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(yè)依舊是關乎國計民生的基礎支柱，綠色轉型成為能源行業(yè)未來發(fā)展的重要方向。企業(yè)綠色投資是近年來出現(xiàn)的創(chuàng)新型投資方式，秉承可持續(xù)發(fā)展理念，加強企業(yè)綠化技術、加強新能源開發(fā)利用等方面的投資，提高能源環(huán)境效率以達到經濟社會環(huán)境共贏。因此，綠色投資利于實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展，助力企業(yè)轉換投資方式、走可持續(xù)發(fā)展之路。另外，高質量發(fā)展的要求迫使企業(yè)不斷完成產業(yè)升級，面臨不同程度的融資壓力。而拓寬融資渠道對企業(yè)自覺履行環(huán)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(yè)綠色投資與企業(yè)財務績效之間存在何種調節(jié)作用，對促使企業(yè)擺脫融資約束困境，實現(xiàn)績效最優(yōu)化存在重要現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有的有關綠色投資對企業(yè)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(yè)綠色投資會擠占生產經營成本，影響正常經營，抑制其企業(yè)績效的增長；Chen和Ma（2021）[2]則認為企業(yè)綠色投資在達到一定的規(guī)模，技術趨于成熟并被市場逐步認可時，會進一步促進企業(yè)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(yè)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(yè)中，綠色投資對企業(yè)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(yè)的樣本數(shù)據(jù)，嘗試分析能源行業(yè)綠色投資對企業(yè)財務績效的影響，以及融資約束在綠色投資與企業(yè)財務績效關系中的調節(jié)效應。

1 理論分析與研究假設

1.1 綠色投資與企業(yè)財務績效的“U”型關系

根據(jù)新古典經濟學的傳統(tǒng)理論，企業(yè)環(huán)境保護支出會擠占生產性資本，導致企業(yè)的生產效率下降、利潤下滑。當企業(yè)的有限資金投入環(huán)境保護中時，必定會擠占企業(yè)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(chuàng)新的規(guī)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(yè)做出的環(huán)保努力。因此，在綠色投資前期，生產水平及技術創(chuàng)新水平較低，規(guī)模效應尚未顯現(xiàn)，綠色投資的成本可能大于收益，進而對企業(yè)財務績效產生負面影響。

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

綜上所述，不管是企業(yè)進行技術革新還是改善環(huán)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(guī)模才能給企業(yè)帶來正向的績效影響。企業(yè)進行綠色投資如清潔生產設備的購置、綠色產品的研發(fā)等，在短期內會改變企業(yè)的投資安排，擠占企業(yè)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(huán)境污染問題；另外，綠色投資支出的增加也會倒逼企業(yè)綠色技術的革新和增加消費者的認同，在后期形成規(guī)模效應，促使能源行業(yè)企業(yè)財務績效的提升，實現(xiàn)其社會績效與企業(yè)績效的互利共贏。由此，本文提出假設1：能源行業(yè)企業(yè)的綠色投資與企業(yè)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(jié)作用

融資約束程度是企業(yè)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(yè)不能更好地配置資源，難以實現(xiàn)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(xiàn)。資金的富裕程度對企業(yè)環(huán)境戰(zhàn)略的實施與否和實施結果產生重大的影響。如果企業(yè)面臨較小的融資約束，那么在綠色投資前期，企業(yè)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(yè)的正常運行，緩解綠色投資對企業(yè)財務績效的負面影響；在綠色投資后期，企業(yè)的環(huán)保形象已然形成，聲譽效果逐步體現(xiàn)，企業(yè)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(yè)積極應對綠色投資的需要，促進綠色投資對企業(yè)財務績效的正面影響。反之，當企業(yè)存在嚴重的融資約束時，企業(yè)更傾向于保持現(xiàn)有的生產經營活動，維持現(xiàn)有的利潤水平，采取消極的方式回應綠色發(fā)展的需要，減少主動參與環(huán)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(yè)企業(yè)綠色投資與財務績效具有負向調節(jié)效應，即在融資約束的調節(jié)作用下，綠色投資與企業(yè)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(yè)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(fā)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(jù)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(shù)，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(huán)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(yè)企業(yè)的在建工程附注表中與環(huán)境治理、綠色生產、清潔能源生產等相關的支出項（如風力發(fā)電、廢水處理、脫硫脫硝、光伏項目、熱電聯(lián)產、礦山生態(tài)環(huán)境恢復等）加總后得到綠色投資數(shù)據(jù)，并除以年末總資產予以標準化處理。

（3）調節(jié)變量：融資約束（KZ）。借鑒文獻[7]，利用KZ指數(shù)表示能源企業(yè)的融資約束水平。KZ指數(shù)是以企業(yè)經營現(xiàn)金流、托賓Q值、資產負債率、股利支付率和現(xiàn)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(shù)越大，表明該企業(yè)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(yè)規(guī)模（SIZE）、企業(yè)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(yè)財務績效的非線性關系，同時考慮到綠色投資發(fā)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(shù)項，α1～αn為對應控制變量的系數(shù)，ε為隨機誤差項，i為企業(yè)樣本，t為樣本年份。若模型二次項系數(shù)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(jié)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(shù)項，β1～βn為對應控制變量的系數(shù)；ε為隨機誤差項，i為企業(yè)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(jié)變量檢驗調節(jié)變量與解釋變量二次項的交乘項系數(shù)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(shù)為正，則表明調節(jié)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(shù)為負，表明調節(jié)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(shù)據(jù)來源

本文選取2013—2020 年我國A 股能源行業(yè)上市公司為樣本。根據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引（2012）》文件，本文所選擇企業(yè)的能源行業(yè)類型具體包括：煤炭開采和洗選業(yè)（B06），石油和天然氣開采業(yè)（B07），開采輔助活動（B11），石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)（C25），電力熱力生產和供應業(yè)（D44），燃氣生產和供應業(yè)（D45），水的生產和供應業(yè)（D46），共計篩選到192 家能源行業(yè)上市公司。本文中有關能源行業(yè)綠色投資、融資約束、企業(yè)財務績效以及其他變量的數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。根據(jù)研究慣例，本文剔除ST、PT類上市公司和關鍵變量數(shù)據(jù)嚴重缺失的數(shù)據(jù)，最終得到828 個觀測值，總體樣本為非平衡面板數(shù)據(jù)。另外，對所有連續(xù)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(shù)據(jù)處理。

3 實證分析

3.1 樣本描述性統(tǒng)計

表4 為變量的描述性統(tǒng)計結果。能源行業(yè)上市企業(yè)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(yè)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(yè)上市企業(yè)綠色投資差異較大，水平相對較低，能源行業(yè)企業(yè)環(huán)保意識亟待大幅提升。能源行業(yè)企業(yè)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(yè)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(fā)現(xiàn)，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(xù)將做進一步異質性分析。

表4 變量的描述性統(tǒng)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(yè)財務績效的“U”型關系及融資約束的調節(jié)作用

表5 基準回歸結果

（1）綠色投資與企業(yè)財務績效的關系。根據(jù)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(shù)在1%的水平上顯著為4.2905，一次項系數(shù)在1%的水平上顯著為-0.9717，說明能源行業(yè)企業(yè)滯后一期的綠色投資與企業(yè)財務績效呈“U”型相關關系。根據(jù)“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(yè)財務績效，綠色投資越過閾值后其增加會提升企業(yè)財務績效，假設1 得證。因此，在能源行業(yè)綠色投資的前期，規(guī)模效應尚未顯現(xiàn)，企業(yè)進行綠色投資會對企業(yè)的財務績效產生負面的影響；在綠色投資的后期，企業(yè)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(yè)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(xiàn)到企業(yè)財務績效上。但值得注意的是，能源行業(yè)企業(yè)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(yè)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(tǒng)理論與競爭優(yōu)勢理論的應用，本文結果區(qū)別于王杰瓊（2014）[12]的研究結果，即短期內化工企業(yè)的排污費對企業(yè)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(yè)資源的消耗，不能為企業(yè)帶來長期的影響。本文與Anis 等（2018）[13]研究中綠色投資對企業(yè)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(yè)，該類企業(yè)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(yè)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(yè)環(huán)保投資與企業(yè)價值存在非線性的“U”型關系。由此可知，本文研究發(fā)現(xiàn)的結果，即綠色投資與企業(yè)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(yè)的實際情況。

（2）融資約束的調節(jié)作用。根據(jù)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(shù)在1%的水平上顯著為-3.7138，說明在能源行業(yè)企業(yè)中，融資約束負向調節(jié)綠色投資與企業(yè)財務績效之間的關系，同時根據(jù)“U”型關系的函數(shù)表達式可知，此時模型（2）中綠色投資的二次項系數(shù)10.3100 大于模型（1）中的系數(shù)4.2905，融資約束的調節(jié)作用使得綠色投資與企業(yè)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(yè)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(yè)的財務績效表現(xiàn)越加優(yōu)良；當融資約束較高時，企業(yè)的可使用資本進一步減少，企業(yè)為維持現(xiàn)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(yè)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(huán)保投資與企業(yè)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(yè)受到的融資約束程度大體相同，這與中國上市企業(yè)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(jié)重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)保投資與企業(yè)財務績效之間的關系，與本文有關融資約束調節(jié)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(xiàn)實，符合當前的中國上市企業(yè)的實際情況。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文在構建模型時，考慮到綠色投資與企業(yè)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(wěn)健性，本文替代被解釋變量的方法進行穩(wěn)健型檢驗。借鑒文獻[17]，選擇企業(yè)托賓Q 值（TobinQ）為企業(yè)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(shù)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(wěn)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(shù)在10%的水平上顯著為正，與原回歸結果相同，再次驗證其穩(wěn)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(yè)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(yè)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(yè)中，融資約束是否對綠色投資和企業(yè)財務績效關系具有調節(jié)效應。根據(jù)股權集中度（TOP1）平均數(shù)，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(yè)中，綠色投資的二次項系數(shù)顯著為正，而二次交乘項系數(shù)為-2.2890，在統(tǒng)計上的表現(xiàn)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(shù)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(yè)調節(jié)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(fā)生大股東侵害中小投資者利益、掏空企業(yè)資源等情況，大幅提高企業(yè)的融資約束水平，從而易對企業(yè)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(yè)中調節(jié)作用更加顯著。由此可見，能源企業(yè)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(yè)更好的發(fā)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(huán)境信息披露是企業(yè)向外界傳遞自身進行環(huán)保實踐的重要載體，環(huán)境信息披露水平的高低使得企業(yè)的經營環(huán)境有所不同。本文選取CSMAR數(shù)據(jù)庫中上市公司環(huán)境信息披露為代理變量，該指標包含環(huán)保理念、環(huán)保管理制度體系、環(huán)保目標、環(huán)境事件應急機制、環(huán)保專項活動、環(huán)保榮譽或獎勵、環(huán)保教育與培訓、“三同時”制度8個方面，企業(yè)披露相關信息時賦分為1，否則為0。企業(yè)得分越高代表企業(yè)的環(huán)境信息披露水平越高。按照環(huán)境信息披露水平（EDI）均值將樣本劃分為高水平和低水平環(huán)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(huán)境信息披露組的綠色投資對企業(yè)財務績效的影響更為顯著，并且融資約束的負向調節(jié)作用在低水平環(huán)境信息披露組更為顯著。這是因為能源企業(yè)在積極進行環(huán)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(yè)財務績效的提升。由此可見，能源企業(yè)應該更加積極地進行信息披露，及時與市場溝通，提高企業(yè)綠色投資水平，能夠進一步實現(xiàn)財務績效提升。

表7 環(huán)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(yōu)勢。企業(yè)的市場勢力很大程度上反映了企業(yè)的競爭優(yōu)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(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用）/營業(yè)收入。本文按照能源行業(yè)企業(yè)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(yè)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(yè)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(yè)的長期正向影響。另外，融資約束的調節(jié)作用在高市場勢力組較弱，可能是因為市場占有高的企業(yè)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(yè)的績效及長期價值。因此，企業(yè)應該積極通過技術創(chuàng)新、產品創(chuàng)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(yè)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(yè)上市企業(yè)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(yè)綠色投資與企業(yè)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(fā)現(xiàn)，相比股權集中度低的企業(yè)，在股權集中度高的企業(yè)中綠色投資對企業(yè)財務績效影響更大，且該關系僅存在于高水平環(huán)境信息披露企業(yè)和市場勢力高的企業(yè)，綠色投資對財務績效的影響在環(huán)境信息披露低水平的企業(yè)和市場勢力低的企業(yè)并沒有顯著的影響作用。（2）融資約束對綠色投資與企業(yè)財務績效之間的關系起到顯著的負向調節(jié)作用。進一步回歸發(fā)現(xiàn)，融資約束對股權集中度高、市場勢力高的企業(yè)具有調節(jié)作用，然而對于環(huán)境信息披露水平高的企業(yè)的調節(jié)作用并不明顯。