林偉明，余建輝

（福建農(nóng)林大學(xué)a.金山學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州350002）

福建工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為的影響因素研究
——基于28家上市公司的數(shù)據(jù)

林偉明a，b，余建輝b

（福建農(nóng)林大學(xué)a.金山學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州350002）

文章基于福建28家上市公司數(shù)據(jù)，利用多元線性回歸分析法，識別樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵影響因素，主要研究結(jié)論為：資產(chǎn)利潤率、政府補(bǔ)助、稅收優(yōu)惠、金融支持、行業(yè)污染屬性和消費(fèi)者屬性對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為具有顯著的正面作用。據(jù)此提出三條政策建議：完善和貫徹工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的扶持政策，發(fā)揮扶持政策的驅(qū)動作用；強(qiáng)化對工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)投資的融資扶持，奠定堅(jiān)實(shí)的資金保障；強(qiáng)化消費(fèi)者對工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的監(jiān)督壓力。

工業(yè)企業(yè)；低碳生產(chǎn)行為；影響因素；福建

工業(yè)部門是全社會能源消費(fèi)和CO2排放的重要貢獻(xiàn)者，工業(yè)活動造成的CO2溶度增高已成為當(dāng)今社會關(guān)注的熱點(diǎn)問題。社會公眾要求企業(yè)最大限度地降低CO2等溫室氣體排放、提高能源效率和碳排放效率，承擔(dān)起應(yīng)盡的社會環(huán)保責(zé)任，工業(yè)企業(yè)碳排放行為面臨越來越強(qiáng)的輿論監(jiān)督壓力。然而，學(xué)者發(fā)現(xiàn)不同企業(yè)對CO2減排要求的反應(yīng)差異甚大，按積極程度分為消極型、應(yīng)對型和積極型的反應(yīng)策略［1］。這一狀況促發(fā)學(xué)術(shù)界對研究工業(yè)企業(yè)實(shí)施低碳生產(chǎn)行為策略的障礙因素或驅(qū)動因素產(chǎn)生濃厚興趣。但是，目前國外學(xué)者在該領(lǐng)域的研究以積極的環(huán)境戰(zhàn)略或環(huán)境管理行為為主，國內(nèi)對企業(yè)低碳生產(chǎn)行為影響因素的研究文獻(xiàn)也甚少。因此，本文以福建28家上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，識別樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵影響因素，以期為福建工業(yè)企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型政策設(shè)計(jì)者提供有效的決策參考。

一、工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為的測量變量設(shè)計(jì)

工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為測量方法的合理性，直接關(guān)系計(jì)量分析結(jié)果的準(zhǔn)確性與科學(xué)性。

目前國內(nèi)外關(guān)于工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為測度的研究文獻(xiàn)甚少。目前國內(nèi)學(xué)者測度企業(yè)低碳生產(chǎn)意愿采用的指標(biāo)有：企業(yè)是否愿意參加國家環(huán)保部計(jì)劃展開的低碳產(chǎn)品認(rèn)證［2］、企業(yè)是否愿意繳納碳稅等［3］；朱淀等還用企業(yè)愿意繳納的碳稅稅率來測度低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度［3］。然而，低碳生產(chǎn)是一項(xiàng)綜合性的系統(tǒng)工程，包括生產(chǎn)工藝低碳改進(jìn)、清潔生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)及利用、低碳產(chǎn)品開發(fā)等諸多工作。因此，本文認(rèn)為低碳產(chǎn)品認(rèn)證、是否愿意繳納碳稅及繳納稅率意愿，僅僅是低碳生產(chǎn)的某一項(xiàng)工作，根本無法完全體現(xiàn)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度，可能存在較大的測度誤差。

Vazquez Brust and Liston-Heyes［4］、Anton et al［5］、楊東寧和周長輝［6］等關(guān)于企業(yè)環(huán)境管理行為的研究成果為本文研究提供了借鑒，均采用企業(yè)環(huán)境管理實(shí)踐數(shù)量作為企業(yè)環(huán)境管理行為的測量變量。本文借鑒該方式，根據(jù)對福建省上市公司年度報(bào)告、社會責(zé)任報(bào)告等數(shù)據(jù)資料中披露的低碳生產(chǎn)相關(guān)內(nèi)容，設(shè)計(jì)工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為實(shí)踐表（詳見表1），并依此測度企業(yè)低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度。計(jì)算方法為：根據(jù)上市公司2012年年度報(bào)告和社會責(zé)任報(bào)告中披露的低碳生產(chǎn)行為相關(guān)內(nèi)容，對下面各種低碳行為進(jìn)行選擇，每種行為分值為1，最終計(jì)算累計(jì)得分，即為工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為頻數(shù)。

表1 工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為實(shí)踐表

二、工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為的潛在影響因素設(shè)計(jì)

（一）政策環(huán)境與低碳生產(chǎn)

政府可通過法律手段、行政手段和經(jīng)濟(jì)手段，成為工業(yè)企業(yè)實(shí)施低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的主要推動者和引導(dǎo)者。諸多學(xué)者的實(shí)證研究結(jié)果證明，政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)低碳生產(chǎn)等環(huán)保行為有顯著的激勵作用［7］。如Bovenberg在企業(yè)效用函數(shù)中引入環(huán)境污染和政府環(huán)境管制、環(huán)境友好技術(shù)研發(fā)等因素，結(jié)果表明廠商在政府環(huán)境管制下更傾向于開發(fā)或利用環(huán)境友好技術(shù)［8］；Massoud等認(rèn)為缺乏政府扶持與激勵機(jī)制是制約企業(yè)實(shí)施ISO14001認(rèn)證的制約因素之一［9］；Saarikoski認(rèn)為政策壓力是決定企業(yè)環(huán)境管理意愿的決定因素之一［10］。然而，Drezner對能源政策較為完善的國家，從直接管制、經(jīng)濟(jì)激勵等政策措施的實(shí)施效果等方面進(jìn)行評價(jià)和分析，表明經(jīng)濟(jì)激勵政策取得了相對較好的效果，認(rèn)為稅收優(yōu)惠是未來能源政策的發(fā)展方向［11］；Arimura等實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)地方政府提供的援助方案可以推動企業(yè)以自愿方式采納ISO14001體系［12］。而合理的資金供給可使企業(yè)有動機(jī)預(yù)先購買技術(shù)，以適應(yīng)未來政府實(shí)施強(qiáng)制性環(huán)境管理政策后可能更嚴(yán)格的環(huán)保要求［13］；Fleiter等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，缺乏資金減緩企業(yè)應(yīng)用能效（ener?gy-efficiency）措施的步伐，尤其是需要大量投資的能效措施［14］，而投資補(bǔ)貼或軟貸款（soft loans）有助于加快能效措施在中小企業(yè)的推廣［9，14］。

（二）消費(fèi)者與低碳生產(chǎn)

1992年聯(lián)合國環(huán)境與發(fā)展大會上正式明確公眾參與原則后，公眾參與環(huán)境管理原則在大多數(shù)國家的環(huán)境管理法律法規(guī)中已被正式確立。雖然現(xiàn)在沒有太多的直接證據(jù)表明消費(fèi)者對企業(yè)采納環(huán)境管理體系施加壓力，但許多企業(yè)相信，隨著社會公眾環(huán)保意識與低碳需求的提高，消費(fèi)者的需求壓力將在未來體現(xiàn)出來［15］。Henriques and Sardorsky研究結(jié)果表明，來自消費(fèi)者、社區(qū)和社會團(tuán)體的壓力對企業(yè)的環(huán)境計(jì)劃影響決策是積極的［16］；Stafford對美國危險(xiǎn)廢物管理產(chǎn)業(yè)的分析發(fā)現(xiàn)，不服從環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)確實(shí)降低了公眾的消費(fèi)需求［17］；Luken等研究認(rèn)為市場特征對發(fā)展中國家企業(yè)的清潔與節(jié)能生產(chǎn)行為的影響很大［18］；Christmann and Taylor研究表明發(fā)達(dá)國家的消費(fèi)傾向已經(jīng)在影響中國的公司去改善環(huán)境行為而積極采納IS014001環(huán)境體系標(biāo)準(zhǔn)［19］；Anton等研究表明，來自消費(fèi)者、投資者和社會公眾的壓力驅(qū)動企業(yè)采納環(huán)境管理體系（EMSs），尤其是消費(fèi)者壓力對那些僅采納有限EMSs企業(yè)提高EMSs全面性的作用尤為有效［5］；而Khanna實(shí)證發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)和銷售最終產(chǎn)品的企業(yè)比賣中間產(chǎn)品的企業(yè)實(shí)施更為全面的環(huán)境管理，表明零售消費(fèi)者比商業(yè)或工業(yè)消費(fèi)者給企業(yè)帶來更大壓力［20］。

（三）企業(yè)特征與低碳生產(chǎn)

學(xué)者在研究企業(yè)特征對工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為或環(huán)境管理行為的影響時，主要從地理位置、規(guī)模、能力、資源、治理結(jié)構(gòu)以及管理者態(tài)度等方面進(jìn)行分析。如Decanio and Watkins研究認(rèn)為企業(yè)所在位置是企業(yè)參與“綠色燈項(xiàng)目”決策中很重要的影響因素［21］，而劉燕娜等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，地理位置對企業(yè)環(huán)境管理行為沒有顯著影響［22］。多數(shù)研究文獻(xiàn)表明：國有控股或國家的企業(yè)環(huán)境管理行為強(qiáng)于民營企業(yè)［22-23］；迫于監(jiān)管機(jī)構(gòu)壓力，重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境管理行為強(qiáng)于輕污染行業(yè)［16，22，24］；企業(yè)環(huán)境管理行為與企業(yè)規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系［12，19，22-23］；管理者態(tài)度顯著影響企業(yè)環(huán)境管理行為的實(shí)施時間和強(qiáng)度［4，25］。缺乏資源是制約企業(yè)實(shí)施環(huán)境管理體系或積極的環(huán)境管理行為的主要障礙因素之一，而缺乏經(jīng)濟(jì)資源、資金和財(cái)務(wù)能力是其重要體現(xiàn)［26-27］。因此，企業(yè)的盈利能力、發(fā)展能力和負(fù)債水平可能會影響企業(yè)的環(huán)境行為，如Anton等研究表明負(fù)債威脅驅(qū)動企業(yè)采納環(huán)境管理體系［5］。

根據(jù)以上文獻(xiàn)回顧，在企業(yè)環(huán)境管理行為領(lǐng)域，使用較多的概念為自愿性環(huán)境管理、采納環(huán)境管理體系、全面質(zhì)量環(huán)境管理（TQEM）、積極性的環(huán)境戰(zhàn)略等，即直接研究工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為的研究文獻(xiàn)甚少，但仍可為文本設(shè)計(jì)工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為的潛在影響因素提供諸多借鑒。基于此，本文設(shè)計(jì)的工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為潛在影響因素及其解釋見表2所列。

表2 工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為潛在影響因素及解釋

續(xù)表2

三、數(shù)據(jù)收集與整理

本文的樣本主要選取在滬深兩市上市的福建上市公司，涉及行業(yè)包括鋼鐵、工程建筑、機(jī)械制造、醫(yī)藥、有色金屬、造紙、紡織服裝、供電供氣、家電、環(huán)保行業(yè)等行業(yè)。數(shù)據(jù)來源主要是上市公司2012年年度報(bào)告、社會責(zé)任報(bào)告、臨時公告、網(wǎng)站資料等文件披露的相關(guān)數(shù)據(jù)和文字資料。

根據(jù)收集的樣本上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)僅有南紡股份、七匹狼、青山紙業(yè)有披露上繳的排污費(fèi)用，只有國脈科技、廈門國貿(mào)、三維絲、廈門鎢業(yè)、廈門廈工、廈門信達(dá)、紫金礦業(yè)等7家公司通過發(fā)行債券等方式進(jìn)行銀行貸款外融資，同時多數(shù)樣本公司沒有披露董事、監(jiān)事及高層管理人員的學(xué)歷情況。基于此，本文剔除排污費(fèi)、債券融資和管理層態(tài)度3個變量。同時，根據(jù)所有樣本上市公司披露的2012年年度報(bào)告，所有的樣本均享受著國家或地方給予的稅收優(yōu)惠。但是，只有永安林業(yè)、中福實(shí)業(yè)、安妮股份、福晶科技、福日電子、福建冠福、鴻博印刷、龍凈環(huán)保、南紡股份、青山紙業(yè)、惠泉啤酒、福建實(shí)達(dá)、新大陸、新華都、眾和股份、福耀玻璃、神州學(xué)人、創(chuàng)興置業(yè)、法拉電子、廈門港務(wù)、廈門國貿(mào)、合興包裝、三五互聯(lián)、廈工機(jī)械、陽光城、紫金礦業(yè)、廈門建發(fā)、科華恒盛等28家上市公司有披露實(shí)際的稅收優(yōu)惠金額、稅收返還金額或增值稅退稅金額等。因此，最終確定這28家上市公司為本文的研究樣本。

四、樣本公司低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵影響因素識別結(jié)果

（一）樣本公司的低碳生產(chǎn)實(shí)踐

根據(jù)數(shù)據(jù)收集與整理結(jié)果，在28家樣本上市公司中，非國有控股上市公司有17家，國有控股公司有11家；制造基地在人口密集區(qū)的上市公司有17家，在非人口密集區(qū)的有11家；屬于輕污染行業(yè)、中度污染企業(yè)、重污染行業(yè)的上市公司分別有6家、15家、7家；分別有15家、13家上市公司的業(yè)務(wù)或產(chǎn)品直接面對消費(fèi)者和進(jìn)入政府采購名錄；28家上市公司全部享受到了政府的稅收優(yōu)惠政策，有13家上市公司享受著政府的財(cái)政補(bǔ)貼政策，說明政府的扶持政策得到了較好的貫徹落實(shí)。最終，在28家樣本上市公司中，低碳生產(chǎn)行為頻數(shù)為2、3、4、5、6、7、8、9、10的上市公司數(shù)量分別為3家、3家、5家、9家、3家、1家、1家、1家、2家，說明樣本上市公司實(shí)施低碳生產(chǎn)的積極性有待增強(qiáng)。

（二）潛在影響因素的相關(guān)性分析

在收集數(shù)據(jù)之后，利用SPSS17.0軟件中的皮爾遜相關(guān)性分析功能，得到潛在影響因素間的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果為：12個解釋變量間的相關(guān)系數(shù)在0.001與0.600之間。根據(jù)統(tǒng)計(jì)研究慣例，變量之間相關(guān)系數(shù)未超過0.8或0.9，證明變量之間的相關(guān)性不高，不會對多元回歸模型的科學(xué)性產(chǎn)生影響。同時，根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果，部分解釋變量在顯著性0.05水平上存在兩兩之間相關(guān)性，存在一定的自相關(guān)性風(fēng)險(xiǎn)，但由于變量之間相關(guān)系數(shù)的顯著性會受到樣本量等其他因素的影響，且皮爾遜檢驗(yàn)也僅從表面上說明兩個變量之間的初步關(guān)系，系統(tǒng)的綜合影響還需進(jìn)行更深入的多元線性回歸分析才能確定。

（三）多元線性回歸分析結(jié)果

通過收集數(shù)據(jù)得到工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為頻數(shù)和潛在影響因素的樣本數(shù)據(jù)后，利用SPSS17.0軟件中的強(qiáng)迫進(jìn)入法（enter）作為回歸分析方法，采用最小二乘法（OLS）進(jìn)行模型估計(jì)，回歸結(jié)果如表3、表4所示。

由表3可知，初始最小二乘回歸模型的D-W統(tǒng)計(jì)量為2.881，明顯存在自相關(guān)性問題；且調(diào)整后的R2僅為0.251，說明模型的擬合效果較差。因此，本文用殘差項(xiàng)絕對值的倒數(shù)作為加權(quán)變量，再次進(jìn)行多元線性回歸分析。結(jié)果顯示，按Standardized Residual加權(quán)后的最小二乘回歸模型的D-W統(tǒng)計(jì)量為2.005，極接近2，表明殘差之間基本上相互獨(dú)立，說明模型不存在序列自相關(guān)性問題，模型擬合結(jié)果更加合理；同時模型的擬合優(yōu)度也得到了較大的提升，由原來的0.251提升至0.932，說明識別的關(guān)鍵影響因素及其系數(shù)更加合理，對總體方差的貢獻(xiàn)更大。因此，本文選擇加權(quán)后的回歸模型。由表3可知，經(jīng)加權(quán)處理的回歸模型調(diào)整后的模型擬合優(yōu)度R2=0.932，說明在用樣本量和模型中自變量個數(shù)進(jìn)行調(diào)整后，在“低碳生產(chǎn)行為頻數(shù)”取值的變差中，能被含有資產(chǎn)利潤率、金融支持、稅收優(yōu)惠、政府補(bǔ)助、行業(yè)污染屬性和消費(fèi)者屬性6個變量的多元回歸方程所解釋的比例為93.2%，說明模型的擬合效果很好。

表3 回歸模型的總體參數(shù)表

（四）關(guān)鍵影響因素識別結(jié)果討論

由表4可知，資產(chǎn)利潤率的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為1.169（p值為0.003），表明資產(chǎn)利潤率對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為具有顯著的正面影響。實(shí)施低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的企業(yè)需新增設(shè)備或更新設(shè)備、改進(jìn)生產(chǎn)工藝或流程、研發(fā)低碳產(chǎn)品等項(xiàng)目，會在短期內(nèi)增加企業(yè)運(yùn)營成本，影響股東的短期經(jīng)濟(jì)利益。雖然有很多學(xué)者研究驗(yàn)證了實(shí)施環(huán)境管理戰(zhàn)略在長期內(nèi)可為企業(yè)帶來成本節(jié)約、改善形象、提高客戶滿意度等收益，但這些收益在較長時間后才能實(shí)現(xiàn)且存在很強(qiáng)的不確定性［19］，或者工業(yè)企業(yè)可能因“缺乏技術(shù)知識”等原因而無法實(shí)現(xiàn)低碳轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟(jì)收益［12］。因此，在盈利狀況不佳和未來收益不確定的前提下，工業(yè)企業(yè)很難為不確定的長期收益而進(jìn)行低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型投資。

由表4可知，稅收優(yōu)惠的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為1.185（p值為0.006），政府補(bǔ)助的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為1.094（p值為0.001），表明稅收優(yōu)惠和政府補(bǔ)助對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為存在顯著的促進(jìn)作用。收益不確定性是工業(yè)企業(yè)實(shí)施低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的主要障礙之一。在低碳生產(chǎn)投資的財(cái)務(wù)回報(bào)難以快速計(jì)量和收回的情況下，政府在技術(shù)輔導(dǎo)、資金援助等方面的缺失，進(jìn)一步加劇收益不確定性以及工業(yè)企業(yè)對低碳生產(chǎn)收益的疑慮［28］，從而導(dǎo)致工業(yè)企業(yè)較低的低碳生產(chǎn)意愿與轉(zhuǎn)型投資。而政府提供的稅收減免、出口退稅、增值稅退稅等稅收優(yōu)惠政策，直接增加工業(yè)企業(yè)的稅后凈利潤；政府為工業(yè)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)工藝改進(jìn)、流程重組、低碳生產(chǎn)設(shè)備購買、人才引進(jìn)或培訓(xùn)等低碳項(xiàng)目提供財(cái)政補(bǔ)助，直接補(bǔ)償企業(yè)低碳生產(chǎn)相關(guān)項(xiàng)目的部分甚至全部初始成本和運(yùn)行成本，減輕或解除企業(yè)對低碳項(xiàng)目收益不確定性的疑慮；此外，工業(yè)企業(yè)需通過做好低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型工作以降低能耗和CO2排放量，與政府部門建立或保持良好關(guān)系，為獲得政府持續(xù)的扶持政策創(chuàng)造基本條件。因此，政府扶持政策可直接和間接地促進(jìn)工業(yè)企業(yè)提高低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度。

回歸結(jié)果顯示，金融支持度的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為1.202（p值為0.008），表明所獲貸款金額對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度有顯著的正面作用。實(shí)施低碳生產(chǎn)需要大量的金融資本投入，盡管在預(yù)期效益明顯的情況下，資金短缺仍然會阻礙工業(yè)企業(yè)做出低碳生產(chǎn)投資決策［14］。而金融部門的信貸資金支持，為工業(yè)企業(yè)的清潔生產(chǎn)工藝研發(fā)與應(yīng)用、低碳生產(chǎn)設(shè)備購置等低碳投資項(xiàng)目提供資金保障，推動工業(yè)企業(yè)在低碳人才、低碳制度等配套措施建設(shè)的投資，最終提高工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度。

行業(yè)污染屬性的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為1.909（p值為0.001），表明行業(yè)污染程度對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為存在顯著影響，行業(yè)污染程度越高，其內(nèi)部企業(yè)的低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度越高。原因可能是：行業(yè)污染屬性越高的企業(yè)，相關(guān)政府部門重視程度越高，檢查、監(jiān)督和懲罰力度越強(qiáng)，同時承受的社會公眾監(jiān)督壓力也更大，對企業(yè)形成的環(huán)境管理壓力更大，直接或間接地推動工業(yè)企業(yè)更加積極地進(jìn)行低碳生產(chǎn)投資［18］；同時，污染與能耗越高的行業(yè)，污染防治成本越高，而實(shí)施低碳生產(chǎn)方式可幫助企業(yè)降低污染物的產(chǎn)生、排放與能源消耗，在一定程度上有助高污染和高能耗企業(yè)降低生產(chǎn)成本和營業(yè)外支出，促其積極進(jìn)行低碳生產(chǎn)投資。

消費(fèi)者屬性的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為1.027（p值為0.001），表明生產(chǎn)和銷售終端產(chǎn)品的企業(yè)比生產(chǎn)和銷售中間產(chǎn)品的企業(yè)呈現(xiàn)更強(qiáng)的低碳生產(chǎn)行為強(qiáng)度。第一，消費(fèi)者對生產(chǎn)和銷售終端品牌感知度較強(qiáng)，對工業(yè)品等中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的品牌感知度較弱甚至完全不關(guān)注，且消費(fèi)者可直接檢驗(yàn)終端產(chǎn)品的低碳性能而無法判斷中間產(chǎn)品的低碳性能，兩者比較之下對終端產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的低碳關(guān)注度也就更高及其產(chǎn)生的監(jiān)督壓力也更大。第二，終端產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售企業(yè)較容易塑造品牌且更注重品牌形象。在消費(fèi)者低碳偏好日漸提升的背景下，終端產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售企業(yè)為改善或提升自身的品牌形象與美譽(yù)度，需在產(chǎn)品設(shè)計(jì)時更注重消費(fèi)者的低碳需求，通過引入清潔生產(chǎn)工藝等途徑提升生產(chǎn)過程的低碳性。

另外，由多元線性回歸分析可知，公司規(guī)模、政府采購、資產(chǎn)負(fù)債率、發(fā)展能力、地理位置、所有制形式的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量均小于1.96，表明以上6個解釋變量的回歸系數(shù)與0無差異，對樣本上市公司的低碳生產(chǎn)行為未產(chǎn)生顯著影響。

表4 回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于福建28家上市公司數(shù)據(jù)，利用多元線性回歸分析法，識別樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵影響因素，主要研究結(jié)論為：資產(chǎn)利潤率、稅收優(yōu)惠、政府補(bǔ)助、金融支持、行業(yè)污染屬性和消費(fèi)者屬性對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為具有顯著的正面作用；公司規(guī)模、政府采購、資產(chǎn)負(fù)債率、發(fā)展能力、地理位置和所有制形式對樣本上市公司低碳生產(chǎn)行為未產(chǎn)生顯著的影響。

本文研究結(jié)論對福建工業(yè)企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型政策設(shè)計(jì)的啟示有如下三方面：

（1）扶持政策是工業(yè)企業(yè)實(shí)施低碳生產(chǎn)行為的重要驅(qū)動要素，在一定程度上表明政府促進(jìn)工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的扶持政策取得成效，為政府扶持企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型政策提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。相關(guān)政府部門應(yīng)加強(qiáng)對工業(yè)企業(yè)走訪調(diào)查，總結(jié)現(xiàn)有政策的成功經(jīng)驗(yàn)與不足之處，準(zhǔn)確把握工業(yè)企業(yè)的政策需求，以期制定更具合理性、可操作性的工業(yè)企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型扶持政策。

（2）金融機(jī)構(gòu)貸款關(guān)系工業(yè)企業(yè)實(shí)施低碳生產(chǎn)的資金供給能力，是重要的資金保障要素。政府部門應(yīng)強(qiáng)化對工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)投資的融資扶持，加強(qiáng)與金融部門的溝通協(xié)調(diào)，通過低息貸款、貼息貸款、無息貸款等方式提供貸款扶持，制定和執(zhí)行《金融支持工業(yè)企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型的指導(dǎo)意見》，為低碳項(xiàng)目資金需求提供多樣化的金融服務(wù)。

（3）消費(fèi)者對工業(yè)企業(yè)低碳生產(chǎn)轉(zhuǎn)型形成監(jiān)督壓力。政府應(yīng)加大綠色消費(fèi)意識的宣傳力度，積極引導(dǎo)消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)消費(fèi)內(nèi)容和消費(fèi)過程的低碳化，同時打擊偽劣低碳產(chǎn)品或綠色產(chǎn)品，創(chuàng)造良好的低碳消費(fèi)環(huán)境。

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［責(zé)任編輯：余志虎］

AStudyonFactorsAffectingIndustrialEnterprises’Low-carbonProductionBehavior inFujian—Based on the Data of 28 Listed Companies

LIN Wei-minga，b，YU Jian-huib
（a.Jinshan College；b.School of Economics，F(xiàn)ujian Agriculture and Forestry University，F(xiàn)uzhou 350002，China）

Based on the data of 28 listed companies in Fujian Province，the paper uses the multiple linear regression analysis method to identify the key factors affecting sample listed companies’low-carbon production behavior.The main conclusions show that return on assets，government subsidies，tax preference，financial support，industry pollution attributes and con?sumers’attributes have significant positive effects on sample listed companies’low-carbon production behavior.The paper，based on the results，puts forward three policy suggestions，playing a driving role of support policies through improving and implementing the support policies of low-carbon production transformation of industrial enterprise；laying a solid financial se?curity by strengthening the financing support for industrial enterprise to invest in low-carbon production；and strengthening su?pervision pressure from consumers on the low-carbon production transformation of industrial enterprise.

industrial enterprise；low-carbon production behavior；influencing factor；Fujian

F061.5；F427

A

1007-5097（2014）03-0028-05

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.03.006

2014-01-06

國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（71203027）；福建農(nóng)林大學(xué)金山學(xué)院科研項(xiàng)目（020256）

林偉明（1986-），男，福建漳浦人，助教，博士研究生，研究方向：低碳經(jīng)濟(jì)，環(huán)境經(jīng)濟(jì)與管理；余建輝（1956-），男，福建武夷山人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：生態(tài)經(jīng)濟(jì)。