環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性與融資約束和代理成本的關(guān)系

占韋威

（南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京 210093）

隨著“綠水青山就是金山銀山”理念的推廣，環(huán)境保護(hù)和綠色發(fā)展越來越受到社會各界的關(guān)注和重視。“綠水青山就是金山銀山”理念之付諸行動，一方面需要非環(huán)保企業(yè)從源頭上節(jié)能減排；另一方面需要環(huán)保企業(yè)⑴為非環(huán)保企業(yè)提供專業(yè)化的服務(wù)，為環(huán)境問題的治理和生態(tài)修復(fù)以及節(jié)能減排提供設(shè)備、技術(shù)和智力方面的支持。因此，環(huán)保企業(yè)在提升綠色發(fā)展能力方面發(fā)揮著不可替代的作用?！笆濉币?guī)劃曾把節(jié)能環(huán)保、新能源、新材料等產(chǎn)業(yè)作為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)來培育，明確提出“大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，加大環(huán)境保護(hù)力度，促進(jìn)生態(tài)保護(hù)和修復(fù)”。近年來，國家強(qiáng)調(diào)加大生態(tài)環(huán)境保護(hù)治理力度，推動綠色發(fā)展，大力發(fā)展節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)，把節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)培育成為我國發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。可見，國家的頂層設(shè)計為環(huán)保企業(yè)的發(fā)展提供了良好的政策環(huán)境和發(fā)展契機(jī)，政府在資金投入、財政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠、融資政策等方面也為環(huán)保企業(yè)提供支持，鼓勵和促進(jìn)環(huán)保企業(yè)的快速發(fā)展。

環(huán)保企業(yè)具有促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級和改善環(huán)境質(zhì)量的雙重功能。然而，融資約束一直是制約環(huán)保企業(yè)發(fā)展的重要因素。環(huán)保投資前期投入大、回收期限長、技術(shù)性強(qiáng)、風(fēng)險高，具有明顯的政府驅(qū)動性特征，外部投資者進(jìn)入時比較謹(jǐn)慎。同時，由于我國資本市場不完善、信息不對稱導(dǎo)致的融資約束以及代理成本問題，使得環(huán)保企業(yè)投資更多地依靠內(nèi)部資金，這可能會造成顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性。然而，不同行業(yè)由于資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、行業(yè)特征以及政策環(huán)境等有所不同，融資約束程度與投資—現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系會存在差異，投資—現(xiàn)金流敏感性的內(nèi)在動因也會有所不同［1］。環(huán)保企業(yè)是否存在明顯的投資—現(xiàn)金流敏感性，融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間是怎樣的關(guān)系，不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性的內(nèi)在動因是融資約束還是代理成本？針對這些問題，我們利用2010—2019年滬深A(yù)股上市環(huán)保企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，試圖揭示環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性與融資約束和代理成本之間的關(guān)系，為緩解環(huán)保企業(yè)融資約束和實(shí)施分類治理提供路徑選擇和應(yīng)對策略。

一、文獻(xiàn)綜述

由于外部支持不足和企業(yè)自身存在的問題，融資難一直是制約環(huán)保企業(yè)發(fā)展的重要因素。如何解決環(huán)保企業(yè)融資難問題，成為學(xué)者們廣泛關(guān)注的焦點(diǎn)。融資難從深層次看，是融資效率低的問題。鄧超等人運(yùn)用DEA方法對我國環(huán)保企業(yè)的融資效率進(jìn)行評價，發(fā)現(xiàn)融資效率存在兩極分化的特點(diǎn)，同時樣本期內(nèi)融資效率經(jīng)歷先上升后下降的趨勢［2］。潘永明等人研究認(rèn)為，我國環(huán)保企業(yè)融資效率整體低下，并提出了提高融資效率的對策建議［3］。黃小英和溫麗榮的研究也發(fā)現(xiàn)，我國環(huán)保企業(yè)金融支持效率低，還存在較大的提升空間［4］。解決環(huán)保企業(yè)融資難問題，需要發(fā)揮政府和市場的雙重作用，設(shè)立政策性環(huán)保產(chǎn)業(yè)投資基金，撬動更多的社會資本進(jìn)入綠色產(chǎn)業(yè)［5］。劉曉星提出，在環(huán)保企業(yè)融資渠道萎縮的情況下，“輸血”和“造血”雙管齊下，才能解決環(huán)保企業(yè)融資難問題［6］。培育市場主體，增強(qiáng)研發(fā)能力，加大政府投入，發(fā)揮政府在投融資中的平臺作用，也可在一定程度上拓寬環(huán)保企業(yè)融資渠道［7］。關(guān)于環(huán)保企業(yè)投資方面，我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)投資存在總量不足、投資主體單一、效率低下和機(jī)制不靈活等問題［8-9］。環(huán)保企業(yè)R&D投資效率較低［10］，創(chuàng)新投資效率存在滯后效應(yīng)［11］。環(huán)保企業(yè)在投資方面存在的問題，反過來又會加劇融資約束程度。

關(guān)于融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系，學(xué)界一直存在較大的爭議。1988年，F(xiàn)azzari、Hubbard和Petersen（以下簡稱FHP）依據(jù)信息不對稱理論提出了融資約束假說，認(rèn)為在資本市場信息不完全的情況下，外部融資的成本高于內(nèi)部融資，企業(yè)的投資行為依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流（即為正向的投資—現(xiàn)金流敏感性），企業(yè)的融資約束程度（以股利支付率作為分類標(biāo)準(zhǔn)）與投資—現(xiàn)金流敏感性之間存在著正相關(guān)關(guān)系，他們把投資—現(xiàn)金流敏感性的差異作為融資約束存在的依據(jù)［12］。此后，有許多學(xué)者從不同的視角進(jìn)行了分析，并支持FHP的研究結(jié)論［13］。吳娜等人以我國房地產(chǎn)上市企業(yè)為樣本，分析得出投資—現(xiàn)金流敏感性與融資約束正相關(guān)［14］。然而也有一些學(xué)者用不同的指標(biāo)衡量融資約束，得出了與FHP完全相反的結(jié)論：融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間不存在必然的單調(diào)關(guān)系，認(rèn)為投資—現(xiàn)金流敏感性不能作為融資約束存在的依據(jù)［15-16］。Kaplan和Zingales（以下簡稱KZ）得出與FHP完全相反的結(jié)論，可能是由于衡量融資約束的標(biāo)準(zhǔn)存在差異，有的學(xué)者通過實(shí)證分析驗證了這種解釋［17-18］。

關(guān)于企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因，一些學(xué)者認(rèn)為我國企業(yè)存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性，企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因會因行業(yè)和公司特征的不同而存在差異，并非融資約束單一原因所致，融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性并非單一的線性關(guān)系［13，19-20］。環(huán)保企業(yè)的融資約束存在異質(zhì)性，金融發(fā)展和政府補(bǔ)貼等外部支持會因融資約束不同而影響企業(yè)創(chuàng)新和發(fā)展［21-22］。因此，深入研究環(huán)保企業(yè)融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系尤為必要。

學(xué)界對融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系以及投資—現(xiàn)金流敏感性的動因存在較大爭議，但以投資—現(xiàn)金流敏感性作為融資約束存在的依據(jù)是符合實(shí)際的。目前，從投資—現(xiàn)金流敏感性角度研究環(huán)保企業(yè)融資約束的文獻(xiàn)較少。本研究以2010—2019年滬深A(yù)股上市環(huán)保企業(yè)為樣本，綜合運(yùn)用固定效應(yīng)模型和面板門檻模型，實(shí)證檢驗環(huán)保企業(yè)融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系，分析不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性存在的差異動因，希望能為環(huán)保企業(yè)突破融資約束困境和完善公司治理提供決策依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

FHP開創(chuàng)性地提出了融資約束假說，認(rèn)為由于信息不對稱造成資本市場的不完全性，企業(yè)外部融資成本高于內(nèi)部融資，企業(yè)投資行為嚴(yán)重依賴內(nèi)部現(xiàn)金流，此時企業(yè)的投資行為對現(xiàn)金流較為敏感，即表現(xiàn)為投資—現(xiàn)金流敏感性顯著。我國的資本市場不完善，外部融資成本較高，我國企業(yè)可能普遍存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性。針對中國上市公司的一系列研究，發(fā)現(xiàn)投資對現(xiàn)金流非常敏感［13，20］。我國環(huán)保企業(yè)由于外部支持不足和自身存在的問題，融資約束問題普遍存在，環(huán)保企業(yè)的投資可能嚴(yán)重依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流。環(huán)保企業(yè)的投資具有回收期長、風(fēng)險高、收益低等特點(diǎn)［8-9］，企業(yè)作出投資決策較為謹(jǐn)慎，面對外部的投資機(jī)會不敏感，即表現(xiàn)為環(huán)保企業(yè)投資內(nèi)生動力不足。同時，環(huán)保企業(yè)作為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，具有發(fā)展經(jīng)濟(jì)和保護(hù)環(huán)境的雙重功能。政府致力于培育和發(fā)展環(huán)保企業(yè)，在資金投入、稅收優(yōu)惠、財政補(bǔ)貼等方面提供支持，有效地提升了綠色發(fā)展能力。所以，環(huán)保企業(yè)的發(fā)展具有明顯的政府驅(qū)動性特征。基于上述分析，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：環(huán)保企業(yè)存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性；同時，環(huán)保企業(yè)投資內(nèi)生動力不足，主要依靠外部推動。

FHP通過研究發(fā)現(xiàn)，融資約束程度與投資—現(xiàn)金流敏感性呈正相關(guān)。為了克服傳統(tǒng)融資約束分類的主觀性［12］，Hansen等人通過面板門檻模型也得出了類似的結(jié)論［23］。對此KZ最先提出了質(zhì)疑，他們發(fā)現(xiàn)，融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性呈負(fù)相關(guān)，投資—現(xiàn)金流敏感性并不能作為融資約束存在的依據(jù)［15，24］。這一結(jié)果得到了Cleary等人大樣本實(shí)證的支持：綜合財務(wù)狀況較好的公司，其投資支出更加依賴內(nèi)部現(xiàn)金流［18］。連玉君和程建研究發(fā)現(xiàn)，非融資約束組（大規(guī)模、高國有股比例、高股利支付率的企業(yè)）反而表現(xiàn)出更強(qiáng)的投資—現(xiàn)金流敏感性［19］。這一“反?！爆F(xiàn)象說明，融資約束并不是導(dǎo)致投資—現(xiàn)金流敏感性的唯一原因，可能還有更為復(fù)雜的原因。因此，有必要對投資—現(xiàn)金流敏感性的動因進(jìn)行檢驗。

Jensen提出的自由現(xiàn)金流假說可以很好地解釋這一“反?！爆F(xiàn)象：融資約束程度低的企業(yè)比融資約束程度高的企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性［25］。當(dāng)企業(yè)存在大量的現(xiàn)金流時，由于存在代理成本問題，若公司治理機(jī)制不夠完善，企業(yè)的經(jīng)營管理者可能會為了追求個人利益最大化而進(jìn)行過度投資，此時即使企業(yè)不存在融資約束或者融資約束程度低，投資行為也對內(nèi)部現(xiàn)金流敏感。因此，融資約束程度低、規(guī)模大的企業(yè)具有較高投資—現(xiàn)金流敏感性，在很大程度上源自代理成本，而不是信息不對稱造成的融資約束，主要表現(xiàn)為投資過度。融資約束程度高、規(guī)模小的企業(yè)，獲得外部資金較為困難，企業(yè)資金短缺，只要有現(xiàn)金流就會用于投資，此時即使存在代理成本問題，經(jīng)營管理者也不會去“揮霍”資金，所以此時投資—現(xiàn)金流敏感性來自于融資約束［13］，主要表現(xiàn)為投資不足?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2和假設(shè)3。

假設(shè)2：融資約束程度低、規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)比融資約束程度高、規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性。

假設(shè)3：規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性源自代理成本，規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性源自融資約束。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建與變量選取

為了研究環(huán)保企業(yè)整體上的投資—現(xiàn)金流敏感性，檢驗環(huán)保企業(yè)整體上是否存在融資約束，驗證假設(shè)1，本研究在借鑒FHP所做研究［12］的基礎(chǔ)上，以投資水平為被解釋變量，以現(xiàn)金流為解釋變量，再加入相關(guān)控制變量構(gòu)建實(shí)證檢驗?zāi)Ｐ?。為了控制環(huán)保企業(yè)個體異質(zhì)性和共同趨勢，本研究采用雙向固定效應(yīng)模型。模型設(shè)定如下：

式中：所有變量的下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份。被解釋變量V表示投資水平，解釋變量C表示現(xiàn)金流，選擇的控制變量有現(xiàn)金水平（S）、營業(yè)收入水平（E）、資產(chǎn)負(fù)債率（T）、投資機(jī)會（G）和企業(yè)規(guī)模（L），各變量的定義見表1。α1表示現(xiàn)金流（C）對投資水平（V）的影響系數(shù)，即投資—現(xiàn)金流敏感性系數(shù)，若α1＞0且顯著，表示環(huán)保企業(yè)整體存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性。加入投資水平的滯后一期（Vh）是為了考慮企業(yè)投資的慣性作用，即前期投資對本期的投資產(chǎn)生影響，影響系數(shù)為α0。α3…α7為各控制變量對投資水平的影響系數(shù)。μi和λt分別表示個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。εit表示隨機(jī)誤差項。

表1 變量定義

為了研究不同融資約束程度的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性存在的差異，檢驗假設(shè)2，在借鑒Hansen所做研究［23］的基礎(chǔ)上，以企業(yè)規(guī)模大小作為劃分融資約束程度的標(biāo)準(zhǔn)。傳統(tǒng)融資約束理論認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模越大，面臨的融資約束程度越低；反之，企業(yè)面臨的融資約束程度越高。因此，選擇企業(yè)規(guī)模（L）為門檻變量，構(gòu)建面板門檻模型。模型設(shè)定如下：

式中：所有變量的下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份。為了克服采用企業(yè)規(guī)模先驗值（如中位數(shù)或均值）作為融資約束程度導(dǎo)致的主觀性，引入指標(biāo)函數(shù)I，即符合括號內(nèi)的條件，I=1；否則，I=0。若β1＞β2＞β3＞0，且在統(tǒng)計上顯著，表示融資約束程度高的環(huán)保企業(yè)比融資約束程度低的環(huán)保企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性，符合融資約束假說；若β3＞β2＞β1＞0，且在統(tǒng)計上顯著，表示融資約束程度低的環(huán)保企業(yè)比融資約束程度高的環(huán)保企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性，即出現(xiàn)“反?！爆F(xiàn)象。

為了研究不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因，檢驗假設(shè)3，在式（1）的基礎(chǔ)上，加入投資機(jī)會與現(xiàn)金流的交互項，構(gòu)建模型如下：

式中：所有變量的下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份。Git×Ci表示投資機(jī)會與現(xiàn)金流的交互項。若δ2＞0，表示企業(yè)投資機(jī)會增加時更加依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，此時投資—現(xiàn)金流敏感性來自融資約束，表現(xiàn)為企業(yè)投資不足；若δ2＞0，表示投資機(jī)會減少時企業(yè)更加依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，此時投資—現(xiàn)金流敏感性來源于代理成本，表現(xiàn)為企業(yè)投資過度。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

以2010—2019年滬深A(yù)股（包括主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板）上市環(huán)保企業(yè)為研究樣本。上市環(huán)保企業(yè)是從大多數(shù)股票軟件板塊分類中的“環(huán)境保護(hù)”板塊篩選的，剔除ST、PT公司以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的公司后，最終選取了40家公司10年的平衡面板數(shù)據(jù)，共400個樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫以及各個公司2010—2019年的年報。

（三）變量描述性統(tǒng)計

根據(jù)主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值、中位數(shù)等描述性統(tǒng)計，樣本數(shù)據(jù)不存在明顯的離群值問題（見表2）。從標(biāo)準(zhǔn)差看，環(huán)保企業(yè)的投資水平、現(xiàn)金流、現(xiàn)金水平、營業(yè)收入存在較大差異，尤其是營業(yè)收入表現(xiàn)最為明顯，其最小值為0.33，最大值為102.97，標(biāo)準(zhǔn)差為16.02。資產(chǎn)負(fù)債率的均值為0.47，最小值為0.04，最大值為0.98，基本符合環(huán)保企業(yè)的特征。營業(yè)收入平均增長率為26%，說明環(huán)保企業(yè)整體上面臨較好的投資機(jī)會，這與目前國家重視環(huán)境保護(hù)的政策相符。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）環(huán)保企業(yè)整體投資—現(xiàn)金流敏感性分析

為了研究環(huán)保企業(yè)整體上是否存在顯著的投資現(xiàn)金流敏感性，采用2010—2019年滬深A(yù)股40家上市環(huán)保企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對式（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 環(huán)保企業(yè)整體投資-現(xiàn)金流敏感性

表3列（1）和列（2）顯示的分別是隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果，兩列的估計系數(shù)和顯著性都存在較大差異。根據(jù)Hausman檢驗的結(jié)果可知，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型估計的結(jié)果，即列（2）顯示的回歸結(jié)果。表3列（2）顯示，在控制變量不變的情況下，現(xiàn)金流（C）對投資水平的影響系數(shù)，即投資—現(xiàn)金流敏感系數(shù)為0.239，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。為了進(jìn)一步考慮自相關(guān)和異方差的影響，列（3）用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行統(tǒng)計推斷，現(xiàn)金流對投資水平的影響系數(shù)為0.239，在5%的統(tǒng)計水平上顯著。實(shí)證研究表明，我國環(huán)保企業(yè)整體上存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性，因而環(huán)保企業(yè)整體上存在融資約束現(xiàn)象。

控制變量方面，表3列（3）顯示，投資水平滯后一期（Vh）對投資水平的影響系數(shù)，在10%的統(tǒng)計水平上不顯著，表明環(huán)保企業(yè)的投資連貫性較差，前期投資對后期投資并沒有明顯的促進(jìn)作用?，F(xiàn)金水平（S）和營業(yè)收入水平（E）對投資水平的影響系數(shù)分別為0.424和0.086，均在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明環(huán)保企業(yè)現(xiàn)金水平和營業(yè)收入水平對投資水平有顯著的促進(jìn)作用。資產(chǎn)負(fù)債率（T）和企業(yè)規(guī)模（L）對投資水平的影響系數(shù)，在10%的統(tǒng)計水平上不顯著，表明資產(chǎn)負(fù)債率和企業(yè)規(guī)模對投資水平影響不顯著。投資機(jī)會（G）對投資水平的影響系數(shù)，在10%的統(tǒng)計水平上不顯著，表明環(huán)保企業(yè)投資的內(nèi)生動力不足，主要依靠外部推動。

（二）內(nèi)生性處理

考慮到式（1）中控制變量包括被解釋變量的滯后項，為了克服模型中可能存在的內(nèi)生性問題，采用一階差分廣義矩估計法（D1_GMM），再次對式（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3列（4）所示。現(xiàn)金流對投資水平的影響系數(shù)為0.222，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明環(huán)保企業(yè)存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性；投資機(jī)會（G）對投資水平的影響系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平上不顯著，表明環(huán)保企業(yè)投資的內(nèi)生動力不足，主要依靠外部推動。其中，Sargan檢驗的結(jié)果表明：在估計過程不存在過度識別問題，所用的工具變量⑵是合理的。列（4）中，現(xiàn)金流和投資機(jī)會對投資水平的影響系數(shù)和顯著性與列（3）相比，均未發(fā)生明顯變化。因此，本研究的假設(shè)1成立，即環(huán)保企業(yè)存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性，同時環(huán)保企業(yè)投資內(nèi)生動力不足，主要依靠外部推動。

（三）環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的異質(zhì)性

為了研究環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的異質(zhì)性，以企業(yè)規(guī)模（L）為門檻變量，對式（2）進(jìn)行回歸。主要分為兩步：第一步，確定門檻的個數(shù)和門檻估計值，結(jié)果如表4和表5所示；第二步，以門檻值為分界點(diǎn)分組回歸，比較不同融資約束程度環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的差異，結(jié)果如表6所示。

表4 門檻效果自抽樣檢驗

表5 門檻估計值和置信區(qū)間

表6 不同融資約束程度的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的差異⑶

表4顯示了門檻效果自抽樣檢驗的F值、P值以及不同顯著性水平上的臨界值，單一門檻效果在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而雙重門檻和三重門檻效果均在10%的統(tǒng)計水平上不顯著。因此，本研究選擇單一門檻。表5顯示，單一門檻估計值為14.037，95%的置信區(qū)間為［14.021，14.043］。

通過圖1、圖2和圖3這3個似然比函數(shù)圖，可以更加清楚地理解門檻估計值和置信區(qū)間的構(gòu)造過程。其中，似然比檢驗統(tǒng)計量LR=0時，門檻參數(shù)（lnsize）的取值就是門檻估計值。門檻估計值95%的置信區(qū)間，是由LR值小于5%顯著性水平下的臨界值7.35⑷（對應(yīng)圖中的虛線）所構(gòu)成的區(qū)間。圖1描繪了單一門檻的估計值和置信區(qū)間，與表6的內(nèi)容一致。圖2展示了雙重門檻模型第二個門檻估計值和置信區(qū)間，LR值均位于虛線的下方，置信區(qū)間趨于無限大。所以，驗證了表4雙重門檻效果不顯著。圖3描繪了雙重門檻模型中的第一個門檻估計值和置信區(qū)間，與圖1單一門檻類似。

圖1 單一門檻模型的門檻估計值和置信區(qū)間

圖2 雙重門檻模型中的第二個門檻估計值和置信區(qū)間

圖3 雙重門檻模型中的第一個門檻估計值和置信區(qū)間

表6的門檻值分組顯示，融資約束程度高、規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)（L≤14.037）投資—現(xiàn)金流敏感性為0.123，在5%的水平上顯著；融資約束程度低、規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)（L＞14.037）投資—現(xiàn)金流敏感性為2.427，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這表明融資約束程度低、規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)比融資約束程度高、規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性（2.427＞0.123）。這一結(jié)果與融資約束假說（融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性呈正相關(guān)）相反。這一“反?！爆F(xiàn)象說明融資約束并不是導(dǎo)致投資—現(xiàn)金流敏感性的唯一原因，背后可能有更為復(fù)雜的原因。因此，我們有必要對環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因進(jìn)行識別。

表6的中位數(shù)分組顯示，融資約束程度高、規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)（L≤12.36）投資—現(xiàn)金流敏感性為0.216，在1%的水平上顯著，融資約束程度低、規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)（L＞12.36）投資—現(xiàn)金流敏感性為0.406，在5%的統(tǒng)計水平上顯著。這表明融資約束程度低、規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)比融資約束程度高、規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性（0.406＞0.216）。中位數(shù)分組得出的結(jié)論與門檻值分組得出的結(jié)論相同；但是，投資—現(xiàn)金流敏感性系數(shù)的大小存在較大差異。

（四）不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因

為了研究不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因，按企業(yè)規(guī)模大小對式（3）進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果見表7。

表7 不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因識別

表7的門檻值分組顯示，規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)（L≤14.037）G×C的系數(shù)4.433，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)投資機(jī)會增加時，更加依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，此時投資—現(xiàn)金流敏感性來自融資約束，表現(xiàn)為企業(yè)投資不足。規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)（L＞14.037）G×C的系數(shù)為－0.756，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)投資機(jī)會減少時，企業(yè)更加依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，此時投資—現(xiàn)金流敏感性更多來源于代理成本，表現(xiàn)為企業(yè)投資過度。因此，規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性源自融資約束，規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性更多源自代理成本，本研究的假設(shè)3成立。

表7的中位數(shù)分組顯示，大規(guī)模和小規(guī)模環(huán)保企業(yè)G×C的系數(shù)均顯著為負(fù)，即表明大小環(huán)保企業(yè)的投資—現(xiàn)金流敏感性都來自于代理成本。這一方面與現(xiàn)實(shí)情況不符，另一方面也不能解釋大規(guī)模和小規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性存在的差異，尤其是不能解釋這一“反?！爆F(xiàn)象，即規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)比規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性。這又進(jìn)一步表明了以企業(yè)規(guī)模中位數(shù)作為融資約束程度分類標(biāo)準(zhǔn)的主觀性和不合理性。

五、研究結(jié)論與建議

本研究以滬深A(yù)股上市環(huán)保企業(yè)為研究樣本，基于融資約束假說和自由現(xiàn)金流假說，在對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)，運(yùn)用面板門檻模型實(shí)證檢驗了環(huán)保企業(yè)融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系，進(jìn)一步分析了不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因。本研究得出以下結(jié)論：（1）我國環(huán)保企業(yè)整體上存在顯著的投資—現(xiàn)金流敏感性，同時環(huán)保企業(yè)投資內(nèi)生動力不足，主要依靠外部推動；（2）不同融資約束程度的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性存在明顯差異，即融資約束程度低、規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)比融資約束程度高、規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)具有更高的投資—現(xiàn)金流敏感性；（3）不同規(guī)模環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性的動因存在差異，即規(guī)模大的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性主要源自代理成本，規(guī)模小的環(huán)保企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性主要源自融資約束。

基于以上研究結(jié)論，提出如下建議：（1）我國環(huán)保企業(yè)應(yīng)積極轉(zhuǎn)型和升級，加大科技創(chuàng)新，激發(fā)企業(yè)投資內(nèi)生動力，將政府投資驅(qū)動型增長轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)生型投資增長；（2）針對規(guī)模較小的環(huán)保企業(yè)主要面臨融資約束導(dǎo)致的投資不足問題，企業(yè)管理層應(yīng)注重創(chuàng)新，明確自身優(yōu)勢和特色，努力提高產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量，同時完善企業(yè)財務(wù)信息披露制度，從而提高企業(yè)融資能力；（3）針對規(guī)模較大的環(huán)保企業(yè)主要面臨代理成本造成的投資過度問題，企業(yè)管理層應(yīng)完善公司治理機(jī)制，約束公司經(jīng)理人的投資行為，以公司價值最大化為經(jīng)營目標(biāo)，緩解代理成本問題，合理配置企業(yè)資金，提高環(huán)保企業(yè)的投資效率；（4）政府應(yīng)大力支持環(huán)保企業(yè)的發(fā)展，尤其是對存在嚴(yán)重融資約束的小規(guī)模環(huán)保企業(yè)，應(yīng)在稅收優(yōu)惠、財政貼息等方面給予政策傾斜，同時完善資本市場體系，拓寬環(huán)保企業(yè)的融資渠道，讓其獲得低成本的資金，進(jìn)而緩解其融資約束；（5）金融機(jī)構(gòu)在綠色信貸配給時，應(yīng)精準(zhǔn)識別和合理評估環(huán)保企業(yè)融資約束程度和投資行為，信貸資源應(yīng)投向融資約束程度高且投資效率高的環(huán)保企業(yè)，促進(jìn)環(huán)保企業(yè)健康和可持續(xù)發(fā)展。

注釋：

⑴ 環(huán)保企業(yè)是指從事“三廢”處理、環(huán)境監(jiān)測與治理、環(huán)保節(jié)能設(shè)備生產(chǎn)、清潔能源和環(huán)保材料研發(fā)、園林綠化、生態(tài)環(huán)保工程等業(yè)務(wù)的專業(yè)化企業(yè)。

⑵ 估計過程中采用的工具變量為V的滯后2期、滯后3期……。

⑶限于篇幅，表6未列出控制變量的回歸結(jié)果。