王 鵬，張 婕

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效

王 鵬，張 婕

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

以2009—2013年我國制造業(yè)A股上市公司為樣本，采用混合截面層次回歸法和分組檢驗法，檢驗了企業(yè)環(huán)保投資和財務(wù)績效之間的關(guān)系，以及股權(quán)結(jié)構(gòu)對兩者間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效顯著負(fù)相關(guān)，股權(quán)制衡度的提高可以減弱企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響，而股權(quán)集中度的提高會加強企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響。

企業(yè)環(huán)保投資；財務(wù)績效；股權(quán)制衡；股權(quán)集中

隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，環(huán)境問題也日益嚴(yán)重。我國大陸地區(qū)二氧化碳總排放量與能源總消耗量僅次于美國，環(huán)境污染每年對GDP造成大約3.5%～8.0%的損失。美國等發(fā)達(dá)國家的監(jiān)管層和學(xué)術(shù)界很早就開始關(guān)注企業(yè)環(huán)保投資的影響，其中一個重要的話題便是企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的影響，但各研究結(jié)論并不一致[1-2]。財務(wù)績效是指企業(yè)戰(zhàn)略的實施和執(zhí)行是否正在為最終的經(jīng)營業(yè)績作出貢獻(xiàn)。國內(nèi)已有文獻(xiàn)對于兩者關(guān)系的研究主要是從行業(yè)和投資結(jié)構(gòu)的角度去分析環(huán)保投資對財務(wù)績效的影響[3-4]，并沒有考慮對環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系產(chǎn)生影響的權(quán)變因素，如考慮公司治理機(jī)制的調(diào)節(jié)作用。已有研究結(jié)果表明，公司治理直接影響企業(yè)的經(jīng)營決策，進(jìn)而影響企業(yè)績效[5]。股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理機(jī)制的基礎(chǔ)，其能否調(diào)節(jié)企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效間的關(guān)系，以及調(diào)節(jié)的方向性又是怎樣，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未對此做出解答。因此，筆者試圖通過實證研究來檢驗企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效之間的關(guān)系，并重點關(guān)注公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效

企業(yè)主體的環(huán)保投資問題研究在國內(nèi)外仍屬于較新穎的領(lǐng)域，較少學(xué)者從財務(wù)管理的角度去探討企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的影響，且研究結(jié)果也存在較大爭議，大體可以歸納為正相關(guān)、負(fù)相關(guān)和不確定3種關(guān)系。支持兩者正相關(guān)關(guān)系的研究主要受“波特假說”的影響，認(rèn)為企業(yè)的環(huán)保投資行為能夠促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行更多的創(chuàng)新活動，抵消環(huán)保投資對經(jīng)營成本的負(fù)面影響，使“創(chuàng)新補償”大于“遵循成本”。負(fù)相關(guān)性的觀點主要基于新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，認(rèn)為企業(yè)在環(huán)保方面的投資占用了公司核心領(lǐng)域的管理資源，降低了公司的盈利性。此外，也有學(xué)者認(rèn)為存在一個投資效應(yīng)的 “拐點”，兩者之間是一種先減后增的非線性的“U”型關(guān)系。

目前我國絕大多數(shù)企業(yè)的環(huán)保投資規(guī)模還處于低水平狀態(tài)[6]，企業(yè)開展環(huán)保投資更多情況下是基于社會責(zé)任潮流國際化壓力而非出自主觀意愿。因此，企業(yè)將會面臨承擔(dān)自身及政府轉(zhuǎn)嫁過來的雙重社會責(zé)任考驗，使企業(yè)將相關(guān)的經(jīng)濟(jì)利益讓渡給社會，還要承擔(dān)履行社會責(zé)任的額外成本，這都會引起企業(yè)利潤的降低。此外，多數(shù)企業(yè)采取“末端治理”式的污染控制措施，該措施的治理成本往往高于預(yù)防管理，降低了其經(jīng)濟(jì)效益[7]。對于上述3種研究觀點，筆者傾向于負(fù)相關(guān)觀點，認(rèn)為目前我國企業(yè)的環(huán)保投資并不能帶來財務(wù)績效的改善。基于此,在其他因素不變的情況下，筆者提出如下研究假設(shè):

H1企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效負(fù)相關(guān)。

1.2 股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效之間的關(guān)系之所以會引起“傳統(tǒng)理論”與“波特假說”之間的爭論，是由于環(huán)保投資引起的收入效應(yīng)與成本效應(yīng)之間博弈結(jié)果存在不確定性引起的，企業(yè)環(huán)保投資不能帶來財務(wù)績效的改善是由于企業(yè)環(huán)保投資所帶來的收益增加未能彌補環(huán)保投資帶來的經(jīng)營成本增加。因此，如果存在某種機(jī)制(如公司治理機(jī)制)，能提高環(huán)保投資帶來的收益或降低環(huán)保投資帶來的經(jīng)營成本，就可以減弱環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響。由于股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理機(jī)制的基礎(chǔ)，其一般分為股權(quán)制衡和股權(quán)集中兩方面。筆者將分別探討股權(quán)制衡和股權(quán)集中對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.2.1 股權(quán)制衡對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

股權(quán)制衡反映了公司前幾大股東間的制衡關(guān)系，是一種內(nèi)部牽制式的股權(quán)結(jié)構(gòu)。通過少數(shù)幾個大股東分享控制權(quán)，使得任何一個大股東及公司經(jīng)理層都無法單獨控制企業(yè)的決策，達(dá)到互相監(jiān)督和抑制掠奪的效果。股權(quán)制衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)主要體現(xiàn)在降低環(huán)保投資風(fēng)險成本和促進(jìn)環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效兩方面。

(1)股權(quán)制衡有利于降低環(huán)保投資風(fēng)險成本。企業(yè)的環(huán)保投資多屬于非經(jīng)濟(jì)項目投資，投資周期長，風(fēng)險成本高,其面臨的決策環(huán)境往往比較復(fù)雜。在當(dāng)今這個瞬息萬變的信息時代，企業(yè)需要在復(fù)雜的環(huán)境中做出投資決策，環(huán)境復(fù)雜性往往伴隨著高失誤和高風(fēng)險。高失誤、高風(fēng)險決策下的環(huán)保投資風(fēng)險成本必然會上升，因此需要一種低失誤和低風(fēng)險的決策模式，即集體決策模式。股權(quán)制衡的決策模式符合集體決策的特征，通過對環(huán)保投資決策程序?qū)嵤┓e極有效的控制，實現(xiàn)環(huán)保投資風(fēng)險成本的降低。

(2)股權(quán)制衡有利于促進(jìn)環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效?！耙还瑟毚蟆迸c股權(quán)高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)普遍存在于我國上市公司中，且所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離導(dǎo)致了內(nèi)部人控制的現(xiàn)象，國有企業(yè)中內(nèi)部人控制問題相當(dāng)嚴(yán)重。股權(quán)制衡能夠監(jiān)督、牽制控股股東，改善內(nèi)部人控制的局面，從而使企業(yè)形成良好的內(nèi)部治理機(jī)制，提高環(huán)保投資的運作效率，進(jìn)而促進(jìn)環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效?；诠蓹?quán)制衡下的環(huán)保投資風(fēng)險成本的降低和環(huán)保投資財務(wù)效率的提高，在其他因素不變的情況下，筆者提出如下研究假設(shè)：

H2與低股權(quán)制衡度企業(yè)相比，高股權(quán)制衡度企業(yè)的環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響會減弱。

1.2.2 股權(quán)集中對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

已有研究表明，股權(quán)集中普遍存在于世界各國的上市公司中，在集中股權(quán)結(jié)構(gòu)下，控股股東有行使公司重大決策的絕對權(quán)力[8]。股權(quán)集中的調(diào)節(jié)效應(yīng)主要體現(xiàn)在非效率投資帶來環(huán)保投資風(fēng)險成本的增加和非正式干預(yù)會阻礙環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效兩個方面。

(1)股權(quán)集中帶來的非效率投資增加了環(huán)保投資風(fēng)險成本。股權(quán)高度集中使大股東及其內(nèi)部代理人擁有超強的資源配置權(quán)，客觀上為非效率投資提供了可能。非效率投資主要有投資不足與投資過度兩種形式，這兩種形式都會造成資金的濫用及企業(yè)價值的毀損[9]，進(jìn)而引起投資風(fēng)險成本的提高。因此，筆者預(yù)期非效率投資將增加環(huán)保投資風(fēng)險成本。

(2)股權(quán)集中帶來的非正式干預(yù)會阻礙環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效。在集中股權(quán)結(jié)構(gòu)下，關(guān)鍵的決策權(quán)力往往通過非正式機(jī)制發(fā)揮作用[10]，大股東憑借較高的持股比例獲取關(guān)鍵性的決策權(quán)，可以通過非正式機(jī)制實施非正式干預(yù)，這種非正式干預(yù)往往會削弱管理層在環(huán)保投資決策上的主動權(quán)。然而環(huán)保投資具有投資周期長、風(fēng)險成本高的特性，只有在環(huán)保投資決策上賦予管理層充分的主動權(quán)，才能保證選擇高質(zhì)量的環(huán)保投資項目，促進(jìn)投資項目的高效運作。因此，筆者預(yù)期非正式干預(yù)將阻礙企業(yè)環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效。在其他因素不變的情況下，基于股權(quán)集中下的非效率投資帶來環(huán)保投資風(fēng)險成本的提高和非正式干預(yù)帶來環(huán)保投資財務(wù)效率的降低，筆者提出如下研究假設(shè)：

H3與低股權(quán)集中度企業(yè)相比，高股權(quán)集中度企業(yè)的環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響會增強。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為使得研究結(jié)論具有普遍性，筆者選擇了在環(huán)保投資領(lǐng)域具有代表性的行業(yè)即制造業(yè)作為研究對象，搜集該行業(yè)內(nèi)A股上市公司2009—2013年的數(shù)據(jù)作為研究樣本。為保證數(shù)據(jù)的有效性，筆者對樣本進(jìn)行了如下篩選：①剔除金融證券類公司；②剔除ST、*ST及交易狀態(tài)異常的公司；③剔除2009—2013年從未披露過環(huán)保投資數(shù)據(jù)的公司；④其他指標(biāo)缺失的公司。經(jīng)過以上篩選，最終獲得282家樣本。282家A股制造業(yè)上市公司中，各次類的比例分別為金屬、非金屬29.43%，化學(xué)原料、化學(xué)制品13.12%，機(jī)械、設(shè)備28.72%，食品、飲料13.83%，醫(yī)藥6.38%，紡織4.61%，造紙、印刷2.84%，其他制造業(yè)1.06%。

有關(guān)企業(yè)環(huán)保投資的數(shù)據(jù)通過閱讀企業(yè)社會責(zé)任報告、環(huán)境報告書與可持續(xù)發(fā)展報告等公開披露資料手工搜集整理而成；財務(wù)績效、股權(quán)制衡、股權(quán)集中度及其他控制變量的數(shù)據(jù)來源于CSMAR、RESSET數(shù)據(jù)庫，并對其中部分可疑數(shù)據(jù)，通過查閱上市公司年報、招股說明書等公開披露資料進(jìn)行了校對。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量：財務(wù)績效(ROA)

在衡量財務(wù)績效時，不同學(xué)者分別選用了不同的指標(biāo)。其中，很多學(xué)者都認(rèn)為選擇衡量企業(yè)資產(chǎn)綜合利用效果的核心指標(biāo)ROA代替財務(wù)績效更具有合理性[11]，基于此，筆者選用反映企業(yè)總體獲利能力的ROA來衡量財務(wù)績效。

2.2.2 解釋變量：環(huán)保投資規(guī)模(EPI)

筆者借鑒唐國平等[12]的做法，采用“環(huán)保投入/資本存量”來衡量企業(yè)環(huán)保投資水平，其中環(huán)保投入包括：環(huán)保節(jié)能技術(shù)的研發(fā)與改造支出、環(huán)保節(jié)能設(shè)施的投入與維護(hù)支出、清潔生產(chǎn)支出、綠化等生態(tài)保護(hù)支出及其他與環(huán)保投資有關(guān)的事項，資本存量為年初總資產(chǎn)與年末總資產(chǎn)的算術(shù)平均值。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量：股權(quán)制衡度(ER)、股權(quán)集中度(OC)

對于股權(quán)制衡度ER，根據(jù)已有文獻(xiàn)，筆者采用第2～第5大股東的持股比例之和來衡量，股權(quán)集中度OC用第1大股東的持股比例來衡量。

2.2.4 控制變量

為盡量消除其他未知因素的影響，根據(jù)已有文獻(xiàn)，筆者控制了成長性、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、融資約束因素對財務(wù)績效的影響。模型中的主要變量定義如表1所示。

2.3 模型設(shè)計

為驗證假設(shè)H1～假設(shè)H3，筆者設(shè)計如下模型：

ROA=α0+α1EPI+α2Growth+

α3Size+α4Lev+α5SA+ε

(1)

ROA=α0+α1EPI+α2ER+α3ER×EPI+

α4Growth+α5Size+α6Lev+α7SA+ε

(2)

ROA=α0+α1EPI+α2OC+α3OC×EPI+

α4Growth+α5Size+α6Lev+α7SA+ε

(3)

表1 變量定義說明

注：Age為觀測年度與企業(yè)注冊年度的差額

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 變量的描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計指標(biāo)如表2所示。由表2可知，在樣本中，關(guān)鍵的解釋變量EPI的中位數(shù)為0.002 1，遠(yuǎn)小于均值0.007 3，可見大部分企業(yè)的環(huán)保投資規(guī)模都沒有達(dá)到樣本平均水平，這在一定程度上反映出現(xiàn)階段我國制造業(yè)上市公司環(huán)保投資水平普遍較低；EPI的最大值達(dá)到公司資本存量的19.740%，而最小值僅占資產(chǎn)的0.001%，表明樣本企業(yè)之間環(huán)保投資規(guī)模的差異較大。樣本企業(yè)所在行業(yè)的ER、OC的最大值和最小值差距也較大，再分別比較ER和OC的均值和中位數(shù)發(fā)現(xiàn)，一半以上企業(yè)的股權(quán)制衡度水平處于低水平狀態(tài)，而接近一半企業(yè)的股權(quán)集中度處于高水平狀態(tài)，這說明我國制造業(yè)A股上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)并不單一，有進(jìn)一步完善的空間。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

注：各變量的觀測值均為282

3.2 混合截面層次回歸分析

在進(jìn)行模型(2)、模型(3)回歸之前，為消除多重共線性，對EPI、ER、OC進(jìn)行了數(shù)據(jù)中心化處理，并進(jìn)行多重共線性檢驗和Dubin-Watson檢驗，得到的混合截面層次回歸結(jié)果如表3所示。由表3可知，控制變量組與企業(yè)環(huán)保投資變量之間的方差膨脹因子VIF在1.036～1.403之間，表明不存在多重共線性，D.W.值在1.320～1.349之間，表明不存在嚴(yán)重的誤差自相關(guān)。

表3 混合截面層次回歸結(jié)果

注：①表中為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值；②**和***分別代表統(tǒng)計量在5%、1%的水平上顯著；③括號內(nèi)為t值

首先，對模型(1)進(jìn)行回歸擬合以分析企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效影響，具體見表3中全樣本列的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，企業(yè)環(huán)保投資的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(b=-0.399,p<0.05)，這表明企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效具有顯著的負(fù)向影響，這與假設(shè)H1相符。然后分別對模型(2)和模型(3)進(jìn)行回歸擬合，分別考察股權(quán)制衡和股權(quán)集中對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系的影響。具體結(jié)果如表3中股權(quán)制衡和股權(quán)集中兩列所示，可以看出，相比于模型(1)，模型(2)和模型(3)調(diào)整的R2分別提升了3%和4%，說明ER和OC的引入對模型是有貢獻(xiàn)的。進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)，ER×EPI和OC×EPI的系數(shù)一個為負(fù)，一個為正，說明股權(quán)制衡對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)集中對企業(yè)環(huán)保投資與財務(wù)績效關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用。即股權(quán)制衡度的提升會減弱企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響，股權(quán)集中度的提升會加強企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響。然而股權(quán)制衡的調(diào)節(jié)作用通過了顯著性檢驗，股權(quán)集中的調(diào)節(jié)作用沒有通過顯著性檢驗，因此假設(shè)H2得到驗證，假設(shè)H3并未得到完全證實。

3.3 進(jìn)一步分組檢驗結(jié)果

按照股權(quán)制衡度和股權(quán)集中度的均值將全樣本分成兩組(股權(quán)制衡度高和股權(quán)制衡度低；股權(quán)集中度高和股權(quán)集中度低)分別檢驗企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的影響，回歸的結(jié)果如表4所示。

表4 股權(quán)制衡、股權(quán)集中分組回歸結(jié)果

注：①表中為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值；②**和***分別代表統(tǒng)計量在5%、1%的 水平上顯著；③括號內(nèi)為t值

從表4可以看出，企業(yè)環(huán)保投資的回歸系數(shù)仍為負(fù)，說明混合截面層次回歸結(jié)果中對假設(shè)H1的驗證具有穩(wěn)定性；對于股權(quán)制衡度高的企業(yè)，其環(huán)保投資的回歸系數(shù)絕對值小于股權(quán)制衡度低的企業(yè)，表明股權(quán)制衡度高的企業(yè)，環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響小于股權(quán)制衡度低的企業(yè)，假設(shè)H2再一次得到驗證；股權(quán)集中度高的企業(yè)，其環(huán)保投資的回歸系數(shù)絕對值遠(yuǎn)高于股權(quán)集中度低的企業(yè)，表明股權(quán)集中度高的企業(yè)，環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響大于股權(quán)制集中度低的企業(yè)，即股權(quán)集中度的提升加強了企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響，這一結(jié)果為證明假設(shè)H3提供了依據(jù)。

4 結(jié)論

實證研究結(jié)果表明：環(huán)保投資對財務(wù)績效具有顯著的負(fù)向影響。高股權(quán)制衡度會減弱企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響，高股權(quán)集中度會加強企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的負(fù)向影響。筆者研究結(jié)論的管理和政策意義在于：①現(xiàn)階段我國制造業(yè)的環(huán)保投資總量明顯不足，環(huán)保投資財務(wù)效率低下，政府和企業(yè)應(yīng)共同行動從深化企業(yè)改革、優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)的角度制定出積極的環(huán)保投資戰(zhàn)略。引入大股東間的制衡制度可以降低環(huán)保投資風(fēng)險成本并促進(jìn)環(huán)保投資轉(zhuǎn)為財務(wù)績效。②對于研究者來說，在今后的研究中可以繼續(xù)研究其他類型的調(diào)節(jié)變量，如可以探尋在不同的環(huán)境管制水平、不同的行業(yè)背景下企業(yè)環(huán)保投資對財務(wù)績效的具體作用形式。

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WANG Peng:Postgraduate; School of Business, Hohai University, Nanjing 211100, China.

Ownership Structure, Corporate Environmental Investment and Financial Performance

WANGPeng,ZHANGJie

Based on the data from 2009 to 2013 of A-share listed companies of manufacturing industry in China, the paper uses hierarchical regression model and grouping test to explore the relationship between the corporate environmental investment and the financial performance, and further verifying the ownership structure effect on this relationship. The results indicate that the corporate environmental investment is negatively related to the financial performance, and the improvement of equity restriction plays a negative role in the above relationship, while the improvement of ownership concentration plays a positive role in the above relationship.

corporate environmental investment; financial performance; equity restriction; ownership concentration

2095-3852(2016)06-0735-05

A

2016-07-02.

F275; X196

10.3963/j.issn.2095-3852.2016.06.020

收稿日期：王鵬(1991-)，女，安徽安慶人，河海大學(xué)商學(xué)院碩士研究生.