国有资本参股与民营企业绿色转型

【摘要】企业绿色转型是近年来学界和政府一直关注的热点议题， 国有资本参股民营企业能否促进其绿色转型尚待验证。基于2007 ～ 2022年沪深A股民营上市企业数据， 实证检验国有资本参股对民营企业绿色转型的影响效应及作用机制。研究结果表明， 国有资本参股能够显著促进民营企业绿色转型。异质性检验表明， 国有资本参股对小规模、 处于竞争性行业和成长期的民营企业绿色转型的驱动作用更为显著。作用机制检验表明， 国有资本通过缓解融资约束和提升研发强度来促进民营企业绿色转型。进一步分析发现， 当民营企业所面临的环境不确定性提高时， 国有资本参股对其绿色转型的促进作用会进一步增强。

【关键词】国有资本参股；民营企业；绿色转型；混合所有制改革

【中图分类号】 F272.3 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2024）19-0058-10

一、 引言

2024年国家两会明确指出“加强生态文明建设， 推进绿色低碳发展”。随着我国经济从高速增长阶段向高质量发展阶段转变， 传统以高投入、 高消耗和高污染为特征的粗放型发展模式已不再适应当前的发展需求， 绿色转型成为我国经济社会实现高质量发展的主要抓手。企业作为国民经济运行的微观主体， 其绿色转型的广度和深度对于促进经济发展模式转变、 达成“双碳”目标以及推动经济整体向高质量发展具有至关重要的作用。当前， 我国企业绿色转型仍处于初级阶段， 存在较大的改进空间（周小亮和宋立，2022）。然而值得注意的是， 绿色转型对于企业而言是一把“双刃剑”。绿色转型虽然能提高企业的市场竞争力， 但因其涉及改变传统的经营模式、 引入新技术和理念等环节， 企业需要对大量资源进行重新配置， 而一旦资源配置不当， 就可能会陷入生存困境。因此， 多数企业面临“不敢转”和“不能转”的局面。

国家市场监管调查总局指出， 截至2023年9月底我国民营企业占据了企业总量的92.3%， 推动民营企业绿色转型或许会成为实现我国经济社会绿色低碳发展过程中的关键一环。但相较于国有企业， 民营企业在资金、 资源和规模等方面存在明显短板。此外， 受资本利益驱动的影响， 民营企业往往更加注重短期利益， 这可能对其绿色转型的广度和深度产生不利影响。因此， 如何激发民营企业进行绿色转型、 实现绿色发展已成为社会各界尤其是政府部门面临的重点问题。

现有研究主要集中于探讨环境规制如何推动企业实现绿色转型（Chen等，2023；Wang等，2022）， 然而， 这些研究往往忽视了民营企业在这一过程中的特殊性与存在的挑战。事实上， 尽管环境规制能够在一定程度上激励企业走向绿色发展道路， 但同时也会通过诸如法律诉讼、 罚款、 环保税等手段提高企业的运营成本（Petroni等，2019）。对于资源相对匮乏的民营企业来说， 这些额外的成本可能会成为其绿色转型的重大障碍。鉴于此， 需要从一个全新的视角来审视和探讨推动民营企业绿色转型的因素， 而2015年国务院发布的《关于国有企业发展混合所有制经济的意见》为此提供了一个新的思路。该政策明确鼓励国有资本以多种方式入股非国有企业， 这不仅有助于引导民间资本流向符合国家产业政策的领域、 优化产业结构、 推动市场化改革和提高资源配置效率， 进而推动经济整体的转型升级， 而且加强了对民营企业的监管和引导， 有助于促进其更加规范、 健康地发展。自此， 国有资本以参股形式进入民营企业的“逆向混改”项目频频落地。

在这一政策背景下， 有望发现新的推动民营企业绿色转型的力量和路径。已有研究表明， 国有资本参股对民营企业高质量发展具有积极影响， 如国有资本参股能显著提升民营企业的ESG表现（魏延鹏等，2023）和社会责任表现（阿布都合力力·阿布拉和茹克耶姆·阿卜杜维力，2023）、 降低股价崩盘风险（李世刚和钟柠锘，2022）和债务融资成本（何德旭等，2022）等。但也有研究指出， 国有资本参股会降低民营企业的生产效率和投资活力， 进而加剧“僵尸化”风险（肖正等，2022）。由此可见， 学界对于国有资本参股的治理作用并未达成一致意见。此外， 虽已有研究指出国有资本参股能够有效促进民营企业绿色技术创新（毛志宏和魏延鹏，2023）， 但是否能促进民营企业绿色转型尚未可知。借此， 引出本文核心议题： 国有资本参股作为公有制经济与非公有制经济相融的重要方式， 能否对民营企业绿色转型起到推动作用？其内在作用机制又是什么？为了回答以上问题， 本文对2007 ～ 2022年沪深A股民营上市企业的数据进行匹配， 基于信息不对称理论、 创新管理理论， 分析并实证检验国有资本参股对民营企业绿色转型的影响效应及作用机制。

本文主要的研究贡献体现在以下三个方面： 其一， 从民营企业混合所有制改革的独特视角出发， 深入而系统地探究国有资本参股如何影响民营企业的绿色转型过程。这一研究不仅丰富了民营企业绿色转型的驱动因素理论， 而且为理解混合所有制改革在环保和可持续发展方面的作用提供了新的理论视角。其二， 紧密结合国有资本的独特属性， 深入剖析国有资本参股对民营企业绿色转型的具体作用机制。基于信息不对称理论、 创新管理理论， 从缓解融资约束、 提升研发强度两个维度揭示国有资本推动民营企业实现绿色转型的内在机制， 从而丰富了信息不对称理论、 创新管理理论。其三， 更加关注国有资本参股充分发挥效用的外部因素， 考察环境不确定性条件下国有资本参股促进民营企业绿色转型存在的异质性特征， 帮助国有股东精准选择民营企业进行参股， 从而最大化地发挥国有资本参股对民营企业绿色转型的促进作用。本文不仅为民营企业如何在不同环境下有效利用国有资本实现绿色转型提供了重要的理论依据， 而且为国有资本和民营企业在环保领域的合作与互动提供了新的解释途径。

二、 理论分析与研究假设

（一） 国有资本参股对民营企业绿色转型的影响

民营企业在面临绿色转型的关键时刻， 既迎来了宝贵的发展机会， 也必须应对多方面的严峻考验。通过实施绿色转型战略， 这些企业不仅能够积极回应社会和政府对环保的呼声， 还能开辟新的市场空间， 进而提升自身的长期竞争力。这种转型策略不仅能促进经济增长， 而且有助于在环境绩效方面取得显著进展， 从而实现经济与环境的和谐共生（郭克莎和彭继宗，2021）。然而， 民营企业在推进绿色转型的过程中， 常常受到多种因素的制约， 其中资源限制尤为突出。由于绿色转型项目通常具有周期长、 投入大、 风险高的特点， 其持续性的投入需求和不确定的回报预期， 使得资源储备和获取能力相对薄弱的民营企业陷入“无法转型”和“不敢转型”的困境。

为了把握绿色转型带来的发展机遇， 民营企业积极探索有效的破局之道。混合所有制改革的不断深化， 为这些企业提供了重要的突破口。在保持原有控制地位不变的基础上， 民营企业可以通过引入一个或多个国有股东作为参股方， 借助国有股东的资源优势来推动绿色转型。一方面， 国有股东入股民营企业能够构建一种独特的制度性“共生关系”（Conyon等，2015）。这种共生关系不仅有助于民营企业与国有资本之间实现优势互补， 而且为民营企业的绿色转型提供了有力的支持。民营企业通常具有灵活的市场机制和较高的创新能力， 但在资源获取和政策支持方面可能面临限制。国有资本则拥有强大的政策影响力和资源优势， 特别是在绿色技术和环保产业方面。通过国有资本的参股， 民营企业能够依托这些优势资源， 显著减少因产权问题所带来的资源限制， 进而推动自身的绿色转型。这种转型有助于企业提升市场竞争力， 同时其也是响应国家可持续发展战略的重要举措。另一方面， 国有资本的介入能够为民营企业注入更为敏锐的政策洞察力。在绿色转型的过程中， 政策导向和市场需求的变化至关重要。由于国有资本与政府之间的紧密联系， 民营企业能够通过国有股东获取更及时、 更准确的政策信息， 从而在绿色转型的过程中做出更明智的决策。这种敏锐的政策洞察力有助于民营企业把握绿色转型的机遇， 规避潜在的风险和投入浪费， 提高资源配置效率。此外， 国有资本的参与也成为一种积极的信号传递机制。当国有资本选择参股某家民营企业时， 通常被视为政府对该企业绿色转型战略和发展前景的认可与支持。这种信号的传递效应能够提升民营企业的市场信誉和品牌形象， 吸引更多的投资者和合作伙伴关注并参与其绿色转型项目。

基于上述分析， 本文提出如下假设：

H1： 国有资本参股能够显著促进民营企业绿色转型。

（二） 作用机制

根据上述分析， 国有资本参股对民营企业绿色转型存在直接推动作用， 但二者间的内在作用机制尚不明确。本文基于信息不对称理论、 创新管理理论， 尝试从缓解融资约束、 提升研发强度两个方面厘清二者之间的中介机制。

其一， 缓解融资约束。在推动绿色转型的过程中， 民营企业普遍承受着沉重的资金负担。由于绿色转型涉及多个环节， 包括生产技术的升级、 产品设计的优化以及能源结构的调整等， 需要相当规模的资金投入（胡洁等，2023）。然而， 民营企业在获取外部融资时往往会遇到诸多限制， 这导致了资金缺口， 进而阻碍了绿色转型项目的顺利推进。相较于国有企业， 民营企业在融资市场上面临的挑战更为严峻， 这主要是由于资金供需双方之间信息的不对称性所致（Li等，2023b）。具体而言， 民营企业在信息披露机制和管理体系上相对薄弱， 其经营和财务状况的透明度较低。因此， 外部投资者难以获取全面且准确的财务数据及经营信息（付强等，2019）。可见， 这种信息不对称加剧了资金供需双方的隔阂， 导致民营企业在获取关键资金支持时面临严重的融资瓶颈。

国有资本参股或许为民营企业破解融资难题提供了新的路径。国有资本的注入不仅传达了政府的投资意向， 而且象征着对民营企业的认可与支持（Zhang等，2023）。这种政府背书有助于提升民营企业的市场信誉和知名度， 进而缓解其与外部投资者之间的信息不对称。当民营企业获得国有资本时， 外部投资者可能更加信任和支持这些企业， 从而拓宽其融资渠道并降低融资门槛。具体来说， 国有资本参股可以通过多种方式改善民营企业的融资环境。首先， 注入国有资本可以增强民营企业的资本实力， 提高其偿债能力和风险抵御能力， 从而降低外部投资者的风险感知。其次， 国有资本的参与可以改善民营企业的治理结构和管理效率， 提升其经营绩效和盈利能力， 进而激发外部投资者的投资热情。最后， 国有资本的注入还能为民营企业带来更多的信用增级和担保支持， 帮助其获得更多银行贷款和其他形式的外部融资。“逆向混改”这一举措显著缓解了企业的融资压力， 为其绿色转型项目的平稳推进提供了坚实的资金后盾。

其二， 提升研发强度。企业绿色技术创新数量不仅仅是衡量其绿色转型进度的重要指标， 更是决定其在激烈市场竞争中能否成功实现绿色转型的关键因素（吴非和黎伟，2022）。这体现了企业在环保技术和清洁能源等领域的研发成果， 对于推动企业向更环保、 高效的生产方式转变具有举足轻重的作用。然而， 绿色技术创新需要企业投入大量的研发资源。研发强度即企业在研发上的投入力度， 直接关乎绿色创新专利的数量和质量。唯有充足的研发资源投入， 才能孕育出具有市场竞争力的绿色创新成果。但民营企业在面临研发决策时， 常受到多种因素的制约。根据创新收益观， 企业仅在预期能从创新活动中获得足够投资回报时， 才有意愿进行研发。然而， 研发活动本身具有的不确定性、 大规模投入和强外部性等特点， 往往与企业风险厌恶特征相冲突。特别是对于资金有限的民营企业， 其更倾向于将资金投入能快速创造利润的活动（Fang等，2014）， 而非风险较大、 回报周期较长的研发活动中。这种风险厌恶导致民营企业的研发投入强度远低于实际需求， 严重影响其绿色转型进程。研发投入强度不足使民营企业在绿色技术领域难以取得突破， 无法形成具有自主知识产权的绿色创新成果， 进而在市场竞争中处于不利地位。

国有资本参股为解决上述问题提供了有效途径。一方面， 国有资本参股能改善民营企业的法律环境， 特别是在知识产权保护方面， 而知识产权保护是确保企业从研发活动中获得回报的重要条件。当前我国私有知识产权保护法律制度尚不完善， 侵权行为时有发生， 这挫伤了民营企业技术创新的积极性（Allen等，2005）。而国有资本凭借其政治属性和法律支持， 能为民营企业提供更有力的知识产权保护（Pan等，2020）， 有效降低研发风险， 从而增强其研发投入的信心和意愿。另一方面， 国有资本参股还能为民营企业带来政府资源的支持。政府在推动绿色转型方面投入了大量资源， 如专项补助、 税收优惠、 贷款贴息等， 这些资源对缓解民营企业研发资金压力、 降低研发风险具有重要意义。国有资本参股使民营企业与政府成为紧密的利益共同体， 在分配这些政府资源时更具优势（Li等，2023a）。此外， 国有股东还会积极为参股的民营企业争取更多政府资源以支持其研发活动（李文贵和邵毅平，2016）。这些资源的注入不仅有助于解决民营企业的研发资金短缺问题， 还能为其提供更多研发机会和平台， 推动其在绿色技术领域取得更大突破， 从而促进其绿色转型。

基于上述分析， 本文提出如下假设：

H2： 国有资本参股能够通过缓解融资约束和提升研发强度推动民营企业绿色转型。

（三） 调节机制

资源依赖理论指出， 企业在经营发展过程中往往无法仅凭自身资源满足需求， 而需要从外部环境中汲取。然而， 近年来全球经济的剧烈波动导致企业所面临的环境不确定性显著增加。这种不确定性令企业获取所需资源的难度上升（徐炜锋和阮青松，2023）， 且在民营企业中表现得尤为突出。因此， 在环境不确定性不断增加的背景下， 国有资本参股对民营企业绿色转型的推动作用或许会被显著放大。

这种放大效应主要体现在两个方面： 一是通过缓解融资约束， 为民营企业绿色转型提供稳定的资金支持； 二是通过提升研发强度， 推动民营企业实现绿色技术创新。首先， 环境不确定性的提升加剧了民营企业与外部利益相关者之间的信息不对称， 使得民营企业面临更为严峻的融资环境（Bonaime 等，2018）。然而， 国有资本的注入为民营企业提供了一种有效的信用背书， 降低了信息不对称带来的风险溢价， 从而有助于民营企业以更低的成本获取外部资金。在国有资本的支持下， 民营企业能够更加坚定地推进绿色转型战略， 加大在环保技术、 清洁能源等领域的投资力度。其次， 高度的环境不确定性往往会导致民营企业对研发活动的投入不足（王佳希，2023）， 进而影响其绿色转型的进程。而国有资本的参与不仅为民营企业带来了资金上的支持， 而且通过股权制衡等方式引导民营企业管理层更加重视研发活动。在国有资本的推动下， 民营企业能够加大对绿色技术的研发力度， 提升研发强度， 从而加快绿色转型的步伐。

基于上述分析， 本文提出如下假设：

H3： 环境不确定性在国有资本参股与民营企业绿色转型之间发挥正向调节作用。

综上， 本文的逻辑框架如图1所示。

三、 研究设计

（一） 数据来源

本研究聚焦于2007 ～ 2022年沪深A股市场中实际控制人为民营股东的上市公司， 并对数据做出如下处理： ①剔除金融类公司以及研究年度处于ST、 ∗ST状态的公司； ②剔除关键变量缺失的公司； ③为避免极端值和异常值对研究的干扰， 对各变量数据进行双边1%的缩尾处理。最终得到22945个研究样本。其中， 国有股东持股比例数据通过上市公司年报手工整理获得， 民营企业绿色转型数据来自对企业年报的文本分析， 其余数据均来自CSMAR数据库。

（二） 变量定义

1. 被解释变量： 民营企业绿色转型（Green）。绿色转型作为企业在战略上的重大变革， 对企业的经营导向具有重大影响， 能够在具有总结和指导性质的年报中得到较好的体现。因此， 本文借鉴周阔等（2022）的研究， 根据《环境保护法》等政策文件， 从宣传倡议、 战略理念、 技术创新、 排污治理和监测管理5个方面， 选取113个关于绿色转型程度的关键词， 使用Python中的Jieba分词功能对民营企业年报进行搜索， 统计出年报中关键词出现的频次， 词频越高表示该民营企业绿色转型程度越高。同时， 为避免异方差对研究结果的干扰， 本文对得到的词频数进行加1取对数处理。

2. 核心解释变量： 国有资本参股。本文在构建国有资本参股的测度体系时， 充分借鉴了肖正等（2022）的研究框架， 从三个维度出发进行具体量化。首先， 本文关注国有股东持股比例（State1）这一指标， 通过计算被参股民营企业前十大股东中的国有股东累计持股比例来体现国有资本在企业中的直接影响力。其次， 为了捕捉国有资本与非国有资本之间的力量对比， 本文构建了国有股权制衡（State2）这一指标， 它表现为前十大股东中的国有股东持股比例之和与非国有股东持股比例之和的比率， 可以揭示股权结构的相对均衡状态。最后， 本文设置了是否存在国有大股东（State3）这一二元变量， 其判断依据是前十大股东中是否存在持股比例超过10%的国有股东， 若存在则赋值为1， 否则为0。这样的设置旨在从更宽泛的角度考察国有资本的参与情况。在实证分析中， 本文将State1作为主要解释变量参与基准回归， State2和State3则作为补充指标用于后续的稳健性检验， 以确保研究结论的可靠性与普适性。

3. 调节机制变量： 环境不确定性（EU）。在企业层面的研究中， 环境不确定性被定义为造成企业业绩波动进而影响企业外部经营环境的综合有机体， 而企业业绩的波动主要体现在销售收入的波动上。因此， 本文参考申慧慧等（2012）的研究， 构建如下模型：

Saleit=α0+α1Accperit+εit （1）

其中， Sale和Accper分别表示企业i在t年的销售收入及年度变量。将模型回归残差ε的标准差与企业过去5年销售收入均值的比值进行行业调整， 最终得到环境不确定性的代理变量EU。

4. 控制变量。为避免因遗漏变量造成的估计偏差， 在模型中纳入三类控制变量。第一类是企业基本特征控制变量， 包括： 企业规模（Size）， 年末资产加总取自然对数； 企业年龄（Age）， 上市年限取自然对数。第二类是企业财务特征控制变量， 包括： 资产负债率（Lev）， 年末负债总额与年末资产总额之比； 总资产收益率（Roa）， 年末净利润与年末资产总额之比； 成长性（Growth）， 主营业务增长率。第三类是公司治理水平控制变量， 包括： 第一大股东持股比例（Top1）， 第一大股东持股数量占比； 两职合一（Dual）， 若董事长兼任总经理则赋值为1， 反之赋值为0； 管理层平均年龄（Tmtage）。

（三） 模型设定

为精准评估国有资本介入后被参股民营企业的绿色转型成效， 本文构建如下基准回归模型：

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

（2）

其中， Green表示民营企业i在第t年的绿色转型程度， State1表示民营企业i在第t年的国有股东持股比例， Controls表示所有控制变量， Year和Firm分别表示年份固定效应和企业固定效应， ε为随机扰动项。

四、 实证分析

（一） 描述性统计

表1呈现了研究中主要变量的描述性统计结果。其中， 民营企业绿色转型（Green）变量的均值为1.782， 中位数为1.792，标准差为0.740， 数值范围为0 ～ 4.977， 这表明我国民营上市公司在绿色转型方面的整体进展相对缓慢， 多数企业的绿色转型水平仍然较低。这可能受多种因素共同影响， 国有资本的参股情况是其中一个值得进一步探究的重要因素。国有股东持股比例（State1）的均值仅为2%， 最小值为0， 最大值为39.8%， 表明在我国民营企业中国有资本持股比例普遍较低， 但不同企业的国有资本持股状况存在一定的差异， 而国有资本持股比例的不同可能会对企业的战略选择和经营绩效产生一定影响。此外， 表中的控制变量数值均处于合理范围内。

（二） 基准回归分析

表2呈现了关于国有资本参股对民营企业绿色转型影响的基准回归结果。为了确保研究的准确性和深入性， 本文采用了逐步增加控制变量的分析策略。具体而言： 列（1）展示了在不引入任何控制变量情况下的回归结果； 列（2）则揭示了在未控制双向固定效应的条件下， 国有资本参股与民营企业绿色转型之间的关系； 列（3）在综合考虑了所有相关控制变量后， 展示了更为全面的回归结果。通过对比分析这三列数据可以清晰地发现， 无论控制变量如何调整， 国有股东持股比例（State1）对民营企业绿色转型（Green）的推动作用始终在1%的水平上显著为正。这一结果为本文的观点提供了有力的证据， 表明国有资本参股在推动民营企业绿色转型方面发挥着显著且积极的作用。

（三） 稳健性检验

1. 滞后处理。国有资本参股可以促进企业绿色转型； 同时， 民营企业也可能因为绿色转型而吸引国有资本参股。因此， 可能存在潜在的反向因果问题。考虑到当期民营企业绿色转型无法对上一期国有资本参股水平产生反向影响， 本文将核心解释变量滞后一期（L.State1）纳入回归分析。如表3列（1）所示， L.State1的回归系数依然显著为正， 这表明国有资本参股对民营企业绿色转型的促进作用具有时序上的稳定性。

2. Heckman两阶段检验。国有资本参股并非随机事件， 而是基于民营企业的特定情境和条件所做出的决策， 因此可能存在自选择问题。为了解决这一潜在问题， 本文进一步采用Heckman两阶段检验方法进行更为严谨的分析。在第一阶段， 根据民营企业当年是否发生国有资本参股行为（Soedum）将样本分为两组， 存在参股行为的赋值为1， 否则赋值为0。同时， 选择市场化程度指数中的区域民营经济发达程度（Nose）作为外生变量， 并控制其他相关变量， 进行Probit回归以计算逆米尔斯系数（IMR）。选择Nose作为外生变量的合理性在于： 在民营经济相对欠发达的区域， 国有资本更可能被委托去促进民营企业发展。第二阶段的分析中， 将IMR纳入基准回归模型， 以考虑样本选择偏差对研究结果的影响。在这一阶段， 主要关注国有资本参股对民营企业绿色转型的实际影响。第一阶段的估计结果如表3列（2）所示， 其中Nose的估计系数显著为负。这表明在民营经济较为发达的区域， 存在国有资本参股行为的民营企业数量相对较少， 这与本文的理论预期相符。第二阶段的估计结果如表3列（3）所示， 其中IMR的估计系数不显著。这表明在本研究中， 样本选择偏误问题并不显著。同时， State1的估计系数显著为正， 表明在控制样本选择偏误后本文的研究结论依然成立。

3. 倾向得分匹配（PSM）。为避免研究过程中潜在选择性偏差对结果的影响， 本文采用倾向得分匹配法进行稳健性检验。具体而言， 根据民营企业该年度是否存在国有资本参股行为设定分组虚拟变量， 并将控制变量作为匹配依据进行1对1近邻匹配。在剔除匹配失败的样本后， 再次进行回归分析。回归结果如表3列（4）所示， 其中State1的回归系数仍然显著为正。这表明在考虑选择性偏差后， 国有资本参股对民营企业绿色转型的积极影响依然存在， 进一步验证了前文结论的稳健性。

4. 准自然实验。为缓解反向因果和样本选择偏误对研究带来的干扰， 本文采用准自然实验的方式对国有资本参股促进民营企业绿色转型的因果关系再次进行检验。具体地， 参考王彩萍等（2022）的做法， 将国有资本参股行为视为外生冲击， 构建如下多时点双重差分模型：

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

其中： Treat为分组虚拟变量， 若民营企业在样本期间获得过国有资本则设为处理组（Treat=1）， 否则设为对照组（Treat=0）； Post为时间虚拟变量， 处理组首次获得国有资本参股及之后年份赋值为1， 反之赋值为0； 其余变量定义均与基准回归模型一致。

回归结果见表3列（5）， Treat×Post的回归系数在1%的水平上显著为正， 表明国有资本参股对民营企业绿色转型具有显著正向影响。

进一步地， 本文采用事件研究法构建模型（4）考察国有资本参股对民营企业绿色转型的动态影响：

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

其中， Post（n）表示处理组和对照组首次获得国有资本参股前后的第n期， 本文共包含7年时间窗口期（n=-3，-2，-1，0，1，2，3）， βm表示各时间窗口期交互项目Treat×Post（n）的估计系数（m=1，2，…，7）。

本文以首先获得国有资本参股的前一期作为基期进行平行趋势检验， 结果如图2所示。在国有资本参股前， 民营企业绿色转型在两个组别中不存在明显差异， 满足平行趋势假设； 但在国有资本参股后， 处理组的绿色转型程度相较于对照组明显上升， 表明国有资本参股对民营企业绿色转型具有持续促进作用。

5. 替换核心变量测度。为了降低测度误差可能对研究结论产生的潜在影响， 本文采取了对核心解释变量重新进行测度与替换的策略。具体而言， 用国有股权制衡（State2）和是否存在国有大股东（State3）这两个新的代理指标来替换基准回归中的国有股东持股比例（State1）， 将以上两个新的测度指标代入基准回归模型重新进行实证分析。结果如表4列（1）和列（2）所示， 可以清晰地看到， 国有资本参股对民营企业绿色转型的影响均显著为正， 进一步验证了研究结论的稳健性和可靠性。

6. 交互固定效应。为了更深入地研究国有资本参股对民营企业绿色转型的作用， 并消除可能由企业特异性以及同时随行业和时间变化的因素带来的干扰， 本文在原始模型的基础上进行了优化， 即引入行业与时间的交互固定效应（Ind×Year）。表4列（3）呈现了相应的回归结果， 分析数据发现， 在充分考虑这些潜在的混淆因素后， 国有资本参股的影响仍然在5%的水平上显著为正， 进一步验证了本文的主要假设， 即国有资本参股在推动民营企业绿色转型中发挥着重要作用。这一改进分析更为精确地揭示了国有资本参股对民营企业绿色转型的积极影响， 并排除了其他可能的影响因素的干扰。

7. 更改样本区间。为确保研究的准确性和可靠性， 本文选择剔除2020 ～ 2022年疫情期间的数据， 以排除这一特殊时期对分析结果的潜在影响。经过数据处理后， 本文重新检验了国有资本参股对民营企业绿色转型的影响效应。表4列（4）展示了相应的回归结果， 结果显示， 在剔除疫情因素的影响后， 国有资本参股对民营企业绿色转型的促进作用依然显著为正， 进一步验证了国有资本参股在推动民营企业绿色转型中的积极作用。

（四） 作用机制检验

根据上文理论部分所述， 国有资本参股会通过缓解融资约束、 提升研发强度促进民营企业绿色转型。本文借鉴江艇（2022）有关作用机制检验的论述， 对国有股东持股比例（State1）是否作用于机制变量（M）进行检验， 同时为避免出现M对民营企业绿色转型存在因果论证不足的问题， 参考李万利等（2023）的研究， 进一步对M到民营企业绿色转型（Green）的路径进行检验， 以补充相关性证据支持。具体回归模型如下所示：

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

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

其中， M表示作用机制变量， 包括融资约束和研发强度， 其余变量与基准回归模型保持一致。

1. 融资约束。融资约束一直被视为制约民营企业绿色转型的重要因素。为了深入探讨国有资本参股在缓解民营企业融资约束方面发挥的潜在作用， 本文参考Hadlock和Pierce（2010）的测量方法构建融资约束指数（FC）， 作为衡量民营企业融资约束程度的指标。该指数值越低， 表示企业所面临的融资约束越弱。回归结果如表5列（1）所示， 结果显示国有股东持股比例（State1）与融资约束（FC）之间存在显著的负相关关系， 表明国有资本参股有助于缓解民营企业的融资约束。进一步观察列（2）的结果， 发现融资约束（FC）与民营企业绿色转型（Green）之间的回归系数显著为负， 这意味着随着民营企业所面临融资约束的加剧， 其绿色转型的程度会相应降低。鉴于此， 本文认为国有资本参股能够通过有效缓解民营企业所面临的融资约束来推动民营企业绿色转型。

2. 研发强度。研发投入作为企业实现技术升级与创新的重要途径， 对于推动企业绿色转型具有重要意义（Miao等，2021）。为了探究国有资本参股如何影响民营企业的研发活动， 本文采用研发投入占企业总资产的比重作为衡量民营企业研发强度（RD）的指标。这一指标值直接反映了民营企业研发活动的活跃程度， 也即研发强度。通过回归分析， 得到如表5列（3）所示的结果。列（3）的数据显示， 在充分考虑其他可能的影响因素后， 国有股东持股比例（State1）与研发强度（RD）之间呈现出显著的正相关关系， 这表明国有资本参股能够有效提升民营企业的研发强度。进一步地， 从列（4）的回归结果可以观察到， 研发强度（RD）与民营企业绿色转型（Green）之间的回归系数同样显著为正， 这意味着随着民营企业研发强度的提升， 其绿色转型的程度也会得到相应提高。鉴于此， 本文认为国有资本参股能够通过提升民营企业研发强度对其绿色转型产生积极作用。

（五） 异质性检验

考虑到民营企业数量庞大且各具特色， 它们对国有资本参股所提供资源的需求程度和吸收能力存在显著差异。为确保国有资本参股能够更有效地促进民营企业绿色转型， 并避免资源错配， 本文试图对企业进行更为细致的分组研究。具体而言， 根据企业的规模大小、 所属行业的竞争性以及企业所处的生命周期阶段， 将民营企业划分为三大组别。通过这样的划分， 更深入地探讨不同组别的民营企业在国有资本参股后， 如何更有效地利用这些关键资源来推动自身的绿色转型。这不仅有助于更全面地理解国有资本参股对民营企业绿色转型的影响， 而且为未来的政策制定和实践操作提供了更为具体及有针对性的指导。

1. 企业规模。相较于小规模民营企业， 大规模民营企业在内部建设和市场渠道方面通常更为成熟、 完善。因此， 这类企业往往不会面临严重的融资约束问题， 并且拥有足够的资金用于研发活动。鉴于此， 国有资本参股对大规模民营企业所带来的边际效用相对有限。相反， 小规模民营企业由于成立时间较短、 可抵押资产有限， 往往面临着更为严峻的信息不对称问题， 从而导致其融资约束加剧。因此， 相较于参股大规模民营企业， 国有资本参股小规模民营企业在缓解融资约束方面可能具有更为显著的效果。基于以上分析， 本文推测国有资本参股对小规模民营企业绿色转型的促进作用更为显著。为了验证这一推测， 采用年末总资产作为衡量民营企业规模的指标， 并计算分年度分行业的企业规模中位数。若某民营企业的年度总资产规模大于其所在行业的中位数， 则将其归类为大规模企业； 反之， 则归类为小规模企业。表6列（1）和列（2）展示了基于企业规模异质性展开的实证检验结果， 结果表明， 当被参股的民营企业属于小规模企业时， 国有资本参股对其绿色转型的促进作用更为显著， 这与上述推测一致。

2. 行业竞争属性。相较于处于非竞争性行业的民营企业， 处于竞争性行业的民营企业面临着更为激烈的市场竞争， 因此它们更有动机和意愿通过绿色转型来提升自身竞争力（丁杰和黄金波，2024）。由于这些企业对绿色转型的需求更为迫切， 国有资本参股所带来的资源更有可能被专项用于推动绿色转型， 而非分散到其他非核心项目中。基于这一分析， 本文推测国有资本参股对竞争性行业中民营企业绿色转型的促进作用更为显著。为了验证这一猜想， 采用营业收入计算出的行业HHI指数来衡量市场竞争程度。HHI指数越高， 表明行业的垄断性越强， 市场竞争程度越低； 反之， 则表明市场竞争越激烈。进一步地， 根据中位数将民营企业归类为竞争性行业和非竞争性行业两组。表6的列（3）和列（4）展示了基于行业竞争属性的实证检验结果， 结果显示， 当被参股的民营企业处于竞争性行业时， 国有资本参股对其绿色转型的促进作用更为显著， 验证了上述预期。

3. 企业生命周期。处于不同生命周期阶段的民营企业在财务状况、 市场扩张及战略定位等方面均存在显著差异， 这些因素可能导致国有资本参股对其绿色转型的促进作用产生异质性影响。具体而言， 处于成长期的民营企业通常具备较高的成长潜力和强烈的市场扩张需求。随着环境问题日益受到消费者关注， 这些企业倾向于通过绿色转型来满足新兴市场需求， 进而获取竞争优势。然而， 处于该阶段的企业往往面临资金短缺的问题， 国有资本参股能有效缓解这一困境， 为其绿色转型提供有力支持。相比之下， 处于成熟期的民营企业已具备较为稳定的财务状况、 较强的研发实力， 国有资本参股所能带来的边际效用相对较低， 对其绿色转型的促进作用可能较为有限。而处于衰退期的民营企业， 其主要关注点在于生存和现有业务的维持， 而非绿色转型。即便国有资本参股为其带来了一定的转型资源， 这些企业可能仍缺乏绿色转型的主动性和积极性。因此， 本文认为国有资本参股对处于成长期的民营企业绿色转型的促进作用更为显著。为验证这一观点， 参考Dickinson（2011）的研究方法， 按企业现金流水平将样本企业划分为成长期、 成熟期和衰退期三个阶段。实证检验结果如表6列（5） ～ （7）所示， 回归结果显示： 当民营企业处于成长期时， 国有资本参股对其绿色转型的促进作用更为显著； 而当企业处于成熟期和衰退期时， 国有资本参股的Pw0YtWcVfWm2rkgohqTkig==影响并不显著。这一结果与上述猜想一致。

五、 进一步分析

前文已证实国有资本参股对民营企业的绿色转型具有显著的推动作用， 而随着环境不确定性的提高， 国有资本参股对民营企业绿色转型的促进作用是否会发生改变呢？为进一步探究这一影响的边界条件， 本文基于前文的理论分析框架， 构建如下调节效应模型， 继续考察外部环境因素对国有资本参股与民营企业绿色转型之间关系的调节效应：

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

α4Controlsit+Year+Firm+εit （7）

（一） 环境不确定性的调节机制检验

环境不确定性的调节机制检验结果如表7所示。其中： 列（1）的结果显示， 在高环境不确定性下， 国有资本参股对民营企业绿色转型具有显著的促进作用； 列（2）的结果显示， 在低环境不确定性下， 国有资本参股对民营企业绿色转型的影响为负但不显著。进一步地， 本文采用交互项验证的方式对环境不确定性的调节效应进行检验， 列（3）中交互项（State1×EU）的回归系数在1%的水平上显著为正， 验证了环境不确定性的正向调节作用， 即民营企业所面临的环境不确定性越高， 国有资本参股对其绿色转型的促进作用越显著。本文认为这是因为当环境不确定性提高时， 民营企业所面临的融资约束会进一步加剧， 研发强度被削弱， 环境不作为行为增加， 在这种环境下民营企业更需要国有资本参股所带来的资源以实施绿色转型。

（二） 基于异质性特征的结构差异检验

异质性分析结果显示， 国有资本参股对民营企业绿色转型的影响效应存在明显的“结构靶向性”特点， 即对于小规模、 处于竞争性行业和成长期的民营企业具有显著的正向促进作用， 而对于大规模、 处于非竞争性行业及成熟期和衰退期的民营企业的影响虽然为正但并不显著。本部分旨在考察在民营企业所面临的环境不确定性提高的情况下， 国有资本参股对民营企业绿色转型促进作用的覆盖面会不会得到进一步增大。基于异质性特征的结构差异检验结果如表8所示， 结果显示， 国有股东持股比例与环境不确定性的交互项（State1×EU）除在企业生命周期组别中对衰退期民营企业绿色转型不具有显著影响外， 在其余组别均呈现出显著的正向促进作用。上述结果表明， 当环境不确定性提高时， 国有资本参股会进一步增大影响覆盖面， 使绝大多数原先不受支持的组别得到有效转换， 推动这类民营企业绿色转型的开展。而对于衰退期的民营企业， 在环境不确定性提高的情况下， 国有资本参股对其绿色转型的促进作用仍不显著。本文认为这是由于环境不确定性提高增加了衰退期民营企业维持市场份额的难度， 使其维持生存更加困难， 即使国有资本介入带来了绿色转型的必要资源， 衰退期民营企业也不会将其用于绿色转型。

六、 结论与启示

本文基于2007 ～ 2022年沪深A股民营上市企业的经验证据， 深入探讨了国有资本参股对民营企业绿色转型的影响， 并得出以下结论： 首先， 通过实证分析， 本文验证了国有资本参股对民营企业绿色转型具有显著的推动作用。进一步研究发现， 这种促进作用在小规模、 处于竞争性行业以及成长期的民营企业中表现得尤为突出。其次， 本文深入剖析了国有资本参股促进民营企业绿色转型的作用机制， 发现缓解融资约束、 提升研发强度是国有资本参股推动民营企业绿色转型的主要途径， 这为理解国有资本参股在民营企业绿色转型过程中的作用提供了重要的理论支撑。最后， 本文还考虑了外部环境调节因素对国有资本参股与民营企业绿色转型关系的影响。研究结果显示， 环境不确定性对国有资本参股促进民营企业绿色转型的效果具有显著的正向调节作用。这意味着在环境不确定性较高的情况下， 国有资本参股对民营企业绿色转型的推动作用会更加明显。

根据研究结论， 本文得到如下启示：

对于民营企业而言， 其在绿色转型的征途中面临着诸多机遇与挑战， 特别是那些规模较小、 身处激烈竞争行业或正处于成长期的企业， 更应审时度势， 积极作为。首要之举在于积极寻求与国有资本的紧密合作。国有资本的深厚背景与资源不仅能够为民营企业提供强大的资金支持， 还能提供宝贵的战略指导和技术支撑。这样的合作对于缺乏转型经验和技术实力的民营企业而言无疑是雪中送炭， 有助于它们在绿色转型的道路上走得更稳、 更远。同时， 绿色技术的研发与创新是转型成功的关键所在。企业应紧紧抓住国有资本参股带来的宝贵机遇， 充分利用其提供的研发资源， 增加在绿色技术领域的研发投入。只有掌握了核心技术， 拥有了自主创新的能力， 企业才能在绿色转型的浪潮中立于不败之地， 真正实现以技术驱动绿色发展的宏伟目标。此外， 民营企业必须深刻认识到， 绿色转型不仅是应对日益严峻环境挑战的现实需要， 更是提升企业整体形象、 履行企业社会责任的重要途径。企业的绿色转型行动将赢得社会各界的广泛认可和鼎力支持， 为企业带来无法估量的品牌价值和无形资产。因此， 民营企业应将绿色转型视为提升自身竞争力、 实现可持续发展的重要契机， 以坚定的决心和有力的行动， 积极参与到这一伟大实践中来。

对于政府而言， 为实现经济体系的绿色化发展， 可从优化国有资本布局、 完善营商环境、 加强政策引导和支持等方面着手， 为民营企业绿色转型提供坚实保障。首先， 进一步优化国有资本布局， 鼓励和支持国有资本积极投身于民营企业的绿色转型中。通过国有资本的引导和带动作用， 有效激发民营企业的绿色创新活力， 推动整个经济体系向更加环保、 可持续的方向发展。其次， 营造一个稳定、 公平、 透明的营商环境。可致力于降低民营企业绿色转型过程中的风险， 为它们提供稳定的市场预期和法治保障。同时， 加强对绿色转型相关政策的宣传和解读工作， 提高民营企业对政策的认知度和利用率， 使它们能够更加顺畅地享受到政策红利。最后， 在政策引导和支持方面发挥更大的作用。针对民营企业绿色转型的实际需求， 出台一系列优惠政策和专项支持措施， 如财政补贴、 税收减免、 绿色信贷等， 以降低企业绿色转型的成本和难度。此外， 建立健全绿色转型评价体系和监督机制， 确保政策的有效实施和资金的合理使用， 让民营企业在绿色转型的道路上走得更加坚定、 从容。

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