□文/潘詩瑜

（福州大學經濟與管理學院 福建·福州）

［提要］為有效促進綠色發(fā)展，我國出臺各項政策確保在發(fā)展經濟的同時保護生態(tài)環(huán)境。本文基于中國在2017年實施的第一批綠色金融改革試驗區(qū)這一準自然實驗，采用雙重差分法，利用中國上市A股公司數據研究綠色金融對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。結果顯示：綠色金融有效促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新，并且這一促進作用對企業(yè)具有異質性，對國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)更加明顯。

引言

習近平在黨的十九大報告中說到：要建設的現代化是人與自然和諧共生的現代化，既要創(chuàng)造更多物質財富和精神財富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優(yōu)質生態(tài)產品以滿足人民日益增長的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要。黨的二十大報告又再一次強調要推動綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生。為確保生態(tài)環(huán)境保護落到實處，我國出臺了一系列相應環(huán)境規(guī)制政策，如中央生態(tài)環(huán)保督察、征收環(huán)境保護稅等政策和手段，確保環(huán)境保護貫徹落實。綠色金融是基于此背景下提出的理念，在2015年的《生態(tài)文明體制改革整體方案》中首次明確要建立中國的綠色金融體系，2016年人民銀行等七部委發(fā)布的《關于構建綠色金融體系的指導意見》中明確將綠色金融定義為：“為支持環(huán)境改善、應對氣候變化和資源節(jié)約高效利用的經濟活動，即對環(huán)保、節(jié)能、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領域的項目投融資、項目運營、風險管理等所提供的金融服務?！秉h的十九大報告中提到要建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經濟體系。構建市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系，發(fā)展綠色金融。綠色金融想通過綠色信貸、綠色債券等方式，為綠色項目提供資金幫助，從而達到環(huán)境生態(tài)保護的目的。因此，綠色金融的實施可以為企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動提供技術支持，促進經濟綠色健康發(fā)展。

綠色金融在微觀層面如何影響企業(yè)生產活動？學者們研究了綠色金融對企業(yè)投資的影響，王康仕等（2019）研究發(fā)現綠色金融發(fā)展加劇了污染企業(yè)面臨的融資約束，進而抑制了污染企業(yè)投資；張笑和胡金焱（2022）發(fā)現綠色信貸政策主要通過提高企業(yè)的融資約束水平和融資成本、降低政府補貼三種渠道，抑制重污染企業(yè)投資支出；馬妍妍（2022）研究了綠色信貸對污染企業(yè)出口的影響，發(fā)現其抑制了重污染企業(yè)出口規(guī)模擴張；占華（2021）研究發(fā)現綠色信貸通過不同途徑影響重污染企業(yè)環(huán)境信息披露。

綠色金融是否真的促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新？謝喬昕（2021）研究發(fā)現綠色金融發(fā)展對環(huán)境規(guī)制對于企業(yè)技術創(chuàng)新的促進效應具有顯著的正向調節(jié)作用；李戎和劉璐茜（2021）采用雙重差分法發(fā)現綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對企業(yè)綠色創(chuàng)新有顯著的促進作用；張勁松和魯珊珊（2022）認為綠色信貸政策可以顯著提升綠色信貸限制企業(yè)創(chuàng)新績效。一部分學者著重研究綠色信貸對污染企業(yè)的創(chuàng)新影響，田超和肖黎明（2021）研究發(fā)現綠色信貸通過長期債務融資約束及股權融資上升來抑制重污染企業(yè)技術創(chuàng)新；王玉林和周亞虹（2022）通過構建綠色金融指數研究發(fā)現綠色金融的發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新有顯著的促進作用，但對于綠色創(chuàng)新的影響并不顯著。

本文基于上述文獻，采用雙重差分法研究綠色金融對綠色創(chuàng)新的影響，并提出相應建議。

一、理論基礎

根據公共經濟學關于公共物品的理論，環(huán)境資源的財產權并無明確界限，且具有非排他性，因此企業(yè)生產生活過程中并不會過多地考慮社會成本，即生產帶來的環(huán)境污染進而導致治理環(huán)境的社會成本。這就使得環(huán)境具有負外部性，而“搭便車”等的現象導致公共物品市場失靈的問題也會同樣發(fā)生在環(huán)境資源上，最終導致環(huán)境污染且無人治理、越來越嚴重，此時就需要政府介入，通過宏觀調控或法律法規(guī)等政策手段引導公眾的行為，防止環(huán)境污染的進一步發(fā)展。綠色金融改革就是國家為應對環(huán)境污染的問題實施的一項政策。

企業(yè)綠色創(chuàng)新活動具有周期長、投資大等特點，是一個風險較高的活動，因此企業(yè)在進行研發(fā)投入的時候，會考慮到這些因素，從而謹慎考慮對研發(fā)的資金投入。而綠色金融就是旨在通過這一政策，引導金融資源分配向綠色項目、綠色企業(yè)傾斜，因此企業(yè)將更容易獲得綠色創(chuàng)新發(fā)明所需要的資金進行創(chuàng)新活動，增加綠色創(chuàng)新產出。綠色金融的目的就是投資支持綠色項目，綠色金融將會通過緩解企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動投入資金限制，從而促進企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動。因此，本文提出如下假設：

假設1：綠色金融能夠通過引導金融資源的分配，倒逼企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動，從而提高企業(yè)綠色創(chuàng)新產出

由于企業(yè)之間具有差異，根據產權性質不同，可以將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，由于國有企業(yè)的特殊性質，其取得外部融資的機會和概率更大，所占的市場份額更多，因此綠色金融政策的實施首先對國有企業(yè)的影響會大于非國有企業(yè)，本文基于此提出第二個假設：

假設2：國有企業(yè)受到綠色金融政策的影響會大于非國有企業(yè)，即政策效應在國有企業(yè)上更加明顯

根據“熊彼特假說”，企業(yè)規(guī)模越大，技術創(chuàng)新就越有效率，也就是說，大企業(yè)比小企業(yè)更具創(chuàng)新性，因此企業(yè)規(guī)模不同可能對綠色金融政策的反應有差異。大規(guī)模企業(yè)的融資渠道和融資需求更多，綠色金融政策的實施對其影響可能更大，且大規(guī)模企業(yè)更有可能進行創(chuàng)新活動，因此提出本文的第三個假設：

假設3：大規(guī)模企業(yè)對綠色金融改革試驗區(qū)的設立反應較小規(guī)模企業(yè)更大

二、實證研究

（一）模型構建。2017年，我國第一批金融改革發(fā)展試驗區(qū)的試點省份和城市有5個，分別是浙江省、江西省、廣東省、貴州省和新疆維吾爾自治區(qū)。本文基于這一準自然實驗，將在這5個省（區(qū)）的企業(yè)設為處理組，其余作為控制組，進行雙重差分分析。本文選取中國A股上市公司2011～2019年的相關數據進行研究，企業(yè)數據來源于國泰安數據庫，在收集到相關數據后對數據進行了如下處理：（1）剔除了ST、ST*的企業(yè)；（2）剔除了金融類的企業(yè)；（3）剔除了有缺失數據的企業(yè)；（4）為控制極端數據對結果的影響，對所有連續(xù)數據進行了1%的縮尾處理。

為研究綠色金融改革這一政策的政策效應，本文構建如下雙重差分模型：

其中，treat表示的是處理組，位于2017年第一批金融改革試點所在省份的企業(yè)取值為1，其余取值為0，period表示的是政策實施時間，2017年及以后取值為1，其他年份取值為0，交乘項的系數表示的是政策效應，control表示的是控制變量。

（二）變量選取（表1）

表1 變量選取說明一覽表

1、被解釋變量。本文的被解釋變量企業(yè)綠色創(chuàng)新，采取企業(yè)綠色專利申請量進行表示，原因是專利申請的周期較長，若使用已有的綠色專利數量并不能及時反映企業(yè)的創(chuàng)新成果，因此本文采取的是企業(yè)綠色發(fā)明專利的申請量作為被解釋變量。

2、解釋變量。本文的解釋變量是處理組和政策實施時間的交乘項，用來測度政策效應。

3、控制變量。本文選取如下控制變量：企業(yè)規(guī)模（SIZE）利用企業(yè)總資產的對數表示；融資約束（SA），參照Hadlock和Pierce（2010）的做法采用以下公式進行測算：

將得到的結果取絕對值，絕對值越大，代表企業(yè)所受的融資約束越?。◤堣?，2019）；企業(yè)年齡（AGE），企業(yè)自成立以來到當年的年數；企業(yè)負債率（LEV），采用年末總資產與年末總負債的比值表示；企業(yè)總資產報酬率（ROA），用凈利潤與總資產年末平均額的比值表示；托賓Q值（TobinQ）表示的是企業(yè)股票市值對股票所代表的資產重置成本的比值。本文各變量的描述性統計結果如表2所示。（表2）

（三）計量結果。利用STATA對該模型進行回歸估計，得到的結果如表3所示，其中第一列表示的是模型（1）的回歸結果。結果顯示，交乘項的系數在1%的水平下顯著為正，表明綠色金融政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新有顯著的促進作用，假設1得到驗證。（表3）

表3 基準回歸結果一覽表

（四）穩(wěn)健性檢驗

1、平行趨勢檢驗。平行趨勢檢驗是進行雙重差分的前提，其意思是在政策實施前，控制組與實驗組都有著相同的趨勢，在政策實施后，控制組和實驗組的趨勢有著明顯差異，對該樣本進行平行趨勢檢驗得到的結果如圖1所示，可以看到，在政策實施當年即后一年，控制組和實驗組的趨勢有明顯的差異，因此該模型的結果是穩(wěn)健的。而從圖1中能看到，政策實施后的第三期，即2019年控制組和實驗組的差異不顯著了，可能原因是綠色金融這一政策效果在第三期的作用不明顯了，也可能是由于同時期國家推進了其他環(huán)境保護的政策，使得控制組的省份也受到了影響，企業(yè)綠色創(chuàng)新活動也增強，故2019年的平行趨勢檢驗結果控制組與實驗組之間沒有顯著差異。（圖1）

圖1 平行趨勢檢驗結果統計圖

2、安慰劑檢驗。為防止模型忽略了其他不可觀測但隨時間變化的因素，通過令政策實施時間完全隨機出現，即使得金融改革試驗區(qū)設立時間完全隨機，在重復500次隨機過程后得到的估計結果如圖2所示。通過圖2可以得知，虛假的政策實施時間得到的結果是符合正態(tài)分布的，證明虛假的政策實施時間是沒有政策效應的，加強本文的模型回歸可靠性。（圖2）

圖2 安慰劑檢驗結果統計圖

（五）異質性分析

1、產權異質性。將樣本企業(yè)根據產權性質進行劃分并分別進行回歸，得到的結果如表4中的第二、第三列所示，結果顯示，國有企業(yè)和非國有企業(yè)受到的政策效應都顯著為正，說明綠色金融這一政策對國有企業(yè)和非國有企業(yè)都產生了積極的影響，但是根據二者的系數不同，可以發(fā)現國有企業(yè)受到的政策激勵效果更加明顯，這是由于國有企業(yè)和非國有企業(yè)由于產權性質的不同，國有企業(yè)經營更加穩(wěn)定，銀行也更加傾向于借款給國有企業(yè)，因此國有企業(yè)的外部融資所占的市場份額較大，綠色金融政策對于其的效應也會更加明顯，假設2得到驗證。（表4）

表4 企業(yè)規(guī)模異質性回歸結果一覽表

2、企業(yè)規(guī)模異質性。根據熊彼特假說，企業(yè)創(chuàng)新活動與企業(yè)規(guī)模有關，因此本文根據企業(yè)規(guī)模不同分別進行回歸，得到的結果如表4所示，企業(yè)規(guī)模更大的企業(yè)的政策效應更明顯，這可能是由于大規(guī)模企業(yè)在進行信貸和融資的時候具有較大的優(yōu)勢，因此綠色金融政策對它們的影響更大，假設3得到驗證。

三、結論及啟示

2017年，我國第一批金融改革發(fā)展試驗區(qū)的試點省份和城市有5個，分別是浙江省、江西省、廣東省、貴州省和新疆維吾爾自治區(qū)。本文基于設立試驗區(qū)這一準自然試驗，通過構建雙重差分模型，選取中國A股上市公司2011～2019年的數據進行實證分析，結果表明綠色金融有著顯著的政策效應，政策效應為0.19，綠色金融這一政策顯著地促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新，說明在市場失靈情況下，政府的宏觀政策促使企業(yè)重視綠色發(fā)展，激勵企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動。此外，該模型通過了穩(wěn)健性檢驗，表明估計結果穩(wěn)健可靠。本文通過異質性分析發(fā)現，綠色金融改革試驗區(qū)對國有企業(yè)的政策效應大于非國有企業(yè)，表明綠色金融政策對國有企業(yè)的政策效應更加顯著，國家應該采取進一步措施更好地激發(fā)非國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的意愿，為非國有企業(yè)創(chuàng)新提供條件。綠色金融政策對大規(guī)模企業(yè)的政策效應更大，國家應該采取措施為小規(guī)模企業(yè)提供更多的資金支持，為小規(guī)模企業(yè)綠色創(chuàng)新提供條件和保障，促進小規(guī)模企業(yè)綠色創(chuàng)新，從而推動社會經濟綠色發(fā)展。