何山 杨思莹

【摘要】 随着国有经济的改革和发展， 混合所有制改革可能成为提升企业环境社会责任的重要途径。本文以2008 ～ 2020年我国沪深A股非国有上市公司为样本， 研究国有资本参股对非国企环境社会责任的影响及作用机制， 发现国有资本参股能对非国企环境社会责任产生显著的积极影响。这一结论在经过稳健性检验和一系列内生性检验后依然成立。作用机制分析表明， 国有资本参股提高了网民关注度和高管环保意识， 进而对非国企环境社会责任产生显著的积极影响。进一步研究发现， 环境社会责任的增强能够显著提升企业的内在价值和技术创新能力。

【关键词】国有资本；混合所有制；环境社会责任；网民关注度；高管环保意识

【中图分类号】 F425；F270     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）15-0153-8

一、 引言

粗放型生产给生态环境造成了愈发严重的负面影响， 政府通过各种相关法律法规政策试图改善企业生产经营模式。在这一过程中， 不仅需要企业进行相关的绿色创新， 在现有的生产流程中更新设备， 尽可能提高生产效率， 减少污染物排放（齐绍洲等，2018；郭进，2019）， 而且需要企业优化经营行为， 只有这样才能更快实现产业链的规范化和绿色化。为此， 如何提升企业环境社会责任、 形成绿色友好型产业链， 成为学术界亟待研究的课题。

影响企业环境社会责任的因素较多， 如经营绩效（太平和赵东麒，2014； 张英奎等，2019）、 绿色信贷政策（斯丽娟和曹昊煜，2022）、 全面质量管理（Abbas，2020）和环保意识（Pham等，2020）等。但不容忽视的是， 国有经济历经数十年的改革， 依然是市场中不可忽视的主体（黄昕和平新乔，2020；欧阳耀福和李鹏，2021）， 并且混合所有制企业成为国有经济重要的存在形式（綦好东等，2017；易阳等，2021）， 甚至以跨国国企的形态融入全球经济运行当中（Musacchio和Lazzarini，2018；Clegg等，2018）。混合所有制作为一种新的企业形态， 成为影响企业行为的重要因素， 为探究企业环境社会责任提供了新的视角， 这在很大程度上得益于国企改革的转向， 更注重改善国企的治理体系（Christiansen，2011；梁思源和郑田丹，2022）。对自身缺陷的深入认识， 反而使得国企受到更多管制和监督， 牵动着各方的目光。

此外， 国有经济庞大的规模以及近四十年不间断的市场化改革， 使得我国国有经济的发展已经居于世界前列， 成为研究上述问题的良好对象。现实中， 中国国企的环境社会责任一直在改善。2020年， 中央第四生态环境保护督察组对中国铝业、 中国建材、 中国黄金等国企开展了生态环境保护督查。中国石油在《2020年环境保护公报》中指出， 在“十三五”期间， 其完成了2万多座加油站防渗改造以及60项黄河流域生态环境保护限期治理任务。国务院国资委党委委员、 秘书长彭华岗在“ESG中国论坛2021秋季峰会”中指出， 央企上市公司ESG工作具有良好基础， 也有不小的差距， 要更加重视ESG治理， 履行环境责任， 并在中国ESG体系建设中发挥积极作用。此外，2019年， 国务院国资委印发《关于中央企业加强参股管理有关事项的通知》， 着重对央企参股行为进行规范， 随后各地方国资委也出台了类似政策， 进一步加强了国有股权在参股非国企中的积极作用。基于此， 国有经济会对其他所有制企业产生积极的影响。

为此， 本文通过收集2008 ～ 2020年我国非国企的前十大股东性质和持股比例数据， 构造国有股东持股指标和企业环境社会责任指标， 探索混合所有制改革对非国企环境社会责任的影响及其影响机制。研究发现， 国有资本参股有利于提升非国企环境社会责任， 并且提升的幅度与国有资本持股比例正相关。机制研究发现， 国有资本参股通过提升网民关注度和高管环保意识正向作用于企业环境社会责任。进一步研究发现， 环境社会责任的提升会对企业内在价值产生积极影响。

本文的主要贡献在于： 第一， 拓展了混合所有制改革的理论。目前关于混合所有制改革的文獻基本都是以国企为考察对象， 本文从国有资本入股非国企这一研究视角， 论证了国有资本的引领和带动作用。第二， 拓展了企业环境社会责任领域的研究。提升企业环境社会责任的方法不单单依靠各类外部监管机制， 也可以采用异质股权混合的方法， 意味着可以减少政府对于企业行为直接的行政规制。第三， 对上述影响的作用机制做了初步探讨。通过考察网民关注度、 高管环保意识的作用链条， 揭示了国有资本参股对非国企内在运行的影响机理。同时， 本文也论证了这种影响对企业可持续发展产生的积极作用， 为更细致地推动非国企引入国有资本提供了理论和经验支撑。

二、 理论分析与研究假说

在不考虑国有股权特性的前提下， 单纯的多元化股权结构会为企业的内部治理体系带来影响， 并使得企业环境社会责任得到提升。多个大股东相互制衡的股权结构往往被认为是有利于企业持续健康发展的公司治理机制， 加大了股东相互之间的信息披露和沟通（曾诗韵等，2017）。Abu和Suwaidan（2019）基于约旦制造业公司的实证研究发现， 股权集中度与企业社会责任呈显著负相关关系。部分学者基于企业样本验证了参股股东的积极作用（朱德胜和周晓珮，2016；Santos等，2015）。鉴于此， 国有资本参股通过形成合理的股权制衡机制可能会对非国企环境社会责任产生积极影响。

此外， 考虑到国有资本的公有制属性， 国有资本参股的积极影响可能会大幅度提升。国有资本具有增值和服务两种功能（杨超和谢志华，2020；荣兆梓，2012）， 更关注自身行为对社会产生的影响。这体现为国有股权对于外部监管和规制的抵触情绪更小， 更愿意顺应和响应政府所推行的管理政策， 这在中国不断提升国家治理能力的大背景下更加明显。Tong等（2015）发现， 在上市公司范围内， 相较于其他所有制公司， 中国国企的治理更为高效， 特别是表现在任命高质量外部董事方面。与之类似， Jiang等（2013）发现， 中国国企的特性使其更容易聘用外来者作为CEO， 借此可以提升企业的绩效。可见， 中国国企治理水平改善显著， 受到了众多学者的认可。作为一种发挥国家政策意图的重要手段， 中国国企甚至表现得比美国国企更加出色（Liu，2009）。在中国政府对经济引导能力较强的前提下， 中国国企扮演了贯彻政府政策的积极角色， 因此通过混合所有制改革， 国企会将这种影响施加给对方， 促使其提升企业环境社会责任。

并且， 考虑到中国国有资本较为严格的监管， 国企的运营和决策都显得较为谨慎。 “防止国有资产流失”一直是中国国企改革中的一条底线， 并且在历年的国务院和国资委的政策中有所体现。而且我国制定了专门的《企业国有资产法》来保护国有资产和规范国有资本的运营行为。而针对国企高管的反腐败治理和经营追责也不断趋严（Kong等，2017）。所以， 在国有资本参股时， 代理人为了避免国有资产损失而承担相应的行政责罚， 往往更加关注参股对象运营的合法性。同时， 非国企引入国有资本， 可以获得政府提供的稀缺资源、 信贷资源和政策资源（李增福等，2021）， 因此对于国有股东的要求会更加重视， 双方在企业环境社会责任上更容易达成共识。基于以上分析， 本文提出以下核心研究假说：

假说1： 国有资本参股非国企， 能提升非国企环境社会责任。

三、 研究设计

（一）数据来源和样本选择

本文基于上市公司的财务报表内容以及公开发布的信息， 手动收集了2008 ～ 2020年我国A股上市公司中非国企前十大股东的持股数量以及股东性质数据， 将股东性质分为国有和非国有， 进而研究非国企的股权结构情况。非国企的财务数据、 基本情况数据均来自国泰安数据库。鉴于我国从2007年开始实施新的企业会计准则， 为了避免因会计准则变动引起的研究偏差， 本文选择以2008年为企业数据收集的起点。

为了避免异常值对计量结果产生影响， 本文对数据进行如下处理： 剔除金融类企业样本， 无法确认企业性质的样本， 经历过ST、 ?ST和退市的企业样本， 各主要变量缺失的样本。考虑到有些企业在样本期内的控制权发生了变更， 为了避免这些变化对研究结论产生影响， 剔除了控制权发生变更的样本。考虑到极端值的影响， 对主要连续变量进行了上下1%的缩尾处理。最终， 获得20423个样本观测值。

（二）变量定义

1. 解释变量： 国有资本参股（Mix_dum、Mixed）。本文根据国有资本参股的程度， 构建2个指标来衡量国有资本参股状况， 分别为国有资本参股比例超过5%哑变量（Mix_dum）和国有资本持股比例（Mixed）。其中， 5%是重要持股比例的合理分界点。Bharath等（2013）认为， 持股5%以上的股东会对公司运营产生重大影响。根据国务院国资委（2020）的指示： 持股占5%以上的战略投资者作为积极股东参与公司治理。国有资本持股比例用来考察国有资本持股比例动态演变的影响机制。

2. 被解释变量： 环境社会责任（Emission）。本文通过参考《中国上市公司环境研究数据库》中有关企业环境业绩与治理披露的相关信息， 以及上市公司年报中发布的环境信息， 创造性地构造了企业环境社会责任（Emission）指标。为了更加全面地衡量企业环境社会责任履行情况， 从以下六个方面进行测度： 如果在公开发布的信息中包含了废气减排治理情况（Exhaust_gas）， 则Exhaust_gas定义为1， 否则为0； 如果在公开发布的信息中包含了废水减排治理情况（Waste_water）， 则Waste_water定义为1， 否则为0； 如果在公开发布的信息中包含了粉尘烟尘治理情况（Dust_fume）， 则Dust_fume定义为1， 否则为0； 如果在公开发布的信息中包含了固废利用与处置情况（Solid_waste）， 则Solid_waste定义为1， 否则为0； 如果在公开发布的信息中包含了噪声光污染辐射等治理情况（Noise_light）， 则Noise_light定义为1， 否则为0； 如果在公开发布的信息中包含了清洁生产实施情况（Clean_production）， 则Clean_production定义为1， 否则为0。然后， 将六个指标加总并加1取自然对数， 构造环境社会责任（Emission）的综合指标。为进一步强化相关研究的可靠性， 在稳健性检验中分别使用六个指标衡量企业环境社会责任履行情况， 进行相关实证检验。

3. 控制变量。本文主要的控制变量为： 企业规模（Lnasset）、 企业绩效（Roa）、 资产负债率（Lev）、 公司年龄（Lnage）、 市场竞争程度（Market）、 固定资产密集度（Capint）、 股权集中度（Top10）、 董事会规模（Board）、 独立董事比例（Indep）、 董事长和总经理二职合一（Dual）、 行业（Ind）和年份（Year）虚拟变量。变量的定义详见表1。

（三）模型构建

基于非平衡面板数据， 实证检验国有资本参股对非国企环境社会责任的影响， 本文构建如下模型：

Emissioni，t=ρ0+ρ1Mix_dum（Mixed）i，t+ρ2Xi，t+λt+νj+εi，t （1）

其中： 被解释变量Emission为企业环境社会责任综合指标。解释变量Mix_dum和Mixed分别表示前十大股东中国有资本参股比例超过5%哑变量和国有资本参股比例。X为除去行业和年份的控制变量。λ表示年份固定效应， ν表示行业固定效应， ε表示残差。根据前面理论分析， ρ1为正并且能够提供显著性检验。

（四）描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表2所示。Emission的均值为0.437， 最大值为1.946， 中位数为0， 表明非国企的环境社会责任差异较大， 整体而言相对较低。Mix_dum的均值为0.117， 说明国有资本参股比例超过5%的非国企占比为11.7%。Mixed的均值为0.02， 表明平均国有资本参股比例较低， 非国企混合所有制改革仍有巨大的发展潜力。

四、 实证分析

（一）国有资本持股对非国企环境社会责任的影响

表3报告了国有资本参股与非国企环境社会责任的回归结果。列（1）和（2）中， 在没有添加控制变量的情况下， Mix_dum和Mixed的系数均在1%的水平上显著为正。列（3）和（4）中， 添加了一系列企业相关的控制变量之后， Mix_dum和Mixed的系数分别为在5%和1%的水平上显著为正。通过不同指标衡量国有资本参股程度均验证了混合所有制改革对非国企环境社会责任的正向作用。表3的实证结果支持了假说1， 从环境社会责任方面验证了国有资本参股的积极作用。基于国有资本公共服务的政治属性和正外部性， 出于保护环境和可持续发展的考虑， 国有资本承担了一些本该政府担任的监督职责并进行了一些非经济效益的干预行为， 进而改善企业环境社会责任。相较于私人资本， 国有资本逐利特征具有非纯粹性。国有资本的服务属性表明了国有资本参股在微观企业稳定运营方面的积极意义， 进一步说明了国有资本在社会主义市场經济建设进程中承担着必不可少的职责。

（二）内生性检验

国有资本参股与非国企环境社会责任提升之间可能存在内生性。第一， 国有资本更倾向于参股环境社会责任强的企业， 可能会造成样本自选择问题； 第二， 非国企环境社会责任提高之后会进一步诱导国有资本加大投资量， 提高其持股比例， 造成反向因果； 第三， 可能存在的遗漏变量也会造成内生性问题。鉴于此， 本文采用PSM方法、 被解释变量前置一期和工具变量法来弱化内生性问题。

1. PSM方法。为了弱化国有资本参股与非国企环境社会责任之间可能存在的内生性问题， 本文首先将国有资本参股比例大于0的企业设为实验组， 将单一所有制的非国企设为对照组。然后， 基于最近邻匹配（1∶1）的PSM方法筛选出与实验组匹配的对照组， 最后进行回归， 结果如表4列（1）和（2）所示， Mix_dum和Mixed的系数分别在5%和1%的水平上显著为正。PSM方法强化了国有资本参股对非国企环境社会责任正向作用的结论。

2. 被解释变量前置一期。国有资本参股非国企后， 国有股东对非国企环境社会责任产生影响可能存在一定的滞后性。同时， 为缓解可能存在的反向因果关系导致的内生性问题， 本文将被解释变量前置一期并重新进行回归， 结果如表4列（3）和（4）所示。实证结果显示， Mix_dum和Mixed的系数均在1%的水平上显著为正， 验证了相关实证结论的可靠性。

3. 工具变量法。由于环境社会责任高的非国企往往更加受到国有资本的青睐， 从而可能导致内生性问题。基于此， 本文采用工具变量法来缓解有关内生性问题。参考赵璨等（2021）和李增福等（2021）的研究， 第一阶段以行业内国有资本持股比例中位数（Median）和企业滞后一期的国有资本持股比例（Before）作为工具变量进行回归分析， 然后将第一阶段回归结果的预测值放入第二阶段进行回归， 结果如表5所示。第一阶段中， Median和Before的系数均在1%的水平上显著为正， 表明选取的工具变量具有相关性。其中， Kleibergen-Paap rk LM statistic均在 1%的水平上显著为正， 拒绝了工具变量识别不足的原假设。Cragg-Donald Wald F statistic大于Stock-Yogo weak ID test critical values在 10%显著性水平上的临界值，  拒绝了弱工具变量的原假设。Sargan test的p值均大于0.1， 说明不拒绝“所有工具变量都是外生”的原假设。综上， 本文选取的工具变量是合理可靠的。第二阶段中， Mix_dum和Mixed的系数均在1%的水平上显著为正。工具变量估计表明了在控制反向因果关系的前提下， 国有资本参股依然显著提高了非国企环境社会责任， 强化了研究结论的可靠性。

（三）稳健性检验

本文还进行了以下稳健性分析：

1. 使用替代指标衡量环境社会责任指标。环境社会责任指标由六个方面综合衡量得出， 分别是废气减排治理情况（Exhaust_gas）、 废水减排治理情况（Waste_water）、 粉尘烟尘治理情况（Dust_fume）、 固废利用与处置情况（Solid_waste）、 噪声光污染辐射等治理情况（Noise_light）、 清洁生产实施情况（Clean_production）。基于此， 本文用这六个指标综合衡量企业环境社会责任， 进行相关的实证检验。回归结果显示， Mix_dum和Mixed的系数均在10%的水平上显著为正， 强化了相关的实证结论（由于篇幅限制， 实证结果未展示）。

2. 使用替代指标衡量国有资本持股变量。《公司法》规定： “单独或者合计持有公司3%以上股份的股东， 可以在股东大会召开10日前提出临时提案并书面提交董事会。”因此， 3%持股比例也是国有资本参股在非国企经营决策中有一定影响力的持股比例阈值。本文构造国有资本持股比例超过3%哑变量（Mix3）来衡量国有资本参股程度， 进行相关的稳健性检验， 结果如表6中列（1）所示。此外， 还参考王中超等（2020）的研究， 采用国有资本持股比例除以前十大股东持股比例的方式构造国有资本持股相对量（Relative_ratio）来衡量国有资本参股程度， 然后进行实证分析， 结果如表6中列（2）所示。实证结果表明， Mix3和Relative_ratio的系数均在1%的水平上显著为正， 表明国有资本参股能显著正向影响企业环境社会责任。

3. 替换计量方法。由于企业环境社会责任指标存在部分为0的情况， 为了更加合理地测度国有资本参股对企业环境社会责任的边际影响， 本文采用Tobit模型重新进行检验。回归结果如表6中列（3）和（4）所示， Mix_dum和Mixed的系数分别在5%和1%的水平上显著为正， 再次证明了相关的实证结论。

（四）影响机制分析

本文将进一步考察国有资本参股对非国企环境社会责任的影响机制。由于国有资本与政府的联系密切， 以及国有资本具有较高的市场信誉， 引入国有资本的非国企可能受到更多网民的关注。与此同时， 由于国有资本参股可能造成更严格的监督环境， 企业高管的环保意识更强， 从而对企业环境社会责任产生影响。因此， 本文將检验国有资本参股是否通过提升网民关注度和高管环保意识对非国企环境社会责任产生正向影响。

为了检验相关的作用机制， 本文构建网民关注度（Attention）和高管环保意识（Awareness）两个指标， 进行相关的实证研究。参考Reyes（2018）、 Adra和Barbopoulos（2018）的研究， 本文用上市公司网络搜索指数衡量网民关注度（Attention）。参考Zhao等（2022）的研究， 从以下七个方面衡量企业高管环保意识： 首先， 本文搜索上市公司发布的信息中是否包括了环保目标、 环保管理制度体系、 环保教育与培训、 环保专项行动、 环境事件应急机制、 环保荣誉或奖励等情况。其次， 如果上市公司公布的信息中没有包含以上七个方面中的任何一个方面， 则定义为0； 如果包含一个方面， 则定义为1； 若包含2个方面， 则定义为2。然后以此类推。由此可知， 高管环保意识的范围是0 ～ 7。最后， 本文将相应的数值加1再取自然对数， 构造高管环保意识（Awareness）综合指标。

参考余明桂和王空（2022）的研究思路， 本文构造模型（2）和（3）验证国有资本参股是否通过提高网民关注度和高管环保意识对非国企环境社会责任产生积极影响。具体模型如下：

Attention（Awareness）i，t=0+1Mix_dum（Mixed）i，t+2Xi，t+λt+νj+εi，t （2）

Emissioni，t=θ0+θ1Attention（Awareness）i，t+

θ2Mix_dum（Mixed）i，t+θ3Attention（Awareness）×

Mix_dum（Mixed）i，t+θ4Xi，t+λt+νj+εi，t （3）

其中， Attention表示网民关注度， Awareness表示高管环保意识， Mix_dum和Mixed分别表示国有资本参股超过5%哑变量和国有资本持股比例变量。X为控制变量， 含义与模型（1）一致。λ表示年度固定效应， ν表示行业固定效应， ε表示残差。

模型（2）的计量结果如表7所示。表7中， 列（1）和（2）的實证结果显示， Mix_dum和Mixed的系数分别在10%和1%的水平上显著为正， 表明国有资本参股能够显著提升网民关注度； 列（3）和（4）的实证结果显示， Mix_dum和Attention的交互项、 Mixed和Attention的交互项均在10%的水平上显著为正， 表明网民关注度能够强化国有资本参股对非国企环境社会责任的促进作用。表7的实证结果验证了国有资本参股通过提升网民关注度对非国企环境社会责任产生正向影响。可能的原因在于： 由于国企与政府之间存在密切的联系， 国有资本参股非国企释放了积极的信号， 表明此类非国企的发展前景受到政府的认可。因此， 国有资本参股的非国企可能在市场中更受青睐（Zhao 和Hu，2017）， 受到更多网民的关注。当网民关注度提高时， 相关企业可能受到更多方面的监督。在这种情况下， 企业为了避免可能存在的环境污染问题造成的负面影响， 往往更加注重对环境社会责任的承担， 从而提升企业的正面形象。

模型（3）的回归结果如表8所示。表8中， 列（1）和（2）的实证结果显示， Mix_dum和Mixed的系数分别在5%和1%的水平上显著为正， 表明国有资本参股能够显著提高企业高管环保意识； 列（3）和（4）的实证结果显示， Mix_dum和Awareness的交互项、 Mixed和Awareness的交互项分别在10%和1%的水平上显著为正， 表明高管环保意识能够强化国有资本参股对企业环境社会责任的促进作用。表8的实证结果验证了国有资本参股通过提升高管环保意识对非国企环境社会责任产生正向影响。可能的原因在于： 随着环境法规的频繁出台， 以及政府有关部门加大对污染环境行为的打击力度， 国有股东作为国有资本的法定代表人， 可能将这种环保意识传递给参股企业。在此背景下， 国有股东可能要求管理者重视绿色经营， 或者倾向于选举环保意识强的高管。再者， 高管是企业运营的重要决策者， 高管环保意识的增强可能通过外在压力和内部驱动力影响企业的环境社会责任。外在压力方面， 环保意识强的高管能够感受到环保战略带来的潜在收益， 从而制定相关的主动性环境战略（Sharma，2000）。内在驱动方面， 环保意识强的高管更加注重生产流程中的规范问题， 倾向于制定一系列治理方针来减少工业生产中的污染行为， 从而打造环境友好型产业链。

五、 进一步研究

为了进一步实证检验环境社会责任的经济后果， 即研究环境责任意识对企业价值和技术创新水平的影响， 本文构建模型（4）如下：

Tq（Patent）i，t=θ0+θ1Emissioni，t+

θ2Mix_dum（Mixed）i，t+θ3Xi，t+λt+νj+εi，t （4）

其中， Tq表示企业价值， Patent表示技术创新。参考黎文靖和郑曼妮（2016）的研究， 本文采用托宾Q衡量企业价值， 采用发明专利、 外观设计专利和实用新型专利申请量之和加1取自然对数来衡量企业技术创新水平。Emission表示环境社会责任， Mix_dum和Mixed表示国有资本参股超过5%哑变量和国有资本持股比例变量。X为控制变量， 含义与模型（1）一致。λ表示年度固定效应， ν表示行业固定效应， ε表示残差。

模型（4）的回归结果如表 9所示。列（1）和（2）中， Emission、 Mix_dum和Mixed的系数均在1%的水平上显著为正， 表明国有资本参股和企业环境责任意识增强均对企业价值产生显著的促进作用。列（3）和（4）中， Emission的系数均在1%的水平上显著为正， Mixed的系数也较为显著。由此可以推测， 国有资本参股和环境责任意识增强对企业技术创新能产生显著促进作用。因此， 这在一定程度上验证了环境社会责任对企业价值和技术创新的正向作用。

六、 结论与启示

（一）结论

在2020年的联合国大会上， 习近平总书记提出了“双碳”目标， 这对企业环境社会责任的承担提出了更高的要求， 国企更是社会责任承担的重要主体。本文基于我国沪深A股非国企2008 ～ 2020年的数据， 论证了国有资本入股非国企对企业环境社会责任的影响及经济后果。研究发现： 国有资本参股能显著提升非国企环境社会责任， 并且提升幅度与国有资本持股比例正相关。这一结论在考虑了内生性的情况下依旧成立。影响机制分析发现， 国有资本参股的“聚光灯效应”提高了网民对企业的关注度， 从而对公司环境社会责任产生积极影响。此外， 国有资本的战略性功能使得国有资本入股增强了企业高管环保意识， 促进企业环境社会责任的承担。进一步研究发现， 环境社会责任的增强能够显著提升企业价值和技术创新。

（二）启示

混合所有制改革和企业环境社会责任都是我国微观主体经济行为的重要方面， 探讨二者之间的关系及其潜在机制有利于促进企业经济环境保护等社会责任的承担， 也有助于加深对不同类型股权之间良性关系的理解， 并为进一步深化混合所有制改革提供了一定的理论和实践启示。本文结论对于今后我国深化企业层面混合所有制改革的启示如下：

第一， 混合所有制改革是一种取长补短的互利性改革。不同所有制资本在混合所有制改革中相互影响， 为各自带来学习的机会和改进的空间。本文论证了其中的一个方面， 即国有股东由于具备更强的社会责任意识和保护环境的需求， 从而会将这种影响施加给非国企。非国企开展混合所有制改革能够发挥国有资本的服务属性， 对增强企业创新能力和水平、 促进企业价值提升和平稳运行产生积极的影响。

第二， 本文为提升公司环境社会责任提供了新的思路。以往提升公司环境社会责任的方法大多是通过政府各类强制性的政策规制实现的。本文发现不同所有制类型股权之间的融合会促使非国企主动提高环境社会责任， 为提升企业高管的环境责任意识、 促进企业环境社会责任承担提供了更为合理的实践方案。

第三， 本文厘清了国有资本参股对非国企环境社会责任的影响路径和经济后果。网民关注度和高管环保意识的提升有利于企业更好地履行环境社会责任， 并且环境社会责任的增强可以提高企业的经济效应， 有助于促进企业资源配置的优化。因此， 要进一步发挥新闻媒体对企业行为的外部监督效应， 同时通过教育或制度约束强化企业高管的环保意识。对于企业而言， 要发挥环境社会责任承担对企业带来的潜在红利， 通过积极履行环境社会责任树立良好的企业形象， 促进企业创新能力提升和价值增值。

【 主 要 参 考 文 献 】

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郭进．环境规制对绿色技术创新的影响——“波特效应”的中国证据［ J］．财贸经济，2019（3）：147 ～ 160．

黄昕，平新乔．行政垄断还是自然垄断——国有经济在产业上游保持适当控制权的必要性再探讨［ J］．中国工业经济，2020（3）：81 ～ 99．

梁思源，郑田丹．政府审计能抑制国有企业“脱实向虚”吗？——基于审计署审计结果公告的实证分析［ J］．上海财经大学学报，2022（4）：108 ～ 122．

黎文靖，郑曼妮．实质性创新还是策略性创新？——宏观产业政策对微观企业创新的影响［ J］．经济研究，2016（4）：60 ～ 73．

李增福，云锋，黄家惠，连玉君．国有资本参股对非国有企业投资效率的影响研究［ J］．经济学家，2021（3）：71 ～ 81．

荣兆梓．国有资产管理体制进一步改革的总体思路［ J］．中国工业经济，2012（1）：16 ～ 25．

欧阳耀福，李鹏．论国有经济创新力的核心地位［ J］．经济学家，2021（3）：24 ～ 34．

齐绍洲，林屾，崔静波．环境权益交易市场能否诱发绿色创新？——基于我国上市公司绿色专利数据的证据［ J］．经济研究，2018（12）：129 ～ 143．

斯麗娟，曹昊煜．绿色信贷政策能够改善企业环境社会责任吗——基于外部约束和内部关注的视角［ J］．中国工业经济，2022（4）：137 ～ 155．

太平，赵东麒．在华外资企业履行社会责任影响因素实证分析——基于在华销售收入100强外资企业面板数据［ J］．河北经贸大学学报，2014（6）：124 ～ 129．

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易阳，蒋朏，刘庄，辛清泉．政府放权意愿、混合所有制改革与企业雇员效率［ J］．世界经济，2021（5）：130 ～ 153．

余明桂，王空．地方政府债务融资、挤出效应与企业劳动雇佣［ J］．经济研究，2022（2）：58 ～ 72．

赵璨，宿莉莎，曹伟．混合所有制改革：治理效应还是资源效应？——基于不同产权性质下企业投资效率的研究［ J］．上海财经大学学报，2021（1）：75 ～ 90．

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