环境创新水平调节下制造业企业环境绩效对经济绩效的影响——不同所有制类型企业比较

金基瑶，杜建国

(1.江苏大学 管理学院，江苏 镇江 212013；2.扬州市职业大学 经贸学院，江苏 扬州 225009)

0 引言

日益严重的环境问题使得政府和社会公众等利益相关者对企业尤其是制造业企业的环境行为提出了更高要求，希望企业能创造出高水平的环境绩效。但是，高水平环境绩效需要企业投入较多成本进行环境创新。环境创新能够创造较高水平环境绩效已经取得了较为一致的结论[1-2]，但其对企业经济绩效的影响却莫衷一是[3-7]。作为理性“经济人”的企业追求的是利益最大化，如何在为社会创造环境绩效的同时获得经济绩效才是其关注的核心。因此，环境绩效究竟能否转化以及如何转化为经济绩效就成为亟待解决的重点问题。

在理论研究方面，现有文献主要从以下两个方面探讨环境绩效与经济绩效间的关系：①环境绩效对经济绩效的直接影响。新古典主义理论视角认为，由于企业环境责任预期成本可能会超过由此产生的利润，因此环境绩效对经济绩效具有负面影响[8]；Lucato等[9]通过研究巴西纺织业企业发现，环境绩效与经济绩效之间存在负相关关系；李大元[10]以中国100多家企业为实证研究样本，得出环境绩效对经济绩效具有显著负面效应的结论。利益相关者理论则普遍被用来支持环境绩效与经济绩效间存在积极关系[11-12]。如Clarkson等[13]研究发现，选择显著提升环境绩效的企业更能够增加经济资源；Qi等[14]通过回归分析发现，中国工业企业环境绩效对经济绩效具有积极影响；②因为关于环境绩效与经济绩效存在直接影响的结论存在争议，所以权变因素在两者间起调节作用的研究近年来逐渐引起学者重视。如Grewatsch & Kleindienst[12]通过文献综述概括出环境绩效与企业经济绩效间的调节变量主要分为企业内部变量和企业外部变量两部分。其中，内部变量主要包括企业自身资源、管理特性以及对可持续发展的承诺等，外部变量主要包括利益相关者、经营环境和行业特征等；Dal Maso等[15]实证研究发现，外部变量利益相管者管理在企业环境绩效与经济绩效间起正向调节作用；Liang &Liu[16]研究发现，内部变量企业环境管理能力越强，环境绩效对经济绩效的影响越显著。

但目前研究仍存在一些不足：①权变因素调节作用的实证研究主要集中在发达国家，国内关于企业环境绩效向经济绩效有效转化路径的探讨较少。即使考虑到权变因素的影响，也主要停留在调节效应是否存在的检验层面，较少能够明晰其调节机理。同时，对发展中国家企业缺乏相关实证研究；②虽然已有学者提出不同情境下研究环境战略与绩效关系的重要性[17]，但是关于环境战略及相关概念在环境绩效与经济绩效间调节作用的研究较少；③现有研究主要是各自验证每个变量的调节效应，较少能考虑权变因素间的联系，综合研究其共同效应；④现有实证研究主要是将企业所有制性质作为控制变量，较少考虑其调节作用。由于不同所有制企业自身经济资源具有显著性差异，环境创新水平对企业自身创新能力又具有较高要求，在不同所有制类型企业之间，权变因素在环境绩效与经济绩效间所起的调节效应是否存在差异不明确，而这将直接影响政府政策实施的针对性和有效性。

本文基于环境经济学、利益相关者理论、新制度主义等理论，以在我国收集的300多家制造业企业为研究样本，采用结构方程模型探讨以下问题：①环境创新水平在环境绩效与经济绩效间是否存在调节作用？②企业所有制性质在环境创新情境内外对环境绩效与经济绩效间关系是否具有调节作用？③在不同所有制类型企业中，环境创新水平对于环境绩效与经济绩效关系是如何进行调节的？调节效应存在哪些差异？本文通过对以上问题的探索，提出激励企业主动实施环境创新的建议。

本文理论贡献主要体现在以下几点：①融合利益相关者理论和资源基础观，探讨制造业企业环境绩效向经济绩效有效转化的路径和条件，以弥补现有研究不足；②构建前后联系的整体调节模型，先引入环境创新水平变量进行调节，再引入企业所有制性质进行调节，改变以往研究针对调节变量各自验证的孤立模式；③既验证环境创新水平在环境绩效与经济绩效间的调节效应，又比较不同所有制企业不同环境创新水平下调节效应的差异性，从而揭示环境创新水平在不同资源企业中对于环境绩效和经济绩效的调节机理，可为企业主动实施高水平环境行为提供参考依据。

1 理论分析与研究假设

1.1 环境绩效对经济绩效的直接影响

关于环境绩效对经济绩效的直接影响，特别是环境绩效能否帮助企业提升经济绩效一直没有取得一致认知。一方面，根据新古典主义理论，企业经理人要确保股东利益，而股东的主要目标则是保障利益最大化，但获得良好的环境绩效意味着要增加环保投资、实现技术更新，这将导致企业经济绩效下滑。因此，企业在污染控制、环境披露和环境监管方面的投资将加剧企业经济绩效与环境绩效间的负面联系[18-19]；另一方面，根据利益相关者理论，企业目标的实现受到众多直接利益相关者或者间接利益相关者的影响。因此，企业不能仅仅满足于使股东利益最大化，还需要迎合众多利益相关者需求。通过满足不同层面利益相关者的需求，企业可提升经济绩效。同时，提升环境绩效意味着产品环保度增强，因此更容易获得市场准入并形成鲜明的产品区分度，从而提高企业经济绩效[20-21]。

本文认为，虽然传统理论认为环境绩效获取需要企业付出环境成本，但是关注环境绩效却能够提高企业合法性并满足各利益相关者在环境方面对于企业的期待，并随之培育积极形象，帮助企业带来税收减免、环境成本降低等一系列正面结果。相比于投入，其利益可能会更加丰厚。因此，本文提出如下假设：

H1:环境绩效对经济绩效具有显著促进作用。

1.2 环境创新水平的调节作用

根据环境经济学理论，企业在实施环境管理等环境行为时，经济效益是其考量的重要指标。因此，当面临政府环境规制时，是积极主动地制定环境管理战略、实施高于当地政府环境标准的环境创新，还是被动地仅仅遵从最低环境标准，成本和收益是企业作为理性“经济人”作出上述决策的依据。多数学者已经从学术角度进行了验证[22-23]。从新制度主义理论和利益相关者理论看，反应性管理行为是企业为获得社会认同和合法性，在面对各利益相关者压力和影响时采取的行为[24]。因此，有学者提出，并不是所有企业都能通过更好的环境绩效提升经济绩效，因为企业面对各种压力时采取的姿态和行动不同。采取主动环境行为的企业会积极进行环保方面的研发活动，从而实现创新，这种环境创新体现在产品、技术、流程、组织管理等各个方面。一方面，企业可通过环境创新提升其产品绿色度和环境绩效，从而帮助企业获得合法性、提升企业形象及消费者忠诚度，进而提高销售额[25-26]；另一方面，企业实施的环境创新通过转型升级能够提高生产效率，从而降低固定成本和可变成本[27]。这些途径都可以帮助企业通过高水平环境绩效提升经济绩效。

因此，Aragon等提出，主动采取环境管理行为从而实施高于政府环境规制最低标准环境行为的企业，相比于那些仅仅实施环境遵从行为的企业更有可能通过环境绩效提升经济绩效；Latan等[29]对印尼通过ISO4001认证的企业进行实证研究发现，环境战略在影响环境绩效与经济绩效间关系方面发挥了重要作用；Cheng 等[30]研究发现，组织环境创新对台湾企业经济指标具有积极影响；Nishitani 等[31]发现，相比于末端治理，清洁生产有效减少了日本企业污染物排放，同时增加了企业附加值。但是，也有学者指出主动环境管理行为在经济绩效与环境绩效间关系起积极作用的研究大多在发达国家，发展中国家结论不一：Nishitani等[32]研究发现，印度尼西亚企业通过采取主动的环境管理行为可提升环境绩效，进一步促进企业生产力发展，但没有提高企业销售额；Razafindrambinina & Sabran[33]的研究则表明，在印尼企业中并没有发现环境管理存在这种积极作用。综上所述，本研究提出如下假设：

H2：环境创新水平对环境绩效与经济绩效间关系具有显著调节作用。

1.3 企业所有制性质的调节作用

根据资源基础观理论，企业绩效取决于企业自身拥有的组织资源和能力，如企业是否具有先进的环境技术或者获得技术的潜力，能否提高生产率并预防环境污染[34]。因此，关于环境管理或环境创新在环境绩效与经济绩效关系间所起作用结论不一致的原因，很大程度上是没有考虑企业自身资源的调节作用。而在实际研究中，企业自身资源往往被当作是控制变量，并不是研究的主要变量。本文认为，脱离企业自身实际情况，研究环境绩效与经济绩效间关系并不能为政府制定科学合理的针对性政策提供切实有效的帮助。近年来，企业自身资源的调节作用也逐渐引起学者重视。 Latan等[29]将企业规模和所处行业进行多群组分析发现，公司规模在环境绩效与经济绩效间发挥着重要调节作用；Liang & Liu[35]将企业环境管理能力作为调节变量，发现环境管理能力越强，环境绩效对经济绩效的影响作用越显著；盛宇华等[36]研究发现，企业自身动态能力正向调节企业不同形式技术多元化与企业绩效间的关系；芮正云等[37]将企业自身知识基础作为调节变量，研究了其对创新绩效的影响；杨静等[38]将企业自身绿色创新能力和创新战略相交互，实证研究发现企业创新能力越强，绿色创新战略对企业价值增值的影响就越显著；廖中举和程华[4]将企业所有制性质等背景因素与环境政策相交互，研究了其对环境创新的影响。

由于外商直接投资企业(FDI)相比于内资企业具有更先进的技术和更高效的管理方式，因此其研发和创新效果更加显著[39]。同时，环境创新水平越高，对技术要求越高，需要投入的成本越多，内资企业尤其是民营企业在资金和技术方面整体上比FDI企业弱，而环境创新产品投入市场后的经济效益取决于多种因素的交互作用。因此，本文提出如下假设：

H3a:企业所有制性质对环境绩效与经济绩效间关系具有显著调节作用；

H3b:在环境创新水平调节情境下，企业所有制性质对环境绩效与经济绩效间关系具有显著调节作用；

H3c:环境创新水平越高，内资企业环境绩效对经济绩效的促进作用越弱；

H3d:环境创新水平越高，FDI企业环境绩效对经济绩效的促进作用越强。

综上所述，本文认为探究环境绩效与经济绩效间关系需要考虑环境创新水平的调节作用，并比较不同所有制企业在环境创新情境下，环境绩效如何差异化影响经济绩效。因此，本文提出环境绩效、环境创新水平、企业所有制与经济绩效间多个调节变量多步调节的理论模型，如图1所示。

图1 概念模型

2 研究与设计

2.1 样本选取与数据收集

本文主要探究在不同所有制类型企业中环境创新水平所起的调节作用。因此，问卷调研对象为对生态环境有较大影响的制造业企业。问卷调研时间分两个阶段：2015年7月-2016年4月、2016年7月-2017年5月，共发放问卷400份。从实际情况看，我国外资企业数量远少于内资企业，因此调研地点选择外资较为集中的江苏、山东、上海三大地区，内资企业和外资企业各发放问卷200份。剔除基本信息不完整、回答不完整、回答完全一致的问卷，共回收有效问卷318份，有效问卷回收率为79.5%。为保证样本的有效性和典型性，在抽样过程中采用随机抽样方法，样本数据基本信息结构特征见表1。

表1 样本企业基本信息描述(N=318)

2.2 变量测量

为保证测量工具信度和效度，量表题项尽量采用国内外已经使用过的成熟量表，计量李克特七级量表形式，具体变量测量分析如下：

(1)自变量：环境绩效(CEP)。本文采用广义上的环境绩效作为自变量，其并不是根据末端污染物量化的指标，而是基于未来规制预期主动进行产品和生产流程创新以防止(而不只是减少)对环境产生负面影响的指标[28]。根据Liu[40]、 Chiou等[41]的做法，具体测量题项包括3大方面6个题项：①末端污染：与以往相比，贵公司近3年废气废水固体排放物明显减少、废弃物达标比例居同行领先水平；②生产过程污染：与以往相比，近3年贵公司生产过程污染明显减少；③环境管理：与以往相比，近3年贵公司加强了环境管理体系建设。

(2)因变量：经济绩效(CFP) 。借鉴Lopez-Gamero 等[42]、Wagner &Schaltegger[43]的做法，具体测量题项包含3大方面4个题项：①产品区分度：贵公司近3年新产品销售额显著增长；②利润增长：贵公司近3年新产品盈利能力居同行领先；贵公司近3年盈利增长比竞争者更快；③市场份额：贵公司近3年产品市场份额比竞争者提高更快。

(3)调节变量;环境创新水平(EIL)和企业所有制性质(EON)。环境创新水平调节变量根据朱庆华和杨启航(2013)、 Zhao等[44]、刘斌和朱庆华[45]的研究，主要包括产品设计、生产流程、环境管理、仓储和运输4大方面12个题项：①产品设计：设计产品时积极减少有害原材料的使用；积极选择污染较少的制造工序；积极使用更为环保的包装材料；②生产流程：积极使用环保型生产设备；积极采用污染预防技术；积极进行能源循环使用；对“三废”积极回收利用；积极预防生产过程中污染物的产生；③环境管理：积极选择通过ISO14001管理体系认证的供应商；对供应商内部管理进行较严格的环境审计；④仓储与运输：仓储中积极预防环境污染；运输中积极预防环境污染。企业所有制性质分为内资企业和FDI企业。其中，内资企业赋值为0,FDI企业赋值为1。

3 实证结果分析

3.1 同源方差检验

本文为避免因变量数据均来源于同一个体可能引起的同源方法偏差，除在问卷设计上采取程序控制外，还根据Harman单因素检验法进行统计检验，利用SPSS作未旋转的探索性因子分析，共提取到3个公共因子，发现第一因子累积解释变异量为42.038%，小于50%，在可接受范围内，表明样本同源方差问题不严重(孙锐等，2017)。

3.2 拟合度检验与信度效度分析

本文采用AMOS17.0 进行整体模型拟合度检验，整体模型适配度指标值为：χ2/df=2.30，小于3，表明模型适配度良好；RMESA=0.064,小于0.08，表明模型适配度合理；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，说明模型适配度较合理。本文使用SPSS22.0软件进行量表信度和效度检验，结果见表2。从中可见，环境绩效、环境创新水平、经济绩效的Cronbach's α系数均大于0.9，说明潜在变量组合信度较好，量表内部一致性较高[46]。量表题项-总分相关系数均大于0.6，表明均通过CITC(Corrected Item-Total Correlation)组合信度检验。整体变量的KMO值为0.934，大于0.7，且通过显著性检验，表示变量间可进行因素分析。各潜变量累积解释变异量均大于60%，表明因素十分理想；各题项对应的因素负荷量基本都大于0.7，表明因素负荷量情况理想，量表建构效度较好[47]。

3.3 描述性统计与相关性分析

在深入分析环境创新水平、环境绩效、经济绩效、企业所有制性质关系前，首先对各变量均值和标准差进行描述性统计分析并计算Pearson相关系数，结果见表3。从中可见，环境创新水平与环境绩效均存在显著正相关关系，经济绩效与环境绩效间也存在显著正相关关系，为后续深入分析奠定了基础，但将变量间进行综合考虑时，结论未必一致。因此，需要采用结构模型方法对假设关系进行检验。

表2 信度与效度检验结果

注：KMO=0.934，P=0.000

表3 描述性统计与相关性分析结果

注：*表示P<0.05,**表示P<0.01(双尾检验)

3.4 假设检验

本文调节效应回归方程为：Y=b1+b2XM+b3XW+b4XMW。其中，Y为被解释变量经济绩效，X为解释变量环境绩效，M为第一个调节变量环境创新水平，W为第二个调节变量企业所有制性质。检验其调节效应是否存在，主要检验交互项b2、b3、b4是否显著。

本文使用SPSS软件中的Process插件进行调节变量分析。首先，为使回归方程系数更具有解释意义，对自变量环境绩效和调节变量环境创新水平都进行中心化处理，另一个调节变量企业所有制性质因为是分类变量，所以无需进行中心化处理；其次，引入环境创新水平和企业所有制作为调节变量。因此，模型进行4次交互作用，检验结果如表4所示。

表4 调节作用检验结果

从表4中可以看出，环境绩效对经济绩效的回归系数为0.216 1，但显著值p为0.080 3>0.05，检验置信区间为(-0.026 2,0.458 5)，包含0，表明在本文样本中，环境绩效对经济绩效的影响未通过显著性检验，假设H1未通过验证。对于调节作用，环境绩效与环境创新水平交互项对经济绩效的回归系数为-0.238 5，显著值p为0.004 6<0.05，置信区间为(-0.402 9，-0.074 2)，不包含0，说明环境创新水平对环境绩效与经济绩效间关系的调节效应存在，假设H2通过验证。企业所有制性质和环境绩效交互项对经济绩效的回归系数为0.075 1，显著值p为0.672 5>0.05,置信区间为(-0.274 0,0.424 1)，包含0，表明企业所有制性质在没有环境创新水平调节情境下，单独对环境绩效和经济绩效的调节效应不存在，假设H3a未得到验证。环境绩效、环境创新水平和企业所有制性质3项交互项的R2=0.018 2，显著值P=0.006 1<0.05,且3个交互项的回归系数为0.284 7，显著值p为0.006 1<0.05，置信区间为(0.081 7,0.487 7)，不包含0，表明环境创新水平、企业所有制性质对环境绩效与经济绩效间关系的先后调节效应显著存在。也即，在环境创新情境下，企业所有制对环境绩效与经济绩效间关系的调节作用存在，假设H3b得证。

以上检验结果只能证明调节效应是否存在，关于在不同所有制企业中，环境创新水平如何调节环境绩效与经济绩效两者间关系，则需要借助调节效应图体现。本文利用Process软件，以环境创新水平调节变量均值加减一个标准差为基础，分别描绘内资企业、FDI企业在不同环境创新水平下环境绩效与经济绩效间的关系，见图2和图3。

从图2可以看出，在内资企业中，随着环境创新水平不断提高，调节效应曲线斜率反而越来越小，在高环境创新水平时几乎为0。这就表明，当环境创新处在较低水平时，环境绩效对经济绩效的促进作用明显高于高环境创新水平。另外，在低环境创新水平下，随着环境绩效的提高，企业经济绩效也随之显著提升，表明环境绩效对经济绩效有显著促进作用；在中环境创新水平下，环境绩效对经济绩效的促进作用有所减缓；在高环境创新水平下，环境绩效对经济绩效几乎没有促进作用。因此，假设H3c得证。从图3可以看出，在FDI企业中，随着环境创新水平不断提高，调节效应曲线斜率缓慢增大。这表明，在高环境创新水平下，环境绩效对经济绩效的促进作用强于低环境创新水平下的促进作用,假设H3d得证。但是，同时也可以看出，调节效应虽然随着环境创新水平提高而增强，但这种效应不明显。

图2 内资企业环境创新水平调节效应

图3 FDI企业环境创新水平调节效应

4 研究结论与启示

4.1 研究结论

本文基于利益相关者理论、新制度主义理论、资源基础观等，利用多个调节变量，探究企业在环境创新水平调节作用下环境绩效与经济绩效间的关系，并比较在不同所有制企业中环境创新水平的调节效应差异。得到以下结论：

(1)在没有环境创新水平调节时，也即单独研究环境绩效与经济绩效间关系，前者对后者并没有显著促进作用。原因在于：①由于样本数量、指标选取等原因，有可能出现不一样的结论[48-49]；②从现实层面看：首先，可能与企业采取的环境战略响应模式相关，同是绿色行为，不同响应模式有很大区别：如果仅仅是为获得制度合法性而不是获取竞争优势，那么采取反应型模式即可，即只需要遵守当地最低环境标准[50]。但在这种模式下，企业为获得环境绩效必然要付出额外成本，进而，环境绩效对经济绩效难以起到促进作用。其次，根据资源基础观，除外部利益相关者外，环境绩效与经济绩效间关系也取决于企业内部资源和管理能力，不同资源和能力影响前者对后者的作用效果。因此，即使在相同的环境绩效水平下，对企业经济绩效的影响也不同[51]。这些都是权变因素近年来受到重视的原因，也是本文研究意义所在。

(2)在我国制造业企业样本下，环境创新水平在环境绩效与经济绩效间存在显著调节作用。企业所有制性质如果脱离环境创新情境，对环境绩效和经济绩效间的调节效应在目前样本下将不存在。原因在于，无论是外资企业还是内资企业，如果没有将预防环境污染纳入企业核心战略体系，当采用仅符合最低环境标准的环境行为时，企业无法通过环境绩效提高经济绩效从而获得竞争优势。即使FDI企业拥有较为先进的技术和管理方法，在环境行为方面没有创新和突出表现，依然无法提高效率，也无法获得绿色产品差异化优势。因此，企业不同所有制在环境绩效与经济绩效间无法起到调节作用，无法使得环境绩效向经济绩效有效转变。只有在环境创新水平的调节下，不同所有制企业才会显现出不同的调节效应。该结论表明，在产品、流程、环境管理等方面进行环境创新能够促使企业在获得环境绩效的同时，边际收益超过边际成本从而获得经济绩效。

(3)环境创新水平在不同所有制企业对环境绩效与经济绩效间关系的调节效应存在明显差异。从内资企业看，只有在较低水平环境创新的调节下，环境绩效才会对经济绩效产生显著促进作用。这表明，高水平环境创新意味着要投入更多创新成本，而内资企业特别是民营企业技术水平、管理经验乃至经济资源与国有企业、外资企业相比存在着较大差距，如果实施高水平创新，必须投入大量研发成本进行设备升级改造，这无疑会对内资企业造成严重的经济负担。进而，如果企业环境创新产品销售额不足以弥补总成本，环境绩效则不能有效转化为经济绩效。所以，在低环境创新水平调节下，环境绩效反而能够很好地提升企业经济绩效。但是，在FDI企业中，随着环境创新水平的提高，环境绩效对经济绩效的促进作用增强。因此，对于环境创新并不需要投入过多成本，而创新水平越高，反而越能提升企业生产效率，降低企业固定成本和可变成本。同时，由于高水平环境绩效能够帮助企业获得在东道国的合法性，满足东道国政府、消费者等利益相关者期望，既能为自己赢得良好环境声誉,又能够显著提升产品区分度，进而提高产品销售额，提升企业经济绩效。但是，在高环境创新水平下，环境绩效对经济绩效的提升效果并不明显。原因在于，我国对绿色产品消费需求不旺，也可能是绿色产品市场区分度不高。相比于发达国家，我国居民的绿色消费仍处于初级阶段，因此，环境绩效对经济绩效的提升作用并不明显。

4.2 管理启示

(1)无论是何种所有制性质的制造业企业，政府都应当通过政策性激励措施为企业实施环境创新提供便利条件，帮助其获得高水平环境绩效并同时提升其经济绩效。具体可从以下几个方面开展：在市场准入方面，提高产品市场准入环境标准，将一些清洁生产推荐性标准升级为强制性标准，倒逼企业特别是重污染企业实施环境创新；在绿色消费方面，培育消费者绿色消费理念，刺激绿色消费行为，如对环境创新程度高的产品进行消费补贴，鼓励消费者购买环境创新产品，帮助企业将环境绩效有效转化为经济绩效；在环境规制方面，政府除用强制性规制措施保证企业环境遵从行为外，也需要加强市场型规制措施。政府应该对实施环境创新的企业给予环境补贴或者税收优惠、融资便利等优惠，从而帮助企业获得足够的专项资金实施环境创新，但同时也需要加强监管，确保企业将补贴资金真正用于环境创新研发。

(2)政府对于不同所有制性质企业应采取差异化激励政策。对于FDI企业，应该在给予优惠政策的同时提高其环境创新标准，鼓励其实施高水平环境创新；对于内资企业特别是民营企业，则应该分阶段分步骤帮助其进行环境创新。在初始阶段，可以制定相对较低且明确的环境创新标准，同时给予资金和技术支持，避免因环境标准过高而使得民营企业难以存续。

(3)对于企业管理者来说，应将环境创新纳入企业战略决策，将环境绩效作为企业经营目标之一。也许短期看，环境绩效对经济绩效的促进作用不明显，但从长期看，实施环境创新将有助于企业提升经济绩效。

受篇幅所限，本文主要考虑环境创新水平在不同所有制企业之间对于环境绩效提升经济绩效的调节效应，尚未考虑其它权变因素的影响作用，未来研究可考虑政府规制、市场结构等变量的调节作用，从多维度为我国政府制定科学有效的环境政策，帮助企业实现由环境绩效向经济绩效转变。