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改革开放四十余年，中国经济实现较快增长，市场不断完善，作为市场微观细胞的企业为经济发展和剩余价值的创造做出较大的贡献。但环境的公共品特性和企业的自利行为导致经济发展过程中的环境污染问题日益严峻，中国经济增长面临着较为严峻的资源环境压力和限制。在支撑市场经济有效运行和经济快速增长的同时，企业也是环境污染物的主要制造者与资源的主要消耗者，特别是重污染行业的工业企业长期采用粗放型发展模式，导致资源消耗和环境污染已接近环境负荷极限，成为环境污染的重要源头[1]，因此，企业也成为环境治理和改善的主要力量或规制对象。在此背景下，如何改善并提高企业生产过程中的环境行为积极性以实现可持续发展和长久发展逐渐成为经济发展过程中的紧迫问题。
实践表明，由于资源和环境的公共性，作为自利性的企业因治污投资较大而在环保投资上缺乏积极性与主动性，企业的产品成本无法体现出社会成本，企业环境污染物排放无法得到有效治理或控制，因此，需要借助政府环境规制政策这一外生力量来引导和激励重污染企业实现绿色发展[2]。现有关于企业环境行为的研究文献大多从政府环境规制、外部资源约束和企业协调因素等方面分析中国企业环境行为的影响因素及其影响方式[3-9]，这些研究大多将考察重点放在外生因素对企业环保行为的研究上，忽视了企业内部的公司治理有效性及其产权性质在其中的传导机制。作为企业内部的微观制度设计，公司治理能够协调各利益相关者之间的利益关系，从而保证企业决策的科学合理性，并在很大程度上影响着企业制度的建立和完善以及企业的行为模式。在企业环境行为中，公司治理是企业环境信息披露、战略制定和执行的关键影响因素[10]。因此，将企业产权性质和公司治理因素纳入到企业环境行为影响因素的研究之中，考察企业内部产权和制度因素对其行为的影响，在一定程度上能够完善企业环境行为的研究，并弥补从外部环境规制到企业环境行为的传导机制，为解释当前经济发展过程中的环境压力以及引导企业环境保护行为提供较为完整的视角和思路。
因利益诉求和行为模式的差异，企业的产权性质和特征是影响企业行为的主要根源之一，虽然混合所有制改革不断推进中国上市公司产权的融合，但是产权性质不同的企业，对承担企业责任和环境保护的态度不同，其环境行为也会存在较大差异。本文以2016—2019年中国五大污染行业的上市公司为研究样本，从企业内部角度实证研究产权性质、公司治理对企业环境行为的影响，从而为企业调整和优化内部治理结构或机制，以实现积极的环境行为并提高企业绿色竞争力，在生产过程中兼顾经济发展和生态保护，实现企业的可持续发展提供参考和借鉴。
区别于已有研究，本文的创新之处在于：（1）丰富了对企业环境行为影响因素的研究。企业的决策行为是企业内部利益相关者之间相互博弈的均衡结果，即使外部制度环境影响内部企业行为也是通过这种利益的博弈来实现的，因此，相比已有研究大多探讨政府规制、媒体监督等外部压力对企业环境行为的影响，本文基于企业产权性质和内部治理结构视角展开研究，考察企业内部的公司治理有效性及其产权性质在其中的传导机制，为改善企业环境行为提供新的思路。（2）拓展了从结构到绩效的公司治理研究范式。已有文献侧重于研究企业内部治理结构在公司利益输送、治理效率、财务行为等方面的经济绩效，本文从股权集中度、股权制衡度、董事会特征、董事会规模、独立董事比例以及总经理与董事长两职兼任情况等治理因素视角分析企业环境行为，实现了结构—行为—绩效的转换，选择非财务性质的环保行为，有助于更加全面地理解公司治理对企业决策行为的影响，为企业内部治理结构的优化提供了新的研究视角和经验证据。
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近年来，环境问题越来越突出，逐渐成为制约中国经济进一步发展和居民生活质量提高的主要因素。严峻的环境形势受到了包括政府、投资者、媒体和公众等社会各方利益相关者的关注，加上政府环境规制力度的加大，企业对自身的环境问题也越来越重视。在学术文献中，企业环境行为以及环境绩效也越来越受到国内外学者的关注，成为公司治理领域的热点话题。Hines等[11]最早对环境行为进行了定义，指出环境行为是企业或个人为解决环境问题或避免出现环境差错而在责任感及价值观的驱使下开展的一种有意识的活动。邹伟进等[12]基于委托代理模型提出企业环境行为是在外部环境压力下企业所采取的应对措施，并总结了政府规制、利益相关者需求、企业规模、经济绩效等影响因素在其中所发挥的作用。王凤和王爱琴[13]认为，现有企业环境行为绩效衡量体系的相关研究多停留在理论层面，且定位不明确、缺乏针对性，其从理论和实证研究两个方面归纳总结了企业环境行为模型、企业环境行为评价以及公司价值、生态型企业家与环境政策法规等对企业环境行为的影响。张连华等[14]采用层次分析法，具体构建“驱动力—压力—状态—影响—响应”的企业环境行为评价指标体系。结合学者对环境行为的定义和测度方式，本文将企业环境行为界定为在政府环境政策和社会公众的压力下，企业对自身环境不利因素的控制转移以及为保护环境而进行的战略确定及措施选择。
企业的环境行为是对外界环境政策的响应，而在这个响应过程中，企业的产权性质和内部治理结构都会对响应效果产生影响，不同的产权性质和治理结构可能诱发的企业环境行为结果存在较大差异。根据控股股东和实际控制人性质的不同，一般将企业分为国有企业和民营企业，二者在响应政府环境规制和环保政策、履行企业环境行为等方面的动机和表现均有所不同。国有企业大多规模较大，是环保部门重点监测的对象，在治污减排、环境监测、审批等方面会受到更严格的监管，加上国有企业的政府背景使得其承担了较多的政策性负担，在投融资行为、创新行为以及环保行为上往往更多地体现了地方政府的意志，其追求经济效益的同时也要兼顾社会责任的承担[15]。此外，随着国家对企业环境污染治理的重视，生态文明建设也逐渐纳入政府官员以及国有企业高管人员的考核体系，受考核体系的引导和影响，国有企业高管人员更加关注环保问题和企业环境行为，以便获得职位升迁和薪酬奖励。因此，国有企业高管人员在生产经营决策中会相对地考虑政府环境规制和环保政策并积极履行企业环境行为。杜雯翠等[16]通过实证研究方法回归分析了产权性质对企业环境行为的影响，回归结果发现，行业国有化程度与水污染排放强度呈显著负相关关系，国有化程度的提高有助于改善环境。非国有性质的企业不具备国有企业获取资源的优势和能力，其追求的首要目标是股东利益的最大化，相比投入成本高、回收期较长的环保投资和环保行为，民营企业的资源配置更加注重经济效益的提升，相应地也就会对企业环保行为较为消极或被动[17]143。因此，在政府环境规制下，大多数民营企业不会主动超出政府环保政策的要求开展环境治理，其企业环境行为具有被动性和迎合性。唐国平和李龙会[18]95、徐松涛和肖序[19]的相关研究均证实了这一点。基于以上理论分析，本文提出以下假设：
H1.产权性质与企业环境行为存在相关关系，国有企业相对于民营企业会采取更加积极的环境行为。
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随着经济发展及社会进步，企业实施积极环境行为的动力由开始的外部规制压力逐渐转变为主动自觉行为。现有研究表明，在两权分离的决策环境下，公司内部管理人员有动机也有能力实施积极的环境行为，通过公司内部激励和约束等治理机制的合理安排，可以有效地缓解内部管理人员与利益相关者之间的代理冲突，促进公司实施积极的环境行为[20]。公司治理结构的差异决定了企业投资能力和投资意愿的差别，进一步地，不同的公司治理结构也会影响企业的环保投资水平和环境行为[21]。
公司治理作为一整套企业内部微观制度体系，通过协调各利益相关者之间的利益关系从而在企业行为的环境负外部性到企业环保行为决策的传导过程中发挥着关键的作用。公司治理包括股权结构、董事会特征和监事会特征，而处于经济转型时期的中国多数上市公司实际控制权通常掌握在一个或少数几个大股东手中[22]。大股东控制下的企业往往以大股东利益作为首要经营目标，其中实现经济利益最大化是最直观的体现，这就会导致企业会以环境污染和资源浪费为代价去追求短期的经济利益，环保投资意识较差，会把企业成本转嫁到社会成本之中。因此，一般来说，在股权集中度高的上市公司中，绝对控股股东之间会产生合谋倾向，即为保证股东利益而对企业环境治理采取漠视的态度。唐国平和李龙会[18]94-95也提出，管理层持股比例与公司环保投资规模呈显著的负相关关系，公司大股东和管理层更加关注经济利益而不是环境保护和社会责任。谢文武[23]通过对公司内部治理因素与企业社会责任进行研究认为，企业社会责任分别与第一大股东持股比例以及第二至第五大股东持股比例显著负相关，说明第一大股东与第二至第五大股东是合谋关系，而非制约关系，从而阻碍了企业社会责任的履行。因此，为解决控股股东与中小股东之间的利益冲突，优化少数几个大股东并存的股权治理结构成为减轻控股股东片面追求自身经济利益而忽视社会成本以及“掏空”或“侵占”中小股东利益行为的有效手段[24]。股权结构的优化既可以实现企业内部的制衡，又可以在一定程度上对控股股东的片面逐利行为进行监督和约束，弱化其获取控制权私人收益的动机与行为，使企业更加关注生产的可持续性以及生产过程对社会造成的成本。股权制衡越高，越有利于股东之间相互监督和制约，防止控股股东为了个人利益而损害公司的整体利益以及社会利益，有利于实现企业长远发展。因此，可以认为企业股权的有效制衡使其环境决策行为更加科学，从而促使企业进行积极的环境改善活动。
综上所述，企业是以营利为目的，他们更倾向于将融资资金投资于经济项目而非环保项目，股权集中度越高，大股东之间产生合谋的倾向可能性越大，即为保证股东利益而对企业环境行为采取漠视态度，而企业股权的有效制衡可助推企业环境治理政策的执行和落地。由此提出以下假设：
H2.股权结构和企业环境行为存在相关性，股权集中度与企业环境行为负相关，股权制衡度与企业环境行为正相关。
在公司治理结构体系中，董事会作为股东选举的代表，代表股东对管理层进行监督与激励，并批准有关企业的重大决策和相关的信息披露[25]。董事会的存在尤其是独立董事的引入可以减轻股东与管理层之间的信息不对称，缓解企业的代理冲突，使得企业的决策行为不仅考虑到经济利益，还会考虑利益相关者的利益以及社会成本问题，其中董事会规模、独立董事比例以及总经理与董事长两职兼任情况是影响企业决策的关键要素。王锋正和陈方圆[26]的研究指出，董事会治理对企业绿色技术创新行为有显著的积极影响，且董事会治理因素会正向调节环境规制与企业绿色技术创新之间的关系。董事会规模越大，越能够减少企业内部决策中的合谋行为，发挥董事会对管理层的监督作用，从而促进企业投资决策的科学化，改善公司的治理效率。进一步地，公司治理水平的提升会使代表股东利益的董事会更加注重企业的长远利益，制定战略规划时更多地关注企业的社会责任。因此，董事会规模较大的企业会更加注重前期成本较高且投资回收期较长但能够促进企业健康持续发展的环保投资、节能减排以及遵守国家环境规制等行为。此外，独立董事的独立性使其能够站在公司整体的立场上关注长远利益，提高企业的绿色竞争力，客观中立地对公司决策和发展战略作出独立判断，并对内部董事和高管人员进行制约和监督，且独立董事一般具备会计或法律方面的知识背景，更能够为保护投资者的长远利益而对企业的环保行为产生影响，进而促进企业更加关注环境信息披露，使其承担合理的社会责任[27]。Beasley[28]认为，独立董事比例越高，其独立性、监督性、决策影响力就越强，从而能够有效制止大股东和管理层所做出的不利于公司长远发展的决策，因此，独立董事在提升企业环境绩效方面发挥着重要作用。此外，总经理与董事长两职兼任会使控股股东掌控公司的决策权、执行权和监督权，造成权力的过于集中，从而降低董事会的监督制衡能力，导致企业的实际控制人为自身利益而忽视社会责任的承担，不利于企业长远发展和环境行为决策。基于以上理论分析，提出以下假设：
H3.董事会特征会影响企业环境行为，董事会规模和独立董事比例均与企业环境行为正相关，总经理与董事长两职兼任则与企业环境行为负相关。
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综合考虑重污染行业企业的代表性、环境影响程度、环境信息披露情况、数据可获得性等因素，本文选取中国火电、钢铁、煤炭、冶金、化工五大行业的上市企业作为研究样本。选取该五大行业中的企业作为研究对象的依据：第一，现阶段中国工业产业发展对火电、钢铁、煤炭、冶金、化工等资源的需求量较大，这些行业面临较大的市场空间。第二，上述行业属于重污染行业，生产过程中排出大量的废气、废水和固体废弃物，对环境会造成污染，属于政府和环境保护部门公布的重点排污单位，因此，在火电、钢铁、煤炭、冶金、化工行业中，企业环境行为的履行具有重要意义且受到较多的关注。第三，上述五大行业样本公司数量分布较为均衡，实证研究结果具有一定的代表性，可避免行业差异性对实证结果造成的影响；第四，上述行业的企业披露信息相对完善，政府和环保部门对重污染行业的监督力度较大，企业环境行为相关数据较易获取，为实证研究提供了数据基础。同时，考虑到实证数据的时效性以及规避2015年《新环保法》出台①可能引起的数据波动，本文搜集了上述五大污染行业2016—2019年的公司治理及环境信用评级等信息，剔除数据异常或缺失的样本，最终获得了229个有效样本企业，包括四个会计年度共计916个样本观测值。本文中上市公司相关信息以及公司治理数据主要来自国泰安数据库，部分缺失数据则由天眼查、企查查、上海清算所等数据网站手工收集整理而得。在数据搜集整理的基础上，本文主要利用SPSS软件进行数据的分析和处理，对样本公司的数据进行描述性统计分析和相关性分析，并在此基础上开展变量之间的回归检验以及稳健性检验。
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1. 被解释变量
本文的被解释变量为企业环境行为。目前，国内外学者对企业环境行为的评价指标体系进行了多方面的研究，但是在中国，由于上市公司信息披露的限制，有关上市公司社会环境报告以及环境保护行为的信息及数据获取难度较大，企业环境行为评价体系存在主观性强、实施难度大、无法通用等问题。因此，对于企业环境行为的测评指标及评价体系，暂未形成一个标准化和规范化的通用模型。环保部门参考环境保护部、国家发展改革委、中国人民银行、中国银监会以环发〔2013〕150号印发《企业环境信用评价办法（试行）》，将企业环境行为评价指标分为污染防治、环境管理、社会影响三大类并依据这些内容为企业打分，满分为100分，95分以上为绿色等级，80~94分为蓝色等级，64~79分为黄色等级，39~64分为红色等级，39分以下为黑色等级。本文依据环保部门公布的企业环保信用等级衡量企业的环境行为，用EB表示。
2. 解释变量
1）产权性质。在本文中，产权性质用NOPR表示，在模型中为虚拟变量，如果样本公司为国有企业，取值为1，如果样本公司为民营企业，则取值为0。
2）公司治理。参考现有文献的研究并结合本文研究的特点和需要，主要从股权结构和董事会特征两个方面衡量公司治理：用股权集中度、股权制衡度衡量股权结构；用董事会规模、独立董事比例以及总经理与董事长兼任情况衡量董事会特征。本文具体测度方式如下：
（1）股权集中度：用第一大股东持股比例衡量样本公司的股权集中度，用OC表示；（2）股权制衡度：用第二大股东到第五大股东所持股权之和与第一大股东所持股权之比衡量企业的股权制衡度，用ER表示；（3）董事会规模：用公司董事会成员人数衡量董事会规模，用BS表示；（4）独立董事比例：用董事会中独立董事人数与董事会总人数之比衡量独立董事比例，用ROID表示；（5）总经理与董事长兼任：该指标是指样本公司的董事长和总经理是否由同一人担任，用ICGM表示，在模型中为虚拟变量。若样本公司中董事长和总经理由同一人兼任，该指标取值为1；若样本公司中董事长和总经理不是由同一人兼任，则该指标取值为0。
3. 控制变量
本文研究产权性质、公司治理与企业环境行为之间的关系，其中企业环境行为除受到产权性质、公司治理的影响之外，可能还会受到外部环境规制以及企业其他特征的影响。为保证研究的准确性和可信度，借鉴邹国伟和周振江[4]16-17、姚圣和梁昊天[17]144以及唐国平和李龙会[18]95-96等的研究，在实证模型中选取环境规制强度、资产负债率、净资产收益率、自由现金流、管理费用率、企业规模、上市年龄共计七个变量作为控制变量。变量及其定义如表1所示。
1）环境规制强度。企业外部环境规制强度可能会通过政府的环境规制或环境政策对企业的环境行为产生影响，因此，本文借鉴张成等[29]的研究，利用年度各省的工业污染治理投资总额与工业生产总值的比值衡量环境规制强度，用REG表示环境规制强度。
2）企业财务状况。企业的财务状况可能会影响高管人员的环境决策以及企业的环境行为，一般来讲，财务状况良好的企业会促使管理者增加环保投资，自觉缴纳排污费，增强环保设施建设，有利于企业环境行为。因此，本文选取资产负债率、净资产收益率、自由现金流、管理费用率作为控制变量。其中，LEV表示资产负债率；ROE表示净资产收益率；CASH表示自由现金流；COST表示管理费用率。具体的测算方式如表1所示。
表 1变量定义及其界定标准
变量类型 变量名称 变量符号 变量定义 被解释变量 企业环境行为 EB 企业环保信用等级 解释变量 产权性质 NOPR 国有企业赋值为1，民营企业赋值为0 股权集中度 OC 第一大股东持股比例 股权制衡度 ER 第二到第五大股东所持股权之和与第一大股东所持股权之比 董事会规模 BS 样本公司的董事会总人数 独立董事比例 ROID 样本公司的独立董事人数与董事会总人数的比值 总经理和董事长两职兼任 ICGM 两职合一赋值为1，两职分离赋值为0 控制变量 环境规制强度 REG 工业污染治理投资总额/工业生产总值 资产负债率 LEV 负债/总资产 净资产收益率 ROE 净利润/股东权益 自由现金流 CASH 自由现金流/平均总资产 管理费用率 COST 管理费用/主营业务收入 企业规模 ES 公司总资产的对数 上市年龄 TTM 企业已经上市的年数 3）企业规模。规模大的企业属于环保部门重点监测的企业，通常会受到更为严格的监督监管，因此，这类样本企业会主动响应政府的环境规制和环保政策，采取积极的环境行为，本文用ES表示企业规模。
4）上市年龄。企业的经营决策及行为会随着企业的不断成长而得到优化，企业上市年龄越长，管理层越会注重企业的长期发展战略，因此，这类样本企业会自觉维护企业的环保信用，树立良好的企业形象，本文用TTM表示企业上市年龄。
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本文采用企业环保信用等级衡量企业的环境行为，根据分值大小，企业环保信用等级可划分为有选择次序关系的五个等级，属于多分类的有序变量，因此，本文采用有序Logit回归模型来分析产权性质与公司治理对企业环保行为的影响。有序Logit回归模型的基本设定为
$${\rm{Logit}}\left[{P\left( {Y \leqslant k\left| X \right.} \right)} \right] = {\rm{ln}}\left( {\frac{{P\left( {Y \leqslant k\left| X \right.} \right)}}{{1 - P\left( {Y \leqslant k\left| X \right.} \right)}}} \right) = {\alpha _k} + \sum\limits_{i = 1}^p {{\beta _i}{x_i}} $$ (1) 其中，Y为k个等级（本文中k=5）的有序变量；αk为模型截距。经过变换可得到
$$P\left( {y \leqslant k} \right) = \frac{{\exp \left( {{\alpha _k} + \displaystyle\sum\limits_{i = 1}^m {{\beta _i}{x_i}} } \right)}}{{i + \exp \left( {{\alpha _k} + \displaystyle\sum\limits_{i = 1}^p {{\beta _i}{x_i}} } \right)}}$$ (2) 根据模型（2），构建模型（3）来检验H1产权性质与企业环境行为的关系
$$y = \frac{{\exp \left( {{\beta _0} + {\beta _1}{\rm{NOPR}} + \displaystyle\sum\limits_{i = 2}^8 {} {\beta _i}{\rm{CONTRO}}{{\rm{L}}_i} + \varepsilon } \right)}}{{1 + \exp \left( {{\beta _0} + {\beta _1}{\rm{NOPR}} + \displaystyle\sum\limits_{i = 2}^8 {} {\beta _i}{\rm{CONTRO}}{{\rm{L}}_i} + \varepsilon } \right)}}$$ (3) 为检验H2和H3治理与企业环境行为之间的关系，并深入分析产权性质的差异在公司治理与企业环境行为之间关系的作用和影响，本文采取分样本回归的方式，以企业产权性质作为划分依据，把样本分为国有企业子样本和民营企业子样本，并构建了模型（4）进行实证检验和分析
$$y = \frac{{\exp \left( {{\beta _0} + {\beta _1}{\rm{OC}} + {\beta _2}{\rm{ER}} + {\beta _3}{\rm{BS}} + {\beta _4}{\rm{ROID}} + {\beta _5}{\rm{ICGM}} + \displaystyle\sum\limits_{i = 6}^{12} {} {\beta _i}{\rm{CONTRO}}{{\rm{L}}_i} + \varepsilon } \right)}}{{1 + \exp \left( {{\beta _0} + {\beta _1}{\rm{OC}} + {\beta _2}{\rm{ER}} + {\beta _3}{\rm{BS}} + {\beta _4}{\rm{ROID}} + {\beta _5}{\rm{ICGM}} + \displaystyle\sum\limits_{i = 6}^{12} {} {\beta _i}{\rm{CONTRO}}{{\rm{L}}_i} + \varepsilon } \right)}}$$ (4) 其中，y为被解释变量，即企业环境行为的累积概率；β0为常数项；ε为残差项；CONTROL为本文选取的七个控制变量：环境规制强度、资产负债率、净资产收益率、自由现金流、管理费用率、企业规模以及上市年龄。
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本文结合2016—2019年火电、钢铁、煤炭、冶金、化工行业的企业年度报告、企业社会责任报告、环境报告书、环保部门公布的环保信用评级、股权结构图等数据，通过筛选共获得了229个有效样本上市公司共计916个观测值，这些样本上市公司的行业分布情况如表2所示。
表 2样本上市公司的行业分布情况
行业 样本数 占样本占比/% 火电 46 20 钢铁 37 16 煤炭 42 18 冶金 48 21 化工 56 25 合计 229 100 从表2的样本分布结果可以看出，本文选取的样本公司行业分布较为均衡，避免了行业差异性对实证结果造成的影响，使得研究结果具有一定的代表性。利用229个有效样本公司的数据，对本文选取的被解释变量、解释变量和控制变量进行描述性统计分析，结果如表3所示。从表3的结果可以看出：（1）被解释变量企业环境行为的均值和中位数分别为66.224和60.112，分别处于黄色和红色等级，大多数企业的环境行为评价等级低于总样本的平均值，反映了样本公司普遍存在环境行为表现较差的状况；企业环境行为评价等级的方差较大，这在一定程度上说明本文所选取的样本企业在环境行为上存在较大的个体差异，样本具有较好的代表性。（2）产权性质的中位数是1，平均值大于0.5，说明样本企业中国有企业的数量多于民营企业。（3）股权结构特征中，股权集中度的最小值、最大值、平均值、中位数均远大于股权制衡度，说明样本企业中股权集中现象较为普遍。（4）从董事会规模和独董比例的样本数据描述性统计结果可知，样本企业中都设有独立董事并且大多数企业中的独立董事在董事会中占有一定比例。由二职合一样本数据描述性统计结果可知，样本企业中存在总经理和董事长二职合一的情况，但大部分样本公司的总经理和董事长分别由不同人担任，董事长与总经理两职兼任情况较少。利用产权性质的不同对样本公司进行划分，考察不同产权性质下的企业环境行为差异，结果如表4所示。从表4的描述性统计结果可以看出，国有企业样本的环境行为各项统计量取值均高于民营企业样本，这说明国有企业的环境信用评级整体上优于民营企业，这在一定程度上也初步验证了本文的H1，即产权性质和企业环境行为存在相关关系，并且国有企业相对于民营企业会采取更加积极的环境行为。
表 3描述性统计结果表
变量 最小值 中位数 最大值 均值 标准差 环境行为EB 21.732 60.112 96.784 66.224 1.124 产权性质NOPR 0.000 1.000 1.000 0.568 0.035 股权集中度OC 0.160 0.426 0.864 0.471 0.159 股权制衡度ER 0.041 0.211 0.591 0.195 0.112 董事会规模BS 5.000 7.000 15.772 8.360 1.483 独董比例ROID 0.235 0.433 0.679 0.479 0.803 二职合一ICGM 0.000 0.000 1.000 0.013 0.105 环境规制强度REG 0.000 0.003 0.018 0.002 0.002 资产负债率LEV 0.113 0.376 0.887 0.452 0.162 净资产收益率ROE –0.739 0.063 0.346 0.039 0.468 自由现金流CASH 0.008 0.141 0.992 0.198 0.145 管理费用率COST 0.007 0.071 0.456 0.072 0.059 企业规模ES 16.352 21.683 27.624 21.984 1.125 上市年龄TTM 3.000 13.241 25.000 14.312 0.247 表 4不同产权性质下的企业环境行为指标
变量取值 最小值 中位数 最大值 平均值 方差 1 23.203 60.875 96.784 65.772 0.143 0 21.875 52.238 83.108 58.863 0.126 -
为研究产权性质、公司治理等解释变量以及环境规制强度、资产负债率、净资产收益率、自由现金流、管理费用率、企业规模、上市年龄等控制变量和被解释变量企业环境行为之间的相关关系，本文对这些变量开展了相关性分析，其结果如表5所示。从表5的相关性分析结果可以看出，本文实证分析选取的所有变量之间的相关系数均小于0.5，说明本文构建的多元线性回归模型不存在严重的多重共线问题。从表5相关性分析结果还可以看出，产权性质和企业环境行为在5%的水平上显著正相关，即国有企业相比于民营企业会采取更加积极的环境行为，这又进一步验证了本文的H1股权集中度和企业环境行为在5%的水平上显著负相关，股权制衡度和企业环境行为在10%的水平上显著正相关，董事会规模与企业环境行为在5%的水平上显著正相关，独立董事比例与企业环境行为在10%的水平上显著正相关，总经理和董事长两职兼任情况与企业环境行为在5%的水平上显著负相关。环境规制强度与企业环境行为在1%的水平上正相关，企业上市年龄与企业环境行为在10%的水平上正相关，企业规模、财务状况与企业环境行为不存在显著性的相关关系。因此，相关性分析结果也在一定程度上初步验证了H2和H3。
表 5各变量的相关系数表
变量 EB NOPR OC ER BS ROID ICGM REG LEV ROE CASH COST ES TTM EB 1.000 NOPR 0.113** 1.000 OC –0.025** 0.098** 1.000 ER 0.087* –0.012 –0.119** 1.000 BS 0.035** 0.104 0.003 0.015 1.000 ROID 0.109* –0.066 0.167* 0.018 –0.050 1.000 ICGM –0.147** –0.079** 0.100 –0.223** –0.034 –0.268* 1.000 REG 0.129*** 0.087* 0.066** –0.060 0.100 0.111 –0.088* 1.000 LEV 0.021 0.202* 0.093 –0.101 0.086 0.167 –0.023 0.100 1.000 ROE 0.011 0.139** 0.069 –0.095 0.082* 0.169 –0.035 0.099 0.250* 1.000 CASH 0.021 0.159 0.060* –0.084 0.102* 0.091 –0.109 0.064 0.346** 0.266** 1.000 COST 0.100 0.091 0.062 –0.103 0.076 0.203 –0.107 0.103 0.263* 0.312** 0.244** 1.000 ES 0.002 0.132** –0.019* 0.174* 0.015* –0.303 –0.134 –0.102 0.200 0.132* 0.189 0.177* 1.000 TTM 0.089* 0.121** 0.027 –0.172 0.164** 0.134 –0.163 0.207 0.065 0.063 0.009 0.065 0.107 1.000 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著。 -
在理论假设分析样本公司数据的描述性统计分析以及变量之间关系的相关性分析基础上，利用样本公司的数据和本文所构建的模型（3）回归分析了解释变量产权性质以及环境规制强度、资产负债率、净资产收益率、自由现金流、管理费用率、企业规模、上市年龄等控制变量对被解释变量企业环境行为的影响，回归结果如表6的第二列模型（3）结果所示。模型（3）的回归结果显示，回归模型的VIF值小于3，不存在严重的多重共线性，R2为0.221，即企业环境行为可以被模型（3）解释的程度是22.1%，回归模型拟合优度较好。产权性质的回归系数为0.069，大于0且在1%的显著性水平上显著，这表明国有企业相比于民营企业，环境信用评价平均等级更高，在企业环境行为中表现更为积极。这一检验结果表明，产权性质会显著影响企业的环境行为，受制于地方政府的环境目标和环境任务；国有企业对政府环境政策的响应更加积极；民营企业则更多地受到经济绩效的影响，对环境政策的响应较为被动，其生产经营更多地关注自身的经济收益，在防污治污过程中相比国有企业来说则较为消极被动。加上环保投资和环境治理的前期成本相对较高，为获取短期效益，民营企业通常不会主动采取高于政府环保政策和环境规制的环境治理行为，因此相对于国有企业，民营企业的环保信用评级平均较低，H1得到验证。
表 6产权性质、公司治理与企业环境行为的Logit回归结果
变量 模型（3） 模型（4） 国有企业子样本 民营企业子样本 常数项 0.135***（3.922） 0.096***（4.003） 0.148***（4.077） NOPR 0.069***（4.069） OC –0.020**（–2.136） –0.029**（–2.222） ER 0.055***（3.445） 0.082***（3.909） BS 0.045**（2.221） 0.063**（2.453） ROID 0.026*（1.789） 0.040**（2.110） ICGM –0.029**（–2.356） –0.045*（–1.904） REG 0.172***（3.875） 0.203**（2.409） 0.189***（3.668） LEV 0.095（1.222） 0.101（0.975） 0.069*（1.672） ROE 0.087（0.269） 0.108（0.663） 0.035（0.712） CASH 0.121*（1.775） 0.099（0.096） 0.129*（1.755） COST 0.110（0.889） 0.087（0.621） 0.210*（1.737） ES –0.002（–0.789） –0.011（–0.799） –0.020（–0.709） TTM 0.012*（1.833） 0.028（0.692） 0.033*（1.776） 样本数 229 128 101 R2 0.221 0.252 0.191 F 2.115 2.208 2.389 VIF 2.336 2.405 2.521 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著；括号内的数值为t值。 为进一步检验公司治理因素在产权性质与企业环保行为中的作用和影响，本文依据产权性质把样本公司分为国有企业子样本和民营企业子样本，并利用模型（4）对两类子样本公司的数据分别进行多元回归分析，回归结果如表6的第三列和第四列模型（4）所示。从表6的结果可以看出，两类子样本回归结果的VIF值均小于3，因此，回归模型不存在严重的多重共线性问题，国有企业子样本回归结果的R2为0.252，民营企业子样本回归结果的R2为0.191，这说明国有企业子样本和民营企业子样本在模型（4）中的回归拟合度较好。综合国有企业子样本和民营企业子样本的回归结果还可以看出：（1）两类子样本的股权集中度变量OC均与企业环境行为存在负相关关系，且都在5%的显著性水平上显著，这说明样本公司的大股东与管理层更加注重企业的经济利益，股权集中度越高，大股东的影响力和话语权越大，企业越容易采取消极的环境行为，被动迎合政府的环境规制政策。（2）两类子样本的股权制衡度变量ER均与企业环境行为存在正相关关系，且都在1%的显著性水平上显著，这说明样本公司股权制衡程度越高，各股东之间越容易形成一种制约与监督机制，防止控股大股东为了个人利益而损害公司的整体利益，更加注重企业生产过程中的污染治理和绿色生产，提高企业的绿色竞争力，从而有利于企业承担环境责任。以上实证结果进一步验证了H2，即股权结构和企业环境行为存在相关性，股权集中度与企业环境行为负相关，股权制衡度与企业环境行为正相关。（3）两类子样本的董事会规模变量BS与企业环境行为正相关，且都在5%的显著性水平上显著，这说明董事会规模显著地正向影响了样本企业的产权特征与企业环境行为之间的关系，董事会规模越大，越能够减少企业内部决策中的合谋行为，发挥内部治理结构的制衡作用从而促进积极的企业环境行为。（4）两类样本企业的独立董事比例变量ROID与企业环境行为之间也存在显著的正相关关系，这主要是因为在董事会中，独立董事对内部董事和企业高管人员的决策行为产生了监督和制衡作用，使企业的环境决策行为和政府的政策引导相一致，最终实现公司的整体决策能体现社会的长远利益，在一定程度上提升了企业的绿色竞争力。（5）两类样本企业的总经理和董事长两职兼任变量ICGM与企业环境行为之间存在负相关关系，其中，国有企业子样本中二者之间在5%的显著性水平上显著，民营企业子样本中二者之间在10%的显著性水平上显著，这主要是因为总经理和董事长两职兼任情况会导致企业的重大决策权和执行权掌握在控股股东手中，弱化董事会的监督和制约机制，导致大股东为了自身的经济利益而忽视了企业的社会责任，从而使得企业出现较为消极的环保行为，其行为仅仅是为了迎合政府的环境政策。以上实证结果的分析进一步验证了本文的H3，即董事会特征会影响企业环境行为，董事会规模和独立董事比例均与企业环境行为正相关，总经理与董事长两职兼任则与企业环境行为负相关。（6）从表6公司治理变量与企业环境行为的回归系数还可以看出，股权制衡度ER的回归系数0.055和0.082大于其他公司治理变量的回归系数，表明企业环境行为是公司治理的各个利益相关者博弈的结果，其中股权制衡度对企业环境行为的影响较大，进一步说明公司治理结构的基础是股权结构，适度的股权分散与制衡会更有利于企业履行环境责任，除了优化股权结构外，良好的董事会运作机制、完善的独立董事制度以及明晰的激励约束机制也将对企业积极开展环境行为起到促进作用。
另外，从两组子样本的检验结果还可以看出，国有企业子样本中的股权集中度、股权制衡度、独立董事比例、总经理与董事长两职合一等公司治理变量与企业环境行为变量的回归系数绝对值均小于民营企业子样本，这表明国有企业子样本中公司治理变量对企业环境行为的影响效应相比民营企业较低，这是由于国有企业子样本的股东大都具有国有背景或地方政府背景，为实现社会福利的改善，地方政府能够对国有企业实施更大程度的干预，使得政府的环境政策更容易在国有企业的行为中得到体现，从而会影响或主导国有企业的环境决策，因此，国有企业在政府干预下，会自觉履行政府环境规制的要求，积极主动地开展环境治理，公司治理因素对企业环境行为的影响程度也就随之弱化；而民营企业则基于寻求与政府合作机会，树立良好品牌形象，获得更多融资渠道等动机，其公司内部治理机制对企业环境行为的影响程度也会相应地得到强化。这一发现对中国当前推进“国企平台+民企机制”的混合所有制改革，引入多元化投资主体，让不同产权性质的企业优势互补具有一定的启发意义。民营企业可通过混改获得平台和资源优势，在融资及业务开展方面获得政策性优势，国有企业则通过混改引入更加市场化的经营机制，释放国有企业活力，使双方的资源能力实现互补性和协同性提升，帮助企业打破发展瓶颈，建立规范制衡的公司治理结构，同时为打赢污染防治攻坚战提供坚实的力量。
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为保证回归模型因果关系的稳健性和实证结果的可靠性，本文主要采取替换被解释变量的方式对回归模型进行了稳健性的检验。在稳健性检验中，本文采用样本公司环保投资总额来衡量企业环境行为，用TIEP表示，其中企业环保投资总额包括环保技改项目投资、污染治理投入、环保设施改造、排污费缴纳、清洁生产等投入，通过综合测算获得样本企业新的被解释变量。由于新的被解释变量为连续变量，因此回归分析时采用OLS模型进行检验。本文构建了回归模型（5）和回归模型（6）对产权性质、公司治理与企业环保行为之间的关系进行稳健性检验。
$${\rm{TIEP}} = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{NOPR}} + \sum\limits_{{i} = 2}^{\rm{8}} {{\beta _i}} {\rm{CONTRO}}{{\rm{L}}_{_i}} + \varepsilon $$ (5) $${\rm{TIEP}} = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{OC}} + {\beta _2}{\rm{ER}} + {\beta _3}{\rm{BS}} + {\beta _4}{\rm{ROID}} + {\beta _5}{\rm{ICGM}} + \sum\limits_{{i} = 6}^{{\rm{12}}} {{\beta _i}} {\rm{CONTRO}}{{\rm{L}}_i} + \varepsilon $$ (6) 其中，TIEP为被解释变量，即样本公司环保投资总额；β0为常数项；ε为残差项；CONTROL为本文选取的七个控制变量环境规制强度、资产负债率、净资产收益率、自由现金流、管理费用率、企业规模以及上市年龄。
在模型（5）和模型（6）的基础上，把新的被解释变量环保投资总额以及解释变量和控制变量带入模型（5）和模型（6）中，对样本数据进行OLS回归分析，检验产权性质和公司治理因素对企业环保投资总额的影响，根据模型的回归系数和显著性情况考察检验模型中因果关系的稳健性和实证结果的可靠性，具体的回归结果如表7所示。从表7的回归结果可以看出，模型（5）和模型（6）中解释变量系数的正负号保持不变，且显著性方面也没有发生明显的变化，因此，通过替换被解释变量的方法进行稳健性检验结果和与前文的研究结论基本保持一致，证明了本文的研究结论较为可靠和稳定。
表 7稳健性检验的OLS回归结果
变量 模型（5） 模型（6） 国有企业子样本 民营企业子样本 常数项 0.238***（5.302） 0.149***（4.324） 0.298***（4.208） NOPR 0.111***（3.663） OC –0.044**（–2.089） –0.055**（–2.111） ER 0.053**（2.193） 0.072***（3.215） BS 0.049**（2.062） 0.070***（3.660） ROID 0.029**（2.142） 0.043**（2.110） ICGM –0.038*（–1.909） –0.053**（–2.012） REG 0.180**（2.167） 0.213***（3.367） 0.149**（2.109） LEV 0.077*（1.900） 0.120（1.036） 0.103*（1.810） ROE 0.093（1.020） 0.111（1.009） 0.041（0.983） CASH 0.097*（1.810） 0.082*（1.799） 0.108（0.713） COST 0.102（0.833） 0.095（1.063） 0.187*（1.697） ES –0.011（–0.956） –0.014（–1.007） –0.033（–0.889） TTM 0.010**（2.110） 0.011*（1.792） 0.021*（1.673） 样本数 229 128 101 R2 0.211 0.278 0.179 F 2.546 2.998 2.011 VIF 2.310 2.459 2.203 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著；括号内的数值为t值。 -
本文以中国火电、钢铁、煤炭、冶金、化工五大重污染行业的上市企业为研究样本，将产权性质、公司治理与企业环境行为纳入一个分析框架进行实证研究，综合上述实证研究结果及分析，本文得出如下研究结论：（1）产权性质与企业环境行为之间存在着显著的正相关关系，且国有企业相对于民营企业会采取更加积极的环境行为。（2）公司治理因素影响着企业的环境行为，企业股权制衡度、董事会规模、独立董事比例均与企业环境行为之间存在显著的正相关关系，股权集中度、总经理和董事长两职兼任与企业环境行为存在显著的负相关关系，表明企业大股东和管理层普遍缺乏开展环境治理的积极性，其中股权制衡度的回归系数为0.055和0.082，大于其他公司治理变量的回归系数，进一步证实了股权结构是公司治理的基础，进行适度的股权分散与制衡会更有利于企业履行环境责任。（3）国有企业子样本中的股权集中度、股权制衡度、独立董事比例、总经理与董事长两职合一等公司治理变量与企业环境行为变量回归系数的绝对值均小于民营企业子样本，表明公司治理因素对民营企业环境行为的影响作用更大。本文的研究拓展了企业环境行为影响因素的研究视角，丰富了产权性质、公司治理因素影响企业决策行为的相关研究，为中国混合所有制改革引入多元化投资主体、进一步优化股权结构、形成良好的绿色治理机制提供了新的经验证据。
结合以上研究结论，未来可以从以下几个方面进行治理结构或政策的优化：（1）企业应基于长远发展制定和实施环境战略。优化公司内部治理结构，建立长期激励约束机制，保证公司决策朝着有利于企业长远健康发展的方向制定；同时积极推动产业结构转型升级，提高环保意识与绿色生产理念，追求经济绩效的同时兼顾环境绩效与社会绩效。（2）强化国有企业履行环保责任，并起到带头作用；同时引导民营企业对环保政策执行的主动性。引入多元化投资主体，让不同产权性质的企业优势互补，营造公平开放的市场环境，完善稳定普惠的产业支持政策，提升企业经营水平，畅通信息沟通反馈机制，以“国企平台+民企机制”为重要力量来打赢污染防治攻坚战。（3）保障环保政策的制定、有效执行和落地。综合考量不同行业和企业实际环保政策的制定以及完善切实可行、客观标准的环境政策和法律制度，同时强化环境管制和行业管制的执行力度，真正保障环境政策和法律法规以及环境保护目标责任制的贯彻落实，实现经济、资源、环境等的协调可持续发展。
Nature of Property Right, Corporate Governance and Enterprise Environmental Behavior
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摘要:环境污染的公共品属性和产品剩余价值创造的激励特征导致了企业环境行为的消极性和迎合性，在环境规制的约束下，企业产权性质和公司治理水平成为影响企业环境行为积极性的核心要素。选取2016—2019年中国五大污染行业上市公司作为研究样本，从产权性质、公司治理角度探究企业内部因素对企业环境行为的作用机制。研究结果表明，企业环境行为有明显的产权性质差异，国有企业相比于民营企业会采取更加积极主动的企业环境行为；董事会规模、股权制衡度、独立董事比例与企业环境行为显著正相关，股权集中度、总经理和董事长两职兼任与企业环境行为显著负相关，同时股权结构作为公司治理因素的基础对企业环境行为产生了较大影响；民营企业环境行为受到公司治理的影响更加显著。Abstract:The public goods attribute of environmental pollution and the incentive characteristics of product surplus value creation lead to the passivity and pandering of enterprise environmental behavior. Under the restriction of environmental regulations, the nature of enterprise property rights and the level of corporate governance have become the core elements that affect the enthusiasm of enterprise environmental behavior. Five listed companies in China’s pollution industry in 2016—2019 are selected as the research samples, and explore the mechanism of internal factors on corporate environmental behavior from the perspective of property right nature and corporate governance. The results show that there are obvious differences in the nature of property rights in the environmental behavior of enterprises. Compared with the private enterprises, the state-owned enterprises will take more active corporate environmental behavior. The size of the board of directors, the degree of equity balance and the proportion of independent directors are significantly positively related to the environmental behavior of enterprises. The degree of equity concentration, the general manager and the chairman of the board are negatively related to the environmental behavior of enterprises, and the ownership structure as the basis of corporate governance structure has a great impact on corporate environmental behavior, and the environmental behavior of private enterprises is more significantly affected by corporate governance.注释:1) 2015年1月1日，全面修订后的《中华人民共和国环境保护法》(简称《新环保法》)正式出台实施，其强化了对污染企业的惩治力度与各级政府的环境监管责任，被称为“史上最严”的环保法，给企业及各级政府带来巨大的环境治理压力。
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表 1变量定义及其界定标准
变量类型 变量名称 变量符号 变量定义 被解释变量 企业环境行为 EB 企业环保信用等级 解释变量 产权性质 NOPR 国有企业赋值为1，民营企业赋值为0 股权集中度 OC 第一大股东持股比例 股权制衡度 ER 第二到第五大股东所持股权之和与第一大股东所持股权之比 董事会规模 BS 样本公司的董事会总人数 独立董事比例 ROID 样本公司的独立董事人数与董事会总人数的比值 总经理和董事长两职兼任 ICGM 两职合一赋值为1，两职分离赋值为0 控制变量 环境规制强度 REG 工业污染治理投资总额/工业生产总值 资产负债率 LEV 负债/总资产 净资产收益率 ROE 净利润/股东权益 自由现金流 CASH 自由现金流/平均总资产 管理费用率 COST 管理费用/主营业务收入 企业规模 ES 公司总资产的对数 上市年龄 TTM 企业已经上市的年数 
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表 3描述性统计结果表
变量 最小值 中位数 最大值 均值 标准差 环境行为EB 21.732 60.112 96.784 66.224 1.124 产权性质NOPR 0.000 1.000 1.000 0.568 0.035 股权集中度OC 0.160 0.426 0.864 0.471 0.159 股权制衡度ER 0.041 0.211 0.591 0.195 0.112 董事会规模BS 5.000 7.000 15.772 8.360 1.483 独董比例ROID 0.235 0.433 0.679 0.479 0.803 二职合一ICGM 0.000 0.000 1.000 0.013 0.105 环境规制强度REG 0.000 0.003 0.018 0.002 0.002 资产负债率LEV 0.113 0.376 0.887 0.452 0.162 净资产收益率ROE –0.739 0.063 0.346 0.039 0.468 自由现金流CASH 0.008 0.141 0.992 0.198 0.145 管理费用率COST 0.007 0.071 0.456 0.072 0.059 企业规模ES 16.352 21.683 27.624 21.984 1.125 上市年龄TTM 3.000 13.241 25.000 14.312 0.247 下载:
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表 4不同产权性质下的企业环境行为指标
变量取值 最小值 中位数 最大值 平均值 方差 1 23.203 60.875 96.784 65.772 0.143 0 21.875 52.238 83.108 58.863 0.126 下载:
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表 5各变量的相关系数表
变量 EB NOPR OC ER BS ROID ICGM REG LEV ROE CASH COST ES TTM EB 1.000 NOPR 0.113** 1.000 OC –0.025** 0.098** 1.000 ER 0.087* –0.012 –0.119** 1.000 BS 0.035** 0.104 0.003 0.015 1.000 ROID 0.109* –0.066 0.167* 0.018 –0.050 1.000 ICGM –0.147** –0.079** 0.100 –0.223** –0.034 –0.268* 1.000 REG 0.129*** 0.087* 0.066** –0.060 0.100 0.111 –0.088* 1.000 LEV 0.021 0.202* 0.093 –0.101 0.086 0.167 –0.023 0.100 1.000 ROE 0.011 0.139** 0.069 –0.095 0.082* 0.169 –0.035 0.099 0.250* 1.000 CASH 0.021 0.159 0.060* –0.084 0.102* 0.091 –0.109 0.064 0.346** 0.266** 1.000 COST 0.100 0.091 0.062 –0.103 0.076 0.203 –0.107 0.103 0.263* 0.312** 0.244** 1.000 ES 0.002 0.132** –0.019* 0.174* 0.015* –0.303 –0.134 –0.102 0.200 0.132* 0.189 0.177* 1.000 TTM 0.089* 0.121** 0.027 –0.172 0.164** 0.134 –0.163 0.207 0.065 0.063 0.009 0.065 0.107 1.000 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著。 下载:
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表 6产权性质、公司治理与企业环境行为的Logit回归结果
变量 模型（3） 模型（4） 国有企业子样本 民营企业子样本 常数项 0.135***（3.922） 0.096***（4.003） 0.148***（4.077） NOPR 0.069***（4.069） OC –0.020**（–2.136） –0.029**（–2.222） ER 0.055***（3.445） 0.082***（3.909） BS 0.045**（2.221） 0.063**（2.453） ROID 0.026*（1.789） 0.040**（2.110） ICGM –0.029**（–2.356） –0.045*（–1.904） REG 0.172***（3.875） 0.203**（2.409） 0.189***（3.668） LEV 0.095（1.222） 0.101（0.975） 0.069*（1.672） ROE 0.087（0.269） 0.108（0.663） 0.035（0.712） CASH 0.121*（1.775） 0.099（0.096） 0.129*（1.755） COST 0.110（0.889） 0.087（0.621） 0.210*（1.737） ES –0.002（–0.789） –0.011（–0.799） –0.020（–0.709） TTM 0.012*（1.833） 0.028（0.692） 0.033*（1.776） 样本数 229 128 101 R2 0.221 0.252 0.191 F 2.115 2.208 2.389 VIF 2.336 2.405 2.521 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著；括号内的数值为t值。 下载:
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表 7稳健性检验的OLS回归结果
变量 模型（5） 模型（6） 国有企业子样本 民营企业子样本 常数项 0.238***（5.302） 0.149***（4.324） 0.298***（4.208） NOPR 0.111***（3.663） OC –0.044**（–2.089） –0.055**（–2.111） ER 0.053**（2.193） 0.072***（3.215） BS 0.049**（2.062） 0.070***（3.660） ROID 0.029**（2.142） 0.043**（2.110） ICGM –0.038*（–1.909） –0.053**（–2.012） REG 0.180**（2.167） 0.213***（3.367） 0.149**（2.109） LEV 0.077*（1.900） 0.120（1.036） 0.103*（1.810） ROE 0.093（1.020） 0.111（1.009） 0.041（0.983） CASH 0.097*（1.810） 0.082*（1.799） 0.108（0.713） COST 0.102（0.833） 0.095（1.063） 0.187*（1.697） ES –0.011（–0.956） –0.014（–1.007） –0.033（–0.889） TTM 0.010**（2.110） 0.011*（1.792） 0.021*（1.673） 样本数 229 128 101 R2 0.211 0.278 0.179 F 2.546 2.998 2.011 VIF 2.310 2.459 2.203 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著；括号内的数值为t值。 下载:
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