管理者解释对企业参与碳交易意愿的影响研究

严 静 刘丽萍

(1 安徽医科大学卫生管理学院，合肥 230032；2 安徽省社会科学院城乡经济所，合肥 230009)

0 引 言

碳排放交易体系(以下简称碳交易)作为中国控制温室气体排放、应对环境污染问题的重要政策，以企业为规制对象，通过明晰企业CO2排放权来约束企业排污行为。企业的应对行为(主动参与、被动遵守和逃避抵制等)决定了该政策的实施绩效。试点碳市场存在明显的交易集中度偏高、活跃度和碳价偏低等一系列问题[1]。分析企业自愿参与碳交易的影响因素以及这些因素的作用机理，对于提高中国碳交易实施绩效有重要的现实意义。资源基础理论认为资源是企业决策的根本，组织资源对于企业自主性环保行为具有重要作用。管理认知论认为企业决策由管理者对决策对象的主观解释(managerial interpretation)而定，资源是企业决策的客观物质基础，需要通过影响决策者的解释活动，进而对企业最终行为产生影响。因此，本文基于资源基础论和管理者认知论，结合“扫描—解释—行动”这一信息处理过程，详细研究企业资源与管理者解释对企业碳交易参与意愿的作用机制因素及其内在作用机理，以期为政府制定有效的碳交易推进政策，为有效引导企业参与碳交易行为提供决策参考。

1 理论假设

本文基于前人研究与理论基础，构建如图1所示的研究假设模型。

图1 企业碳交易参与意愿影响因素分析模型

1.1 企业资源对企业碳交易参与意愿的直接影响

在战略决策研究中，丰富的资源储备能刺激企业开展战略变革已成为众多学者的共识。然而在资源利用的过程中，不同资源适用范围的差异性导致其实际价值也存在差异。本文借鉴前人研究思路，考察专用性资源和一般性资源对企业碳交易参与意愿的差异。一般性资源指高适应性资源，使用范围广泛，可轻易在不同用途之间转换，本研究以资金储备这一典型的一般性资源作为代理变量。资金储备是指企业可支配的流动资产存量。资金储备越丰富，应对不确定性的能力越高，企业参与碳交易的意愿也越高。

专用性资源指低适应性资源，使用范围有一定限制，在不同用途间转换的成本较高，且多是在企业日常经营活动中逐渐积累起来[2]。本文主要聚焦专用性资源中的环保人才、低碳技术和过去的环保实践这三种资源。环保人才和低碳技术资源是指企业内可支配的具有碳交易专业知识人员储备和低碳技术储备。企业环保实践主要聚焦于两个层面，即企业战略规划和运营过程中所考虑的环境指标[3]。如果某企业关于这些资源的储备越丰富，竞争优势越凸显，企业参与碳交易的意愿越高[4]。基于此，本文提出假设1～4:

假设1～4：资金储备越富足(H1)、环保人才资源越丰富(H2)、低碳技术水平越高(H3)和环保实践水平越高(H4)，企业对碳交易的参与意愿越高。

1.2 企业资源对企业碳交易参与意愿的间接影响：管理者解释的中介效应

管理者认知理论认为企业资源等客观信息并非直接影响决策，而是通过管理者的解释活动(即决策者对碳交易行为的解读，并在组织内部达成的共识)，赋予信息主观意义，进而影响企业决策[2]。

1.2.1 企业资源与管理者解释

企业资源越丰富，决策者解决问题时所需要的资源支持感知会越高，就越有可能对某个问题有控制感[3]。如果某企业的环保专用性资源越丰富，就越能够提高决策者对碳交易的可控感，降低风险感知。基于此，本文提出假设5～8：

假设5～8：资金储备(H5)、环保人才储备(H6)、低碳技术储备(H7)和环保实践(H8)越丰富，企业更倾向于将碳交易解释为机会而非威胁。

此外，本文考虑了环保绩效(通过环保行为取得的收益)对环保实践与企业管理者解释之间的调节影响。环保实践的高绩效促使企业意识到自己在低碳减排方面的能力，能够提高参与碳交易的自信心[4]。基于此，本文提出假设9：

假设9：环保实践对碳交易的管理者解释之间的正向关系在高环保绩效情况下更强，在低环保绩效情况下相对较弱。

1.2.2 管理者解释与企业碳交易参与意愿

决策者如果能够感知到碳交易对于企业运营是潜在的利益、机遇，则更有可能开放地寻找、尝试创新型解决方案。因此提出假设10：

假设10：企业将碳交易视为发展机会的程度越高，其自愿参与碳交易的意愿越高。

有研究提出管理者解释的价值评判应该要考虑企业规模、品牌声誉等组织特征[3]。这些特征是由企业在其领域内的社会地位(social position)所体现。相比于中心企业(社会地位高的企业)，实施碳交易对于边缘企业(社会地位较低的企业)来说显得更有价值。

相比于中心企业，威胁解释对参与意愿的阻碍作用对边缘企业更强。中心企业即使认为碳交易是种威胁也有可能接受它，这主要是因为在参与碳交易的问题上，中心企业为了成为典范而认为参与碳交易是他们的责任[5]。由此提出假设11：

假设11：管理者解释和自愿参与碳交易的意愿之间的正向关系在低水平的社会地位(例如边缘企业)下更强，但当社会地位高(例如中心企业)时相对更弱。

2 研究设计

2.1 样本收集

研究组与北京环境交易所合作，获得符合目标样本要求的790家制造业企业名录。调研对象是参加碳交易培训课程的企业高管。研究组总共发放调查问卷790份，回收有效问卷222份，回收率大约28%。样本构成中，国有企业80家，非国有企业142家；公司员工人数主要集中在300～999人，占比51.8%；位于碳交易试点区域的企业178家，占比80.2%。有效问卷中63.5%的被访者已在当前企业工作超10年，对所在企业的内部情况相对熟悉，验证了调查对象的合适性。此外，研究组让被访者从1(非常匮乏)到5(非常丰富)自评自己关于中国碳交易体系的知识储备，平均得分为4.14(SD=0.85)，表明被访者熟悉碳交易知识。

2.2 变量测量

研究组询问被访者在中国碳交易体系正式运行后，如果没有法律强制规定必须参与，他们是否会主动参与其中，以此来测量企业自愿参与碳交易的意愿。在控制变量方面，本文考虑公司所有权、公司规模、公司地理位置和公司年限4个变量。具体测量方式是：采用虚拟变量控制企业所有权的影响(1=国有企业，0=非国有企业)；使用公司全职员工总数来衡量公司规模(从50及以下员工总数记为1到2 000及以上员工总数记为7)；使用虚拟变量(1=试点区域企业，0=非试点区域企业)来控制地理位置差异；采用公司自成立之日起至今的年数来测量公司年限，共分为5类(从5年及以下记为1到50年以上记为5)。

3 结果分析

本研究运用AMOS 22.0来评估结构方程模型。首先，进行验证性因子分析，以此判定问卷题项是否正确测量出假设模型中构念的含义。然后，通过路径分析检验概念模型中的各假设关系，由此构建最终的结构模型。

3.1 测量模型检验

检验结果(见表1)显示了本研究构念的因子载荷(factor loadings)、Cronbach′s alpha(α)系数，组合信度(CR)和平均方差提取因子(AVE)。结果表明每个构念的测量信度和效度均达标(factor loadings>0.7,α>0.7,C.R.>0.7,AVE>0.5)。问卷题项区分效度的评估办法是比较每个因子的AVE平方根和该因子与其他因子相关系数的大小，前者大于后者说明其具备良好的区分效度。研究组采用此方法计算发现每个因子的区分效度均达标，如表2所示。

表1 构念信度和聚合效度

表2 构念区分效度

单个构念的评估完成后，通过CFA分析检验模型适配度。计算结果显示模型适配度的主要指标均达标(x2=924.25;df=579;x2/df=1.60;CFI=0.91;RMSEA=0.05)。因此，本研究构建的假设模型有充分的可靠性、聚合效度和区分效度。

3.2 结构模型分析

利用AMOS 22.0软件包自带的bootstrapping方法进行结构模型参数估计，结果见图2。

图2 结构模型检验结果

由图2得出，企业资金储备(β=0.28,t=5.09)、环保人才资源(β=0.17,t=2.46)、低碳技术水平(β=0.26,t=3.58)以及环保实践(β=0.23,t=3.28)越丰富的企业越倾向于将碳交易解释为机会，也更有意愿积极主动参与其中(β=0.18,t=3.05)。假设H5、H6、H7、H8、H10成立。

环保人才和低碳技术资源在通过管理者解释影响企业自愿参与碳交易意愿的同时，也对企业参与意愿有直接促进效应(β=0.12,t=2.26和β=0.13,t=1.73)；而资金储备和环保实践对企业自愿参与碳交易意愿的影响完全被管理者解释所中介，说明假设H2和H3成立，H1和H4不成立。资金储备和环保实践对企业自愿参与碳交易意愿的间接效应与总效应一致，分别是0.05(t=2.64)和0.04(t=2.15)；技术和人才资源对自愿参与意愿的间接效应分别是0.04(t=2.58)和0.03(t=1.96)，总效应是0.17(t=2.49)和0.15(t=2.74)。

本文生成的两个交互项(管理者解释×社会地位、环保实践×环保绩效)交互项路径系数如图2所示。环保绩效的调节作用不明显(β=-0.09,t=1.53)，假设H9不成立。可能的原因是无论环保实践的效果如何，都给企业增加了低碳减排经验供后续发展借鉴，成功的经验可直接被再次利用，失败的经验可警示后人以促使其少走弯路。而且无论效果怎样，只要环保实践越丰富就说明企业对环保的态度是积极的，更倾向于把碳交易视作机会。此外，企业社会地位显著负向调节企业对碳交易体系的管理者解释和企业接受碳交易意愿之间的正向关系(β=-0.19,t=1.97)，由图3可知，假设H11成立。

图3 社会地位的调节效应

最后，某些控制变量对企业自愿参与碳交易意愿存在显著影响。公司所有权和公司规模分别显著提高和降低企业参与意愿(β=0.18，t=3.04;β=-0.12,t=2.01)。国有企业比非国有企业有更高的意愿参与碳交易市场；相比于小企业，大企业在参与意愿方面更谨慎。其他控制变量，例如公司年限和公司地理位置，对参与意愿的影响并不显著。

4 结论与启示

本文的研究表明，一般性资源储备和环保专用性资源储备均显著提升企业自愿参与碳交易的意愿，但具体的作用机制存在差异：环保人才资源和低碳技术水平不仅可以直接影响企业碳交易参与意愿，而且通过促进管理者机会解释对参与意愿产生间接影响；资金储备和环保实践则是完全通过促进企业把碳交易解释为机会后提高参与意愿；无论环保实践的绩效如何，这种经验的积累都有利企业积极主动参与碳交易；管理者解释在不同资源和参与意愿之间具有不同程度的中介效应；管理者解释的中介效应存在边界条件，仅对在行业内处于边缘地位的企业成立，意味着相比于处于行业中心地位的企业，边缘企业如果倾向于将碳交易解释为一种发展机会，其参与碳排放的意愿会更高。

本文的研究结论对推进企业自愿参与碳交易有积极的参考价值。基于以上分析，提出以下建议：第一，重视企业碳交易相关知识和低碳技术能力的培养。在全国碳交易准备阶段，政府应加大对碳交易的宣传和教育力度，特别是在具体技术操作流程和碳资产管理方面给予针对性的集中培训。在全面实施阶段，相关部门应切实做好技术服务保障工作，安排相关领域的专家为企业做技术咨询等活动，为企业在参与碳交易的过程中遇到的实际问题出谋划策。第二，推动融资优惠等金融配套政策的制定和落实。在实施碳交易的同时，政府出台相关税收减免、贴息贷款和直接补贴等一系列资金优惠政策，给予企业获利的可能。第三，区分企业在行业内的市场地位，针对行业中心地位的企业应寻找其他方式提高它们的参与意愿。如何通过其他方式提高中心企业的企业碳排放意愿，将是今后研究企业碳排放参与意愿的重要方向。