企业环境经营驱动因素、行为与绩效关系研究——基于长株潭城市群企业问卷调查数据的实证检验

刘爱东，罗文兵,，邓明君

(1．中南大学 商学院，湖南 长沙 410083；2．湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201)

一、引 言

2007年底，长株潭城市群成为全国资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革实验区，被推向资源节约和环境保护的最前端。但在湖南全省14个市州中，株洲、长沙、湘潭环境污染位居全省前三，环境经营的核心理念与我国“十二五”规划建议中“加快建设资源节约型、环境友好型社会，提高生态文明水平”提出的战略要求高度一致。可见，两型社会建设需要长株潭城市群企业改变传统发展模式，转向环境经营。

国外关于企业环境经营驱动因素、行为与绩效关系研究主要有以下几个方面：(1)研究社会责任、强制力、政府和媒体压力、股东、客户等因素驱动企业环境经营行为的效力，代表者有Jennings和Zandberger(1995)、Klassen和McLaughlin(1996)、Henriques和 Sadorsky(1996）以 及Bansal和Roth(2000)等［1-4］；(2)研究企业环境经营行为与企业环境经营绩效之间的关系，代表者有Shrivastava(1995)以及 Tuwaijri、Christensen 和 Hughes II(2004）等［5-6］。还有很多此处未指出的西方学者对企业环境经营所做的一些理论和实证研究。但己有的研究没有形成一个集成的概念模型解释各种驱动因素与环境管理之间的关系，忽略了环境管理实践行为之间的互补性等问题。国内一些学者对企业环境经营驱动因素、行为与绩效三者关系开展了比较深入的研究，代表者有陈浩(2006)、秦颖(2006)、胡美琴(2007)和李卫宁等(2010)等［7-10］，他们基本都是通过问卷调查，也利用了结构方程模型和多元回归分析等方法开展研究，理论模型的建立都比较好。但没有对修正模型加以验证，政策性建议的分析不够透彻。

本研究选取长株潭城市群企业为研究对象，对城市群内的化工(医药)、钢铁、建筑材料、食品、电子、陶瓷、纺织、电力和机械加工等行业企业进行抽样，设计问卷并进行实地访问调查。由于企业环境经营驱动因素、行为与绩效的度量指标很难通过定量的数据来表达，因此，本研究采用李克特(Likert)五点尺度来度量。对样本数据进行分析及假设检验时，应用SPSS15.0统计软件以Cronbach信度系数分析各研究变量的测量因素的信度，用多元回归法分析变量之间的关系。然后，再用结构方程模型及其AMOS分析软件建立理论模型并检验企业环境经营驱动因素、行为与绩效之间的相互影响路径和作用机制。

二、理论基础与研究假设

(一)概念模型

基于以往的相关理论与实证研究，本研究将企业环境经营驱动因素分为政府媒体压力、市场压力和效率驱动力三方面，企业环境经营行为分为绿色制造和环境管理体制建设两方面，企业环境绩效分为环境绩效和经济绩效两方面，构建了相应的概念模型，如图1所示。

图1 概念模型

(二)企业环境经营驱动因素与企业环境经营行为的关系

至今，有许多理论文章已经研究了规则因素对环境经营行为的影响，这些研究大多用博弈论阐明企业与监管者在特殊环境目标下达成合作意向的过程。Jennings和Zandberger(1995)认为强制力是企业环境管理行为的主要推动力。Bansal和Roth(2000)提出企业在环境问题上的行为受社会责任因素的驱动。Klassen和McLaughlin(1996)指出企业自愿采用标准化环境管理体系(VA：Voluntary adoption)的驱动力还来自媒体和环境团体等方面的社会压力。基于上述分析，本研究就政府媒体压力与企业环境经营行为的关系提出以下假设，拟加以验证：

假设H1a：政府媒体压力与企业绿色制造行为呈正相关。

假设H1b：政府媒体压力与企业环境管理体制建设呈正相关。

Arora和Gangopaddhyay(1995)的研究表明消费者愿意为环境友好的产品支付溢价及对差异性产品放松价格敏感的条件，导致企业生产高质量的“绿色产品”，以区别同行业企业而赢得市场份额，企业也会自愿参与环境项目或采纳环境管理系统，目的在于想得到消费者的认可，并获得环境友好的好名声，从而差异化其产品［11］。Henriques和Sadorsky(1996)对加拿大大型企业的调查发现，客户是仅次于政府的企业环境计划压力来源，同时越来越多的股东在评价企业价值时考虑到环境因素。另外，企业采纳环境管理系统的决策还来自同行的影响。就市场压力与企业环境经营行为的关系提出以下假设：

假设H1c：市场压力与企业绿色制造行为呈正相关。

假设H1d：市场压力与企业环境管理体制建设呈正相关。

除了规则和市场因素这些外部因素影响企业主动改善环境外，企业引进产品环保化设计比原有的产品设计相对效益大、引进清洁生产技术比末端治理技术相对效益大等是推动企业进行环境经营的内在动力。北京大学杨东宁博士在对企业自愿采用VA的驱动力研究文献时，指出现有以经济学的理论和假设为基础，强调基于效率的驱动作用。Segerson和Miceli(1998)认为潜在的成本节约能对企业自愿环境管理行为产生刺激作用［12］。Caswell和Zilberman(1986)的研究结果表明新技术能提高产出，节约资源和能源［13］。就效率驱动力与企业环境经营行为的关系提出以下假设：

假设H1e：效率驱动力与企业绿色制造行为呈正相关。

假设H1f：效率驱动力与企业环境管理体制建设呈正相关。

政府的绿色采购行为会影响市场需求等，政府的各种政策将促进环境经营某领域市场发展。同时，政府的环境监察与处罚制度的完善将会促进企业加强技术改造和创新，从而改变企业所在行业的竞争格局。媒体对企业环境问题的披露和绿色产品和绿色企业形象的宣传将影响市场和企业利益相关者对企业环境行为的关注等。因此，就企业环境经营驱动因素中政府媒体压力与市场压力的关系提出以下假设：

假设H1g：政府媒体压力因素与市场压力呈正相关。

企业一般情况下不会轻易改变自己的产品功能、引进绿色制造技术。除非竞争对手所生产同质产品环保性增强导致企业市场份额大量丢失，政府相关政策导致非绿色产品退出市场、行业和政府对相关产品制定新的环境标准等情况下才会考虑改进产品设计和生产。因此，就企业环境经营驱动因素中市场压力与效率驱动力的关系提出以下假设：

假设H1h：市场压力与效率驱动力呈正相关。

(三)企业环境经营行为与企业环境经营绩效的关系

Shrivastava(1995)指出企业引进产品环保化设计、清洁生产技术、环境管理工具等必将使人类活动的环境负荷最小化，能够改变产业内或企业内生产成本，使产品或包装更具环境友好的特点，最终实现成本降低、收入提高、供应商关系改善、质量改进、竞争地位领先、责任压力减轻Kl、ass公en众 a形nd象Wh提yb高ark和 在199管9制 规 范之 前 获 得 先 发 优 势等 。( )以美国家具产业为研究对象，研究发现制造业投资环保技术组合的形态对生产绩效与环保绩效有显著影响［14］。发达国家的例证已经表明，环境管理能够提高企业社会声誉，赢得利益相关者的信赖，并与其建立更加友好和谐的关系，改善公众形象，使企业免于环境诉讼，环境处罚，受到利益相关者的更少监督，而且还能建立行业的环境技术和环境标准，增强企业竞争优势，更有利于企业竞争［8］。就企业环境经营行为与环境经营绩效关系提出以下假设：

假设H2a：企业绿色制造行为与企业环境绩效呈正相关。

假设H2b：企业绿色制造行为与企业经济绩效呈正相关。

假设H2c：企业环境管理体制建设与企业环境绩效呈正相关。

假设H2d：企业环境管理体制建设与企业经济绩效呈正相关。

同时，绿色制造需要企业环境管理体制的支持，取得ISO认证的企业，以及实施了绿色制造的企业都会建立良好的企业环境管理体制。因此，就企业绿色制造行为与企业环境管理体制建设的关系提出以下假设：

假设H2d：企业绿色制造行为与环境管理体制建设呈正相关。

(四)企业环境经营的环境绩效与经济绩效的关系

Tuwaijri,Christensen和Hughes II(2004)把环境绩效，经济绩效与环境揭露结合起来研究，其研究结论是环境绩效与经济绩效正相关，即好的环境绩效与好的经济绩效是显著关联的，并且伴随着更多数量的有关特别污染的发生及治理的环境揭露［7］。陈劲等人(2002)从造纸、包装、印染、水泥、机械等行业选取55家企业的数据，分析了环境绩效与经济绩效关系，得出了环境绩效与经济绩效相互影响，并且“环境绩效对经济绩效的影响”较“经济绩效对环境绩效的影响”大的结论［15］。因此，就企业环境经营的环境绩效和经济绩效的关系提出以下假设：

假设H3：环境绩效与经济绩效呈正相关。

三、研究方法

(一)样本数据的采集与分析

本研究采用问卷调查的方法收集样本。样本选择集中在长株潭城市群各开发区的制造企业，特别是全国有名的重污染区湘潭市竹埠港和株洲市清水塘的企业。调查方式为重点抽样化工、电子、机械加工等行业的企业进行实地调查和访谈。本研究总共发出问卷62份，收回58份，其中填答不全的无效问卷2份，有效问卷56份，有效回收率90.3%。本研究实际使用问卷52份。样本中长沙市企业14家，占26.92%；株洲市企业19家，占36.54%；湘潭市的企业19家，占36.54%。通过ISO9000认证的企业36家，占69.2%；通过ISO14000认证的企业11家，占21.2%。国有企业7家，占13.5%；港、澳、台商独资经营企业1家，占1.9%；中外合资经营企业1家，占1.9%；股份合作企业4家，占7.7%；有限责任公司13家，占25%；股份有限公司8家，占15.4%；私营企业17家，占32.7%；合资经营企业(港或澳、台资)1家；占1.9%。化工(医药)行业10家，占19.2%；钢铁行业2家，占3.8%；建筑材料行业2家，占3.8%；食品行业1家，占1.9%；电子行业11家，占21.2%；陶瓷行业3家，占5.8%；纺织行业1家，占1.9%；电力行业6家，占11.5%；机械加工10家，占19.2%；其他行业6家，占11.5%。

(二)测量工具

在企业环境经营相关驱动因素、相关行为、环境绩效、经济绩效等概念的定义及衡量方法上，主要采用国内外已发表的学术论文和已公开的博硕士论文，在问卷正式定稿与调查之前，先在湘潭市进行小规模预调查，以评估问卷设计用词上的恰当性，再根据预试者的意见对问卷进行了修订，由此保证了较好的内容效度。问卷采用Likert5点量表形式，从“非常不同意”到“非常同意”和从“从未做过”到“企业日常活动”。问卷题目、有关变量类型及符号表示见表1。

样本数据中，政府媒体压力、市场压力、效率驱动力、绿色制造、环境管理体制建设、企业环境经营的环境绩效和企业环境经营的经济绩效变量的Cronbach’sα值分别为0.74、0.70、0.67、0.65、0.89、0.85和0.70。所有变量采用因子分析仅提取一个因子，特征值均大于1，总的被解释方差为79%、63%、76%、59%、82%、69%和63%，支持测量工具一维的性质。

表1 量表设计及符号表示

(三)分析方法

本研究的数据是基于对企业管理者的问卷调查，要测量企业环境经营驱动因素、行为与绩效的各潜在变量之间的结构关系，本研究将政府媒体压力、市场压力和效率驱动力设为外生潜变量，将绿色制造、环境管理体制建设、环境绩效和经济绩效设为内生潜变量。

四、实证结果

(一)样本的描述性统计

表2提供了有关样本的描述性统计量，其中表2-A提供了指标的均值、标准差和相关系数；表2-B提供了量表(或因子)的均值、标准差、Cronbachα和相关系数等。表2-A反映出市场压力、效率驱动力和环境管理体制建设变量的问题回答的均值均比较低，总体表示目前长株潭城市群中驱动企业进行环境经营的市场压力和效率驱动力不足，企业环境管理体制建设不够深入。表2-B提供的Cronbachα大于或接近可接受的信度水平(0.70)，可见各潜变量的信度都比较好。

表2-A 指标的均值、标准差和相关系数

表2-B 量表的均值、标准差和相关系数等统计量

(二)整体理论模型的检验

从以上相关系数可以发现各个因素之间的关系，但这些关系忽略了变量之间的相互作用。接下来本研究运用AMOS软件(结构方程模型(SEM)应用专业软件)分析这些变量间整体的相互影响关系。本研究的整体理论模型如图2所示，潜变量(Latent construct)以椭圆形来表示，观测变量(Observed variable)则以矩形来表示。

理论模型的主要等价方程有：

其中，ζ为结构方程误差项。

理论模型的检验结果。各个潜在因素的衡量指标的因素负荷量均位于0.4至0.9之间的标准状态，而且基本达到显著水平。整体模型拟合度指标是用来检验整体模式与观察数据的拟合程度，这方面的适合度衡量标准有多种指标［16］：①绝对适合度衡量：χ2=195.757，d.f.=156，P=0.017，很多学者认为卡方显著性对样本数量、自由度很敏感，因此建议综合其他指标来分析模型的显著性。GFI=0.758，AGFI=0.674，GFI和AGFI达到基本拟合标准，RMR=0.068，RMSEA=0.071，RMR和RMSEA靠近0.05-0.08的“不错拟合”范围；②相对拟合指数中的：TLI=0.886，NFI=0.681，CFI=0.906，IFI=0.913，这些指标基本靠近0.90的标准。理论模式AIC值等于303.757，理论模式AIC值都小于饱和模式AIC值的420.000和独立模式的AIC的654.559，标准卡方值(χ2/d.f.)=1.255，位于1.0到2.0之间。综合各项指标的判断，本研究的整体理论模型拟合度还好，可以用以检验本研究提出的理论假设。AMOS软件测算输出的路径图如图3所示。

图2 本研究的理论模型与参数结构

图3 理论模型的路径系数图(AMOS软件计算结果)

(三)假设的验证

理论模型的路径系数与假设检验结果如表3所示：假设H1e、H1g、H1h、H2e、H3的P值都小于0.05，假设H2a的P值接近0.05，可见这些假设都获得了支持，而假设H1a、H1b、H1c、H1d、H1f、H2b、H2c和H2d的P值都大于0.1，均未获得支持。

表3 理论模型的路径系数与假设验证

续表3 理论模型的路径系数与假设验证

五、结论与讨论

(一)结论

在以往的一些相关研究中证实了有些变量之间存在显著的直接影响关系，但在本研究中综合考虑其它变量的作用时，这些变量之间的影响关系却不存在了，它们需要通过中介变量来传导这种影响关系。企业环境经营驱动因素、行为与绩效之间的关系不是任意排列的，它们之间存在特定的路径。绿色制造是企业环境经营驱动因素与环境绩效和经济绩效之间的中介变量。在理论模型基础上去掉相关潜变量及其路径后得到修正模型及其参数结构，如图4所示。修正模型的主要拟合指标如下:χ2=206.879，d.f.=164；P=0.013；GFI=0.745； RMR=0.079； RMSEA=0.072； AGFI=0.674； NFI=0.663；CFI=0.899；IFI=0.905；TLI=0.883；RFI=0.610；χ2/d.f.=1.261。综合各项指标的判断，相对于理论模型，前述可获得验证的假设在该模型中的路径系数较为理想并且都是显著的(见图4)，表明该模型基本拟合了数据，相对较真实地反映了调查数据中变量之间的关系。可见，企业环境经营驱动因素、行为与绩效三者相关内容的实际路径为：①政府媒体压力→市场压力→效率驱动力→绿色制造→环境绩效→经济绩效；②政府媒体压力→市场压力→效率驱动力→绿色制造→环境管理体制建设。

图4 修正模型的参数结构及路径系数图(AMOS软件计算结果)

(二)结果评估

假设H1a—H1h。在长株潭城市群企业环境经营驱动因素、行为与绩效关联关系中，政府媒体所依靠的环境法规、社会责任意识等不会直接驱使企业加强环境经营。长株潭政府在两型社会建设中不得不采取强硬措施关闭重污染企业来改善整个区域的环境状况这一现象也证实了本研究的结果。同时，表3的检验结果与Delmas和Toffle(2004)的研究发现政府环境监管部门和其他非市场行为者的压力对于企业环境管理体系的实施影响并不显著，其他利益相关者对企业施加的直接影响更大的结论是一致的［17］。表3的检验结果表明了政府媒体压力需要通过市场压力和效率驱动力才能更好地驱使加强企业环境经营。同时这也提醒我们，仅仅依靠对企业进行频繁地监督检查是难以驱动企业加强环境经营。如果整个社会的法制不健全，将会导致更多的寻租行为，从而出现高社会成本，低产品成本现象。现实中，我国目前环境管理制度还存在较多的漏洞，执法力度不够，环境法规和环境污染处罚根本不能让企业为提高经济和环境绩效而加强环境经营。根本原因是我们的市场环境还不能让那些加强环境经营的企业获得更多的利润，企业生存的基本条件是盈利，企业所有者及其管理者都是经济人，他们不可能投资没有经济效益的环境经营项目。图4中修正模型结果的政府媒体压力→市场压力的路径系数为0.49，这说明长株潭城市群政府对整个产品市场的管理还不够，市面上还是有许多假冒伪劣产品，而以目前消费者的心理是什么便宜买什么，从而出现劣币驱逐良币现象，导致很多优质环保产品市场需求不足，从而不能很好地驱动企业进行环保化设计和引进清洁生产技术等创新活动。修正模型结果的市场压力→效率驱动力的路径系数为0.59也证实了这一点，同时也说明了媒体方面对企业环境经营的市场驱动力影响还不够，不能让消费者深入了解各类产品的环境效果，对绿色产品市场形成的影响力还不足。修正模型结果的效率驱动力→绿色制造的路径系数为0.99，这说明那些企业采取绿色制造等环境经营模式的真正动力来自与市场所带来的效率驱动力。因此，建议政府部门构建综合性污染企业治理与退出监管及补偿机制，建立统一的污染企业退出标准，实现地方政府与利益相关者共同监管，达到污染企业“依法、有序、合理”地退出，以保证实施环境经营的企业的利润［18］。

假设H2a—H2e。表3的检验结果表明企业环境管理体制建设也不能直接提升企业环境绩效和经济绩效，必须通过绿色制造才能提高企业环境经营绩效，同时要以有好的市场环境、效率驱动力为前提。表3中环境管理体制→环境绩效的路径系数为-0.076、环境管理体制→经济绩效的路径系数为0.014，P值均大于0.1，这证实了目前长株潭企业的环境管理体制建设不是基于市场和绿色制造的环境经营模式。企业迫于应付政府相关部门的监察，很多都是表面上加强环境管理体制建设，而在投入较大的绿色制造方面还很欠缺，很多企业的环境管理体制建设都是形象工程，对企业环境绩效和经济绩效未有大的改善，甚至只能增加企业经营管理成本。图4中绿色制造→环境管理体制的路径系数为1.28，这表明加强绿色制造的企业都建立了良好的环境管理体制，因为良好的环境管理体制是企业很好地实现绿色制造的必要前提。图4中绿色制造→环境绩效的路径系数为0.41，表明长株潭企业在绿色制造方面的技术创新能力还不强，虽然有不少企业开展了绿色制造，除市场因素外，自身所拥有的人才、机械设备和管理制度提升企业环境经营的环境绩效力不足。表3的检验结果显示H2b未获得支持，从实践调研中我们了解到长株潭城市群中不少企业在绿色制造方面有较大地投入，但由于绿色市场未形成和企业内部的管理与技术水平，导致不少企业绿色制造不能产生很好的经济绩效。但从实际调研中发现有不少的长株潭企业取得了政府及相关机构提供的环境治理项目专项基金，这些项目基本都是绿色制造方面项目，这些企业通过绿色制造取得良好环境绩效的企业基本都取得了较好的经济绩效。因此，政府在加强对污染严重企业技术管理创新扶持的同时更应该重视生态效率。

假设H3。图4中环境绩效→经济绩效的路径系数为0.95，这表明企业环境绩效能够改善企业经济绩效，但前提是有好的绿色市场，同时企业具备实施绿色制造的能力等等。从实际调研中发现那些在绿色制造方面取得良好环境经济绩效的企业所研发、生产和销售的产品很多都是社会需要的绿色产品，而且很少有低端产品与其相竞争。这也提醒政府和企业应该重视新能源、环保产品的研发推广，这与目前全球经济危机下各国政府等相关部门为拯救经济所制定的一系列扶持政策是一致的。

本研究的理论贡献在于明确了政府媒体压力并不直接驱动企业环境经营行为，企业环境经营行为需要通过市场和效率来驱动的；企业环境经营绩效只有通过绿色制造才能提高，企业环境绩效对经济绩效存在显著影响，但前提是有好的市场环境和效率驱动力。本文建议政府相关部门构建并推行企业环境经营等级评价机制，充分利用金融资本市场的环境监管作用，将可持续发展的环境责任内生为企业主动环境战略和环境策略行为［19］。

(三)研究局限

由于企业环境经营本身就是一个非常复杂的问题，本研究对企业环境经营驱动因素、企业环境经营行为的分类和调查问卷的设计可能还有一些没有考虑到的重要因素。同时，本研究和样本的调研数据还存在一定的局限性，如样本量还不够大等。今后应尝试在更大范围内进行调研，通过实证检验以进一步修正本研究的模型。

［1］Jennings P D，Zandbergen P A.Ecologically Sustainable Organizations:An Institutional Approach［J］.Academy of Management Review，1995，20(4)：1015-1052.

［2］Klassen，McLaughlin.The Impact of Environmental Management on Firm Performance［J］.Management Science，1996(42)：1199-1214.

［3］Henriques L，Sadorsky P.The Determinants of an Environmentally Responsive Firm:An Empirical Approach［J］.Journal of Environmental Economics and Management，1996，30(3):381-395.

［4］Bansal P，Roth K.Why Companies Go Green：A Model of Ecological Responsiveness［J］.Academy of Management Journal，2000，43(4)：717-736.

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

［6］Al Tuwaijri S，T Christensen，K Hughes.The Relations Among Environmental Disclosure，Environmental Performance，and Economic Performance:Asimultaneous Equations Approach［J］.Accounting，Organizations and Society，2004(29)：447-471.

［7］陈浩.企业环境管理的理论与实证研究［D］.广州：暨南大学，2006：19-20，27.

［8］秦颖.企业环境管理的驱动力研究［D］.大连：大连理工大学，2006：17-18，22，37-38.

［9］胡美琴.在华跨国公司生态环境管理影响因素研究［D］.上海：复旦大学，2007.

［10］李卫宁，陈桂东.外部环境、绿色管理与环境绩效的关系［J］.中国人口·资源与环境，2010，20(9)：84-88.

［11］Arora，Gangopaddhyay S.Towards a Theoretical Model of Voluntary Overcompliance［J］.Journal of Economics Behaivior Organization，1995(28)：289-309.

［12］Segesro Miceli.Volunaty Envorimnenatl Ageremenst:Good or Bad News for Environjnrenatl Poretction［J］.Journal Enviornmenatl Eeomnoies and Mnagaemet，1998(36)：1997-1998.

［13］Caswell Zilberman.The Effects of Well Depth and Land Quality on the Choice of Irrigation Technology［J］.American Journal of Agriculture Economics，1986(68)：798-811.

［14］Klassen R D，Whybark D C..The Impact of Environmental Technologies on Manufacturing Performance［J］.Academy of Management Journal，1999，42(6)：599-615.

［15］陈劲，刘景江，杨发明.绿色技术创新审计实证研究［J］.科学学研究，2002(2)：107-112.

［16］易丹辉.结构方程模型方法与应用［M］.北京:中国人民大学出版社，2008.

［17］Delmas M A，&Toffel M W.Stakeholders and Environmental Management Practices:an Institutional Framework［J］.Business Strategy and the Environment，2004，13(4):209-222.

［18］罗文兵，阳建辉，邓明君.流域中污染企业治理与退出的博弈分析［J］.湖南科技大学学报(社会科学版)，2012(5)：80-84.

［19］罗文兵，刘爱东，邓明君.我国重污染行业上市公司环境经营等级评价研究构思［J］.中南大学学报(社会科学版)，2013，19(1)：1-6.