一、 引言

企业绿色供应链建设不仅有助于提升生产与物流环节的资源利用效率、降低碳排放水平，也是企业满足绿色消费需求、增强市场竞争力、提升供应链韧性与安全性的关键路径。伴随中美贸易摩擦、全球绿色贸易壁垒升级等持续发酵，全球价值链加速向区域化、安全化和低碳化方向重构。美国推动的“友岸外包”政策迫使企业重新布局供应链地理分布，而欧盟的碳关税政策则将环保标准转化为国际贸易准入门槛。在此背景下，绿色供应链建设已从企业自主选择升级为参与国际分工的强制性要求，其不仅是实现环境可持续发展的内在需求，更是获取国际市场通行权的重要保障。绿色供应链的构建离不开供应链各环节主体的共同努力，尤其是作为生产和制造端核心角色的供应商，其生产工艺升级和环保设施投入直接影响整个供应链的绿色转型。供应链下游客户更接近终端消费者，所面临的绿色转型压力与公众监督更直接，其往往率先进行绿色转型升级，并向上游供应商施加绿色转型要求，进而推动整个供应链系统实现绿色协同发展。现有研究表明，客户为实现自身绿色诉求，往往会通过经济契约的签订^[1]、社会关系的建立^[2]以及供应链中领导作用的发挥来推动供应商绿色投资，进而推进绿色供应链建设^[3]。

供应链涉及的企业数量多，地区与行业标准复杂，外部环境不确定性大，利用不完备的正式契约制度管控环境风险已难以满足下游客户的需求。Lu等^[4]研究发现，下游客户在绿色供应链建设中普遍采取“契约为主、关系为辅”的手段激励上游供应商进行合作。已有研究表明，关系作为正式契约的补充，有效促进了客户与供应商的合作^[5]，创造了更卓越的绩效^[6]。现实中，客户与供应商间较为紧密的交易关系会部分附着在高管个体层面，形成不可转移和继承的高管联结网络。^[7]高管联结作为一种非正式制度，有助于企业冲破“桎梏”，搭建起企业间沟通的桥梁^[8]，为相关经验、知识和信息的传递提供低成本且可靠的交流渠道。衣凤鹏等^[9]和Dai等^[10]将高管联结嵌入上下游供应链关系中，证实了客户高管联结对供应商社会责任行为具有积极的影响。供应商绿色投资，不仅是其承担社会责任的核心行为表现之一，也是其实现绿色生产与绿色低碳发展的核心引擎^[11-12]，更是助力客户绿色供应链建设的关键环节^[13]。另外，供应商与客户间的高管联结直接关系到供应链的价值传导，必然会影响供应商绿色投资的能力与动力。鉴于此，本文的研究便具化为：供应商与客户间高管联结（简称为客户高管联结）是否以及如何影响供应商的绿色投资。

本文基于2010—2023年沪深A股非金融类上市公司披露的前五大客户ID信息，搜集整理了供应商（上市公司）与前五大客户间的共同高管数据，考察了客户高管联结对供应商绿色投资的影响及其关系稳定性的调节效应，以更全面地揭示客户高管联结对供应商绿色投资的影响。本文贡献主要有三点：第一，扩展了供应链高管联结经济后果的研究内容，将客户高管联结的影响进一步细化至供应商的绿色投资行为，揭示其影响属性与影响机理；第二，立足客户高管联结的视角，将企业绿色投资影响因素分析延伸至企业外部的供应链层面；第三，立足上下游企业间的高管联结，证实这种非正式制度的关系有助于促进上游供应商绿色投资以及外部行业竞争环境、行业监管环境、地区法制环境的干预效应。

二、 文献回顾与研究假设

（一） 文献回顾

1. 供应链高管联结的经济后果

所谓高管联结，即企业高管（包括董事、监事、总经理以及其他管理层职位）同时兼任其他企业的高管，从而形成企业间联结关系。^[14]一方面，联结高管作为企业之间信息交流的媒介，有助于企业在外部融资和行业竞争等方面占据信息优势，实现信息获取；另一方面，高管联结为企业提供了获取资源的重要途径，通过拓宽融资渠道、降低融资成本等方式提升企业外部融资能力，具有资源获取效应。因此，高管联结通过信息效应与资源效应两种渠道，对相关企业的融资约束及研发创新等经营活动产生重要影响。Helmers等^[15]研究发现，联结高管通过信息传递产生同群效应，有利于推动企业提升创新水平、增加研发投入。王营等^[16]基于信息效应和资源效应视角，发现高管联结有助于消除资金供求双方的信息不对称，增强企业获得外部资源的能力，进一步缓解企业融资约束。Bakke等^[17]使用联结高管意外去世作为外生冲击，检验高管联结对公司价值的影响，发现高管联结的负面冲击降低了交叉任职企业的价值，表明高管联结具有增值作用。Zhang等^[18]研究发现，环境规制的压力通过高管联结进行传递，强化了对关联企业的约束与示范效应，进而驱动其绿色创新活动。值得注意的是，与下游客户的高管联结则有助于供应商更深入地理解客户的需求和期望，加深供应链的合作关系与利益羁绊。^[19]衣凤鹏等^[9]发现，为了维护合作关系与获取外部资源，供应商在面临客户高管联结的环境压力时倾向于采取积极的环境战略。Dai等^[10]研究发现，客户通过高管联结渠道推动供应商更为积极主动地承担社会责任，以避免供应商环境丑闻可能引起的负向外溢效应。

2. 企业绿色投资影响因素

企业绿色投资，既包含针对污染治理的传统环保投资，也包括研发节能环保的设备、材料等项目投资^[20]，具有收益率低、投资周期长、机会成本高的特点^[21]。这导致企业绿色投资的内生动力不足。同时企业还面临着较为严重的融资约束，进一步抑制了绿色投资。现有研究主要从以下层面探讨其影响因素。

在公司治理层面，股权结构^[22]及内部控制质量^[23]均会影响企业绿色投资决策。良好的内部控制压缩了高管利用绿色投资满足私利的机会主义空间，保障了企业环境保护责任的落实，提高企业绿色投资水平。在高管个体层面，Yang等^[24]以中国上市公司为样本，发现董事长兼任CEO会加剧控股股东的机会主义行为，导致企业绿色投资水平较低；陈理等^[25]研究发现，当高管持股比例过高时，会引发“壕沟防御效应”，此时高管会减少绿色投资相关的支出，抑制企业绿色投资；Ma等^[26]研究发现，政治领导层的更迭对企业绿色投资产生积极影响，由于绿色投资符合政府官员期望的政治取向，企业通过加大绿色项目的投资力度与新官员建立联系并获得竞争优势。在外部制度监管层面，于连超等^[27]研究发现，环境税增加了企业经营成本，弱化了其市场竞争力，倒逼企业增加绿色投资以提升竞争力；王旭等^[28]研究发现，环保约谈通过环境成本补偿效应和环保竞赛效应来激发企业扩大绿色投资，以实现环境治理与企业发展的双赢。在利益相关者层面，客户作为企业产品和服务的购买者，对企业环境行为具有积极的影响。Chakraborty等^[29]研究发现，下游客户面对严格的环境监管时，会督促上游供应商加大绿色研发投入，尤其当客户拥有较强的议价能力时^[3]；李宛等^[30]研究发现，较高的客户集中度有助于提高供应商收入稳定性，满足供应商对绿色投资的资金需求。作为公司的关键利益相关方，股东通过连锁董事形成的社交网络，同样对企业环境行为具有关键影响。Gu等^[31]研究发现，连锁股东网络凭借资源调配与信息整合的优势，可以提高企业绿色创新的产出效率和决策水平。

3. 供应链关系与企业绿色供应链建设

来自下游客户的环保压力是驱动供应商参与绿色供应链建设的重要力量。^[32]供应链关系的紧密程度与治理方式直接影响其合作效果：在关系专有资产高、交易频率高的情况下，企业更倾向于与供应链成员共同承担环境责任。^[33]有效的供应链治理通常遵循“契约为主、关系为辅”的治理思想^[4]，既要通过明确的契约规定供应链中双方的责任与义务，也要利用双方的亲密合作关系促进信息共享，进而增强契约的执行效果、约束供应链机会主义^[34]，共同推动绿色供应链建设。此外，Feng等^[35]研究发现，供应链的共同投资者出于维护价值链稳定的考虑，具有强烈的内生动力来监督和协调链上企业的绿色行为，帮助其克服绿色投资面临的障碍。

综上所述，现有研究已经将高管联结嵌入供应链情景中，考察了供应链高管联结对企业环境战略^[9]与社会责任承担^[10]的影响，但并未深入到具体的社会责任行为，如关系企业未来绿色转型发展的绿色投资行为。与此同时，关于企业绿色投资的影响因素，现有研究分别从外部制度^[27-28]、企业组织层面的治理特征^[22-23]等进行了丰富的研究，但并未将供应链层面与管理者个体层面相结合进行考察，即上下游企业的高管联结关系对企业绿色投资的影响。另外，在绿色供应链研究中，“契约为主、关系为辅”已经成为激励供应商参与其中的主导方式，也未涉及高管联结这一关系形式的研究。鉴于此，本文在识别供应商与其核心客户间共同高管的基础上，理论分析与实证考察客户高管联结是否以及如何影响供应商企业绿色投资。

（二） 研究假设

1. 客户高管联结与供应商绿色投资

作为企业之间可靠和低成本的交流渠道，客户高管联结实现了联结企业之间的资源流动和信息沟通，通过“资源效应”与“监督效应”影响企业的绿色投资行为。

从资源效应来看，客户高管联结为供应商创造了重要的资源获取与能力提升渠道。基于资源依赖理论，供应商通过联结关系能够加强与合作方的交流，有效降低交易成本^[19]、深化利益绑定，从而增强外部资源获取能力。^[16]客户高管联结向市场传递了“持续稳定的合作关系”的积极信号^[36]，提振了银行与供应商上游企业（即供应商的供应商）等债权人对供应商未来经营现金流及信用状况的信心^[37]，缓解了供应商外部融资约束，增强了其绿色投资的能力。同时，借助客户高管的桥梁与沟通作用，供应商优化生产运营规划、提升企业资产周转效率^[38]，进而提升盈利水平与内源融资能力，进一步强化其绿色投资的能力。

从监督效应来看，客户高管联结成为客户监督与推动供应商履行环境责任的重要治理机制。在绿色消费意识增强与环境规制日趋严格的背景下，更接近终端市场的客户面临着日益显著的环保压力。^[27]鉴于此，客户通过其与供应商的高管联结，不仅可以将其环保诉求直接传递给供应商，更可以利用联结高管的优势，强化对供应商环境治理行为的监督，以防范其环保行为引发的声誉负向影响，确保自身供应链的稳定。^[10，13]因此，客户高管联结在施加环境压力、强化行为约束的同时，也增强了供应商主动进行绿色投资以维护合作关系的动力。综上，客户高管联结通过资源赋能与监督驱动的双重路径，共同影响供应商的绿色投资决策与实施能力。

基于以上分析，本文提出假设1：客户高管联结对供应商绿色投资具有显著的正向影响。

2. 客户高管联结、关系稳定性与供应商绿色投资

供应商与客户关系越稳定，往往意味着双方为之投入的关系专有资产的比例越高。此时，客户出于稳定供应链的目的，有更加强烈的动机监督企业绿色生产的过程，并利用双方联结高管强化对供应商绿色投资行为的督促。同时，关系越稳定，客户高管联结对企业经营行为的潜在约束越强^[17]，隐含的利益捆绑对供应商绿色投资行为的驱动效果越显著；相反，如果双方关系不稳定，客户高管联结则会由于缺乏信任基础以及长期收益的不可预见，降低信息传递、资源协调等方面的积极性，进而难以有效推动供应商进行绿色投资。另外，稳定的客户能够降低企业在生产、存储、运输销售等环节的运营成本，减少过度性预防库存和现金流^[39]，企业的投资效率越高，使得客户高管联结对供应商绿色投资的正向影响越显著；关系不稳定的客户则增加了上游供应商的风险，进而通过信号传递作用增加其银行融资成本，使其融资更加困难，导致供应商持有更多的现金来预防潜在的风险^[40]，对环境治理行为的投入也更为保守谨慎。

基于以上分析，本文提出假设2：客户关系越稳定，客户高管联结对供应商绿色投资的正向影响越显著。

三、 研究设计

（一） 数据来源

以2010—2023年披露的前五大客户信息的2 445家沪深A股非金融类上市公司为初始样本，将其分为上市客户和非上市客户两个部分来判断是否存在共同高管，共获得7 114条数据。基于该样本，按下述标准进行筛选：剔除金融行业企业样本；剔除绿色投资额缺失值样本；剔除滞后一期财务数据缺失值样本。最后，共获得2 681个有效样本。为了消除异常值对实证分析的影响，对所有连续变量进行了1%和99%的缩尾处理。上市公司财务数据及其客户信息均来源于国泰安数据库（CSMAR）。

（二） 变量定义

1. 被解释变量

借鉴Ma等^[26]与郭娜等^[41]的研究，选取财务报表附注中“在建工程”科目明细项中与环境保护直接相关的年度支出额，如脱硫、脱硝、污水治理、废气排放、绿色节能、低碳、环保等，对项目数据进行加总，作为企业绿色投资水平的计量指标。相较于费用性的环保支出，本文更关注实体性的、未来可以形成生产能力的绿色资本投资，这是企业绿色实践最直接、最可观测的投入体现。考虑到企业规模对绿色投资额的影响，本文采用年末总资产对该指标进行标准化处理，并将其放大100倍，以此进行基准回归检验。

2. 解释变量

借鉴衣凤鹏等^[9]与Dai等^[10]的研究，分别采用哑变量与连续型变量对客户高管联结进行计量。其一，采用哑变量（Commanage_i，t-1）即供应商与客户间是否存在共同高管，来判断供应商是否存在客户高管联结。若供应商与其前五大客户中至少一位客户间存在着共同高管，则该变量赋值为1，表示存在客户高管联结；否则赋值为0，表示不存在客户高管联结。其二，采用连续型变量（Scomnumber_i，t-1）计量客户高管联结数量，通过公式ln（供应商与前五大客户共同高管数量+1）计算得到该指标。

3. 调节变量

借鉴史金艳等^[40]的研究设计，用过去连续3年前五大客户销售收入占比的标准差衡量关系稳定性，并以行业中位数为分组标准，大于行业中位数的为关系不稳定组，其余为关系稳定组。

4. 控制变量

参考Dai等^[10]的研究设计，模型中加入如下控制变量：资产负债率（Lev_i，t-1）、现金持有量（CashHoldings_i，t-1）、成长能力（GrowthAsset_i，t-1）、净资产收益率（ROE_i，t-1）、市账比（MB_i，t-1）、企业规模（Size_i，t-1）、高管薪酬（Exi_i，t-1）、董事长持股比例（CHR_i，t-1）、独董占比（Outdir_i，t-1）、上市年限（Age_i，t-1），同时控制年份（Year）和行业（Ind）。为防止供应商与客户间因共同高管而产生的关联交易行为影响回归结果，本文在模型中进一步控制了双方是否存在关联交易（Relate_i，t-1）以及供应商应收账款比例（ART_i，t-1）。具体变量定义如表1所示。

（三） 模型构建

为了验证客户高管联结对供应商绿色投资的影响，本文构建多元线性回归模型。选用此模型主要基于以下考量：首先，被解释变量为连续变量，适合采用线性回归框架进行估计；其次，纳入一系列控制变量，有助于控制潜在的混杂因素，减少遗漏变量偏误；最后，对解释变量与控制变量均采用滞后一期处理，有助于缓解反向因果等内生性问题。模型中， i为第i家企业，t为所属会计年度，α₀为截距项，α₁~α₁₃为各个变量的回归系数，ε_i，t为随机误差项。基于假设1，预期客户高管联结系数显著为正。

针对假设2，则根据样本企业过去连续3年前五大客户销售收入占比的标准差，将全样本划分为关系稳定组与关系不稳定组，采用分组回归方式加以检验。

四、 实证分析

（一） 描述性统计

表2列示了核心变量的描述性统计结果。作为被解释变量的绿色投资均值为0.658、中位数为0.115，该变量呈右偏分布，这是由绿色投资本身特点以及外部制度环境所致。对于绝大部分企业来说，绿色投资属于“合规性成本”，企业主动投资意愿普遍不强；而对于龙头企业来说，为了塑造其品牌形象以及保持市场领先地位，更可能进行战略性、大规模的绿色投资；重污染行业（能源、钢铁等）作为环保督察的重点对象^[42]，则必须进行大规模的绿色投资以及技术升级。因此，绿色投资水平整体均值被拉高。绿色投资（EPI_i，t）最小值与最大值之间差距较大，这反映了供应商的绿色投资规模分布不均匀，不同企业之间存在较大差异，这也进一步验证了上述机制分析的合理性。

在解释变量中，Commanage_i，t-1的均值为0.143，表明在样本中有14.3%的供应商存在共同高管。Scomnumber_i.t-1均值为0.146，最小值和最大值分别为0和1.792，这表明样本中不同企业之间客户高管联结数量差距明显。

本文对核心变量进行Pearson相关系数分析，结果显示绿色投资与客户高管联结显著正相关，假设1得到初步验证。方差膨胀因子检验结果显示，各个变量方差膨胀因子（VIF）最大为2.29，对假设1进一步加以证实（限于篇幅本文未予列示）。

（二） 多元回归结果分析

1. 客户高管联结与供应商绿色投资

表3中，列（1）为Commanage_i，t-1作为解释变量的回归结果，回归系数为0.195且在5%的水平下显著为正。列（2）为Scomnumber_i，t-1作为解释变量的回归结果，回归系数为0.168且在10%的水平下显著为正。结果符合预期，假设1得到验证，即客户高管联结可以促进供应商绿色投资水平的提升。

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平。下同。

2. 客户高管联结、关系稳定性与供应商绿色投资

表3显示，在关系不稳定组中， Commange_i，t-1的回归系数不显著，而在关系稳定组中，Commange_i，t-1的回归系数在5%的水平下显著为正。进一步以Scomnumber_i，t-1为替代变量进行回归，结果仍然一致。综上，假设2成立，即双方关系稳定时，客户高管联结对供应商绿色投资的正向影响更显著。

（三） 稳健性检验

1. 内生性检验

（1）工具变量检验

上述检验中，即便采用滞后一期客户高管联结依然存在着反向因果引起的内生性问题，因此采用工具变量法进行内生性检验。选取供应商与客户之间的地理距离（ ln Distance_i，t-1）与供应商同地区同行业存在客户高管联结的比例（IndComma_i，t-1）作为客户高管联结的工具变量，利用两阶段法进行内生性检验，结果如表4所示。

列（1）中工具变量IndComma_i，t-1与ln Distance_i，t-1的系数均在1%水平下显著，表明客户高管联结受到同地区同行业客户高管联结比例以及供应商与客户之间地理距离的显著影响。为了进一步检验工具变量的适用性，工具变量不可识别检验得到的 Kleibergen-Paap LM统计量为12.053，对应的P值为0.002 4，拒绝了工具变量不可识别的原假设；弱工具变量检验的 Kleibergen-Paap Wald F 统计量为148.206，拒绝了存在弱工具变量问题的原假设。列（2）中客户高管联结的回归系数在1%水平下显著为正，继续支持假设1。列（3）与列（4）以Scomnumber_i，t-1为替代变量，检验结果仍保持一致，这说明客户高管联结显著提高了供应商的绿色投资。综上所述，重新回归的结果与前文保持一致。

（2）基于高铁开通的外生冲击检验

利用外生变化形成的准自然实验情境有助于缓解遗漏重要变量导致的内生性问题，为此，本文使用高铁开通作为外生冲击，采用双重差分法进一步检验客户高管联结对供应商绿色投资的影响。高铁开通有利于实现客户与供应商之间的面对面交流。^[43]在这种情况下，高铁出行的便利性降低了联结高管在信息传递和沟通中的独特价值；同时，高铁开通缩短了空间距离，降低了客户开展实地考察的成本，使得正式制度下的监督方式更加高效可靠，削弱了客户高管联结所承担的监督功能。鉴于此，可以预期：高铁开通弱化了客户高管联结对供应商绿色投资的促进作用。借鉴段娟等^[43]的研究，以Treat为高铁开通虚拟变量：当企业办公所在地级市在样本期间高铁开通，则该公司样本为实验组， Treat取值为1；反之则为对照组， Treat取值为0。Post为标记年度的虚拟变量：当年开通高铁取值为1，否则为0。在此基础上构建模型（2），回归结果如表4列（5）和列（6）所示。

结果显示，Commanage_i，t-1 与Scomnumber_i，t-1的回归系数均为正，表明在没有高铁开通的情况下，客户高管联结对供应商绿色投资有正向影响。Treat_i，t-1×Post_i，t-1的回归系数显著为正，表明高铁开通后企业的绿色投资水平显著上升。Commanage_i，t-1×Treat_i，t-1×Post_i，t-1与Scomnumber_i，t-1×Treat_i，t-1×Post_i，t-1的回归系数显著为负，这意味着高铁开通后，实验组中客户高管联结对供应商绿色投资的正向影响显著减弱，从而支持高铁开通弱化了监督效应。

2. 倾向得分匹配法检验

为缓解供应商可观测特征差异可能引起的内生性问题，本文采用倾向得分匹配（PSM）法检验高管联结对供应商绿色投资的影响。根据理论假设，高管联结能够促进信息沟通和监督，提升供应商的融资可得性与治理水平，从而潜在地增加绿色投资。因此，将与下游客户存在共同高管的供应商划分为处理组，未建立此类联结的供应商划分为对照组。在此基础上，考虑到高管联结的建立可能与企业内部治理结构、财务状况等因素相关，而这些因素同样会影响绿色投资，本文参照陈峻等 ^[44]的研究设计，在关联方交易、高管薪酬占比、独董占比、现金持有量等可观测特征上进行匹配，从而确保处理组与对照组的高度可比性，提升实证结论的稳健性。

为保证倾向得分匹配的稳健性，本文分别采用最邻近匹配法、半径匹配法、核匹配法以及马氏匹配法进行匹配。另外，由于其所汇报的标准误并未能反映倾向得分为估计所得的事实，故本文进一步采用自助法重复抽样500次来调整标准误。表5为倾向得分匹配法的检验结果，从中可以看出，存在客户高管联结的供应商的绿色投资规模显著高于无客户高管联结的供应商，这说明供应商与客户间高管联结的建立对供应商绿色投资的促进作用是显著的。

基于倾向得分匹配后的样本重新进行多元回归分析，结果如表6所示，继续支持假设1。

3. 样本自选择偏差——Heckman两阶段回归

实证分析中，上市公司前五大客户销售量占比及其明细信息属于自愿性披露，这可能导致样本自选择偏差问题，即上市公司选择性披露前五大客户信息可能会对回归分析结果产生影响，本文采用Heckman两阶段回归法来解决。借鉴王雄元等^[45]的研究设计，采取供应商所在行业每年披露前五大客户信息的公司比例（Discrate_i，t）作为第一阶段的工具变量，构建二值Probit模型，以供应商是否披露前五大客户信息Disc_i，t作为因变量。

先计算逆米尔斯比率（IMR），再将IMR作为控制变量加入模型（1），分别进行全样本和分组回归，回归结果如表7所示。列（2）与列（3）为假设1的第二阶段回归结果，可以看出，逆米尔斯比率系数不显著，且在控制逆米尔斯比率后，Commanage_i，t-1与Scomnumber_i，t-1回归系数均显著为正，继续支持假设1。列（4）—列（7）为假设2第二阶段回归结果。可以看出，在控制逆米尔斯比率后，Commanage_i，t-1与Scomnumber_i，t-1 的回归系数显著性水平不变，回归结果仍然保持稳定。因此，在控制样本自选择偏差问题后，假设1与假设2的回归结果依然稳健。

4. 替换被解释变量

为进一步确保研究结论的稳健，本文借鉴Gu等^[31]及郭娜等^[41]的研究，选取企业绿色专利申请数量替换企业绿色投资支出，来衡量绿色研发投资水平。绿色专利既是企业在环保技术领域开展研发创新活动的直接产出，也是反映企业绿色研发投入的重要客观证据。同时，鉴于专利授权流程耗时较长，本文采用专利申请数量而非专利授权数量，以更及时地捕捉企业绿色研发投入对创新成果的影响。在替换被解释变量后，实证结果依然稳健，表明客户高管联结能够显著促进供应商绿色投资，且在关系稳定时作用更为显著，从而进一步支持前述假设（限于篇幅未予列示）。

五、 进一步分析

（一） 基于影响机理的进一步分析

1. 基于资源效应的实证检验分析

假设1的分析逻辑在于客户高管联结有助于缓解供应商融资约束，进而为其绿色投资提供更多资金支持。^[16，30]客户高管联结有助于供应商获得更多银行信贷资源^[37]，增加其用于绿色投资的资金^[46]，增大其绿色投资规模以满足客户环保诉求。借鉴郭娜等^[41]的研究，采用总资产标准化后银行借款净增加额作为供应商银行贷款融资规模（ΔDebt_i，t-1）的计量指标，建立模型（4），同时将ΔDebt_i，t-1加入原模型（1）中建立模型（5），进而共同与原模型（1）组成递归模型，进行中介效应检验。

表8列示了“资源效应”中介路径的模型（4）和模型（5）的多元回归结果。列（1）与列（3）中， Commanage_i，t-1与Scomnumber_i，t-1均在5%的水平下显著为正，表明客户高管联结可以缓解供应商融资约束，为其带来更多的银行信贷资金。同时列（2）与列（4）中ΔDebt_i，t-1与客户高管联结变量的系数均显著为正，进而证实了客户高管联结通过“资源效应”这一中介路径影响企业绿色投资。

2. 基于监督效应的实证检验分析

客户高管联结影响供应商绿色投资的另一机理在于客户高管联结具有监督效应，可以帮助客户督促与推动供应商绿色投资，以满足自身的绿色供应链诉求。研究发现，客户高管联结对供应商的监督力度取决于客户的议价能力，即客户议价能力越高，其在双方交易关系中的主导地位越高，话语权越大，对供应商战略决策的干预能力越强。^[44]

本部分旨在检验客户高管联结是否通过“监督效应”影响供应商绿色投资。监督效应的发挥并非客户高管联结单独作用的结果，而是以客户所具备的议价能力为前提条件。换言之，监督效应是客户话语权与高管联结相互作用的产物，其作用机制不同于传统意义上的中介路径；同时，由于监督效应本身难以直接量化，亦无法采用递归法开展传统的中介效应检验。因此，本文借鉴江艇^[47]和Wen等^[48]的方法，在回归模型中引入客户议价能力与客户高管联结的交互项，以调节效应的方式间接检验客户高管联结的监督效应机制。借鉴王迪等^[36]的研究设计，分别以前三大客户集中度（Ctbarpower_i，t-1，即前三大客户销售额占供应商总销售额比率）和前五大客户集中度（Cfbarpower_i，t-1）计量客户的议价能力，该指标越大，表明供应商销售收入更依赖于核心客户，则客户议价能力越强。回归结果如表9所示。无论是以Ctbarpower_i，t-1还是以Cfbarpower_i，t-1作为客户议价能力的计量指标， Commanage_i，t-1与Scomnumber _i，t-1的回归系数均显著为正；同时，其与客户议价能力指标的交乘项回归系数在5%水平下显著为正，表明随着客户议价能力的提升，客户高管联结对供应商绿色投资的影响越显著，进而证明客户高管联结监督效应的存在。

（二） 基于供应商外部环境的进一步分析

1. 基于供应商所处行业竞争环境的分析

行业竞争作为企业外部治理机制的重要方式，能够监督和约束企业的环境治理行为。在激烈的竞争环境下，为避免环境行政处罚导致企业声誉受损、市场地位下降^[42]，供应商会选择积极接受政府监管、提升环境治理水平^[28]，从而维持其竞争优势与市场地位，此时客户高管联结对供应商绿色投资的作用有限。而在相对垄断的行业中，客户高管联结作用空间更大，下游客户会更倾向于通过高管联结对供应商进行更为有效的监管，此时客户高管联结的监督效应得到了有效发挥。由此可知，相比于高竞争行业，客户高管联结对低竞争行业的供应商绿色投资的正向影响会更为显著。

采用以所有者权益计算的行业赫芬达尔指数衡量行业竞争程度，参照该指标的年度中位数，将样本分为低竞争行业和高竞争行业进行分组检验，结果如表10所示。结果显示，在低竞争行业组中， Commanage_i，t-1与Scomnumber_i，t-1系数均显著为正，表明客户高管联结对绿色投资的正向影响在低竞争行业的供应商中更为显著；而高竞争行业组的系数在统计上不显著。该结果支持预期，表明客户高管联结对供应商绿色投资的促进作用受供应商所处行业的竞争环境影响，在低竞争行业中表现更为显著。

2. 基于供应商所处行业行政监管力度的分析

重污染行业是环保监督的重点，受到的监管更加严格。当供应商属于国家重点监控行业时，其排放行为要严格符合国家规定的各项标准，以避免受到政府处罚。^[42]此时，供应商环保压力主要来自政府的行政监管，客户高管联结的发挥空间与作用有限。相比之下，不属于重点监控行业的企业则不会受到定期核查，环境执法部门带来的减排压力相对较弱，供应商绿色投资动力普遍不足。这便赋予了客户高管联结促进供应商绿色投资的作用空间，促使供应商对客户的利益诉求作出更积极的绿色投资反应。

本文按照供应商是否属于重点污染监控行业进行分组，将属于重点污染监控行业的供应商划分为高行政监管组，其他为低行政监管组，基于模型（1）采用分组回归，结果如表11所示。在低行政监管组中， Commanage_i，t-1与Scomnumber_i，t-1系数均在5%水平下显著为正，表明客户高管联结对绿色投资的正向影响在低行政监管的供应商中更为显著，而高行政监管组的系数在统计上不显著。该回归结果支持预期，表明客户高管联结对供应商绿色投资的促进作用在低行政监管的供应商中更为显著。

3. 基于供应商所在地区法制环境的分析

我国各地区的法制化进程并不均衡，不同地区的企业面临的外部法制环境存在显著差异。研究表明，随着法制化水平的提高，企业的市场信息越来越透明，对供应商的环保处罚极易导致客户声誉受损，从而引发供应链波动，因此，客户具有更强的动机督促联结高管关注供应商的绿色投资，以避免供应商消极环保行为可能带来的负向外溢效应。此时，客户高管联结的监督效应得到更大发挥。因此，相比于法制化进程低的地区，客户高管联结对法制化进程高的地区供应商绿色投资的正向影响会更显著。

采用王小鲁等^[49]等编制的《中国分省份市场化指数报告（2021）》中“市场中介组织的发育与法律制度环境指数”作为地区法制化进程变量，基于评分指数年度均值，将全样本划分为高法制化进程与低法制化进程地区，进行分组检验，具体结果如表12所示。在高法制化进程地区，Commanage_i，t-1与Scomnumber_i，t-1系数均显著为正，表明在法制环境完善的地区，客户高管联结能够充分发挥对供应商绿色投资的促进作用；相反，在低法制化进程地区则不显著。该回归结果支持预期，表明在法制化环境越为完善的地区，客户高管联结对供应商绿色投资的正向影响更加明显。

六、 结论与启示

本文将高管联结嵌入供应链情景中，基于2010—2023年沪深A股非金融类上市公司披露的前五大客户ID信息，通过识别上市公司与其核心客户间的共同高管信息，理论分析与实证考察高管联结对供应商绿色投资的影响及其作用机理。研究结论如下：客户与供应商间的高管联结有助于提升供应商绿色投资水平，尤其当客户与供应商交易关系较为稳定时，该作用更为显著，在利用工具变量缓解内生性以及使用倾向得分匹配法等方法进行稳健性检验后，其结论依然成立；基于影响机理的分析发现，客户高管联结通过资源效应与监督效应促使供应商进行更多的绿色投资；基于外部治理环境的分析发现，上述影响在低竞争行业、低行政监管行业以及高法治化进程地区的供应商中表现更为显著，表明外部治理环境对高管联结这一非正式制度的影响具有干预与调节作用。

随着绿色贸易规则不断强化，企业面临的跨境碳约束持续加大，从上述结论可以得到如下启示。

第一，欧盟碳边境调节机制（CBAM）正式生效后，进口商需要为进口产品的碳排放支付相应费用。尽管现阶段CBAM征收范围仅包括水泥、钢铁、电力、铝、化肥和氢6个行业产品，但欧盟计划2028年将覆盖范围扩展至钢铁和铝供应链下游产品。供应链中任何环节的高碳排放，都会导致出口产品面临高额的碳管制成本。在此背景下，推动供应链上下游企业的协同绿色转型，已成为中国出口企业规避碳关税风险、维持国际竞争力的关键。基于本文研究，出口企业可积极建立与供应商间的高管联结，最大化双方高管联结关系的价值，通过共同高管渠道实现对供应链污染风险管控，做到以绿色产品、绿色服务获取竞争优势，打破出口的碳关税壁垒。

第二，客户高管联结对供应商绿色投资的积极影响，为环保监管部门推动环境治理工作提供新的视角，既要强化地方环保执法力度与监管力度，也要充分发挥高管联结等非正式制度的作用，共同提高地区企业的绿色投资水平，推动企业积极开展环境治理行为、构建绿色供应链。

参考文献