公司治理對制造企業碳績效影響的實證研究

廖小菲 熊婭妮

摘要：制造企業是打造制造強國、打贏“雙碳”攻堅戰的重要力量。碳績效作為衡量經濟發展和低碳發展的綜合指標受到普遍關注。本文以2013～2020 年我國A股制造企業為樣本，探究公司治理對企業碳績效的影響及作用機制。研究結果表明：公司治理能顯著提升制造企業碳績效；通過中介效應發現，公司治理能通過提升數字化轉型程度以及緩解融資約束的方式推動碳績效的良好發展。此外，受區域異質性的影響，公司治理對東部地區的制造企業碳績效存在顯著正向影響，而對中西部地區影響并不顯著。

關鍵詞：公司治理 ??碳績效 ??數字化轉型 ??融資約束

中圖分類號：

一、引言

近年來，溫室氣體排放所導致的全球氣候變暖態勢日益嚴峻，實現低碳轉型、構建節能減排的新發展范式成為全球重大議題。據國際能源署的統計報告，2021年我國二氧化碳排放量占全球總量的33%，高居世界第一。中國作為世界上最大的能源消耗國和碳排放大國，應積極響應氣候治理的號召?！半p碳”戰略目標的提出和踐行不僅是我國承擔碳減排責任、改善環境質量的重要舉措，也是我國綠色經濟健康可持續發展的引擎。企業作為宏觀經濟發展的微觀主體和溫室氣體排放的主要來源，在很大程度上決定著能否實現減排目標。2020年制造業的能源消耗占我國能源消耗總量的55.6%，因此，制造業是推進碳減排項目的主陣地。企業碳績效又稱為碳排放效率、減排績效，指日常生產經營過程中產生的碳排放所帶來的經濟效益和社會效益[1]。企業碳績效不僅受政府監管[2]、民族文化[3]和社會公眾壓力[4]等外部環境的影響，也受企業董事會治理[5]、碳信息披露[6]等內部因素的影響。合法性理論認為，企業正向的環境行為有助于企業被社會系統賦予合法性狀態，從而保障企業的生存和發展[7]。隨著環保法規的完善以及人們環保意識的增強，“低碳環?！北灰暈槠髽I普遍性的道德規范和商業規則，各企業也將提升碳績效作為取得合法性地位的重要手段。在此背景下，探究如何增強制造企業低碳行為的積極性和提升碳績效水平成為推動綠色經濟發展過程中的重要問題。

針對如何從微觀層面提升企業碳績效，謝志明和劉曉清[5]提出提高董事會獨立性，促進董事會性別多元化以及降低董事會連鎖性，可以有效提升企業碳績效。Gond[8]證明董事會規模、董事會會議頻率以及股權集中度與碳績效呈負相關關系。董事會特征和股權結構皆屬于公司治理的重要內容，公司治理泛指應對企業內部由于所有權和經營權分離而引發的問題的一整套制度和機制[9]。關于公司治理對績效的影響的研究，多集中于公司績效、環境績效，然而溫室氣體排放問題是全球性的，其后果是嚴重的且不可逆轉的?；跉夂蝻L險的復雜性和緊迫性，碳管理需要專業的治理方式，因此本文以滬深A股制造企業為研究對象，實證檢驗公司治理對企業碳績效的影響，為企業進行碳排放管理提供借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）公司治理對制造企業碳績效的影響

近年來，隨著環境問題持續被關注，公司治理模式不斷轉型。綠色治理、環境-社會責任-公司治理（ESG）等概念應運而生。公司治理作為企業內部的管理制度，能通過緩解代理矛盾和協調利益關系，提升股東和董事會對環境治理的意識，在應對氣候風險和碳風險以及監督企業參與碳排放行動方面具有舉足輕重的作用[10]。荊龍姣 [11]指出公司治理制度越完善，越能激勵企業開展環境治理活動并主動承擔社會責任。

利益相關者理論認為：在施行碳戰略的過程中，大股東往往更關注綠色投資和環保投資的經濟回報，而不以財務績效為導向的機構持股者等利益方為了企業享有更好的聲譽，要求將更多的資源用于低碳活動和環境保護。面對多方面的利益訴求，董事會作為企業戰略部署的最高權力機構，需要提供必要的指導方案，以調和利益沖突，并督促管理層以實現有效的資源配置。Haque[12]指出碳減排項目要求公司內部具備相互嵌套、緊密聯動的治理結構和跨職能協調能力。同時，治理結構健全的企業通常擁有更充足的人力資本和關系資本以增強企業的綠色競爭力。杜龍政等[13]研究得出，不同治理水平的企業具備的創新特質不同，所產生的綠色競爭力也會有所差異。受制造業行業特征的影響，落實碳戰略所需的環保投資具有額度大、周期長、變現能力差、“侵占”生產性投資等特性。為了擺脫這一窘況，企業應制定完善的激勵政策以減少管理層機會主義行為，最大程度發揮治理層主觀能動性。公司治理作為經營者對企業進行監督、激勵、協調和控制的管理制度，可以平衡公司的財務和非財務目標，緩解短期與長期目標的沖突，進而挖掘出企業的最優發展方向。鑒于企業碳績效是公司治理機制運行的主要目標。本文提出如下假設：

假設1：公司治理能顯著提升制造企業碳績效

（二）公司治理、數字化轉型與制造企業碳績效

當前，我國數字經濟的發展取得了顯著成效，為促進包容性增長和經濟高質量發展賦予了新的動能。黨的二十大報告提出“加快促進數字經濟和實體經濟深度融合”，制造業作為實體經濟的基礎，提升其數字化和智能化發展能力，是制造業轉型升級的重要戰略。數字化技術助力低碳經濟發展亦成為二十大以來的重大議題。

企業實現數字化轉型對碳績效的影響體現在促進可持續生產、控制碳排放和優化資源配置三個方面。首先，可持續發展的生產系統可以使制造商在實現發展目標的同時減少能源的使用，從而降低污染。人工智能、大數據等數字化技術在綠色制造、零廢物制造、高效制造等方面影響著制造業的發展方向。其次，數字化轉型改變了測量、控制和管理碳排放的方式。員工利用完備的數字化基礎設備，實現生產流程優化升級，可以有效降低碳排放量。數字技術能通過精準預測、產權定價等方式在碳交易市場中遏制未受到懲罰或未進行補償的碳排放行為[14]。最后，數字化轉型帶來的網絡經濟效應能幫助企業打破組織間的信息不對稱，降低信息獲取成本，提高資源利用率[15]。通過對產品生命周期的實時監控、動態感知，可以幫助企業提高產出端質效，更合理地完成資源配置，實現碳績效的提升。傳統制造企業在數字化轉型工作的前期，需要加大對數字技術基礎設施的投入及對員工進行數字化培訓，難免耗費大量的研發資金和人力資本，企業是否開展以及如何開展數字化工作取決于經營者的管理理念。公司治理機制必須發揮激勵和監督功能，完善的治理結構和人事系統是重大戰略決策得以實施的基本保障。

假設2：公司治理能夠通過促進數字化轉型來提升制造企業的碳績效

（三）公司治理、融資約束與制造企業碳績效關系

受金融市場代理問題和信息不對稱的影響，我國上市公司及中小企業面臨著嚴重的融資約束問題。所謂融資約束，是指由于市場環境和市場制度的缺陷，導致外部融資成本高于內部融資成本，企業難以獲得充沛的現金流。融資約束程度受到產權性質和企業規模的影響。據統計，目前我國上市制造企業中，國有企業占比不足30%，制造業呈現出多數中小微企業和少數大型企業并存的局面。國有企業相比非國有企業更易獲得政府補貼，由于存在的貸款風險和銀行的趨利性，使得規模較大、股票收益更高的制造企業具備更多的融資渠道，我國大部分制造企業面臨著融資約束。制造企業以環境治理的方式積極開展碳減排項目，需要大量的環保投資和長期資產投資。一方面，固定資產投資和研發活動普遍存在耗用資金量大、回收風險高的特點，對資金流現狀要求較高，極大可能造成內部現金流匱乏以及外部融資成本增加的困境，導致減排項目受阻。另一方面，融資困難的企業更容易存在信息不對稱的情況，低透明度降低了投資者投資低碳項目的意愿[16]。合理、完善的公司治理結構可以有效地緩解融資約束，提高制造企業融資的能力和效率。管理層可以通過建立健全的內部控制制度財務信息披露制度以及公開透明的管理決策等措施提高企業的信譽度，吸引更多的融資資金，緩解融資約束的壓力。另外，通過加強社會責任和提升環保意識，提高企業的社會形象，可以吸引更多潛在的投資者和社會資本，提升企業的融資能力和競爭力。

假設3：公司治理能通過緩解融資約束來提升制造企業的碳績效

三、研究設計

（一）數據與樣本

本文選擇2013～2020年滬深A股制造企業作為初始樣本。原始數據來源于CSMAR數據庫和《中國統計年鑒》，對選取的數據進行如下處理：①根據證監會2012版行業分類，只保留制造企業在樣本期間的數據；②剔除ST和*ST的樣本數據；③剔除有缺失值的樣本數據；④對篩選后的連續性變量進行1%的縮尾處理，以排除數據異常值的影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文參考閆華紅等[17]的研究，以營業收入與企業碳排放量的比值作為碳績效的代理變量。企業碳排放量的計算過程為：①根據《中國統計年鑒》公布的行業能源消耗量乘以碳排放系數，得出行業碳排放量；②計算目標企業營業成本與行業總成本的比值；③成本比值乘上行業碳排放量，作為企業碳排放量，該指標可以反映企業在日常生產經營活動中排放的二氧化碳所帶來的經濟效應，具有一定參考性。為統一量綱，碳績效取對數處理。

2.解釋變量

本文參考周茜等[18]的做法，針對激勵、監督和決策等方面選擇7個公司治理指標，通過主成分分析法構建公司治理水平綜合指數。具體指標如表1所示。通過KMO和Bartlett球型檢驗，得出KMO參數為0.599>0.500，適合進行主成分分析；Bartlett檢驗中近似卡方值為3991.275，自由度為21，P值為0.000，表明該樣本數據至少在1%的置信水平上具有顯著性。本文選取累計方差貢獻率為64.04%的前三大主成分，構建公司治理水平的綜合指標。

3.中介變量

①數字化轉型。本文借鑒吳非等[19]的研究方法，統計數字化轉型的關鍵詞在上市公司年報中出現的頻次，以衡量數字化轉型程度。由于詞頻類變量存在右偏分布問題，因此本文對其取對數，記為LnDIGIT；②融資約束。本文參考Hadlock等[20]提出的SA指數法，衡量企業的融資約束水平，SA指數的計算公式為：

SA= -0.737Size+0.043 Size2-0.04Age（1）

其中Age為企業已成立年數，Size=Ln（總資產/1000000）。FC為SA的絕對值，FC越大表示企業面臨的融資約束越嚴重。

4.控制變量

本文控制變量包括公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、資本密集度（Capin）、管理費用率（Mfee）、營業收入增長率（Growth）、總資產周轉率（ATO）、凈資產利潤率（Roe），固定年度效應和行業效應。

本文所涉及的具體變量類型、符號和定義說明如表2所示。

（三）模型設定

根據假設1，構建模型，檢驗公司治理對企業碳績效的影響。

CPi，t=α0+α1CGi，t+α2Controlsi，t+∑Year+∑Industry+εi，t（2）

其中，CPi，t表示i企業t年的碳績效水平；CGi，t表示i企業t年的公司治理水平；Controlsi，t代表i企業t年的控制變量；∑Year為時間啞變量；∑Industry為行業啞變量；εi，t代表殘差。

若假設2和假設3成立，則說明公司治理能促進數字化轉型、緩解融資約束，從而提高制造企業碳績效。本文參考溫忠麟和葉寶娟[21]的做法，使用中介效應模型完成對假設的檢驗，構建模型如式（3）和式（4）所示。其中M分別表示數字化轉型和融資約束。（請和作者核實M是否代表兩個概念）

M?i，t=α0+α1 CGi，t+α2 Controlsi，t+∑Year+∑Industry?+εi，t ???????（3）

CPi，t=α0+α1CGi，t+α2Mi，t+α3Controlsi，t+∑Year+∑Industry+εi，t ????（4）

三、實證結果分析

（一）描述性統計

表3顯示了主要變量的描述性統計結果。從表3可以看出，企業碳績效（CP）的最大值為7.038，最小值為0.654，均值稍大于中位數，說明我國制造業整體碳績效水平良好，標準差為1.613，不同制造企業碳績效水平差異大，這可能是因為不同制造企業內部治理層的減碳意識有所差異，制定碳戰略、落實碳行動的程度不同。公司治理（CG）的均值大于中位數，整體而言，制造企業公司治理綜合水平較高，但仍須進一步完善治理機制。企業規模（Size）的標準差為1.243，說明我國制造企業之間的規模差異較大。資本密集度（Capin）均值為1.980，表明制造企業投資積極性較大。管理費用率（Mfee）均值為0.085，且標準差極小，說明制造企業管理性費用利用的較為合理，總體而言資金利用率較高。營業收入增長率（Growth）平均值為0.297，最大值為49.036，大部分制造企業發展勢頭較好，部分企業成長極為迅速，但最小值為負數，表明企業存在收入倒退的現象。

（二）基準回歸分析

本文采用OLS模型實證檢驗假設1，表4列示了基準模型的回歸結果。

表4中，（1）-（4）說明無論是否加入控制變量、是否控制固定效應，公司治理（CG）均在1%的水平上與企業碳績效（CP）顯著正相關。從（1）出發，依次加入控制變量和固定效應，雖然公司治理（CG）的回歸系數整體有所下降，從0.138下降到0.025，但是仍然保持極高的顯著性，且回歸的擬合度有所提高，說明模型的解釋力有所增強。同時4個回歸結果的VIF均值都小于5，即解釋變量之間不存在多重共線性。綜上所述，公司治理能顯著提升制造企業碳績效，兩者呈顯著正相關，假設1得到驗證。

（三）穩健性檢驗

1.替換解釋變量

公司治理綜合水平的分析，選取貢獻率為29.39%的第一主成分（CG1）和前兩個主成分（CG2）進行替換，再次進行回歸分析，結果如表5中（1）和（2）所示。第一主成分（CG1）和前兩個主成分（CG2）的公司治理系數均在1%的水平上顯著為正，結論與基準回歸一致，假設1再次得到驗證，不同主成分衡量下的公司治理均能提升制造企業碳績效水平。

2.內生性處理

①滯后一期。公司治理是企業長期性的結構制度安排，其對制造企業碳績效的影響可能存在滯后效應，即內部治理決策所帶來的效用可能不會在當年有所體現，而是對以后的碳減排產生影響。本文將解釋變量滯后一期（L.CG），與當期碳績效再次進行回歸分析，結果如表5中（3）所示?？梢钥闯?，公司治理滯后一期的系數為0.021，在1%的水平上與碳績效顯著正相關，與前文驗證結果一致，證明了公司治理對企業碳績效的積極作用存在滯后性；②PSM傾向所得匹配法。為了避免樣本選擇性偏差，本文采用PSM傾向所得匹配法中的一對一有放回的k近鄰匹配方法進行穩健性檢驗。本文以公司治理水平的平均值為界限，將公司治理水平分為較高和較低兩組，并分別用1和0虛擬變量表示。再將公司規模、資產負債率、資本密集度、管理費用率、營業收入增長率、總資產周轉率、凈資產利潤作為匹配變量，進行一對一匹配。匹配后得出ATT的T值為3.45，在1%水平上顯著。剔除不在共同取值范圍內的樣本，選取匹配的子樣本再次進行回歸分析，回歸結果如表5中（4）所示。表中顯示公司治理（CG.dum）的回歸系數在5%的水平上顯著正相關，與基準回歸結論一致。

（四）中介效應檢驗

本文通過式（3）和式（4）建立的模型以及Sobel-Goodman檢驗對數字化轉型和融資約束的中介作用機制進行驗證。

1.數字化轉型的中介效應檢驗

表6中（1）和（2）是以數字化轉型為中介變量的回歸結果。（1）反映了公司治理與數字化轉型兩者之間的關系，公司治理（CG）的系數為0.235，在1%的水平上顯著，說明公司治理效果越好，企業數字化轉型程度越高。（2）顯示公司治理（CG）和數字化轉型（LnDIGIT）的系數均在1%水平顯著，公司治理（CG）系數為0.023，較基準回歸中公司治理（CG）系數有所下降，說明中介效應存在。Sobel 檢驗的 Z 指數值為3.11，在1%的水平上顯著。通過兩種方法進行驗證，發現數字化轉型在公司治理中，對制造企業碳績效水平的提升發揮正向部分中介效應，公司治理能夠通過提高企業數字化轉型程度來進一步提升制造企業碳績效水平，假設2得到驗證。

2.融資約束的中介效應檢驗

表6（3）顯示公司治理（CG）的系數為負，且在1%的水平上顯著，說明良好的公司治理能有效緩解融資約束。（4）中公司治理（CG）和融資約束（FC）的系數分別在1%和5%水平上顯著，證明緩解融資約束是提升制造企業碳績效的有效路徑。經過Sobel 檢驗，Z值為負數，且在5%水平上顯著。說明高效的公司治理能通過傳達利好的信息，吸引潛在投資者的關注，并增強銀行對企業的信任，為制造企業環保投資、固定資產投資獲取更多信貸資源，為企業開展低碳活動、提高碳績效提供基本保障。至此，假設3得到驗證。

（五）區域異質性分析

區域差異所帶來的政策環境、市場機制和資源配置狀況等大不相同，因此可能會影響公司治理對企業碳績效的作用效果。本文根據國家統計局的相關標準，將全國31個省市自治區分為東部、中部和西部三個區域，分樣本進行回歸分析，回歸結果如表7所示。其中東部地區公司治理（CG）的回歸系數為0.026，在1%的水平上顯著為正，而中部和西部的回歸系數不顯著。導致這一結果主要原因為：第一，中西部采礦業、冶煉業等重工業企業占比較大，能源消耗大，且中西部制造業由于開發相對較晚，金融機構相比于東部數量較少，金融市場建設相對落后，融資活動更為不易，開展低碳活動受阻；第二，東部地區經濟更為發達，企業組織結構較為健全，管理層能力較強，制造企業能夠更好地利用先進技術，保障公司治理機制的穩定運行，從而積極開展低碳活動；第三，西部制造企業相對而言缺乏資本、技術、人才，形成主流資源依賴型發展模式，粗放型的能源利用削弱了碳減排效果。

四、研究結論與管理建議

（一）研究結論

本文以發展綠色制造，助力實現“雙碳”目標為研究背景，以2013～2020年滬深A股制造企業為樣本，通過理論分析與實證檢驗，探討公司治理對企業碳績效的影響及作用機制。得出以下結論：公司治理能顯著提升制造企業的碳績效；提高數字化轉型程度以及緩解融資困境是公司治理過程中提升制造企業碳績效的有效路徑。

（二）管理建議

第一，完善公司治理機制，將低碳管理內置于公司治理中，成為制造企業的普遍性約束。健全的公司治理機制不僅需要內部決策層、管理層的合理職權配置，還要吸引機構投資者參與監督企業生產經營活動和碳減排活動。第二，政府應進一步完善數字技術和基礎設施建設，將數字技術與制造企業日常業務有效融合，并制定相關政策強化補助和稅收激勵機制。金融市場和中介機構應穩步推動透明融資體系的建立，加大對民營企業以及中小企業信貸政策的優惠力度。企業一方面積極構建以數字化為核心、以智能化為技術、以自動化賦能的供應鏈體系，讓數字化系統參與產品全生命周期和碳足跡追蹤。另一方面，提升內部信息披露水平，通過降低信息不對稱的程度，獲取更多的融資支持，保障企業有充沛的資金開展低碳活動。

第三，在實施碳減排政策時，要注意保持政策的靈活性，切記不能“一刀切”。對于東部地區制造企業，應重點關注碳減排效果評估，并鼓勵企業進行技術交流。對于中西部企業，應重點加強綠色補貼以及完善超額碳排放的懲罰制度。

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責任編輯：姜洪云