綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值研究

涂 強,李慧哲,李向前

(天津財經大學 金融學院,天津 300222)

一、引 言

在2020年9月第七十五屆聯合國大會一般性辯論上,中國向世界做出了實現“雙碳”目標的承諾。“雙碳”目標強調了經濟和環境的協調發展,指引了中國經濟、能源和產業結構綠色化、低碳化的轉型方向,同時也意味著中國既需要制定強有力的環境規制措施,加大對高耗能行業的限制力度,也需要發展綠色金融來調整資源配置,加強對新能源、污染治理、生態修護等綠色產業的扶持。一方面,針對綠色企業由于經營風險高而帶來的融資約束問題,綠色金融可以利用資金、市場、信用等稟賦優勢,為綠色企業的投融資、運營、風險管理等活動提供金融服務,進而帶動綠色企業健康穩定發展。另一方面,綠色金融可以發揮資金要素再分配的功能,給予綠色企業低成本的外部資金,同時給予重污染企業較高的融資門檻和融資成本,從而促進高污染、高能耗企業綠色轉型。因此,發展綠色金融是推動中國綠色轉型的重要手段,也是中國金融機構未來發展的重要方向[1]。

為進一步發揮綠色金融促進綠色企業發展的關鍵作用,自2017年6月以來,我國先后在浙江、江西、廣東、貴州、新疆、甘肅等地區建設各有側重、各具特色的綠色金融改革創新試驗區,并提出支持金融機構設立綠色金融事業部或綠色支行、鼓勵發展綠色信貸、探索建立環境權益交易市場、建立綠色項目優先的政府服務通道、建立綠色金融風險防范機制等五項主要任務,推動新能源汽車、風力發電、光伏發電等綠色行業的快速發展。從政策實踐來看,中國綠色金融改革創新試驗區的建立有效地促進了試驗區綠色金融的發展。根據中國人民銀行統計,截至2020年末,試驗區內金融機構綠色信貸余額為2368.3億元,占全部貸款余額的15.1%①。

隨著中國綠色金融實踐的逐步深入,學界主要從企業投資效率、技術創新以及經營績效三個方面探討綠色金融對微觀企業行為的影響。在企業投資效率方面,諸多學者認為綠色金融對高污染企業產生了“投資抑制效應”,即綠色金融通過提高重污染企業融資成本,抑制其盲目投資行為,激勵企業將投資重點轉向綠色項目,提高綠色投資效率[2-4]。在技術創新方面,現有研究發現綠色信貸可以調整企業環境污染的機會成本,從而將企業污染排放產生的負外部性內部化,鼓勵企業主動開展綠色技術創新活動[5,6]。在經營績效方面,現有文獻認為綠色金融可以實現資金要素的再分配,促進企業進行資源優化配置,從而在長期內提高企業的盈利能力及生產效率[7,8]。

通過對以往研究的梳理發現,在理論上探討中國綠色金融改革創新試驗區對綠色企業價值提升效果與作用機制的相關研究仍較為缺乏[5,7]。研究這一問題能夠為進一步完善中國的綠色金融政策體系,未來優化和推廣試驗區提供決策參考。鑒于此,本文以我國上市企業為研究對象,采用三重差分模型,系統探討綠色金融改革創新試驗區的建立影響綠色企業價值的作用機理和調節機制,可以為準確認識試驗區建立的實際效果提供有效證據,并為未來完善綠色金融相關配套制度設計提供參考。

二、研究假設的提出

(一)綠色金融與綠色企業價值

有別于命令型和市場型規制政策,綠色金融主要通過鼓勵金融機構發行綠色信貸、綠色債券和綠色保險,建立投融資風險補償制度,合理利用資金配置手段,調整企業在項目選擇上面臨的機會成本,引導其廣泛開展綠色項目,履行環境社會責任[9]。

綠色金融的激勵約束效應主要通過兩個渠道實現綠色企業價值的提升。第一個渠道是綠色金融將對政策限制行業產生“擠出”效應。通過提高重污染、高排放企業的融資門檻與融資成本,綠色金融可以加快推動這類傳統高耗能企業實現綠色轉型,直至退出市場。第二個渠道是綠色金融將對政策支持行業產生“激勵”效應。綠色金融拓寬了政策支持的綠色企業的融資渠道,同時引導社會資本投資綠色領域,緩解了綠色企業因投資回收期長、經營風險大等因素導致的融資難問題[10]。

從政策實踐來看,浙江、江西等綠色金融改革創新試驗區的建設方案中均提出鼓勵符合條件的企業發行以綠色發展為主題的企業債、公司債和非金融企業債務融資工具,降低綠色企業融資成本,促進綠色企業價值提升。因此,提出研究假設H1。

H1綠色金融改革創新試驗區的建立有利于提升綠色企業價值。

(二)綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值的作用機理

根據綠色金融改革創新試驗區總體建設方案,金融機構通過發行多種綠色金融產品,為綠色企業提供規模更大、期限更長以及成本更低的外部資金,并通過提供相應的綠色金融服務,拓寬綠色企業融資渠道,緩解綠色企業融資壓力[11-13]。另外,融資渠道的拓寬將有助于綠色企業擴大綠色低碳項目的投資規模,優化企業盈利模式,最終實現企業價值的提升。因此,提出研究假設H2a。

H2a拓寬融資渠道是綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值的傳導途徑。

試驗區內的金融機構將發揮資金要素再分配的功能,降低綠色企業的融資成本,提高傳統高耗能企業的融資門檻與融資成本,使金融資源從高污染、高耗能的行業配置到節能環保型綠色行業之中,為綠色企業生產技術改造升級提供充足的資金保障,最終促進綠色企業生產效率提升[7]。長期來看,企業生產效率的提升將增強企業的發展潛力和競爭力,從而增加市場份額,最終實現企業價值的提升[8]。因此,提出研究假設H2b。

H2b提高生產效率是綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值的傳導途徑。

(三)綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值的調節機制

環保政策及相關法律法規的配套支持能夠有效提高綠色金融的資源配置效率,加快推進企業淘汰傳統的高耗能、高污染的生產設備,轉而研發、引進更加綠色低碳的生產技術,從而加速實現企業綠色轉型,最終促進企業價值的提升[14]。因此,提出研究假設H3a。

H3a企業面臨的環境監管力度越大,綠色金融改革創新試驗區的建立對綠色企業價值提升的促進作用越顯著。

ESG(environment,social and governance)評價標準考查了企業在環境、社會和公司治理方面的綜合表現[15]。ESG信息披露水平高的企業塑造了積極履行社會責任的企業形象,從而更加吸引綠色投資者的關注,進而改善其在資本市場中的融資環境,最終促進企業價值的提升[16]。因此,提出研究假設H3b。

H3bESG信息披露水平越高,綠色金融改革創新試驗區的建立對綠色企業價值提升的促進作用越顯著。

三、研究設計

中國綠色金融改革創新試驗區的建立可視為一個準自然實驗,三重差分模型構建如下[17]：

Tobinqijt=β0+β1Treatr×Postt×Enterj+

β2Treatr×Enterj+β3Postt×Enterj+

β4Treatr×Postt+?r×time+δj×

time+ρXit+γt+σi+εijt

(1)

其中,i、j、r、t分別代表上市企業、企業類型、地區以及時間,εijt是隨機擾動項。被解釋變量為Tobinqijt,表示公司市場價值與資產重置成本的比值。自1969年經濟學家James Tobin首次提出以來,托賓Q值被廣泛用于評估企業價值變化[18,19]。

模型的解釋變量包括試驗區建設區域虛擬變量、試驗區建設時間虛擬變量、企業類型虛擬變量等。Treatr表示試驗區建設區域虛擬變量,若是試驗區建設區域,則取值為1,否則取值為0;Postt為試驗區建設時間虛擬變量,試驗區建設當年及之后取值為 1,之前取值為0;Enterj表示企業類型虛擬變量,若企業主營業務屬于綠色產業,則取值為1,否則取值為0。與以往研究不同[20],根據各企業業務范圍,將其與國家發展和改革委員會等發布的《綠色產業指導目錄(2019年版)》中規定的綠色業務②進行匹配,篩選以綠色業務為主營業務的企業。具體地,通過收集整理上市公司財務報告中的相關數據,整理所有滬深A股上市公司③的各類業務營業收入,計算各企業歷年綠色業務營業收入占總營業收入比重,將綠色業務占比超過其他業務類型的企業篩選出來,定義為綠色企業,將其他企業定義為非綠色企業。該方法避免了以往研究中由于綠色企業劃分過于粗略而導致的政策效果評估偏誤問題[21],使模型結果更具說服力。

最關注的是三重差分交互項Treatr×Postt×Enterj的系數。在雙重差分的基礎上,通過引入區分上市企業所屬類型的虛擬變量,進一步比較綠色金融改革創新試驗區的建立對試驗區與非試驗區、綠色企業與非綠色企業之間企業價值的差異化影響,將因果效應從不可觀測到和容易混淆的因素中剝離出來,使研究更具針對性。

此外,通過參考其他相關研究[12,18,19,22,23],引入了一系列其他可能影響企業價值的控制變量Xit,包括企業總資產的自然對數(Size)、資產回報率(Roa)、資產負債率(Lev)、凈利潤增長率(Npr)、第一大股東持股占比(Topi)、企業上市年齡的自然對數(Listed)。

數據來源方面,本文以2013—2020年間正常交易(不包括ST、*ST以及PT)的上市企業為研究對象,剔除了金融保險業和相關數據缺失的上市公司。數據包括:企業主營業務數據,通過收集整理上市公司各類業務收入數據,更加準確、合理地識別綠色企業;國泰安數據庫中的公司財務數據。將上述數據匹配后,最終得到了1694家上市公司,共13552個年度觀測值,其中綠色企業的數量為185家。變量的描述性統計分析見表1。

四、實證結果與分析

(一)平行趨勢假設檢驗

平行趨勢假設成立是建立三重差分模型的前提[24],在綠色金融改革創新試驗區建立之前,試驗區與非試驗區內的綠色企業與非綠色企業的企業價值的時變趨勢盡可能是一致的。為此,基于Kong和Qin[25]的設定,構建如下平行趨勢假設檢驗模型:

Enterj+β9Postt×Enterj+β10Treatr×

Postt+?r×time+δj×time+ρXit+

γt+σi+εijt

(2)

假設s為綠色金融改革創新試驗區建立的年份,Dsjrt是每個年份與Treatr、Enterj的三次交互項,表示綠色金融改革創新試驗區建立的虛擬變量,其他變量與前文描述一致。

圖1描繪了平行趨勢假設檢驗結果。其中,縱坐標表示虛擬變量Dsjrt在95%置信區間的系數大小,橫坐標表示綠色金融改革創新試驗區建立前后的年數。如圖1所示,綠色企業與非綠色企業在綠色金融改革創新試驗區建立前符合企業價值時變趨勢一致的零假設,平行趨勢假設成立。因此,可以將綠色金融改革創新試驗區的建立作為一個準自然實驗。

綠色金融改革創新試驗區建立前后的年數

(二)基準回歸結果

表2展示了基準回歸結果。通過在模型中加入不同類型的固定效應,對比不同結果的差異,從而驗證基準回歸結果的可靠性[17]。上述回歸分析均采用了行業和省份層面的聚類標準誤。

表2 基準回歸結果

表2的回歸結果顯示,綠色金融改革創新試驗區的建立提升了試驗區內綠色企業的企業價值。具體地,列(1)～列(3)的結果顯示,三重差分交互項Treatr×Postt×Enterj的回歸系數均在1%的水平上顯著為正,說明試驗區的建立對試驗區內綠色企業的企業價值具有正向推動作用。添加企業固定效應后,列(4)～列(6)的結果顯示,三重差分交互項Treatr×Postt×Enterj的回歸系數均至少在5%的水平上顯著為正。因此,與非試驗區相比,綠色金融改革創新試驗區內綠色企業價值較非綠色企業價值提升0.1494～0.1835,假設H1得到了驗證。

此外,在控制變量中,資產回報率和企業規模對上市公司企業價值有顯著影響。其中,資產回報率每提高1% 企業價值提升0.0200;企業規模每擴張1%,企業價值降低0.0076,系數均在1%的水平上顯著,結果與相關研究結論一致,符合預期。其他控制變量的系數絕對值很小,且不顯著。

(三)穩健性檢驗④

為確保估計結果的穩健性,對基準回歸結果進行了以下檢驗:首先,為更好地控制未觀測到的異質性、聯立性和動態內生性,本文參考Ullah等[26]的做法,采用廣義矩估計方法(GMM)估計模型,解決內生性偏誤問題。其次,考慮到托賓Q值數據的左截尾特點,采用控制企業和時間固定效應的雙重Tobit方法,以進一步提高回歸結果的穩健性。再次,參考梁若冰等[19]的做法,采用市凈率替換托賓Q值作為衡量企業價值的代理變量重新進行回歸。最后,為排除其他環境規制政策對結果的干擾,分別將低碳試點城市、碳排放權交易和綠色電力證書交易等政策代理變量納入DDD模型框架之中重新進行回歸。回歸結果依次通過了上述檢驗,驗證了估計結果的穩健性。

(四)傳導機制分析

根據前文的機制分析,綠色企業融資渠道的拓寬和生產效率的提高可能是綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值的傳導路徑。因此,通過構建中介效應模型,驗證上述兩條傳導路徑的有效性。

為驗證假設H2a和H2b,首先構建如下模型分析綠色金融改革創新試驗區的建立對潛在中介變量的影響:

Mijt=α0+α1Treatr×Postt×Enterj+

α2Treatr×Enterj+α3Postt×Enterj+

α4Treatr×Postt+?r×time+δs×

time+ρXit+γt+σi+εijt

(3)

其次,為進一步分析中介變量對上市公司企業價值的影響,結合模型(3),構建如下模型:

Tobinqijt=μ0+μ1Treatr×Postt×Enterj+

μ2Mijt+μ3Treatr×Enterj+μ4Postt×

Enterj+μ5Treatr×Postt+?r×time+δs×

time+ρXit+γt+σi+εijt

(4)

式(3)和(4)中M表示中介變量。參考現有文獻[27,28]的設定,分別選取WW指數(WW)和全要素生產率(TFP)作為中介變量,表征上市公司融資約束和生產效率兩條傳導路徑。式(3)中三重差分交互項Treatr×Postt×Enterj的回歸系數α1表示綠色金融改革創新試驗區的建立對中介變量的影響程度。式(4)中回歸系數μ2表示中介變量對企業價值的影響。

表3中列(1)和列(3)分別匯報了式(3)的回歸結果。列(1)中,三重差分交互項Treatr×Postt×Enterj的回歸系數在5%的水平顯著為負,說明綠色金融改革創新試驗區的建立將降低綠色企業融資約束。綠色信貸、綠色公司債、綠色企業債等多種綠色金融產品的發行拓寬了綠色企業的融資渠道,并降低了資本成本,使其融資約束顯著下降。列(3)中,三重差分交互項Treatr×Postt×Enterj的回歸系數在10%的水平顯著為正,說明綠色金融改革創新試驗區的建立將提高綠色企業的生產效率。表明試驗區建立后,綠色企業的生產技術改造升級擁有了充足的資金保障,使其全要素生產率顯著提升,帶動上市公司生產效率提高。表3中列(2)和列(4)分別匯報了式(4)的回歸結果。列(2)中,中介變量WW的回歸系數在1%的水平上顯著為負,表明融資渠道的拓寬將有助于綠色企業擴大綠色低碳項目的投資規模,優化企業資產結構,最終實現企業價值的提升。列(4)中,中介變量TFP的回歸系數在10%的水平上顯著為正,表明企業生產效率的提升將增強企業的發展潛力和競爭力,從而增加市場份額,最終實現盈利能力與企業價值的提升。

表3 傳導機制分析

綜上所述,可以得出結論:綠色金融改革創新試驗區通過緩解綠色企業融資約束和促進綠色企業生產效率提高使得企業價值提升。因此,假設H2a和H2b得以驗證。

五、調節機制分析

根據前文調節機制分析,綠色金融改革創新試驗區的建立對于綠色企業價值的提升效果可能受到企業面臨的環境監管力度和企業ESG信息披露水平的影響。接下來,將驗證上述兩類調節機制的有效性。

1.環境監管調節機制。參考綦勇等[29]的做法,選取上市公司環保投資占總資產的比重作為代理變量,構造上市公司環保投資占比與核心解釋變量交乘的四次交互項。

表4列(1)匯報了環境監管調節機制回歸結果。四次交互項Treatr×Postt×Enterj×EIi的系數在10%的水平上顯著為正,表明企業面臨的環境監管的加強能夠有效促進企業淘汰傳統的高耗能、高污染生產設備,轉而研發、引進更加綠色低碳的生產技術,從而加速實現企業綠色轉型,最終促進企業價值的提升。因此,假設H3a得到證實。

表4 調節機制分析

2.ESG信息披露調節機制。ESG信息披露評分全面評價了企業在環境、社會以及公司治理方面的表現,為投資者提供了企業ESG信息披露方面的標準化定量基準,從而更加直觀地展現了企業ESG表現[15]。采用彭博ESG信息披露評分作為代理變量,構造ESG評分與核心解釋變量交乘的四次交互項。

表4列(2)匯報了ESG信息披露調節機制回歸結果。四次交互項Treatr×Postt×Enterj×DIi的系數在10%的水平上顯著為正,表明綠色企業的ESG信息披露水平越高,金融部門提供資金支持的積極性越高,試驗區的建立對其企業價值的提升效果更顯著。因此,假設H3b得到證實。

六、結論與政策啟示

提升綠色企業價值對于中國實現“雙碳”目標、踐行綠色投資與綠色轉型的發展理念具有重要作用。基于2013—2020年中國1694家上市公司的面板數據,采用三重差分(DDD)模型,定量評估了綠色金融改革創新試驗區的建立對綠色企業價值的提升效果,并系統化地討論了政策效果的傳導機制和調節機制。穩健性檢驗結果表明了結論的可靠性和穩健性。

研究結論如下:一是綠色金融改革創新試驗區的建立顯著地推動了試驗區內綠色企業價值的提升。二是綠色金融改革創新試驗區通過拓展融資渠道與提高生產效率兩條路徑促進綠色企業價值提升。三是綠色企業外部面臨的環境監管力度越大,內部ESG信息披露水平越高,試驗區的建立對其企業價值的提升作用越顯著。

綠色金融改革創新試驗區為構建并完善市場導向的綠色技術創新體系和推動綠色企業發展發揮著至關重要的驅動作用。在未來,驅動作用的強化需要多方合力支持。首先,政府應該推進綠色金融改革創新試驗區擴容工作,逐步將綠色信貸、綠色債券、綠色保險等綠色金融產品納入金融機構監管考核,加快綠色金融產品創新和服務效率提升,從制度設計上完善綠色金融對綠色企業發展的正向激勵機制。其次,企業應積極提高ESG信息披露水平,通過減少與金融機構之間的信息不對稱拓寬融資渠道,從而實現綠色轉型的目標。再次,金融機構應創新綠色金融產品與服務,著力解決綠色企業在融資時所面臨的資金配置低效問題。同時,建立符合綠色企業特點的融資管理制度,根據企業ESG信息披露水平動態調整資金支持力度。最后,環保當局應加快提高環保執法的及時性與有效性,加大對高環境風險行業的監管力度,促進企業實現綠色轉型的目標。

注釋：

① 數據來源于2021年中國人民銀行發布的《中國區域金融運行報告(2021)》。

② 根據《綠色產業指導目錄(2019年版)》,將環境保護、資源循環利用、清潔能源以及綠色建筑等業務類型定義為綠色業務。

③ 相對于非上市公司,上市公司規模更大,經營狀況更加穩定,并且具有更為嚴格的財務披露制度,數據可信度高,因此,選擇從中國滬深兩市A股市場中篩選出綠色上市企業。

④ 限于篇幅,穩健性檢驗結果不予顯示,如有需要可向作者索取。