技术经济

逆向混改与民营企业“漂绿”行为

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陈春林 , 何信刚

技术经济 | 企业技术经济 2024,43(10): 69-82

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技术经济 | 企业技术经济 2024, 43(10): 69-82

逆向混改与民营企业“漂绿”行为

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陈春林, 何信刚

作者信息

东北师范大学经济与管理学院长春 130117

陈春林,博士,东北师范大学经济与管理学院副教授,研究方向:企业经济与新经济地理学:

何信刚,东北师范大学经济与管理学院硕士研究生,研究方向:企业经济与环境经济学。

Reverse Mixed Ownership Reform and the “Greenwashing" Behavior of Private Enterprises

Chunlin Chen, Xingang He

Affiliations

School of Economics and Management Northeast Normal University Changchun 130117 China

出版时间: 2024-10-10 doi: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24031310

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摘要

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本文基于2013—2019年沪深A股上市的民营企业数据,从股权结构角度出发,探究了逆向混改对民营企业“漂绿”行为的影响及其作用机制。研究发现:逆向混改引入国有股东能够通过增强企业融资能力、改善管理层短视行为、提升企业环保责任感三条作用渠道,有效抑制民营企业愈演愈烈的“漂绿”问题。差异化分析了国有股权的治理效应,发现相较表述性操纵,国有股权对选择性披露的抑制作用更为明显。引入逆向混改二次项,验证了国有股权存在最优的参股比例。异质性分析从行业性质、企业信息披露程度及企业声誉出发,揭示了不同情境下逆向混改的绿色治理效应。基于此,本文从深入推动民营企业逆向混改进程、健全信息披露法律法规及加强企业团队建设三个方面提出了有关建议。

关键词

逆向混改 / 国有参股 / 民营企业 / 漂绿

Abstract

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Anchoring on the shareholding structure, the A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen in China from 2013 to 2019 was taken as a research sample, and the impact of reverse mixed ownership reform on the "greenwashing" behavior of private enterprises was discussed. Results show that by enhancing the financing capacity of enterprises, improving management's short-sighted behavior, and promoting enterprise' sense of responsibility for environmental protection, reverse mixed ownership reform can significantly alleviate the worsening problem about "greenwashing" behavior of private enterprises. The governance effects of state-owned equity was analyzed deferentially, the results show that reverse mixed ownership reform has a more significant inhibitory effect on selective disclosure compared to expressive manipulation. The quadratic term of reverse mixed ownership reform was introduced into the research to verify the existence of an optimal shareholding ratio for state-owned equity. Heterogeneity analyses revealed that governance effects of reverse mixed ownership reform in different contexts in terms of the nature of the industry, the degree of corporate disclosure, and corporate reputation. It puts forward relevant suggestions from three aspects, including that deepening the process of reverse mixed ownership reform in private enterprises, improving laws and suggestions on information disclosure, and strengthening the construction of corporate teams.

Key words

reverse mixed ownership reform / state owned equity participation / private enterprise / greenwashing

引用本文

陈春林, 何信刚. 逆向混改与民营企业“漂绿”行为. 技术经济, 2024 , 43 (10) : 69 -82 . DOI: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24031310

Chunlin Chen, Xingang He. Reverse Mixed Ownership Reform and the “Greenwashing" Behavior of Private Enterprises[J]. Journal of Technology Economics, 2024 , 43 (10) : 69 -82 . DOI: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24031310

正文

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一、引言

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环境信息披露是推动企业履行环保责任的重要机制, 也是社会公众参与和监督环境治理的重要方式 ^{[ 1 ]} 。党的十八大以来,我国扎实推进生态环境保护,并提出了包括生态文明建设在内的“五位一体”总体布局,不断推动和完善生态文明建设的顶层制度设计,先后颁布实施了《关于构建绿色金融体系的指导意见》《关于加强企业环境信用建设的指导意见》《企业环境信息依法披露管理办法》《关于共同开展上市公司环境信息披露工作的合作协议》等制度措施, 强制要求所有上市公司履行环境信息披露义务。

然而,在环境信息披露数量有所上升的同时,环境信息的披露质量却不容乐观 ^{[ 2 ]} 。受利益诱导,加之存在较小的曝光机会,一些企业和组织开始采取选择性披露环境事项或策略性表述环保信息的“漂绿”手段来粉饰环境绩效 ^{[ 3 ]} 。其中,不同于被赋予了更多政治目标的国有企业,民营企业在资金获取、风险承担、长期规划等方面往往处于劣势, 面对日益增加的环境治理压力, 民营企业更有可能采取“漂绿”手段粉饰环境绩效,以此帮助企业营造良好的绿色发展形象 ^{[ 4 - 5 ]} 。现有大量文献表明,“漂绿”作为一种伪社会责任行为,扭曲了市场与企业之间的正常信息交流,加重了外部利益相关者与企业之间环保信息的不对称程度 ^{[ 6 ]} 。企业通过实施“漂绿”不仅会损害自身声誉 ^{[ 7 ]} ,还会导致市场的逆向选择和环境披露信号失效 ^{[ 8 ]} 。而民营企业作为市场经济的主体, 又是环境治理的重要参与者, 民营企业的伪环保责任行为将会使得环境治理效果大打折扣,最终造成整体社会福利的损失 ^{[ 9 ]} 。因此,寻找有效的途径治理民营企业“漂绿”行为具有较强的现实意义。

为了解决企业愈演愈烈的“漂绿”行为,学术界已经从内外部治理角度出发进行了较为全面的研究。其中,吴烨伟等 ^{[ 10 ]} 、孙自愿等 ^{[ 11 ]} 、叶美惠和陈玲芳 ^{[ 12 ]} 、吴秋生和任晓姝 ^{[ 6 ]} 等学者基于外部视角,发现环境规制、媒体曝光、营商环境改善、绿色信贷政策等能够有效治理企业的“漂绿”行为。此外,从内部治理视角出发,李强和蒋洮 ^{[ 13 ]} 、王建新和曹智铭 ^{[ 14 ]} 、李强等 ^{[ 15 ]} 、沈弋等 ^{[ 16 ]} 等学者研究发现高管团队国际化、企业数字化转型、机构投资者退出威胁、中小股东监督等对企业“漂绿”行为同样也能产生显著的抑制作用。然而,遗憾的是,基于上述分析可知,尽管现有研究已经从不同角度、不同类型探讨了企业“漂绿”行为的治理问题,但仍存在两个方面的缺陷:第一,由于国有企业与非国有企业在内部治理和经济行为等方面存在较大差异,因此对“漂绿”行为也会呈现出不同的态度。虽然现有研究已经证实了民营企业相较于国有企业会表现出更高的“漂绿”倾向 ^{[ 5 ]} 。但是,针对民营企业“漂绿”行为的研究也仅停留在现象的揭示上,尚无文献专门针对民营企业“漂绿”行为的治理问题做进一步研究。第二,现有研究虽然从内外部视角验证了不同政策工具和行为主体对企业“漂绿”行为的抑制作用, 但这一治理效应并未触及根本。股权结构作为公司治理问题的逻辑起点,深刻影响着企业的行为和战略决策[ 17 ],企业内部股权制衡度越高,管理层的选择性行为就越受到限制,企业的环境信息披露水平也就越高 ^{[ 18 ]} 。伴随着我国混合所有制改革进入全面深化阶段,国有资本入股民营企业的“逆向混改”正成为新的发展方向 ^{[ 19 ]} 。现有研究表明,国有资本兼具资源效应 ^{[ 20 ]} 、治理效应 ^{[ 21 ]} 及政治属性 ^{[ 22 ]} ,通过股权形式入股民营企业,不仅能够凭借内部股权制衡有效抑制“漂绿”行为的发生,还能通过与民营企业形成共生关系, 缓解民营企业长期面临的融资约束难题, 改善管理层环境治理短视行为, 提升企业环保责任感,从而从根本上抑制“漂绿”行为的发生。

综上,为弥补现有研究的不足,本文基于2013-2019 年沪深 \(\mathrm{A}\) 股上市的民营企业样本数据,从股权结构角度出发,探究了逆向混改对民营企业“漂绿”行为的影响及其内部作用机制。本文可能存在的边际贡献在于:第一,本文从股权结构角度深入探讨企业“漂绿”行为的治理问题,扩展了企业“漂绿”行为治理机制的理论解释。尽管现有研究已经从内外部视角出发探讨了企业“漂绿”行为的治理问题 ^{[ 10 - 16 ]} ,然而较少关注到股权结构在企业行为和战略决策中的作用,而本文则以此为切入点,深入研究国有股权对“漂绿”行为的治理效应, 为政府在治理企业“漂绿”行为方面提供了理论依据。第二, 本文从 “漂绿”行为视角出发, 对民营企业混合所有制改革经济后果的研究进行了有益补充。一方面,尽管现有关于混合所有制改革的研究已取得较大建树,但研究主体多以国有企业为主 ^{[ 23 - 25 ]} ,较少关注民营企业的混改情况,而在仅有的研究中也只从创新能力 ^{[ 26 ]} 、企业韧性 ^{[ 17 ]} 、财务效应 ^{[ 27 ]} 等方面展开讨论; 另一方面,由于国有企业与非国有企业在内部治理和经济行为等方面存在较大差异,对“漂绿”行为也会呈现出不同的态度。而现有研究也并未专门针对民营企业“漂绿”行为的治理问题做进一步研究。鉴于此,本文从 “漂绿” 治理问题出发,对民营企业混合所有制改革经济后果做了深入探讨,弥补了现有研究的不足。第三,本文深入剖析了国有资本参股对民营企业“漂绿”行为治理的影响机制和适用情境, 突显了国有资本在资源和治理方面的强大优势, 以及其特有的政治属性。这一研究不仅有助于深化对国有股权参股和民营企业“漂绿”行为治理之间内在动机的理解, 也在一定程度上拓宽了企业股权结构与环境信息披露的理论研究。

二、理论机制与研究假设

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不同类型企业的资本组织形式有着不同的资源禀赋和治理结构 ^{[ 28 ]} 。由于国有股权兼具资源效应、治理效应及政治属性,因此,国有股权的注入会使得民营企业的资源禀赋、治理结构和价值观念等方面发生重要改变,进而可能作用于民营企业的经营行为 ^{[ 29 ]} 。基于此,本文从融资约束缓解、管理层短视行为改善及环保责任感提升三条作用渠道出发,深入分析逆向混改如何抑制民营企业的“漂绿”行为。图1 是本文构建的理论分析框架。

(一) 融资约束缓解渠道

较高的融资约束将直接或间接促使民营企业选择“漂绿”:一方面,在我国融资体系中,资金供需双方存在的信息不对称问题,以及制度安排下的信贷歧视是约束企业资金融通的关键原因 ^{[ 30 ]} 。由于信息披露制度的不完善, 以及缺乏有效的外部监管, 民营企业相较于国有企业信息披露质量较差, 可信度存在质疑, 这将导致其外源融资路径受阻。此外,民营企业经营规模小、实力弱、盈利波动性较大,其效益、品牌、管理很难达到银行的信用贷款要求 ^{[ 31 ]} ,无法获取经营所需的信贷资金。而环境治理、企业绿色转型需要一定程度的资金支持,较高的融资约束使得企业外部融资可得性不足[ 32 ], 面对日益严格的环境规制, 实施“漂绿”策略正成为民营企业的“理性”选择。另一方面,融资约束也会间接促使民营企业选择“漂绿”。为实现绿色发展, 国家持续完善绿色金融激励机制, 积极引导社会资金流向节能环保领域, 而相较于国有企业, 民营企业普遍缺乏有效的外部监督,因此会通过“漂绿”将非绿项目打造成绿色项目以获得更多资金的流入 ^{[ 33 - 34 ]} 。

国有股权能够通过 “信息效应” 和 “财务效应” 为民营企业带来积极的财务效应, 缓解企业面临的融资约束难题,抑制“漂绿”行为的发生。首先,基于信号理论,国有股权凭借良好的公信力可以为入股的民营企业形成隐性信用背书,在一定程度上能够削减商业银行对民营企业存在的“所有制歧视”,帮助企业获得规模更大、期限更长的银行贷款 ^{[ 35 ]} ；同时,国有资本参股时,有关部门会组织专业人员或邀请第三方专业机构对目标企业进行详细评估和分析比较, 若企业获得参股则可以向外界传递出入股企业产品质量优良、经营实力雄厚的积极信号,能够缓解民营企业在融资过程中出现的信息不对称问题,进而引导社会资本的流动方向,减轻企业融资压力,提高企业资金流动性 ^{[ 36 - 37 ]} 。其次,国有资本能够发挥 “财务效应”,一方面,内源融资渠道是企业的首选目标, 国有资本凭借强大的资金支持能够为民营企业提供持续稳定的现金流, 缓解企业融资难题；另一方面,通过引入国有股权,民营企业能够与政府建立 “共生关系”,这一关系为民企获取更多的政府支持提供了重要途径 ^{[ 38 ]} 。近年来,随着各级地方政府环保产业政策的出台,引入国有资本的民营企业将相对优先地获得如专项财政拨款、财政贴息及税收优惠等政策支持 ^{[ 39 - 40 ]} ,从而提高民营企业的经营现金流。综上, 国有股权无论是发挥 “信息效应” 还是 “财务效应”, 都可以直接或间接地为民营企业带来持续稳定的现金流,这不仅可以使企业拥有充足资金进行环境治理,降低“漂绿”风险,还能为企业进一步实现绿色转型提供资金保障,并通过绿色金融吸引更多社会资本的流入,从而降低民营企业“漂绿”行为。

(二) 管理层短视行为改善渠道

企业的“漂绿”行为实质上是一种短视行为。一方面, 根据制度理论, 面对日益严格的环境规制, 企业管理者通过实施“漂绿”这种伪社会责任行为可以在短期内获得制度压力下的合法性, 为企业的生存发展提供便利 ^{[ 41 ]} ；另一方面,环境治理与维护需要投入大量资金,相较于国有企业,民营企业资源较为有限,高额的环保费用不但会增加企业生产成本, 挤占经营资金, 甚至还会迫使企业忍受阵痛转型或停产, 对企业短期绩效产生负面影响 ^{[ 42 ]} 。较大的经营压力会增强企业管理层的不确定性感知,容易滋生通过走“捷径”改善企业不良处境的动机,而“漂绿”的实施成本更低,短期内不易被察觉,利润最大化原则会迫使企业采取“漂绿”的短视行为来粉饰环境绩效。

兼具“治理效应”的国有股权主要以两种方式改善民营企业管理层的短视主义, 抑制“漂绿”行为的发生:①直接治理效应。首先,国有股权入股能够对民营企业的环境治理、经营情况等展开更为深入的了解, 压缩了民营企业实施“漂绿”的空间。其次,伴随着国有股权持股比例的增加,国有股东会通过委派代表自身利益的高管作为全职监管人员监督企业管理层的行为, 从而降低与管理层之间的信息不对称程度。且国有股东持股比例越高,其委派高管的概率和规模也就越大,能够发挥的治理效应也越强,从而能够有效规范管理层行为,降低“漂绿”风险[ 4344 ]。最后,根据舞弊三角理论,压力是行为主体产生舞弊的动机[ 45 ],较大的环境治理与生产经营压力会增强企业管理层的不确定性感知, 使其产生获取短期安全和利益的违规意愿, 进而推动管理者将短视投机倾向转化为实际的“漂绿”行为。国有资本入股不仅能为民营企业提供财务资源,也能提供包括人才、技术及社会等非财务资源 ^{[ 46 ]} ,从而缓解民营企业所面临的经营压力。当企业面临的经营压力越小,管理层的不确定性感知会越少,采取“漂绿”行为的动机也就越弱。②间接治理效应。内部控制制度作为企业内部一项具备监督与约束功能的制度, 高质量的内控制度能够缓解企业内部信息不对称程度,推动企业自身形成 “事前-事中-事后” 的完整监督体系,加大企业违规行为的曝光风险 ^{[ 47 ]} 。赵彦锋等 ^{[ 48 ]} 研究表明,国有股权治理与内部治理存在替代效应,可以弥补民营企业内部控制质量的不足,强化企业治理结构,从而对民企管理层形成有效约束,改善其短视主义,降低“漂绿”风险。基于此可知,兼具“治理效应”的国有股权人股民营企业,不仅能够通过直接治理效应监督管理层行为,防止其将短视观念转化为实际的“漂绿”行为, 还可以通过间接治理效应弥补企业内部控制质量的不足, 强化企业内部治理结构, 从而可以有效约束管理层行为,降低“漂绿”风险。

(三) 环保责任感提升渠道

“漂绿”行为产生最主要的原因在于企业环保责任感的强弱, 而相较于国有企业, 利润最大化和外部监管缺失使得民营企业往往具备更低的环保责任感。一方面, 不同于被赋予更多政治目标的国有企业, 民营企业更加注重短期经济绩效和股东价值, 高额的环境治理成本会在短期内影响企业经济价值, 造成公司股价波动,因此民营企业承担环保责任的动力较弱,“漂绿”动机更强 ^{[ 49 ]} ；另一方面,外部监管缺失也在一定程度上降低民营企业环保责任感, 从而加大 “漂绿” 风险。由于民营企业并不由政府直接管理, 使得政府往往存在监管失灵的问题,这不仅会导致企业“漂绿”行为无法得到及时整改,从而削弱了法律的权威性和约束性, 同时, 较低的 “漂绿” 成本还会助长民营企业的违规行为, 降低企业环保责任感, 增加 “漂绿” 现象的发生 ^{[ 50 ]} 。

国有资本作为国家宏观调控的工具之一,在一定程度上被赋予了更多的政治目标 ^{[ 51 ]} 。基于此,本文认为国有股权参股可以提高入股企业环保责任感, 从而有效抑制民营企业“漂绿”行为。首先, 国有资本在某种程度上体现着国家的战略导向,通过股权的形式为民营企业注入“政治血脉”,并将社会性目标内化到民营企业的组织目标中,提升民营企业对国家环境保护、绿色发展政策的认知能力,从价值观念上引导民营企业塑造社会责任感,促使管理层在进行经营决策时兼顾环境效益 ^{[ 29 ]} ,从而提升企业环境治理质量,抑制“漂绿”行为的发生。其次,国有资本通过股权的形式进入政府监管失灵的角落,在一定程度上能够改善“统计偏差”的问题 ^{[ 52 ]} ,配合政府对入股企业进行有效监管,推动民营企业严格遵循环保法规,从而提升企业环保责任意识,减少“漂绿”行为的发生。最后,依据社会比较理论,民营企业中国有股权占比越高,国有资本参股所产生的信号效应也越强, 民营企业引入国有资本的政治成本也会增加。国有资本的入股将会引致更多新闻媒体和社会公众的关注, 在舆论监督下会迫使入股企业提升环保责任意识, 从而披露更高质量的环境信息 ^{[ 53 ]} ,在一定程度上能够抑制企业“漂绿”行为。同时,国有股东作为企业内部交易的知情者, 对民营企业 “漂绿” 行为处罚时, 会向市场传递出入股公司管理层 “不称职” 的负面信息, 这不仅会导致企业高管被更换,还有可能对其未来职业发展产生不利影响,影响其再就业。因此,管理层会通过加强自我约束、削弱短视倾向的方式来维护个人职场声誉和职业稳定,从而有利于提升管理层的环保责任感, 降低“漂绿”风险。

基于此, 本文提出假设1 和假设2 :

逆向混改能够有效抑制民营企业“漂绿”行为(H1)；

国有股权通过缓解融资约束、改善管理层短视行为和提升企业环保责任感三条路径抑制民营企业的 “漂绿”行为(H2)。

三、研究设计

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(一) 模型设计

为验证假设, 本文构建逆向混改与民营企业“漂绿”行为关系的基准回归模型, 具体形式如式(1) 所示。

(1)

\[\text{Greenwash}{}_{it}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{\text{Reve}}_{it}+{\alpha }_{2}\text{Controls}+\sum \text{Firm}+\sum \text{Year}+{\varepsilon }_{it}\]

其中: \(i\) 为企业； \(t\) 为年份； \({\alpha }_{0}\) 为常数项； \({\alpha }_{1}\) 的符号和显著性是本文关注的焦点,表示逆向混改对民营企业“漂绿”行为的影响； \({\alpha }_{2}\) 为控制变量系数；Greenwash 为被解释变量,表示民营企业的“漂绿”行为；Reve 为解释变量,表示企业逆向混改程度；Controls 为控制变量； \(\sum\) Firm 为企业固定效应; \(\sum\) Year 为年份固定效应; \({\varepsilon }_{u}\) 为随机扰动项。最后,本文使用企业层面的聚类标准误以规避估计偏差的问题。

(二) 数据来源

企业“漂绿”行为已不仅仅局限于煤炭、钢铁、石油化工等重污染行业,因此本文不着重选取重污染行业,而是选择2013-2019 年连续发布社会责任报告的沪深 A 股上市民营企业为研究样本,并根据研究需要对其进行了如下处理:①剔除了样本区间内处于特殊处理状态(ST)或退市风险警示(*ST)的企业；②剔除了金融行业上市公司；③剔除了上市期限不足一年的样本；④剔除了核心数据缺失的样本。同时,本文对连续性变量进行了上下1%的缩尾处理以避免异常值的影响,最终共得到了758 家公司的5306 个年度观测值。其中, 逆向混改数据来源于上市公司公开披露的年度报告,利用企查查、天眼查等网站辅助查找。“漂绿”行为数据来源于上市公司公开披露的环境责任报告、社会责任报告等。其他数据均来源于 Wind 数据库、国泰安 (CSMAR) 数据库等。本文确定2013-2019 年为研究期限的原因在于:①2013 年,党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中,将“积极发展混合所有制经济”单独列出,并强调“国有资本、集体资本、非国有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济,是基本经济制度的重要实现形式”,为推进逆向混改提供了制度保障,故本文选择2013 年为研究起点；②2020 年起新冠肺炎疫情的爆发可能会影响国有资本参股以及民营企业“漂绿”行为,同时也可能会对选取的指标造成扰动,故本文选择2019 年为研究结点。

(三) 变量定义

1. 被解释变量

企业“漂绿”行为(Greenwash)。借鉴黄溶冰 ^{[ 54 ]} 与陈玲芳 ^{[ 55 ]} 的研究,使用内容分析法计算民营企业的 “漂绿”程度, 具体步骤如图2 所示。

首先,从源头输入、生产流程、终端治理、环保管理4 个维度出发,确定21 个应披露事项,构建衡量企业 “漂绿”程度的指标体系。其中:①源头输入包括:原材料选择、供应商管控、绿色环保技术研发、环保投入、环保部门设立与运作;②生产流程包括:环保设备使用、环保技术改善、生产清洁度、污染监测、绿色办公；③ 终端治理包括:环保核查与认定、三废排放、循环利用、降污减排、生态恢复；④环保管理包括:环境影响评价、环保理念与目标、环保教育培训、环保违规事件披露、环保公益活动、奖项荣誉。

其次, 参考民营企业公开披露的可持续发展报告、社会责任报告等信息, 使用内容分析法并依据上述21 项指标, 分别确定民营企业中的已披露事项数, 以及已披露事项数中的象征性披露数。

最后, 将样本企业的 “漂绿” 行为划分为选择性披露 (Gwls)(企业通过“报喜不报忧”的方式选择性的报告环境事项)和表述性操纵(Gwle)(企业通过“含糊其辞”或 “多言寡行”的方式策略性表述环境信息)两种,并根据式(2)、式(3)分别计算出二者的结果,最后运用式(4) 计算出民营企业的“漂绿”程度。该指数越大说明企业“漂绿”程度越高。

选择性披露 \(\left({\text{ Gwls }}_{it}\right)={100}\times \left({1 -\text{ 已披露事项数 }/\text{ 应披露事项数 }}\right)\) (2)

表述性操纵 \(\left({\text{Gwle}}_{it}\right)={100}\times\) (象征性披露数 / 已披露事项数)(3)

(4)

\[\text{"漂绿" 程度}\left({\text{Greenwash}}_{it}\right)=\sqrt{{\text{Gwls}}_{it}\times {\text{Gwle}}_{it}}\]

2. 解释变量

逆向混改程度(Reve)。借鉴杨兴全等 ^{[ 56 ]} 的研究,本文采用前十大股东中国有股东累计持股比例(Reve_ \({ac})\) 作为民营企业逆向混改程度的代理变量。同时,为了使结论更加稳健,本文分别采用前十大股东中国有股东持股数除以前十大股东总股数(Reve_to)、前十大股东中国有股东持股数除以非国有股东持股数(Reve_ \({no})\) 、前十大股东中是否存在国有企业参股 (Reve_if) 三个指标作为民营企业逆向混改程度的替代变量进行稳健性检验。

3. 控制变量

为了控制对民营企业“漂绿”行为可能产生影响的其他因素, 本文围绕公司财务和治理特征两个维度, 选取了如下控制变量:① 公司基本财务特征包括:资产负债率(Lev)、总资产净利润率(Roa)、现金流比率 (Cashflow)、财务杠杆(FL)；②公司治理特征包括:董事人数(Board)、独立董事比例(Indep)、两职合一 (Dual)、是否被四大审计(Big4)。具体变量定义与衡量方法如表1 所示。

(四) 描述性统计

表2 呈现了所有变量的描述性统计结果。结果显示,2013-2019 年,涉及 “漂绿” 行为的民营企业占比约为11.6%,表明民营企业通过粉饰环境信息等手段实施“漂绿”欺骗行为的现象较为严重；从企业“逆向混改”程度来看,前十大股东中国有股东累计持股比例占比约为0.1%, 这表明相较于非国有股东持股来说, 国有股东持股比例较小, 民营企业 “逆向混改” 仍有较大的推进空间。

四、实证分析

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(一) 基准回归结果

表3 报告了逆向混改对民营企业“漂绿”行为影响的基准回归结果。其中,(1)列表示没有加入控制变量时的回归结果,结果显示,逆向混改程度 (Reve_ac) 的回归系数在 \(1\%\) 的水平上显著为负,说明逆向混改可以有效抑制民营企业的“漂绿”行为。在(2)列中,当包含了所有控制变量时, 逆向混改程度 (Reve_ac) 的回归系数仍在 \(1\%\) 的水平上显著为负；同时,从回归系数上看,在控制了企业和年份固定效应, 以及加入所有控制变量后,逆向混改程度 \(\left({\text{Reve_ac}\text{)}\text{的影响系数为}{0.045}\text{,这表}}\right)\) 明逆向混改每增加一个百分点, 民营企业 “漂绿” 行为就会下降0.045 个百分点。综上, 在控制了企业、年份固定效应后,无论是否加入控制变量,研究结果都表明,逆向混改能够有效抑制民营企业愈演愈烈的“漂绿” 行为,假设 \(\mathrm{H}1\) 得以验证,而逆向混改抑制民营企业“漂绿”行为的作用渠道还有待后文检验。

(二) 稳健性检验

1. 工具变量法

考虑到逆向混改与民营企业“漂绿”行为之间可能存在反向因果关系,因此,本文参考吴世农等 ^{[ 57 ]} 、王彩萍等 ^{[ 58 ]} 的研究,选择 “除自身外其他样本企业在同一省份和行业内国有资本的平均持股比例 \(\left(\text{Ave_Reve}\right)\) ”作为逆向混改程度 \(\left({\text{Reve}\_ {ac}}\right)\) 的工具变量。其合理性在于:一方面,同行业、同省份内其他样本企业国有资本的平均参股水平与本企业的逆向混改程度密切相关, 符合工具变量相关性的要求;另一方面, 其它样本企业国有股权持股比例与本公司“漂绿”行为不具有直接关系,符合工具变量外生性的要求。表4 为使用工具变量法后的检验结果,结果显示,(1) 列结果中 Ave_Reve 的回归系数在 \(1\%\) 的水平上显著为正,且第一阶段 \(F\) 值为706.06 , 远大于经验值10 , 说明选取的工具变量满足相关性条件。(2)列为第二阶段的回归结果,其中 \({KPL}\) (Kleibergen-Paap rk LM) 检验的值在1% 的水平上显著,拒绝了工具变量识别不足的原假设, \({CDF}\) (Cragg-Donald Wald \(F\) ) 检验的值为4990.029,大于弱识别检验10%水平的临界值,说明所选取的工具变量是有效的。从回归系数上看, Reve_ac 的回归系数显著为负,符号与基准回归结果一致。综上,基于工具变量法的检验结果, 逆向混改对民营企业“漂绿”行为仍可以产生显著的抑制作用, 本文主要结论稳健。

2. 倾向得分匹配 (PSM)

根据描述性统计可知,民营企业中只有小部分存在国有资本入股,这说明可能存在样本选择偏误导致的内生性问题。基于此, 本文按照前十大股东中是否存在国有股东将样本分为实验组和对照组, 以资产负债率、总资产净利润率、现金流比率、营业收入增长率、财务杠杆、董事人数、独立董事比例、两职合一、是否被四大审计及年度、行业等可能影响企业逆向混改的因素作为协变量,利用 Logit 模型,分别按照核匹配和卡尺匹配的方法进行倾向得分匹配。表5 为匹配后的结果, 可以看出回归结果无实质变化, 表明结论稳健。

3. 更换解释变量

本文分别采用前十大股东中国有股东持股数除以前十大股东总股数 \(\left({{Reve}\_ {to}}\right)\) 、前十大股东中国有股东持股数除以非国有股东持股数 \(\left({\text{Reve}\_ {no}}\right)\) 、前十大股东中是否存在国有企业参股 (Reve_if) 三个指标作为民营企业逆向混改程度的替代变量进行稳健性检验。表6 为更换解释变量后的回归结果,其中,(1)、(3)、(5)列表示没有加入控制变量时的回归结果,(2)、(4)、(6) 列表示加入所有控制变量后的回归结果, 结果显示, 无论是否加入控制变量, 逆向混改三种替代指标的回归系数均在1% 的水平上显著为负, 说明逆向混改能够有效抑制民营企业“漂绿”行为,结论稳健。

五、机制分析

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前文基准回归结果验证了逆向混改对民营企业“漂绿”行为的抑制作用, 而根据前文理论分析可知, 国有股权对“漂绿”行为的抑制作用主要通过缓解企业面临的融资约束难题、改善管理层的短视行为、提升企业的环保责任感三条渠道实现的。基于此,本节将进一步实证检验逆向混改对民营企业“漂绿”行为抑制作用的三条作用渠道。

(一) 融资约束缓解渠道

本文借鉴张泽南等 ^{[ 59 ]} 的研究,采用 SA 指数作为融资约束程度的代理变量。SA 指数越大,说明上市公司面临的融资约束程度越高,企业融资效率越低。表7 的(1)列展现了融资约束缓解渠道的检验结果。逆向混改程度 (Reve_ac) 的系数在1% 的水平上显著为负,表明国有股权能够发挥 “信息效应” 与 “财务效应”,为入股的民营企业带来积极的财务效应, 从而有效缓解民营企业面临的融资约束难题, 抑制“漂绿”行为的发生。

(二) 管理层短视行为改善渠道

本文借鉴 Lai 等 ^{[ 60 ]} 和李世辉等 ^{[ 61 ]} 的研究,采用研发支出削减作为企业管理层短视行为的代理变量。具体而言,以上市公司 \(t + 1\) 年与 \(t\) 年研发支出的差值除以 \(t\) 年末的总资产再乘以100 来衡量。研发支出削减数值越高, 说明企业用于研发的支出越多, 投资眼界越长远, 管理层短视程度越低, 反之则越高。表7 的(2) 列展现了管理层短视行为改善渠道的检验结果,逆向混改程度 (Reve_ac) 的系数在 \(1\%\) 的水平上显著为正,这表明国有股权能够发挥“直接治理效应”和“间接治理效应”改善民营企业管理层短视行为,抑制民营企业“漂绿”行为的发生。

(三) 环保责任感提升渠道

本文借鉴李亚兵等 ^{[ 62 ]} 的研究,基于绿色竞争优势、企业社会责任、外部环境压力三个维度选取一系列环保关键词 ^① ,并采用文本分析法统计上述关键词出现在公司年报中的频次,以此来衡量企业环境责任感。表7 的(3)列汇报了环保责任感提升渠道的检验结果,结果显示逆向混改程度(Reve_ac)的回归系数在1% 的显著水平上为正,表明国有资本作为国家宏观调控的工具之一,通过入股民营企业的方式提升企业环境责任感,从而实现其政治目标,提升企业环保责任感,进而抑制“漂绿”行为的发生。综上所述,国有股权能够通过缓解企业面临的融资约束难题、改善管理层的短视行为、提升企业的环保责任感三条作用渠道,抑制了民营企业的“漂绿”行为,假设 \(\mathrm{H}2\) 得以验证。

六、进一步研究

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(一) 逆向混改与差异化的“漂绿”行为

上文将企业的“漂绿”行为划分为两种,即:选择性披露(Gwls)(是指企业通过“报喜不报忧”的方式选择性的报告环境事项)和表述性操纵(Gwle)(是指企业通过“含糊其辞”或“多言寡行”的方式策略性表述环境信息)。为了更加深入的探究逆向混改的治理效果,本文将企业“漂绿”行为进一步细分后重新回归。结果如表8 所示, 其中 (1) 列为选择性披露 (Gwls) 的回归结果, 逆向混改程度 (Reve_ac) 的回归系数在1% 显著水平下为负, 而 (2) 列为表述性操纵 (Gwle) 的回归结果, 逆向混改程度 (Reve_ac) 的回归系数不显著, 这表明逆向混改能够有效抑制民营企业环境信息的选择性披露现象, 而对于表述性操纵的治理效果较弱。基于现有研究, 本文认为产生上述差异的原因可能在于: 尽管企业能够自由裁定以何种方式披露环境信息, 但相较于表述性操纵, 企业采取选择性披露的方式能够在很大程度上避免外界的质疑, 降低 “漂绿”曝光风险, 因此企业往往会采取选择性报告环境事项的方式对自身环境绩效进行粉饰 ^{[ 63 ]} 。而国有股权自身所具有的资源效应、治理效应及政治属性,能够督促企业在环境信息披露中做到“实事求是”, 降低“报喜不报忧”的“漂绿”行为的发生, 因此, 逆向混改能够有效抑制选择性披露行为的发生。

(二) 是否存在最优的国有资本参股比例

上文检验结果已经验证了国有资本参股对民营企业“漂绿”行为的抑制作用, 但是否国有资本参股比例越高, 国有股权对民营企业 “漂绿” 行为的抑制作用也会越强? 或者说是否存在最优的国有股东参股比例? 需要本文进一步探讨。为了检验上述疑问, 本文在模型(1)的基础上加入了解释变量逆向混改程度(Reve) 的二次项。回归结果如表9 所示, 结果显示逆向混改一次项的系数显著为负,二次项的系数显著为正, 这说明逆向混改与民营企业“漂绿”行为之间呈现正 \(\mathrm{U}\) 型的关系,即存在最优的国有股东参股比例。具体来看,在一定持股比例的范围内, 国有资本参股确实能够有效抑制民营企业“漂绿”行为的发生, 但当持股比例不断增加到可能会威胁民营企业的控股地位时, 其抑制作用会出现“过犹不及”的效应, 即逆向混改会助长民营企业“漂绿”行为的发生。出现这种“过犹不及”现象的原因可能在于:随着国有资本入股比例的不断提高,国有股权的话语权越来越大, 对民营企业的控制力也越来越强。同时, 相较于国有企业, 民营企业受到的监管约束较为宽松,仍存在较大的“漂绿”空间。为治理日益严峻的环境问题,政府不断提高环境治理在干部考核体系中的重要位置 ^{[ 64 ]} 。为了实现经济发展与环境治理的双重目标,地方政府官员会默许入股企业采取 “漂绿”的环境策略,将更多的资源用到生产活动中,不仅能够促进地区经济发展,还能通过“漂绿”策略营造出环境治理的假象,进而粉饰地区官员的环保业绩,实现经济发展与环境治理的双重目标。

(三) 异质性分析

1. 行业性质

在众多类型的信息披露中, 环境信息具有特殊性。对于重污染行业, 国家明令相关企业定期披露环境信息 ^{[ 65 ]} 。因此,重污染行业与非重污染行业在关注程度和经济行为上存在较大的差异,逆向混改对不同行业民营企业所发挥的作用也可能存在较大区别。本文借鉴王伊攀和何圆 ^{[ 66 ]} 的研究,根据中国证券监督管理委员会2012 年修订的《上市公司行业分类指引》中的相关定义,将所研究样本划分为重污染行业企业与非重污染行业民营企业两种。回归结果如表10 所示,结果显示对于非重污染行业民营企业来说,逆向混改的系数在1% 水平上显著为负,说明国有资本入股能够有效抑制非重污染行业民营企业“漂绿”行为的发生。而对于重污染行业民营企业来说, 国有资本入股不能对重污染行业民营企业“漂绿”行为产生影响。可能的原因在于:重污染行业民营企业作为绿色转型中的重点关注对象, 承受了各利益相关主体的监督, 相较于非重污染行业民营企业,重污染行业民营企业实施“漂绿”行为的空间较少, 查出后所付出的代价更大。因此, 重污染行业民营企业不需要国有股东监督也能有效杜绝“漂绿”行为的发生。而对于非重污染行业民营企业来说, 非重污染行业民营企业监督约束相对较少, 信息不对称程度相对较高, 存在较多的 “漂绿” 空间, 因此, 国有资本入股能够有效发挥监督治理效应, 缓解企业信息不对称程度, 从而抑制非重污染行业民营企业 “漂绿”的发生。

2. 信息披露程度

环境信息披露不足是致使“漂绿”事件频发的主要原因 ^{[ 67 ]} 。现有研究表明,当企业环境信息披露程度较低时,管理层的违规成本和被处罚的几率也都较低,因此管理层 “漂绿” 动机也更强 ^{[ 16 ]} 。基于此,本文进一步分析不同程度的环境信息披露水平对逆向混改“漂绿”行为治理效果的影响。借鉴杨志强等 ^{[ 68 ]} 的研究,本文采用交易量对收益率的影响系数 ( \({KV}\) 指数) 来衡量民营企业信息披露程度, \({KV}\) 指数越低表明上市公司信息披露质量越高。若民营企业信息披露水平大于行业平均水平, 即民营企业信息披露水平较低, 则赋值为1 , 反之赋值为0 。结果如表11 所示, 当环境信息披露水平较低时, 国有资本入股能够有效抑制民营企业 “漂绿”行为, 而当环境信息披露水平较高时, 引入国有股权不能发挥治理效应。其合理性在于:国有资本作为国家宏观调控的工具, 兼具治理效应与政治属性, 通过入股民营企业能够完善其股权结构, 改善企业内部治理状况,提高企业信息披露质量,从而弥补市场治理作用的不足, 抑制民营企业 “漂绿” 行为的发生, 促进地区企业的良性健康发展。

3. 企业声誉

根据声誉理论可知,声誉作为一种无形财产,可以为企业带来潜在经济利益。同时,声誉也是一种稀缺资源,需要长时间积累和维护 ^{[ 69 ]} 。因此,相较于低声望企业,高声望企业的管理层会极力维护企业声誉,主动约束自己的机会主义行为。本文借鉴宋岩等 ^{[ 70 ]} 的研究方法, 以形象因子、竞争能力因子、价值追求因子及跨界因子为切入点, 利用主成分分析法计算得到企业声誉的综合得分作为企业声誉的替代变量, 该得分越高则代表企业声誉越好。若民营企业声誉大于行业平均水平,即民营企业声誉较高,则赋值为1 ,反之赋值为0 。回归结果如表12 所示, 对于声誉较高的企业来说, 逆向混改的系数在1% 的水平上显著为负,而对于声誉较低的企业来说,逆向混改的系数不显著。可能的原因在于:一方面,相较于声誉较低的企业,高声望的民营企业凭借良好的公司形象能够吸引更多国有资本入股,并积极参与到公司治理中,强化企业治理结构,有效抑制企业“漂绿”行为的发生；另一方面,国有资本入股民营企业会吸引更多媒体的关注,新闻媒体的曝光会加大企业犯错成本,损害企业声誉。为防止企业声誉恶化,企业会加强环境信息披露质量,减少“漂绿”行为的发生。

七、结论与启示

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本文选取2013-2019 年中国沪深 A 股上市的民营企业作为研究样本, 实证检验了逆向混改对民营企业“漂绿”行为的影响, 并深入探讨了其中的作用机制, 得出了以下结论: ①国有资本凭借其独特的资源禀赋和治理结构,能够作用于民营企业的经营行为,抑制民营企业“漂绿”行为的发生,且该结果经过多项稳健性检验后依然成立；②机制分析结果表明,国有资本参股能够通过缓解企业融资约束难题、改善企业管理层短视行为的发生及增强企业的环保责任感三条作用渠道, 有效抑制民营企业“漂绿”行为的发生; ③差异化分析了国有股权的治理效果, 结论显示相较表述性操纵, 国有股权对选择性披露的抑制作用更为明显, 这为政府部门差异化制定治理策略提供了理论支撑；④进一步分析中还验证了尽管国有资本参股能够有效抑制民营企业的“漂绿”行为,但引入的国有股权存在最优的参股比例；⑤在异质性分析中,本文从行业性质、企业信息披露程度及企业声誉三个角度出发,分别检验了逆向混改对民营企业“漂绿”行为的影响,揭示了不同情境下逆向混改的绿色治理效应。

基于上述结论,本文提出如下几点建议:第一,深入推动民营企业逆向混改进程。尽管当前我国混合所有制改革发展越来越成熟,但逆向混改仍处于初级阶段,相关部门或机构应继续深化民营企业逆向混改进程, 发挥国有资本独特的资源禀赋和治理结构, 从而丰富企业的财务资源效应, 完善企业内部治理结构, 增强企业环保社会责任感,进而遏制民营企业“漂绿”行为的发生,实现国有资本与非国有资本的良性协同发展。第二,健全信息披露法律法规。证监会、生态环境部等相关机构应该联合出台与企业生产经营特征相契合的环境信息披露实施细则,强制推行环境报告鉴证机制,遏制企业“报喜不报忧”“多言寡行”的机会主义倾向。同时,还应大力发展专业的第三方环保监督、认证机构,积极推进包括环保审计在内的专业环境监管,提升企业环境信息透明度建设。第三,加强企业团队建设。民营企业作为经济发展中的重要组成部分, 应该提高自身环保意识,积极主动披露环境信息,减少“漂绿”行为的发生。此外,企业应该注重加强高管团队的培养,加强团队纳新力度,积极吸引海内外优秀人才,培养多元化的高管团队,从而促进企业的长远发展。

基金

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国家社会科学基金一般项目““双循环’新格局下我国体育产业供求均衡机制研究”(21BTY053)
国家自然科学基金面上项目“东北地区多尺度乡村类型演化时空特征、驱动机制及优化调控研究”(42071223)

参考文献

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文献

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2024年第43卷第10期

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doi: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24031310

接收时间：2024-03-13
首发时间：2025-07-20
出版时间：2024-10-10

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收稿日期：2024-03-13

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国家社会科学基金一般项目““双循环’新格局下我国体育产业供求均衡机制研究”(21BTY053)

国家自然科学基金面上项目“东北地区多尺度乡村类型演化时空特征、驱动机制及优化调控研究”(42071223)

作者信息

东北师范大学经济与管理学院长春 130117

参考文献

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https://castjournals.cast.org.cn/joweb/jsyjj/CN/10.12404/j.issn.1002-980X.J24031310

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2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

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TxT

变量符号	观测值	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
Greenwash	5306	0.116	0.043	0.027	0.122	0.175
Reve_ac	5306	0.001	0.006	0.000	0.000	0.070
Lev	5306	0.383	0.182	0.050	0.374	0.843
Roa	5306	0.044	0.053	-0.253	0.041	0.223
Cashflow	5306	0.048	0.062	-0.142	0.045	0.250
\({FL}\)	5306	1.221	0.597	-0.508	1.059	5.875
Board	5306	2.108	0.144	1.792	2.197	2.398
Indep	5306	37.684	5.080	33.330	36.360	57.140
Dual	5306	0.342	0.475	0.000	0.000	1.000
Big4	5306	0.033	0.179	0.000	0.000	1.000

变量符号	观测值	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
Greenwash	5306	0.116	0.043	0.027	0.122	0.175
Reve_ac	5306	0.001	0.006	0.000	0.000	0.070
Lev	5306	0.383	0.182	0.050	0.374	0.843
Roa	5306	0.044	0.053	-0.253	0.041	0.223
Cashflow	5306	0.048	0.062	-0.142	0.045	0.250
\({FL}\)	5306	1.221	0.597	-0.508	1.059	5.875
Board	5306	2.108	0.144	1.792	2.197	2.398
Indep	5306	37.684	5.080	33.330	36.360	57.140
Dual	5306	0.342	0.475	0.000	0.000	1.000
Big4	5306	0.033	0.179	0.000	0.000	1.000

变量	(1)	(2)
Reve_ac \({}_{it}\)	-0.038 ^***(-2.72)	-0.045^***(-3.06)
控制变量	No	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.012 \({}^{*\text{total}}\)(57.39)	0.014 ^**(2.00)
样本量	5306	5306
调整后 \({\mathrm{R}}^{2}\)	0.439	0.487

变量	(1)	(2)
Reve_ac \({}_{it}\)	-0.038 ^***(-2.72)	-0.045^***(-3.06)
控制变量	No	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.012 \({}^{*\text{total}}\)(57.39)	0.014 ^**(2.00)
样本量	5306	5306
调整后 \({\mathrm{R}}^{2}\)	0.439	0.487

变量	(1)	(2)
	Reve_ac \({}_{it}\)	\({\text{Greenwash}}_{it}\)
	第一阶段	第二阶段
\({\text{Ave_Reve}}_{it}\)	0.105 ^***(26.57)
Reve_ac \({}_{it}\)		-0.071**(-2.65)
控制变量	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes
样本量	5306	5306
\(F\) 检验	706.06 ***
Kleibergen-Paap rk LM 检验		11.148 ***
Cragg-Donald Wald \(F\) 检验		4990.029

变量名称	符号	衡量方法
“漂绿”行为	Greenwash	选择性披露和表述性操纵相乘后开根号
“逆向混改”程度	Reve_ac	前十大股东中国有股东累计持股比例
资产负债率	Lev	年末总负债／年末总资产
总资产净利润率	Roa	净利润/总资产平均余额
现金流比率	Cashflow	经营活动产生的现金流量净额/总资产
财务杠杆	\({FL}\)	(净利润+所得税费用+财务费用)/(净利润+所得税费用)
董事人数	Board	ln( 董事会人数)
独立董事比例	Indep	独立董事除以董事人数
两职合一	Dual	董事长与总经理是同一个人为1 , 否则为0
是否被四大审计	Big4	公司被四大 (普华永道、德勤、毕马威、安永) 审计为1 , 否则为0
企业	Firm	企业固定效应
年份	Year	年份固定效应

变量	核匹配	卡尺匹配
变量	(1)	(2)
Reve_ac \({}_{it}\)	-0.456}{^***(-3.11)	-0.460^***(-3.05)
控制变量	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.013 *(1.67)	0.014^**(2.12)
样本量	5122	5096
调整后 \({R}^{2}\)	0.516	0.492

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
Reve_to \({}_{it}\)	-0.012^***(-3.44)	-0.014 ^***(-3.64)
Reve_now			-0.009^***(-3.19)	-0.011^***(-3.37)
Reve_ifi					-0.010}{^***(-3.04)	-0.013}{^***(-3.45)
控制变量	No	Yes	No	Yes	No	Yes
固定效应	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
_cons	0.073 ^***(84.08)	0.070 ^***(2.85)	0.073 ^***(83.99)	0.070 ^***(2.85)	0.073 ^***(85.03)	0.070 ^***(2.85)
样本量	5306	5306	5306	5306	5306	5306
调整后 \({R}^{2}\)	0.429	0.477	0.428	0.476	0.429	0.478

变量	融资约束缓解渠道	管理层短视行为改善渠道	环保责任感提升渠道
变量	(1)	(2)	(3)
\({\text{Reve_ac}}_{it}\)	\(-{0.133}{}^{***}\left({-{6.22}}\right)\)	0.212 ^***(3.10)	0.483 \({}^{***}\left({2.61}\right)\)
控制变量	Yes	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes	Yes
样本量	5306	5306	5306
调整后 \({R}^{2}\)	0.668	0.213	0.326

变量	\({\text{Gwls}}_{it}\)	\({\text{Guvle}}_{it}\)
变量	(1)	(2)
\({\text{Reve_ac}}_{it}\)	\(-{0.020}{}^{***}\left({-{3.41}}\right)\)	\(-{0.022}\left({-{1.45}}\right)\)
控制变量	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.069 ^***(2.81)	-0.015 (-0.41)
样本量	5306	5306
调整后 \({R}^{2}\)	0.476	0.332

变量	重污染行业民营企业	非重污染行业民营企业
变量	(1)	(2)
Reve-\(a{c}_{it}\)	-0.083 (-1.29)	-0.094^***(-3.24)
控制变量	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.034 (2.80)	0.014 *(1.80)
样本量	2619	2707
调整后 \({R}^{2}\)	0.565	0.501

变量	环境信息披露程度高	环境信息披露程度低
变量	(1)	(2)
Reve-\(a{c}_{it}\)	-0.057 (-1.50)	-0.011^**(-2.20)
控制变量	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.015 (1.61)	0.043 ^**(2.42)
样本量	2647	3679
调整后 \({R}^{2}\)	0.578	0.615

变量	企业声誉高	企业声誉低
变量	(1)	(2)
Reve_ac \({}_{it}\)	-0.093 ^***(-3.00)	-0.114 (-0.45)
控制变量	Yes	Yes
固定效应	Yes	Yes
_cons	0.056 (0.51)	0.082 (0.47)
样本量	2669	2657
调整后 \({R}^{2}\)	0.534	0.760