趙海華 王嘉唯
(安徽大學(xué),安徽 合肥 230601)
綠水青山就是金山銀山。十八大以來,我國各級政府部門越來越關(guān)注社會主義生態(tài)文明建設(shè)。為適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展向綠色轉(zhuǎn)型,金融機構(gòu)推出了綠色信貸、綠色證券、綠色保險等多種金融產(chǎn)品,其中綠色信貸是目前發(fā)展最快、規(guī)模最大的業(yè)務(wù)品種。2007年,我國正式啟動了綠色信貸政策,隨后中國銀監(jiān)會于2012年2月24日出臺了《綠色信貸指引》(簡稱《指引》)。《指引》的出臺,對我國金融機構(gòu)開展綠色信貸業(yè)務(wù)提出了詳細(xì)具體的要求,進一步規(guī)范和促進了綠色信貸業(yè)務(wù)的發(fā)展?!吨敢返膶嵤┲荚谕ㄟ^監(jiān)管政策與產(chǎn)業(yè)政策的結(jié)合,引導(dǎo)社會資金流向,促進企業(yè)關(guān)注環(huán)境和社會風(fēng)險,倒逼重污染企業(yè)放棄高污染生產(chǎn)模式,謀求轉(zhuǎn)型升級。但從微觀企業(yè)來看,企業(yè)有其自身的經(jīng)營目標(biāo)——企業(yè)價值最大化,《指引》的實施能否對企業(yè)價值產(chǎn)生實質(zhì)性影響?這是決定綠色信貸政策實施效果的關(guān)鍵因素之一,也是本文探討的主要問題。
《指引》實施后,我國銀行業(yè)金融機構(gòu)受政策引導(dǎo),對重污染企業(yè)貸款發(fā)放額度顯著降低,企業(yè)外部融資約束程度上升,企業(yè)自身經(jīng)營的資本需求得不到滿足,經(jīng)營目標(biāo)難以實現(xiàn)。那么,《指引》的實施是否通過對重污染企業(yè)形成融資約束,進而影響其企業(yè)價值?這一問題也有待檢驗。
早在20世紀(jì),國外學(xué)者就明確提出了企業(yè)價值的概念。Modigliani和Miller(1958)認(rèn)為企業(yè)價值是企業(yè)權(quán)益資本與債務(wù)資本的市場價值之和[1]。從企業(yè)內(nèi)部來看,影響企業(yè)價值的因素主要有:研發(fā)投入、公司內(nèi)部治理、股權(quán)質(zhì)押、社會責(zé)任承擔(dān)等。Vithessonthi和Racela(2016)認(rèn)為,企業(yè)研發(fā)強度與企業(yè)價值正相關(guān)[2]。徐欣、唐清泉(2010)也發(fā)現(xiàn)R&D投入能夠提升企業(yè)價值[3]。曲亮、任國良(2010)發(fā)現(xiàn),高管薪酬激勵超過一定的水平后,對企業(yè)價值提升有促進作用,高管持股比例提升有利于企業(yè)價值的提高[4]。葉蓓(2017)發(fā)現(xiàn)董事會職業(yè)異質(zhì)性對企業(yè)價值的提升有促進作用,董事會社會異質(zhì)性對企業(yè)價值有負(fù)面影響[5]。李正(2006)發(fā)現(xiàn),承擔(dān)社會責(zé)任會降低當(dāng)期企業(yè)價值,對長期價值無影響[6]。Anderson和Puleo(2015)認(rèn)為公司內(nèi)部人員股權(quán)質(zhì)押比例提高,對企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響[7]。企業(yè)外部因素如外部環(huán)境質(zhì)量、信息化密度、稅負(fù)、融資約束等也會對企業(yè)價值產(chǎn)生影響。張功富(2008)發(fā)現(xiàn)企業(yè)外部環(huán)境質(zhì)量的提高對企業(yè)價值產(chǎn)生了積極的影響[8]。徐玉德等(2022)認(rèn)為信息化密度對企業(yè)價值的創(chuàng)造有促進作用,且社會信任在這一影響過程中存在正向調(diào)節(jié)作用[9]。劉行、李小榮(2012)發(fā)現(xiàn),降低地方國有企業(yè)稅負(fù)能夠顯著提高企業(yè)價值[10]。
綠色信貸能否影響企業(yè)價值?Paul Thompson等(2004)明確提出了綠色信貸的概念,認(rèn)為綠色信貸是指銀行在進行貸款發(fā)放時將企業(yè)與環(huán)境相關(guān)的信息納入考察審核的范圍內(nèi)以最終確定貸款的發(fā)放[11]。LAI Xiao-bing等(2021)認(rèn)為,綠色信貸顯著提高了新能源企業(yè)的價值[12]。蘇蕾、翁赫章(2022)發(fā)現(xiàn),綠色信貸投放量的提高有效促進了環(huán)保企業(yè)綠色創(chuàng)新,促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[13]。李均紅(2021)的研究表明綠色金融與重污染企業(yè)市場價值、成長能力及盈利能力均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[14]。朱婧瑜(2020)的研究發(fā)現(xiàn),綠色信貸政策實施有效提升了重污染企業(yè)的社會責(zé)任水平,幫助企業(yè)提升了經(jīng)營績效[15]。
近幾年,有關(guān)綠色信貸與融資約束關(guān)系、融資約束與企業(yè)價值關(guān)系的研究較為豐富。徐佳南等(2019)研究發(fā)現(xiàn),綠色金融通過作用于環(huán)保業(yè)績和經(jīng)營績效有效地緩解了浙江省中小企業(yè)的融資約束[16]。劉葉等(2018)研究認(rèn)為,綠色金融通過提高企業(yè)綠色信貸水平,提升銀行等金融機構(gòu)的貸款意愿,緩解企業(yè)的融資約束[17]。張曉琴(2014)研究認(rèn)為融資約束對企業(yè)價值有著較大的負(fù)面影響[18]。鄭奕(2017)研究認(rèn)為融資約束對企業(yè)價值存在負(fù)面影響,且融資約束程度越高,對企業(yè)價值的負(fù)面影響越大,融資約束程度低,對企業(yè)的負(fù)面影響越小[19]。
從上述文獻看,對環(huán)保企業(yè)與重污染企業(yè)來說,綠色信貸政策對企業(yè)價值的影響存在行業(yè)異質(zhì)性。就重污染企業(yè)而言,綠色信貸政策對企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面還是正面影響,現(xiàn)有研究結(jié)論存在分歧。且通過上述對綠色信貸與融資約束關(guān)系,融資約束與企業(yè)價值關(guān)系的相關(guān)研究文獻可以推斷,綠色信貸政策有可能通過融資約束對企業(yè)價值產(chǎn)生影響。鑒于此,本文以《綠色信貸指引》實施為例,實證檢驗綠色信貸政策對我國上市重污染企業(yè)價值的影響及其影響機制。
本文可能的邊際貢獻在于:(1)以《綠色信貸指引》的實施為準(zhǔn)自然實驗,實證檢驗了綠色信貸政策對我國上市重污染企業(yè)價值的影響,豐富了國內(nèi)有關(guān)綠色信貸政策與企業(yè)價值關(guān)系的研究。(2)實證檢驗了融資約束渠道在綠色信貸政策對重污染企業(yè)價值影響機制中的作用。
就綠色信貸政策與企業(yè)價值關(guān)系而言,一方面,綠色信貸政策的實施促使銀行根據(jù)環(huán)境保護情況加強了授信管理,重污染企業(yè)的信貸資金受限,因此企業(yè)可能會因為缺乏資金錯失良機,從而錯失投資的潛在收益,有損企業(yè)價值。另一方面,綠色信貸政策的相關(guān)政策規(guī)定短期內(nèi)限制了重污染企業(yè)的發(fā)展。但由于認(rèn)知偏差,市場會認(rèn)為這種針對重污染企業(yè)的政策管理是因為政府想要淘汰重污染企業(yè),從而市場會對企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面評價,企業(yè)價值降低。由此提出以下研究假設(shè):
假設(shè)1:綠色信貸政策對重污染企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響。
從融資約束角度來看,綠色信貸政策的實施引導(dǎo)資金從重污染企業(yè)流向環(huán)保企業(yè),因而重污染企業(yè)面臨融資約束的困境,從而對重污染企業(yè)價值產(chǎn)生不利影響。具體表現(xiàn)為以下幾個方面:第一,綠色信貸政策的實施對重污染企業(yè)的信貸資金進行了約束,企業(yè)沒有充足的資金可能會放棄前景較好的投資項目,減少了企業(yè)的收益,進而可能影響企業(yè)價值。第二,綠色信貸實施導(dǎo)致重污染企業(yè)受到融資約束,而融資約束程度高的企業(yè)傾向于持有更多的現(xiàn)金,進而可能導(dǎo)致代理問題,有損企業(yè)價值。第三,十八大以來,公眾的環(huán)保意識逐漸加強,并且隨著綠色信貸政策的實施,重污染企業(yè)也越來越受到人們的關(guān)注,外部投資人可能考慮到重污染企業(yè)的風(fēng)險問題,減少或者放棄對重污染企業(yè)進行投資,從而導(dǎo)致重污染企業(yè)資金受限,形成融資約束,生產(chǎn)力大幅下降,有損企業(yè)價值。由此提出以下研究假設(shè):
假設(shè)2:綠色信貸政策通過強化融資約束,對重污染企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響。
我國地域廣闊,地理位置、環(huán)境資源、交通條件、地方政策等因素都會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生很大影響。我國東部沿海地區(qū)受改革開放政策影響較早,經(jīng)濟社會發(fā)展水平高于中西部。在經(jīng)濟已經(jīng)得到高度發(fā)展的情況下,東部地區(qū)非常注重對環(huán)境的治理,無論綠色信貸政策是否實行,東部地區(qū)對環(huán)境的治理都不會有太大改變。因此東部地區(qū)的企業(yè)因為環(huán)境保護問題而受到綠色信貸政策的制約會比較小。中西部地區(qū)由于經(jīng)濟欠發(fā)達,政府比較重視經(jīng)濟增長而較少重視環(huán)保問題,因此企業(yè)受到綠色信貸政策的影響程度會更大。由此提出以下研究假設(shè):
假設(shè)3:與東部地區(qū)相比,在中西部地區(qū)的重污染企業(yè)價值受到綠色信貸政策的沖擊更大。
我國的《綠色信貸指引》于2012年2月頒布實施,政策實施五年后即2017年之后政策效果已經(jīng)很難在數(shù)據(jù)中體現(xiàn)出來,因此,為了保證數(shù)據(jù)的時效性,以及維持政策實施前后樣本數(shù)量的均衡,本文選取的上市企業(yè)數(shù)據(jù)時間段為2009-2017年。為體現(xiàn)樣本企業(yè)的代表性,本文剔除了PT、ST、*ST、數(shù)據(jù)缺失以及金融行業(yè)的企業(yè)數(shù)據(jù)。為避免極端值的影響,本文對數(shù)據(jù)在1%水平上進行了縮尾處理。根據(jù)《上市公司環(huán)境信息披露指南》對重污染企業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn),本文將上市企業(yè)分為重污染企業(yè)和非重污染企業(yè),并以重污染企業(yè)作為實驗組,非重污染企業(yè)組作為控制組。最終獲得575個上市企業(yè)數(shù)據(jù),其中實驗組共279個,控制組共296個,5,175個樣本。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫,數(shù)據(jù)處理軟件為stata16.0。
1.被解釋變量:企業(yè)價值(TQ)
企業(yè)價值可以用托賓Q、經(jīng)濟增加值(EVA)、市凈率(P/B)等指標(biāo)衡量,其中經(jīng)濟增加值(EVA)的計算相對困難,且該指標(biāo)屬于歷史性指標(biāo),反映的是企業(yè)過去的經(jīng)營狀況,不能反映企業(yè)未來價值。而市凈率(P/B)指標(biāo)雖然數(shù)據(jù)容易獲得,但沒有考慮負(fù)債的杠桿效應(yīng)??紤]到本文研究的核心是綠色信貸政策通過影響企業(yè)融資,進而影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營,進一步影響企業(yè)未來價值。而托賓Q值既考慮到了市場價值,又考慮到了賬面價值,且將權(quán)益與負(fù)債均納入考慮范圍,能更全面、客觀地體現(xiàn)企業(yè)價值,相對于其他指標(biāo),托賓Q值更能反映企業(yè)的未來價值,與本文研究聯(lián)系更加緊密。因此本文采用蘇啟林(2004)[20]、李正(2006)[6]等多數(shù)學(xué)者的做法,用托賓Q衡量企業(yè)價值,重置成本用總資產(chǎn)代替。
2.解釋變量:綠色信貸政策與行業(yè)變量
Policy為綠色信貸政策的虛擬變量。本文以2012年中國銀監(jiān)會頒布的《綠色信貸指引》為界線,政策執(zhí)行以前取值為0,政策執(zhí)行以后取值為1。Treat為行業(yè)虛擬變量,重污染行業(yè)取值為1,其他行業(yè)取值為0。Policy×Treat的系數(shù)表明該政策執(zhí)行后對重污染行業(yè)的企業(yè)價值產(chǎn)生的影響效應(yīng)。
3.中介變量:融資約束(SA)
目前,國內(nèi)外關(guān)于融資約束的研究多采用SA指數(shù)、KZ指數(shù)、WW指數(shù)等指標(biāo)度量,由于KZ、WW指數(shù)的構(gòu)建過程中存在許多內(nèi)生變量,所以相較于其他指數(shù),SA指數(shù)某種程度上可以緩解內(nèi)生性問題。基于此,本文參考鞠曉生等[21]的做法,采用SA指數(shù)絕對值的變化來反映企業(yè)所受到的融資約束程度。
4.控制變量:本文從企業(yè)價值的內(nèi)在影響因素出發(fā),參照仝佳(2021)[22]的做法,選取企業(yè)規(guī)模(Size)、股權(quán)集中度(Top)、成長性(Grown)、營運能力(Ato)以及財務(wù)杠桿(Lev)作為控制變量。上述各變量的定義見表1。
表1 變量定義
為研究綠色信貸政策實施對重污染上市企業(yè)價值的影響效應(yīng),本文構(gòu)建了如下DID雙重差分模型:
在(1)式中,系數(shù)β1用來衡量政策執(zhí)行后對重污染上市企業(yè)價值的影響;Controls表示控制變量集;δi代表個體固定效應(yīng):λt代表時間固定效應(yīng)。
樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表2。托賓Q的平均數(shù)為2.090,中位數(shù)為1.666,表明大多數(shù)企業(yè)的企業(yè)價值沒有達到平均值。托賓Q最小值為0.877,最大值達到8.287,標(biāo)準(zhǔn)差大于1,說明樣本企業(yè)之間的企業(yè)價值差距比較懸殊。Treat均值為0.485,表明重污染企業(yè)樣本數(shù)占總樣本的48.5%,控制組與實驗組樣本量相差不大,較為均衡。其他變量大小與事實情況基本相符。
表2 描述性統(tǒng)計
首先,根據(jù)hausman檢驗結(jié)果,選擇固定效應(yīng)模型。隨后本文對構(gòu)建的雙重差分模型在控制了時間、個體雙向固定效應(yīng)的情況下進行回歸,結(jié)果見表3,Policy×Treat的系數(shù)在1%的水平上為負(fù),其中第(2)列是在上一步的基礎(chǔ)上加入控制變量進行回歸,Policy×Treat的系數(shù)仍然在1%的水平上為負(fù),且負(fù)效應(yīng)略有增加。結(jié)果顯示,綠色信貸政策的實施對重污染企業(yè)價值存在負(fù)向影響。假設(shè)1得到驗證。
表3 雙重差分回歸結(jié)果
借鑒溫忠麟等(2004)[23]的中介效應(yīng)檢驗方法,以融資約束作為中介變量,對綠色信貸政策對重污染企業(yè)價值的影響機制進行研究探討,構(gòu)建如下檢驗方程:
本文采用依次檢驗法對模型進行檢驗,首先對模型進行總效應(yīng)檢驗,結(jié)果見表4第(1)列,交互項對企業(yè)價值的回歸系數(shù)為-0.121,并在1%的水平上顯著為負(fù),說明綠色信貸政策的實施對重污染企業(yè)價值存在負(fù)面影響。隨后,本文進行了間接效應(yīng)分析和直接效應(yīng)分析,結(jié)果見表4第(2)(3)列,交互項與融資約束的回歸系數(shù)為0.048,融資約束對企業(yè)價值的回歸系數(shù)為-0.837,交互項對企業(yè)價值的直接效應(yīng)回歸系數(shù)為-0.081,均在1%的水平上顯著。間接效應(yīng)相關(guān)系數(shù)(由α1與γ1相乘計算得出)與直接效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)γ2同號,且間接效應(yīng)相關(guān)系數(shù)與總效應(yīng)相關(guān)系數(shù)的比值為0.33,說明綠色信貸政策可以通過對重污染企業(yè)形成融資約束對企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響,且間接效應(yīng)占總效應(yīng)的33%,假設(shè)2得到驗證。
表4 中介效應(yīng)檢驗
根據(jù)國家發(fā)改委的分類,最早實施沿海開放政策并且經(jīng)濟發(fā)展程度高的省份屬于東部地區(qū);經(jīng)濟次發(fā)達的省份為中部地區(qū),經(jīng)濟欠發(fā)達的省份為西部地區(qū)。因此將上市樣本企業(yè)分為兩組:東部地區(qū)企業(yè),中西部地區(qū)企業(yè)。結(jié)果如表5所示,Policy×Treat的系數(shù)在東部地區(qū)與中西部地區(qū)企業(yè)中均在1%的水平上顯著為負(fù),但中西部地區(qū)重污染企業(yè)受綠色信貸政策的影響更大,假設(shè)3得到驗證。
表5 異質(zhì)性分析
本文采用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗:
(一)平行趨勢檢驗。平行趨勢假設(shè)成立是雙重差分模型回歸結(jié)果可靠的前提。本文將政策實施的前一期,即2011年作為基準(zhǔn)期,并生成年份虛擬變量與實驗組虛擬變量的交互項進行回歸,并繪制平行趨勢圖進行檢驗。結(jié)果顯示,政策實施前交互項估計值的置信區(qū)間均包含0值,說明政策實施前實驗組和控制組具有一致的變動趨勢,平行趨勢假設(shè)成立,說明雙重差分模型的回歸結(jié)果是可靠的。
(二)安慰劑檢驗。隨機選擇與實驗組樣本量相同的樣本作為虛擬的實驗組,其他樣本作為控制組,隨機抽取500次,再次進行回歸。結(jié)果表明,系數(shù)核密度估計值的均值都接近于0,且偏離真實值-0.248。絕大部分估計值的P值都大于0.1,在10%的水平上不顯著,說明我們的回歸結(jié)果并不是偶然所得,因而不太可能受其它隨機因素或政策的影響,前文基本回歸結(jié)果是可靠的。
(三)替換被解釋變量。對被解釋變量托賓Q進行替換,以企業(yè)總資產(chǎn)減去無形資產(chǎn)凈額與商譽凈額作為分母,構(gòu)建新的被解釋變量托賓Q1作為企業(yè)價值的衡量指標(biāo),對雙重差分模型進行回歸,結(jié)果顯示,交互項對企業(yè)價值的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),與上文結(jié)果基本一致,說明回歸的結(jié)果是可靠的。
(四)bootstrap檢驗法檢驗。本文參考溫忠麟相關(guān)做法,運用bootstrap方法對其作用機制進行檢驗。結(jié)果顯示直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均顯著為負(fù),存在中介效應(yīng),與上文結(jié)果基本相符,說明回歸的結(jié)果是可靠的。
本文以2009-2017年中國575家上市企業(yè)為樣本,使用雙重差分模型實證檢驗了綠色信貸政策對重污染企業(yè)價值的影響及其作用機制。結(jié)果表明:綠色信貸政策實施對重污染企業(yè)價值存在負(fù)面影響;中介機制檢驗發(fā)現(xiàn),綠色信貸政策通過強化重污染企業(yè)的融資約束,進而對企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響;進一步的異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn),中西部地區(qū)的重污染企業(yè)相對于東部地區(qū)受政策影響更大。
根據(jù)本文結(jié)論提出以下幾點建議:
第一,政府出臺綠色信貸政策的同時,需要綜合考慮環(huán)保目標(biāo)、企業(yè)承受能力、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級時間等因素,引導(dǎo)重污染企業(yè)在可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)上進行業(yè)務(wù)活動調(diào)整,實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。如果因政策實施導(dǎo)致企業(yè)價值大起大落,反而不利于重污染企業(yè)的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型,也與政策初衷背道而馳。
第二,綠色信貸政策的實施需要考慮區(qū)域和經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性,適時適度進行微調(diào)。中西部地區(qū)重污染企業(yè)受政策影響更大,融資約束更顯著,在政策實施過程中需要密切關(guān)注企業(yè)經(jīng)營狀況變化。
第三,重污染企業(yè)應(yīng)積極響應(yīng)我國經(jīng)濟社會發(fā)展向綠色轉(zhuǎn)型,增強社會責(zé)任感,對環(huán)境保護承擔(dān)應(yīng)有的責(zé)任,積極主動謀劃業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型,緩解綠色信貸政策帶來的融資約束,實現(xiàn)平穩(wěn)過渡。
第四,重污染企業(yè)應(yīng)注重防控環(huán)境和社會風(fēng)險,把握住綠色經(jīng)濟的大好投資機會,不斷提升自身盈利能力,努力提高企業(yè)價值,實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。