環境創新水平調節下制造業企業環境績效對經濟績效的影響
——不同所有制類型企業比較

金基瑤，杜建國

(1.江蘇大學 管理學院，江蘇 鎮江 212013；2.揚州市職業大學 經貿學院，江蘇 揚州 225009)

0 引言

日益嚴重的環境問題使得政府和社會公眾等利益相關者對企業尤其是制造業企業的環境行為提出了更高要求，希望企業能創造出高水平的環境績效。但是，高水平環境績效需要企業投入較多成本進行環境創新。環境創新能夠創造較高水平環境績效已經取得了較為一致的結論[1-2]，但其對企業經濟績效的影響卻莫衷一是[3-7]。作為理性“經濟人”的企業追求的是利益最大化，如何在為社會創造環境績效的同時獲得經濟績效才是其關注的核心。因此，環境績效究竟能否轉化以及如何轉化為經濟績效就成為亟待解決的重點問題。

在理論研究方面，現有文獻主要從以下兩個方面探討環境績效與經濟績效間的關系：①環境績效對經濟績效的直接影響。新古典主義理論視角認為，由于企業環境責任預期成本可能會超過由此產生的利潤，因此環境績效對經濟績效具有負面影響[8]；Lucato等[9]通過研究巴西紡織業企業發現，環境績效與經濟績效之間存在負相關關系；李大元[10]以中國100多家企業為實證研究樣本，得出環境績效對經濟績效具有顯著負面效應的結論。利益相關者理論則普遍被用來支持環境績效與經濟績效間存在積極關系[11-12]。如Clarkson等[13]研究發現，選擇顯著提升環境績效的企業更能夠增加經濟資源；Qi等[14]通過回歸分析發現，中國工業企業環境績效對經濟績效具有積極影響；②因為關于環境績效與經濟績效存在直接影響的結論存在爭議，所以權變因素在兩者間起調節作用的研究近年來逐漸引起學者重視。如Grewatsch & Kleindienst[12]通過文獻綜述概括出環境績效與企業經濟績效間的調節變量主要分為企業內部變量和企業外部變量兩部分。其中，內部變量主要包括企業自身資源、管理特性以及對可持續發展的承諾等，外部變量主要包括利益相關者、經營環境和行業特征等；Dal Maso等[15]實證研究發現，外部變量利益相管者管理在企業環境績效與經濟績效間起正向調節作用；Liang &Liu[16]研究發現，內部變量企業環境管理能力越強，環境績效對經濟績效的影響越顯著。

但目前研究仍存在一些不足：①權變因素調節作用的實證研究主要集中在發達國家，國內關于企業環境績效向經濟績效有效轉化路徑的探討較少。即使考慮到權變因素的影響，也主要停留在調節效應是否存在的檢驗層面，較少能夠明晰其調節機理。同時，對發展中國家企業缺乏相關實證研究；②雖然已有學者提出不同情境下研究環境戰略與績效關系的重要性[17]，但是關于環境戰略及相關概念在環境績效與經濟績效間調節作用的研究較少；③現有研究主要是各自驗證每個變量的調節效應，較少能考慮權變因素間的聯系，綜合研究其共同效應；④現有實證研究主要是將企業所有制性質作為控制變量，較少考慮其調節作用。由于不同所有制企業自身經濟資源具有顯著性差異，環境創新水平對企業自身創新能力又具有較高要求，在不同所有制類型企業之間，權變因素在環境績效與經濟績效間所起的調節效應是否存在差異不明確，而這將直接影響政府政策實施的針對性和有效性。

本文基于環境經濟學、利益相關者理論、新制度主義等理論，以在我國收集的300多家制造業企業為研究樣本，采用結構方程模型探討以下問題：①環境創新水平在環境績效與經濟績效間是否存在調節作用？②企業所有制性質在環境創新情境內外對環境績效與經濟績效間關系是否具有調節作用？③在不同所有制類型企業中，環境創新水平對于環境績效與經濟績效關系是如何進行調節的？調節效應存在哪些差異？本文通過對以上問題的探索，提出激勵企業主動實施環境創新的建議。

本文理論貢獻主要體現在以下幾點：①融合利益相關者理論和資源基礎觀，探討制造業企業環境績效向經濟績效有效轉化的路徑和條件，以彌補現有研究不足；②構建前后聯系的整體調節模型，先引入環境創新水平變量進行調節，再引入企業所有制性質進行調節，改變以往研究針對調節變量各自驗證的孤立模式；③既驗證環境創新水平在環境績效與經濟績效間的調節效應，又比較不同所有制企業不同環境創新水平下調節效應的差異性，從而揭示環境創新水平在不同資源企業中對于環境績效和經濟績效的調節機理，可為企業主動實施高水平環境行為提供參考依據。

1 理論分析與研究假設

1.1 環境績效對經濟績效的直接影響

關于環境績效對經濟績效的直接影響，特別是環境績效能否幫助企業提升經濟績效一直沒有取得一致認知。一方面，根據新古典主義理論，企業經理人要確保股東利益，而股東的主要目標則是保障利益最大化，但獲得良好的環境績效意味著要增加環保投資、實現技術更新，這將導致企業經濟績效下滑。因此，企業在污染控制、環境披露和環境監管方面的投資將加劇企業經濟績效與環境績效間的負面聯系[18-19]；另一方面，根據利益相關者理論，企業目標的實現受到眾多直接利益相關者或者間接利益相關者的影響。因此，企業不能僅僅滿足于使股東利益最大化，還需要迎合眾多利益相關者需求。通過滿足不同層面利益相關者的需求，企業可提升經濟績效。同時，提升環境績效意味著產品環保度增強，因此更容易獲得市場準入并形成鮮明的產品區分度，從而提高企業經濟績效[20-21]。

本文認為，雖然傳統理論認為環境績效獲取需要企業付出環境成本，但是關注環境績效卻能夠提高企業合法性并滿足各利益相關者在環境方面對于企業的期待，并隨之培育積極形象，幫助企業帶來稅收減免、環境成本降低等一系列正面結果。相比于投入，其利益可能會更加豐厚。因此，本文提出如下假設：

H1:環境績效對經濟績效具有顯著促進作用。

1.2 環境創新水平的調節作用

根據環境經濟學理論，企業在實施環境管理等環境行為時，經濟效益是其考量的重要指標。因此，當面臨政府環境規制時，是積極主動地制定環境管理戰略、實施高于當地政府環境標準的環境創新，還是被動地僅僅遵從最低環境標準，成本和收益是企業作為理性“經濟人”作出上述決策的依據。多數學者已經從學術角度進行了驗證[22-23]。從新制度主義理論和利益相關者理論看，反應性管理行為是企業為獲得社會認同和合法性，在面對各利益相關者壓力和影響時采取的行為[24]。因此，有學者提出，并不是所有企業都能通過更好的環境績效提升經濟績效，因為企業面對各種壓力時采取的姿態和行動不同。采取主動環境行為的企業會積極進行環保方面的研發活動，從而實現創新，這種環境創新體現在產品、技術、流程、組織管理等各個方面。一方面，企業可通過環境創新提升其產品綠色度和環境績效，從而幫助企業獲得合法性、提升企業形象及消費者忠誠度，進而提高銷售額[25-26]；另一方面，企業實施的環境創新通過轉型升級能夠提高生產效率，從而降低固定成本和可變成本[27]。這些途徑都可以幫助企業通過高水平環境績效提升經濟績效。

因此，Aragon等提出，主動采取環境管理行為從而實施高于政府環境規制最低標準環境行為的企業，相比于那些僅僅實施環境遵從行為的企業更有可能通過環境績效提升經濟績效；Latan等[29]對印尼通過ISO4001認證的企業進行實證研究發現，環境戰略在影響環境績效與經濟績效間關系方面發揮了重要作用；Cheng 等[30]研究發現，組織環境創新對臺灣企業經濟指標具有積極影響；Nishitani 等[31]發現，相比于末端治理，清潔生產有效減少了日本企業污染物排放，同時增加了企業附加值。但是，也有學者指出主動環境管理行為在經濟績效與環境績效間關系起積極作用的研究大多在發達國家，發展中國家結論不一：Nishitani等[32]研究發現，印度尼西亞企業通過采取主動的環境管理行為可提升環境績效，進一步促進企業生產力發展，但沒有提高企業銷售額；Razafindrambinina & Sabran[33]的研究則表明，在印尼企業中并沒有發現環境管理存在這種積極作用。綜上所述，本研究提出如下假設：

H2：環境創新水平對環境績效與經濟績效間關系具有顯著調節作用。

1.3 企業所有制性質的調節作用

根據資源基礎觀理論，企業績效取決于企業自身擁有的組織資源和能力，如企業是否具有先進的環境技術或者獲得技術的潛力，能否提高生產率并預防環境污染[34]。因此，關于環境管理或環境創新在環境績效與經濟績效關系間所起作用結論不一致的原因，很大程度上是沒有考慮企業自身資源的調節作用。而在實際研究中，企業自身資源往往被當作是控制變量，并不是研究的主要變量。本文認為，脫離企業自身實際情況，研究環境績效與經濟績效間關系并不能為政府制定科學合理的針對性政策提供切實有效的幫助。近年來，企業自身資源的調節作用也逐漸引起學者重視。 Latan等[29]將企業規模和所處行業進行多群組分析發現，公司規模在環境績效與經濟績效間發揮著重要調節作用；Liang & Liu[35]將企業環境管理能力作為調節變量，發現環境管理能力越強，環境績效對經濟績效的影響作用越顯著；盛宇華等[36]研究發現，企業自身動態能力正向調節企業不同形式技術多元化與企業績效間的關系；芮正云等[37]將企業自身知識基礎作為調節變量，研究了其對創新績效的影響；楊靜等[38]將企業自身綠色創新能力和創新戰略相交互，實證研究發現企業創新能力越強，綠色創新戰略對企業價值增值的影響就越顯著；廖中舉和程華[4]將企業所有制性質等背景因素與環境政策相交互，研究了其對環境創新的影響。

由于外商直接投資企業(FDI)相比于內資企業具有更先進的技術和更高效的管理方式，因此其研發和創新效果更加顯著[39]。同時，環境創新水平越高，對技術要求越高，需要投入的成本越多，內資企業尤其是民營企業在資金和技術方面整體上比FDI企業弱，而環境創新產品投入市場后的經濟效益取決于多種因素的交互作用。因此，本文提出如下假設：

H3a:企業所有制性質對環境績效與經濟績效間關系具有顯著調節作用；

H3b:在環境創新水平調節情境下，企業所有制性質對環境績效與經濟績效間關系具有顯著調節作用；

H3c:環境創新水平越高，內資企業環境績效對經濟績效的促進作用越弱；

H3d:環境創新水平越高，FDI企業環境績效對經濟績效的促進作用越強。

綜上所述，本文認為探究環境績效與經濟績效間關系需要考慮環境創新水平的調節作用，并比較不同所有制企業在環境創新情境下，環境績效如何差異化影響經濟績效。因此，本文提出環境績效、環境創新水平、企業所有制與經濟績效間多個調節變量多步調節的理論模型，如圖1所示。

圖1 概念模型

2 研究與設計

2.1 樣本選取與數據收集

本文主要探究在不同所有制類型企業中環境創新水平所起的調節作用。因此，問卷調研對象為對生態環境有較大影響的制造業企業。問卷調研時間分兩個階段：2015年7月-2016年4月、2016年7月-2017年5月，共發放問卷400份。從實際情況看，我國外資企業數量遠少于內資企業，因此調研地點選擇外資較為集中的江蘇、山東、上海三大地區，內資企業和外資企業各發放問卷200份。剔除基本信息不完整、回答不完整、回答完全一致的問卷，共回收有效問卷318份，有效問卷回收率為79.5%。為保證樣本的有效性和典型性，在抽樣過程中采用隨機抽樣方法，樣本數據基本信息結構特征見表1。

表1 樣本企業基本信息描述(N=318)

2.2 變量測量

為保證測量工具信度和效度，量表題項盡量采用國內外已經使用過的成熟量表，計量李克特七級量表形式，具體變量測量分析如下：

(1)自變量：環境績效(CEP)。本文采用廣義上的環境績效作為自變量，其并不是根據末端污染物量化的指標，而是基于未來規制預期主動進行產品和生產流程創新以防止(而不只是減少)對環境產生負面影響的指標[28]。根據Liu[40]、 Chiou等[41]的做法，具體測量題項包括3大方面6個題項：①末端污染：與以往相比，貴公司近3年廢氣廢水固體排放物明顯減少、廢棄物達標比例居同行領先水平；②生產過程污染：與以往相比，近3年貴公司生產過程污染明顯減少；③環境管理：與以往相比，近3年貴公司加強了環境管理體系建設。

(2)因變量：經濟績效(CFP) 。借鑒Lopez-Gamero 等[42]、Wagner &Schaltegger[43]的做法，具體測量題項包含3大方面4個題項：①產品區分度：貴公司近3年新產品銷售額顯著增長；②利潤增長：貴公司近3年新產品盈利能力居同行領先；貴公司近3年盈利增長比競爭者更快；③市場份額：貴公司近3年產品市場份額比競爭者提高更快。

(3)調節變量;環境創新水平(EIL)和企業所有制性質(EON)。環境創新水平調節變量根據朱慶華和楊啟航(2013)、 Zhao等[44]、劉斌和朱慶華[45]的研究，主要包括產品設計、生產流程、環境管理、倉儲和運輸4大方面12個題項：①產品設計：設計產品時積極減少有害原材料的使用；積極選擇污染較少的制造工序；積極使用更為環保的包裝材料；②生產流程：積極使用環保型生產設備；積極采用污染預防技術；積極進行能源循環使用；對“三廢”積極回收利用；積極預防生產過程中污染物的產生；③環境管理：積極選擇通過ISO14001管理體系認證的供應商；對供應商內部管理進行較嚴格的環境審計；④倉儲與運輸：倉儲中積極預防環境污染；運輸中積極預防環境污染。企業所有制性質分為內資企業和FDI企業。其中，內資企業賦值為0,FDI企業賦值為1。

3 實證結果分析

3.1 同源方差檢驗

本文為避免因變量數據均來源于同一個體可能引起的同源方法偏差，除在問卷設計上采取程序控制外，還根據Harman單因素檢驗法進行統計檢驗，利用SPSS作未旋轉的探索性因子分析，共提取到3個公共因子，發現第一因子累積解釋變異量為42.038%，小于50%，在可接受范圍內，表明樣本同源方差問題不嚴重(孫銳等，2017)。

3.2 擬合度檢驗與信度效度分析

本文采用AMOS17.0 進行整體模型擬合度檢驗，整體模型適配度指標值為：χ2/df=2.30，小于3，表明模型適配度良好；RMESA=0.064,小于0.08，表明模型適配度合理；GFI=0.887,NFI=0.927,IFI=0.957,CFI=0.957,TLI=0.948,RFI=0.912，基本均在0.9以上，說明模型適配度較合理。本文使用SPSS22.0軟件進行量表信度和效度檢驗，結果見表2。從中可見，環境績效、環境創新水平、經濟績效的Cronbach's α系數均大于0.9，說明潛在變量組合信度較好，量表內部一致性較高[46]。量表題項-總分相關系數均大于0.6，表明均通過CITC(Corrected Item-Total Correlation)組合信度檢驗。整體變量的KMO值為0.934，大于0.7，且通過顯著性檢驗，表示變量間可進行因素分析。各潛變量累積解釋變異量均大于60%，表明因素十分理想；各題項對應的因素負荷量基本都大于0.7，表明因素負荷量情況理想，量表建構效度較好[47]。

3.3 描述性統計與相關性分析

在深入分析環境創新水平、環境績效、經濟績效、企業所有制性質關系前，首先對各變量均值和標準差進行描述性統計分析并計算Pearson相關系數，結果見表3。從中可見，環境創新水平與環境績效均存在顯著正相關關系，經濟績效與環境績效間也存在顯著正相關關系，為后續深入分析奠定了基礎，但將變量間進行綜合考慮時，結論未必一致。因此，需要采用結構模型方法對假設關系進行檢驗。

表2 信度與效度檢驗結果

注：KMO=0.934，P=0.000

表3 描述性統計與相關性分析結果

注：*表示P<0.05,**表示P<0.01(雙尾檢驗)

3.4 假設檢驗

本文調節效應回歸方程為：Y=b1+b2XM+b3XW+b4XMW。其中，Y為被解釋變量經濟績效，X為解釋變量環境績效，M為第一個調節變量環境創新水平，W為第二個調節變量企業所有制性質。檢驗其調節效應是否存在，主要檢驗交互項b2、b3、b4是否顯著。

本文使用SPSS軟件中的Process插件進行調節變量分析。首先，為使回歸方程系數更具有解釋意義，對自變量環境績效和調節變量環境創新水平都進行中心化處理，另一個調節變量企業所有制性質因為是分類變量，所以無需進行中心化處理；其次，引入環境創新水平和企業所有制作為調節變量。因此，模型進行4次交互作用，檢驗結果如表4所示。

表4 調節作用檢驗結果

從表4中可以看出，環境績效對經濟績效的回歸系數為0.216 1，但顯著值p為0.080 3>0.05，檢驗置信區間為(-0.026 2,0.458 5)，包含0，表明在本文樣本中，環境績效對經濟績效的影響未通過顯著性檢驗，假設H1未通過驗證。對于調節作用，環境績效與環境創新水平交互項對經濟績效的回歸系數為-0.238 5，顯著值p為0.004 6<0.05，置信區間為(-0.402 9，-0.074 2)，不包含0，說明環境創新水平對環境績效與經濟績效間關系的調節效應存在，假設H2通過驗證。企業所有制性質和環境績效交互項對經濟績效的回歸系數為0.075 1，顯著值p為0.672 5>0.05,置信區間為(-0.274 0,0.424 1)，包含0，表明企業所有制性質在沒有環境創新水平調節情境下，單獨對環境績效和經濟績效的調節效應不存在，假設H3a未得到驗證。環境績效、環境創新水平和企業所有制性質3項交互項的R2=0.018 2，顯著值P=0.006 1<0.05,且3個交互項的回歸系數為0.284 7，顯著值p為0.006 1<0.05，置信區間為(0.081 7,0.487 7)，不包含0，表明環境創新水平、企業所有制性質對環境績效與經濟績效間關系的先后調節效應顯著存在。也即，在環境創新情境下，企業所有制對環境績效與經濟績效間關系的調節作用存在，假設H3b得證。

以上檢驗結果只能證明調節效應是否存在，關于在不同所有制企業中，環境創新水平如何調節環境績效與經濟績效兩者間關系，則需要借助調節效應圖體現。本文利用Process軟件，以環境創新水平調節變量均值加減一個標準差為基礎，分別描繪內資企業、FDI企業在不同環境創新水平下環境績效與經濟績效間的關系，見圖2和圖3。

從圖2可以看出，在內資企業中，隨著環境創新水平不斷提高，調節效應曲線斜率反而越來越小，在高環境創新水平時幾乎為0。這就表明，當環境創新處在較低水平時，環境績效對經濟績效的促進作用明顯高于高環境創新水平。另外，在低環境創新水平下，隨著環境績效的提高，企業經濟績效也隨之顯著提升，表明環境績效對經濟績效有顯著促進作用；在中環境創新水平下，環境績效對經濟績效的促進作用有所減緩；在高環境創新水平下，環境績效對經濟績效幾乎沒有促進作用。因此，假設H3c得證。從圖3可以看出，在FDI企業中，隨著環境創新水平不斷提高，調節效應曲線斜率緩慢增大。這表明，在高環境創新水平下，環境績效對經濟績效的促進作用強于低環境創新水平下的促進作用,假設H3d得證。但是，同時也可以看出，調節效應雖然隨著環境創新水平提高而增強，但這種效應不明顯。

圖2 內資企業環境創新水平調節效應

圖3 FDI企業環境創新水平調節效應

4 研究結論與啟示

4.1 研究結論

本文基于利益相關者理論、新制度主義理論、資源基礎觀等，利用多個調節變量，探究企業在環境創新水平調節作用下環境績效與經濟績效間的關系，并比較在不同所有制企業中環境創新水平的調節效應差異。得到以下結論：

(1)在沒有環境創新水平調節時，也即單獨研究環境績效與經濟績效間關系，前者對后者并沒有顯著促進作用。原因在于：①由于樣本數量、指標選取等原因，有可能出現不一樣的結論[48-49]；②從現實層面看：首先，可能與企業采取的環境戰略響應模式相關，同是綠色行為，不同響應模式有很大區別：如果僅僅是為獲得制度合法性而不是獲取競爭優勢，那么采取反應型模式即可，即只需要遵守當地最低環境標準[50]。但在這種模式下，企業為獲得環境績效必然要付出額外成本，進而，環境績效對經濟績效難以起到促進作用。其次，根據資源基礎觀，除外部利益相關者外，環境績效與經濟績效間關系也取決于企業內部資源和管理能力，不同資源和能力影響前者對后者的作用效果。因此，即使在相同的環境績效水平下，對企業經濟績效的影響也不同[51]。這些都是權變因素近年來受到重視的原因，也是本文研究意義所在。

(2)在我國制造業企業樣本下，環境創新水平在環境績效與經濟績效間存在顯著調節作用。企業所有制性質如果脫離環境創新情境，對環境績效和經濟績效間的調節效應在目前樣本下將不存在。原因在于，無論是外資企業還是內資企業，如果沒有將預防環境污染納入企業核心戰略體系，當采用僅符合最低環境標準的環境行為時，企業無法通過環境績效提高經濟績效從而獲得競爭優勢。即使FDI企業擁有較為先進的技術和管理方法，在環境行為方面沒有創新和突出表現，依然無法提高效率，也無法獲得綠色產品差異化優勢。因此，企業不同所有制在環境績效與經濟績效間無法起到調節作用，無法使得環境績效向經濟績效有效轉變。只有在環境創新水平的調節下，不同所有制企業才會顯現出不同的調節效應。該結論表明，在產品、流程、環境管理等方面進行環境創新能夠促使企業在獲得環境績效的同時，邊際收益超過邊際成本從而獲得經濟績效。

(3)環境創新水平在不同所有制企業對環境績效與經濟績效間關系的調節效應存在明顯差異。從內資企業看，只有在較低水平環境創新的調節下，環境績效才會對經濟績效產生顯著促進作用。這表明，高水平環境創新意味著要投入更多創新成本，而內資企業特別是民營企業技術水平、管理經驗乃至經濟資源與國有企業、外資企業相比存在著較大差距，如果實施高水平創新，必須投入大量研發成本進行設備升級改造，這無疑會對內資企業造成嚴重的經濟負擔。進而，如果企業環境創新產品銷售額不足以彌補總成本，環境績效則不能有效轉化為經濟績效。所以，在低環境創新水平調節下，環境績效反而能夠很好地提升企業經濟績效。但是，在FDI企業中，隨著環境創新水平的提高，環境績效對經濟績效的促進作用增強。因此，對于環境創新并不需要投入過多成本，而創新水平越高，反而越能提升企業生產效率，降低企業固定成本和可變成本。同時，由于高水平環境績效能夠幫助企業獲得在東道國的合法性，滿足東道國政府、消費者等利益相關者期望，既能為自己贏得良好環境聲譽,又能夠顯著提升產品區分度，進而提高產品銷售額，提升企業經濟績效。但是，在高環境創新水平下，環境績效對經濟績效的提升效果并不明顯。原因在于，我國對綠色產品消費需求不旺，也可能是綠色產品市場區分度不高。相比于發達國家，我國居民的綠色消費仍處于初級階段，因此，環境績效對經濟績效的提升作用并不明顯。

4.2 管理啟示

(1)無論是何種所有制性質的制造業企業，政府都應當通過政策性激勵措施為企業實施環境創新提供便利條件，幫助其獲得高水平環境績效并同時提升其經濟績效。具體可從以下幾個方面開展：在市場準入方面，提高產品市場準入環境標準，將一些清潔生產推薦性標準升級為強制性標準，倒逼企業特別是重污染企業實施環境創新；在綠色消費方面，培育消費者綠色消費理念，刺激綠色消費行為，如對環境創新程度高的產品進行消費補貼，鼓勵消費者購買環境創新產品，幫助企業將環境績效有效轉化為經濟績效；在環境規制方面，政府除用強制性規制措施保證企業環境遵從行為外，也需要加強市場型規制措施。政府應該對實施環境創新的企業給予環境補貼或者稅收優惠、融資便利等優惠，從而幫助企業獲得足夠的專項資金實施環境創新，但同時也需要加強監管，確保企業將補貼資金真正用于環境創新研發。

(2)政府對于不同所有制性質企業應采取差異化激勵政策。對于FDI企業，應該在給予優惠政策的同時提高其環境創新標準，鼓勵其實施高水平環境創新；對于內資企業特別是民營企業，則應該分階段分步驟幫助其進行環境創新。在初始階段，可以制定相對較低且明確的環境創新標準，同時給予資金和技術支持，避免因環境標準過高而使得民營企業難以存續。

(3)對于企業管理者來說，應將環境創新納入企業戰略決策，將環境績效作為企業經營目標之一。也許短期看，環境績效對經濟績效的促進作用不明顯，但從長期看，實施環境創新將有助于企業提升經濟績效。

受篇幅所限，本文主要考慮環境創新水平在不同所有制企業之間對于環境績效提升經濟績效的調節效應，尚未考慮其它權變因素的影響作用，未來研究可考慮政府規制、市場結構等變量的調節作用，從多維度為我國政府制定科學有效的環境政策，幫助企業實現由環境績效向經濟績效轉變。