綠色投資、融資約束與企業財務績效
——來自能源行業上市企業的經驗證據

劉書蘭，王 蒙，漆俊美

（武漢紡織大學 會計學院，武漢 430200）

0 引言

目前，能源行業依舊是關乎國計民生的基礎支柱，綠色轉型成為能源行業未來發展的重要方向。企業綠色投資是近年來出現的創新型投資方式，秉承可持續發展理念，加強企業綠化技術、加強新能源開發利用等方面的投資，提高能源環境效率以達到經濟社會環境共贏。因此，綠色投資利于實現經濟高質量發展，助力企業轉換投資方式、走可持續發展之路。另外，高質量發展的要求迫使企業不斷完成產業升級，面臨不同程度的融資壓力。而拓寬融資渠道對企業自覺履行環保主體責任存在重要的影響。因此，研究融資約束在能源行業綠色投資與企業財務績效之間存在何種調節作用，對促使企業擺脫融資約束困境，實現績效最優化存在重要現實意義。

現有的有關綠色投資對企業績效的影響研究結論不一，主要有三種觀點：尹建華等（2020）[1]認為企業綠色投資會擠占生產經營成本，影響正常經營，抑制其企業績效的增長；Chen和Ma（2021）[2]則認為企業綠色投資在達到一定的規模，技術趨于成熟并被市場逐步認可時，會進一步促進企業的財務績效上升；而趙領娣和王小飛（2022）[3]則認為綠色投資對企業績效的影響呈非線性關系，但由于樣本及變量的不同，其研究結果可能為“U”型和“倒U”型的關系。那么，在中國能源行業中，綠色投資對企業財務績效究竟會產生何種影響，是一個值得探討的問題。對此，本文選取2013—2020年中國A股能源上市企業的樣本數據，嘗試分析能源行業綠色投資對企業財務績效的影響，以及融資約束在綠色投資與企業財務績效關系中的調節效應。

1 理論分析與研究假設

1.1 綠色投資與企業財務績效的“U”型關系

根據新古典經濟學的傳統理論，企業環境保護支出會擠占生產性資本，導致企業的生產效率下降、利潤下滑。當企業的有限資金投入環境保護中時，必定會擠占企業的生產性資本。綠色投資前期水平低，一方面無法達到能夠促進技術創新的規模效應，無法即刻享受綠色技術所帶來的紅利；另一方面難以引起外部利益相關者的足夠關注，不能使得市場迅速認可企業做出的環保努力。因此，在綠色投資前期，生產水平及技術創新水平較低，規模效應尚未顯現，綠色投資的成本可能大于收益，進而對企業財務績效產生負面影響。

根據競爭優勢理論，企業在進行綠色投資時，主動承擔社會責任，積極改善環境績效，為自身形成競爭優勢，刺激技術改造、產品升級。于是，企業綠色投資的規模效應形成后，企業的生產能力會逐步提升，抵消由前期環境保護帶來的成本，使得企業在市場上獲得競爭優勢。另外，企業積極進行綠色投資，承擔環境保護責任作為一種信號傳遞機制反映其重視綠色發展，使得市場對企業綠色發展增強信心，獲得相關利益者的認可，提高企業產品價值和客戶價值，從而增強企業財務績效。

綜上所述，不管是企業進行技術革新還是改善環境績效帶來聲譽的影響，都是量變到質變的過程，需要積累到一定規模才能給企業帶來正向的績效影響。企業進行綠色投資如清潔生產設備的購置、綠色產品的研發等，在短期內會改變企業的投資安排，擠占企業的部分生產性資本，但長期能夠形成固定資產賬面價值，有效解決生產過程中的環境污染問題；另外，綠色投資支出的增加也會倒逼企業綠色技術的革新和增加消費者的認同，在后期形成規模效應，促使能源行業企業財務績效的提升，實現其社會績效與企業績效的互利共贏。由此，本文提出假設1：能源行業企業的綠色投資與企業財務績效之間存在先下降后上升的“U”型曲線關系。

1.2 融資約束的調節作用

融資約束程度是企業管理設計的重要考慮因素。融資約束的產生往往是由信息不對稱造成的，會致使企業不能更好地配置資源，難以實現最佳資本結構，阻礙利潤最大化、財務績效提升等目標的實現。資金的富裕程度對企業環境戰略的實施與否和實施結果產生重大的影響。如果企業面臨較小的融資約束，那么在綠色投資前期，企業會擁有更多的資金應對綠色投資所帶來的對生產性資本的“擠出效應”，維持企業的正常運行，緩解綠色投資對企業財務績效的負面影響；在綠色投資后期，企業的環保形象已然形成，聲譽效果逐步體現，企業擁有更多的資金進行綠色投資和日常生產經營，主動選擇承擔更大的社會責任，充足且低成本的資金刺激企業積極應對綠色投資的需要，促進綠色投資對企業財務績效的正面影響。反之，當企業存在嚴重的融資約束時，企業更傾向于保持現有的生產經營活動，維持現有的利潤水平，采取消極的方式回應綠色發展的需要，減少主動參與環境保護的積極性。由此，本文提出假設2：融資約束對能源行業企業綠色投資與財務績效具有負向調節效應，即在融資約束的調節作用下，綠色投資與企業財務績效的“U”型關系更為平緩。

2 研究設計

2.1 變量定義

（1）被解釋變量：企業財務績效（CFP）。參考郭曉順和李文婷（2017）[4]的研究，選取較為全面的財務指標，其中包括盈利能力、資產運營能力、償債能力和發展能力4 個維度，具體如表1所示。

表1 財務績效評價指標體系

根據初始的12個財務指標進行因子分析。先對樣本進行KMO 檢驗因子檢驗。參考劉彥君和馬鄭瑋（2022）[5]的研究，樣本KMO 的值為0.529，同時Bartlett 球狀檢驗的相伴概率為0.000，且在1%的水平上顯著。由此，本文所選變量有相關關系，適合進行因子分析。在提取因子特征值均大于1 時，共得到6 個公因子，分別用F1至F6表示，累計百分比為84.018%。表2為總方差解釋。

表2 總方差解釋

以每單個公因子方差貢獻率占總體貢獻率的比值為系數，具體得出各綜合得分，計算方式如下：

（2）解釋變量：綠色投資（GI）。本文將綠色投資定義為與環境保護相關的資本化投資支出。借鑒文獻[3,6]，手工收集192 家能源行業企業的在建工程附注表中與環境治理、綠色生產、清潔能源生產等相關的支出項（如風力發電、廢水處理、脫硫脫硝、光伏項目、熱電聯產、礦山生態環境恢復等）加總后得到綠色投資數據，并除以年末總資產予以標準化處理。

（3）調節變量：融資約束（KZ）。借鑒文獻[7]，利用KZ指數表示能源企業的融資約束水平。KZ指數是以企業經營現金流、托賓Q值、資產負債率、股利支付率和現金持有率等為自變量進行有序邏輯回歸得到的結果，KZ 指數越大，表明該企業面臨越高的財務困境，面臨越多的融資約束。

（4）控制變量。借鑒文獻[3,8,9]，選取的控制變量包括獨董比例（IDR）、產權性質（SOE）、股權集中度（TOP1）、兩職合一（DUAL）、企業規模（SIZE）、企業年齡（AGE）、財務杠桿（LEV）、資本支出（CAP）、盈虧情況（LOSS）、資產結構（AS）和年份（YEAR）虛擬變量。

具體變量的定義及來源見下頁表3。

表3 變量定義

2.2 模型設計

鑒于本文提出的假設，本文借鑒劉婧等（2019）[10]的做法，在OLS回歸模型中設定二次項驗證綠色投資與企業財務績效的非線性關系，同時考慮到綠色投資發揮作用的滯后效應以及同期內生性問題，本文將綠色投資進行滯后一期處理，回歸模型設定如下：

其中，α為常數項，α1～αn為對應控制變量的系數，ε為隨機誤差項，i為企業樣本，t為樣本年份。若模型二次項系數α2為正，則說明存在“U”型關系，反之則存在“倒U”型關系。

引入融資約束與綠色投資的交乘項，驗證其調節效應。將融資約束與綠色投資的交乘項納入模型，構建模型如下：

其中，β為常數項，β1～βn為對應控制變量的系數；ε為隨機誤差項，i為企業樣本，t為樣本年份。參考Haans等（2016）[11]的研究，當主效應為非線性關系時，引入調節變量檢驗調節變量與解釋變量二次項的交乘項系數是否顯著，即模型中β2是否顯著。當主效應為“U”型時，二次交乘項系數為正，則表明調節變量在自變量與因變量之間起到促進作用，使得主回歸的“U”型曲線更為陡峭；二次交乘項系數為負，表明調節變量在自變量與因變量之間起抑制作用，使得主回歸的“U”型曲線更為平緩。

2.3 樣本選擇和數據來源

本文選取2013—2020 年我國A 股能源行業上市公司為樣本。根據《上市公司行業分類指引（2012）》文件，本文所選擇企業的能源行業類型具體包括：煤炭開采和洗選業（B06），石油和天然氣開采業（B07），開采輔助活動（B11），石油加工、煉焦和核燃料加工業（C25），電力熱力生產和供應業（D44），燃氣生產和供應業（D45），水的生產和供應業（D46），共計篩選到192 家能源行業上市公司。本文中有關能源行業綠色投資、融資約束、企業財務績效以及其他變量的數據均來自國泰安（CSMAR）數據庫。根據研究慣例，本文剔除ST、PT類上市公司和關鍵變量數據嚴重缺失的數據，最終得到828 個觀測值，總體樣本為非平衡面板數據。另外，對所有連續變量進行前后1%分位的縮尾處理，以消除極端值對研究結果的影響，并采用SPSS 和Stata16.0軟件進行數據處理。

3 實證分析

3.1 樣本描述性統計

表4 為變量的描述性統計結果。能源行業上市企業財務績效（CFP）的最小值為-0.300，最大值為0.710，標準差為0.161，平均值為-0.042，說明在一定的生產經營期間內，各個企業之間的經營狀況和盈利水平等有較大的差異。綠色投資（GI）的最小值為0，最大值為0.240，標準差為0.045，平均值為0.022，表明中國能源行業上市企業綠色投資差異較大，水平相對較低，能源行業企業環保意識亟待大幅提升。能源行業企業融資約束（KZ）的平均值為1.287，標準差為1.671，最小值為-3.484，最大值為5.287，由此可以看出企業在融資問題方面存在較大的差距，公司在籌集資金的渠道和方式上有著不同程度的限制。另外，對控制變量進行分析發現，股權集中度（TOP1）的方差最大，結果可能受該因素的異質性影響較大，后續將做進一步異質性分析。

表4 變量的描述性統計結果

3.2 基準回歸結果分析

本文在進行回歸分析前，對變量進行多重共線性檢驗，各個變量的方差因子VIF值均在2以內。共線性可忽略。本文實證檢驗結果如下頁表5和圖1所示。

圖1 綠色投資與企業財務績效的“U”型關系及融資約束的調節作用

表5 基準回歸結果

（1）綠色投資與企業財務績效的關系。根據模型（1），對應表5中列（1）結果可以看出，在回歸結果中，滯后一期的綠色投資二次項的估計系數在1%的水平上顯著為4.2905，一次項系數在1%的水平上顯著為-0.9717，說明能源行業企業滯后一期的綠色投資與企業財務績效呈“U”型相關關系。根據“U”型關系表達式可以得出綠色投資的閾值為0.1132，即當綠色投資水平達到閾值之前時其增加會降低企業財務績效，綠色投資越過閾值后其增加會提升企業財務績效，假設1 得證。因此，在能源行業綠色投資的前期，規模效應尚未顯現，企業進行綠色投資會對企業的財務績效產生負面的影響；在綠色投資的后期，企業逐步享受前期投資所產生的紅利，財務績效逐步提升。綠色投資對企業財務績效的影響不是一蹴而就的，需要技術、時間等各方面因素的積累，再逐步顯現到企業財務績效上。但值得注意的是，能源行業企業綠色投資大多集中在拐點之前，仍有較大的提升空間。

上述研究結論不同于前者研究中認為綠色投資對企業財務績效存在積極或消極的影響。結合了新古典經濟學的傳統理論與競爭優勢理論的應用，本文結果區別于王杰瓊（2014）[12]的研究結果，即短期內化工企業的排污費對企業績效存在消極影響，分析其原因可能是該研究選擇的代理指標為事后治理型綠色投資，該項治理費用更多的是對企業資源的消耗，不能為企業帶來長期的影響。本文與Anis 等（2018）[13]研究中綠色投資對企業績效存在積極影響的研究結果也不同，其主要原因是其研究樣本是印尼上市公司中獲得過PROPER 獎項的上市企業，該類企業綠色投資水平均較高，不適合推廣到我國上市公司。本文研究結果相似于趙領娣和王小飛（2022）[3]的研究結果，即重污染企業綠色投資與經營績效之間存在非線性的“U”型關系，以及崔秀梅等（2021）[14]的研究結果，即企業環保投資與企業價值存在非線性的“U”型關系。由此可知，本文研究發現的結果，即綠色投資與企業財務績效存在先上升后下降的“U”型關系，比較符合中國能源行業的實際情況。

（2）融資約束的調節作用。根據模型（2），如表5的列（2）結果所示，融資約束和滯后一期綠色投資的交乘項系數在1%的水平上顯著為-3.7138，說明在能源行業企業中，融資約束負向調節綠色投資與企業財務績效之間的關系，同時根據“U”型關系的函數表達式可知，此時模型（2）中綠色投資的二次項系數10.3100 大于模型（1）中的系數4.2905，融資約束的調節作用使得綠色投資與企業財務績效的“U”型關系更為平緩，驗證假設2。由此分析，當融資約束較低時，企業有足夠的資金補充生產經營中的支出，履行社會責任，進行綠色投資，進而使得企業的財務績效表現越加優良；當融資約束較高時，企業的可使用資本進一步減少，企業為維持現有的生產水平，傾向于選擇減少主動性的綠色投資行為，使得企業的財務績效降低。

上述研究結論不同于楊樂等（2020）[15]的研究結論，該研究結果顯示融資約束會促進環保投資與企業財務績效之間的正向關系。分析其原因是該研究的融資約束變量選擇信貸融資為代理指標，而樣本顯示企業受到的融資約束程度大體相同，這與中國上市企業實際情況并不相符。余航和李月娥（2021）[16]研究驗證了融資約束負向調節重污染行業企業環保投資與企業財務績效之間的關系，與本文有關融資約束調節作用的研究結果相似。因此，對比類似文獻結果來看，本文研究結果顯示的融資約束抑制作用更加貼近現實，符合當前的中國上市企業的實際情況。

3.3 穩健性檢驗

本文在構建模型時，考慮到綠色投資與企業財務績效之間的內生性問題，將綠色投資滯后一期處理。為了進一步提高結論的穩健性，本文替代被解釋變量的方法進行穩健型檢驗。借鑒文獻[17]，選擇企業托賓Q 值（TobinQ）為企業財務績效的代理指標，對主回歸再次進行回歸，回歸結果顯示綠色投資二次項系數在1%的水平上顯著為正，與原回歸結果無明顯差異。由此表示本文選取的研究模型和得出的研究結果具有一定的穩健性，具體回歸結果見表5列（3）。另外，本文在控制年份固定效應的基礎上，同時對主模型個體固定效應進行控制，回歸結果顯示綠色投資二次項系數在10%的水平上顯著為正，與原回歸結果相同，再次驗證其穩健性，具體見表5列（4）。

3.4 異質性分析

3.4.1 不同股權集中度下的差異分析

股權集中度的高低影響著企業內部的代理問題。股權集中度高，則股東擁有更大的話語權以及絕對的控制權，控股股東更可能通過利益輸送等方式，對企業財務績效產生不好的影響。本文進一步研究不同股權集中度的企業中，融資約束是否對綠色投資和企業財務績效關系具有調節效應。根據股權集中度（TOP1）平均數，本文將樣本劃分為股權集中度高和低兩組對比樣本，表6為分組樣本回歸結果。由表6 可知，在股權集中度低的企業中，綠色投資的二次項系數顯著為正，而二次交乘項系數為-2.2890，在統計上的表現為不顯著；高股權集中度組的綠色投資的二次項相較更為顯著，且二次交乘項系數在1%的水平上顯著。以上結果表明，融資約束對股權集中度高的企業調節作用更為明顯。主要原因是控股股東擁有絕對的掌控權，股權制衡能力較弱，易發生大股東侵害中小投資者利益、掏空企業資源等情況，大幅提高企業的融資約束水平，從而易對企業財務績效產生不利的影響，致使融資約束在股權集中度高的企業中調節作用更加顯著。由此可見，能源企業應該合理安排股權，防止一股獨大的情況，保證股權之間的制衡度，促使企業更好的發展。

表6 股權集中度異質性下的回歸結果

3.4.2 不同信息披露水平下的差異分析

環境信息披露是企業向外界傳遞自身進行環保實踐的重要載體，環境信息披露水平的高低使得企業的經營環境有所不同。本文選取CSMAR數據庫中上市公司環境信息披露為代理變量，該指標包含環保理念、環保管理制度體系、環保目標、環境事件應急機制、環保專項活動、環保榮譽或獎勵、環保教育與培訓、“三同時”制度8個方面，企業披露相關信息時賦分為1，否則為0。企業得分越高代表企業的環境信息披露水平越高。按照環境信息披露水平（EDI）均值將樣本劃分為高水平和低水平環境信息披露組分別進行檢驗。下頁表7回歸結果顯示，高水平環境信息披露組的綠色投資對企業財務績效的影響更為顯著，并且融資約束的負向調節作用在低水平環境信息披露組更為顯著。這是因為能源企業在積極進行環境信息披露時，會向市場傳達積極的“綠色信號”，樹立綠色形象，被市場投資者看好，綠色投資能進一步促進企業財務績效的提升。由此可見，能源企業應該更加積極地進行信息披露，及時與市場溝通，提高企業綠色投資水平，能夠進一步實現財務績效提升。

表7 環境信息披露異質性下的回歸結果

3.4.3 不同市場勢力下的差異性分析

上市公司在追求利潤的同時，十分關注市場競爭優勢。企業的市場勢力很大程度上反映了企業的競爭優勢。本文借鑒Peress（2010）[18]的做法，用財務指標來測算市場勢力（LI），具體計算公式為：市場勢力=（營業收入-營業成本-銷售費用-管理費用）/營業收入。本文按照能源行業企業市場勢力（LI）均值將樣本劃分為市場勢力低和市場勢力高兩組分別進行檢驗。下頁表8回歸結果顯示，在高市場勢力組中，綠色投資對企業財務績效的影響更為顯著。分析原因可能是高市場勢力組擁有更強的實力去參與高投入、時滯長的項目，更傾向于履行社會責任，進行綠色投資，從而進一步促進財務績效的提升，使企業擁有更好的經濟效益。低市場勢力組可能更多將精力集中于市場拓展，會忽略綠色投資對企業的長期正向影響。另外，融資約束的調節作用在高市場勢力組較弱，可能是因為市場占有高的企業往往會得到市場的青睞，有更通暢的融資渠道進一步提升企業的績效及長期價值。因此，企業應該積極通過技術創新、產品創新等方式擴大自身的市場勢力，主動履行社會責任，加大綠色投資，促進企業財務績效的進一步提升。

表8 市場勢力異質性下的回歸結果

4 結論

本文以2013—2020 年A 股能源行業上市企業為研究樣本，分析了綠色投資、融資約束、財務績效三者之間的關系。研究結論表明：（1）我國能源行業綠色投資與企業財務績效之間存在先下降后上升的“U”型關系。進一步研究發現，相比股權集中度低的企業，在股權集中度高的企業中綠色投資對企業財務績效影響更大，且該關系僅存在于高水平環境信息披露企業和市場勢力高的企業，綠色投資對財務績效的影響在環境信息披露低水平的企業和市場勢力低的企業并沒有顯著的影響作用。（2）融資約束對綠色投資與企業財務績效之間的關系起到顯著的負向調節作用。進一步回歸發現，融資約束對股權集中度高、市場勢力高的企業具有調節作用，然而對于環境信息披露水平高的企業的調節作用并不明顯。