陳文甲

（青海民族大學 經(jīng)濟與管理學院，青海 西寧810007）

一、引言

企業(yè)的發(fā)展是促進經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，企業(yè)家精神是推進我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的中堅力量，要促進國家經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，離不開企業(yè)的發(fā)展，更離不開企業(yè)家精神。

現(xiàn)有對于企業(yè)家精神的研究分為宏觀和微觀兩個層面，宏觀視角主要集中在31個省份的政治、文化、經(jīng)濟等因素的分析方面（Freytag et al.，2007；尹宗成等，2012；陳怡安等，2019）。對于微觀層面則以企業(yè)為主體，研究對于企業(yè)財務績效的影響及影響路徑（蔣春燕等2006；賈春香等；2019；宋玉祿等，2020）。研究表明，股權分散時，各股東傾向于只關心自己的經(jīng)濟利益，更關心財務績效的提升，忽略對環(huán)境績效的重視。股權集中時，大股東有絕對的控制權，對于重視環(huán)境績效的政策制定也更有控制力。任海云（2010）提出，適當?shù)墓蓹嗉袑τ谄髽I(yè)的創(chuàng)新活動才是最恰當?shù)摹，F(xiàn)有研究證明企業(yè)家精神對企業(yè)財務績效和經(jīng)濟發(fā)展的重要作用，但聚焦西部地區(qū)并研究企業(yè)家精神對于企業(yè)環(huán)境績效影響的研究還相對較少。因此，本文以西部12個省份2015—2019年滬深A股上市公司323個觀測樣本，利用stata 15.0軟件及多元回歸模型，分析企業(yè)家創(chuàng)新精神對環(huán)境績效的影響，并分析股權制衡在其中所起的調(diào)節(jié)作用。

二、實證設計

（一）變量設計

1.被解釋變量。環(huán)境績效為本文的被解釋變量；排污費反映了企業(yè)對環(huán)境治理的貢獻程度，借鑒賈春香等的研究，本文以排污費支出（EP）來衡量企業(yè)的環(huán)境績效。

2.解釋變量。企業(yè)家創(chuàng)新精神為本文的解釋變量；借鑒學者的研究，以研發(fā)投入強度（RD）衡量企業(yè)家的創(chuàng)新精神。

3.調(diào)節(jié)變量。股權集中有利于企業(yè)決策效率，在危機時迅速做出有利于企業(yè)發(fā)展的決策。但分散的股權可以促進民主決策，更好地為企業(yè)發(fā)展建言獻策。因此，對于股權制衡度在企業(yè)發(fā)揮的作用需要進一步分析，本文以股權制衡度（CB）為調(diào)節(jié)變量，分析在企業(yè)環(huán)境績效中產(chǎn)生的影響。

4.控制變量。共有管理層薪酬（PAY）、現(xiàn)金資產(chǎn)比率（CASH）、托賓Q(Q)、企業(yè)年齡(AGE)、所屬行業(yè)（INDUS）、年份（YEAR）共6個控制變量。

（二）模型設計

為了分析企業(yè)家創(chuàng)新精神對環(huán)境績效的影響，構建了如下模型：

為了分析股權制衡、企業(yè)家創(chuàng)新精神和環(huán)境績效三者之間的關系，加入股權制衡與創(chuàng)新精神的交互項，構建模型

（三）數(shù)據(jù)來源

樣本來自西部12個省份2015—2019年滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，剔除了*ST、ST公司和金融行業(yè)以及數(shù)據(jù)缺失嚴重的公司，最終選取2015年34家企業(yè)、2016年35家企業(yè)、2017年38家企業(yè)、2018年107家企業(yè)、2019年113家企業(yè)，5年共計323個研究樣本。數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，為消除極端值影響，對變量進行1%和99%分位Winsor縮尾處理。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

為了消除異方差的影響，對原始變量各企業(yè)的排污費支出與管理層薪酬數(shù)值進行取對數(shù)分析。從原始數(shù)據(jù)看企業(yè)排污費支出最大值11709.85萬元，最小為0.002509，各企業(yè)的環(huán)境績效差距較大。企業(yè)研發(fā)投入強度的最大值為8.79%，各企業(yè)的研發(fā)投入強度也相差較大，有的企業(yè)沒有進行研發(fā)投入強度的報告，在此默認該企業(yè)無研發(fā)投入。股權制衡比最大為3.5，最小為0.0358，最大值與最小值之間的差距較大?？刂谱兞恐?，管理層薪酬的總額最大值為6429.06萬元，最小為21.42萬元；現(xiàn)金資產(chǎn)比率最大為51.09%，最小為2.16%；托賓Q值最大為26，最小為0.11；企業(yè)年齡最大為31，最小為8

（二）相關性分析

若變量之間存在多重共線性，則回歸分析中各變量之間的關系估計就失去了意義，因此在進行回歸分析前，進行相關性分析。由表2可知，除研發(fā)投入強度與生態(tài)績效的相關性大于0.3外，其他變量之間的相關性均小于0.3，相關系數(shù)均小于0.5，因此各變量之間不存在相關性。

表2 變量間相關系數(shù)

（三）回歸分析

利用模型（1）和模型（2）對數(shù)據(jù)進行分析，得到以下模型Ⅰ-Ⅴ。

從模型Ⅰ中可以看到企業(yè)研發(fā)投入強度對環(huán)境績效具有顯著的負向影響，這與學者的研究不一致。因此，模型Ⅱ又對研發(fā)投入的平方和進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)從41上升到250，研發(fā)投入強度對環(huán)境績效具有倒“U”形關系。當企業(yè)研發(fā)投入過多并未產(chǎn)生有效的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出時，企業(yè)的財務績效還未滿足企業(yè)發(fā)展時，企業(yè)更傾向于發(fā)展企業(yè)經(jīng)濟而不是關注企業(yè)環(huán)境績效。模型Ⅲ可以發(fā)現(xiàn)，股權集中度對環(huán)境績效有顯著的負向影響，股權越分散越不利于環(huán)境績效提升。股權分散時，各股東對于企業(yè)關注環(huán)境績效的意見可能不統(tǒng)一，更傾向發(fā)展經(jīng)濟提高自己的收益。模型Ⅳ中，可以看到研發(fā)投入強度和股權制衡度的回歸系數(shù)較模型Ⅰ和Ⅲ有所下降。模型Ⅴ中，可以發(fā)現(xiàn)股權制衡和研發(fā)投入強度的交乘項對于企業(yè)環(huán)境績效具有顯著的負向影響，但研發(fā)投入強度的負向影響系數(shù)有所下降。西部地區(qū)企業(yè)發(fā)展較東部或發(fā)達地區(qū)來說相對較為落后，企業(yè)管理及公司治理機制也不如東部發(fā)達地區(qū)健全，因此權力越分散越不利于企業(yè)對于研發(fā)投入強度的合理分配，進而不利于企業(yè)對于環(huán)境績效的關注。

四、結論

本文基于西部12個省份2015—2019年滬深A股上市公司323個觀測樣本，利用stata 15.0軟件及多元回歸模型，分析企業(yè)家創(chuàng)新精神對環(huán)境績效的影響，并分析股權制衡在其中所起的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）西部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神的發(fā)揮未促進環(huán)境績效的提升，創(chuàng)新精神的變量研發(fā)投入強度對環(huán)境績效具有倒“U”形關系。（2）股權分散與環(huán)境績效表現(xiàn)出顯著的負相關，股權分散不利于企業(yè)的環(huán)境績效。（3）股權制衡和研發(fā)投入強度的交乘項對于企業(yè)環(huán)境績效的提升具有負向調(diào)節(jié)作用，分散的股權和過多的研發(fā)投入強度不利于企業(yè)環(huán)境績效的提升。

表1 描述性統(tǒng)計

表3 回歸結果分析

本文提出以下建議：（1）企業(yè)應合理控制研發(fā)投入強度，做到有效投入，提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平。（2）企業(yè)股東不僅關注企業(yè)的財務績效，還要關注企業(yè)環(huán)境績效，綠水青山才是金山銀山，只有重視環(huán)境績效才可以做到可持續(xù)發(fā)展。（3）西部地區(qū)企業(yè)應建立健全公司治理機制，股權集中雖可以有利于提高公司決策效率、合理配置企業(yè)資源，但是股權分散也可以促進民主決策，公司應有效利用股權制衡，防止出現(xiàn)“一股獨大”和股權過于分散難以形成統(tǒng)一意見的現(xiàn)象。