環(huán)境績效與經濟績效：控制權類型和高管激勵的調節(jié)作用

■ 陳 璇，淳偉德

（1.上海海洋大學經濟管理學院，上海201306；2.成都理工大學商學院，四川成都610059）

一、 引 言

面臨日趨凸顯的環(huán)境污染問題，我國政府已將治污減排作為轉變經濟發(fā)展方式的首要任務。政府工作報告對企業(yè)通過提高資源利用效率，提升經濟效益方面提出了明確要求，因此有關企業(yè)ENP和ECP關系的研究也受到了廣泛關注。

理論方面，Chang[1]、Wally[2]等認為，環(huán)境成本在某些企業(yè)總的制造成本中所占比例較高，投資環(huán)?；顒訒档推髽I(yè)的利潤。但Porter等[3-4]認為，嚴厲的環(huán)境規(guī)制可能使環(huán)境管理欠佳的企業(yè)面臨懲罰，形成環(huán)境風險，這就迫使企業(yè)不得不利用新技術來提高資源利用率，改善內部環(huán)境管理體系以應對可能的風險[5]，因此，與環(huán)?；顒酉嚓P的革新能力能降低企業(yè)生產成本[6-7]。

實證方面，雖然秦穎[8]通過聯(lián)立方程模型利用部分歐洲國家和我國造紙行業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)ENP與ECP顯著負相關。但是Klassen[9]用事件研究法證實，良好ENP帶來高市值。類似地，Sharfman[10]等的研究也支持了ENP與ECP的顯著正相關關系。此外，Rockness、Andreas的研究發(fā)現(xiàn)ENP對ECP影響不顯著。

綜觀已有研究大都以自由市場經濟為基礎。與自由經濟中政府干預較少不同，我國經濟制度是一種政府參與的轉軌經濟，政府不僅掌握著資源配置和實施行業(yè)規(guī)制的權力，而且以直接或間接方式持有大量企業(yè)的股份，通過所有權控制途徑影響著整個國民經濟[11]。不僅如此，就國有產權而言，從行政級別看，還有中央控股和地方控股之分[12]。Josefina[13]、Huang[14]等研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)應對外部環(huán)境風險壓力的決策受到股東的影響，那么這是否也會影響ENP對ECP的作用效果？

此外，企業(yè)高管行為受到薪酬、持股等激勵政策的影響[15]。高管人員是企業(yè)履行環(huán)保責任的決策者，因此對高管人員的激勵政策也應會影響企業(yè)環(huán)境信息披露質量。在我國，不僅某個企業(yè)的高管人員同時兼任控股股東公司高管的現(xiàn)象很普遍，而且大量企業(yè)管理者與政府部門關系密切，國企高管和政府官員的職業(yè)生涯界限并不清晰[16]。上述因素是否也會影響ENP對ECP的作用過程呢？

然而現(xiàn)有文獻中將企業(yè)控制權、激勵政策等作為情景因素，分析ENP與ECP相關性的研究非常缺乏，本文將對此進行探索。本文的研究結果不僅從控制權類型、高管薪酬與股權激勵機制視角，拓展了現(xiàn)有ENP管理理論，而且從實踐上給企業(yè)的 “綠色發(fā)展之路”提供了政策啟示。

二、 研究假設

當消費者的環(huán)保意識提高到一定水平后，環(huán)保產品更容易受到消費者的青睞，良好的環(huán)保表現(xiàn)有助于企業(yè)增加銷量。加之，嚴格的環(huán)境規(guī)制使環(huán)境管理欠佳的企業(yè)面臨較大環(huán)境風險。這就刺激企業(yè)不得不對產品生產工藝和技術進行革新，以加強資源利用率，從而降低了生產成本，提高了經濟效益。故假設如下：

H1：ENECPE效應成立。

對政府所有權控制企業(yè)而言，由于與政府存在天然的產權聯(lián)系，在政府積極倡導環(huán)境保護的背景下，他們更可能在通過提高資源利用效率，改善經濟效益方面做出表率模范作用[17]。故結合假設H1有如下假設：

H2a：較之于非政府所有權控制企業(yè)，ENECPE效應在政府所有權控制企業(yè)中表現(xiàn)得更強。

更進一步，由于地方政府與中央政府在經濟社會多方面訴求的差異，地方政府在控制財政赤字等經濟壓力的驅動下，考慮到環(huán)?；顒佑袝r在短期之內難以見效，所以他們對環(huán)保投入的積極性可能不及中央政府高，因此有：

H2b：ENECPE效應在中央政府所有權控制企業(yè)中表現(xiàn)得較其他企業(yè)更強。

由于有些上市公司的高管人員同時兼任控股股東公司/相關政府部門高管，所以這些上市公司高管往往不從上市公司而從控股股東公司/相關政府部門領薪。高管如果從上市公司領取薪酬，其個人經濟利益與上市公司經濟效益聯(lián)系更緊密。在假設H1基礎上，可以認為在高管領薪的上市公司中，高管人員越可能關注ENP，從而提高經濟效益，以增加自己的個人收入。因此假設H3：

H3：ENECPE效應在高管領薪的企業(yè)中表現(xiàn)得更明顯。

由于企業(yè)生產過程中引入環(huán)保的新材料和新技術后，往往需要較長的時間才能顯現(xiàn)出收益[5]。由此推測，建立了高管人員長期激勵機制的企業(yè)更可能注重長期效益，選擇通過提高ENP來改善經濟效益。所以在假設H1的基礎上有假設H4：

H4：ENECPE效應在建立了長期股權激勵機制的企業(yè)中表現(xiàn)得更明顯。

三、 樣本與變量選擇

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

選擇2009年滬、深兩地A股并提供了各項所需數(shù)據(jù)的125家化工企業(yè)為研究樣本，剔除了其中ST公司和在2008～2010年間①最終控制人發(fā)生了更換的公司，最終得到111家樣本公司 （表1所示）。研究中所需財務數(shù)據(jù)來自于CSMAR財務數(shù)據(jù)庫，其他相關數(shù)據(jù)均是依據(jù)上市公司2009年年報和 《企業(yè)社會責任報告》通過手工收集得到。

表1 樣本分布

（二）變量設計

研究中所用變量及其說明詳見表2，具體包含以下變量：

ECP——由于我國股票市場發(fā)展欠成熟，會計業(yè)績比市場價值能更準確地反應公司經營情況。本文選用了地區(qū)內同業(yè)凈資產收益率 （凈利潤/凈資產）相對水平②來衡量公司業(yè)績，用虛擬變量IFROE表示。

ENP——本研究沿用前期研究方法[18]（詳見附錄1），構建ENP指數(shù)反映企業(yè)ENP水平，在此用變量EPIINN表示。

控制權類型。設置三個變量反映上市公司控制權類型③：UCD反映控制權是否屬于非政府部門；CCE體現(xiàn)作為控制人的國務院國有資產管理委員會是否是通過中央企業(yè)實現(xiàn)控股；UCC體現(xiàn)控制人是否屬于包含國務院國資委在內的某個中央部門。

高管激勵機制。本文選取企業(yè)高管團隊中董事長和總經理作為研究對象④，設置高管領薪途徑和長期股權激勵兩個變量反映企業(yè)高管激勵制度。具體如下：

（1）領薪途徑。上市公司高管人員可能在控股公司/上級政府部門中同時擔任要職，因此他們既可能是從上市公司領薪也可能是從控股公司/相關政府部門領薪。在此分別用IFCHOR和IFCEOOR識別上市公司董事長和總經理的領薪途徑。

（2）股權激勵。研究中虛擬變量IFCHSH和IFCEOSH分別標識了董事長和總經理是否在該上市公司 “零持股”，該變量反映了上市公司對高管人員的長期激勵力度。

考慮到上交所和深交所對其所屬上市企業(yè)在監(jiān)管機制與效率上存在差異，在此引入虛擬變量MARKET標識企業(yè)所屬的交易所。此外，企業(yè)規(guī)模 （用變量SIZE表示）和負債比率 （用變量LEV表示）也可能會影響環(huán)境活動決策[13-14]，并且Zhao[19]等認為ISO14000環(huán)境管理體系在一定程度上反映了企業(yè)的環(huán)境管理戰(zhàn)略 （用虛擬變量EMS表示），它會影響ENP和ECP的關系。在此，對上述因素逐一加以控制。

表2 變量說明

四、 ENP對ECP的影響分析

（一）控制權類型的調節(jié)作用

研究中首先從上市公司最終控制人性質角度，考察了控制權類型在企業(yè)ENP對ECP作用過程中的調節(jié)效應。表3列示了利用Probit模型進行分析的結果⑤。

模型 （1）將上市公司區(qū)分為政府所有權控制與非政府所有權控制兩類，并以前者為基礎，引入交互變量UCD*EPIINN來標識后者與之在ENP對ECP影響上的差異。模型 （2）將上市公司區(qū)分為國務院國資委下屬央企控制企業(yè)與非央企控制企業(yè)兩類，并以后者為基礎，引入交互變量CCE*EPIINN來標識前者與之在ENP對ECP影響上的差異。模型 （3）將上市公司區(qū)分為中央政府部門控制企業(yè)與非中央政府部門控制企業(yè)兩類，并以后者為基礎，引入交互變量UCC*EPIINN來標示前者與之在ENP對ECP影響上的差異。

表3的結果顯示，模型 （1）～模型 （3）中變量EPIINN的系數(shù)均在1%或5%水平上顯著性為正，表明樣本公司中，ENP高的企業(yè)，ECP也顯著較好，ENECPE效應得到驗證，假設H1得到樣本數(shù)據(jù)的支持。

模型 （1）中變量 UCD*EPIINN的系數(shù)在10%水平上顯著為正 （B值為0.150），這表明較之于政府所有權控制企業(yè)，非政府所有權控制企業(yè)的ENECPE效應更明顯，假設H2a沒有得到支持。模型 （2）和 （3）中交互變量CCE*EPIINN和UCC*EPIINN的系數(shù)均未通過10%顯著性水平的檢驗。這意味著，假設H2b也沒有得到支持。

表3 控制權類型調節(jié)作用的Probit回歸結果

政府所有權控制的企業(yè)并未在通過環(huán)境保護提高經濟效益方面做出更好的表率，這可能源于兩方面原因：一是，與政府的所有權關系加重了政府對國有企業(yè)的保護，企業(yè)依據(jù)自己的政府背景更容易獲得相關行政許可、市場份額等，進而獲得較多經濟收益。也就是說，除了以提高資源利用率，降低生產成本為目的的革新外，政府所有權控制企業(yè)還可以憑借 “政府保護傘”得到經濟利益。二是，由于政府多元化目標，使與政府有產權關聯(lián)的企業(yè)可能會承擔更多社會責任。因此，即使提高資源利用率，能降低生產成本，但是由于政府所有權控制企業(yè)承擔了較多社會負擔，加之作為投資人的政府對企業(yè)監(jiān)督不力和高管人員的尋租活動等帶來的高額代理成本，可能會“稀釋”生產成本降低帶來的經濟效益。上述兩方面原因都會降低政府所有權控制企業(yè)ENP對ECP的敏感性，從而影響了ENECPE效應的發(fā)揮。

表4 控制權類型調節(jié)作用的非參數(shù)檢驗結果

此外，假設H2b沒有得到支持，在一定程度上反映了地方政府與中央政府對環(huán)?；顒討B(tài)度愈來愈趨同，很多地方政府也逐漸放棄了從前那種片面追求高速GDP增長的經濟發(fā)展模式。

進一步，本文按照ENP⑥和控制權類型的差異將企業(yè)進行了分組，并對各組企業(yè)凈資產收益率中位數(shù)的差異進行了秩和檢驗⑦，具體結果見表4。表4顯示除了在ENP高的分組中，非政府所有權控制企業(yè)與政府所有權控制企業(yè)比較時，Z值在5%水平上顯著以外，其他各組的Z值均不顯著。也即是說，除了在ENP高的情況下，政府所有權控制企業(yè)的ECP顯著低于非政府所有權控制企業(yè)的ECP外，其他各組企業(yè)的ECP沒有顯著差異。這不僅印證了表3中模型 （1）的結果，而且在一定程度說明，正是由于高ENP企業(yè)中，非政府所有權控制企業(yè)的ECP明顯好于政府所有權控制企業(yè)，導致了表3模型 （1）變量UCD*EPIINN的系數(shù)顯著為正。這再次說明由于政府所有權控制企業(yè)存在承擔較多社會負擔以及代理成本高等問題，即使通過提高資源利用率，降低了生產成本，但ECP提高幅度也趕不上非政府所有權控制企業(yè)大。

（二）高管激勵機制的調節(jié)作用

表5利用Probit模型⑧從上市公司高管人員的薪酬領取途徑和股權激勵角度檢驗了高管激勵制度在企業(yè)ENP對ECP作用過程中的調節(jié)效應。相對于高管不領薪的上市公司，高管領薪的上市公司經濟利益與高管人員的個人經濟利益關系更密切，這在一定程度上屬于上市公司高管人員薪酬激勵的一部分。模型 （1）按照董事長是否從上市公司領薪，將樣本劃分為董事長領薪企業(yè)和董事長不領薪企業(yè)兩類，并且以后者為基礎，引入交互變量IFCHOR*EPIINN標識前者與后者在ENP對ECP影響上的差異。類似于模型 （1），模型（2）利用交互變量IFCEOOR*EPIINN對總經理領薪途徑的調節(jié)效應也作了類似分析。模型 （3）按照董事長是否直接持有上市公司股份，將樣本劃分為董事長直接持股企業(yè)和董事長不直接持股企業(yè)，并且以后者為基礎，引入交互變量IFCHSH*EPIINN標識前者與后者在ENP對ECP影響上的差異。類似于模型 （3），模型 （4）利用交互變量IFCEOSH*EPIINN對總經理持股與否的調節(jié)效果作了檢驗。

表5中的檢驗結果表明，模型 （1）～模型（4）中變量EPIINN的系數(shù)均在1%或5%顯著性水平上為正，這與前面表3的相關結果一致，再一次支持了ENECPE效應。

表5中除了模型 （2）中變量 IFCEOOR*EPIINN的系數(shù)在5%水平上顯著為負以外，其他模型中高管激勵機制變量與EPIINN的交互作用都不顯著。由此可見，假設H3和假設H4均沒得到樣本數(shù)據(jù)的支持。這表明企業(yè)高管 （董事長和總經理）直接持股與否以及董事長是否從上市公司領取薪酬這些因素并不顯著影響ENP對ECP作用的發(fā)揮。為什么模型 （2）中變量IFCEOOR*EPIINN的系數(shù)顯著為負呢？在此進一步，按照ENP⑨和高管領薪途徑差異對樣本進行了分組，并對企業(yè)凈資產收益率中位數(shù)的差異進行了秩和檢驗⑩，表6列示了具體結果。

表6結果顯示，除了在ENP低的一組中，總經理領薪的上市公司的凈資產收益率顯著低于總經理不領薪的上市公司外 （Z值為2.167，在5%水平上顯著），其他各組的Z值均不顯著。這表明在低ENP情形下，總經理從上市公司領薪企業(yè)的ECP會顯著較低，這在一定程度上解釋了表5模型 （2）的結果。

上市公司總經理同時兼任控股股東公司 （若為政府控股企業(yè)其控股股東則體現(xiàn)為政府部門）高管職務時，他們往往是從控股股東公司/相關政府部門領薪。這正反映了上市公司與后面控股股東公司/相關政府部門關系非常密切。當上市公司ENP處于低水平，面臨高環(huán)境風險，可能導致ECP受損時，那些與控股股東/相關政府部門關系密切的上市公司可以依靠控股股東/政府掌握的資源將ECP維持在一個相對較高的水平。相反，那些與控股股東/政府沒有密切關聯(lián)的企業(yè)，只能依靠自己，因此企業(yè)難以在短時間內擺脫經濟困境，使ECP處于一個較差的水平。

表5 高管激勵機制調節(jié)作用的Probit回歸結果

表6 高管激勵機制調節(jié)作用的非參數(shù)檢驗結果

同時，研究結果顯示，表5和表6中針對董事長領薪途徑的檢驗并沒有顯著，這說明現(xiàn)階段企業(yè)履行環(huán)境責任在很大程度時是體現(xiàn)在總經理的職責范圍，董事長在其中的作用不及總經理明顯。當然，這也可能是由于董事長的任免機制決定了的，因為不論董事長領薪途徑如何，董事長都與控股股東公司/相關政府部門有緊密關系。

此外，通過對樣本公司中高管持股數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)樣本公司中約30%的董事長持有上市公司股份，25%的總經理持有上市公司股份，不論是董事長還是總經理均在上市公司持股量少，股權激勵對高管人員的激勵作用難以充分發(fā)揮，因此高管人員的長期股權激勵并不能顯著調節(jié)ENP對ECP的影響作用。因此表5中交互變量IFCHSH*EPIINN和IFCEOSH*EPIINN的系數(shù)，以及表6中針對變量IFCHSH和IFCEOSH的檢驗均未通過10%水平的顯著性檢驗。

五、 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前文結果的穩(wěn)健性，在此選用總資產報酬率替代凈資產收益率，就表3和表5的各模型進行了檢驗 （用IFROA替代IFROE），具體結果見表7和表8。表7與表3結果類似。表8中，除了模型 （3）的EPINN系數(shù)沒有通過10%水平的顯著性檢驗 （Z值為1.54）以外，其他結果都與表5類似。但是考慮到Z值為1.54，顯著性水平達到了12.4%，仍然比較接近于10%，因此我們仍然認為前面研究結果具有較好的穩(wěn)定性。

表7 控制權類型調節(jié)作用的Probit回歸結果（穩(wěn)健性檢驗）

表8 高管激勵機制調節(jié)作用的Probit回歸結果（穩(wěn)健性檢驗）

六、 結論與啟示

以我國上市的化工企業(yè)為樣本，檢驗了ENP對ECP影響機制中控制權類型和高管激勵的調節(jié)作用。研究結果除了支持了ENECPE效應外，還發(fā)現(xiàn)：①中央政府所有權控制的企業(yè)并未在通過改進環(huán)保技術提高經濟效益方面做出更好地表率作用，反而在非政府所有權控制企業(yè)中，ENECPE效應更明顯；②相對于總經理從控股股東公司/相關政府部門領薪的上市公司，那些總經理從上市公司領取薪酬的上市公司如果ENP較差時，其ECP也會較差；③由于上市公司高管直接持有上市公司股份數(shù)量少且普及率低，現(xiàn)階段針對企業(yè)高管的股權激勵不能顯著調節(jié)ENP對ECP的影響作用。

上述研究結果表明，雖然提高資源利用率，能降低生產成本，但是由于國有企業(yè)承擔較多社會負擔和較高的代理成本，可能 “稀釋”提高資源利用率帶來的經濟效益。同時，高管持股量少普及率低，長期股權激勵效果欠佳，使得不論高管股權激勵力度強或弱均不能顯著影響高管人員通過提高企業(yè)資源利用效率改善經濟效益的積極性。此外，由于上市公司高管人員有時會同時兼任控股股東公司或政府部門高管職務，一旦上市公司面臨環(huán)保問題帶來的經濟風險時，這些上市公司的控股股東或政府就會動用手中的資源，力保上市公司經濟狀況不會惡化，因此在那些與控股股東或政府部門關系密切的上市公司中，ENECPE效應也會被打折扣。

本文給人們的啟示是當推動企業(yè)走通過提高資源利用效率改善經濟效益道路時，需要關注上市公司與其控股公司/相關政府部門的所有權控制與人事關系以及高管股權激勵等方面可能存在的影響。

［注 釋］

①鑒于本文考察的是2009年企業(yè)的ECP和經濟績效情況，為了控制重大股權更換前后對企業(yè)經營狀況的影響，故剔除了2009年和其前后各一年發(fā)生過最終控制人更換的企業(yè)。

②經檢驗發(fā)現(xiàn)樣本公司的凈資產收益率不服從正態(tài)分布，加之，考慮到我國地區(qū)經濟發(fā)展存在一定程度的不均衡性，因此選用該企業(yè)注冊所在地區(qū) （在此分為東部、中部和西部三類地區(qū)，具體劃分依據(jù)見附錄2）所有A股上市化工企業(yè)的凈資產收益率中位數(shù)作為參照標準。

③在此根據(jù)最終控股股東的性質進行分類，一般而言，上市公司最終控股股東有四類：中央政府部門、省/直轄市政府部門、市級及以下政府部門和非政府部門與機構 （包括職工持股會、集體組織機構、家族、外商或個人等）。

④如果遇到董事長和總經理為同一人同時兼任時，相應變量取值相同。

⑤前期研究發(fā)現(xiàn)，一些企業(yè)處于不同的經濟狀況會對環(huán)境信息披露的內容進行選擇。此前構建EPIINN時是依據(jù)企業(yè)年報中提供的信息進行評分得到，因此這就可能存在一個變量內生性問題。為此，引入一個反映外界對企業(yè)環(huán)境管理狀況的認可程度的新變量 （EPIOUT）作為EPINN此采用了Wilcoxon檢驗方法對凈資產收益率的中位數(shù)進行了分析。

⑥為了消除地區(qū)間環(huán)境管制政策差異對企業(yè)ECP的影響，這里用上市公司所屬地區(qū)所有A股上市化工企業(yè)的中位數(shù)作為分組依據(jù)。

⑦對樣本公司的凈資產收益率分布的正態(tài)性進行了檢驗，結果發(fā)現(xiàn)并不服從正態(tài)分布，故在此采用了Wilcoxon檢驗方法對凈資產收益率的中位數(shù)進行了分析。

⑧仍用變量EPIOUT作為變量EPIINN的工具變量進行分析。

⑨為了消除地區(qū)間環(huán)境管制政策差異對企業(yè)ECP的影響，這里用上市公司所屬地區(qū)所有A股上市化工企業(yè)的中位數(shù)作為分組依據(jù)。

⑩對樣本公司的凈資產收益率分布的正態(tài)性進行了檢驗，結果發(fā)現(xiàn)并不服從正態(tài)分布，故在此采用了Wilcoxon檢驗方法對凈資產收益率的中位數(shù)進行了分析。

[1]Chang C H.The Influence of Corporate Environmental Ethics on Competitive Advantage:The Mediation Role of Green Innovation[J].Journal of Business Ethics，2011，104（3）:361-370.

[2]Walley N，Whiethead B.It's not Easy being Green[J].Harvard Business Review，1994，（May-June）:46-52.

[3]Porter E，Vander L C.Green and Competitive:Ending the Stalemate[J].Harvard Business Review，1995，73（5）:120-134.

[4]Porter E，Mark K.The Link between Competitive Advantage and Corporate Social Responsibility [J].Harvard Business Review，2006，84（12）:78-92.

[5]Sharma H.Proactive Corporate Environmental Strategy and the Development of Competitively Valuable Organizational Capabilities[J].Strategic Management Journal，1998，19:729-753.

[6]Hart L.A Natural-Resource-Based View of the Firm[J].Academy of Management Review，1995，20（4）:986-1014.

[7]Shrivastava P.The Role of Corporations in Achieving Ecological Sustain Ability[J].Academy of Management Review，1995，20（4）:936-960.

[8]秦穎，武春友，翟魯寧.企業(yè)環(huán)境績效與經濟績效關系的理論研究與模型構建[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2004，24（8）:111-117.

[9]Klassan D，McLaughlin P C.The Impact of Environmental Management on Firm Performance [J].Management Science，1996，42:512-536.

[10]Sharfman P，F(xiàn)ernando S.Environmental Risk Management and the Cost of Capital[J].Strategic Management Journal，2008，29:569-592.

[11]田利輝，張偉.政治關聯(lián)影響我國上市公司長期績效的三大效應[J].經濟研究，2013（11）:71-86.

[12]皮建才.中國式分權下的地方官員治理研究 [J].經濟研究，2012（10）:14-26.

[13]Huang L，Kung Fan H.Drivers of Environmental Disclosure and Take Holder Expectation:Evidence from Taiwan[J].Journal of Business Ethics，2010，96:435-451.

[14]Josefina L，Murillo L.Why do Patterns of Environmental Response Different? A Stakeholders'Pressure Approach [J].Strategic Management Journal，2008，29:1225-1240.

[15]Berrone P，Gomez L.Environmental Performance and Executive Compensation:An Integrated Agency-Institutional Perspective[J].Academy of Management Journal，2009，52（1）:103-126.

[16]雷海民，梁巧轉，李家軍.公司政治治理影響企業(yè)的運營效率嗎——基于中國上市公司的非參數(shù)檢驗[J].中國工業(yè)經濟，2012（9）:109-121.

[17]Giuli A，Kostovetsky L.Are red or blue companies more likely to go green Politics and corporate social responsibility[J].Journal of Financial Economics，2014，111（1）:158-180.

[18]陳璇，Knut Lindkvist.環(huán)境績效與環(huán)境信息披露:基于高新技術企業(yè)與傳統(tǒng)企業(yè)的比較[J].管理評論，2013，（9）:117-129.

[19]Zhao J.The Effect of the ISO-14001 Environmental Management System on Corp orate Financial Performance[J].International Journal of Business Excellence，2008，1:210-230.

附錄1

正如文獻[23～24]所述，在此圍繞環(huán)境資源消耗、污染物控制治理、環(huán)保投資三個方面（環(huán)境資源消耗描述了生產過程中所耗用的熱能、電能、能源原材料和水的情況；污染物控制治理反映了污染物和廢棄物的控制處理及其對環(huán)境造成的損失；環(huán)保投資反映了企業(yè)為提高將來環(huán)境資源使用效率和降低環(huán)境污染損失所投入的人、財、物），選取了“原材料利用”、“能源消耗”、“污染物排放強度”、“污染治理”、“環(huán)境投入”五項指標對企業(yè)ECP水平進行綜合反映。具體評分方法是：根據(jù)年報披露的具體內容，對上述五項指標分別進行賦值，“0”為無披露，“1”為績效水平差，“2”為績效水平較差，“3”為績效水平中等，“4”為績效水平較好，“5”為績效水平好。ENP指數(shù)值就等于上述五項指標得分值加總。附錄2

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、廣東和海南；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古；中部地區(qū)分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。