綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的影響效果與機制檢驗

宋躍剛，靳頌琳

（河南師范大學(xué)商學(xué)院，河南 新鄉(xiāng) 453007）

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)了年均近10%的高速增長，被譽為“中國增長奇跡”，但中國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的同時也帶來了嚴(yán)重的環(huán)境污染。以往粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式帶來的環(huán)境污染問題，并沒有隨著中國經(jīng)濟(jì)邁入高質(zhì)量發(fā)展階段得到徹底解決。中國生態(tài)環(huán)境保護(hù)結(jié)構(gòu)性、根源性、趨勢性壓力總體上尚未根本緩解，重點行業(yè)、重點企業(yè)污染問題仍然突出，實現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和任務(wù)艱巨，環(huán)境保護(hù)任重道遠(yuǎn)［1］。據(jù)美國耶魯大學(xué)等機構(gòu)發(fā)布的2020年全球環(huán)境績效指數(shù)（Environmental Performance Index）顯示，在空氣質(zhì)量方面，中國PM2.5排放依然超標(biāo)嚴(yán)重，在參評的180個國家中排名第120位。為進(jìn)一步改善生態(tài)環(huán)境，黨的二十大報告指出，中國生態(tài)文明建設(shè)進(jìn)入了以降碳為重點戰(zhàn)略方向、推動減污降碳協(xié)同增效、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型、實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量改善由量變到質(zhì)變的關(guān)鍵時期。為積極踐行習(xí)近平總書記提出的“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念，一方面，中國各級政府要不斷加大環(huán)境治理力度；另一方面，企業(yè)要加快綠色轉(zhuǎn)型升級。企業(yè)作為環(huán)境污染治理的主體，應(yīng)當(dāng)積極踐行綠色發(fā)展理念，切實承擔(dān)起綠色發(fā)展的主體責(zé)任，堅持污染防治末端治理和源頭治理兩手抓，在創(chuàng)造社會財富的同時有效控制環(huán)境污染，這對實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)性發(fā)展與生態(tài)環(huán)境持續(xù)改善至關(guān)重要。因此，改善企業(yè)環(huán)境績效，促進(jìn)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，推動綠色低碳發(fā)展成為中國亟待解決的重大現(xiàn)實問題。

綠色信貸政策兼具金融資源配置與環(huán)境規(guī)制雙重特性，是對傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制政策的有益補充，也是中國在環(huán)境治理領(lǐng)域的重要實踐探索［2］。2007年多部門聯(lián)合頒布的《關(guān)于落實環(huán)保政策法規(guī)防范信貸風(fēng)險的意見》（以下簡稱《意見》）文件首次將綠色信貸作為保護(hù)環(huán)境與節(jié)能減排的重要市場手段，2012年原銀監(jiān)會發(fā)布《綠色信貸指引》，進(jìn)一步推動了中國綠色信貸政策的實施。在此背景下，中國綠色信貸余額從2013年的5.2萬億元增長至2021年的15.9萬億元，居世界首位。如此大規(guī)模的綠色信貸能否在改善環(huán)境中發(fā)揮橋梁作用，主要取決于綠色信貸政策是否科學(xué)合理、銀行執(zhí)行意愿與效率以及企業(yè)的策略反應(yīng)等諸多因素。因此，在國家對生態(tài)文明建設(shè)高度重視的大背景下，綠色信貸政策能否改善企業(yè)環(huán)境績效？綠色信貸政策又是通過哪些渠道影響企業(yè)環(huán)境績效？作用效果如何？以及異質(zhì)性企業(yè)是否存在顯著的非對稱性影響？綠色信貸政策是否通過資源再配置效應(yīng)與市場選擇機制影響環(huán)境績效？系統(tǒng)性地回答上述問題是評估綠色信貸政策微觀效應(yīng)的主要內(nèi)容，也是考察宏觀政策影響企業(yè)環(huán)境績效的主要依據(jù)，更是新發(fā)展格局下尋求環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要理論與現(xiàn)實問題，不僅可以完善綠色信貸政策與企業(yè)環(huán)境績效相關(guān)理論，而且有助于促進(jìn)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，進(jìn)而實現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和的戰(zhàn)略目標(biāo)［3］。

1 文獻(xiàn)綜述與研究創(chuàng)新

在推動綠色發(fā)展，促進(jìn)人與自然和諧共生的戰(zhàn)略部署下，如何改善企業(yè)環(huán)境績效成為各級政府、企事業(yè)單位以及學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點問題。國內(nèi)外學(xué)者從外部宏觀環(huán)境與企業(yè)內(nèi)部治理視角就如何改善企業(yè)環(huán)境績效展開了深入研究。外部宏觀環(huán)境視角，學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放［4］、制造業(yè)服務(wù)化［5］、行業(yè)競爭程度［6］可以顯著改善企業(yè)環(huán)境績效，而過度的政府監(jiān)管對企業(yè)環(huán)境績效產(chǎn)生負(fù)向顯著影響［7］。企業(yè)內(nèi)部治理視角，張可等［8］認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是減少能源消費、降低污染排放、改善企業(yè)環(huán)境績效的核心因素；另外，吳建祖等［9］認(rèn)為公司股東、董事會以及經(jīng)理層的行為影響了企業(yè)的環(huán)保行為，完善的公司治理結(jié)構(gòu)可以有效改善企業(yè)環(huán)境績效。然而，有關(guān)企業(yè)環(huán)境績效影響因素的文獻(xiàn)較少分析綠色信貸政策這一重要外部宏觀因素。

綠色信貸是指銀行等金融機構(gòu)將企業(yè)環(huán)境信息作為發(fā)放貸款的重要指標(biāo)。綠色信貸政策于2007年首次在中國提出，并根據(jù)國家產(chǎn)業(yè)政策，將遏制“兩高一?！毙袠I(yè)的擴(kuò)張作為首要目標(biāo)。隨之，王艷麗等［10］與蘇冬蔚等［11］通過構(gòu)建DID模型考察了綠色信貸政策對“兩高一?！逼髽I(yè)投融資行為的影響，研究結(jié)果表明綠色信貸政策顯著抑制了該類企業(yè)的投融資行為。上述研究結(jié)論得到了He等［12］、Liu等［13］以及連莉莉［14］的證據(jù)支持。盡管國內(nèi)外學(xué)者普遍認(rèn)為綠色信貸政策可以顯著抑制“兩高一?！逼髽I(yè)的投融資行為，但為數(shù)不多有關(guān)綠色信貸政策對環(huán)境績效影響的研究尚未形成一致結(jié)論。部分研究認(rèn)為綠色信貸政策有助于改善環(huán)境績效。斯麗娟等［15］基于上市公司數(shù)據(jù)得出，綠色信貸政策可以增強企業(yè)環(huán)境社會責(zé)任意識。劉傳江等［16］認(rèn)為綠色信貸政策可以提高重污染行業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率。但蔡海靜［17］基于造紙、采掘和電力等三個行業(yè)的數(shù)據(jù)分析得出綠色信貸政策對環(huán)境績效具有抑制作用。Zhang等［18］也發(fā)現(xiàn)綠色信貸政策在實施過程中未能充分發(fā)揮作用，對企業(yè)環(huán)境績效改善效果并不明顯。

另外，有關(guān)環(huán)境政策資源配置效應(yīng)的研究中，諸多文獻(xiàn)基于創(chuàng)新補償效應(yīng)分析環(huán)境政策對企業(yè)內(nèi)靜態(tài)資源配置的影響［19］，忽視了環(huán)境政策對企業(yè)間資源再配置的影響。一方面，為數(shù)不多國外有關(guān)環(huán)境政策資源再配置效應(yīng)的研究主要包括兩個方向：首先，Qiu等［20］以及Egger等［21］基于Melitz［22］的模型，將企業(yè)進(jìn)入與退出行為內(nèi)生化，考察環(huán)境政策引致的企業(yè)間資源再配置效應(yīng)對行業(yè)生產(chǎn)率增長的影響；其次，Tombe等［23］基于Hsieh等［24］的研究思路，考察了環(huán)境政策對資源再配置影響的理論基礎(chǔ)與分析框架。另一方面，國內(nèi)關(guān)于環(huán)境政策資源再配置效應(yīng)的研究主要是采用微觀數(shù)據(jù)考察命令控制型環(huán)境政策的資源再配置效應(yīng)［25］。與該研究密切相關(guān)的是陸菁等［26］基于綠色信貸政策從企業(yè)內(nèi)與企業(yè)間雙重維度論證綠色信貸政策的波特效應(yīng)及資源再配置效應(yīng)，但并未同時從“企業(yè)內(nèi)效應(yīng)”“企業(yè)間效應(yīng)”“進(jìn)入效應(yīng)”與“退出效應(yīng)”四個維度深入探討對企業(yè)環(huán)境績效的影響，且鮮有文獻(xiàn)進(jìn)一步從企業(yè)動態(tài)演進(jìn)視角分析綠色信貸政策是否會通過資源再配置效應(yīng)引發(fā)行業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)變動進(jìn)而影響環(huán)境績效。

綜上，已有研究存在以下不足：①理論機制方面，宏觀層面缺乏綠色信貸政策金融資源配置功能對環(huán)境績效的作用機制研究，微觀層面缺乏在數(shù)理框架下宏觀政策對企業(yè)減排傳導(dǎo)機制的分析。②研究方法方面，缺乏從動態(tài)演進(jìn)視角探討企業(yè)間資源再配置引發(fā)的行業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)效應(yīng)在綠色信貸政策影響企業(yè)環(huán)境績效中的作用。③異質(zhì)性檢驗方面，綠色信貸政策引起行業(yè)資源再配置變動的前提是對不同企業(yè)的差異性影響，現(xiàn)有研究主要關(guān)注綠色信貸政策的平均處理效應(yīng)，并未深入探討異質(zhì)性視角下綠色信貸政策的減排效果。

該研究可能的邊際貢獻(xiàn)在于：①理論機制方面，該研究嘗試構(gòu)建綠色信貸政策影響企業(yè)環(huán)境績效的數(shù)理模型，并提出綠色信貸政策通過創(chuàng)新補償效應(yīng)、遵循成本效應(yīng)和融資約束效應(yīng)影響企業(yè)環(huán)境績效的作用機制，且進(jìn)一步深入分析資源再配置與市場選擇機制引致的環(huán)境效應(yīng)，拓展綠色信貸政策的研究框架。②研究方法方面，在雙重差分的基礎(chǔ)上以企業(yè)外部融資需求差異作為虛擬變量構(gòu)建三重差分模型，結(jié)合已有研究選用OECD發(fā)布的2000—2014年印度環(huán)境政策嚴(yán)格指數(shù)作為工具變量來緩解內(nèi)生性偏誤，并運用Griliches等［27］生產(chǎn)率分解思路探討資源再配置引發(fā)的行業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。③研究內(nèi)容方面，拓展環(huán)境政策效應(yīng)的應(yīng)用領(lǐng)域。資源再配置效應(yīng)研究在經(jīng)濟(jì)增長、國際貿(mào)易領(lǐng)域應(yīng)用比較廣泛，但在環(huán)境政策效應(yīng)領(lǐng)域仍然較少。該研究基于中國工業(yè)企業(yè)與企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，在測算企業(yè)環(huán)境績效以及污染強度指標(biāo)的基礎(chǔ)上，通過多維度異質(zhì)性分析檢驗綠色信貸政策的實施效果，且從企業(yè)進(jìn)入退出與動態(tài)演進(jìn)視角分析綠色信貸政策的資源再配置效應(yīng)。

2 理論模型與研究假設(shè)

為闡明綠色信貸政策影響企業(yè)環(huán)境績效的微觀機制，該研究試圖在Najmi等［28］企業(yè)污染排放模型與王向進(jìn)等［29］生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎(chǔ)上作以下拓展：①引入綠色信貸政策約束程度τ∈（0，1），即企業(yè)面臨的綠色信貸約束越緊，企業(yè)投入到減排活動的生產(chǎn)要素越多，通過生產(chǎn)函數(shù)對企業(yè)實際產(chǎn)出影響越大。②引入污染稅t。盡管綠色信貸政策并不直接影響要素價格，但在資源再配置理論中往往將其作為一種“隱形稅”，該研究設(shè)為t=λτ（λ＞0），通過成本函數(shù)進(jìn)一步影響企業(yè)環(huán)境績效。

假設(shè)企業(yè)潛在產(chǎn)出函數(shù)為：

在綠色信貸政策的約束下，企業(yè)實際產(chǎn)出為：

其中：1-τ表示企業(yè)減排之后的實際產(chǎn)出比例。

則企業(yè)的非期望產(chǎn)出為：

其中：Pe表示企業(yè)產(chǎn)生的污染總量；A表示技術(shù)水平，表示每生產(chǎn)1單位的產(chǎn)品所產(chǎn)生的污染量。隨著綠色信貸政策約束程度增加，企業(yè)污染治理的規(guī)模效應(yīng)會加速減排，故定義q是一個常數(shù)（0＜q＜1），在此條件下，以保證單位產(chǎn)出污染量對環(huán)境規(guī)制強度的一階導(dǎo)數(shù)為負(fù)，二階導(dǎo)數(shù)為正。

由式（3）得：

將式（4）帶入式（2）得企業(yè)實際產(chǎn)出：

假設(shè)企業(yè)成本函數(shù)為：

即：

其中：Cf為生產(chǎn)單位產(chǎn)品所需要的成本，Cff(Ki，Li，Ei)為生產(chǎn)成本，λτAPe表示考慮了污染稅與其他影響實際產(chǎn)出因素得出的污染成本。

結(jié)合式（5），設(shè)企業(yè)實際產(chǎn)出X等于1，根據(jù)單位產(chǎn)出的成本最小化條件，企業(yè)選擇最優(yōu)的產(chǎn)品產(chǎn)出與污染排放來實現(xiàn)中間產(chǎn)品生產(chǎn)的利潤最大化。因此，最優(yōu)化的成本函數(shù)為：

用拉格朗日乘數(shù)法求解式（8）一階最小化問題：

假設(shè)為完全競爭市場，企業(yè)均衡利潤為0，則：

根據(jù)式（9）、（10）得：

進(jìn)而得出企業(yè)生產(chǎn)單位產(chǎn)品所產(chǎn)生的污染量：

將（12）式帶入非期望產(chǎn)出函數(shù)式（3）：

假設(shè)市場均衡，將式（13）化簡得：

其中：Y*=f(Ki，Li，Ei)pi表示企業(yè)銷售額。

對式（14）兩邊取對數(shù)得：

其中：lnPe是企業(yè)污染排放量的對數(shù)值，表示企業(yè)環(huán)境績效；ln為常數(shù)；lnτ表示綠色信貸約束程度的對數(shù)值。式（15）表明隨著綠色信貸政策約束程度的增加，污染排放量減少，企業(yè)環(huán)境績效得到改善。

基于上述分析，該研究提出如下假說。

假說：綠色信貸政策實施減少了污染排放，改善了企業(yè)環(huán)境績效。

3 數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源與處理

該研究企業(yè)層面數(shù)據(jù)主要源自國家統(tǒng)計局中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與生態(tài)環(huán)境部（原環(huán)保部）中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫（2000—2014年）的匹配數(shù)據(jù)。其中，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫以全部國有及規(guī)模以上非國有企業(yè)為統(tǒng)計對象，記錄了工業(yè)企業(yè)法人代碼、名稱、地址等基本信息，利潤等財務(wù)信息以及總產(chǎn)值、銷售額、固定資產(chǎn)等生產(chǎn)和銷售信息。中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫（2000—2014年）報告了企業(yè)名稱、地址等基本信息，以及二氧化硫、化學(xué)需氧量、廢氣、廢水等污染物產(chǎn)生量、排放量等排放與治理數(shù)據(jù)，也包括能源消耗等能源使用數(shù)據(jù)。首先，該研究參考宋躍剛等［5］的處理方法對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫跨年匹配，并剔除總資產(chǎn)、工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)等關(guān)鍵變量缺失、異常、不符合一般會計準(zhǔn)則的企業(yè)以及刪除從業(yè)人數(shù)少于8人的企業(yè)；其次，在中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫中剔除二氧化硫、化學(xué)需氧量、工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水、煙塵和粉塵排放量為負(fù)數(shù)的企業(yè)；最后，按照企業(yè)名稱、企業(yè)標(biāo)識碼以及年份匹配工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，進(jìn)而得到該研究實證分析的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

3.2 模型構(gòu)建

（1）雙重差分法。該研究以2007年出臺的《意見》為準(zhǔn)自然試驗，采用雙重差分法分析綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的影響效果，模型如式（16）所示：

其中：下標(biāo)j、t和i分別表示行業(yè)、年份和企業(yè)。intensityijt表示二氧化硫排放強度，pollutioni用以識別企業(yè)污染屬性，pollutioni=1為高污染企業(yè)，pollutioni=0為低污染企業(yè)；timet用來識別政策實施時間，2007年及以后取值為1，否則取值為0。λi和λt分別表示企業(yè)和年份的固定效應(yīng)，λj表示行業(yè)固定效應(yīng)，εijt表示隨機擾動項。Xit為相關(guān)控制變量，具體定義詳見表1。β1是該研究關(guān)心的估計系數(shù)，它捕捉了綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的影響。

表1 主要變量的描述性分析

（2）三重差分法。前文采用雙重差分法進(jìn)行估計可能存在的問題是，除了綠色信貸政策外可能存在其他同期相關(guān)政策對估計結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，選擇企業(yè)外部融資需求差異（credit）作為第三重差分變量［26］，生成不受綠色信貸政策影響的“實驗組”與“控制組”。原因是外部融資需求低的企業(yè)不受綠色信貸政策的影響或影響程度較小，該對“實驗組”與“控制組”的差異只會源于其他政策，此時，再用原來“實驗組”與“控制組”的差異減去新生成“實驗組”與“控制組”的差異就得到了綠色信貸政策的凈效應(yīng)。其中，企業(yè)外部融資需求差異用“應(yīng)收賬款凈值/總資產(chǎn)”表示，對該變量數(shù)值進(jìn)行三分位劃分，低于1/3分位數(shù)的企業(yè)取1，高于1/3分位數(shù)的企業(yè)取0，其他企業(yè)不包含在樣本內(nèi)。構(gòu)建三重差分模型如式（17）所示：

其中：此處主要關(guān)注三重交互項pollution×time×credit的系數(shù)γ1。

3.3 變量說明

（1）被解釋變量：企業(yè)環(huán)境績效。該研究借鑒蘇丹妮等［4］的做法，選用二氧化硫排放量，除以工業(yè)總產(chǎn)值計算企業(yè)排污強度指標(biāo)作為企業(yè)環(huán)境績效的代理變量。具體計算公式如式（18）所示：

其中：SO2_Emissionit為i企業(yè)在t年的二氧化硫排放量；Outputit為i企業(yè)在t年的工業(yè)總產(chǎn)值。

（2）核心解釋變量：綠色信貸政策。該研究采用pollution×time的交互項來表示綠色信貸政策。具體地，對于企業(yè)污染屬性的識別，參照王杰等［30］行業(yè)污染排放強度劃分標(biāo)準(zhǔn)，采用綜合指數(shù)法構(gòu)建行業(yè)污染排放強度指標(biāo)，具體計算過程略，備索。

（3）控制變量。該研究借鑒吳晟等［31］的研究方法，引入相關(guān)控制變量，具體的定義及描述性分析見表1。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了綠色信貸政策對企業(yè)污染排放強度影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表2列（1）報告了不加控制變量的回歸結(jié)果，pollution×time的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明綠色信貸政策能夠有效改善企業(yè)環(huán)境績效。表2列（2）加入了相關(guān)控制變量，回歸結(jié)果依然在1%的水平上顯著為負(fù)。表2列（3）進(jìn)一步控制了企業(yè)、行業(yè)與年份固定效應(yīng)，核心結(jié)論與前文一致?？赡艿脑蚴牵菏紫龋G色信貸政策實施通過優(yōu)化資源配置為企業(yè)提供豐富的融資渠道，在降低企業(yè)融資成本的同時為企業(yè)提供創(chuàng)新資金，推動企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型，改善了企業(yè)環(huán)境績效。其次，綠色信貸政策抬高了企業(yè)信貸門檻，督促企業(yè)為滿足信貸要求加大環(huán)保投入或革新技術(shù)，進(jìn)而減少污染排放。表2列（4）三重交互項pollution×time×credit的估計系數(shù)顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗證了雙重差分的估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 平行趨勢檢驗

該研究參考Jacobson等［32］的研究方法對平行趨勢進(jìn)行檢驗，模型如式（19）所示：

其中：以綠色信貸政策實施前一年為基期，βt表示2000—2014年的估計值，φt表示年份虛擬變量，其他變量定義同模型（16）。

平行趨勢檢驗結(jié)果如圖1所示。圖中虛線部分表示95%置信區(qū)間下βt的估計結(jié)果，可知2007年之前的估計系數(shù)在0附近，表明在綠色信貸政策實施之前，實驗組與控制組不存在顯著差異，滿足平行趨勢。在2007年以后，隨著綠色信貸政策的實施，企業(yè)環(huán)境績效改善效果逐漸增強。

圖1 平行趨勢檢驗

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 安慰劑檢驗

為了檢驗政策效應(yīng)是否源于其他不可觀測因素，該研究分別從政策干預(yù)時間隨機性和政策效果唯一性兩個角度進(jìn)行安慰劑檢驗。

首先，從政策干預(yù)時間隨機性角度進(jìn)行安慰劑檢驗。假設(shè)綠色信貸政策實施時間是2005年，生成新的政策時間變量，按照雙重差分模型再次回歸，實證分析結(jié)果見表3列（1）。回歸結(jié)果并不顯著，意味著其他時點的政策效應(yīng)不能影響企業(yè)環(huán)境績效。其次，從政策效果唯一性進(jìn)行安慰劑檢驗，實驗隨機保留一年的數(shù)據(jù)，并從中隨機抽取一定量的樣本作為實驗組，仍按照雙重差分模型進(jìn)行OLS回歸與FE回歸。該研究進(jìn)行了500次隨機抽樣，結(jié)果如圖2（a）與（b）所示，OLS回歸與FE回歸所得的安慰劑檢驗結(jié)果一致，即500次循環(huán)得到的解釋變量的估計系數(shù)均值幾乎為0，且大部分P值都大于0.1，意味著隨機檢驗結(jié)果并不顯著。由此表明，綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的作用效果是唯一的，且不受時間-企業(yè)-行業(yè)不可觀察因素的驅(qū)動。

圖2 安慰劑檢驗

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（一）

4.3.2 替換被解釋變量

考慮到企業(yè)排放的污染物選擇差異可能對實證結(jié)果造成偏差，該研究參考周侃等［33］處理方法，選取化學(xué)需氧量（lncod）作為被解釋變量的替換指標(biāo)。實證分析結(jié)果見表3列（2）。替換后pollution×time估計系數(shù)的符號及其顯著性與前文一致，進(jìn)一步支持了該研究核心結(jié)論的可靠性。

4.3.3 排除同期政策干擾

為了排除企業(yè)環(huán)境績效受其他環(huán)境政策的影響，該研究在式（16）中同時引入排污權(quán)交易試點政策（pai_postft）與清潔環(huán)境規(guī)制（cleanft）兩個虛擬變量。若企業(yè)f所在省份位于排污權(quán)交易試點政策的試點地區(qū)且年份在2007年及以后，則pai_postft取值1，否則取值0；cleanft取值1表示企業(yè)f所在行業(yè)第t年受到清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)管制，否則取值0。結(jié)果見表3列（3），pollution×time的估計系數(shù)及其顯著性和上文回歸結(jié)果一致。

4.3.4 控制時間趨勢

企業(yè)環(huán)境績效可能隨著其他環(huán)境政策實施或全民環(huán)保意識加強而得到改善，那么即使綠色信貸政策與企業(yè)環(huán)境績效不存在因果關(guān)系，也可能會獲得前文的估計結(jié)果。因此，為控制實驗組與控制組可能受到不同時間趨勢的影響，該研究在年份固定效應(yīng)基礎(chǔ)上加入政策虛擬變量與時間趨勢項的交互項（pollution×trend），估計結(jié)果見表3列（4），綠色信貸政策實施依然顯著改善了企業(yè)環(huán)境績效。

4.3.5 縮小樣本

綠色信貸政策的實施效果可能會受到企業(yè)進(jìn)入退出的影響。為排除干擾，該研究僅保留持續(xù)在位企業(yè)對基準(zhǔn)回歸再次進(jìn)行檢驗。估計結(jié)果見表3列（5），驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.3.6 工具變量法

綠色信貸政策作為國家政策難以受到單個企業(yè)環(huán)境績效的影響，故該研究受反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題的影響會較小，但仍不能完全排除因綠色信貸政策與企業(yè)環(huán)境績效同時受到非觀測因素影響而出現(xiàn)內(nèi)生性，因此進(jìn)一步使用工具變量來處理內(nèi)生性。參考蘇丹妮等［4］的研究方法，一方面，該研究選用OECD發(fā)布的2000—2014年印度的環(huán)境政策嚴(yán)格指數(shù)作為工具變量。中國與印度同屬于非經(jīng)合組織經(jīng)濟(jì)體，經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程相似，且中國企業(yè)排污行為并不會影響印度的環(huán)境政策，故滿足工具變量相關(guān)性與外生性的要求。另一方面，選用解釋變量的滯后一期作為工具變量。由表4列（1）可知，解釋變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，與上文基準(zhǔn)回歸一致。在過度識別檢驗與弱工具變量檢驗中，Hansen J檢驗值大于0.1，表明通過了過度識別檢驗，且Cragg-Donald Wald F大于10%水平上弱識別檢驗值，由此說明了工具變量選取的有效性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（二）

4.3.7 上市公司數(shù)據(jù)

該研究準(zhǔn)自然實驗樣本范圍是2000—2014年，為保證實證結(jié)果的時效性與穩(wěn)健性，選取2000—2020年上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。另外，在2008年之前中國上市公司未披露污染排放數(shù)據(jù)，無法使用污染排放數(shù)據(jù)直接進(jìn)行檢驗。而環(huán)保投資意味著企業(yè)為了提高資源使用效率和降低環(huán)境污染進(jìn)行的投資，反映了企業(yè)潛在的環(huán)境績效水平。因此，該研究采用環(huán)保投資與總資產(chǎn)的比值（hb_totass）表示企業(yè)環(huán)境績效。實證分析結(jié)果見表4列（2），表明綠色信貸政策顯著正向影響了中國上市公司環(huán)保投資與總資產(chǎn)的比值，進(jìn)一步驗證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。

4.4 機制檢驗

為進(jìn)一步探究綠色信貸政策通過何種機制作用于企業(yè)環(huán)境績效，該研究參考溫忠麟等［34］的研究方法，采用中介效應(yīng)模型檢驗綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的影響渠道。

其中：Mijt表示創(chuàng)新補償效應(yīng)、融資約束效應(yīng)與遵循成本效應(yīng)等中介變量，其余變量定義同式（16）。

4.4.1 創(chuàng)新補償效應(yīng)

正如“波特假說”所述，適度的環(huán)境管制可以激勵企業(yè)創(chuàng)新。一方面，綠色信貸政策提高了企業(yè)信貸門檻，增強了高污染企業(yè)的融資約束程度；另一方面，基于綠色信貸政策對企業(yè)污染排放的嚴(yán)格要求，導(dǎo)致污染排放強度越高的企業(yè)排污成本越高。因此，高污染企業(yè)更有動力通過革新技術(shù)，將更多資源投入減排活動，達(dá)到污染排放標(biāo)準(zhǔn)。綜上所述，綠色信貸政策激勵企業(yè)更加注重通過創(chuàng)新改善環(huán)境績效，以補償信貸約束對企業(yè)經(jīng)營活動帶來的不利影響。因此，為探究綠色信貸政策通過創(chuàng)新能力這一中介渠道對企業(yè)環(huán)境績效的影響，該研究選用企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出總量（lnapply）作為中介效應(yīng)的代理變量，回歸結(jié)果見表5列（1）和列（2）：綠色信貸政策對企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著的提升效果；綠色信貸政策有助于改善企業(yè)環(huán)境績效，但在加入企業(yè)創(chuàng)新能力后，這種效果減弱，證明了部分影響被企業(yè)創(chuàng)新能力所取代，綠色信貸政策可以通過創(chuàng)新補償效應(yīng)實現(xiàn)企業(yè)污染減排。

表5 創(chuàng)新補償效應(yīng)與融資約束效應(yīng)

4.4.2 融資約束效應(yīng)

綠色信貸政策實施后，高污染企業(yè)信貸約束程度趨緊，融資成本上升；外部債權(quán)人把企業(yè)環(huán)境績效納入還債能力進(jìn)行考量，導(dǎo)致高污染企業(yè)融資渠道相應(yīng)減少。由此，在融資約束程度逐漸增大的過程中，高污染企業(yè)短期內(nèi)可能為了維持生產(chǎn)經(jīng)營縮減污染治理成本，但在長期內(nèi)會選擇改善環(huán)境績效獲取融資。該研究采用SA指數(shù)（SA）表示企業(yè)融資約束程度，size為企業(yè)規(guī)模，age為企業(yè)年齡，SA指數(shù)越大，企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重，詳見式（22）。結(jié)合表5列（3）與列（4）的回歸結(jié)果可知：綠色信貸政策對企業(yè)融資約束具有顯著的增強效果；綠色信貸政策有助于改善企業(yè)環(huán)境績效，但在加入融資約束后，這種效果減小。表明在控制了融資約束后，綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的改善作用減弱，證明了部分影響被融資約束取代，因此，驗證了融資約束是綠色信貸政策影響企業(yè)環(huán)境績效的重要渠道。

4.4.3 遵循成本效應(yīng)

綠色信貸政策要求銀行等金融機構(gòu)根據(jù)“企業(yè)環(huán)保守法情況”進(jìn)行信貸審批，督促企業(yè)將更多生產(chǎn)要素投入到減排中，導(dǎo)致可變生產(chǎn)成本上升，產(chǎn)出下降，要素邊際生產(chǎn)率下降，表現(xiàn)為遵循成本效應(yīng)。因工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中缺乏環(huán)保投入數(shù)據(jù)，不能直接測度企業(yè)的環(huán)保成本，參考He等［35］的研究思路，選用勞動邊際生產(chǎn)率對數(shù)值（lnMPL）、資本邊際生產(chǎn)率對數(shù)值（lnMPK）作為遵循成本效應(yīng)的間接測度指標(biāo)。根據(jù)表6列（1）與列（3）的回歸結(jié)果得出，實施綠色信貸政策導(dǎo)致企業(yè)環(huán)保投入增加，表現(xiàn)為綠色信貸政策的估計系數(shù)顯著為負(fù)；表6列（2）與列（4）的回歸結(jié)果顯示，在控制勞動邊際生產(chǎn)率與資本邊際生產(chǎn)率后，解釋變量的估計系數(shù)仍然顯著為負(fù)，表明綠色信貸政策通過遵循成本效應(yīng)進(jìn)一步改善企業(yè)環(huán)境績效。

表6 遵循成本效應(yīng)

4.5 異質(zhì)性檢驗

4.5.1 企業(yè)層面：企業(yè)所有制和企業(yè)規(guī)模

企業(yè)所有制的不同意味著生產(chǎn)經(jīng)營目標(biāo)存在差異，對要素的配置方式有所不同，進(jìn)而會影響企業(yè)環(huán)境績效。該研究根據(jù)注冊類型把企業(yè)分為國有企業(yè)（treat_state）與非國有企業(yè)（treat_others），分析綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的影響因企業(yè)所有制不同而有何差異?；貧w結(jié)果見表7列（1）。實證結(jié)果表明國有企業(yè)與非國有企業(yè)的回歸系數(shù)在1%的水平上均顯著為負(fù)，且非國有企業(yè)的回歸系數(shù)絕對值大于國有企業(yè)，意味著綠色信貸政策對非國有企業(yè)的環(huán)境績效改善效果更明顯。其中可能的原因是：首先，非國有企業(yè)在政策實施前環(huán)保意識較弱，面對綠色信貸約束時減排效果更明顯；其次，為獲取更多信貸資源，緩解融資約束，非國有企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的意愿更強。

表7 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

不同規(guī)模企業(yè)的污染產(chǎn)生量與資金實力存在差異，這將直接影響經(jīng)營者減排決策。根據(jù)企業(yè)樣本期間所測算的各企業(yè)總資產(chǎn)的中位數(shù)，將企業(yè)分為規(guī)模以上企業(yè)（treat_big）和其他企業(yè)（treat_small）?；貧w結(jié)果見表7列（2）。規(guī)模以上企業(yè)和其他企業(yè)的系數(shù)均顯著為負(fù)，且綠色信貸政策對規(guī)模以上企業(yè)環(huán)境績效的改善作用低于其他企業(yè)。分析原因可能是：一方面，規(guī)模以上企業(yè)業(yè)務(wù)量大，污染基數(shù)大，即使迫于綠色信貸政策的壓力增加減排力度，環(huán)境績效改善效果可能仍不明顯；另一方面，在綠色信貸政策的約束下，相對于其他企業(yè)采取末端治理甚至減產(chǎn)等減排手段，規(guī)模以上企業(yè)傾向于通過采取技術(shù)創(chuàng)新的策略進(jìn)行污染減排，表現(xiàn)出明顯的時滯性。

4.5.2 行業(yè)層面：技術(shù)復(fù)雜度和行業(yè)競爭度

考慮到不同技術(shù)復(fù)雜度行業(yè)的企業(yè)對綠色信貸政策反應(yīng)程度存在差異，進(jìn)而可能影響環(huán)境改善效果。該研究借鑒呂越等［36］的處理方法，依據(jù)GBT4574-2002國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，將行業(yè)劃分為高技術(shù)水平行業(yè)（treat_higtech）與中低技術(shù)水平行業(yè)（treat_lowtech）?；貧w結(jié)果見表7列（3）。綠色信貸政策對中低技術(shù)水平企業(yè)環(huán)境績效的改善作用高于其他企業(yè)。分析原因可能是：一方面，中低技術(shù)水平行業(yè)聚集了大量重污染企業(yè)，政府對該類企業(yè)實行的監(jiān)管更嚴(yán)格，倒逼企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，進(jìn)而實現(xiàn)更多污染減排；另一方面，高技術(shù)水平行業(yè)普遍重視技術(shù)創(chuàng)新，能源和原材料消耗少，而中低技術(shù)水平行業(yè)以資源消耗維持生產(chǎn)，二者差異造成了綠色信貸政策對中低技術(shù)水平行業(yè)的企業(yè)環(huán)境績效影響更大。

不同競爭程度行業(yè)的市場發(fā)育程度與資源配置效率存在差異，從而可能影響企業(yè)環(huán)境績效。該研究以企業(yè)樣本期所測算的赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)分為高競爭度行業(yè)（treat_hhhi）與低競爭度行業(yè)（treat_lhhi）?；貧w結(jié)果見表7列（4）。高競爭程度行業(yè)內(nèi)企業(yè)與低競爭程度行業(yè)內(nèi)企業(yè)的系數(shù)均顯著為負(fù)，且處于高競爭度行業(yè)內(nèi)企業(yè)的回歸系數(shù)絕對值大于低競爭程度行業(yè)內(nèi)企業(yè)，表明綠色信貸政策作用效果對所處行業(yè)競爭程度高的企業(yè)強于低競爭程度行業(yè)內(nèi)企業(yè)。分析原因可能是：行業(yè)競爭度通過信號傳遞與資源配置影響企業(yè)環(huán)境績效。一方面，綠色信貸政策實施導(dǎo)致高競爭度行業(yè)資源分配嚴(yán)重失衡，企業(yè)為獲得信貸資源主動改善環(huán)境績效；另一方面，競爭程度越大的行業(yè)，市場發(fā)育程度越完善，綠色信貸政策通過資源再配置效應(yīng)改善該行業(yè)企業(yè)環(huán)境績效的效果越明顯。

4.5.3 地區(qū)層面：金融發(fā)展程度

各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)分布不同，進(jìn)而綠色信貸政策的實施效果可能存在較大差異。該研究使用中國分省份市場化指數(shù)數(shù)據(jù)庫中要素市場的發(fā)育程度評分度量地區(qū)金融發(fā)展程度，根據(jù)評分的中位數(shù)分為金融發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)（treat_hfinmark）與金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)（treat_lfinmark）?；貧w結(jié)果見表7列（5）。結(jié)果顯示綠色信貸政策對金融欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)的環(huán)境績效改善效果更顯著。對此可能的解釋有：一方面，在金融發(fā)達(dá)地區(qū)，可供企業(yè)選擇的融資渠道較多，受綠色信貸約束的影響較??；另一方面，金融發(fā)達(dá)地區(qū)往往是高新科技產(chǎn)業(yè)聚集地，該地區(qū)企業(yè)的污染排放水平本身較低。因此，綠色信貸政策對該地區(qū)的企業(yè)環(huán)境績效改善效果有限。

5 進(jìn)一步討論

5.1 行業(yè)資源再配置效應(yīng)

借鑒Griliches等［27］和毛其淋等［37］的研究思路，將行業(yè)排污強度變動分解為：“企業(yè)內(nèi)效應(yīng)”“企業(yè)間效應(yīng)”“進(jìn)入效應(yīng)”以及“退出效應(yīng)”4部分。其中“企業(yè)間效應(yīng)”“進(jìn)入效應(yīng)”和“退出效應(yīng)”之和被定義為資源再配置效應(yīng)。值得關(guān)注的是，行業(yè)總體的環(huán)境績效是由“企業(yè)內(nèi)效應(yīng)”還是資源再配置效應(yīng)引致的？

為深入分析上述問題，首先測度行業(yè)層面的排污強度：

其中：i、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)與年份，Θk為行業(yè)k的企業(yè)集合；ωit表示企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重，行業(yè)k從t-1期到t期的排污強度變化可表示為：

其中：H表示在位企業(yè)的集合，En表示進(jìn)入企業(yè)的集合，Ex表示退出企業(yè)的集合。進(jìn)一步分解行業(yè)層面的排污強度可得：

表8報告了2000—2014年行業(yè)層面排污強度的分解結(jié)果。從表中可知，行業(yè)排污強度的年平均下降幅度為0.050 3。企業(yè)間效應(yīng)為-0.024 4，對行業(yè)排污強度的影響占比48.51%；企業(yè)內(nèi)效應(yīng)為-0.009 9，占比為19.68%。綜上，企業(yè)內(nèi)與企業(yè)間效應(yīng)構(gòu)成的集約邊際效應(yīng)達(dá)到了68.19%，表明在位企業(yè)自身環(huán)境績效的改善與市場份額的變化對行業(yè)整體排污強度具有關(guān)鍵作用。退出效應(yīng)為-0.019 5，對行業(yè)環(huán)境效應(yīng)的影響占比38.77%，表明退出市場的企業(yè)排污強度高于行業(yè)總體均值；而企業(yè)進(jìn)入效應(yīng)為正，占比6.96%，表明新進(jìn)入市場企業(yè)的排污強度高于行業(yè)均值。因此，企業(yè)的退出效應(yīng)大于進(jìn)入效應(yīng)，即擴(kuò)展邊際效應(yīng)為負(fù)。可能的原因是新進(jìn)入企業(yè)資金、規(guī)?；驍?shù)量較少，對行業(yè)排污強度影響程度小于退出企業(yè)對環(huán)境績效的改善作用，故整體環(huán)境效應(yīng)得到顯著改善。具體而言，集約邊際對行業(yè)環(huán)境績效改善的貢獻(xiàn)度接近70%，而擴(kuò)展邊際（狹義資源再配置效應(yīng)）的貢獻(xiàn)度只有31.81%。但如果加上企業(yè)間效應(yīng)，得到廣義的資源再配置效應(yīng)為-0.040 4，它對行業(yè)環(huán)境績效的貢獻(xiàn)度達(dá)到80.32%。綜上所述，資源再配置效應(yīng)在行業(yè)總體的環(huán)境績效增長中具有不容忽視的作用。

表8 行業(yè)排污強度變動的分解結(jié)果

5.2 企業(yè)市場選擇機制

綠色信貸政策作為環(huán)境與金融政策，提高了市場進(jìn)入門檻，阻礙了新企業(yè)進(jìn)入，導(dǎo)致低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入市場更加困難。同時，綠色信貸政策增加了在位企業(yè)的經(jīng)營成本，提高了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險，綠色信貸政策通過強化市場選擇機制影響企業(yè)進(jìn)入、退出行為。該研究進(jìn)一步從實證上檢驗綠色信貸政策的市場選擇機制。

首先，根據(jù)企業(yè)狀態(tài)把樣本企業(yè)劃分為進(jìn)入企業(yè)、退出企業(yè)和在位企業(yè)［38］。該研究采用松弛測度的方向性距離函數(shù)結(jié)合全域Malmquist-Luenberger指數(shù)對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，根據(jù)企業(yè)樣本期間所測算的各企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的中位數(shù)，分為高生產(chǎn)率企業(yè)與低生產(chǎn)率企業(yè)。該研究采用Logit面板固定效應(yīng)模型探究高生產(chǎn)率企業(yè)與低生產(chǎn)率企業(yè)的進(jìn)入退出行為。

其中：pijt表示企業(yè)i第t年在j行業(yè)中處于進(jìn)入市場或退出市場狀態(tài)的虛擬變量，其他指標(biāo)與式（16）相同。

表9報告了綠色信貸政策對高生產(chǎn)率企業(yè)與低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入退出行為的回歸結(jié)果。列（1）表示高生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入市場的情況，回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著，意味著綠色信貸政策對高生產(chǎn)率企業(yè)的進(jìn)入影響不顯著；列（2）回歸結(jié)果顯著為負(fù)，表明綠色信貸政策的實施阻礙了低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入市場；列（3）和列（4）反映了企業(yè)的退出情況，其中高生產(chǎn)率企業(yè)的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，低生產(chǎn)率企業(yè)不顯著。表明綠色信貸政策實施后僅減少了高生產(chǎn)率企業(yè)的退出概率。綜上，實證分析結(jié)果與前文理論一致，低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入市場難度加大，高生產(chǎn)率企業(yè)留在市場，綠色信貸政策通過市場選擇機制改善企業(yè)環(huán)境績效。

表9 企業(yè)進(jìn)入退出結(jié)果

6 結(jié) 論

該研究以2007年《意見》正式實施為事件構(gòu)造準(zhǔn)自然實驗，基于2000—2014年工業(yè)企業(yè)與企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫以及中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，從綠色信貸政策視角構(gòu)建雙重差分模型與三重差分模型，系統(tǒng)分析了綠色信貸政策對企業(yè)環(huán)境績效的影響效果與作用機制。實證結(jié)果表明：綠色信貸政策顯著改善了企業(yè)環(huán)境績效，且經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、工具變量法等一系列穩(wěn)健性檢驗后上述結(jié)論依然成立；綠色信貸政策對非國有企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)的環(huán)境績效改善效果更佳，在中低技術(shù)水平行業(yè)與高競爭度行業(yè)中，綠色信貸政策的減排效果更為突出，且隨著地區(qū)金融化程度的減弱，綠色信貸政策改善企業(yè)環(huán)境績效的效果增強。機制檢驗表明，綠色信貸政策不僅通過“創(chuàng)新補償效應(yīng)”“融資約束效應(yīng)”以及“遵循成本效應(yīng)”影響企業(yè)環(huán)境績效，而且進(jìn)一步通過宏觀角度的“資源再配置效應(yīng)”與微觀角度的“市場選擇機制”發(fā)揮作用。

基于前文實證分析結(jié)果，提出如下建議：①企業(yè)應(yīng)提高創(chuàng)新水平，改善要素投入結(jié)構(gòu)，加強公司治理。綠色信貸政策的“創(chuàng)新補償效應(yīng)”與“遵循成本效應(yīng)”啟示企業(yè)革新生產(chǎn)技術(shù)與設(shè)備有助于提高生產(chǎn)率，改善環(huán)境績效。②金融機構(gòu)應(yīng)明確信貸審批標(biāo)準(zhǔn)，強化監(jiān)督機制，充分發(fā)揮銀行等金融機構(gòu)對資源的配置作用。一方面，綠色信貸政策的“融資約束效應(yīng)”啟示金融機構(gòu)“區(qū)別對待”，增加信貸資源向環(huán)保企業(yè)的傾斜，限制“兩高一?！逼髽I(yè)的污染排放；另一方面，“市場選擇機制”與“資源再配置效應(yīng)”啟示金融機構(gòu)應(yīng)代替政府引導(dǎo)市場，充分發(fā)揮資源配置的功能，有序推動“兩高”產(chǎn)業(yè)的退出與轉(zhuǎn)型，改善企業(yè)環(huán)境績效。③政府應(yīng)實施差異化的激勵措施，逐步完善環(huán)境治理政策與相關(guān)法律法規(guī)。政府在實施綠色信貸政策的過程中要兼顧各地區(qū)與行業(yè)之間的差異性，尤其要加強對國有企業(yè)、規(guī)模以上企業(yè)以及高技術(shù)水平、競爭度低的行業(yè)企業(yè)的引導(dǎo)，保障各企業(yè)之間的綠色發(fā)展與協(xié)調(diào)發(fā)展，改善企業(yè)環(huán)境績效。