1、第 3 期 ( 总第 352 期 )2013 年 3 月财 经 问 题 研 究Research on Financial and Economic IssuesNumber 3 ( General Serial No. 352)March， 2013企业经济 股权结构、产权性质与企业环保投资来自中国 A 股上市公司的经验证据唐国平 ， 李龙会( 中南财经政法大学 会计学院 ， 湖北 武汉 430073)摘 要 : 本文基于中国资本市场的经验数据，尝试性地从股权结构与产权性质两大方面探讨了我国上市公司环保投资行为的特征。研究结果表明: 我国上市公司环保投资规模占其总资产的比例偏低，公司环保投资行
2、为存在着较为突出的个体性差异; 股权制衡度、管理层持股比例分别与公司环保投资规模呈显著的负相关关系，公司大股东和管理层普遍缺乏环境治理与环保投资的积极性，而且他们在环保投资决策方面更多地表现出“合谋”倾向; 公司环保投资行为具有显著的产权差异特征，即国有公司比民营公司投入了更大规模的环保资金。本文的研究结论既为利益相关者了解当前企业环境责任的履行情况和政府明确其环境管制政策的有效程度提供了经验证据，又丰富了企业投资研究领域的学术文献并拓展了环保投资的研究视角。关键词 : 公司治理; 股权结构; 产权性质; 企业环保投资中图分类号 : F062. 2; X32 文献标识码 : A 文章编号 :
3、1000-176X( 2013) 03-0093-08一 、引 言改革开放三十多年来 ， 我国社会与经济发展已取得巨大进步 ， 但随之而来的环境问题也日益严重 。我国大陆地区的二氧化碳总排放量与能源总消耗量仅次于美国 ， 环境污染对每年 GDP 造成大约3. 5%8%的损失 1。因此 ， 环境问题已经成为我国政府亟待解决的重大问题 。然而 ， 我国环境治理与环保投资的现状却不容乐观 : 本应发挥市场监管作用的政府却成为我国环保投资的主体 ， 环保资金来源主要依靠政府的财政拨款 23; 单一的环保投融资渠道容易造成环保资金不合理的投资方式与较低的运营效率 4。因此 ， 有必要在环保投资方面对政府
4、职能与市场机制进行合理的平衡选择 。具体而言 ， 政府应集中投资于那些具有纯粹公共属性的环境物品与重大环境项目 ， 而其他具有可分性和排他性的环保项目应由市场机制所发挥出的投资效应来调配 。相应地 ， 根据我国 环境保护法 确定的 “谁污染谁治理 、谁开发谁保护 ”原则以及经合组织 ( OECD) 提出的 “污染者付费 ”原则 ， 企业作为市场经济参与者 、资源能源消耗者和环境污染制造者 ， 理应承担解决自身环境问题的责任 ， 发挥环境治理与环保投资的主体作用 。这正是本文研究的切入点 。政府环境管制政策与制度是影响企业生产经营活动与环保投资决策行为的主要外部因素 。近几年来 ， 我国环保部门
5、和监管部门相继出台一系列强化企业开展污染治理与环境保护活动的法律法规 ， 如收稿日期 : 2012-11-21基金项目 : 国家社会科学基金项目 “企业环保投资效率评价体系构建与应用研究 ”( 11BJY136)作者简介 : 唐国平 ( 1964) ， 男 ， 湖南慈利人 ， 教授 ， 博士 ， 博士生导师 ， 主要从事财务会计要素 、会计准则理论和环境会计等方面的研究 。E-mail: stgp2121 yahoo. com. cn李龙会 ( 1982) ， 男 ， 湖北利川人 ， 博士研究生 ， 主要从事环境会计和管理控制等方面的研究 。E-mail: lilonghui160126. c
6、om关于对申请上市的企业和申请再融资的上市企业进行环境保护核查的通知 和 关于加强上市公司环境保护监督管理工作的指导意见 等 。毋庸置疑 ， 这些环保政策能有力地促进企业增强环境保护意识和强化企业的环境治理行为 。然而 ， 环境治理与环保活动需要企业持续不断地注入资金 ， 如购买环保设施及系统 、采用先进的清洁生产技术甚至设立环境管理组织机构等 5， 这将不可避免地增加企业的边际成本 ， 最终影响到企业的经营决策与投资行为 。既然如此 ， 企业管理层和大股东会如何对待自身环境治理与环保投资行为呢 ? 或者说 ， 企业股权结构特征会如何影响和控制作为企业投资决策重要组成部分的环保投资决策呢 ?
7、这也是本文着重探讨的问题 。就目前看 ， 国内外有关环保投资的研究成果主要集中于国家 ( 政府 ) 层面和行业层面 ， 而企业主体的环保投资问题仍属于较新颖的话题 ， 相关研究成果甚少 。企业环保投资作为一种特殊的投资方式 ， 它追求的是内含了经济效益 、环境效益和社会效益的综合效益 ， 而且这种投资行为的结果往往是环境效益和社会效益大于经济效益 6。显然 ， 企业环保投资既具有投资的一般特征 ， 也具有其自身的独特属性 。基于此 ， 本文以企业环保投资为研究视角 ， 基于我国 A 股上市公司 20082011 年的经验数据 ， 尝试性地从股权结构与产权性质两大方面探讨企业的环保投资行为 ，
8、以探究企业管理层和大股东对待自身环境问题的态度以及所采取的环保投资行为 。本文研究发现 : ( 1) 我国上市公司环保投资规模占其总资产的比例非常低 ， 公司环保投资行为存在较为突出的个体性差异 ; ( 2) 股权制衡度 、管理层持股比例分别与企业环保投资规模呈显著的负相关关系 ， 这在一定程度上表明公司大股东和管理层普遍缺乏开展环境治理与环保投资的积极性 ， 而且 ， 他们在环保投资决策方面更多地表现出“合谋 ”倾向 ， 因而环保投资对企业而言往往是一种 “被动 ”行为 ; ( 3) 企业环保投资行为具有显著的产权差异 ， 国有企业比民营企业投入了更大规模的环保资金 。鉴于企业层面的环保投资
9、研究仍处于起步阶段以及企业环保投资的特殊属性 ， 本文的研究视角及结论不仅能为利益相关者了解企业环境责任的履行情况和政府明确其环境管制政策的有效程度提供经验证据 ， 而且能够丰富企业投资研究领域的学术文献 ， 拓展环保投资的研究视野 。本文的主要贡献也在于此 。二 、理论分析 、文献述评与研究假说( 一 ) 股权结构与企业环保投资股权结构是公司治理机制的基础 ， 代表着企业的风险承担与利益分配机制 。由于现代企业委托代理关系的广泛存在 ， 股权配置特征决定着公司的组织结构与治理结构 ， 进而影响到公司的治理行为及效率 。公司股东包括内部股东和外部股东 ， 各股东之间主要通过持股比例来确立在公司
10、中的地位和发挥公司治理的作用 7。在处于经济转型时期的我国市场机制运行过程中 ， 上市公司股权结构普遍呈现出 “一股独大 ”与股权高度集中的特征 ， 多数上市公司处于控制性大股东或少数几个大股东超强控制的状态 8。在集中的股权结构下 ， 较高的控股股东持股比例使得他们拥有掌控董事会和行使公司重大决策的绝对权力 9。如果控股股东除拥有控制权之外还保留着大量的现金流量权 ， 他们就更有动机和能力去监管经理人员和促进企业利润最大化 10。然而 ， 企业进行投资决策时 ， 控股股东更倾向于将资本投资于那些能增加控制权经济价值的资本投资与实物投资之中 ， 甚至有可能为了扩大企业的控制性资产而变更募集资金
11、的投向 ， 从而形成不与中小股东共享的控制权私有收益 。为解决控股股东与中小股东之间的利益冲突 ， 很多学者建议可以建立少数几个大股东并存的股权治理结构 ， 来达到有效减轻控股股东“掏空 ”和 “侵占 ”中小股东利益行为 ， 以提高公司管理效率的目的 11。这是因为同时存在的多个大股东既可以实现内部牵制和分享控制权 ， 又可以在一定程度上通过对控股股东的监督与制衡作用弱化控股股东获取控制权收益的动机与行为 。尽管如此 ， 在我国上市公司普遍存在 “一股独大 ”和股权高度集中的股权结构下 ， 股权制衡度所起的监督与制衡作用十分有限 12。这是因为 ， 由控股股东主导的管理层掌控着企业的实际控制权
12、 ， 他们不仅掌握着企业资源 、拥有战略经营管理和投融资决策的绝对权力 ， 而且存在 “利益协同激励效应 ”。尤其当投资项目存在大量私有收益时 ， 大股东及管理层之间的 “利益协同激励效应 ”和 “合谋 ”现象更为常见 13。综合以上分析可知 ， 企业是以营利为目的的 ， 他们更倾向于将融资资金投资于经济项目 ， 以获取49 财经问题研究 2013年第3期 总第352期更大的经济价值和市场利益 ， 而环保投资多属于非经济项目投资 ， 其投资成本或费用远高于投资收益 。传统学派认为 ， 环境遵守成本会降低企业的边际利润和竞争力 。正因为如此 ， 企业将环境遵守成本视为企业的额外成本 ， 他们往往
13、没有积极开展环境治理和环境保护活动的主观意愿 1415， 其环保投资行为多为政府对其施加环境管制压力的结果 。甚至 ， 企业大股东和管理层不仅对其环保投资行为表现出较弱的积极性 ， 而且他们之间在非经济项目投资方面更多地体现出 “合谋 ”与 “利益协调激励效应 ”。基于我国资本市场普遍存在的代理问题和独特的企业股权特征 ， 在其他条件不变的情况下 ， 本文提出以下研究假设 :假设 1: 第一大股东持股比例与环保投资规模呈负相关关系 。假设 2: 股权制衡度与企业环保投资规模具有负相关关系 。假设 3: 管理层持股比例与环保投资规模呈负相关关系 。近几年来 ， 机构投资者作为公司治理机制的一种外
14、部力量 ， 越来越多地受到政府监管部门和广大投资者的青睐 。随着资本市场的日益完善与机构投资者力量的日趋强大 ， 机构投资者对完善资本市场和推进公司治理起着至关重要的积极作用 。许多研究成果表明 ， 机构投资者持股有助于促进公司治理机制的完善与企业社会责任的履行 ， 其原因在于 : 一方面 ， 机构投资者拥有职业分析师团队 ， 具有较强的信息分析与挖掘能力 16， 尤其当他们拥有较高比例的股份时 ， 会更有动力去挖掘企业内部信息 ，从而降低信息不对称与代理冲突 17; 另一方面 ， 机构投资者有参与公司治理和监督管理层的积极性 18， 他们既能以 “用脚投票 ”或公布研究报告的方式向资本市场传
15、递信息 ， 又能以 “用手投票 ”的表决权方式影响企业的投资决策 。总之 ， 机构投资者持股有助于降低企业的信息不对称程度 ， 减轻企业的融资约束 ， 提高公司治理水平 ， 确保企业社会责任的履行 ， 保护广大利益相关者的权益 。基于此 ， 在其他条件不变的情况下 ， 本文提出如下研究假设 :假设 4: 机构投资者持股比例与企业环保投资规模具有正相关关系 。( 二 ) 产权性质与企业环保投资企业的产权不同 ， 其融资约束 、投资目标与决策行为也有所差异 。当市场体制不够完善 、制度约束力较弱时 ， 企业会受到更为严重的政府干预 19。我国国有企业普遍存在预算软约束的情况 20， 并承担着大量的
16、政策性负担 ， 如保证税负 、增加就业 、稳定市场等 。政府常作为国有企业的 “保护伞 ”或者国有股权的行使者 ， 为实现全社会福利的最大化 ， 往往对国有企业施加更大程度的干预或保护 。同时 ， 金融机构也更乐于向国有企业提供政策性信贷 ， 这使得国有企业面临的融资约束显著少于民营企业 ， 而民营企业却面临着严重的信贷歧视 18。具体到环境治理方面 ， 政府一直发挥着我国环境治理与环境保护投资的主体作用 23。相应地 ， 处于政府干预下的国有企业不可避免地会承担更多的社会责任与环境保护责任 。基于此 ， 在其他条件不变的情况下 ， 本文提出如下研究假设 :假设 5: 相比于民营企业 ， 国有
17、企业投入了更大规模的环保投资资金 。三 、研究设计( 一 ) 变量设计本文采用 “投资 /资本存量 ”的相对数形式表示被解释变量 企业环保投资规模 ( EPI) ， 这种度量方式可以消除或减轻企业规模对环保投资规模的影响 。其中 ， 投资为企业环保投资总额 ， 资本存量为年初总资产与年末总资产的算术平均值 。解释变量 股权结构的指标选取如下 : 第一大股东持股比例 、股权制衡度 、管理层持股比例 、机构投资者持股比例 ; 解释变量 产权性质为虚拟变量 ，即若企业为国有企业取 1; 否则取 0。此外 ， 本文在模型中加入了环境管制强度 、资产特征 、投资机会 、企业规模 、财务杠杆 、企业业绩
18、、代理成本 、股票收益 、企业年龄 、行业属性等控制变量 。具体的变量符号及定义描述如表 1 所示 。需要说明的是 : 第一 ， 考虑到公司上市地点及股票类型的差异 ， 为更准确地衡量公司的股票收益 ， 本文采用经分市场调整的 、以月份计算的股票年收益率来量度股票收益 。第二 ， 因不同地区存在不同的经济发展水平 、环境容量 、环境污染程度 、污染排放标准 、环境管制执行力度 ， 故企业面临的政府环境管制强度理应呈现较明显的地区差异 ， 即企业所处空间的异质性很有可能影响着政府的环境59股权结构、产权性质与企业环保投资来自中国A股上市公司的经验证据管制路径 。由此 ， 本文参考傅京燕和李丽莎构
19、建行业环境管制综合指数的思路与方法 21， 采用我国各省 ( 市 、区 ) “工业三废 ”污染达标排放的数据 ， 构建了反映各地区政府环境管制强度的综合指数 。表 1 变量定义表变量符号 变量名称 变量定义被解释变量EPI 企业环保投资规模 企业环保投资总额与年初总资产和年末总资产算术平均值的比值解释变量Largest 第一大股东持股比例 第一大股东持股数与企业总股本数之比Balance 股权制衡度 第二至第五大股东的持股比例之和Manage 管理层持股比例 企业管理层持股数与企业总股本数之比Institute 机构投资者持股比例 机构投资者持股数与企业总股本数之比State 产权性质 虚拟变
20、量 ， 即如果公司为国有企业取 1; 否则取 0控制变量ERS 环境管制强度 基于我国省 ( 市 、区 ) “工业三废 ”污染达标排放数据构建的地区政府环境管制综合指数Flow 经营现金流量 经营现金流量净额与平均总资产的比值Cash 现金持有量 年末货币资金金额与平均总资产之比Opp 投资机会 用 TobinQ 值表示Lev 财务杠杆 资产负债率Size 企业规模 取平均总资产的自然对数ROA 企业业绩 总资产净收益率Ret 股票收益 经分市场调整后的 、以月份计算的股票回报率 。其中 ， 分市场包括沪市 A 股 、深市 A 股和创业板Cost 代理成本 管理费用率 ， 即管理费用与营业收入
21、之比Age 企业年龄 企业已上市的年份数Region 地区市场化水平 取自樊纲 、王小鲁 ( 2011) 构建的 20072009 年各地区市场化指数值 ， 其中 ，2010 年的市场化指数值是采用趋势预测法计算而来Industry 行业属性 虚拟变量 ， 即若样本企业属于重污染行业取 1， 否则取 0Year 年份 虚拟变量 ， 四年数据共设三个哑变量( 二 ) 模型构建本文整理出 20082011 共四年的企业环保投资额数据 ， 但环境管制指数只能计算到 2010 年 ， 即本文 ERS 与 EPI 等变量之间的数据存在一个会计年度的时期滞后 。基于此 ， 本文对模型中的自变量与因变量考虑
22、滞后一期的时期间隔 ， 这样也能较好地避免回归模型中的内生性问题 。本文构建的基本回归模型如下所示 :EPIi， t=0+1Largesti， t1+2Balancei， t1+3Managei， t1+4Institutei， t1+5Statei， t1+Controls+i( 三 ) 样本选择与数据来源自 2008 年以来 ， 我国越来越多的 A 股上市公司披露了企业社会责任报告 ， 部分公司还披露了可持续发展报告 、环境报告书 。本文以 20082011 年间公布了这些报告并在报告中披露了环保投资额的我国 A 股上市公司为研究样本 ， 并对样本进行了如下筛选过程 : ( 1) 剔除了
23、ST、SST、PT 的样本公司 ; ( 2) 剔除了金融证券业的样本公司 ; ( 3) 剔除了存在数据异常值的样本 ， 如现金持有量( Cash) 和资产负债率 ( Lev) 均大于 1 以及总资产净收益率 ( ROA) 小于 0 的样本公司 ; ( 4) 由于西藏自治区的部分 “工业三废 ”数据存在缺失 ， 这造成我们无法计算它的环境管制强度 ， 故剔除了西藏的上市公司 ; ( 5) 剔除了某些指标数据缺失的样本 。经过以上程序 ， 本文最终获得 499 家样本 。69 财经问题研究 2013年第3期 总第352期本文数据来源于以下途径 : ( 1) 企业环保投资额数据来源于企业社会责任报告
24、 、可持续发展报告和环境报告书 ; ( 2) 地区环境管制指数所用到的 “工业三废 ”、“工业产值 ”数据分别取自 中国环境统计年鉴 和 中国统计年鉴 ; ( 3) 各省 ( 市 、区 ) 2010 年的市场化指数值采用趋势预测法计算得到 ， 即将各省 ( 市 、区 ) 20072009 年市场化指数的年平均增长率作为 2010 年市场化指数值的增长率 ; ( 4) 其他研究变量的数据来源于 CSMAR、Wind 数据库 。为稳健起见 ， 本文在回归检验时还对连续型变量 1%与 99%分位数进行了 Winsorize 处理 。四 、统计分析( 一 ) 描述性统计与分析变量的描述性统计结果如表
25、2 所示 。EPI 的均值与中位数分别为 0. 0110、0. 0032， 说明企业环保投资规模占平均总资产比例的均值约为 1. 10%， 绝大多数样本公司的环保投资规模低于总样本的平均值 ， 这在一定程度上表明样本公司普遍存在环保投资额不足的现状 。EPI 的标准差均高于均值和中位数 ， 而且最小值与最大值相差很大 ， 说明样本公司的环保投资规模很可能呈现非正态分布 ， 公司环保投资行为存在较突出的个体差异 。股权结构变量 Largest 的均值与中位数远高于 Balance 的相应取值 ， 二者合计的平均值与中位数分别为 0. 5770、0. 5340， 这表明样本公司存在突出的 “一股独
26、大 ”与股权集中的特征 。Manage 和 Institute 的均值与中位数取值均较小 ， 这反映出样本公司的管理层持股比例与机构投资者持股比例普遍较低 。产权性质 State 的均值为 0. 7856， 表明多数样本公司属于国有企业 。表 2 变量的描述性统计变 量 观测值 均 值 标准差 中位数 最小值 最大值EPI 499 0. 0110 0. 0224 0. 0032 0. 0000 0. 1681Largest 499 0. 4202 0. 1636 0. 4224 0. 0647 0. 8620Balance 499 0. 1570 0. 1228 0. 1119 0. 0067
27、 0. 5903Manage 499 0. 0230 0. 0910 0. 0000 0. 0000 0. 7350Institute 499 0. 3013 0. 2361 0. 2273 0. 0008 0. 9251State 499 0. 7856 0. 4108 1. 0000 0. 0000 1. 0000ERS 499 3. 2859 2. 2516 2. 7341 0. 5033 12. 4940Flow 499 0. 0791 0. 0935 0. 0726 0. 5854 0. 4369Opp 499 1. 8710 1. 0151 1. 5810 0. 8185 8. 0
28、814Lev 499 0. 5010 0. 1690 0. 5023 0. 0721 0. 9741Cash 499 0. 1843 0. 1404 0. 1423 0. 0095 0. 8739Ret 499 0. 1066 0. 4337 0. 0235 0. 7327 3. 5524ROA 499 0. 0678 0. 0615 0. 0562 0. 1522 0. 4638Cost 499 0. 0644 0. 0401 0. 0554 0. 0046 0. 2834Size 499 22. 8088 1. 3932 22. 5762 20. 1032 27. 9116Age 499
29、9. 8758 4. 7340 11. 0000 1. 0000 21. 0000Region 499 8. 9186 2. 0325 9. 0200 3. 2420 12. 3632Industry 499 0. 5972 0. 4910 1. 0000 0. 0000 1. 0000本文进一步考察了样本公司环保投资规模的产权差异 。如表 3 所示 ， 国有样本公司组的各基本统计量取值均高于民营样本公司组的相应取值 ， 尤其是国有样本公司的平均环保投资规模要比民营样本公司高出 0. 42%。表 4 中的统计检验结果发现 ， 不仅两组 EPI 的方差具有非齐次性 ， 而且对应的均值 t 检验结
30、果非常显著 ( P0. 05) ; 而且 MW检验和 KS检验均表明两组样本公司不是来自同一总体 ， 其环保投资规模具有显著差异 。以上统计结果充分表明 ， 样本公司的环保投资规模具有明显的产权差异特征 ， 即国有样本公司比民营样本公司投入了更大规模的环保资金 。故假设 5 得到了初步验证 。表 3 不同产权性质下的企业环保投资规模分析变量 分组变量 变量取值 观测值 均 值 标准差 中位数 最小值 最大值EPI State1 392 0. 0119 0. 0237 0. 0036 0. 0000 0. 16810 107 0. 0077 0. 0163 0. 0028 0. 0000 0.
31、121079股权结构、产权性质与企业环保投资来自中国A股上市公司的经验证据表 4 企业环保投资规模的分组差异检验结果分析变量( EPI)分组变量( State)方差与均值检验两组独立样本检验方差 Levene 检验 均值 t 检验F 值 显著性 t 值 显著性5. 2197 0. 0228 2. 1119 0. 0357MW 检验 KS 检验Z 值 显著性 Z 值 显著性1. 9312 0. 0535 1. 6634 0. 0079( 二 ) 相关性检验与分析为考察两两变量之间的相关性 ， 本文进行了相关性分析 ( 限于篇幅 ， 解释变量与控制变量之间的相关性分析表予以省略 ) 。根据表 5
32、中的相关性检验结果 ， 可以发现两两变量之间的相关系数值均小于 0. 5， 这表明本文构建的多元线性回归模型不存在较严重的多重共线性 。从 Spearman 检验结果来看 ， Manage 与 EPI 之间在 5%的显著性水平下具有负相关关系 ， State 与 EPI 之间在 10% 的显著性水平下存在正相关关系 。根据 Pearson 检验结果 ， Balance 与 EPI 之间在 10% 的显著性水平下呈负相关性 ， State 与 EPI 之间在 10%的显著性水平下具有正相关关系 。可见 ， 假设 2、假设 3、假设 5 在一定程度上得到了验证 。表 5 变量之间的相关性检验结果相
33、关性 EPI Largest Balance Manage Institute StateEPI 1. 0000 0. 0663 0. 0711 0. 10070. 0101 0. 0865*Largest 0. 0143 1. 0000 0. 40470. 40250. 03920. 2244Balance 0. 0746*0. 34801. 0000 0. 12970. 15560. 1682Manage 0. 0543 0. 20110. 28681. 0000 0. 0119 0. 3794Institute 0. 0302 0. 0471 0. 13730. 14131. 0000
34、0. 0198State 0. 0767*0. 22290. 12540. 45360. 0095 1. 0000注 : ( 1) 、* 分别表示 1%、5%、10%的显著性水平 ; ( 2) 表的右上半部分表示 Spearman 相关系数 ，左下半部分表示 Pearson 相关系数 。( 三 ) 多元回归检验与分析本文的多元回归检验结果如表 6 所示 。需要说明的是 ， 各分步回归模型中变量的 VIF 均小于 3，故各模型不存在较严重的多重共线性 ; 同时 ， 各分步回归模型检验结果中的 DW 值接近于 2， 说明各模型不存在自相关现象 。然而 ， White 异方差检验发现各模型存在异方差
35、现象 ， 为提高参数估计精度 ， 本文采用 WLS 法对各分步回归模型进行了修正 。从模型 ( 2) 与模型 ( 4) 的回归检验结果中可知 : Largest 与 EPI 之间表现出负相关关系 ， 但统计检验不显著 ， 故假设 1 未通过统计检验 ; Balance 与 EPI 之间具有显著的负相关性 ， 说明样本公司第二至第五大股东形成的股权制衡度对企业环保投资规模形成负面影响 ， 故假设 2 通过了统计检验 ;Manage 与 EPI 之间具有显著的负相关性 ， 因而假设 3 也通过统计检验 。以上检验结果表明公司大股东与管理层在环保投资行为方面具有 “合谋 ”倾向 ， 他们没有积极开展
36、环境治理与环保投资的意愿 ，环保投资对他们而言往往是一种 “被动 ”行为 。同时 ， 回归检验结果也发现 Institute 与 EPI 之间具有负相关性 ， 但统计检验不显著 ， 故假设 4 未能得到验证 。其可能的原因在于 ， 尽管近几年来我国机构投资者在资本市场中的力量越来越强大 ， 但还未能对上市公司的决策行为构成有力影响 。这从前文的描述性统计结果也可得知 ， 样本公司机构投资者持股比例平均值和中位数分别为 30. 13%、22. 73%，不仅样本公司的机构投资者远未达到控股股东的地位 ， 而且多数样本公司的机构投资者持股比例偏低 。模型 ( 3) 与模型 ( 4) 的检验结果表明
37、State 与 EPI 之间具有显著的正相关性 ， 说明国有样本公司比民营样本公司投入了更多规模的环保资金 ， 故假设 5 通过了统计检验 。89 财经问题研究 2013年第3期 总第352期表 6 消除异方差后的回归检验结果项 目模型 ( 1) 模型 ( 2) 模型 ( 3) 模型 ( 4)系数值 t 值 系数值 t 值 系数值 t 值 系数值 t 值Con 0. 0901 3. 23000. 0997 3. 50000. 0967 3. 38000. 1021 3. 5500Largest 0. 0075 0. 9300 0. 0086 1. 0600Balance 0. 0202 3.
38、42000. 0209 3. 5100Manage 0. 0234 2. 48000. 0166 1. 9000*Institute 0. 0017 0. 3700 0. 0016 0. 3500State 0. 0055 2. 36000. 0045 1. 9800ERS 0. 0010 1. 4400 0. 0011 1. 6100 0. 0010 1. 3900 0. 0011 1. 5800Flow 0. 0197 1. 7700*0. 0200 1. 8000*0. 0179 1. 6100 0. 0187 1. 6800*Cash 0. 0200 2. 72000. 0179 2.
39、 35000. 0192 2. 58000. 0177 2. 3200Opp 0. 001 0. 7400 0. 0012 0. 7900 0. 0009 0. 7000 0. 0012 0. 7800Lev 0. 0097 1. 2500 0. 0096 1. 2300 0. 0087 1. 1500 0. 0089 1. 1600Ret 0. 0039 1. 7300*0. 0037 1. 6700*0. 0038 1. 7200*0. 0037 1. 66000*R0A 0. 0248 1. 4500 0. 0161 0. 9400 0. 0176 1. 0500 0. 0106 0.
40、6300Cost 0. 0346 1. 4700 0. 0370 1. 6200 0. 0426 1. 8700*0. 0417 1. 8500*Size 0. 0021 2. 80000. 0022 2. 59000. 0027 3. 13000. 0025 2. 7700Age 0. 0005 2. 48000. 0008 2. 97000. 0006 2. 76000. 0009 3. 0600Region 0. 0017 1. 6800*0. 0015 1. 5400 0. 0014 1. 4400 0. 0014 1. 4000Industry 0. 0050 3. 11000. 0
41、056 3. 37000. 0047 2. 90000. 0054 3. 2300Year2009 0. 0004 0. 1600 0. 0001 0. 0400 0. 0003 0. 1000 0. 0001 0. 0200Year2010 0. 0019 0. 6300 0. 0026 0. 7800 0. 0023 0. 7400 0. 0028 0. 8400Year2011 0. 0028 0. 9000 0. 0040 1. 2100 0. 0033 1. 0600 0. 0042 1. 2700珚R20. 0857 0. 1044 0. 0945 0. 1095F 值 1. 82
42、002. 74002. 01002. 5800DW 2. 1600 2. 1190 1. 7070 1. 7220样本数 499 499 499 499注 : 、* 分别表示 1%、5%、10%的显著性水平 。( 四 ) 稳健性检验为稳健起见 ， 本文对回归模型和假设检验做了一定的稳定性测试 ， 具体方法与程序如下 : 第一 ，适当地在模型中添加了其他可能影响企业环保投资行为的因素 ， 如企业的融资规模 ( 包括股权融资规模 、债务融资规模 、内源融资规模和融资总规模 ) 、政治关联性 、融资需求 、控制权与现金流量权分离度等 ; 第二 ， 将股权集中度变量 Largest 替换为 Herfi
43、ndahl 指数或者 Z 指数 ， 将股权制衡度变量Balance 换成 S 指数 ; 第三 ， 从总样本中随机抽取 1/2 的样本 。经过以上程序 ， 我们再次对基本回归模型进行回归检验 ， 其检验结果与前文的研究结论基本一致 ， 尤其股权制衡度 、产权性质与企业环保投资规模 ( EPI) 的相关性非常显著 。所不同的是 ， 部分解释变量在模型中的显著性存在细微变化 ，但这不影响本文的整体研究结论 ， 因而本文的研究结论较为可靠 。五 、研究结论与启示本文以我国 A 股上市公司为研究样本 ， 从股权结构与产权性质两大方面探讨了企业环保投资行为的特性 。统计结果发现 ， 我国上市公司环保投资规
44、模占其总资产的比例非常低 ， 公司环保投资行为存在较突出的个体性差异 ; 股权制衡度 、管理层持股比例分别与企业环保投资规模呈显著的负相关关系 ， 表明企业大股东和管理层普遍缺乏开展环境治理与环保投资的积极性 22; 国有企业比民营企业99股权结构、产权性质与企业环保投资来自中国A股上市公司的经验证据投入了更大规模的环保资金 。本文的研究结论可以为利益相关者了解企业环境责任的履行情况和政府明确其环境管制政策的有效程度提供经验证据 ， 也丰富了企业投资研究领域的学术文献 ， 拓展了环保投资的研究视角 。鉴于我国目前环保投融资渠道较单一 、环保治理效率较低 、企业环保意识不强与投资不足的情况 ，
45、本文提出以下政策建议 : 第一 ， 企业应基于长远发展而制定和实施环境战略 ， 提高环保意识与绿色生产理念 ， 强化自身环境治理与环保投资行为 ， 提高环境绩效与社会绩效 ; 第二 ， 政府应进一步完善环境政策 ， 加大环境管制力度 ， 以充分发挥促进和监管企业有效开展环境治理与环保投资行为的作用 ; 第三 ， 建立以市场为基础的环保投资机制 ， 促进环保投资主体的多元化 、运营管理的市场化 ， 鼓励民间资本及外资参与到环境保护和环境治理工作中来 。参考文献 : 1 Chiu， Y. ， Wu， M. F. Environmental Efficiency Evaluation in Chin
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47、004，( 4) : 3537. 5 Mohamed， E. H. A. ， Guglielno， M. G. ， Christophe， R. ， Sova， R. ， Sova， A. Environmental Regulation andCompetitiveness: Evidence from Romania J . Ecological Economics， 2012， 81( c) : 130139. 6 彭峰 ， 李本东 . 环境保护投资概念辨析 J . 环境科学与技术 ， 2005，( 5) : 7274. 7 Jenson， M. C. ， Meckling， W. H.
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