【作　　者】
莫 磊1（副教授），粟梦薇1， 杨 柳2

【作者单位】
1.广西财经学院会计与审计学院，南宁530003；2.广西财经学院国际教育学院，南宁530003

【摘　　要】
     【摘要】在经济新常态时期的生态文明建设制度背景下，通过手工整理方式获取了2008 ~ 2014年间完整披露了环保投资金额的A股上市公司样本，以环保投资强度（EID）为公司环保投资的代理变量，实证检验了环保投资的价值相关性问题。研究发现：公司环保投资重在解决当前问题而尚缺少长远的显著性效应；公司环保投资强度必须达到一定程度，才能带来显著的价值相关性效应；相对于非重污染行业的公司，重污染行业公司环保投资选择与公司价值间的正相关关系更为显著；国有上市公司的环保投资选择与公司价值之间呈显著的正相关关系，而非国有上市公司却不然。研究丰富了环保投资在价值相关性方面的理论，也为政府完善引导公司环保投资的环境政策、为公司在发展战略中优化投资决策提供了经验证据支持。
【关键词】环保投资；公司价值；发展战略；价值创造
【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）36-0038-8

一、研究背景
从环保投资的宏观发展态势来看，我国环保投资总量占GDP比重在“十一五”期间达到1.44%（朱建华等，2014），在“十二五”期间进一步提升到1.5%，但与发达国家2%的水平相比仍有显著差距（姜锡明、许晨曦，2015）。而现阶段，我国80%以上的环境污染来源于企业的生产经营活动（沈红波等，2012），企业作为资源、能源的主要消耗者与环境问题的主要制造者（唐国平、李龙会，2013），对环境保护负有不可推卸的社会责任（彭研、岳金桂，2016）。因此在我国，企业理应是推进环保投资、发挥环保投资的环境效益和经济效益的首要责任主体。
从环保投资相关的立法规制来看，在生态文明建设的制度背景下，2014年我国《环保法》的全面修订标志着环境责任对公司运行要求的强势嵌入性，促使公司在财务上必须给出更为积极和有效的责任履行回应。公司通过环保投资以实现向绿色高附加值低能耗产品生产模式的转型升级方式，就典型地体现了公司在产品制造过程中通过财务决策将公司价值最大化与环保责任进行有机结合。
从环保投资的现有研究来看，目前相关研究成果主要集中于政府层面和行业层面，企业层面的环保投资研究则主要集中于环境信息披露质量、环保投资影响因素、环境绩效评价等方面（唐国平、李龙会，2013）。臧秀清、邓洪丞（2013）通过2006 ~ 2011年重污染行业上市公司的非平衡面板数据发现，环保投资对当期及滞后一期的公司价值（托宾Q值）有显著的正向影响。彭妍、岳金桂（2016）通过实证检验证明了造纸印刷业环保投资对上市公司价值有显著的正向影响。黄涵悦（2016）通过79家重污染行业上市公司2009 ~ 2014年的平衡面板数据，实证检验了环保投资对公司财务业绩的影响。高敏（2016）的研究则发现技术创新投入能帮助公司的环保投资更好地发挥其价值创造功能。但总体来说，这一方面的文献还相对较少，且多集中于部分特殊行业（如重污染行业），环保投资的价值相关性规律尚未得到较为清晰、全面的验证和解释。
基于以上三方面研究背景，本文通过手工整理的方式获取了2008 ~ 2014年间完整披露了公司环保投资金额的上市公司样本，并对环保投资与公司价值的关系进行了实证检验，以期为政府完善环境管制政策、公司优化环境战略中财务决策和财务行为选择提供经验证据。
二、理论分析与研究假设
一方面，由于公司环保投资是一项资本化投入，除了治理和改善生产环境以外，同时也会带来污染费用（如排污费）支出的减少、废弃原料的充分综合利用等益处，甚至可以通过促进新型环保产品的研发、清洁生产方式的改进等方式来发掘和创造出公司价值的新增长点。另一方面，环保投资顺应了政府和社区对公司维护、建设生态文明的客观要求，通过增加公司自身财务性支出的方式将环境污染的外部性效应内部化，有效地减少了政府和社区为治理生态环境产生的财务性支出，从而体现了公司对公共资本投入者如政府和所在社区的社会责任履行（即通过替代支出的方式履行相应的社会责任）。可见，环保投资作为一种集环保性、价值创造性、公司发展性为一体的决策选择，鲜明地体现了公司社会责任与发展战略的有机结合。综上，公司进行环保投资应当是有利于形成或提升公司的价值创造效应。然而，目前绝大多数企业仍然缺乏环保投资的积极性（潘飞、王亮，2015）。因此，对公司进行关于环保投资的价值相关性检验有其必要性。
1. 对公司环保投资的价值创造时效性问题的考察。如上所述，公司进行环保投资对于公司价值的成长具有创造性的推动效应。具体而言，本文从经营机制与声誉机制两个方面研究环保投资对公司价值创造带来的积极影响。
从经营机制来看，环保投资有助于公司实现生产经营在技术结构和价值结构上的二重转型升级，从而拓展公司的新价值增长点。通过增加环保投资、引进环保设施、加强技术创新等方式减少环境污染来履行社会责任，不仅可以提高公司的研发能力、增强核心竞争力，还可提高资源利用效率、降低成本（高敏，2016）。
从声誉机制来看，公司在设立和发展中不可或缺的公共性资本，包括公司设立资格的许可、公司运营中的法律保护以及公司经营所占用的城市与自然环境资源等等，其实质都是政府和社区以隐喻契约方式投入公司的要素产权（Blair，1996；李心合，2001；李全伦，2006）。绝大多数现有文献赞同社会责任与公司业绩之间的正相关关系（沈红波等，2012），即能够积极履行对政府和社区社会责任的公司，往往能够以此为信号向社会公众展示积极正面的声誉形象，从而让公司更好地协同利益相关方共同推进公司价值创造。具体而言，积极进行环保投资的公司，尤其是上市公司，往往会在资本市场中传递出公司重视环境治理、采用绿色发展战略的积极信号，并将自身与行业中相对不重视环境保护的公司区别开来，由此其更有可能在资本市场中形成良好的发展前景，从而推动公司市场价值的提升（邵君利，2009）。
总体而言，公司的环保投资及其投资运行往往会同时通过经营机制与声誉机制两种方式对公司价值创造带来积极的推动性影响。但比较而言，声誉机制对公司价值带来的提升影响往往与环保投资的当期更为相关，而经营机制对公司价值的提升影响不但体现在当期，还可能体现在随后的年度中。可见，公司进行环保投资是公司社会责任与公司发展战略相结合而形成的财务决策产物，并可能在当期形成价值创造效应（通过经营机制或声誉机制）或在未来期形成价值创造效应（通过经营机制）。因此，本文采用环保投资强度来检验公司环保投资的价值创造效应，并提出如下假设：
H1：在其他条件相同的情况下，公司环保投资强度与当期公司价值正相关。
H2：在其他条件相同的情况下，公司环保投资强度与下一期公司价值正相关。
2. 对公司环保投资的价值创造效应是否存在行业差异的考察。行业环境在公司战略决策方面起着重要作用，公司的投资决策及投资行为必然会受到行业环境和行业特性的影响（Chiasson、 Davidson，2005）。相关研究也发现，不同行业的投资规模确实存在显著差异，且是行业间普遍存在的（刘星等，2008）。由此可知，作为公司投资的组成部分，环保投资规模亦存在行业差异性。客观来说，环保投资对于不同行业的公司具有完全不同的价值和意义。重污染行业引发环境问题的可能性和破坏程度比其他行业要高，面临的环境管制和行业管制也更加严格，因而其环保资金投入水平也相对更高（唐国平等，2013）。
从制度规制来看，与非重污染行业的公司相比，处于重污染行业的公司（如钢铁、水泥、电解铝、造纸、纺织、采掘业等）其环保投资的制度要求更为迫，甚至在一定程度上具有强制性（制度压力更多指向的是末端治理环节的环保投资）。而对于非重污染行业公司而言，环保投资是一个提升公司价值的可选项，但不是必选项。从追求价值增长的财务驱动来看，环保投资对于身处重污染行业的公司而言也具有更大的价值和意义：由于环保问题与身处重污染行业公司的主业发展关系远比一般公司更为密切和重要，因而这些公司的环保投资不仅仅是为了解决当前的环境污染问题，更重要的是，公司应当进行科学合理的环保投资决策，以使环保投资项目与公司主业发展相统一、使其有效推进公司转型升级。因此，环保投资对于重污染行业公司的价值创造相关性，相比之下比其他行业的公司更为明显。由于重污染行业的环境规制性更强、环保投资对于这些行业的公司转变价值创造方式的意义更为重大、效应更为长远，因此，本文提出假设3：
H3：在其他条件相同的情况下，相对于其他行业的公司，重污染行业公司环保投资强度与公司价值之间的正相关关系更为显著。
3. 对公司环保投资的价值创造效应是否存在股权性质差异的考察。在我国特殊的制度背景下，目前的市场经济仍属于政府主导型（庞明川，2013），作为我国经济活动和社会活动的主导力量，政府对企业的经营活动和投资决策具有重要影响作用（黎文靖，2012），尤其对国有企业有很强的保护和干预作用（李颖思，2016）。在环境治理方面，政府一直发挥着环境治理与环保投资的主体作用，处于政府干预下的国有企业不可避免地承担着更多的环境保护责任（唐国平、李龙会，2013）。相关研究亦证实，国有企业比民营企业投入了更大规模的环保资金（唐国平、李龙会，2013；张功福，2013）。
综上所述，在分析公司投资行为时，股权性质是必须加以考虑的重要因素之一。尽管在很多情况下，非国有公司由于市场机制的引入程度相对较高，因而相比国有公司往往更具有优势，决策也更加合理。大量实证研究也表明，非国有控股公司往往在投资效率上要优于国有公司。于是，从逻辑上很自然地可以推断，与其他投资活动相类似，非国有公司的环保投资效益应该优于国有公司的环保投资效益。但同时也应该注意到，环保投资与公共资本（资源）的使用和维护相关，作为控制着国有公司的政府也是公共资本（资源）的管理者，政府这一双重角色背景是国有公司环保投资活动中的关键性影响因素之一。事实上，相比非国有公司，国有公司往往更可能在环境保护投资（维护）支出、帮扶社区建设支出等方面率先开展表率示范工作并持续改进优化。不论原因如何，国有公司与公共资本管理者政府之间在环保投资领域的政治关联影响往往显著强于非国有公司。那么，这也意味着，国有公司很可能在环保投资活动中获得了更多的财政补贴以及政策性帮扶，而这些无疑都将有利于国有公司更好地推进公司价值的提升。基于以上分析，本文以对立假设的方式提出假设4：
H4a：在其他条件相同的情况下，相对于国有公司，非国有公司环保投资强度与公司价值之间的正相关关系更为显著。
H4b：在其他条件相同的情况下，相对于非国有公司，国有公司环保投资强度与公司价值之间的正相关关系更为显著。
三、研究设计
（一）变量定义
1. 被解释变量。被解释变量为公司价值，由于公司价值测度的角度不同，往往涵盖账面价值、市场价值、重置价值及清算价值等不同含义（汤谷良，2001），因此，本文在对该变量进行具体界定时，主要是从市场价值的维度来考虑，采用Tobin"s Q值（TQ）作为公司价值的代理变量。由于Tobin"s Q值能较好地反映公司的未来价值与风险等关键要素，因此该值是衡量公司价值的一个较为合适的客观指标（Demsetz、Lehn，1985；Lakonishok，Shleifer、Vishny，1994；Wang et al.，2001；孙永祥、黄祖辉，1999；汪辉，2003；沈洪涛，2004；毛世平，2009；王端旭、潘奇，2011）。具体指标上，本文直接采用了国泰安（CSMAR）数据库中Tobin"s Q值的计算方法与计算结果，即用公司市场价值除以公司总资产额，其中公司的限售性流通股采用每股净资产值来进行替代计算。
2. 解释变量。基于上述分析，本文采用环保投资强度作为公司环境投资的代理变量。具体而言，参考唐国平、李龙会（2013）的做法，采用当年增量环保投资金额除以公司总资产存量来衡量环保投资强度，用EID来表示。
由于目前学术界对“环保投资”概念的界定还远没有形成比较一致的认识，故需要对这一概念进行必要的理论辨析，从而为手工收集环保投资数据提供可靠的理论基础。总的来看，不同研究者在界定上的差异主要源于研究视角的不同。王京芳、周浩和曾又其（2008）认为：“企业环保投资支出应包括环保设备的投资、清洁生产技术的投资以及缴纳的环境税。”唐国平、李龙会（2013）首次通过结构化描述的方式提出了环保投资的构成体系：①环保技术的研发与改造支出；②环保设施及系统的投入与改造支出；③清洁生产支出；④污染治理支出；⑤生态保护支出；⑥其他类支出；⑦环境税费。依据ISO140001对环保投资的相关条款，同时参考先前学者的研究，李虹、娄雯和田马飞（2016）将环保投资划分为以下五个方面：①环保节能技术的研发与改造支出；②环保节能设施的投入与维护支出；③清洁生产支出；④绿化等生态保护支出；⑤其他与环保有关的事项。
本文认为，唐国平、李龙会（2013）对环保投资构成的内涵定义比较具有代表性，也较为具体可行，有积极的启发意义。因此本文将主要参考唐国平和李龙会（2013）的观点进行研究，同时也将吸取其他观点的合理之处，采用结构化描述方法对环保投资进行界定与运用。
本文结合其他相关研究对唐国平、李龙会（2013）提出的观点进行如下优化。第一，尽量避免项目范围交叉。在唐国平、李龙会（2013）界定的具体类别中出现了“生态保护支出”，其不仅与“环保设施及系统的投入与改造支出”在涵盖的内容上容易出现重复交叉，而且从逻辑上出现了包括另外单独列示出来的“污染治理支出”类的情况。第二，间接性投入项目不再归类为环保投入。唐国平、李龙会（2013）在环保投资的最后一项分类“其他”中包括了“向环保基金会捐款”等间接投入项目类金额，本文认为，类似“向环保基金会捐款”的项目属于间接性投入项目，其具体去向和用途往往与捐赠投入的公司并没有直接的投资决策联系，由此也就难以产生与公司有联系的环保效益与经济效益，从而也就不再符合环保投入的定义，且这些项目在当期就费用化了，故也不符合环保投资的内涵定义要求。第三，保持李虹、娄雯和田马飞（2016）在对环保投资进行界定时剔除了环境税费项目的做法。从政府的立场来看，排污费是末端治理，与投资无关，与投资回报更无关。从公司的角度来看，排污费只是一个费用支出，是公司末端治理和环保投入后形成的相应结果，并不是末端治理与环保投入本身。或者说，环境税费的制度安排是驱动公司环保投资的制度性动因，公司具体缴纳的环保税费是公司环保投资的相应结果之一（还有其他的结果如收益性的成效等），因此其无论从实质还是逻辑上都不宜纳入到环保投资的范畴中来。
综合以上观点，本文根据环境保护的不同阶段来对环保投资进行界定，即总体上分为“污染前预防类环保投资”与“污染治理类环保投资”两大类：“污染前预防类环保投资”，即致力于在生产研发、产品设计、产品生产等污染形成前期进行的具有鲜明环境保护目的的投资；“污染治理类环保投资”，即致力于在污染形成后进行污染治理的环境保护投资。由此，本文对环保投资的结构化界定可以列示为以下6类，其中“污染前预防类环保投资”为第① ~ ③类，“污染治理类环保投资”是第④和⑤类，其他归属于第⑥类，具体如下：①环保产品、环保技术的研发与改造支出；②环保设施及系统的投入与改造支出；③清洁生产类支出；④污染治理技术的研发与改造支出；⑤污染治理设备与系统投入与改造支出；⑥其他如植被绿化和社会环境保护等相关支出。
本文以这一界定作为手工收集、整理样本公司年度环保投资金额的范畴与标准，并与唐国平、李龙会（2013）等研究者的普遍处理方法相一致，用当年增量环保投资金额除以公司总资产存量来衡量环保投资强度，用EID来表示。
3. 控制变量。本文参考现有文献，按照公司财务状况特征类、公司治理特征类、资本市场相关特征类这三个不同层面进行选择和确定，并合理控制与模型有关的其他影响因素，尽可能地减少模型设定中的变量遗漏与内生性问题。具体如下：
（1）公司财务状况特征类控制变量。本文选择总资产报酬率（Roa）、资产负债率（Lev）、营业收入增长率（GI）、无形资产密集度（PInA）、公司总资产规模（Size）这五个指标，分别用于表示公司的盈利能力（陈海强、韩乾和吴错，2012；詹雷、王瑶瑶，2013）、偿债能力（Deniset  et al.，1993；李新春等，2008；姜付秀、黄继承，2011b；詹雷、王瑶瑶，2013）、成长能力（陆正飞、叶康涛，2004；毛世平，2009；王端旭、潘奇，2011）、公司资产的结构性特征（Hanand、Suk，1998；Albertoet et al.，2004；李新春等，2008；刘行、李小荣，2012）、公司的规模效应这五个不同财务维度基本特征。
（2）公司治理特征类控制变量。本文选择第一大股东持股比例（FS）、股权制衡度（SB）、独立董事比例（PID）、董事长总经理是否两职合一（TJ）四个指标。其中，第一大股东持股比例与股权制衡度用于反映和控制公司股权结构对公司价值的影响（白重恩等，2005；夏立军、方轶强，2005；肖华、张国清，2013）；独立董事比例和两职合一用于控制公司治理构对公司价值的影响情况（王端旭、潘奇，2011；刘行、李小荣，2012；肖华、张国清，2013；詹雷、王瑶瑶，2013）。
（3）资本市场相关特征类控制变量。本文选择公司产权性质（State）、公司股票收益风险（Beta）和公司已上市时间（Tlist）这三个指标。此外，对于不同年份和行业，本文设置了虚拟变量进行相应的控制。
（二）模型设计
参考李虹、娄雯和田马飞（2016）检验环保投资经济效应的模型设计，本文建立了模型（1）对H1、H3和H4进行检验：
TQi，t=α0+β1EIDi，t+β2X+εi，t （1）
进一步，在模型（1）的基础上，将被解释变量超前一期，从而建立了模型（2），并以此对本文提出的H2进行检验：
TQi，t+1=α0+β1EIDi，t+β2X+εi，t  （2）
其中，被解释变量TQt+1代表下一年度的公司价值，本文用下一年度的托宾Q值来衡量。其他变量的界定与模型（1）相同。
（三）样本选取与数据处理
根据本文对环保投资的6类结构化定义，本文以国泰安数据库所提供的2008 ~ 2014年度社会责任明细数据为基础，在与巨潮资讯网站或公司官网上获取的相关上市公司的社会责任报告、环境报告、可持续发展报告及年度报告等原始相关资料进行比对确认、补充完善的基础上，对上市公司的环保投资金额进行了逐一的确认和计算，从而通过手工整理的方式获得了2008 ~ 2014年间完整披露了公司环保投资金额的上市公司样本。
同时，在手工整理数据的过程中，按如下标准对样本公司进行了筛选：①剔除B股上市公司；②剔除金融类等适用特殊会计制度的上市公司；③剔除观测期内的ST及PT类上市公司；④剔除存在缺失值与异常值（如净资产小于零等情况）的上市公司。由此获得相关数据完整的233家上市公司，可观测样本共523个。在此基础上，为控制离群值对结论的影响，保证估计结果的稳健可靠，本文对所有的连续变量在上下1%的水平上进行了Winsorize的处理。
（四）估计方法
由于本文的研究样本总数量虽然不多但涉及7个年份，样本在不同行业与不同年份间的分布较为分散，这对回归检验的估计方法提出了较为严格的要求。为了更好地保证回归估计的有效性，本文进行了F检验和Hausman检验。结果表明，选择非平衡面板固定效应的估计方法较为合适：在F检验中，检验结果在1%的水平上（F=3.84）拒绝了原假设，因而在这一研究样本中，使用非平衡面板固定效应估计方法比OLS更为合适；在Hausman检验中，检验结果在5%的水平上（chi2=30.96）拒绝了原假设，因而在这一研究样本中，使用非平衡面板固定效应估计方法比非平衡面板随机效应估计方法更为合适。而且，研究样本在固定效应估计方法下，个体效应在整个误差项中的百分比（rho）达到90.74%，超过了90%的水平，这进一步支持了非平衡面板固定效应估计方法在本文研究中的适用性。在非平衡面板固定效应估计方法的具体应用中，本文对不同年份设置了虚拟变量以控制年度效应（Year_effect），并按公司代码对公司个体效应（Firm_effect）进行了控制。
同时，对模型的方差扩大因子（VIF）进行了测试，所有变量的VIF值最大不超过2.92，不存在严重的多重共线性问题，在回归估计中采用White（1980）异方差修正技术对异方差问题进行了控制。此外，考虑到研究样本可能存在自选择偏误从而导致一定的内生性问题，在稳健性检验中通过Heckman两阶段回归法减弱和控制了自选择问题的影响，随后通过缩小研究样本、被解释变量与解释变量分别替代的方法进一步提升了研究结论的稳健性。
四、实证分析
（一）描述性统计
表1为总样本的描述性统计。如表1所示，环保投资强度的均值和中位数分别为0.63%和0.29%，说明环保投资强度高的公司相对多一些，标准差为1.2%，明显大于公司均值，表明样本分布分散化特征明显。同时，环保投资强度的最小值仅为0.0588%，而最大值达到了14%，变量极差较大。样本中国有公司比例较高，达到了78.8%，这反映了国有控股性质下更有可能进行环保投资。同时，公司第一大股东持股比例普遍较高，均值达到42.6%，股权集中程度偏高，这也反映了本文在控制变量中使用股权制衡度（SB）和独立董事比例（PID）的必要性。公司上市时间总体普遍较长，平均上市时间为11.56年。
其中，环保投资强度最小值的样本是中国石油（601857）。其在2013年投入增量环保投资资金1377万元，从绝对值来看已具有规模性，但与其高达234亿元的总资产规模相比，环投占总资产规模的比例仅为0.0588%。考虑到中国石油属于重污染行业，极低的环保投资强度反映出其投资决策上的严重失衡。相比中国石油在上市过程中公开募集的巨大权益资金，考虑到环保投资对身处重污染行业的中石油提升产品环保价值与经济价值的重要意义，进一步反映出中国石油在财务资源优化配置上的责任性存在不足。环保投资强度最大值的样本是中泰化学（002092），其在2008年投入增量环保投资资金66500万元，占到其总资产规模47.4588亿元的14%。财务资源在环保投资中的高强度配置，为该公司的环境导向总体战略奠定了坚实的基础，更取得了非常显著的成效：2009年，中泰化学被列为省级优势资源转换试验基地，被中国氯碱协会推荐为全国节能降耗先进单位；2010年，中泰化学被确立为省级工业循环经济示范单位，被国家工信部列为首批资源节约型、环境友好型试点企业之一。由此可以初步合理推测，环保投资强度具有一定的价值相关性。

（二）多元回归结果分析
表2为多元回归结果。列（1）的回归结果表明，环保投资强度与公司价值在5%的水平上显著正相关，相关系数为16.794。这意味着在其他条件相同的情况下，公司总资产中环保投资每增加1%，公司价值（TQ）就会增加16.79%。因此，环保投资强度在投入当期具有显著的价值相关性，H1初步得到支持。列（2）的回归结果表明，环保投资强度与下一年度公司价值之间不存在显著相关关系，即H2没有得到经验数据的支持。可见在普遍意义上，当前的环保投资对于公司经营机制的改变程度与实质性意义还不够重大，环保投资往往更多地停留在“治标不治本”的初级阶段，只是缓解了当前面临的环保压力与困境，缺乏长远的影响力。
以样本公司中环保投资强度的中位数为分界点，将样本公司划分为低环保投资组（简称“低环投组”）和高环保投资组（简称“高环投组”）后再分别对模型（1）进行回归检验，结果如表2中的列（3）和列（4）所示。列（3）的回归结果表明，低环投组中环保投资强度（EID）与公司价值（TQ）之间接近具有显著的正相关关系，但距离统计上的显著性还有少许差距。列（4）的回归结果表明，高环投组中环保投资强度与公司价值在10%的水平上具有显著的正相关关系，相关系数为16.016。这意味着，在其他条件相同的情况下，高环投组公司总资产中环保投资每增加1%，公司价值（TQ）就会增加16.016%。进一步分析，在其他因素与条件相同的情况下，高环投组回归结果中的环保投资强度与公司价值之间的相关关系，无论是相关系数还是显著性特征，都与全样本比较相近。而在低环投组中未能显著地体现出环保投资强度的价值相关性。由此可见，环保投资强度与公司价值之间的相关关系总体上呈现为线性相关特征，但环保投资强度必须达到一定程度之后，这样一种线性关系才比较显著，而较低水平的环保投资强度可能难以带来价值相关性效应，这也进一步验证了H1的使用范围。
本文以《上市公司环保核查行业分类管理名录》（环办函［2008］373号）中有关重污染行业的认定为依据，将样本公司区分为非重污染行业上市公司样本组（简称“非重污染组”）与重污染行业上市公司样本组（简称“重污染组”）后，再分别对模型（1）进行了回归检验，结果如表2中的列（5）和列（6）所示。其中，重污染行业具体包括火电、钢铁、水泥等16个行业。列（5）的回归结果表明，非重污染组中环保投资强度（EID）与公司价值（TQ）之间不具有显著相关关系：White（1980）稳健标准误修正后的T值仅为0.18。列（6）的回归结果表明，重污染组中环保投资强度与公司价值在5%的水平上具有显著的正相关关系，相关系数为17.442。这意味着在其他条件相同的情况下，重污染组公司总资产中环保投资每增加1%，公司价值（TQ）就会增加17.442%。与列（1）相比，在其他因素与条件相同的情况下，重污染组样本回归结果中的环保投资强度与公司价值之间的相关关系，无论是相关系数还是显著性特征，都与全样本比较相近。而在非重污染组中未能显著地体现出环保投资强度的价值相关性。由此可见，由于重污染行业的环境规制性更强，环保投资对于这些行业的公司转变价值创造方式意义更为重大、效应更为长远，相对非重污染行业的公司，重污染行业公司环保投资强度与公司价值之间的正相关关系更为显著，支持了本文所提出的H3。换言之，在不同行业的视角下，全样本检验验证的环保投资强度价值相关性主要受到重污染行业样本公司的影响。
列（7）和列（8）反映了按股权性质分组回归的结果。列（7）的回归结果显示，非国有组中环保投资强度（EID）与公司价值（TQ）之间不具有显著相关关系，White（1980）稳健标准误修正后的T值仅为0.01。列（8）的回归结果表明，国有组中环保投资强度（EID）与公司价值（TQ）在10%的水平上具有显著的正相关关系，相关系数为16.213。这意味着在其他条件相同的情况下，国有组公司总资产中环保投资每增加1%，公司价值（TQ）就会增加16.213%。再考虑到国有公司样本数（412家）占到总样本数的78.8%，对比第（1）列与第（8）列的回归结果可以发现：全样本检验验证的环保投资强度价值相关性主要受到国有控股样本公司的影响。因此，本文所提出的H4b得到了实证数据的支持。说明在现阶段，环保投资的推进与成效在很大程度上还有赖于政府的介入和推动，总体上来看，环保投资还没有成为比较自觉自发的一种战略性投资行为。
（三）稳健性检验
为保证研究稳健可靠，本文进一步进行了以下四个方面的稳健性检验：①考虑到研究样本可能存在自选择偏误从而导致一定的内生性问题，首先通过Heckman两阶段回归法来减弱和控制自选择问题的内生性影响，即根据Heckman两阶段原理先构建第一阶段的环保投资影响因素方程，拟合得到逆米尔斯比率（Inverse Mills Ratio）lamda，在第二阶段将lamda视为工具变量代入原模型中再次进行回归估计；②通过缩小样本规模的方式进行稳健性检验，即对原样本进行10%的分位数和90%分位数的双边截尾处理后的样本再进行回归检验；③改变公司价值与环保投资强度度量方法，采用另外其他三种不同的托宾Q值度量方式，将环投投资金额取自然对数的结果作为环保投资强度的替代变量，再进行回归检验；④对回归模型进行控制变量替换后，再进行回归检验。上述四个方面的稳健性检验结果均显示，H1、H3、H4b均通过了统计检验，结果与上文的研究结论保持一致，因此本文的研究结论较为可靠。
五、研究结论与政策建议
1. 研究结论。本文通过手工整理的方式获取了2008 ~ 2014年间完整披露了公司环保投资金额的上市公司研究样本，以公司托宾Q值（TQ）作为公司价值的衡量指标，以环保投资强度（EID）作为公司环保投资的代理变量，实证检验了环保投资强度的价值相关性效应。结果发现：①公司环保投资强度与公司当期价值之间具有显著的正相关关系，但对下一年度的公司价值没有显著性影响，这表明当前我国上市公司的环保投资选择还没有很好地与公司发展战略相结合，重在解决当前问题而尚缺少长远的显著效应。②分组回归结果表明，环保投资强度必须达到一定程度之后才会对当期公司价值产生显著的正向影响，较低水平的环保投资可能难以带来明显的价值相关性效应。③相对于非重污染行业的公司，重污染行业公司的环保投资选择与公司价值之间的正相关关系更为显著。④国有上市公司的环保投资选择与公司价值之间呈显著的正相关关系，而这一关系在非国有上市公司中并不成立。
本文的贡献主要体现在三个方面。第一，丰富了环保投资与公司价值相关性问题方面的研究文献。第二，本文的研究为政府制定和完善环境规制政策提供了经验证据的支持。实证检验结果表明，现阶段类似环保投资这种特征的财务行为的推进与成效在很大程度上还依赖于政府的推动和有效引导，如相比非国有公司组，国有公司组的环保投资选择与公司价值具有显著的正相关关系就充分体现了这一点。第三，本文的研究为公司优化环境战略中的财务决策和财务行为选择提供了经验证据的支持。实证结果显示，公司环保投资的价值创造效应在公司环境战略中显著存在，但不具有良好的延续性和拓展性。这表明，公司在环境战略中的财务决策和财务行为还没有很好地与公司发展战略相融合、相协同，尚处于“治标不治本”的探索阶段，未能很好地实现有机协同统一，从而未能充分发挥公司环保投资的价值创造功能。
2. 政策建议。根据研究结论，本文提出以下建议：①政府需要调整和进一步完善环境规制政策，即应从“刚性规制型”为主的制度设计向“利益引导型”为主的制度设计转变，如进一步完善环保投资的税收优化政策、建立对环保产品的认证评级制度、在股票市场上专门设立上市公司环保责任履行板块等等，以促使不同产权性质、不同行业的公司都能通过科学合理的环保投资更好地增加公司收益、提升公司价值。②公司需要重点关注环保投资与公司发展战略的全面融合，让环保投资服务于公司发展战略的整体规划和实现路径，同时也应注重通过持续性的、前瞻性的环保投资引领公司发展战略，实现动态优化调整和转型升级，并充分利用好政府的规制引导政策，从而充分发挥环保投资的价值创造功能。

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