环保企业投资—现金流敏感性与融资约束和代理成本的关系

占韦威

（南京大学经济学院，南京 210093）

随着“绿水青山就是金山银山”理念的推广，环境保护和绿色发展越来越受到社会各界的关注和重视。“绿水青山就是金山银山”理念之付诸行动，一方面需要非环保企业从源头上节能减排；另一方面需要环保企业⑴为非环保企业提供专业化的服务，为环境问题的治理和生态修复以及节能减排提供设备、技术和智力方面的支持。因此，环保企业在提升绿色发展能力方面发挥着不可替代的作用。“十二五”规划曾把节能环保、新能源、新材料等产业作为战略性新兴产业来培育，明确提出“大力发展循环经济，加大环境保护力度，促进生态保护和修复”。近年来，国家强调加大生态环境保护治理力度，推动绿色发展，大力发展节能环保产业，把节能环保产业培育成为我国发展的支柱产业。可见，国家的顶层设计为环保企业的发展提供了良好的政策环境和发展契机，政府在资金投入、财政补贴、税收优惠、融资政策等方面也为环保企业提供支持，鼓励和促进环保企业的快速发展。

环保企业具有促进产业技术升级和改善环境质量的双重功能。然而，融资约束一直是制约环保企业发展的重要因素。环保投资前期投入大、回收期限长、技术性强、风险高，具有明显的政府驱动性特征，外部投资者进入时比较谨慎。同时，由于我国资本市场不完善、信息不对称导致的融资约束以及代理成本问题，使得环保企业投资更多地依靠内部资金，这可能会造成显著的投资—现金流敏感性。然而，不同行业由于资本结构、企业规模、行业特征以及政策环境等有所不同，融资约束程度与投资—现金流敏感性之间的关系会存在差异，投资—现金流敏感性的内在动因也会有所不同［1］。环保企业是否存在明显的投资—现金流敏感性，融资约束与投资—现金流敏感性之间是怎样的关系，不同规模环保企业显著的投资—现金流敏感性的内在动因是融资约束还是代理成本？针对这些问题，我们利用2010—2019年沪深A股上市环保企业的面板数据进行实证分析，试图揭示环保企业投资—现金流敏感性与融资约束和代理成本之间的关系，为缓解环保企业融资约束和实施分类治理提供路径选择和应对策略。

一、文献综述

由于外部支持不足和企业自身存在的问题，融资难一直是制约环保企业发展的重要因素。如何解决环保企业融资难问题，成为学者们广泛关注的焦点。融资难从深层次看，是融资效率低的问题。邓超等人运用DEA方法对我国环保企业的融资效率进行评价，发现融资效率存在两极分化的特点，同时样本期内融资效率经历先上升后下降的趋势［2］。潘永明等人研究认为，我国环保企业融资效率整体低下，并提出了提高融资效率的对策建议［3］。黄小英和温丽荣的研究也发现，我国环保企业金融支持效率低，还存在较大的提升空间［4］。解决环保企业融资难问题，需要发挥政府和市场的双重作用，设立政策性环保产业投资基金，撬动更多的社会资本进入绿色产业［5］。刘晓星提出，在环保企业融资渠道萎缩的情况下，“输血”和“造血”双管齐下，才能解决环保企业融资难问题［6］。培育市场主体，增强研发能力，加大政府投入，发挥政府在投融资中的平台作用，也可在一定程度上拓宽环保企业融资渠道［7］。关于环保企业投资方面，我国环保产业投资存在总量不足、投资主体单一、效率低下和机制不灵活等问题［8-9］。环保企业R&D投资效率较低［10］，创新投资效率存在滞后效应［11］。环保企业在投资方面存在的问题，反过来又会加剧融资约束程度。

关于融资约束与投资—现金流敏感性之间的关系，学界一直存在较大的争议。1988年，Fazzari、Hubbard和Petersen（以下简称FHP）依据信息不对称理论提出了融资约束假说，认为在资本市场信息不完全的情况下，外部融资的成本高于内部融资，企业的投资行为依赖于内部现金流（即为正向的投资—现金流敏感性），企业的融资约束程度（以股利支付率作为分类标准）与投资—现金流敏感性之间存在着正相关关系，他们把投资—现金流敏感性的差异作为融资约束存在的依据［12］。此后，有许多学者从不同的视角进行了分析，并支持FHP的研究结论［13］。吴娜等人以我国房地产上市企业为样本，分析得出投资—现金流敏感性与融资约束正相关［14］。然而也有一些学者用不同的指标衡量融资约束，得出了与FHP完全相反的结论：融资约束与投资—现金流敏感性之间不存在必然的单调关系，认为投资—现金流敏感性不能作为融资约束存在的依据［15-16］。Kaplan和Zingales（以下简称KZ）得出与FHP完全相反的结论，可能是由于衡量融资约束的标准存在差异，有的学者通过实证分析验证了这种解释［17-18］。

关于企业投资—现金流敏感性的动因，一些学者认为我国企业存在显著的投资—现金流敏感性，企业投资—现金流敏感性的动因会因行业和公司特征的不同而存在差异，并非融资约束单一原因所致，融资约束与投资—现金流敏感性并非单一的线性关系［13，19-20］。环保企业的融资约束存在异质性，金融发展和政府补贴等外部支持会因融资约束不同而影响企业创新和发展［21-22］。因此，深入研究环保企业融资约束与投资—现金流敏感性之间的关系尤为必要。

学界对融资约束与投资—现金流敏感性之间的关系以及投资—现金流敏感性的动因存在较大争议，但以投资—现金流敏感性作为融资约束存在的依据是符合实际的。目前，从投资—现金流敏感性角度研究环保企业融资约束的文献较少。本研究以2010—2019年沪深A股上市环保企业为样本，综合运用固定效应模型和面板门槛模型，实证检验环保企业融资约束与投资—现金流敏感性之间的关系，分析不同规模环保企业投资—现金流敏感性存在的差异动因，希望能为环保企业突破融资约束困境和完善公司治理提供决策依据。

二、理论分析与研究假设

FHP开创性地提出了融资约束假说，认为由于信息不对称造成资本市场的不完全性，企业外部融资成本高于内部融资，企业投资行为严重依赖内部现金流，此时企业的投资行为对现金流较为敏感，即表现为投资—现金流敏感性显著。我国的资本市场不完善，外部融资成本较高，我国企业可能普遍存在显著的投资—现金流敏感性。针对中国上市公司的一系列研究，发现投资对现金流非常敏感［13，20］。我国环保企业由于外部支持不足和自身存在的问题，融资约束问题普遍存在，环保企业的投资可能严重依赖于内部现金流。环保企业的投资具有回收期长、风险高、收益低等特点［8-9］，企业作出投资决策较为谨慎，面对外部的投资机会不敏感，即表现为环保企业投资内生动力不足。同时，环保企业作为战略性新兴产业，具有发展经济和保护环境的双重功能。政府致力于培育和发展环保企业，在资金投入、税收优惠、财政补贴等方面提供支持，有效地提升了绿色发展能力。所以，环保企业的发展具有明显的政府驱动性特征。基于上述分析，提出假设1。

假设1：环保企业存在显著的投资—现金流敏感性；同时，环保企业投资内生动力不足，主要依靠外部推动。

FHP通过研究发现，融资约束程度与投资—现金流敏感性呈正相关。为了克服传统融资约束分类的主观性［12］，Hansen等人通过面板门槛模型也得出了类似的结论［23］。对此KZ最先提出了质疑，他们发现，融资约束与投资—现金流敏感性呈负相关，投资—现金流敏感性并不能作为融资约束存在的依据［15，24］。这一结果得到了Cleary等人大样本实证的支持：综合财务状况较好的公司，其投资支出更加依赖内部现金流［18］。连玉君和程建研究发现，非融资约束组（大规模、高国有股比例、高股利支付率的企业）反而表现出更强的投资—现金流敏感性［19］。这一“反常”现象说明，融资约束并不是导致投资—现金流敏感性的唯一原因，可能还有更为复杂的原因。因此，有必要对投资—现金流敏感性的动因进行检验。

Jensen提出的自由现金流假说可以很好地解释这一“反常”现象：融资约束程度低的企业比融资约束程度高的企业具有更高的投资—现金流敏感性［25］。当企业存在大量的现金流时，由于存在代理成本问题，若公司治理机制不够完善，企业的经营管理者可能会为了追求个人利益最大化而进行过度投资，此时即使企业不存在融资约束或者融资约束程度低，投资行为也对内部现金流敏感。因此，融资约束程度低、规模大的企业具有较高投资—现金流敏感性，在很大程度上源自代理成本，而不是信息不对称造成的融资约束，主要表现为投资过度。融资约束程度高、规模小的企业，获得外部资金较为困难，企业资金短缺，只要有现金流就会用于投资，此时即使存在代理成本问题，经营管理者也不会去“挥霍”资金，所以此时投资—现金流敏感性来自于融资约束［13］，主要表现为投资不足。基于以上分析，提出假设2和假设3。

假设2：融资约束程度低、规模大的环保企业比融资约束程度高、规模小的环保企业具有更高的投资—现金流敏感性。

假设3：规模大的环保企业投资—现金流敏感性源自代理成本，规模小的环保企业投资—现金流敏感性源自融资约束。

三、研究设计

（一）模型构建与变量选取

为了研究环保企业整体上的投资—现金流敏感性，检验环保企业整体上是否存在融资约束，验证假设1，本研究在借鉴FHP所做研究［12］的基础上，以投资水平为被解释变量，以现金流为解释变量，再加入相关控制变量构建实证检验模型。为了控制环保企业个体异质性和共同趋势，本研究采用双向固定效应模型。模型设定如下：

式中：所有变量的下标i和t分别表示企业和年份。被解释变量V表示投资水平，解释变量C表示现金流，选择的控制变量有现金水平（S）、营业收入水平（E）、资产负债率（T）、投资机会（G）和企业规模（L），各变量的定义见表1。α1表示现金流（C）对投资水平（V）的影响系数，即投资—现金流敏感性系数，若α1＞0且显著，表示环保企业整体存在显著的投资—现金流敏感性。加入投资水平的滞后一期（Vh）是为了考虑企业投资的惯性作用，即前期投资对本期的投资产生影响，影响系数为α0。α3…α7为各控制变量对投资水平的影响系数。μi和λt分别表示个体固定效应和时间固定效应。εit表示随机误差项。

表1 变量定义

为了研究不同融资约束程度的环保企业投资—现金流敏感性存在的差异，检验假设2，在借鉴Hansen所做研究［23］的基础上，以企业规模大小作为划分融资约束程度的标准。传统融资约束理论认为，企业规模越大，面临的融资约束程度越低；反之，企业面临的融资约束程度越高。因此，选择企业规模（L）为门槛变量，构建面板门槛模型。模型设定如下：

式中：所有变量的下标i和t分别表示企业和年份。为了克服采用企业规模先验值（如中位数或均值）作为融资约束程度导致的主观性，引入指标函数I，即符合括号内的条件，I=1；否则，I=0。若β1＞β2＞β3＞0，且在统计上显著，表示融资约束程度高的环保企业比融资约束程度低的环保企业具有更高的投资—现金流敏感性，符合融资约束假说；若β3＞β2＞β1＞0，且在统计上显著，表示融资约束程度低的环保企业比融资约束程度高的环保企业具有更高的投资—现金流敏感性，即出现“反常”现象。

为了研究不同规模环保企业投资—现金流敏感性的动因，检验假设3，在式（1）的基础上，加入投资机会与现金流的交互项，构建模型如下：

式中：所有变量的下标i和t分别表示企业和年份。Git×Ci表示投资机会与现金流的交互项。若δ2＞0，表示企业投资机会增加时更加依赖于内部现金流，此时投资—现金流敏感性来自融资约束，表现为企业投资不足；若δ2＞0，表示投资机会减少时企业更加依赖于内部现金流，此时投资—现金流敏感性来源于代理成本，表现为企业投资过度。

（二）样本选择与数据来源

以2010—2019年沪深A股（包括主板、中小板和创业板）上市环保企业为研究样本。上市环保企业是从大多数股票软件板块分类中的“环境保护”板块筛选的，剔除ST、PT公司以及数据严重缺失的公司后，最终选取了40家公司10年的平衡面板数据，共400个样本数据。数据主要来源于万得（Wind）数据库以及各个公司2010—2019年的年报。

（三）变量描述性统计

根据主要变量的均值、标准差、最小值、最大值、中位数等描述性统计，样本数据不存在明显的离群值问题（见表2）。从标准差看，环保企业的投资水平、现金流、现金水平、营业收入存在较大差异，尤其是营业收入表现最为明显，其最小值为0.33，最大值为102.97，标准差为16.02。资产负债率的均值为0.47，最小值为0.04，最大值为0.98，基本符合环保企业的特征。营业收入平均增长率为26%，说明环保企业整体上面临较好的投资机会，这与目前国家重视环境保护的政策相符。

表2 变量的描述性统计

四、实证结果与分析

（一）环保企业整体投资—现金流敏感性分析

为了研究环保企业整体上是否存在显著的投资现金流敏感性，采用2010—2019年沪深A股40家上市环保企业的面板数据，对式（1）进行回归，回归结果如表3所示。

表3 环保企业整体投资-现金流敏感性

表3列（1）和列（2）显示的分别是随机效应模型和固定效应模型的估计结果，两列的估计系数和显著性都存在较大差异。根据Hausman检验的结果可知，应选择固定效应模型估计的结果，即列（2）显示的回归结果。表3列（2）显示，在控制变量不变的情况下，现金流（C）对投资水平的影响系数，即投资—现金流敏感系数为0.239，在1%的统计水平上显著。为了进一步考虑自相关和异方差的影响，列（3）用聚类稳健标准误进行统计推断，现金流对投资水平的影响系数为0.239，在5%的统计水平上显著。实证研究表明，我国环保企业整体上存在显著的投资—现金流敏感性，因而环保企业整体上存在融资约束现象。

控制变量方面，表3列（3）显示，投资水平滞后一期（Vh）对投资水平的影响系数，在10%的统计水平上不显著，表明环保企业的投资连贯性较差，前期投资对后期投资并没有明显的促进作用。现金水平（S）和营业收入水平（E）对投资水平的影响系数分别为0.424和0.086，均在5%的统计水平上显著，表明环保企业现金水平和营业收入水平对投资水平有显著的促进作用。资产负债率（T）和企业规模（L）对投资水平的影响系数，在10%的统计水平上不显著，表明资产负债率和企业规模对投资水平影响不显著。投资机会（G）对投资水平的影响系数，在10%的统计水平上不显著，表明环保企业投资的内生动力不足，主要依靠外部推动。

（二）内生性处理

考虑到式（1）中控制变量包括被解释变量的滞后项，为了克服模型中可能存在的内生性问题，采用一阶差分广义矩估计法（D1_GMM），再次对式（1）进行回归，结果如表3列（4）所示。现金流对投资水平的影响系数为0.222，在5%的统计水平上显著，表明环保企业存在显著的投资—现金流敏感性；投资机会（G）对投资水平的影响系数在10%的统计水平上不显著，表明环保企业投资的内生动力不足，主要依靠外部推动。其中，Sargan检验的结果表明：在估计过程不存在过度识别问题，所用的工具变量⑵是合理的。列（4）中，现金流和投资机会对投资水平的影响系数和显著性与列（3）相比，均未发生明显变化。因此，本研究的假设1成立，即环保企业存在显著的投资—现金流敏感性，同时环保企业投资内生动力不足，主要依靠外部推动。

（三）环保企业投资—现金流敏感性的异质性

为了研究环保企业投资—现金流敏感性的异质性，以企业规模（L）为门槛变量，对式（2）进行回归。主要分为两步：第一步，确定门槛的个数和门槛估计值，结果如表4和表5所示；第二步，以门槛值为分界点分组回归，比较不同融资约束程度环保企业投资—现金流敏感性的差异，结果如表6所示。

表4 门槛效果自抽样检验

表5 门槛估计值和置信区间

表6 不同融资约束程度的环保企业投资—现金流敏感性的差异⑶

表4显示了门槛效果自抽样检验的F值、P值以及不同显著性水平上的临界值，单一门槛效果在1%的统计水平上显著，而双重门槛和三重门槛效果均在10%的统计水平上不显著。因此，本研究选择单一门槛。表5显示，单一门槛估计值为14.037，95%的置信区间为［14.021，14.043］。

通过图1、图2和图3这3个似然比函数图，可以更加清楚地理解门槛估计值和置信区间的构造过程。其中，似然比检验统计量LR=0时，门槛参数（lnsize）的取值就是门槛估计值。门槛估计值95%的置信区间，是由LR值小于5%显著性水平下的临界值7.35⑷（对应图中的虚线）所构成的区间。图1描绘了单一门槛的估计值和置信区间，与表6的内容一致。图2展示了双重门槛模型第二个门槛估计值和置信区间，LR值均位于虚线的下方，置信区间趋于无限大。所以，验证了表4双重门槛效果不显著。图3描绘了双重门槛模型中的第一个门槛估计值和置信区间，与图1单一门槛类似。

图1 单一门槛模型的门槛估计值和置信区间

图2 双重门槛模型中的第二个门槛估计值和置信区间

图3 双重门槛模型中的第一个门槛估计值和置信区间

表6的门槛值分组显示，融资约束程度高、规模小的环保企业（L≤14.037）投资—现金流敏感性为0.123，在5%的水平上显著；融资约束程度低、规模大的环保企业（L＞14.037）投资—现金流敏感性为2.427，在1%的统计水平上显著。这表明融资约束程度低、规模大的环保企业比融资约束程度高、规模小的环保企业具有更高的投资—现金流敏感性（2.427＞0.123）。这一结果与融资约束假说（融资约束与投资—现金流敏感性呈正相关）相反。这一“反常”现象说明融资约束并不是导致投资—现金流敏感性的唯一原因，背后可能有更为复杂的原因。因此，我们有必要对环保企业投资—现金流敏感性的动因进行识别。

表6的中位数分组显示，融资约束程度高、规模小的环保企业（L≤12.36）投资—现金流敏感性为0.216，在1%的水平上显著，融资约束程度低、规模大的环保企业（L＞12.36）投资—现金流敏感性为0.406，在5%的统计水平上显著。这表明融资约束程度低、规模大的环保企业比融资约束程度高、规模小的环保企业具有更高的投资—现金流敏感性（0.406＞0.216）。中位数分组得出的结论与门槛值分组得出的结论相同；但是，投资—现金流敏感性系数的大小存在较大差异。

（四）不同规模环保企业投资—现金流敏感性的动因

为了研究不同规模环保企业投资—现金流敏感性的动因，按企业规模大小对式（3）进行分组回归，回归结果见表7。

表7 不同规模环保企业投资—现金流敏感性的动因识别

表7的门槛值分组显示，规模小的环保企业（L≤14.037）G×C的系数4.433，在5%的统计水平上显著，说明规模小的环保企业投资机会增加时，更加依赖于内部现金流，此时投资—现金流敏感性来自融资约束，表现为企业投资不足。规模大的环保企业（L＞14.037）G×C的系数为－0.756，在5%的统计水平上显著，说明规模大的环保企业投资机会减少时，企业更加依赖于内部现金流，此时投资—现金流敏感性更多来源于代理成本，表现为企业投资过度。因此，规模小的环保企业投资—现金流敏感性源自融资约束，规模大的环保企业投资—现金流敏感性更多源自代理成本，本研究的假设3成立。

表7的中位数分组显示，大规模和小规模环保企业G×C的系数均显著为负，即表明大小环保企业的投资—现金流敏感性都来自于代理成本。这一方面与现实情况不符，另一方面也不能解释大规模和小规模环保企业投资—现金流敏感性存在的差异，尤其是不能解释这一“反常”现象，即规模大的环保企业比规模小的环保企业有更高的投资—现金流敏感性。这又进一步表明了以企业规模中位数作为融资约束程度分类标准的主观性和不合理性。

五、研究结论与建议

本研究以沪深A股上市环保企业为研究样本，基于融资约束假说和自由现金流假说，在对相关文献进行理论分析的基础上提出研究假设，运用面板门槛模型实证检验了环保企业融资约束与投资—现金流敏感性之间的关系，进一步分析了不同规模环保企业投资—现金流敏感性的动因。本研究得出以下结论：（1）我国环保企业整体上存在显著的投资—现金流敏感性，同时环保企业投资内生动力不足，主要依靠外部推动；（2）不同融资约束程度的环保企业投资—现金流敏感性存在明显差异，即融资约束程度低、规模大的环保企业比融资约束程度高、规模小的环保企业具有更高的投资—现金流敏感性；（3）不同规模环保企业投资—现金流敏感性的动因存在差异，即规模大的环保企业投资—现金流敏感性主要源自代理成本，规模小的环保企业投资—现金流敏感性主要源自融资约束。

基于以上研究结论，提出如下建议：（1）我国环保企业应积极转型和升级，加大科技创新，激发企业投资内生动力，将政府投资驱动型增长转变为内生型投资增长；（2）针对规模较小的环保企业主要面临融资约束导致的投资不足问题，企业管理层应注重创新，明确自身优势和特色，努力提高产品和服务质量，同时完善企业财务信息披露制度，从而提高企业融资能力；（3）针对规模较大的环保企业主要面临代理成本造成的投资过度问题，企业管理层应完善公司治理机制，约束公司经理人的投资行为，以公司价值最大化为经营目标，缓解代理成本问题，合理配置企业资金，提高环保企业的投资效率；（4）政府应大力支持环保企业的发展，尤其是对存在严重融资约束的小规模环保企业，应在税收优惠、财政贴息等方面给予政策倾斜，同时完善资本市场体系，拓宽环保企业的融资渠道，让其获得低成本的资金，进而缓解其融资约束；（5）金融机构在绿色信贷配给时，应精准识别和合理评估环保企业融资约束程度和投资行为，信贷资源应投向融资约束程度高且投资效率高的环保企业，促进环保企业健康和可持续发展。

注释：

⑴ 环保企业是指从事“三废”处理、环境监测与治理、环保节能设备生产、清洁能源和环保材料研发、园林绿化、生态环保工程等业务的专业化企业。

⑵ 估计过程中采用的工具变量为V的滞后2期、滞后3期……。

⑶限于篇幅，表6未列出控制变量的回归结果。