摘" "要：以救市維穩(wěn)為目標的特殊機構投資群體——“國家隊”近年來大舉增持二級市場股份，引發(fā)了各界對于其長期持股治理效應的廣泛討論。本文基于2015—2022年滬深A股上市公司數據，探討“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響。結果發(fā)現：“國家隊”持股能顯著抑制企業(yè)“漂綠”行為，該結論在一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。機制檢驗顯示，“國家隊”持股主要通過緩解融資約束和提升治理水平兩個渠道影響企業(yè)“漂綠”。進一步分析發(fā)現，“國家隊”持股對“漂綠”的抑制作用在非重污染行業(yè)、低市場化水平地區(qū)和持股時間較長的企業(yè)中更為顯著。經濟后果檢驗顯示，“國家隊”持股對“漂綠”的治理效應有助于企業(yè)高質量發(fā)展。本文結論為研究企業(yè)“漂綠”影響因素提供了新證據，對實現經濟低碳轉型發(fā)展具有啟示意義。

關鍵詞：企業(yè)“漂綠”；“國家隊”；治理效應；融資約束

中圖分類號：F830.9" "文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）03-0049-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.03.005

一、引言

“雙碳”目標為我國經濟高質量發(fā)展和生態(tài)文明建設指明了方向。企業(yè)作為環(huán)境污染的主要制造者，其綠色高質量發(fā)展自然也成為實現“雙碳”目標的關鍵所在（田小平，2024）[1]。近年來，我國企業(yè)積極踐行綠色發(fā)展理念，并取得顯著成效，2023年我國單位國內生產總值能耗、水耗、碳排放強度比2012年分別下降超過26%、46%、35%，主要資源產出率提高約60%。然而，《南方周末》連續(xù)9期發(fā)布的《中國漂綠榜》顯示，當前企業(yè)“漂綠”現象仍十分突出，覆蓋乘用車、食品、化學制藥、養(yǎng)殖等眾多行業(yè)，個別企業(yè)屢屢上榜，“漂綠”已經成為我國經濟綠色低碳轉型的阻礙?！捌G”是企業(yè)憑借自身信息優(yōu)勢，選擇性地披露信息的一種策略性行為（Du，2015）[2]，具體表現為通過模棱兩可或象征性的文字“粉飾”自身環(huán)境表現，以逃避監(jiān)管處罰或獲取不當得利。企業(yè)“漂綠”行為不僅會損害企業(yè)價值（Walker和Wan，2012）[3]，導致“檸檬市場”盛行，更會削弱環(huán)境立法的政策支持和實施（李大元等，2015）[4]，對經濟可持續(xù)發(fā)展造成嚴重阻礙（肖紅軍等，2013）[5]。在“雙碳”目標下，如何對企業(yè)“漂綠”進行有效治理已成為政府和學界共同關注的熱點問題。

從已有文獻來看，學界關于企業(yè)“漂綠”的治理研究主要圍繞以下三個方面展開：首先，政府管制是治理“漂綠”的最佳方案（Smith和Font，2014）[6]，規(guī)制合法性壓力對企業(yè)ESG“漂綠”行為進行了有效限制（白景坤等，2024）[7]，中央環(huán)保督察（黃溶冰和儲芳，2023）[8]、環(huán)境司法改革（武恒光和徐艷麗，2024）[9]均被證實對企業(yè)“漂綠”具有顯著的抑制效應。其次，對企業(yè)紓困幫扶也能起到防治“漂綠”的作用，綠色金融政策通過緩解企業(yè)融資約束有效抑制企業(yè)“漂綠”行為（吳秋生和任曉姝，2023）[10]。最后，公眾環(huán)保理念的增強能有效抑制企業(yè)“漂綠”行為（盛光華等，2019）[11]，而當媒體報道引發(fā)的輿論壓力使行政機構介入時，還可以起到“媒治”的作用（王偉和劉傳紅，2013）[12]。此外，一些文獻指出機構投資者在企業(yè)“漂綠”治理中扮演著重要角色，機構投資者可以通過降低公司負債水平來抑制企業(yè)“漂綠”行為（朱福敏等，2024）[13]，而綠色機構共同持股發(fā)揮協同治理效應，能有效抑制企業(yè)的“漂綠”行為（王壘等，2023）[14]。相對而言，機構投資者能以更大的資產規(guī)模和組織力，更有效地對企業(yè)實行監(jiān)督。因此，進一步充分發(fā)揮機構投資者的監(jiān)督作用，對企業(yè)“漂綠”行為至關重要。

與已有文獻不同，本文從“國家隊”這一特殊機構投資者的視角探討其對企業(yè)“漂綠”的治理效應?！皣谊牎痹?015年“股災”時以救市為目的出現在大眾視野中（李志生和金凌，2019）[15]，部分研究證實了“國家隊”持股對于穩(wěn)定股市（王雄元和何雨晴，2020）[16]、減少上市公司異常停牌（文雯和張夢嬌，2023）[17]的積極作用。進一步，“國家隊”投資者具有廣闊的投資視野與較強的監(jiān)管能力，能有效約束管理層行為并向市場傳遞投資信號，從而將對企業(yè)行為產生多元化的影響（喬貴濤和杜英巧，2023）[18]?，F有文獻發(fā)現“國家隊”持股能顯著增加企業(yè)創(chuàng)新投資（于雪航和方軍雄，2020）[19]，抑制實體企業(yè)金融化（楊興全和楊征，2022）[20]。除此之外，“國家隊”投資者能通過約束管理層機會主義行為和提高信息透明度等路徑有效抑制企業(yè)違規(guī)行為（文雯和喬菲，2021）[21]。特別地，有學者認為“國家隊”持股有效促進企業(yè)綠色創(chuàng)新（喬菲等，2022）[22]，并提升企業(yè)ESG表現（文雯等，2023）[23]。因此，本文推斷“國家隊”持股也能在企業(yè)“漂綠”治理中發(fā)揮重要作用。基于此，本文嘗試闡釋國家隊持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響機制，并利用滬深A股上市企業(yè)的數據，對兩者的關聯進行實證檢驗。

本文的邊際貢獻在于：第一，拓展了“國家隊”持股的經濟后果研究。以往研究大多探討“國家隊”持股對于穩(wěn)定資本市場、企業(yè)創(chuàng)新及ESG表現等方面的影響，而本文基于企業(yè)“漂綠”視角，拓展了“國家隊”持股在微觀企業(yè)層面的治理效應研究。第二，豐富了機構投資者對企業(yè)“漂綠”的影響研究。現有文獻探討了不同機構投資者對于企業(yè)“漂綠”的治理效應，本文則聚焦于以救市為初衷的“國家隊”持股對于企業(yè)“漂綠”的溢出影響，為抑制企業(yè)“漂綠”提供了新的理論借鑒。第三，厘清“國家隊”持股影響企業(yè)“漂綠”的內在機制。本文不僅從融資約束和治理水平兩個視角分析了“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的路徑，還根據行業(yè)特征、地區(qū)市場化水平和持股時間考察“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的異質性效果，研究結論為理解“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”的治理效應提供了深層次的認知基礎。

二、理論分析與研究假設

（一）“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”行為

2015年“股災”后，“國家隊”發(fā)揮了維護市場穩(wěn)定的作用。隨后，證監(jiān)會表明“國家隊”短期內不會退出資本市場，截至2023年末，“國家隊”現身287只個股的十大股東名單，合計持股市值已達2.54萬億元?！皣谊牎蓖顿Y者兼具長期機構投資者以及監(jiān)管者角色，其作為企業(yè)的外部股東更重視企業(yè)的長期發(fā)展（倪志興等，2024）[24]，并且能對企業(yè)日常經營活動進行強有力的監(jiān)督， 尤其是在抑制企業(yè)違規(guī)行為方面具有重要作用（文雯和喬菲，2021）[21]?；诠蓶|積極主義，“國家隊”投資者相較于其他中小投資者擁有更集中的股權，因此，“國家隊”有能力影響企業(yè)決策，并在參與決策過程中積累充足的管理經驗和行業(yè)知識（潘越等，2020）[25]，從而實現對企業(yè)“漂綠”等機會主義行為的識別與控制。同時，由于“國家隊”備受社會關注，其持股企業(yè)后，企業(yè)管理層不得不考慮在多重監(jiān)督下“漂綠”的成本與風險問題?！皣谊牎背止珊?，企業(yè)面臨“漂綠”行為被曝光的巨大輿論壓力、高額公關成本以及形象受損風險，將在事前自覺減少“漂綠”行為。此外，現有研究表明，融資約束及其導致的投資不足是企業(yè)“漂綠”的深層動機（李常青和辛立柱，2024）[26]，而“國家隊”持股是緩解企業(yè)融資約束的有效方式。一方面，“國家隊”持股直接為上市企業(yè)注入資金；另一方面，“國家隊”作為資本市場的“排頭兵”，其釋放的投資信號往往能吸引諸多投資者跟投，從而可以有效緩解企業(yè)融資約束，并抑制其“漂綠”行為。進一步地，“國家隊”能憑借天然的信息優(yōu)勢以及政策敏感度，有效引導企業(yè)合理配置資金并減少管理層自利行為，促使企業(yè)將更多資金投入綠色活動中，最終抑制企業(yè)“漂綠”行為。基于上述分析，本文提出以下假設：

H1：“國家隊”持股能抑制企業(yè)“漂綠”行為。

（二）影響機制

部分文獻證實，“國家隊”持股可以通過緩解代理問題、降低信息不對稱程度、降低債務融資成本等多個渠道影響企業(yè)行為（文雯和張夢嬌，2023；喬菲等，2022）[17，22]。本文則聚焦于融資約束以及治理水平，提出“國家隊”持股可能會對企業(yè)產生投資信號以及治理優(yōu)化的雙重效應，進而抑制企業(yè)“漂綠”行為。圖1詳細展示了“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的作用機制。

1.“國家隊”持股的投資信號效應?，F有文獻探討了機構投資者影響企業(yè)“漂綠”的路徑，提出融資約束問題是一個重要中介因素（王建新和曹智銘，2024）[27]，其嚴重制約著企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入和綠色生產績效。具體而言，一方面，在政府的環(huán)境規(guī)制、公眾輿論壓力和社會監(jiān)督下，企業(yè)綠色轉型勢在必行，但由于慣性思維的影響，企業(yè)可能并不會充分意識到綠色轉型對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展及未來競爭力重塑的重要意義，因此，其轉型動機中會含有較多的“被動”成分；另一方面，綠色轉型往往需要大量的資金投入，在企業(yè)存在融資約束的情況下，企業(yè)的“被動”轉型較難經受住考驗，可能會更傾向于通過“漂綠”來逃避社會責任。“國家隊”持股除了能直接為企業(yè)注資外，也向外界傳遞了積極的投資信號（李志生和金凌，2019）[15]，一定程度上暗示了企業(yè)的高投資價值和低投資風險，往往能引起其他投資者的跟投，從而為企業(yè)帶來更多的資金支持，特別是融資約束問題較嚴重的企業(yè)，“國家隊”持股后，其將擁有更多資金用于綠色轉型發(fā)展，這將極大削弱企業(yè)由于融資約束問題而產生的機會主義行為動機，從而對企業(yè)“漂綠”行為產生抑制作用。因此，本文提出以下假設：

H2：“國家隊”持股能緩解企業(yè)融資約束，進而抑制企業(yè)“漂綠”行為。

2.“國家隊”持股的治理優(yōu)化效應。由于企業(yè)綠色技術創(chuàng)新往往具有投資金額大、回收期長、風險高等特征，企業(yè)管理層可能會產生通過“漂綠”來獲得短期收益的機會主義動機。一方面，“漂綠”使企業(yè)更可能享受政府綠色補貼和稅收優(yōu)惠，幫助企業(yè)獲得金融機構和綠色投資者的青睞；另一方面，“漂綠”會讓企業(yè)產品貼上綠色標簽，在市場上更易獲得消費者的認可與支持。在短期利益驅使下，企業(yè)可能會產生主動的“漂綠”動機?！皣谊牎蓖顿Y者具有政府背景，更關注多方利益相關者的權益保護，不易與企業(yè)管理層形成“合謀”，其不以獲取短期利潤為主要投資目標，也不會因企業(yè)綠色轉型導致短期業(yè)績下降而向企業(yè)施加壓力。更重要的是，“國家隊”投資者利用自身信息優(yōu)勢對企業(yè)管理層行為實施強有力的監(jiān)管，將減少管理層操縱信息獲取短期利潤的“短視”行為（何慧華和方軍雄，2021）[28]，從而降低高管代理成本，抑制盈余管理。具體表現為：“國家隊”投資者能通過參與企業(yè)重大決策、實地考察調研等方式實時監(jiān)控企業(yè)生產經營活動的合法合規(guī)性以及環(huán)境責任履行情況，進而最大程度上判斷企業(yè)所披露信息的真?zhèn)?，打壓企業(yè)管理層通過操縱信息進行盈余管理的行為，最終壓縮企業(yè)“漂綠”的空間。除此之外，在“國家隊”持有公司股票后，公眾及媒體將給予企業(yè)更高的關注度，這有效強化了企業(yè)的外部監(jiān)督，促使企業(yè)規(guī)范自身行為并積極進行環(huán)境信息披露。基于以上分析，提出以下假設：

H3：“國家隊”持股能提升企業(yè)治理水平，進而抑制企業(yè)“漂綠”行為。

三、研究設計

（一）樣本及數據來源

本文以2015—2022年A股上市公司數據作為初始樣本，在此基礎上，本文對樣本進行了如下篩選：剔除ST（包括ST*、PT）企業(yè)；刪除金融行業(yè)企業(yè)；刪除數據不全的樣本，最終獲得13570個觀測值。為了避免極端值對檢驗結果的影響，還對所有連續(xù)變量進行了1%水平的縮尾處理。企業(yè)“漂綠”的原始數據來源于萬得數據庫，“國家隊”持股數據來源于東方財富Choice數據庫，企業(yè)財務等數據來源于國泰安數據庫，地區(qū)層面數據來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，相關變量的主要說明見表1。

（二）變量測量

1. 被解釋變量。關于企業(yè)“漂綠”程度的衡量，學界暫無統(tǒng)一的方法，部分研究采取“打分法”衡量企業(yè)“漂綠”程度（黃溶冰，2020）[29]，部分研究則將ESG評級得分應用到企業(yè)“漂綠”程度的衡量中。由于ESG評級現已發(fā)展較為成熟，能較為全面地反映企業(yè)的環(huán)境表現，并且該方法的原始數據相較于“打分法”具有更高的可得性。因此，本文參考Zhang（2022）[30]的做法，以ESG評級得分作為原始數據構建企業(yè)相對于同行業(yè)的“漂綠”程度（GW），其數值越高則說明企業(yè)“漂綠”程度越高。[ERdis，i，t]是企業(yè)在當年的環(huán)境信息披露得分，[ERdis]則是同行業(yè)同年環(huán)境披露得分平均值，[σdis]是同行業(yè)同年份環(huán)境信息披露得分標準差，[ERper，i，t]是企業(yè)在當年的環(huán)境表現實際得分，[ERper]是同行業(yè)同年環(huán)境表現實際得分平均值，[σper]是同行業(yè)同年環(huán)境表現實際得分標準差，以上兩者之差即為企業(yè)相對于同行業(yè)的“漂綠”程度。此外，在穩(wěn)健性檢驗部分，參考黃溶冰（2020）[29]的研究，使用“打分法”衡量企業(yè)“漂綠”程度，替換被解釋變量再次進行回歸，以提高結論的可靠性。

[GWi，t=ERdis，i，t-ERdisσdis-ERper，i，t-ERperσper] （1）

其中，環(huán)境信息披露得分采用彭博ESG評分。彭博社從公司擁有一定操控權限的文件中收集企業(yè)數據，如企業(yè)的官網、社會責任報告等，并利用其專有的計算方式計算企業(yè)ESG得分，共有超過900個披露指標被構建成不同維度的單獨披露分數，因此，一般認為彭博ESG評分較全面地反映了企業(yè)向公眾披露的環(huán)境信息。環(huán)境表現實際得分則選取華證ESG評級指數。首先，華證ESG評級指數主要由企業(yè)在氣候變化、資源利用、環(huán)境污染、環(huán)境友好、環(huán)境管理等5大項的評分構成，具體又包括溫室氣體排放、土地利用及生物多樣性、工業(yè)排放、可再生能源、可持續(xù)認證等17個關鍵環(huán)境表現指標，并采用算法、語義分析等方式為指標賦值，能較為全面地展現企業(yè)的環(huán)境表現情況；其次，華證ESG評分存在發(fā)生重大事件時進行臨時調整的機制，具有較強的時效性；最后，華證ESG評分覆蓋整個A股，數據可得性較高。因此，相較于其他評級數據，本文認為華證ESG評分在企業(yè)環(huán)境實際表現方面具有較強的代表性。

2. 解釋變量。本文解釋變量為“國家隊”持股（Nap），“國家隊”由以中央匯金、中證金融、外管局、社?；馂榇淼臋C構投資者組成，其持股總額在公司股份總額中的占比即為“國家隊”持股。

3. 控制變量。參考朱煒等（2019）[31]的研究，分別從企業(yè)個體特征和外部特征兩個方面選取可能影響企業(yè)“漂綠”行為的因素。如表1所示，企業(yè)個體層面的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Roe）、市值賬面比（TobinQ）、企業(yè)年齡（Age）、兩職合一（Dual）、股權集中度（Top1），外部層面的控制變量主要有行業(yè)競爭度（HHI）、所在地區(qū)人均GDP（Dqgdp），同時還控制了行業(yè)與年份的固定效應。

（三）模型構建

為驗證“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響，本文構建了以下模型：

[GWi，t=α0+α1NAPi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " （2）

其中，[i]表示樣本個體，[t]表示樣本年份，[GWit]代表企業(yè)[i]在[t]年的“漂綠”程度，[NAPit]代表企業(yè)[i]在[t]年的“國家隊”持股比例，[Controlit]包含了企業(yè)內外部層面的控制變量，[Industryit]和[Yearit]分別是行業(yè)和年度固定效應，[εit]代表隨機干擾項。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各主要變量的描述性統(tǒng)計結果?！皣谊牎背止桑∟ap）均值為0.007、最大值為0.22、最小值為0，這說明部分企業(yè)未被“國家隊”持股，并且在持股企業(yè)中“國家隊”持股比例整體偏低，樣本企業(yè)的“國家隊”持股情況存在顯著的差別。企業(yè)“漂綠”程度（GW）的標準差為0.819，均值為-0.216，說明樣本企業(yè)的“漂綠”程度具有較強的異質性，這可能受企業(yè)所屬行業(yè)、所在地區(qū)等因素的影響。企業(yè)“漂綠”程度（GW）最小值為-6.998，最大值為8.045，說明部分企業(yè)在環(huán)境信息披露方面表現良好，但也有部分企業(yè)的環(huán)保宣傳力度高于其實踐水平。除此之外，其他變量值均在合理范圍內，未發(fā)現異常值。

（二）基礎檢驗

在控制行業(yè)與年份固定效應的情況下進行基準回歸，結果見表3。第（1）列是未加入控制變量的回歸結果，“國家隊”持股（Nap）的回歸系數是-2.894，在1%的水平下顯著。第（2）、（3）列是分別加入外部特征和內部特征控制變量的回歸結果，結果表明“國家隊”持股（Nap）的回歸系數均顯著為負。第（4）列則匯報了加入所有控制變量的回歸結果，“國家隊”持股的系數為-1.103，在5%的水平下顯著。以上結果表明“國家隊”持股能有效抑制企業(yè)的“漂綠”行為，這驗證了研究假設H1。從控制變量回歸結果來看，企業(yè)規(guī)模的系數在1%的水平上顯著為負，說明規(guī)模越小的企業(yè)越可能實施“漂綠”行為，可能的原因在于，相對于大規(guī)模企業(yè)，小規(guī)模企業(yè)往往更可能存在融資約束難題，因此，具有更強的“漂綠”動機。此外，企業(yè)年齡（Age）、股權集中度（Top1）與“漂綠”程度之間呈顯著負相關，說明企業(yè)成立時間越長、股權集中度越高，越少實施“漂綠”行為。兩職合一（Dual）則與企業(yè)“漂綠”程度（GW）顯著正相關，這可能是由于兩職合一的企業(yè)無法保證董事會的獨立性，導致企業(yè)缺乏對“漂綠”的內部監(jiān)督，這與現有研究的結論一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 傾向得分匹配。為了緩解選擇性偏誤導致的內生性問題，本文采用傾向得分匹配法進行檢驗。參考李常青和辛立柱（2024）[26]的研究，使用控制變量作為協變量對樣本進行1∶1近鄰匹配、1∶5近鄰匹配、核匹配以及卡尺匹配，檢驗后發(fā)現匹配后各協變量的標準化偏差均小于10%，表明經過傾向得分匹配后的處理組和控制組之間的所有特征變量均不存在顯著性差異，通過了平衡性假設。對匹配后的樣本進行回歸，結果展示在表4。表4中企業(yè)“漂綠”程度（GW）的回歸系數均顯著為負，這說明在控制潛在的內生性問題后，前文的研究結果仍然是可靠的，即“國家隊”持股會抑制企業(yè)“漂綠”行為。

2. 基于傾向得分匹配法的雙重差分。由于影響企業(yè)“漂綠”行為的潛在因素較多，依舊可能存在由遺漏變量造成的內生性問題。為進一步緩解內生性問題，本文采用基于傾向得分匹配法的雙重差分對“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”之間的關系進行檢驗。以2015年“股災”后“國家隊”開始大規(guī)模持有上市公司股票為事件沖擊，為避免其他政策和經濟因素的干擾，選擇2012—2020年相關數據為初始樣本。

先采用1∶1最近鄰放回的方法，為實驗組匹配到傾向性得分最相近的控制組樣本。然后，使用匹配后的樣本進行雙重差分分析，以2015年“股災”后“國家隊”開始大規(guī)模持有上市公司股票為事件沖擊，設置區(qū)分控制組與處理組的啞變量（Treat），若公司股票在2015年前未被“國家隊”持有而在2015年后被持有則取值為1，若公司股票在樣本期間一直未被“國家隊”持有則取值為0。設置“國家隊”持股事件發(fā)生前后的啞變量（Post），2015年前取值為0，2015年后取值為1。對樣本進行回歸，如表5第（2）列所示，Treat×Post的系數顯著為負。由于2015年下半年“國家隊”才大規(guī)模持有上市公司股票，其當年對于企業(yè)的影響尚不明確，因此，參考文雯等（2021）[32]的研究，剔除2015年的數據再次進行回歸，結果見表5第（3）列。Treat×Post的系數仍顯著為負，說明在利用雙重差分法進一步緩解內生性問題后，“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為具有抑制作用的結論依然成立。此外，雙重差分模型有效性的前提是滿足平行趨勢假設，本文也針對這一假設進行了檢驗，具體結果見表5第（1）列，結果顯示實證結果通過了平行趨勢檢驗，且“國家隊持股”對企業(yè)“漂綠”的影響具有一定的滯后性。

3.工具變量法。為緩解由反向因果關系而導致的內生性問題，本文采用工具變量法對“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”之間的關系進行檢驗。具體而言，企業(yè)“漂綠”會導致其名義上的綠色績效突出，這可能會對“國家隊”持股產生影響，即“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”之間存在反向因果關系，而這會導致估計結果的偏誤。本文采用同省份同期除本企業(yè)外其他企業(yè)的“國家隊”持股均值（Nap_mean）均值作為工具變量。同省份同期除本企業(yè)外的企業(yè)“國家隊”持股均值與本企業(yè)情況具有相關性，但不會直接影響該企業(yè)的“漂綠”程度。因此，該工具變量同時滿足了相關性和外生性要求。工具變量法的檢驗結果見表5。第（4）列是第一階段的回歸結果，結果顯示工具變量與核心解釋變量的回歸系數在1%的水平上顯著為正，Kleibergen-Paap Wald F檢驗值為5153，遠大于10，說明不存在弱工具變量問題。第（5）列是第二階段的回歸結果，其中“國家隊”持股的回歸系數在1%的水平上顯著為負，這說明在采用工具變量法進一步緩解可能的內生性問題后，假設 H1依然成立。

4. 考慮滯后效應。由于“國家隊”持股的治理效應可能存在滯后性，因此，為確保估計結果的準確性并解決同期變量的潛在干擾，本文采用滯后一期的“國家隊”持股（L.Nap）重新進行回歸。如表6第（1）列所示，滯后一期的“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”程度的影響系數為-1.770且在1%的水平下顯著，這進一步證實了前文結論的穩(wěn)健性。

5. 替換被解釋變量。為了緩解被解釋變量的衡量偏誤，本文擬替換被解釋變量的衡量方式，參考黃溶冰（2020）[29]的研究，采用“打分法”構建企業(yè)漂綠程度衡量指標體系。該方法用源頭控制、業(yè)務流程、終端治理、環(huán)境管理、社會聲譽這五個類別里的22個項目構建企業(yè)“漂綠”的評價指標體系。 以企業(yè)年報內容為基礎，采用內容分析法對22個項目進行評價，逐一判斷是否披露，若已披露，則根據其內容辨別是實質性披露還是象征性披露；然后將企業(yè)“漂綠”行為劃分為選擇性披露和表述性操縱兩種形式，根據下列公式分別計算二者的得分；最終運用幾何平均數確定樣本企業(yè)“漂綠”程度（GWL）。

[選擇性披露Gwls=100×（1-已披露項目數÷應披露項目數）] （3）

[表述性操縱Gwle=100×（象征性披露數÷已披露事項數）] （4）

[GWL=Gwls×Gwle] （5）

以根據“打分法”測算出的企業(yè)“漂綠”程度（GWL）作為被解釋變量重新進行回歸，結果如表6第（2）列所示。在替換被解釋變量后，“國家隊”持股仍被證實能抑制企業(yè)“漂綠”行為。

6. 其他穩(wěn)健性檢驗。本文還采用了其他方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是替換解釋變量，將“國家隊”持股轉換為虛擬變量，若“國家隊”當期持有企業(yè)股票取值1，否則為0。再次進行回歸，結果展示在表6第（3）列，發(fā)現核心解釋變量的系數為-0.123且在1%的水平下顯著。二是采用概率線性模型再次回歸。根據被解釋變量企業(yè)“漂綠”程度（GW）的取值范圍以及特征設置虛擬變量（DGW），當企業(yè)“漂綠”程度大于中位數時虛擬變量取 1，表示該公司進行了“漂綠”行為，否則取 0。隨后采用Probit和Logit模型再次驗證，結果分別展示在表6的第（4）和（5）列，發(fā)現核心解釋變量的系數均顯著為負，這說明在更換檢驗模型后，假設H1仍成立。以上檢驗進一步驗證了上文的結論。

（四）作用機制檢驗

為了進一步檢驗“國家隊”持股影響企業(yè)“漂綠”的作用渠道，以前文的理論假設為基礎，采用中介機制模型從緩解融資約束和提高治理水平兩個視角分別進行檢驗。

由于三段式的機制檢驗在因果推斷方面存在缺陷，本文參考曾國安等（2023）[33]的做法，采用四段式中介機制模型進行檢驗，并增加Sobel檢驗，從而增強機制檢驗結果的可信度與完整性。本文建立如下中介機制模型，其中[Mi，t]代表本文選取的中介變量，其余變量定義與模型（2）一致。

[Mi，t=α0+α1NAPi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " " （6）

[GWi，t=α0+α1Mi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " （7）

[GWi，t=α0+α1NAPi，t+α2Mi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " （8）

1. 融資約束視角。融資約束是影響企業(yè)行為的重要因素。如果企業(yè)融資約束問題得以緩解，則企業(yè)綠色轉型發(fā)展所面臨的成本壓力大大減輕，其更可能會按照政府的環(huán)境規(guī)制要求進行綠色投資和綠色生產，履行“真綠”承諾?，F階段，學界雖廣泛使用WW、KZ、SA等指數來衡量企業(yè)面臨的融資約束，但WW指數和KZ指數通常包含內生財務變量，SA指數也具有一定的局限性。因此，本文利用FC指數作為融資約束的代理變量，融資約束（FC）值越大表明企業(yè)融資約束問題越嚴重。表7的第（1）—（3）列匯報了相關回歸結果，其中，第（1）列結果顯示，“國家隊”持股（Nap）的估計系數為-0.012，且在1%的水平下顯著，表明“國家隊”持股能顯著緩解企業(yè)的融資約束問題；第（3）列結果顯示，融資約束（FC）的估計系數為0.485，且在1%的水平下顯著，表明“國家隊”持股可以通過緩解企業(yè)融資約束問題抑制其“漂綠”行為。此外，Sobel Z值在1%水平下顯著，說明中介機制檢驗結果有效，假設 H2得到驗證。

2. 治理水平視角。借鑒楊興全和楊征（2022）[20]的做法，采用盈余管理和代理成本考察企業(yè)的治理水平，這兩個指標越小則說明企業(yè)治理水平越高。本文采用非線性應計模型計算企業(yè)操控性應計利潤，取其絕對值代表盈余管理（DA），該指標值越大則說明企業(yè)管理層操縱對外報告信息獲取短期利潤的行為越嚴重。采用管理費用率代表代理成本（Mgfee），其值越大意味著由管理層追逐個人利益和投資短視產生的代理成本越大。表7的第（4）—（9）列展示了該中介機制的檢驗結果。從第（4）、（7）列結果可以看出，“國家隊”持股（Nap）的估計系數顯著為負，說明“國家隊”持股可以降低盈余管理和代理成本。如第（5）、（8）列所示，盈余管理（DA）和代理成本（Mgfee）的系數都顯著為正，而第（6）、（9）列則證明了“國家隊”持股通過提升企業(yè)治理水平進而抑制企業(yè)“漂綠”行為的中介機制的存在。進一步地，在Sobel檢驗中，盈余管理（DA）和代理成本（Mgfee）的Z統(tǒng)計量分別在5%和1%的水平下顯著，證實中介機制檢驗結果的有效性，假設H3得到驗證。

五、進一步分析

（一）行業(yè)特征的影響

不同行業(yè)企業(yè)“漂綠”時面臨著不同的境況。由于重污染行業(yè)企業(yè)對環(huán)境的顯著負面影響，其往往面臨更多的社會關注和更為嚴格的監(jiān)管要求，進而導致其“漂綠”行為曝光的風險和代價較高，壓縮了其“漂綠”空間。而對于非重污染行業(yè)企業(yè)而言，其“漂綠”行為可能更容易蒙混過關，導致“漂綠”的動機可能反而更強。因此，“國家隊”持股對非重污染行業(yè)企業(yè)“漂綠”行為的抑制作用可能會更為明顯。本文將企業(yè)劃分為重污染行業(yè)和非重污染行業(yè)兩組企業(yè)來考察行業(yè)特征的異質性影響。表8的第（1）、（2）列展示了基于行業(yè)特征的異質性回歸結果，發(fā)現屬于重污染行業(yè)的企業(yè)核心解釋變量的系數在5%的水平下顯著為負，而非重污染行業(yè)企業(yè)的核心解釋變量系數在1%的水平下顯著為負。除此之外，采用費舍爾組合檢驗法（抽樣500次）進行組間系數差異檢驗，發(fā)現經驗P值為0.038。以上結果表明“國家隊”持股對于非重污染行業(yè)企業(yè)的“漂綠”行為抑制作用更為明顯。

（二）地區(qū)市場化程度的影響

地區(qū)的市場化程度對企業(yè)行為具有重要的影響。通常而言，市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)會面臨更為透明的市場環(huán)境、更為完善的市場監(jiān)管體系以及更加激烈的市場競爭。因此，地區(qū)市場化程度的不同可能會導致企業(yè)“漂綠”行為的成本和風險存在差異。本文采用樊綱等編制的市場化指數來衡量企業(yè)所在地區(qū)的市場化程度，該指數數值越大就代表市場化水平越高，并按照中位數將企業(yè)所在地區(qū)劃分為高市場化水平地區(qū)和低市場化水平地區(qū)兩組。表8的第（3）、（4）列表明，在低市場化水平地區(qū)，“國家隊”持股更能抑制企業(yè)的“漂綠”行為，而在高市場化水平地區(qū)，兩者之間并不存在顯著的因果關系。可能的原因在于：在低市場化水平地區(qū)，“國家隊”持股能更好地發(fā)揮對企業(yè)的監(jiān)督作用，以彌補該地區(qū)制度規(guī)則體系不完善和監(jiān)管不力等缺陷，從而能夠顯著抑制企業(yè)“漂綠”行為。

（三）“國家隊”持股時間的影響

“國家隊”持股的治理效應可能具有時滯性，因此，“國家隊”持股時間的長短可能會對企業(yè)“漂綠”產生異質性影響。本文設定“國家隊”持股時間變量，采用截至當年末“國家隊”已持有公司股票年數來衡量，并且以“國家隊”持股時間的中位數為臨界值，將樣本劃分為較長時間持股和較短時間持股兩組分別進行回歸。表8的第（5）、（6）列結果表明，在持股時間較長的分組中，“國家隊”持股（Nap）對企業(yè)“漂綠”程度（GW）的回歸系數在10%的水平上顯著為負，而在持股時間較短的分組中，該系數不顯著，表明“國家隊”持股時間越長，越能充分發(fā)揮其對企業(yè)“漂綠”的治理效應。

（四）“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的經濟后果

黨的二十大報告指出，“高質量發(fā)展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務?！逼髽I(yè)作為市場的重要主體，其實現高質量發(fā)展的關鍵在于能否激發(fā)其高質量發(fā)展意愿?！皣谊牎蓖顿Y者作為一種具有政府背景的特殊機構投資者，通過注入資金助力企業(yè)經營、監(jiān)督企業(yè)管理層行為，抑制企業(yè)“漂綠”，將不斷激發(fā)企業(yè)內生發(fā)展動力。一方面，企業(yè)在節(jié)能減排、資源循環(huán)利用和生產流程優(yōu)化等方面的綠色實踐有助于提高資源利用效率，促進企業(yè)生產技術革新；另一方面，“國家隊”持股后企業(yè)良好的環(huán)境表現將帶來更高聲譽，有助于企業(yè)在市場中建立良性互動，贏得投資者信任并積累信譽資源，進而紓解企業(yè)面臨的外生系統(tǒng)性風險（席龍勝和趙輝，2022）[34]。此外，在企業(yè)減少“漂綠”行為、將更多資金注入綠色實踐后，新技術、新工藝引致的“創(chuàng)新補償效應”將會使收益抵消并最終超越成本（王雙進等，2022）[35]，進而提升財務績效。在較長的時間維度下，企業(yè)資源利用效率、抗風險能力和財務績效的提升以及生產技術的革新都將促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效提升，最終實現高質量發(fā)展。鑒于此，本文將從企業(yè)高質量發(fā)展維度考察“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為抑制作用的經濟后果。參考胡海峰等（2024）[36]的研究，選取企業(yè)全要素生產率（TFP_LP）作為企業(yè)高質量發(fā)展的代理變量，以企業(yè)“漂綠”程度（GW）作為中介變量，沿用前文的中介機制檢驗思路，構建如下計量模型：

[TFP_LPi，t=α0+α1NAPi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " "（9）

[TFP_LPi，t=α0+α1GWi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " " （10）

[TFP_LPi，t=α0+α1Napi，t+α2GWi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" （11）

表9匯報了經濟后果檢驗的結果，第（1）、（3）列均表明“國家隊”持股能顯著提升企業(yè)全要素生產率。第（2）列中企業(yè)“漂綠”程度的系數顯著為負，表明企業(yè)“漂綠”程度的增加將會降低企業(yè)全要素生產率，這可能是由于“漂綠”行為會抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，還將誤導利益相關者，使其對企業(yè)的環(huán)境績效和可持續(xù)發(fā)展能力做出錯誤判斷，導致資源配置效率低下，從而降低企業(yè)全要素生產率。進一步地，第（3）列顯示企業(yè)“漂綠”程度（GW）和“國家隊”（Nap）持股的系數都在1%的水平下顯著，并且“國家隊”持股（Nap）的系數有所下降，驗證了企業(yè)“漂綠”程度（GW）在其中發(fā)揮的中介作用，即“國家隊”持股能抑制企業(yè)“漂綠”，最終助推企業(yè)高質量發(fā)展。

六、結論與建議

本文以2015—2022年A股上市公司為樣本，探討了“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響。研究發(fā)現：（1）“國家隊”持股能有效抑制企業(yè)的“漂綠”行為，該結論在經過工具變量檢驗、傾向得分匹配檢驗、更換模型等一系列的穩(wěn)健性檢驗后仍然成立；（2）作用渠道檢驗表明，“國家隊”持股能通過緩解融資約束、提高治理水平兩個渠道抑制企業(yè)的“漂綠”行為；（3）“國家隊”持股對于非重污染行業(yè)、低市場化地區(qū)以及較長持股時間企業(yè)“漂綠”行為的抑制作用更為顯著；（4）“國家隊”持股通過對企業(yè)“漂綠”的抑制效應能有效促進企業(yè)高質量發(fā)展。

本文的研究結論具有如下政策啟示：第一，應進一步引導以“國家隊”為代表的長期機構投資者參與公司治理?！皣谊牎背止赡軌虬l(fā)揮治理效應，抑制企業(yè)“漂綠”行為，促使其切實踐行綠色發(fā)展理念。因此，政府應進一步完善有利于“國家隊”等長期機構投資者參與資本市場的制度機制，為其參與上市公司治理提供便利和政策支持；同時，應加強引導機構投資者堅定長期投資理念，嚴防短期套利行為，從而充分激發(fā)長期機構投資者的治理效應，推動企業(yè)規(guī)范經營和高質量發(fā)展。第二，應重視和加強“國家隊”持股在實現“雙碳”目標中的引領作用?！皣谊牎比胧械某跏紕訖C是救市維穩(wěn)，因此，其更傾向于持有和操作權重股。在“雙碳”目標下，應強化“國家隊”在經濟綠色低碳轉型中的引領作用，引導“國家隊”加大對綠色新能源產業(yè)的投資，并通過示范引領效應帶動更多社會資本流向綠色生產領域，從而有效緩解企業(yè)融資約束難題，降低企業(yè)“漂綠”動機，促使企業(yè)做到“真綠”。

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