刘康馨+陈昆玉

[摘 要]近年来，随着环境保护意识的加强，环境规制日益严格，政府出台的环境规制能否有效引导企业的环保投资，并相应提升企业绩效是个值得深究的问题。文章选取2010—2014深沪A股上市的重污染行业公司为样本，从具体的环境规制——ISO14000环境体制出发，研究环保投资与企业绩效的关系。实证结果显示，在环保投资不变的情况下，环境规制与企业显著负相关；环保投资与企业绩效正相关。但对于通过ISO14000体系的企业，环保投资的增加与企业绩效的提升没有显著效应。本研究表明，政府的环境规制应该着力于引导企业加强环保投资并提高企业绩效。

[关键词]环境规制；环保投资；企业绩效

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2017.10.042

1 引 言

长期以来，一些企业为追求盈利，不重视生态环境保护，导致能源资源无节制消耗，引发了环境污染、生态失衡等突出问题。对此，相关职能部门制定和出台了一系列环保规制，以期通过节能减排减少工业污染排放，实现可持续发展。不可否认，强有力的环境规制在一定程度上能约束企业的污染排放行为，缓解环境压力；另外，严格的环境规制也意味着企业负担更多的治污成本，从而给企业绩效带来负面影响。Porter在1991年提出了著名的“波特假说”理论，认为环境规制的加强能够促进企业的R&D投入，进而抵消环境规制给企业经营绩效所带来的不利影响。[1]但这一理论在我国并没有得到充分验证。因此，文章试图从具体的环保规制角度，研究分析具体的环境规制对环保投资及企业经营绩效之间关系的影响程度，研究结果有助于评价环境规制政策的具体实施效果，能够为企业研发能力的提升及其经营绩效的改善提供一定的政策建议，同时对于企业有效实施环境规制政策具有一定的现实意义。

2 理论背景与研究假设

传统的制约假说认为，在正常情况下，环境保护会给个人或厂商带来额外的私人成本，但环境保护产生的成本并没有使企业得到补偿，反而使得企业在同行业中的竞争力下降，最终会降低企业的经济效益。[2]然而Porter对传统观点提出了质疑，提出了相应的“波特假说”理论，即适当的环境规制对企业技术创新有促进作用，进而抵消环境规制给企业经营绩效所带来的不利影响。[1]Lanoie研究发现环境准入规制不仅可以促进一些类型的环境创新，而且还可以带来降低成本的创新。[3]傅京燕研究发现，合理的环境规制能够激发企业技术创新，弥补甚至超过实施防污所产生的环境成本，从而提高企业竞争力。[4]李斌和陈崇诺的研究结果表明，经济激励型环境规制和自愿意识型环境规制对绿色技术创新及工业能源效率均产生显著的促进作用，而且经济激励型环境规制对工业能源效率的促进作用要比自愿意识型环境规制大。[5]基于以上研究结果，文章提出如下假设：

H1：在环保投资不变的情况下，当期的环境规制与企业当期的经营绩效正相关。

环保投资会提升企业的技术创新能力，以合理的环境成本获得资源利用率或销售收入的提高、污染税费的降低以及新的投资机会等经济利益，导致企业净收益的增加。[1]Robert D.Klassen等通过对制造工厂的调查发现，企业环保投资能大大刺激企业进行绿色创新、完善企业的绿色供应链以及改善供应商的合作关系，以提高企业经营绩效。[6]Thomas Broberg等研究表明，投资于污染的预防与控制对提升公司的长期利润、整体绩效有积极作用，这一作用在纸浆和造纸行业尤为显著。[7]国内的相关研究表明，一些公司为改善环境绩效，积极研发污染控制技术的企业，通过技术突破，更具备“先動优势”，且通过出售研发的污染控制技术获得现金流，以增长企业的收入。[8]据此，文章提出如下假设：

H2：企业当期的环保投资与企业绩效呈现正相关。

面对日益严厉的环境规制，企业均会进行环保投资。本文认为应当将环境规制、环保投资及企业绩效三者结合在一起进行研究，既关注环境规制与环保投资对企业经营绩效的影响，又关注在不同的环境规制下，环保投资与企业经营绩效的关系的变化。相关研究表明，具备良好环境绩效的企业，还可以通过降低与外部利益相关者冲突的风险，降低原材料、能源与服务成本，减少资本成本或人力资源成本等途径降低企业成本，提升企业利润。[8]Hamschmidt和Dyllick对履行ISO14000标准企业进行分析，结果表明，企业努力遵循ISO14000标准，加大环保投资力度，可以提高自身形象以获得更多的客户，提升企业收入。[8]国内学者胡元林研究表明，环境规制的加强，会促进企业加大环保投资规模，从而提高企业绩效。[9]具体结合我国国情，环保正成为企业未来竞争优势的重要来源，企业进行环保投资不仅是企业适应环境规制的需要，更是企业以实际行动履行其社会责任的表现，更好承担社会责任的企业，其产品更受社会公众的青睐，企业的竞争力也在无形中得到提高。基于上述观点，本文提出如下假设：

H3：环境规制越强，环保投资与企业经营绩效呈现正相关。

3 数据收集

3.1 样本数据来源

文章根据中国证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》的行业代码，将重污染行业划定为火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革以及采矿。本文选取2010—2014年披露年度环保投资额的重污染行业公司作为研究样本，并剔除ST、*ST、金融业、财务数据异常和环保投资额缺失的样本，最终得到239个样本。数据之所以从2010开始，是因为自2008年上交所发布《上市公司环境信息披露指引》以来，上市公司才逐渐公开披露有关的环境信息，且前两年的社会责任报告披露不够规范。文章涉及的环保投资数据是从社会责任报告手工整理。环境规制参照ISO14000体系进行赋值。

由于选取的样本观察值属于面板数据，为了控制极端值给结果所带来的偏误，同时考虑到样本数量的限制，对所有的连续解释变量在1%和99%分位数上进行了缩尾处理（Winsorization）。

3.2 因变量

企业经营绩效：常用的企业经济绩效指标包括企业总资产报酬率（ROA）、净资产报酬率（ROE）、资产负债率（Lev）、投资回报率（ROI）、托宾Q值等。文章借鉴颉茂华的方法，[11]以托宾Q值作为企业经营绩效的衡量方式，即企业市场价值与重置成本的比值。

3.3 自变量

我们选择环境规制与环保投资作为自己变量。

环境规制（reg）：由于环境规制强度的衡量在内容上的复杂性和在评价重点上的多样性，所以不同学者对于环境规制强度的衡量方式也大有区别。比如徐圆采用地区工业污染治理投资额与地区工业生产总值的比值衡量，[12]颉茂华等用环保投入指标来表示。[11]文章认为环境规制强度衡量应当从具体的环境指标入手，文章采用是否通过ISO14000环境体系作为衡量标准，通过则为1，否则为0。之所以选择ISO14000环境体系作为衡量标准，是因为此体系要求企业对产品设计、生产、使用、报废和回收过程中影响环境因素加以控制。且用以评价产品在每个生产阶段对环境的影响大小，面面俱到。

环保投资（einv）：是指组织用于环境保护相关领域的资金投入，但对于具体环保投资结构的内容目前还没有统一的界定。文章借鉴唐国平等的界定范围，[13]将企业环保投资范围界定为：环保技术的研发和改造投资、环保设施及系统的购置于改造投资、污染治理投资、清洁生产投资、排污费等环境税费、生态恢复及保护投资和其他。同时借鉴唐国平等的处理方式，[13]将环保投资规模化，以企业年度环保投资额与年期初总资产的比值衡量。

3.4 控制变量

借鉴颉茂华等[11]控制变量的选取，将资产报酬率、资产负债率、现金分红（现金分红为1，否则为0）以及规模（总资产对数）进行控制，以减少对回归结果的影响。同时我们通过设置哑变量以控制行业以及年份对回归结果的影响。

4 结果分析

4.1 描述性分析

表2列示了样本描述性统计结果。从表1可以看出，239 家公司中，被解释变量托宾Q的均值为0.923；解释变量reg为虚拟变量；解释变量einv均值为0.011，中位数为0.004，表明有一半以上的企業环保投资力度是低于平均值的，且中位数与均值之间差距较大，说明有一半以上的公司需加大环保力度。控制变量roa的均值为0.029，最小值为-0.249，最大值为0.196，说明样本企业中存在亏损企业；资产负债率的均值为0.532，最小值为0.056，最大值为0.952；lnsize的均值为23.476，最小值为20.407，最大值为28.509。

4.2 环境规制与环保投资对绩效的回归结果分析

表3首先检验了控制变量与被解释变量之间的关系。我们发现除了现金分红与托宾Q之间在5%水平显著外，其他控制变量与托宾Q之间均在1%水平显著。因此，我们所选择的控制变量是有效的。

其次为检验H1和H2，表3依次建立多元回归模型一与模型二，分别检验了环境规制与环保投资对企业绩效的影响。reg的系数为负，且在5%水平上显著，此研究数据表明环境规制与企业绩效呈现负相关。H1没有得到验证。这一结果验证了制约假说，且Jaggi等研究表明，环境绩效与企业绩效之间呈现负相关关系。[15]

最后，数据结果显示，einv的系数为正，且在10%的水平上显著。数据结果表明，环保投资的增加能够促进企业绩效的提升，但是环保投资对企业绩效的影响不是非常显著。以上假设1、假设2未通过检验，可能是没有考虑到环境规制的影响。因此，我们将验证不同强度的环境规制下，环保投资与企业绩效之间的显著性是否会不同。

4.3 环境规制与环保投资对企业绩效的交互影响

表4是环境规制与环保投资对企业绩效的交叉影响结果，研究数据显示，R2为0.577表明拟合优度良好。环境规制对企业绩效影响的显著性水平下降到10%水平显著，而环保投资对企业绩效影响的显著性水平并未改变，且对企业绩效影响的系数增大了约25%。但是，两者交叉项系数为负，且对企业绩效的影响没有达到统计学上的显著性，这表明，不论环境规制强弱与否，环保投资的增加对企业绩效的降低没有明显的作用。H3没有得到验证。

4.4 稳健性检验

在这部分，我们对环保投资与企业绩效之间的正向关系进行稳健性检验。前面回归环保投资对企业绩效的结果表明，尽管环保投资对企业绩效具有促进作用，但是这种促进作用并不是十分明显。结果的不显著可能是由于环保投资或者企业绩效的替代变量选择不合适。因此，在此部分，我们将改变环保投资与企业绩效的衡量方式重新检验两者之间的关系。

在之前的检验中，我们把环保投资额与期初环保投资的比值作为环保投资的衡量方式，并且建立多元回归模型一。在表5中，用环保投资额与销售收入的比值作为环保投资衡量方式。研究数据显示，einv系数为正，但是显然小于前面回归结果的系数。我们检验结果p值为0.61，远远大于10%，未通过显著性检验。这也就说明，环保投资的增加能够促进企业绩效的提升，但是这种作用不是非常显著。

另外，本研究对企业绩效衡量方式换为总资产收益率（roa），并且建立多元回归模型二。由于托宾q适用于有效的资本市场，但是国内资本市场发展并不成熟。所以，我们换用总资产收益率（roa），以检验环保投资与企业绩效之间的关系。表5显示，环保投资系数为正，且明显下降。检验p值为0.252，大于10%，因此未通过显著性检验。两项稳健性检验结果显示，环保投资与企业绩效之间存在促进作用，但是这种促进作用并不非常显著。出现这样的结果，一是可能是现阶段由于企业的社会责任意识不足，环保意识不强，并不注重企业对外的环境保护治理；二是由于国内的环保惩罚力度不够大，如果企业盈利能力很强，在被罚款的情况下依旧可以盈利，那么企业必然不会加大环保投资额度。

5 结 论

文章利用多元回归构建计量分析模型，对环境规制、环保投资以及企业经营绩效之间的关系进行了实证检验。其主要结论如下：

第一，在环保投资不变的情况下，政府的环境规制与企业绩效之间呈现负相关。说明重污染企业在ISO1400体系审核情况下，会面临较大的污染治理成本，将会占用企业原本将用于生产经营活动的资金，从而降低企业的经营绩效。

第二，企业在迫于环境规制的情况下，会进行环保投资。通过研究数据发现，重污染企业环保投资的增加在一定程度上可以促进企业经营绩效的提升，但是这种影响不是十分显著。

第三，无论是否通过ISO14000体系的企业，环保投资与企业绩效之间没有显著的相关性。这并不是表明，重污染企业没有进行污染治理的必要。出现这样的可能是因为环保投资与企业绩效之间存在倒“U”形的非线性关系。[14]环保投资初期，由于外部环境不确定、资源有限，进行环境技术研发的成本较高，声誉机制尚未建立，公众对企业的信任处于一个正在形成的阶段，当企业环保投资小于某一临界水平时，环保投资的增加会带来更多的企业经营成本，绩效水平下降，产生经营风险。

从本研究的结论可以看出，对于严格遵循政府环境规制而对生产经营进行排污治理或者进行技术创新以降低对环境污染的企业，政府应当给予一定的扶持和补助，以此来激励同类型企业进行环境的排污治理，提升社会责任感。同时，政府应当大力支持市场上的环境友好型产品。只有这样，企业才会遵循政府的环境规制，加大污染治理力度，求得环境绩效与经营绩效共赢的发展。

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