綠色信貸政策對企業綠色創新的影響研究
——基于政商關系的調節作用

寧宇新 沈 彬

(1.西安石油大學 經濟管理學院,陜西 西安 710065;2.西安石油大學 陜西(高校)油氣資源經濟管理研究中心,陜西 西安 710065)

0 引 言

目前,全球可持續發展正面臨著前所未有的嚴峻考驗,亟需解決環境污染與資源枯竭等問題。1978年以來,我國城市經濟迅速發展,城市化、工業化導致的環境過度污染問題也隨之而來,而生態環保與經濟增長協同發展是當下實現我國建設現代化強國目標的必由之路。2020年,我國提出的“30·60”目標進一步明確了我國走綠色循環經濟發展道路的決心。為了發展綠色經濟、促進企業綠色創新,國家實施了綠色信貸政策和政商關系等重要政策工具,其中,最具代表性的是2012年頒布的《綠色信貸指引》,該政策引導社會資金向環境保護方向流動,促進經濟轉型增長。因此,良好的政商關系也成為營造良好營商環境必不可少的因素之一。在經濟轉型過程中,政商關系體現為地方政府對微觀企業給予的無償資金轉移和扶持等非資金補貼。發揮政商關系在綠色信貸政策對企業創新促進過程中的推動作用,對于實現綠色發展和提高經濟效益十分重要。同時,創新是推動我國企業進行綠色轉型、促進我國經濟方式轉變的重要途徑之一,是實現經濟發展與環境保護雙贏的有效路徑。本文立足于2012年《綠色信貸指引》政策,運用雙重差分模型考察綠色信貸政策對企業綠色創新的影響效應以及政商關系在綠色信貸政策效應中扮演的角色。

1 文獻綜述

隨著綠色信貸政策的實施以及綠色創新活動的推進,綠色信貸政策與企業綠色創新的關系引起了諸多研究者的興趣。學者們從綠色產業視角[1]144-160、企業不同生命周期[2]1-22、政策效應分化[3]62-75等方面分析綠色信貸指引對企業綠色創新的影響效應,總結出擠出效應和補償效應兩種結論:一部分學者認為綠色信貸政策抑制了重污染企業(“兩高”企業)的綠色創新,理由是通過增加重污染企業的長期債務融資約束,降低了企業在創新方面的資金投入,從而抑制企業進行綠色創新,對重污染企業具有融資懲罰[4]54-60和投資抑制效應。[5]123-137另一部分學者基于波特假說,認為綠色信貸政策的實施會顯著促進企業的綠色創新。[6]109-121而有關政商關系在綠色信貸政策對企業綠色創新影響過程中發揮的作用,綠色信貸自上而下的推行路徑是否通過政府補助配置來影響其政策效應等問題,現有文獻鮮有研究。

本文可能的邊際貢獻有:第一,從企業綠色創新轉型的微觀角度入手,探析綠色信貸政策實施的微觀政策效應和政商關系在其中的調節作用,在豐富政商關系研究視角的同時,拓展了宏觀政策變動與微觀企業行為關系的相關研究。第二,拓展了綠色信貸政策實施的對象,從重污染行業延伸到制造業。豐富了綠色信貸政策對綠色產業的影響研究。第三,探析綠色信貸政策通過提高企業融資約束[7]37-48和影響企業綠色創新邊際成本收益比兩種途徑來影響企業綠色創新,揭示了綠色信貸政策與企業綠色創新的內部暗箱機制,以期為制定合理的綠色信貸政策提供參考。

2 理論分析與研究假設

2.1 綠色信貸政策與企業綠色創新

綠色信貸政策主要通過兩種途徑對企業綠色創新產生影響。[8]50-61一是通過影響企業融資約束作用于企業的綠色創新活動。[9]88-95綠色信貸政策的頒布有助于引導商業銀行的資金流向環保企業和環保項目,在企業借貸時將企業綠色發展效能和節能環保水平等因素考慮在內,[10]45-5提高了企業的融資約束。對于以銀行借貸為主要外源融資的企業來說,銀行金融政策的調整很大程度上改變了企業的融資約束度,增加了企業的財務風險。[11]68-74尤其是對具有較高負債率和固定資產投資效率的重污染企業[12]65-72的限制更為明顯。這使融資受限的企業不得不將資金投入到綠色創新中,并向創新型企業轉變,以滿足銀行的節能環保要求,從而獲得債務融資。[13]35-51二是通過影響企業綠色創新邊際成本和收益率為企業創新轉型提供內生動力。與地方政府出臺的具有強制性的碳減排政策[14]13-22、環境稅等工具不同,綠色信貸政策通過抬高企業的外部融資成本限制其融資渠道,從而將企業的環境成本內生化,讓重污染企業為其破壞環境的生產行為付出代價。[15]90-97也就是說,綠色信貸政策會抬高企業的債務融資成本,限制其外部信貸,迫使企業無法按照傳統的污染方式進行生產經營,加快生產技術方式進行綠色創新轉型[16]36-42+57,從而提升企業整體生產效率,增強競爭力,補償綠色信貸政策的規制影響?；谝陨戏治?提出假設H1。

H1:綠色信貸政策的實施能夠促進企業創新轉型

2.2 政商關系的調節作用

在經濟轉型的過程中,政商關系表現為地方政府對微觀企業給予的無償資金轉移和扶持等非資金補貼,這種途徑能夠直接或間接地改善企業的經營狀況,政府資金補助能夠直接改善企業資金約束情況,對企業的扶持力度和政策傾好能夠向其他金融借貸機構傳遞信號,從而改善企業融資約束情況。[17]14-25特別是,當重污染企業具有較好的政商關系時,意味著能夠獲得政府的政策傾斜和政府補貼,幫助公司補充綠色創新的資金,跨越債務融資的門檻,彌補融資約束這一限制,從而正向調節對創新轉型的影響效應。[18]9-17李靜怡[19]99-110認為政府補助可以在一定程度上放寬企業的融資約束,增加企業的資金流,改善企業由于信貸約束帶來的資金窘迫和資金鏈斷裂影響正常運營的窘境,在此基礎上也能夠顯著增加企業用于綠色創新的資金。由此得出結論:政府補助對企業創新的調節作用主要是通過緩解融資約束變量來實現的。企業在資金自由的情況下才會加大投入進行創新轉型,而良好的政商關系給企業提供了直接資金來源,緩解了企業的融資約束?；谝陨戏治?提出假設H2。

H2:政商關系在綠色信貸政策對企業綠色創新的影響中起促進作用

3 研究設計

3.1 數據來源與變量說明

3.1.1 數據來源

使用Stata16軟件對樣本數據進行處理,數據來源于CSMAR數據庫。根據我國《上市公司環境保護核查行業分類管理名錄》,將制造業中的紡織業、造紙業、有色金屬采礦業等11個行業分類為重污染企業(處理組)和非重污染企業(對照組)。為確保實驗的準確性和可行性,在公司數據篩選中進行如下處理:(1)剔除ST、*ST公司。(2)剔除關鍵數據在實驗年限內存在大量缺失的公司。(3)剔除在經營期間變換最終控制人的公司。最終得到372家上市公司的3 720個觀察值,同時為減少異常變量和極端變量對本研究的結果影響,對連續變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理。

3.1.2 變量說明

(1)被解釋變量。被解釋變量為企業綠色創新(Lnnov)。采用企業RD支出占營業收入比來衡量企業綠色創新,企業研發支出數在財務報表上能夠得到很及時的反饋,這對衡量企業綠色創新具有極佳效果。鑒于此,選擇研發支出占比營業收入比值衡量企業綠色創新。

(2)解釋變量。解釋變量為事件虛擬變量(Time)和組別虛擬變量(Treated)。本文的核心解釋變量是綠色信貸政策實施時間和企業行業的交互項。其中,中國銀保監會發布的《綠色信貸指引》是本次實驗的重要觀測事件,以2012年為時間虛擬變量的時間點。檢驗政策實施前后企業綠色創新的變化水平。由于政策實施具有一定的滯后性,將2013—2018年取值為1(Time=1),2009—2012年取值為0(Time=0)。同時以上文提到的上市公司環保名錄為依據,將重污染企業作為處理組,即Treated=1;其他企業為非重污染企業,Treated=0。

(3)調節變量。調節變量為政商關系(Sub)。政商關系表現為地方政府對微觀企業給予的無償資金轉移和扶持等非資金補貼,鑒于數據的可獲得性,采用政府補助代替政商關系。

(4)控制變量。參考王馨、王營[20]173-188+11等的研究,對如下公司變量進行了控制(Control):企業規模(Size);期初總資產的自然對數、盈利能力(ROA);總資產凈利率、償債能力(Lev);資產負債率、成長性(Grow);營業收入增長率、經營能力(Sale);企業當年營業總收入除以平均資產總額。

3.2 模型設定

為了分析2012年頒布的綠色信貸政策對我國制造業上市公司企業綠色創新的影響,采用DID方法進行實證檢驗,利用2009—2018年企業的面板數據和Stata16進行數據回歸,借鑒謝喬昕、張宇[21]124-134的研究思路,構建模型見(1)式:

Lnnovi;t=β0+β1Treatedi+β2Timet+β3DID+γXi;t+δi+λt+εi;t

(1)

模型(1)用于檢驗假設H1。其中,Lnnov代表企業綠色創新;Treated指的是組別虛擬變量,行業分類以2008年環保部印發的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》為標準,將企業分為兩大類別:重污染企業和非重污染企業,其中非重污染企業為對照組,Treated值為0,重污染企業為處理組,取值為1。Time表示事件虛擬變量,在政策實施之后(year>2012)取值為1,反之為0。DID為雙重差分變量,是Treated與Time的相乘項;X表示企業規模、償債能力、經營能力等一系列控制變量;δi為個體固定效應,λt為時間固定效應。綠色信貸政策雙重差分模型系數含義見表1。

表1 綠色信貸政策雙重差分模型系數含義

進一步,為了檢驗假設H2在模型(1)式的基礎上計入政商關系變量,構建模型見(2)式:

Lnnovi;t=β0+β1Treatedi+β2Timet+β3DID+β4Sub+β5(Treated×Sub)+β6(Time×Sub)+β7(Treated×Time×Sub)+γXi;t+δi+λt+εi;t

(2)

其中,β6反映的是在綠色信貸政策實施背景下,政商關系這一調節變量對企業綠色創新轉型的影響;β7驗證的是政商關系的調節作用在重污染企業和非重污染企業之間的不同效果。

4 實證分析

4.1 描述性統計

描述性統計見表2,包括企業綠色創新(Lnnov)、事件虛擬變量(Time)、組別虛擬變量(Treated)、政商關系(Sub)、企業規模(Size)、償債能力(Lev)、成長性(Grow)、盈利能力(ROA)、經營能力(Sale)。

表2 描述性統計

由表2可以看出,企業綠色創新的均值為5.058,標準差是4.044,最小值為0.01,說明制造業上市公司間創新投入與營業收入之比差異較大,企業綠色創新能力呈現不均衡的表現;組別虛擬變量均值為0.296,表明處理組的企業即重污染企業占全樣本的30%左右;雙重差分項DID的均值是0.177,表明在373家樣本企業中,受到綠色信貸政策影響的企業占18%左右;政商關系用政府補助這一變量替代,其均值為15.776,方差1.518,最大值21.312,反映制造業企業間獲得政府補助數額差異較大,政府政策傾向不同;其余變量方差均小于1,說明變量樣本間差異較小,具有穩健性。其余控制變量描述性統計與現有研究結果基本保持一致。

4.2 主效應回歸檢驗

綠色信貸政策對企業綠色創新的影響效應回歸結果見表3。根據以往學者的研究,綠色信貸政策的實施效應會不同程度地受到時間和個體差異的影響,鑒于此,本研究在實驗過程中對時間和個體進行了固定,來控制實驗過程中的不可觀測因素干擾。綠色信貸政策對企業創新影響的全樣本檢驗結果見表3,表3中(1)、(2)列分別是沒有加入和加入了控制變量的回歸結果,加入控制變量前、后R-squared值由0.034增加到0.072,說明加入控制變量后,模型的擬合優度明顯提高,因此采用表3(2)列為本文最終回歸結果。

表3 綠色信貸政策對企業綠色創新影響的全樣本檢驗結果

企業來說驅動作用較弱。導致這一結果的經濟原因可能在于,綠色信貸政策的頒布實施調整了商業銀行和金融信貸企業的資金投入,資金流向環保型的清潔型項目。金融機構在面對污染型企業和污染型項目時,由于其環境污染治理情況不達標而限制對重污染企業的信貸投放,從而導致重污染企業在綠色信貸實施后融資難度和融資成本大幅增加,使企業陷入高財務風險的風波中自身難保,難以有多余的資金流向風險大、回報期長的創新活動中,從而顯著抑制了企業進行綠色創新的積極性和能力,一定程度上導致綠色信貸對重污染企業的激勵作用弱于非重污染企業。觀察控制變量的估計系數可得,企業規模系數在1%水平上顯著為負,表明制造業規模越大的企業,盈利水平和經營狀況越好,研發投入越少,缺乏創新的動力;償債能力估計系數在5%水平上顯著為負,表明負債占比越大、償債能力弱的企業越無力創新,由于其負債占比大,企業用于綠色創新的活動資金就越少,活動度低,限制企業進行綠色創新;企業經營能力在1%水平上顯著為負,表明經營能力與企業綠色創新負相關。

4.3 調節效應檢驗

政商關系對綠色信貸政策影響企業綠色創新的全樣本回歸結果見表4。在加入政商關系這一調節變量的同時,加入了個體和年份固定效應來避免個體和時間維度不可觀測因素對實驗結果的干擾。政府通過政府補助和政策支持與企業形成經濟互動模式。實驗中政商關系用政府補助占營業收入的占比來替代,政府補助占比越高,政商關系越好。Time×Sub在1%的水平上顯著為正,表明在綠色信貸實施后,政商關系正向調節了其對制造業企業的綠色創新影響效應,政商關系表現越好的企業,綠色信貸對企業的創新效應越高。同時Time×Treated×Sub的估計結果表明,政商關系的調節作用在重污染企業和非重污染企業間存在明顯分化效應,政商關系對重污染企業的綠色信貸政策與企業綠色創新的正向調節作用與非重污染企業相比相對較弱。出現這種結果的原因可能有,在綠色信貸政策受限下的重污染企業,容易得到地方政府更多的補助資源和幫扶,以推動就業投資等政績產出,從而部分削弱在信貸約束下重污染企業進行綠色創新的轉型意愿。企業利用政府補助來平滑信貸限制給企業綠色創新帶來的負面沖擊,因此重污染企業的融資約束和環境規制約束都在一定程度上得到緩解,導致部分企業在良好的政商關系庇護下進行綠色創新的意愿較弱,假設H2得以驗證。

表4 政商關系對綠色信貸政策于企業綠色創新關系調節作用的全樣本檢驗結果

4.4 穩健性檢驗

實驗的估計結果存在因變量度量誤差和內生性等一系列問題,影響了結果可信度,因此,采用以下3種方法對本實驗進行穩健性檢驗:(1)平行趨勢檢驗。按樣本年份設置年度虛擬變量與組別虛擬變量進行交互,觀察平均處理效應的時間趨勢。結果顯示在政策出臺前,組別虛擬變量與事件交互項估計系數均不顯著,這為平行趨勢假設提供了支持性證據。(2)調整樣本期:縮短樣本年限可以排除其他政策的影響,采用2010—2014年政策前后兩年的數據作為實驗樣本,結果顯示在此期間內估計系數均顯著,為本實驗提供了支持性證據。(3)替換核心變量:采用企業的綠色專利申請數量作為企業綠色創新的代理指標,進行雙重差分模型檢驗,回歸結果依然顯著,前文結論仍然成立。以上結果表明,本文實驗模型和結論具有一定穩健性。

5 結論與政策建議

5.1 結論

本文實證檢驗了2012年《綠色信貸指引》政策的頒布實施對制造業企業綠色創新的影響效果以及政商關系的調節作用,研究結論如下:(1)雙重差分全樣本結果表明綠色信貸政策頒布實施對制造業企業的綠色創新具有顯著的促進作用,這種促進作用在重污染企業和非重污染企業之間存在分化效應,綠色信貸政策對重污染企業綠色創新的促進作用弱于非重污染企業。(2)加入政商關系這一調節變量檢測政商關系在綠色信貸政策對企業綠色創新的影響效應中發揮的作用。實證結果表明,政商關系在綠色信貸政策對企業綠色創新具有正向的調節作用。政商關系通過緩解企業融資約束、降低創新成本等途徑強化了這一效應,其對重污染企業的創新影響效應的促進作用弱于非重污染企業。

5.2 政策建議

結合我國綠色信貸發展現狀和實證結果,提出以下政策建議:(1)進一步強化綠色信貸政策對我國企業綠色創新轉型的影響作用。綠色信貸的實施激發了企業進行綠色創新轉型的意愿,為了促進我國綠色經濟發展,應強化綠色信貸政策對企業綠色創新的實施影響,使政策更加精準化發力,用政策規制來引導企業的資金流向環保項目,促進走低碳發展的道路進行綠色轉型。(2)大力促進政府與企業進行合作,緩解綠色信貸政策給重污染企業綠色創新帶來的融資約束,從而更好地釋放政策對企業綠色創新的積極作用。作為發展中國家,企業的良好長遠發展離不開政府有形的手,政府在經濟關系中扮演著不可或缺的作用。政府政策的制定要充分考慮行業的發展狀況以及行業企業的發展需求,加強政企合作,促使經濟快速穩定發展。(3)大力發展綠色信貸,助力“30·60”目標勝利實現?！笆奈濉笔菍崿F“30·60”目標的關鍵期,政府監管部門和金融機構要堅定不移地貫徹新發展理念,提高政治執行力,加快發展綠色信貸,不斷提升綠色低碳發展金融服務質效,為經濟社會綠色低碳轉型提供全面的綠色信貸產品和服務,為“30·60”目標勝利實現注入強大的綠色金融動力。