綠色信貸政策、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與企業(yè)投資效率

梁畢明（教授），徐曉東

一、引言

隨著“碳達峰”與“碳中和”雙碳目標的持續(xù)推進，以綠色金融為主要推力，加大對環(huán)境友好型企業(yè)的金融支持，通過綠色金融推力構(gòu)建可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟體系，加強對綠色企業(yè)的投資支持，在改善生態(tài)環(huán)境的同時促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展儼然已經(jīng)成為社會共識。綠色信貸作為綠色金融的重要組成部分，在提升資源配置效率方面具有關(guān)鍵作用，2012年我國原銀監(jiān)會發(fā)布《綠色信貸指引》（簡稱《指引》），標志著我國綠色信貸體系有了更進一步的規(guī)范?！吨敢访鞔_指出，要充分發(fā)揮金融資源市場配置功能，嚴格控制對重污染行業(yè)的信貸投放，通過引導企業(yè)資金流向的方式，促進企業(yè)節(jié)能減排、改善環(huán)境質(zhì)量和防范信貸風險。綠色信貸政策作為資源配置的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，在引導企業(yè)投資資金流向中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。

因此，探討關(guān)于綠色信貸政策的實施是否會對企業(yè)投資活動產(chǎn)生影響，以及在我國特有的制度背景下政策實施是否會對我國微觀主體的影響具有長期性、差異性，對于檢驗綠色信貸政策是否合理以及政府和金融機構(gòu)科學決策具有重要意義。

二、文獻回顧

現(xiàn)有研究認為，綠色信貸政策對經(jīng)濟發(fā)展存在“雙刃劍”效應，學者們主要從積極與消極效應兩個方面進行探討?；诜e極效應，一方面，對企業(yè)而言，當其披露更多綠色信息時，企業(yè)聲譽會得到提高，在緩解融資約束的同時提高企業(yè)的融資可獲得性（牛海鵬等，2020），此外，綠色信貸政策作為企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的驅(qū)動力，也可以通過降低企業(yè)代理成本與提高企業(yè)投資效率的機制促進企業(yè)創(chuàng)新（王馨和王營，2021）。另一方面，對于綠色信貸的供給方而言，綠色信貸也能通過優(yōu)化銀行信貸結(jié)構(gòu)、提高成本效率的方式降低銀行等金融機構(gòu)的信貸風險?；谙麡O效應，學者們則認為綠色信貸政策在評判重污染企業(yè)的貸款要求時會有嚴格的綠色審查標準，從而會加劇重污染企業(yè)的融資約束問題，并對企業(yè)投資產(chǎn)生抑制作用，也會因其對企業(yè)嚴格的綠色審查標準而減少重污染企業(yè)的融資渠道，“兩高”企業(yè)的新增借款也會隨之減少（蔡海靜等，2019），使得重污染企業(yè)在信貸融資水平受到限制的情況下減少研發(fā)支出等長期投資項目（丁杰，2019）。此外，綠色信貸政策也會誘發(fā)重污染企業(yè)的策略性信息披露行為，成為對好壞消息擇時披露的策略性選擇（劉程，2022）?？梢?，現(xiàn)有研究并未就綠色信貸政策的實施對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的影響得出一致結(jié)論。

造成企業(yè)非效率投資的根本原因在于企業(yè)的代理問題以及信息不對稱。一方面，在現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)制度分離的情況下，企業(yè)所有者和經(jīng)營者由于“逆向選擇”和“道德風險”會產(chǎn)生代理沖突，管理層從自身利益最大化的角度選擇與企業(yè)長期發(fā)展目標并不相符的投資不足或過度投資決策導致非效率投資，特別是在我國上市公司“一股獨大”較為普遍的情況下，更會加劇企業(yè)非效率投資（冉茂盛等，2010），而外部大股東的退出威脅可以有效地提高企業(yè)投資效率（康艷玲等，2022）。另一方面，在企業(yè)信息不對稱的情況下，外部投資者出于信息劣勢，當其難以對公司的投資決策做出正確判斷時，便會引起外部投資者的逆向選擇，在提高企業(yè)融資成本的同時使得公司的投資決策面臨融資約束，進而會引起投資不足這一非效率投資行為。與此同時，管理層也會因需要滿足外部投資者的利益需求而選擇對企業(yè)短期發(fā)展受益的項目，進而導致過度投資行為。此外，高可比性的會計信息（袁知柱和張小曼，2020）、高質(zhì)量的內(nèi)部審計（趙保卿和徐豪萍，2017）等均能通過發(fā)揮對上市公司的監(jiān)督效應抑制企業(yè)的投資不足和過度投資。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）綠色信貸政策與企業(yè)投資效率

綠色信貸政策與傳統(tǒng)的環(huán)境規(guī)制手段相比存在較大差異，傳統(tǒng)的環(huán)境規(guī)制工具大多以行政命令為主要特征，并且大多以政府為主導，會對重污染企業(yè)產(chǎn)生融資約束等負面影響，而綠色信貸政策側(cè)重于以市場機制為導向，更大程度上要求銀行等信貸投放的金融機構(gòu)對企業(yè)的貸款項目產(chǎn)生的環(huán)境風險進行系統(tǒng)評估，通過引導企業(yè)投資項目的資金流向促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。因此，本文認為綠色信貸政策會通過市場機制的引導產(chǎn)生監(jiān)督效應和激勵效應兩種影響并作用于企業(yè)的投資效率。

一方面，基于監(jiān)督效應。在綠色信貸標準的要求下，銀行等金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時通常會更加關(guān)注企業(yè)披露的環(huán)境信息，因此會形成一種有效的外部監(jiān)督機制，監(jiān)督企業(yè)綠色貸款的資金投向以及授信情況，在銀行等金融機構(gòu)的監(jiān)督下，企業(yè)為了獲取綠色信貸資金，也會調(diào)整自身的投資策略，進而會減少企業(yè)的盲目投資行為（王艷麗等，2021）；此外，隨著外界對綠色治理的呼聲高漲，重污染企業(yè)也會面臨著嚴重的社會輿論壓力，而隨著綠色信貸政策的逐步實施，外界對于企業(yè)投資行為的監(jiān)督會更加嚴格，管理層出于對公司聲譽和業(yè)績的考慮也會轉(zhuǎn)變企業(yè)投資策略，削減高污染的項目支出，在建立良好綠色聲譽的同時積極促進企業(yè)投資項目轉(zhuǎn)型升級，提高企業(yè)的投資效率。

另一方面，基于激勵效應。綠色信貸會激勵企業(yè)提高信息披露質(zhì)量，進而提高企業(yè)融資的可得性，從而對企業(yè)的投資效率產(chǎn)生正向影響。環(huán)境信息披露程度的提高也會降低銀行發(fā)放綠色信貸的風險，進一步增多企業(yè)獲得外部資金的渠道，緩解企業(yè)融資約束現(xiàn)狀，通過影響企業(yè)的融資水平對企業(yè)投資方向以及投資行為產(chǎn)生影響（陳琪，2019）。此外，綠色信貸政策也可以激勵企業(yè)加強公司治理，并通過資金杠桿機制約束企業(yè)發(fā)展方向，倒逼其積極尋求轉(zhuǎn)型（吳晟等，2019）；同時，也可以激勵股東積極參與公司決策，倒逼公司加強環(huán)境治理，從而增大投資支出，提高企業(yè)投資效率（丁杰，2019）。

基于上述分析，本文提出H1：綠色信貸政策對企業(yè)投資效率具有促進作用。

（二）綠色信貸政策、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與投資效率

由于國有企業(yè)在我國資本市場中占據(jù)特殊地位，與非國有企業(yè)相比，兩種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之間在融資方面會存在較大差異。相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)會面臨更大程度的融資約束，在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方面往往更需要依靠外部資金進行戰(zhàn)略投資，因國有企業(yè)具有更多的政策性保護（祝繼高和陸正飛，2011），政府會對其存在“父愛效應”（謝德仁等，2009），導致銀行等金融機構(gòu)出于防范風險的角度更加偏向?qū)衅髽I(yè)進行放貸。因此，國有企業(yè)上市公司往往會獲得更多低成本的信貸幫助，面臨更少的融資約束，也正是因為國有企業(yè)融資約束較少，其在發(fā)展過程中出現(xiàn)的粗放式增長狀況也會更為明顯，這也是造成國有企業(yè)非效率投資行為的重要原因?！吨敢穼嵤┖?，銀行在提供信貸方面會對重污染企業(yè)提出諸多限制條件，并在貸款業(yè)務(wù)的審批流程中更加強調(diào)企業(yè)承擔的環(huán)境責任和社會責任，同時金融機構(gòu)也會更加注重評估企業(yè)的環(huán)境規(guī)制風險。作為國有企業(yè)對于環(huán)境規(guī)制的承擔責任就會進一步加強，因而其獲得貸款時的限制就會增多，綠色信貸政策對國有企業(yè)的融資懲罰效應會更強（蘇冬蔚等，2018；丁杰，2019），在融資存在限制的情況下，其粗放式增長的理念以及過度投資行為會相繼得到抑制。與此同時，相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)賦有更多的政策承擔義務(wù)，對微觀主體關(guān)于政策的執(zhí)行情況具有表率作用，因此也會更多地承擔起環(huán)保責任，響應綠色信貸政策的發(fā)展要求，開展更多效率投資行為。此外，國有企業(yè)管理者想要獲得晉升機會，也會響應政策號召提升企業(yè)的資源配置效率，加強對企業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的監(jiān)督。

基于上述分析，本文提出H2：相較于非國有企業(yè)，在國有企業(yè)中綠色信貸政策對投資效率的促進作用更強。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2012年原銀監(jiān)會發(fā)布的《指引》作為一項準自然實驗，以2007 ～2021 年滬深A 股上市公司作為研究樣本，構(gòu)建雙重差分模型，檢驗綠色信貸政策對上市公司投資效率的影響，使用的數(shù)據(jù)全部來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，對于缺失的財務(wù)數(shù)據(jù)采用人工搜集整理得到，并剔除樣本中的ST、金融行業(yè)和數(shù)據(jù)異常企業(yè)。為了避免極端值影響回歸結(jié)果的準確性，對連續(xù)數(shù)據(jù)進行1%和99%分位的縮尾處理，最終獲得3401家上市公司的27955個可觀測數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為企業(yè)投資效率（Invest），采用Richardson（2006）的模型測量企業(yè)投資效率。該模型最大的特點是能綜合企業(yè)各方需要，最大限度地將企業(yè)投資效率刻畫出來，并能計算出企業(yè)的非效率投資程度，計算方式如下：

模型（1）中：Inv為企業(yè)的投資支出，其計算方式為“（資本支出+并購支出-出售長期資產(chǎn)收入-折舊）÷總資產(chǎn)”；Growth為營業(yè)收入增長率，代表公司的成長能力；Lev 為資產(chǎn)負債率；Cash 為企業(yè)現(xiàn)金流量；Age 為公司上市年限的自然對數(shù)；Size為公司規(guī)模，即總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Ret為公司股票收益率。為減少其他遺漏變量對模型的影響，在模型中分別控制了行業(yè)與年份的固定效應。殘差ε為投資效率（Invest）：當ε＞0時，說明企業(yè)存在過度投資；當ε＜0時，代表企業(yè)存在投資不足。本文將殘差的絕對值作為企業(yè)投資效率的衡量方式，該殘差的絕對值越大，說明企業(yè)非效率投資越嚴重。

2.解釋變量。本文的解釋變量為綠色信貸政策，因目前數(shù)據(jù)庫尚未有關(guān)于企業(yè)綠色信貸政策的數(shù)據(jù)，故本文將《指引》作為我國綠色信貸政策實施的開始節(jié)點，并將《指引》作為一項外部政策沖擊事件，引入政策實施虛擬變量和時間虛擬變量，從企業(yè)是否符合綠色信貸標準這一視角進行剖析。引入時間虛擬變量（time），即政策實施前（2007 ～2011 年）取值為0，政策實施后（2012 ～2021 年）取值為1。引入政策實施虛擬變量，根據(jù)樣本中的企業(yè)是否為重污染企業(yè)，將樣本分為實驗組以及對照組，若為重污染企業(yè)，賦值為1；否則為0。同時，將時間虛擬變量與政策虛擬變量進行交乘（time×treat）構(gòu)建雙重差分模型。關(guān)于如何判斷企業(yè)是否為重污染企業(yè)，借鑒沈洪濤和馬正彪（2014）的研究，本文依據(jù)證監(jiān)會制定的《上市公司行業(yè)分類指引》以及原環(huán)保部公布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》，將二者重合部分的企業(yè)確定為重污染企業(yè)。

3. 控制變量?？紤]到其他因素的影響，本文控制企業(yè)層面以及治理層面的變量，主要包括：公司規(guī)模（Size），為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負債率（Lev），為負債總額除以資產(chǎn)總額賬面價值；公司成長性（Growth），為營業(yè)收入增長率；企業(yè)現(xiàn)金流量（Cashflow），為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量占總資產(chǎn)的比重；企業(yè)年齡（Listage），為公司上市年限的自然對數(shù)；總資產(chǎn)報酬率（Roa），為凈利潤除以總資產(chǎn)；獨立董事比例（Indep），為獨立董事人數(shù)除以董事會人數(shù)；第一大股東持股比例（Top1），為第一大股東持股數(shù)量除以總股數(shù)；管理層持股比例（Mshare），為管理層持股數(shù)量占公司總股數(shù)比例。

（三）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建如下回歸模型來檢驗綠色信貸政策的實施對滬深A股上市公司投資效率的影響，具體設(shè)置如下：

在模型（2）中，α1是本文關(guān)注的重點，即timei×treati，t的回歸系數(shù)，為綠色信貸政策對企業(yè)投資效率的具體影響。為了避免誤差項異方差以及時間序列對標準誤的影響，本文在回歸模型中引入年份、行業(yè)固定效應建立回歸模型并將標準誤在公司個體層面聚類。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 顯示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)投資效率（Invest）的均值為0.041，最大值為0.549，最小值為0，表明滬深A股上市公司之間投資效率的差異顯著；進一步將投資效率識別為投資不足與過度投資后表明，過度投資（Overinvest）的均值為0.193，最小值為0，最大值為0.474，表明企業(yè)之間的過度投資存在較大差異；投資不足（Underinvest）的最大值為0.358，最小值為0，也能說明上市公司之間投資不足也存在較大差異，并且從投資不足與過度投資的企業(yè)數(shù)量上來看，樣本中企業(yè)面臨投資不足的現(xiàn)象較為嚴重。從treat的均值0.287來看，重污染企業(yè)在滬深A上市公司中的占比為28.7%，說明樣本中重污染企業(yè)數(shù)量較多，綠色信貸政策的推廣必然會對重污染企業(yè)產(chǎn)生影響，也從數(shù)據(jù)上證明了本文所具有的研究意義。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）多元回歸分析

1. 綠色信貸政策與企業(yè)投資效率。表2展示了綠色信貸政策實施對企業(yè)投資效率影響的回歸結(jié)果。第（1）列中單獨對time×treat 與企業(yè)投資效率進行回歸，回歸結(jié)果顯示，time×treat 與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.0028，并在5%的水平上顯著為負；第（2）列加入控制變量后，time×treat 與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.007，并在1%的水平上顯著為負?；貧w結(jié)果表明，綠色信貸政策的實施能夠顯著地抑制重污染企業(yè)的非效率投資，本文H1 得到驗證。從回歸結(jié)果來看，綠色信貸政策的實施具有積極效應，也從實證分析的角度肯定了我國綠色信貸政策的實施效果。

2. 綠色信貸政策、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與企業(yè)投資效率。表2 展示了在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的情況下，綠色信貸政策對企業(yè)投資效率的影響。第（3）列為國有企業(yè)分組，第（4）列為非國有企業(yè)分組。結(jié)果顯示，在國有企業(yè)中，time×treat 與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.006，并在5%的水平上顯著為負，而在非國有企業(yè)的分組中，time×treat 與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.0053，并在10%的水平上顯著為負，組間系數(shù)差異檢驗表明，二者之間的系數(shù)差異明顯。結(jié)果表明，綠色信貸政策對國有企業(yè)投資效率的促進作用大于非國有企業(yè)，本文H2得以驗證。

表2 多元回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

雙重差分模型估計的前提是實驗組和控制組在沒有政策干預的情況下發(fā)展趨勢保持一致，否則會對政策的評估效果產(chǎn)生偏差。如圖1 所示，實驗組與控制組在2012年之前發(fā)展趨勢基本保持一致，在2012年之后，雖然2013 年實驗組與控制組變化趨勢不明顯，但可能是由于宏觀政策實施與微觀主體的反應存在一定的滯后性導致的。從總體上來看，綠色信貸政策開始實施以后，實驗組與控制組變化差異較大，因此，實驗組與控制組基本滿足平行趨勢檢驗，為后文的回歸結(jié)果奠定了較為合理的基礎(chǔ)。

圖1 平行趨勢檢驗

（二）安慰劑檢驗

為了消除綠色信貸政策的實施與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系可能受到綠色信貸政策自選擇問題的影響，證明上市公司投資效率的提升是受到綠色信貸政策實施的影響，而不是其他事件造成的，本文參考丁杰等（2019）的做法，將綠色信貸政策的實施時間提前至2011 年，如果此時交乘項time×treat 的系數(shù)顯著為負，則說明企業(yè)投資效率的提升是由其他因素導致的，綠色信貸政策激勵提高企業(yè)投資效率的結(jié)論很可能不成立；如果此時time×treat 的系數(shù)不顯著為負，則說明企業(yè)投資效率的提高是由于實施綠色信貸政策帶來的。表3顯示了改變政策實施時間節(jié)點的回歸結(jié)果，time×treat的系數(shù)不顯著，表明通過安慰劑檢驗，本文的結(jié)論依然顯著。

表3 安慰劑檢驗和傾向得分匹配法回歸結(jié)果

（三）傾向得分匹配法

為了克服重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)之間的差異給回歸結(jié)果帶來的異質(zhì)性偏差，本文采用傾向得分匹配法，利用1∶1 近鄰匹配法，選取公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、公司成長性、企業(yè)現(xiàn)金流量、企業(yè)年齡、總資產(chǎn)報酬率、獨立董事比例、第一大股東持股比例以及管理層持股比例進行匹配，匹配后ATT（平均處理效應）的T值為2.02，其對應的P 值遠大于0.05，表明本文控制組與實驗組之間的差異是顯著的，匹配后變量的標準化偏差均小于10%，t 檢驗的結(jié)果均小于1.96，通過平衡性檢驗。通過PSM 匹配共獲得10277 個觀測數(shù)據(jù)，估計該政策對重污染企業(yè)投資效率的影響。具體結(jié)果詳見表3。由表3可知，交乘項time×treat與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.0091，在5%的水平上顯著，證明了在進行傾向得分匹配后本文的回歸結(jié)果依然成立。

（四）其他穩(wěn)健性檢驗方法

1. 變更樣本區(qū)間。考慮到2008年金融危機對企業(yè)投資活動的影響，本文采用更改樣本區(qū)間的方式來提出影響回歸結(jié)果的因素，將樣本區(qū)間更換為2009 ～2019 年重新進行回歸，回歸結(jié)果如表4 第（1）列所示。結(jié)果顯示，time×treat 與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.0066，且均在1%的水平上顯著，證明本文的主要結(jié)論在剔除經(jīng)濟不確定性因素后依然成立。

表4 其他穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

2. 被解釋變量滯后。考慮到宏觀政策實施對微觀主體的影響存在滯后的問題，本文將被解釋變量投資效率分別進行滯后一期、滯后兩期，重新進行回歸。回歸結(jié)果如表4第（2）列與第（3）列所示。結(jié)果顯示，time×treat與企業(yè)投資效率的回歸系數(shù)為-0.0103和-0.0132，且均在1%的水平上顯著。回歸結(jié)果證明了本文的主要結(jié)論穩(wěn)健。

七、進一步分析

（一）政策動態(tài)效應

為進一步考察綠色信貸政策對企業(yè)投資效率影響的政策動態(tài)效應，本文在回歸模型中引入Year2012×treat、Year2013×treat、Year2014×treat、Year2015×treat、Year2016×treat 以及Year2017×treat 虛擬變量，分別代表政策實施的當年、第一年、第二年、第三年、第四年以及第五年，來驗證政策執(zhí)行的長期表現(xiàn)以及動態(tài)效應，回歸結(jié)果如表5所示。第（1）列未加入控制變量，第（2）列加入多個控制變量。第（1）列顯示，Year2012×treat并不顯著，第（2）列中Year2012×treat和Year2013×treat 均不顯著，原因在于宏觀經(jīng)濟政策的推廣以及微觀主體對政策的反應會受到一定的時間限制，因此造成政策執(zhí)行當年以及后一年綠色信貸政策的積極效應并未充分發(fā)揮。但在政策執(zhí)行第二年后，Year2014×treat、Year2015×treat、Year2016×treat 以及Year2017×treat 的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，并且系數(shù)的絕對值大體呈現(xiàn)出上升的趨勢。這表明，綠色信貸政策對企業(yè)投資效率的積極影響較為顯著，且具有長期的積極效應。

表5 政策動態(tài)效應

（二）基于過度投資與投資不足視角

在前文分析中，本文分別從監(jiān)督效應角度與激勵效應角度分析了綠色信貸政策的實施對企業(yè)投資效率的影響，但具體影響的是企業(yè)非效率投資的哪一方面，在政策中尚未有體現(xiàn)。因此，本文從過度投資與投資不足的角度進行驗證，進一步分析綠色信貸政策的實施對上市公司投資效率的具體影響，回歸結(jié)果如表6所示。第（1）列為綠色信貸政策的實施對企業(yè)過度投資行為的影響，第（2）列為綠色信貸政策的實施對企業(yè)投資不足行為的影響。結(jié)果顯示：交乘項time×treat的系數(shù)在過度投資樣本中為-0.0077，在5%的水平上顯著；在投資不足樣本中，交乘項time×treat 的系數(shù)為-0.0047，在1%的水平上顯著。從兩者的對比情況來看，綠色信貸政策對企業(yè)的過度投資行為更明顯。

表6 基于過度投資與投資不足視角分析

進一步驗證綠色信貸政策對企業(yè)新增投資（Addinvest）的影響，回歸結(jié)果如表6 第（3）列所示。結(jié)果顯示，time×treat 的回歸系數(shù)為-1.0844 且在1%的水平上顯著，這表明，綠色信貸政策實施之后，在過度投資方面，企業(yè)的新增投資明顯減少。原因在于：在原有粗放式的增長理念下，重污染企業(yè)可以憑借自有資產(chǎn)進行抵押，從而獲得銀行的抵押貸款，在現(xiàn)金流充裕的情況下開展更多的過度投資行為；而在綠色信貸政策的指引下，銀行等金融機構(gòu)在提供貸款時會對企業(yè)投資項目做出綠色風險評估，而且相比于原有的貸款流程，在綠色信貸體系下也會變得更加嚴格，這無疑會加劇重污染企業(yè)融資約束，從而抑制企業(yè)的過度投資行為。此外，對于企業(yè)的投資不足，綠色信貸政策會作為企業(yè)轉(zhuǎn)型的驅(qū)動力，在提升企業(yè)自身投資效率的同時又能夠獲得銀行綠色貸款，為投資項目增加現(xiàn)金流入，緩解投資不足的情況。因此，無論是從過度投資抑或是投資不足的角度進行分析，綠色信貸政策均能提升企業(yè)投資效率，對企業(yè)發(fā)展具有積極作用。

（三）綠色信貸政策的溢出效應

為進一步探究綠色信貸政策實施的積極效果，本文將考察綠色信貸政策對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，并對創(chuàng)新活動做出進一步分析，將其分為創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出。本文將研發(fā)支出金額的自然對數(shù)（RD）作為創(chuàng)新投入的衡量變量，選取公司當年獨立申請的專利數(shù)取對數(shù)（Patent）作為創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量方式，加入回歸模型考察綠色信貸政策抑制企業(yè)新增投資背后對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。回歸結(jié)果如表7所示。第（1）列為綠色信貸政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果，time×treat 的系數(shù)為1.8613，且在1%的水平上顯著為正，表明綠色信貸政策雖然會使得企業(yè)的新增投資減少，但能夠激勵企業(yè)達到效益最大化的目的，倒逼企業(yè)進行轉(zhuǎn)型升級，加強企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)，將高耗能、高污染的產(chǎn)業(yè)進行轉(zhuǎn)型升級。進一步地，表7第（2）列展示了綠色信貸政策對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，time×treat 的系數(shù)為0.2216，且在1%的水平上顯著為正，這表明，綠色信貸政策實施后，企業(yè)加強研發(fā)投入所達到的效果較為明顯，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著增加，也能證明綠色信貸政策能夠優(yōu)化企業(yè)的資金配置，將企業(yè)現(xiàn)有的資金發(fā)揮最大效用，提升企業(yè)長遠價值。上述結(jié)果均能證明，綠色信貸政策對企業(yè)產(chǎn)生積極溢出效應。

表7 綠色信貸政策的溢出效應

八、研究結(jié)論

綠色信貸政策作為綠色金融的重要組成部分，在發(fā)揮提升資源配置效率、促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級方面具有重要作用。本文將2012 年原銀監(jiān)會頒布的《綠色信貸指引》作為外生沖擊事件，構(gòu)建雙重差分模型，探究綠色信貸政策的實施對企業(yè)投資效率的影響，以及在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，二者之間的結(jié)果有何差異化表現(xiàn)。實證研究結(jié)果表明：

一是從激勵效應與監(jiān)督效應的角度論證了綠色信貸政策的實施對上市公司投資效率的促進作用。綠色信貸政策能夠通過引導企業(yè)資金流向、倒逼企業(yè)轉(zhuǎn)型的方式提升企業(yè)投資效率。因此，政府有關(guān)部門與銀行等金融機構(gòu)應繼續(xù)加大綠色信貸政策的實施力度，不僅要針對重污染企業(yè)進行綠色激勵，更要推廣至新興產(chǎn)業(yè)與高科技產(chǎn)業(yè)中，從監(jiān)督與激勵的雙重角度入手，充分發(fā)揮政府與市場的調(diào)節(jié)機制作用，推動企業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

二是從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度探討綠色信貸政策的實施在國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間對企業(yè)投資效率的影響，研究發(fā)現(xiàn)綠色信貸政策對企業(yè)投資效率的促進作用在國有企業(yè)中更顯著。因此，在進一步完善綠色信貸政策實施體系的同時，應從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性角度制定針對不同主體的綠色信貸政策實施方案，完善綠色信貸政策在信貸授信方面的相關(guān)規(guī)則，將不同主體綠色信貸政策的實施情況納入考核要求，盡量消除因產(chǎn)權(quán)等異質(zhì)性給綠色信貸政策的實施帶來的消極影響，積極推進綠色信貸政策在不同主體之間的促進作用。

三是通過進一步分析發(fā)現(xiàn)，綠色信貸政策對企業(yè)投資效率的積極影響具有長期效應，并對企業(yè)投資不足與過度投資均具有促進作用，在抑制新增投資的同時能夠產(chǎn)生積極溢出效應，促進企業(yè)的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出。但結(jié)果也顯示，對過度投資的抑制作用要大于對投資不足的彌補作用。因此，銀行等金融機構(gòu)也應進一步完善相關(guān)機制，在對企業(yè)進行信貸供給時嚴格審查投資項目的可行性以及企業(yè)綠色信貸的授信標準，幫助企業(yè)最大限度地發(fā)揮信貸資金效用，促進企業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展。