國有資本參股與民營企業綠色轉型

【摘要】企業綠色轉型是近年來學界和政府一直關注的熱點議題， 國有資本參股民營企業能否促進其綠色轉型尚待驗證。基于2007 ～ 2022年滬深A股民營上市企業數據， 實證檢驗國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響效應及作用機制。研究結果表明， 國有資本參股能夠顯著促進民營企業綠色轉型。異質性檢驗表明， 國有資本參股對小規模、 處于競爭性行業和成長期的民營企業綠色轉型的驅動作用更為顯著。作用機制檢驗表明， 國有資本通過緩解融資約束和提升研發強度來促進民營企業綠色轉型。進一步分析發現， 當民營企業所面臨的環境不確定性提高時， 國有資本參股對其綠色轉型的促進作用會進一步增強。

【關鍵詞】國有資本參股；民營企業；綠色轉型；混合所有制改革

【中圖分類號】 F272.3 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）19-0058-10

一、 引言

2024年國家兩會明確指出“加強生態文明建設， 推進綠色低碳發展”。隨著我國經濟從高速增長階段向高質量發展階段轉變， 傳統以高投入、 高消耗和高污染為特征的粗放型發展模式已不再適應當前的發展需求， 綠色轉型成為我國經濟社會實現高質量發展的主要抓手。企業作為國民經濟運行的微觀主體， 其綠色轉型的廣度和深度對于促進經濟發展模式轉變、 達成“雙碳”目標以及推動經濟整體向高質量發展具有至關重要的作用。當前， 我國企業綠色轉型仍處于初級階段， 存在較大的改進空間（周小亮和宋立，2022）。然而值得注意的是， 綠色轉型對于企業而言是一把“雙刃劍”。綠色轉型雖然能提高企業的市場競爭力， 但因其涉及改變傳統的經營模式、 引入新技術和理念等環節， 企業需要對大量資源進行重新配置， 而一旦資源配置不當， 就可能會陷入生存困境。因此， 多數企業面臨“不敢轉”和“不能轉”的局面。

國家市場監管調查總局指出， 截至2023年9月底我國民營企業占據了企業總量的92.3%， 推動民營企業綠色轉型或許會成為實現我國經濟社會綠色低碳發展過程中的關鍵一環。但相較于國有企業， 民營企業在資金、 資源和規模等方面存在明顯短板。此外， 受資本利益驅動的影響， 民營企業往往更加注重短期利益， 這可能對其綠色轉型的廣度和深度產生不利影響。因此， 如何激發民營企業進行綠色轉型、 實現綠色發展已成為社會各界尤其是政府部門面臨的重點問題。

現有研究主要集中于探討環境規制如何推動企業實現綠色轉型（Chen等，2023；Wang等，2022）， 然而， 這些研究往往忽視了民營企業在這一過程中的特殊性與存在的挑戰。事實上， 盡管環境規制能夠在一定程度上激勵企業走向綠色發展道路， 但同時也會通過諸如法律訴訟、 罰款、 環保稅等手段提高企業的運營成本（Petroni等，2019）。對于資源相對匱乏的民營企業來說， 這些額外的成本可能會成為其綠色轉型的重大障礙。鑒于此， 需要從一個全新的視角來審視和探討推動民營企業綠色轉型的因素， 而2015年國務院發布的《關于國有企業發展混合所有制經濟的意見》為此提供了一個新的思路。該政策明確鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業， 這不僅有助于引導民間資本流向符合國家產業政策的領域、 優化產業結構、 推動市場化改革和提高資源配置效率， 進而推動經濟整體的轉型升級， 而且加強了對民營企業的監管和引導， 有助于促進其更加規范、 健康地發展。自此， 國有資本以參股形式進入民營企業的“逆向混改”項目頻頻落地。

在這一政策背景下， 有望發現新的推動民營企業綠色轉型的力量和路徑。已有研究表明， 國有資本參股對民營企業高質量發展具有積極影響， 如國有資本參股能顯著提升民營企業的ESG表現（魏延鵬等，2023）和社會責任表現（阿布都合力力·阿布拉和茹克耶姆·阿卜杜維力，2023）、 降低股價崩盤風險（李世剛和鐘檸锘，2022）和債務融資成本（何德旭等，2022）等。但也有研究指出， 國有資本參股會降低民營企業的生產效率和投資活力， 進而加劇“僵尸化”風險（肖正等，2022）。由此可見， 學界對于國有資本參股的治理作用并未達成一致意見。此外， 雖已有研究指出國有資本參股能夠有效促進民營企業綠色技術創新（毛志宏和魏延鵬，2023）， 但是否能促進民營企業綠色轉型尚未可知。借此， 引出本文核心議題： 國有資本參股作為公有制經濟與非公有制經濟相融的重要方式， 能否對民營企業綠色轉型起到推動作用？其內在作用機制又是什么？為了回答以上問題， 本文對2007 ～ 2022年滬深A股民營上市企業的數據進行匹配， 基于信息不對稱理論、 創新管理理論， 分析并實證檢驗國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響效應及作用機制。

本文主要的研究貢獻體現在以下三個方面： 其一， 從民營企業混合所有制改革的獨特視角出發， 深入而系統地探究國有資本參股如何影響民營企業的綠色轉型過程。這一研究不僅豐富了民營企業綠色轉型的驅動因素理論， 而且為理解混合所有制改革在環保和可持續發展方面的作用提供了新的理論視角。其二， 緊密結合國有資本的獨特屬性， 深入剖析國有資本參股對民營企業綠色轉型的具體作用機制。基于信息不對稱理論、 創新管理理論， 從緩解融資約束、 提升研發強度兩個維度揭示國有資本推動民營企業實現綠色轉型的內在機制， 從而豐富了信息不對稱理論、 創新管理理論。其三， 更加關注國有資本參股充分發揮效用的外部因素， 考察環境不確定性條件下國有資本參股促進民營企業綠色轉型存在的異質性特征， 幫助國有股東精準選擇民營企業進行參股， 從而最大化地發揮國有資本參股對民營企業綠色轉型的促進作用。本文不僅為民營企業如何在不同環境下有效利用國有資本實現綠色轉型提供了重要的理論依據， 而且為國有資本和民營企業在環保領域的合作與互動提供了新的解釋途徑。

二、 理論分析與研究假設

（一） 國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響

民營企業在面臨綠色轉型的關鍵時刻， 既迎來了寶貴的發展機會， 也必須應對多方面的嚴峻考驗。通過實施綠色轉型戰略， 這些企業不僅能夠積極回應社會和政府對環保的呼聲， 還能開辟新的市場空間， 進而提升自身的長期競爭力。這種轉型策略不僅能促進經濟增長， 而且有助于在環境績效方面取得顯著進展， 從而實現經濟與環境的和諧共生（郭克莎和彭繼宗，2021）。然而， 民營企業在推進綠色轉型的過程中， 常常受到多種因素的制約， 其中資源限制尤為突出。由于綠色轉型項目通常具有周期長、 投入大、 風險高的特點， 其持續性的投入需求和不確定的回報預期， 使得資源儲備和獲取能力相對薄弱的民營企業陷入“無法轉型”和“不敢轉型”的困境。

為了把握綠色轉型帶來的發展機遇， 民營企業積極探索有效的破局之道。混合所有制改革的不斷深化， 為這些企業提供了重要的突破口。在保持原有控制地位不變的基礎上， 民營企業可以通過引入一個或多個國有股東作為參股方， 借助國有股東的資源優勢來推動綠色轉型。一方面， 國有股東入股民營企業能夠構建一種獨特的制度性“共生關系”（Conyon等，2015）。這種共生關系不僅有助于民營企業與國有資本之間實現優勢互補， 而且為民營企業的綠色轉型提供了有力的支持。民營企業通常具有靈活的市場機制和較高的創新能力， 但在資源獲取和政策支持方面可能面臨限制。國有資本則擁有強大的政策影響力和資源優勢， 特別是在綠色技術和環保產業方面。通過國有資本的參股， 民營企業能夠依托這些優勢資源， 顯著減少因產權問題所帶來的資源限制， 進而推動自身的綠色轉型。這種轉型有助于企業提升市場競爭力， 同時其也是響應國家可持續發展戰略的重要舉措。另一方面， 國有資本的介入能夠為民營企業注入更為敏銳的政策洞察力。在綠色轉型的過程中， 政策導向和市場需求的變化至關重要。由于國有資本與政府之間的緊密聯系， 民營企業能夠通過國有股東獲取更及時、 更準確的政策信息， 從而在綠色轉型的過程中做出更明智的決策。這種敏銳的政策洞察力有助于民營企業把握綠色轉型的機遇， 規避潛在的風險和投入浪費， 提高資源配置效率。此外， 國有資本的參與也成為一種積極的信號傳遞機制。當國有資本選擇參股某家民營企業時， 通常被視為政府對該企業綠色轉型戰略和發展前景的認可與支持。這種信號的傳遞效應能夠提升民營企業的市場信譽和品牌形象， 吸引更多的投資者和合作伙伴關注并參與其綠色轉型項目。

基于上述分析， 本文提出如下假設：

H1： 國有資本參股能夠顯著促進民營企業綠色轉型。

（二） 作用機制

根據上述分析， 國有資本參股對民營企業綠色轉型存在直接推動作用， 但二者間的內在作用機制尚不明確。本文基于信息不對稱理論、 創新管理理論， 嘗試從緩解融資約束、 提升研發強度兩個方面厘清二者之間的中介機制。

其一， 緩解融資約束。在推動綠色轉型的過程中， 民營企業普遍承受著沉重的資金負擔。由于綠色轉型涉及多個環節， 包括生產技術的升級、 產品設計的優化以及能源結構的調整等， 需要相當規模的資金投入（胡潔等，2023）。然而， 民營企業在獲取外部融資時往往會遇到諸多限制， 這導致了資金缺口， 進而阻礙了綠色轉型項目的順利推進。相較于國有企業， 民營企業在融資市場上面臨的挑戰更為嚴峻， 這主要是由于資金供需雙方之間信息的不對稱性所致（Li等，2023b）。具體而言， 民營企業在信息披露機制和管理體系上相對薄弱， 其經營和財務狀況的透明度較低。因此， 外部投資者難以獲取全面且準確的財務數據及經營信息（付強等，2019）。可見， 這種信息不對稱加劇了資金供需雙方的隔閡， 導致民營企業在獲取關鍵資金支持時面臨嚴重的融資瓶頸。

國有資本參股或許為民營企業破解融資難題提供了新的路徑。國有資本的注入不僅傳達了政府的投資意向， 而且象征著對民營企業的認可與支持（Zhang等，2023）。這種政府背書有助于提升民營企業的市場信譽和知名度， 進而緩解其與外部投資者之間的信息不對稱。當民營企業獲得國有資本時， 外部投資者可能更加信任和支持這些企業， 從而拓寬其融資渠道并降低融資門檻。具體來說， 國有資本參股可以通過多種方式改善民營企業的融資環境。首先， 注入國有資本可以增強民營企業的資本實力， 提高其償債能力和風險抵御能力， 從而降低外部投資者的風險感知。其次， 國有資本的參與可以改善民營企業的治理結構和管理效率， 提升其經營績效和盈利能力， 進而激發外部投資者的投資熱情。最后， 國有資本的注入還能為民營企業帶來更多的信用增級和擔保支持， 幫助其獲得更多銀行貸款和其他形式的外部融資。“逆向混改”這一舉措顯著緩解了企業的融資壓力， 為其綠色轉型項目的平穩推進提供了堅實的資金后盾。

其二， 提升研發強度。企業綠色技術創新數量不僅僅是衡量其綠色轉型進度的重要指標， 更是決定其在激烈市場競爭中能否成功實現綠色轉型的關鍵因素（吳非和黎偉，2022）。這體現了企業在環保技術和清潔能源等領域的研發成果， 對于推動企業向更環保、 高效的生產方式轉變具有舉足輕重的作用。然而， 綠色技術創新需要企業投入大量的研發資源。研發強度即企業在研發上的投入力度， 直接關乎綠色創新專利的數量和質量。唯有充足的研發資源投入， 才能孕育出具有市場競爭力的綠色創新成果。但民營企業在面臨研發決策時， 常受到多種因素的制約。根據創新收益觀， 企業僅在預期能從創新活動中獲得足夠投資回報時， 才有意愿進行研發。然而， 研發活動本身具有的不確定性、 大規模投入和強外部性等特點， 往往與企業風險厭惡特征相沖突。特別是對于資金有限的民營企業， 其更傾向于將資金投入能快速創造利潤的活動（Fang等，2014）， 而非風險較大、 回報周期較長的研發活動中。這種風險厭惡導致民營企業的研發投入強度遠低于實際需求， 嚴重影響其綠色轉型進程。研發投入強度不足使民營企業在綠色技術領域難以取得突破， 無法形成具有自主知識產權的綠色創新成果， 進而在市場競爭中處于不利地位。

國有資本參股為解決上述問題提供了有效途徑。一方面， 國有資本參股能改善民營企業的法律環境， 特別是在知識產權保護方面， 而知識產權保護是確保企業從研發活動中獲得回報的重要條件。當前我國私有知識產權保護法律制度尚不完善， 侵權行為時有發生， 這挫傷了民營企業技術創新的積極性（Allen等，2005）。而國有資本憑借其政治屬性和法律支持， 能為民營企業提供更有力的知識產權保護（Pan等，2020）， 有效降低研發風險， 從而增強其研發投入的信心和意愿。另一方面， 國有資本參股還能為民營企業帶來政府資源的支持。政府在推動綠色轉型方面投入了大量資源， 如專項補助、 稅收優惠、 貸款貼息等， 這些資源對緩解民營企業研發資金壓力、 降低研發風險具有重要意義。國有資本參股使民營企業與政府成為緊密的利益共同體， 在分配這些政府資源時更具優勢（Li等，2023a）。此外， 國有股東還會積極為參股的民營企業爭取更多政府資源以支持其研發活動（李文貴和邵毅平，2016）。這些資源的注入不僅有助于解決民營企業的研發資金短缺問題， 還能為其提供更多研發機會和平臺， 推動其在綠色技術領域取得更大突破， 從而促進其綠色轉型。

基于上述分析， 本文提出如下假設：

H2： 國有資本參股能夠通過緩解融資約束和提升研發強度推動民營企業綠色轉型。

（三） 調節機制

資源依賴理論指出， 企業在經營發展過程中往往無法僅憑自身資源滿足需求， 而需要從外部環境中汲取。然而， 近年來全球經濟的劇烈波動導致企業所面臨的環境不確定性顯著增加。這種不確定性令企業獲取所需資源的難度上升（徐煒鋒和阮青松，2023）， 且在民營企業中表現得尤為突出。因此， 在環境不確定性不斷增加的背景下， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的推動作用或許會被顯著放大。

這種放大效應主要體現在兩個方面： 一是通過緩解融資約束， 為民營企業綠色轉型提供穩定的資金支持； 二是通過提升研發強度， 推動民營企業實現綠色技術創新。首先， 環境不確定性的提升加劇了民營企業與外部利益相關者之間的信息不對稱， 使得民營企業面臨更為嚴峻的融資環境（Bonaime 等，2018）。然而， 國有資本的注入為民營企業提供了一種有效的信用背書， 降低了信息不對稱帶來的風險溢價， 從而有助于民營企業以更低的成本獲取外部資金。在國有資本的支持下， 民營企業能夠更加堅定地推進綠色轉型戰略， 加大在環保技術、 清潔能源等領域的投資力度。其次， 高度的環境不確定性往往會導致民營企業對研發活動的投入不足（王佳希，2023）， 進而影響其綠色轉型的進程。而國有資本的參與不僅為民營企業帶來了資金上的支持， 而且通過股權制衡等方式引導民營企業管理層更加重視研發活動。在國有資本的推動下， 民營企業能夠加大對綠色技術的研發力度， 提升研發強度， 從而加快綠色轉型的步伐。

基于上述分析， 本文提出如下假設：

H3： 環境不確定性在國有資本參股與民營企業綠色轉型之間發揮正向調節作用。

綜上， 本文的邏輯框架如圖1所示。

三、 研究設計

（一） 數據來源

本研究聚焦于2007 ～ 2022年滬深A股市場中實際控制人為民營股東的上市公司， 并對數據做出如下處理： ①剔除金融類公司以及研究年度處于ST、 ?ST狀態的公司； ②剔除關鍵變量缺失的公司； ③為避免極端值和異常值對研究的干擾， 對各變量數據進行雙邊1%的縮尾處理。最終得到22945個研究樣本。其中， 國有股東持股比例數據通過上市公司年報手工整理獲得， 民營企業綠色轉型數據來自對企業年報的文本分析， 其余數據均來自CSMAR數據庫。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量： 民營企業綠色轉型（Green）。綠色轉型作為企業在戰略上的重大變革， 對企業的經營導向具有重大影響， 能夠在具有總結和指導性質的年報中得到較好的體現。因此， 本文借鑒周闊等（2022）的研究， 根據《環境保護法》等政策文件， 從宣傳倡議、 戰略理念、 技術創新、 排污治理和監測管理5個方面， 選取113個關于綠色轉型程度的關鍵詞， 使用Python中的Jieba分詞功能對民營企業年報進行搜索， 統計出年報中關鍵詞出現的頻次， 詞頻越高表示該民營企業綠色轉型程度越高。同時， 為避免異方差對研究結果的干擾， 本文對得到的詞頻數進行加1取對數處理。

2. 核心解釋變量： 國有資本參股。本文在構建國有資本參股的測度體系時， 充分借鑒了肖正等（2022）的研究框架， 從三個維度出發進行具體量化。首先， 本文關注國有股東持股比例（State1）這一指標， 通過計算被參股民營企業前十大股東中的國有股東累計持股比例來體現國有資本在企業中的直接影響力。其次， 為了捕捉國有資本與非國有資本之間的力量對比， 本文構建了國有股權制衡（State2）這一指標， 它表現為前十大股東中的國有股東持股比例之和與非國有股東持股比例之和的比率， 可以揭示股權結構的相對均衡狀態。最后， 本文設置了是否存在國有大股東（State3）這一二元變量， 其判斷依據是前十大股東中是否存在持股比例超過10%的國有股東， 若存在則賦值為1， 否則為0。這樣的設置旨在從更寬泛的角度考察國有資本的參與情況。在實證分析中， 本文將State1作為主要解釋變量參與基準回歸， State2和State3則作為補充指標用于后續的穩健性檢驗， 以確保研究結論的可靠性與普適性。

3. 調節機制變量： 環境不確定性（EU）。在企業層面的研究中， 環境不確定性被定義為造成企業業績波動進而影響企業外部經營環境的綜合有機體， 而企業業績的波動主要體現在銷售收入的波動上。因此， 本文參考申慧慧等（2012）的研究， 構建如下模型：

Saleit=α0+α1Accperit+εit （1）

其中， Sale和Accper分別表示企業i在t年的銷售收入及年度變量。將模型回歸殘差ε的標準差與企業過去5年銷售收入均值的比值進行行業調整， 最終得到環境不確定性的代理變量EU。

4. 控制變量。為避免因遺漏變量造成的估計偏差， 在模型中納入三類控制變量。第一類是企業基本特征控制變量， 包括： 企業規模（Size）， 年末資產加總取自然對數； 企業年齡（Age）， 上市年限取自然對數。第二類是企業財務特征控制變量， 包括： 資產負債率（Lev）， 年末負債總額與年末資產總額之比； 總資產收益率（Roa）， 年末凈利潤與年末資產總額之比； 成長性（Growth）， 主營業務增長率。第三類是公司治理水平控制變量， 包括： 第一大股東持股比例（Top1）， 第一大股東持股數量占比； 兩職合一（Dual）， 若董事長兼任總經理則賦值為1， 反之賦值為0； 管理層平均年齡（Tmtage）。

（三） 模型設定

為精準評估國有資本介入后被參股民營企業的綠色轉型成效， 本文構建如下基準回歸模型：

Greenit=α0+α1State1it+α2Controlsit+Year+Firm+εit

（2）

其中， Green表示民營企業i在第t年的綠色轉型程度， State1表示民營企業i在第t年的國有股東持股比例， Controls表示所有控制變量， Year和Firm分別表示年份固定效應和企業固定效應， ε為隨機擾動項。

四、 實證分析

（一） 描述性統計

表1呈現了研究中主要變量的描述性統計結果。其中， 民營企業綠色轉型（Green）變量的均值為1.782， 中位數為1.792，標準差為0.740， 數值范圍為0 ～ 4.977， 這表明我國民營上市公司在綠色轉型方面的整體進展相對緩慢， 多數企業的綠色轉型水平仍然較低。這可能受多種因素共同影響， 國有資本的參股情況是其中一個值得進一步探究的重要因素。國有股東持股比例（State1）的均值僅為2%， 最小值為0， 最大值為39.8%， 表明在我國民營企業中國有資本持股比例普遍較低， 但不同企業的國有資本持股狀況存在一定的差異， 而國有資本持股比例的不同可能會對企業的戰略選擇和經營績效產生一定影響。此外， 表中的控制變量數值均處于合理范圍內。

（二） 基準回歸分析

表2呈現了關于國有資本參股對民營企業綠色轉型影響的基準回歸結果。為了確保研究的準確性和深入性， 本文采用了逐步增加控制變量的分析策略。具體而言： 列（1）展示了在不引入任何控制變量情況下的回歸結果； 列（2）則揭示了在未控制雙向固定效應的條件下， 國有資本參股與民營企業綠色轉型之間的關系； 列（3）在綜合考慮了所有相關控制變量后， 展示了更為全面的回歸結果。通過對比分析這三列數據可以清晰地發現， 無論控制變量如何調整， 國有股東持股比例（State1）對民營企業綠色轉型（Green）的推動作用始終在1%的水平上顯著為正。這一結果為本文的觀點提供了有力的證據， 表明國有資本參股在推動民營企業綠色轉型方面發揮著顯著且積極的作用。

（三） 穩健性檢驗

1. 滯后處理。國有資本參股可以促進企業綠色轉型； 同時， 民營企業也可能因為綠色轉型而吸引國有資本參股。因此， 可能存在潛在的反向因果問題。考慮到當期民營企業綠色轉型無法對上一期國有資本參股水平產生反向影響， 本文將核心解釋變量滯后一期（L.State1）納入回歸分析。如表3列（1）所示， L.State1的回歸系數依然顯著為正， 這表明國有資本參股對民營企業綠色轉型的促進作用具有時序上的穩定性。

2. Heckman兩階段檢驗。國有資本參股并非隨機事件， 而是基于民營企業的特定情境和條件所做出的決策， 因此可能存在自選擇問題。為了解決這一潛在問題， 本文進一步采用Heckman兩階段檢驗方法進行更為嚴謹的分析。在第一階段， 根據民營企業當年是否發生國有資本參股行為（Soedum）將樣本分為兩組， 存在參股行為的賦值為1， 否則賦值為0。同時， 選擇市場化程度指數中的區域民營經濟發達程度（Nose）作為外生變量， 并控制其他相關變量， 進行Probit回歸以計算逆米爾斯系數（IMR）。選擇Nose作為外生變量的合理性在于： 在民營經濟相對欠發達的區域， 國有資本更可能被委托去促進民營企業發展。第二階段的分析中， 將IMR納入基準回歸模型， 以考慮樣本選擇偏差對研究結果的影響。在這一階段， 主要關注國有資本參股對民營企業綠色轉型的實際影響。第一階段的估計結果如表3列（2）所示， 其中Nose的估計系數顯著為負。這表明在民營經濟較為發達的區域， 存在國有資本參股行為的民營企業數量相對較少， 這與本文的理論預期相符。第二階段的估計結果如表3列（3）所示， 其中IMR的估計系數不顯著。這表明在本研究中， 樣本選擇偏誤問題并不顯著。同時， State1的估計系數顯著為正， 表明在控制樣本選擇偏誤后本文的研究結論依然成立。

3. 傾向得分匹配（PSM）。為避免研究過程中潛在選擇性偏差對結果的影響， 本文采用傾向得分匹配法進行穩健性檢驗。具體而言， 根據民營企業該年度是否存在國有資本參股行為設定分組虛擬變量， 并將控制變量作為匹配依據進行1對1近鄰匹配。在剔除匹配失敗的樣本后， 再次進行回歸分析。回歸結果如表3列（4）所示， 其中State1的回歸系數仍然顯著為正。這表明在考慮選擇性偏差后， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的積極影響依然存在， 進一步驗證了前文結論的穩健性。

4. 準自然實驗。為緩解反向因果和樣本選擇偏誤對研究帶來的干擾， 本文采用準自然實驗的方式對國有資本參股促進民營企業綠色轉型的因果關系再次進行檢驗。具體地， 參考王彩萍等（2022）的做法， 將國有資本參股行為視為外生沖擊， 構建如下多時點雙重差分模型：

Greenit=β0+β1Treati×Postt+β2Controlsit+Year+Firm+εit （3）

其中： Treat為分組虛擬變量， 若民營企業在樣本期間獲得過國有資本則設為處理組（Treat=1）， 否則設為對照組（Treat=0）； Post為時間虛擬變量， 處理組首次獲得國有資本參股及之后年份賦值為1， 反之賦值為0； 其余變量定義均與基準回歸模型一致。

回歸結果見表3列（5）， Treat×Post的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明國有資本參股對民營企業綠色轉型具有顯著正向影響。

進一步地， 本文采用事件研究法構建模型（4）考察國有資本參股對民營企業綠色轉型的動態影響：

Greenit=β0+ΣβmTreati×Post（n）t+β2Controlsit+Year+Firm+εit （4）

其中， Post（n）表示處理組和對照組首次獲得國有資本參股前后的第n期， 本文共包含7年時間窗口期（n=-3，-2，-1，0，1，2，3）， βm表示各時間窗口期交互項目Treat×Post（n）的估計系數（m=1，2，…，7）。

本文以首先獲得國有資本參股的前一期作為基期進行平行趨勢檢驗， 結果如圖2所示。在國有資本參股前， 民營企業綠色轉型在兩個組別中不存在明顯差異， 滿足平行趨勢假設； 但在國有資本參股后， 處理組的綠色轉型程度相較于對照組明顯上升， 表明國有資本參股對民營企業綠色轉型具有持續促進作用。

5. 替換核心變量測度。為了降低測度誤差可能對研究結論產生的潛在影響， 本文采取了對核心解釋變量重新進行測度與替換的策略。具體而言， 用國有股權制衡（State2）和是否存在國有大股東（State3）這兩個新的代理指標來替換基準回歸中的國有股東持股比例（State1）， 將以上兩個新的測度指標代入基準回歸模型重新進行實證分析。結果如表4列（1）和列（2）所示， 可以清晰地看到， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響均顯著為正， 進一步驗證了研究結論的穩健性和可靠性。

6. 交互固定效應。為了更深入地研究國有資本參股對民營企業綠色轉型的作用， 并消除可能由企業特異性以及同時隨行業和時間變化的因素帶來的干擾， 本文在原始模型的基礎上進行了優化， 即引入行業與時間的交互固定效應（Ind×Year）。表4列（3）呈現了相應的回歸結果， 分析數據發現， 在充分考慮這些潛在的混淆因素后， 國有資本參股的影響仍然在5%的水平上顯著為正， 進一步驗證了本文的主要假設， 即國有資本參股在推動民營企業綠色轉型中發揮著重要作用。這一改進分析更為精確地揭示了國有資本參股對民營企業綠色轉型的積極影響， 并排除了其他可能的影響因素的干擾。

7. 更改樣本區間。為確保研究的準確性和可靠性， 本文選擇剔除2020 ～ 2022年疫情期間的數據， 以排除這一特殊時期對分析結果的潛在影響。經過數據處理后， 本文重新檢驗了國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響效應。表4列（4）展示了相應的回歸結果， 結果顯示， 在剔除疫情因素的影響后， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的促進作用依然顯著為正， 進一步驗證了國有資本參股在推動民營企業綠色轉型中的積極作用。

（四） 作用機制檢驗

根據上文理論部分所述， 國有資本參股會通過緩解融資約束、 提升研發強度促進民營企業綠色轉型。本文借鑒江艇（2022）有關作用機制檢驗的論述， 對國有股東持股比例（State1）是否作用于機制變量（M）進行檢驗， 同時為避免出現M對民營企業綠色轉型存在因果論證不足的問題， 參考李萬利等（2023）的研究， 進一步對M到民營企業綠色轉型（Green）的路徑進行檢驗， 以補充相關性證據支持。具體回歸模型如下所示：

Mit=α0+α1State1it+α2Controlsit+Year+Firm+εit （5）

Greenit=α0+α1Mit+α2Controlsit+Year+Firm+εit （6）

其中， M表示作用機制變量， 包括融資約束和研發強度， 其余變量與基準回歸模型保持一致。

1. 融資約束。融資約束一直被視為制約民營企業綠色轉型的重要因素。為了深入探討國有資本參股在緩解民營企業融資約束方面發揮的潛在作用， 本文參考Hadlock和Pierce（2010）的測量方法構建融資約束指數（FC）， 作為衡量民營企業融資約束程度的指標。該指數值越低， 表示企業所面臨的融資約束越弱。回歸結果如表5列（1）所示， 結果顯示國有股東持股比例（State1）與融資約束（FC）之間存在顯著的負相關關系， 表明國有資本參股有助于緩解民營企業的融資約束。進一步觀察列（2）的結果， 發現融資約束（FC）與民營企業綠色轉型（Green）之間的回歸系數顯著為負， 這意味著隨著民營企業所面臨融資約束的加劇， 其綠色轉型的程度會相應降低。鑒于此， 本文認為國有資本參股能夠通過有效緩解民營企業所面臨的融資約束來推動民營企業綠色轉型。

2. 研發強度。研發投入作為企業實現技術升級與創新的重要途徑， 對于推動企業綠色轉型具有重要意義（Miao等，2021）。為了探究國有資本參股如何影響民營企業的研發活動， 本文采用研發投入占企業總資產的比重作為衡量民營企業研發強度（RD）的指標。這一指標值直接反映了民營企業研發活動的活躍程度， 也即研發強度。通過回歸分析， 得到如表5列（3）所示的結果。列（3）的數據顯示， 在充分考慮其他可能的影響因素后， 國有股東持股比例（State1）與研發強度（RD）之間呈現出顯著的正相關關系， 這表明國有資本參股能夠有效提升民營企業的研發強度。進一步地， 從列（4）的回歸結果可以觀察到， 研發強度（RD）與民營企業綠色轉型（Green）之間的回歸系數同樣顯著為正， 這意味著隨著民營企業研發強度的提升， 其綠色轉型的程度也會得到相應提高。鑒于此， 本文認為國有資本參股能夠通過提升民營企業研發強度對其綠色轉型產生積極作用。

（五） 異質性檢驗

考慮到民營企業數量龐大且各具特色， 它們對國有資本參股所提供資源的需求程度和吸收能力存在顯著差異。為確保國有資本參股能夠更有效地促進民營企業綠色轉型， 并避免資源錯配， 本文試圖對企業進行更為細致的分組研究。具體而言， 根據企業的規模大小、 所屬行業的競爭性以及企業所處的生命周期階段， 將民營企業劃分為三大組別。通過這樣的劃分， 更深入地探討不同組別的民營企業在國有資本參股后， 如何更有效地利用這些關鍵資源來推動自身的綠色轉型。這不僅有助于更全面地理解國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響， 而且為未來的政策制定和實踐操作提供了更為具體及有針對性的指導。

1. 企業規模。相較于小規模民營企業， 大規模民營企業在內部建設和市場渠道方面通常更為成熟、 完善。因此， 這類企業往往不會面臨嚴重的融資約束問題， 并且擁有足夠的資金用于研發活動。鑒于此， 國有資本參股對大規模民營企業所帶來的邊際效用相對有限。相反， 小規模民營企業由于成立時間較短、 可抵押資產有限， 往往面臨著更為嚴峻的信息不對稱問題， 從而導致其融資約束加劇。因此， 相較于參股大規模民營企業， 國有資本參股小規模民營企業在緩解融資約束方面可能具有更為顯著的效果。基于以上分析， 本文推測國有資本參股對小規模民營企業綠色轉型的促進作用更為顯著。為了驗證這一推測， 采用年末總資產作為衡量民營企業規模的指標， 并計算分年度分行業的企業規模中位數。若某民營企業的年度總資產規模大于其所在行業的中位數， 則將其歸類為大規模企業； 反之， 則歸類為小規模企業。表6列（1）和列（2）展示了基于企業規模異質性展開的實證檢驗結果， 結果表明， 當被參股的民營企業屬于小規模企業時， 國有資本參股對其綠色轉型的促進作用更為顯著， 這與上述推測一致。

2. 行業競爭屬性。相較于處于非競爭性行業的民營企業， 處于競爭性行業的民營企業面臨著更為激烈的市場競爭， 因此它們更有動機和意愿通過綠色轉型來提升自身競爭力（丁杰和黃金波，2024）。由于這些企業對綠色轉型的需求更為迫切， 國有資本參股所帶來的資源更有可能被專項用于推動綠色轉型， 而非分散到其他非核心項目中。基于這一分析， 本文推測國有資本參股對競爭性行業中民營企業綠色轉型的促進作用更為顯著。為了驗證這一猜想， 采用營業收入計算出的行業HHI指數來衡量市場競爭程度。HHI指數越高， 表明行業的壟斷性越強， 市場競爭程度越低； 反之， 則表明市場競爭越激烈。進一步地， 根據中位數將民營企業歸類為競爭性行業和非競爭性行業兩組。表6的列（3）和列（4）展示了基于行業競爭屬性的實證檢驗結果， 結果顯示， 當被參股的民營企業處于競爭性行業時， 國有資本參股對其綠色轉型的促進作用更為顯著， 驗證了上述預期。

3. 企業生命周期。處于不同生命周期階段的民營企業在財務狀況、 市場擴張及戰略定位等方面均存在顯著差異， 這些因素可能導致國有資本參股對其綠色轉型的促進作用產生異質性影響。具體而言， 處于成長期的民營企業通常具備較高的成長潛力和強烈的市場擴張需求。隨著環境問題日益受到消費者關注， 這些企業傾向于通過綠色轉型來滿足新興市場需求， 進而獲取競爭優勢。然而， 處于該階段的企業往往面臨資金短缺的問題， 國有資本參股能有效緩解這一困境， 為其綠色轉型提供有力支持。相比之下， 處于成熟期的民營企業已具備較為穩定的財務狀況、 較強的研發實力， 國有資本參股所能帶來的邊際效用相對較低， 對其綠色轉型的促進作用可能較為有限。而處于衰退期的民營企業， 其主要關注點在于生存和現有業務的維持， 而非綠色轉型。即便國有資本參股為其帶來了一定的轉型資源， 這些企業可能仍缺乏綠色轉型的主動性和積極性。因此， 本文認為國有資本參股對處于成長期的民營企業綠色轉型的促進作用更為顯著。為驗證這一觀點， 參考Dickinson（2011）的研究方法， 按企業現金流水平將樣本企業劃分為成長期、 成熟期和衰退期三個階段。實證檢驗結果如表6列（5） ～ （7）所示， 回歸結果顯示： 當民營企業處于成長期時， 國有資本參股對其綠色轉型的促進作用更為顯著； 而當企業處于成熟期和衰退期時， 國有資本參股的Pw0YtWcVfWm2rkgohqTkig==影響并不顯著。這一結果與上述猜想一致。

五、 進一步分析

前文已證實國有資本參股對民營企業的綠色轉型具有顯著的推動作用， 而隨著環境不確定性的提高， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的促進作用是否會發生改變呢？為進一步探究這一影響的邊界條件， 本文基于前文的理論分析框架， 構建如下調節效應模型， 繼續考察外部環境因素對國有資本參股與民營企業綠色轉型之間關系的調節效應：

Greenit=α0+α1State1it+α2EUit+α3State1it×EUit+

α4Controlsit+Year+Firm+εit （7）

（一） 環境不確定性的調節機制檢驗

環境不確定性的調節機制檢驗結果如表7所示。其中： 列（1）的結果顯示， 在高環境不確定性下， 國有資本參股對民營企業綠色轉型具有顯著的促進作用； 列（2）的結果顯示， 在低環境不確定性下， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響為負但不顯著。進一步地， 本文采用交互項驗證的方式對環境不確定性的調節效應進行檢驗， 列（3）中交互項（State1×EU）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 驗證了環境不確定性的正向調節作用， 即民營企業所面臨的環境不確定性越高， 國有資本參股對其綠色轉型的促進作用越顯著。本文認為這是因為當環境不確定性提高時， 民營企業所面臨的融資約束會進一步加劇， 研發強度被削弱， 環境不作為行為增加， 在這種環境下民營企業更需要國有資本參股所帶來的資源以實施綠色轉型。

（二） 基于異質性特征的結構差異檢驗

異質性分析結果顯示， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響效應存在明顯的“結構靶向性”特點， 即對于小規模、 處于競爭性行業和成長期的民營企業具有顯著的正向促進作用， 而對于大規模、 處于非競爭性行業及成熟期和衰退期的民營企業的影響雖然為正但并不顯著。本部分旨在考察在民營企業所面臨的環境不確定性提高的情況下， 國有資本參股對民營企業綠色轉型促進作用的覆蓋面會不會得到進一步增大。基于異質性特征的結構差異檢驗結果如表8所示， 結果顯示， 國有股東持股比例與環境不確定性的交互項（State1×EU）除在企業生命周期組別中對衰退期民營企業綠色轉型不具有顯著影響外， 在其余組別均呈現出顯著的正向促進作用。上述結果表明， 當環境不確定性提高時， 國有資本參股會進一步增大影響覆蓋面， 使絕大多數原先不受支持的組別得到有效轉換， 推動這類民營企業綠色轉型的開展。而對于衰退期的民營企業， 在環境不確定性提高的情況下， 國有資本參股對其綠色轉型的促進作用仍不顯著。本文認為這是由于環境不確定性提高增加了衰退期民營企業維持市場份額的難度， 使其維持生存更加困難， 即使國有資本介入帶來了綠色轉型的必要資源， 衰退期民營企業也不會將其用于綠色轉型。

六、 結論與啟示

本文基于2007 ～ 2022年滬深A股民營上市企業的經驗證據， 深入探討了國有資本參股對民營企業綠色轉型的影響， 并得出以下結論： 首先， 通過實證分析， 本文驗證了國有資本參股對民營企業綠色轉型具有顯著的推動作用。進一步研究發現， 這種促進作用在小規模、 處于競爭性行業以及成長期的民營企業中表現得尤為突出。其次， 本文深入剖析了國有資本參股促進民營企業綠色轉型的作用機制， 發現緩解融資約束、 提升研發強度是國有資本參股推動民營企業綠色轉型的主要途徑， 這為理解國有資本參股在民營企業綠色轉型過程中的作用提供了重要的理論支撐。最后， 本文還考慮了外部環境調節因素對國有資本參股與民營企業綠色轉型關系的影響。研究結果顯示， 環境不確定性對國有資本參股促進民營企業綠色轉型的效果具有顯著的正向調節作用。這意味著在環境不確定性較高的情況下， 國有資本參股對民營企業綠色轉型的推動作用會更加明顯。

根據研究結論， 本文得到如下啟示：

對于民營企業而言， 其在綠色轉型的征途中面臨著諸多機遇與挑戰， 特別是那些規模較小、 身處激烈競爭行業或正處于成長期的企業， 更應審時度勢， 積極作為。首要之舉在于積極尋求與國有資本的緊密合作。國有資本的深厚背景與資源不僅能夠為民營企業提供強大的資金支持， 還能提供寶貴的戰略指導和技術支撐。這樣的合作對于缺乏轉型經驗和技術實力的民營企業而言無疑是雪中送炭， 有助于它們在綠色轉型的道路上走得更穩、 更遠。同時， 綠色技術的研發與創新是轉型成功的關鍵所在。企業應緊緊抓住國有資本參股帶來的寶貴機遇， 充分利用其提供的研發資源， 增加在綠色技術領域的研發投入。只有掌握了核心技術， 擁有了自主創新的能力， 企業才能在綠色轉型的浪潮中立于不敗之地， 真正實現以技術驅動綠色發展的宏偉目標。此外， 民營企業必須深刻認識到， 綠色轉型不僅是應對日益嚴峻環境挑戰的現實需要， 更是提升企業整體形象、 履行企業社會責任的重要途徑。企業的綠色轉型行動將贏得社會各界的廣泛認可和鼎力支持， 為企業帶來無法估量的品牌價值和無形資產。因此， 民營企業應將綠色轉型視為提升自身競爭力、 實現可持續發展的重要契機， 以堅定的決心和有力的行動， 積極參與到這一偉大實踐中來。

對于政府而言， 為實現經濟體系的綠色化發展， 可從優化國有資本布局、 完善營商環境、 加強政策引導和支持等方面著手， 為民營企業綠色轉型提供堅實保障。首先， 進一步優化國有資本布局， 鼓勵和支持國有資本積極投身于民營企業的綠色轉型中。通過國有資本的引導和帶動作用， 有效激發民營企業的綠色創新活力， 推動整個經濟體系向更加環保、 可持續的方向發展。其次， 營造一個穩定、 公平、 透明的營商環境。可致力于降低民營企業綠色轉型過程中的風險， 為它們提供穩定的市場預期和法治保障。同時， 加強對綠色轉型相關政策的宣傳和解讀工作， 提高民營企業對政策的認知度和利用率， 使它們能夠更加順暢地享受到政策紅利。最后， 在政策引導和支持方面發揮更大的作用。針對民營企業綠色轉型的實際需求， 出臺一系列優惠政策和專項支持措施， 如財政補貼、 稅收減免、 綠色信貸等， 以降低企業綠色轉型的成本和難度。此外， 建立健全綠色轉型評價體系和監督機制， 確保政策的有效實施和資金的合理使用， 讓民營企業在綠色轉型的道路上走得更加堅定、 從容。

【 主 要 參 考 文 獻 】

阿布都合力力·阿布拉，茹克耶姆·阿卜杜維力．國有資本參股有助于提升民營企業社會責任表現嗎？［ J］．金融教育研究，2023（6）：55 ～ 65．

丁杰，黃金波．銀企數字化促進企業綠色轉型的協同效應研究［ J］．系統工程理論與實踐，2024（1）：102 ～ 122．

付強，扈文秀，康華．股權激勵能提高上市公司信息透明度嗎？——基于未來盈余反應系數的分析［ J］．經濟管理，2019（3）：174 ～ 192．

郭克莎，彭繼宗．制造業在中國新發展階段的戰略地位和作Bv+ULlqi27aAt51HT8inWXV16P0/KZHh7FGaoQCDP30=用［ J］．中國社會科學，2021（5）：128 ～ 149+207．

何德旭，曾敏，張碩楠．國有資本參股如何影響民營企業？——基于債務融資視角的研究［ J］．管理世界，2022（11）：189 ～ 207．

胡潔，于憲榮，韓一鳴．ESG評級能否促進企業綠色轉型？——基于多時點雙重差分法的驗證［ J］．數量經濟技術經濟研究，2023（7）：90 ～ 111．

江艇．因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應［ J］．中國工業經濟，2022（5）：100 ～ 120．

李世剛，鐘檸锘．國有資本參股能降低民營企業股價崩盤風險嗎？［ J］．金融與經濟，2022（10）：26 ～ 36．

李萬利，劉虎春，龍志能等．企業數字化轉型與供應鏈地理分布［ J］．數量經濟技術經濟研究，2023（8）：90 ～ 110．

李文貴，邵毅平．產業政策與民營企業國有化［ J］．金融研究，2016（9）：177 ～ 192．

毛志宏，魏延鵬．國有資本參股對民營企業綠色創新能力的影響研究［ J］．軟科學，2023（2）：44 ～ 50．

申慧慧，于鵬，吳聯生．國有股權、環境不確定性與投資效率［ J］．經濟研究，2012（7）：113 ～ 126．

王彩萍，黃建燁，黃志宏等．國有資本參股與民營企業金融風險防范——股價崩盤風險視角的實證研究［ J］．經濟管理，2022（8）：60 ～ 75．

王佳希．環境不確定性、風險承擔與企業創新［ J］．商業研究，2023（2）：127 ～ 134．

魏延鵬，毛志宏，王浩宇．國有資本參股對民營企業ESG表現的影響研究［ J］．管理學報，2023（7）：984 ～ 993．

吳非，黎偉．稅收激勵與企業綠色轉型——基于上市企業年報文本識別的經驗證據［ J］．財政研究，2022（4）：100 ～ 118．

肖正，翟勝寶，張靜．引入國有資本能夠化解民營企業僵尸化風險嗎？——來自中國上市公司的經驗證據［ J］．經濟管理，2022（2）：36 ～ 56．

徐煒鋒，阮青松．外部環境不確定性、企業社會資本與企業并購決策——基于資源獲取視角［ J］．管理評論，2023（5）：214 ～ 227．

周闊，王瑞新，陶云清等．企業綠色化轉型與股價崩盤風險［ J］．管理科學，2022（6）：56 ～ 69．

周小亮，宋立．中國工業低碳轉型：現實分析與政策思考［ J］．數量經濟技術經濟研究，2022（8）：22 ～ 41．

Allen F.， Qian J.， Qian M.. Law， finance， and economic growth in China［ J］． Journal of Financial Economics，2005（1）：57 ～ 116．

Bonaime A.， Gulen H.， Ion M.. Does policy uncertainty affect mergers and acquisitions？［ J］． Journal of Financial Economics，2018（3）：531 ～ 558．

Chen D.， Hu H.， Chang C. P.. Green finance， environment regulation， and industrial green transformation for corporate social responsibility［ J］． Corporate Social Responsibility and Environmental Management，2023（5）：2166 ～ 2181．

Conyon M. J.， He L.， Zhou X.. Star CEOs or political connections？ Evidence from China's publicly traded firms［ J］． Journal of Business Finance & Accounting，2015（3-4）：412 ～ 443．

Dickinson V.. Cash flow patterns as a proxy for firm life cycle［ J］． The Accounting Review，2011（6）：1969 ～ 1994．

Fang V. W.， Tian X.， Tice S.. Does stock liquidity enhance or impede firm innovation？［ J］． The Journal of Finance，2014（5）：2085 ～ 2125．

Hadlock C. J.， Pierce J. R.. New evidence on measuring financial constraints：Moving beyond the KZ index［ J］． The Review of Financial Studies，2010（5）：1909 ～ 1940．

Li K.， Xiang Y.， Zhou C.， et al.. Promote or inhibit： State-owned equity participation and family firms' innovation investment［ J］． Journal of Innovation & Knowledge，2023a（2）：100354．

Li Q.， Chen H.， Chen Y.， et al.. Digital economy， financing constraints， and corporate innovation［ J］． Pacific-Basin Finance Journal，2023b（80）：102081．

Miao C.， Duan M.， Zuo Y.， et al.. Spatial heterogeneity and evolution trend of regional green innovation efficiency—An empirical study based on panel data of industrial enterprises in China's provinces［ J］． Energy Policy，2021（156）： 112370．

Pan X.， Chen X.， Sinha P.， et al.. Are firms with state ownership greener？ An institutional complexity view［ J］． Business Strategy and the Environment，2020（1）：197 ～ 211．

Petroni G.， Bigliardi B.， Galati F.. Rethinking the Porter hypothesis： The underappreciated importance of value appropriation and pollution intensity［ J］． Review of Policy Research，2019（1）：121 ～ 140．

Wang L.， Dilanchiev A.， Haseeb M.. The environmental regulation and po-licy assessment effect on the road to green recovery transformation［ J］． Economic Analysis and Policy，2022（76）：914 ～ 929．

Zhang T.， Gu L.， Wang J. J.. State owned capital and corporate social responsibility of private holding companies： Evidence from China［ J］． Accounting & Finance，2023（63）：1101 ～ 1120．