企業環境責任承擔能夠提升企業價值嗎？
——基于工業企業的經驗證據

姜英兵 崔廣慧

(東北財經大學會計學院，遼寧 大連 116025)

引言

當前我國生態文明建設正處于壓力疊加、負重前行的關鍵期。企業作為生態環境的主要污染者，資源的主要消耗者，其環境責任承擔行為更會引起社會各界的廣泛關注。2010年財政部等五部委聯合發布《企業內部控制應用指引第4號——社會責任》，專門強調建立環境保護與資源節約制度、加大環保投入、開發利用可再生資源等內容，正式將環境責任納入微觀企業內部治理框架。

企業環境責任承擔包括參與環保投資、樹立環保意識與理念、進行環境管理體系認證以及注重資源節約等多種形式。已有少量文獻考察企業環境責任承擔產生的經濟后果，但主要聚焦于企業環保投資、環境信息披露等層面。例如，有研究表明，企業環保投資有利于實現產品市場差異化、降低負面事件帶來的風險(Lins等，2017；Servaes和Tamayo，2013)[11][16]、提高企業聲譽(Hart，1995)[8]、吸引長期機構投資者投資等(黎文靖和路曉燕，2015)[20]，從而產生較高的市場回報(Derwall等，2005)[1]。也有文獻發現環境信息披露能改善投資者預期，降低融資成本(吳紅軍等，2017)[26]。而方穎和郭俊杰(2018)[17]卻發現，我國環境信息披露政策在資本市場上基本失效。

關于企業價值創造的研究主要體現在創新投資(黎文靖和鄭曼妮，2016)[21]、金融資產投資(戚聿東和張任之，2018)[24]、多元化經營(楊興全等，2018)[28]等公司投資行為，公司高管特征(和蘇超等，2016)[18]與薪酬差距(張蕊等，2018)[30]等層面，以及稅法變更(劉行和葉康濤，2018)[22]、信貸政策(張一林和樊綱治，2016)[29]、環境政策(沈洪濤和黃楠，2019)[25]等宏觀經濟政策方面。也有研究分別從消費者(Servaes和Tamayo，2013)[16]、員工(Edmans，2012)[2]、股東(Kruger，2015)[10]及其他利益相關者視角(Ferrell等，2016；Lins等，2017)[5][11]檢驗了企業社會責任承擔的價值創造效應。上述文獻為企業價值創造研究提供了有益啟示，但直接考察企業環境責任承擔對企業價值影響的研究較為少見。在嚴峻的生態環境形勢下，厘清企業環境責任承擔與企業價值之間的關系，有助于從微觀層面分析當前發展模式下企業能否實現經濟效益與環境效益的雙重紅利，為進一步探討如何實現高質量可持續發展提供經驗證據和啟示。

本文試圖回答如下問題：企業環境責任承擔能否提升企業價值？企業環境責任承擔如何作用于企業價值？不同行業特征或不同區域綠色發展水平下，企業環境責任承擔對企業價值的影響是否具有差異？

本文的貢獻在于：第一，基于實物期權理論分析企業環境責任承擔的價值提升效應及內在機理，拓展與豐富了企業價值影響因素及環境責任承擔的經濟后果研究；第二，通過分析企業環境責任承擔對企業價值的作用機理，發現企業環境責任承擔行為在股票市場與信貸市場引起不同的反應，為政府進一步有效激勵企業參與環境治理提供有益啟示；最后，企業環境責任承擔提升企業價值的結論，可為如何實現綠色發展提供政策支持。

理論分析與研究假設

一、社會責任與企業價值

已有對社會責任與企業價值的關系研究，主要有兩種對立的觀點，分別為抑制觀和促進觀。抑制觀主要出于成本費用及高管代理問題考慮，認為企業生產活動與倫理道德活動相互獨立，公司僅負責盈利，政府與個人則負責處理外部性問題(Friedman，1970)[6]。企業的經營目標為股東財富最大化，承擔社會責任會加大企業經營成本與現金流出，不利于價值創造。也有研究認為企業環境責任承擔只是高管彰顯社會責任感的自利工具，往往以犧牲股東利益為代價(Kruger，2015)[10]。而且，由于企業社會責任承擔包括多個維度，易使高管決策失衡，分散高管的核心管理責任與注意力(Jensen，2002)[9]，不利于企業競爭與發展。促進觀則認為，企業發展與社會福利密切相關，并非孤立存在，企業利潤最大化的經營目標過于片面，需要注重企業經營對除股東之外的其他利益相關者產生的影響(Elhauge，2005)[3]。企業社會責任承擔強化了企業與利益相關者之間的溝通，可提高員工滿意度(Edmans，2012)[2]、降低交易成本(Ghoul等，2017)[7]、緩解管理層自利對企業價值的負向影響(Ferrell等，2016)[5]等，繼而提升企業價值。

二、企業環境責任承擔的價值模型

根據實物期權理論(McDonald和Siegel，1985)[12]，在從事環境治理投資等形式的環境責任承擔后，決策者有權根據企業未來經營狀況，提高或降低環境責任承擔力度，形成增長或清算期權。或者根據環境責任承擔的范圍與形式，重新配置相關資源，形成轉換期權。這些在未來時期重新選擇的權利可增加企業價值，是評判企業投資決策是否合理的重要因素。本文借鑒潘紅波和陳世來(2017)[23]的思路，將企業因面臨未來不確定性而可能具有的期權價值考慮在內，構建企業環境責任承擔的價值模型如下：

結合模型(1)，企業環境責任承擔的價值主要來源于四個方面：一是給定投資規模下，企業環境責任承擔產生的凈現值(NPV)；二是增長期權價值(Optiongrowth)，即在未來環境責任承擔有利的情況下，企業加大環保投資力度，擴大清潔生產規模等，以提高環境責任承擔的價值；三是轉換期權價值(Optionswitch)，隨著企業自身發展狀況及環境治理政策等形勢變化，企業出于成本-收益考慮，對環境責任承擔所需資源重新配置，例如，更換生產設備與技術，配備高技能人才等；四是清算期權價值(Optionput)，即在環境責任承擔難以獲得經濟效益時，企業降低環境責任承擔程度以減輕損失，例如，減少環保投資，降低環境信息披露水平，或使污染排放僅滿足于達標水平等。

三、企業環境責任承擔與企業價值

企業環境責任作為社會責任的重要構成，其對企業價值的影響，可基于上述社會責任與企業價值關系的兩種觀點，結合實物期權理論展開分析。

1.基于抑制觀的分析

與其他一般投資不同，環境治理投資周期長，見效慢，長期占用大量資金，加大企業成本與資金流出，降低凈現值；而對資金的大量占用，也限制了企業在將來執行增長期權和轉換期權，不利于提升企業價值。

由于信息不對稱及所有權和經營權兩權分離，企業高管并不總遵循企業價值最大化的目標。高管可能為了私利而做出不利于企業長期發展的行為。抑制觀認為，包括環境責任在內的社會責任承擔行為和投資，大多是高管掩藏自利行為、轉移公眾注意力以及提高聲譽、實現自我包裝的工具，是代理成本的一種體現，導致其對環境治理投資的凈現值及增長期權、轉換期權、清算期權的價值產生負向影響。

環境治理投資具有不可逆性，機會成本高，降低投資項目的凈現值。當環境責任承擔的邊際收益不足以彌補邊際成本時，企業可中斷投資；但迫于社會規范及利益相關者壓力，難以迅速縮減環境治理、環境管理體系認證等投資支出，產生較高的調整成本與調整粘性，則清算期權價值隨之減少。

2.基于促進觀的分析

根據波特假說，企業購置清潔生產設備，引進或研發清潔生產技術，積累綠色管理資源，反映了企業綠色發展的市場定位。這一方面有助于降低生產成本，改善產品質量，增強競爭力，搶占市場份額，獲得“先動優勢”(Porter，1991)[14]，從而產生更多現金流，提高企業凈現值；同時，在生態文明建設背景下，綠色發展機會隨之增多，企業可利用領先于其他企業的清潔生產技術與資源優勢，擴大生產規模，提高增長期權價值。另一方面，可提高企業資源利用率與生產效率，產生“創新補償”(Porter和Linde，1995)[15]，增加環境治理投資凈現值與轉換期權價值。

近幾年來政府的環境規制力度不斷加大，比如，2013年發布《大氣污染防治行動計劃》，2015年發布《水污染防治行動計劃》，以及2015年“最嚴”《中華人民共和國環境保護法》的全面實施等，給企業帶來較大的環境規制成本與環境治理壓力。企業環境責任承擔則有助于規避環境責任風險，減少因環境違規導致的處罰成本和現金流出，有利于提升企業價值。

根據國家綠色發展政策，承擔環境責任的企業更可能獲得政府補助、銀行信貸及稅收優惠等資金支持1，直接加大企業現金流，改善企業經營狀況。根據組織合法性理論與信號傳遞理論，企業披露環境責任承擔情況，因環境責任承擔而獲得政府資金支持，向外界傳遞企業經營合法、且有政府予以隱性擔保的扶持認證信號，有利于改善投資者對企業未來現金流的風險預期，降低資本成本，提高環境治理投資的凈現值，為實現增長期權及轉換期權的價值提供資金支撐。

當前全民環保意識逐漸提高，更多的投資者不僅注重企業經濟效益，還關注企業行為產生的社會效益和環境效益(韓立巖等，2017)[19]。企業承擔環境責任，注重生態環境治理，創建和諧社區，雖然短期內加大了成本，但因這一環境治理行為能產生較大的社會和環境效益而獲得投資者支持(Martin和Moser，2016)[13]，可使投資者感知企業的正面形象，改善投資者的風險預期，降低融資成本；也可改善與其他利益相關者的關系，如提高員工滿意度(Edmans，2012)[2]，降低交易成本(Ghoul等，2017)[7]；從而有利于企業的可持續發展，增加環境治理投資的凈現值和增長期權價值。

基于上述分析，提出如下競爭假設：

H1a：企業環境責任承擔不利于企業價值創造。

H1b：企業環境責任承擔可提升企業價值。

研究設計

一、樣本選擇與數據來源

本文以2010～2017年滬深A股工業企業為研究樣本。按照《國民經濟行業分類》(GB/T 4754-2011)標準，工業是指從事自然資源的開采，對采掘品和農產品進行加工和再加工的物質生產部門。按證監會2001年行業分類標準匹配后發現，工業企業主要為采掘業(B)、制造業(C)以及電力、煤氣及水的生產和供應業(D)2。為了符合研究需要，按如下標準對樣本篩選：(1)剔除資產負債率大于1或為負等異常財務數據樣本；(2)剔除樣本期間被ST或*ST的樣本；(3)剔除同時在A/H或A/B股上市的樣本；(4)剔除在樣本期間上市/退市的樣本。最終得到4297個公司/年觀測值。為排除極端值對研究結果的干擾，對所有連續變量進行1～99%水平的Winsorize處理。

企業環境責任承擔數據來自和訊網，主要基于所披露的環境責任評分進行衡量。該評分根據企業社會責任報告及年報計算所得，更加全面與客觀。其他財務數據來自CSMAR數據庫。

二、變量定義與說明

1.被解釋變量

借鑒楊興全等(2018)[28]的做法，用托賓Q(TQ)表示企業價值，具體地，TQ=總資產的市場價值/總資產的重置成本=(股權市值+債權賬面價值)/總資產的賬面價值。

2.解釋變量

本文采用和訊網公布的企業環境責任評分(Greencsr)衡量企業環境責任承擔。根據和訊網上市公司社會責任報告專業評測體系，環境責任評分主要是從環保意識、環境管理體系認證、環保投入金額、排污種類數以及節約能源種類數五項指標考察。評分過程如下：根據指標是數值型指標還是邏輯型指標選擇不同的標準計算得分。其中，數值型指標的得分根據和訊數據中心計算模型得出，邏輯型指標根據社會責任報告是否披露該項指標及披露情況詳細與否給予評分。最后，按不同的權重將上述五項指標所得分值進行加權平均。以制造業為例，環境責任得分表示如下：

環境責任評分=環保意識得分×4%+環境管理體系認證得分×5%+環保投入金額得分×7%+排污種類數得分×7%+節約能源種類數得分×7%

此外，為了增強穩健性，還對其取自然對數處理(Lngreencsr)。

3.控制變量

控制企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、成長性(Growth)、盈利能力(ROA)、經營活動現金流(Cflow)、資本密集度(Tangibility)、上市年齡(Age)、產權性質(Soe)、股權集中度(Top1)及兩職合一(Dual)等公司特征變量。為了排除行業特征與時間趨勢可能對研究結論產生的影響，還控制了行業(Industry)與年度(Year)固定效應。具體變量定義與說明見表1。

表1 變量定義與說明

三、模型構建

為了檢驗企業環境責任承擔是否對企業價值產生影響，構建模型(2)：

其中，TQ表示企業價值，ER為企業環境責任承擔變量，具體包括Lngreencsr與Greencsr兩類指標，Controls為一系列控制變量，ε為隨機干擾項。

實證結果與分析

一、描述性統計分析

表2為主要變量的描述性統計。TQ均值為2.012，平均來看樣本企業具有較強的價值創造能力，且最小值0.882與最大值6.960相差較大，表明樣本企業價值創造能力具有較強的個體異質性。Greencsr與Lngreencsr的均值分別為4.118、0.735，均大于中位數0，表明樣本企業整體環境責任評分較低，大部分樣本未達到均值水平。在控制變量方面，Soe均值為0.670，表明一半以上的樣本企業為國有企業。其他變量特征統計均在合理范圍內，不再贅述。

表2 主要變量描述性統計

表3 環境責任承擔與企業價值——基本回歸

二、回歸結果分析

1.環境責任承擔與企業價值——基本回歸

據表3，列(1)中Lngreencsr系數為0.0539，在1%水平顯著，表明環境責任承擔可提升企業價值。Size系數為-0.4461，在1%水平顯著，表明隨著企業規模的擴大，容易產生內部治理問題。如，高管從事內幕交易、違規擔保、構建公司帝國等機會主義行為，降低企業價值。Lev系數為-0.7658，在1%水平顯著，說明負債越多的企業越可能陷入財務困境，削弱企業價值創造能力。Growth、ROA、Cflow、Top1的系數均顯著為正，表明企業的成長性、盈利能力、現金流、股權集中度均對企業價值產生正向影響。列(2)中Greencsr系數為0.0077，在5%水平顯著。其他控制變量結果與列(1)均一致。上述結果表明環境責任承擔可提升企業價值，驗證了H1b。

表4 環境責任承擔與企業價值——分位數回歸

2.企業環境責任承擔與企業價值——分位數回歸

上述結果是否隨環境責任承擔的程度而發生改變？為此，選取三個較具代表性的分位點(0.25、0.50、0.75)進行分位數回歸，并使用Bootstrap法重復500次。據表4，在上述分位數水平上，Lngreencsr與Greencsr系數均在1%的水平顯著為正，且隨著分位數水平的提高而明顯增加，表明企業環境責任承擔程度越高，越有利于價值創造。這可能一方面與我國當前環境形勢嚴峻，包括政府在內的各利益相關者對企業環境責任承擔行為的需求較大密切相關。例如，為了完成“十一五”規劃提出的“發展循環經濟”重大戰略任務，國家發改委、人民銀行、銀監會、證監會四部門，于2010年聯合發布《關于支持循環經濟發展的投融資政策措施意見的通知》，強調對“清潔生產”、“綜合利用”以及“‘零’排放”等減量化項目重點給予信貸支持，并拓展直接融資途徑。這意味著，履行環境責任越多的企業，越容易獲得政府資金支持，直接加大企業現金流；同時可向外界傳遞企業有政府隱性擔保、經營合法以及較強社會責任感的信號，有利于改善投資者風險預期，降低融資成本。另一方面，企業環境責任承擔越多的企業會占用更多自由現金流，可在一定程度上抑制高管機會主義行為，提高經營效率，有利于提高凈現值，以及增長期權、轉換期權與清算期權的價值。

三、穩健性檢驗

1.兩階段最小二乘法(2SLS)

有一種可能是，價值高的企業本身具有更強的能力履行環境責任，從而產生雙向影響問題，或者在模型構建過程中可能遺漏企業文化、管理者能力等重要變量導致內生性。為了排除上述問題可能對研究結論產生的干擾，以企業環境責任承擔的上一期值Lngreencsrt-1(Greencsrt-1)以及年度行業平均值MeanLngreencsrt(MeanGreencsrt)作為Lngreencsrt(Greencsrt)的工具變量，采用2SLS法重新對模型(2)回歸。

據表5，在列(1)第一階段，Lngreencsrt-1系數為0.5373，在1%水平顯著，MeanLngreencsrt系數為0.9742，在1%水平顯著，表明工具變量滿足相關性要求。第一階段F統計量為957.24，遠大于經驗值10(拒絕存在弱工具變量的原假設)，Kleibergen-Paaprk LM統計量滿足Chi2=299.08(強烈拒絕不可識別的原假設)，Hansen J統計量為1.319，接受所有工具變量均為外生變量的原假設，表明工具變量的合理性。在第二階段，Lngreencsr系數為0.1249，在1%水平顯著，表明企業環境責任承擔可提升企業價值。同理，將解釋變量Lngreencsr替換為Greencsr，相應的工具變量亦滿足相關性與外生性要求，實證結果未發生實質變化。

表5 2SLS法回歸

2.對主要變量進行行業均值調整

由于企業所處行業在競爭程度、管制程度等方面具有差異，可能導致上述結果受行業因素干擾較大。為了增強穩健性，對被解釋變量TQ與解釋變量環境責任承擔Lngreencsr(Greencsr)分別進行年度/行業均值調整。首先計算出企業價值/企業環境責任承擔指標分行業和分年度的均值，然后用企業價值/企業環境責任承擔的原始值減去所對應的分行業/年度的均值，得出經行業均值調整后的企業價值Adj-TQ與環境責任承擔指標Adj-Lngreencsr(Adj-Greencsr)，重新對模型(2)回歸。據表6，Adj-Lngreencsr與Adj-Greencsr的系數均至少在5%水平顯著為正，穩健地表明經行業調整后的環境責任承擔可創造價值3。

表6 基于行業均值調整的分析

表7 固定效應回歸

3.固定效應回歸

在模型構建過程中，可能遺漏不易隨時間變化的因素，如企業文化、企業管理者能力等，進而對研究結果產生干擾。為了排除上述影響，采用面板固定效應模型重新回歸。據表7，無論企業環境責任承擔用Lngreencsr還是用Greencsr衡量，環境責任承擔的系數均在1%的水平顯著為正，進一步表明研究結論的穩健性。

4.將解釋變量與控制變量均滯后一期

為了進一步排除解釋變量、控制變量與被解釋變量可能產生的雙向影響對研究結果的干擾，將解釋變量、除虛擬變量以外的控制變量均滯后1期，重新對模型(2)回歸。據表8，Lngreencsrt-1與Greencsrt-1系數均在1%水平顯著為正，表明環境責任承擔對企業價值創造具有顯著正向影響。

表8 將解釋變量與控制變量滯后一期

表9 區分樣本的產權性質

5.排除樣本分布不均的干擾

為了防止工業企業樣本因產權性質分布不均可能對回歸結果產生影響，按最終控制人性質，將樣本分為國有企業與非國有企業，重新對模型(2)回歸。據表9，無論在國有企業還是非國有企業樣本中，Lngreencsr與Greencsr的系數均顯著為正，表明研究結論是穩健的。

6.其他穩健性檢驗

(1)2015年1月1日，新《環保法》正式實施，可能對企業環境治理行為產生影響，進而影響本文研究結論。為了排除2015年新《環保法》實施的影響，將2015年及以后年度樣本剔除，重新對模型(2)回歸。(2)研究結論可能受到省區異質性的影響，在模型(2)的基礎上控制省區變量(Province)，重新回歸。上述結果均未發生實質性變化，表明研究結論是穩健的4。

四、作用機制分析

基于理論分析與實證檢驗，我們發現企業環境責任承擔可提升企業價值。根據企業環境責任承擔的價值模型，在進行環境治理投資決策時，高管不僅僅考慮當前時點下的凈現值，還會根據未來環境責任承擔情況執行增長期權、轉換期權與清算期權。但無論是基于當前情形下的凈現值，還是未來預期的增長期權、轉換期權或清算期權，均是基于當前或未來某一時點的凈現值大小進行選擇。而影響企業凈現值的因素主要包括預期自由現金流與資本成本。那么企業環境責任承擔如何作用于企業價值？接下來分別基于預期自由現金流與資本成本兩大機制進行檢驗。

1.基于預期自由現金流效應的機制分析

表10 基于預期自由現金流效應的機制分析

基于前文的理論分析，如果企業環境責任承擔可通過提高預期自由現金流提升企業價值的機制存在，那么相比于高自由現金流組，環境責任承擔對企業價值的促進作用，在低自由現金流組表現更為明顯。按年度行業中位數標準，將企業每股自由現金流高于中位數的樣本定義為高自由現金流組，否則為低自由現金流組，分別對模型(2)回歸。據表10，環境責任承擔Lngreencsr(Greencsr)的回歸系數在低自由現金流組顯著為正，而在高自由現金流組不顯著，表明環境責任承擔可通過提高企業預期每股自由現金流實現價值提升，進而驗證了這一機制。

2.基于投資者風險預期效應的機制分析

環境責任承擔作用于企業價值的另一機制為改善投資者預期。如果這一機制成立，環境責任承擔可通過降低資本成本提升企業價值。本文從權益資本成本與債務資本成本兩種角度進行分析。

(1)基于權益資本成本的分析

如果上述機制成立，意味著相比于低權益資本成本組，環境責任承擔對企業價值的促進作用在高權益資本成本組更明顯。本文采用股利折現模型的衍生模型計算權益資本成本(Easton，2004)[4]，具體計算方法為：

其中，RE表示權益資本成本，FEPSt+2表示兩年后的預測每股收益，FEPSt+1為一年后的預測每股收益，Pt為當期期末股價。

按年度行業中位數，將高于中位數的樣本定義為高權益資本成本組，否則為低權益資本成本組，分別對模型(2)回歸5。據表11，環境責任承擔Lngreencsr(Greencsr)的回歸系數無論在高權益資本成本組還是在低權益資本成本組均不顯著，未發現企業環境責任承擔通過降低權益資本成本提升企業價值的證據?？赡艿脑蛟谟?，雖然生態環境日益得到重視，但股票市場投資者對環境績效的關注僅僅集中在少量的長期機構投資者群體(黎文靖和路曉燕，2015)[20]，導致股票市場投資者總體上對企業環境責任承擔行為反應不明顯。

表11 基于權益資本成本的分析

(2)基于債務資本成本的分析

若上述作用機制成立，則相比于低債務資本成本組，企業環境責任承擔對企業價值的促進作用在高債務資本成本組更明顯。借鑒熊劍和王金(2016)[27]的做法，采用財務費用與債務總額的比值來度量債務資本成本。其中，財務費用包括利息支出及籌資發生的其他財務費用(如債券印刷費、借款擔保費等)，債務總額則等于公司短期債務和長期債務的期末總額。按年度行業中位數標準，將債務資本成本高于中位數的樣本定義為高債務成本組，否則為低債務成本組，分別對模型(2)回歸。據表12，環境責任承擔Lngreencsr(Greencsr)的系數在高債務資本成本組中均顯著為正，而在低債務資本成本組不顯著。這一結果表明企業環境責任承擔可有效改善債權人對企業的風險預期，降低債務資本成本，從而提升企業價值?？赡艿慕忉尀椋袚h境責任的企業更容易受到政府支持，其中便包括以銀行機構為主的信貸資金支持，有助于降低貸款成本，提高企業凈現值，并且為執行增長期權、轉換期權提供資金保障。

表12 基于債務資本成本的分析

五、截面異質性分析

1.基于行業特征的異質性分析

企業并非同質，不同污染程度的企業本身具有不同的環境敏感性，受到來自政府、投資者、消費者等利益相關者的關注度也有差異。在倡導生態文明建設的背景下，企業承擔環境責任的動機與形式可能不同，從而產生不同的價值創造效應。為了檢驗這一思路，根據2010年環保部公布的《上市公司環境信息披露指南》(征求意見稿)，并結合證監會2001年行業分類標準，將樣本分為重污染企業與非重污染企業6，重新對模型(2)回歸。

據表13，在列(1)與列(3)重污染企業組中，環境責任承擔Lngreencsr(Greencsr)的回歸系數均為正，但不顯著；在列(2)與列(4)非重污染企業組中，環境責任承擔Lngreencsr(Greencsr)的回歸系數均在1%水平顯著為正，表明企業環境責任承擔可提升價值的結論主要體現在非重污染企業。可能的原因在于，隨著生態環境形勢日益嚴峻，政府對企業環境污染的規制也日趨嚴格，相比于非重污染企業，重污染企業面臨更強的環境規制壓力，需承擔更高的環境治理成本。在資源約束下，重污染企業的環境治理行為更可能僅滿足于合規要求，雖然能在一定程度上降低環境風險，但因難以產生更多的現金流等，對企業價值提升無明顯影響。而非重污染企業面臨的環境治理壓力較小，其環境責任承擔更可能是一種旨在改善企業生產經營過程、提升產品和服務質量、減少環境危害的前瞻性戰略行為。尤其在當前污染防治攻堅戰時期，可優先于其他企業獲得綠色發展優勢，搶占市場份額，更多地體現為提高增長期權價值，從而提升企業價值7。

表13 基于行業異質性的分析

表14 基于區域異質性的分析

2.基于區域異質性的分析

本文采用2010～2017年中國各省區綠色發展指數來衡量地區綠色發展水平8。按年度中位數水平，將省區綠色發展指數高于中位數的劃分為高綠色發展水平組，否則為低綠色發展水平組。同時為了排除省區其他不易隨時間變動特征的影響，在模型(2)的基礎上，分別采用面板固定效應回歸。據表14，在列(2)與列(4)低綠色發展水平組，無論用Lngreencsr還是Greencsr衡量，企業環境責任承擔的系數均顯著為正，而在列(1)與列(3)高綠色發展水平組，Lngreencsr與Greencsr系數均不顯著，表明環境責任承擔對企業價值的正向影響主要體現在綠色發展水平較低的地區?？赡艿慕忉尀?，自“十一五”規劃以來，中央政府直接將環境績效與地方政府官員晉升掛鉤，實行環境保護“一票否決制”，給地方政府帶來巨大的環境治理壓力。尤其在綠色發展水平較低的地區，生產方式普遍落后，具有較大的環境改善空間。隨著環境績效在官員業績考核評價中的比重增大，地方政府官員為了提高政治晉升的可能性，自然會加大環境監管。這促使企業由粗放型生產向集約型生產方式轉變，提高資源利用率與生產率，從而增加企業凈現值、增長期權、轉換期權的價值。而且，在綠色發展水平較低地區，企業環境責任承擔行為更易將其與其他企業區分開來，獲得包括政府、投資者等在內的利益相關者的支持，提升企業價值。

研究結論與啟示

本文基于社會責任和企業價值關系的兩種觀點以及實物期權理論，系統考察了環境責任承擔對企業價值的影響及作用機理，研究發現，企業環境責任承擔可提升企業價值，且主要通過提高預期自由現金流與改善以銀行等金融機構為主的投資者風險預期兩種途徑實現。這一結論在考慮了可能的內生性、個體異質性以及重大事件等問題的干擾后依然成立。截面異質性分析發現，上述關系主要體現在非重污染企業與綠色發展水平較低的地區。

基于上述結論，得出如下啟示：其一，目前企業環境責任承擔已經起到重要的價值提升作用，政府可考慮增強企業環境責任管理，強化環境責任承擔的現金流效應與風險預期效應，引導企業主動承擔更多的環境責任。其二，對企業而言，在生態環境日趨嚴峻的形勢下，應將環境治理投資可能產生的期權價值考慮在內，注重長遠發展，積極履行環境責任，從中獲得創新補償與先動優勢，實現經濟效益與環境效益的雙贏。其三，就完善資本市場建設而言，政府應引導投資者在股票估值時考慮企業環境責任因素。最后，政府在制定或完善環境治理政策時，注重行業異質性與區域異質性的影響，針對環境責任承擔價值創造效應尚未發揮出來的原因，采用因行業而異、因地制宜的方針政策引導企業承擔環境責任。

注釋

1.“十一五”規劃與“十二五”規劃均強調對有利于環境保護的企業予以政府補助、銀行信貸、稅收優惠等方面的資金支持。2015年實施的《中華人民共和國環境保護法》也規定，對超額完成污染減排的企事業單位和其他生產經營者，給予財政、稅收、價格等優惠。

2.選擇工業企業是因為根據國家統計局對2009～2014年各行業的工業廢水、工業廢氣與工業固體廢棄物(以下簡稱“工業三廢”)排放量的統計發現，這三個行業的工業三廢排放量占總排放量比重排在前三位，與其他行業合計三廢排放量對比懸殊，成為環境的主要污染者，理應是環境責任的主要承擔者，相比其他行業具有更強的環境責任敏感性，分析其環境責任承擔的價值創造效應更具有針對性和可比性。

3.此外，我們還對主要變量進行行業中位數調整，結果仍未發生變化，備索。

4.由于篇幅所限，本部分結果不予列示，備索。

5.由于在計算權益資本成本時需要剔除FEPSt+2小于FEPSt+1的樣本，以及FEPSt+2、FEPSt+1、當期期末收盤價缺失或為負的觀測值，最后剩余1889個公司/年觀測值。

6.其中，B(采掘業)、C0(食品、飲料)、C1(紡織、服裝、皮毛)、C3(造紙、印刷)、C4(石油、化學、塑膠、塑料)、C6(金屬、非金屬)、C8(醫藥、生物制品)、D(電力、煤氣及水的生產與供應業)為重污染行業；C2(木材、家具)、C5(電子)、C7(機械、設備、儀表)、C99(其他制造業)為非重污染行業。

7.此外，本文也用未來1～3期的企業價值對當期環境責任承擔進行回歸，結果仍未發生變化，進一步表明重污染企業的環境責任承擔主要是出于合規目的，而非重污染企業更傾向于采取前瞻性環境治理策略。

8.該指數是由北京師范大學、西南財經大學以及國家統計局中國經濟景氣監測中心聯合構建，由經濟增長綠化度、資源環境承載力和政府政策支持度3個一級指標及9個二級指標、62個三級指標構成。指數越大，表明綠色發展水平越高。由于目前僅更新到2016年，本文所涉及的各地區2017年綠色發展指數均用2016年的值替代。