國有資本參股能改善民營企業ESG表現嗎

陳曉芳 成楊

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2024．05．010

【摘要】本文以2010 ～ 2021年A股民營上市公司為樣本， 通過構建固定效應模型， 實證檢驗國有資本參股對民營企業ESG表現的影響。研究結果表明， 國有資本參股能顯著改善民營企業ESG表現。機制分析發現， 國有資本參股通過提升民營企業的綠色創新能力、 提高民營企業的信息透明度以及緩解民營企業的委托代理問題等多措并舉地改善其ESG表現。異質性分析發現， 國有資本參股在內部控制能力較差和面臨較嚴重融資困境的民營企業中發揮更加積極的作用。此外， 媒體關注在國有資本參股與民營企業ESG表現之間起到正向調節作用， 且國有資本參股與民營企業ESG表現發揮的協同作用能提升企業的市場競爭力。本研究有助于深入理解國有資本參股對民營企業ESG表現的影響， 賦能經濟高質量發展， 助力國家“雙碳”目標的實現。

【關鍵詞】混合所有制改革；國有資本參股；民營企業；ESG表現

【中圖分類號】 F276? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2024）05-0066-8

一、 引言

黨的十八大將生態文明建設納入中國特色社會主義事業“五位一體”總體布局， “美麗中國”成為生態文明建設的遠景目標。在這一大政方針的引導下， 中國經濟的發展翻開了新的歷史篇章， 即實現由高速增長向高質量發展轉型， 一舉成為世界上能耗強度降低最快的國家之一。為進一步響應《巴黎協定》的號召、 推動中國經濟的高質量發展、 加強生態環境建設， 習近平總書記在第七十五屆聯合國大會上首次提出中國的“雙碳”目標， 即在2030年之前實現“碳達峰”， 在2060年之前實現“碳中和”。

企業既是市場經濟的主體， 也是生態環境保護的主體， 在實現中國經濟高質量發展過程中發揮著重要作用。如何科學和全面地評估企業的發展狀況， 成為實現中國經濟高質量發展轉型至關重要的一步。ESG（Environment，Social＆Governance）作為綜合考量企業環境責任、 社會價值以及治理能力的指標， 多維度地刻畫了企業可持續發展的能力， 是評估上市公司高質量發展水平的可行標準之一， 在企業綠色低碳轉型中起到重要的監督作用。2022年4月， 中國證監會發布修訂后的《上市公司投資者關系指引》， 明確提出上市公司與投資者溝通的主要內容中應包括“公司的環境、 社會和治理信息”。2022年5月， 國務院發布《提高央企控股上市公司質量工作方案》， 要求推動更多央企控股上市公司披露ESG報告， 并于2023年實現ESG專項報告全覆蓋。伴隨著中國經濟的高質量發展轉型， 企業ESG表現的重要性逐漸彰顯。

混合所有制改革將國有企業與民營企業緊密聯系在一起， 在這一過程中不僅國有企業在“爬坡過坎”， 民營企業也面臨著重大的機遇與挑戰。國有資本作為重要的戰略性資源， 兼具“政治性”和“經濟性”雙重目標， 在追求保值增值的同時， 也承擔著重要的社會責任（陳建林，2015）。隨著國有資本參股民營企業， 國有資本的治理目標也逐漸融入民營企業的發展之中， 提升了民營企業發展與國家戰略的協同性， 進而提升了企業主動承擔社會、 環境責任的意愿。因此， 本文從ESG視角出發， 探討國有資本參股對民營企業高質量發展的影響， 助力民營企業綠色低碳轉型與國家“雙碳”目標的實現。

本文基于2010 ～ 2021年A股民營上市公司的數據， 探究國有資本參股對民營企業ESG表現的影響及其中的作用機制。本文可能的邊際貢獻體現在如下三個方面： 一是當前ESG相關領域主要關注的是ESG的經濟后果， 較少有文獻探討ESG的影響因素， 致使理論脫離實踐， 難以“落地”， 本文將重點放在ESG的影響因素上， 拓展了ESG影響因素研究。二是當前混合所有制改革相關研究的主要視角是企業財務指標， 鮮少關注到其對企業非財務指標的影響。中國經濟高質量發展的目標揭示： 衡量企業價值的標準應統籌兼顧企業的環境責任和社會價值， 因此本文將研究聚焦于綜合考量企業環境、 社會和治理的非財務指標， 豐富了混合所有制改革經濟后果的相關研究。三是深入探討了在“雙碳”目標與中國生態文明建設大背景下國有資本能否起到旁推側引的作用， 改善企業ESG表現， 為實現異質性股權優勢互補、 推進民營企業高質量發展的具體實踐提供了理論依據。

二、 理論分析與研究假設

在“雙碳”目標背景下， 中國經濟處于由高速增長向高質量發展轉型的重要時期， 不再單純追求經濟總量的增長， 而是更加注重經濟結構的優化、 創新能力的提升、 環境可持續性和社會公平的實現。在這一背景下， 單一考量企業規模和財務指標并不能全面反映企業的價值。ESG作為一種從環境責任、 社會價值與公司治理多維綜合考量企業發展的指標， 與下一階段的中國經濟發展目標高度契合。根據能力的層次結構， 高階能力通過提供卓越的價值直接影響公司績效， 而低階能力則需要通過這些高階能力間接影響公司績效（Benitez等，2018）， 因此國有資本參股作為一種低階能力， 并不能直接影響企業ESG表現。鑒于此， 本文嘗試將綠色創新能力、 信息透明度、 委托代理問題作為切入點， 分析國有資本參股是如何影響民營企業ESG表現的。

（一） 國有資本參股、 綠色創新能力與民營企業ESG表現

綠色創新是企業實現綠色低碳轉型最為重要的途徑之一。我國民營企業在綠色創新發展中存在動力不足與能力不足的雙重困境（肖仁橋等，2022）。根據利益相關者理論， 企業追求的是利益相關者的整體利益。國有資本兼具“政治性”和“經濟性”雙重目標， 在追求保值增值的同時， 也承擔著重要的社會責任（陳建林，2015）。國有資本參股民營企業， 一方面能夠發揮“資源效應”， 降低其融資成本， 使其獲得更多的政府補貼資源， 從而有效降低民營企業創新過程中產生的成本（毛寧等，2023）， 推動民營企業綠色創新能力的提升（毛志宏和魏延鵬，2023；Hu等，2023）； 另一方面可以發揮“治理效應”， 通過提升企業內部治理和外部監督水平， 提高民營企業綠色創新意愿及戰略協同性， 進而對民營企業綠色創新能力的提升產生積極影響（王彩萍等，2023）。

伴隨著企業綠色創新能力的提升， 企業的ESG表現將會得到顯著改善（鄭元楨等，2023；Zheng等，2022）。國有資本參股所推動的企業綠色創新活動有助于企業夯實技術基礎， 推動企業治理環境改善和社會責任履行， 同時樹立企業良好形象， 培育獨特的綠色競爭優勢， 從而提升企業ESG表現（劉曉靜等，2023）。當民營企業獲得國有資本的參股后， 其企業性質由純民營轉變為國有和民營的混合， 在經營中融合了國有資本的治理目標， 在“資源效應”與“治理效應”的雙重影響下， 企業綠色創新意愿與能力均得到提升， 從而有助于改善企業ESG表現。

（二） 國有資本參股、 信息透明度與民營企業ESG表現

信息透明是客觀評價企業社會價值的重要前提。企業所披露的信息是投資者判斷企業價值與企業發展水平的重要依據。Ning和Lin（2023）將盈余管理作為衡量企業信息操縱行為的代理變量， 研究發現信息操縱行為削弱了企業的創新能力， 采取信息操縱行為的企業被認為是不值得信賴的。高質量的會計信息一方面可以減少企業信息操縱行為的發生， 另一方面可以促進企業市場價值被充分挖掘出來。具有高質量會計信息的企業不僅可以獲得更高的社會認可度， 還可以擴大外部資源渠道、 提升市場定價效率（Madhavan，1996）及全要素生產率（盛明泉等，2022）， 同時對于提升企業價值（謝獲寶和王大禹，2021）、 促進技術創新（王可第，2021）、 緩解融資約束（郭嘉琦等，2019）等多方面均產生積極影響。

國有資本參股民營企業可以提升其信息透明度。一方面， 國有資本通過發揮“治理效應”提升民營企業的制度規范性和內部控制能力（Boubaker和Sami，2011）， 企業行為的合法性和規范性提升會直接提升信息的客觀性和真實性（翟淑萍等，2021）； 另一方面， 國有資本參股能夠吸引更多的媒體、 投資者與分析師關注（何德旭等，2022）， 推動其發揮重要的信息挖掘與監督作用， 對企業提升信息透明度產生積極影響。有鑒于此， 國有資本參股民營企業能通過提升企業的信息透明度， 推動企業高質量發展、 提升企業的社會價值、 促使其ESG表現的提升。

（三） 國有資本參股、 委托代理問題與民營企業ESG表現

委托代理問題是企業內部治理能力的重要體現。高水平的公司治理有利于企業合法性管理以及社會責任信息的披露（Liu和Zhang，2016）。當企業的股權集中度較高時， 容易出現大股東掏空行為， 致使資金占用問題出現， 減少企業綠色創新的資金來源（周艷坤等，2021）， 抑制企業綠色低碳轉型以及企業價值的提升， 對企業ESG表現產生負面影響。已有文獻指出， 相較于國有企業， 對于委托代理問題嚴重、 外部治理較差的非國有企業而言， 公司治理能力的優化對企業ESG表現的提升發揮的作用更加顯著（林子昂和錢婧涵，2023）。

民營企業引入異質性股權， 可以與原控股股東形成制衡的治理結構（齊紹洲等，2018）， 對企業緩解委托代理問題、 提升公司治理的有效性產生積極影響。基于“資源效應”， 國有資本更容易獲得超越持股比例的話語權， 因此能夠有效緩解民營企業的委托代理問題、 優化公司治理、 提升企業價值、 促進民營企業自覺承擔社會責任（余漢等，2022）、 推動民營企業綠色創新（毛志宏和魏延鵬，2023）及綠色低碳轉型， 更好地平衡企業、 環境與社會間的關系， 進而提升企業ESG表現。

綜合上述分析， 本文提出如下假設：

H1： 國有資本參股能有效改善民營企業ESG表現。

三、 研究設計與數據來源

（一） 樣本選擇與數據來源

本文選取2010 ～ 2021年A股民營上市公司作為研究樣本。為保證樣本的有效性， 對樣本做了如下篩選處理： ①剔除ST、 ?ST以及金融類公司； ②剔除樣本期內主要變量存在缺失值的公司； ③剔除樣本期內企業性質發生改變的公司。最終， 得到2419家公司的15563個觀測值。其中， 股東性質數據手工收集于上市公司年報和互聯網， 企業ESG表現數據來自Wind數據庫， 內部控制指數來自迪博數據庫， 其他數據來源于CSMAR數據庫。為排除極端值的干擾， 本文對所有連續型變量進行了上下1%的縮尾處理。

（二） 變量定義

1. 解釋變量。參考王彩萍等（2022）的做法， 本文將民營企業前十大股東中國有股東的持股比例之和作為國有資本參股水平（State）的衡量指標。

2. 被解釋變量。綜合考慮適用期間與覆蓋范圍， 本文參考方先明和胡?。?023）的做法， 選取華證ESG評級作為企業ESG表現（hzESG）的代理變量。華證ESG評級從低到高共分為9檔， 根據評級C ～ AAA采用賦值法依次賦值為1 ～ 9。

3. 控制變量。參考何德旭等（2022）的做法， 本文使用公司規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 盈利能力（ROA）、 現金流（Cashflow）、 企業成長性（Growth）、 獨立董事比例（Indep）、 是否兩職合一（Dual）和公司年限（ListAge）作為控制變量。同時， 控制年度（Year）和行業（Industry）固定效應。變量代碼與定義具體如表1所示。

（三） 回歸模型設計

為檢驗國有資本參股對民營企業ESG表現的影響， 本文構建如下固定效應回歸模型。同時， 為避免ESG研究中可能存在的反向因果關系， 對于因變量hzESG取t+1期處理， 自變量和控制變量均取t期。此外， 為避免模型構建時產生的內生性問題， 本文在構建回歸模型時進一步聚類到了公司層面。模型（1）具體如下：

hzESG_i，t+1=α₀+α₁State_i，t+α₂Size_i，t+α₃Lev_i，t+α₄ROA_i，t+α₅Cashflow_i，t+α₆Growth_i，t+α₇Indep_i，t+α₈Dual_i，t+α₉ListAge_i，t+∑Year+∑Industry+ε_i，t+1（1）

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計

表2呈現了主要變量的描述性統計結果。由表2可知： 國有資本參股水平（State）的均值僅為0.028， 標準差為0.059， 表明在民營企業中國有資本參股水平并不高。這一結果與以往研究相符（何德旭等，2022）。企業ESG表現（hzESG）的均值為4.121， 可以看出民營企業ESG表現有待提升； 其標準差為1.086， 最大值（6）與最小值（1）相差5， 說明企業的ESG表現存在較大差異。

（二） 回歸結果分析

本文對模型（1）進行逐步回歸以檢驗國有資本參股對民營企業ESG的影響， 結果如表3所示。在列（2） ～ （3）中逐步加入控制變量以及控制行業和年份效應后國有資本參股水平（State）的顯著性逐漸增強， 其中列（2）國有資本參股水平（State）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股可以顯著提升民營企業的ESG表現， 研究假設得以初步驗證。同時， 在經濟意義上， 列（3）中State的回歸系數為0.785， 表明國有資本參股比例每變動1個標準差， 企業ESG表現將平均提升0.785個標準差。

五、 內生性及穩健性檢驗

（一） PSM法

為克服處理組和對照組之間的系統性差異， 提升內部有效性， 本文采用PSM法（傾向得分匹配法）進行內生性檢驗。首先， 根據前十大股東中是否存在國有股東， 分別賦值為1或0。其次， 運用Logit模型估算傾向得分， 接著， 采用1∶1最近鄰匹配法為實驗組選取合適的對照組。圖1反映了協變量的匹配效果。在匹配前， 實驗組和對照組在如下協變量上存在明顯的差異， 代表變量的點分布遠離標準誤為0的豎線位置， 而在匹配后， 數據點更加集中在豎線附近， 表明匹配后實驗組和對照組之間不存在顯著差異。

PSM檢驗的回歸結果如表4列（1）所示。對協變量重新匹配后， 國有資本參股水平（State）對民營企業ESG表現（hzESG）的影響系數仍在1%的水平上顯著為正， 說明國有資本參股能夠有效改善民營企業在環境、 社會和治理方面的表現， 與基準回歸結果一致， 因此本文的研究具有一定的穩健性。

（二） 工具變量法

本文參考王彩萍等（2022）的做法， 將同年度、 同地區和同行業的平均國有資本持股比例（IV_State）作為工具變量， 該指標在一定程度上反映了當期同地區同行業民營企業混合所有制改革的意愿與程度， 滿足相關性要求， 且其不太可能影響當期某一企業的ESG表現， 因此滿足外生性要求。本文采用兩階段最小二乘法進行內生性檢驗。表4列（2）、 （3）為采用兩階段回歸的檢驗結果。其中， 列（2）為以國有資本參股水平（State）為被解釋變量、 引入工具變量（IV_State）作為解釋變量的第一階段回歸結果， 可以看出IV_State對State的回歸系數在1%的水平上顯著為正。這表明當期同年度、 同地區和同行業的平均國有資本參股水平會正向影響民營企業的國有資本持股比例。第二階段回歸結果如表4列（3）所示。State的回歸系數依舊顯著為正， 表明本文的主要結論具有穩健性。該工具變量通過了不可識別檢驗（Kleibergen-Paaprk LM的p值為0.000）和弱工具變量檢驗（Kleibergen-Paaprk Wald F統計值為466.892）

（三） Heckman兩階段法

為進一步解決樣本選擇偏誤問題， 本研究采用了Heckman兩階段回歸法進行穩健性檢驗。首先， 通過Probit模型在第一階段估計上市公司受到觀測的概率， 并計算出逆米爾斯比率（Inverse Mill's Ratio，IMR）。其次， 在第二階段將IMR引入回歸模型（1）中， 以消除樣本選擇偏誤， 并進行回歸分析， 修正后的回歸結果如表4列（4）所示。與基準回歸結果相比， 雖然顯著性有所下降， 但加入IMR消除樣本選擇偏誤后的結果仍然在5%的水平上顯著。這表明本文研究結論依舊穩健， 且不存在嚴重的樣本選擇問題。

（四） 遺漏變量法

由于東西部地區存在不同的支柱型產業， 在經濟基礎、 產業結構和環境污染等方面存在地區差異， ESG表現也會存在地區差異。本文對東部發達地區進行單獨回歸， 回歸結果如表4列（5）所示。國有資本參股水平（State）的回歸系數為0.678， 且在5%的水平上顯著， 進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

六、 機制檢驗

前文驗證了國有資本參股能夠促進民營企業ESG表現的提升， 那么其中的具體作用機制是什么？在理論分析中， 本文演繹了國有資本參股影響民營企業ESG表現的幾種可能路徑如下：

（一） 提高綠色創新能力

本文參考劉劍民等（2022）的研究， 選用綠色專利授權數加1取自然對數作為衡量企業綠色創新能力（GTI）的指標。將綠色創新能力（GTI）作為被解釋變量代入模型（1）中進行回歸， 其余變量同模型（1）， 回歸結果如表5列（1）所示。State對于GTI的相關系數在1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股能夠顯著提升民營企業的綠色創新能力， 從而改善企業ESG表現， 與前文預期一致。

（二） 提高信息透明度

本文借鑒王亞平等（2009）的研究， 使用會計盈余來衡量信息透明度。采用修正瓊斯模型估計操控性應計項目， 用過去三年操控性應計項目絕對值之和來衡量公司信息透明度（Opaque）。Opaque的值越大， 表示公司越有可能進行盈余操縱， 信息透明度越低。本文將信息透明度作為被解釋變量， 對模型（1）進行重新回歸， 結果見表5列（2）。State對Opaque的回歸系數為負數， 且在5%的水平上顯著， 這意味著國有資本參股對于提升民營企業信息透明度起到了積極的作用。

（三） 緩解委托代理問題

根據委托代理理論， 企業主要面臨兩類代理問題： 第一類主要體現為公司股東與經營者之間的利益沖突； 第二類主要體現為控股股東與中小股東之間的利益沖突。中國企業的股權結構較為集中， 控股股東或大股東有動機和權力控制上市公司為其謀取私利， 掏空公司價值或者侵占中小股東的利益。國有股權可以獲得超越持股比例的話語權（余漢等，2022）， 可以與大股東形成制衡， 從而減少大股東的掏空行為。因此， 本文重點研究國有資本參股情況下民營企業“大股東—小股東”之間存在的代理問題， 即第二類代理問題。本文參考劉少波和馬超（2016）的研究， 采用其他應收款的年度增量除以總資產來衡量第二類代理問題（AS）， 其值越高意味著第二類代理問題越嚴重。

回歸結果如表5列（3）所示， State對AS的回歸系數在5%的水平上顯著為負， 表明國有資本參股可以顯著緩解民營企業的第二類代理問題， 從而改善民營企業ESG表現， 結果與前文理論分析所預期的一致。

七、 異質性檢驗

（一） 融資約束異質性

我國的民營企業普遍面臨不同程度的融資約束問題（曾敏等，2022）。資源基礎理論認為企業是資源的集合體， 企業競爭力的差異在于其能夠擁有、 控制和配置各種異質性資源的能力（Barneyjb等，2021）。國有資本作為異質性股東進入民營企業， 不僅可以為企業提供一種隱性信用擔保， 讓債權人更傾向為這類企業提供更加寬松的債務契約條款以及更加多元化的融資渠道（高磊和趙雨笛，2023）， 同時可以提升其社會聲譽、 減輕其面臨的“統計偏見”、 優化其信息質量等， 多管齊下地改善其融資約束問題（何德旭等，2022）。

相較于融資約束較低的民營企業， 高融資約束的企業更有動機通過引入國有資本來緩解其面臨的融資困境。國有資本也能發揮出更好的“資源效應”。有鑒于此， 本文預期國有資本參股發揮的“資源效應”存在異質性， 在高融資約束的民營企業中， 國有資本參股對其ESG表現的促進作用更加顯著。本文選用SA指數（SA）作為衡量企業融資約束的指標， 并根據中位數將其分為融資約束高組和融資約束低組進行分組檢驗。組間系數檢驗結果顯示， 兩組之間存在至少5%水平的顯著差異， 回歸結果如表6列（1）、 （2）所示。融資約束高組State的系數在1%的水平上顯著， 融資約束低組State的系數不顯著。從經濟意義上分析， 這意味著國有資本參股對于存在強融資約束民營企業ESG表現的提升作用遠遠大于弱融資約束企業， 與預期結果一致。

（二） 內部控制能力異質性

內部控制是公司治理能力的體現， 對于企業經營發展的方方面面都有著舉足輕重的影響。基于國有資本的特質， 國有股東更容易獲得超越持股比例的話語權（余漢等，2022）， 進而對優化民營企業股權結構、 提升民營企業制度規范性和內部控制質量（Boubaker和Sami，2011）等方面產生積極影響。相較于內部控制較為完善的企業， 國有資本參股對內部控制能力弱的企業往往能夠發揮出更好的“治理效應”。

因此， 本文預期在內部控制能力較弱的民營企業中， 國有資本參股對其ESG表現的促進效果將更加顯著。本文使用迪博數據庫中的上市公司內部控制指數除以100作為衡量企業內部控制能力（DB_index）的指標， 并按照中位數將樣本分為內部控制能力高組和內部控制能力低組進行分組檢驗。組間系數檢驗結果顯示， 兩組之間存在至少1%水平的顯著差異， 回歸結果如表6列（3）、 （4）所示。內部控制能力低組State的系數在1%的水平上顯著， 而內部控制能力高組的回歸結果并不顯著， 表明國有資本參股對于內部控制能力低的民營企業ESG表現的改善作用遠遠大于內部控制能力高的企業， 與預期結果一致。

八、 進一步研究

（一） 媒體關注的調節效應

根據合法性理論， “戰略合法性”強調合法性是一種通過企業戰略獲得的資源（Tornikoski和Newbert，2007）， 并強調企業的能動性在合法性獲取過程中的重要作用。企業通?？梢圆捎脙煞N經營戰略獲取合法性，即： 第一， 優化關系網絡， 以改善企業的制度環境； 第二， 改進自身形象和經營模式（解學梅和朱琪瑋，2021）。因此， 為樹立良好的企業形象以獲取合法性地位， 企業通常會對環境、 社會、 公司治理等多方面進行合法性管理（范子英和王倩，2019）。媒體作為企業塑造公眾形象及獲取合法性地位的重要載體， 發揮著重要的監督作用， 對于企業履行環境和社會責任、 優化內部治理均產生重要影響。正面和中性的媒體報道會激勵企業維護良好的企業聲譽， 促使企業更加主動地承擔社會責任； 負面報道會增加企業的合法性壓力， 迫使企業不得不履行社會與環境責任（夏蕓等，2023）。

根據信號傳遞理論， 信號傳遞是緩解信息不對稱、 填補信息鴻溝的重要方式， 媒體關注作為信號傳遞的重要途徑， 在緩解企業信息不對稱方面發揮著舉足輕重的作用， 當企業受到較高的媒體關注時， 將會面臨更低的信息不對稱程度。而信號強度差異往往會導致不同的經濟后果（譚瑾和徐光偉，2023）。

相較于媒體關注度較低的企業， 媒體關注度較高的企業一方面面臨著更大的合法性壓力、 更低的信息不對稱程度與更高的信息操縱成本， 另一方面更能被市場充分認識， 國有資本參股民營企業所發揮的“資源效應”與“治理效應”也更加容易被識別。因此， 國有資本參股對民營企業ESG表現的影響會因媒體關注度的不同而產生差異。

本文參考李慧云等（2016）的研究， 將媒體關注（med）定義為媒體對企業的報道次數， 即意味著媒體報道次數越多的企業受到媒體關注的程度越高。為預防多重共線性問題， 本文對國有資本參股（State）與媒體關注（med）進行中心化處理后， 構建了兩者的交互項State×med， 并將State×med與med一同代入模型（1）中進行回歸， 其余變量保持不變。

表7列（1）報告了媒體關注的調節效應檢驗結果。med和State×med的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 這表明媒體關注正向調節了國有資本參股對民營企業ESG表現的影響。

（二） 國有資本參股改善民營企業ESG表現的經濟后果檢驗

既然國有資本參股民營企業能改善其ESG表現， 那么國有資本參股能否通過改善民營企業ESG表現進一步增強其市場競爭力、 擴大其市場勢力呢？為了檢驗這個問題， 本文通過構建模型（2）來檢驗國有資本參股與民營企業ESG表現在增強企業市場競爭力中發揮的協同作用。參考Cicchiello等（2023）的研究， 采用勒納指數（Lerner_index）度量企業的市場競爭力， 其他變量同模型（1）。除此之外， 為消除共線性的影響， 對State與hzESG進行了中心化處理。

Lerner_index_i，t+1=β₀+β₁State_i，t+β₂State×hzESG_i，t+β₃hzESG_i，t+β₄Size_i，t+β₅Lev_i，t+β₆ROA_i，t+β₇Cashflow_i，t+β₈Growth_i，t+β₉Indep_i，t+β₁₀Dual_i，t+β₁₁ListAge_i，t+∑Year+∑Industry+ε_i，t+1（2）

回歸結果見表7列（2）， 交互項State×hzESG的相關系數在5%的水平上顯著為正， 說明國有資本參股通過提升民營企業ESG表現擴大了民營企業的市場勢力， 從而對民營企業的市場競爭力產生積極影響。

九、 研究結論與政策啟示

（一） 研究結論

本文以2010 ～ 2021年我國A股民營上市公司為研究樣本， 實證檢驗了國有資本參股與民營企業ESG表現之間的關系， 得到如下主要結論： ①國有資本參股可以顯著改善民營企業的ESG表現； ②機制檢驗發現， 國有資本參股通過提升民營企業綠色創新能力、 提高民營企業信息透明度、 緩解民營企業委托代理問題等多措并舉地改善了其ESG表現； ③在融資約束嚴重及內部控制差的民營企業中， 國有資本參股對民營企業ESG表現的作用更顯著； ④媒體關注在國有資本參股與民營企業ESG表現之間起到正向調節作用； ⑤國有資本參股通過改善民營企業ESG表現增加了其市場競爭力， 有效地實現了兩種所有制資本“1+1>2”的協同效應。

（二） 政策啟示

根據上述研究結論， 本研究具有如下啟示：

1. 國有資本參股可以提升企業的戰略協同性。國有資本作為攜帶國家戰略信息的重要稀缺資源， 在貫徹落實生態文明建設戰略中發揮著重要作用。國有資本在發揮“資源效應”的同時， 其治理理念也融入民營企業的日常經營中， 引導民營企業進行綠色低碳轉型， 進而推動國家“雙碳”目標的實現， 為國民經濟高質量發展奠定基礎。

2. 異質性股權交叉融合可以實現優勢互補。國有經濟與民營經濟的發展絕不是“國進民退”或“國退民進”的零和博弈， 國有資本參股民營企業可以發揮扶持作用， 與民營企業實現協同互補。兩者不僅是股權的融合， 也是經營理念的融合、 資源的融合與內外部利益相關者的融合?；旌纤兄聘母镌趯崿F利益一體化、 推動國有經濟與民營經濟的協同發展上起到了“承上”“啟下”的關鍵作用。

3. 深化落實混合所有制改革須構建更加完善的機制。當前混合所有制改革進入“深耕階段”， 需要建立和完善更加適應市場發展的機制， 取其精華、 棄其糟粕， 進一步發揮國有經濟與民營經濟的協同作用， 使國有資本的社會經濟效應得到真正的體現， 推動民營經濟高質量發展。

4. 混合所有制改革順應了下一階段中國經濟高質量發展的目標。在中國經濟高質量發展轉型的過程中， 國有資本依舊發揮著“壓艙石”的作用， 引導民營經濟高質量發展。深化混合所有制改革仍可以作為推動國家經濟高質量發展的重要抓手。通過發揮國有資本的扶持作用， 實現民營企業的綠色低碳轉型， 助力國家“雙碳”目標的實現。

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（責任編輯·校對： 羅萍? 陳晶）

【基金項目】國家自然科學基金面上項目“媒體關注與混合所有制企業契約治理：效應、機制與路徑研究”（項目編號：72172113）

【作者單位】武漢理工大學管理學院， 武漢 430070。成楊為通訊作者