环境绩效对企业价值的影响研究——基于行业集中度与企业竞争地位的双重考虑

■朱清香，崔晓敏，邹 涛

一、引言

十九大以来，我国加速了有效治理环境污染的进程，同时更加严格地监管重污染行业，保护环境成为当前的发展要务，企业作为宏观经济发展的微观主体，应该担负起环境治理的重任。环境绩效作为企业环境治理的外在表现，对企业价值创造具有重要影响。企业参与社会生产以求盈利的固有属性也使得其行为受外部市场竞争环境的影响不断加大。此外，在我国从行政型治理向经济型治理转型的过程中，非国有企业在组织结构、经营决策、管理模式等方面与国有企业有些许不同，企业产权异质性可能影响市场竞争效应的发挥。中国独特的转型经济背景下，环境绩效对企业价值究竟会产生怎样的影响？二者之间的关系在不同竞争环境中是否存在差异？产权性质怎样影响市场竞争调节效应的发挥？

鉴于以上问题，本文基于可持续发展理论、利益相关者理论与SCP理论，以市场竞争为背景，综合考虑行业集中度与企业竞争地位，理论分析并实证检验环境绩效对企业价值的影响。本文可能的贡献在于：一是厘清了中国转型经济背景下环境绩效对企业价值的影响，丰富了环境绩效与企业价值的相关理论文献；二是结合企业产权性质，探究细化后的市场竞争这一外部条件在环境绩效与企业价值关系中扮演何种“角色”，力求为政府部门完善环保制度，充分发挥宏观调控作用提供借鉴。

二、理论分析与研究假设

（一）环境绩效对企业价值的影响

可持续发展理论强调经济、环境、社会之间平衡有序的发展，鼓励企业遵循降低排污、改进技术与良性循环的运作模式，而“绿色发展”这一观念的逐步深入，使一些污染型企业的高层管理者在社会舆论的约束与自身发展需要的情况下开始考虑生产活动对生态环境的影响，积极履行环境责任（李百兴等，2018）。尽管改善环境绩效会增加企业经营成本，但这不失为一种隐性投资。依据利益相关者理论，改善环境绩效可以视为应对外界压力的良策，同时也是建立企业声誉的过程，企业树立起来的良好环保形象有助于打造绿色品牌，宣传企业文化，通过消费者满意这一途径打开知名度，获得市场竞争优势，致使处于重污染行业的企业尽量挣脱自身“环境问题”的标签（杨霞和王乐娟，2016）。故，本文认为当前中国转型经济背景下企业环境治理的边际效益应是大于零的。

实施环保战略可以促使企业改进生产工艺，提高总体效益，减少资源浪费，从而降低未来与环保相关的诉讼风险，有助于维护企业稳定的上下游关系，满足供应商与客户的双重需求，增加无形资产价值，扩大营业收入与利润。另外，随着我国绿色信贷政策的不断完善，差异化定价越来越成为商业银行等金融机构控制资金流向的常用手段，此时若将资金流引向环保类企业，可以降低金融机构的资金风险与“呆账”“死账”的发生率。各类投资者也往往追求较高的投资回报率或较低的投资风险水平，会在一定程度上关注企业披露的财务与非财务信息，高质量的环境绩效会使投资者在评估未来投资收益时，降低评估风险，从而愿意投入更多资金，此举有助于降低融资成本，营造“绿色”与“竞争”双赢局面，为企业可持续发展提供保障。由于重污染行业的特殊性，政府对其环境行为的规制越来越严格，资金支持与税收优惠偏向于注重环保事业的企业（黎文靖和路晓燕，2015）。相反，那些环境绩效不好的企业，向社会传递的是盲目扩张、自私自利的战略方针，此时政府可能会给予相应的处罚，而一定量的处罚力度又会使社会公众对该企业丧失信心，可能减少对该企业产品的购买量，最终影响企业盈利能力，损害企业经济价值。基于以上分析，本文提出H1。

H1：环境绩效与企业价值显著正相关。即随着企业环境绩效的不断改善，企业价值会显著提升。

（二）市场竞争对“环境绩效-企业价值”关系的调节作用

已有研究表明，市场竞争主要通过“掠夺效应”与“公司治理效应”影响企业经济发展。依据“市场结构—市场行为—市场绩效”的SCP模式，市场竞争通过外部渠道影响管理层的经营决策，而管理层的决定反映在对环境责任的履行中，环境责任的履行又直接影响企业价值。

1.行业集中度的调节作用

在行业集中度较低的环境中，行业趋于分散，竞争企业较多，企业压力较大，同一行业内的企业通过实施低价竞争策略挤占市场份额，逐步演变为“掠夺者”与“被掠夺者”之间的竞争。随着竞争程度不断加剧，产品与服务逐渐向同质化方向发展，选择项的增多可能导致消费者忠诚度不够，加之外界企业的进入，整个行业运营成本上升，此时通过“绿色环保”来打动消费者不失为提升社会关注度的好途径，可有效缓解破产清算风险和声誉约束等给企业带来的强大冲击，降低代理成本，起到公司治理的激励与监督作用。相反，在行业集中度较高的环境中，同一行业内的企业融资渠道较多，拥有的各项资源及信息优势可助企业利用行业壁垒有效遏制低效竞争对手的进入，这类企业间竞争较弱，在战略决策上具有较高“共识”，此时的竞争淘汰机制不利于市场竞争公司治理效应的发挥。基于以上分析，提出H2a。

H2a：行业集中度越高，市场竞争程度越弱，环境绩效对企业价值的正向影响越小。

2.企业竞争地位的调节作用

竞争地位较低的企业大部分时候是垄断型企业的追随者，资源与信息的匮乏使其极可能成为被掠夺的对象，经营风险与外界环境冲击较高。外部的压力使管理层的行为更加谨慎，通过改善环境绩效可适度缓解代理问题并吸引投资，进而扩大企业盈利空间，此时市场竞争的治理效应凸显。相反，竞争地位较高的企业，在行业内处于领导地位，掌握着整个行业的定价趋势，便利的融资渠道与充足的资源为企业提供了雄厚的资金支持，因此受竞争对手的制约较小，通过改善环境绩效来提升企业价值的动机较弱。基于以上分析，提出H2b。

H2b：企业竞争地位越高，市场竞争程度越弱，环境绩效对企业价值的正向影响越小。

（三）产权性质对市场竞争调节作用的影响

国有企业一般为当地的支柱型企业，对地区经济发展与就业均有较大影响，政府干预与环境管制约束较多，管理者可能为了满足自身晋升条件而积极履行环境责任（唐国平和李龙会，2013）。政府力量的支撑，使得国有企业融资渠道与资金保障相对充足，可最大限度地规避由于连续亏损导致摘牌退市的风险（邓川和孙金金，2014），国有企业在构建节能减排方案时可能缺乏对成本效益的考虑（闫华红等，2019）。此外，在目前商业银行财务报表类、资产保证类和信用评分类的市场交易型的贷款模式下，外部竞争激烈并不会迫使一些低效率的国有企业退出市场，反而进一步加大了商业银行对国有企业的软信贷，使得借贷利率明显低于非国有企业。因此，国有企业对外部市场环境的反应相对不敏感，从而减弱了行业层面与企业层面竞争对“环境绩效-企业价值”关系的影响。然而，非国有企业必须关注长期的生存发展，企业各项财务指标对环境绩效改良的依赖性较强，对外部市场的反应也较为敏感。由于不具备与地方政府关联的“先天优势”，激烈的市场竞争环境会加剧非国有企业的生存压力，其更倾向通过寻求新的突破口研发创新或者引进绿色技术，从而改善环境绩效，以获取优势资源，获得潜在收益，实现经济目标。基于以上分析，提出H3a和H3b。

H3a：与国有企业相比，行业集中度对“环境绩效-企业价值”关系的调节作用在非国有企业中更显著。

H3b：与国有企业相比，企业竞争地位对“环境绩效-企业价值”关系的调节作用在非国有企业中更显著。

基于H1至H3b构建了本文的理论模型，如图1所示。

图1 研究假设模型图

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

借鉴武剑峰（2015）对重污染行业的分类标准，本文依据《上市公司环境信息披露指南》（环办函[2010]78号）和《上市公司环保核查行业分类管理名录》（环办函[2008]373号）文件，选取火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16个重污染行业。为得到较为有效的研究样本，对所收集数据进行了如下处理：剔除研究期间经营波动异常的ST和*ST企业；剔除年报中未披露环境绩效相关信息的企业；剔除所收集数据中的异常值。为减少离群值对结果的影响，对主要连续变量按1%和99%进行缩尾处理。通过处理，得到2012～2018年由1555个观测值构成的面板数据。本文实证分析所需环境绩效数据是通过手工整理年报采集，其余财务数据均来自CSMAR数据库和Wind数据库，数据分析运用STATA14.0软件完成。

（二）变量定义与测量

本文着重研究企业微观层面经济价值，总资产收益率（ROA）反映出管理人员通过高效利用资源给企业带来收益的多少，一定程度上体现了企业的竞争与发展实力，用来衡量企业价值具有较强说服力。因此，本文选择总资产收益率（ROA）衡量企业价值。国外对环境绩效的研究多依据CEP指数、KLD环境排名、Trucost数据和TRI数据等，由于国内环境会计研究起步较晚，目前尚缺乏专门的环境会计数据库，以往研究多运用评分法、构建指标体系、企业缴纳排污费等衡量环境绩效。考虑数据的可获性及当下的研究趋势，本文借鉴胡珺等（2017）的做法，利用环境资本化支出来衡量环境绩效，具体数据通过查找公司年报在建工程附注中与环境治理相关的本期增加额加总而来，为减小数据的波动性，对整理好的环境资本化支出数据取自然对数。

关于调节变量，本文用以下两个指标来衡量。第一，行业集中度。以企业营业收入的赫芬达尔-赫希曼指数（HHI）来衡量企业所在行业的市场竞争程度。该指标越大，表示企业所处行业集中度越高，市场竞争程度越小。第二，企业竞争地位。以计算出的企业勒纳指数（PCM）来衡量企业竞争地位，勒纳指数越大，表示企业在行业内的定价能力越强，企业的竞争地位也就越高，市场竞争程度越小。

最后，本文参照已有的文献，考虑企业特征、财务状况、企业上市年龄等层面对企业价值的影响，选取公司规模（SIZE）、财务杠杆（LEV）、现金流量（CASH）、经营效率（CE）、资本强度（TAT）、上市年龄（AGE）作为控制变量，并在此基础上控制时间对研究结论的影响。各变量具体描述如表1所示。

表1 主要变量指标

（三）模型构建

本文构建了模型（1）来检验H1，并在此基础上引入环境绩效与行业集中度的交乘项（CEP*HHI），构建模型（2）对H2a进行检验，引入环境绩效与企业竞争地位的交乘项（CEP*PCM），构建模型（3）对H2b进行检验。进一步将全样本分为国有企业样本与非国有企业样本，并运用模型（1）、模型（2）和模型（3）对H3a和H3b进行检验。

其中，αi、βi、γi为各变量系数，εi，t为残差。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计及相关性分析

回归之前先对各主要变量进行描述性统计分析，如表2所示。从全样本看，ROA极大值为0.446，极小值为-0.373，均值为0.038，反映出全样本ROA存在较大差异。HHI和PCM极大值与极小值同样差异较大。国有企业ROA均值（0.025）小于非国有企业ROA均值（0.041），表明非国有企业经济效益更好。而国有企业CEP均值（16.528）大于非国有企业CEP均值（15.819），表明国有企业环境绩效较好。国有企业HHI（0.081）略高于非国有企业HHI（0.063），但 PCM（0.092）略低于非国有企业 PCM（0.121），表明尽管国有企业的行业趋于集中，但其企业的竞争地位略弱于非国有企业。

表2 各主要变量的描述性统计

变量之间的相关系数如表3所示。其中，CEP与ROA相关系数为0.054（p＜0.05），通过了显著性检验，初步验证了H1。各控制变量均在1%水平上与ROA相关，由于有的相关系数大于临界值0.5，本文进行了VIF分析，发现VIF值波动区间小于10，故可判定各变量之间不存在严重的多重共线性。

表3 主要变量的相关性分析

（二）回归结果及分析

在进行回归分析之前，依次利用F检验、BP检验和Hausman检验来选择合适的估计方法，结果显示应采用固定效应。为减弱异方差和序列相关性对回归结果的影响，回归时对全部回归系数标准误在企业个体层面作了Cluster处理。

表4的（1）～（3）列为全样本的回归结果。第（1）列是用模型（1）对主效应的检验，CEP与ROA的回归系数为0.004（p＜0.01），通过了显著性检验。表明企业保持良好的环境绩效确实有助于其经济价值的提升，验证了H1。表4第（2）～（3）依次为用模型（2）和模型（3）对行业集中度与企业竞争地位调节效应的检验。第（2）列显示CEP*HHI回归系数为-0.013且在1%水平上显著，第（3）列显示CEP*PCM回归系数为-0.018且在1%水平上显著。两个模型调整后的R2均大于主效应调整后R2，表明行业集中度和企业竞争地位均会弱化环境绩效对企业价值的影响，即市场竞争正向的调节效应检验是有效的，验证了H2a和H2b。

借鉴温忠麟等（2005）、黄珺和贺国亮（2017）的研究方法，进一步将全样本分为国有企业与非国有企业两组，并运用模型（1）～（3）对两组样本分别进行回归，表4第（4）～（9）列为回归结果。由第（4）列和第（7）列可知，在未加入HHI、CEP*HHI两项或是PCM、CEP*PCM两项时，CEP与ROA的回归系数均通过了显著性检验，且非国有企业的显著性高于国有企业，表明环境绩效对企业价值的正向影响在非国有企业中更显著。由第（5）列和第（8）列可知，CEP*HHI仅在非国有企业样本中显著。由第（6）列和第（9）列可知，CEP*PCM同样仅在非国有企业样本中显著。表明与国有企业相比，非国有企业无论是行业层面还是企业层面的市场竞争对“环境绩效-企业价值”的影响均更大，验证了H3a和H3b。本文国有企业与非国有企业两个样本中组间回归系数的差异性均通过了显著性检验。

（三）稳健性检验

1.考虑内生性问题

由于环境绩效与企业价值之间的关系可能存在反向因果导致的内生性问题，本文利用固定效应工具变量法，借鉴李丹蒙等（2018）的研究，采用相同年度同行业以及相同年度同地区其他企业环境绩效）的均值（MEAN-REGION，MEAN-IND）作为本文企业环境绩效的工具变量。

表4 面板数据回归结果

表5 固定效应工具变量法估计结果

本文认为，同行业或同地区的企业环境绩效之间具有一定的相关性。而目前尚没有学者的研究表明同行业或同地区其他企业环境绩效会影响本公司的企业价值。经统计检验发现第一阶段回归结果中F统计量大于10，之后的过度识别检验Sargan统计值拒绝“工具变量内生”的假设，表明不存在弱工具变量问题，满足选取工具变量的外生性原则。表5的回归结果表明，H1的结果较为稳健，即潜在的内生性问题并不足以影响本研究的结论。

2.替换指标

（1）替换自变量指标。为消除公司规模对研究结论的影响，笔者用“本文环境资本化支出/期末总资产”衡量环境绩效，表6显示其回归结果同样符合预期，验证了所提假设。

（2）替换因变量指标。借鉴辛琳和张萌（2018）对企业价值的衡量，本文改用投入资本回报率指标（ROIC）作为企业价值的代理变量进行稳健性检验，ROIC的计算方法为（净利润+财务费用）/（资产总计-流动负债+应付票据+短期借款+一年内到期的非流动负债）。表7显示文中所提假设均得到了验证。

表6 替换自变量指标的稳健性检验结果

表7 替换因变量指标的稳健性检验结果

（3）替换调节变量指标。将行业集中度的衡量指标替换为行业内企业的数目（N），企业数目越多，行业越趋于分散，市场竞争程度越高。将计算出的勒纳指数等分为10组，用企业的勒纳指数排名（RPCM）来衡量企业竞争地位，排名越高，企业竞争地位越高，市场竞争程度越低。为减小数据的波动性，对N和RPCM均取自然对数。表8第（3）列CEP*LN（N）的回归系数为负，但并未通过显著性检验，对本文研究结论影响不大；第（4）和（6）列显示CEP*LN（RPCM）均通过了检验，但因为非国有企业的显著性较高，故仍支持本文假设。其余回归结果与文中保持一致，再次证明了研究结论的准确性。

表8 替换调节变量指标的稳健性检验结果

五、研究结论及对策建议

（一）研究结论

一方面，良好的环境绩效有助于企业价值的提升。积极实施环保措施可以加强企业承担环境责任的渲染力，影响大众理念，进而将环境治理成本转变为一种隐性投资，通过稳步运营提升价值。相较于国有企业，非国有企业环境绩效对企业价值的影响更大，非国有企业更愿意建立声誉机制获取潜在利益。另一方面，行业层面的市场竞争与企业层面的市场竞争均对环境绩效与企业价值的关系起到了调节作用。在激烈的市场竞争环境中，通过提升环境绩效来增强企业竞争优势成为一种趋势。而与政府密切关系的存在，使国有企业在市场竞争程度较强的条件下易受到政府和银行等金融机构更多的保护，进而减弱了环境绩效对企业价值的正向影响。

（二）对策建议

对企业来说，企业一方面应建立健全环境战略机制，努力实现产业转型升级，对环境污染重的生产线适时整顿，实现由环境末端治理到前端预防的转变；另一方面，定期对职工进行环保教育，培养企业整体的绿色理念，将履行环境责任纳入企业文化建设中，必要时将环境审计纳入传统内部审计范畴，做好财务信息与非财务信息的有机匹配，进而协调经济发展与保护环境的关系。此外，提高企业竞争地位可有效缓解代理问题，减弱盈利能力对环境绩效的依赖程度，但若只追求竞争地位的提高而放弃环保建设必然受到公众舆论的打击与法律的制裁，因为改善环境绩效与提高企业竞争地位相辅相成，更有利于企业可持续健康发展。由于国有企业对外部市场环境相对不敏感，其在改善环境绩效方面可能投入成本过高，此时遵循成本效益原则显得尤为重要，建议国有企业要结合自身情况治理环境排污，不要因为过度履行环境责任而损害企业整体经济效益。

对政府来说，一方面由于我国环境信息披露体制不健全，环境绩效信息较难有效获取，且缺乏统一性，故环保部门应针对特定行业建立统一的环境绩效评价体系，进而加大环保监督，从法律上约束企业行为；另一方面，通过制定更加细化的环保政策鼓励企业绿色发展，建议政府减少环保企业的税收，从而弥补非国有企业在环保环节资金投入的压力，例如对重大或特定环境治理项目加大一次性政府补助力度。此外，垄断环境不利于资源配置效率的提高，市场并不决定产品和服务的价格，垄断者善于依靠其垄断地位将负担转嫁给消费者。政府可以进行宏观调控，尽量使部分行业的竞争松弛有度，通过降低进入壁垒等手段对集中度高的行业进行合理疏导，实现企业多元化经营和发展，促进行业有效竞争，创造公平与法制并存的市场环境。