環保投資、股權性質和環境績效研究

摘要："我國計劃在2030年之前實現“碳達峰”，2060年實現“碳中和”，而企業如何通過環保投資來提高環境績效成為管理層關注的一個問題。選取滬深A股上市公司2015—2019年的數據，實證分析企業環保投資、股權性質和環境績效的關系，以期為企業提高環境治理水平提供參考。研究結果顯示，企業環保投資并不能對環境績效產生正向促進作用;股權性質對企業環保投資、環境績效的影響不明顯，即股權性質并不能促進企業加大環保投資，也無法改善企業的環境績效。

關鍵詞："環保投資;股權性質;環境績效;碳達峰;碳中和

0"引言

我國越來越注重生態環境保護，明確指出要改變經濟高速增長所帶來的結構失衡、產能過剩、效益低下和環境污染等現狀，將經濟增長方式轉變為綠色、低碳、環保與環境友好型增長，不但要求企業減少二氧化碳、有毒物質排放等，更要求企業擴大環保投資比例，積極承擔社會責任。與此同時，我國推動綠色低碳可持續發展，在應對氣候變化方面取得了積極成效，2020年提前完成了碳減排目標;促進了清潔能源快速發展，工業、建筑、交通領域節能減排成效顯著，碳交易市場逐漸完善，森林碳匯大幅度增長，并積極參與全球氣候治理。為了實現“碳達峰”和“碳中和”的目標，我國需要鼓勵企業積極響應各項政策，立足于實際，在遵守能源發展規律的同時，嚴格控制化石能源的消耗，將能源生產過程清潔化、能源消費電氣化，加大環保創新發展力度，促進能源向以清潔為主導、以電為中心轉變，加快形成以新能源為主體的電力供應格局。

目前，我國所處的發展階段及資源特征致使碳排放基數大、增長快。經濟發展區域不平衡，第一產業和第二產業仍是產業結構中的主要產業，第三產業以緩慢的步調穩定發展;能源結構長期以煤為主，油氣對外依存度高，能源清潔低碳轉型要求緊迫，經濟發展與碳排放仍高度耦合。由于一些企業對環境造成了重大破壞，人們出于保護生存環境的動機，通過媒體曝光方式來反對污染企業擴張的現象越來越多。在此背景下，企業未來的發展趨勢不再只考慮經濟增加值，綠色與可持續發展將成為主流。但企業治理環境污染可能造成自身成本增加，不利于其財務報表的編制。因此，如何在擴大環保投資的同時，提高環境績效，提升社會形象，是企業進一步發展的關鍵問題。同時，股權性質的不同會導致企業對環境治理與保護責任的要求不同，進一步影響企業環境績效的表現。通過研究環保投資與環境績效的關系，考察不同股權性質對二者的影響，最終希望改善不同股權性質上市公司的環境績效，為企業長久發展奠定基礎。

1"理論分析與研究假設

企業重視環境績效，積極落實低碳政策，從社會效益角度看，能夠保障居民健康，提高空氣、水和土壤質量，對我國居民健康有明顯改進作用，進而增強人民生活幸福感。從環境效益角度看，越早開始減排行動，越能大幅減少氣候變化和氣候災害所導致的各類經濟、社會損失;未來實現控制溫升水平后，將有效降低氣候系統所面臨的各類風險，減少極端天氣事件，降低干旱、洪澇等極端災害導致的人員傷亡和經濟損失。從環境保護角度看，減排能夠有效減少環境污染，促進生態文明建設。

1.1"環保投資與環境績效

陳宇峰和馬延柏"[1] 認為，在增加環保投資能夠顯著提高環境績效，以及環境規制的中介作用下，企業的環保投資額會有較大增長。唐勇軍和夏麗"[2] 通過實證研究環保投資對企業價值的影響，認為從短期效益來看，環保投資會減少企業價值，但投資期越長，對企業價值的提升作用越明顯。于連超等"[3] 采用企業正向產出比企業環境影響來衡量環境績效，得出政府審計與企業環境績效呈正相關關系的結論。陳羽桃和馮建"[4] 從效率視角出發，發現企業綠色投資效率偏低，不能有效分配環保投資，進而影響環境績效。

但是，也有學者得出不同的結論。伊力奇等"[5] 通過實證研究得出環保投資與環境績效之間的關系并不明顯正相關的結論。劉常青和劉青"[6] 的研究結果表明，環保投資對企業價值發揮負向效應，并存在一定時間的延續。而環境績效作為衡量企業價值的一部分因素，需要弄清楚環保投資與環境績效之間是否也存在負相關關系。短期內，企業環保投資可能對環境績效的提升并沒有促進作用，甚至出現負向作用。學者對環保投資與環境績效的關系一直沒有統一的看法。總的來說，環保投入的主要目的是提高企業環境績效，進而提升企業價值。以此來看，環保投入是否對環境績效具有正向促進作用，還要通過企業層面的數據來進行實證研究。

基于上述分析，提出假設1：

H1：環保投資對企業環境績效具有正向促進作用。

1.2"股權性質與環境績效

按照股權屬性的定義，可將企業分為2類：國有控股企業（以下簡稱“國有企業”）和非國有控股企業（以下簡稱“非國有企業”）。在國有企業中，政府作為控制主體，會要求企業做更多有利于整體經濟社會發展的決策，承擔更多社會責任，包括但不限于人文關懷和對環境的貢獻。相反，非國有企業幾乎很少受到政府的干涉，一般不會主動承擔社會責任，只有在政策強制要求時，才會履行其相應的義務。而當國有企業履行環境保護的社會責任時，政府會參與到企業經營中，從而影響企業環境保護戰略的制定，企業會放棄部分經濟效益而為環境保護做出貢獻。相反"，非國有企業追求自身利益最大化，其決策只會迎合政府頒布的環境保護相關政策，從而達到政策最低要求，帶來的環境效益也微乎其微。對于非國有企業而言，這樣做的最終目的還是盈利，即實現利潤最大化。

根據近幾年我國上市公司的環境治理情況，股權性質的不同會促使國有企業和非國有企業在生產經營活動決策中出現分歧，其高層管理的目的也會有所不同。管理層制定環境保護戰略的方向不同，會導致國有企業與非國有企業在承擔社會責任方面存在顯著差異。國有企業通常會承擔更多社會責任，當政府出臺新政策時，往往起到帶頭推動作用，促進相關政策的實施。此外，國務院國資委對國有企業的考評體系不僅包括經濟效益指標，而且包括環境改善、救災扶貧等社會貢獻類指標，要求國有企業積極承擔社會責任。所以，國有企業在環保方面可能比非國有企業投入更多資金，這對提高企業環境績效會有較大的幫助。而非國有企業在承擔社會責任的意愿、環保投入等方面會出現明顯差異。

基于上述分析，提出假設2：

H2a：與非國有企業相比，國有企業的環保投資對環境績效的貢獻更為明顯。

H2b：與非國有企業相比，國有企業更加注重對環境治理的投資。

2"研究設計

2.1"樣本選擇與數據來源

本文研究樣本為我國滬深A股上市公司2015—2019年的數據，數據的取得主要通過國泰安數據庫下載，以及其他渠道手工收集。本文先用Excel對數據進行預處理，再用Stata進行實證研究。剔除ST、"*"ST企業的數據，以及上市不滿一個會計年度的數據，由此得到上市公司273家、樣本697個。

2.2"變量定義

（1）被解釋變量：環境績效（EP）。采用《環境會計：方法與實證》一書中的環保投資收益率來衡量環境績效，具體用環保投資收益額/環保投資總額×100%的自然對數來表示。由于企業未披露環保投資收益額，本文用稅后凈利潤×10%來量化。

（2）"解釋變量。①環保投資（EI），采用從國泰安數據庫收集到的數據作為企業環保投資額;②股權性質（STATE），將國有企業賦值1，非國有企業賦值0。

（3）控制變量。為研究需要，本文控制償債能力（LEV）、企業規模（SIZE）、盈利能力（ROA）、市場勢力（MARKET）、資本密集度（CI）、企業經營現金流（CASH）、資產結構（AS）等可能對企業環境績效產生影響的因素。

具體變量見表1。

2.3"模型設計

為了解釋環保投資與環境績效的影響，構建如下計量模型

模型一

EP=""β"""0"+"β"""1"EI+"β"""2"LEV+"β"""3"SIZE+"β"""4"ROA+"β"""5"MARKET+"β"""6"CI+"β"""7"CASH+"β"""8"AS+"ε

模型二

EP=""β"""0"+"β"""1"STATE+"β"""2"LEV+"β"""3"SIZE+"β"""4"ROA+"β"""5"MARKET+"β"""6"CI+"β"""7"CASH+"β"""8"AS+"ε

模型三

EI=""β"""0"+"β"""1"STATE+"β"""2"LEV+"β"""3"SIZE+"β""4ROA+"β"""5"MARKET+"β"""6"CI+"β"""7"CASH+"β"""8"AS+"ε

式中，"β"""0"～"β"""8"為系數;"ε"為殘差。

模型一用于檢驗H1，其中環境績效（EP）為被解釋變量，環保投資（EI）為解釋變量;模型二用于檢驗H2a，環境績效（EP）為被解釋變量，股權性質（STATE）為解釋變量;模型三用于檢驗H2b，環保投資（EI）為被解釋變量，股權性質（STATE）為解釋變量。控制變量均相同。

3"實證研究

3.1"描述性統計分析

模型變量的描述性統計結果見表2。結果顯示，樣本企業環境績效代理變量的最小值為-6.983，最大值為8.487，這代表不同企業的環境績效水平參差不齊。企業環保投資的標準差為2.620，標志著樣本企業在環保投資方面仍存在差異。股權性質的平均值為0.472，樣本企業中有52.8%為國有企業。在控制變量中，除企業經營現金流的標準差較高，其他控制變量的標準差均較低。此外，其他變量不存在極端異常情況。

3.2"相關性檢驗

模型變量的相關性檢驗結果見表3。環境績效與股權性質、環保投資、償債能力、資本密集度、資產結構顯著負相關，推翻H1。環境績效與環保投資相關系數最大為-0.641，在0.1水平顯著負相關，即環保投資對環境績效并不具有正向促進作用。股權性質與環境績效之間的相關系數為-0.155，證實了二者在0.1水平顯著負相關，說明股權性質并不能促進企業產生良好的環境績效。而股權性質與環保投資之間的相關系數為0.228 5，在0.1水平顯著正相關，說明國有企業較其他性質的企業更重視對環保方面的投資。控制變量中，市場勢力與盈利能力、資產結構與資本密集度相關系數大于0.5，存在共線性;其他變量相關系數均小于0.5，意味著樣本不存在共線性，整體上控制變量之間相關性較小。

3.3"回歸結果分析

回歸結果見表4。以環境績效（EP）為被解釋變量，以環保投資（EI）為解釋變量，進行回歸統計分析，以此驗證H1。為了驗證H2a和H2b，以環境績效（EP）為被解釋變量，以股權性質（STATE）為解釋變量，進行回歸統計分析。

由表4可知，模型一的擬合優度"R""2"為0.876，表明模型一對因變量的變化能夠做到較好的解釋。環保投資的標準化系數為負，顯著性系數為-0.995，說明環保投資與環境績效負相關且滿足統計學上的顯著性水平，H1不成立。觀察控制變量，企業規模、盈利能力、市場勢力與環境績效顯著正相關，而資本密集度與環境績效顯著負相關;其他控制變量與環境績效的相關性不明顯。

模型二的擬合優度"R""2"為0.268，雖然能夠解釋因變量環境績效的變化，但是股權性質的標準化系數為負，顯著性系數為-0.019，說明股權性質與環境績效負相關，但在統計學上并不存在顯著的關系，股權性質對環境績效沒有明顯的正向或反向作用，所以H2a不成立。控制變量中，回歸結果顯示：企業規模越大，盈利能力越強，企業環境績效的表現就越好;資產結構并不能提高環境績效，反而與其呈顯著負相關性;其他控制變量與環境績效均不存在顯著的相關性。

模型三的擬合優度"R""2"為0.412，能夠較好地解釋因變量環保投資的變化，股權性質的標準化系數為負，顯著性系數為-0.017，說明股權性質與環保投資呈負相關關系，但并不明顯，所以H2b不成立。對控制變量進行回歸檢驗，結果顯示，企業規模、盈利能力、資產結構與環保投資呈顯著正相關關系，其他控制變量與環保投資均不存在顯著的相關性。

3.4"穩健性檢驗

為了進一步檢驗實證結果的可靠性，將企業環境績效滯后1年，再次進行回歸分析，結果見表5。由表5可知，模型一的擬合優度"R""2"為0.486，環保投資的標準化系數為負，顯著性系數為-0.564;模型二的擬合優度"R""2"為0.297;模型三的擬合優度"R""2"為0.399。這代表樣本通過了穩健性檢驗，結果可靠。

4"結語

在當前資源與環境問題仍然嚴峻的背景下，環境績效成為影響企業綜合競爭力的重要因素之一。而衡量環保投資與環境績效之間的關系，成為諸多管理人員關注的重點。本文通過多元線性回歸方法，控制可能影響企業環境績效的關鍵因素。回歸結果顯示，企業環保投資與環境績效之間存在明顯的反向關系且顯著，說明環保投資并不能給企業帶來正向的環境績效，即環保投資并不能有效提高企業環境績效。而進一步的滯后檢驗驗證了企業環保投資與環境績效之間的反向關系。

企業綠色發展是未來趨勢所在，環境績效并不能簡單地用稅后凈利潤的一定比例來確定，但如果企業加大環保投資，勢必會建立起良好的社會形象，形成商譽，進而間接提高環境績效。同時，企業環保投資也能傳遞有責任、有擔當的良好企業文化，自然會向投資者傳遞企業經營良好的信號，增強投資者對企業發展潛力的信心。未來，為推動企業綠色發展，政府有必要出臺相關法律法規，并規范環保數據的披露流程。同時，第三方機構也應對企業進行評估，客觀了解企業環境治理情況，促進我國環境保護和可持續發展。

為了保護生態環境，我國鋼鐵行業應加快發展電爐煉鋼和氫能煉鋼，推動產業集聚，以此形成低能耗、低排放的發展格局;建材行業應加快推動電能加熱技術應用，推廣新一代生產工藝，淘汰落后產能，提高建材生產能效，減少碳排放，提高環境效益;化工行業的電制原材料技術發展和應用前景廣闊，應加大相關基礎研究力度，搶占產業發展先機。與此同時，要不斷完善碳交易系統，加強企業內部管理，"優化企業經營決策，促進企業轉型升級，進而保障企業低碳發展，提高環境績效。

參考文獻

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