融資約束下環保投資對企業績效的影響
——基于重污染上市公司的經驗數據

余航 李月娥（教授/博士）（中國地質大學（武漢）經濟管理學院 湖北武漢 430074）

一、引言

黨的十九大報告指出，建設生態文明是中華民族永續發展的千年大計，要堅持節約資源與保護環境的基本國策，實行最嚴格的生態環境保護制度，建設美麗中國。《環境保護法》規定，產生環境污染的單位，必須把環保工作納入計劃，采取有效措施，防治廢氣、廢水、廢渣等對環境的污染和危害。當前，重污染企業面臨眾多環境問題，需要承擔更多的環境保護和環境治理等社會責任。因此，如何加強環境保護力度、做好環境污染治理工作已成為學術界和社會普遍關注的話題。

環保投資對企業績效的影響一直是學術界關注的焦點。有學者認為，環保投資與企業績效呈負相關關系，原因在于環保投資會使企業成本增加，利潤受損，在短期內很可能使企業績效降低［1］，對企業的生產率和競爭力均產生不利影響［2］。也有學者研究發現，環保投資與企業績效呈正相關關系，認為企業會因減少污染而提高資源利用率，利用創新效應補償企業成本，從而提高企業生產效率，提升企業經濟績效［3］。此外，在經營過程中，重污染企業受融資約束的限制，在進行環保投資時存在結構不合理的現象，從而會降低企業績效。因此，研究融資約束條件下環保投資與企業績效的關系十分必要。

綜上，本文基于融資約束視角，以我國2015—2019年連續5年披露環保投資金額的重污染上市公司作為樣本，研究環保投資與企業績效之間的關系。為了說明在不同融資約束條件下環保投資對企業績效的影響，本文將研究樣本分為高融資約束組和低融資約束組來做進一步檢驗。本文的研究貢獻主要表現在：（1）已有研究多集中于環保投資與企業績效兩者關系的探討上，少有文獻考慮融資約束對環保投資與企業績效的影響。本文加入融資約束這一變量，可以豐富相關研究，為以后研究提供新的視角，拓展環保投資與企業績效關系的研究范圍。（2）為重污染企業在融資約束條件下通過環保投資來提升企業績效提供了新的方法。（3）本文利用多個指標來衡量企業績效，能避免單一變量帶來的局限性。

二、文獻綜述與研究假設

（一）環保投資與企業績效

關于環保投資對企業績效的影響，國內外學者并未形成統一的結論，目前主要有以下幾種觀點：

1.基于傳統的新古典經濟理論，有學者認為環保投資與企業績效之間呈負相關關系。企業的環保投資會迫使企業將部分資產從生產投資轉移到污染治理，讓企業承擔額外的費用，致使企業獲得的利潤減少，從而對企業績效產生消極影響。Orsato［4］認為，在進行環境治理時，企業需要投入充足的資金或環保設備，從而開展技術創新活動，這些費用會使企業的成本增加，很難給企業帶來直接的現金收入效應。唐國平［5］等研究發現，我國企業環保意識不強且環保投資不足問題，致使我國企業環保投資目前還不能起到提高企業績效的作用。王杰瓊［6］以化工企業為例，發現企業排污費對企業績效存在消極影響。企業成本隨著排污費增加而增加，當企業處于環保初期階段時，企業取得的收入效應并不能彌補排污費的成本效應，致使企業績效降低。王鵬等［7］用混合截面層次回歸和分組檢驗法得出環保投資與企業財務績效顯著負相關。

2.受“波特假說”影響，有學者認為環保投資與企業績效之間呈正相關關系。Porter［8］等認為，企業生產過程中產生的污染主要源于資源的浪費及過度消耗，而引起的技術創新力量又能夠改變資源利用率，能對企業成本起到抵消作用，既利于環境的保護，又能增強企業產業競爭力。Hart［9］針對同一類污染物排放水平進行實證研究，結果發現環保投資的增加有助于企業績效中利潤率指標值的上升。Sharfman［10］等以美國 267家公司為研究對象，結果表明企業環境管理及資源的充分利用能降低環境風險，使企業從股權融資轉向債務融資，并獲取更高的稅收優惠，從而降低企業資本成本，使企業績效得到提升。

3.有學者認為環保投資與企業價值并非簡單線性關系，兩者可能存在拐點問題，呈現出倒“U”型或者“U”型曲線關系。如Pekovic［11］等對法國企業進行研究，發現環保投資與企業經濟績效呈倒“U”型關系，環保投資占總收入比值超過一定比例就會使企業績效開始下降。唐勇軍和夏麗［12］以重污染上市公司為研究對象，實證分析了環保投入對企業績效的影響，發現環保投資與企業績效是一種“U”型的曲線關系，企業績效隨著環保投資的增加先下降后上升。陳琪［13］基于企業異質性視角來研究我國A股上市公司環保投資對企業經濟績效的影響，發現二者存在顯著的“U”型關系，當處于低環保投資規模時，環保投資與企業績效呈現負相關關系，當規模超過拐點后，環保投資對企業經濟績效具有促進作用，并且國有企業和重污染企業更為顯著。

綜上所述，目前關于環保投資與企業績效關系的研究中，對于企業績效指標絕大部分采用單一變量進行衡量，少有文獻將企業績效指標做進一步細化研究，而按是否受市場因素的影響，企業績效可以劃分為企業財務績效和企業市場績效，為此，本文將重點研究環保投資對企業財務績效與企業市場績效的影響。

在經營過程中，企業因環境問題會受到國家環保部門的罰款、停業整改及責令停產等處罰［14］，所以企業為規避環境風險會進行環保投資。此外，依據企業社會責任理論，企業積極承擔社會責任，利于樹立良好的企業形象，降低排污稅費支出［15］，也有利于獲得政府優惠補貼及相關社會資源，從而有助于企業績效的提升。根據“波特假說”，環保投資還可能帶來生產方式的改變、設備的升級和創新的驅動，促使企業拓展新的績效增長方式，使企業績效快速提升。綜上，在其他因素既定的情況下，本文提出以下假設：

假設1：環保投資與企業財務績效呈正相關關系。

環保投資在實施過程中需要投入大量的人力、物力和財力，這會增加企業的成本。此外，環保投資可以分為預防性支出和污染后治理支出，但企業的環保行為更偏向于污染后治理支出方面的環保投資［16］，這無疑會進一步增加成本費用金額。而另一方面，環保投資所產生的綜合收益并沒有像預期結果那樣明顯［17］，此時環保投資引起的成本效應高于收入效應，因此，這會在一定程度上降低企業的市場競爭力［18］，從而導致企業市場績效降低。據此，本文提出以下假設：

假設2：環保投資與企業市場績效呈負相關關系。

（二）融資約束對環保投資與企業績效的調節作用

企業在經營過程中通常會存在融資約束問題。依據傳統融資約束理論，當企業面臨的融資成本較高時，其有效的投資明顯減少，導致企業整體投資水平低下［19］。此外，企業的實際投資和理論上的最優投資組合存在偏差，致使企業投資效率偏低，從而對企業績效產生不利影響。與此同時，融資約束也會影響企業的籌資狀況，企業的融資約束越高，則融資水平越弱，資金籌集不足，那么用于環保投資的資金就有限，很多可以增加企業績效的環保項目就無法正常投資，導致企業生產效率低，影響企業績效的有效提升。

由于環保投資對企業財務績效和企業市場績效的影響存在差異，所以融資約束對環保投資與企業績效所發揮的調節作用也會有所不同。基于此，本文提出以下假設：

假設3：融資約束會削弱環保投資與企業財務績效的正向關系，且融資約束程度越高，環保投資與企業財務績效正向關系的削弱作用越顯著。

假設4：融資約束會加劇環保投資對企業市場績效的負面影響，且融資約束程度越高，環保投資與企業市場績效的負向關系越顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

根據環保部公布的《上市公司環境信息披露指南》（環辦函［2010］78號）規定的16類重污染行業分類結果，界定本文研究的重污染上市公司的范圍，具體包括：火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業。在此基礎上，本文選取2015—2019年連續披露企業環保投資額的重污染上市公司作為研究對象，并對研究樣本進行以下剔除：（1）剔除ST和*ST的公司；（2）剔除2015—2019年未連續披露環保投資數據的公司；（3）剔除相關財務數據不全的公司。最終選取65家重污染上市公司作為樣本公司。

本文的數據來源于：（1）企業環保投資額是根據重污染上市公司的社會責任報告、環境報告書和可持續發展報告手工收集和整理得到的；（2）總資產周轉率、凈資產收益率、托賓Q值、資產總額等其他相關財務數據，取自國泰安數據庫（CSMAR）、國家統計局網站和巨潮資訊網。

（二）變量定義與衡量

1.被解釋變量。企業財務績效參照劉奕潔［20］對公司營運能力的分析，選用總資產周轉率作為衡量企業財務績效的指標之一，其值越大，說明企業資金周轉速度越快，企業投資效益越好。由于上市公司的凈資產收益率與其融資難易程度直接相關聯，所以依據游春［21］的研究，選擇凈資產收益率作為衡量企業財務績效的另一個指標。而企業市場績效則借鑒莫磊［22］、趙興明［23］、唐勇軍［12］等的有關研究，采用企業市場價值與資產總額之比得到的托賓Q值來衡量市場績效。這三個績效指標都是正向指標，即數值越大，表明企業績效越高。

2.解釋變量。

（1）環保投資（EPI）。環保投資是指為環保活動而進行的投資，包括環保的研發費用和環保設備的采購等。為消除企業規模帶來的影響，本文衡量該指標時借鑒了吳輝［24］的做法，即直接取公司環保投資額的自然對數。

（2）融資約束（SA）。融資約束是指由于市場的非理想性，使得企業尋求外源融資的代價提高，從而導致企業無法達成最優投資組合［25］。基于鞠曉生［26］、王義中和宋敏［27］、姜付秀［28］等的研究，本文采用融資約束指數法來衡量該指標。當SA指數越大時，公司的融資約束程度越小。根據Hadlock and Pierce［29］提出的SA指數計算公式，融資約束指數表達式如下：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。

3.控制變量。參照耿云江［30］、李強［31］等的研究，并結合本文的研究內容，選取上市年齡（AGE）、股權集中度（TOP1）、資本結構（LEV）和產權性質（STATE）作為本文研究的控制變量。

具體變量說明見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

為了驗證假設1，本文構建了模型（1）：

為了驗證假設2，本文構建了模型（2）：

為了驗證假設3，本文構建了模型（3）：

為了驗證假設4，本文構建了模型（4）：

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計及分析

由表2可知，總資產周轉率（ATO）的最小值為0.099624，最大值為2.731315，兩者相差較大，說明我國重污染上市公司資金運營能力差距較大。凈資產收益率（ROE）的最小值為-0.663087，說明部分重污染上市公司仍然處于未獲利狀態，甚至出現負增長現象；其最大值為0.520053，均值為0.07427874，說明部分重污染上市公司經營較好，企業發展趨勢良好。托賓Q（TBQ）的最小值為0.734936，最大值為5.37098，均值為1.49869124，說明我國重污染上市公司發展不平衡，企業市場績效差距比較明顯。另外，衡量重污染上市公司財務績效的兩個指標的標準差相對于企業市場績效都較小，說明其財務績效分布相對均勻，而市場績效分布相對分散。

從表2可知，環保投資（EPI）的最大值和最小值分別為13.606147和4.574711，兩個極值間存在明顯的差距，表明重污染上市公司對環保的投資力度有很大差異，部分企業重視對環保的投資，但也有部分企業環保投資不足。融資約束指數在-4.209615和-2.386124之間，均值為-3.56459424，均為負值，由此可以看出我國重污染上市公司的發展面臨著融資約束問題，公司在籌集資金的方式和融資渠道等方面受到了一定程度的限制。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

由下頁表3可以看出，環保投資與衡量企業財務績效的兩個指標均呈現正相關關系，且總資產周轉率通過了10% 的顯著性檢驗，結果初步驗證了假設1。當考慮受市場因素的影響時，環保投資與企業市場績效指標托賓Q呈顯著負相關關系，假設2得以初步驗證。

表3 相關系數表

（三）回歸分析

由于企業績效是用總資產周轉率、凈資產收益率和托賓Q等指標衡量，為避免被解釋變量之間的內生性問題而產生嚴重的多重共線性，本文將解釋變量環保投資和融資約束進行了中心化處理，分別得到EPI′和SA′。回歸結果如表4所示。

表4 回歸結果

1.環保投資和企業績效。表4中模型（1）是重污染上市公司環保投資與企業財務績效的回歸結果，從回歸結果可以看出，總資產周轉率（ATO）和凈資產收益率（ROE）的調整R2分別為0.232、0.152，模型（2）中托賓 Q（TBQ）的調整R2為0.287，說明前兩個模型擬合優度較好，結果值得信賴。環保投資對凈資產收益率和總資產周轉率均有正向影響，且總資產周轉率通過10%的顯著性檢驗，驗證了假設1。而托賓Q值的回歸系數為-0.1，且在1%的水平上顯著，表明環保投資對企業市場績效存在顯著負相關關系，假設2得以驗證。綜上，針對重污染上市公司而言，環保投資對傳統會計指標衡量的財務績效具有正向影響，而對受市場因素影響的企業市場績效具有負面作用。

2.融資約束對環保投資與企業績效的調節作用。表4中模型（3）和模型（4）顯示的是重污染上市公司在融資約束條件下環保投資與企業績效之間的回歸結果。從模型（3）可以看出，環保投資對衡量企業財務績效的兩個指標均呈現顯著正向影響，且都通過了5%的顯著性檢驗，進一步驗證了假設1。從模型（4）可以看出，企業市場績效指標與環保投資在1%的水平上呈顯著負相關，假設2得以進一步驗證。在上述回歸分析的基礎上，在模型（3）中加入交乘項EPI′×SA′，從回歸結果可以看出，環保投資和融資約束的交乘項（EPI′×SA′）與衡量企業財務績效的兩個指標的回歸系數分別為-0.135、-0.0220，兩個財務績效指標均通過了顯著性檢驗。從模型（1）和模型（3）的對比可以看出，總資產周轉率（ATO）的環保投資回歸系數由原來的0.019下降至0.017，且凈資產收益率（ROE）的環保投資系數由原來的0.005下降至0.00006，由此說明融資約束會削弱環保投資對企業財務績效的正向關系，初步驗證了假設3。模型（4）中，環保投資和融資約束的交乘項（EPI′×SA′）與企業市場績效的回歸系數為 -0.02，且在5%的水平上顯著相關。從模型（2）和模型（4）回歸結果的對比可以看出，引入融資約束后，環保投資對企業市場績效的回歸系數由原來的-0.100下降至-0.121，由此說明，企業受融資約束的影響會加劇環保投資對市場績效的負向影響，假設4得到初步驗證。為進一步驗證假設3和假設4，下面對研究樣本按融資約束的高低程度進行分組檢驗。

（四）進一步分組檢驗結果

計算融資約束值（SA）的均值后，將全樣本分成兩組：均值小于融資約束值的樣本數據定義為低融資約束組，而均值大于融資約束值的樣本數據定義為高融資約束組，從而進一步檢驗環保投資對企業績效的影響。回歸結果如下頁表5所示。

從表5可以看出，衡量企業財務績效的兩個指標不論在高融資約束組還是低融資約束組，環保投資的回歸系數均為正，而企業市場績效中的環保投資回歸系數在高融資約束組和低融資約束組都為負，進一步驗證了假設1和假設 2，其結果具有穩健性。此外，引入交乘項（EPI′×SA′）后，在企業財務績效指標中，高融資約束企業的環保投資回歸系數均低于低融資約束企業，說明融資約束程度越高，對環保投資與企業財務績效正向關系的削弱作用越明顯，假設3得以驗證。而在企業市場績效中，低融資約束企業的環保投資回歸系數高于高融資約束企業，即融資約束程度越高，環保投資對企業市場績效的負面影響越顯著，進一步驗證了假設4。

表5 融資約束下環保投資對企業績效的回歸結果

五、穩健性檢驗

為了保證結論的穩定性，本文進行以下穩健性檢驗：（1）用流動資產周轉率、流動資產凈利率和歸一化后的EVA值作為被解釋變量中三個指標的替代變量。（2）借鑒郭文嘉［32］的研究，采用環保投資額除以平均總資產得到的值替代解釋變量。（3）參考丁昕和何宜慶［33］的有關研究，用SA指數絕對值的自然對數作為融資約束的替代變量。所得結果與上述實證結果基本一致，通過了穩健性檢驗，表明本文所構建的模型合理，具有穩健性。

六、研究結論和建議

（一）研究結論

本文以2015—2019年我國A股上市的重污染企業為研究對象，探討環保投資與企業財務績效和企業市場績效的關系，并進一步實證檢驗不同融資約束程度對環保投資與企業績效的影響，得出以下結論：

1.環保投資與企業財務績效呈正相關關系，而與企業市場績效顯著負相關。說明我國重污染上市公司的環保投資對企業財務績效具有正向影響，環保投資的增加有助于企業傳統會計績效指標的上升。在市場經濟運行中，企業因受到市場競爭和價格等市場因素影響，會增加企業額外的成本，以致收入效應低于成本效應，導致環保投資對企業市場績效產生負向影響。

2.融資約束削弱了環保投資與企業財務績效的正向關系，且融資約束程度越高，環保投資與企業財務績效的正向關系的削弱作用越顯著；而對企業市場績效而言，融資約束加劇了環保投資對企業市場績效的負向影響，且融資約束程度越高，環保投資與企業市場績效的負向關系越明顯。當企業面臨的融資約束程度較高時，融資渠道受阻嚴重，資金籌集不足，企業就會限制環保資金投入，甚至因資金短缺問題無法進行投資，失去獲利機會，致使企業績效難以得到提升。因此，融資約束對環保投資與企業績效的關系起著削弱正向關系或加劇負向影響的調節作用。

（二）相關建議

1.企業層面，企業應注重環保資金的投入，發揮環保投資對企業績效的正向作用。在進行環保投資時，企業應該結合自身狀況和市場經濟環境，權衡風險和收益，謹慎選擇高質量的環保項目，合理規劃環保資金的投入，制定好短期、中期和長期的投資計劃，最大程度地提高環保投資的回報率，推動企業績效的提升。

2.政府部門層面，應健全相應的法律法規，加大政策優惠力度。環境保護與經濟效益的協調發展既離不開企業自身的努力，同時也離不開政府的支持。政府可以通過財政、稅收等方式，讓資金和環保設備進入積極履行環境責任的重污染企業，使資源得以優化配置，從而提高重污染企業的市場競爭力，使重污染企業可以通過環保投資讓企業績效實現持續增長，實現環境保護與經濟發展雙贏的目標。

3.整個融資環境層面，應優化融資環境，為企業提供良好的市場環境。現階段，企業融資仍以銀行貸款為主，而債券、股票、基金等市場發展相對比較落后［34］，企業面臨著嚴重的融資約束問題。因此國家可以依據市場環境狀況，鼓勵各種金融機構對企業環保投資進行資金支持，降低企業融資成本，擴大融資渠道，使重污染企業進行長期有效的環保投資，進而促進整個行業企業績效的提升。