吳樹暢，王新楷，曲 迪

(山東工商學(xué)院 會計學(xué)院，山東 煙臺 264005)

一、 引言

近年來，我國經(jīng)濟(jì)從高速度發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，摒棄了以往犧牲生態(tài)環(huán)境換取經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的做法。但過去高污染、高排放、高耗能的發(fā)展模式給生態(tài)和環(huán)境造成了極大的破壞，據(jù)美國耶魯大學(xué)發(fā)布的《2020全球環(huán)境績效指數(shù)》顯示，我國在參與評估的180個國家及地區(qū)中排名第120位，這在一定程度上反映出我國環(huán)境保護(hù)之路依然任重道遠(yuǎn)。重污染行業(yè)企業(yè)作為環(huán)境問題的主要制造者，同時也是推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要力量，應(yīng)當(dāng)積極承擔(dān)社會責(zé)任，為實現(xiàn)綠色發(fā)展做出努力。緩解重污染企業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境惡化之間日益突出的矛盾是我國實施綠色發(fā)展戰(zhàn)略必須解決的關(guān)鍵問題。

現(xiàn)階段關(guān)于綠色投資影響因素的研究主要側(cè)重于宏觀外部層面的分析，根據(jù)影響主體的不同可以分為政府、市場和公眾媒體三個方面。大多數(shù)學(xué)者都是從政府對企業(yè)進(jìn)行環(huán)境規(guī)制的角度出發(fā)，探究企業(yè)綠色行為的影響因素[1-2]。市場方面，有關(guān)研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策變更和入選股指成份股能夠?qū)ζ髽I(yè)的綠色投資產(chǎn)生影響[3-4]。媒體作為一種外部治理機制，在企業(yè)綠色投資過程中發(fā)揮著重要作用，Jia等研究發(fā)現(xiàn)，媒體的監(jiān)督職能可以促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行環(huán)保投資活動，并約束企業(yè)的環(huán)境污染行為[5]。從內(nèi)部層面探究綠色投資影響因素的研究相對不多且集中在高管特征方面[6]，較少有學(xué)者關(guān)注內(nèi)部控制對綠色投資的影響作用。白世秀和章忠志以企業(yè)對內(nèi)部控制審計報告和自我評價報告的披露情況作為內(nèi)部控制執(zhí)行力度的代理變量，提出內(nèi)部控制執(zhí)行力度與環(huán)保投資之間存在著正相關(guān)關(guān)系[7]。逯東等認(rèn)為，執(zhí)行力度反映的是企業(yè)管理層對于內(nèi)部控制的重視程度，但重視程度高并不意味著能夠產(chǎn)生好的結(jié)果[8]，因此，仍需要從有效性的角度出發(fā)研究內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間的關(guān)系。

融資優(yōu)序理論認(rèn)為企業(yè)外部融資成本要高于內(nèi)部融資成本，這將使得企業(yè)的外部融資行為受到限制，產(chǎn)生了融資約束的情況[9]。在現(xiàn)金流敏感性方面，融資約束會讓企業(yè)投資時首先考慮內(nèi)部現(xiàn)金流，表現(xiàn)出明顯的投資-現(xiàn)金流敏感性[10]，因此，融資約束會對企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響，盧馨等通過研究得出融資約束會顯著抑制高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新投入[11]。同時，內(nèi)部控制的核心目標(biāo)之一就是增強財務(wù)報告的可靠性，提高信息披露質(zhì)量，這能夠降低企業(yè)的外部融資成本[12]，緩解企業(yè)融資約束程度。因此，融資約束是否在內(nèi)部控制質(zhì)量影響企業(yè)綠色投資的過程中發(fā)揮作用，是一個值得深入探究的問題。

從文獻(xiàn)回顧可知，雖然有較多的學(xué)者對綠色投資的影響因素進(jìn)行了研究，但主要是從企業(yè)外因角度的分析，對企業(yè)綠色投資內(nèi)部影響因素的關(guān)注不夠；同時，內(nèi)部控制、融資約束與綠色投資兩兩之間都存在相關(guān)關(guān)系，但將內(nèi)部控制、融資約束與綠色投資聯(lián)系起來，探討融資約束在內(nèi)部控制對綠色投資影響過程中發(fā)揮的作用的文獻(xiàn)相對較少。因此，本文從內(nèi)部控制質(zhì)量的角度研究綠色投資的內(nèi)部影響因素，并引入中介變量融資約束考察內(nèi)部控制有效性影響綠色投資的作用機制，進(jìn)一步探討內(nèi)部控制質(zhì)量是否可以通過緩解融資約束程度提高企業(yè)綠色投資水平，是對現(xiàn)有研究成果的補充和深化。可能的貢獻(xiàn)是：(1)與以往大多基于外部因素研究企業(yè)綠色投資影響因素及機制的文獻(xiàn)不同，以內(nèi)部控制這一內(nèi)部因素為切入點，從有效性的角度研究企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間的關(guān)系；(2)引入融資約束作為中介變量，檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量影響綠色投資的傳導(dǎo)路徑，打開內(nèi)部控制影響綠色投資作用機制的“黑箱”。

二、 理論分析與假設(shè)提出

(一) 內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)綠色投資的影響

首先，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠為企業(yè)社會責(zé)任的履行提供制度保障。綠色投資所帶來的收益和所需要的投入呈現(xiàn)偏態(tài)分布，因此企業(yè)往往缺乏主動進(jìn)行綠色投資的意愿[13]，這也表明綠色投資具有利他性，是企業(yè)履行社會責(zé)任的重要體現(xiàn)。決定企業(yè)能否積極承擔(dān)社會責(zé)任的最重要因素是公司治理[14]，有效的內(nèi)部控制制度作為公司治理結(jié)構(gòu)發(fā)揮作用的基礎(chǔ)，能為企業(yè)履行社會責(zé)任提供保障。因此，高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任的履行，從而促進(jìn)企業(yè)綠色投資。

其次，高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠緩解委托代理沖突，規(guī)避管理者機會主義行為。一方面，《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》指出，內(nèi)部控制是由企業(yè)的所有者、管理者和內(nèi)部相關(guān)人員共同實施的，促使企業(yè)的控制目標(biāo)得以實現(xiàn)的過程。高質(zhì)量的內(nèi)部控制作為一種有效的內(nèi)部運行機制有助于規(guī)范和監(jiān)督管理者的行為[15]，降低管理層為滿足自身利益損害公司利益的機會主義行為發(fā)生的概率，使管理者能夠根據(jù)未來發(fā)展形勢和企業(yè)自身經(jīng)營狀況進(jìn)行分析，做出對企業(yè)更為有利的決策，這使得管理層對綠色投資的關(guān)注度和重視程度得到提高。另一方面，《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》也明確提出了企業(yè)應(yīng)當(dāng)注重營運安全、環(huán)境保護(hù)等要素，這說明內(nèi)部控制的有效執(zhí)行能夠保障企業(yè)環(huán)境保護(hù)責(zé)任的落實[7]。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)1：

H1:內(nèi)部控制質(zhì)量能夠影響企業(yè)綠色投資水平，內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)綠色投資水平越高，反之，綠色投資水平越低。

(二) 融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資的影響中發(fā)揮著中介作用

融資約束產(chǎn)生的根源在于信息不對稱，有效的內(nèi)部控制可以提高信息披露質(zhì)量、降低信息不對稱程度、緩解融資約束，實現(xiàn)資源的合理有效配置。綠色投資作為企業(yè)實現(xiàn)綠色、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展的重要途徑之一，從長遠(yuǎn)來看能夠提升企業(yè)價值[16]，理應(yīng)得到重點關(guān)注和支持，有效的內(nèi)部控制下環(huán)保綠色信息披露質(zhì)量的提高可以引導(dǎo)外部投資者更加關(guān)注環(huán)境保護(hù)、清潔能源、綠色技術(shù)創(chuàng)新等領(lǐng)域的投資機會，為企業(yè)綠色投資提供更多的資金支持。

融資約束能夠影響企業(yè)綠色投資。重污染企業(yè)普遍存在融資約束[17]，當(dāng)遭受較高程度的融資約束時，外部融資成本上升。一方面，企業(yè)面臨資金緊張等問題，將自發(fā)地減少環(huán)保類非經(jīng)濟(jì)項目的投資；另一方面，企業(yè)將更加傾向于通過內(nèi)部現(xiàn)金流進(jìn)行投資[18]，而作為綠色投資主體的重污染企業(yè)自身存在著生產(chǎn)耗用資金多、產(chǎn)品銷售收入的回款時滯較長等情況，內(nèi)部現(xiàn)金流無法為綠色投資提供較為充裕的資金支持。在環(huán)境規(guī)制愈加嚴(yán)格的背景下，重污染企業(yè)綠色投資更加依賴外部資金注入。高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠提高信息披露質(zhì)量、降低外部融資成本、緩解融資約束程度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)綠色投資。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)2：

H2:高質(zhì)量內(nèi)部控制有助于緩解融資約束程度，促進(jìn)企業(yè)提高綠色投資水平，融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資的影響中發(fā)揮著中介作用。

三、 研究設(shè)計

(一) 研究樣本與數(shù)據(jù)來源

1. 樣本選擇

原環(huán)保部2010年公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》提出，要進(jìn)一步提高企業(yè)環(huán)境信息公開的透明度，在2010年之前完成社會責(zé)任信息披露的重污染企業(yè)不超過50家，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2009年12月31日至2020年12月31日期間滬深A(yù)股重污染行業(yè)上市公司為研究樣本。此外，為提高檢驗效果，按照如下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行篩選：(1)剔除樣本觀測期內(nèi)ST、*ST的上市公司；(2)剔除重要變量缺失的樣本。為防止異常值對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，本文對每個連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行縮尾處理，經(jīng)過處理后共得到2341個有效樣本。

2. 數(shù)據(jù)來源

中國A股上市重污染企業(yè)2010—2020年綠色投資數(shù)據(jù)主要通過下載企業(yè)年報、企業(yè)環(huán)境報告、社會責(zé)任報告手工整理獲得。內(nèi)部控制質(zhì)量數(shù)據(jù)從迪博(DIB)內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫中獲得，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安中國股票市場交易數(shù)據(jù)庫。本文使用Excel和Stata16.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和處理。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)綠色投資(GI)

國外學(xué)者大多將綠色投資視為費用，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)擔(dān)[19]，國內(nèi)學(xué)者則傾向于將綠色投資看作一種投資行為[20]。根據(jù)Lundgren和Zhou的研究[21]，綠色投資可以被劃分為預(yù)防型綠色投資和治理型綠色投資兩種類型。其中，預(yù)防性綠色投資主要包括綠色技術(shù)的研發(fā)升級改造投入和綠色清潔設(shè)施設(shè)備等環(huán)境友好型要素的投入等，這些投資能夠影響企業(yè)的生產(chǎn)過程，旨在預(yù)防污染；而治理型綠色投資是以治理企業(yè)已經(jīng)產(chǎn)生的環(huán)境污染為目的，污染物處理費用、環(huán)境保護(hù)費、排污費和綠化費等都屬于這一類型。

本文秉持投資觀，認(rèn)為綠色投資是企業(yè)為了預(yù)防和治理環(huán)境污染、產(chǎn)生環(huán)境效益所進(jìn)行的各種綠色支出。相比于環(huán)保投資，在資本化投資基礎(chǔ)上充分考慮了費用化支出，將環(huán)境保護(hù)費、綠化費等納入綠色投資范圍。借鑒王云等的處理方法[22]，本文根據(jù)上市公司公開披露的企業(yè)社會責(zé)任報告和財務(wù)報告等文件，手工搜集和整理符合綠色投資界定的各種綠色支出，并取自然對數(shù)以衡量企業(yè)綠色投資(GI)。

2. 解釋變量

(1) 內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)

參考逯東等的研究[23]，以經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后的迪博內(nèi)部控制指數(shù)反映內(nèi)部控制質(zhì)量的水平。其數(shù)值越大，表示內(nèi)部控制質(zhì)量越高，內(nèi)部控制有效性越高，數(shù)值越小，代表內(nèi)部控制質(zhì)量越低，內(nèi)部控制有效性越低。

(2) 融資約束(FC)

指數(shù)類指標(biāo)被廣泛應(yīng)用于融資約束程度的衡量，其中主要有KZ指數(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)三種。本文參考苗苗等的做法[24]，采用WW指數(shù)作為融資約束程度的衡量變量。WW指數(shù)的具體計算公式為：

WW=-0.062×DIVit-0.091×CFit+0.021×LSit-0.044×LNTAit-0.0035×SGit+0.102×ISGit

其中，DIVit是公司i第t年是否支付現(xiàn)金股利的虛擬變量，若有則取值為1，否則為0；CFit等于經(jīng)營活動現(xiàn)金流除以總資產(chǎn)；LSit等于長期負(fù)債除以總資產(chǎn)；LNTAit為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；SGit和ISGit分別為行業(yè)與公司的銷售增長率。WW指數(shù)越高，說明企業(yè)融資約束程度越高。在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗中使用SA指數(shù)。

表1 變量定義表

3. 控制變量

參考劉媛媛等的研究[25]，本文選取企業(yè)規(guī)模(Size)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、公司成立年限(Age)、固定資產(chǎn)占比(PE)、經(jīng)營現(xiàn)金流(Cash)、獨董比例(Idr)、管理層持股比例(Mhold)、董事會規(guī)模(Board)、管理層薪酬(Comp)等變量作為控制變量，同時，對年份和行業(yè)進(jìn)行了控制。變量具體定義如表1所示。

(三) 實證模型

為驗證假設(shè)1，本文構(gòu)造模型如下：

GI=α0+α1ICQ+∑Controls+∑Year+∑Industry+ε

(1)

為驗證假設(shè)2中融資約束的部分中介作用，參考溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗三步法[26]，本文在(1)式的基礎(chǔ)上設(shè)置以下兩個模型。

FC=α0+α1ICQ+∑Controls+∑Year+∑Industry+ε

(2)

GI=α0+α1ICQ+α2FC+∑Controls+∑Year+∑Industry+ε

(3)

其中，模型檢驗結(jié)果如果滿足(1)式中的α1顯著，(2)式中的α1顯著，(3)式中的α1,α2均顯著，且(3)式中α1的絕對值小于(1)式中α1的絕對值，則證明融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間存在著部分中介作用，假設(shè)2得以驗證。

四、 實證結(jié)果及分析

(一) 描述性統(tǒng)計

表2是關(guān)于樣本主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，綠色投資水平介于9.41—19.11之間，最小值與最大值相差較大，說明企業(yè)綠色投資水平存在較大差異，平均值為15.12，中位數(shù)為15.14，中位數(shù)僅略高于平均值，這在一定程度上反映出多數(shù)企業(yè)的綠色投資水平偏低。內(nèi)部控制質(zhì)量的最小值為0，最大值為8.91，平均值為6.25，整體來看，重污染企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量相對來說偏低，且存在內(nèi)部控制質(zhì)量為0的企業(yè)，說明完善內(nèi)部控制刻不容緩。融資約束的平均值為-1.006，最大值為-0.22，最小值為-1.22，標(biāo)準(zhǔn)差為0.115，說明重污染企業(yè)之間的融資約束程度相差不大。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二) 相關(guān)性分析

在對樣本各變量之間的分布特征有一個初步了解之后，本文使用Pearson相關(guān)系數(shù)來檢驗變量之間的相關(guān)性，以此保證檢驗結(jié)果的可靠性。表3中的檢驗結(jié)果顯示ICQ與GI在1%水平上顯著正相關(guān)，而FC與GI在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，與預(yù)期相符，初步支持了H1與H2，后續(xù)還要通過回歸作進(jìn)一步分析。本文選取的控制變量基本上都與GI在1%水平上顯著相關(guān)，說明選取的控制變量在一定程度上具有代表性。與此同時，對變量進(jìn)行多重共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)各個變量的方差膨脹因子值(VIF)均小于10，說明該模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 變量相關(guān)性分析

表4 內(nèi)部控制質(zhì)量、融資約束與綠色投資的回歸結(jié)果

(三) 回歸結(jié)果分析

1. 內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資

重污染行業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量、融資約束與綠色投資的回歸結(jié)果如表4所示，列(1)展示了內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)對于綠色投資(GI)的回歸結(jié)果，可以看到ICQ的系數(shù)為0.0543，在1%水平上顯著為正，這表明內(nèi)部控制質(zhì)量的提高增強了企業(yè)綠色投資的力度，支持了假設(shè)1。

2. 融資約束的部分中介作用

表4中的列(1)至列(3)為融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間的中介效應(yīng)檢驗。列(1)中ICQ的系數(shù)為0.0543，在1%水平上顯著為正，證實了內(nèi)部控制質(zhì)量對于綠色投資的促進(jìn)作用。列(2)中ICQ的系數(shù)為-0.0040，在5%的水平上顯著為負(fù)，表明了內(nèi)部控制質(zhì)量對于融資約束的抑制作用。列(3)中FC的系數(shù)為-0.6314，且在10%的水平上顯著為負(fù)，與此同時，列(3)中ICQ的系數(shù)為0.0469，在5%水平上顯著為正，而列(1)中ICQ的系數(shù)為0.0543，0.0469小于0.0543，由此驗證了融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量對于綠色投資的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介作用，支持了假設(shè)2。

五、 內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗

(一) 工具變量法

內(nèi)部控制質(zhì)量的提高能夠促進(jìn)企業(yè)的綠色投資，但同時綠色投資多的企業(yè)可能往往具有內(nèi)部控制質(zhì)量較高的特征，因此，內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間存在一定的因果互生關(guān)系。另外，影響綠色投資的因素較多，目前所涉及的控制變量難以防止遺漏變量情況的出現(xiàn)?；谝陨峡紤]，本文采取工具變量法緩解內(nèi)生性問題，從而識別內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資影響的凈效應(yīng)。

根據(jù)工具變量法的基本原理，工具變量應(yīng)當(dāng)與內(nèi)生變量相關(guān)且與隨機擾動項不相關(guān)，即滿足相關(guān)性和外生性兩個條件[27]。借鑒陳紅等的研究[28]，本文以企業(yè)當(dāng)年是否被出具標(biāo)準(zhǔn)審計意見(Audit)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的工具變量，如果被出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見則賦值為1，否則為0。理論上來說，是否被出具標(biāo)準(zhǔn)審計意見滿足有效工具變量的兩個條件：(1)審計意見的形成往往是建立在被審計單位內(nèi)部控制基礎(chǔ)之上的，所以出具標(biāo)準(zhǔn)審計意見與內(nèi)部控制質(zhì)量之間必然存在著聯(lián)系，相關(guān)性的條件滿足；(2)審計意見是對企業(yè)財務(wù)報表的真實性所進(jìn)行的具有保證性質(zhì)的表達(dá)，對于企業(yè)的影響體現(xiàn)在其對財務(wù)報表信息質(zhì)量的肯定與否之上，而信息披露質(zhì)量是內(nèi)部控制建設(shè)的一個重要方面，也就是說企業(yè)是否被出具標(biāo)準(zhǔn)審計意見除了“是否被出具標(biāo)準(zhǔn)審計意見—企業(yè)內(nèi)部控制—企業(yè)綠色投資”這一條路徑外，再無其他路徑能夠影響企業(yè)的綠色投資水平，滿足了外生性條件。

表5 工具變量估計結(jié)果

表5列(1)為第一階段的回歸結(jié)果。工具變量Audit的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且F統(tǒng)計量大于臨界值10，這說明工具變量滿足相關(guān)性條件，不存在弱工具變量問題。列(2)報告了第二階段的回歸結(jié)果，ICQ的系數(shù)在10%水平上顯著為正，這說明在進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題后，高質(zhì)量內(nèi)部控制仍然可以顯著提高企業(yè)的綠色投資水平，本文結(jié)論不變。

(二) 《環(huán)境保護(hù)法》修訂的影響

環(huán)境政策的修訂實施能夠?qū)ζ髽I(yè)層面的環(huán)保行為產(chǎn)生影響[29]。對于微觀主體而言，環(huán)保政策的修訂實施是企業(yè)無法改變的外生性事件，這會導(dǎo)致在研究內(nèi)控質(zhì)量對綠色投資影響的過程中產(chǎn)生內(nèi)生性問題。2015年正式實施的新《環(huán)境保護(hù)法》對企業(yè)污染環(huán)境的行為采取了更為嚴(yán)格的監(jiān)管，提高了污染企業(yè)的違法成本，影響了企業(yè)的綠色投資，僅保留2015年之前的樣本有助于排除政策的干擾?；貧w結(jié)果顯示，排除政策因素之后，內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資的促進(jìn)作用仍然顯著。融資約束系數(shù)不顯著，進(jìn)一步做Sobel檢驗，Sobel Z值為2.04，在5%水平上顯著，表明融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量影響綠色投資的過程中發(fā)揮了部分中介作用(考慮篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌?。

(三) 基于PSM的檢驗

為了避免自選擇的問題，本文采用傾向得分匹配法對樣本進(jìn)行處理。將ICQ大于樣本中位數(shù)的企業(yè)界定為高內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)，反之則為低內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)，以是否為高內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)為處理變量，將上文中所用的控制變量作為匹配變量，使用最近鄰匹配的方法，在兩組之間進(jìn)行1∶1有放回的匹配，最后使用匹配后的樣本進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果顯示內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資有著顯著的促進(jìn)作用，且融資約束的部分中介作用顯著。

(四) 更改變量融資約束的衡量方式

采用SA指數(shù)絕對值的對數(shù)代替WW指數(shù)作為融資約束程度的衡量變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。SA指數(shù)在構(gòu)造時采用了企業(yè)規(guī)模和公司年齡作為變量指標(biāo)，具體計算公式為:

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age

(4)

其中：Size為企業(yè)資產(chǎn)的自然對數(shù)，Age為企業(yè)的成立年限。SA指數(shù)絕對值對數(shù)的數(shù)值越大，企業(yè)融資約束程度越高。

表6 更換融資約束變量及滯后一期內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸結(jié)果

表6列(2)和列(3)報告了使用SA指數(shù)后模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果。列(2)中ICQ的系數(shù)為-0.0006，在10%水平上顯著為負(fù)，列(3)中ICQ的系數(shù)為0.0517，SA的系數(shù)為-3.6945，均在5%水平上顯著，表明實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

(五) 滯后自變量法

由于內(nèi)部控制質(zhì)量的變動對綠色投資的影響具有時滯性，當(dāng)年內(nèi)部控制質(zhì)量的增減效應(yīng)可能會推遲到下一年發(fā)揮作用，因此參考吉利和蘇朦的研究[30]，將迪博內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)進(jìn)行滯后一期處理檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量對于企業(yè)綠色投資的影響是否顯著，回歸結(jié)果如表6列(4)至列(6)所示?；貧w結(jié)果顯示，內(nèi)部控制質(zhì)量對于綠色投資具有顯著的促進(jìn)作用，融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間的部分中介作用仍然成立。

六、 進(jìn)一步研究

(一) 根據(jù)企業(yè)所有制類型劃分樣本的分析

根據(jù)現(xiàn)有研究，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的信息披露質(zhì)量、社會責(zé)任履行水平均有較大差異[31-32]，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)的投資行為產(chǎn)生的影響不同[33]，這就導(dǎo)致了內(nèi)部控制質(zhì)量對于融資約束以及綠色投資的影響可能會因為企業(yè)實際控制人的不同而存在顯著差異。

表7 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)回歸結(jié)果

本文基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將重污染企業(yè)樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組，回歸結(jié)果如表7所示。國有企業(yè)與非國有企業(yè)對于模型(1)的回歸結(jié)果如表7中列(1)所示，在國有企業(yè)中，ICQ的系數(shù)為0.0579，在1%水平上顯著為正，國有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對于綠色投資具有顯著的促進(jìn)作用，而在非國有企業(yè)中，ICQ的系數(shù)為0.0400，并不顯著。一方面，《內(nèi)部控制基本規(guī)范》頒布后政府先選擇國有企業(yè)作為試點，所以國有企業(yè)內(nèi)部控制制度建設(shè)優(yōu)于非國有企業(yè)，對綠色投資更為重視。另一方面，國有企業(yè)受到國資委等部門的直接監(jiān)督，具備更強的社會責(zé)任感。因此，國有企業(yè)能夠通過提升內(nèi)部控制質(zhì)量促進(jìn)綠色投資。而表7列(2)國有企業(yè)ICQ的系數(shù)為-0.0029，并不顯著，我們根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序，進(jìn)行Sobel檢驗，檢驗結(jié)果顯示，Sobel Z值為1.68，在10%水平上顯著，表明融資約束在國有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資的影響過程中發(fā)揮著部分中介作用。根據(jù)張杰等的研究[34]，國有企業(yè)在地方政府的支持下能夠獲得數(shù)量較多、期限較長的銀行貸款，這為國有企業(yè)利用這些長期貸款覆蓋綠色投資提供了操作的空間。因此在外部資金獲取困難的情況下，國有企業(yè)更有可能被迫削減綠色投資。完善的內(nèi)部控制體系降低了信息不對稱程度，緩解了代理問題，進(jìn)一步降低了外部融資成本，使得對外部融資依賴性更強的國有企業(yè)能夠持續(xù)增加綠色投資。

(二) 根據(jù)企業(yè)規(guī)模劃分樣本的分析

表8 不同規(guī)模企業(yè)回歸結(jié)果

從融資約束的角度來看，市場中存在著信息不對稱和委托代理問題，相對來說，外部投資者更難對小規(guī)模企業(yè)投資項目的質(zhì)量進(jìn)行判斷，且小規(guī)模企業(yè)的項目監(jiān)管成本更高，這導(dǎo)致了小規(guī)模企業(yè)綠色投資項目獲得的長期外部資金較少。為驗證不同規(guī)模下企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量、融資約束及綠色投資之間的關(guān)系，以公司規(guī)模(size)的中位數(shù)作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將總樣本劃分為大規(guī)模和小規(guī)模兩部分，表8報告了不同規(guī)模企業(yè)的回歸結(jié)果。

表8列(1)顯示，大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量的系數(shù)分別為0.0639和0.0387，均顯著，且通過了組間差異檢驗，這表明相較于小規(guī)模企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量對大規(guī)模企業(yè)的綠色投資發(fā)揮了更大的促進(jìn)作用，大規(guī)模企業(yè)擁有足夠的資源和能力建設(shè)內(nèi)部控制制度，為綠色投資提供了制度保障。而小規(guī)模企業(yè)資源有限，對內(nèi)部控制制度建設(shè)心有余而力不足，對于增加綠色投資的影響相對較小。通過分析表8列(2)和列(3)可知，融資約束在小規(guī)模企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量和綠色投資之間發(fā)揮著顯著的部分中介作用，小規(guī)模企業(yè)自身盈利水平較低，無法為綠色投資提供長期支持，當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量提升時，信息不對稱程度下降，外部投資者能夠為小規(guī)模企業(yè)綠色投資項目注入更多的資金。而表8列(2)中由于大規(guī)模企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)的系數(shù)為-0.0024，并不顯著，根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序，進(jìn)行Sobel檢驗，檢驗結(jié)果顯示，Sobel Z值為0.92，不顯著。由此可見，對于大企業(yè)來說，自身盈利能力與經(jīng)營水平較強，具有長期穩(wěn)定的現(xiàn)金流，能夠為綠色投資提供持續(xù)的內(nèi)部支持，而且規(guī)模優(yōu)勢以及擁有更多的抵押物，也讓其能夠更為容易地獲取外部長期資金進(jìn)行綠色投資，因此，內(nèi)部控制質(zhì)量通過融資約束對大規(guī)模企業(yè)綠色投資的影響較小。

七、 結(jié)論性評述

本文以2010—2020年重污染上市公司為樣本數(shù)據(jù)，實證研究內(nèi)部控制質(zhì)量對綠色投資的影響及其作用機制，研究發(fā)現(xiàn)：(1)內(nèi)部控制質(zhì)量對于企業(yè)的綠色投資具有顯著的正向促進(jìn)作用，高質(zhì)量內(nèi)部控制有助于緩解委托代理問題，規(guī)避管理者機會主義行為，促使企業(yè)積極履行社會責(zé)任，提高綠色投資水平。(2)融資約束在內(nèi)部控制質(zhì)量與綠色投資之間起到了部分中介作用，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制降低了企業(yè)的信息不對稱程度，降低了外部融資成本，融資約束程度得到緩解，為企業(yè)綠色投資帶來外部資金支持，促進(jìn)了綠色投資水平。

本文基于上述研究結(jié)論提出以下政策建議：(1)加強內(nèi)部控制體系建設(shè)，切實提高公司治理水平。從政府層面來說，應(yīng)出臺相應(yīng)的政策法規(guī)，為企業(yè)內(nèi)部控制制度建設(shè)提供指導(dǎo)建議，與此同時，財政部門要對企業(yè)實施有效的財會監(jiān)督，確保內(nèi)部控制的政策法規(guī)能夠真正落實到實處，讓內(nèi)部控制制度能夠為企業(yè)帶來好處。從企業(yè)自身來說，要保證內(nèi)部控制制度體系建設(shè)既符合政策要求，又能夠結(jié)合企業(yè)的實際情況，真正服務(wù)于企業(yè)的發(fā)展。在執(zhí)行過程中應(yīng)當(dāng)明確職責(zé)，嚴(yán)格授權(quán)審批，要提高企業(yè)的內(nèi)部監(jiān)督能力，確保內(nèi)部審計部門的獨立性，有效發(fā)揮審計監(jiān)督作用。(2)大力發(fā)展綠色金融，破除企業(yè)綠色投資融資約束障礙。目前，重污染行業(yè)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型需要大量資本投入，金融機構(gòu)應(yīng)當(dāng)提高信貸信息識別能力，減少信貸歧視，充分利用綠色信貸、綠色證券、綠色保險等金融工具，為企業(yè)綠色投資提供融資支持。政府應(yīng)當(dāng)適當(dāng)增加對小規(guī)模企業(yè)的支持力度，采取綠色貸款、綠色I(xiàn)PO等專項政策鼓勵，引導(dǎo)資本流向環(huán)保節(jié)能產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮市場在綠色金融資源配置中的決定性作用。

受限于樣本數(shù)據(jù)，本文研究對象局限于重污染行業(yè)企業(yè)，事實上，非重污染企業(yè)的綠色投資行為也可能受到內(nèi)部控制有效性的影響，未來的研究若能夠在樣本數(shù)據(jù)上有所突破，則可以更為全面地考察內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)綠色投資的影響作用及路徑。此外，本文是以總的投資額來衡量企業(yè)的綠色投資水平，但是綠色投資可以按照具體目的分為多種不同類型，未來研究可考慮將其細(xì)分，更為具體地檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量究竟作用于哪種投資類型，從而助力企業(yè)更有針對性地提升綠色投資水平。