企业环境责任与企业财务绩效跨期互动的实证研究

孟令鹏, 韩传峰, 柳丕辉

(1. 上海海事大学 中国(上海)自贸区供应链研究院, 上海 201306;2. 同济大学 经济与管理学院, 上海 200092;3. 山东建筑大学 管理工程学院, 济南 250101)

一、 引 言

中国改革开放40多年来,经济飞速发展的同时环境问题也日益突出,社会公众和环境可持续发展的压力迫使政府愈发重视企业环境责任[1]。2018年6月,国务院印发《打赢蓝天保卫战三年行动计划》,对企业实施经济活动提出了新要求,也为企业积极承担环境责任提供了新方向。2019年举办的人民企业社会责任高峰论坛提出,要正确理解企业社会责任与可持续发展的关系,关注企业对经济、社会和环境的影响,鼓励企业家们在改革、创新、发展的过程中积极履行社会责任,为经济社会的可持续发展做出贡献。

企业环境责任是指企业在生产经营过程中对生态环境保护和社会可持续发展所承担的社会责任[2],是企业社会责任的环境因素[3],对企业理解和落实循环经济提出了更高的实践标准。只有当企业和员工同时自觉承担环境责任,进行自我约束和控制时,才能真正实现对消费者、对国家乃至整个人类生存环境的承诺[4]。因此,可通过一定经济机制的规范与引导,促使企业主动或被动地按照社会福利基准配置和使用环境资源。企业对环境资源的利用能否增进社会福利,是评判企业是否履行社会责任的重要标准[5]。

企业环境责任可分为环境治理责任和环境改善责任两部分,具体包括污染物治理、资源耗减的恢复及企业生产过程中造成的环境质量下降等无形损失的弥补[6]。环境责任的履行需要大量人力、物力和财力的支持,这使得管理者多将焦点放在环境责任的履行成本上,而忽略履行环境责任所带来的隐形利益[7]。从这一意义来看,推动管理者重视环境责任所能为企业带来的经济和社会效益,对企业真正承担环境责任至关重要。

目前,对于企业财务绩效与环境责任是否存在相关关系、相互之间如何影响的问题,学术界尚无统一定论,已有研究多集中于企业环境责任与企业财务绩效的单向影响分析,未深入剖析二者的双向互动关系。一方面,部分研究聚焦环境责任对企业财务绩效的影响,认为企业环境责任可以增强企业的竞争力,尤其是创新活动方面的竞争力,并最终体现于企业价值和企业财务绩效[8]。高环境责任投资的企业会拥有更高的股票收益,同时面临更低程度的负面事件冲击[9],赢得较高水平的经济回报[10]。另一方面,部分研究关注企业财务绩效对企业环境责任的影响,认为根据资源松弛假说,企业财务绩效水平与企业环境绩效之间呈现正相关[11],企业财务绩效对当期环境责任的履行产生积极影响,且比对后期环境责任的积极影响更大[12]。因此,本文在实证研究基础上分析企业环境责任与企业财务绩效的跨期互动关系,提出推进企业积极履行环境责任的政策建议,以助力经济社会可持续发展。

二、 研究假说

(一)企业承担环境责任对企业财务绩效的影响

来自内部和外部的压力使得企业不得不应对经济活动产生的环境问题,因此越来越多的企业将环境责任纳入自身战略规划。其中绿色创新战略要求企业从战略层面考虑环境问题,最大限度地降低生产经营对环境产生的负面影响[13]。多数研究结果表明,企业积极承担环境责任会对企业经营产生积极影响。企业承担环境责任可以帮助企业提升资源利用效率,降低成本费用,获得良好声誉和品牌形象[14],同时还可以获得更有效的经营流程、更低的合规成本和新的市场机会[15],并提高投资者预期,降低企业融资约束[16],吸引更多的长期机构投资者,为投资者带来更高的股票收益[17]。企业承担环境责任还可以看作是一种信息传递机制,可用于解决委托代理下的信息不对称问题。企业为了赢得信赖和支持,必须向利益相关者传递难以复制的信号以表明自己是值得信任的。承担环境责任就是这种信号,反映了企业对环境保护的重视程度,进而以更高的效率和质量参与市场交易,获得更强的市场竞争和更低的交易成本[18]。

企业环境责任对企业财务绩效的促进作用受经济社会运行的复杂影响,往往存在一定的滞后期。一方面,由于信息搜集及传递的滞后性,企业的社会责任行为不能立刻被利益相关者所感知,因此利益相关者为企业带来的交易成本、市场竞争等方面的优势会相应滞后。另一方面,绿色创新技术转化为环保绩效和企业财务绩效需要一定时间,尤其是技术的前期研发投入对资金的需求巨大,只有当创新技术真正应用于生产实践时才能起到内化成本、提高利润的效果。

综上,企业积极承担环境责任可以提高企业利润,降低企业生产的环境性成本(包括能源节约、资源利用与废物排放等),并且存在至少1—2年的时间滞后期[19]。因此,基于以上分析,本文提出假设一:

H1:企业环境责任是企业财务绩效的格兰杰因且存在滞后效应。

(二)企业财务绩效对企业承担环境责任的影响

资金供给假说认为,企业只有在资金能够满足自身正常经营及发展的基础上才会去承担社会责任[20]。也即,具有较高资本总额的公司更愿意参与解决社会问题[21]。但企业承担环境责任也并非完全取决于自有资本,而是内外部因素共同作用的结果,内部因素包括企业规模、发展战略、治理结构及技术条件等,外部因素包括制度环境、市场状况、产业现状及利益相关者等[14]。

对于企业财务绩效影响环境责任是否存在滞后期,学界尚无统一定论。部分学者认为,企业的资金能力需要时间积累,因此对企业环境责任的影响会存在一定的滞后性[22];但另一部分学者通过实证分析得出这种影响不具有滞后性。是否存在滞后期,可能与选取的衡量指标有关[23]。对于经济状况不同的企业来说,履行社会责任所带来的效果可能截然相反。当期经济绩效较好的企业,其社会责任正向影响未来企业财务绩效;而当期经济绩效较差的企业,其社会责任会负向影响未来企业财务绩效[24]。国有控股企业和非行业敏感性行业企业的环境责任水平均受到企业财务绩效水平的影响[25]。重污染行业企业财务绩效越好,在环保方面的投入就越多,越能主动承担环境责任[26]。对标准化产品和竞争性行业来说,企业积极参与环境治理,可以通过改善产品市场感知更加显著地提高企业价值[27]。基于上述分析,本文提出假设二:

H2:企业财务绩效是企业环境责任的格兰杰因且存在滞后效应。

(三)投资者保护的中介作用

企业财务绩效与投资者保护的关系,实质上是学术界广泛热议的法律与财务之间的关系问题,争论的焦点主要是法律与财务的因果问题。以LLSV组合为代表的学者认为,法律保护是因,公司财务是果,法律保护会影响公司财务问题的决策。但越来越多的研究发现,法律与财务的关系可能与LLSV的观点完全相反,公司财务也可以成为法律保护的因。投资者保护是法律对投资者的保障程度以及相关法律的有效实施程度,投资者可以依赖国家层面的制度机制和公司层面的政策机制获得利益保护。当公司绩效和经营状况良好时,内部治理机制将会更完善,进而推动投资者保护水平的提高,从而法律保护有可能是公司内部治理逐渐完善的结果[28]。此外,当企业的财务状况和经营水平发展到一定高度时,对外部法律规范的完善程度要求就越高,因此企业的财务水平会倒逼其提高投资者保护水平。

不同程度的投资者保护力度将会影响企业的投资意愿和治理结构,进而影响投资者决策,包括投资项目类型和投资额度,而环保责任方面的投资正属于企业投资决策的重要部分。在良好的投资者保护下,企业有较多的方式保护自身利益,更多的企业愿意将富余资金用于承担环境责任。此外,良好的投资者保护除了为企业的各项权益“保驾护航”,也对企业行为进行了相应的规范,在规制约束下,企业不得不重视环境责任的履行。基于上述分析,本文提出假设三:

H3:在企业环境责任与企业财务绩效的关系中,投资者保护起到中介作用。

(四)企业绿色创新的中介作用

作为一项新兴的环保项目,企业绿色创新是指企业在环境管理领域中对有关节约能源、污染防治、废物回收利用、绿色产品设计和企业环境管理等产品类型或工艺流程的丰富与提升,是企业承担环境责任的重要载体。企业的绿色创新水平与企业承担环境责任的状况息息相关,企业环境责任对企业绿色创新的影响主要体现在以下三个方面:第一,企业环境责任通过信息披露影响企业绿色创新。环境责任信息披露质量越高,在绿色创新过程中的信息不对称程度越弱,管理层利用绿色创新不确定性进行盈余管理等违规操作的空间就越小,企业在绿色创新过程中的投入产出效率更高,更愿意加大对绿色创新的投入力度。第二,企业主观环保意愿影响企业绿色创新。企业的绿色创新通常对应的是企业的自愿性环境责任,当拥有较高的环境保护意愿时,企业会首先完成法律所要求的强制性环境责任,在此基础上积极履行自愿性环境责任。因此,对于拥有较高环境责任感的企业,法律所规定的强制性环境责任并不能满足其“责任感”,企业会更加关注超出法律规范的更高一层的环境责任,如为企业带来经济效益的企业绿色创新。第三,企业客观上的环保行为影响企业绿色创新。如果将企业的环保行为看作企业的投资经营决策,基于“经济人”假设,企业会选择投资收益较高的项目,而在所有环保行为中,绿色创新能力方面的投资无疑是最佳项目。企业投资绿色创新项目,既可以从技术上减少污染物排放,符合法律规范,又可以获得政府补贴、税收优惠、成本降低等方面的收益。因此,当需要承担更多的环境责任时,出于投资回报的角度,企业会更愿意选择投资绿色创新项目。

企业选择投资绿色创新项目的另一个原因是,绿色创新对企业经营发展产生积极的促进作用。企业通过环境管理进行创新可能抵消了遵守环境管理的成本,从而对企业财务绩效产生积极影响,还可以通过增加竞争优势而获得经济利益。首先,企业绿色创新将环保理念融入企业的产品设计和包装中,增加产品的差异化优势,而且投入环境管理的资源不仅避免了环保法律处罚,还可以给企业带来技术补偿,提高其经济效益。其次,企业绿色创新所强调的资源合理使用能够优化资源配置,减少浪费,提高资源的边际收益和边际生产力。最后,绿色创新能够直接从节能、降耗、节约和循环使用等方面降低生产成本[29],促进企业内部降成本、外部提声誉,进而提高经济效益。绿色产品创新和绿色工艺创新对企业竞争优势具有显著的正向影响,对绿色创新的投资有助于企业业务的增长[30]。企业绿色创新随着企业环境责任的提高而提高,绿色创新技术又通过绿色产品和绿色工艺作用于企业的经营绩效[31]。基于上述分析,本文提出假设四:

H4:在企业环境责任与企业财务绩效的关系中,绿色创新起到中介作用。

三、 研究设计

(一)样本选择与数据来源

基于以上分析,本文以上市公司为样本检验我国企业环境责任与企业财务绩效之间的互动关系。选取2013—2016年我国沪深两市A股上市企业,剔除被证监会认定为经营异常的ST股企业,公司总资产、长期债务、股东权益等变量为零的企业,以及连续4年存在数据缺失的企业,最终得到244家企业4年共976个数据,企业环境责任、企业财务绩效等数据主要来自万德数据库、和讯网以及企业年度报表。投资者保护数据来自北京工商大学投资者保护研究中心的研究报告。上市公司专利数据来自中华人民共和国国家知识产权局与incoPat全球专利数据库,对应的经济特征数据来自国泰安CSMAR数据库。其中,关于绿色专利的界定,本文利用世界知识产权组织于2010年推出的国际专利分类绿色清单,筛选环境友好型技术相关专利信息,在国家知识产权局网站进行条件检索。依照上述标准,识别出沪深股市上市公司绿色专利申请数量,并进一步区分绿色发明专利和绿色实用新型专利,将绿色发明专利作为衡量企业绿色创新的核心指标。

(二)变量测度

企业财务绩效(Per)考虑到数据的可获取性,对于企业绩效的衡量大多采用企业财务绩效指标,包括会计指标和市场指标。前者展示出企业短期的经营效益,一般用总资产报酬率(ROA)和净资产收益率(ROE)来表示;而后者一般用TobinQ来衡量,展示企业的市场价值,作为一种长期企业财务绩效表现,衡量企业未来的市场价值和长期盈利能力。随着我国股票市场和相关监管制度的不断完善,TobinQ值的准确性也进一步提高,因此本文选择企业的TobinQ值作为衡量企业财务绩效的指标。

企业环境责任(Cer)越来越多的学者开始使用定性与定量相结合的方式衡量企业环境责任[5]。本文采用和讯网关于企业环境责任的评分,包括企业环保意识、环境管理体系认证、环保投入金额、排污种类数和节约能源种类数,并为不同行业企业分配不同的权重,具有很强的综合性和客观性。

投资者保护(IP)投资者保护是指法律对投资者的保障程度以及相关法律的有效实施程度。对于投资者保护水平的衡量,主要从外部法律环境和内部公司治理两大指标进行评价[32]。本文选择北京工商大学投资者保护研究中心提供的数据,包含会计信息、内部控制、外部监管和财务运营四个维度,评价范围更加全面具体。

企业绿色创新(GT)我国尚未形成完善的企业绿色创新质量评估体系,因此不同学者根据自身的研究特征选择不同的指标进行衡量。当前用于衡量企业绿色创新水平的指标主要分为资金投入情况、绿色产出情况两大类[33]。本文的样本企业涉及各个行业,而非工业类企业的研发投入并不能代表其绿色创新水平,因此选择企业申请的绿色发明专利数量作为衡量指标。

控制变量鉴于企业环境责任与企业财务绩效的互动作用受到诸多因素的影响,本文选取以下变量作为控制变量。(1)企业规模(lnSize):公司总资产的对数[34]。(2)企业财务杠杆(ln(D/E)):长期债务与股东权益的比值取对数[35]。(3)企业成长能力(Growth):营业收入增长率[36]。(4)上市年数(Age):本年与上市年份之差[37]。(5)环境规制(lnFYZC):工业污染治理投资完成额的对数[38]。(6)高管薪酬(lnSalary):高管前三名薪酬总额的对数[39]。

表1 变量定义

四、 实证结果检验

(一)描述性统计

变量的描述性统计结果如表2所示。企业财务绩效的最大值为2.84,最小值为-0.34,平均值为0.51,标准差为0.45,表明不同企业财务绩效水平差异较大,除了与自身经营有关之外,可能也会受到企业规模、上市年数等因素的影响。企业环境责任最大值为满分30分,最小值为0分,反映出企业在环境责任履行方面存在巨大差异。

表2 描述性统计结果

(二)回归分析

1. 理论模型

本文研究企业财务绩效与环境责任之间是否存在因果关系及其方向。通常情况下,更高的绩效使得企业拥有更多的财务资源以履行环境责任。同时,企业积极履行环境责任可以提高公司绩效。本文构建两个模型:

Peri,t=β0+β1Ceri,t-1+β2lnSizei,t+β3ln(D/E)i,t+β4Agei,t+β5Growthi,t+β6lnFYZCi,t+β5lnSalaryi,t+εi,t

(1)

Ceri,t=β0+β1Peri,t-1+β2lnSizei,t+β3ln(D/E)i,t+β4Agei,t+β5Growthi,t+β6lnFYZCi,t+β5lnSalaryi,t+εi,t

(2)

其中i、t、t-1分别表示企业、年份、滞后一期年份,εi,t表示误差项。

2. 回归分析

模型1以企业财务绩效为因变量,环境责任为自变量,模型2以环境责任为因变量,企业财务绩效为自变量,企业规模(lnSize)、财务杠杆水平(ln(D/E))、上市年数(Age)、成长性(Growth)、环境规制(lnFYZC)、高管薪酬(lnSalary)为控制变量,进行双向固定效应的面板回归分析。如表3所示,模型的F检验结果表明,两个模型整体显著性较强,具有统计学意义。模型1中样本企业的环境责任系数为0.003,且在0.05的水平上显著,表明企业环境责任与企业财务绩效正相关。模型2中样本企业的财务绩效系数为2.74,且在0.05的水平上显著,表明企业财务绩效与企业环境责任正相关。

表3 回归结果

(三)格兰杰因果检验

对于不同个体和不同时间点来说,每个解释变量都是一个变化的量,为了表示企业的个体异质性和随时间点变化的特征,本文采用个体时间双固定效应模型。模型采用滞后一期的自变量解释自变量与因变量之间是否存在因果关系[40]。同时,利用聚类稳健标准误控制异方差和序列相关。

为了进行正式的因果关系检验,使用Granger方法[41]检验企业环境责任与企业财务绩效之间的双向因果关系,构建估计企业财务绩效的滞后值和环境责任的滞后值对当前企业财务绩效影响的线性模型,以及环境责任的滞后值和企业财务绩效的滞后值对当前环境责任影响的线性模型:

Peri,t=β0+β1Peri,t-1+β2Ceri,t+β3Ceri,t-1+β4lnSizei,t+β5ln(D/E)i,t+β6Agei,t+β7Growthi,t+β8lnFYZCi,t+β9lnSalaryi,t+εi,t

(3)

Ceri,t=β0+β1Ceri,t-1+β2Peri,t+β3Peri,t-1+β4lnSizei,t+β5ln(D/E)i,t+β6Agei,t+β7Growthi,t+β8lnFYZCi,t+β9lnSalaryi,t+εi,t

(4)

若模型3中的β2和β3与0显著不同,则认为环境责任是企业财务绩效的格兰杰因。同理,若模型4中的β2和β3与0显著不同,则认为企业财务绩效是环境责任的格兰杰因。同时,为了考虑模型异方差性和序列相关性,使用稳健的标准误差估计模型。两方程的联合显著性在10%的显著性水平下均显著,因此拒绝原假设“企业环境责任是企业财务绩效的格兰杰因”,环境责任和企业财务绩效之间互为因果关系。

表4 Granger因果检验结果

(四)异质性分析

1. 基于区域差异的因果关系检验

为了进一步分析不同区域背景下企业环境责任与企业财务绩效之间的互动关系,本文将样本区分为东、中、西部三个分样本分别检验。如表5所示,在10%的显著性水平下,东、中部地区企业环境责任与企业财务绩效之间互为因果,但西部地区企业环境责任与企业财务绩效之间并无明显关系。原因可能有以下几点:

表5 分地区的Granger因果检验结果

第一,企业社会责任与企业财务绩效之间的转化需要一定的前提基础,包括责任市场、公平竞争环境、监督反馈系统及企业内部相关战略,这些前提基础会直接影响企业社会责任与企业财务绩效之间的关系强度和方向[42]。2012年到2016年,西部地区在法制环境、政府与市场关系和市场化程度方面评分均最低,经营环境相关指数优化速度最慢[43],使得企业环境责任与企业财务绩效之间的因果关系不明显。

第二,根据规制经济学理论和外部效应理论,部分企业的乱排滥放行为给社会造成损失却不需要付出任何代价,市场经济不能依靠自身调整达到最优效率状态,加之西部地区可能存在政府管理缺位、规制水平低、权力寻租等现象,因此在投资后受益对象不明确的情况下,即使企业的资金状况、规模程度足以支持企业承担更多环境责任,企业也不会主动承担。

第三,根据企业行为关系理论,企业存在对环境变化反应迟钝或失当的情况。西部地区的传统企业多采用低成本竞争优势战略,即通过较高程度的环境污染达到低成本的目的。长期以高污染换取经济利益的企业并不会因企业盈利水平的变化而及时改变发展战略,即使在现有资金允许的情况下也不会立刻承担或者提高环境责任,这也就导致企业财务绩效在短期内(当期和滞后一期)未对企业环境责任产生影响。

第四,环境投资对绩效影响存在差异。地区经济发达程度不同,其环境投资水平存在显著差异。东中西部地区经济发展水平、产业结构、环保基础设施等各不相同,东、中部地区发展水平较高,相关设施完善,西部地区多承接来自东、中部地区的落后产业和重污染产业,缺乏环保基础设施,使得企业即使进行环保投资,所取得的收益也会相对较低,企业环境责任对财务绩效的影响程度也就不明显。

2. 基于行业差异的因果关系检验

从表6可以看出,不同行业企业的环境责任和企业财务绩效均具有双向因果关系。其原因可能在于,虽然行业性质对企业环境责任与权益资本成本间的关系具有一定的调节作用,但环境责任履行的推进和成效以及成效与责任履行间的转换,在很大程度上依赖于政府的监管力度而非行业性质。虽然在实际生活中政府部门对于不同行业的监管力度有所不同,但监管水平主要受到城市人口密度、经济发展水平、城市规模等因素影响,行业比重只起到间接效应[44]。因此,对于不同行业来说,企业环境责任与企业财务绩效之间都具有双向因果关系,但强弱有所不同。此外,2013—2016年正处于“十二五”规划期间,多项与工业企业、重污染企业、“双高”产品等有关的环保政策法规提高了行业企业对环境责任履行的重视,使得工业企业的环境责任履行情况逐渐好转并作用于企业财务绩效。

表6 分行业的Granger因果检验结果

(五)中介效应分析

中介效应检验首先采取Baron和Kenny提出的因果逐步回归法,当检验不存在中介效应时,继续采用Bootstrap抽样法;如果Bootstrap抽样法的检验结果显示存在中介效应,则假设成立,反之假设不成立。两种方法同时使用,可以较好地提高中介效应检验的准确度。部分控制变量由于与中介变量可能存在相关关系,影响中介检验的准确性,因此在建立中介检验模型时,剔除高管薪酬和环境规制两个控制变量以增加检验结果的有效性。

1. 投资者保护的中介效应检验

投资者保护的中介作用主要采用层次回归方法,结果见表7。具体检验步骤如下:(1)在模型5中,滞后一期的企业财务绩效系数为2.801,在1%的显著性水平上显著,滞后一期的企业财务绩效正向影响企业环境责任;(2)在模型6中,滞后一期的企业财务绩效系数为1.244,在5%的显著性水平上显著,滞后一期的企业财务绩效正向影响投资者保护水平;(3)在模型7中,滞后一期的企业财务绩效系数为2.678,在1%的显著性水平上显著,投资者保护系数为0.099,在10%的显著性水平上显著。因此假设H3成立,投资者保护具有中介效应。

表7 层次回归结果

为得到投资者保护的中介效应水平,进行Bootstrap抽样法检验,得出企业绿色创新能力的间接效应为0.023,95%的置信区间为[0.009,0.0234]。当企业财务绩效变动1个标准差时,企业环境责任水平变动0.158个标准差,其中0.023个标准差是通过中介变量IP发生作用的,因此中介效应占总效应的14.6%(0.023/0.158)。

投资者保护由企业内部治理和外部环境构成。从公司内部治理看,企业经营状况越好,越愿意披露会计信息,帮助投资者预测公司的潜在价值和未来成长空间,降低信息不对称,使其更好地选择适合自身的投资标的。公开透明的经营信息很好地保障了企业投资者的知情权,内部完善的治理水平使得企业经营免于混乱,保障了不享有经营权的投资者的利益。因此,良好的企业财务绩效可以带来高质量的会计信息,提高投资者保护水平。此外,良好的经营绩效能够吸引更多投资者,推动企业接受更广泛的社会监督,从而带动投资者保护水平的提高。良好的投资者保护水平可以减少企业支付股利的费用,使得企业拥有更多闲置资金。根据资金冗余假说,企业的闲置资金越多,企业越愿意承担环境责任,进而提高企业环境责任的履行状况。此外,良好的投资者保护水平意味着企业拥有合规的内部治理和完善的外部法律环境,对企业环境责任的履行起到强约束作用。

2. 企业绿色创新的中介效应检验

企业绿色创新的中介作用主要采用层次回归方法,结果见表7。具体检验步骤如下:(1)在模型8中,滞后一期的企业环境责任系数为0.003,在10%的显著性水平上显著,滞后一期的企业环境责任正向影响企业财务绩效;(2)在模型9中,滞后一期的企业环境责任系数为0.138,在1%的显著性水平上显著,滞后一期的企业环境责任正向影响企业绿色创新水平;(3)在模型10中,滞后一期的企业环境责任系数为0.003,在5%的显著性水平上显著,企业绿色创新系数为-0.002,不显著,通过逐步回归法得到企业绿色创新不存在中介效应。因此,进行Bootstrap抽样法检验,得到企业绿色创新能力的间接效应为0.0002,95%的置信区间为[0,0.0006],证明企业和绿色创新具有中介效应,假设H4成立。通过对绿色创新中介作用的验证表明,当企业环境责任变动1个标准差时,净资产收益率将变动0.0038个标准差,其中0.002个标准差是通过中介变量GT发生作用的,中介效应占总效应的5.3%(0.002/0.0038)。

实际上,企业绿色创新通过以下途径促进企业财务绩效的提高:第一,绿色技术创新提高生产效率。企业在生产工艺和生产流程方面的优化可看作是提质的重要举措,技术创新从长远来看可以降低企业生产的边际成本和边际能耗,提高企业的长期经营绩效及企业生产现代化水平。第二,绿色产品创新开拓新市场。在产品的基础价值、绿色偏好收益、绿色消费意识等因素的影响下,消费者购买绿色产品的偏好加强,绿色产品的市场吸引力越强,企业的销售能力和盈利能力越高。第三,企业绿色创新为企业带来更多的“政治资源”。企业在绿色技术方面的投资,可以获得来自政府提供的税收减免、资金补贴及政策优惠等有形资源,从而降低企业环保投资的风险和成本,提高企业绿色项目投资回报率。

五、 结论与建议

(一)主要结论

本文以2013—2016年上市企业为样本,检验企业财务绩效与环境责任间的相互关系。尽管在过去的20年中,该话题引起学术界的广泛探讨,但企业财务绩效与环境责任之间的联系尚未完全建立。本文使用格兰杰因果检验方法,分析了企业财务绩效与环境责任之间的循环关系,验证二者之间存在相互正向影响关系。在异质性分析中,不同区域的企业环境责任和企业财务绩效之间的关系有所不同。其中,东、中部地区企业环境责任和企业财务绩效与总体样本因果关系检验结果一致,西部地区二者间并无因果关系;行业差异对企业环境责任和企业财务绩效间的关系并无影响。在中介效应分析中,验证了投资者保护和企业绿色创新均起到中介效应。

(二)政策建议

一方面,政府要完善企业履行环境责任的相关法律法规体系,以行政手段弥补市场失灵,保障企业在环保方面的投资不会给其他企业的污染行为带来过多的正外部效应,以提高投资者保护力度。完善企业实施环保行为的配套措施,补足环保产业链薄弱环节,尤其是在环保基础较弱的地区,更应加大环保设施投入,为企业的环保行为提供便利。此外,政府应积极倡导产教融合、政企协作,推动需求和产出紧密结合,从环保技术到环保投入、环保设施等环节加强合作,减少不必要的周转,为企业环保行为节约时间和成本。另一方面,企业要将环境责任纳入自身发展战略,合理安排管理者任期,加强绿色创新投入。完善企业环境责任投入产出核算体系,积极将环保投资所带来的创新优势转化为企业的经营成果,提高财务数据的准确性。保证管理者的任期具有一定的时间跨度,使其能够有足够的时间等待环境责任履行所带来的经济、声誉等方面的效益。此外,对于管理者的绩效考核也应具有弹性和长期性。