汪海鳳，侯君霞

摘? ?要：基于融資約束的視角，就政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響機制進行梳理，并以2011—2019年上市工業(yè)企業(yè)為樣本進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：一是政府綠色補貼能夠促進工業(yè)企業(yè)綠色投資。二是融資約束在政府綠色補貼與工業(yè)企業(yè)綠色投資間發(fā)揮中介效應(yīng)。三是在內(nèi)部自我約束上，政府綠色補貼通過緩解融資約束，促進工業(yè)企業(yè)綠色投資的政策效果在非國有企業(yè)和處于衰退期的企業(yè)中更為顯著;在外部環(huán)境約束上，政策效果則在中度污染行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)中更顯著。因此，政府在加強綠色補貼力度的同時，應(yīng)充分考慮行業(yè)及企業(yè)的異質(zhì)性，為綠色投資創(chuàng)造更為公平和透明的環(huán)境，從而緩解企業(yè)融資約束，充分發(fā)揮政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用。

關(guān)? 鍵? 詞：政府綠色補貼;工業(yè)企業(yè)綠色投資;融資約束;中介效應(yīng)

中圖分類號：F830;F061.5? ? ?文獻標識碼：A? ? ?文章編號：2096-2517（2021）06-0052-14

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2021.06.005

一、引言

改革開放40多年來，我國的經(jīng)濟建設(shè)取得了舉世矚目的成就，但是長期以來粗獷的發(fā)展模式加重了環(huán)境的負擔，唯“GDP論”的發(fā)展理念與“綠水青山就是金山銀山” 的生態(tài)文明號召背道而馳?！吨泄仓醒腙P(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二○三五年遠景目標的建議》中明確指出，要推動綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生。在“求發(fā)展”與“保生態(tài)”的矛盾沖突下，綠色投資作為環(huán)境友好型的投資手段，能夠促進資源、環(huán)境、經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。企業(yè)作為社會經(jīng)濟的基本單位，其投資行為源于兩個目的：一是企業(yè)本身的續(xù)存、拓展，二是維持或促進社會的發(fā)展，后者要求企業(yè)在投資獲利的基礎(chǔ)上更多地關(guān)注生態(tài)環(huán)境狀況。但是企業(yè)進行綠色投資的意愿不強，原因如下：第一，生態(tài)環(huán)境具有公共物品屬性，企業(yè)為治理環(huán)境付出成本，其收益并非企業(yè)獨享， 而成本卻只由企業(yè)獨自承擔。第二，綠色投資作為企業(yè)環(huán)境管理的最直接途徑之一，具有投資金額大、風險性高、見效慢及回報低的特點[1]，因此綠色投資很難形成企業(yè)的經(jīng)濟利益流，而且由于企業(yè)綠色投資的特殊性，其面臨資金短缺的幾率更大，融資約束的障礙更高。第三，現(xiàn)階段我國環(huán)境治理體系尚不健全，存在“守法成本高、違法成本低”的問題。上述原因使得大部分企業(yè)更偏向于將資金用于盈利周期較短的投資，而非綠色投資[2]。

政府綠色補貼是我國現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制政策的主要工具之一， 與傳統(tǒng)的強制性環(huán)境規(guī)制工具相比，一方面，政府綠色補貼能夠緩解強制性環(huán)境規(guī)制手段帶來的企業(yè)經(jīng)濟效益的下降，有效地激勵企業(yè)主動進行綠色投資;另一方面，政府綠色補貼能夠有效緩解企業(yè)融資約束，進而間接促進企業(yè)綠色投資。因此，本文將基于工業(yè)行業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，探究在融資約束下，政府綠色補貼能否有效改善工業(yè)企業(yè)綠色投資的局面。

二、文獻綜述

目前理論界關(guān)于政府綠色補貼與工業(yè)企業(yè)綠色投資關(guān)系尚未統(tǒng)一，主要有兩種觀點。第一，大部分學者研究表明，綠色補貼能促進企業(yè)進行綠色投資。比如，Bronzini等（2016）研究發(fā)現(xiàn)綠色研發(fā)補貼能夠促進公司綠色專利申請的數(shù)量[3]。Hattori（2017）研究發(fā)現(xiàn)，綠色補貼能夠解決綠色技術(shù)溢出帶來的企業(yè)綠色研發(fā)投資減少的問題[4]。解學梅等（2020）實證研究發(fā)現(xiàn)，綠色補貼通過直接減少企業(yè)成本，促進企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新[5]。第二，少數(shù)學者認為綠色補貼抑制企業(yè)進行綠色投資。劉津汝等（2019）、陳曉等（2019）均以工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新為研究對象，發(fā)現(xiàn)政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)[6-7]。李青原等（2020）以中國A股重污染行業(yè)上市企業(yè)2011—2017年的數(shù)據(jù)作為樣本，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)保補助對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)[8]。于芝麥（2021）研究發(fā)現(xiàn)政府環(huán)保補助弱化了環(huán)保約談對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用[9]。

通過梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻鮮有從融資約束視角分析政府綠色補貼對企業(yè)綠色投資的影響。大部分文獻主要集中分析在融資約束視角下， 政府創(chuàng)新補貼、政府研發(fā)補貼對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、企業(yè)研發(fā)投入的影響。例如，研發(fā)補貼作為直接的資金補貼，能夠緩解企業(yè)研發(fā)投資的財務(wù)約束[10]。企業(yè)融資約束程度越大，政府補貼對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用越小，當融資約束超過一定程度時，政府補貼對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用[11]，融資約束的抑制效應(yīng)在中小企業(yè)、 民營企業(yè)和資本密集型企業(yè)中尤為凸顯[12]。補貼降低了創(chuàng)新項目的資本成本，并且向投資者傳遞了信號，緩解企業(yè)融資約束[13]，提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的資金投入[14]。然而，有學者認為“信號效應(yīng)”無法解釋研發(fā)補貼會緩解企業(yè)的融資約束[15-16]。

相對于現(xiàn)有文獻，本文創(chuàng)新之處在于：（1）豐富了政府綠色補貼的相關(guān)研究。相對來說，分析政府綠色補貼與企業(yè)綠色投資間關(guān)系的文獻較少，這是因為傳統(tǒng)的政府綠色補貼是一種不可訴訟的貿(mào)易戰(zhàn)略政策，該政策的實施主要是在對外貿(mào)易領(lǐng)域[17]。隨著我國環(huán)境污染加重，綠色補貼才作為政府對企業(yè)環(huán)境治理的干預手段被提出[5]。（2）拓寬了融資約束的研究領(lǐng)域?，F(xiàn)有研究主要集中分析在融資約束視角下，政府補貼、政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的影響。本文順應(yīng)綠色發(fā)展趨勢，將融資約束納入理論分析框架，闡述在融資約束視角下，政府綠色補貼與工業(yè)企業(yè)綠色投資的關(guān)系。（3） 從內(nèi)部自我約束和外部環(huán)境約束兩方面，探討了在融資約束下工業(yè)企業(yè)進行綠色投資的內(nèi)部和外部動機，發(fā)現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)生命周期、行業(yè)污染密集度和行業(yè)技術(shù)密集度都對工業(yè)企業(yè)綠色投資產(chǎn)生影響。（4） 為促進工業(yè)企業(yè)綠色投資提供建議。通過研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段工業(yè)企業(yè)綠色投資水平較低，本文將政府綠色補貼納入理論分析框架，闡述了政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響，為新時代中國綠色發(fā)展背景下，政府促進工業(yè)企業(yè)綠色投資提供了很好的借鑒意義。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）政府綠色補貼能夠促進工業(yè)企業(yè)綠色投資

政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資存在正向激勵效應(yīng)，可以促使工業(yè)企業(yè)增加綠色投資。政府綠色補貼能夠彌補部分綠色投資成本，緩解工業(yè)企業(yè)的“成本約束”[18]，激勵工業(yè)企業(yè)進行綠色投資。也就是說，政府綠色補貼直接為工業(yè)企業(yè)綠色投資提供了部分資金支持，增加了工業(yè)企業(yè)用于綠色投資的資金，減少了因進行綠色投資而擠占其余盈利投資的資源，降低了綠色投資的成本和不確定性[19]?；诖?，本文提出假設(shè)1。

H1： 政府綠色補貼能夠顯著促進工業(yè)企業(yè)綠色投資。

（二）融資約束在政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響中發(fā)揮中介作用

一方面， 融資約束會抑制工業(yè)企業(yè)的綠色投資。第一，融資約束使工業(yè)企業(yè)資金不足從而容易錯失投資良機， 造成綠色投資水平無法達到社會最優(yōu)。融資約束會抑制投資過度而加劇投資不足[20]。第二，綠色投資具有時滯性，投資回報期長，需要持續(xù)大量的資金投入，其所面臨的融資約束壁壘往往更高[21]。

另一方面，政府綠色補貼可以緩解工業(yè)企業(yè)融資約束的程度。第一，政府綠色補貼是工業(yè)企業(yè)綠色投資的外部融資來源之一，取得政府綠色補貼能夠在一定程度上緩解工業(yè)企業(yè)的融資約束，促進其進行資源優(yōu)化與配置，特別是融資約束較高的工業(yè)企業(yè)獲得政府綠色補貼后，往往能夠顯著改善工業(yè)企業(yè)資金狀況。第二，從理論上講，政府綠色補貼能產(chǎn)生信號傳遞效應(yīng)， 釋放政府認證與支持的信號。獲得政府綠色補貼的工業(yè)企業(yè)往往會被外部投資者認為更具有投資價值[22]，更具有綠色技術(shù)創(chuàng)新能力，從而可以吸引更多的外部投資者支持工業(yè)企業(yè)的綠色研發(fā)創(chuàng)新[23]。因此政府綠色補貼的信號能夠降低融資約束難度[13]。

綜合以上理論分析，融資約束在政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響中可能發(fā)揮中介作用，即政府綠色補貼會通過緩解工業(yè)企業(yè)融資約束，從而促進工業(yè)企業(yè)綠色投資。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2： 融資約束在政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響中發(fā)揮中介作用。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以我國上市工業(yè)企業(yè)2011—2019年的數(shù)據(jù)作為樣本，實證檢驗政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響，并探求融資約束是否在二者關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)。選擇工業(yè)企業(yè)的原因是：一是工業(yè)廢氣、廢水、廢渣等污染物排放急劇增加，工業(yè)成為污染排放的主體，更容易受到政府環(huán)保監(jiān)督。二是相對于其他企業(yè)， 工業(yè)企業(yè)環(huán)保信息披露較規(guī)范。在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文做了如下處理：（1）刪除樣本期內(nèi)被ST和*ST的工業(yè)企業(yè)。（2）刪除變量觀測值嚴重缺失的工業(yè)企業(yè)。（3） 為消除極端值影響，對所使用的數(shù)據(jù)在1%和99%的水平上進行縮尾處理。 最終得到2662個工業(yè)企業(yè)年度非平衡面板數(shù)據(jù)。

本文使用的綠色投資數(shù)據(jù)、融資約束數(shù)據(jù)以及控制變量中的工業(yè)企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。其余數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。本文數(shù)據(jù)的處理和分析采用STATA15.0完成。

（二）變量定義及衡量

1.企業(yè)綠色投資（GI）

將企業(yè)綠色投資總額與企業(yè)總資產(chǎn)之比作為企業(yè)綠色投資的代理變量[8]。企業(yè)綠色投資總額由企業(yè)費用化綠色投資、 資本化綠色投資兩部分組成。費用化綠色投資具體表現(xiàn)為企業(yè)進行環(huán)境恢復和維持所付出的環(huán)保費用、治理費用、廢棄物處置費用、綠化費用等。企業(yè)進行資本化綠色投資不僅可以保護生態(tài)環(huán)境，還可以獲得經(jīng)濟效益，包括企業(yè)綠色固定資產(chǎn)投資和綠色可再生和清潔能源開發(fā)、節(jié)能降耗技術(shù)研發(fā)、綠色技術(shù)創(chuàng)新、綠色產(chǎn)品創(chuàng)新、廢物循環(huán)利用等項目的資金投資。依據(jù)資本化綠色投資的含義，本文將企業(yè)在建工程明細中的煤改氣項目、風力及生物質(zhì)能源發(fā)電項目、電力公司熱網(wǎng)項目、熱電聯(lián)產(chǎn)項目、新能源研發(fā)項目、環(huán)保改造項目等納入綠色投資范圍。該數(shù)據(jù)均是作者手工整理完成。

2.政府綠色補貼（GSUB）

將政府綠色補貼總額與工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)之比作為政府綠色補貼的代理變量[8]。政府綠色補貼總額由政府綠色補貼項目資金投入?yún)R總而成。政府綠色補貼項目主要包括廢氣補助、 環(huán)保項目補貼、節(jié)能專項補貼、減排專項資金等。該數(shù)據(jù)均由作者手工整理完成。

3.中介變量：融資約束（SA）

通過文獻梳理，關(guān)于融資約束代表性的衡量方法主要有Lamont等（2021）提出的KZ指數(shù)[24]，Whited等（2006）提出的WW指數(shù)[25]。但是，KZ指數(shù)、WW指數(shù)包含了很多具有內(nèi)生性的金融變量，比如現(xiàn)金流、杠桿、工業(yè)企業(yè)規(guī)模等，而融資約束與現(xiàn)金流、工業(yè)企業(yè)杠桿、工業(yè)企業(yè)規(guī)模等金融變量之間相互決定。除KZ指數(shù)、WW指數(shù)外，張璇等（2017）提出使用銀行授信作為融資約束的代理變量[12]，路春城等（2019）提出使用內(nèi)部現(xiàn)金流作為融資約束的代理變量[26]。姜啟波等（2020）提出使用外部融資總額作為融資約束的代理變量[27]。但是以上代理變量衡量較為單一，沒有綜合反映工業(yè)企業(yè)的財務(wù)狀況。鞠曉生等（2013）提出使用SA指數(shù)來衡量融資約束。一是SA指數(shù)不包含內(nèi)生性特征的融資變量， 二是相對于KZ指數(shù)和WW指數(shù)來說，SA指數(shù)易于計算[28]。故本文借鑒鞠曉生等（2013）的研究方法， 采用SA指數(shù)作為融資約束的衡量指標。SA=-0.737×SI+0.043×SI2-0.040×A，其中SI為企業(yè)總資產(chǎn)（單位：百萬元）的自然對數(shù)，A為企業(yè)上市年限，SA為負值[28]。

4.控制變量

本文參考鞠曉生等（2013）和郭玥（2018）的研究[28-29]，在分析政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響時加入以下控制變量：利潤率（PR）、資產(chǎn)負債率（L）、董事長學歷（EDU）、資本密集度（CP）、托賓Q值（Q）、污染密集度（PI）、政府能力（GC）和環(huán)境規(guī)制（ER）。

其中，污染密集度（PI）參照Tobey（1990）的研究方法計算得出。如果行業(yè)的平均治理成本大于或等于總成本的1.85%， 則該行業(yè)為重度污染行業(yè);如果行業(yè)的平均治理成本大于或等于總成本的0.5%，則該工業(yè)企業(yè)為中度污染行業(yè);如果行業(yè)的平均治理成本小于總成本的0.5%， 則該行業(yè)為清潔行業(yè)[30]。污染密集度用行業(yè)平均治理成本來衡量，其計算公式為：

pi=■/n×100% （1）

上式中，pi為行業(yè)污染密集度，S為固體廢棄物治理成本，W為廢水處理成本，A為廢氣治理成本，MBC表示行業(yè)總成本，j為行業(yè)代碼，n為總年數(shù)。若pi小于0.5%，為清潔行業(yè);若pi大于等于0.5%，為中度污染行業(yè);若pi大于等于1.85%，為重度污染行業(yè)。

政府能力（GC）用公共財政支出占地區(qū)GDP的比重來衡量[31]。環(huán)境規(guī)制（ER）用地區(qū)污染治理支出占工業(yè)產(chǎn)值的比重來衡量[32]。

本文研究所涉及的具體變量及衡量方式如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

首先，為實證考察政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的直接影響， 本文構(gòu)建了計量經(jīng)濟模型1。其中，i表示工業(yè)企業(yè)，t表示時間，GI為被解釋變量， 表示工業(yè)企業(yè)的綠色投資，GSUB為核心解釋變量， 表示政府綠色補貼，Controlsi，t為所有控制變量，εi，t為隨機擾動項。

模型1：GIi，t=α0+α1GSUBi，t+αnControlsi，t+εi，t （2）

其次，為驗證融資約束在政府綠色補貼與工業(yè)企業(yè)綠色投資間是否發(fā)揮中介效應(yīng)，基于溫忠麟（2014）的中介效應(yīng)模型[33]，在模型1的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型2和模型3。

模型2：SAi，t=β0+β1GSUBi，t+βnControlsi，t+εi，t（3）

模型3：GIi，t=δ0+δ1GSUBi，t+δ2SAi，t+δnControlsi，t+εi，t

（4）

本文探討政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響，以及融資約束對政府綠色補貼政策效果的中介作用。 利用模型1檢驗假設(shè)H1是否成立，若成立，則α1顯著大于0。利用模型2和模型3檢驗假設(shè)H2，即融資約束的中介效應(yīng)是否成立。在模型2和模型3中，系數(shù)β1和δ2的乘積是中介變量融資約束的中介效應(yīng)。

五、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計結(jié)果分析

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。由表2可以看出：

1.我國上市工業(yè)企業(yè)綠色投資（GI）的均值為4.3815， 即在樣本中工業(yè)企業(yè)綠色投資金額占工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的4.3815%， 表明工業(yè)企業(yè)綠色投資水平較低。中位數(shù)低于均值，即有半數(shù)工業(yè)企業(yè)的綠色投資低于樣本平均水平，意味著上市工業(yè)企業(yè)可能存在綠色投資不足的問題。綠色投資最小值為0.0252，最大值為26.3373，標準差為4.2801，相對較大，表明不同工業(yè)企業(yè)的綠色投資水平存在很大差異。

2.政府綠色補貼（GSUB）的均值為0.1629，即在樣本中政府綠色補貼金額占工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的0.1629%， 表明政府對工業(yè)企業(yè)綠色補貼的力度較低。政府綠色補貼的最小值為0.0003，最大值為3.1955，這說明在樣本期內(nèi)各工業(yè)企業(yè)獲得政府綠色補貼金額有所差異。

3.融資約束（SA）的平均值為-3.4626，融資約束絕對值的最小值為2.5491， 最大值為4.1100，表明樣本內(nèi)工業(yè)企業(yè)均面臨融資約束，且不同工業(yè)企業(yè)的融資約束程度存在差異。

（二）變量回歸結(jié)果分析

1. 政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資影響的回歸結(jié)果

表3中第一列為模型1的估計結(jié)果，其中，政府綠色補貼（GSUB）對工業(yè)企業(yè)綠色投資（GI）的影響系數(shù)為0.6721，在1%的水平上顯著。假設(shè)H1成立， 即政府綠色補貼促進工業(yè)企業(yè)綠色投資， 具體表現(xiàn)為政府綠色補貼占工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的比重平均增加1%， 工業(yè)企業(yè)綠色投資占工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的比重平均增加0.6721%。

2.融資約束的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

表3中第二列為模型2的估計結(jié)果，政府綠色補貼（GSUB）與融資約束（SA）的系數(shù)為0.0184，該系數(shù)估計值不顯著。第三列為模型3的估計結(jié)果，是檢驗綠色補貼（GSUB）、融資約束（SA）對工業(yè)企業(yè)綠色投資（GI）的影響。其中，政府綠色補貼（GSUB）的系數(shù)為0.6561，且在1%的水平上顯著;融資約束（SA）的系數(shù)為0.8686，在1%的水平上顯著。借鑒溫忠麟（2014）檢驗中介效應(yīng)提出的步驟[33]，此時應(yīng)進行Bootstrap檢驗，Boot95%的置信區(qū)間不包含零，且模型2中GSUB系數(shù)與模型3中SA系數(shù)的乘積與模型3中GSUB系數(shù)同號， 說明融資約束的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H2成立。具體來說，融資約束中介效應(yīng)的大小為模型2中政府綠色補貼（GSUB）系數(shù)與模型3中融資約束（SA）系數(shù)的乘積，亦即政府綠色補貼通過緩解工業(yè)企業(yè)融資約束這一路徑，對綠色投資的中介影響效應(yīng)為0.0160。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題討論

第一，政府綠色補貼的目的是將環(huán)境成本融入企業(yè)管理者的成本與收益權(quán)衡之中，激勵企業(yè)積極開展綠色投資活動，外部問題內(nèi)部化使得內(nèi)生性問題加劇。第二，政府綠色補貼與企業(yè)綠色投資間存在反向因果關(guān)系，進行綠色投資的企業(yè)更容易獲得政府綠色補貼。這二者使得本文的模型和分析存在潛在的內(nèi)生性問題。為檢驗是否存在潛在內(nèi)生性問題，進行DWH檢驗，DWH的p值小于0.01，故可認為政府綠色補貼為內(nèi)生解釋變量（Durbin chi2=24.3385，p=0.0001，Wu-Hausman F=24.4523，p=0.0001）。為防止內(nèi)生性問題造成估計結(jié)果偏誤，借鑒鄧建平（2009）使用企業(yè)注冊地是否為省會城市或經(jīng)濟特區(qū)作為政府綠色補貼的工具變量[34]。若企業(yè)注冊地是省會城市或經(jīng)濟特區(qū)，賦值為1，否則賦值為0。選取的依據(jù)主要從以下兩方面考慮：第一，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，資源會向省會城市和經(jīng)濟特區(qū)集中，如果企業(yè)注冊地為省會城市，則其能夠直接享受省會城市或經(jīng)濟特區(qū)的政府綠色補貼，工具變量滿足了相關(guān)性的要求。第二，企業(yè)注冊地不同并不會對工業(yè)企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生直接影響，工具變量滿足了外生性要求。

表4報告了工具變量和中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。首先，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量的p值均小于0.1，故無法識別的原假設(shè)被拒絕。其次，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量大于Stock-Yogo檢驗 15%的臨界值，故拒絕存在弱工具變量的原假設(shè)。最后，模型2中SA的系數(shù)不顯著， 進行Bootstrap檢驗，Boot95%的置信區(qū)間不包括零， 且模型2中GSUB系數(shù)與模型3中SA系數(shù)的乘積與模型3中GSUB系數(shù)同號，說明融資約束的中介效應(yīng)存在。工具變量估計結(jié)果及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果與前文估計結(jié)果基本相同，沒有改變本文的主要結(jié)論。

2.DID檢驗

2015年1月1日新《環(huán)保法》正式實施，與舊《環(huán)保法》相比，新《環(huán)保法》加大了對污染工業(yè)企業(yè)的環(huán)境處罰力度，同時也加大了對污染工業(yè)企業(yè)的環(huán)保補貼力度，通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2015年政府環(huán)保補貼增長率為26.8%，是研究樣本期內(nèi)環(huán)保補貼率增長最高的一年。因此，本文分析由新《環(huán)保法》實施帶來綠色補貼的增加對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響。故構(gòu)建如下的DID模型（模型4），以識別政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響。

模型4：GIi，t=ρ0+ρ1Posti，t+ρ2Treati，t+ρ3Treati，t×Posti，t

+ρnControlsi，t+？綴i，t? （5）

GI為工業(yè)企業(yè)綠色投資，Post表示新《環(huán)保法》實施的虛擬變量，當Post等于1時，表示當年年份大于或等于2015;當Post等于0時，表示當年年份小于2015。Treat表示是否為污染工業(yè)企業(yè)，若為污染工業(yè)企業(yè)，Treat=1;若為清潔行業(yè)，Treat=0[35]。ρ3Treati，t×Posti，t是DID模型的核心解釋變量，ρ3反映了政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響效應(yīng)，若ρ3為正，假設(shè)H1成立，即政府綠色補貼促進工業(yè)企業(yè)綠色投資。

為研究在DID檢驗中SA是否發(fā)揮中介效應(yīng)，故在模型4的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型5和模型6。

模型5：SAi，t=σ0+σ1Posti，t+σ2Treati，t

+σ3Treati，t×Posti，t+σnControlsi，t+？綴i，t

（6）

模型6：GIi，t=φ0+φ1Posti，t+φ2Treati，t

+φ3Treati，t×Posti，t+φ4SAi，t

+φnControlsi，t+？綴i，t? （7）

回歸結(jié)果見表5。表中第一列顯示核心解釋變量Post×Treat系數(shù)顯著。第二列顯示Post×Treat的系數(shù)不顯著。根據(jù)溫忠麟（2014）對中介效應(yīng)的檢驗步驟[33]，此時應(yīng)該以Post×Treat為被解釋變量進行Bootstrap檢驗，Boot95%的置信區(qū)間不包含零，模型5中Post×Treat系數(shù)與模型6中SA系數(shù)的乘積與模型6中Post×Treat系數(shù)同號，顯示融資約束的中介效應(yīng)依舊存在，假設(shè)H2成立，結(jié)果沒有改變本文的主要結(jié)論。

六、進一步檢驗

（一）基于內(nèi)部自我約束的機制檢驗

本文從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和生命周期兩個方面考察工業(yè)企業(yè)在面臨融資約束時，進行綠色投資的內(nèi)在作用機制。

1.企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角

國有工業(yè)企業(yè)與政府存在某種聯(lián)系的政治關(guān)系，工業(yè)企業(yè)將這一關(guān)系視為一種社會資源[36]。國有企業(yè)依托該社會資源的庇護，環(huán)保處罰力度較輕，進行綠色投資的意愿不強。同時，國有工業(yè)企業(yè)容易獲得政府的資源偏向，借貸途徑較多，面臨的融資約束較低。非國有工業(yè)企業(yè)因缺乏政府的先天支持， 政府綠色補貼對這類工業(yè)企業(yè)的影響更大。當非國有工業(yè)企業(yè)綠色補貼力度較低時，工業(yè)企業(yè)會通過實施綠色投資，構(gòu)建與政府的非正式關(guān)系，以獲得政府認可和關(guān)注，以期在未來得到更多的政府綠色補貼，緩解融資困境?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)：

H3a：在國有企業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

H3b：在非國有企業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)存在。

按照產(chǎn)權(quán)質(zhì)性分組的回歸結(jié)果見表6。通過表6可以看出，在國有企業(yè)樣本中，政府綠色補貼（GSUB）的系數(shù)不顯著，即政府綠色補貼（GSUB）與工業(yè)企業(yè)綠色投資（GI）間不存在顯著的統(tǒng)計學關(guān)系，根據(jù)溫忠麟（2014）中介效應(yīng)檢驗程序[33]，此時融資約束的中介效應(yīng)也不存在，假設(shè)H3a成立。在非國有工業(yè)企業(yè)樣本中，政府綠色補貼顯著促進工業(yè)企業(yè)綠色投資，根據(jù)溫忠麟（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H3b成立。

2.工業(yè)企業(yè)生命周期視角

參考劉詩源（2020）的研究方法[37]，以企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額、投資現(xiàn)金流凈額、籌資現(xiàn)金流凈額的正負組合來反映不同的生命周期。本文將工業(yè)企業(yè)生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段，三個階段的具體現(xiàn)金流特征組合見表7。

成長期的工業(yè)企業(yè)傾向于將資金投入到機械設(shè)備的購置和倉庫、廠房的構(gòu)建中[38]，而非成功率低且回報周期較長的綠色投資中。同時，政府綠色補貼力度較小，不足以緩解成長期工業(yè)企業(yè)融資約束的狀況。 成熟期的工業(yè)企業(yè)擁有穩(wěn)定的盈利來源，內(nèi)源融資能夠自給自足。同時，成熟期的企業(yè)構(gòu)建了良好的市場聲譽，更容易利用“聲譽機制”獲得外部融資。在資本豐余的情況下，工業(yè)企業(yè)會主動進行綠色投資，而不需要政府綠色補貼通過緩解融資約束而發(fā)揮其正面激勵效應(yīng)。 工業(yè)企業(yè)進入衰退期后，盈利及融資能力下降，政府綠色補貼作為外源融資，能夠直接降低其融資約束壁壘，同時進入衰退期的工業(yè)企業(yè)市場競爭勢力下降，工業(yè)企業(yè)需通過綠色投資，獲得綠色競爭優(yōu)勢，提高其市場競爭力?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)：

H4a：當工業(yè)企業(yè)處于成長期時，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

H4b：當工業(yè)企業(yè)處于成熟期時，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

H4c：當工業(yè)企業(yè)處于衰退期時，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)存在。

按照企業(yè)生命周期分組的回歸結(jié)果見表8。當工業(yè)企業(yè)處于成長期、成熟期時，模型1、模型2、模型3中解釋變量與中介變量的系數(shù)均不顯著，融資約束的中介效應(yīng)不存在，假設(shè)H4a、H4b成立。當工業(yè)企業(yè)處于衰退期，政府綠色補貼能夠促進企業(yè)綠色投資，根據(jù)溫忠麟等（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H4c成立。

（二）基于外部環(huán)境約束的機制檢驗

本文從行業(yè)污染異質(zhì)性和行業(yè)技術(shù)異質(zhì)性兩個方面考察工業(yè)企業(yè)在面臨融資約束時，外部環(huán)境約束對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響。

1.行業(yè)污染異質(zhì)性視角

參照Tobey（1990）的研究方法[30]，如果行業(yè)的平均治理成本大于或等于總成本的1.85%，則該行業(yè)為重度污染行業(yè);如果行業(yè)的平均治理成本大于或等于總成本的0.5%，則該行業(yè)為中度污染行業(yè);如果行業(yè)的平均治理成本小于總成本的0.5%，則該行業(yè)為清潔行業(yè)①。具體計算方法上文已闡述，本部分不在贅述。清潔行業(yè)污染程度較低，相對于中度和重度污染行業(yè)，其獲得的政府綠色補貼金額較少，并未緩解清潔行業(yè)所面臨的融資約束狀況。清潔行業(yè)所面臨的環(huán)保處罰較輕，因此，政府綠色補貼可能會用于盈利較高的投資項目， 而非綠色投資。在中度污染行業(yè)，面對嚴苛的環(huán)境處罰，企業(yè)被迫將政府綠色補貼用于綠色投資，降低了企業(yè)綠色投資的成本，降低了融資約束壁壘。由于重度污染行業(yè)基本上為大型工業(yè)行業(yè)，其進行綠色投資，購進環(huán)保設(shè)備、進行工藝升級的成本較大，而政府綠色補貼力度較小，并未緩解工業(yè)企業(yè)的融資約束，也沒有促進工業(yè)企業(yè)綠色投資?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)。

H5a：在清潔行業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

H5b：在中度污染行業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)存在。

H5c：在重度污染行業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

按照行業(yè)污染密集度分組的回歸結(jié)果見表9。當工業(yè)企業(yè)為清潔和重度污染行業(yè)時， 模型1、模型2、模型3中解釋變量與中介變量的系數(shù)均不顯著，融資約束的中介效應(yīng)不存在，假設(shè)H5a、H5c成立。當工業(yè)企業(yè)為中度污染行業(yè)時，政府綠色補貼能夠促進企業(yè)綠色投資，根據(jù)溫忠麟等（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H5b成立。

2.行業(yè)要素密集度異質(zhì)性

本文參照梅詩曄等（2018）現(xiàn)有的劃分方法， 將中技術(shù)與高技術(shù)行業(yè)納入技術(shù)密集型行業(yè)①的范疇[39]。借鑒周申等（2014）關(guān)于低能耗部門和高能耗部門的劃分方法[40]，分別求出每年所有行業(yè)的資本密集度，若單個行業(yè)資本密集度高于該年均值的記為資本密集型行業(yè)，低于該年均值的記為勞動密集型行業(yè)②。 技術(shù)密集型行業(yè)在拉動經(jīng)濟增長中發(fā)揮著動力源泉作用，具有資源消耗少、技術(shù)更新快等特點，容易獲得政府的綠色補貼偏向，由于其具有創(chuàng)新的技術(shù)基礎(chǔ)，愿意將綠色補貼金額用于綠色投資。同時，綠色技術(shù)創(chuàng)新的不確定性使技術(shù)密集型行業(yè)面臨的融資約束壁壘也更高，政府的綠色補貼偏向直接降低了其進行綠色投資的成本及風險， 緩解了技術(shù)密集型工業(yè)企業(yè)融資困難的狀況。 資本密集型行業(yè)的資本有機構(gòu)成水平較高，具有投資量大、 資金周轉(zhuǎn)及投資效果較慢的特點，其所面臨的融資約束程度較大。政府綠色補貼并未緩解勞動密集型及資本密集型工業(yè)企業(yè)的融資約束，也沒有達到促進工業(yè)企業(yè)綠色投資的目的。在綠色發(fā)展的趨勢下，勞動密集型行業(yè)獲得政府綠色補貼的力度較小，并未緩解融資約束困境。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)。

H6a：在技術(shù)密集型行業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)存在。

H6b：在資本密集型行業(yè)中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

H6c：在勞動密集型中，政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用效果不顯著，同時融資約束的中介效應(yīng)不存在。

回歸結(jié)果見表10。 在勞動和資本密集型行業(yè)，模型1、模型2、模型3中解釋變量和中介變量的系數(shù)均不顯著，故融資約束的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H6b、H6c成立。 在技術(shù)密集型行業(yè)，政府綠色補貼能夠促進企業(yè)綠色投資，根據(jù)溫忠麟等（2014）的判定方法[33]，融資約束的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H6a成立。

七、研究結(jié)論與建議

本文基于融資約束的視角， 以2011—2019年我國上市工業(yè)企業(yè)為樣本，探討政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）政府綠色補貼能促進工業(yè)企業(yè)綠色投資。（2） 融資約束在政府綠色補貼與工業(yè)企業(yè)綠色投資的關(guān)系中發(fā)揮著中介效應(yīng)。（3） 內(nèi)部自我約束和外部環(huán)境約束是工業(yè)企業(yè)進行綠色投資的動機。一方面，在內(nèi)部自我約束上，政府綠色補貼通過緩解融資約束，促進工業(yè)企業(yè)進行綠色投資的作用效果在非國有工業(yè)企業(yè)和處于衰退期工業(yè)企業(yè)中更顯著。另一方面，在外部環(huán)境約束上， 政府綠色補貼通過緩解融資約束，促進工業(yè)企業(yè)綠色投資的效果在中度污染行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)中更顯著。

根據(jù)結(jié)論，提出以下政策建議：

一是政府應(yīng)加強對工業(yè)企業(yè)綠色投資的補貼及扶持力度。通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)行政府綠色補貼力度較小，因此政府應(yīng)加強綠色補貼力度，同時探索更加合理的補貼依據(jù)，充分發(fā)揮政府綠色補貼對工業(yè)企業(yè)綠色投資的促進作用。

二是落實綠色補貼時應(yīng)充分考慮行業(yè)及工業(yè)企業(yè)的異質(zhì)性。非國有工業(yè)企業(yè)面臨的融資約束壁壘較高，對綠色補貼較為敏感，因此政府應(yīng)加強對非國有工業(yè)企業(yè)的綠色補貼力度，緩解其融資約束，增強其主動進行綠色投資的意愿。綠色補貼能夠顯著緩解衰退期工業(yè)企業(yè)的融資約束程度，促進工業(yè)企業(yè)綠色投資。因此政府補貼應(yīng)合理偏向處于衰退期工業(yè)企業(yè)。技術(shù)密集型行業(yè)更容易實現(xiàn)環(huán)境保護與工業(yè)企業(yè)綠色競爭力的雙贏，且綠色補貼能通過緩解融資約束促進工業(yè)企業(yè)綠色投資， 因此，政府需要對技術(shù)密集型行業(yè)進行合理的綠色補貼偏向。

三是政府應(yīng)為工業(yè)企業(yè)綠色投資創(chuàng)造更為公平和透明的環(huán)境，便于政府補貼政策對工業(yè)企業(yè)綠色投資信號的接受，亦便于外部投資者對工業(yè)企業(yè)融資信號的接受， 從而打破工業(yè)企業(yè)融資約束壁壘。

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Government Green Subsidies Impact on? Green Investment of Industrial Enterprises from the Perspective of Financing Constraints

Wang Haifeng， Hou Junxia

（School of Economics and Management， Inner Mongolia University of Science and Technology， Baotou 014000， China）

Abstract： Based on the perspective of financing constraints， this paper sorted out the influence mechanism of government green subsidies on green investment of industrial enterprises， and took listed industrial enterprises from 2011 to 2019 as samples to conduct empirical tests. The results show that firstly， government green subsidies can promote green investment of industrial enterprises. Secondly，financing constraints play a mediating role between government green subsidies and green investment of industrial enterprises， that is， government green subsidies promote green investment of industrial enterprises by alleviating financing constraints of industrial enterprises. Thirdly， in terms of internal self-restraint， the policy effect of government green subsidies on promoting green investment of industrial enterprises by easing financing constraints is more significant in non-state-owned enterprises and enterprises in recession.In terms of external environmental constraints， the policy effect is more significant in moderately polluting industries and technology-intensive industries.While strengthening green subsidies， the government should explore more reasonable basis for subsidies and give full play to the role of government green subsidies in promoting green investment of industrial enterprises.

Key words： government green subsidies; industrial enterprises green investment;? financing constraints; mediating effect

（責任編輯：龍會芳;校對：盧艷茹）