环境规制异质性能抑制企业信息“漂绿”行为吗

叶建木 李颖

【摘要】不同类型的环境规制是否均有利于推动企业绿色发展、减少企业信息“漂绿”行为？ 以2013 ～ 2017年连续发布社会责任报告的327家沪深A股上市公司为样本， 从环境规制异质性视角， 实证检验不同环境规制工具对企业信息“漂绿”行为的影响以及股权集中度的中介作用。 研究发现： 命令控制型环境规制与公众参与型环境规制会抑制企业信息“漂绿”行为; 市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响存在“门槛效应”， 两者呈现倒U型关系， 且当排污费收入与地区生产总值之比为5.0952时， 企业信息“漂绿”行为最严重; 股权集中度会加剧企业信息“漂绿”行为， 并分别在命令控制型环境规制与市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响中具有中介作用， 而在公众参与型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响中不具有中介作用。

【关键词】环境规制;异质性;股权集中度;企业信息;“漂绿”行为

【中图分类号】 F272     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2020）17-0039-8

一、引言

当前， 我国已进入经济结构转型的关键时期， 绿色产业发展和传统产业绿色升级改造的金融需求强劲。 但是， 由于存在较低的环境信息操控成本、较大的外界压力与较小的曝光机会， 部分企业会选择“漂绿”粉饰自己的行为[1] 。 美国Terra Choice研究公司调查发现， 几乎有98%宣称环保的产品都存在“漂绿”嫌疑。 企业信息“漂绿”行为是伴随环境规制和企业绿色管理出现的新型商业伦理行为， 是一种形式上迎合而实质上对抗的环境责任响应行为[2] 。 截至2019年底， 《南方周末》已连续10年发布“中国漂绿榜”， 诸如雀巢、沃尔玛、惠普、麦当劳、中石油等耳熟能详的企业纷纷上榜， 企业“漂绿”现象不容乐观。 如何正确处理资源开发与生态保护间的关系， 强化上市公司绿色责任， 引导社会资本积极支持绿色经济， 成为政府亟须解决的重要问题。

美国学者Jay Westerveld于1986年首次提出“漂绿（Greenwashing）”一词， 该词由绿色（Green， 象征环保）和漂白（Whitewashing）合成， 專指企业在环境保护方面的自我粉饰行为。 这种具有误导性或虚假性的“漂绿”信息， 无疑会使利益相关者蒙受欺骗甚至遭受损失。 为对企业行为产生制约机能， 推动上市公司践行ESG（环境、社会和治理）标准， 国资委、证监会、国家环保局等部门出台了一系列环境法规和相关规定， 在这种情形下， 企业对环境责任的履行必定会受到环境规制的影响。 由于环境规制工具的不同， 企业节能减排效应会有所差异[3] ， 环境规制工具与规制强度的共同作用还会导致企业环境绩效产生异质性效应[4] ， 公众参与和地方政府环境规制对企业的环境治理效果也会存在显著的地区差异[5] 。 由此可见， 学者们普遍认为环境规制异质性会使企业在环境治理或环境绩效方面的反应不同。 作为公司治理的重要内部因素， 学者们认为股权高度集中导致的企业控制权和管理权的分离也会影响企业行为， 其中部分学者认为股权高度集中会促使企业积极披露环境信息[6] ， 另一部分学者则认为股权高度集中会促使企业对环保投资较少、环境披露意识薄弱[7] 。 那么， 环境规制异质性是否会导致企业信息“漂绿”行为产生不同的效果？股权集中度是否对企业信息“漂绿”行为有抑制作用？三者之间的逻辑关联又是怎样的呢？

基于此， 本文从环境规制异质性视角， 研究不同的环境规制工具对企业信息“漂绿”行为的影响， 以及股权集中度在两者关系中所起的中介作用。 本文的贡献在于： ①目前大部分学者研究的是环境规制对信息披露、环境治理或环境绩效的影响， 本文从环境规制异质性视角， 实证检验不同的环境规制工具与企业信息“漂绿”行为的内在关系， 有助于政府制定合理的环境规制方案; ②深入考察股权集中度在环境规制异质性与企业信息“漂绿”行为关系中的中介作用， 为辩证看待股权集中的“双刃剑”效应提供新的思路。

二、理论分析与研究假设

（一）环境规制异质性与企业信息“漂绿”行为

环境规制是政府为了降低企业的污染排放量并对环境信息披露进行监管而制定的政策规范。 在不同的时间、经济、制度背景下， 企业对环境的反应和反应程度不尽相同， 企业所在场域内的不同制度规章中的优先顺序决定了企业的具体行为[8] 。 由于环境规制强度与环境规制工具的不同， 环境规制会产生异质性， 对企业行为的影响也会产生差异。 姚圣等[9] 将环境规制按企业地理位置不同导致监管力度不同进行分类， 发现上市公司距离监管部门越远， 企业的环境信息披露质量越差。 邱士雷等[4] 基于不同的环境规制工具， 研究发现适当的命令控制型规制能减少企业的污染排放与能源消耗， 市场激励型规制对大部分企业的环境效率有正向影响， 并且公众参与型规制也能提升企业的环境效率。 本文借鉴张江雪等[10] 的研究， 将环境规制工具分为命令控制型、市场激励型和公众参与型三类。

命令控制型环境规制， 是政府部门、环保机构、社会团体等对企业产生的正式或非正式压力， 通常由国资委、证监会、国家环保局等部门制定关于绿色环保的一系列法律法规， 强制促使企业减少对环境的污染[11] 。 强制性是命令控制型环境规制最主要的特点， 政府会通过行政化方式直接管制企业的污染减排并限制其污染排放水平， 当企业违背相关制度的规定或消极履行环境责任时， 企业会为此遭受包括环境罚款、责令停产等多种形式的行政制裁， 企业形象也会因此受到不利影响。 近年来， 我国陆续出台了《环境保护法》《大气污染防治法》《环境噪声污染防治法》《环境保护行政处罚办法》等一系列污染防治和自然资源保护方面的法律法规， 随着命令控制型环境规制强度的提升， 企业环境违规行为受到的惩罚力度加大。 根据要素禀赋假说， 当企业环境遵守成本低于环境管制所带来的禀赋收益时， 企业可以接受严格的环境管制[12] ， 增加环保投入并提高环境信息透明度[13] ， 因此企业信息“漂绿”行为较少。 基于上述分析， 本文提出如下假设：

H1a： 命令控制型环境规制会抑制企业信息“漂绿”行为。

市场激励型环境规制， 是指政府以市场为基本经济制度安排， 利用价格和费用等市场化手段给污染物定价， 政府从中进行市场化调节， 将企业发展对环境污染产生的负外部性进行成本内部化， 激励企业提高绿色技术创新， 降低企业环境污染水平[11] ， 实现市场对企业环保行为的补偿。 市场性是市场激励型环境规制最主要的特点， 在市场激励型环境规制中， 政府会通过排污费征收、环境补贴、排污权交易等形式促使企业增加环保治理投资和实质性环境行为， 进而对企业信息“漂绿”行为进行抑制。 王班班、齐绍洲[14] 认为， 市场激励型环境规制存在外溢性， 不仅能促进企业节能减排技术的创新， 还能有助于其他类别技术创新的共同增长， 为企业环保行为提供更灵活的选择。 基于上述分析， 本文提出如下假设：

H1b： 市场激励型环境规制会抑制企业信息“漂绿”行为。

公众参与型环境规制 ，是社会公众为防止自身权益受到侵害或社会环境受到污染而对企业环境污染行为的揭示和控诉[15] 。 随着我国人均收入的增加， 社会公众对优质生活环境的诉求日益强烈， 环境保护的意识不断加强， 对生态环境的关注及生态环保活动的参与逐渐增多。 公众参与涉及自身利益的决策行为， 是表达对环境利益诉求的有效途径， 有利于企业对环境利益主体的积极回应[16] 。 但由于我国公众缺乏相应的环保维权机制， 属于事后被动参与， 并且公众对于企业环境信息披露的关注度较低[17，18] ， 因此对企业信息“漂绿”行为影响较弱。 基于上述分析， 本文提出如下假设：

H1c： 与命令控制型环境规制和市场激励型环境规制相比， 公众参与型环境规制对企业信息“漂绿”行为的抑制作用较弱。

（二）股权集中度与企业信息“漂绿”行为

企业选择“漂绿”还是“真绿”是企业各个利益相关者相互博弈的结果。 大量研究表明， 企业股权的集中度会影响企业信息“漂绿”行为选择， 但企业股权集中度对企业信息“漂绿”行为的影响机制在学术界尚未明确统一。 基于委托代理理论， Shleifer和Vishny[6] 通过实证研究， 发现股权集中度高的公司一般会积极监督管理层及公司的运营情况， 以减少企业“隧道挖掘”与“搭便车”现象的出现， 所以从监督机制和激励机制视角考虑， 股权高度集中会积极提升和促进社会责任信息披露质量， 企业信息“漂绿”行为作为社会责任信息披露的重要组成部分必定受到抑制。 基于政治社会学的合法性理论， Brammer和Pavelin[7] 研究发现， 规模较大的英国企业股权集中度越高， 在环保上的投资越少， 自愿披露环境信息的意识越弱。 为了避免企业的经营合法性遭到大众的质疑， 企业即使在环保上投入较少或者没有投入， 也会对外界发布虚假的环保披露信息， 进而加剧了企业信息“漂绿”行为的发生。 Clarkson等[19] 也认为， 企业环境信息披露会影响社会公众对企业环境表现的认识， 企业为了保证经营的合法性， 会借助环境信息披露来进行环境合法性管理。

基于上述两种不同的观点， 对于我国资本市场， 当股权集中度较高时， 会出现“一家独大”的问题， 因此公司决策很难科学化和民主化。 由于企业控制权和管理权的分离， 大股东具有以牺牲外部股东利益为代价获取私有收益的动机， 也会利用信息不对称选择性或虚假性披露企业信息来误导外部利益相关者。 基于上述分析， 本文提出如下假设：

H2： 股权集中度会加剧企业信息“漂绿”行为。

（三）股权集中度的中介作用

股权集中度是企业的一项内部治理机制， 环境规制是企业面临的外部环境压力， 是企业重要的外部治理机制， 会对企业内部治理机制产生影响。 唐跃军[20] 研究发现， 当外部市场监管与内部治理机制不健全时， 大股东会利用控制权来操纵企业行为， 因此股东集中持股会掩盖企业的违法违纪行为。 孙彤、薛爽[21] 通过构建信息披露的信号博弈模型， 同样发现在薄弱的外部监管环境中， 大股东或企业高管会采用激进的方式来谋取私利， 甚至通过操纵企业信息披露来掩盖自利行为。

基于以上研究结果， 可以发现， 由于各种环境法规的监管与公众对环保的重视， 企业信息不对称程度降低， 当企业股权集中度较高时， 能有效缓解大股东损害中小股东与其他利益相关者的利益、利用控制权操纵企业信息披露以获得最大收益等一系列问题， 因此股权集中度在环境规制与企业信息“漂绿”行为之间起桥梁作用。 基于上述分析， 本文提出如下假设：

H3a： 股权集中度在命令控制型环境规制与企业信息“漂绿”行为中起中介作用。

H3b： 股权集中度在市场激励型环境规制与企业信息“漂绿”行为中起中介作用。

H3c： 股权集中度在公众参与型环境规制与企业信息“漂绿”行为中起中介作用。

三、研究设计

（一）数据来源

目前， 企业信息“漂绿”行为已不仅仅局限于煤炭、石油化学、火电、钢铁等重污染企业， 因此本文不着重选取重污染行业， 而是选取2013 ～ 2017年连续发布社会责任报告的423家深市和沪市A股上市公司为研究样本， 并对样本进行了如下筛选： ①考虑到金融、保险企业披露的信息与其他行业不具备可比性， 将其剔除; ②剔除观测期间ST公司和?ST公司; ③剔除净资产为负的公司; ④剔除数据不全的公司。 进行处理后得到了327家企业2013 ～ 2017年连續5年的数据， 共计1635个样本观测值。 所需数据来源于国泰安数据库（CSMAR）、上市公司年报、社会责任报告、环境报告、可持续发展报告、PITI（污染源监管信息公开）指数年度报告、巨潮资讯网。 各年公众电话网络环境投诉、来信总数、年度排污费收入等数据来自《中国环境年鉴》， 地区生产总值等数据来自国家统计局。 数据的统计分析分别使用Stata 15、SPSS 23、Excel软件完成。

（二）变量定义与衡量

1. 企业信息“漂绿”行为的衡量。 本文的被解释变量是企业信息“漂绿”指数， 用来衡量企业信息“漂绿”行为。 企业的象征性环境行为是指企业对环境保护的承诺和态度， 一般选择概括性的、笼统的、非数字的定性描述; 而企业的实质性环境行为是指企业已经对环境保护实施的行为， 一般用细节性的、数字的定量描述。 参考Walker等[22] 、Roulet等[23] 的做法， 本文采用企业在环境治理方面的象征性环境行为和实质性环境行为的比值来衡量企业信息“漂绿”水平， 但考虑到部分企业可能只有象征性环境行为而没有实质性环境行为， 因此在分母中加1进行处理。 该比值越高， 表明企业信息“漂绿”水平越高; 反之， 则越低。 企业信息“漂綠”指数具体计算公式如下：

Z=[i=122Xii=122Yi+1] （1）

其中： Xi表示企业的象征性环境行为; Yi表示企业的实质性环境行为。 参考缑倩雯和蔡宁[24] 、肖芬蓉和黄晓云[25] 等的做法， 本文采用内容分析法从制度层面和技术层面两个方面共22项指标对企业的象征性环境行为和实质性环境行为进行评分。 具体衡量指标见表1。

若企业在指标i上有象征性环境行为， 则Xi为1， 否则为0; 同理， 若企业在指标i上有实质性环境行为， 则Yi为1， 否则为0。 在评分过程中， 每个项目由两位专家进行评分， 若两位专家评分不一致则找第三位专家进行评分， 最终结果以第三位专家评分为主。 为了消除量纲的影响， 将（1）式的数据进行标准化处理， 得到最终的企业信息“漂绿”指数。 标准化后的企业信息“漂绿”指数如下：

GW=[Zi-ZminZmax-Zmin] （2）

其中： Zi表示原始数据; Zmin表示原始数据中的最小值; Zmax表示原始数据中的最大值。

2. 环境规制异质性的衡量。 命令控制型环境规制被认为是法律效力最强的环境规制工具， 政府及环保机构依托相关法律法规， 直接对企业的环境行为进行事前规制及事后干预。 本文借鉴李力、刘全齐[26] 的研究， 采用上市公司所在城市的PITI指数得分来衡量命令控制型环境规制的强度。 该指数是由中国环保组织“公众环境研究中心（IPE）”与国际环保组织“自然资源保护协会（NRDC）”合作开发的， 用来评价各个城市的污染源监管工作、污染处理工作、信息公开质量等内容。 PITI指数得分越高， 则该城市的命令控制型环境规制强度越大。

市场激励型环境规制主要通过排污费征收、环境补贴、排污权交易等形式， 将环境污染产生的负外部性进行成本内部化， 激励企业降低污染排放， 增加实质性环境行为。 排污费收入在我国的实施时间较长， 政策标准较稳定， 是典型的市场激励型环境规制[18] 。 因此， 本文选取各地区年度排污费收入占地区生产总值之比来衡量市场激励型环境规制的强度。

公众参与型环境规制是社会公众维护自身生活环境与利益的有效途径， 通过对企业污染行为的监督举报， 公众能切实参与到环境执法中， 有利于推动全民执法并构建绿色生态文明城市。 本文借鉴张江雪等[10] 的研究， 选取各地区公众电话网络环境举报、来信总数之和的自然对数衡量公众参与型环境规制的强度（部分年度缺失的数据采用移动平均法计算得出）。

3. 股权集中度的衡量。 股权集中度是因股东持股比例的不同， 所表现出来的股权集中或股权分散的数量化指标， 借鉴李远勤、刘艳萍[27] 的研究， 本文选取前十大股东持股比例的平方和来衡量股权集中度。

4. 控制变量的衡量。 国内外学者研究发现， 是否为重污染企业、企业规模、财务风险、盈利能力等也会影响企业的信息“漂绿”行为， 因此本文将是否为重污染企业（Industry）、企业规模（Size）、财务风险（LEV）、盈利能力（ROE）作为控制变量。 根据2010年9月14日国家环境保护部门公布的《上市公司环境信息披露指南》的有关规定， 并结合《上市公司行业分类指引》， 本文将水电煤气业、金属和非金属行业、采掘业、石化塑胶业、造纸印刷业、食品饮料业、生物医药业和纺织服装皮毛业划分为重污染行业。 为了控制时间效应的影响， 将年份引入控制变量。 研究变量的定义和衡量方式见表2。

（三）模型建立

针对H1， 建立如下回归模型检验环境规制异质性对企业信息“漂绿”行为的影响：

GW=α0+α1xi+α2Industry+α3Size+α4LEV

+α5ROE+α6Year+ε  （3）

其中， xi分别表示命令控制型环境规制、市场激励型环境规制和公众参与型环境规制。

针对H2， 建立如下回归模型检验股权集中度对企业信息“漂绿”行为的影响：

GW=β0+β1Top10+β2Industry+β3Size+β4LEV

+β5ROE+β6Year+ε  （4）

针对H3， 借鉴温忠麟等[28] 的研究， 建立如下回归模型检验股权集中度在环境规制异质性与企业信息“漂绿”行为之间的中介作用：

Top10=θ0+θ1xi+θ2Industry+θ3Size+θ4LEV

+θ5ROE+θ6Year+ε  （5）

GW=λ0+λ1xi+λ2Top10+λ3Industry+λ4Size+

λ5LEV+λ6ROE+λ7Year+ε  （6）

四、实证结果与分析

（一）描述性统计与相关性分析

1. 描述性统计。 表3为样本的描述性统计结果。 由表3可知， 企业信息“漂绿”指数的均值为0.242， 从0 到1变化不等， 同时存在“漂绿”和不“漂绿”的公司， 总体“漂绿”程度较弱， 由于本文对该指标进行了标准化处理， 故其标准差较小， 为0.208。 命令控制型环境规制的均值为55.708， 标准差为15.675， 总体而言， 命令控制型环境规制力度较强， 政府和相关机构对企业环境信息披露较为关注， 但各地区环境法律法规、行政处罚等强制手段的力度不尽相同， 同时存在力度较强和较弱的情况。 市场激励型环境规制的均值为2.208， 标准差为1.623， 表明政府通过排污费、环境补贴、排污权交易等形式对企业信息“漂绿”行为的抑制情况差别不大。 公众参与型环境规制的均值为11.019， 标准差为0.811， 表明公众对环境保护的呼声越来越高。

2. 相关性分析。 限于篇幅， 主要变量的Pearson检验结果略， 企业信息“漂绿”行为与命令控制型环境规制、公众参与型环境规制、行业属性、企业规模、财务风险存在显著的负相关关系， 与股权集中度存在显著的正相关关系。 而企业信息“漂绿”行为可能与市场激励型环境规制无关， 需要进一步进行回归分析。

经多重共线性检验， 本文各变量的方差膨胀因子都不超过10（Max VIF=1.93）， 因此各变量之间不存在多重共线性问题， 对回归模型没有影响。

（二）回归分析

1. 环境规制异质性、股权集中度与企业信息“漂绿”行为。 表4列示了环境规制异质性、股权集中度与企业信息“漂绿”行为的回归结果。 可以看出， 命令控制型环境规制与公众参与型环境规制分别在5%和1%的水平上对企业信息“漂绿”行为产生负向影响， 但命令控制型环境规制的系数为

-0.0008， 公众参与型环境规制的系数为-0.0178， 表明与命令控制型环境规制相比， 公众参与型环境规制对企业信息“漂绿”行为的抑制作用更强， H1a得到验证， H1c不成立， 这可能是因为公众逐渐认识到了保护资源和环境的重要性， 近几年开始关注企业信息“漂绿”行为。 股权集中度在10% 的水平上对企业信息“漂绿”行为产生正向影响， H2得到验证。 而市场激励型环境规制与企业信息“漂绿”行为不存在线性相关性， 需要进一步做非线性回归。

2. 市场激励型环境规制与企业信息“漂绿”行为。 本文选择如下多元二次回归模型， 检验市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响， 回归结果见表5。

GW=β0+β1Flwd+β2Flwd2+β3Industry+

β4Size+β5LEV+β6ROE+β7Year+ε  （7）

由表5可以看出， 市场激励型环境规制在5% 的水平上对企业信息“漂绿”行为的影响呈倒U型， 即排污费收入与地区生产总值之比小于5.0952时， 市场激励型环境规制会加剧企业信息“漂绿”行为， 而超过这个值后， 市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为产生抑制作用。 所以， 市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响存在“门槛效应”， 目前企业信息“漂绿”行为呈现被动迎合政府环境管制的状态。

3. 股权集中度的中介作用。 表6中， 本文对股权集中度的中介作用进行了检验。 从第一组回归结果可以看到， 命令控制型环境规制在1%的水平上对股权集中度产生正向影响， 且命令控制型环境规制和股权集中度同时对企业信息“漂绿”行为产生影响， 因此股权集中度在命令控制型环境规制与企业信息“漂绿”行为中起中介作用， H3a得到验证。 从第二组回归结果可以看出， 市场激励型环境规制在10%的水平上对股权集中度产生正向影响， 在对企业信息“漂绿”行为的模型中， 股权集中度的系数为0.0835， 在10%的水平上显著， 因此股权集中度在市场激励型环境规制与企业信息“漂绿”行为中起中介作用， H3b得到验证。 從第三组回归结果可以看出， 在对企业信息“漂绿”行为的模型中， 公众参与型环境规制的系数为-0.0175， 在1%的水平上显著， 股权集中度的系数为0.0777， 在10%的水平上显著; 但在公众参与型环境规制对股权集中度的模型中， 公众参与型环境规制的系数为-0.0030且不显著， H3c没有通过检验。 进一步做Sobel检验后， 也没有通过检验， 即H3c不成立。 这可能是由于在我国现有资本市场环境下， 公众对股权集中度的作用逐渐弱化。

（三）稳健性检验

由于样本为2013 ～ 2017年间的企业， 而2016年我国中央深改小组会议审议通过了《关于加快构建绿色金融体系的指导意见》， 明确要求进一步提高上市企业环境信息披露质量， 现行企业会计准则带来的会计数据的可比性会受到影响。 为了检验上述研究结果的稳健性， 本部分改用2013 ～ 2016年间的数据， 并对各部分分别作回归分析（限于篇幅， 结果略）。

在环境规制对企业信息“漂绿”行为模型中， 命令控制型环境规制的系数为-0.0008且在10%的水平上显著， 表明命令控制型环境规制会对企业信息“漂绿”行为起抑制作用; 市场激励型环境规制平方项的系数为-0.0023且在5%的水平上显著， 表明市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响呈倒U型， 且当排污费收入与地区生产总值之比为4.8478时， 企业信息“漂绿”行为最严重; 公众参与型环境规制的系数为-0.0170且在5%的水平上显著， 表明公众参与型环境规制会对企业信息“漂绿”行为起抑制作用， 验证了主检验结果。

在股权集中度对企业信息“漂绿”行为的模型中， 股权集中度的系数为0.1308， 表明股权集中度会加剧企业信息“漂绿”行为， 验证了主检验结果。

在检验股权集中度的中介作用模型中， 对三种不同的环境规制工具与股权集中度进行中介效应检验， 结果表明股权集中度分别在命令控制型环境规制与市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响中具有中介作用， 而在公众参与型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响中不具有中介作用， 验证了主检验结果。

五、研究结论与建议

（一）研究结论

本文从环境规制异质性视角， 实证检验了不同环境规制工具对企业信息“漂绿”行为的影响， 以及股权集中度在两者之间的中介作用， 得到以下研究结论：

1. 环境规制异质性对企业信息“漂绿”行为的影响。 命令控制型环境规制与公众参与型环境规制会抑制企业信息“漂绿”行为; 市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响呈倒U型， 且当排污费收入与地区生产总值之比为5.0952时， 企业信息“漂绿”行为最严重。 这说明： 政府等相关部门能通过法律法规等各种环境制度手段对企业信息披露行为产生压力， 从而抑制企业信息“漂绿”行为; 市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响存在“门槛效应”， 较低的市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为有负向影响， 而较高的市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为起积极的抑制作用， 目前企业信息“漂绿”行为呈现被动迎合政府环境管制的状态; 公众认识到了保护资源和环境的重要性， 近几年逐渐密切关注企业信息“漂绿”行为， 因此公众参与型环境规制对企业信息“漂绿”行为也会产生抑制作用。

2. 股权集中度会加剧企业信息“漂绿”行为。 当股权集中度较高时， 由于“一家独大”问题的产生， 企业大股东会利用信息不对称选择性或虚假性披露企业信息来误导外部利益相关者， 从而加剧企业信息“漂绿”行为。

3. 股权集中度的中介作用。 股权集中度分别在命令控制型环境规制与市场激励型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响中具有中介作用， 而在公众参与型环境规制对企业信息“漂绿”行为的影响中不具有中介作用， 可能是由于在我国现有资本市场的环境下， 公众对股权集中度的作用逐渐弱化。

（二）建议

结合理论与实证研究的结论， 为抑制企业信息“漂绿”行为， 本文提出如下建议： 第一， 从宏观层面来看， 政府等相关部门可通过环境法律法规等相关规定加大对企业信息“漂绿”行为的管制， 或通过适当的环境治理奖励、绿色补贴等引导企业采取积极的环境治理行为， 也可以积极向社会公众普及绿色知识， 提高公众对企业信息“漂绿”行为的认识。 第二， 从微观层面来看， 企业应该加强内部治理与企业文化建设， 防范由于股权过度集中导致的信息操纵行为与管理层自利行为。

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