文/黃燁琨（中南民族大學(xué)）

近年來，我國(guó)努力探索經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)并行的模式。目前我國(guó)區(qū)域環(huán)保治理主要由政府完成，企業(yè)環(huán)保投資仍然欠缺。本文以“宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展—政府政策投入—微觀企業(yè)行為”為切入點(diǎn)，探究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的微觀傳導(dǎo)機(jī)制和影響，對(duì)于加速推動(dòng)實(shí)體企業(yè)綠色發(fā)展、釋放經(jīng)濟(jì)紅利具有一定意義。

一、文獻(xiàn)綜述

目前學(xué)界主要在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府環(huán)保投資等方面進(jìn)行企業(yè)環(huán)保投資影響因素的研究。朱明敏（2014）通過對(duì)安徽省2003-2012年環(huán)保投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間相互作用的實(shí)證分析，得出兩者正相關(guān)結(jié)論。劉娜、陳春生（2015）通過VAR模型的運(yùn)用，得出在較短期間內(nèi)綠色生產(chǎn)總值增長(zhǎng)則環(huán)保投資隨之增加的結(jié)論。吳輝、張珩（2018）把全國(guó)分為東部、西部來進(jìn)行分析，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)財(cái)政收入與上市公司的環(huán)保投資規(guī)模不具有相關(guān)性，而西部地區(qū)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。高麟、胡立新（2017）通過分析2010-2014年京津冀地區(qū)公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，得出政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資成正相關(guān)的結(jié)論。顧茜（2019）構(gòu)造了二次函數(shù)模型，提出政府環(huán)保支出對(duì)企業(yè)環(huán)保投資的影響呈現(xiàn)“U型”結(jié)構(gòu)。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，綜合研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資關(guān)系的文獻(xiàn)相對(duì)欠缺。

二、現(xiàn)狀分析與研究假設(shè)

（一）現(xiàn)狀分析

隨著社會(huì)發(fā)展，我國(guó)的環(huán)保投入不斷增長(zhǎng)，特別是從“十五”時(shí)期開始，國(guó)家積極豐富環(huán)保投資方式，強(qiáng)化環(huán)境監(jiān)管，環(huán)境污染治理投資大幅提升。在環(huán)保投資是否合理的判定上，相關(guān)學(xué)者指出，當(dāng)一個(gè)國(guó)家需要用同期生產(chǎn)總值的1%到2%作為環(huán)保投資，才能基本控制污染發(fā)展；而用同期生產(chǎn)總值的3%到5%作為環(huán)保投資，才能明顯改善環(huán)境質(zhì)量。從表1來看，樣本期內(nèi)的湖北省地區(qū)政府在環(huán)境保護(hù)這一塊的投入占同期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重呈整體上升趨勢(shì)。到2019年，湖北省政府環(huán)保投資占同期GDP的比重為1.25%。可見，湖北省地區(qū)的環(huán)保投資規(guī)模還是相對(duì)較小的，只達(dá)到能夠控制的水平，但環(huán)保投資額隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)也在逐漸增大，隨著不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期有所變動(dòng)（表1）。

表1 2005年-2019年湖北省地區(qū)GDP與政府環(huán)保投入狀況

（二）研究假設(shè)

投資是以取得收益為目的的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，而環(huán)境保護(hù)投資活動(dòng)會(huì)給相應(yīng)的地區(qū)帶來一定的經(jīng)濟(jì)利益，也會(huì)加快本地區(qū)和本部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。由此提出假設(shè)1：區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府環(huán)保投入正相關(guān)。

政府環(huán)保投入增多會(huì)減少企業(yè)環(huán)保投資成本，增加了企業(yè)環(huán)保投資的動(dòng)力。企業(yè)環(huán)保投資是環(huán)保投資的重要組成部分，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將促進(jìn)企業(yè)環(huán)保投資的增長(zhǎng)。由此提出假設(shè)2：區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資均為正相關(guān)。

三、模型及樣本選擇

（一）模型構(gòu)建

針對(duì)假設(shè)1，分析變量采用湖北省環(huán)保投資水平、湖北省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，來研究湖北省環(huán)保投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相關(guān)關(guān)系。針對(duì)假設(shè)2，因變量采用湖北省上市公司環(huán)保投資，自變量采用湖北省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入兩個(gè)因素，研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資之間關(guān)系。同時(shí)本文參考相關(guān)研究，添加了公司規(guī)模、盈利能力、償債能力三個(gè)控制變量。具體的變量定義見表2。

表2 變量定義表

針對(duì)假設(shè)1：“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府環(huán)保投入正相關(guān)?！北疚氖褂酶髯兞康膶?duì)數(shù)值進(jìn)行分析，表示為L(zhǎng)NIEPC和LNGDP。據(jù)此，序列LNIEPC和LNGDP可建立如下向量自回歸模型:

針對(duì)假設(shè)2：“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資均為正相關(guān)。”結(jié)合變量設(shè)計(jì)，參考有關(guān)文獻(xiàn)構(gòu)建出回歸模型：

其 中，t=2,3,4...。SIZEi,t為 第t年時(shí)第i個(gè)公司的規(guī)模；ROEi,t為第t年時(shí)第i個(gè)公司的凈資產(chǎn)收益率；LEVi,t為第t年時(shí)第i個(gè)公司的資產(chǎn)負(fù)債率；β0～β5為待估系數(shù)；μi為隨機(jī)誤差。

（二）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文研究對(duì)象為在滬、深證交所A股上市且曾經(jīng)于2005-2019年出示了社會(huì)責(zé)任報(bào)告的120家湖北省地區(qū)重度污染企業(yè)。同時(shí)，剔除9家數(shù)據(jù)部分缺失、3家經(jīng)營(yíng)異常的ST、*ST上市公司，共計(jì)108個(gè)有效樣本。

所需數(shù)據(jù)主要來源于中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒、企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告、可持續(xù)發(fā)展報(bào)告和環(huán)境報(bào)告，進(jìn)行手工收集和整理，其他變量數(shù)據(jù)來自國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)、萬得數(shù)據(jù)庫，并對(duì)部分可疑數(shù)據(jù)進(jìn)行了校對(duì)。

四、實(shí)證分析

（一）針對(duì)假設(shè)1：“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府環(huán)保投入正相關(guān)”

（1）使用Eviews6. 0對(duì)上文建立的向量自回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析，如下所示:

由方程可以得到序列LNIEPC和LNGDP的調(diào)整的決定系數(shù)分別為adjR12=0.9940，adjR22=0.9972。由此可知模型的整體回歸效果良好，可以用來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析。

從表3可見，兩序列LN IEPC和LN GDP的統(tǒng)計(jì)值都大于顯著性水平為10%的臨界值，因此不能拒絕零假設(shè)，序列的單位根是存在的，所以序列非平穩(wěn)，但二階差分則均在顯著性水平1%上平穩(wěn)，即 {LNIEPC，LN GDP}～I(xiàn)(2) ，序列為二階單整，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

表3 單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整分析主要是用來說明變量之間是否存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。本文利用以VAR模型為基礎(chǔ)Johansen-Juselius檢驗(yàn)回歸系數(shù)方法，即JJ ( Johansen- Juselius)協(xié)整檢驗(yàn)，得出的結(jié)果見表4。

由表4可知，兩序列LN IEPC和LN GDP在顯著水平5%時(shí)，存在著協(xié)整關(guān)系，反映了湖北省環(huán)保投入與經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展間有著長(zhǎng)期、動(dòng)態(tài)的均衡關(guān)系，兩者之間表現(xiàn)出了某種協(xié)調(diào)一致性。

表4 Result of Johansen Co - integration Test

（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析 (Impulse Response Function)。

模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)該系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響是脈沖響應(yīng)研究的重點(diǎn)所在。由前面的向量自回歸模型，可以得到湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境投資間相互沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑，脈沖響應(yīng)函數(shù)IFR的軌跡見表5。

表5 LNIPEC、LNGDP對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息響應(yīng)的路徑

表5反映的是序列LNIEPC對(duì)自身和GDP變化的沖擊響應(yīng)。首先，分析序列LNIEPC對(duì)來自其自身沖擊的響應(yīng)路徑。當(dāng)前期對(duì)環(huán)保投資自身給一個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，可以看到，當(dāng)前期響應(yīng)最大為0. 182979，但隨后逐期小幅遞減。整個(gè)考察期正向效應(yīng)較明顯，說明環(huán)保投資受到來自自身的沖擊時(shí)會(huì)馬上發(fā)生變化，但自我強(qiáng)化趨勢(shì)逐漸減弱。再來分析序列LNIEPC對(duì)序列LNGDP的響應(yīng)。對(duì)環(huán)保投資給一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的GDP擾動(dòng)，一開始并未顯現(xiàn)響應(yīng)，也就是說第1期是0，然后才逐漸上浮，在影響期間，沖擊不僅沒有衰減，而且進(jìn)一步強(qiáng)化的趨勢(shì)明顯。第10期的正向影響最大，達(dá)到了0. 083283，正向影響在整個(gè)沖擊期內(nèi)都較強(qiáng)。以上分析表明，GDP的增加對(duì)環(huán)境保護(hù)投資影響較大，湖北省經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展使得環(huán)保投入的增加成為可能。

同時(shí)，序列LNGDP對(duì)來自自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊，由其動(dòng)態(tài)響應(yīng)情況表明，GDP對(duì)來自其自身的沖擊具有正向影響，且長(zhǎng)期穩(wěn)定效應(yīng)明顯。序列LNGDP對(duì)來自當(dāng)期的環(huán)保投資的沖擊具有正向的效應(yīng)，到第2期時(shí)達(dá)到了最大值0.004946，隨后正效應(yīng)逐漸減弱，并基本保持平穩(wěn)。其經(jīng)濟(jì)意義表現(xiàn)為環(huán)保投資水平小幅度提升，有助于拉動(dòng)GDP，但是作用不明顯。

（3）方差分解分析 (Variance Decomposition)。

本文利用方差分解方法，將之前建立的向量自回歸模型中序列LNIPEC和序列LNGDP的波動(dòng)，按照成因分解為和各方程新息(innovation) 相關(guān)聯(lián)的若干組成部分，進(jìn)而分析每個(gè)組成部分對(duì)各序列變動(dòng)相對(duì)的貢獻(xiàn)率。分解結(jié)果如圖1、圖2所示。

圖1 變量LNIPEC的預(yù)測(cè)方差分解圖

圖2 變量LNGDP的預(yù)測(cè)方差分解圖

橫軸為預(yù)測(cè)期間，縱軸是百分?jǐn)?shù)，表示的是因變量新息對(duì)各期間預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度，曲線為方差分解函數(shù) ( Variance Decomposition Function) 。由前面實(shí)證IRF分析可知，環(huán)保投資對(duì)自身的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)度會(huì)隨著時(shí)間的推移而有所減弱，但GDP對(duì)環(huán)保投資的正向效應(yīng)則隨著時(shí)間的推移逐步變強(qiáng)。由圖1可知環(huán)保投資水平波動(dòng)，從第1期GDP對(duì)環(huán)保投資水平波動(dòng)沖擊開始漸增，從第1期的3. 64%攀升至第10期的56. 82%。同時(shí)期的環(huán)保投資水平波動(dòng)受來自自身沖擊的影響漸弱，預(yù)測(cè)的方差貢獻(xiàn)度從第1期的96. 36%降至第10期的48.18%。

同樣，結(jié)合IRF研究結(jié)果可知，GDP長(zhǎng)期以來對(duì)自身的促進(jìn)作用明顯，該正向作用保持穩(wěn)定。同期的GDP受環(huán)保投資的波動(dòng)影響弱。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來生產(chǎn)效率的提升，企業(yè)規(guī)模得以擴(kuò)大，這在客觀上使政府和企業(yè)有財(cái)力增加環(huán)保投入額; 另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越來越強(qiáng)調(diào)節(jié)能減排、可持續(xù)發(fā)展，這一理念深入企業(yè)經(jīng)營(yíng)意識(shí)中，可進(jìn)一步推動(dòng)環(huán)保設(shè)施和環(huán)保技術(shù)方面的研究與開發(fā)投入。如果我們忽略各變量對(duì)自身貢獻(xiàn)率，長(zhǎng)期看來，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)保投資的增加具有長(zhǎng)期、顯著的貢獻(xiàn)，正向效應(yīng)明顯強(qiáng)于環(huán)保投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，結(jié)果是環(huán)保投資波動(dòng)主要來自經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不明顯。該結(jié)果和IRF研究結(jié)論是一致的。

（二）針對(duì)假設(shè)2：“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資均為正相關(guān)”

1.描述性分析

如表6所示，可知重污染行業(yè)環(huán)保投資的均值為17.63，標(biāo)準(zhǔn)差是2.54，說明整體上重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境保護(hù)投資規(guī)模分布不均衡，差異較大。非重污染行業(yè)環(huán)保投資規(guī)模最大值是10.23，最小值是7.70，說明非重污染行業(yè)企業(yè)之間的環(huán)境保護(hù)投資規(guī)模差異不大。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)平均值為28.23，最大值為28.71，最小值為27.55，可見湖北省內(nèi)發(fā)展水平差異不大。政府環(huán)保投入平均值是14.52， 最大值是19.26，最小值是8.21，可見政府環(huán)保投入差異明顯。

表6 描述性統(tǒng)計(jì)

2.多元線性回歸分析

通過多元線性回歸分析，得到結(jié)果包括模型總體回歸方差分析表和回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表。

表7顯示模型1的擬合優(yōu)度調(diào)整R方為0.565，模型2的擬合優(yōu)度調(diào)整R方為0.475，說明兩個(gè)模型自變量對(duì)于被解釋變量的解釋程度分別達(dá)到了56.5%、47.5%，考慮到會(huì)有多種因素影響上市公司環(huán)保投資規(guī)模，本文認(rèn)為50%的解釋度較好。而模型的D.W值為 3.032、2.155，均大于2，可以說明方程整體效果顯著。

表7 模型總體回歸參數(shù)表

表8顯示兩個(gè)模型回歸方程的顯著性概率即P值分別為0.002、0.014，說明在5%的水平上顯著，具有很好的回歸效果，模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表8 回歸方差分析表

由表9可見，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)系數(shù)為0.012，回歸系數(shù)為2.042，說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系數(shù)在5%水平顯著為正，符合原假設(shè)，可知若保持其他控制變量一定，則區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)保投資規(guī)模兩者正向相關(guān)。政府環(huán)保投入的相關(guān)系數(shù)為0.072，回歸系數(shù)為0.159，說明政府環(huán)保投入的系數(shù)在5%水平顯著為正，與預(yù)期符號(hào)一致，若保持其他控制變量不變，政府環(huán)保投入與環(huán)保投資規(guī)模存在正向相關(guān)。

表9 回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表

從表9還可以看出，公司規(guī)模在1%水平上是顯著為正的，所以環(huán)保投資會(huì)隨企業(yè)規(guī)模增大而增大，而與其他控制變量的關(guān)系并不顯著。進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，可以得到每個(gè)變量自身方差膨脹因子均小于2，可知不存在嚴(yán)重的多重共線性，變量的選取較為合理。

五、結(jié)論及啟示

本文選取湖北省重污染上市公司為樣本，通過對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資三者之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)湖北省區(qū)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異較小，但是政府環(huán)保投入的區(qū)別較大，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以增強(qiáng)企業(yè)環(huán)保投資能力，而政府環(huán)保投入也會(huì)為企業(yè)環(huán)保投資提供動(dòng)力，激勵(lì)企業(yè)積極進(jìn)行環(huán)保投資?？梢娙咧g是一個(gè)良性循環(huán)的過程。因此，給了我們一些啟發(fā)：（1）企業(yè)方應(yīng)積極進(jìn)行環(huán)保投資。省內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以奠定企業(yè)環(huán)保投資的良好基礎(chǔ)，但也需要企業(yè)肩負(fù)起更多的社會(huì)責(zé)任。企業(yè)應(yīng)該合理規(guī)劃，目光長(zhǎng)遠(yuǎn)，兼顧企業(yè)環(huán)保投資增加和經(jīng)濟(jì)效益提升。（2）政府應(yīng)繼續(xù)嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制，并加大政府環(huán)保投入。嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制和政府補(bǔ)助均對(duì)企業(yè)環(huán)保投資有正向影響。嚴(yán)格的規(guī)制負(fù)責(zé)對(duì)違規(guī)企業(yè)的懲戒，而更大力度的環(huán)保投入又是對(duì)自覺負(fù)責(zé)企業(yè)的激勵(lì)。雙管齊下，可以更好地提升企業(yè)環(huán)保投資。（3）完善披露和監(jiān)督政策。政府的環(huán)保補(bǔ)助發(fā)放后，企業(yè)在后續(xù)中應(yīng)該依規(guī)披露來源、用款目的及金額，以確保資金被真正用于環(huán)保項(xiàng)目。經(jīng)過公示和披露程序，一方面可以接受社會(huì)監(jiān)督，減少權(quán)力尋租；另一方面便于各界研究環(huán)保投資數(shù)據(jù)，對(duì)政府環(huán)保投資和企業(yè)環(huán)保投入的關(guān)系有更深刻的認(rèn)識(shí)。