环境规制是否抑制企业金融化行为—基于新《环保法》出台的准自然实验

　　摘　要：运用2014—2016年A股上市公司数据，以新出台的《中华人民共和国环境保护法》作为准自然实验的外生冲击，采用两期DID模型分析环境规制对企业金融化投资的影响。研究发现：(1)环境规制并不会导致企业实体业绩下滑，且会在一定程度上抑制企业“脱实向虚”行为;(2)环境规制主要通过研发机制促使企业经营转型升级，提升企业研发绩效进而减少金融化投资对实体产业的挤出;(3)环境规制还能够通过增强外部信息监督作用，降低企业投机动机下进行短期金融化投资的倾向;(4)绿色信贷的发展能够进一步增强环境规制对金融化投资产生的抑制作用。未来应通过环境规制带来的产业转型升级，促进企业实体经营并避免“脱实向虚”，同时通过各类财政扶持政策的出台，解决环境规制对企业带来的资金压力。

　　关键词：新《环保法》;金融化;信息机制;实体替代;脱实向虚

　　企业金融化是全球经济发展的重要趋势[1]。20世纪80年代，西方国家实体投资率下降，负债率不断提升，呈现出“实体空心化”的趋势。对于中国来说，后金融危机时代信贷总量的扩张伴随着实体经济的转型，“脱实向虚”与金融市场发展的滞后同时存在。

　　环保论文范例：环保型水处理化学品及水处理技术分析

　　2012年，证监会发布《上市公司监管指引第2号−上市公司募集资金管理和使用的监管要求》，明确提出上市公司资金可用于购买稳定收益产品。此后上市公司金融化投资规模迅速扩大，“脱实向虚”成为当前中国经济发展中面临的严峻问题。2015年，《中华人民共和国环境保护法》(以下简称“新《环保法》”)首次从法律角度明确了重污染企业公开详细环境信息的责任，强化了各级政府对环境的监管责任。

　　对于实体经济来说，一方面，新《环保法》的出台能够通过增强外部监督作用，对污染企业实施惩罚措施等手段倒逼企业研发投资及技术转型升级，以增强实体竞争力水平来缓解粗放式生产方式造成的环境污染[2];另一方面，环境规制又可能会对传统产业经营造成冲击，增加重度污染企业融资难度，同时企业的转型升级过程同样可能会造成企业业绩下滑。“脱实向虚”行为是否与环境规制行为存在关联?环境规制政策是否会通过对企业实体经营产生影响，针对此，本文拟解决以下问题：第一，从企业“脱实向虚”视角，通过环境规制对企业金融化行为影响机制进行分析。

　　第二，从金融化动机角度，关注金融化实体替代效应与短期“蓄水池”动机下的流动性管理：一方面，融资约束存在的情况下，环境规制会倒逼企业研发投资，实现整体转型升级，同时企业经营状况的不断优化，不会造成实体替代动机下金融化投资的发生;另一方面，绿色信贷政策与财政资金的同步配套支持，会通过融资约束的缓解与优胜劣汰机制的发挥，强化环境规制对金融化行为的抑制作用，同时环境规制又会通过信息途径对企业短期行为形成监督作用。环境规制对实体经营造成的冲击，是否是企业形成金融化的主因，促进还是抑制了企业的“脱实向虚”行为，值得进一步研究。

　　一、理论分析与研究假设

　　(一)文献综述

　　环境规制对企业生产绩效的影响主要分为成本效应和技术效应[3]。从企业生产成本视角来看，环境规制主要通过“负向溢出”效应的发挥，加强对重污染企业的惩罚力度，同时企业需要及时披露污染排放信息，为达到环保标准，企业不得不购置清洁技术，实现清洁生产[4-6]，而高昂的排污费用又挤占了企业的实体投资，抑制了企业扩大再生产[7]。而从技术创新视角来看，环境规制主要发挥“创新补偿”效应。

　　根据“绿色竞争”理论[8]，合理的环境规制能够刺激企业进一步对排污技术进行改进，刺激企业的“创新效应”[9]，相关文献对“波特假说”的成立性进行了验证[10-11]。然而也有文献认为，环境规制会通过对企业经营负面冲击，而对企业的研发投资造成“挤出”[12-13]。并认为，环境规制与企业技术进步、成本效应之间的关系是不确定的，可能存在一定的阈值特征[14]。现有文献从环境规制对企业生产成本、技术创新倒逼机制两方面进行了研究，但对于环境规制与企业实体绩效之间的关系，各方观点不一，特别是对环境规制与研发倒逼机制的关系是否成立，尚未得出统一结论。

　　同时，此种倒逼会对实体经营产生何种影响，值得进一步研究。对于企业金融化动因的分析，一派学者将企业金融化行为与实体投资收益挂钩，认为实体业绩下滑的背景下，金融化投资作为实体替代手段造成实体挤出，同时又能够通过“蓄水池效应”的发挥提升企业自身资金运营能力以缓解企业短期资金困境[15]。张成思和刘贯春[16]认为，金融化三重动因包括传统产业利润率下滑、贸易开放与老龄化，其中传统制造业利润率下降，使得更多企业将资本转移到金融化投资之中，封闭条件下企业金融化行为是传统利润率下滑、“脱实向虚”利润追逐的结果;Davis[17]与宋军和陆旸[18]认为，实体收益与金融化投资比例之间存在“倒U形”关系，并将二者之间关系区分为“替代效应”与“富余效应”，即实体投资收益率在一定比例内，企业实体投资收益上升将对金融化投资形成“挤出效应”，此时金融化更多地表现为“脱实向虚”下的被动选择。

　　另一派学者则认为，企业金融化行为并非由实体投资收益下滑导致，而是存在“股东价值”的动机，即企业通过金融化投资行为能够起到提升企业股价的目的，通过股东利益的提升解决股东与企业经理层之间存在的“委托—代理问题”，例如Stockhammer[19]将企业实体行为向金融服务行为的转化定义为金融化行为，并认为此行为与股东利益导向直接相关;Crotty[20]则认为，股东价值导向导致企业为满足股东分配和股价稳定，增加金融投资比例，进而导致企业更为看重金融资本收益而非实体收益，同时机构投资者比例的增加又会导致企业短期投资行为增加。

　　总体来说，现有文献对金融化行为的动因分析主要包括实体机制与股东机制两种。在企业存在融资约束并且利润下滑的情况下，金融化行为能够作为实体投资的替代手段，对研发投资等实体投资行为形成挤出。然而鲜有文献从环境规制政策入手，分析环境规制政策如何通过实体影响机制，影响企业金融化的投资行为，二者是否存在关联性值得进一步探讨。

　　(二)理论分析与假设提出

　　1.环境规制、实体效应与金融化投资一方面，环境规制行为存在负向溢出效应。由于环境规制对企业环境标准要求的提升，对企业未来的生产经营带来了高成本和更大的不确定性。若环境规制带来企业成本上升，同时导致企业现金流减少，环境规制的“负向溢出”效应会更为明显。

　　在此背景下，环境规制带来的业绩下滑将对企业长期经营产生负面影响。在融资约束增加、实体投资机会有限的状况下，环境规制政策的出台，会通过实体替代动机带来企业金融化投资特别是长期保值性金融化投资的增加。另一方面，环境规制在一定条件下，同样会发挥“创新补偿”效应[21]。合理的环境规制能够刺激企业进行技术上的转型升级，抵消企业环保投资带来的高昂生产成本。新《环保法》的出台促使企业改善生产工艺，增加研发投资，从而提升全要素生产率及企业自身产品的竞争力水平。

　　首先，研发效率的提升，能够促进企业长期的经营行为，进而缓解企业实体替代动机下金融化对实体投资的挤出，对金融化行为产生抑制作用。其次，环境规制政策实施的同时，企业又会获得更多政府补贴与税收减免的支持，进而促进企业研发升级，避免实体经营受损[22]。虽然研发投资与技术转型会造成一定的资金占用，但企业会将更多精力与资金投入实体，进而会对“脱实向虚”动机下金融化行为造成一定的抑制。同时，企业技术水平与研发能力的提升，一定程度上也能够提升企业对未来经营乐观的预期;市场份额扩大、排污削减带来融资能力的提升，对企业实体经营与未来融资能力均会产生积极影响，并不会加剧企业金融化投资行为。

　　二、研究设计与数据说明

　　(一)计量模型构建

　　1.双重差分DID模型本文借鉴崔广慧和姜英兵[2]、李百兴和王博[21]以新《环保法》作为环境规制行为外生冲击的方法，将2015年新《环保法》的出台作为外生冲击事件，并借鉴王杰和刘斌[28]对于重度污染行业的识别方法，将处理组设定为重度污染行业样本，新《环保法》出台后年份post=1，通过上述方式构造两期双重差分模型，分析环境规制政策能否提升企业金融化投资比例，具体模型为finpro1it(stfinpro1it/ltfinpro1it)=β0+β1pol1i(pol2)i+β2postt+β3pol1i(pol2)i×postt+control+εit(1)其中，finpro1为企业金融化投资占总资产比例×100;stfinpro1为企业短期金融化投资占总资产比例×100;ltfinpro1为企业长期金融化投资占总资产比例×100;pol1与pol2为两种处理组界定方式，pol1通过2014年行业排污状况进行重污染行业界定，重污染行业中样本作为处理组样本(pol1=1)，而pol2同时通过2014年行业排污与省份排污状况进行重污染样本界定(pol2=1);以2015年新《环保法》出台作为冲击年份时点，2015年及之后的年份样本post变量取值为1，其余年份样本post取值为0。

　　安慰剂检验中，本文将冲击年份提前三年，即2012年及之后样本post1变量取值为1，其余年份样本取值为0。同时，本文借鉴崔广慧和姜英兵[2]、杜勇等[15]研究金融化动因与环境规制行为时选用控制变量的方法，选择企业总资产收益率水平(roa)、主营业务收入增长率水平(incgrowth)、反应企业未来成长能力的tobinq、企业规模(size)、杠杆率(lev)、是否存在粉饰亏损动机(loss)作为本文两期DID(Differencein-Difference)回归分析的控制变量。机制分析上，本文运用企业研发投资强度(rdsales)和发明专利授权数量对数值(lngrinvpatt)作为研发投入和研发绩效指标，同时运用企业获得政府补贴金额(sub)作为分组变量。

　　2.调节机制检验

　　1)绿色信贷指标绿色信贷指标主要用来衡量企业所获得的基于环境约束的信贷供给[29]，现有指标多从银行信贷资金去向即是否支持绿色产业来衡量绿色信贷整体发展水平，鲜有文献从微观视角度量绿色信贷发展指标。

　　本文借鉴王凤荣和王康仕[30]对于企业绿色信贷指标的度量方法，首先，通过年度负债率变化因素对企业基本面因素进行回归，并对行业I、年度t、省份p控制固定效应后得出残差项，回归方程为∆levit=γ0+γ1∆levit−1+γ2sizeit−1+γ3roait−1+γ4strit+γ5incgrowthit+γ6sizeit+γ7roait+λt+λp+λI+µit(2)其中，lev表示企业杠杆率水平;size表示企业规模;roa表示企业总资产收益率;str表示企业固定资产投资占总资产比例;incgrowth表示企业销售收入增长率。其次，由国泰安CSMAR数据库“绿色信贷”板块提取出2014—2016年各省份逐日环境污染指数AQI取值，并通过年度算数平均方式得出该省份年度平均环境污染指数，污染指数取值越大，说明省份内企业绿色信贷发展水平越低。

　　本文将上市公司所在省份的AQI指数乘以(−1)度量上市公司所在省份的绿色信贷发展环境。再次，本文将提取企业负债水平残差项与AQI相反数相乘，得出企业绿色信贷发展指数(gfinance)，该指标作为调节变量，衡量企业绿色信贷支持指标对企环境规制与金融化之间的关联性产生的影响。再次，本文将提取企业负债水平残差项与AQI相反数相乘，得出企业绿色信贷发展指数(gfinance)，该指标作为调节变量，衡量企业绿色信贷支持指标对企环境规制与金融化之间的关联性产生的影响。2)企业加入融资融券试点指标本文借鉴李春涛等[31]对于企业加入融券样本与信息披露之间的关联性分析方法，将企业是否加入融资融券试点作为信息披露质量的外部冲击指标，进行调节效应分析。若企业当年加入融资融券样本，则short=1，否则short=0。

　　(二)变量及数据说明

　　1.金融化度量方法

　　被解释变量为每年末企业金融化资产占总资产比例。参照刘珺等[32]、杜勇等[15]对金融资产的划分方式，将金融化资产分为两类：一种为短期金融资产即交易性金融资产和衍生金融资产两个科目;另一种为长期金融资产，包括可供出售金融资产、持有到期投资、投资性房地产三个科目。由于长期股权投资中包含一部分非金融投资科目，并且企业通过控股金融公司获得收益，更多是与控股金融公司经营状况相关，本文暂未将此科目中金融投资资产部分列入到金融资产核算之中。

　　2.处理组样本划分变量

　　首先，本文借鉴张纯和吕伟[25]对污染行业的划分方法，将五种主要污染物作为不同行业污染物排放度量指标(废水、二氧化硫、烟尘、粉尘和固体废弃物);其次，将“行业—年度”污染物排放量标准化处理，即使用每个行业2014年各类污染物排放总量除以各行业自身产值水平求得标准化排放量;再次，通过行业年度污染物排放的标准化指标进行算术平均加权后，计算得出2014年不同行业污染指标;最后，根据计算得出的2014年行业污染指标，将排位前1/3的污染行业确定为重度污染行业①。

　　稳健性检验中，使用企业所在省份2014年污染物排放AQI数据，通过标准化处理为比例变量后进行排序，将污染排放前1/3的区域确定为重度污染地区，受到新《环保法》出台影响更大。将两种指标相乘后重新确定处理组，即处理组样本为既受到行业环境规制影响也受到地区污染规制影响的样本。

　　3.其他控制变量

　　首先，本文采用公司投资行为分析中常用的控制变量，包括：现金规模对数值(lncash)、企业规模(size)、企业杠杆水平(lev)、主营业务收入增长率水平(incgrowth)、成长性(tobinq)等指标。其次，本文将企业利润操纵行为引入分析框架之中，loss为衡量企业是否存在利润操纵行为的虚拟变量，若未计算金融与股权投资收益、营业外收入与支出时企业发生的亏损，计算后转为盈利，则loss=1，否则为0。再次，本文倾向得分匹配(PSM)过程中运用的匹配变量还包括：企业董事会规模(boardnum)、成立年数(age)以及是否为国有企业(SOE)。

　　三、实证结果

　　(一)DID平行假设检验

　　本文首先通过年度处理组与对照组样本金融化投资比例均值进行逐年计算并绘图分析二者间的差异。对照组与处理组中，企业平均金融化投资比例呈现逐年上升趋势，说明“脱实向虚”趋势在整体样本中存在，同时一般行业中金融化投资比例大于重度污染行业，二者差异可能是由于重度污染企业政策出台前存在一定的融资约束，金融机构对该类企业支持力度持续偏小等因素所致。2015年新《环保法》出台后，对照组金融化投资比例上升幅度明显小于处理组，说明新《环保法》出台对二者影响存在明显差异，环境规制在一定程度上有利于降低企业金融化投资意愿。

　　同时，本文将样本期提前与延后2年后，通过在式(1)中加入处理组虚拟变量与年度虚拟变量的交乘项作为时变系数，重新进行回归后，对系数的时变效应进行分析，若政策时变效应在政策出台前不明显，而在政策出台后开始出现，则说明DID回归中的平行假设成立。

　　(二)两期DID主回归分析

　　首先，本文将2015年1月1日新《环保法》出台作为环境规制行为的外生冲击事件，按前文识别的重污染行业中企业作为处理组样本，2015年与2016年post=1，2014年post=0。之后利用前文识别的处理组与控制组样本，以及外生冲击的时间进行两期DID的回归分析，其中因变量为未来1期企业金融化投资占总资产比例。

　　(三)机制分析

　　1.经营机制与研发机制检验

　　首先，为对假设1进行验证，本文对新《环保法》的出台对企业经营绩效和研发行为二者关联性的影响进行了分析，业绩渠道方面，新《环保法》出台对企业业绩水平会起到提升作用;研发影响方面，虽然从DID回归能够看出，新《环保法》出台对重度污染行业的研发投资水平起到抑制作用，然而对发明专利的授权数量却存在正向影响;同时，新《环保法》出台并不会造成企业收入比例的下降。

　　对式(1)实证分析能够得出：从实体途径来看，尽管由于融资约束的增加，新《环保法》出台对企业研发投资比例造成负面影响，然而对研发效率有提升作用，同时又会对业绩水平产生正向影响，说明环境规制政策并不会通过对企业业绩造成负面冲击进而造成“脱实向虚”的增加。

　　四、结论与政策建议

　　本文选择2014—2016年A股上市公司数据作为分析样本，利用新《环保法》的出台作为外生冲击事件，通过两期DID回归分析了环境规制行为对企业金融化投资的影响，并通过对“波特假说”和信息机制的检验分析了环境规制政策的出台与企业金融化投资和“脱实向虚”动机存在关联。本文初步验证了以下结论：第一，环境规制政策的出台，并非近年来企业“脱实向虚”行为的主因，反而会降低企业金融化投资意愿。

　　第二，经营机制上，新《环保法》的出台虽然会降低研发投资强度，但是却会提升发明专利授权数量，进而并不会对企业增长能力与业绩水平形成负向冲击，对金融化行为产生抑制作用。第三，信息机制上，新《环保法》的出台会通过外部监督机制，加强负面信息披露和企业投资行为透明化程度，进一步抑制企业短期投机行为，降低短期金融化投资比例。第四，绿色信贷支持力度的增加与信息披露机制的完善，会进一步抑制金融化行为。

　　本文从“脱实向虚”视角解决了目前各方对于环境规制的实体效应的相关争论，同时也明确了绿色发展是促进实体经济长期竞争力提升、避免“脱实向虚”的重要手段。根据上述分析，本文提出以下政策建议：

　　第一，从长期经营渠道来看，应进一步通过税收减免、财政补贴等手段促进企业研发活动的开展，避免环境规制对企业转型升级带来的资金压力和经营压力，进而避免企业通过金融化投资行为作为短期资金周转的方式。同时通过研发绩效的提升抑制“脱实向虚”行为，引导企业更多地将资金投入到长期经营活动之中。

　　第二，从短期投机渠道来看，环境规制政策实施的同时，应进一步通过外部监督机制的完善、卖空机制的不断引入，实现外部利益相关者对企业经营行为的监督，进而通过外部监督机制与信息机制的加强来抑制企业短期投机行为，提升资金利用效率。第三，应进一步促进环境规制与绿色信贷政策的结合，通过优胜劣汰机制促进企业经济效益与社会效益相统一，通过企业经营转型与研发能力的提升，提升实体经营业绩，避免“脱实向虚”行为。

　　参考文献：

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　　作者：俞毛毛，马妍妍