環(huán)保投資能否賦能企業(yè)全要素生產(chǎn)率

彭煜

（蘭州財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，蘭州 730030）

環(huán)境和資源是人類賴以生存的基礎(chǔ)，企業(yè)是資源的主要消耗者與環(huán)境問題的主要制造者。近年來，我國高度重視環(huán)境問題，并通過立法、排放權(quán)交易試點以及推廣、促進高污染高耗能的轉(zhuǎn)型升級等方式減少企業(yè)生產(chǎn)造成的污染，強調(diào)“綠水青山就是金山銀山，寧要綠水青山不要金山銀山；綠水青山就是金山銀山”。

綠色發(fā)展是構(gòu)建現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的必然要求，提升資源利用效率的同時，也能從根本上解決環(huán)境污染問題，企業(yè)生產(chǎn)方式綠色化是綠色發(fā)展的微觀基礎(chǔ)[1]。但是企業(yè)是經(jīng)濟利益的追求者，企業(yè)環(huán)保投資作為一種特殊的投資方式，它追求的是囊括了經(jīng)濟效益、環(huán)境效益和社會效益的綜合效益，而且這種投資行為的結(jié)果往往是環(huán)境效益和社會效益大于經(jīng)濟效益[2]，在一定程度上不直接給企業(yè)帶來利潤，所以仍然有很多企業(yè)只考慮自己眼前的經(jīng)濟績效，不顧及環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展以及長期的環(huán)境績效，也不承擔(dān)保護環(huán)境的責(zé)任，為了迎合社會的監(jiān)督，甚至出現(xiàn)“漂綠”現(xiàn)象。環(huán)境污染不僅危害居民健康，也帶來了極大的經(jīng)濟損失。Pearce 等[3]認(rèn)為將環(huán)境因素融入到資本投資等企業(yè)重大財務(wù)決策當(dāng)中可以解決盈利增長與環(huán)境保護之間的矛盾。誠然，綠色投資作為一種特殊的企業(yè)社會責(zé)任活動[4]，正是將環(huán)境目標(biāo)和環(huán)境戰(zhàn)略轉(zhuǎn)換為企業(yè)實際行動與更高環(huán)境績效的一種財務(wù)資源和無形資源分配，是企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和社會價值最大化的關(guān)鍵[5]。

學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)進行環(huán)保投資選擇綠色生產(chǎn)方式受到利益相關(guān)者、相關(guān)制度和環(huán)境的督促以及企業(yè)自身治理等多種因素的影響。如：政府環(huán)境規(guī)制[6]、市場競爭[9]、媒體及公眾的關(guān)注[10-11]、企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)[12-13]、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[14]、高管特征[15]、企業(yè)所處生命周期[16]等。同樣，學(xué)者們也研究了環(huán)保投資的經(jīng)濟后果，比如與企業(yè)績效的關(guān)系，有正相關(guān)、負(fù)相關(guān)、U 型關(guān)系、無關(guān)等；與融資成本的關(guān)系，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)環(huán)保投資可以降低其債務(wù)融資成本[17]，而與股權(quán)融資成本呈倒U 型關(guān)系[18]。但是較少有學(xué)者研究環(huán)境投資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。清潔生產(chǎn)作為污染源頭控制的有效手段，很明顯其在推動節(jié)能減排成效方面發(fā)揮舉足輕重的作用，但是能否同時提升企業(yè)的生產(chǎn)績效呢，這是個值得探究的話題。因此，文章試圖研究企業(yè)環(huán)保投資能否提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，實現(xiàn)綠水青山和金山銀山的兼得，為企業(yè)環(huán)保投資提供有益的經(jīng)驗證據(jù)，并且進一步探討環(huán)保投資提升全要素生產(chǎn)率的中介機制。

1 文獻綜述與假設(shè)提出

關(guān)于環(huán)保投資的支出，有資本性支出（投資說）和費用化支出（費用說），支持資本性支出的學(xué)者認(rèn)為，環(huán)保投資對企業(yè)、環(huán)境以及社會的長遠(yuǎn)發(fā)展是有益的，他們認(rèn)為環(huán)保投資是一種投資支出；但是費用說學(xué)者認(rèn)為環(huán)保投資支出是一種由于環(huán)境帶來的額外的支出，增加了企業(yè)額外的負(fù)擔(dān)，是一種破壞了環(huán)境而付出的代價。但是文章認(rèn)為環(huán)保投資支出不論是什么形式、不論長期還是短期的支出，都是一種投資，既承擔(dān)了社會責(zé)任，也能直接或者間接促使企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，加大綠色技術(shù)創(chuàng)新，有利于企業(yè)和社會可持續(xù)發(fā)展。

波特假說認(rèn)為，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會促使企業(yè)創(chuàng)新，創(chuàng)新將提高企業(yè)的生產(chǎn)力，還能有利于企業(yè)盈利能力的提升。企業(yè)環(huán)保投資提升全要素生產(chǎn)率體現(xiàn)在降低了制度和生產(chǎn)成本。企業(yè)進行環(huán)保投資，一方面是由于受到國家環(huán)保的監(jiān)管要求，在國家出臺的各項環(huán)保政策以及各種環(huán)境規(guī)制下，為了達到環(huán)保排放的標(biāo)準(zhǔn)，不得不對三廢一固進行處理，有的企業(yè)直接從污染的源頭開始，自主研發(fā)或者購買清潔生產(chǎn)設(shè)備，降低廢棄物的排放，不僅滿足了企業(yè)的監(jiān)管要求，還能更多的獲得其他資源，比如最初的稅收優(yōu)惠，抵消企業(yè)部分或者全部環(huán)保成本。另一方面由于資源?。ǘ蹋┤保蟽r格上升導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本增加，資源稅費以及環(huán)保處罰等負(fù)擔(dān)較重，在多種成本壓力下，企業(yè)也會主動對排放物進行再回收利用然后處理或者直接使用環(huán)保設(shè)備清潔生產(chǎn)，增加環(huán)保投資，進行綠色技術(shù)創(chuàng)新或者引進綠色生產(chǎn)技術(shù)，利用環(huán)保高效的生產(chǎn)技術(shù)，可以減少資源浪費，提高資源的利用率，降低材料成本，同時，也能解放較多的人力資源，縮減人力成本，提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。在滿足環(huán)境要求的同時也降低了制度和生產(chǎn)成本[19]，進而提升企業(yè)利潤。綜上，我們提出如下假設(shè)：

H1：企業(yè)環(huán)保投資能夠提升其全要素生產(chǎn)率。

作為一種獨特的投資，企業(yè)環(huán)保投資多的企業(yè)相對而言承擔(dān)了較多的社會責(zé)任，社會效益突出，會贏得更多投資者以及消費者的青睞，獲得較多的資金支持以及利潤[20]，企業(yè)便有了可以用來投入到研發(fā)的資金。百喙如一，Rob[21]研究也認(rèn)為企業(yè)環(huán)保投資行為會影響到企業(yè)的融資能力，因為大多數(shù)金融機構(gòu)或投資者會將企業(yè)的環(huán)保投資行為視作其降低經(jīng)營風(fēng)險的一種手段，從而更偏好對該類企業(yè)提供融資，這使得環(huán)境績效良好的企業(yè)更容易獲得融資。環(huán)保投資會降低債務(wù)融資成本[17]，并且環(huán)保投入超過臨界值的時候，也會降低企業(yè)的權(quán)益資本成本[18]，這說明，環(huán)保投資的行為產(chǎn)生了積極的效果，為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供了資金支持，有利于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[22]，而全要素生產(chǎn)率的提升依賴于技術(shù)創(chuàng)新[23]。企業(yè)一般會在生產(chǎn)環(huán)節(jié)和廢棄物處理環(huán)節(jié)進行環(huán)境保護投資。在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，企業(yè)可能引進或者自主研發(fā)清潔生產(chǎn)技術(shù)，配置清潔生產(chǎn)設(shè)備；在廢棄物處理環(huán)節(jié)，當(dāng)企業(yè)的制度成本、環(huán)境成本以及廢棄物處理的成本增加甚至高于企業(yè)研發(fā)設(shè)備以及購買新環(huán)保設(shè)備的成本時，也會倒逼企業(yè)從生產(chǎn)環(huán)節(jié)來改善資源的利用率以及減少污染排放。根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果可知企業(yè)加大環(huán)保投入，能為企業(yè)帶來較低的融資成本，也就是說給企業(yè)帶來一定的融資便利，企業(yè)進行環(huán)保研發(fā)投入便有了保障和動機，帶動企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，雖然這些活動不一定最終全部形成綠色技術(shù)成果，但是都有利于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。綜上，我們提出文章的第二個假設(shè)：

H2：綠色技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)保投資賦能企業(yè)全要素生產(chǎn)率過程中起到部分中介作用。

2 研究設(shè)計

文章以2010-2020 年上市的A 股公司為例，剔除金融保險業(yè)、ST、*ST 和數(shù)據(jù)缺失的數(shù)據(jù)，剩余4 468 數(shù)據(jù)量作為研究的樣本。主要數(shù)據(jù)來源為國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過stata16 計算得來。為了提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，對樣本中的連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize 處理。為了控制異方差問題，在所有回歸中對標(biāo)準(zhǔn)誤進行了Robust 處理。

2.1.1 變量界定

（1）解釋變量。環(huán)保投資（BQZC），從上市公司披露的報告中收集“廢水排放及處理設(shè)施進行升級”“改造公司廢水處理站”“節(jié)能減排資金環(huán)境保護”“節(jié)能減排資金”“機組煙氣超凈排放技改”“環(huán)保提標(biāo)改造項目”“清潔費”“保潔綠化費”等各種和環(huán)保有關(guān)的支出總和取自然對數(shù)。

（2）被解釋變量。企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tlpop、lntlp），參照魯曉東、連玉君[24]論文用OP 和LP 方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由于魯曉東[24]認(rèn)為使用OP 方法可以較好地處理樣本數(shù)據(jù)相互決定偏差所引起的內(nèi)生性問題和樣本選擇偏差所引起的偏差問題，所以文中首先用OP 方法計算的結(jié)果進行回歸分析，后續(xù)采用LP 方法計算的結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

（3）中介變量。綠色技術(shù)創(chuàng)新（GIA），由企業(yè)獲得的綠色技術(shù)專利數(shù)量衡量。

（4）其他控制變量。根據(jù)已有文獻，文章納入了公司財務(wù)特征以及治理等相關(guān)方面的控制變量，具體包括公司規(guī)模（Size）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、上市年限（ListAge）、企業(yè)年齡（Lev）、營業(yè)收入增長率（Growth）、第一大股東持股比例（Top1）、現(xiàn)金持有率（Cash）、年份固定效應(yīng)（Year）、行業(yè)固定效應(yīng)（Industry）。

表1 變量定義表Table 1 Variables definition table

2.1.2 實證模型

為了檢驗企業(yè)環(huán)保投資對全要素生產(chǎn)率的影響，借鑒已有文獻，建立了如下實證模型：

在上述模型中，tlpop 為被解釋變量，表示用OP方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率；BQZC 為解釋變量，表示企業(yè)環(huán)保投資，以企業(yè)年報中披露的環(huán)保投資支出總額取對數(shù)來表示。Controls 為控制變量，ε 為隨機誤差項。

為檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新作為環(huán)保投資提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的中介變量的推斷，借鑒溫忠麟[25]建立（2）（3）中介效應(yīng)模型，采用逐步回歸法來檢驗該路徑。

在（2）（3）中GIA 表示綠色技術(shù)創(chuàng)新，其余變量與上文定義一致。下文中替換全要素生產(chǎn)率度量方式，采用LP 方法進行綠色技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗?zāi)Ｐ团c上述模型一致。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

通過表2 可以看出，企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tlpop）的最大值為9.073，最小值為4.748，均值為6.784，50%分位數(shù)的值為6.703，標(biāo)準(zhǔn)差為0.840，表明大部分樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率較高，但是也有企業(yè)全要素生產(chǎn)率較低；企業(yè)全要素生產(chǎn)率（lntlp）樣本數(shù)據(jù)表現(xiàn)同企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tlpop）。企業(yè)環(huán)保投資（BQZC）的均值為6.054，標(biāo)準(zhǔn)差為2.252，表明樣本公司中環(huán)保投資差異較大；企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新（GIA）的均值為0.840，標(biāo)準(zhǔn)差為10.21，表明樣本公司中企業(yè)綠色專利數(shù)量也存在較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計表Table 2 Descriptive statistical table

從表3 可以初步判斷環(huán)保投資（BQZC）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率（lntlp）之間相關(guān)系數(shù)為0.447，呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明環(huán)保投資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有一定的促進作用，初步驗證了假設(shè)H1，但是得進一步對二者之間的正相關(guān)關(guān)系進行嚴(yán)格實證檢驗。

表3 相關(guān)性分析表Table 3 The correlation analysis table

為了驗證多重共線性，進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗，由表4 可知，各個變量的VIF 值都未超過3.5，VIF 均值3.130，從而證明模型中沒有嚴(yán)重的多重共線性。

表4 變量共線性檢驗Table 4 Collinearity test for the variables

3.2 多元回歸分析

表5 報告了環(huán)保投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，第（1）列只是控制了行業(yè)和年份后環(huán)保投資（BQZC）和全要素生產(chǎn)率（tlpop）回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.044 3，在1%的水平上顯著；在加入了控制變量之后，第（2）列l(wèi)ntlp 的估計系數(shù)為0.007 9，仍然在10%的水平上顯著。同樣的，第（3）列只是控制了行業(yè)和年份后環(huán)保投資（BQZC）和全要素生產(chǎn)率（lntlp）回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.058 9，在1%水平上顯著。第（4）列是在第（3）列的基礎(chǔ)上加入了控制變量的回歸結(jié)果，二者回歸系數(shù)為0.012 6，依舊在1%水平上顯著。列（3）（4）替換了全要素計算方式后進行回歸發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)保投資與全要素生產(chǎn)率仍然存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。綜上所述，文章提出的假設(shè)H1 得到驗證，即企業(yè)實行環(huán)保投資可以提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

表5 環(huán)保投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率Table 5 Environmental protection investment and enterprise total factor productivity

表6 報告了以綠色技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量的中介效應(yīng)檢驗表。其中第（1）列BQZC 與tlpop 的回歸系數(shù)為0.011 9 在1%的水平上顯著，第（2）列BQZC與GIA 回歸系數(shù)為0.169 8 在10%的水平上顯著，第（3） 列BQZC 和GIA 分別與tlpop 的回歸系數(shù)為0.011 5 和0.002 0 也是在1%的水平上顯著。證明了文章提出的第二個假設(shè)H2，環(huán)保投資通過提升企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新從而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

表6 中介效應(yīng)檢驗Table 6 Test of the mediation effect

為了結(jié)果的穩(wěn)健性，通過替換全要素生產(chǎn)率的度量方式后，依據(jù)模型（2）和（3）綠色技術(shù)創(chuàng)新性的中介效應(yīng)再次進行了回歸分析。表7 是回歸結(jié)果，從表7 可以看到，綠色技術(shù)創(chuàng)新依舊發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。再次印證了文章的假設(shè)H2。

表7 中介效應(yīng)檢驗（替換變量）Table 7 Mediation effect test（replacement variables）

3.3 穩(wěn)健性檢驗

（1）為了降低遺漏變量的影響因素，借鑒舒利敏等[1]，文章進一步控制了代理成本（管理費用/營業(yè)收入）和現(xiàn)金流（貨幣資金/資產(chǎn)總計）進行檢驗，回歸結(jié)果如表8（1）列，結(jié)果依然穩(wěn)健。

表8 主回歸的穩(wěn)健性檢驗表Table 8 The robustness test of the master regression

（2）文中所有回歸用了面板回歸模型，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，替換模型，采用普通OLS 回歸，回歸結(jié)果如表8（2）列，結(jié)果穩(wěn)健。

（3）文章猜想可能不同的環(huán)保投資程度對全要素生產(chǎn)率的影響不同，進一步采用25%，50%以及75%分位數(shù)以LP 方法計算的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量進行回歸，結(jié)果如表8（3）、（4）、（5）列，結(jié)論沒有改變。

（4）為了保證文章結(jié)果的有效性和科學(xué)性，在環(huán)保投資和全要素生產(chǎn)率的回歸分析部分，參照魯曉東[24]用LP 方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率對文章的假設(shè)進行重新驗證?；貧w結(jié)果在表5（3）、（4）列做了匯報，結(jié)論不變。

4 進一步分析

首先，區(qū)域間的生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、經(jīng)濟發(fā)展方式，經(jīng)濟發(fā)展水平，人口環(huán)境等本身具有顯著差異。所以處于不同地區(qū)的企業(yè)進行環(huán)保投資對全要素生產(chǎn)率的影響是否會有不同的表現(xiàn)；其次，不同產(chǎn)權(quán)屬性的企業(yè)，存在不同的運行方式和代理問題，也可能在環(huán)保投資影響全要素生產(chǎn)率方面表現(xiàn)出異質(zhì)性。為了探究是否存在不同，將進行以下檢驗。

4.1 地區(qū)異質(zhì)性分析

參考王宏鳴[26]將內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等地劃分為西部地區(qū)，其他地區(qū)即列入東部地區(qū)；同時將上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、西藏等地化為南方地區(qū)。同理其他地區(qū)列入北方地區(qū)，進而對主變量進行回歸檢驗。通過表9（1）（2）（3）（4）列可以看到分布在東西南北的企業(yè)，他們進行環(huán)保投資都有效提升了全要素生產(chǎn)率，回歸系數(shù)都在1%水平顯著，分別對東西、南北兩組進行費舍爾組間系數(shù)差異檢驗，得到東、西兩組樣本組間系數(shù)差異檢驗的經(jīng)驗P 值為0.413，表明分布在東部和西部地區(qū)的樣本企業(yè)環(huán)保投資對全要素生產(chǎn)率的提升作用不存在顯著差異；南、北兩組樣本組間系數(shù)差異檢驗的經(jīng)驗P 值為0.00，存在顯著差異，可以得到，分布在南方地區(qū)的樣本企業(yè)環(huán)保投資提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用表現(xiàn)更好。這可能是由于北方地區(qū)有大型重（老）工業(yè)基地，企業(yè)依賴高耗能發(fā)展較多，生產(chǎn)線本身較為陳舊，短時間內(nèi)無法立刻將環(huán)保投資轉(zhuǎn)化為綠色生產(chǎn)技術(shù)或者末端治理和循環(huán)利用技術(shù)，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率不如在南方地區(qū)的樣本企業(yè)表現(xiàn)突出。

表9 地區(qū)和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗表Table 9 Regional and property heterogeneity

4.2 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

按照產(chǎn)權(quán)屬性將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行回歸。在產(chǎn)權(quán)分組檢驗中，國有企業(yè)和非國有企業(yè)組間系數(shù)差異檢驗的經(jīng)驗P 值為0.003，表明在非國有企業(yè)中環(huán)保投資提升全要素生產(chǎn)率作用更顯著。這可能是由于在非國有企業(yè)中，相對于國有企業(yè)而言代理問題不突出，企業(yè)對投資的效益和效果較為關(guān)注，從而表現(xiàn)出優(yōu)于國有企業(yè)的特征。

5 結(jié)論

基于2010-2020 非金融行業(yè)A 股上市公司樣本數(shù)據(jù)，探究環(huán)保投資能否提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率進而實現(xiàn)環(huán)境績效與經(jīng)營績效的雙贏。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)保投資能夠提升企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。根據(jù)研究結(jié)果，企業(yè)可以在生產(chǎn)的源頭加大清潔生產(chǎn)技術(shù)的運用，企業(yè)既承擔(dān)了社會責(zé)任也能在短暫的陣痛期后實現(xiàn)自身的可持續(xù)發(fā)展。相關(guān)部門依舊可以制度化、規(guī)范化提升企業(yè)污染物排放標(biāo)準(zhǔn)和環(huán)保處罰力度，敦促企業(yè)環(huán)保投資。文章證明了企業(yè)在塑造碧水藍(lán)天工程的同時，也能促進經(jīng)濟績效的提升，實現(xiàn)經(jīng)濟利益與環(huán)境利益雙贏，對社會的長遠(yuǎn)發(fā)展做出貢獻。