陳興榮+劉魯文+余瑞祥

收稿日期：2013-04-16

基金項目：國家社會科學基金重點項目（07AJL013）；中央高校基金項目（CUGL120225）；湖北省統(tǒng)計科研計劃重點項目（HB121-08）

作者簡介：陳興榮（1978-），女，山東榮成人，副教授，研究方向為資源與環(huán)境經(jīng)濟學；劉魯文（1976-），女，山東文登人，講師，研究方向為應用數(shù)學；余瑞祥（1955-），男，湖北人，教授、博士生導師，研究方向為資源與環(huán)境經(jīng)濟學。

摘要：運用我國30個?。▍^(qū)、市）企業(yè)2000～2009年環(huán)境行為數(shù)據(jù)，從政府環(huán)境政策的引導、居民環(huán)境偏好的拉動、國內(nèi)外市場競爭的壓力以及企業(yè)自身可持續(xù)發(fā)展的必然要求四個方面對企業(yè)進行污染控制、實施清潔生產(chǎn)等行為的驅(qū)動因素進行分析，構(gòu)建企業(yè)環(huán)境行為panel data 模型，識別影響企業(yè)改善環(huán)境行為和表現(xiàn)的關(guān)鍵因素，論證企業(yè)環(huán)境行為的外驅(qū)因素如何轉(zhuǎn)化為利潤和競爭優(yōu)勢等內(nèi)驅(qū)因素，進而促使企業(yè)積極承擔環(huán)境責任。

關(guān)鍵詞：企業(yè)；主動環(huán)境行為；環(huán)境行為函數(shù)

中圖分類號：F270 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2014）03-0056-05

Research on Driving Factors of Corporate Positive

Environmental Behavior

——Based on the Empirical Analysis of Panel Data Model

CHEN Xing-ronga， LIU Lu-wenb， YU Rui-xiangb

（a. School of Mathematics and Physics；

b. School of Economics and Management， China University of Geosciences， Wuhan， 430074 ）

Abstract： The driving forces of corporate environmental behavior include the guidance of government regulations， the excitation of residents preference， the pressure from domestic and international market and the needs of corporate development. This paper first establishes the empirical Panel Data model with the help of the data of 30 provinces （cities） in China from 2000 to 2009； identifies the main factors which make corporations improve their environmental behavior and performance， and then analyzes how the driving forces translate into profits and competitive advantage which affect corporate responsibility directly.

Key words： corporation； positive environmental behavior； environmental behavior function

1 引言

環(huán)境問題自古有之，只是在人類社會不同發(fā)展時期有著不同的表現(xiàn)。進入工業(yè)社會以來，伴隨經(jīng)濟總量的急劇擴張，環(huán)境問題已上升成為關(guān)乎人類社會生存與發(fā)展的重大問題。

企業(yè)作為經(jīng)濟發(fā)展的主體，與環(huán)境問題的產(chǎn)生有著密切的聯(lián)系，其在生產(chǎn)經(jīng)營過程中的環(huán)境污染行為是使環(huán)境遭受巨大壓力的最直接原因[1，2]。目前，我國大部分企業(yè)在環(huán)境責任承擔方面，無論是思想觀念還是實踐行動上，仍處于被動狀態(tài)，常常是迫于政府、居民、環(huán)保團體和產(chǎn)業(yè)鏈中跨國公司等合作伙伴巨大壓力下的一種非自愿的、不得已的應對舉措[3]。不少企業(yè)至今仍停留在追求短期利潤最大化的傳統(tǒng)企業(yè)理念階段，而忽視相關(guān)者利益最大化的現(xiàn)代企業(yè)理論[4]。概括地說，我國企業(yè)環(huán)境責任觀念落后、意識淡薄，環(huán)境責任缺失嚴重。若企業(yè)仍以追逐最大利潤為目的，在生產(chǎn)過程中對環(huán)境污染防治沒有任何投入，所造成的環(huán)境損害既沒有給予補償，也沒有納入生產(chǎn)成本，維持傳統(tǒng)的粗放型生產(chǎn)模式，中國的長遠發(fā)展必將無以為繼。

因此，深入分析企業(yè)環(huán)境行為，對企業(yè)進行污染控制、實施清潔生產(chǎn)等行為的驅(qū)動因素進行分析，識別影響企業(yè)改善環(huán)境行為和表現(xiàn)的關(guān)鍵因素，探討企業(yè)主動環(huán)境行為的運作模式成為環(huán)境問題的根本解決之道。

2 企業(yè)環(huán)境行為函數(shù)

企業(yè)環(huán)境行為是企業(yè)面對來自政府、居民和國內(nèi)外市場環(huán)境壓力所做出的相應環(huán)境行為響應。企業(yè)環(huán)境行為函數(shù)（Environmental Behavior Function， 簡寫為EBF）是企業(yè)在諸多影響因素的交互作用下環(huán)境行為演變的一種數(shù)學測度，可描述為EBF= f （GOV，PUB，COR）。其中，政府環(huán)境規(guī)制（GOV）是企業(yè)主動環(huán)境行為的主要動力因素，由于環(huán)境資源的公共物品特征加上傳統(tǒng)發(fā)展觀的持久影響，如果缺乏政府環(huán)境規(guī)制，企業(yè)很難自覺進行環(huán)境管理[5，6]。居民環(huán)境偏好（PUB）是企業(yè)積極環(huán)境行為的基本動力因素，若缺乏居民對環(huán)境友好商品和服務的偏愛與消費，企業(yè)環(huán)境行為最終必將成為企業(yè)與政府打游擊、應對政府規(guī)制的純被動舉措。包含競爭因素在內(nèi)的企業(yè)自身發(fā)展需要（COR）對企業(yè)主動環(huán)境行為起重要的推動作用。雖然很多研究表明，企業(yè)承擔環(huán)境責任與經(jīng)濟利益間存在正相關(guān)關(guān)系，但企業(yè)依然對此存在很多顧慮[7]。只有在這些外在因素的共同作用下，企業(yè)才有可能拋棄眼前利益追求長遠發(fā)展。下面運用我國企業(yè)環(huán)境行為數(shù)據(jù)驗證企業(yè)主動環(huán)境行為函數(shù)的合理性，并從政府、居民、企業(yè)三個角度探討企業(yè)環(huán)境行為的外驅(qū)因素如何轉(zhuǎn)化為利潤和競爭優(yōu)勢等內(nèi)驅(qū)因素，進而促使企業(yè)積極承擔環(huán)境責任。

3 企業(yè)環(huán)境行為實證研究

3.1 數(shù)據(jù)來源、說明與處理

由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況不一致，政府環(huán)境規(guī)制力度、居民環(huán)境偏好強度以及企業(yè)環(huán)境行為主動性等均因地區(qū)差異而存在不同，因此，為在實證模型中體現(xiàn)地區(qū)差異對企業(yè)環(huán)境行為造成的影響，收集了30個?。▍^(qū)、市）自2000～2009年影響企業(yè)環(huán)境行為的主要因素共8個指標的數(shù)據(jù)用于模型構(gòu)建（由于西藏自治區(qū)部分指標難以獲取原始數(shù)據(jù)，故數(shù)據(jù)中不包含西藏）。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》（2001～2010年）以及各地各年度環(huán)境統(tǒng)計公報等。

①所謂八項制度，簡單說就是老三項制度和新五項制度的總稱，包括：環(huán)境保護目標責任制；綜合整治與定量考核；污染集中控制；限期治理制度；排污收費制度 ；環(huán)境影響評價制度；“三同時”制度；排污申報登記與許可證制度。一般來說，企業(yè)環(huán)境行為、政府環(huán)境規(guī)制和居民環(huán)境偏好等都不是直接可測的，所以需要進行相應的變量替換。企業(yè)環(huán)境污染治理投資主要用于控制污染物排放、先進生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)、生產(chǎn)設(shè)備更新以及廢棄物循環(huán)利用等，其中企業(yè)自籌資金所占比例一定程度上反映了企業(yè)環(huán)境行為的變化趨勢，因此本文使用企業(yè)自籌環(huán)境治理資金（2000年數(shù)據(jù)）表征企業(yè)主動環(huán)境行為（CEB）。圖1中企業(yè)自籌資金比重在2006年出現(xiàn)了較高增幅，表明企業(yè)環(huán)境保護意識在進入 “十一五”期間有了較大轉(zhuǎn)變，且在近幾年呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，反映出企業(yè)環(huán)境治理力度不斷加強。

政府環(huán)境規(guī)制力度（GOV）運用政府環(huán)境管理八項制度①的執(zhí)行分值加總得到。為將各項管理制度分值加總得到總體指標，首先將各項制度實際執(zhí)行情況進行標準化處理消除量綱。具體做法為：xij=Xij-XjSj，其中Xij為原始數(shù)據(jù)，Xj是第j個指標的算術(shù)平均值，Sj是其標準差。若標準化后的數(shù)值為正，表明該地區(qū)該項制度政府規(guī)制力度高于全國平均水平，且數(shù)值越大，規(guī)制力度越強；若數(shù)值為負，則表明低于全國平均水平，且數(shù)值越小，規(guī)制力度越弱。標準化處理后，將各項指標進行加總，得到政府環(huán)境規(guī)制力度GOV=8i=1wixij。為體現(xiàn)各項環(huán)境制度的執(zhí)行效果差異，采用加權(quán)加總方法，其中權(quán)重wi參考曹東、王金南在《中國環(huán)境污染經(jīng)濟學》中匯總的主要污染物控制手段評價結(jié)果[8]。

圖2為各地區(qū)2000～2009年政府平均環(huán)境規(guī)制力度圖。從圖中可以得出，政府規(guī)制力度最強地區(qū)依次為江蘇、浙江、廣東三省，最弱除海南外，依次為青海、寧夏、甘肅等省份，政府環(huán)境規(guī)制強度與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況似乎呈現(xiàn)出一定的正相關(guān)性。分析原因，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)企業(yè)眾多，經(jīng)濟發(fā)展速度較快，居民生活水平已經(jīng)達到一個較高的層次，經(jīng)濟發(fā)展不再是地區(qū)發(fā)展所追求的唯一目標，居民對自身生存環(huán)境的有效改善提出了更高要求，政府將加大對企業(yè)環(huán)境污染行為的治理力度，促使企業(yè)朝著生態(tài)環(huán)境改善的方向發(fā)展。相反，在西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，追求經(jīng)濟快速增長以及居民生活水平的改善仍然是地區(qū)工業(yè)發(fā)展的首要目的。于是，一方面地方政府會采取一定“優(yōu)惠”措施進行招商引資，監(jiān)管力度相對薄弱；另一方面，西部地區(qū)相對來說地廣人稀，企業(yè)數(shù)量也相對較少，環(huán)境自凈能力則相對較強，因此目前政府監(jiān)管力度處于相對較弱的局面。圖中顯示北京、天津、上海等一線城市政府環(huán)境規(guī)制力度并不強，原因可能在于這些城市發(fā)展步伐較快，能夠躋身其中的必然是實力強大的知名企業(yè)，企業(yè)為了自身的可持續(xù)發(fā)展會加強環(huán)境管理。另外行業(yè)內(nèi)部及行業(yè)之間的巨大競爭力所引發(fā)的高度社會關(guān)注對企業(yè)環(huán)境行為形成了強有力的監(jiān)管，這些都在一定程度上弱化了政府的規(guī)制強度。

居民在消費方面表現(xiàn)的環(huán)境偏好主要用于支付環(huán)境友好產(chǎn)品的產(chǎn)品溢價，這類環(huán)境偏好只有在居民解決基本的溫飽需要后才會基于自身健康和其他社會因素考慮得以充分體現(xiàn)。因此，居民的個人消費支出變化一定程度上反映了居民在消費方面體現(xiàn)出來的環(huán)境偏好，用PC表示。為濾去物價變化對居民消費支出的影響，運用物價指數(shù)對各年度消費支出數(shù)據(jù)進行指數(shù)平減（以2000年為基期）。圖3顯示居民消費支出近幾年呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的態(tài)勢，一定程度上反映出居民在消費方面日益強烈的環(huán)境偏好。

居民信訪數(shù)量（PL）的增加也反映出居民日益強烈的環(huán)境偏好，居民通過來信、來電、來訪和舉報等途徑向政府

環(huán)境管理部門反映企業(yè)環(huán)境污染問題已成為政府對企業(yè)環(huán)境污染行為進行監(jiān)督的一種有效補充。圖4顯示居民信訪數(shù)量在2000～2009年間呈現(xiàn)遞增趨勢，說明居民環(huán)境意識不斷增強。

企業(yè)所在地區(qū)的行業(yè)競爭力對企業(yè)環(huán)境行為的影響采用該地區(qū)大中型企業(yè)所占規(guī)模以上企業(yè)總數(shù)百分比（PRO）度量。企業(yè)屬性對企業(yè)環(huán)境行為的影響采用各地區(qū)國有企業(yè)所占比重進行刻畫，用STA表示。

另外，考慮到企業(yè)所處地區(qū)的地方政府態(tài)度對企業(yè)環(huán)境行為的影響，增加地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值（RIP）和地區(qū)污染現(xiàn)狀（POL）兩個變量。地區(qū)污染現(xiàn)狀利用主要工業(yè)污染物主要工業(yè)污染物采用如下7個指標：廢水量，化學需氧量，氨氮，二氧化硫，煙塵，工業(yè)粉塵，工業(yè)固體廢物。 按實際排放量標準化后折算成無量綱數(shù)值進行加權(quán)加總得到，即POL=iωipoli-poliSi，其中poli，poli分別為各種污染物的實際觀測值和均值，Si為標準差，ωi所反應的權(quán)重由主要工業(yè)污染物排放強度數(shù)據(jù)運用均方差賦值法計算得到，結(jié)果見表1。

表1 主要工業(yè)污染物排放強度權(quán)重

計算結(jié)果顯示大多數(shù)地區(qū)環(huán)境惡化態(tài)勢仍在繼續(xù)，其中污染較為嚴重的是山西、甘肅、河南省，而海南是環(huán)境質(zhì)量狀況最佳的省份。

3.2 模型選取

基于建立驅(qū)動模型的需要以及數(shù)據(jù)可得性兩方面的考慮，選取上述變量擬合我國各地區(qū)企業(yè)主動環(huán)境行為驅(qū)動模型。考慮到數(shù)據(jù)在時間和地區(qū)兩個維度上的變化，選用既能刻畫個體動態(tài)特征又能體現(xiàn)個體差異的Panel Data 模型。為避免出現(xiàn)虛假回歸或偽回歸（spurious regression），在回歸前首先需檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用相同根單位根檢驗LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗和不同根單位根檢驗Fisher-ADF檢驗兩種方法。檢驗結(jié)果表明，GOV、 PC、 PL、 PRO、 STA 以及RIP均在1%的顯著性水平下顯著，而CEB和POL序列在10%的顯著性水平下顯著，因此可以進入模型進行擬合分析。

另外，根據(jù)Panel Data模型的設(shè)定要求，建立Panel Data模型前，還應該檢驗所研究問題屬于混合回歸模型、變截距模型或變系數(shù)模型中的哪一種。本文運用協(xié)方差分析法通過構(gòu)建兩個假設(shè)檢驗（H1：在不同橫截面樣本點和時間上，截距和斜率都相同；H2：在不同橫截面樣本點和時間上截距相同，斜率不同）對模型進行選擇。經(jīng)檢驗，H1、H2兩個假設(shè)均被拒絕，于是選用變截距、變系數(shù)的Panel Data模型。

最后還需對模型的隨機效應和固定效應進行檢驗，常用方法是Hausman檢驗，結(jié)果（見表2）Hausman檢驗拒絕了原假設(shè)，故采用固定效應模型。另外由于模型是對我國各省市數(shù)據(jù)資料進行研究，從研究問題的實際含義考慮也應選擇固定效應模型。

表2 模型隨機效應和固定效應檢驗結(jié)果

綜合上述分析，基本模型設(shè)定如下：

CEBit=ci+α1iGOVit+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α6iRIPit+α7iPOLit+εit

其中，i表示第i個地區(qū)，t表示第t年，c表示常數(shù)項，α分別表示各解釋變量系數(shù)，ε代表模型中的隨機擾動項。

3.3 模型參數(shù)估計與結(jié)果分析

基于上述模型，利用Eviews 5.0軟件對數(shù)據(jù)進行模型擬合分析。考慮到政府環(huán)境規(guī)制從政策出臺到企業(yè)政策感知再到企業(yè)采取相應環(huán)境管理措施具有一定程度的滯后效應，模型中加入政府環(huán)境規(guī)制的滯后變量GOVi（t-1）?；陬愃瓶紤]，加入居民消費偏好滯后變量PCi（t-1）。模型擬合過程中，當期的政府環(huán)境規(guī)制、滯后的居民消費偏好、居民信訪數(shù)量以及地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值等變量多數(shù)出現(xiàn)不顯著的特征，予以剔除，因此所建模型為：

CEBit=ci+α′1iGOVi（t-1）+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α7iPOLit+εit

模型擬合結(jié)果見表4。

表3 模型變量匯總

表4 模型參數(shù)估計結(jié)果

注：*、**表示在5%、10%的顯著性水平下不顯著

從模型整體估計效果分析，R2=0.8326，調(diào)整后的2=0.7813，模型擬合尚可，DW=2.3198，說明不存在自相關(guān)性。

從模型參數(shù)估計結(jié)果看，對企業(yè)環(huán)境行為起主要推動作用的仍然是政府以“管制”為特征的環(huán)境政策，我國現(xiàn)階段企業(yè)環(huán)境管理的主動性依然處于較低水平。由ci表現(xiàn)出來的“原發(fā)性”企業(yè)環(huán)境行為總體上呈現(xiàn)出東部沿海發(fā)達地區(qū)強于中西部地區(qū)的趨勢，導致這種現(xiàn)象的可能原因是東部地區(qū)企業(yè)數(shù)量眾多、競爭激烈，加上外商獨資、合資企業(yè)比例較高，企業(yè)行為更易受到國際市場的影響。另外東部地區(qū)人們生活水平、環(huán)境保護意識處于相對較高的水平，對產(chǎn)品需求不再局限于滿足基本生活需要，開始追求生活環(huán)境質(zhì)量的有效改善，所有這些都對企業(yè)積極承擔環(huán)境責任提出了較高要求，企業(yè)想要生存，必須采取環(huán)境措施適應這些變化。

當期政府環(huán)境規(guī)制系數(shù)（α1i）多數(shù)地區(qū)不顯著，一定程度上反映出政府環(huán)境規(guī)制向企業(yè)的傳導不夠順暢，從政策的制定到發(fā)布實施再到企業(yè)響應需要一個長期轉(zhuǎn)化過程。從上期政府環(huán)境規(guī)制執(zhí)行效果（α′1i）看，絕大多數(shù)地區(qū)政策管制對企業(yè)承擔環(huán)境責任起到正向推動作用，具體來說，東、西部地區(qū)并未呈現(xiàn)出較大差異性，可能是由于東部地區(qū)政府管制力度和企業(yè)環(huán)境責任均相對較強，而西部地區(qū)均較弱所致。另外，現(xiàn)有環(huán)境政策對北京、上海等經(jīng)濟發(fā)達城市企業(yè)環(huán)境行為激勵不足，需采取相宜措施跟上城市經(jīng)濟建設(shè)步伐。

從居民環(huán)境偏好的影響看，居民消費偏好對企業(yè)環(huán)境行為影響（α2i）處于一個較低水平，居民環(huán)境意識轉(zhuǎn)化為企業(yè)環(huán)境管理行為仍存在諸多障礙。其中影響較為顯著的僅限于北京、上海等城市，西部地區(qū)如貴州、陜西、甘肅和寧夏等省份甚至出現(xiàn)了系數(shù)為負的情況，可能的原因是居民環(huán)境意識普遍缺乏加上環(huán)境偏好不能及時有效向企業(yè)傳導所致。另外，多數(shù)地區(qū)居民信訪數(shù)量對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α3i）非常有限，且沒有呈現(xiàn)一定規(guī)律性，反映出雖然近年來居民信訪數(shù)量有所增加，但從信訪行為轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)環(huán)境治理措施尚需較長過程。另外，居民信訪更易受到所處地域環(huán)境狀況的階段性影響，如松花江重大水污染事件及紫金礦業(yè)重大環(huán)境污染事故等都在一定程度上引發(fā)了短期內(nèi)當?shù)鼐用裥旁L量的增加。

分析體現(xiàn)企業(yè)競爭力的大中型企業(yè)比例對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α4i），企業(yè)間的激烈競爭直接導致企業(yè)為獲得競爭優(yōu)勢而采取主動環(huán)境行為的可能性增強。從地區(qū)差異進行分析，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)生存壓力較小，其競爭感知弱于東部發(fā)達地區(qū)，環(huán)境行為響應程度也較低。

企業(yè)屬性對環(huán)境行為的影響（α5i）沒有呈現(xiàn)特定規(guī)律性，原因可能在于一方面國有企業(yè)由政府控股，更加注重環(huán)境管理和企業(yè)形象；另一方面國有企業(yè)可能對國家或當?shù)亟?jīng)濟和政治生活形成一定影響，因此通常會受到國家和地方政府的保護和扶持，所以對于污染控制政策和經(jīng)濟手段的反應較弱。

地區(qū)污染現(xiàn)狀對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α7i），與預期相符，區(qū)域污染狀況的惡化將推動企業(yè)環(huán)境管理行為的實施。但同時不難看出，多數(shù)西部地區(qū)企業(yè)對環(huán)境惡化態(tài)勢反應漠然，這與一些經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)仍以經(jīng)濟建設(shè)為中心，地方政府和居民對企業(yè)污染行為更多采取一種“包容”態(tài)度密切相關(guān)。

4 結(jié)論

企業(yè)由外界壓力迫使被動開展環(huán)境治理到自愿、主動承擔環(huán)境責任是一個長期的轉(zhuǎn)變過程，同時這種轉(zhuǎn)變受到政府環(huán)境政策的導向、居民環(huán)境偏好的強弱、企業(yè)整體實力的高低以及社會經(jīng)濟發(fā)展狀況等諸多因素的影響[9]。因此，環(huán)境問題的根本解決需要政府對企業(yè)行為的有效扶持、居民對企業(yè)行為的大力督促、企業(yè)環(huán)境文化的不斷構(gòu)建以及三方有效互動協(xié)作[10]，建立三方主體參與的約束機制，才能將環(huán)境保護從一項限制阻礙企業(yè)發(fā)展的因素轉(zhuǎn)化為融合在企業(yè)整體發(fā)展戰(zhàn)略目標中的積極因素，環(huán)境惡化問題才能從根本上得到改善。

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[10]劉蓓蓓，俞欽欽，畢軍. 基于利益相關(guān)者理論的企業(yè)環(huán)境績效影響因素研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2009， 19（6）.

（責任編輯：何 彬）

另外，根據(jù)Panel Data模型的設(shè)定要求，建立Panel Data模型前，還應該檢驗所研究問題屬于混合回歸模型、變截距模型或變系數(shù)模型中的哪一種。本文運用協(xié)方差分析法通過構(gòu)建兩個假設(shè)檢驗（H1：在不同橫截面樣本點和時間上，截距和斜率都相同；H2：在不同橫截面樣本點和時間上截距相同，斜率不同）對模型進行選擇。經(jīng)檢驗，H1、H2兩個假設(shè)均被拒絕，于是選用變截距、變系數(shù)的Panel Data模型。

最后還需對模型的隨機效應和固定效應進行檢驗，常用方法是Hausman檢驗，結(jié)果（見表2）Hausman檢驗拒絕了原假設(shè)，故采用固定效應模型。另外由于模型是對我國各省市數(shù)據(jù)資料進行研究，從研究問題的實際含義考慮也應選擇固定效應模型。

表2 模型隨機效應和固定效應檢驗結(jié)果

綜合上述分析，基本模型設(shè)定如下：

CEBit=ci+α1iGOVit+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α6iRIPit+α7iPOLit+εit

其中，i表示第i個地區(qū)，t表示第t年，c表示常數(shù)項，α分別表示各解釋變量系數(shù)，ε代表模型中的隨機擾動項。

3.3 模型參數(shù)估計與結(jié)果分析

基于上述模型，利用Eviews 5.0軟件對數(shù)據(jù)進行模型擬合分析。考慮到政府環(huán)境規(guī)制從政策出臺到企業(yè)政策感知再到企業(yè)采取相應環(huán)境管理措施具有一定程度的滯后效應，模型中加入政府環(huán)境規(guī)制的滯后變量GOVi（t-1）?；陬愃瓶紤]，加入居民消費偏好滯后變量PCi（t-1）。模型擬合過程中，當期的政府環(huán)境規(guī)制、滯后的居民消費偏好、居民信訪數(shù)量以及地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值等變量多數(shù)出現(xiàn)不顯著的特征，予以剔除，因此所建模型為：

CEBit=ci+α′1iGOVi（t-1）+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α7iPOLit+εit

模型擬合結(jié)果見表4。

表3 模型變量匯總

表4 模型參數(shù)估計結(jié)果

注：*、**表示在5%、10%的顯著性水平下不顯著

從模型整體估計效果分析，R2=0.8326，調(diào)整后的2=0.7813，模型擬合尚可，DW=2.3198，說明不存在自相關(guān)性。

從模型參數(shù)估計結(jié)果看，對企業(yè)環(huán)境行為起主要推動作用的仍然是政府以“管制”為特征的環(huán)境政策，我國現(xiàn)階段企業(yè)環(huán)境管理的主動性依然處于較低水平。由ci表現(xiàn)出來的“原發(fā)性”企業(yè)環(huán)境行為總體上呈現(xiàn)出東部沿海發(fā)達地區(qū)強于中西部地區(qū)的趨勢，導致這種現(xiàn)象的可能原因是東部地區(qū)企業(yè)數(shù)量眾多、競爭激烈，加上外商獨資、合資企業(yè)比例較高，企業(yè)行為更易受到國際市場的影響。另外東部地區(qū)人們生活水平、環(huán)境保護意識處于相對較高的水平，對產(chǎn)品需求不再局限于滿足基本生活需要，開始追求生活環(huán)境質(zhì)量的有效改善，所有這些都對企業(yè)積極承擔環(huán)境責任提出了較高要求，企業(yè)想要生存，必須采取環(huán)境措施適應這些變化。

當期政府環(huán)境規(guī)制系數(shù)（α1i）多數(shù)地區(qū)不顯著，一定程度上反映出政府環(huán)境規(guī)制向企業(yè)的傳導不夠順暢，從政策的制定到發(fā)布實施再到企業(yè)響應需要一個長期轉(zhuǎn)化過程。從上期政府環(huán)境規(guī)制執(zhí)行效果（α′1i）看，絕大多數(shù)地區(qū)政策管制對企業(yè)承擔環(huán)境責任起到正向推動作用，具體來說，東、西部地區(qū)并未呈現(xiàn)出較大差異性，可能是由于東部地區(qū)政府管制力度和企業(yè)環(huán)境責任均相對較強，而西部地區(qū)均較弱所致。另外，現(xiàn)有環(huán)境政策對北京、上海等經(jīng)濟發(fā)達城市企業(yè)環(huán)境行為激勵不足，需采取相宜措施跟上城市經(jīng)濟建設(shè)步伐。

從居民環(huán)境偏好的影響看，居民消費偏好對企業(yè)環(huán)境行為影響（α2i）處于一個較低水平，居民環(huán)境意識轉(zhuǎn)化為企業(yè)環(huán)境管理行為仍存在諸多障礙。其中影響較為顯著的僅限于北京、上海等城市，西部地區(qū)如貴州、陜西、甘肅和寧夏等省份甚至出現(xiàn)了系數(shù)為負的情況，可能的原因是居民環(huán)境意識普遍缺乏加上環(huán)境偏好不能及時有效向企業(yè)傳導所致。另外，多數(shù)地區(qū)居民信訪數(shù)量對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α3i）非常有限，且沒有呈現(xiàn)一定規(guī)律性，反映出雖然近年來居民信訪數(shù)量有所增加，但從信訪行為轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)環(huán)境治理措施尚需較長過程。另外，居民信訪更易受到所處地域環(huán)境狀況的階段性影響，如松花江重大水污染事件及紫金礦業(yè)重大環(huán)境污染事故等都在一定程度上引發(fā)了短期內(nèi)當?shù)鼐用裥旁L量的增加。

分析體現(xiàn)企業(yè)競爭力的大中型企業(yè)比例對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α4i），企業(yè)間的激烈競爭直接導致企業(yè)為獲得競爭優(yōu)勢而采取主動環(huán)境行為的可能性增強。從地區(qū)差異進行分析，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)生存壓力較小，其競爭感知弱于東部發(fā)達地區(qū)，環(huán)境行為響應程度也較低。

企業(yè)屬性對環(huán)境行為的影響（α5i）沒有呈現(xiàn)特定規(guī)律性，原因可能在于一方面國有企業(yè)由政府控股，更加注重環(huán)境管理和企業(yè)形象；另一方面國有企業(yè)可能對國家或當?shù)亟?jīng)濟和政治生活形成一定影響，因此通常會受到國家和地方政府的保護和扶持，所以對于污染控制政策和經(jīng)濟手段的反應較弱。

地區(qū)污染現(xiàn)狀對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α7i），與預期相符，區(qū)域污染狀況的惡化將推動企業(yè)環(huán)境管理行為的實施。但同時不難看出，多數(shù)西部地區(qū)企業(yè)對環(huán)境惡化態(tài)勢反應漠然，這與一些經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)仍以經(jīng)濟建設(shè)為中心，地方政府和居民對企業(yè)污染行為更多采取一種“包容”態(tài)度密切相關(guān)。

4 結(jié)論

企業(yè)由外界壓力迫使被動開展環(huán)境治理到自愿、主動承擔環(huán)境責任是一個長期的轉(zhuǎn)變過程，同時這種轉(zhuǎn)變受到政府環(huán)境政策的導向、居民環(huán)境偏好的強弱、企業(yè)整體實力的高低以及社會經(jīng)濟發(fā)展狀況等諸多因素的影響[9]。因此，環(huán)境問題的根本解決需要政府對企業(yè)行為的有效扶持、居民對企業(yè)行為的大力督促、企業(yè)環(huán)境文化的不斷構(gòu)建以及三方有效互動協(xié)作[10]，建立三方主體參與的約束機制，才能將環(huán)境保護從一項限制阻礙企業(yè)發(fā)展的因素轉(zhuǎn)化為融合在企業(yè)整體發(fā)展戰(zhàn)略目標中的積極因素，環(huán)境惡化問題才能從根本上得到改善。

參考文獻：

[1]黃藝紅，劉海涌. 強化企業(yè)社會責任 保護地球生態(tài)環(huán)境—從企業(yè)環(huán)境社會責任視角談環(huán)境保護[J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（4）.

[2]趙驚濤. 低碳經(jīng)濟與企業(yè)環(huán)境責任[J]. 吉林大學社會科學學報，2010，50（1）.

[3]Reverte C. Determinants of Corporate Social Responsibility Disclosure Ratings by Spanish Listed Firms[J].

Journal of Business Ethics， 2009， 88（2）.

[4]張秋. 企業(yè)環(huán)境社會責任缺失的制度機理研究[J]. 自然辯證法研究， 2010，26（2）.

[5]陳興榮，王來峰，余瑞祥. 基于政府環(huán)境政策的企業(yè)主動環(huán)境行為研究[ J]. 軟科學，2011，（11）.

[6]張炳，畢軍，袁增偉，王仕，葛俊杰. 企業(yè)環(huán)境行為：環(huán)境政策研究的微觀視角[J].中國人口資源與環(huán)境，2007，17（3）.

[7]Yong Liu. Investigating External Environmental Pressure on Firms and Their Behavior in Yangtze River

Delta of China[J] . Journal of Cleaner Production， 2009（17）.

[8]曹東，王金南.中國工業(yè)污染經(jīng)濟學[M].北京：中國環(huán)境科學出版社，1999.

[9]朱清，余瑞祥，劉江宜等. 企業(yè)積極環(huán)境行為的層次及其政策設(shè)計[J].中國人口·資源與環(huán)，2010.20（2）.

[10]劉蓓蓓，俞欽欽，畢軍. 基于利益相關(guān)者理論的企業(yè)環(huán)境績效影響因素研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2009， 19（6）.

（責任編輯：何 彬）

另外，根據(jù)Panel Data模型的設(shè)定要求，建立Panel Data模型前，還應該檢驗所研究問題屬于混合回歸模型、變截距模型或變系數(shù)模型中的哪一種。本文運用協(xié)方差分析法通過構(gòu)建兩個假設(shè)檢驗（H1：在不同橫截面樣本點和時間上，截距和斜率都相同；H2：在不同橫截面樣本點和時間上截距相同，斜率不同）對模型進行選擇。經(jīng)檢驗，H1、H2兩個假設(shè)均被拒絕，于是選用變截距、變系數(shù)的Panel Data模型。

最后還需對模型的隨機效應和固定效應進行檢驗，常用方法是Hausman檢驗，結(jié)果（見表2）Hausman檢驗拒絕了原假設(shè)，故采用固定效應模型。另外由于模型是對我國各省市數(shù)據(jù)資料進行研究，從研究問題的實際含義考慮也應選擇固定效應模型。

表2 模型隨機效應和固定效應檢驗結(jié)果

綜合上述分析，基本模型設(shè)定如下：

CEBit=ci+α1iGOVit+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α6iRIPit+α7iPOLit+εit

其中，i表示第i個地區(qū)，t表示第t年，c表示常數(shù)項，α分別表示各解釋變量系數(shù)，ε代表模型中的隨機擾動項。

3.3 模型參數(shù)估計與結(jié)果分析

基于上述模型，利用Eviews 5.0軟件對數(shù)據(jù)進行模型擬合分析。考慮到政府環(huán)境規(guī)制從政策出臺到企業(yè)政策感知再到企業(yè)采取相應環(huán)境管理措施具有一定程度的滯后效應，模型中加入政府環(huán)境規(guī)制的滯后變量GOVi（t-1）?；陬愃瓶紤]，加入居民消費偏好滯后變量PCi（t-1）。模型擬合過程中，當期的政府環(huán)境規(guī)制、滯后的居民消費偏好、居民信訪數(shù)量以及地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值等變量多數(shù)出現(xiàn)不顯著的特征，予以剔除，因此所建模型為：

CEBit=ci+α′1iGOVi（t-1）+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α7iPOLit+εit

模型擬合結(jié)果見表4。

表3 模型變量匯總

表4 模型參數(shù)估計結(jié)果

注：*、**表示在5%、10%的顯著性水平下不顯著

從模型整體估計效果分析，R2=0.8326，調(diào)整后的2=0.7813，模型擬合尚可，DW=2.3198，說明不存在自相關(guān)性。

從模型參數(shù)估計結(jié)果看，對企業(yè)環(huán)境行為起主要推動作用的仍然是政府以“管制”為特征的環(huán)境政策，我國現(xiàn)階段企業(yè)環(huán)境管理的主動性依然處于較低水平。由ci表現(xiàn)出來的“原發(fā)性”企業(yè)環(huán)境行為總體上呈現(xiàn)出東部沿海發(fā)達地區(qū)強于中西部地區(qū)的趨勢，導致這種現(xiàn)象的可能原因是東部地區(qū)企業(yè)數(shù)量眾多、競爭激烈，加上外商獨資、合資企業(yè)比例較高，企業(yè)行為更易受到國際市場的影響。另外東部地區(qū)人們生活水平、環(huán)境保護意識處于相對較高的水平，對產(chǎn)品需求不再局限于滿足基本生活需要，開始追求生活環(huán)境質(zhì)量的有效改善，所有這些都對企業(yè)積極承擔環(huán)境責任提出了較高要求，企業(yè)想要生存，必須采取環(huán)境措施適應這些變化。

當期政府環(huán)境規(guī)制系數(shù)（α1i）多數(shù)地區(qū)不顯著，一定程度上反映出政府環(huán)境規(guī)制向企業(yè)的傳導不夠順暢，從政策的制定到發(fā)布實施再到企業(yè)響應需要一個長期轉(zhuǎn)化過程。從上期政府環(huán)境規(guī)制執(zhí)行效果（α′1i）看，絕大多數(shù)地區(qū)政策管制對企業(yè)承擔環(huán)境責任起到正向推動作用，具體來說，東、西部地區(qū)并未呈現(xiàn)出較大差異性，可能是由于東部地區(qū)政府管制力度和企業(yè)環(huán)境責任均相對較強，而西部地區(qū)均較弱所致。另外，現(xiàn)有環(huán)境政策對北京、上海等經(jīng)濟發(fā)達城市企業(yè)環(huán)境行為激勵不足，需采取相宜措施跟上城市經(jīng)濟建設(shè)步伐。

從居民環(huán)境偏好的影響看，居民消費偏好對企業(yè)環(huán)境行為影響（α2i）處于一個較低水平，居民環(huán)境意識轉(zhuǎn)化為企業(yè)環(huán)境管理行為仍存在諸多障礙。其中影響較為顯著的僅限于北京、上海等城市，西部地區(qū)如貴州、陜西、甘肅和寧夏等省份甚至出現(xiàn)了系數(shù)為負的情況，可能的原因是居民環(huán)境意識普遍缺乏加上環(huán)境偏好不能及時有效向企業(yè)傳導所致。另外，多數(shù)地區(qū)居民信訪數(shù)量對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α3i）非常有限，且沒有呈現(xiàn)一定規(guī)律性，反映出雖然近年來居民信訪數(shù)量有所增加，但從信訪行為轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)環(huán)境治理措施尚需較長過程。另外，居民信訪更易受到所處地域環(huán)境狀況的階段性影響，如松花江重大水污染事件及紫金礦業(yè)重大環(huán)境污染事故等都在一定程度上引發(fā)了短期內(nèi)當?shù)鼐用裥旁L量的增加。

分析體現(xiàn)企業(yè)競爭力的大中型企業(yè)比例對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α4i），企業(yè)間的激烈競爭直接導致企業(yè)為獲得競爭優(yōu)勢而采取主動環(huán)境行為的可能性增強。從地區(qū)差異進行分析，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)生存壓力較小，其競爭感知弱于東部發(fā)達地區(qū)，環(huán)境行為響應程度也較低。

企業(yè)屬性對環(huán)境行為的影響（α5i）沒有呈現(xiàn)特定規(guī)律性，原因可能在于一方面國有企業(yè)由政府控股，更加注重環(huán)境管理和企業(yè)形象；另一方面國有企業(yè)可能對國家或當?shù)亟?jīng)濟和政治生活形成一定影響，因此通常會受到國家和地方政府的保護和扶持，所以對于污染控制政策和經(jīng)濟手段的反應較弱。

地區(qū)污染現(xiàn)狀對企業(yè)環(huán)境行為的影響（α7i），與預期相符，區(qū)域污染狀況的惡化將推動企業(yè)環(huán)境管理行為的實施。但同時不難看出，多數(shù)西部地區(qū)企業(yè)對環(huán)境惡化態(tài)勢反應漠然，這與一些經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)仍以經(jīng)濟建設(shè)為中心，地方政府和居民對企業(yè)污染行為更多采取一種“包容”態(tài)度密切相關(guān)。

4 結(jié)論

企業(yè)由外界壓力迫使被動開展環(huán)境治理到自愿、主動承擔環(huán)境責任是一個長期的轉(zhuǎn)變過程，同時這種轉(zhuǎn)變受到政府環(huán)境政策的導向、居民環(huán)境偏好的強弱、企業(yè)整體實力的高低以及社會經(jīng)濟發(fā)展狀況等諸多因素的影響[9]。因此，環(huán)境問題的根本解決需要政府對企業(yè)行為的有效扶持、居民對企業(yè)行為的大力督促、企業(yè)環(huán)境文化的不斷構(gòu)建以及三方有效互動協(xié)作[10]，建立三方主體參與的約束機制，才能將環(huán)境保護從一項限制阻礙企業(yè)發(fā)展的因素轉(zhuǎn)化為融合在企業(yè)整體發(fā)展戰(zhàn)略目標中的積極因素，環(huán)境惡化問題才能從根本上得到改善。

參考文獻：

[1]黃藝紅，劉海涌. 強化企業(yè)社會責任 保護地球生態(tài)環(huán)境—從企業(yè)環(huán)境社會責任視角談環(huán)境保護[J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（4）.

[2]趙驚濤. 低碳經(jīng)濟與企業(yè)環(huán)境責任[J]. 吉林大學社會科學學報，2010，50（1）.

[3]Reverte C. Determinants of Corporate Social Responsibility Disclosure Ratings by Spanish Listed Firms[J].

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[4]張秋. 企業(yè)環(huán)境社會責任缺失的制度機理研究[J]. 自然辯證法研究， 2010，26（2）.

[5]陳興榮，王來峰，余瑞祥. 基于政府環(huán)境政策的企業(yè)主動環(huán)境行為研究[ J]. 軟科學，2011，（11）.

[6]張炳，畢軍，袁增偉，王仕，葛俊杰. 企業(yè)環(huán)境行為：環(huán)境政策研究的微觀視角[J].中國人口資源與環(huán)境，2007，17（3）.

[7]Yong Liu. Investigating External Environmental Pressure on Firms and Their Behavior in Yangtze River

Delta of China[J] . Journal of Cleaner Production， 2009（17）.

[8]曹東，王金南.中國工業(yè)污染經(jīng)濟學[M].北京：中國環(huán)境科學出版社，1999.

[9]朱清，余瑞祥，劉江宜等. 企業(yè)積極環(huán)境行為的層次及其政策設(shè)計[J].中國人口·資源與環(huán)，2010.20（2）.

[10]劉蓓蓓，俞欽欽，畢軍. 基于利益相關(guān)者理論的企業(yè)環(huán)境績效影響因素研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2009， 19（6）.

（責任編輯：何 彬）