機構投資者退出威脅具有綠色治理作用嗎?

關鍵詞：綠色治理;機構投資者;退出威脅;漂綠

中圖分類號：F272. 3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2023）04-0072-11

一、問題提出

黨的二十大報告指出，要加快發展方式綠色轉型，深入推進環境污染防治。但是，由于環保項目投資周期長、現金流出大，一些企業通過粉飾環境信息等手段實施“漂綠”行為，塑造環境友好的虛假形象[1] 。關于如何治理企業“漂綠”行為，大量研究關注了債權人[2] 、媒體[3] 等利益相關主體的作用，較少考慮機構投資者。近年來，我國機構投資者蓬勃發展，政府監管部門也希望其發揮“壓艙石” 功能。作為企業外部股東和資本市場重要參與者，機構投資者是否具有綠色治理效應？

一般而言，股東主要通過“用手投票”和“用腳投票”參與公司治理。然而，投票權的“非完備性”會導致“用手投票”的監督作用失效。社會心理學中的退出威脅理論認為，具有信息優勢的股東可以通過退出行為威脅企業管理層，迫使管理層在個人私利與股東利益之間作出選擇[4] 。這一治理路徑介于“積極監督”與“消極退出”之間，為機構投資者等外部股東參與公司治理提供了新視角。相關研究表明，機構投資者能夠通過退出威脅降低盈余管理程度、改善企業投融資效率等[5] ，但目前尚缺乏針對“漂綠”行為的實證檢驗。另外需要指出的是，機構投資者一般通過集體行動參與公司治理，而這種相互影響關系將通過機構投資者內部的持股分布反映出來，當機構投資者持股較為集中時，更有助于發揮公司治理作用[6] 。那么，機構投資者退出威脅的綠色治理效應是否受到其持股集中度的影響？

針對上述問題，本文以2010—2021 年重污染行業A 股上市公司為樣本，考察機構投資者退出威脅對企業“漂綠”行為的影響效應、作用機制以及在不同情境下的異質性。本文可能的貢獻體現在：（1）著眼機構投資者退出威脅，為企業“漂綠”行為的治理研究提供了新思路。已有研究主要關注機構投資者持股的治理效應[7] ，忽視了其參與公司治理的其他方式。本文從“退出威脅”這一心理學概念出發，不僅探索了機構投資者退出威脅對企業“漂綠”行為的影響，而且考察了機構投資者持股集中度的調節作用，豐富了退出威脅發揮公司治理效應的邏輯框架，延伸了企業“漂綠”行為影響因素的理論外延。（2）厘清了機構投資者退出威脅對“漂綠”的作用機制?，F有文獻集中于退出威脅對企業盈余管理[8] 等經濟后果的影響機理，對綠色治理渠道探討較少。本文從直接治理與觸發監督兩個維度構建解釋路徑，透視了機構投資者退出威脅影響企業“漂綠”行為的“黑箱”，使之更加直觀和清晰。（3）考慮企業產權性質、審計質量與地區環境關注度等方面的差異性，揭示了不同情境下機構投資者退出威脅的綠色治理成效，有利于探究企業“漂綠”行為在某些領域愈演愈烈的原因，進而提高治理策略的靶向性。

二、文獻綜述與理論分析

（一）文獻綜述

1. 利益相關者對企業“漂綠”行為的影響研究?！捌G”是企業粉飾虛假環保行為的現象。根據利益相關者理論，企業發展有賴對利益相關者利益訴求的回應質量。已有研究從多個視角分析了不同利益相關者對企業“漂綠”行為的影響。第一，核心利益相關者與企業具有緊密利害關系，是企業“漂綠”行為的直接驅動因素。股東傾向運用低成本行為獲取最大化權益，為企業實施“漂綠” 創造了機會;企業管理層為追求經濟效益往往做出一系列短視行為，成為“漂綠”的直接誘因[9] 。第二，對于蟄伏利益相關者，只有當其自身利益未被滿足時，蟄伏利益相關者才會主動干預企業行為、影響企業經營合法性，這一明顯的利益傾向性提高了企業“漂綠”的可能性。其中，政府部門往往對綠色企業進行環境補貼，為獲取政府支持，部分重污染企業會對外作出空洞的綠色承諾[10] ;債權人的綠色信貸要求會驅使重污染企業粉飾自身環境業績[2] ，通過展現企業的環境友好形象獲取貸款;消費者對環境友好產品的需求與消費偏好持續增加，迎合這種綠色偏好也成為企業生產偽綠色產品的動機之一[11] 。

2. 機構投資者的治理作用研究。已有針對機構投資者參與公司治理的研究主要集中于經濟效應層面，從直接監督、退出機制以及退出威脅三個方面展開。從直接監督的視角看，機構投資者可以通過獲取董事會席位等機制參與公司決策，提升企業價值[12] 。然而，由于我國上市公司的股權集中度較高，當“用手投票”無效時，機構投資者也可以選擇“用腳投票”的退出機制表示不滿[13] 。另外，考慮到機構投資者可以影響散戶的投資行為，其可能以市場引導作用為籌碼發出退出威脅，“可置信”退出威脅的存在將會影響企業決策，進而提升財務績效[8] 、推動企業創新[14] 、提高投資效率[5] 等。對于機構投資者如何推動企業履行環境責任，學者們提出了“積極監督”與“退出倒逼”兩類效應。一方面，機構投資者可以通過實地調研[12] 提高企業環境信息披露質量，改善其社會責任績效;另一方面，能夠通過拋售重污染企業股票[15] 增加企業資本成本，迫使企業參與環境治理。

綜上可見，已有文獻對企業“漂綠”行為、機構投資者治理作用進行了大量探討，肯定了機構投資者對企業發展的積極性，但仍有一些問題亟需探索。相關文獻較為全面地考察了利益相關主體對企業“漂綠”行為的影響，但從機構投資者角度展開的實證研究較少;相較聚焦機構投資者參與公司治理的經濟效應，較少考慮機構投資者退出威脅的綠色治理作用。

（二）理論分析與研究假設

1. 機構投資者的綠色治理動機。近年來，機構投資者蓬勃發展，并憑借資金優勢與信息優勢成為公司治理的重要參與者。隨著我國經濟進入高質量發展階段，積極履行環保責任成為驅動企業價值創造的新引擎[7] 。為實現個體發展、滿足社會期待，機構投資者將密切關注企業環保行為。其動機主要包括：（1）從機構投資者個體層面而言，其財富積累有賴企業社會責任履行情況。因此，為追逐企業環境績效帶來的超額收益，機構投資者將密切關注企業是否真實履行環保責任。并且，由于社會公眾綠色投資理念的不斷深入，機構投資者將提高對企業社會責任的關注程度以滿足公眾的綠色期望，并借此籌集更多社會資本以擴大自身資金管理規模，提升潛在收益。（2）從社會層面來看，我國大力推進綠色發展，隨著《關于構建綠色金融體系的指導意見》等相關政策的出臺、綠色社會規范等非正式制度的出現，機構投資者希望自身投資有助于實現社會目標，并愿意為此讓渡自身利益[16] 。

2. 機構投資者退出威脅的綠色治理機制。機構投資者會依托自身優勢推動企業重視環境保護。具體而言，機構投資者退出威脅對企業“漂綠”行為的影響包括：

第一，機構投資者退出威脅能夠直接抑制管理層與控股股東自利傾向，促使企業減少“漂綠” 行為。委托代理理論認為，由于信息不對稱的存在，企業管理層與控股股東將利用各自的權力優勢攫取私有收益[17] ，而機構投資者退出威脅可以有效緩解管理層與控股股東的私利行為。主要表現在：（1）機構投資者是企業內部交易的知情者，當其憑借信息優勢發出較高“可置信度”的退出威脅時，會向市場傳遞企業管理層“不稱職”的負面信息，導致企業高管被更換，并且影響其再就業。因此，為保護自身職位安全與職場聲譽，管理層會削弱短視傾向以避免機構投資者真正退出。（2）相比其他中小股東，機構投資者具備更強的分析能力，其行為具有引領作用。當機構投資者發現控股股東通過控制權優勢攫取私有收益時，其退出威脅會引發其他中小股東做空股票的“羊群效應”，導致企業價值的損失。因此，控股股東將會迎合機構投資者的環保需求，減少自利行為，將資源更多投入環保事項。

第二，機構投資者退出威脅能夠引發其他利益相關者監督，推動企業“真綠”。當機構投資者實施退出威脅時，可以借助信息優勢向資本市場傳遞企業經營好壞的“信號”。媒體作為資本市場傳播信息的介質，將會密切關注機構投資者的行為信號。已有研究表明，媒體能夠通過外部監督參與公司治理[3] 。媒體報道不僅會提升媒體自身對于企業的關注度，還可以通過媒體的聚光燈效應引發更多其他利益相關者的關注。如果企業繼續進行“偽社會責任”行為，將會降低公眾對品牌的滿意度，改變供應鏈上下游主體的合作態度，甚至會引發政府監管部門的注意，增加企業經營的合法性風險。可見，機構投資者退出威脅引發了其他利益相關者的共同治理，企業為維護自身聲譽將減少“漂綠”行為。

綜上，在直接治理與觸發監督雙重作用下，企業會更加高質量地履行環境責任。據此提出研究假設1：

H₁：機構投資者退出威脅能夠抑制企業“漂綠”行為。

根據集體行動理論，當機構投資者內部持股較為分散時，其可能缺乏參與公司治理的積極性及能力。反之，在股權較為集中的情況下，機構投資者更容易形成集體行動參與公司治理。

一方面，當機構投資者持股集中度較高時，大機構將承擔帶頭人的角色，機構投資者內部更容易達成監管公司治理層的集體行動[18] 。一旦大機構發出“退出威脅”的信號，控股股東與管理層出于對機構投資者集體行動的擔憂，將會改變潛在的自利性，降低“漂綠”行為傾向。另一方面，較高的機構股權集中度將降低機構之間的信息獲取成本，放大機構投資者的專業優勢和信息優勢，使得機構投資者更有機會獲取企業的環保行為細節，及時作出應對。此時，當機構投資者表示出“退出威脅”時，將引發外部媒體的特別關注，提升外部利益相關者的廣泛重視，增強機構投資者退出威脅的震懾效應?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O2：

H₂：機構投資者持股集中度越高，其退出威脅對企業“漂綠”行為的抑制作用越顯著。

本文構建的理論分析框架如圖1 所示。

三、研究設計與數據說明

（一）樣本選擇與數據來源

由于重污染行業高能耗、高排放的特征，其環境治理問題是我國環保工作的重中之重。因此，本文選擇2010—2021 年我國滬深A 股重污染行業上市公司為研究對象，按照生態環境部公布的《上市公司環境信息披露指南》，將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業等16 類行業認定為重污染行業。對數據進行如下處理：剔除被ST、^? ST 的企業樣本數據;剔除主要變量數據存在異常值或缺失的樣本。最終得到7 488 個公司—年度觀測值。為避免極端值可能產生的影響，對主要連續變量進行了上下1%縮尾處理。

數據來源如下：企業“漂綠”數據來自企業披露的年度報告、ESG 報告、環境報告書及可持續發展報告，均為手工搜集整理得出;企業財務數據與其他特征數據均來自CSMAR 數據庫，機構投資者數據來自RESSET 數據庫，媒體關注度數據來源于CNRDS 網絡財經新聞庫。所有數據均進行了多維度檢查，確保準確一致。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：“漂綠”程度（GWL）?！捌G”是企業為獲取合法環境權益的手段，其環境層面的虛假宣傳多于實質環保行動。本文根據黃溶冰等[19] 的研究，從治理與結構、流程與控制、輸入與輸出、守法與合規等4 個方面、20 個細分事項建立“漂綠”程度衡量指標體系，將企業“漂綠”行為界定為選擇性披露（有選擇地報告環境事項）與表述性操縱（策略性美化環保事項）。在此基礎上，運用內容分析法計算企業“漂綠”程度，計算邏輯如圖2 所示。

3. 調節變量：機構投資者持股集中度（IHHI）。借鑒孔東民等[18] 的研究方法，采用赫芬達爾指數衡量機構投資者的股權集中度，當IHHI 大于年度中位數時賦值為1，否則為0。

4. 控制變量。參考黃溶冰等[23] 的研究，選取如下控制變量：公司規模（Size）、盈利能力（ROA）、財務杠桿（LEV）、產權性質（Own）、兩職合一（Dual）、董事會規模（Board）、獨立董事占比（independent）、成長性（Growth）、現金持有水平（Cash）、高管薪酬（Lnpay）、股權集中度（Shrcr1）、有形資產比率（Tanasset）。此外， 本文還控制了行業（ Ind ）、年份（Year）、省份（Province）等虛擬變量。主要變量說明如表1 所示。

四、實證檢驗及結果分析

（一）描述性統計及相關性分析

描述性統計結果如表2 所示，“ 漂綠” 程度（GWL）的均值為3. 865，中位數為4. 064，最小值為0，表明樣本企業“漂綠”水平總體偏高且存在個體差異。機構投資者退出威脅（ IET） 的均值為0. 013，最大值為0. 123，說明不同企業的機構投資者退出威脅差異較大。控制變量方面，產權性質（Own）的均值表明國有企業樣本占49. 2%;獨立董事占比（independent）的均值為0. 369，最小值為0. 333，符合國家相關規定。其他變量的描述性統計與現有研究不存在顯著差異，表明樣本選擇具有合理性。

表3 列示了主要變量間的Pearson 相關系數。結果顯示，機構投資者退出威脅與企業“漂綠”程度的相關系數顯著為負，表明二者之間可能存在負相關關系，初步支持了研究假設1。其他變量的相關系數均小于0. 6。此外，為避免多重共線性對回歸結果的影響，本文計算了解釋變量與控制變量之間的方差膨脹因子（VIF），結果顯示VIF 均小于2，表明不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）基準回歸結果分析

本文采用OLS 方法對實證模型進行回歸分析，同時在回歸中使用了公司層面的聚類穩健標準誤，以修正異方差可能造成的估計偏差。表4 列示了假設1的檢驗結果。列（1）報告了僅控制年份、行業和省份固定效應的情況下，機構投資者退出威脅對“漂綠”行為的治理效應，結果顯示機構投資者退出威脅的系數顯著為負。在此基礎上，列（2）加入了全部控制變量，機構投資者退出威脅的回歸系數為-1. 671，在10%的水平上顯著，意味著機構投資者退出威脅有助于抑制企業“漂綠”行為，假設1 得到支持。從經濟意義上看，機構投資者退出威脅每上升一個標準差，企業“漂綠”程度將會減少0. 89 個百分點。究其原因：一方面，機構投資者退出威脅發揮直接治理作用，減少管理層和控股股東的短視傾向;另一方面，機構投資者退出威脅能夠強化外部監督力度，引發媒體、公眾和政府部門等關注，抑制企業“漂綠”行為的發生。

然而，對上述結論可能的憂慮是，由于部分重污染企業環境治理問題較為嚴重，因此較其他行業企業，持有重污染企業的股票可能存在較高風險，進而損害機構投資者的經濟利益。即機構投資者通過退出威脅參與企業治理可能出于對經濟利益的追逐，而非純粹的綠色動機。為排除這一替代性解釋，本文借鑒姜廣省等[16] 的做法，運用公司股票收益率的標準差衡量企業風險水平（CRT），回歸結果列示于表4 列（3）。結果表明，在控制企業風險因素后，機構投資者退出威脅的回歸系數仍然顯著為負，表明企業風險水平并未對本文結論產生影響。

此外，為進一步考察機構投資者持股集中度的影響，本文將樣本分為高持股集中度（IHHI =1）和低持股集中度（IHHI = 0）兩個子樣本，進行了分組檢驗。由表4 列（4）、（5） 結果可知，在持股集中度較高（IHHI =1）的情況下，IET 的回歸系數顯著為負，但在IHHI =0 時，IET 回歸系數不顯著，且通過了組間差異性檢驗，說明較高的持股集中度有助于激發機構投資者退出威脅的綠色治理效應。上述結果支持了假設2。其原因可能是，機構投資者持股越集中，越能夠形成集體行動，進而提升退出威脅的震懾力度。

（三）內生性檢驗

1. Heckman 兩階段回歸。借鑒陳克兢等[14] 的研究方法，構造了機構投資者退出威脅的決定因素模型;然后，將IMR 作為控制變量加入模型（7）中進行回歸分析。

2. 控制企業層面的個體固定效應。為控制不隨時間變化的個體層面影響因素，采用公司固定效應模型進行回歸分析。

3. 增加控制變量。由于本文回歸模型可能存在遺漏變量等問題，借鑒黃溶冰等[19] 的研究，增加監事會規模、環境規制等可能的遺漏變量。

4. 改變時間序列。考慮到機構投資者退出威脅的滯后性影響，對解釋變量與控制變量進行滯后1 期處理，并進行回歸檢驗。

內生性檢驗結果如表5 所示。Panel A 報告了假設1 的內生性檢驗結果。其中，列（1）為Heckman 兩階段的回歸結果，IET 的回歸系數在10%的水平上顯著為負，支持了前文的研究結論;表5（2） ～（4）列分別報告了其他三種內生性檢驗結果，本文關注的回歸系數仍然顯著為負，研究結論仍然成立。Panel B 展示了假設2 的內生性檢驗結果，可以看出股權集中度較高時，機構投資者退出威脅對企業“漂綠”行為的抑制作用更加顯著，研究結論未發生改變。

（四）穩健性檢驗

1. 變更解釋變量的衡量方式。前文運用股票流動性與機構投資者競爭程度的乘積衡量機構投資者退出威脅，借鑒廖靜等[5] 的方法，運用流通股年均換手率作為股票流動性的代理變量，重新計算機構投資者退出威脅程度（IETRE）。

2. 引入交互固定效應。在前文分別控制年份、行業與省份固定效應的基礎上，引入年份、行業與省份的交互固定效應（Year×Ind×Province）。

3. 變更回歸方法。本文的因變量企業“漂綠”程度是以0 為下限的拖尾變量，采用Tobit 回歸方法對樣本數據進行重新估計。

4. 重新選擇樣本回歸窗口。2010 年我國開啟融資融券制度，融資融券交易系統的開通大幅提升了股票的流動性，推動機構投資者通過退出威脅參與企業治理。該制度啟動后，于2013 年、2014 年、2016 年、2019 年分別進行擴容。因此，本文分別以2010—2013 年、2010—2014 年、2010—2016 年、2010—2019 年的數據進行回歸。

如表6 所示，Panel A 報告了假設1 的穩健性檢驗結果，Panel B 展示了假設2 的穩健性檢驗結果。部分穩健性檢驗因篇幅所限未在文中列示。結果表明本文的研究結論是可靠的。

五、拓展性分析

（一）作用機制分析

前文基準回歸結果驗證了機構投資者退出威脅對企業“漂綠”行為的抑制作用，然而具體作用機制尚未檢驗。理論分析指出，機構投資者退出威脅主要通過直接治理、觸發其他利益相關者監督兩種途徑影響企業“漂綠”行為。本文采用代理成本衡量直接治理的成效，采用媒體監督衡量其他利益相關者監督，檢驗機構投資者退出威脅對中介變量的影響效應，檢驗模型構建如下：

其中，Median_i，t 為中介變量，分別運用第一類代理成本（AC1）、第二類代理成本（ AC2） 與媒體監督（Media）作為替代。其中，借鑒參考陳克兢[22] 的研究，利用（管理費用+銷售費用） / 總資產衡量第一類代理成本（AC1），采用其他應收款與總資產之比計算第二類代理成本（AC2）;借鑒宋建波等[24] 的做法，運用網絡上出現的該公司新聞總數加1 的自然對數衡量媒體監督（Media）。

從表7（1） ～（3）列的回歸結果可知，機構投資者退出威脅的回歸系數分別為- 0. 443、- 0. 027、3. 770，且均通過了顯著性檢驗。表明機構投資者退出威脅一方面能夠直接抑制企業管理層與控股股東的自利傾向;另一方面，引發其他利益相關者監督，強化共同治理力度，降低企業“漂綠”程度。上述回歸結果與前文理論分析一致。

（二）異質性分析

1. 產權性質。在不同產權性質的企業中，機構投資者退出威脅的綠色治理效應可能存在差異性。將樣本企業分為國有企業與非國有企業兩個子樣本，并進行分組回歸。由表8（1）、（2）列的結果可知，在國有企業中，IET 的回歸系數未通過顯著性檢驗;而非國有企業子樣本的IET 回歸系數在10%的水平上顯著為負，且兩者通過了組間差異性檢驗。該結果表明，非國有企業中，機構投資者退出威脅可以更好地抑制“漂綠”。相較具有控制權優勢的國有大股東，我國機構投資者的力量較為薄弱，導致其退出威脅的綠色治理效應相對有限。而在非國有企業中，機構投資者扮演了相對重要的公司治理角色，對“漂綠”行為的震懾效應也更明顯。

2. 審計質量。參考宋建波等[24] 的方法，根據企業是否聘請國際“四大”會計師事務所將樣本劃分為高質量審計組（Big4=1）和低質量審計組（Big4=0），回歸結果如表8（3）、（4）列所示。在審計質量較高的子樣本，IET 的回歸系數不顯著，而審計質量較低時的IET 回歸系數顯著為負，且兩者通過了組間差異性檢驗?？梢姡^低的審計質量更能夠體現機構投資者退出威脅的綠色治理效應，機構投資者退出威脅與外部審計之間存在“替代關系”。

3. 公眾環境關注度。公眾對環境治理的關注程度可能對機構投資者退出威脅的綠色治理效應產生不同影響。借鑒吳力波等[25] 的方法，采用百度“霧霾”關鍵詞年度搜索指數衡量公眾環境關注度水平，并按照中位數劃分為低關注度組和高關注度組兩個子樣本，表8（5）、（6） 列報告了回歸結果。當公眾環境關注度較低時，機構投資者退出威脅的回歸系數不顯著;當公眾環境關注度較高時，機構投資者退出威脅的回歸系數為-2. 692，在1% 的水平上統計顯著，上述回歸結果通過了組間差異性檢驗?？梢钥闯觯^高的公眾環境關注度有助于強化機構股東“退出”信號的外部監督力度。

六、結論與啟示

（一）研究結論

本文運用2010—2021 年重污染行業A 股上市公司數據，分析機構投資者退出威脅對企業“漂綠”行為的影響及作用機理。研究發現：機構投資者退出威脅能夠抑制企業“漂綠”行為，并且該積極作用在機構投資者持股集中度較高的情況下更加顯著;機制檢驗結果表明，機構投資者退出威脅可以直接降低企業管理層與控股股東自利傾向，并引發其他利益相關者監督，進而作用于“漂綠”行為;若企業為非國有性質、審計質量較低、所在地區的公眾環境關注度較高，機構投資者退出威脅具有更為明顯的綠色治理效應。

本文從企業“漂綠”行為出發，為機構投資者退出威脅如何發揮綠色治理作用提供了經驗依據。在我國“政府主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與”的現代環境治理體系中，需要發揮機構投資者“壓艙石”的重要作用。

（二）政策建議

第一，監管機構應加強頂層設計，引領機構投資者參與綠色治理。政府職能部門應完善機構投資者保護機制，通過合理的政策傾斜、稅收優惠或投資補貼等方式調動機構投資者參與公司治理的主觀能動性，形成與機構投資者綠色治理相適應的制度環境。同時，應系統優化資本資源配置格局，提升市場資源配置效率，營造機構投資者“愿意來、留得住、起作用”的市場環境。

第二，企業應優化機構股東結構，釋放企業綠色發展的新動能。適當提升機構投資者持股規模，強化少數大機構投資者對企業環保行為治理的引領作用，不斷探索機構投資者集中行動的綠色治理模式。此外，對于機構投資者退出威脅治理作用較弱的國有企業，應當強化與機構投資者的溝通交流，充分利用機構投資者的信息優勢和專業優勢，將退出威脅轉化為企業綠色發展的外驅力。

第三，應構建企業、機構投資者、媒體等多主體協同的“漂綠”治理體系。一方面，企業應繼續強化環境保護意識，貫徹“綠水青山就是金山銀山”的綠色發展理念，提升內部治理水平，從根源上降低“漂綠”發生的可能性。另一方面，應強化機構投資者、媒體等外部利益相關者的監督強度，形成內部治理、外部監督的雙重治理機制，壓縮企業“漂綠”空間，實現全方位、多主體、高效協同的綠色治理體系。