碳绩效对财务绩效的影响——基于新三维框架下调节因素的探讨

刘天晴，徐 凌

（中国石油大学（华东）经济管理学院，山东青岛 266580）

节能减排对企业而言会耗用大量资源，导致成本费用上升，但依据近年来全球CDP报告显示，相对于消极应对减排的企业，积极自愿进行碳减排的企业越来越多.波特假说认为，企业之所以自愿承担减排责任是由于这有助于业绩提升［1］.故对企业而言，提升碳绩效是否有利于改善财务绩效，是本文关注的首要问题.

国内外研究经历了从企业社会责任到环境绩效、到碳绩效3个研究阶段［2］，除探讨碳绩效与财务绩效的直接关系外，许多研究都选择引入第三者来探究二者间关系的作用机理.有研究认为，碳绩效与财务绩效间的关系一直存在争议是由于过往研究缺少未知的解释性元素［3］，Al-Tuwaijri等［4］、何玉等［2］由此引入信息披露变量，通过构建联立方程模型控制变量间内生性得出可靠结论.此外，近年来政府部门也一直关注企业碳信息披露，2016年8月31日，《关于构建绿色金融体系的指导意见》发布，明确提出对上市公司和发债企业实行强制性环境信息披露［5］，2020年12月30日，《环境信息依法披露制度改革方案》审议通过，促使企业进行更加自律、有效的环境信息披露.故本文研究的第二个主要内容为通过建立新三维框架模型，寻找缺失的解释性元素，探究其对碳绩效与财务绩效关系的影响.

本文贡献和创新主要有3个方面：①对碳绩效与财务绩效间关系的缺失元素进行补充、定义及度量.②在原有三维模型基础上建立新三维概念模型，引入调节变量探究影响机理.③使用当前最具权威性的独立非营利组织CDP发布报告中最新碳排放和碳信息披露数据，增强实证结果的准确性.

1 文献综述与研究假设

1.1 碳绩效对财务绩效的影响

国内外学者对于碳绩效与财务绩效关系的研究经历以下3个阶段：①社会绩效阶段.社会绩效是一个组织对预期或现有社会需求的反映，代表企业社会责任观念，通过声誉量表或CEP环境绩效评级来度量，影响企业绩效［6］.早期以世界财富500强企业作为样本、探究社会绩效与经济绩效关系的文献中，10篇文章中有7篇显示二者间存在正相关［3］.②环境绩效阶段.Al-Tuwaijri在Ullmann概念框架基础上首次提出采用联立方程方法进行实证研究，结果表明环境绩效正向影响财务绩效［4］.③碳绩效阶段.Hoffmann最早对碳绩效进行研究［7］，周志方等最先选取CDP数据探讨碳绩效与财务绩效的相关性［1］.此后，对二者关系的研究更加深入，有研究提出过程碳绩效与财务绩效负相关，终端碳绩效与财务绩效正相关［8］；碳绩效与短期经济绩效不相关，与长期经济绩效正相关［1］；最新观点认为，在控制变量内生性后，碳绩效正向影响财务绩效［2］.

推行节能减排意味着企业需花费资源来减少碳排放，依据资源禀赋理论，企业经营利润、未来价值会受影响［2］.但适当的环境规制可以促使企业进行更多创新活动，提高企业生产力，增强盈利能力［1］.同时提升企业形象，获得社会信任与国家政策扶持，从而吸引投资者，增加企业价值［9］.此外，企业提高碳绩效能降低环境污染带来的诉讼风险、潜在罚金等［10］.依据波特假说和前人研究，本文认为，企业提升碳绩效可以促进创新、提高生产力，抵消由环境保护带来的成本并增强企业盈利能力，故提出假设H1——企业碳绩效对财务绩效正向影响.

1.2 新三维概念框架模型

1.2.1 碳信息披露 碳信息披露报告等行为会如何影响财务绩效一直存在争议.Hughes等［11］观察到环境绩效较差的美国企业往往做出较多披露以挽救企业声誉；但Clarkson等［12］以美国污染最严重五大行业的191家企业为样本，却发现环境绩效好的企业更愿意披露自身的碳信息.也有学者从社会责任的角度探究发现，环境信息披露与环境绩效之间存在正向影响，但对企业绩效影响并不显著［4］；而何玉等［2］发现，碳信息披露多的企业财务绩效更好.李秀玉和史亚雅［13］认为，企业通过披露报告降低环境信息不确定性，向外界传达企业减排成果，可获得信任和青睐.可见现有研究大多集中于碳信息披露对财务绩效的直接影响，对其在碳绩效与财务绩效间发挥的作用关注有限.依据信号传递理论，企业怎样进行碳减排、履行多少环保责任，是企业利益相关者决策的重要依据，但外界一般难以直接获取减排情况，这就需要良好的信息披露报告来传递企业绿色形象，以获得社会与投资者的认可［13］.何玉等［2］指出自愿披露理论和合法性理论存在的竞争性矛盾，指出碳信息披露影响二者关系的关键在于其是否能将企业碳行为及成果有效传递给利益相关者，从而促进业绩提升.故企业通过完善社会责任报告、主动答复CDP组织问卷提升碳信息披露水平，可以使企业的碳减排获得更高的业绩效益.综上，提出假设H2——企业碳信息披露在碳绩效与财务绩效中起着正向调节作用.

1.2.2 利益相关者权力 利益相关者的重要性来自他们拥有控制组织所需资源的权力，影响组织管理［14］，故可能会对碳绩效与财务绩效关系产生影响［15］.以往的研究认为，利益相关者权力是指各利益相关者集团对企业施加的影响，这些集团通常包括股东、债权人、政府和特殊利益集团［16］.有研究发现，政府和审计师的影响较弱，而股东权力显著负向影响企业碳行为，随着利益相关者对企业社会责任行为的关注加剧，在探索企业环境绩效方面，首次关注到债权人力量［16］.最近有研究认为，政府和债权人的影响占主导地位［17］.政府有权通过立法迫使企业对环境负责［16］，亦能通过法律实施来平衡社会利益和政府利益，而债权人的影响与此相反［18］.由于本文选用的世界500强均受到政府法规影响，政府权力受到控制，故债权人力量占据主要地位.依据利益相关者理论，债权人力量对企业生存起着重要作用：一方面，债权人力量越大，企业风险越高，须支付的本金和利息越高，企业利润越低；另一方面，债权人更看重企业的风险和偿债能力，故企业花费成本减排会危及债权人利益［17］.可见债权人在企业中话语权越大，越不利于企业通过减排提升绩效.综上分析，利益相关者权力影响企业减排决策，在碳绩效对财务绩效的影响中起调节作用，故提出假设H3——利益相关者权力负向调节碳绩效对财务绩效的影响.

1.2.3 战略态势 战略态势是指组织决策者对社会需求的反映模式，其积极与否影响着企业的社会形象［19］.Klassen和McLaughlin认为，企业应设立一个管理社会责任的专门单位，有助于其履行社会责任［20］.制定社会责任计划及报告披露［21］、在企业内设立首席战略官职位，均能展现积极战略姿态，帮助企业履行社会责任［22］.这说明以往研究主要集中在企业是否设立有关部门或岗位，这对于当下全球性企业而言几乎是必备.现有研究认为，不同行业企业的战略态势显著不同，碳排放密集行业和高诉讼风险行业最受关注.其中，为避免潜在诉讼，高诉讼风险企业更愿意推行低碳减排，战略态势积极［23］.周志方等通过实证检验提出能源密集型企业与其余企业之间在碳披露方面没有显著差异［1］.因受日常经营活动的碳排放需求影响，碳密集企业的减排需在维持日常经营与违规管制成本间做出权衡［12］.Magness［19］认为，积极的战略态势在于企业向利益相关方展示在环境责任履行方面的实力.此外，提高企业环境声誉能够提升股价［4］.故积极战略态势能够更好地促进碳绩效对财务绩效的影响，故提出假设H4——积极的战略态势正向调节碳绩效对财务绩效的影响.具体可表现在以下两个假设中：一是高诉讼风险行业的企业，碳绩效对财务绩效的正向影响更显著（H4a）；二是碳密集排放行业的企业，碳绩效对财务绩效的正向影响更不显著（H4b）.

本文构建了新三维概念框架模型的变量影响示意图，具体如图1所示.

图1 研究框架Fig.1 Research framework

2 数据来源与变量说明

2.1 样本选择与数据来源

考虑数据可获取性，以2011—2013年世界500强企业为样本，选用CDP官方最新公开的碳信息披露打分、碳排放量对碳信息披露、碳绩效两个变量进行度量；从COMPUSTAT数据库中获得2010—2014年企业财务数据对财务绩效与控制变量进行度量，最终选出样本804个，涉及43个行业.采用Stata15.0进行统计分析，所有连续变量（1%，99%）缩尾处理.

2.2 变量说明

2.2.1 被解释变量—财务绩效（FP）以往的研究主要采用会计和市场两类指标，会计指标有总资产报酬率、净资产报酬率等，市场指标有股本报酬率［24］、市盈率［25］等.考虑到样本来自不同行业，选择经行业调整的Tobin’s Q值进行度量.

2.2.2 解释变量—碳绩效（CP）通过主营业务收入（单位：百万美元）与碳排放总额（直接排放和间接排放之和）比值进行度量［9］.依据Clarkson等提出以污染物排放量与销售额之比进行度量环境绩效演化而来［12］.

2.2.3 调节变量及控制变量 具体说明见表1.

表1 变量符号及度量Tab.1 Symbols and measurements of variables

2.3 描述性统计

描述性统计结果如表2所示.在804个样本中，碳绩效的中位数0.01，表明对于研究样本，每吨含碳气体排放可以产生1万美元营业收入，其标准差1.16，说明样本碳排放水平存在不小差异，最小值接近0，最大值7.85；财务绩效标准差0.11，均值0.11，说明世界500强企业业绩较好、差异不大，用于投资支出的资金较多；碳信息披露标准差14.79，范围36～100，中位数83，可见即使在世界500强企业中，碳信息披露水平也有较大差异；碳披露程度、碳绩效分组指数及碳密集程度均值约为0.5，符合三者定义，高诉讼风险均值0.13，说明在研究样本中，高诉讼风险企业约占13%，侧面印证世界500强企业经营诉讼风险相对较小.上述结果均符合现实中的企业治理情况.

表2 描述性统计Tab.2 Descriptive statistics

3 模型设定和回归结果分析

首先研究碳绩效对财务绩效的影响，然后分析4个调节变量对二者间关系是否有调节效应，最后进行稳健性检验.模型结果均采用Stata15.0进行多元线性回归得到.

3.1 碳绩效对财务绩效的影响

为了考察碳绩效对财务绩效的影响，根据Al-Tuwaijri等［4］、何玉等［2］的研究，构建模型（1）和（2），计算结果如表3.

表3 多元回归结果Tab.3 The results of multiple regression

模型（1）中，碳绩效对财务绩效的影响系数为0.003，且在1%水平上显著，说明碳绩效正向影响财务绩效，即碳绩效好的企业有更好的财务绩效，H1成立.控制变量方面，筹资活动对财务绩效有显著正向影响，资本密集度对财务绩效有显著负向影响，表明不同财务指标对财务绩效影响不同；模型（1）回归结果还表明，碳信息披露的替代变量碳披露程度对财务绩效的影响系数为-0.006且不显著.此外，本文对考察碳信息披露对财务绩效影响的模型（2）进行回归，结果表明，碳信息披露对财务绩效的影响系数为-0.001，在5%水平上显著，初步表明碳信息披露对财务绩效有负向影响，企业碳信息披露越多，财务绩效越差.绩效降低的原因一方面是碳信息披露导致成本消耗更高，另一方面是企业公开披露碳信息，一些负面信息被消费者得知，从而影响了企业的营收.

3.2 碳信息披露的调节作用

为了进一步检验碳信息披露是否具有调节作用，引入碳绩效与碳信息披露的交乘项，建立模型（3）和（4），计算结果见表4.

表4 调节作用回归结果（Ⅰ）Tab.4 Regression results of moderating effect（Ⅰ）

模型（3）中，碳信息披露对财务绩效的影响系数为-0.001，且在5%水平上显著，说明碳信息披露对财务绩效有着负向影响.模型（4）中，交乘项（CP×CD）与财务绩效的回归系数为-0.005，碳绩效对财务绩效的回归系数为0.009，均不显著，说明H2不成立，即碳信息披露的调节作用不成立.考虑到选取的样本为世界500强企业，具有完善的环境责任报告，积极参与CDP调查问卷的行为表明均自愿进行碳信息披露，因此存在对碳绩效与财务绩效关系的影响差异不大的情况是合理的.

3.3 利益相关者权力的调节作用

为了继续检验利益相关者权力的调节效应是否成立，引入碳绩效与利益相关者权力的交乘项，依据Ullmann［3］和Orbaningsih［17］研究建立模型（5）和（6），计算结果见表4.

模型（5）中，碳绩效对财务绩效的影响系数为0.003，在1%水平上显著；从模型（6）结果可知，引入交乘项后，碳绩效对财务绩效的影响系数变为0.025>0，在1%水平上显著，交乘项（CP×LEV）对财务绩效的回归系数为-0.031<0，且在1%水平上显著，系数均显著且方向相反.据模型（6），引入交乘项后，碳绩效对财务绩效的影响为（0.025-0.031×LEV），而根据表2，利益相关者权力（LEV）的取值范围为［0.18，0.97］，因此影响的方向会随着调节变量中的LEV的取值而改变，为了进一步验证H3，对其进行了边际效应分析（见图2）.

图2 利益相关者权力边际效应图Fig.2 Marginal effect of stakeholder power

由图2可知，当LEV<0.612时，随着权力增加，碳绩效对财务绩效的边际效应逐渐减小并显著；当利益相关者权力大于0.612时，碳绩效对财务绩效的边际效应逐渐减小且不显著.这说明当债权人控制权力在一定程度内时，碳绩效对财务绩效有显著正向影响，但该影响随着债权人控制权力的增大而减小，即债权人力量对碳绩效与财务绩效关系具有负向调节作用；当债务占比超过一定数值，债权人力量对碳绩效与财务绩效关系的负向调节作用下，碳绩效对财务绩效的影响由正向减少至0（LEV=0.81），进而变为负向但不显著，在验证了H3的同时，也带来新的发现.

3.4 战略态势的调节作用

为了继续检验战略态势对碳绩效和财务绩效是否具有调节作用，分别引入碳绩效与高诉讼风险的交乘项、碳绩效与碳密集程度的交乘项，研究建立模型（7）～（10），计算结果如表5.

表5 调节作用回归结果（Ⅱ）Tab.5 Regression results of moderating effect（Ⅱ）

模型（7）和（8）中，碳绩效对财务绩效的影响系数为0.003，在1%水平上显著，交乘项（CP×LITIGATION）系数对财务绩效的回归系数为0.023>0，且在5%的水平上显著，二者结果均显著且方向相同，这说明越处于高诉讼风险行业的企业，其碳绩效提升能对企业的财务绩效带来更强的正向影响，H4a成立.模型（9）和（10）中，碳绩效对财务绩效影响系数为0.003，1%水平上显著，交乘项（CP×INTENSITY）系数对财务绩效的回归系数为-0.007<0，在5%水平上显著，二者结果均显著且方向相反.实际影响系数为（0.004-0.007×INTENSITY），进行边际效应分析发现，在碳密集程度的取值范围内，碳绩效对财务绩效的正向影响均成立，说明处于碳密集程度较高行业的企业，其碳绩效提升对财务绩效带来正向影响会被削弱，H4b成立.

3.5 稳健性检验

3.5.1 会计指标度量——财务绩效 选取净资产收益率、总资产收益率等会计基础指标度量财务绩效［3］，进行稳健性检验，结果与原回归一致.

3.5.2 其他碳绩效度量指标 替换原碳绩效度量中分子，将主营业务收入替换为营业成本以衡量碳绩效［2］，进行稳健性检验，结果与原回归一致.

3.5.3 内生性检验 针对许多研究提出碳绩效与财务绩效间存在内生性的问题，引入碳信息披露建立联立方程模型（11-1、11-2、11-3）控制内生性［28］，结果见表6.结果显示碳绩效对财务绩效仍显著正影响（系数0.016 4，在5%水平显著），与主回归基本一致.

表6 内生性检验Tab.6 Regression results of endogeneic test

4 结论与展望

实证分析了碳绩效对财务绩效的影响，发现碳绩效对财务绩效有着显著正向影响，这说明企业通过推行低碳减排，有利于提高自身财务绩效.

基于前人的三维概念框架，提出影响碳绩效与财务绩效关系的新三维框架，即3个调节因素：碳信息披露、利益相关者权力及战略态势.通过实证检验发现：①碳信息披露虽与财务绩效存在显著负相关，但其调节作用不成立，说明碳信息披露对企业业绩的影响应该是直接的.②利益相关者权力会抑制企业通过低碳减排提升财务绩效，即企业花费成本进行减排时会威胁债权人利益，说明政府推行强制性措施是必要的.③战略态势分解为高诉讼风险和碳密集程度，二者调节效应均成立且方向相反.企业诉讼风险越高，推行低碳减排时越能促进业绩改善，这是由于规避了诉讼成本.对于碳密集型企业，碳减排带来的财务绩效提升小于非碳密集型企业，这是由于碳密集程度较高企业其发展对碳的消耗是必需的，节能减排一定程度上会对日常生产经营活动带来影响.

未来研究存在3个方向：①国内对绿色发展的重视，使企业碳减排意识增强，CDP报告回复率逐渐提高，至目前已有百余家中国企业回复问卷，未来可获取更多数据证明本研究理论成立.②考虑到政府近年来在推行低碳减排方面的重要作用，政府力量和强制性碳信息披露未来更加值得关注.③现有的三维架构无法完全解释企业碳行为与业绩之间关系，缺失元素有待进一步探究.