企业转型与节能环保的财务绩效逻辑——基于高能耗、高污染上市公司的实证研究

葛钰杰，孙红梅

（上海师范大学，上海 200234）

1 引言与文献回顾

BP世界能源统计年鉴显示，2016年我国占世界能源消耗总量的23%以及世界能源需求增长的27%，仍居于世界能源消费国之首。由于我国能源生产及增长呈现出“富煤、缺油、少气”以及“新型能源短缺”的特征，因此我国目前的能源消费还是以煤炭为主，不仅消耗强度大、利用效率低，同时还会带来严重的环境问题。据统计，我国工业行业能源消耗在各行业能源总消耗中占据了至少70%的比例。其中，石油加工、电力、钢铁、水泥、有色金属冶炼等典型的高能耗行业占据主导地位，成为了中国工业节能降耗的主要领域。而随着世界原材料价格上升、能源供给不足、环境污染严重，我国将节能减排纳入了国家的发展规划，这就要求传统产业要加快转型升级，加快促进能源生产方式变革，积极调整优化产业结构。

我国节能减排政策的具体实施主体是国内的所有企业。其中，高能耗高污染企业是消费能源和释放污染的主角，节能环保政策对于这类公司的要求更为重要和紧迫。在国家节能减排任务加重的大趋势下，从企业的自身视角深入研究节能减排对于企业转型的作用，对于企业财务绩效产生的影响就显得非常必要。这不仅加强了节能减排对上市公司财务绩效影响的理论研究，也是我国推行节能减排政策的重要参考依据，能够促进企业自觉落实节能环保政策，从而更好地保障我国经济的可持续发展能力。

自1930年开始，国外学者就对能源消耗和环境问题进行了系列研究。当全球变暖成为不可逆转的趋势时，节能减排逐渐受到更多学者的关注。而国内对于节能环保问题的探索虽然起步较晚，主要集中在“十一五”规划之后，但国内学者结合中国的具体国情，在该领域也取得了系列研究成果。

1.1 节能减排文献综述

陆钟武[1]将著名的库兹涅茨曲线运用于我国的节能环保政策的研究，为有序促进国家节能环保战略的实施提供了相应对策。张小蒂和罗堃[2]针对我国高能耗高污染企业，通过引入节能减排专业化主体改善清洁发展机制（CDM），从而打通资金与技术之间的“转换”渠道，保障提高行业的节能减排效率。陈诗一[3]针对节能环保的特点构造了相应的动态模型，试图模拟2010～2049年的工业损益情况，并根据模型找出中国节能环保的最优发展方式。

除了对节能环保的相关政策做出研究外，国内外学者还对节能减排实施效果的评价体系做出了一定的贡献。Chand等[4]将我国台湾省的所有能耗高的企业作为样本，实证研究了行业的差异性导致的节能减排效果的区别，其中能耗越高，减排效果越理想。何伟等[5]分别以减排绩效和经济绩效为维度构造了评价企业节能环保效果的模型。张国兴等[6]通过对1997～2013年国家颁布的所有节能环保政策做出分析，着重研究了我国政策措施及目标协同效应对节能环保整体效果产生的作用。

1.2 节能减排与财务业绩关系文献综述

Porter[7]提出观点认为节能减排有利于企业树立创新共生意识，从而提高生产效率，促进企业经营业绩。Clemens[8]以中小企业为研究对象也论证了上述学者的观点。

但是，以Walley和Whitehead[9]为代表的节能减排会给企业带来负面影响的研究也得到了一些学者的支持。Gingrich和Pious[10]认为实施节能减排政策会导致公司成本的增加，因此节能减排与企业盈利为负向关系。

Schaltegger和Synnestvedt[11]提出国家的特征会影响节能减排与企业业绩之间的关系，国家的管理体制和社会背景的差异会对公司经营业绩发挥不同影响。

国内学者针对该问题也进行了一定研究。邢璐等[12]将企业作为分析对象，研究了节能环保政策下的企业行为和其影响因素之间的关系。梁广华[13]以上市公司为视角分析了落实节能环保政策对公司业绩的影响，结果发现受制于产品与能源关系的不同，节能减排效果对企业的作用有所差异。姜秀娟和侯贵生[14]基于2008～2012年煤炭行业的上市企业面板数据资料，实证分析了样本公司的转型能力和其转型绩效之间的联系，结果表明上市公司的转型能力越强，则转型绩效表现越好。程时雄等[15]基于我国工业行业数据，运用数据包络分析证实了节能减排与经济增长之间的双赢关系。

综上所述，国内外学者对于节能环保的研究在政策建议、评价体系等理论分析和节能环保与公司转型之间的联系、节能环保对公司财务业绩影响的实证研究都取得了较多的贡献。但针对节能环保如何影响财务业绩，国内外的研究者观点并不一致。因此，面对我国节能环保措施的不断推进，通过实证分析节能环保对上市公司财务绩效的作用，特别是对于高能耗高污染的上市公司的作用，具有重要的现实意义。

2 理论分析与研究假设

对于高能耗高污染企业来说，节能减排的手段主要包括前期和后期采用新的技术手段，推进传统产业产品的升级换代，增加产品附加值，促进公司转型，从而提升资源的使用效率，达到节能环保的目的。

公司落实节能环保政策，需要鼓励研发创新，购置清洁生产设备，变更生产技术、流程，而这些都需要大量的资金支持。从短期来看，执行节能环保措施可能会降低公司经营的业绩；但从长期来看，这种影响带来的积极效应会抵消减少的企业绩效。节能减排政策的落实使得上市公司在一定程度上进行转型，技术资金的大量投入提高了高能耗企业的资源利用效率，增强了企业发展的可持续性，因此，从长期来看，将会对公司绩效产生正向影响。

同时基于企业社会责任理论，节能减排在一定程度上加大了企业成本，但该行为表现出较强的正外部性，是企业履行社会责任的重要体现。而投资者也会对这种正外部效应进行反馈，给予企业较高的声誉和品牌认可度，进一步提升客户对公司的忠诚度，扩大市场占有率，正向促进公司的财务绩效。

因此，基于以前学者的研究成果及上述理论分析，提出假设1：节能减排有利于提升公司财务业绩。但企业实现成功转型往往不是一件容易和确定的事情，很多企业在转型之前投入巨大成本，这不仅包括研发支出、采购新技术等有形代价，也包括转型后对于企业原业务和原文化的无形冲击和影响。因此，对于高能耗高污染企业来说，企业转型成功不一定能够即刻反映在企业绩效上，况且由于信息不对称的存在，外部投资者对于企业转型信息的获取能力也较滞后，因此转型企业绩效的提升存在一定的滞后性。针对上述分析，提出假设2：节能减排对公司财务业绩的提高具有滞后作用。

3 样本选择与模型构建

3.1 样本选择

本文以国家统计公报中规定的工业高能耗高污染行业为研究对象，由于一些企业节能减排信息披露不足，导致节能减排数据不完善，因此分析样本主要包括电力行业和钢铁行业，搜集了粤电力A、太钢不锈、华能国际、宝钢股份、国电电力和马钢股份等六家典型上市公司2010～2016年的节能减排和财务数据进行研究。企业数据来源于国泰安数据库、各公司历年年报、可持续发展报告或社会责任报告。通过运用Stata计量分析软件来实现样本分析。

3.2 变量选取

由于不同行业对于能源消耗的差异性以及污染物排放种类的不同，导致各公司对节能减排披露的指标也不一致。为降低因产品质量差异对环境绩效产生的影响，应对企业的资源消耗量和污染物排放量进行归一化处理。通过查阅样本公司的社会责任报告等资料可知，采用单位能耗作为能耗指标的上市公司较多，同时，燃烧化石能源会产生一定的工业废气，SO2便是典型的工业废气代表，因此本文选择单位综合能耗产值（EC）作为节能指标，而排放水平则用SO2排放量（EM）进行衡量。借鉴胡曲应[16]提出的综合能耗计算方法，相应指标的公式如下所示：

衡量企业的经营业绩可以采用常用的会计指标如资产报酬率（ROA）、净资产报酬率（ROE）等，也可采用市场价值指标如托宾Q值（Tobin Q）、股票年收益率等。会计指标主要从短期反映企业的经营状况，而市场价值指标则兼具了公司成长性，是长期绩效的良好反映。因此，同时采用资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）与托宾Q值（Tobin Q）三个指标来考察公司绩效。

当然，高能耗高污染企业的财务绩效并不仅仅受到节能减排政策的影响，公司的基本面因素会对企业产生决定性作用。结合以前的研究成果，本文选取企业规模（ASSET）和资本结构（DAR）和净资产增长率（NGR）作为控制变量，以年份作为虚拟变量进行回归分析。变量解释说明见表1。

表1 变量解释说明

3.3 模型构建

一般情况，面板数据在增加模型自由度的同时，控制了横截面个体的差异性，可为研究者提供更多的数据。针对本文样本量较小的情况，选择面板数据进行分析较为合适。面板数据的基本回归模型为：

企业绩效的当期影响模型：

其中，i 代表样本公司，t 代表2010～2016年7个观察年份。代表样本公司单位综合能耗产值；代表上市公司万元产值SO2排放量；和分别表示样本公司的企业规模和资本结构；为公司的净资产增长率，通常用来表示未来发展能力；YEARit作为虚拟变量。

4 实证分析

4.1 节能减排对当期绩效的影响

针对模型1，由表2的蒙斯曼检验结果可知，统计量P 值为0.9995，因此接受H0，选择随机效应模型进行回归估计，结果如表3所示。

表2 ROA的豪斯曼检验结果

表3 ROA的随机效应回归结果

由表3可知，模型1的回归估计效果较好，EC与EM均在0.05的水平下显著。EC与ROA呈正相关，EM与ROA表现出负相关，这说明节能环保政策的实施对公司的经营业绩有明显的正向作用，污染物排放的减少会积极促进财务业绩的提高。本文选取的样本公司均为大型上市国企，受国家政策的影响较大，因此在节能减排方面更为积极。虽然企业因创新改造生产工艺流程、更新节能设备等的投入，在一定程度上减少了盈利空间，减少了利润，但实证结果表明，高污染的样本公司并没有因为减排增加了费用而导致整体获利的降低，反而是对衡量获利能力的ROA呈正向作用。在时间效应方面，年份整体上与ROA呈现负相关关系。

模型2中，豪斯曼检验P值为0.8591，接受H0，因此采用随机效应进行回归估计，回归结果如表4和5所示：

根据上述回归结果，回归方程为：ROE=-0.6881+0.0122EC-0.0070EM+0.0294ASSET-0.0844DAR+0.0067NGR，方程整体的回归结果较满意，EC和EM的回归系数显著，单位能耗产值、排放水平和公司的净资产报酬率呈现明显联系，这与模型1的结果一致。同时，企业规模对ROE表现出显著的正向影响，表明企业规模越大，越容易形成规模效应，从而提高企业的净资产报酬率；净资产增长率越好，净资产收益率越大，说明了公司的后续发展能力对于当期的报酬率同样有明显的促进作用。

表4 ROE的豪斯曼检验结果

表5 ROE的随机效应回归结果

模型3中，由蒙斯曼检验可知，仍当采用随机效应模型进行回归估计。但根据表6的回归情况，可看出EC和EM的系数并不十分显著，表明了节能环保政策的实施对托宾Q值的作用并不明显。这主要是由于托宾Q值一般用来反映企业长期价值，而受到本文研究的时间样本的限制，节能减排对于长期企业价值的促进作用并没有得到很好地体现。这也从一定程度上说明了节能减排的影响具有一定的时间延迟效果。

4.2 节能减排对滞后期绩效的影响

针对方程4和方程5分别进行回归，根据蒙斯曼检验P 统计量可知，该模型应适用于随机效应。运用Stata软件进行随机效应模型的估计方程为：ROA=-0.2298+0.0075EC（-1）-0.0028EM（-1）+0.0109ASSET-0.0577DAR+0.0026NGR

表7显示，单位综合能耗产值的一期滞后值即EC（-1）与ROA表现为正向关系，EM（-1）和企业的ROA表现出显著的反向影响，表明了企业在当期降低能耗、减少污染物的排放的确表现出一定的滞后性，当期节能环保的支出会对公司长期发展产生正向作用。

同样，表8显示了企业一期滞后节能减排与企业净资产报酬率的回归结果，得到方程：ROE=-0.8217+0.0099EC（-1）-0.0038EM（-1）+0.0342ASSET-0.0719DAR+0.0074NGR

表8的回归结果和上述得到的结论一致，但此时EM（-1）回归结果不够显著，将滞后一期的统计量与当期统计量相比，在一定程度上能够表现出节能减排的延迟效应。同时，企业规模与净资产增长率均与ROE表现出明显的正向相关。在时间效应方面，净资产收益率在2012年受到较弱的负面冲击，并在之后的2015年和2016年，冲击得到延续。

表7 企业一期滞后节能减排与ROA的回归结果

表8 节能减排滞后值与ROE的回归结果

5 结论与建议

通过对电力和钢铁行业的六家典型上市公司2010～2016年的节能环保与财务业绩的关系分析，结果发现：单位能耗产值和资产收益率、净资产收益率均表现出正相关，而排放水平和企业的ROA、ROE呈现出显著的负相关，说明提高能耗的使用效率和降低污染物的排放对于企业的财务绩效有积极的促进作用。同时，企业环保设备的更新改造及清洁生产流程的推广均需投入大量资金。根据滞后期与财务绩效的回归方程可知，节能减排中尤其是降低污染物的排放水平对企业未来的ROA、ROE均显示出了显著的正向促进作用，这说明节能减排的落实对财务绩效的提升体现出长期性，因此对于企业前期环保投入的资金来说，应以国家倡导和资金投入为主导，这有利于充分发挥上市公司实施节能环保政策的积极性。

对于高能耗高污染的公司来说，积极落实节能环保措施也是企业应承担的社会责任。一方面，在企业内部，要积极落实国家环保政策，要提高能源资源转化效率，建设脱硫、脱硝、除尘等环保设施，从而降低污染物的排放，美化环境质量，不断提升企业可持续发展能力；另一方面，要加大开发清洁能源力度，大力发展利用风能、气能等清洁能源。高能耗高污染企业要从更加可持续、环保的角度选择企业发展模式，将节能减排目标纳入生产运营的每一个环节。

本文关于上市企业节能减排的环境数据主要通过公开发布的可持续发展报告或社会责任报告搜集而来，但由于国家对上市企业及非上市企业的有关节能减排等环境管理的信息披露没有出台强制性的文件，导致主动披露的企业较少，尤其是高能耗高污染的石油化工、水泥等行业，有很多企业甚至从来没有公开过社会责任等报告。在公布社会责任报告的企业中，数据披露程度也不够，主要存在披露格式不规范、披露指标不统一等问题，给实证研究带来了一定的局限性。因此，建议国家相关部门强制高能耗高污染企业披露相关环境信息，并且统一披露的格式和指标，增强不同行业的信息可比性，为今后研究节能环保与企业业绩问题提供质量更高的数据资料。