企业主动环境行为驱动因素研究

陈兴荣+刘鲁文+余瑞祥

收稿日期：2013-04-16

基金项目：国家社会科学基金重点项目（07AJL013）；中央高校基金项目（CUGL120225）；湖北省统计科研计划重点项目（HB121-08）

作者简介：陈兴荣（1978-），女，山东荣成人，副教授，研究方向为资源与环境经济学；刘鲁文（1976-），女，山东文登人，讲师，研究方向为应用数学；余瑞祥（1955-），男，湖北人，教授、博士生导师，研究方向为资源与环境经济学。

摘要：运用我国30个省（区、市）企业2000～2009年环境行为数据，从政府环境政策的引导、居民环境偏好的拉动、国内外市场竞争的压力以及企业自身可持续发展的必然要求四个方面对企业进行污染控制、实施清洁生产等行为的驱动因素进行分析，构建企业环境行为panel data 模型，识别影响企业改善环境行为和表现的关键因素，论证企业环境行为的外驱因素如何转化为利润和竞争优势等内驱因素，进而促使企业积极承担环境责任。

关键词：企业；主动环境行为；环境行为函数

中图分类号：F270 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2014）03-0056-05

Research on Driving Factors of Corporate Positive

Environmental Behavior

——Based on the Empirical Analysis of Panel Data Model

CHEN Xing-ronga， LIU Lu-wenb， YU Rui-xiangb

（a. School of Mathematics and Physics；

b. School of Economics and Management， China University of Geosciences， Wuhan， 430074 ）

Abstract： The driving forces of corporate environmental behavior include the guidance of government regulations， the excitation of residents preference， the pressure from domestic and international market and the needs of corporate development. This paper first establishes the empirical Panel Data model with the help of the data of 30 provinces （cities） in China from 2000 to 2009； identifies the main factors which make corporations improve their environmental behavior and performance， and then analyzes how the driving forces translate into profits and competitive advantage which affect corporate responsibility directly.

Key words： corporation； positive environmental behavior； environmental behavior function

1 引言

环境问题自古有之，只是在人类社会不同发展时期有着不同的表现。进入工业社会以来，伴随经济总量的急剧扩张，环境问题已上升成为关乎人类社会生存与发展的重大问题。

企业作为经济发展的主体，与环境问题的产生有着密切的联系，其在生产经营过程中的环境污染行为是使环境遭受巨大压力的最直接原因[1，2]。目前，我国大部分企业在环境责任承担方面，无论是思想观念还是实践行动上，仍处于被动状态，常常是迫于政府、居民、环保团体和产业链中跨国公司等合作伙伴巨大压力下的一种非自愿的、不得已的应对举措[3]。不少企业至今仍停留在追求短期利润最大化的传统企业理念阶段，而忽视相关者利益最大化的现代企业理论[4]。概括地说，我国企业环境责任观念落后、意识淡薄，环境责任缺失严重。若企业仍以追逐最大利润为目的，在生产过程中对环境污染防治没有任何投入，所造成的环境损害既没有给予补偿，也没有纳入生产成本，维持传统的粗放型生产模式，中国的长远发展必将无以为继。

因此，深入分析企业环境行为，对企业进行污染控制、实施清洁生产等行为的驱动因素进行分析，识别影响企业改善环境行为和表现的关键因素，探讨企业主动环境行为的运作模式成为环境问题的根本解决之道。

2 企业环境行为函数

企业环境行为是企业面对来自政府、居民和国内外市场环境压力所做出的相应环境行为响应。企业环境行为函数（Environmental Behavior Function， 简写为EBF）是企业在诸多影响因素的交互作用下环境行为演变的一种数学测度，可描述为EBF= f （GOV，PUB，COR）。其中，政府环境规制（GOV）是企业主动环境行为的主要动力因素，由于环境资源的公共物品特征加上传统发展观的持久影响，如果缺乏政府环境规制，企业很难自觉进行环境管理[5，6]。居民环境偏好（PUB）是企业积极环境行为的基本动力因素，若缺乏居民对环境友好商品和服务的偏爱与消费，企业环境行为最终必将成为企业与政府打游击、应对政府规制的纯被动举措。包含竞争因素在内的企业自身发展需要（COR）对企业主动环境行为起重要的推动作用。虽然很多研究表明，企业承担环境责任与经济利益间存在正相关关系，但企业依然对此存在很多顾虑[7]。只有在这些外在因素的共同作用下，企业才有可能抛弃眼前利益追求长远发展。下面运用我国企业环境行为数据验证企业主动环境行为函数的合理性，并从政府、居民、企业三个角度探讨企业环境行为的外驱因素如何转化为利润和竞争优势等内驱因素，进而促使企业积极承担环境责任。

3 企业环境行为实证研究

3.1 数据来源、说明与处理

由于各地区经济发展状况不一致，政府环境规制力度、居民环境偏好强度以及企业环境行为主动性等均因地区差异而存在不同，因此，为在实证模型中体现地区差异对企业环境行为造成的影响，收集了30个省（区、市）自2000～2009年影响企业环境行为的主要因素共8个指标的数据用于模型构建（由于西藏自治区部分指标难以获取原始数据，故数据中不包含西藏）。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国环境年鉴》、《中国环境统计年鉴》（2001～2010年）以及各地各年度环境统计公报等。

①所谓八项制度，简单说就是老三项制度和新五项制度的总称，包括：环境保护目标责任制；综合整治与定量考核；污染集中控制；限期治理制度；排污收费制度 ；环境影响评价制度；“三同时”制度；排污申报登记与许可证制度。一般来说，企业环境行为、政府环境规制和居民环境偏好等都不是直接可测的，所以需要进行相应的变量替换。企业环境污染治理投资主要用于控制污染物排放、先进生产技术研发、生产设备更新以及废弃物循环利用等，其中企业自筹资金所占比例一定程度上反映了企业环境行为的变化趋势，因此本文使用企业自筹环境治理资金（2000年数据）表征企业主动环境行为（CEB）。图1中企业自筹资金比重在2006年出现了较高增幅，表明企业环境保护意识在进入 “十一五”期间有了较大转变，且在近几年呈现稳步上升的趋势，反映出企业环境治理力度不断加强。

政府环境规制力度（GOV）运用政府环境管理八项制度①的执行分值加总得到。为将各项管理制度分值加总得到总体指标，首先将各项制度实际执行情况进行标准化处理消除量纲。具体做法为：xij=Xij-XjSj，其中Xij为原始数据，Xj是第j个指标的算术平均值，Sj是其标准差。若标准化后的数值为正，表明该地区该项制度政府规制力度高于全国平均水平，且数值越大，规制力度越强；若数值为负，则表明低于全国平均水平，且数值越小，规制力度越弱。标准化处理后，将各项指标进行加总，得到政府环境规制力度GOV=8i=1wixij。为体现各项环境制度的执行效果差异，采用加权加总方法，其中权重wi参考曹东、王金南在《中国环境污染经济学》中汇总的主要污染物控制手段评价结果[8]。

图2为各地区2000～2009年政府平均环境规制力度图。从图中可以得出，政府规制力度最强地区依次为江苏、浙江、广东三省，最弱除海南外，依次为青海、宁夏、甘肃等省份，政府环境规制强度与地区经济发展状况似乎呈现出一定的正相关性。分析原因，经济发达地区企业众多，经济发展速度较快，居民生活水平已经达到一个较高的层次，经济发展不再是地区发展所追求的唯一目标，居民对自身生存环境的有效改善提出了更高要求，政府将加大对企业环境污染行为的治理力度，促使企业朝着生态环境改善的方向发展。相反，在西部经济欠发达地区，追求经济快速增长以及居民生活水平的改善仍然是地区工业发展的首要目的。于是，一方面地方政府会采取一定“优惠”措施进行招商引资，监管力度相对薄弱；另一方面，西部地区相对来说地广人稀，企业数量也相对较少，环境自净能力则相对较强，因此目前政府监管力度处于相对较弱的局面。图中显示北京、天津、上海等一线城市政府环境规制力度并不强，原因可能在于这些城市发展步伐较快，能够跻身其中的必然是实力强大的知名企业，企业为了自身的可持续发展会加强环境管理。另外行业内部及行业之间的巨大竞争力所引发的高度社会关注对企业环境行为形成了强有力的监管，这些都在一定程度上弱化了政府的规制强度。

居民在消费方面表现的环境偏好主要用于支付环境友好产品的产品溢价，这类环境偏好只有在居民解决基本的温饱需要后才会基于自身健康和其他社会因素考虑得以充分体现。因此，居民的个人消费支出变化一定程度上反映了居民在消费方面体现出来的环境偏好，用PC表示。为滤去物价变化对居民消费支出的影响，运用物价指数对各年度消费支出数据进行指数平减（以2000年为基期）。图3显示居民消费支出近几年呈现出稳步上升的态势，一定程度上反映出居民在消费方面日益强烈的环境偏好。

居民信访数量（PL）的增加也反映出居民日益强烈的环境偏好，居民通过来信、来电、来访和举报等途径向政府

环境管理部门反映企业环境污染问题已成为政府对企业环境污染行为进行监督的一种有效补充。图4显示居民信访数量在2000～2009年间呈现递增趋势，说明居民环境意识不断增强。

企业所在地区的行业竞争力对企业环境行为的影响采用该地区大中型企业所占规模以上企业总数百分比（PRO）度量。企业属性对企业环境行为的影响采用各地区国有企业所占比重进行刻画，用STA表示。

另外，考虑到企业所处地区的地方政府态度对企业环境行为的影响，增加地区工业总产值（RIP）和地区污染现状（POL）两个变量。地区污染现状利用主要工业污染物主要工业污染物采用如下7个指标：废水量，化学需氧量，氨氮，二氧化硫，烟尘，工业粉尘，工业固体废物。 按实际排放量标准化后折算成无量纲数值进行加权加总得到，即POL=iωipoli-poliSi，其中poli，poli分别为各种污染物的实际观测值和均值，Si为标准差，ωi所反应的权重由主要工业污染物排放强度数据运用均方差赋值法计算得到，结果见表1。

表1 主要工业污染物排放强度权重

计算结果显示大多数地区环境恶化态势仍在继续，其中污染较为严重的是山西、甘肃、河南省，而海南是环境质量状况最佳的省份。

3.2 模型选取

基于建立驱动模型的需要以及数据可得性两方面的考虑，选取上述变量拟合我国各地区企业主动环境行为驱动模型。考虑到数据在时间和地区两个维度上的变化，选用既能刻画个体动态特征又能体现个体差异的Panel Data 模型。为避免出现虚假回归或伪回归（spurious regression），在回归前首先需检验面板数据的平稳性。本文采用相同根单位根检验LLC（Levin-Lin-Chu）检验和不同根单位根检验Fisher-ADF检验两种方法。检验结果表明，GOV、 PC、 PL、 PRO、 STA 以及RIP均在1%的显著性水平下显著，而CEB和POL序列在10%的显著性水平下显著，因此可以进入模型进行拟合分析。

另外，根据Panel Data模型的设定要求，建立Panel Data模型前，还应该检验所研究问题属于混合回归模型、变截距模型或变系数模型中的哪一种。本文运用协方差分析法通过构建两个假设检验（H1：在不同横截面样本点和时间上，截距和斜率都相同；H2：在不同横截面样本点和时间上截距相同，斜率不同）对模型进行选择。经检验，H1、H2两个假设均被拒绝，于是选用变截距、变系数的Panel Data模型。

最后还需对模型的随机效应和固定效应进行检验，常用方法是Hausman检验，结果（见表2）Hausman检验拒绝了原假设，故采用固定效应模型。另外由于模型是对我国各省市数据资料进行研究，从研究问题的实际含义考虑也应选择固定效应模型。

表2 模型随机效应和固定效应检验结果

综合上述分析，基本模型设定如下：

CEBit=ci+α1iGOVit+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α6iRIPit+α7iPOLit+εit

其中，i表示第i个地区，t表示第t年，c表示常数项，α分别表示各解释变量系数，ε代表模型中的随机扰动项。

3.3 模型参数估计与结果分析

基于上述模型，利用Eviews 5.0软件对数据进行模型拟合分析。考虑到政府环境规制从政策出台到企业政策感知再到企业采取相应环境管理措施具有一定程度的滞后效应，模型中加入政府环境规制的滞后变量GOVi（t-1）。基于类似考虑，加入居民消费偏好滞后变量PCi（t-1）。模型拟合过程中，当期的政府环境规制、滞后的居民消费偏好、居民信访数量以及地区工业总产值等变量多数出现不显著的特征，予以剔除，因此所建模型为：

CEBit=ci+α′1iGOVi（t-1）+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α7iPOLit+εit

模型拟合结果见表4。

表3 模型变量汇总

表4 模型参数估计结果

注：*、**表示在5%、10%的显著性水平下不显著

从模型整体估计效果分析，R2=0.8326，调整后的2=0.7813，模型拟合尚可，DW=2.3198，说明不存在自相关性。

从模型参数估计结果看，对企业环境行为起主要推动作用的仍然是政府以“管制”为特征的环境政策，我国现阶段企业环境管理的主动性依然处于较低水平。由ci表现出来的“原发性”企业环境行为总体上呈现出东部沿海发达地区强于中西部地区的趋势，导致这种现象的可能原因是东部地区企业数量众多、竞争激烈，加上外商独资、合资企业比例较高，企业行为更易受到国际市场的影响。另外东部地区人们生活水平、环境保护意识处于相对较高的水平，对产品需求不再局限于满足基本生活需要，开始追求生活环境质量的有效改善，所有这些都对企业积极承担环境责任提出了较高要求，企业想要生存，必须采取环境措施适应这些变化。

当期政府环境规制系数（α1i）多数地区不显著，一定程度上反映出政府环境规制向企业的传导不够顺畅，从政策的制定到发布实施再到企业响应需要一个长期转化过程。从上期政府环境规制执行效果（α′1i）看，绝大多数地区政策管制对企业承担环境责任起到正向推动作用，具体来说，东、西部地区并未呈现出较大差异性，可能是由于东部地区政府管制力度和企业环境责任均相对较强，而西部地区均较弱所致。另外，现有环境政策对北京、上海等经济发达城市企业环境行为激励不足，需采取相宜措施跟上城市经济建设步伐。

从居民环境偏好的影响看，居民消费偏好对企业环境行为影响（α2i）处于一个较低水平，居民环境意识转化为企业环境管理行为仍存在诸多障碍。其中影响较为显著的仅限于北京、上海等城市，西部地区如贵州、陕西、甘肃和宁夏等省份甚至出现了系数为负的情况，可能的原因是居民环境意识普遍缺乏加上环境偏好不能及时有效向企业传导所致。另外，多数地区居民信访数量对企业环境行为的影响（α3i）非常有限，且没有呈现一定规律性，反映出虽然近年来居民信访数量有所增加，但从信访行为转变为企业环境治理措施尚需较长过程。另外，居民信访更易受到所处地域环境状况的阶段性影响，如松花江重大水污染事件及紫金矿业重大环境污染事故等都在一定程度上引发了短期内当地居民信访量的增加。

分析体现企业竞争力的大中型企业比例对企业环境行为的影响（α4i），企业间的激烈竞争直接导致企业为获得竞争优势而采取主动环境行为的可能性增强。从地区差异进行分析，经济欠发达地区企业生存压力较小，其竞争感知弱于东部发达地区，环境行为响应程度也较低。

企业属性对环境行为的影响（α5i）没有呈现特定规律性，原因可能在于一方面国有企业由政府控股，更加注重环境管理和企业形象；另一方面国有企业可能对国家或当地经济和政治生活形成一定影响，因此通常会受到国家和地方政府的保护和扶持，所以对于污染控制政策和经济手段的反应较弱。

地区污染现状对企业环境行为的影响（α7i），与预期相符，区域污染状况的恶化将推动企业环境管理行为的实施。但同时不难看出，多数西部地区企业对环境恶化态势反应漠然，这与一些经济欠发达地区仍以经济建设为中心，地方政府和居民对企业污染行为更多采取一种“包容”态度密切相关。

4 结论

企业由外界压力迫使被动开展环境治理到自愿、主动承担环境责任是一个长期的转变过程，同时这种转变受到政府环境政策的导向、居民环境偏好的强弱、企业整体实力的高低以及社会经济发展状况等诸多因素的影响[9]。因此，环境问题的根本解决需要政府对企业行为的有效扶持、居民对企业行为的大力督促、企业环境文化的不断构建以及三方有效互动协作[10]，建立三方主体参与的约束机制，才能将环境保护从一项限制阻碍企业发展的因素转化为融合在企业整体发展战略目标中的积极因素，环境恶化问题才能从根本上得到改善。

参考文献：

[1]黄艺红，刘海涌. 强化企业社会责任 保护地球生态环境—从企业环境社会责任视角谈环境保护[J]. 工业技术经济，2010（4）.

[2]赵惊涛. 低碳经济与企业环境责任[J]. 吉林大学社会科学学报，2010，50（1）.

[3]Reverte C. Determinants of Corporate Social Responsibility Disclosure Ratings by Spanish Listed Firms[J].

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[4]张秋. 企业环境社会责任缺失的制度机理研究[J]. 自然辩证法研究， 2010，26（2）.

[5]陈兴荣，王来峰，余瑞祥. 基于政府环境政策的企业主动环境行为研究[ J]. 软科学，2011，（11）.

[6]张炳，毕军，袁增伟，王仕，葛俊杰. 企业环境行为：环境政策研究的微观视角[J].中国人口资源与环境，2007，17（3）.

[7]Yong Liu. Investigating External Environmental Pressure on Firms and Their Behavior in Yangtze River

Delta of China[J] . Journal of Cleaner Production， 2009（17）.

[8]曹东，王金南.中国工业污染经济学[M].北京：中国环境科学出版社，1999.

[9]朱清，余瑞祥，刘江宜等. 企业积极环境行为的层次及其政策设计[J].中国人口·资源与环，2010.20（2）.

[10]刘蓓蓓，俞钦钦，毕军. 基于利益相关者理论的企业环境绩效影响因素研究[J].中国人口·资源与环境，2009， 19（6）.

（责任编辑：何 彬）

另外，根据Panel Data模型的设定要求，建立Panel Data模型前，还应该检验所研究问题属于混合回归模型、变截距模型或变系数模型中的哪一种。本文运用协方差分析法通过构建两个假设检验（H1：在不同横截面样本点和时间上，截距和斜率都相同；H2：在不同横截面样本点和时间上截距相同，斜率不同）对模型进行选择。经检验，H1、H2两个假设均被拒绝，于是选用变截距、变系数的Panel Data模型。

最后还需对模型的随机效应和固定效应进行检验，常用方法是Hausman检验，结果（见表2）Hausman检验拒绝了原假设，故采用固定效应模型。另外由于模型是对我国各省市数据资料进行研究，从研究问题的实际含义考虑也应选择固定效应模型。

表2 模型随机效应和固定效应检验结果

综合上述分析，基本模型设定如下：

CEBit=ci+α1iGOVit+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α6iRIPit+α7iPOLit+εit

其中，i表示第i个地区，t表示第t年，c表示常数项，α分别表示各解释变量系数，ε代表模型中的随机扰动项。

3.3 模型参数估计与结果分析

基于上述模型，利用Eviews 5.0软件对数据进行模型拟合分析。考虑到政府环境规制从政策出台到企业政策感知再到企业采取相应环境管理措施具有一定程度的滞后效应，模型中加入政府环境规制的滞后变量GOVi（t-1）。基于类似考虑，加入居民消费偏好滞后变量PCi（t-1）。模型拟合过程中，当期的政府环境规制、滞后的居民消费偏好、居民信访数量以及地区工业总产值等变量多数出现不显著的特征，予以剔除，因此所建模型为：

CEBit=ci+α′1iGOVi（t-1）+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α7iPOLit+εit

模型拟合结果见表4。

表3 模型变量汇总

表4 模型参数估计结果

注：*、**表示在5%、10%的显著性水平下不显著

从模型整体估计效果分析，R2=0.8326，调整后的2=0.7813，模型拟合尚可，DW=2.3198，说明不存在自相关性。

从模型参数估计结果看，对企业环境行为起主要推动作用的仍然是政府以“管制”为特征的环境政策，我国现阶段企业环境管理的主动性依然处于较低水平。由ci表现出来的“原发性”企业环境行为总体上呈现出东部沿海发达地区强于中西部地区的趋势，导致这种现象的可能原因是东部地区企业数量众多、竞争激烈，加上外商独资、合资企业比例较高，企业行为更易受到国际市场的影响。另外东部地区人们生活水平、环境保护意识处于相对较高的水平，对产品需求不再局限于满足基本生活需要，开始追求生活环境质量的有效改善，所有这些都对企业积极承担环境责任提出了较高要求，企业想要生存，必须采取环境措施适应这些变化。

当期政府环境规制系数（α1i）多数地区不显著，一定程度上反映出政府环境规制向企业的传导不够顺畅，从政策的制定到发布实施再到企业响应需要一个长期转化过程。从上期政府环境规制执行效果（α′1i）看，绝大多数地区政策管制对企业承担环境责任起到正向推动作用，具体来说，东、西部地区并未呈现出较大差异性，可能是由于东部地区政府管制力度和企业环境责任均相对较强，而西部地区均较弱所致。另外，现有环境政策对北京、上海等经济发达城市企业环境行为激励不足，需采取相宜措施跟上城市经济建设步伐。

从居民环境偏好的影响看，居民消费偏好对企业环境行为影响（α2i）处于一个较低水平，居民环境意识转化为企业环境管理行为仍存在诸多障碍。其中影响较为显著的仅限于北京、上海等城市，西部地区如贵州、陕西、甘肃和宁夏等省份甚至出现了系数为负的情况，可能的原因是居民环境意识普遍缺乏加上环境偏好不能及时有效向企业传导所致。另外，多数地区居民信访数量对企业环境行为的影响（α3i）非常有限，且没有呈现一定规律性，反映出虽然近年来居民信访数量有所增加，但从信访行为转变为企业环境治理措施尚需较长过程。另外，居民信访更易受到所处地域环境状况的阶段性影响，如松花江重大水污染事件及紫金矿业重大环境污染事故等都在一定程度上引发了短期内当地居民信访量的增加。

分析体现企业竞争力的大中型企业比例对企业环境行为的影响（α4i），企业间的激烈竞争直接导致企业为获得竞争优势而采取主动环境行为的可能性增强。从地区差异进行分析，经济欠发达地区企业生存压力较小，其竞争感知弱于东部发达地区，环境行为响应程度也较低。

企业属性对环境行为的影响（α5i）没有呈现特定规律性，原因可能在于一方面国有企业由政府控股，更加注重环境管理和企业形象；另一方面国有企业可能对国家或当地经济和政治生活形成一定影响，因此通常会受到国家和地方政府的保护和扶持，所以对于污染控制政策和经济手段的反应较弱。

地区污染现状对企业环境行为的影响（α7i），与预期相符，区域污染状况的恶化将推动企业环境管理行为的实施。但同时不难看出，多数西部地区企业对环境恶化态势反应漠然，这与一些经济欠发达地区仍以经济建设为中心，地方政府和居民对企业污染行为更多采取一种“包容”态度密切相关。

4 结论

企业由外界压力迫使被动开展环境治理到自愿、主动承担环境责任是一个长期的转变过程，同时这种转变受到政府环境政策的导向、居民环境偏好的强弱、企业整体实力的高低以及社会经济发展状况等诸多因素的影响[9]。因此，环境问题的根本解决需要政府对企业行为的有效扶持、居民对企业行为的大力督促、企业环境文化的不断构建以及三方有效互动协作[10]，建立三方主体参与的约束机制，才能将环境保护从一项限制阻碍企业发展的因素转化为融合在企业整体发展战略目标中的积极因素，环境恶化问题才能从根本上得到改善。

参考文献：

[1]黄艺红，刘海涌. 强化企业社会责任 保护地球生态环境—从企业环境社会责任视角谈环境保护[J]. 工业技术经济，2010（4）.

[2]赵惊涛. 低碳经济与企业环境责任[J]. 吉林大学社会科学学报，2010，50（1）.

[3]Reverte C. Determinants of Corporate Social Responsibility Disclosure Ratings by Spanish Listed Firms[J].

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[4]张秋. 企业环境社会责任缺失的制度机理研究[J]. 自然辩证法研究， 2010，26（2）.

[5]陈兴荣，王来峰，余瑞祥. 基于政府环境政策的企业主动环境行为研究[ J]. 软科学，2011，（11）.

[6]张炳，毕军，袁增伟，王仕，葛俊杰. 企业环境行为：环境政策研究的微观视角[J].中国人口资源与环境，2007，17（3）.

[7]Yong Liu. Investigating External Environmental Pressure on Firms and Their Behavior in Yangtze River

Delta of China[J] . Journal of Cleaner Production， 2009（17）.

[8]曹东，王金南.中国工业污染经济学[M].北京：中国环境科学出版社，1999.

[9]朱清，余瑞祥，刘江宜等. 企业积极环境行为的层次及其政策设计[J].中国人口·资源与环，2010.20（2）.

[10]刘蓓蓓，俞钦钦，毕军. 基于利益相关者理论的企业环境绩效影响因素研究[J].中国人口·资源与环境，2009， 19（6）.

（责任编辑：何 彬）

另外，根据Panel Data模型的设定要求，建立Panel Data模型前，还应该检验所研究问题属于混合回归模型、变截距模型或变系数模型中的哪一种。本文运用协方差分析法通过构建两个假设检验（H1：在不同横截面样本点和时间上，截距和斜率都相同；H2：在不同横截面样本点和时间上截距相同，斜率不同）对模型进行选择。经检验，H1、H2两个假设均被拒绝，于是选用变截距、变系数的Panel Data模型。

最后还需对模型的随机效应和固定效应进行检验，常用方法是Hausman检验，结果（见表2）Hausman检验拒绝了原假设，故采用固定效应模型。另外由于模型是对我国各省市数据资料进行研究，从研究问题的实际含义考虑也应选择固定效应模型。

表2 模型随机效应和固定效应检验结果

综合上述分析，基本模型设定如下：

CEBit=ci+α1iGOVit+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α6iRIPit+α7iPOLit+εit

其中，i表示第i个地区，t表示第t年，c表示常数项，α分别表示各解释变量系数，ε代表模型中的随机扰动项。

3.3 模型参数估计与结果分析

基于上述模型，利用Eviews 5.0软件对数据进行模型拟合分析。考虑到政府环境规制从政策出台到企业政策感知再到企业采取相应环境管理措施具有一定程度的滞后效应，模型中加入政府环境规制的滞后变量GOVi（t-1）。基于类似考虑，加入居民消费偏好滞后变量PCi（t-1）。模型拟合过程中，当期的政府环境规制、滞后的居民消费偏好、居民信访数量以及地区工业总产值等变量多数出现不显著的特征，予以剔除，因此所建模型为：

CEBit=ci+α′1iGOVi（t-1）+α2iPCit+α3iPLit+α4iPROit+α5iSTAit+α7iPOLit+εit

模型拟合结果见表4。

表3 模型变量汇总

表4 模型参数估计结果

注：*、**表示在5%、10%的显著性水平下不显著

从模型整体估计效果分析，R2=0.8326，调整后的2=0.7813，模型拟合尚可，DW=2.3198，说明不存在自相关性。

从模型参数估计结果看，对企业环境行为起主要推动作用的仍然是政府以“管制”为特征的环境政策，我国现阶段企业环境管理的主动性依然处于较低水平。由ci表现出来的“原发性”企业环境行为总体上呈现出东部沿海发达地区强于中西部地区的趋势，导致这种现象的可能原因是东部地区企业数量众多、竞争激烈，加上外商独资、合资企业比例较高，企业行为更易受到国际市场的影响。另外东部地区人们生活水平、环境保护意识处于相对较高的水平，对产品需求不再局限于满足基本生活需要，开始追求生活环境质量的有效改善，所有这些都对企业积极承担环境责任提出了较高要求，企业想要生存，必须采取环境措施适应这些变化。

当期政府环境规制系数（α1i）多数地区不显著，一定程度上反映出政府环境规制向企业的传导不够顺畅，从政策的制定到发布实施再到企业响应需要一个长期转化过程。从上期政府环境规制执行效果（α′1i）看，绝大多数地区政策管制对企业承担环境责任起到正向推动作用，具体来说，东、西部地区并未呈现出较大差异性，可能是由于东部地区政府管制力度和企业环境责任均相对较强，而西部地区均较弱所致。另外，现有环境政策对北京、上海等经济发达城市企业环境行为激励不足，需采取相宜措施跟上城市经济建设步伐。

从居民环境偏好的影响看，居民消费偏好对企业环境行为影响（α2i）处于一个较低水平，居民环境意识转化为企业环境管理行为仍存在诸多障碍。其中影响较为显著的仅限于北京、上海等城市，西部地区如贵州、陕西、甘肃和宁夏等省份甚至出现了系数为负的情况，可能的原因是居民环境意识普遍缺乏加上环境偏好不能及时有效向企业传导所致。另外，多数地区居民信访数量对企业环境行为的影响（α3i）非常有限，且没有呈现一定规律性，反映出虽然近年来居民信访数量有所增加，但从信访行为转变为企业环境治理措施尚需较长过程。另外，居民信访更易受到所处地域环境状况的阶段性影响，如松花江重大水污染事件及紫金矿业重大环境污染事故等都在一定程度上引发了短期内当地居民信访量的增加。

分析体现企业竞争力的大中型企业比例对企业环境行为的影响（α4i），企业间的激烈竞争直接导致企业为获得竞争优势而采取主动环境行为的可能性增强。从地区差异进行分析，经济欠发达地区企业生存压力较小，其竞争感知弱于东部发达地区，环境行为响应程度也较低。

企业属性对环境行为的影响（α5i）没有呈现特定规律性，原因可能在于一方面国有企业由政府控股，更加注重环境管理和企业形象；另一方面国有企业可能对国家或当地经济和政治生活形成一定影响，因此通常会受到国家和地方政府的保护和扶持，所以对于污染控制政策和经济手段的反应较弱。

地区污染现状对企业环境行为的影响（α7i），与预期相符，区域污染状况的恶化将推动企业环境管理行为的实施。但同时不难看出，多数西部地区企业对环境恶化态势反应漠然，这与一些经济欠发达地区仍以经济建设为中心，地方政府和居民对企业污染行为更多采取一种“包容”态度密切相关。

4 结论

企业由外界压力迫使被动开展环境治理到自愿、主动承担环境责任是一个长期的转变过程，同时这种转变受到政府环境政策的导向、居民环境偏好的强弱、企业整体实力的高低以及社会经济发展状况等诸多因素的影响[9]。因此，环境问题的根本解决需要政府对企业行为的有效扶持、居民对企业行为的大力督促、企业环境文化的不断构建以及三方有效互动协作[10]，建立三方主体参与的约束机制，才能将环境保护从一项限制阻碍企业发展的因素转化为融合在企业整体发展战略目标中的积极因素，环境恶化问题才能从根本上得到改善。

参考文献：

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（责任编辑：何 彬）