遲 錚

一、引言

中國自改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長，環(huán)境污染問題日益嚴(yán)峻，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展面臨著巨大挑戰(zhàn)。黨中央、國務(wù)院高度重視經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和污染防治問題，黨的“十八大”明確提出綠色發(fā)展理念，“十九大”更是直接指出：必須像對(duì)待生命一樣對(duì)待生態(tài)環(huán)境，要不斷推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，貫徹綠色發(fā)展理念，注重經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量（孫久文等，2017）。企業(yè)是環(huán)境資源的主要使用者，也是環(huán)境污染的主要源頭，理應(yīng)在追求經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)承擔(dān)必要的環(huán)境保護(hù)責(zé)任，增加環(huán)保方面的投入，發(fā)揮環(huán)境治理主力軍作用。隨著社會(huì)各界對(duì)環(huán)境質(zhì)量以及企業(yè)履行環(huán)境保護(hù)責(zé)任的日益關(guān)注，企業(yè)環(huán)保投資對(duì)企業(yè)績效的影響也成為學(xué)術(shù)界經(jīng)久不衰的熱點(diǎn)議題。

然而，已有關(guān)于企業(yè)環(huán)保投資對(duì)企業(yè)績效影響的研究，往往僅將其作為外生變量，采用單方程予以檢驗(yàn)。這種單向的關(guān)系研究，忽略兩者互為因果的可能，其實(shí)證結(jié)果或許存在偏誤。資本性環(huán)保支出是企業(yè)環(huán)保投資的重要組成部分，也是企業(yè)自愿履行環(huán)境保護(hù)責(zé)任而實(shí)施的環(huán)境治理行為。那么，企業(yè)增加資本性環(huán)保支出對(duì)提升財(cái)務(wù)績效究竟是有利還是不利呢？企業(yè)財(cái)務(wù)績效對(duì)資本性環(huán)保支出的影響又是怎樣的呢？本文以滬深A(yù) 股重污染行業(yè)上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)為樣本，基于企業(yè)資本性環(huán)保支出與企業(yè)財(cái)務(wù)績效之間可能存在的內(nèi)生性，使用聯(lián)立方程對(duì)上述問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和解釋，并根據(jù)研究結(jié)論提出相關(guān)建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）資本性環(huán)保支出對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響

利益相關(guān)者理論認(rèn)為，企業(yè)是由內(nèi)部利益相關(guān)者和外部利益相關(guān)者的利益所組成的組織，企業(yè)利益相關(guān)者不僅包括股東、債權(quán)人、員工、政府、社會(huì)公眾等利益相關(guān)者（Freeman，1984），而且還包括自然環(huán)境、其他種群、人類后代等受企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)直接或間接影響的外部客體（Wheeler和Sillanp??，1998）。企業(yè)作為各利益相關(guān)者的受托管理者，在充分利用勞動(dòng)力、資金、信息、物質(zhì)資源等社會(huì)資源進(jìn)行經(jīng)營活動(dòng)時(shí)，應(yīng)盡可能實(shí)現(xiàn)相關(guān)者利益最大化，既要追求經(jīng)濟(jì)效益，同時(shí)也要兼顧到不能侵害自然環(huán)境、生態(tài)環(huán)境等外部客體的利益。諸多學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)承擔(dān)環(huán)境保護(hù)責(zé)任，增加環(huán)保方面的投資既可以樹立企業(yè)良好形象（鄭杲娉和徐永新，2011；Sueyoshi 和Wang，2014），降低企業(yè)融資成本（Brammer和Millington，2005；ElGhoul 等，2011），又能促進(jìn)企業(yè)長期財(cái)務(wù)績效的提升（萬壽義和劉正陽，2013；李百興等，2018），進(jìn)而有助于提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量（劉錫良和文書洋，2019）。Nakamura（2011） 以3237 家日本公司為樣本研究預(yù)防性環(huán)保投資對(duì)公司業(yè)績的影響，結(jié)果表明，短期內(nèi)環(huán)保投資不會(huì)顯著影響公司績效，但從長期來看環(huán)保投資能夠顯著提升公司績效。Lee 等（2015）通過調(diào)查日本制造業(yè)2003-2010 年的企業(yè)碳排放量數(shù)據(jù)和環(huán)保投資研發(fā)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)投資于環(huán)保研發(fā)階段的金額越大，越可以減少碳排放量、防治污染，并能提高企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。

然而，部分學(xué)者卻認(rèn)為，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任，增加在環(huán)保方面的支出會(huì)增加自身的經(jīng)營成本，進(jìn)而影響自身稀缺資源的配置，并極易增加管理層的可支配資源，加劇委托——代理問題，從而成為管理層自利的工具（Mackey 等，2007），并降低企業(yè)的財(cái)務(wù)績效（吉利和蘇朦，2016）。Spicer（1978）通過對(duì)美國造紙行業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，如果企業(yè)環(huán)保支出過多，會(huì)導(dǎo)致股票價(jià)格下跌，公司市場價(jià)值下降。Martin 和Moser（2016）發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理者頻繁地披露其較低環(huán)保投資數(shù)額時(shí)，投資者對(duì)該投資的增加會(huì)做出更為積極的反應(yīng)。當(dāng)環(huán)保投資金額非常大時(shí)，投資者卻會(huì)認(rèn)為這種大額投資對(duì)公司績效增長是不利的。Pekovic 等（2018）以超過6000 家法國公司為樣本，應(yīng)用固定效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資與經(jīng)濟(jì)績效呈倒U 型關(guān)系，也就是說，環(huán)保投資存在一個(gè)較低的最優(yōu)水平。當(dāng)環(huán)保投資超過最優(yōu)水平之后，企業(yè)再增加環(huán)保投資會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益增長造成不利的影響。

上述可見，關(guān)于資本性環(huán)保支出是否有助于提升企業(yè)績效問題，已有的研究結(jié)論并不一致?；诖耍疚奶岢鋈缦赂偁幮匝芯考僭O(shè)：

假設(shè)1a：重污染企業(yè)資本性環(huán)保支出水平越高，越有利于提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效。

假設(shè)1b：重污染企業(yè)資本性環(huán)保支出水平越高，越不利于提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效。

（二）企業(yè)財(cái)務(wù)績效對(duì)資本性環(huán)保支出的影響

已有關(guān)于企業(yè)績效對(duì)企業(yè)環(huán)保投資影響的研究成果為數(shù)不多，且結(jié)論亦莫衷一是。有學(xué)者認(rèn)為績優(yōu)企業(yè)更容易獲取外部融資，并具有更多可支配資金，對(duì)自身未來獲取預(yù)期收益的能力也更為樂觀（Montabon 等，2007；Murovec 等，2012；），因而其環(huán)保投入相對(duì)較多。但Hitchens等（2003）基于歐洲中小企業(yè)樣本的研究卻否定了企業(yè)績效與環(huán)保投入的正相關(guān)關(guān)系，并得出了企業(yè)績效與環(huán)保投入不具有顯著相關(guān)性的研究結(jié)論。由此可見，企業(yè)績效對(duì)企業(yè)環(huán)保投資究竟是怎樣的影響，是當(dāng)前企業(yè)環(huán)保投資理論研究中亟待回答的問題。

不可否認(rèn)，績優(yōu)企業(yè)具有“財(cái)大氣粗”的資金優(yōu)勢，其投資業(yè)務(wù)也往往表現(xiàn)出“大手筆”的特點(diǎn)，但這并不意味著績效好的企業(yè)，增加資本性環(huán)保支出的意愿就強(qiáng)。這是因?yàn)?，一方面，績?yōu)企業(yè)的節(jié)能減排和淘汰落后產(chǎn)能的壓力相對(duì)較小，其制度性環(huán)境成本即環(huán)境稅費(fèi)、環(huán)保罰款等負(fù)擔(dān)較輕，即使在國家環(huán)境監(jiān)管趨嚴(yán)的背景下，其現(xiàn)有生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)也無需全面更新。另一方面，在經(jīng)理人績效考評(píng)制度側(cè)重于財(cái)務(wù)業(yè)績的當(dāng)下，面對(duì)環(huán)保投入不但短期內(nèi)難以產(chǎn)生直接的經(jīng)濟(jì)效益（Orsato，2006），而且還會(huì)因環(huán)保設(shè)施和技術(shù)的購入與研發(fā)拖累企業(yè)利潤的增長，進(jìn)而增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)（Arouri 等，2012）等不利因素，為了鞏固已確定的薪資水平和市場聲譽(yù)，大多績優(yōu)企業(yè)經(jīng)理人對(duì)資本性環(huán)保支出可能會(huì)傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的行為方式（宋鐵波等，2017）。

表1 變量及其定義

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的內(nèi)生性檢驗(yàn)

對(duì)于績差企業(yè)尤其是與環(huán)境監(jiān)管敏感性較強(qiáng)的績差企業(yè)而言，隨著國家環(huán)保法律法規(guī)的日趨完善，以及環(huán)保執(zhí)法強(qiáng)度的逐步加大，企業(yè)原有生產(chǎn)設(shè)備或技術(shù)所產(chǎn)生的污染物排放量已超過標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)則會(huì)陷入因增加的環(huán)境稅費(fèi)或罰款所導(dǎo)致的經(jīng)營困境，甚至被政府環(huán)保部門強(qiáng)令停產(chǎn)或關(guān)閉。此時(shí)，增加資本性環(huán)保支出以更換原有生產(chǎn)設(shè)備或技術(shù)，既是企業(yè)獲得合法性認(rèn)同的必由之路，也是企業(yè)走出經(jīng)營困境的“背水一戰(zhàn)”?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：重污染企業(yè)財(cái)務(wù)績效越差，增加資本性環(huán)保支出的意愿越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)計(jì)

1.樣本數(shù)據(jù)來源

本文根據(jù)研究需要，選取2010-2018 年滬深A(yù) 股中重污染行業(yè)上市公司作為研究對(duì)象。重污染行業(yè)的界定依據(jù)是原環(huán)保部2008 年所發(fā)布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理目錄》。本文對(duì)樣本進(jìn)行如下的篩選：（1）剔除金融類樣本公司；（2）剔除上市時(shí)間過短的樣本公司；（3）剔除被特殊處理的，如ST 和＊ST 公司。最終經(jīng)過篩選得到377 家樣本公司，3393個(gè)觀測值。為了消除極端值的影響，本文對(duì)資本性環(huán)保支出變量（ENC）在1%與99%分位數(shù)上進(jìn)行了縮尾處理（Winsorize）。企業(yè)資本性環(huán)保支出（ENC）數(shù)據(jù)主要取自上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)告中的“在建工程”項(xiàng)目。具體來說，通過閱讀財(cái)務(wù)報(bào)表及其附注，對(duì)“在建工程”中與環(huán)保相關(guān)的包括污水處理、脫硫除塵、廢氣處理，以及回收與循環(huán)利用等項(xiàng)目進(jìn)行手工整理，從而得到企業(yè)當(dāng)年的資本性環(huán)保支出數(shù)據(jù)?？毓晒蓶|類型、總資產(chǎn)額、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、高管人員薪酬總數(shù)、獨(dú)立董事人數(shù)等數(shù)據(jù)均取自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫。在本文中，還包括年份與行業(yè)虛擬變量。實(shí)證部分采用EXCEL2010 和STATA13 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

2.變量設(shè)計(jì)

（1）資本性環(huán)保支出。考慮到企業(yè)發(fā)生的資本性環(huán)保支出的絕大部分是通過“在建工程”賬戶予以核算，同時(shí)摒棄絕對(duì)數(shù)指標(biāo)可比性相對(duì)較差的缺陷，本文參考Nakamura（2011）的方法，以企業(yè)當(dāng)年新增環(huán)保工程額與企業(yè)當(dāng)年新增在建工程總額之比來度量企業(yè)資本性環(huán)保支出水平。

（2）企業(yè)績效?？紤]到現(xiàn)階段企業(yè)績效考核仍以財(cái)務(wù)指標(biāo)為主，而總資產(chǎn)收益率（ROA）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）均為衡量企業(yè)績效最為常用的財(cái)務(wù)指標(biāo)，故本文在實(shí)證分析中以總資產(chǎn)收益率（ROA）來度量企業(yè)績效，同時(shí)以凈資產(chǎn)收益率（ROE）予以穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（3）控制變量。為了排除其他因素的干擾，本文參考唐國平等（2013）的做法，選取控股股東類型（STATE）、公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）、股權(quán)集中度（CON）、高管薪酬（BONUS）、獨(dú)立董事比例（INR）以及年度（YEAR）、行業(yè)（INDUSTRY）虛擬變量作為控制變量。

表4 資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的回歸結(jié)果

表5 資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的內(nèi)生性檢驗(yàn)

上述變量及其定義如表1 所示。

（二）模型構(gòu)建

為驗(yàn)證企業(yè)資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效之間的相互影響，本文構(gòu)建聯(lián)立方程模型如下：

在模型中，總資產(chǎn)收益率（ROA）代表企業(yè)績效；ENC 代表企業(yè)資本性環(huán)保支出；CONTROL 代表控制變量，具體包括控股股東類型（STATE）、公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）、股權(quán)集中度（CON）、高管薪酬（BONUS）、獨(dú)立董事比例（INR）和年份（YEAR）、行業(yè)（INDUSTRY）等變量。α0、b0均為模型（1）、（2）的常數(shù)項(xiàng)，α1、α2、b1、b2分別為模型（1）、（2）中變量的系數(shù)，ε、μ 分別為模型（1）、（2）中的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表2 可以看出，總資產(chǎn)收益率（ROA）的最大值為0.477，最小值為-0.7616，均值為0.3984，表明樣本公司中大多數(shù)企業(yè)是盈利的；資本性環(huán)保支出變量（ENC）的最大值為0.99，最小值為0.01，均值為0.0141，標(biāo)準(zhǔn)差為0.021，表明各企業(yè)資本性環(huán)保支出水平差別較大，且大多數(shù)樣本公司的資本性環(huán)保支出水平較低；控股股東類型（STATE）的均值為0.54，標(biāo)準(zhǔn)差為0.499，也就是說，樣本中國有控股性質(zhì)的公司略多；公司規(guī)模（SIZE）的均值為22.4538，標(biāo)準(zhǔn)差為12.1306，說明樣本公司的總資產(chǎn)額相差較大；資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）均值為0.4601，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2204，這表明大多數(shù)樣本公司舉債程度較為合理，長期償債能力較強(qiáng)。股權(quán)集中度（CON）均值為0.3784，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1507，這說明大多數(shù)樣本公司的第一大股東持股比例普遍較高，擁有絕對(duì)的話語權(quán)。高管薪酬（BONUS）的均值為14.1624，標(biāo)準(zhǔn)差為0.7506，這表明各企業(yè)高管人員的薪酬差距不大。獨(dú)立董事比例（INR）均值為0.367，最小值為0.3333，最大值為0.6667，這表明樣本公司均已達(dá)到相關(guān)法規(guī)的要求，即聘用的獨(dú)立董事人數(shù)占到了董事會(huì)人數(shù)的三分之一以上。

（二）Pearson 相關(guān)性檢驗(yàn)

本文所做的Pearson 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)表明，由于各變量的相關(guān)系數(shù)都小于0.4，所以本文之前所設(shè)定的模型（1）和模型（2）不存在多重共線性問題，據(jù)此進(jìn)行回歸分析所得到的結(jié)論是可以信賴的。

（三）Hausman 檢驗(yàn)

在對(duì)以上模型方程組（1）、（2）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)前，需要對(duì)資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效之間可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行檢驗(yàn)。參照Hausman 內(nèi)生性的檢驗(yàn)方法，首先建立模型（3），并以普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸，取得回歸后的殘差，命名為RES；然后建立模型（4），以普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸，通過殘差（RES）系數(shù)的顯著性來判斷資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效是否存在內(nèi)生性。進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)所構(gòu)建的模型如下：

資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的內(nèi)生性檢驗(yàn)如表3 所示。

從表3 中可知，模型（4）中殘差（RES）與總資產(chǎn)收益率（ROA）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效存在內(nèi)生性的關(guān)系，如果運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸，其結(jié)果可能會(huì)產(chǎn)生偏誤。為解決回歸結(jié)果的偏誤問題，得到有效的實(shí)證結(jié)果，本文建立聯(lián)立方程模型，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸。

（四）模型回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證前文所提出的研究假設(shè)，并比較考慮內(nèi)生性問題前后對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文分別對(duì)模型（1）、（2）進(jìn)行普通最小二乘法（OLS）和兩階段最小二乘法（2SLS）回歸。其中，在兩階段最小二乘法（2SLS）回歸中分別加入資本性環(huán)保支出滯后一期變量（ENCt-1）與總資產(chǎn)收益率滯后一期變量（ROAt-1）兩個(gè)工具變量。資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的回歸結(jié)果如表4 所示。

由表4 中兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果可知：

（1）當(dāng)以總資產(chǎn)收益率（ROA）作為被解釋變量，以資本性環(huán)保支出（ENC）作為解釋變量時(shí)，資本性環(huán)保支出（ENC）與總資產(chǎn)收益率（ROA）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.024，這表明，資本性環(huán)保支出水平越高的重污染企業(yè)，其短期財(cái)務(wù)績效往往越差，即假設(shè)1b 得到驗(yàn)證，假設(shè)1a 不成立。當(dāng)以資本性環(huán)保支出（ENC）作為被解釋變量，以總資產(chǎn)收益率（ROA）作為解釋變量時(shí)，總資產(chǎn)收益率（ROA）與資本性環(huán)保支出（ENC）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.413，這表明，重污染企業(yè)財(cái)務(wù)績效越差，其增加資本性環(huán)保支出的意愿越強(qiáng)，即假設(shè)2 得到驗(yàn)證。

（2）在控制變量方面，當(dāng)以總資產(chǎn)收益率（ROA）作為被解釋變量，以資本性環(huán)保支出（ENC）作為解釋變量時(shí)，控股股東類型（STATE）、資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）與總資產(chǎn)收益率（ROA）顯著負(fù)相關(guān)，資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、股權(quán)集中度（CON）、高管薪酬（BONUS）與總資產(chǎn)收益率（ROA）顯著正相關(guān)，而獨(dú)立董事比例（INR）則與總資產(chǎn)收益率（ROA）無顯著關(guān)系；當(dāng)以資本性環(huán)保支出（ENC）作為被解釋變量，以總資產(chǎn)收益率（ROA）作為解釋變量時(shí)，資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）、高管薪酬（BONUS）與資本性環(huán)保支出（ENC）均呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而控股股東類型（STATE）、股權(quán)集中度（CON）、獨(dú)立董事比例（INR）則與資本性環(huán)保支出（ENC）無顯著關(guān)系。

（3）雖然普通最小二乘法（OLS）回歸結(jié)果中，資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.01、-0.226，但從回歸系數(shù)的絕對(duì)值來看，兩階段最小二乘法（2SLS）回歸結(jié)果的系數(shù)絕對(duì)值要大于普通最小二乘法（OLS）的回歸結(jié)果系數(shù)。這表明，在考慮內(nèi)生性問題后，所揭示的重污染企業(yè)資本性環(huán)保支出對(duì)企業(yè)績效的影響力要遠(yuǎn)大于考慮內(nèi)生性之前的研判結(jié)果。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證以上模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為企業(yè)績效的衡量指標(biāo)。表5 是以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為因變量時(shí)，資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的內(nèi)生性檢驗(yàn)。表6 是以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為企業(yè)績效度量指標(biāo)時(shí)，使用普通最小二乘法（OLS）和兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果。

由表5 可知，當(dāng)以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為企業(yè)績效度量指標(biāo)時(shí)，殘差（RES）的回歸系數(shù)為-0.005，在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說明資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效存在內(nèi)生性關(guān)系。

從表6 可以看出，在兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果中，資本性環(huán)保支出（ENC）和企業(yè)績效（ROE）均通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)的絕對(duì)值也大于普通最小二乘法（OLS）回歸系數(shù)的絕對(duì)值。經(jīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文的研究結(jié)論得到驗(yàn)證。

五、研究結(jié)論及建議

本文以2010-2018 年滬深A(yù) 股377 家重污染行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，采用普通最小二乘法（OLS）、兩階段最小二乘法（2SLS）的線性回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的交互影響關(guān)系。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，重污染企業(yè)資本性環(huán)保支出與企業(yè)財(cái)務(wù)績效顯著負(fù)相關(guān)，即重污染企業(yè)增加資本性環(huán)保支出，短期來看不利于提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效；而作為反饋，重污染企業(yè)財(cái)務(wù)績效與資本性環(huán)保支出亦為顯著負(fù)相關(guān)，即重污染企業(yè)財(cái)務(wù)績效越差，增加資本性環(huán)保支出的意愿越強(qiáng)。此外，在考慮內(nèi)生性后所揭示的資本性環(huán)保支出與企業(yè)績效的相互影響力更為可信。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，本文建議：（1）提高資本性環(huán)保支出水平是重污染企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的必要舉措，但其驅(qū)動(dòng)因素并非來自于企業(yè)對(duì)財(cái)務(wù)績效的追求，因此，為了推動(dòng)我國企業(yè)踐行綠色發(fā)展理念，應(yīng)逐步加大環(huán)保法律法規(guī)建設(shè)力度和環(huán)保執(zhí)法強(qiáng)度。（2）鑒于增加資本性環(huán)保支出不利于提升企業(yè)短期財(cái)務(wù)績效這一實(shí)際情況，對(duì)其予以政策扶持就顯得尤為重要，應(yīng)適當(dāng)運(yùn)用補(bǔ)貼、獎(jiǎng)勵(lì)以及稅收優(yōu)惠等政策鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行環(huán)保資本性投入，以便最大限度減輕企業(yè)因資本性環(huán)保支出的增加而形成的短期財(cái)務(wù)績效壓力。（3）考慮到重污染行業(yè)中的績差企業(yè)既是行業(yè)發(fā)展的“短板”，又是行業(yè)中增加資本性環(huán)保支出最為積極的投資主體，對(duì)該類企業(yè)的環(huán)保投資項(xiàng)目，銀行等金融機(jī)構(gòu)應(yīng)切實(shí)貫徹綠色信貸政策，優(yōu)先給予信貸支持，以助力其破解資金實(shí)力不足的困局，加快生產(chǎn)條件上的“脫胎換骨”步伐，早日實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型的目標(biāo)。（4）完善現(xiàn)行企業(yè)績效評(píng)價(jià)制度，將環(huán)境責(zé)任履行情況納入企業(yè)績效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系當(dāng)中，尤其是對(duì)重污染企業(yè)，既要考核財(cái)務(wù)績效，也要考核環(huán)境績效，以調(diào)動(dòng)績優(yōu)企業(yè)增加資本性環(huán)保支出的積極性。