企業戰略激進度對環保投資的影響

儀秀琴 黃屹烽

【摘要】企業戰略對公司投融資活動具有重要影響。 以2016 ～ 2019年獨立披露環保投資額的A股上市公司作為樣本， 研究不同企業戰略激進度對環保投資的影響作用， 結果表明： 一是企業戰略激進度對環保投資具有顯著負向影響， 即企業戰略越激進， 環保投資規模越小; 二是在董事會獨立性較強的樣本中， 企業戰略越激進， 更制衡的權利決策結構越有利于促進企業承擔社會責任以實現長遠發展， 環保投資規模反而不會顯著縮小; 三是當企業面臨更大的融資約束、更高的風險水平時， 企業戰略越激進， 融資成本以及代理沖突等各項不確定性越會顯著增加， 從而進一步導致環保投資不足的情況發生。

【關鍵詞】企業戰略激進度;環保投資;融資約束;風險水平;融資成本

【中圖分類號】F234.3? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）15-0050-8

一、引言

生態環境部部長李干杰在2020年全國生態環境保護工作會議上指出， 要以生態環境保護優異成績決勝全面建成小康社會; 黨的十九大明確提出， 把堅持人與自然和諧共生作為新時代堅持和發展中國特色社會主義基本方略的重要內容; 十九屆四中全會也再次強調生態文明建設是關系中華民族永續發展的千年大計， 必須踐行“綠水青山就是金山銀山”的理念， 堅持節約資源和保護環境的基本國策。 面對全局性的環境治理問題， 吳舜澤[1] 指出， 生態環保已然成為行業發展的建設潛力， 越早進行環境污染治理的行業越不會受到經濟、社會形勢的影響。 中央財政自2000年開始累計投入 1800 多億元資金用于支持和滿足節能環保政策及產業的發展[2] 。 作為主要資源消耗者和環境消費者的企業， 更應該在不同方面、不同程度上主動承擔保護環境、恢復生態的責任。 而環保投資作為環境治理最直接的重要手段， 如何驅動企業的環保投資也就成了當前國內倡導綠色發展的關鍵性問題。

近年來， 企業戰略逐漸得到財務學者的重視， 一些聚焦于企業戰略如何影響公司財務、經營活動的研究陸續涌現。 曹嵐、崔秀梅和翁甲波[3] 利用統計分析的方法解析出戰略態度是影響環保投資決策的重要因素之一。 那么， 不同戰略激進度下企業環保投資行為是否會存在顯著差異呢？基于以上分析， 本文擬選取2016 ～ 2019年間獨立披露環保投資額的A股上市公司為研究樣本， 通過建立回歸模型檢驗企業戰略激進度與環保投資的關系， 以此探討企業環保投資決策除了受制于外部環境監管的壓力， 是否還會因為自身戰略激進度的不同而有所變化。 希望在拓寬環保投資影響因素研究的基礎上， 能夠從企業戰略層面積極尋求改善環境保護現狀的啟示。

二、文獻綜述與理論分析

（一）企業戰略激進度的經濟后果

戰略是企業根據所處內外部環境， 結合自身綜合能力以及擁有、控制的各項資源以獲取企業核心競爭力而采取的一系列長遠性約定和規劃。 不同的戰略激進度代表著企業對于一系列重要決策的不同態度， 與之相適配的社會目標、盈利方式以及組織結構等都會不一樣[4] 。 Miles和Snow等[5] 按照戰略激進度將企業戰略依次劃分為防御型、分析型以及進攻型三種戰略類型， Bentley等[6] 較早利用該分類方法通過公開財務數據制作了一份全面商業戰略， 最終結果顯示， 戰略越激進的企業越有可能涉及財務報告違規， 通常需要加大審計力度。 此后， 相關學者相繼沿用這種度量方式較多地進行了企業戰略所帶來的經濟后果方面的研究。 孫健等[7] 聚焦于企業盈余管理行為， 提出采用進攻型戰略的公司盈余管理水平高于防御型企業， 而且這種影響在經濟上升期更強。 閆煥民等[8] 進一步將盈余管理進行了細分， 研究發現戰略越激進的企業越偏好應計項目盈余管理， 戰略越保守的企業越偏好真實活動盈余管理。 王百強等[9] 則考察了不同的戰略激進類型對企業經營績效的影響， 最終結果顯示， 相比于防御型企業， 選擇進攻型戰略的企業市場價值、盈利能力都更高， 但是運營效率更低。 除此之外， 還有研究討論了不同戰略激進度對資本結構[10] 、社會責任信息披露質量等方面的影響作用， 卻鮮有探討企業戰略激進度對綠色發展相關活動影響的研究。

（二）企業環保投資的影響因素

環保投資作為環境問題治理的重要手段， 企業可以通過環保支出塑造“環保”“綠色”形象以獲取巨大的競爭優勢[11] 。 根據已有的相關文獻， 發現對企業環保投資的研究大部分集中在環保投資的影響因素方面， 可以大致歸為以下幾類：

一是外部監管壓力。 唐國平、李龍會等[12] 從環境管制的角度指出政府環境管制強度和企業環保投資之間存在U型關系; 宋森[13] 也將這種關系稱為存在區間效應， 同時指出相比于國有企業， 民營企業環保投資對環境管制的敏感性更強、承受力更弱。 王云、李延喜等[14] 則以媒體對企業環境污染的負面報道作為代理變量， 驗證了媒體關注壓力會顯著增加企業環保投資。

二是內部治理特征。 Orsato[15] 指出， 企業的股權結構及大股東決策在很大程度上會影響企業的環保投資行為。 也有學者認為公司大股東普遍追求高利潤， 更愿意投資一些經濟回報率高的項目， 所以股權越集中的企業進行環保投資的積極性越低， 其在環保投資方面更多地表現出“利益協同激勵效應”和“合謀”現象。 桂荷發、王曉艷[16] 則基于企業普遍存在融資約束的問題探討了其對環保投資的影響， 結果表明融資約束越大， 企業環保投資越少。

三是管理層態度和性別。 Nika[17] 通過對加拿大近 300 家企業高管的相關訪問數據進行整合分析， 發現企業核心價值觀和管理層對環保的重視程度均會影響企業的環保投資決策。 Testa和Gusmerottia等[18] 也指出企業家態度是小微型企業具有環境主動性的最重要預測因素。 除了管理層態度， Jiang和Akbar[19] 從管理層性別的角度進行研究， 認為女性擁有天生對社會責任的承諾， 女性高管在企業中的代表性增強有助于環保投資的提高。

結合上述分析， 已有研究在環保投資驅動性研究中都注意到了企業內部微觀層面和企業外部宏觀層面， 但較少關注自身戰略層面對環保投資的影響作用。 故可以從環境保護的戰略特性出發探究不同激進度的企業戰略對環保投資的影響作用。

（三）企業戰略激進度對環保投資的理論分析

企業戰略是一種為股東及其利益相關者創造持續價值回報的模式選擇， 自然會對企業各項籌資、投資活動造成影響。 戰略激進度不同的企業所適配的經營目標、資本結構都會出現差異， 進而可能使環保投資規模也不一樣。

按照Miles和Snow等[5] 的戰略劃分， 企業戰略激進度按照防御型、分析型和進攻型戰略類型依次增加。 面對著不同卻又相似的市場競爭壓力， 進攻型企業可以用差異化戰略、多元化戰略來應對， 正如Hiller和Hambrick[20] 所說， 企業的核心競爭力往往就來源于其在戰略中與常規企業所不同的地方。 為了更主動地適應市場， 進攻型企業通常關注多樣化的不同領域， 以靈活敏銳的組織設置引領產品變化從而開拓市場。 相較于防御型企業， 進攻型企業的這種激進戰略更容易幫助其實現超額收益， 從而獲取較高的市場競爭地位。 但是， 這也意味著進攻型企業具有更多不確定性， 面臨著更大的風險。 根據風險管理的相關理論， 企業控制風險的主要原則包括減少或避免風險招致的損失以及將風險轉化為收益。 而進攻型企業本身作為變革的發動者， 其產品不可復制的競爭優勢能夠為其帶來較高的邊際利潤[9] 。 所以， 進攻型企業在已經面臨較大風險的情況下， 會更傾向于不斷加大自身創新性投入從而將風險轉化為收益， 以此爭取高額的利潤來加快企業的資本積累， 幫助企業實現快速成長。 可見， 進攻型企業的經營目標更多地關注短期高收益項目， 容易忽視社會責任承擔對企業長期發展的影響， 缺乏環境保護主動性， 環保投資規模較小。

另外， 防御型企業市場面一般比較狹窄， 致力于在細分的領域提供專業化的高標準產品和服務。 在有限的業務單元， 防御型企業的層級結構、操作流程簡易且重復性高， 這種穩定的組織形式也易于促進企業生產效率的提高。 同時， 防御型企業因為僅關注某一部分的市場而不是全部市場， 而且所選擇的常常也是整個市場中最為有序成熟的部分， 因而比較容易通過細致周到的服務形成滿意的客戶關系以及穩定的外部市場環境[9] 。 這種結構化、高效的內部組織形式以及穩定的外部環境會使得防御型企業首要的利益相關者轉移為政府和法制監管部門， 需要通過滿足合法化環境要求來維護穩定的日常經營活動[21] 。 所以， 防御型企業在良好運營效率的前提下更注重社會責任的履行以保障企業可持續發展， 其環境保護意識較強、環保投資規模較大。 因此， 本文提出了如下假設：

H： 企業戰略激進度對環保投資具有顯著的負向影響。 相較于防御型企業， 進攻型企業的環保投資規模更小， 即企業戰略越激進其環保投資規模越小。

三、研究設計與樣本選擇

（一）研究設計

1. 解釋變量：企業戰略激進度（STRA）。 本文參照Bentley等[6] 、孫健等[7] 的方法， 選取不同維度的離散變量來衡量企業戰略激進度。 該指標主要關注以下六個方面的指標：

（1）企業創新性（S01）： 用研發支出與銷售收入的比值來衡量。 由于研發數據的披露具有一定程度的不完整性， 因此選用公司的無形資產凈值來替代研發支出。 戰略越激進的企業通常有著更多的創新性行為， 因而有著更高的研發比率。

（2）生產服務效率（S02）： 用員工人數與銷售收入的比值來衡量。 該指標反映單位收入與生產服務的配比問題， 相較于防御型企業， 戰略激進的企業生產服務特定性不高， 生產效率的要求較低， 因此單位收入所需的員工人數會較多。

（3）企業成長性（S03）： 用銷售收入的歷史增長率來衡量。 企業戰略傾向于進攻型的企業在戰略規劃上更注重創新、開拓， 通常有著明顯的收入增長趨勢， 表現出較強的成長性。

（4）產品擴張性（S04）： 用銷售費用和管理費用之和與銷售收入的比值來衡量。 戰略激進度較高的進攻型企業會進行較頻繁的營銷活動和管理活動來配合自身強勢的市場開拓意圖， 所以其銷售費用率和管理費用率一般都較高。

（5）組織波動性（S05）： 用過去五年員工人數的標準差與均值的比值來衡量。 戰略激進度較高的進攻型企業由于具有極大的不確定性， 其員工任期往往較短， 組織穩定性比較弱。

（6）資本密度（S06）： 用固定資產與總資產的比值來衡量。 企業戰略越激進， 對于創新性人才的需求越大。 所以， 一般來說， 進攻型企業的人力資源密度會更大， 而防御型企業的固定資產等資本密度會更大。

以上六個指標的均取過去五年的平均值， 針對前五個指標， 在“年—行業”樣本中按照從小到大的順序均分為五組， 最小的組賦值為0分， 次小組賦值為1分， 然后依此類推， 最大的組賦值為4分; 對于最后一個指標， 則采取相反方式， 最大組賦值為0分， 最小組賦值為4分。 最后， 對于每一個“年—企業”樣本， 將六個指標加總求和， 這樣就得到取值在0 ～ 24分的不同戰略激進度（STRA）， 該綜合指標越大代表著企業的戰略越為激進。

2. 被解釋變量： 企業環保投資（EPI）。 本文借鑒唐國平、李龍會等[12] 的研究， 采取“投資/資本存量”的方式衡量企業的環保投資規模， 其中， 投資采用企業年度環保投資總額， 資本存量采用期初與期末總資產的算數平均數即平均總資產。

3. 回歸模型設計。 為了驗證前述假設， 本文構建了如下多元回歸模型（1）進行檢驗：

EPI=β0+β1STRA+β2OPPORTUNITY+

β3SIZE+β4TOP+β5BOD+β6IND+β7CASH+

β8CASHFLOW+β9ROA+β10AGE+INDUSTRY+

YEAR+ε （1）

根據已有的相關文獻并結合自身研究問題， 該模型中還包含了投資機會（OPPORTUNITY）、企業規模（SIZE）、大股東持股比例（TOP）、董事會規模（BOD）、獨立董事比例（IND）、貨幣持有量（CASH）、經營現金流量（CASHFLOW）、盈利能力（ROA）以及公司年齡（AGE）等會對環保投資產生影響的控制變量。 此外， 考慮到時間以及行業屬性對回歸結果的影響， 對年份和行業也進行了控制。

本文所使用的變量具體定義見表1。

（二）樣本選擇

本文通過手動查閱2016 ～ 2019年間獨立公開的3500多份企業社會責任報告、環境報告書以及可持續發展報告等與環境治理相關的文件， 發現四年中分別有154、182、204和188家企業披露了環保投資的相關數據， 共計收集了728個環保投資的原始數據。 在此基礎上， 經過如下篩選： ①剔除了金融行業的樣本公司; ②剔除了企業戰略激進度所需變量不足五年的樣本公司; ③剔除了其他變量存在指標缺失值的樣本公司， 最終得到655個有效觀察值。 本研究中其余變量的大部分數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫， 部分數據由手動查閱企業年度財務報告而來。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2報告了各變量的描述性統計結果， 其中企業戰略激進度的均值和中位數均在12.5左右， 整體得分在0 ～ 24分之間分布基本合理， 而S01 ～ S06則分別代表前述戰略激進度構成的六項指標相應統計結果。 可以看出， 環保投資最大值和最小值間的差距較大， 說明不同公司對于社會責任履行的情況不盡相同。 同時， 對比環保投資的中位數和均值， 大部分企業的環保投資并沒有達到平均水平， 可見環保投資的力度仍需加強。 資產規模的中位數接近于均值， 75分位數為24.567， 說明企業規模的數值較為平穩。 此外， 大股東持股比例最大值達到76.31， 說明樣本公司存在“一股獨大”的情形。

（二）不同戰略激進類型的環保投資比較

在進行回歸分析之前， 本文按照STRA的四分位數對其進行分組， 將樣本前25%（即STRA≤9）劃分為防御型戰略， 樣本后25%（即STRA≥16）劃分為進攻型戰略， 介于兩者之間（即9

（三）企業戰略激進度與環保投資的回歸分析

為了得到更為準確的估計結果， 本文使用了穩健性標準誤對模型（1）進行回歸， 檢驗結果如表4所示。 第（1）列針對全樣本進行總體回歸， 可以看出STRA在1%的水平上顯著為負， 表明企業戰略越激進， 環保投資的規模越小， 兩者負相關， 從而驗證了前文提出的假設。 根據2012年證監會行業分類指引的界定， 對符合統計推斷且結果顯著的兩個子樣本也進行了報告。 Pagell等[22] 在研究制度效應和環境投資決策時， 發現制造業的戰略與企業投資決策更為緊密。 從采礦、制造業子樣本的回歸結果可以看出， 本文從環境戰略的角度去探析企業的環保投資行為具有合理性。 聯系到電力行業21個樣本并不顯著， 胡志偉等[23] 認為相比于煤炭、石油等稀缺能源行業， 火電行業可能由于受到價格體制的約束， 較難轉嫁環境成本。 另外， 該類企業環保投資決策可能受自身戰略激進度的影響較小， 導致系統無法觀測到。 所以， 除電力行業外子樣本的STRA均在1%的水平上顯著。

表4中控制變量的回歸結果表明， OPPORTUNITY和SIZE與環保投資顯著負相關， 結合本文的研究設計來看， 前者表明企業的投資機會更傾向于一些創新、研發活動以開拓市場， 環保投資規模也就下降; 而后者顯示企業規模越大， 環保投資反而越少， 這說明大企業的競爭地位以及政治聯系或許有助于降低經營中的環境成本， 以此替代環保投資帶來的收益， 削弱了企業進行環保投資的積極性。 同時， 本文用凈資產收益率表示企業的盈利能力， 從表4中可以看到盈利能力越強的企業越有可能進行更多的環保投資。

（四）穩健性檢驗

1. 替換度量企業環保投資。 考慮到企業規模的影響， 借鑒沈宇峰等[24] 的研究用“企業年度環保投資額/期末總資產”來衡量EPI， 回歸結果見表5第（1）列。 STRA在1%的水平上顯著為負， 此時的t統計量為-3.102。 OPPORTUNITY、SIZE、CASH等控制變量依然顯著。 因此， 前述結論具有穩健性。

2. 替換度量企業戰略激進度。 同樣為了保證回歸結果的穩健， 參照Bentley等[6] 、王百強等[9] 的研究， 用虛擬變量來替換企業戰略激進度。 具體來看， 對于STRA ≥ 16的進攻型樣本用PROS虛擬變量表示; 而STRA ≤ 9的防御型樣本用DEFE虛擬變量來更換。 其中， PROS指標的定義是當STRA ≥ 16時賦值為1， 其余為0; DEFE指標的定義是當STRA ≤ 9時賦值為1， 其余為0。 回歸結果如表5第（2）列所示， 進攻型企業的虛擬變量PROS的回歸系數為-0.00134， 而防御型企業的虛擬變量DEFE的回歸系數在10%的水平上顯著為正， 這表明環保投資按照進攻型、分析型、防御型企業的順序依次上升， 從而驗證了企業戰略激進度與環保投資間的負向關系， 支持了前述假設。

3. 分位數回歸。 在大多數回歸模型中， 著重考察的是解釋變量x對被解釋變量y的條件期望E（y|x）的影響， 實質上是一種均值回歸。 而研究真正關心的是自變量對因變量整個分布（y|x）的影響， 所以本文選取了對極端值不敏感的條件分位數對模型（1）重新進行了回歸， 結果見表5第（3）列。 從檢驗結果可以看出， STRA在1%的水平上依然與環保投資顯著負相關， 本研究的結論具有一定的可靠性。

五、進一步討論

企業戰略會隨著所面臨的不同條件、環境進行相應地調整， 企業戰略激進度對環保投資的影響也會視不同情形而有所變化。 接下來， 本文將從董事會獨立性、融資約束以及企業風險等不同的企業異質性特征方面探討其各自對企業戰略激進度與企業環保投資關系的調節效應。

（一）董事會獨立性對企業戰略激進度與環保投資關系的調節作用

董事會作為企業權利決策機構， 其良好、高效的運行能夠有效控制企業戰略的制定與實施， 監督經理人的投資決策行為[25] 。 獨立董事制度的引入可以強化董事會的制衡結構， 避免管理層非理性的機會主義動機。 畢茜等[26] 研究發現， 獨立董事比例越高的企業越能促進其對社會責任的履行以及環境信息的披露。 因此， 為了探究董事會獨立性對企業戰略激進度與環保投資關系的影響， 本文將根據“獨立董事占董事會規模比例（IND）”的均值， 按照IND是否大于均值將樣本公司分為較高董事會獨立性、較低董事會獨立性兩部分進行分樣本回歸， 結果如表6第（1）列所示。 表中， STRA在董事會獨立性較高組中的回歸系數為-0.00022且不顯著， 而較低組中STRA在1%的水平上顯著為負， 回歸系數為-0.00031。 這表明董事會獨立性在一定程度上負向調節了戰略激進度與環保投資的關系， 也說明更制衡的決策結構能夠約束戰略激進對環保投資所帶來的負面影響。

（二）融資約束對企業戰略激進度與環保投資關系的調節作用

企業大多面臨著融資約束問題， 因此融資約束的程度對公司資源配置以及資本結構等方面的戰略安排有著顯著影響[27] 。 而且， 嚴重的融資約束會制約企業以合理價格達到最優的投資規模， 最終導致投資不足的情形。 鑒于此， 本文參照鞠曉生等[27] 、Hadlock等[28] 以及楊興全等[29] 的做法， 利用資產規模和企業年齡構建SA指數來進一步研究融資約束對企業戰略激進度與環保投資關系的影響。 其中， SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age， 該指數越小， 表示企業融資約束越嚴重。 為了方便理解， 令FC=-SA， FC越大表明企業所面臨的融資約束程度越高。 通過把融資約束（FC）以及企業戰略激進度與融資約束的交互項（ST_FC）加入主回歸模型中， 得到了如表6第（2）列所示的結果。 其中STRA的回歸系數為-0.00123， 在5%的水平上顯著為負， 而交互項ST_FC的回歸系數也在5%的水平上顯著為負， 表明融資約束會增強企業戰略激進度對環保投資的抑制作用。

（三）企業風險對企業戰略激進度與環保投資關系的調節作用

不同風險水平的公司對待戰略選擇以及投資決策的態度有所差異。 為了檢驗企業風險對戰略激進度與環保投資關系的調節作用， 本文參照楊興全等[29] 、John等[30] 的研究， 選用收益波動性來衡量企業風險， 具體使用三年凈資產利潤率的標準差表示收益波動性， 該指標越大代表企業風險越高。 通過在主回歸模型中引入企業風險（SDROE）及其與企業戰略激進度的交互項（ST_SD）， 得到如表6第（3）列所示的結果。 其中STRA的回歸系數為-0.00006， 而企業風險與戰略激進度交互項ST_SD的回歸系數為-0.00382， 在10%的水平上顯著為負， 表明企業自身的高風險水平能夠加劇戰略激進對企業可持續性發展的影響， 即企業風險正向調節了企業戰略激進度與環保投資的關系。

六、研究結論與不足

本文利用滬、深兩市2016 ～ 2019年間獨立披露環保投資額的上市公司數據， 結合企業異質性特征探討了企業戰略激進度對環保投資的影響。 研究結果顯示： 企業戰略激進度對環保投資具有顯著的負向影響， 即企業戰略越激進， 其環保投資規模越小; 進一步分析發現， 董事會獨立性能夠有效緩解企業戰略激進度對環保投資的負面影響， 而融資約束和企業風險能夠促進兩者的負向關系。 基于以上結果可以得出： ①企業環保投資不足的情況可能和企業戰略激進度密切相關， 政府在尋求驅動環保投資積極性的過程中除了可以實施外部環境管制等措施， 還可以加強對企業戰略定位的政策引導， 促進激進型企業對自身可持續發展的重視。 ②更制衡的決策結構更有利于幫助企業增加對利益相關者的關注以及社會責任的承擔， 從而實現企業長遠價值增值的目標。 所以， 企業戰略越激進越需要健全制衡的決策機制， 應避免短期的機會主義動機以保障企業的長遠發展。 ③企業在制定戰略時應該注重當前所面臨的融資約束程度、企業風險水平等環境因素， 理性地選擇恰當激進程度的戰略模式， 以此適配性地制定最佳環保投資決策。

本文研究仍存在以下不足： 一是參照Bentley等[6] 的方式度量企業戰略激進度， 相當于利用公開財務數據的再次衡量， 可能存在度量噪音; 二是探討了董事會獨立性等對企業戰略激進度與環保投資關系的調節作用， 至于企業戰略激進度如何影響環保投資的具體路徑機制還需要進一步研究。 未來可以從以上方面繼續完善。

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