煤炭企业环保投入、绿色技术创新对财务绩效的协同影响

范宝学 王文姣

（辽宁工程技术大学工商管理学院，辽宁葫芦岛 125105）

改革开放以来，随着社会主义市场经济体制的确立，我国经济飞速发展，社会不断进步。在经济、社会发展取得巨大成就的同时，环境污染带来的矛盾也日益突出，大量的污染物排放已经接近甚至超过环境承受能力。如果说最初的经济腾飞是付出了环境污染的代价，而如今环境污染已经成为制约我国经济发展的一大瓶颈。生态环境问题已经受到我国政府的高度重视。习近平同志在党的十八届五中全会上提出“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念，将绿色发展理念作为国民经济发展的重要指导思想，为生态环境保护和绿色技术创新指明了方向。煤炭企业属于高污染、高能耗企业，面临着发展与转型的巨大压力，如何处理好既提高企业效益，又承担环境责任、进行绿色技术创新的关系，实现企业可持续发展，是摆在煤炭企业面前的重要课题。因此，本文以企业社会责任理论、创新理论和可持续发展理论为基础，结合煤炭企业实际，研究环保投入、绿色技术创新的协同作用对其财务绩效的影响。探索煤炭企业环保投入、绿色技术创新对企业财务绩效的作用机制，促进企业提高环保意识，增强绿色技术创新能力，从而提高企业财务绩效。

一、文献回顾

在研究问题提出后，有必要对该领域的研究现状进行系统的了解和评价。本文从环保投入和企业财务绩效、绿色技术创新和企业财务绩效以及环保投入、绿色技术创新与企业财务绩效三方面对现有文献进行梳理，进一步厘清环保投入、绿色技术创新和企业财务绩效之间关系的研究现状，为本文的研究提供借鉴。

（一）环保投入与企业财务绩效

关于环保投入对企业财务绩效的影响，国内外研究结果存在一定差异，主要分为三种观点：企业环保投入对财务绩效的负面影响、正面影响和影响不确定。

支持企业环保投入对财务绩效的负面影响的观点主要基于新古典经济学理论。沃利和怀特海（Walley&Whitehead）认为企业的环保投入增加了生产运营成本，减少了净利润，违背了企业利润最大化的经营目标［1］。我国学者彭峰和李本东认为环保投资是企业的一项特殊投资，目的是实现经济、社会、生态等方面的综合效益。然而，最终的结果是环境和社会效益大于经济效益［2］。王鹏和张婕以我国制造业A股上市公司为样本，采用混合回归法和分组检验法进行分析，发现企业环保投资与财务绩效呈显著负相关［3］。

支持企业环保投入对财务绩效的正面影响的观点主要基于波特假说。波特（Porter）认为，环境规制可以带来“创新补偿”和“先发优势”，弥补因环境保护带来的生产成本的增加，提高企业竞争力［4］。基于波特假说，很多学者认为企业环保投入对财务绩效有正面影响。彭妍和岳金桂以我国造纸和印刷业上市公司为样本，运用回归分析法得出：企业环保投资对财务绩效有积极影响；环保型固定资产投资对财务绩效的正向影响比技术研发投资更为明显；污染防治投资对财务绩效的正向影响要大于末端治理投资［5］。杨霞、袁艺和王乐娟以2012—2014年我国农业上市企业为样本，通过实证分析得出：农业上市企业的环境绩效对财务绩效有显著的正向影响［6］。

此外，部分学者认为企业环保投入对财务绩效的影响不确定。罗克内斯和施拉赫特尔（Rockness&Schlachter）以有害物质回收率衡量企业环境绩效，研究表明：环境绩效与财务绩效不相关［7］。赵红和扈晓影以我国36个工业行业的数据为研究样本，通过实证研究得出：环保投入对当期销售利润率无显著的正向或负向影响［8］。

（二）绿色技术创新与企业财务绩效

对于绿色技术创新与财务绩效，多数学者认为绿色技术创新可以提升企业财务绩效。鲁索和波古兹（Russo&Pogutz）研究表明：在短期内，企业绿色创新行为能带来财务绩效的提升，帮助企业提高市场价值［9］。伊尔克穆拉塔（Ilker MuratAr）运用结构方程模型对土耳其140家制造商的数据进行了分析，结果表明：绿色产品创新对企业绩效和竞争力均有显著的正向影响［10］。李志勋和拜伦明（Ki-HoonLee&ByungMin）以2001—2010年日本制造业企业为样本，研究表明：绿色研发投资减少了碳排放，增加了公司价值［11］。亚当·里兹科（Adam Ryszko）运用偏最小二乘结构方程对波兰292家公司数据进行实证分析，研究表明：科技生态创新提高了企业绩效，为环境与经济可持续发展做出了贡献［12］。

国内学者黄晓杏、胡振鹏、傅春和余达锦研究发现：绿色工艺创新对企业财务绩效有显著的正向影响，同时绿色动态能力在两者之间发挥中介作用［13］。叶红雨和王圣浩以2011—2014年我国重污染行业上市公司的面板数据为样本，分析环境规制、绿色创新和企业财务绩效三者的关系，研究发现：绿色创新对企业的短期和长期财务绩效均产生正向促进作用［14］。解学梅、霍佳阁和王宏伟以制造业为研究对象，发现绿色创新对财务绩效产生明显的促进作用［15］。

（三）环保投入、绿色技术创新与财务绩效

国内外对三者间关系的探索较少。现有的研究主要集中在企业社会责任、技术创新和财务绩效三者关系之间。其主要观点有：企业社会责任和技术创新均对财务绩效产生促进作用，而且技术创新扮演着正向调节作用［16-18］；企业履行社会责任有利于提高技术创新水平，进而提高财务业绩，技术创新发挥中介效应［19-20］；企业技术创新投入以及社会责任承担分别能够对财务绩效产生正向促进作用，且技术创新投入、企业社会责任都发挥了正向的调节作用［21］。

总体来看，国内外围绕环保投入与企业财务绩效以及绿色技术创新与企业财务绩效的研究较多，研究成果日趋丰富，逐渐涉及各个具体行业，但仍未得出统一结论；有关环保投入、绿色技术创新与财务绩效三者关系的研究较少。为避免孤立地分析环保投入对财务绩效的影响，本文通过理论分析，将环保投入、绿色技术创新、企业财务绩效置于一个理论框架之中，分析三者之间的相互关系以探究其内在的逻辑机理，更好地理解和解释三者之间的关系。

二、理论分析与研究假设

企业在追求经济效益的同时，必须恰当履行社会责任。企业社会责任意味着企业管理除了实现经济效益、创造经济价值和满足股东利益外，还必须考虑员工、社会的利益。作为自然资源消费者和环境污染者，企业应当考虑环境责任，加大对生产经营的环保投入。企业积极投资环保，树立“绿色企业”形象，有利于向利益相关方传递积极信号，赢得各利益相关方的信赖和支持［22］，确保企业与各利益相关方之间的长期合作，以实现企业的长远发展。另外，从可持续发展的角度看，煤炭企业对环境保护的投入是一种战略投资［23-24］，不仅能够平衡社会和生态环境，而且有助于企业实现绿色管理，形成良性循环，实现未来经济价值，促进企业的可持续发展。据此，提出：

假设1：煤炭企业环保投入能够提高企业财务绩效。

约瑟夫·熊彼特（Joseph Alois Schumpeter）是创新理论的代表性人物，他将创新能力定义为企业的核心能力。绿色技术创新是技术创新的拓展和提升，这种创新活动不仅包括绿色产品创新、绿色工艺或技术创新，还有与之相关的组织、管理、制度创新等。企业通过绿色技术创新，提高了资源利用效率，从而降低生产经营成本，给企业带来巨大的利润增长空间。此外，通过绿色技术创新将科研成果向现实生产力转化，不断开发绿色创新产品、开拓新市场，企业核心竞争力得到增强，在日益激烈的竞争中赢得“先动优势”，促进企业财务绩效的可持续增长。基于此，提出：

假设2：煤炭企业绿色技术创新能够提高企业财务绩效。

煤炭企业进行环境保护投入，例如开展节能减排项目、购置并使用环保设备，在一定程度上改变了原有工艺流程和设施设备，增强了绿色技术创新能力。另外，绿色技术创新活动的开展，增强了企业环保意识，促进企业加大环保投入。煤炭企业环保投入与绿色技术创新之间具有相互促进的作用。基于此，提出：

假设3：煤炭企业环保投入和绿色技术创新呈正相关关系。

煤炭企业履行环保责任而开展绿色技术创新时，不仅降低了企业生产经营成本，而且开发出市场所需的绿色创新产品，增加市场占有率，进而提高财务绩效。同样，绿色技术创新水平的提高有利于企业更好地履行环保责任，树立绿色企业的形象；加强绿色管理，形成企业核心竞争力，有利于企业长远发展。因此，煤炭企业环保投入与绿色技术创新会形成良好的协同作用，共同促进企业财务绩效的提升。基于上述分析，提出：

图1 环保投入与绿色技术创新协同效果图

假设4：煤炭企业环保投入、绿色技术创新的协同作用能提高企业财务绩效。

为了更加直观地反映三者之间的关系，本文构建了协同效果图，如图1所示。

三、研究设计

研究设计主要包括三个部分：样本和数据来源、变量选取与测量以及模型的构建。

（一）样本和数据来源

本文以我国2012—2018年煤炭采选业上市公司的面板数据为样本，并进行以下筛选：剔除ST、*ST的上市公司（7家）和披露不全的公司（9家），最终得到19家公司。环保投入和绿色技术创新数据来源于企业年报及社会责任报告，运用Excel进行手工整理；其他数据来源于CSMAR数据库、东方财富网和巨潮资讯网。文中相关数据采用STATA 14.0统计软件进行处理和检验。

（二）变量选取与测量

本文的变量设置包括因变量、自变量和控制变量三部分。在对各变量的指标选取方面，综合考虑了多种因素，主要包括：是否符合研究设计的需要、指标选取的客观性以及数据的准确性和可获得性。本文选取的因变量、自变量和控制变量如下：

1.因变量

因变量用来测度企业的财务绩效。主流文献中关于企业财务绩效的衡量主要有两种视角：一是基于市场的指标，如托宾Q值（Tobin’s Q）、股票报酬率、股票市值、EVA等；二是基于会计的指标，如ROE、ROA、ROS、EPS等。由于企业财务绩效在会计方面的指标论述较多，本文采用市场的指标托宾Q值（Tobin’s Q）来衡量企业财务绩效。计算公式为：Tobin’s Q=（股权价值+净债务市值）/期末总资产账面价值。

2.自变量

自变量包括企业环保投入以及绿色技术创新。结合煤炭上市公司现有环境披露情况和前人的实证研究，以企业环保投资规模 （EPI）作为企业环保投入的代理变量。计算公式为：EPI=环保投入总额/资本存量。其中，资本存量=（企业年初总资产+企业年末总资产）/2。环保投入具体数值来源于“在建工程”中节能环保项目的投入、“专项储备”中的环境恢复治理保证金、“管理费用”中的排污费、绿化费等。

表1 变量的定义及说明

绿色技术创新水平的提高需要大量的资金支持。本文采用绿色研发投入强度（GTI）来衡量绿色技术创新。计算公式为：GTI=绿色R&D支出/营业收入。

3.控制变量

在实证分析中需要控制其他因素对财务绩效的影响。本文选取企业规模（Size）、企业性质（State）、盈利能力（ROA）、财务杠杆（Debt）、企业成长性（Growth）、股权集中度（OC）、股权制衡度（Z）和年度（Year）为控制变量。所有变量的定义及说明见表1。

（三）模型的构建

根据研究假设1—4，构建了五个面板数据回归模型。

为了验证假设1，煤炭企业环保投入能够提高企业财务绩效，构建模型一：

其中，β0为回归模型的常数项，ε为扰动项。当β1显著时，假设1成立；

为了验证假设2，煤炭企业绿色技术创新能够提高企业财务绩效，构建模型二：

其中，β0为回归模型的常数项，ε为扰动项。当β1显著时，假设2成立；

为了验证假设3，煤炭企业环保投入和绿色技术创新呈正相关关系，构建模型三和模型四：

其中，α0和δ0为回归模型的常数项，ε为扰动项。当α1和δ1均显著时，假设3成立；

为了验证假设4，煤炭企业环保投入、绿色技术创新的协同作用能提高企业财务绩效，构建模型五：

其中，β0为回归模型的常数项，ε为扰动项。当β1显著时，假设4成立。

四、实证分析

在前面理论分析和研究设计的基础上，本文运用STATA 14.0软件，对搜集、整理的数据进行实证分析，验证本文提出的四个研究假设。分析过程中涉及的方法包括描述性统计分析、回归分析和稳健性检验。

（一）描述性统计分析

描述性统计分析用来描述研究变量的各种特征。本文对加工整理的样本数据进行了描述性统计分析，试图通过均值、中位数、最大值、最小值、标准值和方差等信息，对样本特征形成一个初步的认识，以更好地为回归分析做准备。

1.环保投入规模（EPI）的描述性统计

如表2所示，全样本统计值与每年子样本统计值之间的差距较小。根据每年子样本的统计值，煤炭企业的环保投入处于较低水平。根据全样本的统计值，煤炭企业的环保投入中位数为0.39%，平均值为0.84%，表明超过半数的样本煤炭企业的环保投入（EPI）水平低于平均水平；环保投入（EPI）的范围从最小值0.000 98%到最大值7.48%，标准差高于均值和中位数，表明煤炭企业的环保投入（EPI）可能呈非正态分布，企业之间环保投入（EPI）的差异较大。

2.绿色技术创新（GTI）的描述性统计

如表3所示，全样本统计值与每年子样本统计值之间没有较大差异。根据每年子样本的统计值，煤炭企业的绿色技术创新水平较低。根据全样本的统计值，绿色技术创新（GTI）最小值为0，最大值为4.78%，表明煤炭企业之间的绿色技术创新投入（GTI）存在较大差距。

3.其他变量的描述性统计

如表4所示，企业财务绩效（Tobin’sQ）的最大值为3.287 036，最小值为0.852 315，表明样本煤炭企业的财务表现存在显著差异。在重要控制变量方面，企业最大规模为8.678 017，最小为1.808 716，表明样本煤炭企业规模存在较大差异。第一大股东的平均持股比例为53.28%，股权制衡度为21.07985，表明煤炭企业的股权相对集中；国有企业占样本总量的89.47%，表明大部分样本煤炭企业都是国有企业。

表2 环保投入（EPI）的描述性统计

表3 绿色技术创新（GTI）的描述性统计

表4 其他变量的描述性统计结果

（二）回归分析

回归分析是用来研究变量之间的定量关系的分析方法。为了验证本文所提的研究假设，运用回归分析研究因变量和自变量之间的线性关系。在进行回归分析之前，本文通过Hausman、LM检验，选择适当的面板数据回归模型。首先，采用Hausman对模型一、模型二和模型五进行检验，检验得知P值分别为0.191 2、0.081和0.275 9，均大于0.05，故接受“随机效应模型为正确模型”的原假设。其次，对模型一、模型二和模型五进行LM检验，P值均为0，强烈拒绝“不存在个体随机效应”的原假设，表明使用随机效应模型的效果优于混合回归模型。因此，对模型一、模型二和模型五数据的处理将采用随机效应模型。

1.环保投入对财务绩效的影响回归分析

由表5可得，模型一的R2为0.579 4，卡方值在1%水平上显著，说明模型一整体拟合优度较好，回归方程显著。企业环保投入（EPI）的系数为5.161，且在1%水平上显著，表明企业环保投入（EPI）对财务绩效（Tobin'sQ）有显著的正向影响。因此，假设1通过检验。

2.绿色技术创新对财务绩效的影响回归分析

由表6可得，模型二的R2为0.561 5，卡方值在1%水平上显著，说明模型二整体拟合优度较好，回归方程显著。绿色技术创新（GTI）的系数为6.778，且在5%水平上显著，表明企业绿色技术创新（GTI）对财务绩效（Tobin'sQ）有显著的正向影响。因此，假设2通过检验。

3.环保投入与绿色技术创新的回归分析

在检验环保投入与绿色技术创新对财务绩效的协同效应之前，有必要对二者之间的关系进行简单验证。由表7可得，模型三中环保投入（EPI）的系数为0.077 8，且在5%水平上显著，说明企业环保投入（EPI）对绿色技术创新（GTI）具有显著的正向影响。同样，由表8可得，模型四中绿色技术创新（GTI）的系数为0.426，且在1%水平上显著，说明绿色技术创新（GTI）对环保投入（EPI）也具有显著的正向影响。模型三和模型四的检验结果说明环保投入（EPI）与绿色技术创新（GTI）之间存在相互促进的关系。因此，假设3通过检验。

4.环保投入与绿色技术创新的协同作用对财务绩效的影响回归分析

由表9可得，模型五的R2为0.573 4，卡方值在1%水平上显著，说明模型五整体的拟合优度较好，回归方程显著。模型五的交互项系数为149.041，且在1%水平上显著，说明交互项对企业财务绩效具有显著的正向影响。另外，与模型一、模型二相比，交互项的回归系数明显变大，表明环保投入（EPI）、绿色技术创新（GTI）二者相互促进，对企业财务绩效（Tobin'sQ）发挥了更大的促进作用。因此，假设4通过检验。

表5 环保投入对财务绩效的影响回归结果

表6 绿色技术创新对财务绩效的影响回归结果

（三）稳健性检验

为了保证研究结论的可靠性和稳定性，本文从变量出发，进行稳健性检验。选取环保投入强度（EIS)代替环保投入规模（EPI）来表示企业的环保投入。环保投入强度计算公式为：EIS=企业环保投入总额/营业总成本。选取绿色R&D支出/营业总成本代替绿色研发投入强度（GTI）来表示企业的绿色技术创新，用符号GIS表示。检验结果见表10、表11和表12。

由表10可以看出，将变量EPI换为EIS、GTI换为GIS后，模型一中EIS的系数为1.944，且在5%的水平上显著，表明环保投入对财务绩效具有显著的正向影响，与回归分析得出的结论相符，因而模型一通过稳健性检验；同理，模型二和模型五中GIS和交互项的系数分别为6.019和44.69，且在5%和1%的水平上显著，因此，模型二和模型五通过稳健性检验。由表11可知，模型三中EIS的系数为0.033 9，且在10%水平上显著，模型三通过稳健性检验。由表12可知，模型四中GIS的系数为0.894，且在1%水平上显著，模型四通过稳健性检验。稳健性检验回归结果与前文的结论一致，说明本研究的结论稳健性较强。

表7 环保投入对绿色技术创新的影响回归结果

表8 绿色技术创新对环保投入的影响回归结果

表9 环保投入、绿色技术创新对财务绩效的协同影响回归结果

五、研究结论及建议

本文结合企业社会责任理论、创新理论和可持续发展理论，运用广义的最小二乘估计法（FGLS），探索了煤炭企业环保投入、绿色技术创新与财务绩效之间的关系。对2012—2018年披露相关数值的19家煤炭企业133个样本的数据进行加工整理，选取托宾Q值测度企业财务绩效，选取环保投入规模 （EPI）、绿色技术创新投入强度（GTI）测度企业环保投入和绿色技术创新，从企业特征、财务状况、公司治理和年度方面选取了8个控制变量。通过实证分析，得出了本文的主要研究结论。根据研究结论，从煤炭企业自身及政府方面提出相关建议。

（一）研究结论

第一，煤炭企业进行环保投入能够促进财务绩效的提高。煤炭企业积极进行环保投入，树立“绿色企业”形象，向利益相关方传递积极信号，获得他们的信任和支持，从而改善公司的财务状况，提高财务绩效。

第二，煤炭企业开展绿色技术创新能够促进财务绩效的提高。企业通过绿色技术创新更有效地利用资源，将企业的核心资源源源不断地转化为企业的竞争优势，从而促进企业财务绩效的提高。

第三，煤炭企业的环保投入与绿色技术创新之间存在相互促进关系。煤炭企业的环保投入在一定程度上改善了原有设备和工艺流程，提升了企业的绿色技术创新水平；企业在进行绿色技术创新时，也增强了环境保护的意识，促使企业加大环保投入。

第四，煤炭企业的环保投入与绿色技术创新之间相互促进，对财务绩效产生更有力的促进作用。企业环保投入与绿色技术创新能够形成良好的协同作用，增加市场占有率，形成核心竞争力，共同促进企业财务绩效的提高。

第五，本文在手工搜集煤炭企业环保投入数据时发现，目前我国煤炭企业环境信息披露质量不高，部分煤炭企业未披露环保投入信息，其余企业在披露方式和披露内容上也不尽相同。这在一定程度上阻碍了煤炭企业在环境保护方面的发展进程，影响到对企业环保投入、绿色技术创新与财务绩效三者的关系研究。

表10 稳健性回归结果一

（二）相关建议

一是完善企业环境管理制度，提高企业环保能力。企业的环境管理已经成为企业履行环境责任的重要部分。首先，煤炭企业应在企业体制中建立环境管理体系，设立环境管理部门，进行集中有效的环境管理，将环境管理作为企业经营管理中的重要一环，督促管理者制定和实施长期的环境保护战略。其次，将环境管理渗透到企业生产经营的各个环节，实时降低污染物排放量，减少污染，使得企业环境效益的最大化转变为企业财务绩效的最大化。此外，建立一套企业特有的环境成本收益账，及时、准确、完整地记录煤炭企业在日常环境管理方面花费的费用和产生的收益。对数据进行挖掘与分析，旨在实现环境管理成本支出的最小化和潜在收益的最大化。最后，积极进行ISO 14001环境质量认证，传递企业的环保理念，提升企业的社会信誉。

二是加大研发资金投入力度，重视绿色技术创新。目前，我国煤炭企业在生产经营过程中科技创新水平较低，创新能力亟待提高。要将企业绿色创新能力定义为企业的核心能力，加大研发资金投入力度，使全部门人员参与绿色创新，在生产经营的各个环节中开展绿色创新。具体包括：重视绿色工艺技术创新，加强清洁生产、循环利用等专项技术的研发与推广，不断革新生产技术以提高资源利用率，加快绿色转型；建成一套完整的废气、废水处理设施，最大限度降低污染物的排放量，实现污染治理，树立“绿色企业”的形象。

表11 稳健性回归结果二

表12 稳健性回归结果三

三是优化环保投入结构。煤炭企业会在开采、运输、销售等环节带来一系列的环境问题，若不考虑环境成本，先污染后治理，将产生高额的环境治理费用，甚至面临高额的环境污染处罚费用，其结果往往是企业环境成本上升，同时也损害了企业的形象。因此，煤炭企业应转变传统的环保投入理念，将环保投入的重心放在前期预防性投入上，注重从源头控制污染，在各环节做到节能降耗，减少甚至消除未来可能出现的污染，降低污染治理支出以降低企业整体的环境成本，为企业长远可持续发展带来生机与活力。

四是完善煤炭行业环境信息披露的法律法规。目前，我国煤炭企业缺乏适合自身特点的环境信息披露规定。不规范、不统一的环境信息披露，不利于政府、投资者以及社会公众等了解企业在环境保护方面的投资情况，客观评价企业环境管理和环境保护的现状，监管效果也大打折扣。因此，财政部、环保部、证监会等部门应强制企业披露环境信息，对煤炭企业环境信息披露具体内容、格式、方法等做出详细统一的规定，对不同类型的环保投入进行合理细化，满足不同的环境信息使用者对企业环境信息的需求。有法可依才会使企业更加重视环境信息披露，做到披露形式的规范化以及披露内容的真实化。

五是完善相关产业政策，助推企业绿色发展。煤炭企业环保设备投入成本较高、环保资金压力较大，一定程度上降低了企业进行环保投入和绿色技术创新的积极性。因此，需要政府进一步完善产业政策，助推企业绿色发展。首先，加强环境规制政策的灵活性和严格度。环境规制政策强度并不是越强越好，具有一定的“阈值效应”：一味追求严格的环境规制，会加重企业负担，不利于企业转型升级，产生适得其反的效果。其次，政府应加大环保创新补贴力度。对煤炭企业环保设备的更新、绿色工艺的改进、节能项目的完成等提供相应的资金补贴，对环境绩效表现好的企业给予更多税收优惠，激励企业自主开展环境保护工作。最后，完善政府环保补贴信息披露制度。对环保补贴项目进行严格的审查，对补助资金的流向进行实时监督，保证补助资金落到实处，减少企业利用环保补贴的寻租行为，更好地发挥政府补贴的激励效应，助推企业实现绿色转型。