企業轉型與節能環保的財務績效邏輯
——基于高能耗、高污染上市公司的實證研究

葛鈺杰，孫紅梅

（上海師范大學，上海 200234）

1 引言與文獻回顧

BP世界能源統計年鑒顯示，2016年我國占世界能源消耗總量的23%以及世界能源需求增長的27%，仍居于世界能源消費國之首。由于我國能源生產及增長呈現出“富煤、缺油、少氣”以及“新型能源短缺”的特征，因此我國目前的能源消費還是以煤炭為主，不僅消耗強度大、利用效率低，同時還會帶來嚴重的環境問題。據統計，我國工業行業能源消耗在各行業能源總消耗中占據了至少70%的比例。其中，石油加工、電力、鋼鐵、水泥、有色金屬冶煉等典型的高能耗行業占據主導地位，成為了中國工業節能降耗的主要領域。而隨著世界原材料價格上升、能源供給不足、環境污染嚴重，我國將節能減排納入了國家的發展規劃，這就要求傳統產業要加快轉型升級，加快促進能源生產方式變革，積極調整優化產業結構。

我國節能減排政策的具體實施主體是國內的所有企業。其中，高能耗高污染企業是消費能源和釋放污染的主角，節能環保政策對于這類公司的要求更為重要和緊迫。在國家節能減排任務加重的大趨勢下，從企業的自身視角深入研究節能減排對于企業轉型的作用，對于企業財務績效產生的影響就顯得非常必要。這不僅加強了節能減排對上市公司財務績效影響的理論研究，也是我國推行節能減排政策的重要參考依據，能夠促進企業自覺落實節能環保政策，從而更好地保障我國經濟的可持續發展能力。

自1930年開始，國外學者就對能源消耗和環境問題進行了系列研究。當全球變暖成為不可逆轉的趨勢時，節能減排逐漸受到更多學者的關注。而國內對于節能環保問題的探索雖然起步較晚，主要集中在“十一五”規劃之后，但國內學者結合中國的具體國情，在該領域也取得了系列研究成果。

1.1 節能減排文獻綜述

陸鐘武[1]將著名的庫茲涅茨曲線運用于我國的節能環保政策的研究，為有序促進國家節能環保戰略的實施提供了相應對策。張小蒂和羅堃[2]針對我國高能耗高污染企業，通過引入節能減排專業化主體改善清潔發展機制（CDM），從而打通資金與技術之間的“轉換”渠道，保障提高行業的節能減排效率。陳詩一[3]針對節能環保的特點構造了相應的動態模型，試圖模擬2010～2049年的工業損益情況，并根據模型找出中國節能環保的最優發展方式。

除了對節能環保的相關政策做出研究外，國內外學者還對節能減排實施效果的評價體系做出了一定的貢獻。Chand等[4]將我國臺灣省的所有能耗高的企業作為樣本，實證研究了行業的差異性導致的節能減排效果的區別，其中能耗越高，減排效果越理想。何偉等[5]分別以減排績效和經濟績效為維度構造了評價企業節能環保效果的模型。張國興等[6]通過對1997～2013年國家頒布的所有節能環保政策做出分析，著重研究了我國政策措施及目標協同效應對節能環保整體效果產生的作用。

1.2 節能減排與財務業績關系文獻綜述

Porter[7]提出觀點認為節能減排有利于企業樹立創新共生意識，從而提高生產效率，促進企業經營業績。Clemens[8]以中小企業為研究對象也論證了上述學者的觀點。

但是，以Walley和Whitehead[9]為代表的節能減排會給企業帶來負面影響的研究也得到了一些學者的支持。Gingrich和Pious[10]認為實施節能減排政策會導致公司成本的增加，因此節能減排與企業盈利為負向關系。

Schaltegger和Synnestvedt[11]提出國家的特征會影響節能減排與企業業績之間的關系，國家的管理體制和社會背景的差異會對公司經營業績發揮不同影響。

國內學者針對該問題也進行了一定研究。邢璐等[12]將企業作為分析對象，研究了節能環保政策下的企業行為和其影響因素之間的關系。梁廣華[13]以上市公司為視角分析了落實節能環保政策對公司業績的影響，結果發現受制于產品與能源關系的不同，節能減排效果對企業的作用有所差異。姜秀娟和侯貴生[14]基于2008～2012年煤炭行業的上市企業面板數據資料，實證分析了樣本公司的轉型能力和其轉型績效之間的聯系，結果表明上市公司的轉型能力越強，則轉型績效表現越好。程時雄等[15]基于我國工業行業數據，運用數據包絡分析證實了節能減排與經濟增長之間的雙贏關系。

綜上所述，國內外學者對于節能環保的研究在政策建議、評價體系等理論分析和節能環保與公司轉型之間的聯系、節能環保對公司財務業績影響的實證研究都取得了較多的貢獻。但針對節能環保如何影響財務業績，國內外的研究者觀點并不一致。因此，面對我國節能環保措施的不斷推進，通過實證分析節能環保對上市公司財務績效的作用，特別是對于高能耗高污染的上市公司的作用，具有重要的現實意義。

2 理論分析與研究假設

對于高能耗高污染企業來說，節能減排的手段主要包括前期和后期采用新的技術手段，推進傳統產業產品的升級換代，增加產品附加值，促進公司轉型，從而提升資源的使用效率，達到節能環保的目的。

公司落實節能環保政策，需要鼓勵研發創新，購置清潔生產設備，變更生產技術、流程，而這些都需要大量的資金支持。從短期來看，執行節能環保措施可能會降低公司經營的業績；但從長期來看，這種影響帶來的積極效應會抵消減少的企業績效。節能減排政策的落實使得上市公司在一定程度上進行轉型，技術資金的大量投入提高了高能耗企業的資源利用效率，增強了企業發展的可持續性，因此，從長期來看，將會對公司績效產生正向影響。

同時基于企業社會責任理論，節能減排在一定程度上加大了企業成本，但該行為表現出較強的正外部性，是企業履行社會責任的重要體現。而投資者也會對這種正外部效應進行反饋，給予企業較高的聲譽和品牌認可度，進一步提升客戶對公司的忠誠度，擴大市場占有率，正向促進公司的財務績效。

因此，基于以前學者的研究成果及上述理論分析，提出假設1：節能減排有利于提升公司財務業績。但企業實現成功轉型往往不是一件容易和確定的事情，很多企業在轉型之前投入巨大成本，這不僅包括研發支出、采購新技術等有形代價，也包括轉型后對于企業原業務和原文化的無形沖擊和影響。因此，對于高能耗高污染企業來說，企業轉型成功不一定能夠即刻反映在企業績效上，況且由于信息不對稱的存在，外部投資者對于企業轉型信息的獲取能力也較滯后，因此轉型企業績效的提升存在一定的滯后性。針對上述分析，提出假設2：節能減排對公司財務業績的提高具有滯后作用。

3 樣本選擇與模型構建

3.1 樣本選擇

本文以國家統計公報中規定的工業高能耗高污染行業為研究對象，由于一些企業節能減排信息披露不足，導致節能減排數據不完善，因此分析樣本主要包括電力行業和鋼鐵行業，搜集了粵電力A、太鋼不銹、華能國際、寶鋼股份、國電電力和馬鋼股份等六家典型上市公司2010～2016年的節能減排和財務數據進行研究。企業數據來源于國泰安數據庫、各公司歷年年報、可持續發展報告或社會責任報告。通過運用Stata計量分析軟件來實現樣本分析。

3.2 變量選取

由于不同行業對于能源消耗的差異性以及污染物排放種類的不同，導致各公司對節能減排披露的指標也不一致。為降低因產品質量差異對環境績效產生的影響，應對企業的資源消耗量和污染物排放量進行歸一化處理。通過查閱樣本公司的社會責任報告等資料可知，采用單位能耗作為能耗指標的上市公司較多，同時，燃燒化石能源會產生一定的工業廢氣，SO2便是典型的工業廢氣代表，因此本文選擇單位綜合能耗產值（EC）作為節能指標，而排放水平則用SO2排放量（EM）進行衡量。借鑒胡曲應[16]提出的綜合能耗計算方法，相應指標的公式如下所示：

衡量企業的經營業績可以采用常用的會計指標如資產報酬率（ROA）、凈資產報酬率（ROE）等，也可采用市場價值指標如托賓Q值（Tobin Q）、股票年收益率等。會計指標主要從短期反映企業的經營狀況，而市場價值指標則兼具了公司成長性，是長期績效的良好反映。因此，同時采用資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）與托賓Q值（Tobin Q）三個指標來考察公司績效。

當然，高能耗高污染企業的財務績效并不僅僅受到節能減排政策的影響，公司的基本面因素會對企業產生決定性作用。結合以前的研究成果，本文選取企業規模（ASSET）和資本結構（DAR）和凈資產增長率（NGR）作為控制變量，以年份作為虛擬變量進行回歸分析。變量解釋說明見表1。

表1 變量解釋說明

3.3 模型構建

一般情況，面板數據在增加模型自由度的同時，控制了橫截面個體的差異性，可為研究者提供更多的數據。針對本文樣本量較小的情況，選擇面板數據進行分析較為合適。面板數據的基本回歸模型為：

企業績效的當期影響模型：

其中，i 代表樣本公司，t 代表2010～2016年7個觀察年份。代表樣本公司單位綜合能耗產值；代表上市公司萬元產值SO2排放量；和分別表示樣本公司的企業規模和資本結構；為公司的凈資產增長率，通常用來表示未來發展能力；YEARit作為虛擬變量。

4 實證分析

4.1 節能減排對當期績效的影響

針對模型1，由表2的蒙斯曼檢驗結果可知，統計量P 值為0.9995，因此接受H0，選擇隨機效應模型進行回歸估計，結果如表3所示。

表2 ROA的豪斯曼檢驗結果

表3 ROA的隨機效應回歸結果

由表3可知，模型1的回歸估計效果較好，EC與EM均在0.05的水平下顯著。EC與ROA呈正相關，EM與ROA表現出負相關，這說明節能環保政策的實施對公司的經營業績有明顯的正向作用，污染物排放的減少會積極促進財務業績的提高。本文選取的樣本公司均為大型上市國企，受國家政策的影響較大，因此在節能減排方面更為積極。雖然企業因創新改造生產工藝流程、更新節能設備等的投入，在一定程度上減少了盈利空間，減少了利潤，但實證結果表明，高污染的樣本公司并沒有因為減排增加了費用而導致整體獲利的降低，反而是對衡量獲利能力的ROA呈正向作用。在時間效應方面，年份整體上與ROA呈現負相關關系。

模型2中，豪斯曼檢驗P值為0.8591，接受H0，因此采用隨機效應進行回歸估計，回歸結果如表4和5所示：

根據上述回歸結果，回歸方程為：ROE=-0.6881+0.0122EC-0.0070EM+0.0294ASSET-0.0844DAR+0.0067NGR，方程整體的回歸結果較滿意，EC和EM的回歸系數顯著，單位能耗產值、排放水平和公司的凈資產報酬率呈現明顯聯系，這與模型1的結果一致。同時，企業規模對ROE表現出顯著的正向影響，表明企業規模越大，越容易形成規模效應，從而提高企業的凈資產報酬率；凈資產增長率越好，凈資產收益率越大，說明了公司的后續發展能力對于當期的報酬率同樣有明顯的促進作用。

表4 ROE的豪斯曼檢驗結果

表5 ROE的隨機效應回歸結果

模型3中，由蒙斯曼檢驗可知，仍當采用隨機效應模型進行回歸估計。但根據表6的回歸情況，可看出EC和EM的系數并不十分顯著，表明了節能環保政策的實施對托賓Q值的作用并不明顯。這主要是由于托賓Q值一般用來反映企業長期價值，而受到本文研究的時間樣本的限制，節能減排對于長期企業價值的促進作用并沒有得到很好地體現。這也從一定程度上說明了節能減排的影響具有一定的時間延遲效果。

4.2 節能減排對滯后期績效的影響

針對方程4和方程5分別進行回歸，根據蒙斯曼檢驗P 統計量可知，該模型應適用于隨機效應。運用Stata軟件進行隨機效應模型的估計方程為：ROA=-0.2298+0.0075EC（-1）-0.0028EM（-1）+0.0109ASSET-0.0577DAR+0.0026NGR

表7顯示，單位綜合能耗產值的一期滯后值即EC（-1）與ROA表現為正向關系，EM（-1）和企業的ROA表現出顯著的反向影響，表明了企業在當期降低能耗、減少污染物的排放的確表現出一定的滯后性，當期節能環保的支出會對公司長期發展產生正向作用。

同樣，表8顯示了企業一期滯后節能減排與企業凈資產報酬率的回歸結果，得到方程：ROE=-0.8217+0.0099EC（-1）-0.0038EM（-1）+0.0342ASSET-0.0719DAR+0.0074NGR

表8的回歸結果和上述得到的結論一致，但此時EM（-1）回歸結果不夠顯著，將滯后一期的統計量與當期統計量相比，在一定程度上能夠表現出節能減排的延遲效應。同時，企業規模與凈資產增長率均與ROE表現出明顯的正向相關。在時間效應方面，凈資產收益率在2012年受到較弱的負面沖擊，并在之后的2015年和2016年，沖擊得到延續。

表7 企業一期滯后節能減排與ROA的回歸結果

表8 節能減排滯后值與ROE的回歸結果

5 結論與建議

通過對電力和鋼鐵行業的六家典型上市公司2010～2016年的節能環保與財務業績的關系分析，結果發現：單位能耗產值和資產收益率、凈資產收益率均表現出正相關，而排放水平和企業的ROA、ROE呈現出顯著的負相關，說明提高能耗的使用效率和降低污染物的排放對于企業的財務績效有積極的促進作用。同時，企業環保設備的更新改造及清潔生產流程的推廣均需投入大量資金。根據滯后期與財務績效的回歸方程可知，節能減排中尤其是降低污染物的排放水平對企業未來的ROA、ROE均顯示出了顯著的正向促進作用，這說明節能減排的落實對財務績效的提升體現出長期性，因此對于企業前期環保投入的資金來說，應以國家倡導和資金投入為主導，這有利于充分發揮上市公司實施節能環保政策的積極性。

對于高能耗高污染的公司來說，積極落實節能環保措施也是企業應承擔的社會責任。一方面，在企業內部，要積極落實國家環保政策，要提高能源資源轉化效率，建設脫硫、脫硝、除塵等環保設施，從而降低污染物的排放，美化環境質量，不斷提升企業可持續發展能力；另一方面，要加大開發清潔能源力度，大力發展利用風能、氣能等清潔能源。高能耗高污染企業要從更加可持續、環保的角度選擇企業發展模式，將節能減排目標納入生產運營的每一個環節。

本文關于上市企業節能減排的環境數據主要通過公開發布的可持續發展報告或社會責任報告搜集而來，但由于國家對上市企業及非上市企業的有關節能減排等環境管理的信息披露沒有出臺強制性的文件，導致主動披露的企業較少，尤其是高能耗高污染的石油化工、水泥等行業，有很多企業甚至從來沒有公開過社會責任等報告。在公布社會責任報告的企業中，數據披露程度也不夠，主要存在披露格式不規范、披露指標不統一等問題，給實證研究帶來了一定的局限性。因此，建議國家相關部門強制高能耗高污染企業披露相關環境信息，并且統一披露的格式和指標，增強不同行業的信息可比性，為今后研究節能環保與企業業績問題提供質量更高的數據資料。