綠色稅收對企業財務績效的影響研究
——基于融資約束的中介效應

肖月瑤 李朝紅（副教授）（西南林業大學會計學院 云南昆明 650224）

一、引言

綠色稅收也稱環境稅，是引導企業減少污染物排放、促進節約資源和生態環境保護的重要經濟手段。自2018 年1 月1 日起，《中華人民共和國環境保護稅法》開始施行。企業為應對綠色稅收，必須采取相應的行動或制定有利于自身發展的策略。當企業排污規模超過排污標準時，企業需要根據超過程度繳納環保稅，形成了企業日常環保維護費用。但當所需繳納的環保稅過多或已經積累到一個較高的水平時，很多企業更希望通過技術改造達到減排效果。不管是日常維護還是技術改造，企業都將會面臨著新技術的引入、設備的購買、環保投入力度大、籌資風險大等問題，這些都需要持續穩定的資金支持。但是如果企業的利潤遠遠大于綠色稅收帶來的稅收負擔，企業則不會進行改變，對環境的破壞將會進一步加重。

因此，本文在雙向固定效應模型中融入了中介效應，以此來研究綠色稅收對企業財務績效的影響，以及融資約束是否在兩者之間存在中介效應，以期更好地了解綠色稅收對企業的作用效果。

二、理論分析與研究假設

（一）綠色稅收與企業財務績效

目前鮮有文獻研究綠色稅收對企業財務績效的影響，更多的是對環境保護稅以及環境規制對企業財務績效影響的研究，本文梳理了相關文獻后發現可以將二者之間的關系分為以下幾個方面：

一是綠色稅收對企業財務績效產生抑制作用。根據新古典經濟學理論，環境保護稅的征收會加大企業的稅收負擔，企業的排污程度越高，所需要繳納的環境保護稅越高，使得企業的生產成本提高。除此之外，環境保護稅會使企業的生產效率［1］以及競爭力受到負面影響，進一步影響財務績效，即環境保護稅抑制了企業財務績效的增長。雖然環境保護稅使得企業的環境外部成本內部化，但會使得企業的生產成本大幅增加，最終會抑制企業的經濟發展［2-4］。秦昌波等［5］和李惠娟等［6］發現環境保護稅會抑制我國經濟的發展以及企業的發展。Palmer 等［7］認為環境監管會限制企業財務績效的提高，難以追求利潤最大化。

二是綠色稅收對企業財務績效產生了促進作用。根據波特假說，恰當的環境規制可以促使企業進行技術創新、增強企業競爭力［8］、提高企業的生產率，從而提高企業財務績效［9］。環境規制最有效的工具之一是環境保護稅的征收，在一定程度上可以促進企業財務績效的提高。畢茜、于連超［10］實證分析得出環境保護稅的征收提高了行業競爭力，從而促進了企業進行技術創新。Abdullah 等［11］研究發現，由于環境保護稅的征收導致了稅收負擔，會促使企業通過調整產業結構來生產新的產品，因此企業就有了新的增長利潤的途徑。Yi 等［12］研究發現排放稅倒逼企業提高綠色創新投資水平與企業績效。周文山等［13］基于創新投入的中介效應，實證分析得出環境保護政策的實施可以有效提高企業績效。

三是綠色稅收與企業財務績效之間的關系不確定。劉曉光等［14］以2016—2019 年滬深A 股上市公司數據為研究樣本，采用雙重差分模型檢驗得出環境保護稅的征收不會引起企業財務績效的較大波動。張倩等［15］以征收排污稅的方式對企業進行環境規制，發現其與企業績效之間是非單調的先減后增的U 形關系。Mardones［16］研究發現企業的技術投入和企業的成本在不同的二氧化碳稅率影響下并沒有較大的改變。

綜上，本文認為征收環境保護稅會增加企業的稅收負擔以及企業的成本，但會因此倒逼企業進行技術創新、調整產業結構等，使得新增利益高于新增成本，進而促進企業財務績效的提高。因此，本文提出了假設1：

H1：綠色稅收對企業財務績效產生了促進作用。

（二）融資約束的中介效應

對于綠色稅收與融資約束，孟丹［17］在研究環境稅、融資約束以及企業創新的關系時發現，環境稅在一定程度上可以緩解企業的外部融資約束壓力。苗苗［18］、粟立鐘［19］以及何賢杰［20］認為環境規制可以緩解企業信息不對稱帶來的影響。除此之外，環境規制的強度越大，企業對于繳納環境保護稅的執行力度越好，說明具有更完善的制度環境、更高的市場化水平，從而減輕企業融資約束的壓力。征收環境保護稅會促使企業進行技術創新等，在一定程度上能夠減少道德風險、逆向選擇等問題，有利于企業緩解信息不對稱、降低風險、獲得市場以及投資者的認可，從而降低企業的融資約束壓力。

對于融資約束與企業財務績效，代理成本理論認為融資約束問題可以有效防范經營者的道德風險和逆向選擇，避免其為了利益過度投資等，能夠在一定程度上提高企業的效率，從而對企業的財務績效產生正向影響。鄧可斌等［21］認為融資約束會促進企業的財務績效，因為企業的融資約束問題越嚴重，企業反而會對資金更加謹慎地使用，提高了企業的資金使用效率與企業的生產效率。因此，本文提出假設2 與假設3：

H2：綠色稅收可以有效地緩解企業的融資約束。

H3：綠色稅收可以通過融資約束的中介作用對企業財務績效產生促進作用。

三、研究設計

（一）數據來源及變量選擇

由《第二次全國污染源普查公報》中的工業源普查數據可知，非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉和壓延加工業、有色金屬冶煉和壓延加工業以及電力、熱力生產和供應業四個行業的上市公司大氣污染物總計排放量占比在45% 以上，因此本文選取2014—2020 年四個行業的上市公司為研究對象，并作以下處理：剔除ST 或*ST的企業、剔除數據不全的樣本，最終得到54 家企業共計378 個年度觀測值。數據處理軟件為Stata 13.0，所用到的數據均來自于國泰安數據庫、《中國稅務年鑒》以及企業年報。

對于變量的選擇，本文的被解釋變量為企業財務績效，采用總資產凈利潤率（ROA）衡量，ROA 可以用來分析企業的獲利能力，是評價企業資產運營效益的重要指標。一般來說，ROA 與企業盈利能力之間是正相關關系，即ROA 越高，企業的財務績效越好。

解釋變量為綠色稅收，借鑒畢茜和于連超［22］、于連超等［23］的做法，本文衡量綠色稅收時使用廣義環境保護稅，主要包括消費稅、資源稅、城市維護建設稅、車輛購置稅、車船稅、城鎮土地使用稅、耕地占用稅以及排污費或環境保護稅，并取自然對數。

中介變量為融資約束，目前學者對于融資約束的衡量方法有WW 指數、SA 指數以及KZ 指數等，其中WW指數包含的影響企業融資的因素最全面，而且在KZ 指數的構造基礎上有了一定的改進，因此本文使用WW 指數來衡量企業的融資約束。表達式為：WW=-0.091CF-0.062DIV+0.021LDEBT-0.044LNTA+0.102ISG-0.035SG，其中CF 為經營現金流量/總資產；DIV 為是否支付了現金股利，是則取值為1，否則為0；LDEBT 為長期負債/總資產；LNTA 為總資產的自然對數；ISG 為行業銷售增長率；SG為企業銷售增長率。

本文的主要變量及選取的控制變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（二）模型設定

本文對實證模型的設計思路為：先構建雙向固定效應模型檢驗綠色稅收對企業財務績效的影響，再逐步引入相關變量，探究融資約束在二者之間是否存在中介效應。針對假設1，構建雙向固定效應模型（1），檢驗綠色稅收對企業財務績效的作用：

其中，μit為個體固定效應，γit為時間固定效應，εit為誤差項，i 代表企業，t 代表時間。

針對假設2，構建模型（2）檢驗綠色稅收對融資約束的影響；然后加入中介效應構建模型（3）來檢驗假設3 是否成立。模型（2） （3）構建如下：

四、實證結果及分析

（一）描述性統計分析

由表2結果可知，總樣本量為378，ROA均值為0.0350，中位數為0.0200，標準差為0.0780，最小值和最大值分別為-0.358 和0.399，說明不同樣本企業間的財務績效水平具有較大差異；綠色稅收Tax 的均值與中位數分別為17.34 和17.41，兩者的值相差不大，說明樣本企業整體綠色稅收水平處于中等，最小值為12.95，最大值為20.41，說明每家企業所繳納的綠色稅收具有一定的差異；融資約束WW 指數的均值與中位數大致相同，最小值為-1.329，最大值為-0.855，說明樣本企業普遍存在融資約束問題。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

在進行回歸分析之前，需要對各變量進行Pearson 相關性分析。由表3 可以看到，各主要變量之間顯著相關，初步說明本文選擇的變量較為合理。綠色稅收與企業財務績效之間的相關系數為0.275，且在1%的水平上顯著，即綠色稅收對企業財務績效產生了正向的促進作用。綠色稅收與融資約束之間的相關系數為-0.842，且在1%的水平上顯著，即綠色稅收對融資約束具有一定的緩解作用。

表3 相關系數表

（三）Hausman 檢驗

本文采用的樣本數據為面板數據，而面板數據具有二維性，如果模型設定不恰當的話，會使最后的回歸結果有誤差，因此本文進行了Hausman 檢驗，由此來確定模型使用隨機效應還是固定效應。若P 值小于0.05，則拒絕原假設，采用固定效應模型；反之，采用隨機效應模型。由表4可知，模型（1）（2）（3）的P 值均小于0.05，則拒絕原假設，應采用固定效應模型。

表4 Hausman 檢驗結果

（四）回歸結果分析

如表5 所示，由模型（1）的回歸結果可知，綠色稅收的系數為0.0244，且在1%的水平上顯著，說明企業的綠色稅收對財務績效具有正向影響，假設1 成立，即綠色稅收對企業財務績效產生了促進作用。此時可進行下一步檢驗。WW 指數的值越小，企業的融資約束越小。由模型（2）的回歸結果可以看到，用綠色稅收對融資約束進行回歸時，綠色稅收的回歸系數β1為-0.0063，在5%的水平上顯著，說明企業綠色稅收越高，WW 指數值越小，則企業的融資約束越小，假設2成立，即綠色稅收可以有效地緩解融資約束問題。由模型（3）的回歸結果可知，用融資約束、綠色稅收同時對企業財務績效進行回歸時，綠色稅收的回歸系數η1為0.0216，融資約束的系數η2為-0.4434，均在1%的水平上顯著。本文借鑒溫忠麟［24］的中介效應檢驗方法，發現β1×η2的計算結果為0.0028，η1為0.0216，兩者的符號相同且均顯著，這說明在綠色稅收對企業財務績效的促進作用中，融資約束發揮著部分中介作用，即假設3 成立。

此外，對于綠色稅收對企業財務績效的促進作用中融資約束中介作用的影響程度，本文利用公式β1×η2和β1×η2/α1進行衡量。由回歸結果可知β1為-0.0063，η2為-0.4434，α1為0.0244，計算得到β1×η2為0.0028，β1×η2/α1為11.45%。可以看出綠色稅收每增加1 單位，融資約束程度就會緩解0.0063，進而使得企業財務績效增加0.0028，其中有11.45%是企業的融資約束造成的。綜上所述，通過中介效應及雙向固定效應模型檢驗得出綠色稅收通過融資約束作用于企業財務績效，即在需要繳納綠色稅收的情況下，融資約束可以提升企業的財務績效水平。

五、穩健性檢驗

為了確保回歸結果的可靠性，本文進行了穩健性檢驗，即在原有模型的基礎上，增加了固定資產比率（Ppe）、無形資產比率（Intan）兩個控制變量對模型（1）（2）（3）進行穩健性檢驗，其中Ppe 為固定資產/總資產，Intan 為無形資產/總資產。由表6 可知，模型（1）中綠色稅收的系數為0.0244，在1%的水平上顯著，表明綠色稅收促進了企業的財務績效，與表5 中的結果相符，因此模型（1）通過了穩健性檢驗；模型（2）中綠色稅收的回歸系數為-0.0069，在5%的水平上顯著，表明綠色稅收對融資約束有顯著的緩解作用，與表5 中的結果相符，因此模型（2）通過了穩健性檢驗；模型（3）中綠色稅收以及融資約束除了系數有細微變動之外，顯著性水平以及系數符號均未發生改變，因此模型（3）通過了穩健性檢驗。

表5 模型回歸結果

表6 穩健性檢驗結果

六、研究結論及建議

為了探究綠色稅收對企業財務績效的影響，本文選取2014—2020 年我國滬深A 股四個行業的上市公司為面板數據進行了實證分析。結果表明：（1）綠色稅收對企業財務績效產生了促進作用；（2）綠色稅收在一定程度上能夠緩解企業的融資約束；（3）在綠色稅收促進企業財務績效的過程中，融資約束發揮了中介效應。

對此本文提出兩方面建議：（1）制定合理的綠色稅收政策。政府在制定綠色稅收政策時，可以加大對企業綠色技術創新的財政補貼，給予更多的稅收優惠，使政策多樣化，更好地為企業創造良好的發展環境；（2）企業自身應該主動接受環境規制，充分利用政府以及社會提供的優惠與條件，積極對企業技術進行創新、增加企業競爭力、提高生產效率等，以有效推動企業財務績效的提高。