企業環境經營驅動因素、行為與績效關系研究——基于長株潭城市群企業問卷調查數據的實證檢驗

劉愛東，羅文兵,，鄧明君

(1．中南大學 商學院，湖南 長沙 410083；2．湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201)

一、引 言

2007年底，長株潭城市群成為全國資源節約型和環境友好型社會建設綜合配套改革實驗區，被推向資源節約和環境保護的最前端。但在湖南全省14個市州中，株洲、長沙、湘潭環境污染位居全省前三，環境經營的核心理念與我國“十二五”規劃建議中“加快建設資源節約型、環境友好型社會，提高生態文明水平”提出的戰略要求高度一致。可見，兩型社會建設需要長株潭城市群企業改變傳統發展模式，轉向環境經營。

國外關于企業環境經營驅動因素、行為與績效關系研究主要有以下幾個方面：(1)研究社會責任、強制力、政府和媒體壓力、股東、客戶等因素驅動企業環境經營行為的效力，代表者有Jennings和Zandberger(1995)、Klassen和McLaughlin(1996)、Henriques和 Sadorsky(1996）以 及Bansal和Roth(2000)等［1-4］；(2)研究企業環境經營行為與企業環境經營績效之間的關系，代表者有Shrivastava(1995)以及 Tuwaijri、Christensen 和 Hughes II(2004）等［5-6］。還有很多此處未指出的西方學者對企業環境經營所做的一些理論和實證研究。但己有的研究沒有形成一個集成的概念模型解釋各種驅動因素與環境管理之間的關系，忽略了環境管理實踐行為之間的互補性等問題。國內一些學者對企業環境經營驅動因素、行為與績效三者關系開展了比較深入的研究，代表者有陳浩(2006)、秦穎(2006)、胡美琴(2007)和李衛寧等(2010)等［7-10］，他們基本都是通過問卷調查，也利用了結構方程模型和多元回歸分析等方法開展研究，理論模型的建立都比較好。但沒有對修正模型加以驗證，政策性建議的分析不夠透徹。

本研究選取長株潭城市群企業為研究對象，對城市群內的化工(醫藥)、鋼鐵、建筑材料、食品、電子、陶瓷、紡織、電力和機械加工等行業企業進行抽樣，設計問卷并進行實地訪問調查。由于企業環境經營驅動因素、行為與績效的度量指標很難通過定量的數據來表達，因此，本研究采用李克特(Likert)五點尺度來度量。對樣本數據進行分析及假設檢驗時，應用SPSS15.0統計軟件以Cronbach信度系數分析各研究變量的測量因素的信度，用多元回歸法分析變量之間的關系。然后，再用結構方程模型及其AMOS分析軟件建立理論模型并檢驗企業環境經營驅動因素、行為與績效之間的相互影響路徑和作用機制。

二、理論基礎與研究假設

(一)概念模型

基于以往的相關理論與實證研究，本研究將企業環境經營驅動因素分為政府媒體壓力、市場壓力和效率驅動力三方面，企業環境經營行為分為綠色制造和環境管理體制建設兩方面，企業環境績效分為環境績效和經濟績效兩方面，構建了相應的概念模型，如圖1所示。

圖1 概念模型

(二)企業環境經營驅動因素與企業環境經營行為的關系

至今，有許多理論文章已經研究了規則因素對環境經營行為的影響，這些研究大多用博弈論闡明企業與監管者在特殊環境目標下達成合作意向的過程。Jennings和Zandberger(1995)認為強制力是企業環境管理行為的主要推動力。Bansal和Roth(2000)提出企業在環境問題上的行為受社會責任因素的驅動。Klassen和McLaughlin(1996)指出企業自愿采用標準化環境管理體系(VA：Voluntary adoption)的驅動力還來自媒體和環境團體等方面的社會壓力。基于上述分析，本研究就政府媒體壓力與企業環境經營行為的關系提出以下假設，擬加以驗證：

假設H1a：政府媒體壓力與企業綠色制造行為呈正相關。

假設H1b：政府媒體壓力與企業環境管理體制建設呈正相關。

Arora和Gangopaddhyay(1995)的研究表明消費者愿意為環境友好的產品支付溢價及對差異性產品放松價格敏感的條件，導致企業生產高質量的“綠色產品”，以區別同行業企業而贏得市場份額，企業也會自愿參與環境項目或采納環境管理系統，目的在于想得到消費者的認可，并獲得環境友好的好名聲，從而差異化其產品［11］。Henriques和Sadorsky(1996)對加拿大大型企業的調查發現，客戶是僅次于政府的企業環境計劃壓力來源，同時越來越多的股東在評價企業價值時考慮到環境因素。另外，企業采納環境管理系統的決策還來自同行的影響。就市場壓力與企業環境經營行為的關系提出以下假設：

假設H1c：市場壓力與企業綠色制造行為呈正相關。

假設H1d：市場壓力與企業環境管理體制建設呈正相關。

除了規則和市場因素這些外部因素影響企業主動改善環境外，企業引進產品環保化設計比原有的產品設計相對效益大、引進清潔生產技術比末端治理技術相對效益大等是推動企業進行環境經營的內在動力。北京大學楊東寧博士在對企業自愿采用VA的驅動力研究文獻時，指出現有以經濟學的理論和假設為基礎，強調基于效率的驅動作用。Segerson和Miceli(1998)認為潛在的成本節約能對企業自愿環境管理行為產生刺激作用［12］。Caswell和Zilberman(1986)的研究結果表明新技術能提高產出，節約資源和能源［13］。就效率驅動力與企業環境經營行為的關系提出以下假設：

假設H1e：效率驅動力與企業綠色制造行為呈正相關。

假設H1f：效率驅動力與企業環境管理體制建設呈正相關。

政府的綠色采購行為會影響市場需求等，政府的各種政策將促進環境經營某領域市場發展。同時，政府的環境監察與處罰制度的完善將會促進企業加強技術改造和創新，從而改變企業所在行業的競爭格局。媒體對企業環境問題的披露和綠色產品和綠色企業形象的宣傳將影響市場和企業利益相關者對企業環境行為的關注等。因此，就企業環境經營驅動因素中政府媒體壓力與市場壓力的關系提出以下假設：

假設H1g：政府媒體壓力因素與市場壓力呈正相關。

企業一般情況下不會輕易改變自己的產品功能、引進綠色制造技術。除非競爭對手所生產同質產品環保性增強導致企業市場份額大量丟失，政府相關政策導致非綠色產品退出市場、行業和政府對相關產品制定新的環境標準等情況下才會考慮改進產品設計和生產。因此，就企業環境經營驅動因素中市場壓力與效率驅動力的關系提出以下假設：

假設H1h：市場壓力與效率驅動力呈正相關。

(三)企業環境經營行為與企業環境經營績效的關系

Shrivastava(1995)指出企業引進產品環保化設計、清潔生產技術、環境管理工具等必將使人類活動的環境負荷最小化，能夠改變產業內或企業內生產成本，使產品或包裝更具環境友好的特點，最終實現成本降低、收入提高、供應商關系改善、質量改進、競爭地位領先、責任壓力減輕Kl、ass公en眾 a形nd象Wh提yb高ark和 在199管9制 規 范之 前 獲 得 先 發 優 勢等 。( )以美國家具產業為研究對象，研究發現制造業投資環保技術組合的形態對生產績效與環保績效有顯著影響［14］。發達國家的例證已經表明，環境管理能夠提高企業社會聲譽，贏得利益相關者的信賴，并與其建立更加友好和諧的關系，改善公眾形象，使企業免于環境訴訟，環境處罰，受到利益相關者的更少監督，而且還能建立行業的環境技術和環境標準，增強企業競爭優勢，更有利于企業競爭［8］。就企業環境經營行為與環境經營績效關系提出以下假設：

假設H2a：企業綠色制造行為與企業環境績效呈正相關。

假設H2b：企業綠色制造行為與企業經濟績效呈正相關。

假設H2c：企業環境管理體制建設與企業環境績效呈正相關。

假設H2d：企業環境管理體制建設與企業經濟績效呈正相關。

同時，綠色制造需要企業環境管理體制的支持，取得ISO認證的企業，以及實施了綠色制造的企業都會建立良好的企業環境管理體制。因此，就企業綠色制造行為與企業環境管理體制建設的關系提出以下假設：

假設H2d：企業綠色制造行為與環境管理體制建設呈正相關。

(四)企業環境經營的環境績效與經濟績效的關系

Tuwaijri,Christensen和Hughes II(2004)把環境績效，經濟績效與環境揭露結合起來研究，其研究結論是環境績效與經濟績效正相關，即好的環境績效與好的經濟績效是顯著關聯的，并且伴隨著更多數量的有關特別污染的發生及治理的環境揭露［7］。陳勁等人(2002)從造紙、包裝、印染、水泥、機械等行業選取55家企業的數據，分析了環境績效與經濟績效關系，得出了環境績效與經濟績效相互影響，并且“環境績效對經濟績效的影響”較“經濟績效對環境績效的影響”大的結論［15］。因此，就企業環境經營的環境績效和經濟績效的關系提出以下假設：

假設H3：環境績效與經濟績效呈正相關。

三、研究方法

(一)樣本數據的采集與分析

本研究采用問卷調查的方法收集樣本。樣本選擇集中在長株潭城市群各開發區的制造企業，特別是全國有名的重污染區湘潭市竹埠港和株洲市清水塘的企業。調查方式為重點抽樣化工、電子、機械加工等行業的企業進行實地調查和訪談。本研究總共發出問卷62份，收回58份，其中填答不全的無效問卷2份，有效問卷56份，有效回收率90.3%。本研究實際使用問卷52份。樣本中長沙市企業14家，占26.92%；株洲市企業19家，占36.54%；湘潭市的企業19家，占36.54%。通過ISO9000認證的企業36家，占69.2%；通過ISO14000認證的企業11家，占21.2%。國有企業7家，占13.5%；港、澳、臺商獨資經營企業1家，占1.9%；中外合資經營企業1家，占1.9%；股份合作企業4家，占7.7%；有限責任公司13家，占25%；股份有限公司8家，占15.4%；私營企業17家，占32.7%；合資經營企業(港或澳、臺資)1家；占1.9%。化工(醫藥)行業10家，占19.2%；鋼鐵行業2家，占3.8%；建筑材料行業2家，占3.8%；食品行業1家，占1.9%；電子行業11家，占21.2%；陶瓷行業3家，占5.8%；紡織行業1家，占1.9%；電力行業6家，占11.5%；機械加工10家，占19.2%；其他行業6家，占11.5%。

(二)測量工具

在企業環境經營相關驅動因素、相關行為、環境績效、經濟績效等概念的定義及衡量方法上，主要采用國內外已發表的學術論文和已公開的博碩士論文，在問卷正式定稿與調查之前，先在湘潭市進行小規模預調查，以評估問卷設計用詞上的恰當性，再根據預試者的意見對問卷進行了修訂，由此保證了較好的內容效度。問卷采用Likert5點量表形式，從“非常不同意”到“非常同意”和從“從未做過”到“企業日常活動”。問卷題目、有關變量類型及符號表示見表1。

樣本數據中，政府媒體壓力、市場壓力、效率驅動力、綠色制造、環境管理體制建設、企業環境經營的環境績效和企業環境經營的經濟績效變量的Cronbach’sα值分別為0.74、0.70、0.67、0.65、0.89、0.85和0.70。所有變量采用因子分析僅提取一個因子，特征值均大于1，總的被解釋方差為79%、63%、76%、59%、82%、69%和63%，支持測量工具一維的性質。

表1 量表設計及符號表示

(三)分析方法

本研究的數據是基于對企業管理者的問卷調查，要測量企業環境經營驅動因素、行為與績效的各潛在變量之間的結構關系，本研究將政府媒體壓力、市場壓力和效率驅動力設為外生潛變量，將綠色制造、環境管理體制建設、環境績效和經濟績效設為內生潛變量。

四、實證結果

(一)樣本的描述性統計

表2提供了有關樣本的描述性統計量，其中表2-A提供了指標的均值、標準差和相關系數；表2-B提供了量表(或因子)的均值、標準差、Cronbachα和相關系數等。表2-A反映出市場壓力、效率驅動力和環境管理體制建設變量的問題回答的均值均比較低，總體表示目前長株潭城市群中驅動企業進行環境經營的市場壓力和效率驅動力不足，企業環境管理體制建設不夠深入。表2-B提供的Cronbachα大于或接近可接受的信度水平(0.70)，可見各潛變量的信度都比較好。

表2-A 指標的均值、標準差和相關系數

表2-B 量表的均值、標準差和相關系數等統計量

(二)整體理論模型的檢驗

從以上相關系數可以發現各個因素之間的關系，但這些關系忽略了變量之間的相互作用。接下來本研究運用AMOS軟件(結構方程模型(SEM)應用專業軟件)分析這些變量間整體的相互影響關系。本研究的整體理論模型如圖2所示，潛變量(Latent construct)以橢圓形來表示，觀測變量(Observed variable)則以矩形來表示。

理論模型的主要等價方程有：

其中，ζ為結構方程誤差項。

理論模型的檢驗結果。各個潛在因素的衡量指標的因素負荷量均位于0.4至0.9之間的標準狀態，而且基本達到顯著水平。整體模型擬合度指標是用來檢驗整體模式與觀察數據的擬合程度，這方面的適合度衡量標準有多種指標［16］：①絕對適合度衡量：χ2=195.757，d.f.=156，P=0.017，很多學者認為卡方顯著性對樣本數量、自由度很敏感，因此建議綜合其他指標來分析模型的顯著性。GFI=0.758，AGFI=0.674，GFI和AGFI達到基本擬合標準，RMR=0.068，RMSEA=0.071，RMR和RMSEA靠近0.05-0.08的“不錯擬合”范圍；②相對擬合指數中的：TLI=0.886，NFI=0.681，CFI=0.906，IFI=0.913，這些指標基本靠近0.90的標準。理論模式AIC值等于303.757，理論模式AIC值都小于飽和模式AIC值的420.000和獨立模式的AIC的654.559，標準卡方值(χ2/d.f.)=1.255，位于1.0到2.0之間。綜合各項指標的判斷，本研究的整體理論模型擬合度還好，可以用以檢驗本研究提出的理論假設。AMOS軟件測算輸出的路徑圖如圖3所示。

圖2 本研究的理論模型與參數結構

圖3 理論模型的路徑系數圖(AMOS軟件計算結果)

(三)假設的驗證

理論模型的路徑系數與假設檢驗結果如表3所示：假設H1e、H1g、H1h、H2e、H3的P值都小于0.05，假設H2a的P值接近0.05，可見這些假設都獲得了支持，而假設H1a、H1b、H1c、H1d、H1f、H2b、H2c和H2d的P值都大于0.1，均未獲得支持。

表3 理論模型的路徑系數與假設驗證

續表3 理論模型的路徑系數與假設驗證

五、結論與討論

(一)結論

在以往的一些相關研究中證實了有些變量之間存在顯著的直接影響關系，但在本研究中綜合考慮其它變量的作用時，這些變量之間的影響關系卻不存在了，它們需要通過中介變量來傳導這種影響關系。企業環境經營驅動因素、行為與績效之間的關系不是任意排列的，它們之間存在特定的路徑。綠色制造是企業環境經營驅動因素與環境績效和經濟績效之間的中介變量。在理論模型基礎上去掉相關潛變量及其路徑后得到修正模型及其參數結構，如圖4所示。修正模型的主要擬合指標如下:χ2=206.879，d.f.=164；P=0.013；GFI=0.745； RMR=0.079； RMSEA=0.072； AGFI=0.674； NFI=0.663；CFI=0.899；IFI=0.905；TLI=0.883；RFI=0.610；χ2/d.f.=1.261。綜合各項指標的判斷，相對于理論模型，前述可獲得驗證的假設在該模型中的路徑系數較為理想并且都是顯著的(見圖4)，表明該模型基本擬合了數據，相對較真實地反映了調查數據中變量之間的關系。可見，企業環境經營驅動因素、行為與績效三者相關內容的實際路徑為：①政府媒體壓力→市場壓力→效率驅動力→綠色制造→環境績效→經濟績效；②政府媒體壓力→市場壓力→效率驅動力→綠色制造→環境管理體制建設。

圖4 修正模型的參數結構及路徑系數圖(AMOS軟件計算結果)

(二)結果評估

假設H1a—H1h。在長株潭城市群企業環境經營驅動因素、行為與績效關聯關系中，政府媒體所依靠的環境法規、社會責任意識等不會直接驅使企業加強環境經營。長株潭政府在兩型社會建設中不得不采取強硬措施關閉重污染企業來改善整個區域的環境狀況這一現象也證實了本研究的結果。同時，表3的檢驗結果與Delmas和Toffle(2004)的研究發現政府環境監管部門和其他非市場行為者的壓力對于企業環境管理體系的實施影響并不顯著，其他利益相關者對企業施加的直接影響更大的結論是一致的［17］。表3的檢驗結果表明了政府媒體壓力需要通過市場壓力和效率驅動力才能更好地驅使加強企業環境經營。同時這也提醒我們，僅僅依靠對企業進行頻繁地監督檢查是難以驅動企業加強環境經營。如果整個社會的法制不健全，將會導致更多的尋租行為，從而出現高社會成本，低產品成本現象。現實中，我國目前環境管理制度還存在較多的漏洞，執法力度不夠，環境法規和環境污染處罰根本不能讓企業為提高經濟和環境績效而加強環境經營。根本原因是我們的市場環境還不能讓那些加強環境經營的企業獲得更多的利潤，企業生存的基本條件是盈利，企業所有者及其管理者都是經濟人，他們不可能投資沒有經濟效益的環境經營項目。圖4中修正模型結果的政府媒體壓力→市場壓力的路徑系數為0.49，這說明長株潭城市群政府對整個產品市場的管理還不夠，市面上還是有許多假冒偽劣產品，而以目前消費者的心理是什么便宜買什么，從而出現劣幣驅逐良幣現象，導致很多優質環保產品市場需求不足，從而不能很好地驅動企業進行環保化設計和引進清潔生產技術等創新活動。修正模型結果的市場壓力→效率驅動力的路徑系數為0.59也證實了這一點，同時也說明了媒體方面對企業環境經營的市場驅動力影響還不夠，不能讓消費者深入了解各類產品的環境效果，對綠色產品市場形成的影響力還不足。修正模型結果的效率驅動力→綠色制造的路徑系數為0.99，這說明那些企業采取綠色制造等環境經營模式的真正動力來自與市場所帶來的效率驅動力。因此，建議政府部門構建綜合性污染企業治理與退出監管及補償機制，建立統一的污染企業退出標準，實現地方政府與利益相關者共同監管，達到污染企業“依法、有序、合理”地退出，以保證實施環境經營的企業的利潤［18］。

假設H2a—H2e。表3的檢驗結果表明企業環境管理體制建設也不能直接提升企業環境績效和經濟績效，必須通過綠色制造才能提高企業環境經營績效，同時要以有好的市場環境、效率驅動力為前提。表3中環境管理體制→環境績效的路徑系數為-0.076、環境管理體制→經濟績效的路徑系數為0.014，P值均大于0.1，這證實了目前長株潭企業的環境管理體制建設不是基于市場和綠色制造的環境經營模式。企業迫于應付政府相關部門的監察，很多都是表面上加強環境管理體制建設，而在投入較大的綠色制造方面還很欠缺，很多企業的環境管理體制建設都是形象工程，對企業環境績效和經濟績效未有大的改善，甚至只能增加企業經營管理成本。圖4中綠色制造→環境管理體制的路徑系數為1.28，這表明加強綠色制造的企業都建立了良好的環境管理體制，因為良好的環境管理體制是企業很好地實現綠色制造的必要前提。圖4中綠色制造→環境績效的路徑系數為0.41，表明長株潭企業在綠色制造方面的技術創新能力還不強，雖然有不少企業開展了綠色制造，除市場因素外，自身所擁有的人才、機械設備和管理制度提升企業環境經營的環境績效力不足。表3的檢驗結果顯示H2b未獲得支持，從實踐調研中我們了解到長株潭城市群中不少企業在綠色制造方面有較大地投入，但由于綠色市場未形成和企業內部的管理與技術水平，導致不少企業綠色制造不能產生很好的經濟績效。但從實際調研中發現有不少的長株潭企業取得了政府及相關機構提供的環境治理項目專項基金，這些項目基本都是綠色制造方面項目，這些企業通過綠色制造取得良好環境績效的企業基本都取得了較好的經濟績效。因此，政府在加強對污染嚴重企業技術管理創新扶持的同時更應該重視生態效率。

假設H3。圖4中環境績效→經濟績效的路徑系數為0.95，這表明企業環境績效能夠改善企業經濟績效，但前提是有好的綠色市場，同時企業具備實施綠色制造的能力等等。從實際調研中發現那些在綠色制造方面取得良好環境經濟績效的企業所研發、生產和銷售的產品很多都是社會需要的綠色產品，而且很少有低端產品與其相競爭。這也提醒政府和企業應該重視新能源、環保產品的研發推廣，這與目前全球經濟危機下各國政府等相關部門為拯救經濟所制定的一系列扶持政策是一致的。

本研究的理論貢獻在于明確了政府媒體壓力并不直接驅動企業環境經營行為，企業環境經營行為需要通過市場和效率來驅動的；企業環境經營績效只有通過綠色制造才能提高，企業環境績效對經濟績效存在顯著影響，但前提是有好的市場環境和效率驅動力。本文建議政府相關部門構建并推行企業環境經營等級評價機制，充分利用金融資本市場的環境監管作用，將可持續發展的環境責任內生為企業主動環境戰略和環境策略行為［19］。

(三)研究局限

由于企業環境經營本身就是一個非常復雜的問題，本研究對企業環境經營驅動因素、企業環境經營行為的分類和調查問卷的設計可能還有一些沒有考慮到的重要因素。同時，本研究和樣本的調研數據還存在一定的局限性，如樣本量還不夠大等。今后應嘗試在更大范圍內進行調研，通過實證檢驗以進一步修正本研究的模型。

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