“國家隊”持股能抑制企業(yè)“漂綠”行為嗎？

摘" "要：以救市維穩(wěn)為目標(biāo)的特殊機(jī)構(gòu)投資群體——“國家隊”近年來大舉增持二級市場股份，引發(fā)了各界對于其長期持股治理效應(yīng)的廣泛討論。本文基于2015—2022年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，探討“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：“國家隊”持股能顯著抑制企業(yè)“漂綠”行為，該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。機(jī)制檢驗顯示，“國家隊”持股主要通過緩解融資約束和提升治理水平兩個渠道影響企業(yè)“漂綠”。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，“國家隊”持股對“漂綠”的抑制作用在非重污染行業(yè)、低市場化水平地區(qū)和持股時間較長的企業(yè)中更為顯著。經(jīng)濟(jì)后果檢驗顯示，“國家隊”持股對“漂綠”的治理效應(yīng)有助于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。本文結(jié)論為研究企業(yè)“漂綠”影響因素提供了新證據(jù)，對實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展具有啟示意義。

關(guān)鍵詞：企業(yè)“漂綠”；“國家隊”；治理效應(yīng)；融資約束

中圖分類號：F830.9" "文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）03-0049-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.03.005

一、引言

“雙碳”目標(biāo)為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和生態(tài)文明建設(shè)指明了方向。企業(yè)作為環(huán)境污染的主要制造者，其綠色高質(zhì)量發(fā)展自然也成為實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的關(guān)鍵所在（田小平，2024）[1]。近年來，我國企業(yè)積極踐行綠色發(fā)展理念，并取得顯著成效，2023年我國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗、水耗、碳排放強(qiáng)度比2012年分別下降超過26%、46%、35%，主要資源產(chǎn)出率提高約60%。然而，《南方周末》連續(xù)9期發(fā)布的《中國漂綠榜》顯示，當(dāng)前企業(yè)“漂綠”現(xiàn)象仍十分突出，覆蓋乘用車、食品、化學(xué)制藥、養(yǎng)殖等眾多行業(yè)，個別企業(yè)屢屢上榜，“漂綠”已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)綠色低碳轉(zhuǎn)型的阻礙。“漂綠”是企業(yè)憑借自身信息優(yōu)勢，選擇性地披露信息的一種策略性行為（Du，2015）[2]，具體表現(xiàn)為通過模棱兩可或象征性的文字“粉飾”自身環(huán)境表現(xiàn)，以逃避監(jiān)管處罰或獲取不當(dāng)?shù)美Ｆ髽I(yè)“漂綠”行為不僅會損害企業(yè)價值（Walker和Wan，2012）[3]，導(dǎo)致“檸檬市場”盛行，更會削弱環(huán)境立法的政策支持和實施（李大元等，2015）[4]，對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展造成嚴(yán)重阻礙（肖紅軍等，2013）[5]。在“雙碳”目標(biāo)下，如何對企業(yè)“漂綠”進(jìn)行有效治理已成為政府和學(xué)界共同關(guān)注的熱點問題。

從已有文獻(xiàn)來看，學(xué)界關(guān)于企業(yè)“漂綠”的治理研究主要圍繞以下三個方面展開：首先，政府管制是治理“漂綠”的最佳方案（Smith和Font，2014）[6]，規(guī)制合法性壓力對企業(yè)ESG“漂綠”行為進(jìn)行了有效限制（白景坤等，2024）[7]，中央環(huán)保督察（黃溶冰和儲芳，2023）[8]、環(huán)境司法改革（武恒光和徐艷麗，2024）[9]均被證實對企業(yè)“漂綠”具有顯著的抑制效應(yīng)。其次，對企業(yè)紓困幫扶也能起到防治“漂綠”的作用，綠色金融政策通過緩解企業(yè)融資約束有效抑制企業(yè)“漂綠”行為（吳秋生和任曉姝，2023）[10]。最后，公眾環(huán)保理念的增強(qiáng)能有效抑制企業(yè)“漂綠”行為（盛光華等，2019）[11]，而當(dāng)媒體報道引發(fā)的輿論壓力使行政機(jī)構(gòu)介入時，還可以起到“媒治”的作用（王偉和劉傳紅，2013）[12]。此外，一些文獻(xiàn)指出機(jī)構(gòu)投資者在企業(yè)“漂綠”治理中扮演著重要角色，機(jī)構(gòu)投資者可以通過降低公司負(fù)債水平來抑制企業(yè)“漂綠”行為（朱福敏等，2024）[13]，而綠色機(jī)構(gòu)共同持股發(fā)揮協(xié)同治理效應(yīng)，能有效抑制企業(yè)的“漂綠”行為（王壘等，2023）[14]。相對而言，機(jī)構(gòu)投資者能以更大的資產(chǎn)規(guī)模和組織力，更有效地對企業(yè)實行監(jiān)督。因此，進(jìn)一步充分發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督作用，對企業(yè)“漂綠”行為至關(guān)重要。

與已有文獻(xiàn)不同，本文從“國家隊”這一特殊機(jī)構(gòu)投資者的視角探討其對企業(yè)“漂綠”的治理效應(yīng)?！皣谊牎痹?015年“股災(zāi)”時以救市為目的出現(xiàn)在大眾視野中（李志生和金凌，2019）[15]，部分研究證實了“國家隊”持股對于穩(wěn)定股市（王雄元和何雨晴，2020）[16]、減少上市公司異常停牌（文雯和張夢嬌，2023）[17]的積極作用。進(jìn)一步，“國家隊”投資者具有廣闊的投資視野與較強(qiáng)的監(jiān)管能力，能有效約束管理層行為并向市場傳遞投資信號，從而將對企業(yè)行為產(chǎn)生多元化的影響（喬貴濤和杜英巧，2023）[18]。現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)“國家隊”持股能顯著增加企業(yè)創(chuàng)新投資（于雪航和方軍雄，2020）[19]，抑制實體企業(yè)金融化（楊興全和楊征，2022）[20]。除此之外，“國家隊”投資者能通過約束管理層機(jī)會主義行為和提高信息透明度等路徑有效抑制企業(yè)違規(guī)行為（文雯和喬菲，2021）[21]。特別地，有學(xué)者認(rèn)為“國家隊”持股有效促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新（喬菲等，2022）[22]，并提升企業(yè)ESG表現(xiàn)（文雯等，2023）[23]。因此，本文推斷“國家隊”持股也能在企業(yè)“漂綠”治理中發(fā)揮重要作用?；诖耍疚膰L試闡釋國家隊持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響機(jī)制，并利用滬深A(yù)股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，對兩者的關(guān)聯(lián)進(jìn)行實證檢驗。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，拓展了“國家隊”持股的經(jīng)濟(jì)后果研究。以往研究大多探討“國家隊”持股對于穩(wěn)定資本市場、企業(yè)創(chuàng)新及ESG表現(xiàn)等方面的影響，而本文基于企業(yè)“漂綠”視角，拓展了“國家隊”持股在微觀企業(yè)層面的治理效應(yīng)研究。第二，豐富了機(jī)構(gòu)投資者對企業(yè)“漂綠”的影響研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)探討了不同機(jī)構(gòu)投資者對于企業(yè)“漂綠”的治理效應(yīng)，本文則聚焦于以救市為初衷的“國家隊”持股對于企業(yè)“漂綠”的溢出影響，為抑制企業(yè)“漂綠”提供了新的理論借鑒。第三，厘清“國家隊”持股影響企業(yè)“漂綠”的內(nèi)在機(jī)制。本文不僅從融資約束和治理水平兩個視角分析了“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的路徑，還根據(jù)行業(yè)特征、地區(qū)市場化水平和持股時間考察“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的異質(zhì)性效果，研究結(jié)論為理解“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”的治理效應(yīng)提供了深層次的認(rèn)知基礎(chǔ)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”行為

2015年“股災(zāi)”后，“國家隊”發(fā)揮了維護(hù)市場穩(wěn)定的作用。隨后，證監(jiān)會表明“國家隊”短期內(nèi)不會退出資本市場，截至2023年末，“國家隊”現(xiàn)身287只個股的十大股東名單，合計持股市值已達(dá)2.54萬億元?！皣谊牎蓖顿Y者兼具長期機(jī)構(gòu)投資者以及監(jiān)管者角色，其作為企業(yè)的外部股東更重視企業(yè)的長期發(fā)展（倪志興等，2024）[24]，并且能對企業(yè)日常經(jīng)營活動進(jìn)行強(qiáng)有力的監(jiān)督， 尤其是在抑制企業(yè)違規(guī)行為方面具有重要作用（文雯和喬菲，2021）[21]?；诠蓶|積極主義，“國家隊”投資者相較于其他中小投資者擁有更集中的股權(quán)，因此，“國家隊”有能力影響企業(yè)決策，并在參與決策過程中積累充足的管理經(jīng)驗和行業(yè)知識（潘越等，2020）[25]，從而實現(xiàn)對企業(yè)“漂綠”等機(jī)會主義行為的識別與控制。同時，由于“國家隊”備受社會關(guān)注，其持股企業(yè)后，企業(yè)管理層不得不考慮在多重監(jiān)督下“漂綠”的成本與風(fēng)險問題。“國家隊”持股后，企業(yè)面臨“漂綠”行為被曝光的巨大輿論壓力、高額公關(guān)成本以及形象受損風(fēng)險，將在事前自覺減少“漂綠”行為。此外，現(xiàn)有研究表明，融資約束及其導(dǎo)致的投資不足是企業(yè)“漂綠”的深層動機(jī)（李常青和辛立柱，2024）[26]，而“國家隊”持股是緩解企業(yè)融資約束的有效方式。一方面，“國家隊”持股直接為上市企業(yè)注入資金；另一方面，“國家隊”作為資本市場的“排頭兵”，其釋放的投資信號往往能吸引諸多投資者跟投，從而可以有效緩解企業(yè)融資約束，并抑制其“漂綠”行為。進(jìn)一步地，“國家隊”能憑借天然的信息優(yōu)勢以及政策敏感度，有效引導(dǎo)企業(yè)合理配置資金并減少管理層自利行為，促使企業(yè)將更多資金投入綠色活動中，最終抑制企業(yè)“漂綠”行為。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：“國家隊”持股能抑制企業(yè)“漂綠”行為。

（二）影響機(jī)制

部分文獻(xiàn)證實，“國家隊”持股可以通過緩解代理問題、降低信息不對稱程度、降低債務(wù)融資成本等多個渠道影響企業(yè)行為（文雯和張夢嬌，2023；喬菲等，2022）[17，22]。本文則聚焦于融資約束以及治理水平，提出“國家隊”持股可能會對企業(yè)產(chǎn)生投資信號以及治理優(yōu)化的雙重效應(yīng)，進(jìn)而抑制企業(yè)“漂綠”行為。圖1詳細(xì)展示了“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的作用機(jī)制。

1.“國家隊”持股的投資信號效應(yīng)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)探討了機(jī)構(gòu)投資者影響企業(yè)“漂綠”的路徑，提出融資約束問題是一個重要中介因素（王建新和曹智銘，2024）[27]，其嚴(yán)重制約著企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入和綠色生產(chǎn)績效。具體而言，一方面，在政府的環(huán)境規(guī)制、公眾輿論壓力和社會監(jiān)督下，企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型勢在必行，但由于慣性思維的影響，企業(yè)可能并不會充分意識到綠色轉(zhuǎn)型對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展及未來競爭力重塑的重要意義，因此，其轉(zhuǎn)型動機(jī)中會含有較多的“被動”成分；另一方面，綠色轉(zhuǎn)型往往需要大量的資金投入，在企業(yè)存在融資約束的情況下，企業(yè)的“被動”轉(zhuǎn)型較難經(jīng)受住考驗，可能會更傾向于通過“漂綠”來逃避社會責(zé)任?！皣谊牎背止沙四苤苯訛槠髽I(yè)注資外，也向外界傳遞了積極的投資信號（李志生和金凌，2019）[15]，一定程度上暗示了企業(yè)的高投資價值和低投資風(fēng)險，往往能引起其他投資者的跟投，從而為企業(yè)帶來更多的資金支持，特別是融資約束問題較嚴(yán)重的企業(yè)，“國家隊”持股后，其將擁有更多資金用于綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展，這將極大削弱企業(yè)由于融資約束問題而產(chǎn)生的機(jī)會主義行為動機(jī)，從而對企業(yè)“漂綠”行為產(chǎn)生抑制作用。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：“國家隊”持股能緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而抑制企業(yè)“漂綠”行為。

2.“國家隊”持股的治理優(yōu)化效應(yīng)。由于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新往往具有投資金額大、回收期長、風(fēng)險高等特征，企業(yè)管理層可能會產(chǎn)生通過“漂綠”來獲得短期收益的機(jī)會主義動機(jī)。一方面，“漂綠”使企業(yè)更可能享受政府綠色補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠，幫助企業(yè)獲得金融機(jī)構(gòu)和綠色投資者的青睞；另一方面，“漂綠”會讓企業(yè)產(chǎn)品貼上綠色標(biāo)簽，在市場上更易獲得消費(fèi)者的認(rèn)可與支持。在短期利益驅(qū)使下，企業(yè)可能會產(chǎn)生主動的“漂綠”動機(jī)?！皣谊牎蓖顿Y者具有政府背景，更關(guān)注多方利益相關(guān)者的權(quán)益保護(hù)，不易與企業(yè)管理層形成“合謀”，其不以獲取短期利潤為主要投資目標(biāo)，也不會因企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型導(dǎo)致短期業(yè)績下降而向企業(yè)施加壓力。更重要的是，“國家隊”投資者利用自身信息優(yōu)勢對企業(yè)管理層行為實施強(qiáng)有力的監(jiān)管，將減少管理層操縱信息獲取短期利潤的“短視”行為（何慧華和方軍雄，2021）[28]，從而降低高管代理成本，抑制盈余管理。具體表現(xiàn)為：“國家隊”投資者能通過參與企業(yè)重大決策、實地考察調(diào)研等方式實時監(jiān)控企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的合法合規(guī)性以及環(huán)境責(zé)任履行情況，進(jìn)而最大程度上判斷企業(yè)所披露信息的真?zhèn)?，打壓企業(yè)管理層通過操縱信息進(jìn)行盈余管理的行為，最終壓縮企業(yè)“漂綠”的空間。除此之外，在“國家隊”持有公司股票后，公眾及媒體將給予企業(yè)更高的關(guān)注度，這有效強(qiáng)化了企業(yè)的外部監(jiān)督，促使企業(yè)規(guī)范自身行為并積極進(jìn)行環(huán)境信息披露?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H3：“國家隊”持股能提升企業(yè)治理水平，進(jìn)而抑制企業(yè)“漂綠”行為。

三、研究設(shè)計

（一）樣本及數(shù)據(jù)來源

本文以2015—2022年A股上市公司數(shù)據(jù)作為初始樣本，在此基礎(chǔ)上，本文對樣本進(jìn)行了如下篩選：剔除ST（包括ST*、PT）企業(yè)；刪除金融行業(yè)企業(yè)；刪除數(shù)據(jù)不全的樣本，最終獲得13570個觀測值。為了避免極端值對檢驗結(jié)果的影響，還對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平的縮尾處理。企業(yè)“漂綠”的原始數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫，“國家隊”持股數(shù)據(jù)來源于東方財富Choice數(shù)據(jù)庫，企業(yè)財務(wù)等數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，地區(qū)層面數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，相關(guān)變量的主要說明見表1。

（二）變量測量

1. 被解釋變量。關(guān)于企業(yè)“漂綠”程度的衡量，學(xué)界暫無統(tǒng)一的方法，部分研究采取“打分法”衡量企業(yè)“漂綠”程度（黃溶冰，2020）[29]，部分研究則將ESG評級得分應(yīng)用到企業(yè)“漂綠”程度的衡量中。由于ESG評級現(xiàn)已發(fā)展較為成熟，能較為全面地反映企業(yè)的環(huán)境表現(xiàn)，并且該方法的原始數(shù)據(jù)相較于“打分法”具有更高的可得性。因此，本文參考Zhang（2022）[30]的做法，以ESG評級得分作為原始數(shù)據(jù)構(gòu)建企業(yè)相對于同行業(yè)的“漂綠”程度（GW），其數(shù)值越高則說明企業(yè)“漂綠”程度越高。[ERdis，i，t]是企業(yè)在當(dāng)年的環(huán)境信息披露得分，[ERdis]則是同行業(yè)同年環(huán)境披露得分平均值，[σdis]是同行業(yè)同年份環(huán)境信息披露得分標(biāo)準(zhǔn)差，[ERper，i，t]是企業(yè)在當(dāng)年的環(huán)境表現(xiàn)實際得分，[ERper]是同行業(yè)同年環(huán)境表現(xiàn)實際得分平均值，[σper]是同行業(yè)同年環(huán)境表現(xiàn)實際得分標(biāo)準(zhǔn)差，以上兩者之差即為企業(yè)相對于同行業(yè)的“漂綠”程度。此外，在穩(wěn)健性檢驗部分，參考黃溶冰（2020）[29]的研究，使用“打分法”衡量企業(yè)“漂綠”程度，替換被解釋變量再次進(jìn)行回歸，以提高結(jié)論的可靠性。

[GWi，t=ERdis，i，t-ERdisσdis-ERper，i，t-ERperσper] （1）

其中，環(huán)境信息披露得分采用彭博ESG評分。彭博社從公司擁有一定操控權(quán)限的文件中收集企業(yè)數(shù)據(jù)，如企業(yè)的官網(wǎng)、社會責(zé)任報告等，并利用其專有的計算方式計算企業(yè)ESG得分，共有超過900個披露指標(biāo)被構(gòu)建成不同維度的單獨披露分?jǐn)?shù)，因此，一般認(rèn)為彭博ESG評分較全面地反映了企業(yè)向公眾披露的環(huán)境信息。環(huán)境表現(xiàn)實際得分則選取華證ESG評級指數(shù)。首先，華證ESG評級指數(shù)主要由企業(yè)在氣候變化、資源利用、環(huán)境污染、環(huán)境友好、環(huán)境管理等5大項的評分構(gòu)成，具體又包括溫室氣體排放、土地利用及生物多樣性、工業(yè)排放、可再生能源、可持續(xù)認(rèn)證等17個關(guān)鍵環(huán)境表現(xiàn)指標(biāo)，并采用算法、語義分析等方式為指標(biāo)賦值，能較為全面地展現(xiàn)企業(yè)的環(huán)境表現(xiàn)情況；其次，華證ESG評分存在發(fā)生重大事件時進(jìn)行臨時調(diào)整的機(jī)制，具有較強(qiáng)的時效性；最后，華證ESG評分覆蓋整個A股，數(shù)據(jù)可得性較高。因此，相較于其他評級數(shù)據(jù)，本文認(rèn)為華證ESG評分在企業(yè)環(huán)境實際表現(xiàn)方面具有較強(qiáng)的代表性。

2. 解釋變量。本文解釋變量為“國家隊”持股（Nap），“國家隊”由以中央?yún)R金、中證金融、外管局、社?；馂榇淼臋C(jī)構(gòu)投資者組成，其持股總額在公司股份總額中的占比即為“國家隊”持股。

3. 控制變量。參考朱煒等（2019）[31]的研究，分別從企業(yè)個體特征和外部特征兩個方面選取可能影響企業(yè)“漂綠”行為的因素。如表1所示，企業(yè)個體層面的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、盈利能力（Roe）、市值賬面比（TobinQ）、企業(yè)年齡（Age）、兩職合一（Dual）、股權(quán)集中度（Top1），外部層面的控制變量主要有行業(yè)競爭度（HHI）、所在地區(qū)人均GDP（Dqgdp），同時還控制了行業(yè)與年份的固定效應(yīng)。

（三）模型構(gòu)建

為驗證“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響，本文構(gòu)建了以下模型：

[GWi，t=α0+α1NAPi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " （2）

其中，[i]表示樣本個體，[t]表示樣本年份，[GWit]代表企業(yè)[i]在[t]年的“漂綠”程度，[NAPit]代表企業(yè)[i]在[t]年的“國家隊”持股比例，[Controlit]包含了企業(yè)內(nèi)外部層面的控制變量，[Industryit]和[Yearit]分別是行業(yè)和年度固定效應(yīng)，[εit]代表隨機(jī)干擾項。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?！皣谊牎背止桑∟ap）均值為0.007、最大值為0.22、最小值為0，這說明部分企業(yè)未被“國家隊”持股，并且在持股企業(yè)中“國家隊”持股比例整體偏低，樣本企業(yè)的“國家隊”持股情況存在顯著的差別。企業(yè)“漂綠”程度（GW）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.819，均值為-0.216，說明樣本企業(yè)的“漂綠”程度具有較強(qiáng)的異質(zhì)性，這可能受企業(yè)所屬行業(yè)、所在地區(qū)等因素的影響。企業(yè)“漂綠”程度（GW）最小值為-6.998，最大值為8.045，說明部分企業(yè)在環(huán)境信息披露方面表現(xiàn)良好，但也有部分企業(yè)的環(huán)保宣傳力度高于其實踐水平。除此之外，其他變量值均在合理范圍內(nèi)，未發(fā)現(xiàn)異常值。

（二）基礎(chǔ)檢驗

在控制行業(yè)與年份固定效應(yīng)的情況下進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，結(jié)果見表3。第（1）列是未加入控制變量的回歸結(jié)果，“國家隊”持股（Nap）的回歸系數(shù)是-2.894，在1%的水平下顯著。第（2）、（3）列是分別加入外部特征和內(nèi)部特征控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明“國家隊”持股（Nap）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。第（4）列則匯報了加入所有控制變量的回歸結(jié)果，“國家隊”持股的系數(shù)為-1.103，在5%的水平下顯著。以上結(jié)果表明“國家隊”持股能有效抑制企業(yè)的“漂綠”行為，這驗證了研究假設(shè)H1。從控制變量回歸結(jié)果來看，企業(yè)規(guī)模的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明規(guī)模越小的企業(yè)越可能實施“漂綠”行為，可能的原因在于，相對于大規(guī)模企業(yè)，小規(guī)模企業(yè)往往更可能存在融資約束難題，因此，具有更強(qiáng)的“漂綠”動機(jī)。此外，企業(yè)年齡（Age）、股權(quán)集中度（Top1）與“漂綠”程度之間呈顯著負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)成立時間越長、股權(quán)集中度越高，越少實施“漂綠”行為。兩職合一（Dual）則與企業(yè)“漂綠”程度（GW）顯著正相關(guān)，這可能是由于兩職合一的企業(yè)無法保證董事會的獨立性，導(dǎo)致企業(yè)缺乏對“漂綠”的內(nèi)部監(jiān)督，這與現(xiàn)有研究的結(jié)論一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 傾向得分匹配。為了緩解選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法進(jìn)行檢驗。參考李常青和辛立柱（2024）[26]的研究，使用控制變量作為協(xié)變量對樣本進(jìn)行1∶1近鄰匹配、1∶5近鄰匹配、核匹配以及卡尺匹配，檢驗后發(fā)現(xiàn)匹配后各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，表明經(jīng)過傾向得分匹配后的處理組和控制組之間的所有特征變量均不存在顯著性差異，通過了平衡性假設(shè)。對匹配后的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果展示在表4。表4中企業(yè)“漂綠”程度（GW）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明在控制潛在的內(nèi)生性問題后，前文的研究結(jié)果仍然是可靠的，即“國家隊”持股會抑制企業(yè)“漂綠”行為。

2. 基于傾向得分匹配法的雙重差分。由于影響企業(yè)“漂綠”行為的潛在因素較多，依舊可能存在由遺漏變量造成的內(nèi)生性問題。為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問題，本文采用基于傾向得分匹配法的雙重差分對“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗。以2015年“股災(zāi)”后“國家隊”開始大規(guī)模持有上市公司股票為事件沖擊，為避免其他政策和經(jīng)濟(jì)因素的干擾，選擇2012—2020年相關(guān)數(shù)據(jù)為初始樣本。

先采用1∶1最近鄰放回的方法，為實驗組匹配到傾向性得分最相近的控制組樣本。然后，使用匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分分析，以2015年“股災(zāi)”后“國家隊”開始大規(guī)模持有上市公司股票為事件沖擊，設(shè)置區(qū)分控制組與處理組的啞變量（Treat），若公司股票在2015年前未被“國家隊”持有而在2015年后被持有則取值為1，若公司股票在樣本期間一直未被“國家隊”持有則取值為0。設(shè)置“國家隊”持股事件發(fā)生前后的啞變量（Post），2015年前取值為0，2015年后取值為1。對樣本進(jìn)行回歸，如表5第（2）列所示，Treat×Post的系數(shù)顯著為負(fù)。由于2015年下半年“國家隊”才大規(guī)模持有上市公司股票，其當(dāng)年對于企業(yè)的影響尚不明確，因此，參考文雯等（2021）[32]的研究，剔除2015年的數(shù)據(jù)再次進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5第（3）列。Treat×Post的系數(shù)仍顯著為負(fù)，說明在利用雙重差分法進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問題后，“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為具有抑制作用的結(jié)論依然成立。此外，雙重差分模型有效性的前提是滿足平行趨勢假設(shè)，本文也針對這一假設(shè)進(jìn)行了檢驗，具體結(jié)果見表5第（1）列，結(jié)果顯示實證結(jié)果通過了平行趨勢檢驗，且“國家隊持股”對企業(yè)“漂綠”的影響具有一定的滯后性。

3.工具變量法。為緩解由反向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法對“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗。具體而言，企業(yè)“漂綠”會導(dǎo)致其名義上的綠色績效突出，這可能會對“國家隊”持股產(chǎn)生影響，即“國家隊”持股與企業(yè)“漂綠”之間存在反向因果關(guān)系，而這會導(dǎo)致估計結(jié)果的偏誤。本文采用同省份同期除本企業(yè)外其他企業(yè)的“國家隊”持股均值（Nap_mean）均值作為工具變量。同省份同期除本企業(yè)外的企業(yè)“國家隊”持股均值與本企業(yè)情況具有相關(guān)性，但不會直接影響該企業(yè)的“漂綠”程度。因此，該工具變量同時滿足了相關(guān)性和外生性要求。工具變量法的檢驗結(jié)果見表5。第（4）列是第一階段的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示工具變量與核心解釋變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，Kleibergen-Paap Wald F檢驗值為5153，遠(yuǎn)大于10，說明不存在弱工具變量問題。第（5）列是第二階段的回歸結(jié)果，其中“國家隊”持股的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明在采用工具變量法進(jìn)一步緩解可能的內(nèi)生性問題后，假設(shè) H1依然成立。

4. 考慮滯后效應(yīng)。由于“國家隊”持股的治理效應(yīng)可能存在滯后性，因此，為確保估計結(jié)果的準(zhǔn)確性并解決同期變量的潛在干擾，本文采用滯后一期的“國家隊”持股（L.Nap）重新進(jìn)行回歸。如表6第（1）列所示，滯后一期的“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”程度的影響系數(shù)為-1.770且在1%的水平下顯著，這進(jìn)一步證實了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

5. 替換被解釋變量。為了緩解被解釋變量的衡量偏誤，本文擬替換被解釋變量的衡量方式，參考黃溶冰（2020）[29]的研究，采用“打分法”構(gòu)建企業(yè)漂綠程度衡量指標(biāo)體系。該方法用源頭控制、業(yè)務(wù)流程、終端治理、環(huán)境管理、社會聲譽(yù)這五個類別里的22個項目構(gòu)建企業(yè)“漂綠”的評價指標(biāo)體系。 以企業(yè)年報內(nèi)容為基礎(chǔ)，采用內(nèi)容分析法對22個項目進(jìn)行評價，逐一判斷是否披露，若已披露，則根據(jù)其內(nèi)容辨別是實質(zhì)性披露還是象征性披露；然后將企業(yè)“漂綠”行為劃分為選擇性披露和表述性操縱兩種形式，根據(jù)下列公式分別計算二者的得分；最終運(yùn)用幾何平均數(shù)確定樣本企業(yè)“漂綠”程度（GWL）。

[選擇性披露Gwls=100×（1-已披露項目數(shù)÷應(yīng)披露項目數(shù)）] （3）

[表述性操縱Gwle=100×（象征性披露數(shù)÷已披露事項數(shù)）] （4）

[GWL=Gwls×Gwle] （5）

以根據(jù)“打分法”測算出的企業(yè)“漂綠”程度（GWL）作為被解釋變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6第（2）列所示。在替換被解釋變量后，“國家隊”持股仍被證實能抑制企業(yè)“漂綠”行為。

6. 其他穩(wěn)健性檢驗。本文還采用了其他方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：一是替換解釋變量，將“國家隊”持股轉(zhuǎn)換為虛擬變量，若“國家隊”當(dāng)期持有企業(yè)股票取值1，否則為0。再次進(jìn)行回歸，結(jié)果展示在表6第（3）列，發(fā)現(xiàn)核心解釋變量的系數(shù)為-0.123且在1%的水平下顯著。二是采用概率線性模型再次回歸。根據(jù)被解釋變量企業(yè)“漂綠”程度（GW）的取值范圍以及特征設(shè)置虛擬變量（DGW），當(dāng)企業(yè)“漂綠”程度大于中位數(shù)時虛擬變量取 1，表示該公司進(jìn)行了“漂綠”行為，否則取 0。隨后采用Probit和Logit模型再次驗證，結(jié)果分別展示在表6的第（4）和（5）列，發(fā)現(xiàn)核心解釋變量的系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明在更換檢驗?zāi)Ｐ秃?，假設(shè)H1仍成立。以上檢驗進(jìn)一步驗證了上文的結(jié)論。

（四）作用機(jī)制檢驗

為了進(jìn)一步檢驗“國家隊”持股影響企業(yè)“漂綠”的作用渠道，以前文的理論假設(shè)為基礎(chǔ)，采用中介機(jī)制模型從緩解融資約束和提高治理水平兩個視角分別進(jìn)行檢驗。

由于三段式的機(jī)制檢驗在因果推斷方面存在缺陷，本文參考曾國安等（2023）[33]的做法，采用四段式中介機(jī)制模型進(jìn)行檢驗，并增加Sobel檢驗，從而增強(qiáng)機(jī)制檢驗結(jié)果的可信度與完整性。本文建立如下中介機(jī)制模型，其中[Mi，t]代表本文選取的中介變量，其余變量定義與模型（2）一致。

[Mi，t=α0+α1NAPi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " " （6）

[GWi，t=α0+α1Mi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " （7）

[GWi，t=α0+α1NAPi，t+α2Mi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " （8）

1. 融資約束視角。融資約束是影響企業(yè)行為的重要因素。如果企業(yè)融資約束問題得以緩解，則企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展所面臨的成本壓力大大減輕，其更可能會按照政府的環(huán)境規(guī)制要求進(jìn)行綠色投資和綠色生產(chǎn)，履行“真綠”承諾。現(xiàn)階段，學(xué)界雖廣泛使用WW、KZ、SA等指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束，但WW指數(shù)和KZ指數(shù)通常包含內(nèi)生財務(wù)變量，SA指數(shù)也具有一定的局限性。因此，本文利用FC指數(shù)作為融資約束的代理變量，融資約束（FC）值越大表明企業(yè)融資約束問題越嚴(yán)重。表7的第（1）—（3）列匯報了相關(guān)回歸結(jié)果，其中，第（1）列結(jié)果顯示，“國家隊”持股（Nap）的估計系數(shù)為-0.012，且在1%的水平下顯著，表明“國家隊”持股能顯著緩解企業(yè)的融資約束問題；第（3）列結(jié)果顯示，融資約束（FC）的估計系數(shù)為0.485，且在1%的水平下顯著，表明“國家隊”持股可以通過緩解企業(yè)融資約束問題抑制其“漂綠”行為。此外，Sobel Z值在1%水平下顯著，說明中介機(jī)制檢驗結(jié)果有效，假設(shè) H2得到驗證。

2. 治理水平視角。借鑒楊興全和楊征（2022）[20]的做法，采用盈余管理和代理成本考察企業(yè)的治理水平，這兩個指標(biāo)越小則說明企業(yè)治理水平越高。本文采用非線性應(yīng)計模型計算企業(yè)操控性應(yīng)計利潤，取其絕對值代表盈余管理（DA），該指標(biāo)值越大則說明企業(yè)管理層操縱對外報告信息獲取短期利潤的行為越嚴(yán)重。采用管理費(fèi)用率代表代理成本（Mgfee），其值越大意味著由管理層追逐個人利益和投資短視產(chǎn)生的代理成本越大。表7的第（4）—（9）列展示了該中介機(jī)制的檢驗結(jié)果。從第（4）、（7）列結(jié)果可以看出，“國家隊”持股（Nap）的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明“國家隊”持股可以降低盈余管理和代理成本。如第（5）、（8）列所示，盈余管理（DA）和代理成本（Mgfee）的系數(shù)都顯著為正，而第（6）、（9）列則證明了“國家隊”持股通過提升企業(yè)治理水平進(jìn)而抑制企業(yè)“漂綠”行為的中介機(jī)制的存在。進(jìn)一步地，在Sobel檢驗中，盈余管理（DA）和代理成本（Mgfee）的Z統(tǒng)計量分別在5%和1%的水平下顯著，證實中介機(jī)制檢驗結(jié)果的有效性，假設(shè)H3得到驗證。

五、進(jìn)一步分析

（一）行業(yè)特征的影響

不同行業(yè)企業(yè)“漂綠”時面臨著不同的境況。由于重污染行業(yè)企業(yè)對環(huán)境的顯著負(fù)面影響，其往往面臨更多的社會關(guān)注和更為嚴(yán)格的監(jiān)管要求，進(jìn)而導(dǎo)致其“漂綠”行為曝光的風(fēng)險和代價較高，壓縮了其“漂綠”空間。而對于非重污染行業(yè)企業(yè)而言，其“漂綠”行為可能更容易蒙混過關(guān)，導(dǎo)致“漂綠”的動機(jī)可能反而更強(qiáng)。因此，“國家隊”持股對非重污染行業(yè)企業(yè)“漂綠”行為的抑制作用可能會更為明顯。本文將企業(yè)劃分為重污染行業(yè)和非重污染行業(yè)兩組企業(yè)來考察行業(yè)特征的異質(zhì)性影響。表8的第（1）、（2）列展示了基于行業(yè)特征的異質(zhì)性回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)屬于重污染行業(yè)的企業(yè)核心解釋變量的系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，而非重污染行業(yè)企業(yè)的核心解釋變量系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)。除此之外，采用費(fèi)舍爾組合檢驗法（抽樣500次）進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)驗P值為0.038。以上結(jié)果表明“國家隊”持股對于非重污染行業(yè)企業(yè)的“漂綠”行為抑制作用更為明顯。

（二）地區(qū)市場化程度的影響

地區(qū)的市場化程度對企業(yè)行為具有重要的影響。通常而言，市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)會面臨更為透明的市場環(huán)境、更為完善的市場監(jiān)管體系以及更加激烈的市場競爭。因此，地區(qū)市場化程度的不同可能會導(dǎo)致企業(yè)“漂綠”行為的成本和風(fēng)險存在差異。本文采用樊綱等編制的市場化指數(shù)來衡量企業(yè)所在地區(qū)的市場化程度，該指數(shù)數(shù)值越大就代表市場化水平越高，并按照中位數(shù)將企業(yè)所在地區(qū)劃分為高市場化水平地區(qū)和低市場化水平地區(qū)兩組。表8的第（3）、（4）列表明，在低市場化水平地區(qū)，“國家隊”持股更能抑制企業(yè)的“漂綠”行為，而在高市場化水平地區(qū)，兩者之間并不存在顯著的因果關(guān)系?？赡艿脑蛟谟冢涸诘褪袌龌降貐^(qū)，“國家隊”持股能更好地發(fā)揮對企業(yè)的監(jiān)督作用，以彌補(bǔ)該地區(qū)制度規(guī)則體系不完善和監(jiān)管不力等缺陷，從而能夠顯著抑制企業(yè)“漂綠”行為。

（三）“國家隊”持股時間的影響

“國家隊”持股的治理效應(yīng)可能具有時滯性，因此，“國家隊”持股時間的長短可能會對企業(yè)“漂綠”產(chǎn)生異質(zhì)性影響。本文設(shè)定“國家隊”持股時間變量，采用截至當(dāng)年末“國家隊”已持有公司股票年數(shù)來衡量，并且以“國家隊”持股時間的中位數(shù)為臨界值，將樣本劃分為較長時間持股和較短時間持股兩組分別進(jìn)行回歸。表8的第（5）、（6）列結(jié)果表明，在持股時間較長的分組中，“國家隊”持股（Nap）對企業(yè)“漂綠”程度（GW）的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，而在持股時間較短的分組中，該系數(shù)不顯著，表明“國家隊”持股時間越長，越能充分發(fā)揮其對企業(yè)“漂綠”的治理效應(yīng)。

（四）“國家隊”持股抑制企業(yè)“漂綠”的經(jīng)濟(jì)后果

黨的二十大報告指出，“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)?！逼髽I(yè)作為市場的重要主體，其實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于能否激發(fā)其高質(zhì)量發(fā)展意愿?！皣谊牎蓖顿Y者作為一種具有政府背景的特殊機(jī)構(gòu)投資者，通過注入資金助力企業(yè)經(jīng)營、監(jiān)督企業(yè)管理層行為，抑制企業(yè)“漂綠”，將不斷激發(fā)企業(yè)內(nèi)生發(fā)展動力。一方面，企業(yè)在節(jié)能減排、資源循環(huán)利用和生產(chǎn)流程優(yōu)化等方面的綠色實踐有助于提高資源利用效率，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)革新；另一方面，“國家隊”持股后企業(yè)良好的環(huán)境表現(xiàn)將帶來更高聲譽(yù)，有助于企業(yè)在市場中建立良性互動，贏得投資者信任并積累信譽(yù)資源，進(jìn)而紓解企業(yè)面臨的外生系統(tǒng)性風(fēng)險（席龍勝和趙輝，2022）[34]。此外，在企業(yè)減少“漂綠”行為、將更多資金注入綠色實踐后，新技術(shù)、新工藝引致的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”將會使收益抵消并最終超越成本（王雙進(jìn)等，2022）[35]，進(jìn)而提升財務(wù)績效。在較長的時間維度下，企業(yè)資源利用效率、抗風(fēng)險能力和財務(wù)績效的提升以及生產(chǎn)技術(shù)的革新都將促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效提升，最終實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。鑒于此，本文將從企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展維度考察“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為抑制作用的經(jīng)濟(jì)后果。參考胡海峰等（2024）[36]的研究，選取企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）作為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的代理變量，以企業(yè)“漂綠”程度（GW）作為中介變量，沿用前文的中介機(jī)制檢驗思路，構(gòu)建如下計量模型：

[TFP_LPi，t=α0+α1NAPi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " "（9）

[TFP_LPi，t=α0+α1GWi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" " " （10）

[TFP_LPi，t=α0+α1Napi，t+α2GWi，t+Controli，t+Industryi，t+Yeari，t+εi，t]" （11）

表9匯報了經(jīng)濟(jì)后果檢驗的結(jié)果，第（1）、（3）列均表明“國家隊”持股能顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第（2）列中企業(yè)“漂綠”程度的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)“漂綠”程度的增加將會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這可能是由于“漂綠”行為會抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，還將誤導(dǎo)利益相關(guān)者，使其對企業(yè)的環(huán)境績效和可持續(xù)發(fā)展能力做出錯誤判斷，導(dǎo)致資源配置效率低下，從而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率。進(jìn)一步地，第（3）列顯示企業(yè)“漂綠”程度（GW）和“國家隊”（Nap）持股的系數(shù)都在1%的水平下顯著，并且“國家隊”持股（Nap）的系數(shù)有所下降，驗證了企業(yè)“漂綠”程度（GW）在其中發(fā)揮的中介作用，即“國家隊”持股能抑制企業(yè)“漂綠”，最終助推企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

六、結(jié)論與建議

本文以2015—2022年A股上市公司為樣本，探討了“國家隊”持股對企業(yè)“漂綠”行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）“國家隊”持股能有效抑制企業(yè)的“漂綠”行為，該結(jié)論在經(jīng)過工具變量檢驗、傾向得分匹配檢驗、更換模型等一系列的穩(wěn)健性檢驗后仍然成立；（2）作用渠道檢驗表明，“國家隊”持股能通過緩解融資約束、提高治理水平兩個渠道抑制企業(yè)的“漂綠”行為；（3）“國家隊”持股對于非重污染行業(yè)、低市場化地區(qū)以及較長持股時間企業(yè)“漂綠”行為的抑制作用更為顯著；（4）“國家隊”持股通過對企業(yè)“漂綠”的抑制效應(yīng)能有效促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

本文的研究結(jié)論具有如下政策啟示：第一，應(yīng)進(jìn)一步引導(dǎo)以“國家隊”為代表的長期機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理。“國家隊”持股能夠發(fā)揮治理效應(yīng)，抑制企業(yè)“漂綠”行為，促使其切實踐行綠色發(fā)展理念。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步完善有利于“國家隊”等長期機(jī)構(gòu)投資者參與資本市場的制度機(jī)制，為其參與上市公司治理提供便利和政策支持；同時，應(yīng)加強(qiáng)引導(dǎo)機(jī)構(gòu)投資者堅定長期投資理念，嚴(yán)防短期套利行為，從而充分激發(fā)長期機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)，推動企業(yè)規(guī)范經(jīng)營和高質(zhì)量發(fā)展。第二，應(yīng)重視和加強(qiáng)“國家隊”持股在實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)中的引領(lǐng)作用?！皣谊牎比胧械某跏紕訖C(jī)是救市維穩(wěn)，因此，其更傾向于持有和操作權(quán)重股。在“雙碳”目標(biāo)下，應(yīng)強(qiáng)化“國家隊”在經(jīng)濟(jì)綠色低碳轉(zhuǎn)型中的引領(lǐng)作用，引導(dǎo)“國家隊”加大對綠色新能源產(chǎn)業(yè)的投資，并通過示范引領(lǐng)效應(yīng)帶動更多社會資本流向綠色生產(chǎn)領(lǐng)域，從而有效緩解企業(yè)融資約束難題，降低企業(yè)“漂綠”動機(jī)，促使企業(yè)做到“真綠”。

參考文獻(xiàn)：

[1]田小平.雙碳背景下企業(yè)金融化與綠色發(fā)展的“多言寡行”——基于金融改革政策的治理效應(yīng)評估 [J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2024，（03）.

[2]Du X. 2015. How the Market Values Greenwashing？ Evidence from China [J].Journal of Business Ethics，128（3）.

[3]Walker K，Wan F. 2012. The Harm of Symbolic Actions and Green-Washing：Cor-orate Actions and Communications on Environmental Performance and Their Financial Im-plications [J].Journal of Business Ethics，109（2）.

[4]李大元，賈曉琳，辛琳娜.企業(yè)漂綠行為研究述評與展望 [J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，2015，（12）.

[5]肖紅軍，張俊生，李偉陽.企業(yè)偽社會責(zé)任行為研究 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（06）.

[6]Smith L V，F(xiàn)ont X. 2014. Volunteer Tourism，Greenwashing and Understanding Res-ponsible Marketing Using Market Signalling Theory [J].Journal of Sustainable Tourism，22（6）.

[7]白景坤，羅晨婧，顧飛.制度合法性壓力與企業(yè)ESG“漂綠”[J/OL].系統(tǒng)工程理論與實踐，2024.

[8]黃溶冰，儲芳.中央環(huán)保督察、績效考核壓力與企業(yè)“漂綠” [J].中國地質(zhì)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2023，（01）.

[9]武恒光，徐艷麗.環(huán)境司法改革能夠抑制企業(yè)“漂綠”行為嗎？——基于環(huán)境資源審判庭設(shè)立的證據(jù) [J].改革，2024，（09）.

[10]吳秋生，任曉姝.綠色信貸政策與企業(yè)“漂綠”行為治理——基于國家金融學(xué)框架下的實證研究 [J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2023，（01）.

[11]盛光華，龔思羽，岳蓓蓓.企業(yè)環(huán)保行為如何提升消費(fèi)者響應(yīng)？——基于消費(fèi)者企業(yè)認(rèn)同感和“漂綠”感知的雙重中介模型 [J].財經(jīng)論叢，2019（07）.

[12]王偉，劉傳紅. “漂綠廣告”監(jiān)管需要建立引爆機(jī)制 [J].中國地質(zhì)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2013，（06）.

[13]朱福敏，樊昊遠(yuǎn)，吳恒煜.機(jī)構(gòu)投資者持股會助推企業(yè)“漂綠”嗎——基于重污染企業(yè)社會責(zé)任報告披露的實證研究 [J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2024，（02）.

[14]王壘，李正陽，沙一凡.協(xié)同還是合謀：異質(zhì)機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)“漂綠”行為 [J].財經(jīng)論叢，2023，（08）.

[15]李志生，金凌.“國家隊”救市、股價波動與異質(zhì)性風(fēng)險 [J].管理科學(xué)學(xué)報，2019，（09）.

[16]王雄元，何雨晴.國家隊持股、媒體報道與股市穩(wěn)定 [J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2020，（06）.

[17]文雯，張夢嬌.“國家隊”持股與上市公司異常停牌 [J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，2023，（02）.

[18]喬貴濤，杜英巧.“國家隊”持股與實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于金融化視角的經(jīng)驗證據(jù) [J].金融發(fā)展研究，2023，（07）.

[19]于雪航，方軍雄.“國家隊”持股與企業(yè)創(chuàng)新投資決策 [J].國際金融研究，2020（08）.

[20]楊興全，楊征.“國家隊”持股能抑制企業(yè)“脫實向虛”嗎？——實體企業(yè)金融化視角 [J].財經(jīng)論叢，2022（12）.

[21]文雯，喬菲.“國家隊”持股與公司違規(guī) [J].管理科學(xué)，2021，（04）.

[22]喬菲，文雯，馮曉晴.“國家隊”持股能促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新嗎——重污染行業(yè)的異質(zhì)性分析 [J].科技進(jìn)步與對策，2022，（22）.

[23]文雯，施嘉妮，張曉亮.國有機(jī)構(gòu)投資者能提升企業(yè)ESG表現(xiàn)嗎——來自“國家隊”持股的經(jīng)驗證據(jù) [J].金融與經(jīng)濟(jì)，2023，（08）.

[24]倪志興，陳嘉瀅，李增福.社?；鹜顿Y與企業(yè)ESG表現(xiàn) [J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2024，（06）.

[25]潘越，湯旭東，寧博，楊玲玲.連鎖股東與企業(yè)投資效率：治理協(xié)同還是競爭合謀 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020，（02）.

[26]李常青，辛立柱.漂綠還是漂棕：非效率投資下的ESG漂洗傾向 [J].經(jīng)濟(jì)管理，2024，（05）.

[27]王建新，曹智銘.數(shù)字化轉(zhuǎn)型能抑制企業(yè)的“漂綠”行為嗎 [J].湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2024，（02）.

[28]何慧華，方軍雄.“國家隊”持股與上市公司盈余質(zhì)量 [J].金融學(xué)季刊，2021，（02）.

[29]黃溶冰.企業(yè)漂綠行為影響審計師決策嗎？[J].審計研究，2020，（03）.

[30]Zhang DY. 2022. Green Financial System Regulation Shock and Greenwashing Behaviors：Evidence from Chinese Firms [J].Energy Economics，111.

[31]朱煒，孫雨興，湯倩.實質(zhì)性披露還是選擇性披露：企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)對環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響 [J].會計研究，2019，（03）.

[32]文雯，胡慧杰，李倩.“國家隊”持股能降低企業(yè)風(fēng)險嗎？[J].證券市場導(dǎo)報，2021，（10）.

[33]曾國安，蘇詩琴，彭爽.企業(yè)杠桿行為與技術(shù)創(chuàng)新[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2023，（08）.

[34]席龍勝，趙輝.高管雙元環(huán)保認(rèn)知、綠色創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效 [J].經(jīng)濟(jì)管理，2022，（03）.

[35]王雙進(jìn)，田原，黨莉莉.工業(yè)企業(yè)ESG責(zé)任履行、競爭戰(zhàn)略與財務(wù)績效 [J].會計研究，2022，（03）.

[36]胡海峰，白宗航，王愛萍.供應(yīng)鏈持股與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于全要素生產(chǎn)率視角 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2024，（09）.