股權結構、產權性質與企業環保投資
——來自中國A股上市公司的經驗證據

唐國平，李龍會

(中南財經政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

改革開放三十多年來，我國社會與經濟發展已取得巨大進步，但隨之而來的環境問題也日益嚴重。我國大陸地區的二氧化碳總排放量與能源總消耗量僅次于美國，環境污染對每年GDP造成大約3.5%—8%的損失［1］。因此，環境問題已經成為我國政府亟待解決的重大問題。然而，我國環境治理與環保投資的現狀卻不容樂觀:本應發揮市場監管作用的政府卻成為我國環保投資的主體，環保資金來源主要依靠政府的財政撥款［2－3］;單一的環保投融資渠道容易造成環保資金不合理的投資方式與較低的運營效率［4］。因此，有必要在環保投資方面對政府職能與市場機制進行合理的平衡選擇。具體而言，政府應集中投資于那些具有純粹公共屬性的環境物品與重大環境項目，而其他具有可分性和排他性的環保項目應由市場機制所發揮出的投資效應來調配。相應地，根據我國《環境保護法》確定的“誰污染誰治理、誰開發誰保護”原則以及經合組織 (OECD)提出的“污染者付費”原則，企業作為市場經濟參與者、資源能源消耗者和環境污染制造者，理應承擔解決自身環境問題的責任，發揮環境治理與環保投資的主體作用。這正是本文研究的切入點。

政府環境管制政策與制度是影響企業生產經營活動與環保投資決策行為的主要外部因素。近幾年來，我國環保部門和監管部門相繼出臺一系列強化企業開展污染治理與環境保護活動的法律法規，如《關于對申請上市的企業和申請再融資的上市企業進行環境保護核查的通知》和《關于加強上市公司環境保護監督管理工作的指導意見》等。毋庸置疑，這些環保政策能有力地促進企業增強環境保護意識和強化企業的環境治理行為。然而，環境治理與環?；顒有枰髽I持續不斷地注入資金，如購買環保設施及系統、采用先進的清潔生產技術甚至設立環境管理組織機構等［5］，這將不可避免地增加企業的邊際成本，最終影響到企業的經營決策與投資行為。既然如此，企業管理層和大股東會如何對待自身環境治理與環保投資行為呢?或者說，企業股權結構特征會如何影響和控制作為企業投資決策重要組成部分的環保投資決策呢?這也是本文著重探討的問題。

就目前看，國內外有關環保投資的研究成果主要集中于國家 (政府)層面和行業層面，而企業主體的環保投資問題仍屬于較新穎的話題，相關研究成果甚少。企業環保投資作為一種特殊的投資方式，它追求的是內含了經濟效益、環境效益和社會效益的綜合效益，而且這種投資行為的結果往往是環境效益和社會效益大于經濟效益［6］。顯然，企業環保投資既具有投資的一般特征，也具有其自身的獨特屬性?；诖耍疚囊云髽I環保投資為研究視角，基于我國A股上市公司2008—2011年的經驗數據，嘗試性地從股權結構與產權性質兩大方面探討企業的環保投資行為，以探究企業管理層和大股東對待自身環境問題的態度以及所采取的環保投資行為。本文研究發現:(1)我國上市公司環保投資規模占其總資產的比例非常低，公司環保投資行為存在較為突出的個體性差異;(2)股權制衡度、管理層持股比例分別與企業環保投資規模呈顯著的負相關關系，這在一定程度上表明公司大股東和管理層普遍缺乏開展環境治理與環保投資的積極性，而且，他們在環保投資決策方面更多地表現出“合謀”傾向，因而環保投資對企業而言往往是一種“被動”行為;(3)企業環保投資行為具有顯著的產權差異，國有企業比民營企業投入了更大規模的環保資金。鑒于企業層面的環保投資研究仍處于起步階段以及企業環保投資的特殊屬性，本文的研究視角及結論不僅能為利益相關者了解企業環境責任的履行情況和政府明確其環境管制政策的有效程度提供經驗證據，而且能夠豐富企業投資研究領域的學術文獻，拓展環保投資的研究視野。本文的主要貢獻也在于此。

二、理論分析、文獻述評與研究假說

(一)股權結構與企業環保投資

股權結構是公司治理機制的基礎，代表著企業的風險承擔與利益分配機制。由于現代企業委托代理關系的廣泛存在，股權配置特征決定著公司的組織結構與治理結構，進而影響到公司的治理行為及效率。公司股東包括內部股東和外部股東，各股東之間主要通過持股比例來確立在公司中的地位和發揮公司治理的作用［7］。

在處于經濟轉型時期的我國市場機制運行過程中，上市公司股權結構普遍呈現出“一股獨大”與股權高度集中的特征，多數上市公司處于控制性大股東或少數幾個大股東超強控制的狀態［8］。在集中的股權結構下，較高的控股股東持股比例使得他們擁有掌控董事會和行使公司重大決策的絕對權力［9］。如果控股股東除擁有控制權之外還保留著大量的現金流量權，他們就更有動機和能力去監管經理人員和促進企業利潤最大化［10］。然而，企業進行投資決策時，控股股東更傾向于將資本投資于那些能增加控制權經濟價值的資本投資與實物投資之中，甚至有可能為了擴大企業的控制性資產而變更募集資金的投向，從而形成不與中小股東共享的控制權私有收益。為解決控股股東與中小股東之間的利益沖突，很多學者建議可以建立少數幾個大股東并存的股權治理結構，來達到有效減輕控股股東“掏空”和“侵占”中小股東利益行為，以提高公司管理效率的目的［11］。這是因為同時存在的多個大股東既可以實現內部牽制和分享控制權，又可以在一定程度上通過對控股股東的監督與制衡作用弱化控股股東獲取控制權收益的動機與行為。盡管如此，在我國上市公司普遍存在“一股獨大”和股權高度集中的股權結構下，股權制衡度所起的監督與制衡作用十分有限［12］。這是因為，由控股股東主導的管理層掌控著企業的實際控制權，他們不僅掌握著企業資源、擁有戰略經營管理和投融資決策的絕對權力，而且存在“利益協同激勵效應”。尤其當投資項目存在大量私有收益時，大股東及管理層之間的“利益協同激勵效應”和“合謀”現象更為常見［13］。

綜合以上分析可知，企業是以營利為目的的，他們更傾向于將融資資金投資于經濟項目，以獲取更大的經濟價值和市場利益，而環保投資多屬于非經濟項目投資，其投資成本或費用遠高于投資收益。傳統學派認為，環境遵守成本會降低企業的邊際利潤和競爭力。正因為如此，企業將環境遵守成本視為企業的額外成本，他們往往沒有積極開展環境治理和環境保護活動的主觀意愿［14－15］，其環保投資行為多為政府對其施加環境管制壓力的結果。甚至，企業大股東和管理層不僅對其環保投資行為表現出較弱的積極性，而且他們之間在非經濟項目投資方面更多地體現出“合謀”與“利益協調激勵效應”。基于我國資本市場普遍存在的代理問題和獨特的企業股權特征，在其他條件不變的情況下，本文提出以下研究假設:

假設1:第一大股東持股比例與環保投資規模呈負相關關系。

假設2:股權制衡度與企業環保投資規模具有負相關關系。

假設3:管理層持股比例與環保投資規模呈負相關關系。

近幾年來，機構投資者作為公司治理機制的一種外部力量，越來越多地受到政府監管部門和廣大投資者的青睞。隨著資本市場的日益完善與機構投資者力量的日趨強大，機構投資者對完善資本市場和推進公司治理起著至關重要的積極作用。許多研究成果表明，機構投資者持股有助于促進公司治理機制的完善與企業社會責任的履行，其原因在于:一方面，機構投資者擁有職業分析師團隊，具有較強的信息分析與挖掘能力［16］，尤其當他們擁有較高比例的股份時，會更有動力去挖掘企業內部信息，從而降低信息不對稱與代理沖突［17］;另一方面，機構投資者有參與公司治理和監督管理層的積極性［18］，他們既能以“用腳投票”或公布研究報告的方式向資本市場傳遞信息，又能以“用手投票”的表決權方式影響企業的投資決策。總之，機構投資者持股有助于降低企業的信息不對稱程度，減輕企業的融資約束，提高公司治理水平，確保企業社會責任的履行，保護廣大利益相關者的權益。基于此，在其他條件不變的情況下，本文提出如下研究假設:

假設4:機構投資者持股比例與企業環保投資規模具有正相關關系。

(二)產權性質與企業環保投資

企業的產權不同，其融資約束、投資目標與決策行為也有所差異。當市場體制不夠完善、制度約束力較弱時，企業會受到更為嚴重的政府干預［19］。我國國有企業普遍存在預算軟約束的情況［20］，并承擔著大量的政策性負擔，如保證稅負、增加就業、穩定市場等。政府常作為國有企業的“保護傘”或者國有股權的行使者，為實現全社會福利的最大化，往往對國有企業施加更大程度的干預或保護。同時，金融機構也更樂于向國有企業提供政策性信貸，這使得國有企業面臨的融資約束顯著少于民營企業，而民營企業卻面臨著嚴重的信貸歧視［18］。具體到環境治理方面，政府一直發揮著我國環境治理與環境保護投資的主體作用［2－3］。相應地，處于政府干預下的國有企業不可避免地會承擔更多的社會責任與環境保護責任?；诖耍谄渌麠l件不變的情況下，本文提出如下研究假設:

假設5:相比于民營企業，國有企業投入了更大規模的環保投資資金。

三、研究設計

(一)變量設計

本文采用“投資/資本存量”的相對數形式表示被解釋變量——企業環保投資規模 (EPI)，這種度量方式可以消除或減輕企業規模對環保投資規模的影響。其中，投資為企業環保投資總額，資本存量為年初總資產與年末總資產的算術平均值。解釋變量——股權結構的指標選取如下:第一大股東持股比例、股權制衡度、管理層持股比例、機構投資者持股比例;解釋變量——產權性質為虛擬變量，即若企業為國有企業取1;否則取0。

此外，本文在模型中加入了環境管制強度、資產特征、投資機會、企業規模、財務杠桿、企業業績、代理成本、股票收益、企業年齡、行業屬性等控制變量。具體的變量符號及定義描述如表1所示。需要說明的是:第一，考慮到公司上市地點及股票類型的差異，為更準確地衡量公司的股票收益，本文采用經分市場調整的、以月份計算的股票年收益率來量度股票收益。第二，因不同地區存在不同的經濟發展水平、環境容量、環境污染程度、污染排放標準、環境管制執行力度，故企業面臨的政府環境管制強度理應呈現較明顯的地區差異，即企業所處空間的異質性很有可能影響著政府的環境管制路徑。由此，本文參考傅京燕和李麗莎構建行業環境管制綜合指數的思路與方法［21］，采用我國各省 (市、區)“工業三廢”污染達標排放的數據，構建了反映各地區政府環境管制強度的綜合指數。

表1 變量定義表

(二)模型構建

本文整理出2008—2011共四年的企業環保投資額數據，但環境管制指數只能計算到2010年，即本文ERS與EPI等變量之間的數據存在一個會計年度的時期滯后?；诖?，本文對模型中的自變量與因變量考慮滯后一期的時期間隔，這樣也能較好地避免回歸模型中的內生性問題。本文構建的基本回歸模型如下所示:

(三)樣本選擇與數據來源

自2008年以來，我國越來越多的A股上市公司披露了企業社會責任報告，部分公司還披露了可持續發展報告、環境報告書。本文以2008—2011年間公布了這些報告并在報告中披露了環保投資額的我國A股上市公司為研究樣本，并對樣本進行了如下篩選過程:(1)剔除了ST、SST、PT的樣本公司;(2)剔除了金融證券業的樣本公司; (3)剔除了存在數據異常值的樣本，如現金持有量(Cash)和資產負債率 (Lev)均大于1以及總資產凈收益率 (ROA)小于0的樣本公司;(4)由于西藏自治區的部分“工業三廢”數據存在缺失，這造成我們無法計算它的環境管制強度，故剔除了西藏的上市公司;(5)剔除了某些指標數據缺失的樣本。經過以上程序，本文最終獲得499家樣本。

本文數據來源于以下途徑:(1)企業環保投資額數據來源于企業社會責任報告、可持續發展報告和環境報告書;(2)地區環境管制指數所用到的“工業三廢”、“工業產值”數據分別取自《中國環境統計年鑒》和《中國統計年鑒》;(3)各省 (市、區)2010年的市場化指數值采用趨勢預測法計算得到，即將各省 (市、區)2007—2009年市場化指數的年平均增長率作為2010年市場化指數值的增長率;(4)其他研究變量的數據來源于CSMAR、Wind數據庫。為穩健起見，本文在回歸檢驗時還對連續型變量1%與99%分位數進行了Winsorize處理。

四、統計分析

(一)描述性統計與分析

變量的描述性統計結果如表2所示。EPI的均值與中位數分別為0.0110、0.0032，說明企業環保投資規模占平均總資產比例的均值約為1.10%，絕大多數樣本公司的環保投資規模低于總樣本的平均值，這在一定程度上表明樣本公司普遍存在環保投資額不足的現狀。EPI的標準差均高于均值和中位數，而且最小值與最大值相差很大，說明樣本公司的環保投資規模很可能呈現非正態分布，公司環保投資行為存在較突出的個體差異。股權結構變量Largest的均值與中位數遠高于Balance的相應取值，二者合計的平均值與中位數分別為0.5770、0.5340，這表明樣本公司存在突出的“一股獨大”與股權集中的特征。Manage和Institute的均值與中位數取值均較小，這反映出樣本公司的管理層持股比例與機構投資者持股比例普遍較低。產權性質State的均值為0.7856，表明多數樣本公司屬于國有企業。

表2 變量的描述性統計

本文進一步考察了樣本公司環保投資規模的產權差異。如表3所示，國有樣本公司組的各基本統計量取值均高于民營樣本公司組的相應取值，尤其是國有樣本公司的平均環保投資規模要比民營樣本公司高出0.42%。表4中的統計檢驗結果發現，不僅兩組EPI的方差具有非齊次性，而且對應的均值t檢驗結果非常顯著 (P＜0.05);而且M－W檢驗和K－S檢驗均表明兩組樣本公司不是來自同一總體，其環保投資規模具有顯著差異。以上統計結果充分表明，樣本公司的環保投資規模具有明顯的產權差異特征，即國有樣本公司比民營樣本公司投入了更大規模的環保資金。故假設5得到了初步驗證。

表3 不同產權性質下的企業環保投資規模

表4 企業環保投資規模的分組差異檢驗結果

(二)相關性檢驗與分析

為考察兩兩變量之間的相關性，本文進行了相關性分析 (限于篇幅，解釋變量與控制變量之間的相關性分析表予以省略)。根據表5中的相關性檢驗結果，可以發現兩兩變量之間的相關系數值均小于0.5，這表明本文構建的多元線性回歸模型不存在較嚴重的多重共線性。從Spearman檢驗結果來看，Manage與EPI之間在5%的顯著性水平下具有負相關關系，State與EPI之間在10%的顯著性水平下存在正相關關系。根據Pearson檢驗結果，Balance與EPI之間在10%的顯著性水平下呈負相關性，State與EPI之間在10%的顯著性水平下具有正相關關系?？梢?，假設2、假設3、假設5在一定程度上得到了驗證。

表5 變量之間的相關性檢驗結果

(三)多元回歸檢驗與分析

本文的多元回歸檢驗結果如表6所示。需要說明的是，各分步回歸模型中變量的VIF均小于3，故各模型不存在較嚴重的多重共線性;同時，各分步回歸模型檢驗結果中的DW值接近于2，說明各模型不存在自相關現象。然而，White異方差檢驗發現各模型存在異方差現象，為提高參數估計精度，本文采用WLS法對各分步回歸模型進行了修正。

從模型 (2)與模型 (4)的回歸檢驗結果中可知:Largest與EPI之間表現出負相關關系，但統計檢驗不顯著，故假設1未通過統計檢驗;Balance與EPI之間具有顯著的負相關性，說明樣本公司第二至第五大股東形成的股權制衡度對企業環保投資規模形成負面影響，故假設2通過了統計檢驗;Manage與EPI之間具有顯著的負相關性，因而假設3也通過統計檢驗。以上檢驗結果表明公司大股東與管理層在環保投資行為方面具有“合謀”傾向，他們沒有積極開展環境治理與環保投資的意愿，環保投資對他們而言往往是一種“被動”行為。同時，回歸檢驗結果也發現Institute與EPI之間具有負相關性，但統計檢驗不顯著，故假設4未能得到驗證。其可能的原因在于，盡管近幾年來我國機構投資者在資本市場中的力量越來越強大，但還未能對上市公司的決策行為構成有力影響。這從前文的描述性統計結果也可得知，樣本公司機構投資者持股比例平均值和中位數分別為30.13%、22.73%，不僅樣本公司的機構投資者遠未達到控股股東的地位，而且多數樣本公司的機構投資者持股比例偏低。模型 (3)與模型 (4)的檢驗結果表明State與EPI之間具有顯著的正相關性，說明國有樣本公司比民營樣本公司投入了更多規模的環保資金，故假設5通過了統計檢驗。

表6 消除異方差后的回歸檢驗結果

(四)穩健性檢驗

為穩健起見，本文對回歸模型和假設檢驗做了一定的穩定性測試，具體方法與程序如下:第一，適當地在模型中添加了其他可能影響企業環保投資行為的因素，如企業的融資規模 (包括股權融資規模、債務融資規模、內源融資規模和融資總規模)、政治關聯性、融資需求、控制權與現金流量權分離度等;第二，將股權集中度變量Largest替換為Herfindahl指數或者Z指數，將股權制衡度變量Balance換成S指數;第三，從總樣本中隨機抽取1/2的樣本。經過以上程序，我們再次對基本回歸模型進行回歸檢驗，其檢驗結果與前文的研究結論基本一致，尤其股權制衡度、產權性質與企業環保投資規模 (EPI)的相關性非常顯著。所不同的是，部分解釋變量在模型中的顯著性存在細微變化，但這不影響本文的整體研究結論，因而本文的研究結論較為可靠。

五、研究結論與啟示

本文以我國A股上市公司為研究樣本，從股權結構與產權性質兩大方面探討了企業環保投資行為的特性。統計結果發現，我國上市公司環保投資規模占其總資產的比例非常低，公司環保投資行為存在較突出的個體性差異;股權制衡度、管理層持股比例分別與企業環保投資規模呈顯著的負相關關系，表明企業大股東和管理層普遍缺乏開展環境治理與環保投資的積極性［22］;國有企業比民營企業投入了更大規模的環保資金。本文的研究結論可以為利益相關者了解企業環境責任的履行情況和政府明確其環境管制政策的有效程度提供經驗證據，也豐富了企業投資研究領域的學術文獻，拓展了環保投資的研究視角。

鑒于我國目前環保投融資渠道較單一、環保治理效率較低、企業環保意識不強與投資不足的情況，本文提出以下政策建議:第一，企業應基于長遠發展而制定和實施環境戰略，提高環保意識與綠色生產理念，強化自身環境治理與環保投資行為，提高環境績效與社會績效;第二，政府應進一步完善環境政策，加大環境管制力度，以充分發揮促進和監管企業有效開展環境治理與環保投資行為的作用;第三，建立以市場為基礎的環保投資機制，促進環保投資主體的多元化、運營管理的市場化，鼓勵民間資本及外資參與到環境保護和環境治理工作中來。

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