企业生态效益的经济价值

1、企业生态效益的经济价值摘要该研究通过讨论生态效益的概念，为长时期的企业环境-财务绩效增加了新的视角。利用新的生态效益得分的数据库我们分析从1997年到2004年生态效益与财务绩效之间的关系。我们指出生态效益与经营业绩、市场价值呈正相关。而且，我们的研究结果表明环境绩效的市场价值是一个时间变量，随时间而变化，这表明市场结合了流动的环境信息。虽然环境领导人相对于落后者来说，最初并没有在溢价时出售，但是估值差却随着时间的推移而显著增加。我们的研究结果对于企业管理者和投资者有一定的启示意义，对于企业管理者来说，他们很显然没有解决生态效益与财务绩效之间的权衡，而对于投资者来说，他们可以利用环境信息做出投

2、资决策。关键词：企业社会责任生态效益(生态效率)股东价值企业价值企业经营绩效管理政策资本市场引言在广泛报道的企业环境和社会丑闻的推波助澜下，管理者和股东们如今展现了对企业社会责任(corporatesocialresponsibility)这一概念的极大兴趣。例如，一些世界上最大的机构资产管理者，那些在美国加州公务员退休基金，在英国大学养老金计划，在荷兰的ABP和PGGM，和AP7瑞典的人，公开承诺投资于企业，这一承诺被认为是社会、道德和环境的责任。另外，一些政府机构正在考虑引进公司报告标准设计，以促进加快发展。例如，成立于2000的英国的1995养老金法案修正案，要求养老基金披露它们是如何考

3、虑社会和环境问题的。尽管人们对企业社会责任有较大的认同,但是存在一个长期的关于管理者是否应将CSR政策纳入到他们的战略决策中去的争论。一个有趣的问题是这个争议的源头：一个企业能否坚定地做得很好？大多数怀疑者认为，社会责任是一个很模糊的概念，它需要企业提高经营成本并且放弃股东的财富。相反，诸如Fombrun(2000)等学者,Porter和vanderLinde(1995)，Spicer(1978)认为，企业社会责任的提倡能产生信誉优势，提高投资者对公司的信任，更有效地利用资源，以及开拓新的市场机会，所有这一切最终能够通过资本市场很好地反映出来。企业环境绩效被认为是企业社会责任建设中一个重要的组

4、成部分,其潜在用途是作为一个前瞻性的衡量企业财务绩效的方法，该方法在理论和实践中均已获得认可。虽然企业社会责任财务绩效评估的关系依赖于定性数据和主观的解释，但是环境治理的金融影响可以比较容易地评估出来，尤其是现在，法律惩罚的负面环境绩效比以前有更具体的经济处罚。然而，一些学者强调环境绩效的财务信息的内容本身并不明显。其中一些学者，Hart和Ahuja(1996),King和Lenox(2002),与Russo和Fouts(1997)强调，公司可以通过终端控制污染来显示环境意识，在终端，企业清洁生产过程中所产生的污染与废弃物，但是这一嵌入企业生产过程的积极的污染防治技术更有可能提高运营效率和盈利

5、能力。基于这些看法，我们专注于企业生态效益的概念，这一概念反映了企业的环境治理，除了经过初步的环境保护和污染控制政策表明的企业环境治理。广泛地说，我们可以定义生态效益为通过较少的环境资源创造更多价值(例如，少污染或自然资源耗竭)。我们使用一个全面的企业级数据库的生态效率得分，由Innovest战略价值的顾问制作产生，我们研究19972004年间企业生态效益和财务表现之间的关系。生态效益数据的使用是按月提供，使我们能够利用统计的功能。而我们研究的生态效率得分是基于多维的研究，现在都是由一些世界上最大的机构投资者监测，数据尚未在实证文献中备受关注。以会计为基础和以市场为基础的方法，我们捕捉到生态效

6、率影响财务绩效的不同方式。我们用资产回报率(ROA，它代表了经营业绩和盈利能力，和托宾的q(Q，它代表一个公司的估值。Q和ROA有几个方面的共同点，但同样在一些重要的方面也不同。ROA是基于企业同期的收入，而托宾的Q是一个前瞻性的计算方法，它反映了投资者对公司的无形价值的分配。由于有形的和无形的生态效益和两者是相关联的，差异可能存在于ROA和Q之间的关系。对生态效益的无形性使得评价环境治理变得复杂。近期的投资文献提供的数据表明，生态效益与价值相关，但慢慢成为一个公司的股票价格。Derwall等人(2005)使用复杂的绩效归因模型，对生态效益得分进行排序，构成了两种股票投资组合，并评估了他们的性

7、能。他们的研究结果表明，19952003年这一时期通过对不同风险、投资风格和部门暴露的控制，公司标记的最高的生态效益每年将近6%显著优于其同行的最小生态效益。他们的证据似乎与普遍认为的观点，即资产有效率定价相矛盾。异常报酬率可以通过调整期来解释，在生态效益有效的公司的股票最初被低估，并且随后经历一个积极的价格修正。因此，在公司估值上升的趋势下产生异常高的收益。Derwall等人(2005)的研究结果具有积极的研究意义，它表明环境治理和企业估值之间的关系应在一个多期截面框架下进行研究。如果股票价格没有准确地包含环境信息，那么对于含蓄地假定市场是有效率的公司环境管理的市场价值的研究可能是在特定时间

8、下所讨论的，并且很难一概而论。据我们所知，这项研究通过使用一个独特的企业生态效益得分的纵向样本，首次调查环境绩效的市场价值是否随着时间的推移而增强我们采用的研究设计，分为静态和动态的实证关系的探索。本文的结构如下。首先，在下一节中，我们概述了现有的相关研究，在本文中考虑利息这一金融变量。本节还注意到在文献中遇到的一些局限性和这一研究的贡献。第二，我们列出了一些适合企业社会绩效和财务绩效关系的推理的几种理论线。第三，我们描述了用于测量企业生态效益的数据库。最后，我们讨论实证分析以及我们的结果研究。文献综述研究者一直在寻求对环境财务绩效关系的实证证据。然而，企业社会责任的研究是有据可查的，但没有很

9、好的结构。Griffin和Mahon（1997）讨论这个文献并指出这一研究的方法论不一致性使大多数证据无可比拟的和不确定。在本节中，我们回顾以往的研究，同时牢记本研究重要的金融变量：股票收益，利用托宾的Q衡量的公司价值和资产回报率2.1之前的证据与股票绩效有关的企业社会责任的环境的组成部分的实证文献可以分为三类：事件研究，探讨短期股票价格变化的社会或环境绩效指标的直接影响；试图建立企业社会责任和股票回报率之间的截面关系的回归分析；将CSR运用到到投资决策的效益的组合研究。到目前为止，事件研究法提供企业环境业绩与股票价格之间的关联最为直接的证据。该项研究的主体，其中包括Shane和Spicer（

10、1983）,Hamilton（1995）,Klassen和McLaughlin（1996）和Karpoff等人（2005），证明股票价格反应中涉及环境污染的信息。此外，Klassen和McLaughlin的研究证据（1996）表明，随着企业积极的环境信息，股票价格的增加与回应负面新闻价格的跌幅相比不厉害。为什么投资者对负面新闻做出反应，卡尔波夫等人（2005）提供了一个有趣的解释。他们的研究发现在企业违反环境法规之后，企业经历了一个市场价值的损失。组合这两项研究，可以充分地提出：投资者预期，只有有关环境方面有争议的企业行为导致企业直接的经济损失，但是并没有任何与强/弱相关的环境管理的长期的价格

11、的影响。在某种程度上，对环境管理的长期效益是真实的，如在本文的下一部分中概述的声誉和业务的影响，事件研究法到目前为止暗示了市场可能忽视对环境绩效的长期价格影响。第二类研究是使用回归分析或相关分析探讨企业环境责任与股票回报率之间的关系，它超越那些在事件研究法中的分析。这些研究为环境绩效和股东价值之间的关系的概念提供了多方面支持。Spicer（1978）报告指出：这些在美国拥有较好的控制污染记录的纸浆造纸工业的企业,有较高的盈利数据和较低的股票的贝塔值，但Chen和MetcalfC1980）和Mahapatra（1984）未能证实污染控制的措施能改善股票绩效的观点。更一致的证据是从属于美国以外的市

12、场，因而Thomas（2001，英国）和Ziegler等人（2002，欧洲）证实环境绩效与股票收益之间的正相关关系。研究证券投资组合的平均风险调整后的回报通常涉及两个或两个以上相互排斥的投资组合之间的比较。这些组合使用公司特征作为判别因子进行构建。组合通常是通过使用一个业绩归因模型来进行评估，该模型控制影响投资组合绩效的共同干预因素。尽管这种方法在主流资产定价文献中很普遍，但很少有研究应用环境的公司特征作为识别变量。少数例外，Cohen等人的研究（1997）表明，没有一个溢价也没有对投资环境领导公司的惩罚。另一方面，White（1996）发现自己的“绿色”投资组合提供了一个显着的积极的市场风险

13、调整后的回报，而“棕色”和“燕麦”组合没有。Kempf和Osthoff（2007）分析企业社会责任与股价异常报酬率之间的关系。他们发现，企业社会责任的几个维度与股价异常报酬显著正相关。然而，对于环境方面的问题，他们的研究结果是微不足道的。由Derwall等人最近的研究（2005），他们使用现代绩效评价方法，认为在19952003时期，相对于具有较少的生态效益的同行，生态高效的公司共同异常地提供正的股权收益。相对最近的研究涉及环境绩效和企业价值之间的潜在关联。一般来说，所提出的观点是一致的，指出环境管理政策和托宾的Q之间的正相关关系。Dowell等人（2000）将美国样本中的跨国企业分为三组：违

14、约国际（不严格的）地方环境标准的企业；应用美国在国际范围内的环境标准的企业；比所要求的美国法律采取更严格的标准的企业。他们的研究结果表明，相比那些使用不太严格的环境标准的企业，采用更高，更严格的环境标准的企业具有较高的公司价值。这些研究结果与Konar和Cohen（2001）是一致的，他们认为处理相对少量的有毒化学物质，以及那些面临较少或没有环境诉讼的企业往往有较高的Q值。King和Lenox（2002）进一步扩大以前的研究通过解决大量美国公司的排放。从他们的工作中得出的最重要的结论是：废物预防和未来公司价值正相关，但是，通过其他方式减少污染的努力，如“管末”污染处理方法，不影响托宾的Q值。研

15、究的另一些主体依赖于操作性能的措施，主要是使用会计数据。毫不奇怪的是，本研究的结果有点依赖于经营业绩衡量指标的选择。一些实证研究对我们的工作有特别的关注。人们对公司的资产回报率作为因变量具有相当大的兴趣，主要是因为ROA是一个企业经营绩效最为广泛的衡量指标。例如，Freedman和Jaggi（1988）调查企业污染披露和几个会计绩效指标之间的关系，但发现几乎没有证据支持的他们的推测：这两者之间存在明确的和显著的相关性。然而，McGuire等人（1988）表明，不同于他们的研究中的替代方法，ROA与企业社会绩效指数之间具有关联性。Russo和Fouts（1997）补充了之前的工作，它表明环境绩效

16、与ROA具有正相关，同样和比较显著的高增长行业具有相关性。Hart和Ahuja（1996）和Waddock和Graves（1997）也指出：一些金融衡量方法，包括资产收益率，与环境绩效指标显着，但对于因果关系的方向表示一些怀疑。在最近的研究中，King和Lennox（2002）认为污染预防，但不是治理污染，会产生较高的资产收益率。2.2现有文献的贡献虽然到目前为止，这一研究似乎势不可挡，但是对于证据的实质性部分应给予谨慎地解释。在本文中我们的目标是克服一些方法的局限性，这些局限性往往在实证文献中碰到。广泛地说，我们对于该项研究的提高涉及以下几个方面。首先，我们可以选择合适的环保绩效代理来解决问

17、题。企业社会（环境）责任是一个广泛的结构，该结构只能用多维的指标进行评估。正如Waddock和Graves（1997）所建议的，大部分的相关文献依赖于缺乏足够的深度和细节的文献，或者依赖于不能充分地衡量企业社会和环境绩效的文献。此外，Konar和Cohen（2001）强调：大多数以前的研究仅仅分析反映历史绩效的数据。相反，我们的研究是基于生态效率的概念，这是一个更严格定义的概念，它可以通过Innovest的生态效率评分的方法进行量化。正如我们所解释的，评级不仅是为了反映历史环境的绩效，同样也确定未来的环境风险和机会。我们的第二个贡献涉及财务绩效标准的解释的选择。我们首先使用会计基础和市场评价措

18、施来评估不同的通路，从环境管理到财务绩效。使用资产收益率（ROA）,我们抓住环境与经营绩效之间的关联。通过托宾的q（Q），我们抓住价值投资者指定的环境政策。此外，我们延伸早期的研究，它们基于市场价值的措施含蓄地推断出一个环境管理与绩效之间的静态关系。而Dowell等人（2000），King和Lennox（2002），和Konar和Cohen（2001）认为，环境治理与绩效的市场价值计量正相关，最近的证据对环境信息是否准确地被评估进行怀疑。Derwall等人（2005）指出环境的领先者和落后之间异常积极的股票回报率差，这表明环境信息慢慢地包含到股票价格中。他们的结果促使我们分析环境绩效和托宾Q值

19、之间的关系是否会随着时间的变动而增强。我们所研究的环境数据库是独一无二的，它涵盖了超过八年的每月环境绩效评价。因此，它是测试随时间变化的关系的一个很好的方法。利用Fama和MzcBeth（1973）介绍的两步建模方法的一个变量，我们可以利用横截面和时间序列数据的维度包含的丰富的信息。理论分析和假设几十年来，学术界所提出的模型和假设将企业的社会和环境责任与财务绩效相联系表,主要是提供一个框架，将企业社会责任与股东创造价值相一致。尽管越来越多的学术关注企业社会责任与财务绩效的关系管理学家和金融经济学家们在这方面已经自主地形成他们的想法企业管理理论在这一点上讨论企业社会责任的许多好处，但都不涉及无法

20、解释的问题，这一问题与社会和环境责任公司的股东非常相关。现代投资理论填补了这一空白。在这一部分中，我们介绍和检验将管理与金融理论相结合的假设。这两种理论对于了解企业的环境管理如何涉及财务绩效十分重要。3.1管理理论企业社会责任与财务绩效之间的关系是相当大的争论的来源。在管理文献中的理论是不一致的，正如Griffin和Mahon（1997）指出，超过25年的实证研究一直无法克服持续时间长的的理论划分。争论的根源可以追溯到几十年前。在60年代，企业社会责任和社会责任投资的概念是发展迅速的。然而，企业社会责任的反对者强有力地对企业社会责任的有效性提出质疑，他们认为企业社会责任的有效性是公司的宗旨：最

21、大化股东财富。一般来说，企业社会责任的反对者提出了两个关键点：（1）企业社会责任是意义明确的。许多怀疑论者的观点，包括Friedman（1962），指出管理人员无法确定他们公司的社会责任是什么。许多经理认为公司的唯一责任是从事营利性活动。股东们自己有能力决定他们的股票收入是否足够代表社会意识。（2）企业社会责任是昂贵的，并且降低了股东价值。至少部分原因是由于确定企业的社会责任问题，一个企业社会责任的普遍批评引用企业社会责任原则的金融风险。一些评论家强调企业社会责任的内在需求是公司的财务资源的重要部分，但这些举措的潜在的经济效益表现在久远的将来，如果这些好处都是显而易见的。简要地说,企业社会责任

22、的怀疑论者主要关注的是与企业社会绩效的改进相关的成本可能会超过获得的经济效益，这使企业社会责任不符合股东财富最大化的原则。相反，相当数量的企业社会责任的拥护者们提出了一系列企业社会责任的优势。他们的论据是，组织可以通过显示的社会和环境意识产生显著的商誉和新的市场机会（例如，Fombrun等人，2000；Hart和Ahuja,1996；Porter和vanderLinde，1995；Russo和Fouts,1997）。然而，越来越多的人相信，经济效益取决于环境绩效的本质。越来越多的时候，研究者认为，从社会和环境产生并且符合法规要求的优势没有竞争优势的主要来源。例如，符合环保要求的事实几乎不允许公

23、司本身区别于其竞争对手，因为大多数产业内同行都以类似的方式受到影响。正如Dowell等人（2000）指出Hart和Ahuja（1996），与Russo和Fouts（1997）指出，组织真正的收益是来自要求改变生产和制造过程的更严格的（即，积极的）环境绩效和前瞻性的形式管理风格。Hillman和Keim（2001）补充到，企业社会责任倡议可以取得成功，只要这些努力是在公司的主要利益相关者的利益。有条件的这些推理路线，有利于企业社会责任的具体参数包括：（1）企业社会责任与利益声誉相关。一些学者认为，采用企业社会责任的政策可能会引起公司的形象改善。由于企业的社会绩效记录可以为劳动条件代理，对社会负责

24、的企业通过提高吸引高素质员工的能力来获得竞争优势。Turban和Greening（1996）的实验性证据强烈支持这一推理。除了人力资源效益，其他研究者，例如，Russo和Fouts（1997），指出声誉优势产生销售效益的可能性，因为客户可能会对社会问题敏感。同样，声誉的增加可能会影响潜在的供应商和债权人之间的关系。（2）企业社会责任也可以作为一个管理技能的代理。Bowman和Haire（1975）认为，企业的社会和环境绩效反映了管理质量。有组织的的和专门的企业社会责任政策可能从本质上需要企业社会责任的承诺，在所有层次的企业之间以及一个前瞻性的思考，长期为导向的管理。（3）企业社会责任也反映了（

25、技术）创新。例如，Porter和vanderLinde（1995）认为，环保性能差是一个公司运行效率低下的反映，这最终将导致竞争劣势。此外，基于资源的观点对环境的治理，正如Russo和Fouts（1997）所论述的，在公司内部积极的环境政策最终需要在生产和服务提供过程的结构变化。这个重新设计涉及到发展，收购，以及新技术的实施和可能导致的经济优势。事实上，基于资源为基础的观点认为，只有积极的环境治理才是财务收益的来源，这将对企业来说是独一无二的，是竞争对手难以获得的。由于生态效益与基于资源的观点密切吻合，这一观点代表积极的资源型环境管理，我们可以得出以下假设：假设：在其他条件不变的情况下，生态效

26、益与经营业绩正相关。3.2财务理论现在，金融市场参与者比以往任何时候更关注企业社会责任。机构投资者他们对企业社会责任这一概念和社会责任投资（SRI）作为履行他们的社会和金融债务的一种手段表现出兴趣。最近由社会投资论坛（2003）的估计表明，为社会责任投资的美国市场目前占总体美国市场约12%。类似于这些事态的发展，研究人员，从Moskowitz（1972）开始，所提出的理论框架，从投资者的角度来说，要么支持企业社会责任的有效性，要么拒绝企业社会责任的有效性。这些框架依靠已经确立的资产定价理论，该理论以风险-收益形式为中心。风险-收益形式是重要的，因为它强调企业社会责任的管理视角只是一小部分。虽然

27、在管理学者中，有一种倾向认为企业从事活动很好地表现自己，这些活动提高他们的（无形的）价值，财务理论对风险调整后给予股东的收益的这些活动补充说明了重要的见解。投资者是否受益于保持对社会负责的公司股票，取决于金融市场如何估价企业社会责任。Hamilton等人（1993）指出，金融市场对企业社会责任的信息的反应可能有三种不同的方式：（1）在一种情况下，市场没有估价企业社会责任。投资者不用将较好的社会或环境绩效和较低的风险相联系。因此，企业社会责任领导者的预期股票收益和那些落后的企业领导者的预期股票收益没有什么不同，所有其他条件相同，并且公司的价值与环境治理相独立。这种情况会被实证证实企业社会责任和基

28、于市场的措施的关系是不显著。这种情况下可以应用到企业社会责任以及它的任何子集。在注重生态效率的概念时，这种情况下，假设条件可以表示为：假设2a：在其他条件不变的情况下，生态效益与企业价值无关。（2）与第一种情况相反，第二种情况预测投资者确实会估价企业社会责任的价值。正如Narver（1971），Shane和Spicer（1983）和Spicer（1978）所论述的，相比于较差的环境绩效的企业来说，具有强烈的社会和环境绩效记录的公司可能被作为较低风险的投资。在风险-回报框架下，相比于落后者来说，社会和环境的领导人是较小风险的投资的概念意味着投资者对这些公司的股票收益率的需求较低。因为投资者对预期

29、到的未来现金流的社会责任的公司给予一个较低的折扣率，这些公司有较高的价值。我们注意到，如果资本市场有效地融入到企业社会责任相关的信息，我们可以假定期望股票收益率与其所具有的的风险，公平地补偿给投资者，而且风险调整型的股票回报率与平衡设置一致。当集中到企业生态效率的经济意义时，与第二种情况相一致的假设可以表示为：假设2b：在其他条件不变的情况下，生态效益与企业价值正相关。（3）第三种情况围绕着一个不平衡。这种情况提出了一种可能性：这一模式在实践中不符合，同时表明市场对企业社会责任的定价并非有效。投资者可能会发现对与环境治理成本相关的利益或成本定价很复杂，特别是无形的。环境信息是否慢慢地扣押股票价

30、格对公司价值与股票收益有着重要的影响。在以往的情况下，所有其他条件相同，对环保领袖企业的预期收益应低于环保的落后者。然而，在第三种情况下，与相对较少的社会责任的公司相比，对社会负责的公司的股票可以初步被低估（高估），并最终产生较高（较低）的风险调整收益。最近由Derwall等人（2005）所提出的实证证据表明，股票投资组合的生态效益优于最小的生态高效的同行多是由投资风险的建议，支持一个低估假说。Derwall等人（2005）研究的动机的假设如下：假设2c：在其他条件不变的情况下，最高的生态效益企业与最小的生态效益企业的价值差距随着时间的推移而增加。为了支持这一假说的证据收集的要求,我们分析了市

31、场估价公司的企业社会责任随着时间的推移的特点。在这项研究中的环境数据独特的纵向维度满足这一条件。数据4.1生态效益数据管理人员和学者在什么精确地构成企业的社会或环境责任这一问题上并未达成共识。传统的环境绩效指标,如由第三方组织的环境报告，通常依赖于与绝对的污染水平有关的消息。然而，这些环境责任的指标仅仅解决的是一个公司的环境绩效的单维和通常反映的是历史环境事件。我们专注于生态效益。如前所述，我们定义一个企业的生态效率为创造较多的价值，同时使用较少的自然资源的能力，如水，空气，石油，煤炭和其他有限的自然禀赋。Dowell等人（2000）解释生态效率作为企业通过提高生产和制造过程减少污染的能力。这

32、种形式的环境责任代表一个积极的环境管理，从运营效率的变化中获得的良好的环保绩效，而不是采用的污染末端控制标准。生态效益通常衡量一个企业环境绩效的相对意义。理解绝对和相对的环境绩效的差异，例如考虑企业在环境敏感行业操作，如采矿，能源使用，或化学品。绝对地说，这些公司通常被视为环境差的表演者。然而，在行业内层面，面对相同的环境的挑战，企业仍然可以做得很好，相对于竞争对手来说，并可以从中获得经济效益。我们探究生态效益和不同维度的企业财务绩效之间的实证关系。为此，我们利用由Innovest战略价值顾问开发的生态效率分数。由于Innovest数据在以前的研究中很少受到关注，利用Innovest的数据我们

33、可以提供新的证据。这一数据库的主要优势是它的全面性。使用超过20个信息源，定量和定性的分析评价，创新投资公司相对于其同行通过分析矩阵。公司60以上的评价标准，共同构成最终评级。对于每一个这些因素，所有的公司都收到一个（分）得分。这些变量并非在生态效率的总体评价中是同样重要的，每一个因素是不同的加权。例如，创新投资分析师认为公司的环保产品开发比由致力于促进环保意识的第三方认证的更为重要。评级分析师分配给公司的最后的数值被转换成一个在该公司所属部门的基于总的得分分布的相对得分。生态效益得分从五个基本领域反映环境绩效。第一个显著的范围包含历史责任，它关注企业在过去的环境行为中面临的风险（机会）。在其

34、他方面，这类包含超级基金负债，状态和危险废物的场地，和有毒物质侵权。第二部分表示最近发生的事件中同期的经营风险，应对风险。这一类包括，例如，有毒气体排放，产品的风险责任，废物的排放，和供应链管理风险。第三个范围，可称为“可持续发展和生态效率的风险，”属于长期盈利能力和市场竞争力，以及由这一发展引起的未来的潜在风险的企业物质来源的弱化。这一范围跨越能源强度，能源效率，产品生命周期的耐久性和可回收性，而且公司在何种程度上暴露消费者价值观的变化。第四个领域涉及管理风险的效率。这个类别代表公司成功经营环境风险的能力，例如，可以从供应链质量管理，环境审计、会计能力，环境管理系统的力量，能力培养这几个方面

35、看到。最后一个维度涉及从生态效率产生的业务前景，例如如果公司管理层具有良好的生态效率的政策，企业可以从环境驱动的市场趋势和盈利的机会中获得未来竞争优势。从这个简短的概述中，Innovest的生态效率的衡量方法显而易见是为了使企业生态效益事后（即，历史的和当前的）和事前（即，前瞻性的企业生态效率的尺寸）具体化。在本文中，我们考虑美国股票市场上市的公司。我们还利用各种财务数据，我们使Innovest数据库和CRSP（thecenterforresearchinsecurityprices）美国股票数据以及Compustat美国研究数据库相匹配。我们通过股票，公司名称，和CUSIP编号匹配。由此产生

36、的数据集是survivor-bias-free（幸存者无偏心），它不仅包括那些被Innovest最近包含的企业，而且还包括那些消失了一段时间之后的企业，例如，由于合并或破产。对财务数据的进一步的细节将在适当的部分中给出。我们将Innovest的七个非数值的评级转化为数值的生态效益得分，其中排名最高的公司收到一个等级等于六，排名最低的公司获得的评级为零。表1显示了一些随时间推移的生态效率分数的统计。这些数据仅仅是描述性的，并且作为下文分析的一些背景。表中显示了五个特别的日期。我们注意到，表1的最后日期是2004年9月，因为金融数据是一个季度报告的（即,我们后退到第四季度的财务措施对生态效益分值，

37、标明为九月）。在19962004年中，平均评级等级从3.04降低到2.30。平均评级从3下降到2。标准差随时间变化不大。该表还报道生态效益得分的频率分成七个类别。在每一个评级类别的企业数剧的统计中，解释了平均生态效益分值下降。收到生态效益评分低于3的企业数量增加更强烈，相比于得分为4或更高的企业数量。表1生态效益得分的统计汇总表1报告的平均生态效率及平均分数，分数的标准偏差，和企业的数目一个给定的评分，分别观察1996年底，1998年，2000年，2002年，和2004年9月。变化这一列给出了这些值在同一时期，从开始到结束的变化。Dec.-96Dec-98Dec.-00Dec.-02Sept.

38、-04变化(1996-2004)生态效益评级平均评分3.042.822.712.492.300.74平均等级333221.00标准差1.801.941.881.831.680.03企业的数目生态效益=0194679657152生态效益=113395499133120生态效益=22839636610981生态效益=32843102657042生态效益=4274664626740生态效益=5273745434922生态效益=612284230208总计154278449430519365样本公司的数量随着时间的推移而大大增加。我们的数据集包括在1996年十二月底的154家公司和在2004年九月底的

39、519家公司的得分。4.2财务数据为完成生态效益和企业财务绩效的几个维度之间的关联的目标，我们首先分析了生态效益与经营绩效之间的关系。我们的主要兴趣在于一个衡量经营业绩的方法，它用来解决盈利能力和效率问题。受Barber和Lyon(1996)的启发，我们运用公司的资产回报率来衡量经营绩效。我们的控制变量设定类似Waddock和Graves(1997)。我们控制了企业规模的影响和公司的风险性。我们通过企业的总资产和总销售额来测量企业规模。资产负债率表示风险。我们使用的数据来自COMPUSTAT,以此建立所有变量。接下来，我们将关注生态效益在企业价值评估中的作用，采用托宾Q值测算。继Kaplan和

40、Zingales（1997）和drobetz等人（2004）,我们计算Q作为资产的市场价值除以资产的账面价值。资产的市场价值被定义为普通股的账面价值和市场价值减去普通股和资产负债表的递延税款账面价值的金额。虽然有更复杂的计算方法，我们使用最有效的近似数以确保在我们的样本期间有足够的可用数据。此外，正如Chung和Pruitt（1994）所展示的，这一Q值与更复杂的估计高度相关。表2托宾的Q值和ROA的统计汇总表2报告的资产回报率（ROA）和托宾的Q（Q）的统计汇总。描述性统计报告1997年,1999年，2001年和2003年的第一季度以及2004年的最后一个季度。1997Ql1999Ql200

41、1Ql2003Ql2004Q4托宾的q（Q）平均值Q1.732.302.221.751.99中位数Q1.461.551.561.301.61标准差1.001.871.681.161.23偏度2.912.412.302.682.68峰度14.839.219.5013.2913.36资产收益率（ROA）平均值ROA0.040.040.040.030.04中位数ROA0.040.040.030.030.03标准差0.020.020.030.020.02偏度0.080.510.380.890.59峰度5.603.665.906.425.16我们对托宾Q的分析解释了潜在的复杂因素的影响。由于研究人员例如

42、Hirsh（1991）表明，最近的销售增长与公司估值呈正相关，我们将过去两年的销售增长率作为控制变量。此外，相关的工作，包括Dowell等人（2000），King和Lenox（2002），和Konar和Cohen（2001），表明公司价值与R&D经费支出呈正相关。分析了这种关系，我们的控制集包含运用销售来衡量的研究和开发费，销售作为一个额外的解释变量。我们用资产回报率（ROA）来衡量运营绩效的不同。如同Gompers等人（2003）,我们使用资产帐面价值的对数形式来解释企业规模的差异。我们还包括企业的年龄。作为公司年龄的一个近似值，我们计算第一个交易日和分析中各自的日期之间的不同。由于数据库的

43、可分享性，从中我们检索的第一个交易日成立于1984年十一月，我们缺乏1984前的信息。如果企业都在这个日期之前成立，我们仍然认为企业成立是1984年。最后，我们考虑一个虚拟变量，如果该公司是在纳斯达克交易所上市，则为1,否则为零,。虚拟变量的控制对典型纳斯达克公司的高托宾Q值的，它可能在90年代后期股市炒作过程中出现。我们构建了所有变量，不同于使用Compusta数据的企业年龄。表明ROA和Q值的分布，表2报告的描述性统计有关的五个具体日期。ROA分布比较对称。ROA中位数和平均值显示不大的差异，类似的价值和时间不变。作为对托宾Q值的分布，我们可以看到，在数据中有一些异常。Q分布，峰值和尖峰，

44、正如偏度和峰度的高值表示。可以说，2000年股票市场的流行在Q数据的解释中起着重要的作用。此外，我们观察到的横截面的平均值Q的差异和平均值Q随时间的推移有差异。托宾的Q值的中位数保持相对稳定，但平均值要高得多，在科技的繁荣和萧条的时期。通过产业调整、采取措施和数据的修正后的稳健性检验，我们缓解了与非正太性相关的潜在问题。在技术泡沫期间，在纳斯达克股票交易所上市公司的虚拟变量抓住了潜在的极端托宾的Q值。实证分析5.1生态效益与资产收益率为了分析生态效益和经营绩效之间的关系，我们遵循Waddock和Graves（1997）的多变量模型分析。横截面的分析是测试我们的假设最适合的方法。由于我们的数据本

45、质上是纵向的，可以进行周期性回归分析。我们估计的横截面模型从1997年到2004年以季度进行分析：TOC o 1-5 h z HYPERLINK l bookmark22 o Current Document ROA二a+pEcoEfficiency+yX+（1）itttittitit HYPERLINK l bookmark24 o Current Document ROA=a+pHighEcoEfficiency+pLowEcoEfficiency+yX+e（2）itt1tit2tittititROA.表示资产回报率。我们认为模型中的资产收益率和公司的资产收益率与行业平均itROA相关，因

46、为资产收益率可能受工业条件的影响。在模型（1）中的EcoEfficiency代表公司的生态效率得分。在模型（1）中的线性关系隐含的假设可能是相当严格的，因为生态效率值可以看作是一个有序变量。为放松这一假设，并考虑到生态效率和金融措施之间的非线性关系的可能性，我们提出了一种替代模式。在规范（2）中，我们使用两个虚拟变量来替代标准的生态效益得分，这两个虚拟变量指明企业i是否具有最高的或者最低的生态效益。高效生态（低效生态）等于1如果公司i被评级为5或者6,否则为零。X,是一个控it制变量的矢量，Yt是一个向量的系数。我们考虑对回归系数的排列。候选控制变量包括通过总资产或销售总额计算企业规模和资产负

47、债率。使用不同的Fama-MacBeth（1973）的方法，我们计算32个横截回归系数的时间序列的平均值。我们基于从32个参数估计所得到的标准误差计算出相应的t统计量。表3报告的时间序列的平均系数和相应的t统计量。我们注意到，所有的控制变量的系数估计与Waddock和Graves（1997）所报道的具有一致性。总销售额除外，他在通常的截止水平上都具有重要的统计意义。表3生态效益与资产收益率（ROA）：Fama-MacBeth（1973）回归这一张表指明了Fama-MacBeth（1973）的时间序列平均系数和相应的t统计量。注意：如果企业排名W1,表明低生态效益。如果企业排名巧，表明高生态效益

48、。为了计算各系数之间的差异，我们用高生态效益的虚拟变量的系数中减去低生态效益的系数。各系数均乘以100。ROA是行业调整后的资产回报率。样本时期为1997-Q1至2004-Q4。*,*，*分别表示1%,5%和10%的显著性水平。Fama-MacBeth时间序列平均系数面板A：方程（1）面板B：方程（2）ROA调整后的ROA调整后的调整后的调整后的ROAROAROAROAROAROA截距4.19*0.20*417*0.20*4.50*0.51*4.45*0.50*(26.70)(3.76)(26.31)(3.72)(27.42)(8.61)(26.50)(8.24)生态效益0.09*0.09*0

49、.08*0.08*(8.05)(6.69)(7.22)(6.55)低生态效益-0.34*-0.32*-0.31*-0.31*(-7.45)(-6.49)(-6.63)(-6.63)高生态效益0.19*0.11*0.15*0.10(2.60)(1.75)(2.20)(1.64)差：高生态效益一0.52*0.43*0.46*0.41*低生态效益(9.05)(6.98)(7.92)(6.86)控制变量：资产账面价值-4.74E6*6*-2.23E-4.74E6*6*2.17E(-11.81)(-4.98)(-10.90)(-4.89)负债/资产-3.17*-1.86*-327*-191*-3.20*

50、-1.89*-3.31*-1.94*(-6.45)(-5.83)(-6.77)(-5.88)(-6.38)(-5.74)(-6.69)(-5.80)销售额5.32E6-7.39E6*4.70E6-6.25E61.54)(-2.01)(-1.30)(-1.69)在表3中的面板A,我们指出了生态效益得分的系数。Eco-Efficiency具有正的系数，it并且显著性水平为1%。各参数表明生态效益与ROA之间正的关系，并且解释变量和控制变量变化中，ROA具有稳健性。用高生态效益和低生态效益来代替生态效益的结果由表3中的面板B给出。薄弱的证据说明生态效益与经营绩效之间关系的不对称性。我们的估算表明，表

51、现不佳的最小生态效率的公司（相对于对照组）几乎是最高效生态效益公司绩效的两倍。此外，与环境相关的营业表现不佳的落后者具有1%的显著水平。环保领袖的突出表现是轻微显著的。从经济的角度看，生态效率涉及地区的经营业绩。在其他条件不变的情况下，由于在生态效益排名中上升一点的绝对ROA增加估计在0.09%，它是我们在表2中观察到的样本平均ROA2.2%。为了得到生态效率对经营业绩的非对称性的影响，我们可以估算在参照组中（2级，3和4）的企业可以防止ROA损失多少，通过避免低生态效率排名。面板B指出，预防损失达0.32%，这是平均资产收益率的8.4%。通过获得较高的生态效率得分，公司可以获取的收益达到0.

52、14%，这是大约平均资产收益率的3.6%。支持假设1，我们找到关于生态效益和运营绩效之间具有正相关关系。我们的证据也表明该关系是不对称的，为此，我们提供了两个解释。首先，虽然我们的评分等级为具体数字，但是它们没有真正的计量单位。有序数据的相关信息可以阻止我们准确地测量生态效率差异和诱导不对称性才错误建议。第二个解释是，环境管理不善造成的负面的财务影响几乎是有形的，因此明显地体现在经营绩效上。有证据表明，石油泄漏和危险废物方面相关的清理费用，可能回直接减少收入。此外，环境事故造成的声誉损害会导致顾客的抵制，这直接影响销售和利润。相反，强大的环境政策可能在很大程度上与无形的利益相关，如具有较强的管

53、理能力，技术创新和品牌声誉，将会缓慢地转化成物质利益。5.2生态效益与企业价值为实证检验生态效益与企业价值之间的关系，我们按季度估计以下横截面模型：Q二a+pEcoEfficiencyyX+TOC o 1-5 h zitttittitit HYPERLINK l bookmark32 o Current Document Q+pHighEcoEfficiency+pLowEcoEfficiency+yX+eitt1tit2tittitit在模型（3）中，Q表示企业i在季度t时的托宾的q值，EcoEfficiency表示企业iitit在t时期的生态效益的得分。X是一个控制变量的矢量，y是一个向量

54、的系数。在模型（4）itt中，我们利用两个虚拟变量来代替生态效益，这两个虚拟变量表示企业i是否有资格包含在高排名组合或低排名组合中，这相似于Derwall等人（2005）所研究的方法。变量 HYPERLINK l bookmark34 o Current Document HighEcoEfficiency（LowEcoEfficiency）等于1,如果企业i评价等级为5或者6（0itit或者1），否则为0。由于我们考虑多种模型设定，X包含下列候选回归量的排列：公司的年销售增长，企it业年龄大小，通过公司的总资产的账面价值的对数计量的企业规模，资产回报率，研发支出的增长，销售和研发支出之间的交

55、互项，一个在纳斯达克上市的公司的虚拟变量。从32季报的回归分析中，在1997年1月至2004年12月期间，我们计算Fama-Macbeth（1973）时间序列的平均值和各自的t统计量。我们也允许一些变量在模型（3）和（4）中的重复使用，一个行业调整后的Q值（Q减去行业平均Q）,对数Q,和修正的Q作为因变量。修正变量缓和了在托宾的Q中潜在的异常值的影响，我们采用Collins等人（1997）的修整方法以及使用0.995个百分位和0.005个百分位上下边界来删除观测值。表4生态效益与企业价值（托宾的q）：Fama-MacBeth（1973）回归这一张表指明了Fama-MacBeth（1973）的时

56、间序列平均系数和相应的t统计量。注意：如果企业排名W1,表明低生态效益。如果企业排名巧，表明高生态效益。为了计算各系数之间的差异，我们用高生态效益的虚拟变量的系数中减去低生态效益的系数。各系数均乘以100。ROA是行业调整后的资产回报率。样本时期为1997-Q1至2004-Q4。*,*，*分别表示1%,5%和10%的显著性水平。Fama-MacBeth时间序列平均系数_面板A：方程（3）面板B：方程（4）行业调整后的修正后的行业调整后的修正后的QQ对数QQQQ对数QQ截距1.59*-0.78*0.49*1.55*1.78*-0.70*0.57*1.75*(4.75)(-2.62)(4.51)(

57、4.93)(4.89)(-2.21)(4.88)(5.06)生态效益0.07*0.05*0.03*0.07*(5.46)(6.45)(8.16)(5.35)低生态效益-0.28*-0.21*-0.11*-0.29*(-8.96)(-7.55)(-7.37)(-8.59)高生态效益0.10*6.02E-030.07*0.10*(2.09)(0.18)(6.89)(2.28)差：高生态效益一0.39*0.22*0.17*0.39*低生态效益(5.87)(5.60)(8.53)(5.89)控制变量：销售增长0.15*0.13*2.78E-030.13*0.15*0.13*2.07E-030.13*(

58、2.30)(2.10)(0.21)(2.03)(2.29)(2.07)(0.15)(2.04)企业年龄-0.02*-0.02*-8.720轴-0.02*-0.02*-0.02-0.01*-0.02*(-2.28)(-1.73)(-3.30)(-2.37)(-2.00)(-1.46)(-3.10)(-2.06)Log（资产账面价值）资产收益率表4显示了主要的模型设定的结果。表4中的面板A报告估计方程（3）的结果。这个面板的第一列的回归结果基于标准的，未修正的Q值，其他几列的结果分别使用行业调整的Q（Q减去行业平均Q）,对数Q,以及修正的Q。作为一个整体，无论是因变量的选择，大多数的控制变量的系数

59、（销售增长，规模和ROA以及公司年龄）是显著的，并且表明，与先验的期望和以前的研究相一致。唯一的例外是年龄这一变量，因为一旦我们使用行业调整的托宾的Q,销售增长的变量时，系数会被削弱，当我们使用对数Q作为因变量时，系数将变得不显着。与我们研究最相关的观察值的是，在所有的情况下，对Eco-Efficiency的系数是正的，it并在1%的水平上显著。我们对生态效率系数（在回归方程（3）中的估计约为0.07，当Q是解释变量时。当Q取对数时，系数将减小，但仍然是非常重要的。此外，我们注意到，无论是产业结构的调整，还是托宾Q值的修正，都会影响系数的基本估计。随后的观察值是很重要的，因为它表明我们的结果是

60、不受异常值产生的驱动，例如，2000年股票市场的崩溃。总的来说，这些参数估计支持假设2b。表4的面板B,增加了对生态效应和Q值的正相关的理解。面板报告了使用虚拟变量HighEco一Efficiency和LowEco一Efficiency取代Eco一Efficiency的结果（方程（4）。结ititit果表明，生态效率和Q之间的不对称关系：低生态效益虚拟变量的负相关系数的幅度比高的生态效益虚拟变量的正的相关系数较大。然而，不对称性的证据在不同模型设定的解释中会产生变化，因此需谨慎设定。我们研究的问题最重要的是最具生态效益的企业估值比最小生态效益企业具有更高的估计价值。为进一步估计关系的稳健性，我