融資約束視角下政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響

汪海鳳，侯君霞

摘? ?要：基于融資約束的視角，就政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響機制進行梳理，并以2011—2019年上市工業企業為樣本進行實證檢驗，研究發現：一是政府綠色補貼能夠促進工業企業綠色投資。二是融資約束在政府綠色補貼與工業企業綠色投資間發揮中介效應。三是在內部自我約束上，政府綠色補貼通過緩解融資約束，促進工業企業綠色投資的政策效果在非國有企業和處于衰退期的企業中更為顯著;在外部環境約束上，政策效果則在中度污染行業和技術密集型行業中更顯著。因此，政府在加強綠色補貼力度的同時，應充分考慮行業及企業的異質性，為綠色投資創造更為公平和透明的環境，從而緩解企業融資約束，充分發揮政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用。

關? 鍵? 詞：政府綠色補貼;工業企業綠色投資;融資約束;中介效應

中圖分類號：F830;F061.5? ? ?文獻標識碼：A? ? ?文章編號：2096-2517（2021）06-0052-14

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2021.06.005

一、引言

改革開放40多年來，我國的經濟建設取得了舉世矚目的成就，但是長期以來粗獷的發展模式加重了環境的負擔，唯“GDP論”的發展理念與“綠水青山就是金山銀山” 的生態文明號召背道而馳?！吨泄仓醒腙P于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》中明確指出，要推動綠色發展，促進人與自然和諧共生。在“求發展”與“保生態”的矛盾沖突下，綠色投資作為環境友好型的投資手段，能夠促進資源、環境、經濟可持續發展。企業作為社會經濟的基本單位，其投資行為源于兩個目的：一是企業本身的續存、拓展，二是維持或促進社會的發展，后者要求企業在投資獲利的基礎上更多地關注生態環境狀況。但是企業進行綠色投資的意愿不強，原因如下：第一，生態環境具有公共物品屬性，企業為治理環境付出成本，其收益并非企業獨享， 而成本卻只由企業獨自承擔。第二，綠色投資作為企業環境管理的最直接途徑之一，具有投資金額大、風險性高、見效慢及回報低的特點[1]，因此綠色投資很難形成企業的經濟利益流，而且由于企業綠色投資的特殊性，其面臨資金短缺的幾率更大，融資約束的障礙更高。第三，現階段我國環境治理體系尚不健全，存在“守法成本高、違法成本低”的問題。上述原因使得大部分企業更偏向于將資金用于盈利周期較短的投資，而非綠色投資[2]。

政府綠色補貼是我國現階段環境規制政策的主要工具之一， 與傳統的強制性環境規制工具相比，一方面，政府綠色補貼能夠緩解強制性環境規制手段帶來的企業經濟效益的下降，有效地激勵企業主動進行綠色投資;另一方面，政府綠色補貼能夠有效緩解企業融資約束，進而間接促進企業綠色投資。因此，本文將基于工業行業上市企業數據，探究在融資約束下，政府綠色補貼能否有效改善工業企業綠色投資的局面。

二、文獻綜述

目前理論界關于政府綠色補貼與工業企業綠色投資關系尚未統一，主要有兩種觀點。第一，大部分學者研究表明，綠色補貼能促進企業進行綠色投資。比如，Bronzini等（2016）研究發現綠色研發補貼能夠促進公司綠色專利申請的數量[3]。Hattori（2017）研究發現，綠色補貼能夠解決綠色技術溢出帶來的企業綠色研發投資減少的問題[4]。解學梅等（2020）實證研究發現，綠色補貼通過直接減少企業成本，促進企業綠色工藝創新[5]。第二，少數學者認為綠色補貼抑制企業進行綠色投資。劉津汝等（2019）、陳曉等（2019）均以工業企業綠色產品創新為研究對象，發現政府創新補貼對企業綠色產品創新投入產生擠出效應[6-7]。李青原等（2020）以中國A股重污染行業上市企業2011—2017年的數據作為樣本，研究發現環保補助對企業綠色創新產生擠出效應[8]。于芝麥（2021）研究發現政府環保補助弱化了環保約談對企業綠色創新的促進作用[9]。

通過梳理發現，現有文獻鮮有從融資約束視角分析政府綠色補貼對企業綠色投資的影響。大部分文獻主要集中分析在融資約束視角下， 政府創新補貼、政府研發補貼對企業技術創新投入、企業研發投入的影響。例如，研發補貼作為直接的資金補貼，能夠緩解企業研發投資的財務約束[10]。企業融資約束程度越大，政府補貼對企業技術創新的促進作用越小，當融資約束超過一定程度時，政府補貼對企業技術創新產生抑制作用[11]，融資約束的抑制效應在中小企業、 民營企業和資本密集型企業中尤為凸顯[12]。補貼降低了創新項目的資本成本，并且向投資者傳遞了信號，緩解企業融資約束[13]，提高企業技術創新的資金投入[14]。然而，有學者認為“信號效應”無法解釋研發補貼會緩解企業的融資約束[15-16]。

相對于現有文獻，本文創新之處在于：（1）豐富了政府綠色補貼的相關研究。相對來說，分析政府綠色補貼與企業綠色投資間關系的文獻較少，這是因為傳統的政府綠色補貼是一種不可訴訟的貿易戰略政策，該政策的實施主要是在對外貿易領域[17]。隨著我國環境污染加重，綠色補貼才作為政府對企業環境治理的干預手段被提出[5]。（2）拓寬了融資約束的研究領域?，F有研究主要集中分析在融資約束視角下，政府補貼、政府創新補貼對企業技術創新投入、工業企業研發投入的影響。本文順應綠色發展趨勢，將融資約束納入理論分析框架，闡述在融資約束視角下，政府綠色補貼與工業企業綠色投資的關系。（3） 從內部自我約束和外部環境約束兩方面，探討了在融資約束下工業企業進行綠色投資的內部和外部動機，發現企業產權性質、企業生命周期、行業污染密集度和行業技術密集度都對工業企業綠色投資產生影響。（4） 為促進工業企業綠色投資提供建議。通過研究發現，現階段工業企業綠色投資水平較低，本文將政府綠色補貼納入理論分析框架，闡述了政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響，為新時代中國綠色發展背景下，政府促進工業企業綠色投資提供了很好的借鑒意義。

三、理論分析與研究假設

（一）政府綠色補貼能夠促進工業企業綠色投資

政府綠色補貼對工業企業綠色投資存在正向激勵效應，可以促使工業企業增加綠色投資。政府綠色補貼能夠彌補部分綠色投資成本，緩解工業企業的“成本約束”[18]，激勵工業企業進行綠色投資。也就是說，政府綠色補貼直接為工業企業綠色投資提供了部分資金支持，增加了工業企業用于綠色投資的資金，減少了因進行綠色投資而擠占其余盈利投資的資源，降低了綠色投資的成本和不確定性[19]?；诖耍疚奶岢黾僭O1。

H1： 政府綠色補貼能夠顯著促進工業企業綠色投資。

（二）融資約束在政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響中發揮中介作用

一方面， 融資約束會抑制工業企業的綠色投資。第一，融資約束使工業企業資金不足從而容易錯失投資良機， 造成綠色投資水平無法達到社會最優。融資約束會抑制投資過度而加劇投資不足[20]。第二，綠色投資具有時滯性，投資回報期長，需要持續大量的資金投入，其所面臨的融資約束壁壘往往更高[21]。

另一方面，政府綠色補貼可以緩解工業企業融資約束的程度。第一，政府綠色補貼是工業企業綠色投資的外部融資來源之一，取得政府綠色補貼能夠在一定程度上緩解工業企業的融資約束，促進其進行資源優化與配置，特別是融資約束較高的工業企業獲得政府綠色補貼后，往往能夠顯著改善工業企業資金狀況。第二，從理論上講，政府綠色補貼能產生信號傳遞效應， 釋放政府認證與支持的信號。獲得政府綠色補貼的工業企業往往會被外部投資者認為更具有投資價值[22]，更具有綠色技術創新能力，從而可以吸引更多的外部投資者支持工業企業的綠色研發創新[23]。因此政府綠色補貼的信號能夠降低融資約束難度[13]。

綜合以上理論分析，融資約束在政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響中可能發揮中介作用，即政府綠色補貼會通過緩解工業企業融資約束，從而促進工業企業綠色投資?；诖?，本文提出假設2。

H2： 融資約束在政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響中發揮中介作用。

四、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

本文以我國上市工業企業2011—2019年的數據作為樣本，實證檢驗政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響，并探求融資約束是否在二者關系中發揮中介效應。選擇工業企業的原因是：一是工業廢氣、廢水、廢渣等污染物排放急劇增加，工業成為污染排放的主體，更容易受到政府環保監督。二是相對于其他企業， 工業企業環保信息披露較規范。在原始數據的基礎上，本文做了如下處理：（1）刪除樣本期內被ST和*ST的工業企業。（2）刪除變量觀測值嚴重缺失的工業企業。（3） 為消除極端值影響，對所使用的數據在1%和99%的水平上進行縮尾處理。 最終得到2662個工業企業年度非平衡面板數據。

本文使用的綠色投資數據、融資約束數據以及控制變量中的工業企業財務數據均來源于CSMAR數據庫。其余數據來源于《中國環境統計年鑒》《中國統計年鑒》及國家統計局官方網站。本文數據的處理和分析采用STATA15.0完成。

（二）變量定義及衡量

1.企業綠色投資（GI）

將企業綠色投資總額與企業總資產之比作為企業綠色投資的代理變量[8]。企業綠色投資總額由企業費用化綠色投資、 資本化綠色投資兩部分組成。費用化綠色投資具體表現為企業進行環境恢復和維持所付出的環保費用、治理費用、廢棄物處置費用、綠化費用等。企業進行資本化綠色投資不僅可以保護生態環境，還可以獲得經濟效益，包括企業綠色固定資產投資和綠色可再生和清潔能源開發、節能降耗技術研發、綠色技術創新、綠色產品創新、廢物循環利用等項目的資金投資。依據資本化綠色投資的含義，本文將企業在建工程明細中的煤改氣項目、風力及生物質能源發電項目、電力公司熱網項目、熱電聯產項目、新能源研發項目、環保改造項目等納入綠色投資范圍。該數據均是作者手工整理完成。

2.政府綠色補貼（GSUB）

將政府綠色補貼總額與工業企業總資產之比作為政府綠色補貼的代理變量[8]。政府綠色補貼總額由政府綠色補貼項目資金投入匯總而成。政府綠色補貼項目主要包括廢氣補助、 環保項目補貼、節能專項補貼、減排專項資金等。該數據均由作者手工整理完成。

3.中介變量：融資約束（SA）

通過文獻梳理，關于融資約束代表性的衡量方法主要有Lamont等（2021）提出的KZ指數[24]，Whited等（2006）提出的WW指數[25]。但是，KZ指數、WW指數包含了很多具有內生性的金融變量，比如現金流、杠桿、工業企業規模等，而融資約束與現金流、工業企業杠桿、工業企業規模等金融變量之間相互決定。除KZ指數、WW指數外，張璇等（2017）提出使用銀行授信作為融資約束的代理變量[12]，路春城等（2019）提出使用內部現金流作為融資約束的代理變量[26]。姜啟波等（2020）提出使用外部融資總額作為融資約束的代理變量[27]。但是以上代理變量衡量較為單一，沒有綜合反映工業企業的財務狀況。鞠曉生等（2013）提出使用SA指數來衡量融資約束。一是SA指數不包含內生性特征的融資變量， 二是相對于KZ指數和WW指數來說，SA指數易于計算[28]。故本文借鑒鞠曉生等（2013）的研究方法， 采用SA指數作為融資約束的衡量指標。SA=-0.737×SI+0.043×SI2-0.040×A，其中SI為企業總資產（單位：百萬元）的自然對數，A為企業上市年限，SA為負值[28]。

4.控制變量

本文參考鞠曉生等（2013）和郭玥（2018）的研究[28-29]，在分析政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響時加入以下控制變量：利潤率（PR）、資產負債率（L）、董事長學歷（EDU）、資本密集度（CP）、托賓Q值（Q）、污染密集度（PI）、政府能力（GC）和環境規制（ER）。

其中，污染密集度（PI）參照Tobey（1990）的研究方法計算得出。如果行業的平均治理成本大于或等于總成本的1.85%， 則該行業為重度污染行業;如果行業的平均治理成本大于或等于總成本的0.5%，則該工業企業為中度污染行業;如果行業的平均治理成本小于總成本的0.5%， 則該行業為清潔行業[30]。污染密集度用行業平均治理成本來衡量，其計算公式為：

pi=■/n×100% （1）

上式中，pi為行業污染密集度，S為固體廢棄物治理成本，W為廢水處理成本，A為廢氣治理成本，MBC表示行業總成本，j為行業代碼，n為總年數。若pi小于0.5%，為清潔行業;若pi大于等于0.5%，為中度污染行業;若pi大于等于1.85%，為重度污染行業。

政府能力（GC）用公共財政支出占地區GDP的比重來衡量[31]。環境規制（ER）用地區污染治理支出占工業產值的比重來衡量[32]。

本文研究所涉及的具體變量及衡量方式如表1所示。

（三）模型構建

首先，為實證考察政府綠色補貼對工業企業綠色投資的直接影響， 本文構建了計量經濟模型1。其中，i表示工業企業，t表示時間，GI為被解釋變量， 表示工業企業的綠色投資，GSUB為核心解釋變量， 表示政府綠色補貼，Controlsi，t為所有控制變量，εi，t為隨機擾動項。

模型1：GIi，t=α0+α1GSUBi，t+αnControlsi，t+εi，t （2）

其次，為驗證融資約束在政府綠色補貼與工業企業綠色投資間是否發揮中介效應，基于溫忠麟（2014）的中介效應模型[33]，在模型1的基礎上構建模型2和模型3。

模型2：SAi，t=β0+β1GSUBi，t+βnControlsi，t+εi，t（3）

模型3：GIi，t=δ0+δ1GSUBi，t+δ2SAi，t+δnControlsi，t+εi，t

（4）

本文探討政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響，以及融資約束對政府綠色補貼政策效果的中介作用。 利用模型1檢驗假設H1是否成立，若成立，則α1顯著大于0。利用模型2和模型3檢驗假設H2，即融資約束的中介效應是否成立。在模型2和模型3中，系數β1和δ2的乘積是中介變量融資約束的中介效應。

五、實證結果及分析

（一）描述性統計結果分析

變量的描述性統計結果如表2所示。由表2可以看出：

1.我國上市工業企業綠色投資（GI）的均值為4.3815， 即在樣本中工業企業綠色投資金額占工業企業總資產的4.3815%， 表明工業企業綠色投資水平較低。中位數低于均值，即有半數工業企業的綠色投資低于樣本平均水平，意味著上市工業企業可能存在綠色投資不足的問題。綠色投資最小值為0.0252，最大值為26.3373，標準差為4.2801，相對較大，表明不同工業企業的綠色投資水平存在很大差異。

2.政府綠色補貼（GSUB）的均值為0.1629，即在樣本中政府綠色補貼金額占工業企業總資產的0.1629%， 表明政府對工業企業綠色補貼的力度較低。政府綠色補貼的最小值為0.0003，最大值為3.1955，這說明在樣本期內各工業企業獲得政府綠色補貼金額有所差異。

3.融資約束（SA）的平均值為-3.4626，融資約束絕對值的最小值為2.5491， 最大值為4.1100，表明樣本內工業企業均面臨融資約束，且不同工業企業的融資約束程度存在差異。

（二）變量回歸結果分析

1. 政府綠色補貼對工業企業綠色投資影響的回歸結果

表3中第一列為模型1的估計結果，其中，政府綠色補貼（GSUB）對工業企業綠色投資（GI）的影響系數為0.6721，在1%的水平上顯著。假設H1成立， 即政府綠色補貼促進工業企業綠色投資， 具體表現為政府綠色補貼占工業企業總資產的比重平均增加1%， 工業企業綠色投資占工業企業總資產的比重平均增加0.6721%。

2.融資約束的中介效應回歸結果

表3中第二列為模型2的估計結果，政府綠色補貼（GSUB）與融資約束（SA）的系數為0.0184，該系數估計值不顯著。第三列為模型3的估計結果，是檢驗綠色補貼（GSUB）、融資約束（SA）對工業企業綠色投資（GI）的影響。其中，政府綠色補貼（GSUB）的系數為0.6561，且在1%的水平上顯著;融資約束（SA）的系數為0.8686，在1%的水平上顯著。借鑒溫忠麟（2014）檢驗中介效應提出的步驟[33]，此時應進行Bootstrap檢驗，Boot95%的置信區間不包含零，且模型2中GSUB系數與模型3中SA系數的乘積與模型3中GSUB系數同號， 說明融資約束的中介效應存在，假設H2成立。具體來說，融資約束中介效應的大小為模型2中政府綠色補貼（GSUB）系數與模型3中融資約束（SA）系數的乘積，亦即政府綠色補貼通過緩解工業企業融資約束這一路徑，對綠色投資的中介影響效應為0.0160。

（三）穩健性檢驗

1.內生性問題討論

第一，政府綠色補貼的目的是將環境成本融入企業管理者的成本與收益權衡之中，激勵企業積極開展綠色投資活動，外部問題內部化使得內生性問題加劇。第二，政府綠色補貼與企業綠色投資間存在反向因果關系，進行綠色投資的企業更容易獲得政府綠色補貼。這二者使得本文的模型和分析存在潛在的內生性問題。為檢驗是否存在潛在內生性問題，進行DWH檢驗，DWH的p值小于0.01，故可認為政府綠色補貼為內生解釋變量（Durbin chi2=24.3385，p=0.0001，Wu-Hausman F=24.4523，p=0.0001）。為防止內生性問題造成估計結果偏誤，借鑒鄧建平（2009）使用企業注冊地是否為省會城市或經濟特區作為政府綠色補貼的工具變量[34]。若企業注冊地是省會城市或經濟特區，賦值為1，否則賦值為0。選取的依據主要從以下兩方面考慮：第一，我國區域經濟發展不平衡，資源會向省會城市和經濟特區集中，如果企業注冊地為省會城市，則其能夠直接享受省會城市或經濟特區的政府綠色補貼，工具變量滿足了相關性的要求。第二，企業注冊地不同并不會對工業企業的經營業績產生直接影響，工具變量滿足了外生性要求。

表4報告了工具變量和中介效應的檢驗結果。首先，Kleibergen-Paap rk LM 統計量的p值均小于0.1，故無法識別的原假設被拒絕。其次，Cragg-Donald Wald F統計量大于Stock-Yogo檢驗 15%的臨界值，故拒絕存在弱工具變量的原假設。最后，模型2中SA的系數不顯著， 進行Bootstrap檢驗，Boot95%的置信區間不包括零， 且模型2中GSUB系數與模型3中SA系數的乘積與模型3中GSUB系數同號，說明融資約束的中介效應存在。工具變量估計結果及中介效應檢驗結果與前文估計結果基本相同，沒有改變本文的主要結論。

2.DID檢驗

2015年1月1日新《環保法》正式實施，與舊《環保法》相比，新《環保法》加大了對污染工業企業的環境處罰力度，同時也加大了對污染工業企業的環保補貼力度，通過數據統計，2015年政府環保補貼增長率為26.8%，是研究樣本期內環保補貼率增長最高的一年。因此，本文分析由新《環保法》實施帶來綠色補貼的增加對工業企業綠色投資的影響。故構建如下的DID模型（模型4），以識別政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響。

模型4：GIi，t=ρ0+ρ1Posti，t+ρ2Treati，t+ρ3Treati，t×Posti，t

+ρnControlsi，t+？綴i，t? （5）

GI為工業企業綠色投資，Post表示新《環保法》實施的虛擬變量，當Post等于1時，表示當年年份大于或等于2015;當Post等于0時，表示當年年份小于2015。Treat表示是否為污染工業企業，若為污染工業企業，Treat=1;若為清潔行業，Treat=0[35]。ρ3Treati，t×Posti，t是DID模型的核心解釋變量，ρ3反映了政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響效應，若ρ3為正，假設H1成立，即政府綠色補貼促進工業企業綠色投資。

為研究在DID檢驗中SA是否發揮中介效應，故在模型4的基礎上構建模型5和模型6。

模型5：SAi，t=σ0+σ1Posti，t+σ2Treati，t

+σ3Treati，t×Posti，t+σnControlsi，t+？綴i，t

（6）

模型6：GIi，t=φ0+φ1Posti，t+φ2Treati，t

+φ3Treati，t×Posti，t+φ4SAi，t

+φnControlsi，t+？綴i，t? （7）

回歸結果見表5。表中第一列顯示核心解釋變量Post×Treat系數顯著。第二列顯示Post×Treat的系數不顯著。根據溫忠麟（2014）對中介效應的檢驗步驟[33]，此時應該以Post×Treat為被解釋變量進行Bootstrap檢驗，Boot95%的置信區間不包含零，模型5中Post×Treat系數與模型6中SA系數的乘積與模型6中Post×Treat系數同號，顯示融資約束的中介效應依舊存在，假設H2成立，結果沒有改變本文的主要結論。

六、進一步檢驗

（一）基于內部自我約束的機制檢驗

本文從產權性質和生命周期兩個方面考察工業企業在面臨融資約束時，進行綠色投資的內在作用機制。

1.企業產權性質視角

國有工業企業與政府存在某種聯系的政治關系，工業企業將這一關系視為一種社會資源[36]。國有企業依托該社會資源的庇護，環保處罰力度較輕，進行綠色投資的意愿不強。同時，國有工業企業容易獲得政府的資源偏向，借貸途徑較多，面臨的融資約束較低。非國有工業企業因缺乏政府的先天支持， 政府綠色補貼對這類工業企業的影響更大。當非國有工業企業綠色補貼力度較低時，工業企業會通過實施綠色投資，構建與政府的非正式關系，以獲得政府認可和關注，以期在未來得到更多的政府綠色補貼，緩解融資困境。基于以上分析，本文提出假設：

H3a：在國有企業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

H3b：在非國有企業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應存在。

按照產權質性分組的回歸結果見表6。通過表6可以看出，在國有企業樣本中，政府綠色補貼（GSUB）的系數不顯著，即政府綠色補貼（GSUB）與工業企業綠色投資（GI）間不存在顯著的統計學關系，根據溫忠麟（2014）中介效應檢驗程序[33]，此時融資約束的中介效應也不存在，假設H3a成立。在非國有工業企業樣本中，政府綠色補貼顯著促進工業企業綠色投資，根據溫忠麟（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應存在，假設H3b成立。

2.工業企業生命周期視角

參考劉詩源（2020）的研究方法[37]，以企業經營現金流量凈額、投資現金流凈額、籌資現金流凈額的正負組合來反映不同的生命周期。本文將工業企業生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段，三個階段的具體現金流特征組合見表7。

成長期的工業企業傾向于將資金投入到機械設備的購置和倉庫、廠房的構建中[38]，而非成功率低且回報周期較長的綠色投資中。同時，政府綠色補貼力度較小，不足以緩解成長期工業企業融資約束的狀況。 成熟期的工業企業擁有穩定的盈利來源，內源融資能夠自給自足。同時，成熟期的企業構建了良好的市場聲譽，更容易利用“聲譽機制”獲得外部融資。在資本豐余的情況下，工業企業會主動進行綠色投資，而不需要政府綠色補貼通過緩解融資約束而發揮其正面激勵效應。 工業企業進入衰退期后，盈利及融資能力下降，政府綠色補貼作為外源融資，能夠直接降低其融資約束壁壘，同時進入衰退期的工業企業市場競爭勢力下降，工業企業需通過綠色投資，獲得綠色競爭優勢，提高其市場競爭力?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O：

H4a：當工業企業處于成長期時，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

H4b：當工業企業處于成熟期時，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

H4c：當工業企業處于衰退期時，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應存在。

按照企業生命周期分組的回歸結果見表8。當工業企業處于成長期、成熟期時，模型1、模型2、模型3中解釋變量與中介變量的系數均不顯著，融資約束的中介效應不存在，假設H4a、H4b成立。當工業企業處于衰退期，政府綠色補貼能夠促進企業綠色投資，根據溫忠麟等（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應存在，假設H4c成立。

（二）基于外部環境約束的機制檢驗

本文從行業污染異質性和行業技術異質性兩個方面考察工業企業在面臨融資約束時，外部環境約束對工業企業綠色投資的影響。

1.行業污染異質性視角

參照Tobey（1990）的研究方法[30]，如果行業的平均治理成本大于或等于總成本的1.85%，則該行業為重度污染行業;如果行業的平均治理成本大于或等于總成本的0.5%，則該行業為中度污染行業;如果行業的平均治理成本小于總成本的0.5%，則該行業為清潔行業①。具體計算方法上文已闡述，本部分不在贅述。清潔行業污染程度較低，相對于中度和重度污染行業，其獲得的政府綠色補貼金額較少，并未緩解清潔行業所面臨的融資約束狀況。清潔行業所面臨的環保處罰較輕，因此，政府綠色補貼可能會用于盈利較高的投資項目， 而非綠色投資。在中度污染行業，面對嚴苛的環境處罰，企業被迫將政府綠色補貼用于綠色投資，降低了企業綠色投資的成本，降低了融資約束壁壘。由于重度污染行業基本上為大型工業行業，其進行綠色投資，購進環保設備、進行工藝升級的成本較大，而政府綠色補貼力度較小，并未緩解工業企業的融資約束，也沒有促進工業企業綠色投資?；谝陨戏治?，本文提出以下假設。

H5a：在清潔行業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

H5b：在中度污染行業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應存在。

H5c：在重度污染行業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

按照行業污染密集度分組的回歸結果見表9。當工業企業為清潔和重度污染行業時， 模型1、模型2、模型3中解釋變量與中介變量的系數均不顯著，融資約束的中介效應不存在，假設H5a、H5c成立。當工業企業為中度污染行業時，政府綠色補貼能夠促進企業綠色投資，根據溫忠麟等（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應存在，假設H5b成立。

2.行業要素密集度異質性

本文參照梅詩曄等（2018）現有的劃分方法， 將中技術與高技術行業納入技術密集型行業①的范疇[39]。借鑒周申等（2014）關于低能耗部門和高能耗部門的劃分方法[40]，分別求出每年所有行業的資本密集度，若單個行業資本密集度高于該年均值的記為資本密集型行業，低于該年均值的記為勞動密集型行業②。 技術密集型行業在拉動經濟增長中發揮著動力源泉作用，具有資源消耗少、技術更新快等特點，容易獲得政府的綠色補貼偏向，由于其具有創新的技術基礎，愿意將綠色補貼金額用于綠色投資。同時，綠色技術創新的不確定性使技術密集型行業面臨的融資約束壁壘也更高，政府的綠色補貼偏向直接降低了其進行綠色投資的成本及風險， 緩解了技術密集型工業企業融資困難的狀況。 資本密集型行業的資本有機構成水平較高，具有投資量大、 資金周轉及投資效果較慢的特點，其所面臨的融資約束程度較大。政府綠色補貼并未緩解勞動密集型及資本密集型工業企業的融資約束，也沒有達到促進工業企業綠色投資的目的。在綠色發展的趨勢下，勞動密集型行業獲得政府綠色補貼的力度較小，并未緩解融資約束困境?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O。

H6a：在技術密集型行業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應存在。

H6b：在資本密集型行業中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

H6c：在勞動密集型中，政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應不存在。

回歸結果見表10。 在勞動和資本密集型行業，模型1、模型2、模型3中解釋變量和中介變量的系數均不顯著，故融資約束的中介效應存在，假設H6b、H6c成立。 在技術密集型行業，政府綠色補貼能夠促進企業綠色投資，根據溫忠麟等（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應存在，假設H6a成立。

七、研究結論與建議

本文基于融資約束的視角， 以2011—2019年我國上市工業企業為樣本，探討政府綠色補貼對工業企業綠色投資的影響。研究發現：（1）政府綠色補貼能促進工業企業綠色投資。（2） 融資約束在政府綠色補貼與工業企業綠色投資的關系中發揮著中介效應。（3） 內部自我約束和外部環境約束是工業企業進行綠色投資的動機。一方面，在內部自我約束上，政府綠色補貼通過緩解融資約束，促進工業企業進行綠色投資的作用效果在非國有工業企業和處于衰退期工業企業中更顯著。另一方面，在外部環境約束上， 政府綠色補貼通過緩解融資約束，促進工業企業綠色投資的效果在中度污染行業和技術密集型行業中更顯著。

根據結論，提出以下政策建議：

一是政府應加強對工業企業綠色投資的補貼及扶持力度。通過數據分析發現，現行政府綠色補貼力度較小，因此政府應加強綠色補貼力度，同時探索更加合理的補貼依據，充分發揮政府綠色補貼對工業企業綠色投資的促進作用。

二是落實綠色補貼時應充分考慮行業及工業企業的異質性。非國有工業企業面臨的融資約束壁壘較高，對綠色補貼較為敏感，因此政府應加強對非國有工業企業的綠色補貼力度，緩解其融資約束，增強其主動進行綠色投資的意愿。綠色補貼能夠顯著緩解衰退期工業企業的融資約束程度，促進工業企業綠色投資。因此政府補貼應合理偏向處于衰退期工業企業。技術密集型行業更容易實現環境保護與工業企業綠色競爭力的雙贏，且綠色補貼能通過緩解融資約束促進工業企業綠色投資， 因此，政府需要對技術密集型行業進行合理的綠色補貼偏向。

三是政府應為工業企業綠色投資創造更為公平和透明的環境，便于政府補貼政策對工業企業綠色投資信號的接受，亦便于外部投資者對工業企業融資信號的接受， 從而打破工業企業融資約束壁壘。

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Government Green Subsidies Impact on? Green Investment of Industrial Enterprises from the Perspective of Financing Constraints

Wang Haifeng， Hou Junxia

（School of Economics and Management， Inner Mongolia University of Science and Technology， Baotou 014000， China）

Abstract： Based on the perspective of financing constraints， this paper sorted out the influence mechanism of government green subsidies on green investment of industrial enterprises， and took listed industrial enterprises from 2011 to 2019 as samples to conduct empirical tests. The results show that firstly， government green subsidies can promote green investment of industrial enterprises. Secondly，financing constraints play a mediating role between government green subsidies and green investment of industrial enterprises， that is， government green subsidies promote green investment of industrial enterprises by alleviating financing constraints of industrial enterprises. Thirdly， in terms of internal self-restraint， the policy effect of government green subsidies on promoting green investment of industrial enterprises by easing financing constraints is more significant in non-state-owned enterprises and enterprises in recession.In terms of external environmental constraints， the policy effect is more significant in moderately polluting industries and technology-intensive industries.While strengthening green subsidies， the government should explore more reasonable basis for subsidies and give full play to the role of government green subsidies in promoting green investment of industrial enterprises.

Key words： government green subsidies; industrial enterprises green investment;? financing constraints; mediating effect

（責任編輯：龍會芳;校對：盧艷茹）