何山 楊思瑩

【摘要】 隨著國有經(jīng)濟的改革和發(fā)展， 混合所有制改革可能成為提升企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的重要途徑。本文以2008 ～ 2020年我國滬深A(yù)股非國有上市公司為樣本， 研究國有資本參股對非國企環(huán)境社會責(zé)任的影響及作用機制， 發(fā)現(xiàn)國有資本參股能對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生顯著的積極影響。這一結(jié)論在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗和一系列內(nèi)生性檢驗后依然成立。作用機制分析表明， 國有資本參股提高了網(wǎng)民關(guān)注度和高管環(huán)保意識， 進(jìn)而對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生顯著的積極影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 環(huán)境社會責(zé)任的增強能夠顯著提升企業(yè)的內(nèi)在價值和技術(shù)創(chuàng)新能力。

【關(guān)鍵詞】國有資本；混合所有制；環(huán)境社會責(zé)任；網(wǎng)民關(guān)注度；高管環(huán)保意識

【中圖分類號】 F425；F270 ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2023）15-0153-8

一、 引言

粗放型生產(chǎn)給生態(tài)環(huán)境造成了愈發(fā)嚴(yán)重的負(fù)面影響， 政府通過各種相關(guān)法律法規(guī)政策試圖改善企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營模式。在這一過程中， 不僅需要企業(yè)進(jìn)行相關(guān)的綠色創(chuàng)新， 在現(xiàn)有的生產(chǎn)流程中更新設(shè)備， 盡可能提高生產(chǎn)效率， 減少污染物排放（齊紹洲等，2018；郭進(jìn)，2019）， 而且需要企業(yè)優(yōu)化經(jīng)營行為， 只有這樣才能更快實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈的規(guī)范化和綠色化。為此， 如何提升企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任、 形成綠色友好型產(chǎn)業(yè)鏈， 成為學(xué)術(shù)界亟待研究的課題。

影響企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的因素較多， 如經(jīng)營績效（太平和趙東麒，2014； 張英奎等，2019）、 綠色信貸政策（斯麗娟和曹昊煜，2022）、 全面質(zhì)量管理（Abbas，2020）和環(huán)保意識（Pham等，2020）等。但不容忽視的是， 國有經(jīng)濟歷經(jīng)數(shù)十年的改革， 依然是市場中不可忽視的主體（黃昕和平新喬，2020；歐陽耀福和李鵬，2021）， 并且混合所有制企業(yè)成為國有經(jīng)濟重要的存在形式（綦好東等，2017；易陽等，2021）， 甚至以跨國國企的形態(tài)融入全球經(jīng)濟運行當(dāng)中（Musacchio和Lazzarini，2018；Clegg等，2018）?；旌纤兄谱鳛橐环N新的企業(yè)形態(tài)， 成為影響企業(yè)行為的重要因素， 為探究企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任提供了新的視角， 這在很大程度上得益于國企改革的轉(zhuǎn)向， 更注重改善國企的治理體系（Christiansen，2011；梁思源和鄭田丹，2022）。對自身缺陷的深入認(rèn)識， 反而使得國企受到更多管制和監(jiān)督， 牽動著各方的目光。

此外， 國有經(jīng)濟龐大的規(guī)模以及近四十年不間斷的市場化改革， 使得我國國有經(jīng)濟的發(fā)展已經(jīng)居于世界前列， 成為研究上述問題的良好對象。現(xiàn)實中， 中國國企的環(huán)境社會責(zé)任一直在改善。2020年， 中央第四生態(tài)環(huán)境保護(hù)督察組對中國鋁業(yè)、 中國建材、 中國黃金等國企開展了生態(tài)環(huán)境保護(hù)督查。中國石油在《2020年環(huán)境保護(hù)公報》中指出， 在“十三五”期間， 其完成了2萬多座加油站防滲改造以及60項黃河流域生態(tài)環(huán)境保護(hù)限期治理任務(wù)。國務(wù)院國資委黨委委員、 秘書長彭華崗在“ESG中國論壇2021秋季峰會”中指出， 央企上市公司ESG工作具有良好基礎(chǔ)， 也有不小的差距， 要更加重視ESG治理， 履行環(huán)境責(zé)任， 并在中國ESG體系建設(shè)中發(fā)揮積極作用。此外，2019年， 國務(wù)院國資委印發(fā)《關(guān)于中央企業(yè)加強參股管理有關(guān)事項的通知》， 著重對央企參股行為進(jìn)行規(guī)范， 隨后各地方國資委也出臺了類似政策， 進(jìn)一步加強了國有股權(quán)在參股非國企中的積極作用?；诖?， 國有經(jīng)濟會對其他所有制企業(yè)產(chǎn)生積極的影響。

為此， 本文通過收集2008 ～ 2020年我國非國企的前十大股東性質(zhì)和持股比例數(shù)據(jù)， 構(gòu)造國有股東持股指標(biāo)和企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任指標(biāo)， 探索混合所有制改革對非國企環(huán)境社會責(zé)任的影響及其影響機制。研究發(fā)現(xiàn)， 國有資本參股有利于提升非國企環(huán)境社會責(zé)任， 并且提升的幅度與國有資本持股比例正相關(guān)。機制研究發(fā)現(xiàn)， 國有資本參股通過提升網(wǎng)民關(guān)注度和高管環(huán)保意識正向作用于企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 環(huán)境社會責(zé)任的提升會對企業(yè)內(nèi)在價值產(chǎn)生積極影響。

本文的主要貢獻(xiàn)在于： 第一， 拓展了混合所有制改革的理論。目前關(guān)于混合所有制改革的文獻(xiàn)基本都是以國企為考察對象， 本文從國有資本入股非國企這一研究視角， 論證了國有資本的引領(lǐng)和帶動作用。第二， 拓展了企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任領(lǐng)域的研究。提升企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的方法不單單依靠各類外部監(jiān)管機制， 也可以采用異質(zhì)股權(quán)混合的方法， 意味著可以減少政府對于企業(yè)行為直接的行政規(guī)制。第三， 對上述影響的作用機制做了初步探討。通過考察網(wǎng)民關(guān)注度、 高管環(huán)保意識的作用鏈條， 揭示了國有資本參股對非國企內(nèi)在運行的影響機理。同時， 本文也論證了這種影響對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生的積極作用， 為更細(xì)致地推動非國企引入國有資本提供了理論和經(jīng)驗支撐。

二、 理論分析與研究假說

在不考慮國有股權(quán)特性的前提下， 單純的多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)會為企業(yè)的內(nèi)部治理體系帶來影響， 并使得企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任得到提升。多個大股東相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)往往被認(rèn)為是有利于企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的公司治理機制， 加大了股東相互之間的信息披露和溝通（曾詩韻等，2017）。Abu和Suwaidan（2019）基于約旦制造業(yè)公司的實證研究發(fā)現(xiàn)， 股權(quán)集中度與企業(yè)社會責(zé)任呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。部分學(xué)者基于企業(yè)樣本驗證了參股股東的積極作用（朱德勝和周曉珮，2016；Santos等，2015）。鑒于此， 國有資本參股通過形成合理的股權(quán)制衡機制可能會對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生積極影響。

此外， 考慮到國有資本的公有制屬性， 國有資本參股的積極影響可能會大幅度提升。國有資本具有增值和服務(wù)兩種功能（楊超和謝志華，2020；榮兆梓，2012）， 更關(guān)注自身行為對社會產(chǎn)生的影響。這體現(xiàn)為國有股權(quán)對于外部監(jiān)管和規(guī)制的抵觸情緒更小， 更愿意順應(yīng)和響應(yīng)政府所推行的管理政策， 這在中國不斷提升國家治理能力的大背景下更加明顯。Tong等（2015）發(fā)現(xiàn)， 在上市公司范圍內(nèi)， 相較于其他所有制公司， 中國國企的治理更為高效， 特別是表現(xiàn)在任命高質(zhì)量外部董事方面。與之類似， Jiang等（2013）發(fā)現(xiàn)， 中國國企的特性使其更容易聘用外來者作為CEO， 借此可以提升企業(yè)的績效?？梢?， 中國國企治理水平改善顯著， 受到了眾多學(xué)者的認(rèn)可。作為一種發(fā)揮國家政策意圖的重要手段， 中國國企甚至表現(xiàn)得比美國國企更加出色（Liu，2009）。在中國政府對經(jīng)濟引導(dǎo)能力較強的前提下， 中國國企扮演了貫徹政府政策的積極角色， 因此通過混合所有制改革， 國企會將這種影響施加給對方， 促使其提升企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任。

并且， 考慮到中國國有資本較為嚴(yán)格的監(jiān)管， 國企的運營和決策都顯得較為謹(jǐn)慎。 “防止國有資產(chǎn)流失”一直是中國國企改革中的一條底線， 并且在歷年的國務(wù)院和國資委的政策中有所體現(xiàn)。而且我國制定了專門的《企業(yè)國有資產(chǎn)法》來保護(hù)國有資產(chǎn)和規(guī)范國有資本的運營行為。而針對國企高管的反腐敗治理和經(jīng)營追責(zé)也不斷趨嚴(yán)（Kong等，2017）。所以， 在國有資本參股時， 代理人為了避免國有資產(chǎn)損失而承擔(dān)相應(yīng)的行政責(zé)罰， 往往更加關(guān)注參股對象運營的合法性。同時， 非國企引入國有資本， 可以獲得政府提供的稀缺資源、 信貸資源和政策資源（李增福等，2021）， 因此對于國有股東的要求會更加重視， 雙方在企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任上更容易達(dá)成共識?；谝陨戏治觯?本文提出以下核心研究假說：

假說1： 國有資本參股非國企， 能提升非國企環(huán)境社會責(zé)任。

三、 研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文基于上市公司的財務(wù)報表內(nèi)容以及公開發(fā)布的信息， 手動收集了2008 ～ 2020年我國A股上市公司中非國企前十大股東的持股數(shù)量以及股東性質(zhì)數(shù)據(jù)， 將股東性質(zhì)分為國有和非國有， 進(jìn)而研究非國企的股權(quán)結(jié)構(gòu)情況。非國企的財務(wù)數(shù)據(jù)、 基本情況數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。鑒于我國從2007年開始實施新的企業(yè)會計準(zhǔn)則， 為了避免因會計準(zhǔn)則變動引起的研究偏差， 本文選擇以2008年為企業(yè)數(shù)據(jù)收集的起點。

為了避免異常值對計量結(jié)果產(chǎn)生影響， 本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理： 剔除金融類企業(yè)樣本， 無法確認(rèn)企業(yè)性質(zhì)的樣本， 經(jīng)歷過ST、 ?ST和退市的企業(yè)樣本， 各主要變量缺失的樣本?？紤]到有些企業(yè)在樣本期內(nèi)的控制權(quán)發(fā)生了變更， 為了避免這些變化對研究結(jié)論產(chǎn)生影響， 剔除了控制權(quán)發(fā)生變更的樣本?？紤]到極端值的影響， 對主要連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。最終， 獲得20423個樣本觀測值。

（二）變量定義

1. 解釋變量： 國有資本參股（Mix_dum、Mixed）。本文根據(jù)國有資本參股的程度， 構(gòu)建2個指標(biāo)來衡量國有資本參股狀況， 分別為國有資本參股比例超過5%啞變量（Mix_dum）和國有資本持股比例（Mixed）。其中， 5%是重要持股比例的合理分界點。Bharath等（2013）認(rèn)為， 持股5%以上的股東會對公司運營產(chǎn)生重大影響。根據(jù)國務(wù)院國資委（2020）的指示： 持股占5%以上的戰(zhàn)略投資者作為積極股東參與公司治理。國有資本持股比例用來考察國有資本持股比例動態(tài)演變的影響機制。

2. 被解釋變量： 環(huán)境社會責(zé)任（Emission）。本文通過參考《中國上市公司環(huán)境研究數(shù)據(jù)庫》中有關(guān)企業(yè)環(huán)境業(yè)績與治理披露的相關(guān)信息， 以及上市公司年報中發(fā)布的環(huán)境信息， 創(chuàng)造性地構(gòu)造了企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任（Emission）指標(biāo)。為了更加全面地衡量企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任履行情況， 從以下六個方面進(jìn)行測度： 如果在公開發(fā)布的信息中包含了廢氣減排治理情況（Exhaust_gas）， 則Exhaust_gas定義為1， 否則為0； 如果在公開發(fā)布的信息中包含了廢水減排治理情況（Waste_water）， 則Waste_water定義為1， 否則為0； 如果在公開發(fā)布的信息中包含了粉塵煙塵治理情況（Dust_fume）， 則Dust_fume定義為1， 否則為0； 如果在公開發(fā)布的信息中包含了固廢利用與處置情況（Solid_waste）， 則Solid_waste定義為1， 否則為0； 如果在公開發(fā)布的信息中包含了噪聲光污染輻射等治理情況（Noise_light）， 則Noise_light定義為1， 否則為0； 如果在公開發(fā)布的信息中包含了清潔生產(chǎn)實施情況（Clean_production）， 則Clean_production定義為1， 否則為0。然后， 將六個指標(biāo)加總并加1取自然對數(shù)， 構(gòu)造環(huán)境社會責(zé)任（Emission）的綜合指標(biāo)。為進(jìn)一步強化相關(guān)研究的可靠性， 在穩(wěn)健性檢驗中分別使用六個指標(biāo)衡量企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任履行情況， 進(jìn)行相關(guān)實證檢驗。

3. 控制變量。本文主要的控制變量為： 企業(yè)規(guī)模（Lnasset）、 企業(yè)績效（Roa）、 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、 公司年齡（Lnage）、 市場競爭程度（Market）、 固定資產(chǎn)密集度（Capint）、 股權(quán)集中度（Top10）、 董事會規(guī)模（Board）、 獨立董事比例（Indep）、 董事長和總經(jīng)理二職合一（Dual）、 行業(yè)（Ind）和年份（Year）虛擬變量。變量的定義詳見表1。

（三）模型構(gòu)建

基于非平衡面板數(shù)據(jù)， 實證檢驗國有資本參股對非國企環(huán)境社會責(zé)任的影響， 本文構(gòu)建如下模型：

Emissioni，t=ρ0+ρ1Mix_dum（Mixed）i，t+ρ2Xi，t+λt+νj+εi，t （1）

其中： 被解釋變量Emission為企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任綜合指標(biāo)。解釋變量Mix_dum和Mixed分別表示前十大股東中國有資本參股比例超過5%啞變量和國有資本參股比例。X為除去行業(yè)和年份的控制變量。λ表示年份固定效應(yīng)， ν表示行業(yè)固定效應(yīng)， ε表示殘差。根據(jù)前面理論分析， ρ1為正并且能夠提供顯著性檢驗。

（四）描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。Emission的均值為0.437， 最大值為1.946， 中位數(shù)為0， 表明非國企的環(huán)境社會責(zé)任差異較大， 整體而言相對較低。Mix_dum的均值為0.117， 說明國有資本參股比例超過5%的非國企占比為11.7%。Mixed的均值為0.02， 表明平均國有資本參股比例較低， 非國企混合所有制改革仍有巨大的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

四、 實證分析

（一）國有資本持股對非國企環(huán)境社會責(zé)任的影響

表3報告了國有資本參股與非國企環(huán)境社會責(zé)任的回歸結(jié)果。列（1）和（2）中， 在沒有添加控制變量的情況下， Mix_dum和Mixed的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。列（3）和（4）中， 添加了一系列企業(yè)相關(guān)的控制變量之后， Mix_dum和Mixed的系數(shù)分別為在5%和1%的水平上顯著為正。通過不同指標(biāo)衡量國有資本參股程度均驗證了混合所有制改革對非國企環(huán)境社會責(zé)任的正向作用。表3的實證結(jié)果支持了假說1， 從環(huán)境社會責(zé)任方面驗證了國有資本參股的積極作用?；趪匈Y本公共服務(wù)的政治屬性和正外部性， 出于保護(hù)環(huán)境和可持續(xù)發(fā)展的考慮， 國有資本承擔(dān)了一些本該政府擔(dān)任的監(jiān)督職責(zé)并進(jìn)行了一些非經(jīng)濟效益的干預(yù)行為， 進(jìn)而改善企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任。相較于私人資本， 國有資本逐利特征具有非純粹性。國有資本的服務(wù)屬性表明了國有資本參股在微觀企業(yè)穩(wěn)定運營方面的積極意義， 進(jìn)一步說明了國有資本在社會主義市場經(jīng)濟建設(shè)進(jìn)程中承擔(dān)著必不可少的職責(zé)。

（二）內(nèi)生性檢驗

國有資本參股與非國企環(huán)境社會責(zé)任提升之間可能存在內(nèi)生性。第一， 國有資本更傾向于參股環(huán)境社會責(zé)任強的企業(yè)， 可能會造成樣本自選擇問題； 第二， 非國企環(huán)境社會責(zé)任提高之后會進(jìn)一步誘導(dǎo)國有資本加大投資量， 提高其持股比例， 造成反向因果； 第三， 可能存在的遺漏變量也會造成內(nèi)生性問題。鑒于此， 本文采用PSM方法、 被解釋變量前置一期和工具變量法來弱化內(nèi)生性問題。

1. PSM方法。為了弱化國有資本參股與非國企環(huán)境社會責(zé)任之間可能存在的內(nèi)生性問題， 本文首先將國有資本參股比例大于0的企業(yè)設(shè)為實驗組， 將單一所有制的非國企設(shè)為對照組。然后， 基于最近鄰匹配（1∶1）的PSM方法篩選出與實驗組匹配的對照組， 最后進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表4列（1）和（2）所示， Mix_dum和Mixed的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正。PSM方法強化了國有資本參股對非國企環(huán)境社會責(zé)任正向作用的結(jié)論。

2. 被解釋變量前置一期。國有資本參股非國企后， 國有股東對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生影響可能存在一定的滯后性。同時， 為緩解可能存在的反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題， 本文將被解釋變量前置一期并重新進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表4列（3）和（4）所示。實證結(jié)果顯示， Mix_dum和Mixed的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 驗證了相關(guān)實證結(jié)論的可靠性。

3. 工具變量法。由于環(huán)境社會責(zé)任高的非國企往往更加受到國有資本的青睞， 從而可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題?；诖?， 本文采用工具變量法來緩解有關(guān)內(nèi)生性問題。參考趙璨等（2021）和李增福等（2021）的研究， 第一階段以行業(yè)內(nèi)國有資本持股比例中位數(shù)（Median）和企業(yè)滯后一期的國有資本持股比例（Before）作為工具變量進(jìn)行回歸分析， 然后將第一階段回歸結(jié)果的預(yù)測值放入第二階段進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表5所示。第一階段中， Median和Before的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明選取的工具變量具有相關(guān)性。其中， Kleibergen-Paap rk LM statistic均在 1%的水平上顯著為正， 拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)。Cragg-Donald Wald F statistic大于Stock-Yogo weak ID test critical values在 10%顯著性水平上的臨界值， ?拒絕了弱工具變量的原假設(shè)。Sargan test的p值均大于0.1， 說明不拒絕“所有工具變量都是外生”的原假設(shè)。綜上， 本文選取的工具變量是合理可靠的。第二階段中， Mix_dum和Mixed的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。工具變量估計表明了在控制反向因果關(guān)系的前提下， 國有資本參股依然顯著提高了非國企環(huán)境社會責(zé)任， 強化了研究結(jié)論的可靠性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性分析：

1. 使用替代指標(biāo)衡量環(huán)境社會責(zé)任指標(biāo)。環(huán)境社會責(zé)任指標(biāo)由六個方面綜合衡量得出， 分別是廢氣減排治理情況（Exhaust_gas）、 廢水減排治理情況（Waste_water）、 粉塵煙塵治理情況（Dust_fume）、 固廢利用與處置情況（Solid_waste）、 噪聲光污染輻射等治理情況（Noise_light）、 清潔生產(chǎn)實施情況（Clean_production）?；诖?， 本文用這六個指標(biāo)綜合衡量企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任， 進(jìn)行相關(guān)的實證檢驗?；貧w結(jié)果顯示， Mix_dum和Mixed的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正， 強化了相關(guān)的實證結(jié)論（由于篇幅限制， 實證結(jié)果未展示）。

2. 使用替代指標(biāo)衡量國有資本持股變量?！豆痉ā芬?guī)定： “單獨或者合計持有公司3%以上股份的股東， 可以在股東大會召開10日前提出臨時提案并書面提交董事會?！币虼?， 3%持股比例也是國有資本參股在非國企經(jīng)營決策中有一定影響力的持股比例閾值。本文構(gòu)造國有資本持股比例超過3%啞變量（Mix3）來衡量國有資本參股程度， 進(jìn)行相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗， 結(jié)果如表6中列（1）所示。此外， 還參考王中超等（2020）的研究， 采用國有資本持股比例除以前十大股東持股比例的方式構(gòu)造國有資本持股相對量（Relative_ratio）來衡量國有資本參股程度， 然后進(jìn)行實證分析， 結(jié)果如表6中列（2）所示。實證結(jié)果表明， Mix3和Relative_ratio的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股能顯著正向影響企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任。

3. 替換計量方法。由于企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任指標(biāo)存在部分為0的情況， 為了更加合理地測度國有資本參股對企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的邊際影響， 本文采用Tobit模型重新進(jìn)行檢驗?；貧w結(jié)果如表6中列（3）和（4）所示， Mix_dum和Mixed的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正， 再次證明了相關(guān)的實證結(jié)論。

（四）影響機制分析

本文將進(jìn)一步考察國有資本參股對非國企環(huán)境社會責(zé)任的影響機制。由于國有資本與政府的聯(lián)系密切， 以及國有資本具有較高的市場信譽， 引入國有資本的非國企可能受到更多網(wǎng)民的關(guān)注。與此同時， 由于國有資本參股可能造成更嚴(yán)格的監(jiān)督環(huán)境， 企業(yè)高管的環(huán)保意識更強， 從而對企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生影響。因此， 本文將檢驗國有資本參股是否通過提升網(wǎng)民關(guān)注度和高管環(huán)保意識對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生正向影響。

為了檢驗相關(guān)的作用機制， 本文構(gòu)建網(wǎng)民關(guān)注度（Attention）和高管環(huán)保意識（Awareness）兩個指標(biāo)， 進(jìn)行相關(guān)的實證研究。參考Reyes（2018）、 Adra和Barbopoulos（2018）的研究， 本文用上市公司網(wǎng)絡(luò)搜索指數(shù)衡量網(wǎng)民關(guān)注度（Attention）。參考Zhao等（2022）的研究， 從以下七個方面衡量企業(yè)高管環(huán)保意識： 首先， 本文搜索上市公司發(fā)布的信息中是否包括了環(huán)保目標(biāo)、 環(huán)保管理制度體系、 環(huán)保教育與培訓(xùn)、 環(huán)保專項行動、 環(huán)境事件應(yīng)急機制、 環(huán)保榮譽或獎勵等情況。其次， 如果上市公司公布的信息中沒有包含以上七個方面中的任何一個方面， 則定義為0； 如果包含一個方面， 則定義為1； 若包含2個方面， 則定義為2。然后以此類推。由此可知， 高管環(huán)保意識的范圍是0 ～ 7。最后， 本文將相應(yīng)的數(shù)值加1再取自然對數(shù)， 構(gòu)造高管環(huán)保意識（Awareness）綜合指標(biāo)。

參考余明桂和王空（2022）的研究思路， 本文構(gòu)造模型（2）和（3）驗證國有資本參股是否通過提高網(wǎng)民關(guān)注度和高管環(huán)保意識對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生積極影響。具體模型如下：

Attention（Awareness）i，t=0+1Mix_dum（Mixed）i，t+2Xi，t+λt+νj+εi，t （2）

Emissioni，t=θ0+θ1Attention（Awareness）i，t+

θ2Mix_dum（Mixed）i，t+θ3Attention（Awareness）×

Mix_dum（Mixed）i，t+θ4Xi，t+λt+νj+εi，t （3）

其中， Attention表示網(wǎng)民關(guān)注度， Awareness表示高管環(huán)保意識， Mix_dum和Mixed分別表示國有資本參股超過5%啞變量和國有資本持股比例變量。X為控制變量， 含義與模型（1）一致。λ表示年度固定效應(yīng)， ν表示行業(yè)固定效應(yīng)， ε表示殘差。

模型（2）的計量結(jié)果如表7所示。表7中， 列（1）和（2）的實證結(jié)果顯示， Mix_dum和Mixed的系數(shù)分別在10%和1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股能夠顯著提升網(wǎng)民關(guān)注度； 列（3）和（4）的實證結(jié)果顯示， Mix_dum和Attention的交互項、 Mixed和Attention的交互項均在10%的水平上顯著為正， 表明網(wǎng)民關(guān)注度能夠強化國有資本參股對非國企環(huán)境社會責(zé)任的促進(jìn)作用。表7的實證結(jié)果驗證了國有資本參股通過提升網(wǎng)民關(guān)注度對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生正向影響?？赡艿脑蛟谟冢?由于國企與政府之間存在密切的聯(lián)系， 國有資本參股非國企釋放了積極的信號， 表明此類非國企的發(fā)展前景受到政府的認(rèn)可。因此， 國有資本參股的非國企可能在市場中更受青睞（Zhao 和Hu，2017）， 受到更多網(wǎng)民的關(guān)注。當(dāng)網(wǎng)民關(guān)注度提高時， 相關(guān)企業(yè)可能受到更多方面的監(jiān)督。在這種情況下， 企業(yè)為了避免可能存在的環(huán)境污染問題造成的負(fù)面影響， 往往更加注重對環(huán)境社會責(zé)任的承擔(dān)， 從而提升企業(yè)的正面形象。

模型（3）的回歸結(jié)果如表8所示。表8中， 列（1）和（2）的實證結(jié)果顯示， Mix_dum和Mixed的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股能夠顯著提高企業(yè)高管環(huán)保意識； 列（3）和（4）的實證結(jié)果顯示， Mix_dum和Awareness的交互項、 Mixed和Awareness的交互項分別在10%和1%的水平上顯著為正， 表明高管環(huán)保意識能夠強化國有資本參股對企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的促進(jìn)作用。表8的實證結(jié)果驗證了國有資本參股通過提升高管環(huán)保意識對非國企環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生正向影響。可能的原因在于： 隨著環(huán)境法規(guī)的頻繁出臺， 以及政府有關(guān)部門加大對污染環(huán)境行為的打擊力度， 國有股東作為國有資本的法定代表人， 可能將這種環(huán)保意識傳遞給參股企業(yè)。在此背景下， 國有股東可能要求管理者重視綠色經(jīng)營， 或者傾向于選舉環(huán)保意識強的高管。再者， 高管是企業(yè)運營的重要決策者， 高管環(huán)保意識的增強可能通過外在壓力和內(nèi)部驅(qū)動力影響企業(yè)的環(huán)境社會責(zé)任。外在壓力方面， 環(huán)保意識強的高管能夠感受到環(huán)保戰(zhàn)略帶來的潛在收益， 從而制定相關(guān)的主動性環(huán)境戰(zhàn)略（Sharma，2000）。內(nèi)在驅(qū)動方面， 環(huán)保意識強的高管更加注重生產(chǎn)流程中的規(guī)范問題， 傾向于制定一系列治理方針來減少工業(yè)生產(chǎn)中的污染行為， 從而打造環(huán)境友好型產(chǎn)業(yè)鏈。

五、 進(jìn)一步研究

為了進(jìn)一步實證檢驗環(huán)境社會責(zé)任的經(jīng)濟后果， 即研究環(huán)境責(zé)任意識對企業(yè)價值和技術(shù)創(chuàng)新水平的影響， 本文構(gòu)建模型（4）如下：

Tq（Patent）i，t=θ0+θ1Emissioni，t+

θ2Mix_dum（Mixed）i，t+θ3Xi，t+λt+νj+εi，t （4）

其中， Tq表示企業(yè)價值， Patent表示技術(shù)創(chuàng)新。參考黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究， 本文采用托賓Q衡量企業(yè)價值， 采用發(fā)明專利、 外觀設(shè)計專利和實用新型專利申請量之和加1取自然對數(shù)來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平。Emission表示環(huán)境社會責(zé)任， Mix_dum和Mixed表示國有資本參股超過5%啞變量和國有資本持股比例變量。X為控制變量， 含義與模型（1）一致。λ表示年度固定效應(yīng)， ν表示行業(yè)固定效應(yīng)， ε表示殘差。

模型（4）的回歸結(jié)果如表 9所示。列（1）和（2）中， Emission、 Mix_dum和Mixed的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股和企業(yè)環(huán)境責(zé)任意識增強均對企業(yè)價值產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。列（3）和（4）中， Emission的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， Mixed的系數(shù)也較為顯著。由此可以推測， 國有資本參股和環(huán)境責(zé)任意識增強對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。因此， 這在一定程度上驗證了環(huán)境社會責(zé)任對企業(yè)價值和技術(shù)創(chuàng)新的正向作用。

六、 結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

在2020年的聯(lián)合國大會上， 習(xí)近平總書記提出了“雙碳”目標(biāo)， 這對企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的承擔(dān)提出了更高的要求， 國企更是社會責(zé)任承擔(dān)的重要主體。本文基于我國滬深A(yù)股非國企2008 ～ 2020年的數(shù)據(jù)， 論證了國有資本入股非國企對企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的影響及經(jīng)濟后果。研究發(fā)現(xiàn)： 國有資本參股能顯著提升非國企環(huán)境社會責(zé)任， 并且提升幅度與國有資本持股比例正相關(guān)。這一結(jié)論在考慮了內(nèi)生性的情況下依舊成立。影響機制分析發(fā)現(xiàn)， 國有資本參股的“聚光燈效應(yīng)”提高了網(wǎng)民對企業(yè)的關(guān)注度， 從而對公司環(huán)境社會責(zé)任產(chǎn)生積極影響。此外， 國有資本的戰(zhàn)略性功能使得國有資本入股增強了企業(yè)高管環(huán)保意識， 促進(jìn)企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任的承擔(dān)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 環(huán)境社會責(zé)任的增強能夠顯著提升企業(yè)價值和技術(shù)創(chuàng)新。

（二）啟示

混合所有制改革和企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任都是我國微觀主體經(jīng)濟行為的重要方面， 探討二者之間的關(guān)系及其潛在機制有利于促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟環(huán)境保護(hù)等社會責(zé)任的承擔(dān)， 也有助于加深對不同類型股權(quán)之間良性關(guān)系的理解， 并為進(jìn)一步深化混合所有制改革提供了一定的理論和實踐啟示。本文結(jié)論對于今后我國深化企業(yè)層面混合所有制改革的啟示如下：

第一， 混合所有制改革是一種取長補短的互利性改革。不同所有制資本在混合所有制改革中相互影響， 為各自帶來學(xué)習(xí)的機會和改進(jìn)的空間。本文論證了其中的一個方面， 即國有股東由于具備更強的社會責(zé)任意識和保護(hù)環(huán)境的需求， 從而會將這種影響施加給非國企。非國企開展混合所有制改革能夠發(fā)揮國有資本的服務(wù)屬性， 對增強企業(yè)創(chuàng)新能力和水平、 促進(jìn)企業(yè)價值提升和平穩(wěn)運行產(chǎn)生積極的影響。

第二， 本文為提升公司環(huán)境社會責(zé)任提供了新的思路。以往提升公司環(huán)境社會責(zé)任的方法大多是通過政府各類強制性的政策規(guī)制實現(xiàn)的。本文發(fā)現(xiàn)不同所有制類型股權(quán)之間的融合會促使非國企主動提高環(huán)境社會責(zé)任， 為提升企業(yè)高管的環(huán)境責(zé)任意識、 促進(jìn)企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任承擔(dān)提供了更為合理的實踐方案。

第三， 本文厘清了國有資本參股對非國企環(huán)境社會責(zé)任的影響路徑和經(jīng)濟后果。網(wǎng)民關(guān)注度和高管環(huán)保意識的提升有利于企業(yè)更好地履行環(huán)境社會責(zé)任， 并且環(huán)境社會責(zé)任的增強可以提高企業(yè)的經(jīng)濟效應(yīng)， 有助于促進(jìn)企業(yè)資源配置的優(yōu)化。因此， 要進(jìn)一步發(fā)揮新聞媒體對企業(yè)行為的外部監(jiān)督效應(yīng)， 同時通過教育或制度約束強化企業(yè)高管的環(huán)保意識。對于企業(yè)而言， 要發(fā)揮環(huán)境社會責(zé)任承擔(dān)對企業(yè)帶來的潛在紅利， 通過積極履行環(huán)境社會責(zé)任樹立良好的企業(yè)形象， 促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力提升和價值增值。

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