绿色投资、融资约束与企业财务绩效——来自能源行业上市企业的经验证据

刘书兰，王 蒙，漆俊美

（武汉纺织大学 会计学院，武汉 430200）

0 引言

目前，能源行业依旧是关乎国计民生的基础支柱，绿色转型成为能源行业未来发展的重要方向。企业绿色投资是近年来出现的创新型投资方式，秉承可持续发展理念，加强企业绿化技术、加强新能源开发利用等方面的投资，提高能源环境效率以达到经济社会环境共赢。因此，绿色投资利于实现经济高质量发展，助力企业转换投资方式、走可持续发展之路。另外，高质量发展的要求迫使企业不断完成产业升级，面临不同程度的融资压力。而拓宽融资渠道对企业自觉履行环保主体责任存在重要的影响。因此，研究融资约束在能源行业绿色投资与企业财务绩效之间存在何种调节作用，对促使企业摆脱融资约束困境，实现绩效最优化存在重要现实意义。

现有的有关绿色投资对企业绩效的影响研究结论不一，主要有三种观点：尹建华等（2020）[1]认为企业绿色投资会挤占生产经营成本，影响正常经营，抑制其企业绩效的增长；Chen和Ma（2021）[2]则认为企业绿色投资在达到一定的规模，技术趋于成熟并被市场逐步认可时，会进一步促进企业的财务绩效上升；而赵领娣和王小飞（2022）[3]则认为绿色投资对企业绩效的影响呈非线性关系，但由于样本及变量的不同，其研究结果可能为“U”型和“倒U”型的关系。那么，在中国能源行业中，绿色投资对企业财务绩效究竟会产生何种影响，是一个值得探讨的问题。对此，本文选取2013—2020年中国A股能源上市企业的样本数据，尝试分析能源行业绿色投资对企业财务绩效的影响，以及融资约束在绿色投资与企业财务绩效关系中的调节效应。

1 理论分析与研究假设

1.1 绿色投资与企业财务绩效的“U”型关系

根据新古典经济学的传统理论，企业环境保护支出会挤占生产性资本，导致企业的生产效率下降、利润下滑。当企业的有限资金投入环境保护中时，必定会挤占企业的生产性资本。绿色投资前期水平低，一方面无法达到能够促进技术创新的规模效应，无法即刻享受绿色技术所带来的红利；另一方面难以引起外部利益相关者的足够关注，不能使得市场迅速认可企业做出的环保努力。因此，在绿色投资前期，生产水平及技术创新水平较低，规模效应尚未显现，绿色投资的成本可能大于收益，进而对企业财务绩效产生负面影响。

根据竞争优势理论，企业在进行绿色投资时，主动承担社会责任，积极改善环境绩效，为自身形成竞争优势，刺激技术改造、产品升级。于是，企业绿色投资的规模效应形成后，企业的生产能力会逐步提升，抵消由前期环境保护带来的成本，使得企业在市场上获得竞争优势。另外，企业积极进行绿色投资，承担环境保护责任作为一种信号传递机制反映其重视绿色发展，使得市场对企业绿色发展增强信心，获得相关利益者的认可，提高企业产品价值和客户价值，从而增强企业财务绩效。

综上所述，不管是企业进行技术革新还是改善环境绩效带来声誉的影响，都是量变到质变的过程，需要积累到一定规模才能给企业带来正向的绩效影响。企业进行绿色投资如清洁生产设备的购置、绿色产品的研发等，在短期内会改变企业的投资安排，挤占企业的部分生产性资本，但长期能够形成固定资产账面价值，有效解决生产过程中的环境污染问题；另外，绿色投资支出的增加也会倒逼企业绿色技术的革新和增加消费者的认同，在后期形成规模效应，促使能源行业企业财务绩效的提升，实现其社会绩效与企业绩效的互利共赢。由此，本文提出假设1：能源行业企业的绿色投资与企业财务绩效之间存在先下降后上升的“U”型曲线关系。

1.2 融资约束的调节作用

融资约束程度是企业管理设计的重要考虑因素。融资约束的产生往往是由信息不对称造成的，会致使企业不能更好地配置资源，难以实现最佳资本结构，阻碍利润最大化、财务绩效提升等目标的实现。资金的富裕程度对企业环境战略的实施与否和实施结果产生重大的影响。如果企业面临较小的融资约束，那么在绿色投资前期，企业会拥有更多的资金应对绿色投资所带来的对生产性资本的“挤出效应”，维持企业的正常运行，缓解绿色投资对企业财务绩效的负面影响；在绿色投资后期，企业的环保形象已然形成，声誉效果逐步体现，企业拥有更多的资金进行绿色投资和日常生产经营，主动选择承担更大的社会责任，充足且低成本的资金刺激企业积极应对绿色投资的需要，促进绿色投资对企业财务绩效的正面影响。反之，当企业存在严重的融资约束时，企业更倾向于保持现有的生产经营活动，维持现有的利润水平，采取消极的方式回应绿色发展的需要，减少主动参与环境保护的积极性。由此，本文提出假设2：融资约束对能源行业企业绿色投资与财务绩效具有负向调节效应，即在融资约束的调节作用下，绿色投资与企业财务绩效的“U”型关系更为平缓。

2 研究设计

2.1 变量定义

（1）被解释变量：企业财务绩效（CFP）。参考郭晓顺和李文婷（2017）[4]的研究，选取较为全面的财务指标，其中包括盈利能力、资产运营能力、偿债能力和发展能力4 个维度，具体如表1所示。

表1 财务绩效评价指标体系

根据初始的12个财务指标进行因子分析。先对样本进行KMO 检验因子检验。参考刘彦君和马郑玮（2022）[5]的研究，样本KMO 的值为0.529，同时Bartlett 球状检验的相伴概率为0.000，且在1%的水平上显著。由此，本文所选变量有相关关系，适合进行因子分析。在提取因子特征值均大于1 时，共得到6 个公因子，分别用F1至F6表示，累计百分比为84.018%。表2为总方差解释。

表2 总方差解释

以每单个公因子方差贡献率占总体贡献率的比值为系数，具体得出各综合得分，计算方式如下：

（2）解释变量：绿色投资（GI）。本文将绿色投资定义为与环境保护相关的资本化投资支出。借鉴文献[3,6]，手工收集192 家能源行业企业的在建工程附注表中与环境治理、绿色生产、清洁能源生产等相关的支出项（如风力发电、废水处理、脱硫脱硝、光伏项目、热电联产、矿山生态环境恢复等）加总后得到绿色投资数据，并除以年末总资产予以标准化处理。

（3）调节变量：融资约束（KZ）。借鉴文献[7]，利用KZ指数表示能源企业的融资约束水平。KZ指数是以企业经营现金流、托宾Q值、资产负债率、股利支付率和现金持有率等为自变量进行有序逻辑回归得到的结果，KZ 指数越大，表明该企业面临越高的财务困境，面临越多的融资约束。

（4）控制变量。借鉴文献[3,8,9]，选取的控制变量包括独董比例（IDR）、产权性质（SOE）、股权集中度（TOP1）、两职合一（DUAL）、企业规模（SIZE）、企业年龄（AGE）、财务杠杆（LEV）、资本支出（CAP）、盈亏情况（LOSS）、资产结构（AS）和年份（YEAR）虚拟变量。

具体变量的定义及来源见下页表3。

表3 变量定义

2.2 模型设计

鉴于本文提出的假设，本文借鉴刘婧等（2019）[10]的做法，在OLS回归模型中设定二次项验证绿色投资与企业财务绩效的非线性关系，同时考虑到绿色投资发挥作用的滞后效应以及同期内生性问题，本文将绿色投资进行滞后一期处理，回归模型设定如下：

其中，α为常数项，α1～αn为对应控制变量的系数，ε为随机误差项，i为企业样本，t为样本年份。若模型二次项系数α2为正，则说明存在“U”型关系，反之则存在“倒U”型关系。

引入融资约束与绿色投资的交乘项，验证其调节效应。将融资约束与绿色投资的交乘项纳入模型，构建模型如下：

其中，β为常数项，β1～βn为对应控制变量的系数；ε为随机误差项，i为企业样本，t为样本年份。参考Haans等（2016）[11]的研究，当主效应为非线性关系时，引入调节变量检验调节变量与解释变量二次项的交乘项系数是否显著，即模型中β2是否显著。当主效应为“U”型时，二次交乘项系数为正，则表明调节变量在自变量与因变量之间起到促进作用，使得主回归的“U”型曲线更为陡峭；二次交乘项系数为负，表明调节变量在自变量与因变量之间起抑制作用，使得主回归的“U”型曲线更为平缓。

2.3 样本选择和数据来源

本文选取2013—2020 年我国A 股能源行业上市公司为样本。根据《上市公司行业分类指引（2012）》文件，本文所选择企业的能源行业类型具体包括：煤炭开采和洗选业（B06），石油和天然气开采业（B07），开采辅助活动（B11），石油加工、炼焦和核燃料加工业（C25），电力热力生产和供应业（D44），燃气生产和供应业（D45），水的生产和供应业（D46），共计筛选到192 家能源行业上市公司。本文中有关能源行业绿色投资、融资约束、企业财务绩效以及其他变量的数据均来自国泰安（CSMAR）数据库。根据研究惯例，本文剔除ST、PT类上市公司和关键变量数据严重缺失的数据，最终得到828 个观测值，总体样本为非平衡面板数据。另外，对所有连续变量进行前后1%分位的缩尾处理，以消除极端值对研究结果的影响，并采用SPSS 和Stata16.0软件进行数据处理。

3 实证分析

3.1 样本描述性统计

表4 为变量的描述性统计结果。能源行业上市企业财务绩效（CFP）的最小值为-0.300，最大值为0.710，标准差为0.161，平均值为-0.042，说明在一定的生产经营期间内，各个企业之间的经营状况和盈利水平等有较大的差异。绿色投资（GI）的最小值为0，最大值为0.240，标准差为0.045，平均值为0.022，表明中国能源行业上市企业绿色投资差异较大，水平相对较低，能源行业企业环保意识亟待大幅提升。能源行业企业融资约束（KZ）的平均值为1.287，标准差为1.671，最小值为-3.484，最大值为5.287，由此可以看出企业在融资问题方面存在较大的差距，公司在筹集资金的渠道和方式上有着不同程度的限制。另外，对控制变量进行分析发现，股权集中度（TOP1）的方差最大，结果可能受该因素的异质性影响较大，后续将做进一步异质性分析。

表4 变量的描述性统计结果

3.2 基准回归结果分析

本文在进行回归分析前，对变量进行多重共线性检验，各个变量的方差因子VIF值均在2以内。共线性可忽略。本文实证检验结果如下页表5和图1所示。

图1 绿色投资与企业财务绩效的“U”型关系及融资约束的调节作用

表5 基准回归结果

（1）绿色投资与企业财务绩效的关系。根据模型（1），对应表5中列（1）结果可以看出，在回归结果中，滞后一期的绿色投资二次项的估计系数在1%的水平上显著为4.2905，一次项系数在1%的水平上显著为-0.9717，说明能源行业企业滞后一期的绿色投资与企业财务绩效呈“U”型相关关系。根据“U”型关系表达式可以得出绿色投资的阈值为0.1132，即当绿色投资水平达到阈值之前时其增加会降低企业财务绩效，绿色投资越过阈值后其增加会提升企业财务绩效，假设1 得证。因此，在能源行业绿色投资的前期，规模效应尚未显现，企业进行绿色投资会对企业的财务绩效产生负面的影响；在绿色投资的后期，企业逐步享受前期投资所产生的红利，财务绩效逐步提升。绿色投资对企业财务绩效的影响不是一蹴而就的，需要技术、时间等各方面因素的积累，再逐步显现到企业财务绩效上。但值得注意的是，能源行业企业绿色投资大多集中在拐点之前，仍有较大的提升空间。

上述研究结论不同于前者研究中认为绿色投资对企业财务绩效存在积极或消极的影响。结合了新古典经济学的传统理论与竞争优势理论的应用，本文结果区别于王杰琼（2014）[12]的研究结果，即短期内化工企业的排污费对企业绩效存在消极影响，分析其原因可能是该研究选择的代理指标为事后治理型绿色投资，该项治理费用更多的是对企业资源的消耗，不能为企业带来长期的影响。本文与Anis 等（2018）[13]研究中绿色投资对企业绩效存在积极影响的研究结果也不同，其主要原因是其研究样本是印尼上市公司中获得过PROPER 奖项的上市企业，该类企业绿色投资水平均较高，不适合推广到我国上市公司。本文研究结果相似于赵领娣和王小飞（2022）[3]的研究结果，即重污染企业绿色投资与经营绩效之间存在非线性的“U”型关系，以及崔秀梅等（2021）[14]的研究结果，即企业环保投资与企业价值存在非线性的“U”型关系。由此可知，本文研究发现的结果，即绿色投资与企业财务绩效存在先上升后下降的“U”型关系，比较符合中国能源行业的实际情况。

（2）融资约束的调节作用。根据模型（2），如表5的列（2）结果所示，融资约束和滞后一期绿色投资的交乘项系数在1%的水平上显著为-3.7138，说明在能源行业企业中，融资约束负向调节绿色投资与企业财务绩效之间的关系，同时根据“U”型关系的函数表达式可知，此时模型（2）中绿色投资的二次项系数10.3100 大于模型（1）中的系数4.2905，融资约束的调节作用使得绿色投资与企业财务绩效的“U”型关系更为平缓，验证假设2。由此分析，当融资约束较低时，企业有足够的资金补充生产经营中的支出，履行社会责任，进行绿色投资，进而使得企业的财务绩效表现越加优良；当融资约束较高时，企业的可使用资本进一步减少，企业为维持现有的生产水平，倾向于选择减少主动性的绿色投资行为，使得企业的财务绩效降低。

上述研究结论不同于杨乐等（2020）[15]的研究结论，该研究结果显示融资约束会促进环保投资与企业财务绩效之间的正向关系。分析其原因是该研究的融资约束变量选择信贷融资为代理指标，而样本显示企业受到的融资约束程度大体相同，这与中国上市企业实际情况并不相符。余航和李月娥（2021）[16]研究验证了融资约束负向调节重污染行业企业环保投资与企业财务绩效之间的关系，与本文有关融资约束调节作用的研究结果相似。因此，对比类似文献结果来看，本文研究结果显示的融资约束抑制作用更加贴近现实，符合当前的中国上市企业的实际情况。

3.3 稳健性检验

本文在构建模型时，考虑到绿色投资与企业财务绩效之间的内生性问题，将绿色投资滞后一期处理。为了进一步提高结论的稳健性，本文替代被解释变量的方法进行稳健型检验。借鉴文献[17]，选择企业托宾Q 值（TobinQ）为企业财务绩效的代理指标，对主回归再次进行回归，回归结果显示绿色投资二次项系数在1%的水平上显著为正，与原回归结果无明显差异。由此表示本文选取的研究模型和得出的研究结果具有一定的稳健性，具体回归结果见表5列（3）。另外，本文在控制年份固定效应的基础上，同时对主模型个体固定效应进行控制，回归结果显示绿色投资二次项系数在10%的水平上显著为正，与原回归结果相同，再次验证其稳健性，具体见表5列（4）。

3.4 异质性分析

3.4.1 不同股权集中度下的差异分析

股权集中度的高低影响着企业内部的代理问题。股权集中度高，则股东拥有更大的话语权以及绝对的控制权，控股股东更可能通过利益输送等方式，对企业财务绩效产生不好的影响。本文进一步研究不同股权集中度的企业中，融资约束是否对绿色投资和企业财务绩效关系具有调节效应。根据股权集中度（TOP1）平均数，本文将样本划分为股权集中度高和低两组对比样本，表6为分组样本回归结果。由表6 可知，在股权集中度低的企业中，绿色投资的二次项系数显著为正，而二次交乘项系数为-2.2890，在统计上的表现为不显著；高股权集中度组的绿色投资的二次项相较更为显著，且二次交乘项系数在1%的水平上显著。以上结果表明，融资约束对股权集中度高的企业调节作用更为明显。主要原因是控股股东拥有绝对的掌控权，股权制衡能力较弱，易发生大股东侵害中小投资者利益、掏空企业资源等情况，大幅提高企业的融资约束水平，从而易对企业财务绩效产生不利的影响，致使融资约束在股权集中度高的企业中调节作用更加显著。由此可见，能源企业应该合理安排股权，防止一股独大的情况，保证股权之间的制衡度，促使企业更好的发展。

表6 股权集中度异质性下的回归结果

3.4.2 不同信息披露水平下的差异分析

环境信息披露是企业向外界传递自身进行环保实践的重要载体，环境信息披露水平的高低使得企业的经营环境有所不同。本文选取CSMAR数据库中上市公司环境信息披露为代理变量，该指标包含环保理念、环保管理制度体系、环保目标、环境事件应急机制、环保专项活动、环保荣誉或奖励、环保教育与培训、“三同时”制度8个方面，企业披露相关信息时赋分为1，否则为0。企业得分越高代表企业的环境信息披露水平越高。按照环境信息披露水平（EDI）均值将样本划分为高水平和低水平环境信息披露组分别进行检验。下页表7回归结果显示，高水平环境信息披露组的绿色投资对企业财务绩效的影响更为显著，并且融资约束的负向调节作用在低水平环境信息披露组更为显著。这是因为能源企业在积极进行环境信息披露时，会向市场传达积极的“绿色信号”，树立绿色形象，被市场投资者看好，绿色投资能进一步促进企业财务绩效的提升。由此可见，能源企业应该更加积极地进行信息披露，及时与市场沟通，提高企业绿色投资水平，能够进一步实现财务绩效提升。

表7 环境信息披露异质性下的回归结果

3.4.3 不同市场势力下的差异性分析

上市公司在追求利润的同时，十分关注市场竞争优势。企业的市场势力很大程度上反映了企业的竞争优势。本文借鉴Peress（2010）[18]的做法，用财务指标来测算市场势力（LI），具体计算公式为：市场势力=（营业收入-营业成本-销售费用-管理费用）/营业收入。本文按照能源行业企业市场势力（LI）均值将样本划分为市场势力低和市场势力高两组分别进行检验。下页表8回归结果显示，在高市场势力组中，绿色投资对企业财务绩效的影响更为显著。分析原因可能是高市场势力组拥有更强的实力去参与高投入、时滞长的项目，更倾向于履行社会责任，进行绿色投资，从而进一步促进财务绩效的提升，使企业拥有更好的经济效益。低市场势力组可能更多将精力集中于市场拓展，会忽略绿色投资对企业的长期正向影响。另外，融资约束的调节作用在高市场势力组较弱，可能是因为市场占有高的企业往往会得到市场的青睐，有更通畅的融资渠道进一步提升企业的绩效及长期价值。因此，企业应该积极通过技术创新、产品创新等方式扩大自身的市场势力，主动履行社会责任，加大绿色投资，促进企业财务绩效的进一步提升。

表8 市场势力异质性下的回归结果

4 结论

本文以2013—2020 年A 股能源行业上市企业为研究样本，分析了绿色投资、融资约束、财务绩效三者之间的关系。研究结论表明：（1）我国能源行业绿色投资与企业财务绩效之间存在先下降后上升的“U”型关系。进一步研究发现，相比股权集中度低的企业，在股权集中度高的企业中绿色投资对企业财务绩效影响更大，且该关系仅存在于高水平环境信息披露企业和市场势力高的企业，绿色投资对财务绩效的影响在环境信息披露低水平的企业和市场势力低的企业并没有显著的影响作用。（2）融资约束对绿色投资与企业财务绩效之间的关系起到显著的负向调节作用。进一步回归发现，融资约束对股权集中度高、市场势力高的企业具有调节作用，然而对于环境信息披露水平高的企业的调节作用并不明显。