资本性环保支出与企业绩效交互影响问题研究

迟 铮

一、引言

中国自改革开放以来，伴随着经济的高速增长，环境污染问题日益严峻，社会、经济与环境的可持续协调发展面临着巨大挑战。党中央、国务院高度重视经济增长质量和污染防治问题，党的“十八大”明确提出绿色发展理念，“十九大”更是直接指出：必须像对待生命一样对待生态环境，要不断推进生态文明建设，贯彻绿色发展理念，注重经济增长的质量（孙久文等，2017）。企业是环境资源的主要使用者，也是环境污染的主要源头，理应在追求经济效益的同时承担必要的环境保护责任，增加环保方面的投入，发挥环境治理主力军作用。随着社会各界对环境质量以及企业履行环境保护责任的日益关注，企业环保投资对企业绩效的影响也成为学术界经久不衰的热点议题。

然而，已有关于企业环保投资对企业绩效影响的研究，往往仅将其作为外生变量，采用单方程予以检验。这种单向的关系研究，忽略两者互为因果的可能，其实证结果或许存在偏误。资本性环保支出是企业环保投资的重要组成部分，也是企业自愿履行环境保护责任而实施的环境治理行为。那么，企业增加资本性环保支出对提升财务绩效究竟是有利还是不利呢？企业财务绩效对资本性环保支出的影响又是怎样的呢？本文以沪深A 股重污染行业上市公司经验数据为样本，基于企业资本性环保支出与企业财务绩效之间可能存在的内生性，使用联立方程对上述问题进行实证检验和解释，并根据研究结论提出相关建议。

二、理论分析与研究假设

（一）资本性环保支出对企业财务绩效的影响

利益相关者理论认为，企业是由内部利益相关者和外部利益相关者的利益所组成的组织，企业利益相关者不仅包括股东、债权人、员工、政府、社会公众等利益相关者（Freeman，1984），而且还包括自然环境、其他种群、人类后代等受企业经营活动直接或间接影响的外部客体（Wheeler和Sillanpää，1998）。企业作为各利益相关者的受托管理者，在充分利用劳动力、资金、信息、物质资源等社会资源进行经营活动时，应尽可能实现相关者利益最大化，既要追求经济效益，同时也要兼顾到不能侵害自然环境、生态环境等外部客体的利益。诸多学者认为，企业承担环境保护责任，增加环保方面的投资既可以树立企业良好形象（郑杲娉和徐永新，2011；Sueyoshi 和Wang，2014），降低企业融资成本（Brammer和Millington，2005；ElGhoul 等，2011），又能促进企业长期财务绩效的提升（万寿义和刘正阳，2013；李百兴等，2018），进而有助于提高经济增长质量（刘锡良和文书洋，2019）。Nakamura（2011） 以3237 家日本公司为样本研究预防性环保投资对公司业绩的影响，结果表明，短期内环保投资不会显著影响公司绩效，但从长期来看环保投资能够显著提升公司绩效。Lee 等（2015）通过调查日本制造业2003-2010 年的企业碳排放量数据和环保投资研发数据，发现投资于环保研发阶段的金额越大，越可以减少碳排放量、防治污染，并能提高企业的财务绩效。

然而，部分学者却认为，企业履行社会责任，增加在环保方面的支出会增加自身的经营成本，进而影响自身稀缺资源的配置，并极易增加管理层的可支配资源，加剧委托——代理问题，从而成为管理层自利的工具（Mackey 等，2007），并降低企业的财务绩效（吉利和苏朦，2016）。Spicer（1978）通过对美国造纸行业的研究发现，如果企业环保支出过多，会导致股票价格下跌，公司市场价值下降。Martin 和Moser（2016）发现当管理者频繁地披露其较低环保投资数额时，投资者对该投资的增加会做出更为积极的反应。当环保投资金额非常大时，投资者却会认为这种大额投资对公司绩效增长是不利的。Pekovic 等（2018）以超过6000 家法国公司为样本，应用固定效应模型发现环保投资与经济绩效呈倒U 型关系，也就是说，环保投资存在一个较低的最优水平。当环保投资超过最优水平之后，企业再增加环保投资会对经济效益增长造成不利的影响。

上述可见，关于资本性环保支出是否有助于提升企业绩效问题，已有的研究结论并不一致。基于此，本文提出如下竞争性研究假设：

假设1a：重污染企业资本性环保支出水平越高，越有利于提升企业财务绩效。

假设1b：重污染企业资本性环保支出水平越高，越不利于提升企业财务绩效。

（二）企业财务绩效对资本性环保支出的影响

已有关于企业绩效对企业环保投资影响的研究成果为数不多，且结论亦莫衷一是。有学者认为绩优企业更容易获取外部融资，并具有更多可支配资金，对自身未来获取预期收益的能力也更为乐观（Montabon 等，2007；Murovec 等，2012；），因而其环保投入相对较多。但Hitchens等（2003）基于欧洲中小企业样本的研究却否定了企业绩效与环保投入的正相关关系，并得出了企业绩效与环保投入不具有显著相关性的研究结论。由此可见，企业绩效对企业环保投资究竟是怎样的影响，是当前企业环保投资理论研究中亟待回答的问题。

不可否认，绩优企业具有“财大气粗”的资金优势，其投资业务也往往表现出“大手笔”的特点，但这并不意味着绩效好的企业，增加资本性环保支出的意愿就强。这是因为，一方面，绩优企业的节能减排和淘汰落后产能的压力相对较小，其制度性环境成本即环境税费、环保罚款等负担较轻，即使在国家环境监管趋严的背景下，其现有生产设备和技术也无需全面更新。另一方面，在经理人绩效考评制度侧重于财务业绩的当下，面对环保投入不但短期内难以产生直接的经济效益（Orsato，2006），而且还会因环保设施和技术的购入与研发拖累企业利润的增长，进而增加企业经营风险（Arouri 等，2012）等不利因素，为了巩固已确定的薪资水平和市场声誉，大多绩优企业经理人对资本性环保支出可能会倾向于风险规避的行为方式（宋铁波等，2017）。

表1 变量及其定义

表2 变量的描述性统计

表3 资本性环保支出与企业绩效的内生性检验

对于绩差企业尤其是与环境监管敏感性较强的绩差企业而言，随着国家环保法律法规的日趋完善，以及环保执法强度的逐步加大，企业原有生产设备或技术所产生的污染物排放量已超过标准，企业则会陷入因增加的环境税费或罚款所导致的经营困境，甚至被政府环保部门强令停产或关闭。此时，增加资本性环保支出以更换原有生产设备或技术，既是企业获得合法性认同的必由之路，也是企业走出经营困境的“背水一战”。基于此，本文提出如下研究假设：

假设2：重污染企业财务绩效越差，增加资本性环保支出的意愿越强。

三、研究设计

（一）样本数据来源与变量设计

1.样本数据来源

本文根据研究需要，选取2010-2018 年沪深A 股中重污染行业上市公司作为研究对象。重污染行业的界定依据是原环保部2008 年所发布的《上市公司环保核查行业分类管理目录》。本文对样本进行如下的筛选：（1）剔除金融类样本公司；（2）剔除上市时间过短的样本公司；（3）剔除被特殊处理的，如ST 和＊ST 公司。最终经过筛选得到377 家样本公司，3393个观测值。为了消除极端值的影响，本文对资本性环保支出变量（ENC）在1%与99%分位数上进行了缩尾处理（Winsorize）。企业资本性环保支出（ENC）数据主要取自上市公司年度财务报告中的“在建工程”项目。具体来说，通过阅读财务报表及其附注，对“在建工程”中与环保相关的包括污水处理、脱硫除尘、废气处理，以及回收与循环利用等项目进行手工整理，从而得到企业当年的资本性环保支出数据。控股股东类型、总资产额、资产负债率、股权集中度、高管人员薪酬总数、独立董事人数等数据均取自国泰安CSMAR 数据库。在本文中，还包括年份与行业虚拟变量。实证部分采用EXCEL2010 和STATA13 软件进行数据处理。

2.变量设计

（1）资本性环保支出。考虑到企业发生的资本性环保支出的绝大部分是通过“在建工程”账户予以核算，同时摒弃绝对数指标可比性相对较差的缺陷，本文参考Nakamura（2011）的方法，以企业当年新增环保工程额与企业当年新增在建工程总额之比来度量企业资本性环保支出水平。

（2）企业绩效。考虑到现阶段企业绩效考核仍以财务指标为主，而总资产收益率（ROA）和净资产收益率（ROE）均为衡量企业绩效最为常用的财务指标，故本文在实证分析中以总资产收益率（ROA）来度量企业绩效，同时以净资产收益率（ROE）予以稳健性检验。

（3）控制变量。为了排除其他因素的干扰，本文参考唐国平等（2013）的做法，选取控股股东类型（STATE）、公司规模（SIZE）、资产负债率（DAR）、股权集中度（CON）、高管薪酬（BONUS）、独立董事比例（INR）以及年度（YEAR）、行业（INDUSTRY）虚拟变量作为控制变量。

表4 资本性环保支出与企业绩效的回归结果

表5 资本性环保支出与企业绩效的内生性检验

上述变量及其定义如表1 所示。

（二）模型构建

为验证企业资本性环保支出与企业绩效之间的相互影响，本文构建联立方程模型如下：

在模型中，总资产收益率（ROA）代表企业绩效；ENC 代表企业资本性环保支出；CONTROL 代表控制变量，具体包括控股股东类型（STATE）、公司规模（SIZE）、资产负债率（DAR）、股权集中度（CON）、高管薪酬（BONUS）、独立董事比例（INR）和年份（YEAR）、行业（INDUSTRY）等变量。α0、b0均为模型（1）、（2）的常数项，α1、α2、b1、b2分别为模型（1）、（2）中变量的系数，ε、μ 分别为模型（1）、（2）中的随机误差项。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

从表2 可以看出，总资产收益率（ROA）的最大值为0.477，最小值为-0.7616，均值为0.3984，表明样本公司中大多数企业是盈利的；资本性环保支出变量（ENC）的最大值为0.99，最小值为0.01，均值为0.0141，标准差为0.021，表明各企业资本性环保支出水平差别较大，且大多数样本公司的资本性环保支出水平较低；控股股东类型（STATE）的均值为0.54，标准差为0.499，也就是说，样本中国有控股性质的公司略多；公司规模（SIZE）的均值为22.4538，标准差为12.1306，说明样本公司的总资产额相差较大；资产负债率（DAR）均值为0.4601，标准差为0.2204，这表明大多数样本公司举债程度较为合理，长期偿债能力较强。股权集中度（CON）均值为0.3784，标准差为0.1507，这说明大多数样本公司的第一大股东持股比例普遍较高，拥有绝对的话语权。高管薪酬（BONUS）的均值为14.1624，标准差为0.7506，这表明各企业高管人员的薪酬差距不大。独立董事比例（INR）均值为0.367，最小值为0.3333，最大值为0.6667，这表明样本公司均已达到相关法规的要求，即聘用的独立董事人数占到了董事会人数的三分之一以上。

（二）Pearson 相关性检验

本文所做的Pearson 相关系数检验表明，由于各变量的相关系数都小于0.4，所以本文之前所设定的模型（1）和模型（2）不存在多重共线性问题，据此进行回归分析所得到的结论是可以信赖的。

（三）Hausman 检验

在对以上模型方程组（1）、（2）进行实证检验前，需要对资本性环保支出与企业绩效之间可能存在的内生性问题进行检验。参照Hausman 内生性的检验方法，首先建立模型（3），并以普通最小二乘法（OLS）进行回归，取得回归后的残差，命名为RES；然后建立模型（4），以普通最小二乘法（OLS）进行回归，通过残差（RES）系数的显著性来判断资本性环保支出与企业绩效是否存在内生性。进行Hausman 检验所构建的模型如下：

资本性环保支出与企业绩效的内生性检验如表3 所示。

从表3 中可知，模型（4）中残差（RES）与总资产收益率（ROA）在1%水平上显著负相关，表明资本性环保支出与企业绩效存在内生性的关系，如果运用普通最小二乘法（OLS）进行回归，其结果可能会产生偏误。为解决回归结果的偏误问题，得到有效的实证结果，本文建立联立方程模型，采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行回归。

（四）模型回归结果分析

为验证前文所提出的研究假设，并比较考虑内生性问题前后对回归结果产生的影响，本文分别对模型（1）、（2）进行普通最小二乘法（OLS）和两阶段最小二乘法（2SLS）回归。其中，在两阶段最小二乘法（2SLS）回归中分别加入资本性环保支出滞后一期变量（ENCt-1）与总资产收益率滞后一期变量（ROAt-1）两个工具变量。资本性环保支出与企业绩效的回归结果如表4 所示。

由表4 中两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果可知：

（1）当以总资产收益率（ROA）作为被解释变量，以资本性环保支出（ENC）作为解释变量时，资本性环保支出（ENC）与总资产收益率（ROA）在1%水平上显著负相关，相关系数为-0.024，这表明，资本性环保支出水平越高的重污染企业，其短期财务绩效往往越差，即假设1b 得到验证，假设1a 不成立。当以资本性环保支出（ENC）作为被解释变量，以总资产收益率（ROA）作为解释变量时，总资产收益率（ROA）与资本性环保支出（ENC）在1%水平上显著负相关，相关系数为-0.413，这表明，重污染企业财务绩效越差，其增加资本性环保支出的意愿越强，即假设2 得到验证。

（2）在控制变量方面，当以总资产收益率（ROA）作为被解释变量，以资本性环保支出（ENC）作为解释变量时，控股股东类型（STATE）、资产负债率（DAR）与总资产收益率（ROA）显著负相关，资产规模（SIZE）、股权集中度（CON）、高管薪酬（BONUS）与总资产收益率（ROA）显著正相关，而独立董事比例（INR）则与总资产收益率（ROA）无显著关系；当以资本性环保支出（ENC）作为被解释变量，以总资产收益率（ROA）作为解释变量时，资产规模（SIZE）、资产负债率（DAR）、高管薪酬（BONUS）与资本性环保支出（ENC）均呈显著负相关关系，而控股股东类型（STATE）、股权集中度（CON）、独立董事比例（INR）则与资本性环保支出（ENC）无显著关系。

（3）虽然普通最小二乘法（OLS）回归结果中，资本性环保支出与企业绩效均通过了1%的显著性水平检验，相关系数分别为-0.01、-0.226，但从回归系数的绝对值来看，两阶段最小二乘法（2SLS）回归结果的系数绝对值要大于普通最小二乘法（OLS）的回归结果系数。这表明，在考虑内生性问题后，所揭示的重污染企业资本性环保支出对企业绩效的影响力要远大于考虑内生性之前的研判结果。

（五）稳健性检验

为验证以上模型回归结果的稳健性，本文使用净资产收益率（ROE）作为企业绩效的衡量指标。表5 是以净资产收益率（ROE）作为因变量时，资本性环保支出与企业绩效的内生性检验。表6 是以净资产收益率（ROE）作为企业绩效度量指标时，使用普通最小二乘法（OLS）和两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果。

由表5 可知，当以净资产收益率（ROE）作为企业绩效度量指标时，残差（RES）的回归系数为-0.005，在1%的统计水平下显著，说明资本性环保支出与企业绩效存在内生性关系。

从表6 可以看出，在两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果中，资本性环保支出（ENC）和企业绩效（ROE）均通过了5%的显著性检验，且回归系数的绝对值也大于普通最小二乘法（OLS）回归系数的绝对值。经稳健性检验，本文的研究结论得到验证。

五、研究结论及建议

本文以2010-2018 年沪深A 股377 家重污染行业上市公司数据为样本，采用普通最小二乘法（OLS）、两阶段最小二乘法（2SLS）的线性回归模型，实证检验企业资本性环保支出与企业绩效的交互影响关系。经研究发现，重污染企业资本性环保支出与企业财务绩效显著负相关，即重污染企业增加资本性环保支出，短期来看不利于提升企业财务绩效；而作为反馈，重污染企业财务绩效与资本性环保支出亦为显著负相关，即重污染企业财务绩效越差，增加资本性环保支出的意愿越强。此外，在考虑内生性后所揭示的资本性环保支出与企业绩效的相互影响力更为可信。

根据本文的研究结论，本文建议：（1）提高资本性环保支出水平是重污染企业绿色转型的必要举措，但其驱动因素并非来自于企业对财务绩效的追求，因此，为了推动我国企业践行绿色发展理念，应逐步加大环保法律法规建设力度和环保执法强度。（2）鉴于增加资本性环保支出不利于提升企业短期财务绩效这一实际情况，对其予以政策扶持就显得尤为重要，应适当运用补贴、奖励以及税收优惠等政策鼓励企业进行环保资本性投入，以便最大限度减轻企业因资本性环保支出的增加而形成的短期财务绩效压力。（3）考虑到重污染行业中的绩差企业既是行业发展的“短板”，又是行业中增加资本性环保支出最为积极的投资主体，对该类企业的环保投资项目，银行等金融机构应切实贯彻绿色信贷政策，优先给予信贷支持，以助力其破解资金实力不足的困局，加快生产条件上的“脱胎换骨”步伐，早日实现绿色转型的目标。（4）完善现行企业绩效评价制度，将环境责任履行情况纳入企业绩效评价指标体系当中，尤其是对重污染企业，既要考核财务绩效，也要考核环境绩效，以调动绩优企业增加资本性环保支出的积极性。