涂紅星，肖 序

(中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410083)

一、引 言

20世紀(jì)90年代以來，中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展伴隨著巨大資源和環(huán)境壓力。國家能源局最新數(shù)據(jù)預(yù)計(jì)，2012年我國一次能源消耗總量約為36.2億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比2011年增長4%，基本達(dá)到或趕超世界能源消費(fèi)第一大國美國。UK Tyndall Centre研究報(bào)告顯示，中國人均碳排放水平低于歐美，但接近全球30%的碳排放總量位居世界第一，這種高能耗、高排放的經(jīng)濟(jì)增長方式已給我國生態(tài)環(huán)境帶來嚴(yán)重后果。國家“十二五”規(guī)劃明確提出了資源環(huán)境的約束性指標(biāo)，旨在通過能源消費(fèi)強(qiáng)度和總量“雙控制”倒逼經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，節(jié)能減排已成為各級政府的施政重點(diǎn)。那么，近年來政府環(huán)境管制政策效果究竟如何?它對各行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效帶來多大影響?特別是對污染密集型行業(yè)的影響又如何?本文基于這些問題，應(yīng)用中國工業(yè)6大水污染密集型行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究環(huán)境管制對公司績效的影響。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

國外研究環(huán)境管制對產(chǎn)業(yè)績效的影響，概括起來有三種觀點(diǎn):(1)早期研究證實(shí)環(huán)境管制對產(chǎn)業(yè)績效具有負(fù)效應(yīng)，這種觀點(diǎn)在美國20世紀(jì)90年代初較為盛行。Jorgenson和Wilcoxen(1990)比較有無環(huán)境管制對美國經(jīng)濟(jì)增長影響后發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制導(dǎo)致美國GDP下降2.59%，對重污染行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效影響最大［1］。Conrad和Wastl(1995)來自德國10個(gè)重污染產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)顯示，污染治理成本導(dǎo)致了一些產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率下降［2］;(2)環(huán)境管制對產(chǎn)業(yè)績效具有“波特假說”的正效應(yīng)。Domazlicky和Weber(2004)對1988－1993年間美國6個(gè)化工產(chǎn)業(yè)的研究后發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制導(dǎo)致化工產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長在2.4% －6.9%之間［3］。Yang和Yao(2012)研究表明，通過ISO14000環(huán)境管理體系認(rèn)證的中國企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效更優(yōu)［4］;(3)環(huán)境管制對產(chǎn)業(yè)績效的影響不確定。Boyd和McClelland(1999)對美國1988－1992年間紙漿和造紙業(yè)的實(shí)證分析表明，既有環(huán)境管制導(dǎo)致污染降低和產(chǎn)出增加并存的情況，也有因環(huán)境管制導(dǎo)致潛在產(chǎn)出損失的情況［5］。Alpay等人(2002)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制對1971－1994年間美國食品加工業(yè)生產(chǎn)率影響為負(fù)，而對同期墨西哥食品加工業(yè)生產(chǎn)率卻有正的影響［6］。

國內(nèi)開展此項(xiàng)研究相對較晚，但已有不少研究成果。陳詩一(2010)采用動(dòng)態(tài)行為分析模型模擬中國工業(yè)未來40年節(jié)能減排損失和收益，認(rèn)為節(jié)能減排在長期不僅能提高環(huán)境質(zhì)量，而且能提高產(chǎn)出和生產(chǎn)率［7］。傅京燕和李麗莎(2010)對中國24個(gè)制造業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制對中國污染產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的影響呈U型［8］。馬海良等人(2012)來自長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)域的數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境管制在即期和滯后期都能顯著地促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)績效［9］。侯偉麗和方浪(2012)研究表明，環(huán)境管制有助于提高中國污染密集型行業(yè)企業(yè)的競爭力［10］。

通過文獻(xiàn)梳理不難發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制對產(chǎn)業(yè)績效影響的研究迄今尚未形成一致結(jié)論。現(xiàn)有研究主要集中于環(huán)境管制對生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)績效以及技術(shù)創(chuàng)新等的影響，鮮有從具體行業(yè)視角來分析環(huán)境管制對公司績效的影響。與其他行業(yè)相比，污染密集型行業(yè)在規(guī)避環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)時(shí)付出的成本更高，受國家環(huán)境管制政策的影響更大，因此研究環(huán)境管制對污染密集型行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的影響將更具有現(xiàn)實(shí)意義。本文以中國6大水污染密集型行業(yè)上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境管制對水污染密集型企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的影響，從特殊的行業(yè)視角拓展現(xiàn)有文獻(xiàn)研究。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量說明與模型設(shè)計(jì)

1.被解釋變量。本文以托賓Q值作為衡量公司績效的變量，在研究期間我國大部分上市公司已完成股權(quán)分置改革，在股改過程中進(jìn)行了對價(jià)支付，市場流通股基本上能反映企業(yè)的市場價(jià)值。因此，在計(jì)算托賓Q值時(shí)，本文以樣本公司當(dāng)年12月31日A股收盤價(jià)乘以股份總額確定公司股權(quán)的市價(jià)，加上負(fù)債賬面價(jià)值得到企業(yè)總市場價(jià)值，并以總資產(chǎn)的賬面價(jià)值近似替代資產(chǎn)重置價(jià)值。

2.解釋變量。環(huán)境管制(Environmental Regulation)是本文研究重點(diǎn)，不同研究者根據(jù)研究需要采取不同的測度方法。例如，Sonia Ben Kheder(2008)采用能源效率［11］，張學(xué)剛和王玉婧(2010)選取污染物去除率作為環(huán)境管制的代理變量［12］，江珂和盧現(xiàn)祥(2011)選用工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率來衡量環(huán)境管制強(qiáng)度［13］，許松濤和肖序(2011)以行業(yè)廢水、廢氣年度治理運(yùn)行費(fèi)用為基礎(chǔ)構(gòu)建行業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度［14］。根據(jù)研究需要，本文使用行業(yè)工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率分行業(yè)、分年度來構(gòu)造環(huán)境管制變量，其計(jì)算公式為:

上式中，ERIit表示第i個(gè)行業(yè)第t年工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率，代表環(huán)境管制強(qiáng)度;Tiwwdit、Qiwwdit分別表示第i個(gè)行業(yè)第t年工業(yè)廢水排放總量和工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)量。

3.控制變量。影響公司績效的因素有很多，借鑒以往相關(guān)研究，本文選取資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、股權(quán)集中度、總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為控制變量。本文使用Herfindahl指數(shù)來度量股權(quán)集中度，該值越接近于1，表示股權(quán)集中度越高。此外，將全部樣本按照控制人類型劃分為國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)，按照公司注冊所在地區(qū)劃分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)，這些均采用虛擬變量進(jìn)行控制。變量符號(hào)及定義見表1。

表1 變量符號(hào)及定義

為檢驗(yàn)環(huán)境管制與公司績效的關(guān)系，本文設(shè)定如下多元線性回歸模型:

(二)數(shù)據(jù)來源說明

從表2可以看出，在國家統(tǒng)計(jì)局公布的40個(gè)工業(yè)行業(yè)中，造紙及紙制品業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、電力熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等6個(gè)行業(yè)每年工業(yè)廢水排放總量占全部行業(yè)的60%以上，在水污染密集型行業(yè)中極具代表性，因此本文選取這6大行業(yè)中在上海、深圳證券交易所公開上市的公司作為原始樣本，并對原始樣本進(jìn)行了如下處理:(1)剔除研究期間處于ST狀態(tài)的樣本;(2)為便于計(jì)算托賓Q值，剔除A、B股同發(fā)以及同時(shí)在香港或海外上市的公司樣本;(3)剔除缺失值樣本。經(jīng)篩選后共獲得1261個(gè)有效觀測值，其中2006年222個(gè)，2007年236個(gè)，2008年249個(gè)，2009年253個(gè)，2010年301個(gè)。樣本行業(yè)工業(yè)廢水排放總量和達(dá)標(biāo)量數(shù)據(jù)來源于2007－2011年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國環(huán)境年鑒》，公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文研究的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等10省市，其他省份歸屬于中西部地區(qū)。計(jì)算分析過程由Stata11.0完成。

表2 樣本行業(yè)工業(yè)廢水排放情況(2006-2010)

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表3給出了主要變量的統(tǒng)計(jì)情況，變量ERI均值為94.63%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.033，表明樣本行業(yè)都面臨著較嚴(yán)格的環(huán)境管制，而且行業(yè)間差異不大。托賓Q均值為1.669，最大值為8.893，最小值為0.584，可見不同樣本企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效差異較大。其他變量從均值來看，基本符合正常健康公司的經(jīng)營情況。

表3 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

在回歸分析之前，首先進(jìn)行變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量間相關(guān)系數(shù)值較小。另外，我們采用方差膨脹因子法對自變量進(jìn)行多重共線性診斷，檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量的容忍度均大于0.3，方差膨脹因子VIF均在3以內(nèi)，所以變量間的共線性并不嚴(yán)重。從表4的回歸結(jié)果來看，7個(gè)樣本組回歸模型都通過了顯著性檢驗(yàn)。在全樣本組中，環(huán)境管制變量系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明環(huán)境管制對全樣本行業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效具有顯著正效應(yīng)，環(huán)境管制強(qiáng)度每提高1個(gè)百分點(diǎn)，公司績效將顯著增加0.471%。在分樣本組中，除電力熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)不顯著外，環(huán)境管制對其他行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效都具有顯著的促進(jìn)作用，其中對農(nóng)副食品加工業(yè)的影響最大(達(dá)到了0.475%)。從其他控制變量回歸系數(shù)來看，除農(nóng)副食品加工業(yè)外，企業(yè)規(guī)模對樣本行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效均具有顯著負(fù)效應(yīng)，而股權(quán)集中度對績效的影響均不顯著，這表明對水污染密集型行業(yè)來說，企業(yè)規(guī)模過度擴(kuò)張并不利于提高公司績效，產(chǎn)生規(guī)模不經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

表4 托賓Q值與環(huán)境管制強(qiáng)度的回歸結(jié)果

長期以來，國有控股企業(yè)在中國經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中扮演著特殊角色，無論是資源獲取和政策支持還是行業(yè)壟斷都有別于非國有控股企業(yè)。另外，我國東部和中西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境治理水平都存在較大差異，為了比較分析產(chǎn)權(quán)歸屬和區(qū)域差異帶來的影響，本文按照控制人類型和公司注冊所在地區(qū)將所有樣本企業(yè)劃分為2大類、4小組分別進(jìn)行回歸。從表5結(jié)果來看，不論是國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)還是中西部地區(qū)企業(yè)，環(huán)境管制與企業(yè)績效均顯著正相關(guān)，與表4的結(jié)果相符。國有控股企業(yè)環(huán)境管制對公司績效的貢獻(xiàn)(0.553%)高于非國有控股企業(yè)(0.433%)，中西部地區(qū)企業(yè)(0.607%)高于東部地區(qū)企業(yè)(0.357%)，其原因可能在于國有控股企業(yè)在獲取政府環(huán)境管制政策信息時(shí)具有天然的優(yōu)勢地位，對政府政策的預(yù)判能力、自適應(yīng)能力要高于非國有控股企業(yè)，因此為環(huán)境管制所付出的成本低于非國有控股企業(yè)，其經(jīng)濟(jì)績效也就更優(yōu)。另外，由于東部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量和質(zhì)量上明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，長期以來一貫堅(jiān)持的環(huán)境管制政策對公司績效的影響呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減，導(dǎo)致影響力在逐漸下降。

企業(yè)規(guī)模變量在四個(gè)回歸方程中系數(shù)均顯著為負(fù)，說明不論是國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)還是中西部地區(qū)企業(yè)，水污染密集型行業(yè)都會(huì)產(chǎn)生規(guī)模不經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，多元化經(jīng)營戰(zhàn)略并不利于提升公司價(jià)值。Herfindahl系數(shù)在方程(2)中顯著為負(fù)，在方程(1)中為正但不顯著，這表明對非國有控股企業(yè)來說，分散股權(quán)結(jié)構(gòu)更有利于提高公司績效，原因在于控股股東可能利用自己對上市公司的絕對控制優(yōu)勢影響公司的經(jīng)營管理，而股權(quán)分散可減少大股東對經(jīng)理人的過度監(jiān)督和干涉，減少代理成本，進(jìn)而提高公司經(jīng)營業(yè)績。

表5 環(huán)境管制對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同地區(qū)公司績效的影響

五、結(jié)論與啟示

本文利用2006－2010年中國6大水污染密集型行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境管制對公司績效的影響。研究結(jié)果表明，除電力熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)外，環(huán)境管制對其他5大行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效均具有顯著的促進(jìn)作用，其中對農(nóng)副食品加工業(yè)的影響最大;環(huán)境管制對公司績效的影響，國有控股企業(yè)高于非國有控股企業(yè)，中西部地區(qū)企業(yè)高于東部地區(qū)企業(yè);除對農(nóng)副食品加工業(yè)的影響不顯著外，企業(yè)規(guī)模對其他5大行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效均具有顯著的負(fù)效應(yīng);對水污染密集型非國有控股企業(yè)來說，股權(quán)集中度與公司績效呈顯著負(fù)相關(guān)。本文政策涵義在于:(1)針對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同地區(qū)的水污染密集型行業(yè)實(shí)行差異化的環(huán)境管制政策，可以激發(fā)被管制企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新，在污染治理過程中優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，開展清潔生產(chǎn)，從而提升公司價(jià)值;(2)國家在制定環(huán)保政策時(shí)，公開透明的政策信息可以減少水污染密集型非國有控股企業(yè)在規(guī)避環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)時(shí)付出的成本，進(jìn)而提高公司績效;(3)環(huán)境管制對水污染密集型行業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的影響區(qū)域差異明顯，中西部地區(qū)明顯高于東部地區(qū)。因此，對經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整初見成效，政府可以考慮謹(jǐn)慎放松的環(huán)境管制政策，同時(shí)加強(qiáng)環(huán)境監(jiān)督執(zhí)法力度防范機(jī)會(huì)主義發(fā)生。而對經(jīng)濟(jì)較落后的中西部地區(qū)來說，為防止成為承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“污染避難所”，更宜采取穩(wěn)步加強(qiáng)的環(huán)境管制政策;(4)對水污染密集型行業(yè)來說，適度控制企業(yè)規(guī)模，分散非國有控股上市公司股權(quán)更有利于提高公司的經(jīng)營業(yè)績。

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