履行环境责任是否会提高企业经济效益？——基于利益相关者视角

何枫，刘荣，陈丽莉

（1.北京科技大学 经济管理学院，北京 100083；2.清华大学 经济管理学院，北京 100084）

工业增加值是中国GDP的重要组成部分。根据国家统计局相关数据，虽然近年来，中国工业增加值在GDP占比呈现下降趋势，但比重仍维持在40%以上，显著高于欧美发达国家。2018年，中国工业增加值占GDP比重为40.65%。显然，工业在中国经济结构中占有不可替代的重要地位。然而，由于很多工业企业环保设施缺乏、技术落后、排放标准不严、配套监管缺失等原因，工业成为中国最大的污染源之一，工业企业的环保任重而道远。因此，提高工业企业的环境经济效益成为国家环境治理的重要目标[1]。

全球气候和环境条件显著变化使得公众对企业环境责任（Corporate Environmental Responsibility，CER）的认识日益增强，企业环境责任也成为商界和学术界的一个重要话题[2]。企业作为经济发展的主要承担者，不仅负责市场需求，还负责资源和环境保护。为解决环境问题，企业需要提高生态意识，履行企业环境责任，这体现出企业对环境问题的理解和承担。企业环境责任在企业与自然环境的互动方面发挥着至关重要的作用[3]。各国政府和环境组织对环境保护的重视程度不断提高，企业所面临的环境保护压力也越来越大[4][5]991。

近年来，中国在世界钢铁生产和使用中的份额从不足20%增加到50%以上[6]。然而，这种快速发展在某种程度上由能源密集型模式所驱动，并由此引发了一系列环境问题。不少中国钢铁企业在生产经营过程中对环境产生了负面影响[7]。面对日益严峻的环境问题以及政府、民众等利益相关者的压力，企业需要积极主动地承担环境责任和进行环境管理。但是，从理性思维出发，经济效益几乎是所有中国钢铁大中型企业管理层最重要的决策目标。履行环境责任和环境管理能否会给企业在带来一定的经济效益，这成为目前企业管理层迫切关心的问题。因此，本文拟将企业环境责任与企业的战略和财务目标联系起来，探讨企业履行环境责任对企业经济效益的影响，进而为企业优化环境管理提供决策支持。

一、文献综述和研究假设

通常，企业在运营过程中必然会对环境产生影响。将环境因素纳入企业管理刺激了过去几十年对企业环境责任研究的显著增长。关于环境管理的研究已经建立了若干分支并开展了大量研究，证明这一问题日益重要[8]。但是关于企业环境责任的文献仍然主要集中在发达国家。

（一）企业环境责任的研究

事实上，企业环境责任在环境管理中扮演着越来越重要的角色。近年来，对企业环境责任的研究成果丰富，主要集中在以下三个方面：首先，研究企业环境责任与经济结果和社会结果之间的相互影响，例如CER对企业风险[9]563、营业收入[10]和企业出口绩效的影响[11]946，CER投资对企业收入分配的影响[12]63，政府规模和政府监管[13]及环境非政府组织（ENGO）[14]对企业环境责任（CER）的影响等；其次，对董事会的社会关系[15]40、高管团队特征[16]、女性董事[17]、员工的组织认同[18]等企业组织结构和组织行为与企业环境责任之间的关系研究；再次，对企业环境责任驱动因素的研究，包括企业环境责任的信息披露[19]273-294、法律原则[20]、利他动机和企业文化[21]641等。

越来越多的文献研究了企业参与环境责任的原因及其对经济效益的影响。尽管关于企业环境责任对经济效益的影响有多种实证分析结果，但在企业环境责任成为企业竞争优势来源、促进创新以及增加利益相关者价值等方面的研究结论具有一致性[11]946-959。然而对工业企业在履行环境责任活动时所表现出的环境管理水平对企业经济效益的影响却知之甚少。

（二）企业环境责任与企业效益的关系研究

目前有较多的观点认为，良好的企业环境绩效可以有效减少能源使用和废物产生，使企业能够节省成本[5]991-1009。这是因为，虽然遵守环境法规会产生额外成本，但同时也能在其他领域（如废物处理技术）削减成本。此外，也有一些研究探讨了推动企业参与环境责任的因素及其对企业效益的积极影响[11]946-959[12]63-74。

然而，传统经济理论认为，CER与经济效益之间存在负相关关系[22]。在有限资源的背景下，遵守相关环境法规时，对非生产性防污染设备的投入势必造成生产性设备投资的降低，从而导致企业生产率的下降。例如，交易理论表明，企业的环境保护活动会消耗企业财务资源，从而降低企业经济效益，而环境保护活动的效益无法抵消所涉及的成本[23]。此外，企业环境活动与股东短期财富最大化的主要目标相冲突，自愿性环境管理相关活动被视为慈善机构，与利润最大化原则相矛盾，会增加企业的风险[9]563-594。

因此，不难发现，在关于企业环境责任与经济效益联接关系研究的既有文献中，研究结果不尽一致，甚至相互矛盾[15]40-52。目前，相对较多的研究认为，企业承担环境责任与经济效益是“非正即负”的简单线性关系。为理解这些不一致和相互矛盾的结果，研究者通常会使用多种理论进行阐释[24][25]209-223。有鉴于此，本文也将采用多理论视角，将利益相关者理论和制度理论作为互补而非竞争理论，为理解和解释企业环境责任与经济效益之间关系提供更丰富的理论基础。

面对日益严峻的环境问题以及政府、民众等利益相关者的压力，企业应该积极主动地承担环境责任和进行环境管理。多数学者基本上使用两个主要动机来解释 “为什么企业在其运营过程中采取环保主动策略”。一方面，以利益相关者理论为基础的研究表明，企业可能采用对环境负责的方法来满足利益相关者的利益，包括满足为企业可持续经营提供资源的客户、股东、政府、消费者和社区居民等利益相关者的需求[26]。相比之下在另一方面，制度学者认为，非正式和正式的制度，规范或激励着企业环境责任的实践。根据这一观点，企业应表现出高水平的环境管理能力，以实现社会合法性并避免政府的监管风险[11]946-959。因此，当企业开始积极主动履行环境责任时会对企业经济效益产生正向的影响。但是，随着企业履行环境责任投入的不断加大，在企业资源有限的条件下，为满足利益相关者的环保需求，势必会造成企业生产和财务资源的损耗，而履行环境责任产生的效益无法弥补所消耗的成本，从而降低企业的经济效益。因此，提出以下假设：

H1.中国钢铁企业履行环境责任对企业经济效益的影响呈现“倒U形”关系。

利益相关者理论一直是用于解释组织参与环境活动动机的主要理论之一。利益相关者压力的增加将有效地阻止企业不负责任的行为，并增强企业对环境的贡献。大量的利益相关者研究支持这一主张[21]641。然而，使用该框架来解释企业环境效益却产生了不同的结果。利益相关者的影响力与企业环境效益之间存在不显著的关系[27]383-402、“倒U形”关系[28]634，甚至是负相关关系[29]。为解释这种差异，有学者提出“不同利益相关者期望企业参与环境责任（CER）的程度”可能会有所不同，即不同利益相关者群体对企业承担环境责任的偏好不同[28]634-651。

利益相关者对企业环境责任的偏好研究有效地解释了为什么利益相关者会对企业环境效益产生不同的影响，并阐述了对企业环境责任拥有不同需求层次的利益相关者如何单独或共同影响企业的环境行为和经济行为。通过“单独”强调不同利益相关者对企业环境行为和经济行为的影响，通过“共同”强调单独考虑个人利益相关者不足以解释企业的运营环境，因为任何利益相关者的个人影响可以被其他利益相关者增强或减少。因此，在对企业环境行为进行建模时，应同时考虑多个利益相关者的特征。本文通过考虑不同利益相关者的环境偏好来检验不同利益相关者对企业环境行为和经济行为的影响。

制度理论也用于解释企业进行环境管理的动机。根据制度理论，任何组织都不能摆脱外部环境压力，面临外部压力但未能适当调整的组织将危及其自身生存。制度理论认为，当企业面临环境需求时，企业倾向于寻求制度环境所认定的合法性。合法性对企业的生存至关重要，因为它确保了外部资源的持续流入和来自各种利益相关者（如供应商、分销商、客户和政府）的支持[25]209-223。

本文采用利益相关者理论和制度理论的联系和基本假设是，企业在影响其实践的社会中运作，企业都面临外部环境压力，需要满足各个利益相关者的需求，其中政府作为特殊的利益相关方，企业需要满足制度合法性要求。因此，本文基于利益相关者理论和制度理论相结合的原则对利益相关者群体进行分组讨论，把利益相关者分为两大群体：监管者（特指政府机构）和主要利益相关者（社区、客户、员工、供应商、环境非政府组织和媒体）。在H1基础上提出假设H2和H3：

H2.只考虑主要利益相关者的企业环境责任（包括社区、客户、员工、供应商、环境非政府组织和媒体等）对企业经济效益的影响呈现“倒U形”关系。

H3.只考虑监管者的企业环境责任（特指政府机构）对企业经济效益的影响呈现“倒U形”关系。

根据研究假设，本文的概念模型如图1所示。

二、企业环境责任的测量

近年来，随着中国环境法规逐渐完善，环境执法日益严格，企业在环境保护方面取得一定成效，但企业主动减少对环境负面影响的积极性还有待提高。因此，与企业环境责任和绿色管理相关的问题在学术界和企业界受到越来越多的关注[30]。

就量化CER的研究机制而言，研究CER与经济效益之间关系的困难在于缺乏对CER的标准测量，现有研究大多采用主观的内容分析法[19]273-294和问卷调查法[31-32]。为进一步完善量化CER的研究机制，本文对企业环境责任采用DEA方法进行测算，这将有助于建立客观的评价标准，对于充分理解CER与经济效益的关系具有重要意义。

（一）数据包络分析方法

当涉及到环境效率和温室气体排放、废水、不良产出固体废物等污染时，只考虑期望产出的传统方法不再适用。为克服原有数据包络分析方法的局限性，有学者提出了包含非期望产出的数据包络分析方法。由于传统DEA模型配置存在一定的缺陷和复杂性，松弛的测量（SBM）已成为当前研究的一个重要手段[33]。标准DEA模型得出的效率值最大为1，有效DMU效率值相同，这些有效DMU的效率高低无法进一步区分。为解决这一问题，Andersen和Petersen[34]提出了对有效DMU进一步区分其有效程度的方法，这一方法被称为“超效率”模型。为本文进一步研究的需要，将包含非期望产出的SBM模型和“超效率”模型结合起来，形成包含非期望产出的SBM超效率模型。模型的规划式如下

其中，S为投入和产出的松弛量；S-为投入冗余量；S+为期望产出不足量；Sb-为非期望产出超出量；λ为权重向量；ρ为效率得分。模型中，假定有n个决策单元，每个决策单元均有投入向量，期望产出向量和非期望产出向量。假设有m种投入，产出有q种，其中有q1种期望产出，q2种非期望产出，则投入向量为x∈Rm，期望产出向量为y∈Rq1，非期望产出向量为b∈Rq2。

（二）投入产出变量的描述

表1是对钢铁企业投入产出变量的描述，其中，新水用量、固定资产、职工人数、能源消耗和环保投资是投入变量；三废利用产值是期望产出变量；废渣、废气、废水和排污费上缴是非期望产出变量。

表1 钢铁企业投入产出变量描述性统计（2009—2016年）

在指标选取方面，本文沿用Chen等的研究[35]，投入变量包括新用水量、固定资产、职工人数、能源消耗和环保投资。资产和劳动力则是研究效率的传统投入变量。在此基础上，本文拟重点研究钢铁企业的环境责任；因此，补充新用水量、能源消耗和环保投资变量，从而使得投入指标相对全面。非期望产出变量包括废渣、废气、废水和排污费上缴。废渣、废气和废水是企业排放的主要污染物；排污费上缴表示企业受政府规制的程度，突出反映政府对企业环境管理的监督作用。期望产出变量选取三废利用产值，表示企业对污染物的利用程度，充分反映企业对环境管理的重视程度。

（三）钢铁企业环境责任的测量结果

根据现有研究，并通过仔细分析样本中所包含企业的实际环境管理概况，本文基于利益相关者理论和制度理论相结合的原则把利益相关者分为两大群体：监管者（特指政府机构）和主要利益相关者（社区、客户、员工、供应商、环境非政府组织和媒体等）。废渣、废气、废水和排污费上缴作为钢铁企业的环境非期望产出。其中，排污费上缴由监管者征收，也是监管者最为关心的变量；因此，将排污费上缴作为监管者单独影响企业环境效益的产出变量。另外，对于主要利益相关者（社区、客户、员工、供应商、环境非政府组织和媒体等）更多关注的是废渣、废气和废水的排放；因此，将三废排放量作为主要利益相关者单独影响企业环境效益的产出变量。但是，现实情况是复杂的，任何利益相关者的单独影响都可能被其他利益相关者增强或减少，因此在对公司环境行为进行建模时，应同时考虑多个利益相关者的特征。本文不仅考虑了不同利益相关者的环境偏好对公司环境行为和经济行为的单独影响，同时也考虑了不同利益相关者的环境偏好对公司环境行为和经济行为的共同影响。

如图2所示，环境管理水平（Environmental Management Level，EML）反映了企业管理对自然环境的影响程度。本文通过包含非期望产出的SBM超效率模型计算钢铁企业在环境方面的投入产出数据，将计算结果用环境管理水平表示，为下文检验企业环境责任与企业经济效益之间的关系提供客观有效的数据。因篇幅限制，图2只展示了2009年的测算结果。

由图2可以看出，在2009年EML1、EML2、EML3和EML4的结果有显著区别。经过计算，即2010—2016年也同样具有此特征。限于篇幅，不在此一一列举。因此，本文将三废和排污费上缴分开测算钢铁企业的环境管理水平是合理的，这也是本文的主要贡献之一。

三、模型构建及变量说明

（一）样本与数据

数据库和估计方法是实证研究的关键因素。早期研究中使用CER数据通常基于评级或二进制数据（一般来自美国公司）。例如，为计算CER得分，一些学者使用只提供二进制数字的KLD数据库，这些数据库仅采用问卷调查和专家评估的方法来计算。此外，在某些情况下，KLD数据库是不完整的，特别是对于那些在美国以外有业务的公司[9]563-594。Ismail和Kemal[36]研究使用的数据集依赖企业社会责任报告中披露的信息，这种信息有时可能是有偏见的，企业夸大其社会责任实践的水平，为利益相关者创造更积极的企业形象。而且以往的研究大多采用横断面问卷调查来衡量企业环境责任，以及由于参与者的过度报告和企业异质性等无法控制等原因，导致这些研究往往存在偏见[37]。本文基于中国钢铁工业协会统计数据，收集并构建了2009—2016年①2008年，在钢铁价格来回波动之时，中国钢铁业出现全行业危机并出现了大规模的企业重组。例如，宝钢同时整合广钢、韶钢；济钢和莱钢集团合并；鞍钢整合攀钢以及唐钢与邯钢牵头组成的河北钢铁集团等。因此，本文使用2009—2016年的钢铁企业数据。中国钢铁行业54家大、中型企业的环境面板数据集，且这一数据集提供了以人民币计算的中国大型钢铁企业财务数据，可以更准确地估计企业环境责任对企业效益的影响。

来自不同行业的企业在不同程度的环境压力和政府监管下运作，这对准确比较各行业企业环境责任的参与度造成困难。作为中国重要的高污染、高能耗、高排放产业，钢铁企业长期以来一直被要求减少污染排放、提高效率。且以单一行业为研究对象可以有效地消除不同行业环境产生的噪音干扰[27]390。因此，本文选择钢铁行业为研究对象。

（二）计量模型和变量说明

本文研究的重点问题在于企业履行环境责任对企业经济效益的影响。为对前述假设进行实证分析，通过运用2009—2016年中国钢铁行业54家大中型企业的环境面板数据，构建了环境管理水平（EML）这一指标衡量企业环境责任，并以此为基础将企业环境管理水平与经济效益的关系进行实证检验。本文借鉴Cai等[9]563-594、Liang和Liu[1]2985-2998、Xu等的研究[11]946-959，结合前文提出的研究假设，提出以下计量方程模型

其中，i代表企业；t代表时间 （2009—2016 年），b0～b7、a0～a7、l0～l7和 d0～d7为待估参数；mi，t、hi，t、ei，t和 wi，t为随机扰动项。

被解释变量：资产回报率（ROA）。资产回报率被认为是企业经济效益的最佳衡量指标，并被广泛使用[15]40-52[19]273-294。

核心解释变量：环境管理水平（EML）。本文运用包含非期望产出的SBM超效率模型评估钢铁企业在环境方面投入产出的状态，并将评估结果用环境管理水平表示。其中，EML1表示非期望产出变量包括三废（废渣、废水和废水）和排污费上缴的测算结果；EML2表示非期望产出变量仅包括三废的测算结果；EML3表示非期望产出变量仅包括排污费上缴的测算结果；EML4作为对照组仅包括期望产出变量 （三废综合利用产值）。由于企业社会和环境行为对企业经济效益的影响往往存在着滞后效应，因此将根据环境管理水平（EML）的滞后一期进行实证检验。

控制变量：企业规模（Scale）采用年末总资产的自然对数来衡量[38-39]。要素禀赋结构（Klr）采用企业固定资产净额与企业年平均从业人数比率来表示。企业的要素禀赋结构越高，表示企业越倾向于资本密集型，资本密集型企业更有利于企业改进生产技术，从而改善企业经济效益。营业总成本（TC）是指企业所销售商品或者提供劳务的总成本，加入这一变量来控制企业的总投入对企业经济效益的影响。主营业务收入（MBI）是指企业从事本行业生产经营活动所取得的营业收入。本文也考虑了企业财务杠杆对企业的影响，采用公司的年终资产负债率（Leverage）度量企业财务杠杆[40]。

（三）描述性统计

表2中，环境管理水平（EML）代表了中国钢铁企业的环境绩效水平。其中，EML1最大值为1.25，平均值为 0.521；EML2最大值为 1.333，平均值为 0.502；EML3最大值为1.739，平均值仅为0.4。这意味着中国钢铁企业的环境管理水平差异较大，环境管理水平整体偏低。

表2 变量描述性统计

四、实证分析

（一）回归结果

基于本文研究所使用的面板数据，在模型选择时通过综合考虑固定效应模型、随机效应模型和混合模型三种模型。通过比较三种模型的回归结果，最终确定了固定效应模型为最优模型。固定效应模型的回归结果如表3所示。

表3 固定效应回归结果

通过对企业固定效应的控制，从本质上探讨同一行业内企业经济效益是如何随着环境管理水平的变化而变化。结果显示，企业环境管理水平（EMLt-1）对资产回报率（ROA）有显著正相关作用，但企业环境管理水平的平方项的估计系数却显著为负，因此，企业环境管理水平与资产回报率之间存在显著的“倒U形”关系。

具体而言，模型1中，企业环境管理水平（EML1t-1）对资产回报率（ROA）的影响系数为7.51，在1%的水平下显著；但企业环境管理水平的平方项的估计系数为-4.77，在5%的水平下显著；说明非期望产出变量包含三废和排污费上缴的企业环境管理水平（EML1t-1）与资产回报率之间存在显著的“倒U形”关系，验证了理论假设H1中国钢铁企业履行环境责任对企业经济效益的影响呈现“倒U形”关系。模型4中，EML4t-1作为对照组仅包括期望产出变量（三废综合利用产值），不包含非期望产出变量。将模型1与模型4的结果对比分析，发现考虑环境非期望产出变量的企业环境管理水平对企业经济效益的影响更大。说明在环境管理过程中，不能只注重环境期望产出，应更多地关注环境非期望产出，这样才能促进企业取得更好的经济效益。

对模型1～模型4综合分析表明，目前中国钢铁企业履行环境责任对经济效益的影响呈现“倒U形”关系。即钢铁企业环境管理总体水平不断提高会提升企业的经济效益，但环境管理水平超过临界值后，随着管理水平的进一步提高会对企业经济效益产生负面影响。

企业履行环境责任对经济效益的影响可以分为两个阶段。一是随着企业环境管理水平的不断提高，环境绩效对经济效益的贡献逐步提高。这可能体现在当前中国环境问题日益严峻，无论是政府出台对企业保护环境的激励和处罚措施，还是消费者、员工和媒体等利益相关者对企业保护环境的期望和要求，都促使企业努力提高环境管理水平改善企业承担环境责任的形象：努力降低企业的经营成本和风险，提高企业的合法性和声誉，创造竞争优势[5]991-1009等，从而促进了企业经济效益的提升。二是随着企业环境管理水平的进一步提升，企业在环境方面投入的加大，将有限的资源更多地分配到非生产性的环境保护方面，侵蚀了企业在生产性资源方面的投入，从而导致企业经济效益的下滑。

当前中国钢铁行业正处于战略转型期，由高污染、高耗能的劳动密集型企业向环保高效的资本密集型企业转变。结合表2和表3的分析结果，表明中国钢铁企业的环境管理水平差异较大，大多数企业的环境管理水平偏低，即处于拐点的左侧。说明中国大多数钢铁企业的环境管理水平对经济效益的影响远没有达到最优，因此中国钢铁企业应主动承担环境责任，实现环境效益与经济效益的最大化。

控制变量的回归结果显示，首先，企业的营业总成本、主营业务收入和资产负债率与资产回报率之间都存在显著的正相关关系。说明企业的营业总成本、主营业务收入和资产负债率对企业经济效益有显著促进作用。其次，企业的要素禀赋结构越高，表示企业越倾向于资本密集型，资本密集型企业更有利于企业改进生产技术，从而改善企业经济效益。回归结果显示，企业要素禀赋结构与资产回报率之间存在很小的正相关关系，且结果不显著。目前，中国钢铁行业正经历由劳动密集型向资本密集型转变，回归结果基本符合当前中国钢铁行业的运行情况。再次，回归结果显示企业规模与资产回报率之间存在负相关关系，但结果不显著。表明企业规模对企业经济效益具有抑制作用但不显著。

综合上述分析，表明企业履行环境责任对企业经济效益具有非线性的影响，同时表明企业履行环境责任具有滞后效应。这意味着，环境管理是长期投入过程，企业要同时权衡环境效益与经济效益，建立长期的环境战略和计划。

（二）稳健性检验

为检验上述回归结果的稳健性，本文使用动态系统GMM模型和两阶段最小二乘法（2SLS）进行稳健性检验。

1.动态系统GMM检验

GMM动态面板模型常被用作稳健性检验，为解决由于反向因果关系、同时性和省略变量而引起的内生性问题，本文参考Cai等[9]563-594的方法进行动态面板系统GMM检验。结果如表4所示。

基于GMM动态面板模型的估计结果，AR（2）检验和过度识别限制的Hansen检验的P值都超过1%、5%和10%的水平，不能拒绝不存在二阶序列相关的原假设和工具有效的原假设。这意味着企业环境管理水平与资产回报率之间的“倒U形”关系不受同时性偏差的驱动。表4结果表明，企业环境管理水平（EML1t-1，EML2t-1和 EML3t-1）与资产回报率呈现了正向且显著的关系，但企业环境管理水平的平方项与资产回报率呈现了负向且显著的关系，证实了当前中国钢铁企业履行环境责任对企业经济效益的影响呈现“倒U形”关系，从而为假设H1、H2和H3提供有力支持。

2.两阶段最小二乘法检验

企业环境责任的前期研究认为，企业环境责任参与是一个内生变量，因此，EML变量与扰动项相关联，使得OLS估计有偏差且不一致。为减轻由同时性和反向因果关系驱动的内生性担忧，本文使用工具变量法来检验EML对企业经济效益的因果效应。采用两阶段最小二乘法，同时以滞后2年和滞后3年的环境管理水平（EML）为工具变量的回归结果，如表5所示。

理想的工具变量应与环境管理水平（EMLt-1）具有高度相关性，与被解释变量资产回报率（ROA）无直接关联。通过执行第一阶段F检验以验证工具变量的选择，检验结果与假设相一致，第一阶段F检验结果是高度显著的，表明选择的工具变量满足相关性假设。通过Hansen检验，检验的P值也都超过了1%、5%和10%的水平，不能拒绝工具有效的原假设。表5报告了详细检验结果，结果表明，企业环境管理水平（EML1t-1，EML2t-1和EML3t-1）与资产回报率的影响系数为正且显著，但企业环境管理水平的平方项与资产回报率的影响系数为负且显著，证实了中国钢铁企业履行环境责任对经济效益的影响呈现“倒U形”关系，结果的稳健性进一步得到支持。

表4 动态系统GMM回归结果

表5 两阶段最小二乘法回归结果

五、研究结论与展望

（一）结论与政策建议

在新兴经济背景下，中国企业在环境管理方面面临着多种形式的制约。企业越来越受到利益相关者的挑战，要求企业履行环境责任。首先，尽管近年来环境监管和相关法律有所增加，但与西方发达国家相比，中国企业目前仍处于环境保护的早期阶段。中国企业的高层管理人员并没有对环境问题表现出积极的态度[19]273-294。其次，在各利益相关方中，对企业的环境管理和可持续性存在相互矛盾的期望[15]40-52，既认同企业的可持续性发展需要投入资源进行环境保护，又担心环保资源投入影响企业的经济利益。因此，本文基于2009—2016年中国大中型钢铁企业为样本，结合利益相关者理论和制度理论，运用包含非期望产出的SBM超效率模型等方法探讨企业环境责任对企业经济效益的影响，将企业环境责任与企业的战略和财务目标联系起来。结果表明：中国大中型钢铁企业环境责任对企业经济效益的影响呈现“倒U形”关系。

企业环境责任使得企业行为既是高效率的经济行为，同时也是对环境资源高效率的节约和保护行为。因此企业要平衡环境责任和经济效益的关系，以达到企业效益的最优化。据此提出以下政策建议：

1.结合表2数据，得出中国钢铁企业环境管理水平（EML）平均值较低，这意味着中国钢铁企业的环境管理水平普遍偏低。说明中国大多数钢铁企业的环境管理水平对经济效益的影响没有达到最优，因此中国钢铁企业应积极主动履行环境责任，这样不仅能满足各利益相关者群体对环保的需求，也满足企业高层管理者创造经济效益的目标，实现环境保护和创造经济效益的“双赢”。

2.政府应该意识到企业履行环境责任在环境治理问题上所起的重要作用。环境监管能够增强具有环境责任感企业的环境管理水平。上文实证分析得出，只考虑监管者影响的企业环境责任对企业经济效益呈现“倒U形”关系，并且针对目前中国钢铁企业的环境管理水平普遍偏低，积极主动履行环境责任的意识不强，政府应监督和强制要求企业遵守环境法律法规，帮助企业实现社会合法性并减少政府的监管风险，促进企业提高经济效益。

3.利益相关者在抑制环境破坏方面表现出越来越多的不可忽视的力量。因此，主管部门应该激发利益相关者的环保意识。各个利益相关者的积极参与，确保了外部资源的持续流入和来自各个利益相关者（如供应商、分销商、客户和非政府组织）的支持。

（二）研究不足与展望

本研究只使用来自中国钢铁企业的数据，没有与发达经济体的企业进行对比研究。因此，在具有不同政治和经济体制的其他经济体中，对结果的解释应谨慎，今后可能需要进一步探讨。

为什么同一行业内企业的环境管理水平不同？在这个方向上，未来的研究可以探索企业高层管理者的作用，特别是高管对环境可持续性的愿景，并分析管理层在促进企业履行环境责任方面的影响。