绿色投资会改善企业的环境绩效吗
绿色投资会改善企业的环境绩效吗*——来自中国能源上市公司的经验证据
陈宇峰 马延柏
[提 要] 迫于全球能源危机和国内雾霾污染的巨大压力，如何通过绿色投资以改善环境污染是当前各界关注的一个重要议题。本文以2008—2017年中国能源上市公司为研究样本，采用Probit模型考察了绿色投资对企业环境绩效的影响机制。研究发现：企业增加绿色投资能够显著改善其环境绩效，而环境规制有利于企业增加绿色投资。调节效应表明，环境规制、专利创新对绿色投资与环境绩效的积极关系具有正向调节作用，而媒体报道的正面倾向性则会减弱绿色投资对环境绩效的积极作用，但政府补贴和研发投入对绿色投资提升环境绩效的调节作用不显著。本文进一步分析发现，绿色投资提升企业环境绩效在国有企业、大规模企业和融资约束程度弱的企业表现得更为显著。
[关键词] 绿色投资；环境绩效；环境规制；能源行业；节能减排
一、引言
自加入WTO以来，中国在经济上取得了举世瞩目的成就，但受到低成本制造和不太严格的环境法规影响，造成了严重的环境污染(Duanmu et al.，2018)。美国耶鲁大学发布的《2018年全球环境绩效指数报告》显示，中国的空气质量排名倒数第四。而从生态环境部公布的《中国生态环境状况公报》(2019)来看，在337个国内地级及以上城市中，有180个城市环境空气质量超标，占全部城市数的53.4%；337个城市累计发生重度污染1 666天，比2018年增加了88天。由此可见，加强中国的环境污染治理仍任重而道远。近年来，中国政府积极鼓励和支持企业在节能减排方面的绿色实践，通过节能减排投资改善污染状况已逐渐成为企业生产经营过程中的重要决策(Wang et al.，2018)。但遗憾的是，国内上市公司普遍存在环保投资不足的现象(唐国平等，2013；毕茜和于连超，2016)，上市公司绿色治理水平整体偏低，绿色治理进程和实践基础都相对落后(李维安等，2019)。其结果则是，中国环境污染问题得不到彻底根治，从而阻碍着绿色高质量发展目标的实现。那么，绿色投资对于与企业经济活动息息相关的环境表现有何影响呢？企业的绿色投资对于改善其环境绩效具有多大的贡献？这些都是实现全面可持续发展亟须探索的关键性问题。
已有研究表明，企业的绿色投资有两种行为表现。一种观点认为，绿色投资是企业为了迎合政府环境规制需要的“被动行为”(唐国平等，2013；Liao & Shi，2018)。另一种观点则认为，企业的绿色投资也表现为一种“主动”行为，它有助于企业建立良好的社会声誉(毕茜和于连超，2016)，降低环境保护成本，提高企业的收益和竞争优势(Porter & Van-der-Linde，1995；胡曲应，2012)。所以，绿色投资是“被动行为”和“主动行为”的组合方案。究其原因，一方面购买环保设备、投资绿色技术研发需要耗费高额的资金，但带给企业的收益具有不确定性，从而会导致企业的环保投资面临较大的风险(Hart & Ahuja，1996)。而且，绿色技术投资通常会为他人创造利益，自己却要承担所有成本，使得企业缺乏投资新技术以创造公共利益的动力(Popp et al.，2010)。另一方面，企业的绿色投资有利于抑制工业废物排放、控制环境污染(姜英兵和崔广慧，2019)，为企业树立绿色形象。因而，受限于绿色投资驱动因素的复杂性，绿色投资的实施效果并不理想，对中国绿色实践的作用有限。这一结论虽然有助于理解绿色投资不足的现象，但不能很好地解释其对企业环境表现的影响。
目前，国内外学者已分别对绿色投资、环境绩效进行了有益的探索性讨论，但直接考察绿色投资对环境绩效影响的研究仍较为缺乏，特别是分析政府力量的介入以及对这一内在机理所产生的各种微妙变化。由于生态环境的公共物品性质和绿色投资的正外部性特征，中国上市公司的绿色投资行为能否提升环境绩效，从而改善环境质量呢？基于这一问题，本文利用2008—2017年中国能源上市公司在社会责任报告等文件披露的环保信息和公众环境研究中心网站披露的环境违规信息分别构建绿色投资和环境绩效的代理变量，主要采用Probit模型考察绿色投资对企业环境绩效的影响。研究发现：企业增加绿色投资能够显著降低环境违规概率，从而改善其环境绩效。同时，随着环境规制强度的增大，企业会表现出更加积极的绿色投资行为。在控制内生性以及进行一系列稳健性检验之后，这一结论依然成立。从对这一影响的调节效应来看，环境规制和专利创新对绿色投资与环境绩效的积极关系具有正向调节作用，而媒体报道的正面倾向性则会减弱绿色投资对环境绩效的积极作用，但政府补贴和研发投入对绿色投资提升环境绩效的调节作用并不显著。进一步的研究还发现，绿色投资提升企业环境绩效在国有企业、大规模企业和融资约束程度弱的企业表现得更为显著。
本文的边际贡献主要体现在以下两个方面：(1)为绿色投资对企业环境绩效的影响机理提供了微观层面的证据。本文利用企业公开披露的环境信息和相关平台公布的企业环境违规记录，手工搜集和整理了绿色投资、环境绩效等指标的关键性数据，研究绿色投资对企业环境绩效的影响机制。同时，本文考察了环境规制等变量对这一影响的调节作用，并进一步分析了这一影响在产权性质、企业规模和融资约束程度不同的公司的表现差异。本文的研究从多个维度解读了绿色投资影响环境绩效的内在机理，丰富了绿色发展相关理论的研究内容。(2)在环境政策工具对绿色投资与环境绩效关系的调节效应检验中，环境规制的作用显著而政府补贴的作用并不显著，这在一定程度上解释了环境规制对污染治理的有效性。这一结论具有重要的政策启示：经济活动的负外部性必须建立以政府为主导、企业为主体的环境治理模式，发挥政府在资源配置中的导向性功能，通过环境规制能够引导企业将有限的资源投入到绿色技术创新，从而进一步促进企业的可持续发展。
本文余下内容安排如下：第二部分是理论机制与研究假设；第三部分是研究设计，包括样本选择与数据来源、变量定义与模型设定；第四部分是实证结果，包括基础回归、内生性处理、稳健性检验、拓展性分析等；第五部分为研究结论与启示。
二、理论机制与研究假设
企业的环境绩效是指企业遵守一系列环境规制行为的效率与效果(Neely et al.，1995)。这一概念具有以下两层内涵：(1)企业的环境绩效是通过企业对环境规制的遵守情况表现出来的；(2)企业对环境规制的遵守需要借助一定的基础。由于经济活动会对环境产生不良的外部性，因而为了克服市场失灵现象，需要政府通过环境规制来减轻环境污染及对企业造成的经济损失(Popp et al.，2010)。根据“波特假说”，适当的环境规制能够刺激创新，以此补偿环境成本，从而提升企业的资源生产率(Porter & Van-der-Linde，1995)。这会鼓励企业遵守环境规制以减轻对生产的不利影响。另一方面，绿色投资主要是对可再生技术、节能技术的资金投入(Eyraud et al.，2013)。这势必在某种程度上改善企业的生产经营活动对环境的影响，成为企业遵守环境规制、减少环境违规行为的关键基础。因此，开展绿色投资是企业的一项重要环保战略。
(一)绿色投资与环境绩效
众所周知，企业(特别是工业企业)在经济活动中对化石能源的消耗，会产生大量废气、废水、废渣以及其他废物，成为环境污染的主要来源。而环境污染最终会妨害经济增长和人民生活水平提高。比如，雾霾污染显著降低了中国经济发展质量(陈诗一和陈登科，2018)。因此，面对环境污染和资源趋紧，企业一方面要寻求能源效率的提高和能源强度的降低，另一方面要寻求绿色能源作为替代。绿色投资作为企业配置资源的一种新型方式，将企业有限的资源投入到绿色技术和可再生资源开发等方面，旨在降低能源消耗和提高资源利用效率，实现污染治理。然而，节能减排能提高效率并节省资金与减少污染会增加企业成本似乎是一个悖论(Hart & Ahuja，1996)。这是因为绿色投资会占用企业用于正常生产经营的资源，导致现有的生产和销售受到影响，损害其财务业绩的提升。
但是，并不能因为末端的环境治理不能为企业带来财务绩效的改善而放弃绿色投资(胡曲应，2012)。其原因有二：(1)环境恶化最终会损害经济持续增长和由此带来的社会福利，必将迫使企业主动参与环境保护工作，由此形成新的市场竞争格局会自动约束企业的生产行为，使环境质量逐渐好转，进而使绿色投资成为企业投资中不可缺少的一部分。(2)率先开展绿色投资的企业可能比其他企业具有更大的市场竞争优势，它们将掌握更多绿色投资技术和相关信息，从而使绿色投资成为其可持续发展的重要动力，最终带来财务绩效的提升。因此，在面对环境压力时，企业在环境管理与环保新技术方面的投入将成为企业获得竞争优势的宝贵资源(胡曲应，2012)。因而Saunila et al.(2018)认为，当公司越重视经济、制度和社会可持续发展时，就越有投资于绿色创新的意愿。也就是说，企业对环境战略越重视，企业越能获得好的环境绩效(程巧莲和田也壮，2012)。
大多数研究结果表明，企业的环境绩效与财务绩效存在显著的正相关性(胡曲应，2012；Dixon-Fowler et al.，2013；Zhang et al.，2019)。当资源节约、环境保护的投入在环境规制的范围内能够不妨害企业经济绩效的提升，企业就有参与资源节约型环境友好型社会建设的意愿(林汉川等，2007)。李维安等(2019)也表示，不能将绿色治理当作企业短期利润的来源，因为绿色治理有助于提升企业的长期价值。随着绿色治理水平的提高，公司能够获得更高的成长能力、更低的风险承担水平、更为宽松的融资约束以及更高的长期价值。此外，一旦企业将改善环境绩效作为一种差异化战略，这一战略选择能够显著降低激烈的市场竞争对环境绩效的负面影响(Duanmu et al.，2018)。基于此，本文提出假设1。
假设1 企业的绿色投资有助于减少其环境违规行为，改善其环境绩效。
(二)绿色投资与环境规制
建设生态文明必须依靠制度、依靠法制。只有实行最严格的制度、最严密的法治，方可为生态文明建设提供可靠保障。(1)“新时期统一思想和推进工作的科学指南”，《习近平总书记系列重要讲话读本》，学习出版社，人民出版社，2014年。这也表明了中国政府建设生态文明的决心和策略，在一定程度上也凸显了“波特假说”中环境规制的作用。由于企业在绿色投资方面的差异程度可能受到其已有资源的限制，特别是在绿色技术方面的能力和绿色技术方面的经验(Kim，2013)。因而很多环境问题无法采用现有技术去解决，即使可以解决也需要耗费高额的成本，而且环境治理作为公共产品在企业追求经济利益的面前并没有多少吸引力(Popp et al.，2010)。因此，要发挥绿色投资在资源配置中的作用，就需要政府干预现有的资源配置方式，促使企业从原来污染技术水平较高的化石能源消费转向清洁能源的技术研发，从而建立资源回收和循环再利用的经济增长模式。正如陈诗一和陈登科(2018)所言，经济增长与雾霾污染的恶性循环唯有通过执行合理有效的政府环境治理政策来解决。Leiter et al.(2011)也表示，政府通过提高环境规制的强度，能够更有效地引导企业对环境技术进行大量投资。
因此，为了减少环境违规行为，提高环境绩效，进行绿色投资无疑是企业的明智之举。范子英和赵仁杰(2019)通过检验中国环保法庭的污染治理效应，发现法治强化能够促进环境污染治理。这说明，在环境问题上实施更强的监管和规范压力对企业从事环境创新的倾向产生了积极的影响(Berrone et al.，2013)。要克服企业忽视相应社会和环境责任承担、放弃环境投资和污染治理的弊端，必须通过提高环境规制强度来促进企业的环保投资(唐国平等，2013；毕茜和于连超，2016)。Lee(2010)也发现，环境法规会导致新的、更环保的技术出现和扩散，使拥有先进环境技术的企业在严格的环境政策中获益，从而取得竞争优势。由于环境法规和政策的宽松与严格程度会影响企业的绿色投资决策，放松环境管制并不会为企业在绿色方面的现有投资提供机会，那些更有能力使用化石能源的企业并不会放弃其优势而进入可再生能源市场(Kim，2013)。所以，加强政府的环境规制对推动企业的绿色投资行为具有积极的作用。比如，环境规制促进了SO2和NOx的减排专利数量大幅增加(Popp，2006)。收缴排污费会促进企业的绿色技术创新(郭进，2019)。这也说明，环境规制的强制约束力会促使企业增加绿色投资，以此加快绿色技术创新来减轻环境治理压力。基于上述分析，本文提出假设2和假设3。
假设2 环境规制有助于企业增加绿色投资。随着环境规制强度的增大，企业会表现出更加积极的绿色投资行为。
假设3 环境规制对绿色投资与环境绩效的关系存在调节作用。随着环境规制强度的增加，绿色投资对企业环境绩效的改善作用更为显著。
(三)政府补贴、媒体监督与技术创新调节效应
绿色投资对企业环境绩效的作用机制并非是孤立的，而是受到各利益相关者施加环境压力的影响。当生态环境遭受污染和破坏，必然会妨害到政府、投资者、竞争者、社区居民以及消费者的利益，使得这些机构和群体直接或间接地参与企业的环境监管，通过施压改变企业的投资行为从而提升环境绩效，改善生存环境。李青原和肖泽华(2020)认为，媒体报道会影响企业受到的外部关注和利益相关者对企业的评价。Liao & Shi(2018)认为，公众呼吁能够促进地方政府执行更加严格的环境法规，从而鼓励企业增加绿色投资。这与沈洪涛和冯杰(2012)的研究结论类似。媒体监督会约束企业更好地遵守环境规制。原因在于，它们利用来自政府的强大环境压力，能够有效弥补政府环境规制的缺陷与不足。由于企业的行为与各利益相关者的利益紧密联系，所以通过新闻媒体报道等舆论监督方式有效反映企业的环境管理状况，向政府部门和公众传递企业在环境治理中的功过表现等重要信息，为政府部门制定政策提供相应依据，促使企业更好地开展绿色投资活动。
此外，在开放的经济环境中，当市场经济整体朝着绿色可持续发展，企业为了提高市场适应性，就要摒弃高污染、高能耗的生产经营策略，主动进行绿色投资，通过技术创新向市场提供创新环保产品以吸引新客户，从而增强企业的可持续竞争优势。李青原和肖泽华(2020)表示，绿色技术创新能够有效节约能源、减少环境污染，提升企业绿色竞争力。然而，可再生能源技术研发活动具有较高的不确定性和风险性，一旦面临较大的融资约束(Noailly & Smeets，2016)，那么资金来源也就成为中国新能源革命的一个重要制约因素(Ji & Zhang，2019)。融资约束会抑制企业的研发活动，使得政府补贴成为缓解融资约束和激励企业创新的有效补充手段(Howell，2017)，增加环境保护的财政支出对推进绿色技术创新有显著效果(郭进，2019)。因此，政府补贴有利于企业开展绿色实践活动。基于上述分析，本文提出假设4。
假设4a 政府补贴正向调节绿色投资与环境绩效的积极关系。
假设4b 媒体监督正向调节绿色投资与环境绩效的积极关系。
假设4c 技术创新正向调节绿色投资与环境绩效的积极关系。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
自2006年开始，深交所和上交所陆续发布《社会责任指引》，要求上市公司对环境信息进行披露，并逐步扩大强制披露社会责任信息的公司类型。从社会责任报告的内容可以发现，绿色环保投资等环境治理信息是其中重要内容之一。随着国内对生态环境问题日益重视，重污染企业和能源企业的环境信息披露成为利益相关者关注的一个重点。而能源企业为经济发展提供基础性生产资料，其重要地位更是不言而喻。由于2006年和2007年为公开披露环境信息的试验年份，只有极少量的上市公司披露社会责任报告，故而难以获得环保投资数据。因此，本文以2008—2017年中国能源上市公司作为研究样本。根据中国证监会2012年发布的《上市公司行业分类指引》，依据环保部办公厅公布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》(环办函〔2008〕373号)和《上市公司环境信息披露指南》(环办函〔2010〕78号)以及《2019中国能源行业企业名录》，选取石油、天然气和煤炭开采业、石油炼焦业、电力、热力和燃气生产供应业作为能源行业(2)根据中国证监会《上市公司行业分类指引(2012年修订版)》二位码行业分类，能源上市公司具体包括：煤炭开采和洗选业(B06)、石油和天然气开采业(B07)、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)。，初步得到155家能源上市公司。借鉴多数学者的筛选思路，剔除ST公司、数据不完整和存在缺失值的公司，共得到包含115家能源上市公司的639个观测值。为避免异常值的影响，本文对所有连续变量在上下1%的水平上进行了缩尾(winsorize)处理。
本文的数据来源于以下途径：(1)绿色投资。企业的绿色投资数据来自两部分，首先通过巨潮资讯网(http://www.cninfo.com.cn/new/index)披露的企业社会责任报告、环境报告书以及可持续发展报告，经由笔者手工收集和整理。由于环境信息披露并非强制要求，所以多数企业未在网站公布社会责任报告等文件。为了进一步完善绿色投资数据，笔者对样本公司财务报表附注“在建工程”中与环保有关的资本支出进行手工收集处理，共同作为绿色投资。(2)环境绩效。企业的环境违规信息数据来自公众环境研究中心(3) 公众环境研究中心通过开发和运行中国水污染地图和中国空气污染地图两个数据库，来推动环境信息公开和公众参与，促进环境治理机制的完善。目前，该系统收录了中国31个省份、338个地级市政府发布的环境质量、环境污染物排放和污染源监管记录以及企业基于相关法规和企业社会责任要求所做的强制或自愿披露(杜雯翠等，2019)。(Institute of Public and Environmental Affairs，IPE)网站(http://www.ipe.org.cn)。(3)环境规制和政府补贴。环境税和政府补贴数据来源于企业财务报表附注，由笔者整理所得。(4)媒体监督。与环保有关的媒体报道数据来自中国经济新闻库(http://www.bjinfobank.com)(4) 中国经济新闻数据库收录了14个数据库1 000多种主流媒体的2 000多万篇专业报道，其中包含有关能源行业和重污染行业上市公司环境表现的报道。，正面报道、负面报道和中性报道均由笔者手工收集和整理所得。(5)技术创新和其他研究变量的数据均来自国泰安(CSMAR)数据库，其中产权性质数据来自色诺芬(CCER)数据库。
(二)变量说明与模型设定
1.环境绩效的度量。企业环境绩效是一个被广泛认可的多维结构，但如何对其进行准确测量却是长期困扰学界的一大难题(Dragomir，2018)，因而对企业环境绩效的衡量缺乏统一标准。胡曲应(2012)和Dragomir(2018)对目前环境绩效的计量方法做了整理归纳，主要包括以下几类：因环境问题获得的奖励或惩罚、环境事故与环境问题诉讼、毒物释放清单(美国TRI)与环境管理标准ISO14001/EMAS、环境认证与核查、环境绩效等级排名、因环境治理投入的成本支出与员工培训等多个测量维度，从企业的投入供应和产出循环到前期预防与末端治理基本涵盖其中。Klassen & McLaughlin(1996)认为，企业在环境方面获得的奖励或惩罚能够更好地体现环境绩效。Campos et al.(2015)的研究很好地体现了这一观点，他们通过企业不符合国家或者国际标准的数量来表征环境绩效。杜雯翠等(2019)借鉴了这一研究方法，用企业是否因超量排放受到处罚或者发生的环境违规记录衡量环境绩效。笔者认为，环境绩效是对企业环境治理情况的集中反映，环境治理有效的企业相对污染企业而言环境违规行为应该更少。因此，本文参考Klassen & McLaughlin(1996)和Campos et al.(2015)以及杜雯翠等(2019)的研究思路，采用环境违规行为作为环境绩效的代理变量。不过，环境违规行为与环境绩效是两个相反的指标，环境绩效越好则企业的环境违规概率越小，环境违规行为越少。
2.绿色投资的度量。从Eyraud et al.(2013)对绿色投资的定义可知，与环保有关的各种资本支出均纳入企业的绿色投资，比如可再生技术的财务投资、选择节能技术、研发绿色技术等，其目的在于减少温室气体排放和大气污染。因此，开展节能减排方面投资(即绿色投资)已逐渐成为企业的重要经营决策之一(Wang et al.，2018)。借鉴唐国平等(2013)、Wang et al.(2018)、姜英兵和崔广慧(2019)的研究方法，本文采用企业的环境资本支出表示绿色投资，为了控制企业规模差异的影响，对绿色投资用企业年末总资产做了平减处理。根据企业社会责任报告等文件以及财务报表附注“在建工程”的内容，本文将以下支出界定为企业绿色投资：与环保有关的技术改造与研发、工业“三废”等污染物治理、 脱硫脱硝设备的购建与锅炉改造、清洁可再生项目建设、矿山生态环境恢复治理与绿化等支出和费用。
3.环境规制的度量。从已有文献的研究成果来看，环境规制主要是政府通过环境政策、法规以及排污标准等对企业排放污染物的识别、限制与监管，从而达到节能减排的环保目的。唐国平等(2013)用工业“三废”排放达标量与工业“三废”排放总量之比来衡量环境规制。毕茜和于连超(2016)则用环境税表示环境规制强度。郭进(2019)也认为，税费等市场调控类的环境规制工具更适合中国国情。Davidovic et al.(2019)表示，环境税是更有效环境保护的关键。自2018年初开始，中央政府开始在全国范围内实施《环境保护税法》，排污收费政策由排污费改为环境税，以应对日益严重的气候变化和空气污染。因此，本文借鉴毕茜和于连超(2016)的分析思路，采用准环境税近似代替环境税，作为环境规制的代理变量，主要包括：资源税、城建税、水利建设基金、土地使用税、矿产资源税、消费税、车船使用税、河道管理费等。
4.媒体监督的度量。沈洪涛和冯杰(2012)、杨道广等(2017)将中国经济新闻库数千种报刊的专业报道作为媒体压力的度量指标。本文借鉴上述学者的做法，根据每篇报道传递的内容信息，对其分类为正面报道、中性报道和负面报道。如果一则报道公示企业进行节能减排和降耗、购买环保设备、投资环保项目和开发环保产品、获得机构的环保批准等信息，则定义为正面报道，赋值为1；如果一则报道公示企业发生污染事故、因排污未达标被批评或处罚、项目被环保机构叫停或列入污染名单，则定义为负面报道，赋值为-1；如果一则与环保有关的报道无法定义为正面或负面报道，则其为中性报道，赋值为0。经过上述筛选整理，最终得到954篇有关环保表现的报道，其中正面报道872篇、中性报道37篇、负面报道45篇。最后，采用J-F系数(Janis & Fadner，1965)来测度媒体报道的倾向性。其计算方法如下：
J-F系数width=135,height=107,dpi=110
式中，p，n，t分别表示正面报道篇数、负面报道篇数和二者之和。由于-1≤J-F系数≤1，所以该系数越接近1，表示环境报道的正面信息越多，企业面临的媒体压力就越小；反之该系数越接近-1，则表示环境报道的负面信息越多，企业面临的环境压力也会越大。
5.政府补贴和技术创新的度量。借鉴Howell(2017)的方法，采用企业实际收到的政府补贴额来测量政府补贴。借鉴杨道广等(2017)的研究思路，以研发投入、申请专利数、有效专利数作为企业技术创新的代理变量。
6.控制变量。参考多数学者的研究思路，控制了企业规模、盈利能力、财务杠杆、成长能力、独董比例、股权结构(股权集中度、前十大股东持股比例、第一大股东持股比例)、现金流、市场势力、资本密集度、资产结构等变量。此外，在估计模型中加入了年度虚拟变量(Year)控制年份，行业虚拟变量(Industry)控制行业影响因素。各变量具体定义如表1所示。
表1 变量定义表
width=736,height=625,dpi=110
7.模型设计。本文主要研究绿色投资对企业环境绩效的影响，为了检验假设1，借鉴杜雯翠等(2019)、姜英兵和崔广慧(2019)、李青原和肖泽华(2020)的做法，设定模型(1)考察绿色投资对企业环境绩效的影响。本文采用企业在某年度是否存在环境违规行为来衡量环境绩效，由于该指标为二元选择变量，因此采用 Probit 模型进行回归。
CEPi,t=β0+β1GEIi,t-1+γ∑ControlVari,t-1
+∑Industry+∑Year+ε
(1)
为了检验假设2，本文采用 OLS 回归方法，设定模型(2)考察环境规制对企业绿色投资的影响：
GEIi,t-1=β0+β1Regulationi,t+γ∑ControlVari,t
+∑Industry+∑Year+ε
(2)
式(3)和式(4a)～式(4c)用来检验假设3和假设4中调节效应对绿色投资与环境绩效二者关系的影响。在模型(1)的基础上，本文分别引入环境规制、政府补贴、媒体监督和技术创新四类变量，以及它们分别与绿色投资的交互项，采用 Probit 模型进行回归：
CEPi,t=β0+β1GEIi,t-1+β2Regulationi,t-1
+β3GEIi,t-1×Regulationi,t-1
+γ∑ControlVari,t-1+∑Industry
+∑Year+ε
(3)
CEPi,t=β0+β1GEIi,t-1+β2Subsidyi,t-1
+β3GEIi,t-1×Subsidyi,t-1
+γ∑ControlVari,t-1+∑Industry
+∑Year+ε
(4a)
CEPi,t=β0+β1GEIi,t-1+β2Mediai,t-1
+β3GEIi,t-1×Mediai,t-1
+γ∑ControlVari,t-1+∑Industry
+∑Year+ε
(4b)
CEPi,t=β0+β1GEIi,t-1+β2Innovationi,t-1
+β3GEIi,t-1×Innovationi,t-1
+γ∑ControlVari,t-1+∑Industry
+∑Year+ε
(4c)
四、实证结果
(一)描述性统计
表2报告了主要变量的描述性统计。如表2所示，环境绩效的均值为0.069，说明样本公司中约有6.9%的企业存在环境违规行为。这一结果与杜雯翠等(2019)列报的违规企业比重约为6.14%比较接近。此外，标准差为0.253，表明不同公司在不同年份的环境违规行为存在较大差异。绿色投资的均值为0.019，说明样本公司的绿色投资占总资产的比重平均约为1.9%。由于中位数明显低于均值，表明能源行业有半数公司的绿色投资低于行业平均水平，意味着能源上市公司可能存在绿色投资不足的问题。而从最大值也可以发现个别公司的绿色投资占总资产的比重达到17.1%，这说明中国能源上市公司的绿色投资差异较大。
从政府对公司环境治理的参与行为来看，环境规制与政府补贴的均值分别为5.460和6.957，对应的中位数分别为5.463和7.190，中位数略高于均值，说明中国多数能源上市公司在环境治理中缴纳高于行业平均水平的环境税、获得高于行业平均水平的政府补贴。媒体监督的均值为0.394，说明新闻媒体对企业环境表现的报道倾向于正面报道。结合本文对正面报道的界定可见，中国能源上市公司多倾向于参与环境治理。从技术创新(研发投入、申请专利、有效专利)的统计信息来看，有半数的能源上市公司其研发投入、申请专利数和有效专利数均低于行业平均值，表明中国能源上市公司的技术创新能力还需要进一步提高。
(二)回归结果分析
表3报告了绿色投资对企业环境绩效影响机理的回归结果。其中，表3列(1)是对模型(1)的检验结果，绿色投资的系数估计值为-9.635 7，在5%的水平上显著。这说明绿色投资与企业出现环境违规行为的概率显著负相关。绿色投资越高，企业发生环境违规行为的概率就越小。换言之，绿色投资越高，企业的环境绩效就越好，绿色投资会有效提升企业的环境绩效，假设1得到验证。从经济意义上讲，绿色投资每增加一个标准差，企业的环境违规概率将下降1.256 7个标准差，其环境绩效将提升1.256 7个标准差。(5) 具体计算方法为自变量的回归系数×自变量的标准差/因变量的标准差。表3列(2)是对模型(2)的检验结果，因变量是绿色投资，用来考察环境规制对绿色投资的作用。如表3所示，环境规制的系数估计值为0.103 6，在5%的水平上显著，说明环境规制与绿色投资显著正相关。随着环境规制强度的不断增大，能源企业会表现出更加积极的绿色投资行为，假设2得到验证。
表2 描述性统计
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表3列(3)～列(8)是环境规制、媒体监督、政府补贴和技术创新对绿色投资与环境绩效关系的调节效应(6) 根据大部分研究的方法惯例，为使回归方程的系数更具解释意义，在进行调节效应检验时，笔者对调节变量和自变量均进行了中心化处理。进行检验的结果。从调节变量与绿色投资的交互项来看，表3列(3)中环境规制与绿色投资交互项(Regulation×GEI)的估计系数在10%的水平上显著为负，说明环境规制正向调节绿色投资与企业环境违规概率的负相关关系，即环境规制会增强绿色投资对提升环境绩效的积极作用，假设3得到支持。表3列(4)中政府补贴与绿色投资交互项(Subsidy×GEI)的估计系数为负但不显著。这说明政府补贴在绿色投资与企业环境违规概率的负向关系中调节作用不明显，原因可能是政府补贴“挤出”了企业从事绿色创新的资源和动机(李青原和肖泽华，2020)。企业在获得政府补贴后，有可能减少自有资源中的绿色投资，使政府补贴与绿色投资出现“替代”的现象(7)感谢匿名审稿专家对这一不显著结果的原因解释所提出的宝贵建议。，导致政府补贴对绿色投资改善企业环境绩效的影响不显著，假设4a未得到验证。表3列(5)中媒体监督与绿色投资交互项(Media×GEI)的估计系数显著为正，说明媒体监督减弱了绿色投资对环境绩效的积极作用，与假设4b正好相反，故假设4b不成立。这与本文采用的媒体监督度量方法有一定关系。媒体报道的倾向性取决于正面报道与负面报道的数量，由于本文数据中新闻媒体对企业环境表现的正面报道占了绝大部分，对企业环境违规违法行为的负面报道偏少，因而企业有损生态环境的经济活动面临的媒体舆论压力较小。不同类型的媒体报道对企业行为产生的影响存在差异(杨道广等，2017)。媒体报道的负面倾向性能够提高企业的合法性(沈洪涛和冯杰，2012)。因此，相较于媒体负面报道，正面报道促使企业扩大绿色投资规模去改善环境绩效的作用相对有限，使得上市公司自我约束能力较差，不能严于律己，反而可能会发生环境违规行为。(8)感谢匿名审稿专家对这一相反结果的原因解释所提出的宝贵建议。从表3列(6)～列(8)来看，申请专利数、有效专利数与绿色投资交互项(Applipatent×GEI和Validpatent×GEI)的估计系数均显著为负，但研发投入与绿色投资交互项(R&D×GEI)的估计系数为负但不显著。这说明创新产出对企业绿色实践的影响比创新投入更为显著，专利数据能够更好地代表企业创新，对绿色投资与环境绩效的关系具有正向调节作用，假设4c得到支持。整体而言，假设4得到部分验证，除政府补贴外，环境规制、媒体监督和专利创新对绿色投资与环境绩效的积极关系具有显著的调节作用。
表3 绿色投资对环境绩效的影响机制
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注：①Innovation表示技术创新，包括R&D，Applipatent，Validpatent三个指标，Innovation×GEI表示技术创新与绿色投资的交互项，包括R&D×GEI，Applipatent×GEI，Validpatent×GEI三项，其估计系数分别对应于表3列(6)～列(8)。②限于篇幅，表4～表6中笔者未列报控制变量的回归结果，统一用符号ControlsVar代替，有需要的读者可向笔者索取相关结果。括号内为t值，***，**，*分别表示1%，5%，10%的水平上显著，下表同。
(三)内生性问题
本文考察绿色投资对企业环境绩效的影响，其研究结果可能存在以下内生性问题的干扰。(1)本文的研究样本只保留了发生绿色投资的115家能源上市公司，存在样本选择性问题，因而会造成样本选择偏差。(2)绿色投资与环境绩效可能互为因果关系。(9) 为克服潜在的反向因果关系导致的内生性问题，前文在所有回归检验中均取滞后一期的自变量。但是，可能存在不可观测因素影响绿色投资与环境绩效的关系，寻找一个理想的工具变量是解决反向因果关系的更好办法。环境绩效也可能反过来影响企业的绿色投资。比如，企业由于环境违规行为被处罚，为了减轻因受处罚而给企业造成的负面影响，可能会迫使企业增加绿色投资。因此，借鉴杨道广等(2017)、陈诗一和陈登科(2018)、姜英兵和崔广慧(2019)、李青原和肖泽华(2020)等学者的处理方法，对上述两类内生性问题分别采用倾向得分匹配(PSM)方法、Heckman两阶段回归法和工具变量方法进行处理，检验结果如表4、表5所示。
在采用倾向得分匹配(PSM)方法弱化样本选择偏差时，首先按照企业是否有绿色投资将样本企业分为两组，有绿色投资的作为实验组(GEI=1)和无绿色投资的作为控制组(GEI=0)，构造匹配样本。接着，以企业是否有绿色投资作为因变量，依旧采用前文的各控制变量，利用Probit模型进行回归来估计有绿色投资的概率，并将其作为倾向得分。最后，采用一对一匹配的方法对样本进行匹配，经过匹配本文得到包含208组(共381个观测值)的样本数据。表4的倾向得分匹配平衡性分析结果显示，实验组与控制组样本在企业规模、资产负债率、独董比例、股权集中度、第一大股东持股比例等特征变量中无显著差异。从表5的PSM检验结果可见，绿色投资的系数估计值在5%的水平上显著为负，说明绿色投资有助于减少环境违规概率，提升企业环境绩效，这与前文分析结论相对一致。
工具变量要求其必须与因变量无关而又和自变量相关，寻找一个合适的工具变量较为困难。基于可操作性和适用性的考虑，参考已有文献中取自变量的行业—城市平均值作为工具变量的研究思路(张璇等，2017；杨道广等，2017)，本文以企业所在行业和城市的绿色投资平均值作为绿色投资的工具变量(GreenIV)，采取两阶段的估计方法进行检验。Kaustia & Rantala(2015)认为，企业的投资决策等经济活动容易受到同行业、同地区其他企业相同活动的影响。因此，这一工具变量基本满足相关性和外生性的要求。本文同时采用两阶段最小二乘法(IV-2SLS)、IV-Probit回归、IV-GMM回归，来修正模型的内生性问题，具体估计结果如表5所示。从第一阶段结果来看，GreenIV的系数估计值均在1%的水平上显著为正。在第二阶段的回归结果中，绿色投资的系数估计值均显著为负，这与本文基本回归结果一致，说明绿色投资有利于改善企业的环境绩效。
在Heckman两阶段检验中，第一阶段的因变量为绿色投资高低的虚拟变量，当上市公司绿色投资规模超过年度—行业的平均值时取值1，否则取值0。控制变量不变，运用Probit模型进行回归估计。第一阶段的选择模型检验结果显示，国企属性、企业规模、独董比例与绿色投资呈负相关关系，资产负债率与绿色投资呈正相关关系。将第一阶段模型计算出的逆米尔斯比率(IMR)纳入模型(1)，并重复对模型回归。在控制样本选择偏差后，表5回归结果显示绿色投资的回归系数显著为负，与本文结果基本保持一致。综上所言，本文的上述结论是可靠的。
表4 倾向得分匹配的数据平衡情况
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表5 内生性检验
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(四)稳健性检验
为了保证研究结果的稳健性，本文还做了如下稳健性检验，具体结果如表6所示。首先，本文用Logit回归代替Probit回归对模型(1)进行估计，回归结果如表6列(1)所示。然后，由于环境信息的披露是企业的自愿行为，因此多数企业并未披露绿色环保投资金额。为了扩大研究的样本量，本文的绿色投资数据来自企业社会责任报告等文件和财务报表附注“在建工程”两条途径。(10) 在绿色投资样本中，来自社会责任报告等文件的有238个，来自财务报表附注“在建工程”的有411个。由于从财务报表附注获得的观测值更多，而且采用“在建工程”中披露的环保资本支出表示绿色投资是目前学术界较为常用的一种方法(比如，姜英兵和崔广慧，2019)。因此只保留来自“在建工程”的绿色投资样本，对模型(1)采用Probit方法进行回归，结果如表6列(2)所示。最后，由于每家公司并未在每个年度都披露绿色环保投资，因而每家公司在本文10年的研究跨期中绿色投资的分布并不均匀，因此本文进一步剔除绿色投资年份少于3年、4年、5年的样本，采用Probit方法对模型(1)进行回归，结果如表6列(3)～列(5)所示。从表6列(1)～列(5)可见，GEI的系数估计值均显著为负，说明绿色投资降低了企业的环境违规概率，即绿色投资与环境绩效之间具有积极关系。通过上述一系列的稳健性检验，本文发现，绿色投资能够显著改善企业的环境绩效。
表6 稳健性检验
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(五)拓展性分析
为了深入探究绿色投资对企业环境绩效的影响，本文进一步分析了这一影响在不同产权性质、不同规模和不同融资约束程度的企业表现。
由于国有企业和民营企业在功能和性质上具有较大的差别，因此中国能源上市公司的绿色投资行为容易受到产权异质性的干扰。鉴于此，本文构建了产权性质的虚拟变量(SOE)，并将样本分为国有企业和民营企业两组，回归结果如表7中列(1)～列(3)所示。从表7列(1)可见，绿色投资的回归系数显著为负，但绿色投资与产权性质的交互项(SOE×GEI)在统计上不显著，说明产权性质在整体上对绿色投资提升企业的环境绩效并不具有影响。主要原因在于，在中国整体推进生态文明建设和绿色发展的趋势下，环境治理需要全民参与，《环境保护法》对所有企业一视同仁，没有侧重性。对比表7列(2)和列(3)，绿色投资对改善企业的环境绩效在国有企业具有显著作用，这是由于除了民营企业的盈利目标外，国有企业还承担着大量的社会职责，因而更可能享受到政府的税收优惠和财政补贴。在巨大的环境治理压力下，国有企业能够更加积极地响应政策号召，不断增加环保投资(姜英兵和崔广慧，2019)。这一实证结果也验证了李维安等(2019)的发现，国有控股上市公司绿色治理表现要优于民营控股公司。
企业所拥有的资源是影响决策的重要因素，会影响企业进行绿色投资的积极性(李青原和肖泽华，2020)。本文以企业规模的中位数为界将样本分为大规模企业(企业规模>中位数)和小规模企业(企业规模<中位数)两组，回归结果见表7的列(4)～列(5)。如表7所示，绿色投资的回归系数均显著为负，但相较于小规模企业而言，大规模企业具有更高的显著性水平，说明大规模企业在绿色投资改善环境质量的过程中发挥了更为有效的作用。这可能是因为大规模企业拥有更多的资源和更为雄厚的资产，更有能力去应对绿色投资中的不确定性和经营风险，因而更有可能研发出先进的节能环保技术，对环境污染的治理效果也相对较好。
表7 拓展性回归分析
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Howell(2017)认为，对于能源技术初创企业来说，新技术的初步试验可能会遭遇严重的金融摩擦。Chava(2014)也发现，放款人在向有环境问题的公司发放银行贷款时会收取相对高的利息，这说明环境问题会使企业面临较大的融资约束。因此，本文以现金流(11)笔者参照唐清泉和肖海莲(2012)、顾群和翟淑萍(2014)、唐清泉和巫岑(2015)等的研究思路，采用现金流作为融资约束的代理变量。的中位数为界将样本分为融资约束强(现金流<中位数)和融资约束弱(现金流>中位数)两组，回归结果见表7的列(6)～列(7)。可以发现，绿色投资的系数估计值在融资约束弱的企业显著为负，而在融资约束强的一组回归系数不显著。这说明绿色投资对环境绩效的改善效果在融资约束弱的企业更为显著。这意味着在环境治理的强大压力下，随着融资约束程度趋缓，企业能够更有效地进行资源配置，以此摆脱生产经营的窘境和树立良好的形象来吸引更多的投资者。因而，在弱融资约束企业中，绿色投资对提升环境绩效的作用更为显著。
五、结论与启示
面对资源约束趋紧、环境污染加剧、生态系统退化等严峻形势，着力推进绿色发展、循环发展、低碳发展的现代经济体系已势在必行。在国内经济进入新常态的发展背景下，要实现绿色经济高质量发展，就必须秉承经济增长、社会进步、生态文明的均衡发展理念。目前，国内的能源消费大部分源于传统化石能源，探索能源企业的绿色转型问题对协调环境保护与提升经济效率具有重要意义。正是基于上述发展背景，本文以2008-2017年中国能源上市公司为研究样本，采用企业披露的环保资本支出衡量绿色投资，以企业的环境违规行为衡量环境绩效，主要分析绿色投资对企业环境绩效的影响。研究发现：企业的绿色投资有助于降低环境违规概率，从而显著改善其环境绩效。随着环境规制强度的不断增大，能源企业会表现出更加积极的绿色投资行为。从调节效应来看，环境规制和专利创新对绿色投资与环境绩效的积极关系具有正向调节作用，而媒体报道的正面倾向性则会减弱绿色投资对环境绩效的积极作用，但政府补贴和研发投入对绿色投资提升环境绩效的调节作用并不显著。进一步的分析发现，绿色投资对提升企业的环境绩效整体上不受产权性质影响，但相比而言绿色投资更能显著改善国有企业的环境绩效。与小规模企业相比，大规模企业在绿色投资改善环境质量的过程中会发挥更为有效的作用。绿色投资对提升环境绩效的作用在融资约束程度弱的公司更为显著。
本文的研究结论具有一定的启示意义：(1)企业应该积极参与到绿色实践活动，将环境问题纳入企业生产函数和战略制定，使绿色投资决策这一环境战略成为企业战略的有效组成部分。本文实证结果显示绿色投资能够显著减少企业的环境违规行为。这有益于提高企业的绿色形象，建立市场竞争优势。因此，绿色管理价值观是新时代企业必备的价值观，要在研发管理、生产管理、人力资源管理、营销管理等多方面实现绿色化。比如，开发环保工艺、进行绿色产品和服务创新。(2)政府在设计和落实环境政策的过程中，要充分考虑环境规制工具的异质性，加强环境政策工具的组合运用。本文研究结果表明，相较于政府补贴，环境税能够更显著地增强企业绿色投资对其环境绩效的提升作用，而上述结论在企业规模上存在差异。因此，对于资源基础雄厚的企业，政府应该采用环境税费类政策工具“倒逼”企业参与绿色实践，提升绿色创新水平。对于资源基础薄弱的中小企业，政府应该采用环保补贴类政策工具予以激励，从而缓解因环境治理成本所导致的融资约束问题，降低对正常生产经营活动的不确定性。因此，政策补贴需要区分绿色投资的内容、对应的企业特质以及市场需求的迫切程度等，才能发挥政府补贴的激励效果。(3)政府要加强对新闻媒体的监管，杜绝和净化媒体界追求轰动效应、新闻炒作的不正之风，增强其对政府环境管制的辅助和外部监督功能。根据实证结果，媒体报道的正面倾向性减弱了绿色投资对环境绩效的积极作用。因此，要鼓励新闻媒体加强对企业环境违规行为的曝光，提升政府约束企业环境污染行为的力度和效率，发挥媒体应有的监督功能。
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DOES GREEN INVESTMENT IMPROVE CORPORATE ENVIRONMENTAL PERFORMANCE——Evidence from Energy Listed Companies in China
CHEN Yu-feng MA Yan-bai
(College of Business Administration, Capital University of Economics and Business)
Abstracts: Under the pressure of global energy crisis and domestic haze pollution, pollution control through green investment has become an important issue concerned by the whole society. This paper takes energy listed companies in China from 2008 to 2017 as a research sample, and uses Probit model to examine the impact of green investment on corporate environmental performance. The results show that increasing green investment can significantly improve corporate environmental performance, and environmental regulation is conducive to increasing corporate green investment. The moderating effect shows that environmental regulation and patent innovation have a positive moderating effect on the positive relationship between green investment and environmental performance, while the positive tendency of media reports will weaken the positive effect of green investment on environmental performance, but government subsidies and R&D investment have no significant moderating effect on the relationship between green investment and environmental performance. Further analysis finds that the improving effect of green investment on corporate environmental performance is more significant in state-owned corporations, large-scale corporations and corporations with weak financing constraints.
Key words: green investment; environmental performance; environmental regulation; energy industry; conserve energy and reduce emissions
* 陈宇峰、马延柏，首都经济贸易大学工商管理学院，邮政编码：100070，电子信箱：chenyufeng@gmail.com。本文得到国家自然科学基金项目(71673250)、浙江省杰出青年科学基金项目(LR18G030001)、教育部人文社科重点研究基地重大项目(14JJD790019)的资助。感谢匿名评审人提出的修改意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：杨万东)
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