有色金属企业环保投资对企业竞争力的影响研究——基于环境规制的调节效应与门槛效应分析

常 媛，翟好珍

（江西理工大学 经济管理学院，江西 赣州 341000）

环境问题关乎人民福祉，受到了国家的高度重视。有色金属企业主要依托能源与矿产资源开发而迅速成长起来，对我国经济增长起到了巨大的推动作用，但与此同时，其对资源路径的严重依赖造成了资源的极大浪费，加剧了环境污染。作为环境保护的重要主体，有色金属企业应当自觉履行环境治理的社会责任。但对于企业而言，一方面，建设、改造符合国家标准的环保项目不仅需要支付大量的资金，还需要支付环保维护等日常运行费用，增加了企业的生产经营压力；另一方面，受到国内外经济环境的影响，有色金属价格频繁波动，经营状况受到严峻挑战，企业更倾向将资源投入到更具有竞争优势的项目中，以获取更大的回报。因此，实现经济效益与环境效益的共赢成为我国有色金属企业面临的重要挑战。

随着环境保护相关法规的连续颁布，我国环保政策逐渐严格，企业环保投资行为在很大程度上也受到外部环境规制的影响，管理者在进行投资决策时必须兼顾政策的要求。在严格的环境规制下，有色金属企业加大环保投资能否提升企业的竞争力？环境规制是否能够对两者关系起到调节作用，激励有色金属企业主动承担环保责任，实现经济效益与环境效益的共赢？这一问题的回答对我国有色金属企业进行环保投资决策、实现绿色发展具有重要的意义。

1 文献回顾

环保投资的经济后果一直是备受关注的话题，现有学者的研究主要聚焦于环保投资对企业绩效、企业价值等方面，且研究结论存在一定的争议。Jaffe［1］以美国制造业上市公司为样本，发现环保投资规模的增加并不能为企业带来直观理想的收益；迟铮［2］基于内生性视角，发现企业资本性环保支出与财务绩效互为显著负相关关系；唐勇军、夏丽［3］则认为环保投入与企业价值呈现“U”型非线性关系，陈琪［4］指出这种“U”非线性关系在国有企业和重污染企业中更加显著。与上述研究结论相反，有些学者发现环保投资能够提升企业绩效。Nakamura［5］发现企业通过环保投资能够向消费者传递正面信息并获取他们的信任，从而有利于提升企业经营绩效；Lee、Min［6］对日本制造业进行研究，发现环保投资可以减少碳排放，并对企业财务绩效产生积极的影响；Toshiyuki、Derek［7］对美国能源行业进行研究，发现环境投资对企业绩效产生的积极作用需要长期才能实现。也有学者得出环保投资有利于提升企业价值。国内学者常琳［8］以我国纺织业上市公司为样本，表明企业环保投资力度与企业价值显著正相关；唐国平、倪娟、何如桢［9］研究得出相同的结论，并进一步发现地区经济发展水平越高，环保投资对企业价值的促进作用就越强。

环境规制作为企业外部环境因素，对企业竞争力也有重要影响。学术界大致形成了以下3 种基本观点：一是“传统假说”。该假说认为政府的环境规制在获得环境约束效应的同时减缓了经济增长速度。如刘洪儒、马洁、梁玲［10］以企业固体废弃物的综合利用价值作为指标，发现环境规制不利于企业竞争力提升。二是“波特假说”。与“传统假说”相反，该假说强调恰当的环境规制所带来的经济效益会抵消甚至超过环境规制的成本。如，何玉梅、罗巧、朱筱薇［11］发现环境规制可以刺激矿产资源企业产生补偿生态创新行为；侯伟丽、方浪［12］指出环境规制可以显著提高企业的市场占有率，再次证实了波特假说。三是“不确定性假说”。该假说认为市场需求的不确定性、企业间的差异性和创新形成的不确定性等因素，会导致环境规制与企业经营没有显著的相关关系［13］。

综上所述，现有大多数学者主要从企业绩效、企业价值等方面研究环保投资的经济后果，对环境规制与企业竞争力关系的研究尚未得出一致性的结论，且鲜有学者研究环保投资对企业竞争力的直接影响，以及环境规制在两者之间起何作用。本文的创新点在于：①为避免单一指标衡量企业竞争力的局限性，通过构建企业竞争力的综合指标来检验环保投资对企业竞争力的直接影响；②将外部影响因素环境规制纳入环保投资与企业竞争力研究中，探究环境规制在其中的调节作用及其产权异质性和区域异质性，并通过面板门槛效应的检验，探寻环境规制对环保投资与企业竞争力的调节作用是否存在门槛区间。

2 理论分析与研究假设

2.1 环保投资与企业竞争力

环境问题已成为制约有色金属企业发展的重要因素，管理者的环保投资行为直接影响着企业的经营与发展。一方面，企业进行环保投资可能会挤占生产性资源，使企业资源未能投入到短期收益更大的项目当中；另一方面，在国家高度重视绿色发展的现状下，有色金属企业主动持续加大环保投资也会为企业带来竞争优势。首先，环保投资能够通过清洁生产和节能减排等过程激发企业的绿色技术创新能力，而探索性绿色创新所追求的全新技术，使企业处于技术领先地位［14］，为企业带来竞争优势。其次，基于信号传递理论，企业增加环保投资可以为整个社会带来较好的环境效益，企业因此树立的良好形象能够向投资者和债权人传递积极的信号，使企业在融资过程中获得更多的优惠。最后，良好的声誉也可以向消费者和政府传递积极信息，为企业带来更高的顾客粘性、税收优惠和政策扶持等优势。基于此，本文提出假设H1：环保投资对有色金属企业竞争力具有显著的促进作用。

2.2 环境规制的调节效应

国家环境规制的日益趋严，不仅在一定程度上引导了企业环保投资决策的方向，还影响着公司治理机制的运行。环境问题具有明显的负外部性特征，追求利润最大化的企业难以主动地增加环保投资［15］。但环境规制对企业而言是硬性的法律要求，当环境规制相对较弱时，基于环境合法性的动机，为减少预期罚款企业环保投资将会有所提升［16］，此时的环保投资仅仅为迎合政府环境压力，难以有效提升有色金属企业竞争优势。当环境规制逐渐增强时，基于长期发展的动机，政府环境规制的压力可能成为环保投入的源动力，有色金属企业会通过提升矿山资源综合利用率、开发新型的技术与工艺、研发绿色产品等途径实现创新补偿，并以此获得绿色竞争优势。此外，适当的环境规制也会影响公司外部治理机制，促进有色金属企业更优发展。姜锡明、许晨曦［17］研究表明，环境规制能够与大股东治理形成替代效应，与董事会治理形成互补效应，在环境规制的外部治理约束下，管理者能够基于企业长远发展做出环保投资决策，最终有效抑制管理层在环保投资方面的短视行为。基于此，本文提出假设H2：环境规制对环保投资与有色金属企业竞争力之间的关系存在显著的调节效应。

不同产权性质的有色金属企业，环保投资与企业竞争力的关系和环境规制的调节作用可能会有所差异。国有企业在国民经济中处于主导地位，受到的关注度更高，因此承担着更多的社会责任和政策负担，环保投资规模应该更大［18］。此外，国有企业在产业结构升级转型过程中也扮演着重要的角色［4］。在严格的环境规制下，国有企业能够从战略性角度出发，在环保技术、资源利用、节能降耗等方面投入更多资金，这些前瞻性的投资使企业将环境保护与技术创新更好地结合，在防治污染的同时寻求到更好的获利能力与市场地位，以提高自身竞争优势。非国有企业则可能更加注重实现利益最大化，主动承担社会责任的意愿不足，通常情况下通过末端污染治理和环保罚款等支出满足政府的环境规制要求，而这些被动的污染治理投资难以使企业实现生态补偿。基于此，本文提出假设H3：环境规制对环保投资与有色金属企业竞争力之间关系的调节效应存在产权异质性。

由于不同地区经济发展水平及地方政府的环保意识、重视程度等存在着差别，地区间环境规制水平存在明显的差异，因此有色金属企业应对环境规制的环保策略也具有差异性。我国中、东部地区走在改革开放的前沿，市场机制较为成熟，激烈的市场竞争要求有色金属企业必须立足长期发展进行环保决策，在面临较高的环境规制水平时，企业更倾向于进行环保设备的更新、绿色技术的提升等前瞻性投资，通过绿色优势提升企业的竞争力。而西部地区虽然有西部大开发等国家重大战略的支持，但仍受制于整体实力的弱势，导致落后地区的企业吸收先进技术的能力不足，在面临较高环境规制水平时，企业更容易选择进行“末端治理”，生态补偿效应难以实现。基于此，本文提出假设H4：环境规制对环保投资与有色金属企业竞争力之间关系的调节效应存在区域异质性。

2.3 环境规制的门槛效应

在我国特定的体制之下，环境规制作为一种外部监管机制，是企业环境行为的主要驱动力［19］。但企业的投资决策不仅受到环保制度的约束，还受到收益与成本情况的影响［20］。在相对较低的环境规制水平下，企业会在主动环保投资与被动接受环保罚款之间进行权衡，出于短期利益的考虑，最终选择缴纳环保罚款，放弃加大环保投资，致使企业失去可持续竞争的优势。而在环境规制较高的水平下，企业违法的惩罚力度也会相应增加，管理者为了避免罚款或者环保不达标可能造成的停产损失，不得不采取主动的环境战略，通过加大环保设备及减排工艺等投入实现生产工艺与流程的改进，为企业带来长久的竞争优势。“波特假说”强调设置合理的环境规制能够促进企业绿色技术的改进，因此环境规制可能存在一个合理的范围，超过或低于某个“门槛”，其对环保投资与企业竞争力关系的调节作用不明显或者负向作用。基于此，本文提出假设H5：环境规制对环保投资与有色金属企业竞争力关系的调节存在门槛效应。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文选取我国2014—2020 年有色金属上市公司数据为研究样本，并对其进行必要筛选，最终得到672 个观测值。筛选原则是：①剔除ST、*ST 类公司和财务报表数据缺失的公司；③选择在2014 年以前上市的公司，以保证数据的完整性；③为消除异常值对结果的影响，对所有数据进行了1%的缩尾处理。初始数据均来自于各企业社会责任报告、《中国环境年鉴》、国泰安数据库和东方财富Choice数据库等，运用Excel 进行整理汇总，并使用SPSS、STATA软件进行数据分析。

3.2 变量定义与指标选取

企业竞争力（EC）：现有学者有关企业竞争力的衡量方法较多。赵延明、程天祥［21］认为，总资产收益率是反映企业经营情况的一项重要指标，可将其作为企业竞争力的代理变量，而胡大立、卢福财、汪华林［22］则表示综合指标评价得出的企业竞争力更具客观性，且便于在不同企业之间进行比较。因此，本文借鉴毕茜、李萧言、宋晓娜［23，24］等学者的做法，从企业规模因素、成长能力、盈利效果等方面共选取13个指标，并运用因子分析法计算得出企业竞争力的综合指数。

环保投资（EI）：本文借鉴王云、李延喜、马壮等［25］学者的研究，采用环保投资总额的自然对数衡量环保投资。其中，环保投资总额包括环保设施的投入与改造支出、自然资源的消耗支出、环境恢复和治理成本和排污费、绿化费等环境补偿费用和其他相关支出。

环境规制（ER）：有学者采用工业“三废”排放达标率、工业污染治理投资总额等指标来表示环境规制，虽然能够一定程度上表示环境政策的严格，但是只能从单一的治理角度对环境规制进行计量，不能够从综合视角度量规制效果。本文借鉴许卫华、王锋正［26］的做法，采用国民生产总值与能源消耗量的比值（GDP/Energy）来度量环境规制水平。该指标反应了能源消耗水平和节能降耗水平，可衡量政府节能减排等一系列政策的真正影响效果。

控制变量（Controls）：本文选取企业资产负债率（Lev）、企业成长性（Grow）、自由现金流（Flo）、高管薪酬激励（Hem）、股权集中度（Oc）、产权性质（Soe）等6个变量作为控制变量，具体变量定义与说明如表1所示。

表1 变量的定义与说明Table 1 Definition and description of variables

3.3 模型建立

基准模型构建。为了检验环保投资对企业竞争力的直接影响，本文建立模型（1）：

调节效应模型构建。为了检验环境规制对环保投资与企业竞争力之间的调节作用，本文引入环保投资与环境规制的交互项，建立模型（2）：

门槛效应模型构建。为了进一步检验不同环境规制水平区间下环保投资对企业竞争力的影响是否存在差异，本文将环境规制作为门槛变量进行门槛效应分析，并构建了相应的面板门槛模型（3）：

式中，ECi，t为 被 解 释 变 量；EIi，t-1为 解 释 变 量；ω为门槛变量所对应的门槛值；I（…）为指示性函数，当条件满足时取值为1，否则取值为0；Controlsi，t为所有的控制变量。考虑到环境规制和环保投资对企业竞争力的影响可能具有滞后效应，本文对上述模型中的变量进行了滞后一期的处理。

4 实证结果及分析

4.1 企业竞争力

本文从企业盈利效果、每股指标、规模因素、营运效果、成长能力等5 个方面，共选取13 个反映企业竞争力的指标，借助SPSS22.0 软件，运用因子分析法对我国有色金属企业的企业竞争力综合指标进行了测算。指标选取结果见表2。

表2 企业竞争力综合指标Table 2 Comprehensive indicators of enterprise competitiveness

在做因子分析之前，首先将每个指标进行标准化处理，以得到各个指标的均值和标准差。本文采用KMO和Bartlett球形方法对样本进行了适合度检查，以判断指标之间的相关性，从而决定是否适用因子分析法。具体检验结果如表3 所示。从表3 可见，KMO的取值为0.729，大于0.6；Bartlett球形检验的近似卡方为5899.925，且在1%的水平下显著。KMO和Bartlett检验结果均表明指标之间的相关性较高，适合做因子分析。

表3 样本测度与球形检验Table 3 KMO and Bartlett's Test

本文根据特征值大于1 的原则，利用主成分分析法提取了4 个主要因子（表4）。从表4 可以看出，主要因子旋转后的方差贡献率分别为32.583%、15.755%、14.909%、8.163%，累计值达到71.410%，表明大部分数据信息都包含在指标中，可以选取这4个因子来评价有色金属企业的企业竞争力。为了使公共因子能够更加清晰地反映经济信息，对其进行以下命名：公共因子F1为资本盈利能力因子，F2为营运效果因子，F3为规模因子，F4为成长能力因子。根据各因子的方差贡献率占总方差贡献率的百分比对其进行加权汇总，最终得出各企业竞争力的综合得分函数：

表4 解释的总方差Table 4 Total variance of interpretation

4.2 变量描述性统计

如表5 所示，我国有色金属企业的竞争力（EC）最大值为1.65，最小值为-1.76，说明样本企业在竞争力方面存在较大的差距；企业环保投资（EI）的均值16.11 大于中位数15.95，可以发现超过一半的企业环保投资低于平均值，且平均值远小于最大值20.55，表明有色金属企业环保投资水平整体较低，进一步说明加大企业环保投资的必要性；环境规制（ER）的中位数、平均值分别为1.93、2.00，表明有色金属企业普遍受到环境规制的约束，而极差4.04 则体现出可能不同地区的企业面临的环境规制水平存在一定的差异。

表5 描述性统计分析结果Table 5 Descriptive statistical analysis results

4.3 相关性

变量间的相关性分析结果如表6 所示。从表6可以看出，环保投资、环境规制与企业竞争力的相关系数分别为0.3101 和0.2237，且均在1%的统计水平上显著。资产负债率与企业竞争力在10%的统计水平上显著负相关，企业成长性、自由现金流和高管薪酬激励、企业性质等控制变量均与企业竞争力在1%的统计水平上显著正相关。多重共线性诊断结果具体如表7 所示。从表7 可以发现，VIF 值均小于10，变量间不存多重共线性问题，可以进行多元回归分析。

表6 相关性分析结果Table 6 Correlation analysis results

表7 多重共线性诊断结果Table 7 Multiple collinear diagnostic results

4.4 主效应与调节效应

从主效应的回归结果（表8）可见，模型（1）中环保投资与企业竞争力的回归系数为0.0360，且通过了1%显著水平的检验，说明环保投资与企业竞争力显著正相关，H1得到验证。回归结果表明，有色金属企业进行环保投资能够为企业带来竞争优势。随着环保意识的逐渐增强，企业逐步加大环保投资的力度，能够使其在工艺与生产流程等环节中获得创新优势，生产效率得到提升。此外，企业进行环保投资能够赢得良好的声誉，向外界传递积极的信号，可以使企业在市场竞争中更具优势。

从调节效应回归结果（表8）发现，模型（2）中交互项的回归系数为0.0222 且在5%的统计水平上显著，说明环境规制能够正向调节环保投资与有色金属企业竞争力之间的关系，H2得到验证。回归结果表明，当环境规制较弱时，企业为迎合政府的环保要求，更倾向于被动地进行环保投资，不能为企业带来明显的竞争优势；而当环境规制较强时，为避免高额罚款，且考虑到企业长期发展状况，管理者会主动进行环保投资以寻求新的利润增长空间，并积极提升企业绿色技术，改进各项环保工艺，促使企业竞争力不断提升。

表8 主效应与调节效应回归结果Table 8 Main effect and regulatory effect regression results

4.5 产权异质性

本文按照不同的产权性质分组进行多元回归分析，回归结果见表9。从表9 可见，在国有企业中，环保投资与企业竞争力在1%的统计水平上显著正相关，且环境规制在10%的统计水平上显著促进两者之间的正向关系；而在非国有企业中，环保投资对企业竞争力的促进作用在5%的统计水平上显著，环境规制的调节作用并不显著。可见，相比非国有企业，环保投资对企业竞争力的促进作用和环境规制的正向调节作用在国有企业中均更加显著，H3得到验证。回归结果表明，国有企业主动承担了更多的社会责任，注重环保投资与清洁生产，并通过创新优势与先动优势提高企业竞争力；而非国有企业则缺乏履行社会责任的主动性，重视短期效益而忽视了环保投入带来的长期收益，缺乏前瞻性的环保投资策略，在严格的环境规制下不能够将企业经济效益与环境保护更好地结合。

表9 产权异质性回归结果Table 9 Property heterogeneity regression results

4.6 区域异质性

考虑到不同地区环境规制水平可能存在差异，本文参考国家统计局区域划分标准，将我国划分为东部、中部和西部，分样本研究环境规制对有色金属企业环保投资与企业竞争力的调节作用，回归结果见表10。从表10 可以发现，环境规制的调节作用存在明显的区域异质性，东部和中部地区环境规制的调节作用显著，而西部地区环境规制的调节作用不明显，H4得到验证。东部地区经济发展较快，产业结构更加完整，具有较为健全的环保政策与法律体系，因此企业在激烈的竞争市场中能够主动进行环保投资以获取竞争优势，环境规制在10%的统计水平正向调节环保投资与企业竞争力的关系；西部地区经济发展较为缓慢，市场竞争环境相对宽松，导致企业对先进环保技术的吸收能力不强，因此环境规制的正向调节作用不明显；而中部地区介于两者之间，环境规制能够在1%的显著水平促进环保投资与企业竞争力的正向关系，说明在中部地区，环境规制能够发挥一定的外部治理作用，适当提升环境规制的水平，有利于强化企业环保意识，使企业通过前瞻性的环保投资形成一定的绿色竞争优势。

表10 区域异质性回归结果Table 10 Regional heterogeneity regression results

4.7 门槛效应

基于环境规制调节作用存在差异性，本文将环境规制作为门槛变量，进一步探究了不同环境规制水平区间下环保投资对企业竞争力的影响是否存在差异。采用Bootstrap重复抽样500 次的方法得到F统计量的分布，结果见表11。从表11可见，环境规制的单一门槛与双门槛在1%的统计水平上显著，三重门槛不显著，环境规制存在双重门槛，验证了H5。

表11 门槛效应检验结果Table 11 Threshold effect test results

由表12 的门槛效应的回归结果可以发现，当ER ＜1.898、1.898≤ER ＜2.203 时，环保投资与企业竞争力的回归系数分别是0.0154 和0.0340，未能通过显著性检验。与ER ＜1.898 相比，当1.898≤ER＜2.203时，环保投资对企业竞争力的促进作用稍显增强，但是其促进作用的影响效果仍不显著。而当ER≥2.203 时，环保投资与企业竞争力的回归系数为0.0396，且在5%的统计水平下显著。表明当环境规制达到该特定的门槛值时，环保投资对企业竞争力的促进作用显著增强，此时企业增强环保投资，能够使其在激烈的市场竞争中获得优势。

表12 门槛效应回归结果Table 12 Threshold effect regression results

4.8 稳健性检验

为了检验实证结果的稳定性，本文进行了如下稳健性检验：①有学者采用环保投资总额与企业平均总资产的比值衡量企业环保投资，以消除规模因素的影响，但考虑到净利润是反映一定时期内经营成果的动态指标，对企业实施环保投资会产生更大的影响，本文采用环保投资总额与净利润的比值来衡量企业环保投资，并重新带入模型中进行回归。②参考唐国平、李龙会、吴德军［18］的方法，从全样本中随机抽取1/3，再次进行同样的回归检验，结果见表13。从表13 可见，关键性变量的显著性并未发生实质性的变化，证明结论具有稳健性。

表13 稳健性检验回归结果Table 13 Robustness test regression results

5 结论与建议

5.1 结论

本文以我国有色金属上市公司2014—2020 年数据为样本，通过构建基准模型、调节效应模型、门槛效应模型实证检验了环保投资对企业竞争力的直接影响，并进一步分析了环境规制在其中的调节作用与门槛作用，主要结论如下：①有色金属企业环保投资对企业竞争力具有显著的促进作用，引入交互项后，发现环境规制正向调节环保投资与企业竞争力之间的关系。此外，环保投资对企业竞争力的促进作用和环境规制的调节作用均存在滞后效应。②环境规制的调节作用存在明显的产权异质性和区域异质性，相比非国有企业和西部地区，环境规制对环保投资与企业竞争力的调节作用在国有企业和东部、中部地区企业中更加显著。③环境规制存在双重门槛效应，与ER ＜1.898 相比，当1.898≤ER ＜2.203时，环保投资对企业竞争力的正向影响逐渐增强，但均未通过显著性检验；当环境规制≥2.203时，环保投资能够对企业竞争力产生显著的促进作用。

5.2 建议

根据上述研究结论，提出以下建议：①完善环境保护制度，充分发挥环境规制的积极作用。首先，因地制宜，提高环境政策制定的科学性。适当增加东部和中部地区的环境规制水平，以充分发挥其正向调节作用；西部地区则应侧重加强激励性环境政策，使有色金属企业更有意愿通过加大环保投资，提升企业竞争力。其次，对于不同产权性质的企业应制定差异化的环境政策，国有企业在承担社会责任中扮演着重要的角色，可以给予相应的政策支持，但同时加强对非国有企业的引导与激励，增强非国有企业环保投资的主动性，使其积极履行社会责任，实现绿色发展。最后，完善相应的环保监督机制，贯彻落实有色金属企业对各项环保政策的执行情况，以保障环境保护的执行效果。②有色金属企业应当主动采取积极的环境战略。在环境规制日益严格的现状下，加强企业环保投入是必然趋势，但如果企业仅仅被动地接受环保罚款或进行末端污染治理，必然会增加企业成本，且难以带来经济效益。只有从企业长期发展的角度出发，采取前瞻性的环保投资战略，才能通过清洁生产、环保技术提升等为企业获取更多的竞争优势。因此，企业应积极深化环保投资，实现由环境治理补偿向生态治理与绿色创新共存的转变。③加强政府环境规制与有色金属企业环保投资的协同效应。实现企业绿色发展，不仅要依靠政府环境规制不断完善，也要依靠企业增强环保意识，主动进行环保投资，因此各地方政府应加强与企业的联动，为企业绿色发展提供相应的帮助与扶持，两者相互协同才能实现环境效益、社会效益与企业经济效益的共赢。