企业环保投资能否促进全要素生产率的提升？

刘禹晴

2020年初新冠肺炎疫情的爆发使得国内经济受到严重冲击，面对重重经营压力，一些企业尤其是大型污染企业会不可避免的忽视环保投资而将重心放于恢复生产经营。近年来，我国高度重视生态文明建设，坚持走可持续发展之路，党的十九大将“坚持人与自然和谐共生”作为新时代坚持和发展中国特色社会主义的基本方略之一。因此，在此大环境之下，重污染企业亟需转型升级，在进行生产经营活动的同时承担起预防和治理环境污染的责任，进行环保投资。企业全要素生产率是指企业总产出中扣除劳动以及资本等要素投入之后的剩余部分，它反映了企业投入转化为产出的效率，在企业经营中通常用来衡量技术创新、人力资源等因素所起的作用，是企业长期可持续发展的重要动力来源。在当前国内人口红利逐步耗尽、资源禀赋与生态红线约束逐渐凸显、国际竞争环境愈发复杂的情况下，企业全要素生产率的提升成为增强核心竞争力的关键。近年来，环保问题与全要素生产率逐渐成为众多学者关注的重点。一方面，企业环保投资等研发创新行为能够通过促进企业技术创新等途径使企业全要素生产率得以提升。但另一方面，环保投资投入资金多、回报期长，可能会严重挤占企业对其他生产性经营活动的投资，进而降低企业全要素生产率，使得部分企业往往不愿意进行环保投入，开展环境污染综合治理活动。因此，重污染企业的环保投资能否使得企业在实现绿色发展的同时提高自身全要素生产率，是一个亟待深入研究的问题。此外，由于企业的环保投资等技术创新活动离不开大规模的资金支持，融资约束一直是困扰企业投资的难题。为了解决融资难问题，企业纷纷寻求各种有效机制。就目前状况来看，我国金融市场仍然是银行主导型，银行在信贷资源配置中处于核心地位。因此，企业通过聘请拥有银行从业经历的人员担任高管从而建立银行关联就成为企业突破融资瓶颈、获取银行资金支持的一个重要途径。那么银行关联能否在缓解企业融资难的基础上，在企业环保投资与全要素生产率之间发挥一定的调节作用呢？ 基于以上分析，本文利用2012-2019年中国沪深两市A股重污染行业上市公司的数据，对企业环保投资、银行关联与全要素生产率三者之间的关系进行了深入研究，以期为促进重污染企业进行环保投资活动、实现绿色高质量发展等提供建议。

表1 变量定义表

一、理论分析与研究假设

作为以盈利为目的而从事生产经营活动的经济组织，企业对于投入资金多、回报周期较长的环保类投资项目缺乏主动性和积极性。但随着时代的发展，我国大力提倡转变经济发展方式、实现绿色可持续发展，因此树立环保意识对企业来说越发重要。2018年环保税的正式实施，传递出中国经济转型更加注重环境保护和生态文明建设的重要信号。一方面，进行环保投资是企业积极承担社会责任的表现，有利于企业塑造品牌形象、获取利益相关者信任，是企业提升全要素生产率的根本途径之一。苏蕊芯（2010）、丁一兵（2015）等学者均通过实证研究发现企业积极履行社会责任有利于提高企业的社会形象、积累社会资本，从而提高企业生产效率。另一方面，通过进行环保投资，管理者可以将绿色环保理念贯彻到企业发展战略中，从而促使企业进行绿色技术创新活动，提高企业研发能力，进而提高企业全要素生产率。王薇（2018）等人均通过实证研究证明企业的研发创新活动能够提高企业的技术水平，进而提高企业全要素生产率。基于此，本文提出第一个假设：

H1：重污染企业进行环保投资能够提高全要素生产率。

企业环保投资既然是投资的一种形式，就必定会在一定程度上受到某些因素的限制，如资金成本、预期收益、风险水平等等。当企业内部资金不足而外部融资成本又过高时，就会出现融资约束问题。因此，即使企业环保投资能够通过促使企业进行相关研发创新活动等在将来为企业带来丰厚的资金回报或提高企业技术水平，从而提升其全要素生产率，但因融资约束问题所带来的限制，大多数企业并不具备进行环保投资的能力。杨乐（2020）、桂荷发（2018）等人均通过实证研究发现融资约束与企业环保投资呈负相关关系。企业的融资约束会受到许多方面的影响，银行关联则是其中一个非常重要的因素。对于企业来说，银行是一个非常重要的融资渠道，若企业通过聘请拥有银行从业经历的人员担任高管从而与银行建立密切关系，就能降低银企之间的信息不对称性，使企业更容易获得银行发放的贷款，降低其融资约束程度，从而激励企业进行更高质量的研发活动，增强环保投资对于全要素生产率的促进作用。王洪涛（2020）、宇文晶（2017）均通过实证研究证明，银行关联能够缓解企业的融资约束问题，使其获得更多的资金支持。基于此，本文提出第二个假设：

表2 描述性统计

表3 回归结果分析

H2：企业存在银行关联能够增强环保投资对全要素生产率的促进作用。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文研究样本为2012-2019年中国沪深两市A股重污染行业上市公司，并根据以下标准进行筛选：①剔除ST类上市公司；②剔除相关数据缺失的上市公司。通过筛选，最终获得2103个观测值。根据《上市公司环境信息披露指南》，火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类行业为重污染行业，结合证监会行业分类指引（2012）筛选出相应企业作为重污染企业样本。本文所需数据来源于国泰安数据库，并运用软件STATA15.0进行统计分析。

（二）变量定义

1.被解释变量：全要素生产率（TFP）。本文参照鲁晓东（2012）以及何秋琴（2019）的做法，采用LP法来计算企业全要素生产率，并用OP法对本文结果做稳健性检验。LP法估计全要素生产率涉及的变量有：产出、资本投入、劳动力投入和中间投入。其中，产出以年度营业收入衡量；资本投入以期末固定资产衡量；劳动力投入以期末员工人数衡量；中间品投入以现金流量表中的“购买商品、接受劳务支付的现金”项目衡量。

表4 内生性检验结果

2.解释变量：企业环保投资（EPI）。本文采用企业年度环保投资总额的自然对数来衡量企业环保投资水平。

3.调节变量：银行关联（BC）。本文参照邓建平（2011）的做法，若企业存在曾经或者现在在银行任职的高管，则认为企业具有银行关联，即该变量取值为1，否则为0。其中，企业的高管指的是董事（包括独立董事）或高级管理人员。

4.控制变量。在参考现有研究的基础上，结合本文的研究内容，在模型中控制以下变量：企业规模（Size）、劳动力规模（Labor）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（Roe）、投资机会（TQ）、融资约束（SA）、股权集中度（Z）、产权性质（Equity）。另外，在进行回归分析时，对年度和行业进行控制。本文各变量定义如表1所示。

（三）模型设定

1．为检验假设H1，验证企业环保投资能否提升全要素生产率，构建模型（1）：

2．为检验假设H2，验证银行关联在企业环保投资与全要素生产率之间所发挥的调节作用，构建模型（2）：

三、实证结果分析

（一）描述性统计

描述性统计结果如表2所示。在所选2103个样本中，全要素生产率（TFP）得分最大值为20.120，最小值为13.480，均值为16.800，说明不同企业的全要素生产率存在一定差异；各企业环保投资金额的自然对数（EPI）的最小值接近0.000，最大值为21.940，均值为15.030，说明不同企业环保投资的力度存在较大差别；银行关联这一变量的平均值为0.286，说明在所选样本中，有将近30%的企业存在银行关联；此外，从其他各控制变量统计结果来看，不同企业在规模（Size）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（Roe）等方面也都存在较大差异。

（二）回归分析

本文回归结果如表3所示。结果（1）是对假设H1的检验结果。回归结果显示，企业环保投资（EPI）与全要素生产率（TFP）呈显著正相关关系（系数为0.016，t值为3.23），即企业增加环保投资，可以显著提高全要素生产率。一方面，进行环保投资在很大程度上体现了企业的社会责任感。企业无法与社会环境脱离而独立发展，因此，企业只有在积极进行生产经营活动的同时注重对于社会责任的承担才能与政府以及社会等形成一个良性循环，进而从多方面获取自身生存发展所需的各类资源，增强全要素生产率。另一方面，基于“波特假说”的相关理论，企业在环保方面的投资在一定程度上可以推动企业的研发创新，而这种创新活动可以使企业获得更高的补偿，提高企业全要素生产率。这与假设H1是一致的。结果（2）是对假设H2的检验结果。结果发现，企业环保投资（EPI）与银行关联（BC）的交乘项（EPI＊BC）与全要素生产率（TFP）呈显著正相关关系（系数为0.025，t值为1.98），即企业具有银行关联能够显著增强环保投资对全要素生产率的促进作用。受融资约束影响，大部分企业无法筹集到足够的资金来进行相关环保投资。若企业具有银行关联，则更容易获得银行的贷款，缓解企业在投资过程中的资金压力，从而促使企业进行更高质量的研发活动，增强环保投资对于全要素生产率的促进作用。这与假设H2是一致的。

表5 稳健性检验结果

此外，从控制变量的回归系数可以看出：企业规模（Size）与全要素生产率（TFP）呈显著正相关关系，说明在一定范围内，企业全要素生产率会随着企业规模的扩大而得以提高；盈利能力（Roe）与全要素生产率（TFP）呈显著正相关关系，说明企业盈利能力越强，全要素生产率越高；财务杠杆（Lev）与全要素生产率（TFP）呈显著正相关关系，这可能表明在一定范围内，合理利用财务杠杆有利于企业全要素生产率的提高。

（三）稳健性检验

为确保实证结果的可靠性，本文进行了如下检验：（1）内生性检验。利用Heckman两步法来解决本文可能存在的样本选择偏差问题；（2）用OP法重新估计企业全要素生产率，并再次进行回归。

1．Heckman两步法检验。考虑到本文可能存在样本选择偏差的内生性问题，即全要素生产率高的企业更倾向于提高环保投资水平，本文选择Heckman两步法对实证结果进行修正。首先构建企业是否进行环保投资的选择模型，并选择企业政治关联（Resume）、企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（Roe）为解释变量进行第一阶段回归并计算逆米尔斯比率（imr）。构建的Probit模型为：

将第一阶段中通过Probit回归得出的逆米尔斯比率（imr）放入模型（1）及模型（2），进行第二阶段回归。回归结果如表4所示：在结果（1）中，企业环保投资（EPI）与全要素生产率（TFP）仍呈显著正相关关系（系数为0.017，t值为3.30），说明企业增加环保投资，可以显著提高全要素生产率；在结果（2）中，企业环保投资（EPI）与银行关联（BC）的交乘项（EPI ＊BC）与全要素生产率（TFP）呈显著正相关关系（系数为0.023，t值为1.81），说明企业具有银行关联能够增强环保投资对全要素生产率的促进作用。以上结论说明本文回归结果是较为稳健的。

2．用OP法重新估计企业全要素生产率。回归结果如表5所示：在结果（1）中，企业环保投资（EPI）与全要素生产率（TFP-OP）仍呈显著正相关关系（系数为0.014，t值为2.74）；在结果（2）中，企业环保投资（EPI）与银行关联（BC）的交乘项（EPI＊BC）与全要素生产率（TFP-OP）呈显著正相关关系（系数为0.027，t值为2.16）。以上结论说明本文回归结果是较为稳健的。

四、研究结论与启示

1.研究结论。本文通过实证分析，得出如下结论：（1）重污染企业环保投资与全要素生产率之间呈显著正相关关系，即企业增加环保投资有利于提高全要素生产率；（2）企业通过聘请拥有银行从业经历的人员担任高管从而建立银行关联能够增强企业环保投资对全要素生产率的促进作用。

2.研究启示。（1）鉴于环保投资对全要素生产率所产生的积极作用，重污染企业在今后的发展中应适当增加环保方面的投入，在注重自身生产经营活动的同时，积极承担环境保护责任。尤其是在以经济内循环为主的新发展格局下，重污染企业更应该积极进行经营策略的调整，以探索企业全要素生产率与环境责任履行共同发展的新途径。（2）长期且稳定的资金投入是企业环保投资等研发项目能够顺利进行的重要保障。为了缓解融资难问题，一方面，重污染企业自身要积极建立并有效利用银行关联这一社会资本，降低企业投资过程中的融资约束程度，促进自身转型升级；另一方面，政府应采取措施加快金融业的市场化建设，以求从制度上解决企业融资难问题。