股權集中度、產權性質與環保投資

（副教授）

一、引言

環境保護事關國計民生，對于能否實現可持續發展至關重要。近年來，盡管我國不斷加大環保投資力度，但相比于成熟的市場經濟國家，我國的環保投資存在總量不足、投資結構不合理等問題[1]。企業作為環境污染的主體，如何促使其加大環保投資成為研究的焦點之一。已有文獻主要從外部壓力角度研究企業環保投資的影響因素[2][3][4]。股權集中度作為公司治理的重要組成部分，能夠反映公司股權結構的狀況。在我國，上市公司大多具有“一股獨大”的特征，控股股東掌控著公司重大事項的決策權。但是，對于股權集中度與環保投資的關系，現有研究結論差異較大。金嵐楓[5]研究發現，股權集中度越高，企業履行社會責任的意愿就越強。但也有研究表明，第一大股東持股比例以及持股性質與企業社會責任的履行不存在顯著關系或是負向關系[6][7]。

本文以2008～2016年滬深A股上市公司數據為樣本，實證檢驗股權集中度對環保投資的影響，并探討上市年限、市場化程度對二者關系的調節作用。研究發現：股權集中度與環保投資顯著負相關，即第一大股東持股比例越高，環保投資越少，表明大股東缺乏環保投資的積極性；相比于國有企業，二者的負相關關系在民營企業更顯著。而且，公司上市年限越長、所在地區市場化程度越高，股權集中度對環保投資的負向影響就越弱。

本文可能的貢獻在于：①拓展了對企業環保投資影響因素的研究。相比已有研究將影響因素集中于環境規制、媒體監督等外部壓力，本文基于企業的所有權結構視角，研究發現股權集中度對環保投資具有負向影響，并且存在產權性質差異，是對環保投資影響因素研究的有益補充。②豐富了“一股獨大”經濟后果的研究文獻。已有文獻主要側重于研究“一股獨大”在公司治理效率、財務行為等方面的經濟后果，本文選擇非財務性質的環保投資，有助于更加全面地理解“一股獨大”對企業經營管理決策的影響。③通過分析上市年限、市場化程度等因素對大股東忽視環保投資行為的調節效果，能夠為優化公司治理機制、更好地履行環境責任提供參考。

二、文獻回顧、理論分析及假設提出

由于對環境保護設備、污染預防系統等項目的投入不僅會大幅增加企業運行成本，而且會擠占可用于其他有利可圖的投資項目的資金，在短期內降低企業的盈利水平，所以企業對環保投資的積極性不高[8][9]。已有研究表明，政府的環境規制對企業環保投資具有激勵作用，而且公司內部治理機制對環保投資規模也存在顯著作用[10][11][12]。公司內部治理機制的一個重要組成部分即股權結構。一般來說，控股大股東對公司的管理層和經營決策都有重大的影響，其擁有的股權比例越高，就越有動機去監督管理層并參與經營決策，以使企業和自身的權益最大化[10]。李婧和賀小剛[13]研究發現，股權集中度越高，大股東的權力就越大，企業的戰略決策與股東財富最大化也越一致。但需要強調的是，較高的股權集中度也可能帶來弊端。大股東擁有較大的資源配置權，為獲取控制權私人收益有可能過度干涉和控制管理層的決策行為，使得企業的資源配置傾向于追逐大股東的控制權私人收益，即選擇能夠增加經濟利益的實物投資和資本投資，忽視盈利能力較弱的環保投資[7][14]。而且，當股權過于集中時，擁有較大權力的大股東對市值管理策略的短視會直接導致管理者投資決策的短視，從而使得管理者在選擇投資項目時會傾向于選擇能夠較快獲得投資收益的項目，這對于投資周期較長的環保投資是不利的[15]。除此之外，在股權過于集中或“一股獨大”的狀態下，股權制衡所發揮的作用十分有限。當投資項目存在大量私有收益時，管理層和大股東之間會發生“合謀”，雙方的利益協同激勵效應更為常見，使得管理層在做決策時更傾向于迎合大股東的利益訴求，導致環保投資進一步被忽視[16]。

可見，由于環保投資項目盈利能力較低、項目周期較長，企業往往把環保投資作為企業經營的額外成本，因而表現出較低的積極性[17]。當股權集中度較高時，會加劇這種短視行為。由此提出如下假設：

假設1：股權集中度與環保投資負相關。

企業能夠上市代表著其發展進入了一個新的階段，上市年限成為企業年齡的重要表現方式，而且在上市后的不同階段，大股東的利益訴求也會存在差異。對于剛上市的企業來說，其成長速度較快，追求經濟利益、快速“做大”企業規模是首要任務，大股東和管理層迫切希望在短時間內增加銷售量、搶占市場份額，資源配置也較為急功近利[18]。隨著上市年限不斷增長，企業對自身的競爭優勢及劣勢、運行成效等信息有了越來越深刻的認識，從而可以對企業的總體發展水平做出比較精確的預測，在經營決策方面也更加理性和重視可持續增長[18]。

已有研究認為，上市年限的不斷增長會使企業逐漸趨于成熟，在管理上更加規范，成長也會相對穩定[19][20]。由于企業經營決策的規范化程度提升以及公司治理機制的不斷完善，大股東忽視環境保護的自利行為會得到有效抑制。為了維持企業較強的競爭力，大股東在注重經濟效益獲得的同時，也會加強對環境效益和社會效益的關注，通過積極回應利益相關主體的環保訴求，加大在環境保護方面的投資力度，從而塑造“負責任”的企業形象，提高社會美譽度和消費者認同度，以實現穩定和長遠的發展。基于以上分析，提出如下假設：

假設2：企業上市年限越長，股權集中度與環保投資的負相關性越弱。

市場化水平是綜合考慮一系列因素的指標，由于地理位置、資源條件以及宏觀政策不同，我國各地區的市場化發展程度并不均衡[21]。因此，位于不同地區的企業所面臨的外部治理環境存在差異，對大股東的監督約束情況也表現出異質性。一方面，在市場化程度較高的地區，產品、要素和中介市場發達，企業所需應對的市場競爭較激烈，對有可能引發市場負面反應的行為更為謹慎。已有研究表明，地區的市場化機制越健全，媒體監督所能夠發揮的治理作用越有效[22]。由于市場競爭壓力和媒體監督的約束，大股東為了企業長遠發展，在追求經濟利益的同時也會承擔更多的環境責任以提升企業形象。另一方面，隨著市場化進程的不斷加快，“行政干預型”政府逐步向“服務型”政府轉化，政府在減少對企業日常經營決策直接干涉的同時，其監管獨立性以及提供公共服務的能力亦大大加強，相關的監管體系和法律保護制度越發完善[23][24]。在有形制度的強力約束下，大股東為謀求私人利益而減少環境責任履行的動機和能力會受到顯著抑制。據此提出如下假設：

假設3：企業所在地區的市場化程度越高，股權集中度與環保投資的負相關性越弱。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

1.樣本選擇。上海證券交易所2008年發布了《上市公司環境信息披露指引》，隨后我國企業開始逐漸披露環保投資方面的數據，考慮到數據的可得性，樣本選取從2008年開始。本文以滬深兩市2008～2016年披露了環保投資數據的A股上市公司為初始樣本，進行如下篩選：①剔除了?ST、ST等被特別處理的上市公司，原因是這類公司的經營存在問題；②由于金融行業與其他行業在信息披露及監管等方面存在顯著差異，不具有可比性，故剔除了金融類上市公司的數據；③剔除了財務數據明顯異常（如資產負債率大于1）以及部分變量數據缺失的樣本。最后，得到1049個觀測值。

2.數據來源。環保投資數據來源于企業在樣本期間公開披露的社會責任報告、環境報告和可持續發展報告等，通過手工收集并逐一閱讀和摘錄獲得；市場化程度數據來源于王小魯等編制的《中國分省份市場化指數報告（2016）》中的“中國各地區市場化指數”；解釋變量及其他控制變量的數據均來源于國泰安（CSMAR）和色諾芬（CCER）數據庫。另外，為了避免極端值對研究結果造成的影響，對連續變量在1%和99%分位上進行縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：環保投資（EPI）。為消除規模影響，借鑒唐國平等[3]的研究，采用企業環保投資額的相對數即“環保投資額/年平均總資產”作為環保投資規模的衡量指標，年平均總資產即年初總資產和年末總資產的算術平均值。

2.解釋變量：股權集中度（Large）。選用第一大股東持股比例作為股權集中度的衡量指標，這也是已有研究的通用做法。

3.控制變量。借鑒已有研究[2][3]，從公司基本特征、財務狀況、公司治理等方面選取控制變量，包括：企業規模、產權性質、財務杠桿、盈利能力、自由現金流、成長性、董事會規模、高管持股、股權制衡度、上市年限、市場化程度、獨立董事比例等。此外，行業和年份變量也被控制。具體變量定義見表1。

（三）模型構建

為了檢驗假設1，即驗證股權集中度與環保投資的負相關關系，構建模型（1）：

為了檢驗假設2和假設3，即分析上市年限、市場化程度對二者關系的調節作用，構建模型（2）和模型（3）：

表1 變量定義

四、實證結果與分析

（一）描述性統計和相關性分析

表2列示了主要變量的描述性統計結果。2008～2016年，樣本公司的環保投資（EPI）的均值和中位數分別為 0.0070、0.0022，中位數小于均值，說明大部分公司環保投資的積極性不高。而且，環保投資的最小值和最大值之間相差較大，標準差也較大，說明存在較為明顯的個體差異。股權集中度（Large）的均值（0.4236）和中位數（0.4234）相差不大，表明樣本公司普遍存在股權過于集中和“一股獨大”的特征。上市年限（Age）的25%、50%、75%分位數分別為8、13、17，說明樣本公司的上市年限分布較均勻。市場化程度（Market）的均值小于中位數，說明大部分企業所在地區的市場化水平較高。此外，產權性質（State）和行業（Industry）變量的統計結果表明，樣本公司主要為國有性質和屬于重污染行業。

表2 變量的描述性統計

此外，Person相關性分析表明，環保投資（EPI）和股權集中度（Large）的Person相關系數在5%的水平上顯著為負，初步支持假設1。解釋變量和控制變量的相關系數均小于0.7，且方差膨脹因子（VIF）均小于5，說明不存在嚴重的多重共線性，變量選取合理。

（二）回歸結果分析

1.股權集中度與環保投資關系的回歸結果。采用OLS方法對模型（1）進行回歸，考慮穩健標準誤的回歸結果如表3所示。在全樣本中，股權集中度（Large）的回歸系數在5%的水平上顯著為負，說明股權集中度與環保投資負相關，即第一大股東持股比例越高，環保投資越少，支持假設1。唐國平和李龍會[7]研究認為，環境遵守成本被企業視為額外成本，大股東和管理層不僅對其環保投資行為表現出較低的積極性，而且他們在非經濟項目投資方面更多地體現為“合謀”，由此產生“利益協調激勵效應”。本文的研究結果也表明，大股東的股權越集中，其對企業資源配置的權力越大。在有限的股權制衡約束下，大股東為獲取更高的經濟利益傾向于增加收益較高的經濟項目的投資，減少盈利能力較低、周期較長的環保項目的投資。可見，在我國上市公司普遍存在“一股獨大”的情況下，大股東對環保投資的積極性偏低，這對于企業履行環境責任是不利的。

進一步按照企業產權性質分組，表3中國有企業分樣本的回歸結果顯示，股權集中度（Large）的回歸系數為-0.0074，但不顯著；在民營企業分樣本中，股權集中度（Large）的回歸系數為-0.0148，且在5%的水平上顯著，說明股權集中度與環保投資的負相關關系主要存在于民營企業。究其原因，可能是相比民營企業，國有企業需要承擔更多的社會責任。國有企業不僅僅是一種企業的組織形式，還體現出國家所有制，由此造成國有企業是一個兼具經濟目標和非經濟目標的特殊企業形態[25]。隨著股權集中度的提高，賦予國有企業的政治色彩也逐漸加強，其應承擔的社會責任和政治目標也隨之增加，股權集中度對環保投資的負面影響就隨之被弱化[13]。

表3 股權集中度與環保投資關系的回歸結果

2.上市年限、市場化程度的調節作用。模型（2）的回歸結果如表4所示，股權集中度（Large）的回歸系數在1%的水平上顯著為負，再次驗證假設1；上市年限和股權集中度的交乘項（Large×Age）的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明隨著公司上市年限的增長，股權集中度與環保投資的負相關關系會被削弱，假設2得到驗證。已有研究指出，企業年齡在一定程度上代表著企業運營經驗的多少[18]。一般而言，企業的經營決策及行為會隨著企業的不斷成長而得到優化。對于上市年限較長的企業，其對經營環境變化以及利益相關主體的訴求等有更加深入的認識，公司治理機制和相關制度更加完善，發展戰略和資源配置更符合可持續增長的目標。因此對于投資計劃，這類企業也會表現出更加穩健的特征。由此可以預期，在當前全社會共同追求生態文明的大背景下，成熟的企業會更加重視能夠帶來綜合效益的環保投資，從而能夠有效抑制大股東為了自身利益片面追求利潤最大化而忽視環保投資的動機。

模型（3）加入了市場化程度和股權集中度的交乘項，表4的回歸結果顯示，股權集中度（Large）的回歸系數為負，且通過了1%的顯著性檢驗；股權集中度與市場化程度的交乘項（Large×Market）的回歸系數為正，并在1%的水平上顯著，說明隨著企業所在地區的市場化程度提高，股權集中度與環保投資的負相關關系被削弱，假設3得到驗證。在市場化水平較高的地區，媒體監督更加嚴格。為塑造“負責任”的社會形象，企業更有壓力和動力履行環境保護責任，在環保投資方面表現更為積極，從而減輕大股東自利的負面影響。

（三）穩健性檢驗

1.內生性問題。

（1）工具變量方法。由于被解釋變量和解釋變量可能受到某一因素的共同影響，從而導致偽回歸，本文采用工具變量方法，以同年份同行業的股權集中度的均值（Avelarge）作為Large的工具變量來進行穩健性檢驗。本文認為該變量滿足外生性和相關性的要求：首先，到目前為止，尚未有相關文獻發現同年度同行業其他公司的大股東持股比例可以影響本公司的環保投資規模；其次，同行業公司面臨相似的競爭環境和生產經營特征，使得相互之間的第一大股東持股比例具有一定的相關性。進一步通過相關性檢驗發現，Shea's的偏R2為0.087，最小特征值的統計量達到了126.47，大于臨界值10，表明工具變量滿足相關性；Sargan檢驗也表明該工具變量滿足外生性的要求。

如表5所示，在第一階段的回歸結果中，工具變量（Avelarge）的估計系數在1%的水平上顯著，說明同年度同行業的股權集中度均值這一工具變量能夠較好地反映企業第一大股東持股比例的情況。在第二階段的回歸結果中，股權集中度與環保投資的相關系數在1%的水平上顯著負相關，假設1依然得到驗證。

表4 上市年限、市場化程度調節作用的回歸結果

（2）解釋變量滯后一期。對于被解釋變量和解釋變量可能互為因果的內生性問題，采用對解釋變量滯后一期處理，即采用第t-1期的解釋變量對第t期的被解釋變量進行回歸，數據來源與前文相同，結果見表6。股權集中度與環保投資顯著負相關，而且上市年限越長、地區市場化程度越高，二者的負相關性越弱。假設1、假設2和假設3再次得到驗證。

2.改變解釋變量及部分控制變量的衡量方法。

采用前五大股東持股比例的赫芬達爾指數（Herfi5）衡量股權集中度，并用現金持有量（Flow）衡量現金持有水平，用總資產報酬率（Roa）衡量盈利能力。重復上文檢驗，如表7所示，主要研究結論保持不變。

表5 工具變量方法的回歸結果

3.改變調節變量的衡量方法。將調節變量上市年限（Age）按中位數設置虛擬變量Age1，大于中位數的賦值為1，代表上市時間長，否則為0，重復模型（2）的回歸分析，檢驗結果如表8所示。股權集中度（Large）的回歸系數在5%的水平上顯著為負，股權集中度與上市年限的交乘項（Large×Age1）的回歸系數為正，且通過了5%的顯著性檢驗。假設2得到驗證。

同理，將調節變量市場化程度（Market）也按照中位數設置虛擬變量Market1，大于中位數的賦值為1，代表公司所在地區的市場化程度高，否則為0，回歸結果同樣支持假設3，研究結論保持不變。

五、研究結論與啟示

當前，生態文明建設日益深入人心，如何更好地保護環境成為政府面臨的一個重大問題，也直接關系到企業能否實現可持續發展。然而，對于企業環保投資的影響因素，已有研究尚未取得一致結論。本文以2008～2016年滬深兩市A股上市公司為樣本，實證檢驗股權集中度對環保投資的影響。研究發現：①我國上市公司的環保投資規模普遍較低，且存在明顯的個體差異；②股權集中度與環保投資顯著負相關，表明股權過度集中在大股東手中不利于企業履行環境責任，而且這種負面影響主要體現在民營企業；③隨著企業上市年限增長、所在地區的市場化程度提高，股權集中度對環保投資的負面影響會被削弱，意味著企業發展越成熟、外部經營環境越好，越能夠抑制大股東只重視短期利益而忽視環保投資的行為。

表6 滯后一期的回歸結果

由此可見，由于環保投資項目盈利能力較低、項目周期長，受短期經濟利益驅動，大股東普遍缺乏環保投資的積極性。我國的大多數上市公司屬于股權集中型并且處于所有權與現金流權分離的金字塔結構控制下，企業的資源配置通常處于大股東及其內部代理人的交替超強控制之下，這樣的股權制度安排客觀上為公司大股東獲取控制性資源、截取控制權收益提供了可能[26]。因此，如何通過完善企業自身制度建設以及優化外部環境來引導大股東更好地履行環境責任是當務之急。

表7 改變解釋變量衡量方法的回歸結果

表8 改變調節變量衡量方法的回歸結果

本研究具有較強的理論和現實意義。首先，從企業股權特征角度研究了股權集中度對環保投資的影響，探討了大股東自利行為對企業環境投資的負面效應，有助于更好地理解企業環保投資決策的形成機制。其次，當前我國正在積極推進混合所有制改革，加快各類資本交叉持股、相互融合。混合所有制改革有助于降低企業的股權集中度，實現對大股東的有效制衡，實現資本間的取長補短。本文研究發現，股權的適當分散還有利于企業履行環境責任，成為環保投資的新動力，為混合所有制改革的經濟后果提供了新的經驗證據。最后，在實踐方面，針對企業履行環境責任積極性較弱的現狀，政府有必要合理介入，制定和實施具有行業差異、地區差異和產權差異的環境規制，適當提高環境規制標準和強度，促進企業有效開展環境治理與環保投資行為。與此同時，加強市場化手段對這類企業的引導，例如，以財政資助形式推動綠色研究開發，對從事環境友好型技術研發的新上市公司提供財政撥款或補貼等。市場化的經濟激勵措施有助于提高企業加大環保投資、改善環境業績的積極性，引導企業轉變“末端治理”模式。

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