黨組織參與民營企業公司治理能抑制其“漂綠”嗎？
2025-08-31 00:00:00肖珊珊彭曉蓮
綠色財會 2025年7期
中圖分類號：F426.471
一、引言
在“碳中和”的背景下，部分企業為追求利潤最大化，采取“偽綠色”運營管理策略，以形式化的信息披露掩蓋重大環境問題，這類行為被統稱企業“漂綠\"行為。企業“漂綠”，不僅會導致信息披露質量下降，也會阻礙中國生態文明建設。
隨著民營企業隊伍的不斷壯大，在國有企業的引領下，民營企業也開始主動將“黨的治理”融入公司治理環節，以改善企業經營的內、外部環境。目前，關于黨組織參與公司治理的研究主要是針對國有企業，關于黨組織參與民營企業治理的研究極少。本研究以上證A股民營企業為研究對象，旨在探究2個核心問題： ① 黨組織參與公司治理能否抑制企業的“漂綠”行為？ ② 黨組織應采取何種措施干涉企業的“漂綠”行為？
本研究的貢獻： ① 研究方法創新。關于企業“漂綠”的研究多以案例研究為主，本研究采用實證案例。 ② 理論創新。通過實證檢驗發現，黨組織參與民營企業公司治理能夠抑制企業的“漂綠”行為，并提出針對性建議，從黨組織角度完善企業“漂綠”防治理論。 ③ 研究主體創新。關于黨組織參與公司治理的研究主要針對國有企業，本研究填補了該理論在民營企業研究中的空白。
二、理論分析與研究假設
（一）文獻綜述
1．黨組織與企業“漂綠”關系研究
“漂綠”行為是象征性行為與實質性行為之間的解耦，是公司在環境信息公開過程中采取的一種誤導性行為，其本質是一種違規行為[1]。國內一組2004—2014年數據顯示，董事長為黨員的民營企業，比董事長為非黨員的民營企業違規比例低 10% 。因此，可以推斷：董事長的黨員身份與企業違規行為之間，應該存在某種重要的內在關聯。國外學者研究發現，美國民主黨和共和黨成員不同的風險偏好，會影響企業高管的風險態度，進而影響企業的經營策略[2]、避稅[3]、并購[4]等經營活動。
目前，國內關于黨組織對“漂綠”行為影響的直接研究較少，現有研究大多集中于黨組織嵌入公司治理對企業社會責任履行的影響。相關學者對此進行驗證得出，黨委成員是企業的領導者，對黨的綠色發展理念和可持續發展思想有更深層次的認識。公司基層黨組織通過監督和引導企業履行社會責任，在一定程度上增強了信息披露真實性[5]。一方面，黨組織參與公司治理可以彌補普通治理主體對短期利益的追逐[6]。黨的科學發展觀和可持續發展理念，能夠讓參與公司治理的黨組織成員推動企業文化融合，幫助企業樹立誠實守信、綠色共享的發展思想，從而增強企業對國家生態文明建設的響應。另一方面，在公司治理結構中，黨組織能夠通過監督、建議等方式，把黨的可持續發展方針、政策融入企業管理，提升企業決策的科學性；通過加強對高管行為及決策過程中的監管和約束，促進企業進行真實的ESG信息披露[7]，從而遏制企業“漂綠\"行為。
2.黨組織參與國有企業公司治理相關研究
企業黨組織是共產黨在企業中的基層組織。2005年《中華人民共和國公司法修正案》正式發布，要求根據黨章規定設立黨的組織，開展黨的活動，公司也應該為黨組織的活動提供必要的條件。具體來說，黨組織參與國有企業治理主要通過“雙向進人，交叉任職”，即黨委書記（黨組）和董事長由同一個人擔任，黨員通過法律程序進入董事會、監事會和管理團隊。同時，董事會、監事會和管理團隊的成員也根據黨章和相關規定進人黨委[8]
關于黨組織參與國有企業治理，現有文獻主要從治理和監督兩方面展開研究。 ① 治理作用。黨組織參與國有企業公司治理，可以減少代理成本、提高審計質量水平[9]、提升內部控制質量[0]、降低股價崩盤風險[]、提升董事會治理效率[12]、促進溢價并購[13]、改善環境績效[14]等。② 監督作用。黨組織參與國有企業公司治理，可以抑制財務舞弊[5]、高管腐敗[15]、研發操縱[16]、國有資產流失、信息披露違規[17]等。
盡管國企改革在不斷推進，但國有企業經理人員的任免權，目前仍然由黨委掌握[18-19]。回顧歷史改革進程，我國經濟體制改革在不斷深化，而黨管理干部的原則在人事管理中始終未變。無論是2002年中共中央印發的《黨政領導干部選拔任用工作條例》，還是2012年的黨的十八大報告，都強調黨管理人才和干部的原則。在國有企業中，黨的人事任免權在平衡“內部人控制”方面發揮了重要作用，即黨委通過懲戒性解雇等措施可以有效地約束管理層行為。簡而言之，黨管理干部實際上是黨組織實現對國有企業管理監督的根本保障。
3．黨組織參與民營企業公司治理機制分析
現有文獻中，關于黨組織參與民營企業公司治理的研究較少，且主要研究黨組織對民營企業社會責任的影響，例如，慈善捐贈[20]、助力鄉村振興[21]、職工薪酬[22-23]等。何軒等[24]通過實證研究，檢驗了民營企業黨組織建設的經濟成果，但其數據跨度為2002—2010年，研究數據可能存在時效性不強、內生性、異質性等問題。現有的實證研究缺乏黨組織對民營企業治理效果及作用機制的系統性檢驗。在產權結構、治理結構、組織形態、發展目標等方面，國有企業和民營企業之間存在著較大的差異，因此，黨組織參與民企治理不能簡單地套用國企模式。在民營企業中，黨組織雖然不會對公司的經營管理產生直接的影響，但是也會參與公司的重大會議和決策，對企業產生了間接影響，包括引導、咨詢、統戰、維權、協調等[25]，其目的是探索企業發展和黨建工作的融合路徑。張月等[26認為，中國500強排名靠前的企業，其共同特征是對黨建工作的高度重視。為此，本研究提出黨組織應通過以下途徑參與公司治理，以推動民營企業的健康發展。
（1）提高信息披露質量
黨組織參與民企治理對代理沖突具有平衡和制約作用。由于信息不對稱，管理者有時為了追逐私利，往往會掩蓋不利于自身的社會責任信息[7]。黨組織參與治理可以從股東的立場出發，對決策的制定、執行和監督進行全面把控，并通過組織專家研討、聽取公眾意見等方式提升決策的有效性，縮小管理者與股東之間的利益偏差。如果管理層存在隱瞞信息露等違規行為，企業基層黨組織可以采取相應的處分措施。黨組織還可以利用黨內表彰等措施，降低因個人利益引發的機會主義行為，促進公司社會責任信息披露質量的提高。
（2）緩解融資約束
目前，國內民營企業普遍面臨抵押品不足、信用擔保缺失等問題，導致企業融資難、融資貴的困境。為了緩解融資約束，部分民營企業試圖通過粉飾信息披露欺騙投資者，以緩解融資困境。而黨組織參與公司治理，說明公司擁有了自上而下的政治關聯，有助于企業拓寬融資渠道。 ① 公司的黨組織與其上級黨委、當地政府存在隸屬關系。當企業在發展過程中遇到困難，可以通過企業黨組織與上級黨委、政府直接溝通，及時反映其生產經營中的困難和利益訴求。 ② 成立黨組織，不僅向外界傳遞了政治認同信號，也向市場傳遞了企業良好、穩定發展前景的信號，因此，企業黨組織有助于降低公司和市場之間的信息不對稱，幫助企業融資[28]。同時，基于對黨和政府的信任，銀行等正規金融機構也會減少對已成立黨組織的民營企業信貸排斥。在一定意義上，黨組織為民營企業提供了一種隱性的政治保證[7]。 ③ 黨組織參與到公司治理中，可以對公司的行為進行約束，讓公司披露的信息更加真實、規范，向社會傳遞公司經營穩定、注重聲譽的信號，進一步緩解銀行和企業間的信息不對稱。
（二）研究假設
通過“雙向進入、交叉任職”的形式，將黨組織引入國企治理結構，可以降低代理成本、提高審計質量、提高內控質量，對企業內部的財務舞弊、高管腐敗和Ramp;D操縱等行為具有一定的監管和制約作用。然而，民營企業與國有企業在產權結構、組織結構、發展目標、人事任免等方面存在較大差異。因此，在民營企業中，黨組織雖然無法對企業的經營管理產生直接的影響，但卻能通過監督企業的重要會議和決策過程，對企業的短期行為進行約束。
基于此，提出假設H：黨組織參與公司治理能夠抑制民營企業的“漂綠”行為。
三、研究設計
（一）樣本來源
選取2013—2022年上證主板A股企業為研究對象。為了保證樣本的準確性和數據的平滑性，剔除了ST類企業和數據缺失樣本，對數據進行1% 的縮尾處理，最終共篩選出5960個觀測值。其中，“漂綠”相關數據通過各企業的環境報告及社會責任報告計算而得，其余數據來自國泰安和萬德數據庫。
（二）變量選取
① 被解釋變量：“漂綠”程度（ Gw ）。通過構建行業內“漂綠”的相關指標，對“漂綠”程度進行測度，公司“漂綠”程度以公司社會責任信息披露得分與公司實際社會責任表現得分之差來度量。ESG評分是基于企業向社會公眾披露ESG數據形成的評估結果，得分在 0～100 之間，數值越高越好；華證ESG評分作為真實績效評分，得分在0～100 之間，得分越高則表示績效越好。要使披露得分與績效得分具有可比性，需建立“漂綠”指數模型，如公式（1）所示。
式中： EsGD 為ESG 披露得分， EsGR 為ESG績效評分，二者之差即為企業的“漂綠”部分，數值越大則說明企業的“漂綠”行為越嚴重。
② 解釋變量：黨組織參與公司治理程度（PG） 。參照張婷等[]的方法，以黨組織成員是否在上市公司董事會、監事會和經理層中任職，衡量黨組織參與治理這一核心變量。若有黨組織成員在公司董事會、監事會或管理層中任職，賦值為1，否則為0。
③ 控制變量：參照參考陳小輝等[29]、呂文棟等[30]的方法，選取企業規模、資產負債率、成長性、現金流、股權集中度、管理層持股比例、是否兩職合一作為控制變量。各變量的定義如表1所示。
表1變量定義
（三）模型構建
為了研究黨組織參與公司治理對企業“漂綠”行為的影響，采用面板數據回歸模型，同時控制行業和年份固定效應，參考已有研究構建模型（2）：
（20 （2）式中： εi，t 為隨機擾動項。
四、實證分析
（一）描述性統計
根據表2可知， ①Gw 最大值為5.691、最小值為-5.546、標準差為1.261，表明樣本的 Gw 盡管存在較大差距，但整體水平符合正態分布特征。②PG 最大值為35.000、最小值為0、標準差為3.522，說明仍有部分企業未意識到黨組織參與企業經營管理的重要性。 ③ 在所有控制變量中，股權集中度（ Top10 ）以及成長性標準差較大，分別為15.040和395.000，表明樣本企業發展水平存在較大差距。為確保研究結果的穩健性，后續需要對樣本進行分組回歸分析。
表2描述性統計結果
（二）基礎回歸
在研究黨組織參與公司治理對企業“漂綠”行為的影響時，基于 F 檢驗以及Hausman檢驗結果，最終確定使用固定效應模型，具體的回歸結果如表3所示。
表3基礎回歸結果
注： 分別表示 plt;0.10 、 plt;0.05 、 plt;0.01 ；括號內為 Φt 統計量值。
根據表3中的回歸結果可知，黨組織參與程度與企業“漂綠”行為呈現顯著的負相關關系，在模型（2）的基礎上加入企業規模、負債程度等控制變量后，兩者依舊負相關，即黨組織參與公司治理程度每增加 1% ，“漂綠”程度下降16.422。如表3第（3）列所示，盡管控制變量持續增加，研究仍以 99% 置信水平，證實黨組織參與公司治理能夠抑制企業的“漂綠”行為。假設H得以驗證。
在控制變量中，企業規模與“漂綠”行為之間存在正相關關系，表明規模擴張可能會增加企業“漂綠”的操作空間。此外，成長性與“漂綠”程度之間也呈現正相關關系，說明企業的發展潛力與市場表現更易滋生“漂綠”行為。相反，負債結構對“漂綠”程度的影響并不顯著，負債已成既定事實，不影響企業對環境信息披露的粉飾。
（三）穩健性檢驗
為保證回歸結果穩健可靠，采取以下2種方法對結果進行重新檢驗，如表4所示。 ① 補充變量法。在模型中新增控制變量—股東回報率0 （R0A） ，得到了與表3一致的結果。 ② 替換解釋變量。將董監高中黨組織人數 （PG ）替換成獨立董事中黨組織成員人數（ PGD） ，所得結果依舊與表3一致。列（3）為更換標準誤。為了控制潛在的異方差和自相關問題，對所有回歸進行了公司層面的聚類標準誤調整，所得結果依舊保持不變，因此，上述回歸結果穩健可靠。
表4穩健性檢驗回歸結果
續表4
注： *分別表示 plt;0.10 一 plt;0.05 一、 plt;0.01 ；括號內為 Φt 統計量值。
（四）內生性檢驗
為了保證研究結果具有解釋力及說服力，本研究采取3種方法對模型進行內生性檢驗。 ① 滯后被解釋變量； ② 滯后解釋變量； ③ 工具變量法。借鑒謝仁德等[31的研究方法，以“國有股持股”為工具變量，構建GMM-V的固定效應模型，進行內生性檢驗，檢驗結果如表5所示。據表5可知，將解釋變量、被解釋變量進行滯后一期處理，研究結果依舊不變，AR（2）檢驗的 P 值大于0.05，Hansen檢驗的 P 值大于0.10，結果表明“國有股入股”不是弱工具變量。 PG 的系數是-1.926，說明黨組織參與公司治理程度每增加 1% ，公司的“漂綠”程度下降5.882個百分點，因此，研究以99% 的置信水平證實，黨組織參與公司治理，能夠有效抑制企業的“漂綠”行為，研究結果穩健可靠。
表5內生性檢驗結果
續表5
注：**、***分別表示 plt;0.05 plt;0.01 ；括號內為 Φt 統計量值。
（五）異質性檢驗
① 以黨的十九大召開為節點，對結果進行異質性檢驗，以分析黨組織參與公司治理對企業“漂綠”的抑制作用。將樣本分為黨的十九大召開之前和黨的十九大召開之后兩部分。 ② 基于地區差異性進行異質性檢驗?？紤]到不同地區的發展存在差異，為進一步提升回歸結果的準確性，將樣本劃分為東部地區、中部地區、西部地區3部分，展開第二次回歸。
回歸結果如表6和表7所示。
表6黨的十九大召開前后黨組織參與公司治理對企業“漂綠”抑制作用的異質性檢驗結果
注： 分別表示 plt;0.10 1 plt;0.05 、 plt;0.01 ；括號內為 Φt 統計量值。
表7黨組織參與公司治理對企業“漂綠”抑制作用的地區差異異質性檢驗結果
注：* **分別表示 Δplt;0.10 一、 plt;0.05 、 plt;0.01 ；括號內為 Φt 統計量值。
如表6所示，黨的十九大召開之前，黨組織參與公司治理對企業“漂綠”行為的抑制作用并不明顯；黨的十九大召開之后， PG 在 1% 的水平下對 Gw 產生顯著的負向影響，即黨組織參與公司治理程度每提高 1% ，企業“漂綠”行為將下降9.351% 。隨著黨組織參與公司治理程度的提高，利潤總額增長率系數由原來的29.943下降至-0.275 ，間接反映企業可能存在通過粉飾環境信息披露，以增加市場銷售額，從而獲取短期利益的行為。根據表7可知，黨組織對“漂綠”行為的抑制作用由東部地區向西部地區逐步遞減，東部地區和中部地區具有顯著的抑制作用，東部地區抑制作用最為明顯，黨組織參與公司治理程度每提高 1% ，企業“漂綠”程度減少 9.468% 。西部地區抑制作用并不顯著，原因在于不同地區的政策存在較大差異，西部地區自然環境相對惡劣，且地廣人稀，企業面臨的環境政策監管壓力較小，當地企業無須通過粉飾環境信息披露進行融資。
（六）黨組織抑制“漂綠”行為作用機制分析
本研究認為，黨組織參與公司治理能夠從改善公司信息披露質量和緩解融資約束兩個方面，對公司“漂綠”行為進行抑制。為探究黨組織參與公司治理抑制企業“漂綠”行為的路徑，以盈余管理和融資約束為中介變量，進行中介效應檢驗，
具體模型如公式（3）和公式（4）所示，在模型（2）α1 顯著的前提下，使用模型（3）檢驗核心變量（ PG ）對中介變量（ MED ）的影響。如果系數 β1 顯著，則在模型（4）中加人 PG 和 MED 進行回歸分析。如果模型（4）中的 γ2 顯著，且 γ1 不顯著，說明 M 在 PG 和 Gw 之間發揮了完全中介效應，即黨組織參與公司治理，對企業“漂綠\"行為的影響完全依賴于中介變量；如果 γ1 和 γ2 都顯著則為部分中介效應，表明該變量在黨組織參與公司治理對企業“漂綠”行為的影響中發揮著部分中介作用。
1．提高信息披露質量
企業存在“漂綠”行為，表明會計信息真實性有待考究，黨組織參與公司治理能夠有效規范管理者行為，緩解信息不對稱程度，提升會計信息透明度及改善信息環境。為了探究黨組織通過提高會計信息質量，抑制“漂綠”行為這一路徑是否可行，參照王亞平等[32]的方法，以應計盈余管理總額（ TR ）衡量盈余管理程度，并進行中介效應檢驗，結果如表8所示。表8第（2）列結果顯示變量系數顯著為負，說明黨組織參與程度每增加1個百分點，應計盈余管理總額相應的下降6.029個百分點，表明黨組織有效約束了公司內部的盈余管理行為。根據第（3）列結果可知， TR 的系數顯著為負，應計盈余管理總額的下降說明信息披露質量得到提高。在加入中介變量后 PG 系數顯著為負，表明約束盈余管理行為在黨組織參與公司治理對“漂綠”行為的影響中發揮著部分中介作用。盡管回歸系數相比于第（1）列的系數略有提高，經Sobel以及Bootstrap檢驗，證實中介效應是存在的。
表8盈余管理與中介效應檢驗結果
續表8
注：* ***分別表示 plt;0.10 一 plt;0.05 plt;0.01 ；括號內為 χt 統計量值。
2.緩解融資約束
黨組織參與公司治理有助于企業獲得長期融資支持。通過強化企業的社會責任和環保形象，提升了企業的社會信任度和品牌價值，使得企業更容易獲得金融機構和投資者的認可和支持，拓寬了融資渠道。這種積極的融資環境，一方面有利于企業的穩健發展；另一方面也使得企業無需通過粉飾ESG信息進行不正當融資，進一步降低了“漂綠\"行為的風險。為了驗證黨組織參與公司治理能否通過緩解融資約束抑制“漂綠”行為，參照杜永奎等[33]的方法，以 SA 指數衡量融資約束情況， SA 數值越大表明融資約束越強，具體結果如表9所示。表9第（2）列結果顯示系數顯著為負，說明黨組織參與程度每增加1個百分點，融資約束程度相應減少7.848個百分點，表明黨組織參與公司治理可以緩解融資約束。根據第（3）列結果可知， SA 的系數仍舊顯著為負，而 PG 對Gw 的影響并不顯著。由此可知，黨組織參與公司治理，可以通過緩解融資約束抑制企業的“漂綠”行為，此時融資約束 SA 為完全中介。
表9黨組織參與公司治理對融資約束與企業“漂綠”影響的測定結果
續表9
注：**、***分別表示 ρlt;0.05 7 plt;0.01 ；括號內為 χt 統計量值。
五、結論與建議
新常態背景下，民營企業開展黨建工作、組建黨組織已成為必然趨勢，但現有研究對此缺乏足夠的重視。本研究基于“碳中和”背景，著重研究黨組織與民營企業“漂綠”行為的關系，以上證A股民營企業2013—2022年的數據為研究樣本，進行實證檢驗?；貧w結果表明，黨組織參與治理與企業“漂綠”程度之間呈現顯著負相關關系，表明黨組織參與公司治理能夠抑制民營企業的“漂綠\"行為；減少盈余管理以提高信息披露質量、緩解融資約束，是實現抑制作用的兩大核心中介路徑；通過異質性檢驗表明，該抑制作用在黨的十九大召開后尤為明顯，且由東部地區向西部地區逐漸遞減。
基于目前民營企業短期利益導向的信息粉飾行為，以及黨組織通過參與企業的重要會議與決策，發揮引導、咨詢、協調等作用的事實，提出如下建議。
1.樹立長遠發展觀念，完善信息披露機制
民營企業應當認識到“漂綠”行為只能在短期內帶來利益，從長遠看會損害企業聲譽和可持續發展能力。建議民營企業推動文化轉型，強化環保長期承諾；定期發布環境績效報告，真實反映企業在環境保護方面的努力與成效。
2.增強對黨建的認同，加強黨組織隊伍建設
黨組織參與民營企業公司治理能夠抑制企業的“漂綠”行為，有助于企業的長期發展。因此，企業應考慮增加董事會、監事會以及管理層中黨員的比例，充分發揮黨員在提高信息披露質量、緩解融資約束中的作用；公司在進行人員招聘時，可以強調政治身份的重要性，吸引更多優秀黨員，為公司高層黨組織建設儲備人才。
3.完善公司治理機制，明確職能與職責
在實踐中，部分民營企業黨建工作可能帶來行政干預，因而延遲建立黨支部。企業可以通過完善公司治理機制，明確治理過程中的職能與職責，緩解這一矛盾。例如：控制董事會、監事會以及經理層的黨員人數；明確公司黨組織職責范圍；搭建溝通橋梁，促進董事會、監事會以及經理層中黨員和非中共黨員人士的信息流通，實現黨建與企業治理的有機融合。
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責任編輯：田國雙
