產權性質、公司治理與企業環境行為

任廣乾 ，周雪婭 ，李昕怡 ，劉 莉

（1.鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001；2.東南大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210096）

改革開放四十余年，中國經濟實現較快增長，市場不斷完善，作為市場微觀細胞的企業為經濟發展和剩余價值的創造做出較大的貢獻。但環境的公共品特性和企業的自利行為導致經濟發展過程中的環境污染問題日益嚴峻，中國經濟增長面臨著較為嚴峻的資源環境壓力和限制。在支撐市場經濟有效運行和經濟快速增長的同時，企業也是環境污染物的主要制造者與資源的主要消耗者，特別是重污染行業的工業企業長期采用粗放型發展模式，導致資源消耗和環境污染已接近環境負荷極限，成為環境污染的重要源頭[1]，因此，企業也成為環境治理和改善的主要力量或規制對象。在此背景下，如何改善并提高企業生產過程中的環境行為積極性以實現可持續發展和長久發展逐漸成為經濟發展過程中的緊迫問題。

實踐表明，由于資源和環境的公共性，作為自利性的企業因治污投資較大而在環保投資上缺乏積極性與主動性，企業的產品成本無法體現出社會成本，企業環境污染物排放無法得到有效治理或控制，因此，需要借助政府環境規制政策這一外生力量來引導和激勵重污染企業實現綠色發展[2]?，F有關于企業環境行為的研究文獻大多從政府環境規制、外部資源約束和企業協調因素等方面分析中國企業環境行為的影響因素及其影響方式[3-9]，這些研究大多將考察重點放在外生因素對企業環保行為的研究上，忽視了企業內部的公司治理有效性及其產權性質在其中的傳導機制。作為企業內部的微觀制度設計，公司治理能夠協調各利益相關者之間的利益關系，從而保證企業決策的科學合理性，并在很大程度上影響著企業制度的建立和完善以及企業的行為模式。在企業環境行為中，公司治理是企業環境信息披露、戰略制定和執行的關鍵影響因素[10]。因此，將企業產權性質和公司治理因素納入到企業環境行為影響因素的研究之中，考察企業內部產權和制度因素對其行為的影響，在一定程度上能夠完善企業環境行為的研究，并彌補從外部環境規制到企業環境行為的傳導機制，為解釋當前經濟發展過程中的環境壓力以及引導企業環境保護行為提供較為完整的視角和思路。

因利益訴求和行為模式的差異，企業的產權性質和特征是影響企業行為的主要根源之一，雖然混合所有制改革不斷推進中國上市公司產權的融合，但是產權性質不同的企業，對承擔企業責任和環境保護的態度不同，其環境行為也會存在較大差異。本文以2016—2019年中國五大污染行業的上市公司為研究樣本，從企業內部角度實證研究產權性質、公司治理對企業環境行為的影響，從而為企業調整和優化內部治理結構或機制，以實現積極的環境行為并提高企業綠色競爭力，在生產過程中兼顧經濟發展和生態保護，實現企業的可持續發展提供參考和借鑒。

區別于已有研究，本文的創新之處在于：（1）豐富了對企業環境行為影響因素的研究。企業的決策行為是企業內部利益相關者之間相互博弈的均衡結果，即使外部制度環境影響內部企業行為也是通過這種利益的博弈來實現的，因此，相比已有研究大多探討政府規制、媒體監督等外部壓力對企業環境行為的影響，本文基于企業產權性質和內部治理結構視角展開研究，考察企業內部的公司治理有效性及其產權性質在其中的傳導機制，為改善企業環境行為提供新的思路。（2）拓展了從結構到績效的公司治理研究范式。已有文獻側重于研究企業內部治理結構在公司利益輸送、治理效率、財務行為等方面的經濟績效，本文從股權集中度、股權制衡度、董事會特征、董事會規模、獨立董事比例以及總經理與董事長兩職兼任情況等治理因素視角分析企業環境行為，實現了結構—行為—績效的轉換，選擇非財務性質的環保行為，有助于更加全面地理解公司治理對企業決策行為的影響，為企業內部治理結構的優化提供了新的研究視角和經驗證據。

一、理論分析與研究假設

（一）產權性質與企業環境行為

近年來，環境問題越來越突出，逐漸成為制約中國經濟進一步發展和居民生活質量提高的主要因素。嚴峻的環境形勢受到了包括政府、投資者、媒體和公眾等社會各方利益相關者的關注，加上政府環境規制力度的加大，企業對自身的環境問題也越來越重視。在學術文獻中，企業環境行為以及環境績效也越來越受到國內外學者的關注，成為公司治理領域的熱點話題。Hines等[11]最早對環境行為進行了定義，指出環境行為是企業或個人為解決環境問題或避免出現環境差錯而在責任感及價值觀的驅使下開展的一種有意識的活動。鄒偉進等[12]基于委托代理模型提出企業環境行為是在外部環境壓力下企業所采取的應對措施，并總結了政府規制、利益相關者需求、企業規模、經濟績效等影響因素在其中所發揮的作用。王鳳和王愛琴[13]認為，現有企業環境行為績效衡量體系的相關研究多停留在理論層面，且定位不明確、缺乏針對性，其從理論和實證研究兩個方面歸納總結了企業環境行為模型、企業環境行為評價以及公司價值、生態型企業家與環境政策法規等對企業環境行為的影響。張連華等[14]采用層次分析法，具體構建“驅動力—壓力—狀態—影響—響應”的企業環境行為評價指標體系。結合學者對環境行為的定義和測度方式，本文將企業環境行為界定為在政府環境政策和社會公眾的壓力下，企業對自身環境不利因素的控制轉移以及為保護環境而進行的戰略確定及措施選擇。

企業的環境行為是對外界環境政策的響應，而在這個響應過程中，企業的產權性質和內部治理結構都會對響應效果產生影響，不同的產權性質和治理結構可能誘發的企業環境行為結果存在較大差異。根據控股股東和實際控制人性質的不同，一般將企業分為國有企業和民營企業，二者在響應政府環境規制和環保政策、履行企業環境行為等方面的動機和表現均有所不同。國有企業大多規模較大，是環保部門重點監測的對象，在治污減排、環境監測、審批等方面會受到更嚴格的監管，加上國有企業的政府背景使得其承擔了較多的政策性負擔，在投融資行為、創新行為以及環保行為上往往更多地體現了地方政府的意志，其追求經濟效益的同時也要兼顧社會責任的承擔[15]。此外，隨著國家對企業環境污染治理的重視，生態文明建設也逐漸納入政府官員以及國有企業高管人員的考核體系，受考核體系的引導和影響，國有企業高管人員更加關注環保問題和企業環境行為，以便獲得職位升遷和薪酬獎勵。因此，國有企業高管人員在生產經營決策中會相對地考慮政府環境規制和環保政策并積極履行企業環境行為。杜雯翠等[16]通過實證研究方法回歸分析了產權性質對企業環境行為的影響，回歸結果發現，行業國有化程度與水污染排放強度呈顯著負相關關系，國有化程度的提高有助于改善環境。非國有性質的企業不具備國有企業獲取資源的優勢和能力，其追求的首要目標是股東利益的最大化，相比投入成本高、回收期較長的環保投資和環保行為，民營企業的資源配置更加注重經濟效益的提升，相應地也就會對企業環保行為較為消極或被動[17]143。因此，在政府環境規制下，大多數民營企業不會主動超出政府環保政策的要求開展環境治理，其企業環境行為具有被動性和迎合性。唐國平和李龍會[18]95、徐松濤和肖序[19]的相關研究均證實了這一點?；谝陨侠碚摲治?，本文提出以下假設：

H1.產權性質與企業環境行為存在相關關系，國有企業相對于民營企業會采取更加積極的環境行為。

（二）公司治理與企業環境行為

隨著經濟發展及社會進步，企業實施積極環境行為的動力由開始的外部規制壓力逐漸轉變為主動自覺行為?，F有研究表明，在兩權分離的決策環境下，公司內部管理人員有動機也有能力實施積極的環境行為，通過公司內部激勵和約束等治理機制的合理安排，可以有效地緩解內部管理人員與利益相關者之間的代理沖突，促進公司實施積極的環境行為[20]。公司治理結構的差異決定了企業投資能力和投資意愿的差別，進一步地，不同的公司治理結構也會影響企業的環保投資水平和環境行為[21]。

公司治理作為一整套企業內部微觀制度體系，通過協調各利益相關者之間的利益關系從而在企業行為的環境負外部性到企業環保行為決策的傳導過程中發揮著關鍵的作用。公司治理包括股權結構、董事會特征和監事會特征，而處于經濟轉型時期的中國多數上市公司實際控制權通常掌握在一個或少數幾個大股東手中[22]。大股東控制下的企業往往以大股東利益作為首要經營目標，其中實現經濟利益最大化是最直觀的體現，這就會導致企業會以環境污染和資源浪費為代價去追求短期的經濟利益，環保投資意識較差，會把企業成本轉嫁到社會成本之中。因此，一般來說，在股權集中度高的上市公司中，絕對控股股東之間會產生合謀傾向，即為保證股東利益而對企業環境治理采取漠視的態度。唐國平和李龍會[18]94-95也提出，管理層持股比例與公司環保投資規模呈顯著的負相關關系，公司大股東和管理層更加關注經濟利益而不是環境保護和社會責任。謝文武[23]通過對公司內部治理因素與企業社會責任進行研究認為，企業社會責任分別與第一大股東持股比例以及第二至第五大股東持股比例顯著負相關，說明第一大股東與第二至第五大股東是合謀關系，而非制約關系，從而阻礙了企業社會責任的履行。因此，為解決控股股東與中小股東之間的利益沖突，優化少數幾個大股東并存的股權治理結構成為減輕控股股東片面追求自身經濟利益而忽視社會成本以及“掏空”或“侵占”中小股東利益行為的有效手段[24]。股權結構的優化既可以實現企業內部的制衡，又可以在一定程度上對控股股東的片面逐利行為進行監督和約束，弱化其獲取控制權私人收益的動機與行為，使企業更加關注生產的可持續性以及生產過程對社會造成的成本。股權制衡越高，越有利于股東之間相互監督和制約，防止控股股東為了個人利益而損害公司的整體利益以及社會利益，有利于實現企業長遠發展。因此，可以認為企業股權的有效制衡使其環境決策行為更加科學，從而促使企業進行積極的環境改善活動。

綜上所述，企業是以營利為目的，他們更傾向于將融資資金投資于經濟項目而非環保項目，股權集中度越高，大股東之間產生合謀的傾向可能性越大，即為保證股東利益而對企業環境行為采取漠視態度，而企業股權的有效制衡可助推企業環境治理政策的執行和落地。由此提出以下假設：

H2.股權結構和企業環境行為存在相關性，股權集中度與企業環境行為負相關，股權制衡度與企業環境行為正相關。

在公司治理結構體系中，董事會作為股東選舉的代表，代表股東對管理層進行監督與激勵，并批準有關企業的重大決策和相關的信息披露[25]。董事會的存在尤其是獨立董事的引入可以減輕股東與管理層之間的信息不對稱，緩解企業的代理沖突，使得企業的決策行為不僅考慮到經濟利益，還會考慮利益相關者的利益以及社會成本問題，其中董事會規模、獨立董事比例以及總經理與董事長兩職兼任情況是影響企業決策的關鍵要素。王鋒正和陳方圓[26]的研究指出，董事會治理對企業綠色技術創新行為有顯著的積極影響，且董事會治理因素會正向調節環境規制與企業綠色技術創新之間的關系。董事會規模越大，越能夠減少企業內部決策中的合謀行為，發揮董事會對管理層的監督作用，從而促進企業投資決策的科學化，改善公司的治理效率。進一步地，公司治理水平的提升會使代表股東利益的董事會更加注重企業的長遠利益，制定戰略規劃時更多地關注企業的社會責任。因此，董事會規模較大的企業會更加注重前期成本較高且投資回收期較長但能夠促進企業健康持續發展的環保投資、節能減排以及遵守國家環境規制等行為。此外，獨立董事的獨立性使其能夠站在公司整體的立場上關注長遠利益，提高企業的綠色競爭力，客觀中立地對公司決策和發展戰略作出獨立判斷，并對內部董事和高管人員進行制約和監督，且獨立董事一般具備會計或法律方面的知識背景，更能夠為保護投資者的長遠利益而對企業的環保行為產生影響，進而促進企業更加關注環境信息披露，使其承擔合理的社會責任[27]。Beasley[28]認為，獨立董事比例越高，其獨立性、監督性、決策影響力就越強，從而能夠有效制止大股東和管理層所做出的不利于公司長遠發展的決策，因此，獨立董事在提升企業環境績效方面發揮著重要作用。此外，總經理與董事長兩職兼任會使控股股東掌控公司的決策權、執行權和監督權，造成權力的過于集中，從而降低董事會的監督制衡能力，導致企業的實際控制人為自身利益而忽視社會責任的承擔，不利于企業長遠發展和環境行為決策?；谝陨侠碚摲治?，提出以下假設：

H3.董事會特征會影響企業環境行為，董事會規模和獨立董事比例均與企業環境行為正相關，總經理與董事長兩職兼任則與企業環境行為負相關。

二、研究設計

（一）樣本與數據來源

綜合考慮重污染行業企業的代表性、環境影響程度、環境信息披露情況、數據可獲得性等因素，本文選取中國火電、鋼鐵、煤炭、冶金、化工五大行業的上市企業作為研究樣本。選取該五大行業中的企業作為研究對象的依據：第一，現階段中國工業產業發展對火電、鋼鐵、煤炭、冶金、化工等資源的需求量較大，這些行業面臨較大的市場空間。第二，上述行業屬于重污染行業，生產過程中排出大量的廢氣、廢水和固體廢棄物，對環境會造成污染，屬于政府和環境保護部門公布的重點排污單位，因此，在火電、鋼鐵、煤炭、冶金、化工行業中，企業環境行為的履行具有重要意義且受到較多的關注。第三，上述五大行業樣本公司數量分布較為均衡，實證研究結果具有一定的代表性，可避免行業差異性對實證結果造成的影響；第四，上述行業的企業披露信息相對完善，政府和環保部門對重污染行業的監督力度較大，企業環境行為相關數據較易獲取，為實證研究提供了數據基礎。同時，考慮到實證數據的時效性以及規避2015年《新環保法》出臺①2015年1月1日，全面修訂后的《中華人民共和國環境保護法》(簡稱《新環保法》)正式出臺實施，其強化了對污染企業的懲治力度與各級政府的環境監管責任，被稱為“史上最嚴”的環保法，給企業及各級政府帶來巨大的環境治理壓力?？赡芤鸬臄祿▌?，本文搜集了上述五大污染行業2016—2019年的公司治理及環境信用評級等信息，剔除數據異?；蛉笔У臉颖?，最終獲得了229個有效樣本企業，包括四個會計年度共計916個樣本觀測值。本文中上市公司相關信息以及公司治理數據主要來自國泰安數據庫，部分缺失數據則由天眼查、企查查、上海清算所等數據網站手工收集整理而得。在數據搜集整理的基礎上，本文主要利用SPSS軟件進行數據的分析和處理，對樣本公司的數據進行描述性統計分析和相關性分析，并在此基礎上開展變量之間的回歸檢驗以及穩健性檢驗。

（二）變量說明與指標界定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為企業環境行為。目前，國內外學者對企業環境行為的評價指標體系進行了多方面的研究，但是在中國，由于上市公司信息披露的限制，有關上市公司社會環境報告以及環境保護行為的信息及數據獲取難度較大，企業環境行為評價體系存在主觀性強、實施難度大、無法通用等問題。因此，對于企業環境行為的測評指標及評價體系，暫未形成一個標準化和規范化的通用模型。環保部門參考環境保護部、國家發展改革委、中國人民銀行、中國銀監會以環發〔2013〕150號印發《企業環境信用評價辦法（試行）》，將企業環境行為評價指標分為污染防治、環境管理、社會影響三大類并依據這些內容為企業打分，滿分為100分，95分以上為綠色等級，80～94分為藍色等級，64～79分為黃色等級，39～64分為紅色等級，39分以下為黑色等級。本文依據環保部門公布的企業環保信用等級衡量企業的環境行為，用EB表示。

2.解釋變量

1）產權性質。在本文中，產權性質用NOPR表示，在模型中為虛擬變量，如果樣本公司為國有企業，取值為1，如果樣本公司為民營企業，則取值為0。

2）公司治理。參考現有文獻的研究并結合本文研究的特點和需要，主要從股權結構和董事會特征兩個方面衡量公司治理：用股權集中度、股權制衡度衡量股權結構；用董事會規模、獨立董事比例以及總經理與董事長兼任情況衡量董事會特征。本文具體測度方式如下：

（1）股權集中度：用第一大股東持股比例衡量樣本公司的股權集中度，用OC表示；（2）股權制衡度：用第二大股東到第五大股東所持股權之和與第一大股東所持股權之比衡量企業的股權制衡度，用ER表示；（3）董事會規模：用公司董事會成員人數衡量董事會規模，用BS表示；（4）獨立董事比例：用董事會中獨立董事人數與董事會總人數之比衡量獨立董事比例，用ROID表示；（5）總經理與董事長兼任：該指標是指樣本公司的董事長和總經理是否由同一人擔任，用ICGM表示，在模型中為虛擬變量。若樣本公司中董事長和總經理由同一人兼任，該指標取值為1；若樣本公司中董事長和總經理不是由同一人兼任，則該指標取值為0。

3.控制變量

本文研究產權性質、公司治理與企業環境行為之間的關系，其中企業環境行為除受到產權性質、公司治理的影響之外，可能還會受到外部環境規制以及企業其他特征的影響。為保證研究的準確性和可信度，借鑒鄒國偉和周振江[4]16-17、姚圣和梁昊天[17]144以及唐國平和李龍會[18]95-96等的研究，在實證模型中選取環境規制強度、資產負債率、凈資產收益率、自由現金流、管理費用率、企業規模、上市年齡共計七個變量作為控制變量。變量及其定義如表1所示。

1）環境規制強度。企業外部環境規制強度可能會通過政府的環境規制或環境政策對企業的環境行為產生影響，因此，本文借鑒張成等[29]的研究，利用年度各省的工業污染治理投資總額與工業生產總值的比值衡量環境規制強度，用REG表示環境規制強度。

2）企業財務狀況。企業的財務狀況可能會影響高管人員的環境決策以及企業的環境行為，一般來講，財務狀況良好的企業會促使管理者增加環保投資，自覺繳納排污費，增強環保設施建設，有利于企業環境行為。因此，本文選取資產負債率、凈資產收益率、自由現金流、管理費用率作為控制變量。其中，LEV表示資產負債率；ROE表示凈資產收益率；CASH表示自由現金流；COST表示管理費用率。具體的測算方式如表1所示。

表1 變量定義及其界定標準

3）企業規模。規模大的企業屬于環保部門重點監測的企業，通常會受到更為嚴格的監督監管，因此，這類樣本企業會主動響應政府的環境規制和環保政策，采取積極的環境行為，本文用ES表示企業規模。

4）上市年齡。企業的經營決策及行為會隨著企業的不斷成長而得到優化，企業上市年齡越長，管理層越會注重企業的長期發展戰略，因此，這類樣本企業會自覺維護企業的環保信用，樹立良好的企業形象，本文用TTM表示企業上市年齡。

（三）檢驗模型

本文采用企業環保信用等級衡量企業的環境行為，根據分值大小，企業環保信用等級可劃分為有選擇次序關系的五個等級，屬于多分類的有序變量，因此，本文采用有序Logit回歸模型來分析產權性質與公司治理對企業環保行為的影響。有序Logit回歸模型的基本設定為

其中，Y為k個等級（本文中k=5）的有序變量；αk為模型截距。經過變換可得到

根據模型（2），構建模型（3）來檢驗H1產權性質與企業環境行為的關系

為檢驗H2和H3治理與企業環境行為之間的關系，并深入分析產權性質的差異在公司治理與企業環境行為之間關系的作用和影響，本文采取分樣本回歸的方式，以企業產權性質作為劃分依據，把樣本分為國有企業子樣本和民營企業子樣本，并構建了模型（4）進行實證檢驗和分析

其中，y為被解釋變量，即企業環境行為的累積概率；β0為常數項；ε為殘差項；CONTROL為本文選取的七個控制變量：環境規制強度、資產負債率、凈資產收益率、自由現金流、管理費用率、企業規模以及上市年齡。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

本文結合2016—2019年火電、鋼鐵、煤炭、冶金、化工行業的企業年度報告、企業社會責任報告、環境報告書、環保部門公布的環保信用評級、股權結構圖等數據，通過篩選共獲得了229個有效樣本上市公司共計916個觀測值，這些樣本上市公司的行業分布情況如表2所示。

表2 樣本上市公司的行業分布情況

從表2的樣本分布結果可以看出，本文選取的樣本公司行業分布較為均衡，避免了行業差異性對實證結果造成的影響，使得研究結果具有一定的代表性。利用229個有效樣本公司的數據，對本文選取的被解釋變量、解釋變量和控制變量進行描述性統計分析，結果如表3所示。從表3的結果可以看出：（1）被解釋變量企業環境行為的均值和中位數分別為66.224和60.112，分別處于黃色和紅色等級，大多數企業的環境行為評價等級低于總樣本的平均值，反映了樣本公司普遍存在環境行為表現較差的狀況；企業環境行為評價等級的方差較大，這在一定程度上說明本文所選取的樣本企業在環境行為上存在較大的個體差異，樣本具有較好的代表性。（2）產權性質的中位數是1，平均值大于0.5，說明樣本企業中國有企業的數量多于民營企業。（3）股權結構特征中，股權集中度的最小值、最大值、平均值、中位數均遠大于股權制衡度，說明樣本企業中股權集中現象較為普遍。（4）從董事會規模和獨董比例的樣本數據描述性統計結果可知，樣本企業中都設有獨立董事并且大多數企業中的獨立董事在董事會中占有一定比例。由二職合一樣本數據描述性統計結果可知，樣本企業中存在總經理和董事長二職合一的情況，但大部分樣本公司的總經理和董事長分別由不同人擔任，董事長與總經理兩職兼任情況較少。利用產權性質的不同對樣本公司進行劃分，考察不同產權性質下的企業環境行為差異，結果如表4所示。從表4的描述性統計結果可以看出，國有企業樣本的環境行為各項統計量取值均高于民營企業樣本，這說明國有企業的環境信用評級整體上優于民營企業，這在一定程度上也初步驗證了本文的H1，即產權性質和企業環境行為存在相關關系，并且國有企業相對于民營企業會采取更加積極的環境行為。

表3 描述性統計結果表

表4 不同產權性質下的企業環境行為指標

（二）相關性分析

為研究產權性質、公司治理等解釋變量以及環境規制強度、資產負債率、凈資產收益率、自由現金流、管理費用率、企業規模、上市年齡等控制變量和被解釋變量企業環境行為之間的相關關系，本文對這些變量開展了相關性分析，其結果如表5所示。從表5的相關性分析結果可以看出，本文實證分析選取的所有變量之間的相關系數均小于0.5，說明本文構建的多元線性回歸模型不存在嚴重的多重共線問題。從表5相關性分析結果還可以看出，產權性質和企業環境行為在5%的水平上顯著正相關，即國有企業相比于民營企業會采取更加積極的環境行為，這又進一步驗證了本文的H1股權集中度和企業環境行為在5%的水平上顯著負相關，股權制衡度和企業環境行為在10%的水平上顯著正相關，董事會規模與企業環境行為在5%的水平上顯著正相關，獨立董事比例與企業環境行為在10%的水平上顯著正相關，總經理和董事長兩職兼任情況與企業環境行為在5%的水平上顯著負相關。環境規制強度與企業環境行為在1%的水平上正相關，企業上市年齡與企業環境行為在10%的水平上正相關，企業規模、財務狀況與企業環境行為不存在顯著性的相關關系。因此，相關性分析結果也在一定程度上初步驗證了H2和H3。

表5 各變量的相關系數表

（三）多元回歸分析

在理論假設分析樣本公司數據的描述性統計分析以及變量之間關系的相關性分析基礎上，利用樣本公司的數據和本文所構建的模型（3）回歸分析了解釋變量產權性質以及環境規制強度、資產負債率、凈資產收益率、自由現金流、管理費用率、企業規模、上市年齡等控制變量對被解釋變量企業環境行為的影響，回歸結果如表6的第二列模型（3）結果所示。模型（3）的回歸結果顯示，回歸模型的VIF值小于3，不存在嚴重的多重共線性，R2為0.221，即企業環境行為可以被模型（3）解釋的程度是22.1%，回歸模型擬合優度較好。產權性質的回歸系數為0.069，大于0且在1%的顯著性水平上顯著，這表明國有企業相比于民營企業，環境信用評價平均等級更高，在企業環境行為中表現更為積極。這一檢驗結果表明，產權性質會顯著影響企業的環境行為，受制于地方政府的環境目標和環境任務；國有企業對政府環境政策的響應更加積極；民營企業則更多地受到經濟績效的影響，對環境政策的響應較為被動，其生產經營更多地關注自身的經濟收益，在防污治污過程中相比國有企業來說則較為消極被動。加上環保投資和環境治理的前期成本相對較高，為獲取短期效益，民營企業通常不會主動采取高于政府環保政策和環境規制的環境治理行為，因此相對于國有企業，民營企業的環保信用評級平均較低，H1得到驗證。

表6 產權性質、公司治理與企業環境行為的Logit回歸結果

為進一步檢驗公司治理因素在產權性質與企業環保行為中的作用和影響，本文依據產權性質把樣本公司分為國有企業子樣本和民營企業子樣本，并利用模型（4）對兩類子樣本公司的數據分別進行多元回歸分析，回歸結果如表6的第三列和第四列模型（4）所示。從表6的結果可以看出，兩類子樣本回歸結果的VIF值均小于3，因此，回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題，國有企業子樣本回歸結果的R2為0.252，民營企業子樣本回歸結果的R2為0.191，這說明國有企業子樣本和民營企業子樣本在模型（4）中的回歸擬合度較好。綜合國有企業子樣本和民營企業子樣本的回歸結果還可以看出：（1）兩類子樣本的股權集中度變量OC均與企業環境行為存在負相關關系，且都在5%的顯著性水平上顯著，這說明樣本公司的大股東與管理層更加注重企業的經濟利益，股權集中度越高，大股東的影響力和話語權越大，企業越容易采取消極的環境行為，被動迎合政府的環境規制政策。（2）兩類子樣本的股權制衡度變量ER均與企業環境行為存在正相關關系，且都在1%的顯著性水平上顯著，這說明樣本公司股權制衡程度越高，各股東之間越容易形成一種制約與監督機制，防止控股大股東為了個人利益而損害公司的整體利益，更加注重企業生產過程中的污染治理和綠色生產，提高企業的綠色競爭力，從而有利于企業承擔環境責任。以上實證結果進一步驗證了H2，即股權結構和企業環境行為存在相關性，股權集中度與企業環境行為負相關，股權制衡度與企業環境行為正相關。（3）兩類子樣本的董事會規模變量BS與企業環境行為正相關，且都在5%的顯著性水平上顯著，這說明董事會規模顯著地正向影響了樣本企業的產權特征與企業環境行為之間的關系，董事會規模越大，越能夠減少企業內部決策中的合謀行為，發揮內部治理結構的制衡作用從而促進積極的企業環境行為。（4）兩類樣本企業的獨立董事比例變量ROID與企業環境行為之間也存在顯著的正相關關系，這主要是因為在董事會中，獨立董事對內部董事和企業高管人員的決策行為產生了監督和制衡作用，使企業的環境決策行為和政府的政策引導相一致，最終實現公司的整體決策能體現社會的長遠利益，在一定程度上提升了企業的綠色競爭力。（5）兩類樣本企業的總經理和董事長兩職兼任變量ICGM與企業環境行為之間存在負相關關系，其中，國有企業子樣本中二者之間在5%的顯著性水平上顯著，民營企業子樣本中二者之間在10%的顯著性水平上顯著，這主要是因為總經理和董事長兩職兼任情況會導致企業的重大決策權和執行權掌握在控股股東手中，弱化董事會的監督和制約機制，導致大股東為了自身的經濟利益而忽視了企業的社會責任，從而使得企業出現較為消極的環保行為，其行為僅僅是為了迎合政府的環境政策。以上實證結果的分析進一步驗證了本文的H3，即董事會特征會影響企業環境行為，董事會規模和獨立董事比例均與企業環境行為正相關，總經理與董事長兩職兼任則與企業環境行為負相關。（6）從表6公司治理變量與企業環境行為的回歸系數還可以看出，股權制衡度ER的回歸系數0.055和0.082大于其他公司治理變量的回歸系數，表明企業環境行為是公司治理的各個利益相關者博弈的結果，其中股權制衡度對企業環境行為的影響較大，進一步說明公司治理結構的基礎是股權結構，適度的股權分散與制衡會更有利于企業履行環境責任，除了優化股權結構外，良好的董事會運作機制、完善的獨立董事制度以及明晰的激勵約束機制也將對企業積極開展環境行為起到促進作用。

另外，從兩組子樣本的檢驗結果還可以看出，國有企業子樣本中的股權集中度、股權制衡度、獨立董事比例、總經理與董事長兩職合一等公司治理變量與企業環境行為變量的回歸系數絕對值均小于民營企業子樣本，這表明國有企業子樣本中公司治理變量對企業環境行為的影響效應相比民營企業較低，這是由于國有企業子樣本的股東大都具有國有背景或地方政府背景，為實現社會福利的改善，地方政府能夠對國有企業實施更大程度的干預，使得政府的環境政策更容易在國有企業的行為中得到體現，從而會影響或主導國有企業的環境決策，因此，國有企業在政府干預下，會自覺履行政府環境規制的要求，積極主動地開展環境治理，公司治理因素對企業環境行為的影響程度也就隨之弱化；而民營企業則基于尋求與政府合作機會，樹立良好品牌形象，獲得更多融資渠道等動機，其公司內部治理機制對企業環境行為的影響程度也會相應地得到強化。這一發現對中國當前推進“國企平臺+民企機制”的混合所有制改革，引入多元化投資主體，讓不同產權性質的企業優勢互補具有一定的啟發意義。民營企業可通過混改獲得平臺和資源優勢，在融資及業務開展方面獲得政策性優勢，國有企業則通過混改引入更加市場化的經營機制，釋放國有企業活力，使雙方的資源能力實現互補性和協同性提升，幫助企業打破發展瓶頸，建立規范制衡的公司治理結構，同時為打贏污染防治攻堅戰提供堅實的力量。

（四）穩健性檢驗

為保證回歸模型因果關系的穩健性和實證結果的可靠性，本文主要采取替換被解釋變量的方式對回歸模型進行了穩健性的檢驗。在穩健性檢驗中，本文采用樣本公司環保投資總額來衡量企業環境行為，用TIEP表示，其中企業環保投資總額包括環保技改項目投資、污染治理投入、環保設施改造、排污費繳納、清潔生產等投入，通過綜合測算獲得樣本企業新的被解釋變量。由于新的被解釋變量為連續變量，因此回歸分析時采用OLS模型進行檢驗。本文構建了回歸模型（5）和回歸模型（6）對產權性質、公司治理與企業環保行為之間的關系進行穩健性檢驗。

其中，TIEP為被解釋變量，即樣本公司環保投資總額；β0為常數項；ε為殘差項；CONTROL為本文選取的七個控制變量環境規制強度、資產負債率、凈資產收益率、自由現金流、管理費用率、企業規模以及上市年齡。

在模型（5）和模型（6）的基礎上，把新的被解釋變量環保投資總額以及解釋變量和控制變量帶入模型（5）和模型（6）中，對樣本數據進行OLS回歸分析，檢驗產權性質和公司治理因素對企業環保投資總額的影響，根據模型的回歸系數和顯著性情況考察檢驗模型中因果關系的穩健性和實證結果的可靠性，具體的回歸結果如表7所示。從表7的回歸結果可以看出，模型（5）和模型（6）中解釋變量系數的正負號保持不變，且顯著性方面也沒有發生明顯的變化，因此，通過替換被解釋變量的方法進行穩健性檢驗結果和與前文的研究結論基本保持一致，證明了本文的研究結論較為可靠和穩定。

表7 穩健性檢驗的OLS回歸結果

四、結論與建議

本文以中國火電、鋼鐵、煤炭、冶金、化工五大重污染行業的上市企業為研究樣本，將產權性質、公司治理與企業環境行為納入一個分析框架進行實證研究，綜合上述實證研究結果及分析，本文得出如下研究結論：（1）產權性質與企業環境行為之間存在著顯著的正相關關系，且國有企業相對于民營企業會采取更加積極的環境行為。（2）公司治理因素影響著企業的環境行為，企業股權制衡度、董事會規模、獨立董事比例均與企業環境行為之間存在顯著的正相關關系，股權集中度、總經理和董事長兩職兼任與企業環境行為存在顯著的負相關關系，表明企業大股東和管理層普遍缺乏開展環境治理的積極性，其中股權制衡度的回歸系數為0.055和0.082，大于其他公司治理變量的回歸系數，進一步證實了股權結構是公司治理的基礎，進行適度的股權分散與制衡會更有利于企業履行環境責任。（3）國有企業子樣本中的股權集中度、股權制衡度、獨立董事比例、總經理與董事長兩職合一等公司治理變量與企業環境行為變量回歸系數的絕對值均小于民營企業子樣本，表明公司治理因素對民營企業環境行為的影響作用更大。本文的研究拓展了企業環境行為影響因素的研究視角，豐富了產權性質、公司治理因素影響企業決策行為的相關研究，為中國混合所有制改革引入多元化投資主體、進一步優化股權結構、形成良好的綠色治理機制提供了新的經驗證據。

結合以上研究結論，未來可以從以下幾個方面進行治理結構或政策的優化：（1）企業應基于長遠發展制定和實施環境戰略。優化公司內部治理結構，建立長期激勵約束機制，保證公司決策朝著有利于企業長遠健康發展的方向制定；同時積極推動產業結構轉型升級，提高環保意識與綠色生產理念，追求經濟績效的同時兼顧環境績效與社會績效。（2）強化國有企業履行環保責任，并起到帶頭作用；同時引導民營企業對環保政策執行的主動性。引入多元化投資主體，讓不同產權性質的企業優勢互補，營造公平開放的市場環境，完善穩定普惠的產業支持政策，提升企業經營水平，暢通信息溝通反饋機制，以“國企平臺+民企機制”為重要力量來打贏污染防治攻堅戰。（3）保障環保政策的制定、有效執行和落地。綜合考量不同行業和企業實際環保政策的制定以及完善切實可行、客觀標準的環境政策和法律制度，同時強化環境管制和行業管制的執行力度，真正保障環境政策和法律法規以及環境保護目標責任制的貫徹落實，實現經濟、資源、環境等的協調可持續發展。