何 山,楊思瑩,2(副教授)
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(shí)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(huì)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(huì)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(shí)(Pham 等,2020)等。但不容忽視的是,國有經(jīng)濟(jì)歷經(jīng)數(shù)十年的改革,依然是市場(chǎng)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(jì)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(jì)運(yùn)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(huì)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(duì)自身缺陷的深入認(rèn)識(shí),反而使得國企受到更多管制和監(jiān)督,牽動(dòng)著各方的目光。
此外,國有經(jīng)濟(jì)龐大的規(guī)模以及近四十年不間斷的市場(chǎng)化改革,使得我國國有經(jīng)濟(jì)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(duì)象?,F(xiàn)實(shí)中,中國國企的環(huán)境社會(huì)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(duì)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(bào)》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(xiàng)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(huì)”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(qiáng)參股管理有關(guān)事項(xiàng)的通知》,著重對(duì)央企參股行為進(jìn)行規(guī)范,隨后各地方國資委也出臺(tái)了類似政策,進(jìn)一步加強(qiáng)了國有股權(quán)在參股非國企中的積極作用?;诖?,國有經(jīng)濟(jì)會(huì)對(duì)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(huì)責(zé)任指標(biāo),探索混合所有制改革對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任的影響及其影響機(jī)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(huì)責(zé)任,并且提升的幅度與國有資本持股比例正相關(guān)。機(jī)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(shí)正向作用于企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境社會(huì)責(zé)任的提升會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)在價(jià)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(duì)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(dòng)作用。第二,拓展了企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任領(lǐng)域的研究。提升企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的方法不單單依靠各類外部監(jiān)管機(jī)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(duì)于企業(yè)行為直接的行政規(guī)制。第三,對(duì)上述影響的作用機(jī)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(shí)的作用鏈條,揭示了國有資本參股對(duì)非國企內(nèi)在運(yùn)行的影響機(jī)理。同時(shí),本文也論證了這種影響對(duì)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(dòng)非國企引入國有資本提供了理論和經(jīng)驗(yàn)支撐。
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(huì)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(huì)責(zé)任得到提升。多個(gè)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(jī)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(shí)證研究發(fā)現(xiàn),股權(quán)集中度與企業(yè)社會(huì)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(yàn)證了參股股東的積極作用(朱德勝和周曉珮,2016;San?tos 等,2015)。鑒于此,國有資本參股通過形成合理的股權(quán)制衡機(jī)制可能會(huì)對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)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(huì)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(duì)社會(huì)產(chǎn)生的影響。這體現(xiàn)為國有股權(quán)對(duì)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??梢姡袊鴩笾卫硭礁纳骑@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(duì)經(jīng)濟(jì)引導(dǎo)能力較強(qiáng)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(huì)將這種影響施加給對(duì)方,促使其提升企業(yè)環(huán)境社會(huì)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(yùn)營和決策都顯得較為謹(jǐn)慎?!胺乐箛匈Y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(yùn)營行為。而針對(duì)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(shí),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(duì)象運(yùn)營的合法性。同時(shí),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(duì)于國有股東的要求會(huì)更加重視,雙方在企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任上更容易達(dá)成共識(shí)?;谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵潞诵难芯考僬f:
假說1:國有資本參股非國企,能提升非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任。
本文基于上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表內(nèi)容以及公開發(fā)布的信息,手動(dòng)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(cái)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(shí)施新的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則,為了避免因會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變動(dòng)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(diǎn)。
為了避免異常值對(duì)計(jì)量結(jié)果產(chǎn)生影響,本文對(duì)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(duì)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(duì)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(gè)樣本觀測(cè)值。
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(gè)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(diǎn)。Bharath 等(2013)認(rèn)為,持股5%以上的股東會(huì)對(duì)公司運(yùn)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(dòng)態(tài)演變的影響機(jī)制。
2.被解釋變量:環(huán)境社會(huì)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(bào)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(huì)責(zé)任(Emission)指標(biāo)。為了更加全面地衡量企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任履行情況,從以下六個(gè)方面進(jìn)行測(cè)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(shí)施情況(Clean_production),則Clean_production 定義為1,否則為0。然后,將六個(gè)指標(biāo)加總并加1取自然對(duì)數(shù),構(gòu)造環(huán)境社會(huì)責(zé)任(Emis?sion)的綜合指標(biāo)。為進(jìn)一步強(qiáng)化相關(guān)研究的可靠性,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中分別使用六個(gè)指標(biāo)衡量企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任履行情況,進(jìn)行相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)。
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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度(Market)、固定資產(chǎn)密集度(Capint)、股權(quán)集中度(Top10)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、獨(dú)立董事比例(Indep)、董事長和總經(jīng)理二職合一(Du?al)、行業(yè)(Ind)和年份(Year)虛擬變量。變量的定義詳見表1。
表1 變量定義
基于非平衡面板數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)國有資本參股對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任的影響,本文構(gòu)建如下模型:
其中:被解釋變量Emission 為企業(yè)環(huán)境社會(huì)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(yàn)。
本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(huì)責(zé)任差異較大,整體而言相對(duì)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>
表2 描述性統(tǒng)計(jì)
表3 報(bào)告了國有資本參股與非國企環(huán)境社會(huì)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(yàn)證了混合所有制改革對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任的正向作用。表3的實(shí)證結(jié)果支持了假說1,從環(huán)境社會(huì)責(zé)任方面驗(yàn)證了國有資本參股的積極作用。基于國有資本公共服務(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(jì)效益的干預(yù)行為,進(jìn)而改善企業(yè)環(huán)境社會(huì)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(yùn)營方面的積極意義,進(jìn)一步說明了國有資本在社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)進(jìn)程中承擔(dān)著必不可少的職責(zé)。
表3 國有資本參股與非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任
國有資本參股與非國企環(huán)境社會(huì)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(huì)責(zé)任強(qiáng)的企業(yè),可能會(huì)造成樣本自選擇問題;第二,非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任提高之后會(huì)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(huì)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(huì)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(shí)驗(yàn)組,將單一所有制的非國企設(shè)為對(duì)照組。然后,基于最近鄰匹配(1∶1)的PSM 方法篩選出與實(shí)驗(yàn)組匹配的對(duì)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(qiáng)化了國有資本參股對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任正向作用的結(jié)論。
表4 PSM方法和被解釋變量前置一期檢驗(yàn)
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(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生影響可能存在一定的滯后性。同時(shí),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(shí)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(yàn)證了相關(guān)實(shí)證結(jié)論的可靠性。
3.工具變量法。由于環(huán)境社會(huì)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(cè)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,Klei?bergen-Paap rk LM statistic 均在1%的水平上顯著為正,拒絕了工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)。Cragg-Donald Wald F statistic 大于Stock-Yogo weak ID test critical val?ues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(jì)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(huì)責(zé)任,強(qiáng)化了研究結(jié)論的可靠性。
表5 工具變量法檢驗(yàn)
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(huì)責(zé)任指標(biāo)。環(huán)境社會(huì)責(zé)任指標(biāo)由六個(gè)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(shí)施情況(Clean_pro?duction)?;诖?,本文用這六個(gè)指標(biāo)綜合衡量企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任,進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證檢驗(yàn)。回歸結(jié)果顯示,Mix_dum 和Mixed 的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正,強(qiáng)化了相關(guān)的實(shí)證結(jié)論(由于篇幅限制,實(shí)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(dú)或者合計(jì)持有公司3%以上股份的股東,可以在股東大會(huì)召開10日前提出臨時(shí)提案并書面提交董事會(huì)?!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(yàn),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(duì)量(Relative_ratio)來衡量國有資本參股程度,然后進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果如表6中列(2)所示。實(shí)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(huì)責(zé)任。
表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)
3.替換計(jì)量方法。由于企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任指標(biāo)存在部分為0 的情況,為了更加合理地測(cè)度國有資本參股對(duì)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的邊際影響,本文采用Tobit模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)。回歸結(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(shí)證結(jié)論。
本文將進(jìn)一步考察國有資本參股對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任的影響機(jī)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(chǎng)信譽(yù),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(shí),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(shí)更強(qiáng),從而對(duì)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生影響。因此,本文將檢驗(yàn)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(shí)對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生正向影響。
為了檢驗(yàn)相關(guān)的作用機(jī)制,本文構(gòu)建網(wǎng)民關(guān)注度(Attention)和高管環(huán)保意識(shí)(Awareness)兩個(gè)指標(biāo),進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證研究。參考Reyes(2018)、Adra和Barbo?poulos(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(gè)方面衡量企業(yè)高管環(huán)保意識(shí):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(xiàng)行動(dòng)、環(huán)境事件應(yīng)急機(jī)制、環(huán)保榮譽(yù)或獎(jiǎng)勵(lì)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(gè)方面中的任何一個(gè)方面,則定義為0;如果包含一個(gè)方面,則定義為1;若包含2 個(gè)方面,則定義為2。然后以此類推。由此可知,高管環(huán)保意識(shí)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(duì)數(shù),構(gòu)造高管環(huán)保意識(shí)(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(yàn)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(shí)對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生積極影響。具體模型如下:
其中,Attention 表示網(wǎng)民關(guān)注度,Awareness 表示高管環(huán)保意識(shí),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(jì)量結(jié)果如表7所示。表7中,列(1)和(2)的實(shí)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(shí)證結(jié)果顯示,Mix_dum 和Attention 的交互項(xiàng)、Mixed 和Attention 的交互項(xiàng)均在10%的水平上顯著為正,表明網(wǎng)民關(guān)注度能夠強(qiáng)化國有資本參股對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任的促進(jìn)作用。表7 的實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了國有資本參股通過提升網(wǎng)民關(guān)注度對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生正向影響??赡艿脑蛟谟冢河捎趪笈c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(hào),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(chǎng)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(shí),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(duì)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的承擔(dān),從而提升企業(yè)的正面形象。
表7 網(wǎng)民關(guān)注度影響路徑的實(shí)證結(jié)果
模型(3)的回歸結(jié)果如表8所示。表8中,列(1)和(2)的實(shí)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(shí);列(3)和(4)的實(shí)證結(jié)果顯示,Mix_dum 和Awareness 的交互項(xiàng)、Mixed 和Aware?ness 的交互項(xiàng)分別在10%和1%的水平上顯著為正,表明高管環(huán)保意識(shí)能夠強(qiáng)化國有資本參股對(duì)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的促進(jìn)作用。表8 的實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了國有資本參股通過提升高管環(huán)保意識(shí)對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)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(tái),以及政府有關(guān)部門加大對(duì)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(shí)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(shí)強(qiáng)的高管。再者,高管是企業(yè)運(yùn)營的重要決策者,高管環(huán)保意識(shí)的增強(qiáng)可能通過外在壓力和內(nèi)部驅(qū)動(dòng)力影響企業(yè)的環(huán)境社會(huì)責(zé)任。外在壓力方面,環(huán)保意識(shí)強(qiáng)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(dòng)性環(huán)境戰(zhàn)略(Sharma,2000)。內(nèi)在驅(qū)動(dòng)方面,環(huán)保意識(shí)強(qiáng)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。
表8 高管環(huán)保意識(shí)影響路徑
為了進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的經(jīng)濟(jì)后果,即研究環(huán)境責(zé)任意識(shí)對(duì)企業(yè)價(jià)值和技術(shù)創(chuàng)新水平的影響,本文構(gòu)建模型(4)如下:
其中,Tq表示企業(yè)價(jià)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(jià)值,采用發(fā)明專利、外觀設(shè)計(jì)專利和實(shí)用新型專利申請(qǐng)量之和加1 取自然對(duì)數(shù)來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平。Emission表示環(huán)境社會(huì)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(shí)增強(qiáng)均對(duì)企業(yè)價(jià)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(cè),國有資本參股和環(huán)境責(zé)任意識(shí)增強(qiáng)對(duì)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(yàn)證了環(huán)境社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)價(jià)值和技術(shù)創(chuàng)新的正向作用。
表9 環(huán)境社會(huì)責(zé)任經(jīng)濟(jì)后果
在2020 年的聯(lián)合國大會(huì)上,習(xí)近平總書記提出了“雙碳”目標(biāo),這對(duì)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)提出了更高的要求,國企更是社會(huì)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(duì)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的影響及經(jīng)濟(jì)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(huì)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(jī)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(duì)企業(yè)的關(guān)注度,從而對(duì)公司環(huán)境社會(huì)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(qiáng)了企業(yè)高管環(huán)保意識(shí),促進(jìn)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境社會(huì)責(zé)任的增強(qiáng)能夠顯著提升企業(yè)價(jià)值和技術(shù)創(chuàng)新。
混合所有制改革和企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任都是我國微觀主體經(jīng)濟(jì)行為的重要方面,探討二者之間的關(guān)系及其潛在機(jī)制有利于促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境保護(hù)等社會(huì)責(zé)任的承擔(dān),也有助于加深對(duì)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(shí)踐啟示。本文結(jié)論對(duì)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(bǔ)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(jī)會(huì)和改進(jìn)的空間。本文論證了其中的一個(gè)方面,即國有股東由于具備更強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)和保護(hù)環(huán)境的需求,從而會(huì)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(duì)增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力和水平、促進(jìn)企業(yè)價(jià)值提升和平穩(wěn)運(yùn)行產(chǎn)生積極的影響。
第二,本文為提升公司環(huán)境社會(huì)責(zé)任提供了新的思路。以往提升公司環(huán)境社會(huì)責(zé)任的方法大多是通過政府各類強(qiáng)制性的政策規(guī)制實(shí)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(huì)促使非國企主動(dòng)提高環(huán)境社會(huì)責(zé)任,為提升企業(yè)高管的環(huán)境責(zé)任意識(shí)、促進(jìn)企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任承擔(dān)提供了更為合理的實(shí)踐方案。
第三,本文厘清了國有資本參股對(duì)非國企環(huán)境社會(huì)責(zé)任的影響路徑和經(jīng)濟(jì)后果。網(wǎng)民關(guān)注度和高管環(huán)保意識(shí)的提升有利于企業(yè)更好地履行環(huán)境社會(huì)責(zé)任,并且環(huán)境社會(huì)責(zé)任的增強(qiáng)可以提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)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(duì)企業(yè)行為的外部監(jiān)督效應(yīng),同時(shí)通過教育或制度約束強(qiáng)化企業(yè)高管的環(huán)保意識(shí)。對(duì)于企業(yè)而言,要發(fā)揮環(huán)境社會(huì)責(zé)任承擔(dān)對(duì)企業(yè)帶來的潛在紅利,通過積極履行環(huán)境社會(huì)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(jià)值增值。
【 主要參考文獻(xiàn)】
綦好東,郭駿超,朱煒.國有企業(yè)混合所有制改革:動(dòng)力、阻力與實(shí)現(xiàn)路徑[J].管理世界,2017(10):8~19.
郭進(jìn).環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響——“波特效應(yīng)”的中國證據(jù)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2019(3):147~160.
黃昕,平新喬.行政壟斷還是自然壟斷——國有經(jīng)濟(jì)在產(chǎn)業(yè)上游保持適當(dāng)控制權(quán)的必要性再探討[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2020(3):81~99.
梁思源,鄭田丹.政府審計(jì)能抑制國有企業(yè)“脫實(shí)向虛”嗎?——基于審計(jì)署審計(jì)結(jié)果公告的實(shí)證分析[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2022(4):108~122.
黎文靖,鄭曼妮.實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新?——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2016(4):60~73.
李增福,云鋒,黃家惠,連玉君.國有資本參股對(duì)非國有企業(yè)投資效率的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家,2021(3):71~81.
榮兆梓.國有資產(chǎn)管理體制進(jìn)一步改革的總體思路[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2012(1):16~25.
歐陽耀福,李鵬.論國有經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新力的核心地位[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家,2021(3):24~34.
齊紹洲,林屾,崔靜波.環(huán)境權(quán)益交易市場(chǎng)能否誘發(fā)綠色創(chuàng)新?——基于我國上市公司綠色專利數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2018(12):129~143.
斯麗娟,曹昊煜.綠色信貸政策能夠改善企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任嗎——基于外部約束和內(nèi)部關(guān)注的視角[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2022(4):137~155.
太平,趙東麒.在華外資企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任影響因素實(shí)證分析——基于在華銷售收入100 強(qiáng)外資企業(yè)面板數(shù)據(jù)[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào),2014(6):124~129.
楊超,謝志華.國有資本經(jīng)營預(yù)算銜接模式與選擇[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2020(1):3~11.
易陽,蔣朏,劉莊,辛清泉.政府放權(quán)意愿、混合所有制改革與企業(yè)雇員效率[J].世界經(jīng)濟(jì),2021(5):130~153.
余明桂,王空.地方政府債務(wù)融資、擠出效應(yīng)與企業(yè)勞動(dòng)雇傭[J].經(jīng)濟(jì)研究,2022(2):58~72.
趙璨,宿莉莎,曹偉.混合所有制改革:治理效應(yīng)還是資源效應(yīng)?——基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)投資效率的研究[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2021(1):75~90.
張英奎,劉思勰,曾雅婷,李賓.霧霾污染、經(jīng)營績效與企業(yè)環(huán)境社會(huì)責(zé)任[J].中國環(huán)境管理,2019(4):39~45.
中新經(jīng)緯.國資委:鼓勵(lì)國有控股上市公司引進(jìn)持股占5%甚至以上的戰(zhàn)投[EB/OL].https://baijiahao.baidu.com/s?id=1680338320241538382&wfr=spider&for=pc,2020-10-12.
朱德勝,周曉珮.股權(quán)制衡、高管持股與企業(yè)創(chuàng)新效率[J].南開管理評(píng)論,2016(3):136~144.
Abbas J..Impact of total quality management on corporate green perfor?mance through the mediating role of corporate social responsibility[J].Journal of Cleaner Production,2020(C):118458.
Abu Qa' dan,M.B.,Suwaidan M.S..Board composition,ownership structure and corporate social responsibility disclosure:The case of jordan[J].So?cial Responsibility Journal,2019(1):28~46.
Adra S.,Barbopoulos L.G..The valuation effects of investor attention in stock-financed acquisitions[J].Journal of Empirical Finance,2018(45):108~125.
Bharath S.T.,Jayaraman S.,Nagar V..Exit as governance:An empirical analysis[J].The Journal of Finance,2013(6):2515~2547..
Clegg L.J.,Voss H.,Tardios,J.A..The autocratic advantage:Interna?tionalization of state-owned multinationals[J].Journal of World Business,2018(5):668~681.
Jiang F.,Huang J.,Kim K.A..Appointments of outsiders as CEOs,state-owned enterprises,and firm performance:Evidence from China[J].Pacific-Basin Finance Journal,2013(23):49~64.
Kong D.,Wang L.,Wang M..Effects of anti-corruption on firm perfor?mance:Evidence from a quasi-natural experiment in China[J].Finance Re?search Letters,2017(23):190~195.
Liu Y..A comparison of China's state owned enterprises and their counter?parts in the United States:Performance and regulatory policy[J].Public Adminis?tration Review,2009(69):46~52.
Musacchio A.,Lazzarini S.G..State-owned enterprises as multinationals:Theory and research directions[J].State-Owned Multinationals,2018(17):255~276.
Reyes T..Limited attention and M&A announcements[J].Journal of Em?pirical Finance,2018(49):201~222.
Santos M.S.,Moreira A.C.,Vieira E.S..Governance with complex structures:Evidence from Western European countries[J].Journal of Business Economics and Management,2015(3):542~557.
Sharma S..Managerial interpretations and organizational context as predictors of corporate choice of environmental strategy[J].The Academy of Management Journal,2000(4):681~697.
Tong S.,Junarsin E.,Li C..A comparative study of Chinese SOE firm's boards and private firm's boards[J].Annals of Economics and Finance,2015(2):291~314.
Zhao D.,Hu W..Determinants of public trust in government:Empirical evidence from urban China[J].International Review of Administrative Sciences,2017(2):358~377.
Zhao Y.,Mao J.,Li Y..Local governments' environmental emphasis and corporate green innovation:Evidence from China[J].Economic Change and Restructuring,2022(4):2577~2603.