綠色信貸政策會影響重污染企業(yè)盈余質(zhì)量嗎？

郁智曹雅麗

(1.西南大學經(jīng)濟管理學院，重慶 400715；2.北京工商大學商學院，北京 100048)

一、引言

發(fā)展綠色金融是加快生態(tài)文明改革、推進綠色發(fā)展的重要舉措，而綠色金融的發(fā)展離不開規(guī)范綠色生產(chǎn)和消費的法律制度和政策導(dǎo)向。在此背景下，為促進綠色金融的發(fā)展，2012年2月24日，中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會正式發(fā)布了《綠色信貸指引》，對銀行業(yè)金融機構(gòu)發(fā)展綠色信貸的理念、流程等都提出了明確要求。目前，綠色信貸提供了中國90%以上的綠色融資(魯政委等，2020)[23]，加之我國資本結(jié)構(gòu)體系是以銀行和信貸為主，綠色信貸是否能夠真正發(fā)揮杠桿作用，從而將綠色發(fā)展戰(zhàn)略深入落實到企業(yè)中，是我國全面推進綠色金融體系建設(shè)的試金石。《綠色信貸指引》的出臺不僅有利于我國綠色金融政策制度體系的完善，對于改善環(huán)境治理，解決日益嚴峻的環(huán)境污染，促進綠色經(jīng)濟、循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展，推動經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級也具有重要意義。

已有的研究也從綠色信貸政策對銀行成本與績效的影響(王建瓊和董可，2019；丁寧等，2020)[29][17]、綠色信貸政策對企業(yè)債務(wù)融資能力的影響(沈洪濤和馬正彪，2014；蘇冬蔚和連莉莉，2018；蔡海靜等，2019；Liu et al.，2019)[26][27][14][9]以及綠色信貸政策對于引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的作用(王遙等，2019)[30]等方面考察了《綠色信貸指引》出臺的經(jīng)濟后果。面對日益嚴苛的環(huán)保法規(guī)，良好的環(huán)境風險管理能力可以幫助企業(yè)提升債務(wù)融資水平，而環(huán)境績效較差的企業(yè)則面臨著更高的環(huán)境負債(Sharfman and Fernando，2008)[12]。綠色金融政策的激勵作用在于能夠促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整，實現(xiàn)“經(jīng)濟”與“環(huán)境”的雙贏(王遙等，2019)[30]。但這些研究主要是從信貸資源配置的角度考察《綠色信貸指引》的經(jīng)濟后果，而關(guān)于《綠色信貸指引》對企業(yè)其他經(jīng)濟行為的影響則較少涉及，尤其是關(guān)于《綠色信貸指引》對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，相關(guān)研究仍然較為缺乏。

在委托代理關(guān)系中，信息不對稱是企業(yè)內(nèi)外部利益相關(guān)者都面臨的普遍問題，會計信息則是企業(yè)與投資者、監(jiān)管部門、銀行業(yè)金融機構(gòu)以及社會公眾之間進行溝通的重要橋梁。會計信息質(zhì)量的高低會對銀行業(yè)金融機構(gòu)等會計信息使用者的經(jīng)濟決策產(chǎn)生直接影響。如果忽視《綠色信貸指引》對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，則可能會導(dǎo)致銀行業(yè)金融機構(gòu)依據(jù)錯誤的會計信息做出錯誤的經(jīng)濟決策，這不僅會影響銀行業(yè)金融機構(gòu)的投資效率，也可能會對《綠色信貸指引》的實施效果產(chǎn)生不利影響。所以，盈余管理行為所導(dǎo)致的信息風險是投資者應(yīng)關(guān)注的重要風險點(曾雪云和陸正飛，2016)[15]，企業(yè)的盈余管理行為可能會損害會計信息的債務(wù)契約有用性(陸正飛等，2008)[24]，導(dǎo)致債權(quán)人做出錯誤的經(jīng)濟決策，從而增加信貸風險，并對信貸資源配置效率產(chǎn)生不利影響。尤其是當信貸資源配置逐步引入新的環(huán)境保護變量時，重污染企業(yè)可能面臨著更為“捉襟見肘”的融資窘境，融資難度雪上加霜，承受著越來越高的環(huán)境責任風險、信貸違約風險和聲譽風險，非常容易陷入惡性循環(huán)。而當企業(yè)獲取信貸資源的難度不斷增加時，盈余信息可能成為企業(yè)獲取資源的“救命稻草”。因此，在加強綠色信貸政策制度建設(shè)的同時，也應(yīng)當關(guān)注企業(yè)盈余信息的變化。忽略盈余信息質(zhì)量的變化可能會對信貸資源配置效率產(chǎn)生負面影響，并最終扭曲綠色信貸政策的實施效果。

基于此，本文借助2012年2月24日起實施的《綠色信貸指引》，以該指引出臺前后四年即2008―2015年為樣本期間，以在滬深兩市上市的重污染行業(yè)上市公司為研究對象，采用雙重差分法(DID)研究綠色信貸政策對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，綠色信貸政策實施后，重污染企業(yè)盈余管理活動相對增加，盈余質(zhì)量降低。考慮到盈余管理方向的差異化動機，重污染企業(yè)盈余質(zhì)量降低主要表現(xiàn)在為了獲取信貸資源而進行了向上的盈余管理。進一步研究發(fā)現(xiàn)，面臨融資約束較高、競爭壓力較大、環(huán)境治理較差的重污染企業(yè)和地方政府環(huán)境治理較差的地區(qū)上述影響更為明顯。

本文可能的貢獻在于：首先，進一步豐富和拓展了綠色信貸政策經(jīng)濟后果的研究。以往研究大多關(guān)注綠色信貸政策實施的直接效果，即對于信貸資源配置的影響，但尚未考慮到其對企業(yè)會計信息質(zhì)量是否存在顯著影響，本文的研究提供了有益補充，為全面優(yōu)化綠色信貸政策實施效果提供了重要依據(jù)，為充分完善綠色信貸的信息披露制度提供了重要參考。其次，進一步豐富了企業(yè)盈余管理動因的研究。在諸多關(guān)于外部制度環(huán)境與企業(yè)盈余管理的研究中，較少有研究關(guān)注到金融環(huán)境作為外部環(huán)境的重要組成部分是否會對企業(yè)盈余質(zhì)量產(chǎn)生影響，本文的研究是對該領(lǐng)域文獻的有益補充。最后，本文的研究對于進一步深化金融制度改革，推動綠色金融的發(fā)展也具有重要的現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

隨著綠色信貸政策的逐步落實，如何有效地引導(dǎo)重污染企業(yè)控制環(huán)境風險，降低聲譽損失和破產(chǎn)風險，以良好的環(huán)境表現(xiàn)啟動資本的正向循環(huán)，成為關(guān)乎企業(yè)發(fā)展前景的核心命題。綠色信貸政策可能會通過影響企業(yè)的融資動機和競爭壓力兩種方式來影響重污染企業(yè)的盈余管理活動。本文分別論述這兩種機制，并據(jù)此提出研究假設(shè)。

第一，融資動機。金融市場供給是企業(yè)融資決策的重要影響因素(Lemmon and Roberts，2010)[8]，綠色信貸政策實施后，環(huán)境污染不僅會造成公司價值的損失，更深層的影響在于，環(huán)境污染風險較高的公司更容易成為政府環(huán)保監(jiān)管和處罰的重點對象，而且更難獲得銀行債務(wù)融資(唐松等，2019)[28]。因此，無論是政府還是信貸直接供給方(銀行機構(gòu))，對企業(yè)信息的需求將會更加高標準、嚴要求。如果企業(yè)無法達到既定標準，則更可能通過操縱盈余信息來獲取信貸資源。

盈余質(zhì)量的高低是衡量企業(yè)會計信息質(zhì)量的重要指標，也是會計信息決策有用觀的重要體現(xiàn)。當信貸資源配置規(guī)則發(fā)生變化時，盈余質(zhì)量所反映的會計信息成為企業(yè)獲取信貸資源的重要依賴(Zhu et al.，2012)[13]。然而，企業(yè)出于種種利益權(quán)衡，往往會以犧牲會計信息質(zhì)量為代價，致力于獲取其他更迫切需要的資源，例如信貸資本、政治支持等(黃瓊宇等，2014；張雪梅和陳嬌嬌，2018)[18][35]。尤其是當企業(yè)具有較強的融資需求時，越有動機操縱盈余(盧太平和張東旭，2014)[22]，以較低的盈余質(zhì)量換取信貸資源支持。因此，企業(yè)有動機通過調(diào)整其盈余所反映的會計信息，以迎合政策偏好，獲取信貸資源。尤其在綠色信貸實施后，重污染企業(yè)獲取銀行借款的難度更大、債務(wù)成本更高，新增投資明顯放緩(蘇冬蔚和連莉莉，2018；蔡海靜等，2019)[27][14]。企業(yè)的持續(xù)發(fā)展離不開投資活動，尤其是在去產(chǎn)能和深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景下，企業(yè)只有通過技術(shù)創(chuàng)新淘汰老舊的生產(chǎn)工藝，通過生產(chǎn)技術(shù)的更新?lián)Q代實現(xiàn)企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，才能夠保證企業(yè)的持續(xù)發(fā)展和增長。但創(chuàng)新活動本身具有高投入、高風險等特點，僅僅依靠企業(yè)自有資金難以完成，往往需要大量信貸資源的支持。在綠色信貸政策出臺后，重污染企業(yè)尤其是環(huán)境表現(xiàn)較差的重污染企業(yè)獲取信貸資源的難度日趨增加，迫于對信貸資源的需求，重污染企業(yè)可能會以犧牲會計信息質(zhì)量為代價來獲取信貸支持。

從政策初衷考慮，已有研究指出，金融環(huán)境的健康發(fā)展和政府干預(yù)的減少有助于提高企業(yè)的盈余質(zhì)量(崔艷娟等，2018)[16]。雖然綠色信貸政策的長期目標在于改善金融環(huán)境，從長期的金融環(huán)境改善角度出發(fā)，可能有助于提升企業(yè)盈余質(zhì)量，但由于具有明顯的政策指引傾向，從立竿見影的政策干預(yù)作用出發(fā)，則更可能導(dǎo)致企業(yè)為了迎合政策偏好而進行更多的盈余操縱。

第二，競爭壓力的影響。由于環(huán)境資源的公共品屬性以及環(huán)境污染的負外部性特征，消費環(huán)境資源的私人邊際成本與社會邊際成本之間存在較大差異。即使企業(yè)能夠獲得足夠的信貸資源支持，投入大量資金進行環(huán)境治理可能會增加企業(yè)的私人生產(chǎn)成本，其中既包括企業(yè)直接支出的污染控制和治理成本，也包括企業(yè)將部分資源由生產(chǎn)投資向環(huán)境污染治理轉(zhuǎn)移所產(chǎn)生的機會成本，從而造成經(jīng)濟上過高的成本負擔(Jaffe and Stavins，1995；Palmer et al.，1995)[7][10]。而且環(huán)境污染治理設(shè)備往往需要長期運行維護，成本較高。環(huán)境治理的高成本可能會進一步影響企業(yè)產(chǎn)品的定價和競爭力，導(dǎo)致產(chǎn)品競爭力下降，短期內(nèi)對企業(yè)產(chǎn)生較大的競爭壓力，激烈的市場競爭將進一步加劇企業(yè)的盈余管理行為(周夏飛和周強龍，2014)[36]。同時，企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)也將進一步影響企業(yè)信貸資源獲取能力以及管理層個人報酬水平。業(yè)績波動性綜合反映了企業(yè)的治理狀況、代理問題等表現(xiàn)，同時也預(yù)示著一定的信息風險和信用風險(Bharath et al.，2008)[2]。面對較大的業(yè)績壓力，企業(yè)管理層可能會基于謀求個人私利或繼續(xù)獲得信貸支持等動機，通過盈余管理來美化企業(yè)業(yè)績(Bharath et al.，2008；朱星文等，2008)[2][37]。

因此，綠色信貸政策的出臺雖然有利于推動重污染企業(yè)加強對環(huán)境污染的控制，改善企業(yè)環(huán)境治理，但也深刻地改變了重污染企業(yè)的融資環(huán)境，重污染企業(yè)獲取銀行貸款的難度和成本都會增加(蘇冬蔚和連莉莉，2018；蔡海靜等，2019)[27][14]。面對嚴峻的融資環(huán)境，重污染企業(yè)迫于對于信貸資源的需求，很可能會以犧牲會計信息質(zhì)量為代價來獲取信貸支持。此外，企業(yè)將部分資源投入到環(huán)境治理中，可能增加企業(yè)的私人生產(chǎn)成本(Jaffe and Stavins，1995；Palmer et al.，1995)[7][10]，降低企業(yè)的競爭力，增加業(yè)績壓力，這也可能會促使企業(yè)管理層進行更多的盈余管理活動來美化企業(yè)業(yè)績。這些都會導(dǎo)致企業(yè)的盈余管理活動增加，盈余質(zhì)量降低。基于此，本文提出以下基本假設(shè)：

H1：相比于非重污染企業(yè)，綠色信貸實施后，重污染企業(yè)的盈余管理活動相對增加，盈余質(zhì)量降低。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深兩市重污染行業(yè)上市公司為研究對象。由于《綠色信貸指引》自2012年2月24日起開始施行，本文選擇該指引出臺前后四年即2008―2015年為樣本期間。在剔除財務(wù)數(shù)據(jù)異常以及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的觀測值后，共得到11416個有效觀測值。為消除極端值的影響，本文對主要連續(xù)變量進行了上下1%的截尾處理。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)估計模型與變量說明

本文借助《綠色信貸指引》的實施來考察綠色金融對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響。參考Bertrand and Mullainathan (2003)[1]、劉運國和劉夢寧(2015)[21]等的研究，本文構(gòu)建了以下雙重差分模型：

其中，ABSDA取值為可操縱性應(yīng)計利潤的絕對值，用來衡量企業(yè)的盈余質(zhì)量。參考Dechow et al.(1995)[4]的研究，可操縱性應(yīng)計利潤采用修正的Jones模型分行業(yè)、分年度計算所得。Treat和After為虛擬變量。Treat取值為1表示重污染企業(yè)，取值為0時代表對照組企業(yè)。本文根據(jù)生態(tài)環(huán)境部出臺的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》《上市公司環(huán)境信息披露指南》(征求意見稿)以及證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》，手工篩選確定重污染行業(yè)。若上市公司屬于重污染行業(yè)，則界定為重污染企業(yè)，作為本文的處理組，Treat取值為1。參考劉運國和劉夢寧(2015)[21]的方法，本文將重污染企業(yè)同門類中的其他上市公司定義為非重污染企業(yè)，作為本文的對照組，Treat取值為0。處理組樣本共5731個觀測值，對照組樣本共5685個觀測值，樣本分布較為均衡。After為《綠色信貸指引》實施前后的虛擬變量，2012年及之后取值為1，2012年之前取值為0。Treat和After交互項的系數(shù)β3為主要的考察對象，若β3顯著為正，則表明綠色信貸政策的實施會相對增加重污染企業(yè)的盈余管理行為，導(dǎo)致其盈余質(zhì)量降低。

參考已有研究(于忠泊等，2011；崔艷娟等，2018)[32][16]，本文的控制變量主要包括：企業(yè)規(guī)模(Size)，取值為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)；財務(wù)杠桿(Lev)，取值為企業(yè)總負債與總資產(chǎn)之比；第一大股東持股比例(Top1)；董事會規(guī)模(Board)，取值為企業(yè)董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)；現(xiàn)金流量(Cash)，采用企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額來衡量，并采用企業(yè)總資產(chǎn)進行標準化處理；審計質(zhì)量(Big4)，若上市公司年報由“四大”審計師事務(wù)所審計取值為1，否則為0；兩職合一(Same)，若企業(yè)董事長與總經(jīng)理由一人兼任取值為1，否則為0；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)，國有企業(yè)取值為1，民營企業(yè)取值為0。此外，本文通過城市虛擬變量(City)、年份虛擬變量(Year)來控制地區(qū)和年度固定效應(yīng)。其中，城市虛擬變量根據(jù)企業(yè)注冊地所在市設(shè)置，年份虛擬變量根據(jù)樣本期間各年份設(shè)置。主要變量定義見表1。

(三)主要變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，企業(yè)盈余質(zhì)量(ABSDA)的均值為0.067，最小值為0.001，最大值為0.566，表明不同企業(yè)的盈余質(zhì)量存在較大差異。Treat和After的均值分別為0.502、0.607，表明本文的樣本分布較為均衡。

表1 主要變量定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

(一)綠色信貸與企業(yè)盈余質(zhì)量

表3報告了綠色信貸影響企業(yè)盈余質(zhì)量的回歸結(jié)果。從結(jié)果來看，列(1)中交互項Treat×After的系數(shù)為0.009，且在1%水平下顯著，表明《綠色信貸指引》的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動顯著增加。列(3)中報告了添加控制變量的結(jié)果，Treat和After交互項的系數(shù)為正，且通過了顯著性檢驗，進一步驗證了上述結(jié)論的穩(wěn)健性。上述結(jié)果表明，相對非重污染企業(yè)而言，綠色信貸政策的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)盈余管理活動相對增加，導(dǎo)致其盈余質(zhì)量降低，驗證了前文的假設(shè)。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與企業(yè)盈余管理程度顯著負相關(guān)；第一大股東持股比例、董事長與總經(jīng)理兩職合一與企業(yè)盈余管理程度顯著正相關(guān)。此外，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的系數(shù)顯著為負，表明國有企業(yè)的盈余管理程度低于民營企業(yè)。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分估計需要滿足平行趨勢假設(shè)，即處理組和對照組在事件發(fā)生前應(yīng)保持基本相同的變動趨勢，否則會導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差，高估或低估事件的效果。基于此，本文進行了以下平行趨勢檢驗，來檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性。圖1為平行趨勢檢驗圖。從中可見，2012年之前處理組(重污染企業(yè))的盈余管理程度均低于對照組企業(yè)，但兩組之間盈余管理程度的變動趨勢基本保持一致，滿足平行趨勢假設(shè)。在2012年之后，重污染企業(yè)(處理組)的盈余管理程度則明顯高于對照組企業(yè)，表明綠色信貸政策的實施導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動相對更高，這也在一定程度上驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3 綠色信貸與企業(yè)盈余管理

此外，本文也采用《綠色信貸指引》實施前2008―2011年的樣本檢驗處理組和對照組之間盈余管理程度的差異以進行平行趨勢檢驗。表4報告了相關(guān)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，Treat的系數(shù)為負，但不顯著，表明在2012年之前處理組(重污染企業(yè))和對照組之間的盈余管理程度并不存在顯著差異，這也在一定程度上驗證了平行趨勢假設(shè)。

2.動態(tài)DID檢驗

為進一步檢驗綠色信貸對企業(yè)盈余管理的影響在時間上的變化趨勢，借鑒Bertrand and Mullainathan(2003)[1]等的研究，本文構(gòu)建了以下動態(tài)雙重差分模型來進行穩(wěn)健性檢驗。

圖1 平行趨勢檢驗

表4 平行趨勢檢驗

其中，After0、After1、After2和After3為《綠色信貸指引》實施的虛擬變量。《綠色信貸指引》實施當年(2012年)，After0取值為1，否則為0；《綠色信貸指引》實施后第一年(2013年)，After1取值為1，否則為0；《綠色信貸指引》實施后第二年(2014年)，After2取值為1，否則為0；《綠色信貸指引》實施后第三年(2015年)，After3取值為1，否則為0；其他變量定義與模型(1)相同。Treat與After0、After1、After2和After3的交互項用來考察綠色信貸對企業(yè)盈余管理的影響的變化趨勢。表5報告了相關(guān)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，Treat與After0的交互項的系數(shù)不顯著，但Treat與After1、After2和After3的交互項均顯著為正，表明綠色信貸對企業(yè)盈余管理的影響存在一定的滯后效應(yīng)，但長期來看，綠色信貸政策的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動相對增加，這也在一定程度上驗證了前文的結(jié)論。

3.安慰劑檢驗

為進一步檢驗前文結(jié)論的穩(wěn)健性，本文也進行了以下安慰劑檢驗。參考李延喜等(2019)[19]的研究，本文通過構(gòu)建虛擬政策發(fā)生時點來進行安慰劑檢驗。具體地，將政策時點提前一年，以2011年作為政策發(fā)生的年份，并以2011年前后兩年作為樣本期間來進行穩(wěn)健性檢驗。其中，2009―2010年為政策實施前的年份，After取值為0；2011―2012年為政策實施后的年份，After取值為1。若所得結(jié)果與前文相似，即交互項Treat×After的系數(shù)顯著為正，則表明重污染企業(yè)盈余管理行為的變化可能是受到其他因素而非綠色信貸政策的影響。表6列(1)和列(2)中報告了相關(guān)的檢驗結(jié)果。從中可見，交互項Treat×After的系數(shù)并不顯著，通過了安慰劑檢驗，進一步驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5 動態(tài)DID 檢驗

此外，本文也通過構(gòu)建虛擬處理組的方式來進行安慰劑檢驗，即通過選擇理論上不會受政策影響的樣本作為處理組來檢驗前文結(jié)論的穩(wěn)健性。具體地，本文將對照組樣本隨機分為兩組，其中一組作為處理組，Treat取值為1；另一組作為對照組，Treat取值為0。表6列(3)和列(4)中報告了相關(guān)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，Treat×After的系數(shù)并不顯著，表明綠色信貸對虛擬處理組企業(yè)盈余管理活動的影響并不顯著，與預(yù)期一致，通過了安慰劑檢驗，驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.考慮盈余管理方向的影響

前文的結(jié)果表明綠色信貸會導(dǎo)致重污染企業(yè)盈余管理活動相對增加，那么上述影響究竟是源于綠色信貸所帶來的政治成本效應(yīng)導(dǎo)致重污染企業(yè)進行了更多的負向盈余管理活動，還是重污染企業(yè)進行了更多的正向盈余管理活動以獲取信貸資源？基于此，本文進一步考察了綠色信貸對重污染企業(yè)不同盈余管理活動的影響。首先，在表7列(1)和列(2)中，以企業(yè)可操縱性應(yīng)計利潤(DA)作為被解釋變量來檢驗綠色信貸對企業(yè)不同盈余管理活動的影響。若DA＞0，表明企業(yè)進行了正向的盈余管理活動，增加了企業(yè)利潤；反之，DA＜0，則表明企業(yè)進行了負向的盈余管理活動，降低了企業(yè)利潤。結(jié)果顯示，交互項Treat×After的系數(shù)為0.012，且在1%水平下顯著，表明綠色信貸會導(dǎo)致重污染企業(yè)進行相對更多的正向盈余管理活動，通過提高企業(yè)盈余水平來獲取信貸資源。

表6 安慰劑檢驗

表7 考慮盈余管理方向的影響

其次，設(shè)置盈余管理方向虛擬變量DUMDA來進一步檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性。若企業(yè)進行了正向盈余管理活動(DA＞0)，DUMDA取值為1；否則，DUMDA取值為0。表7列(3)和列(4)中報告了以DUMDA作為被解釋變量，并采用Logit模型回歸的結(jié)果。結(jié)果顯示，交互項Treat×After的系數(shù)顯著為正，表明綠色信貸政策實施后重污染企業(yè)更可能進行向上的盈余管理活動，與上述結(jié)果保持一致，進一步驗證了上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

由此可見，綠色信貸導(dǎo)致重污染企業(yè)盈余管理活動相對增加、盈余質(zhì)量降低主要是由于綠色信貸政策實施后，重污染企業(yè)更傾向于通過正向的盈余管理活動來提高企業(yè)盈余水平以獲得更多的信貸資源。

5.真實盈余管理

前文主要基于應(yīng)計盈余管理來考察綠色信貸對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響，除此之外，企業(yè)也可能通過真實盈余管理改變企業(yè)盈余水平，增加或減少當期利潤。真實盈余管理是通過操縱真實交易活動來達到盈余管理的目的，這些行為通常隱藏在企業(yè)投資、生產(chǎn)、銷售等日常經(jīng)營活動中，如通過放寬銷售信用條件、增加銷售折扣、增加產(chǎn)量以降低單位成本、減少企業(yè)研發(fā)支出、廣告支出等酌量性費用等方式來操縱企業(yè)當期利潤(Roychowdhury，2006)[11]。因此，本文也進一步考察了綠色信貸對企業(yè)真實盈余管理的影響，以檢驗前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

參考Roychowdhury(2006)[11]、李增福等(2011)[20]、馬永強等(2014)[25]等的研究，本文根據(jù)企業(yè)異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額、異常生產(chǎn)成本以及異常酌量性費用來計量企業(yè)的真實盈余管理活動。具體計算過程如下：

(1)異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量

其中，CFOt為t期企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額；Salet為t期企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入；△Salet為t期企業(yè)收入的變化額；TAt-1為t-1期企業(yè)的總資產(chǎn)。通過上述模型分年度、分行業(yè)回歸來估計企業(yè)正常的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，然后用企業(yè)當期的真實現(xiàn)金流量凈額(CFOt/TAt-1)減去估計的現(xiàn)金流量(CFOt/TAt-1)的差額即為企業(yè)的異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量(RM_CFO)。

(2)異常生產(chǎn)成本

其中，Prodt為t期企業(yè)生產(chǎn)成本，取值為企業(yè)銷售成本與當期存貨變動額之和，其他變量定義與前文相同。模型(4)分年度、分行業(yè)回歸所得的殘差即為企業(yè)的異常生產(chǎn)成本(RM_Prod)。

(3)異常酌量性費用

其中，DisExpt為t期企業(yè)的酌量性費用，取值為企業(yè)銷售費用與管理費用之和，其他變量定義與前文相同。模型(5)分年度、分行業(yè)回歸所得的殘差即為企業(yè)的異常酌量性費用(RM_DisExp)。

由于上述三種操縱活動對企業(yè)利潤的影響并不一致，若企業(yè)有意提高當期利潤，則可能與更高的生產(chǎn)成本、更低的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量以及更低的酌量性費用相關(guān)(李增福等，2011)[20]。因此，本文采用以下模型來計算企業(yè)總的真實盈余管理(RM)。若RM為正，表明企業(yè)可能通過真實盈余管理提高當期利潤；反之，RM為負則表明企業(yè)可能通過真實盈余管理降低當期利潤。

表8 真實盈余管理

表8報告了綠色信貸影響企業(yè)真實盈余管理的檢驗結(jié)果。從結(jié)果來看，交互項Treat×After的系數(shù)為0.059，且在5%水平下顯著，表明綠色信貸政策的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)通過真實盈余管理活動來做大當期利潤，降低企業(yè)盈余質(zhì)量。與前文的結(jié)果保持一致，進一步驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、進一步分析

(一)機制檢驗

根據(jù)前文的分析，綠色信貸政策可能通過影響企業(yè)的融資動機和競爭壓力來影響重污染企業(yè)的盈余管理活動。但由于無法直接觀測到企業(yè)的融資動機和競爭壓力的變化，本文嘗試通過分組檢驗來間接驗證上述機制是否成立。若綠色信貸政策會影響企業(yè)的融資動機，迫使重污染企業(yè)基于對信貸資源的需求，以犧牲會計信息質(zhì)量為代價來獲取信貸支持，那么上述影響應(yīng)在融資約束較高的樣本中更為顯著。同樣地，若綠色信貸政策可以影響企業(yè)的競爭壓力，進而導(dǎo)致重污染企業(yè)管理層進行更多的盈余管理活動來美化企業(yè)業(yè)績，那么上述影響應(yīng)在競爭壓力較大的樣本中更為顯著。基于此，本文分別將樣本劃分為融資約束較高和融資約束較低、以及競爭壓力較大和競爭壓力較小兩組來進行實證檢驗。

1.融資動機

表9 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

在中國金融體系中，國有銀行占據(jù)著主導(dǎo)地位(余明桂和潘紅波，2008)[33]。與國有企業(yè)一樣，國有銀行最終實際由各級政府控制，這種天然的政治聯(lián)系使得國有企業(yè)更容易得到信貸資源支持。已有的文獻也表明，中國銀行體系對民營企業(yè)存在一定的信貸歧視(Gordon and Li，2003；張杰等，2013)[5][34]，使得信貸資源更多地配置到國有企業(yè)。因此，本文采用產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來區(qū)分企業(yè)面臨的融資約束環(huán)境，相對而言，國有企業(yè)面臨的融資約束較低，民營企業(yè)面臨的融資約束則較高。此外，為增強文中結(jié)論的穩(wěn)健性，參考Hadlock and Pierce(2010)[6]的研究，本文采用SA指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束環(huán)境。其中SA=0.043×Size2－0.737×Size－0.04×Age，并基于SA指數(shù)的中位數(shù)將樣本劃分為高低兩組。

表9報告了企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響。從結(jié)果來看，在國有企業(yè)中交互項Treat×After的系數(shù)并不顯著，表明國有企業(yè)的盈余質(zhì)量在綠色信貸政策出臺前后沒有顯著變化；在民營企業(yè)中交互項Treat×After的系數(shù)為0.011，且在1%水平下顯著，表明綠色信貸政策出臺后民營企業(yè)的盈余管理活動相對增加，降低了企業(yè)的盈余質(zhì)量。

表10報告了采用SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度的結(jié)果。從中可見，在融資約束程度較高的企業(yè)中交互項Treat×After的系數(shù)為0.010，且在5%水平下顯著，表明綠色信貸政策出臺后融資約束程度較高的重污染企業(yè)的盈余管理活動顯著更高；在列(3)中交互項Treat×After的系數(shù)則并不顯著，表明綠色信貸政策出臺對融資約束程度較低的重污染企業(yè)的盈余質(zhì)量并沒有顯著影響。

上述結(jié)果表明綠色信貸政策所導(dǎo)致的重污染企業(yè)盈余管理活動的增加會受到企業(yè)融資約束程度的影響。在融資約束程度較高的企業(yè)中，綠色信貸政策的實施會導(dǎo)致企業(yè)增加盈余管理活動，降低盈余質(zhì)量；但在融資約束程度較低的企業(yè)中，上述影響則并不顯著，從而間接驗證了前文的融資動機機制。

表10 融資約束的影響

2.競爭壓力

表11報告了不同競爭壓力下綠色信貸政策對企業(yè)盈余管理的影響。參考徐虹等(2015)[31]的研究，本文采用產(chǎn)品市場競爭程度(HHI指數(shù))來衡量企業(yè)面臨的競爭壓力。HHI指數(shù)為行業(yè)內(nèi)各公司市場占有率的平方和，數(shù)值越小則意味著產(chǎn)品市場競爭越激烈，企業(yè)面臨的競爭壓力越大。本文根據(jù)HHI指數(shù)的中位數(shù)將樣本劃分為高低兩組。結(jié)果顯示，在競爭壓力較小的企業(yè)中，交互項Treat×After的系數(shù)并不顯著；在競爭壓力較大的企業(yè)中，交互項Treat×After的系數(shù)則顯著為正。這表明綠色信貸政策對重污染企業(yè)盈余管理活動的影響會受到企業(yè)面臨的競爭環(huán)境的影響，當競爭壓力較大時，《綠色信貸指引》出臺后重污染企業(yè)有較強的動機進行盈余管理，盈余管理活動顯著更高；當競爭壓力較小時，《綠色信貸指引》對重污染企業(yè)的盈余管理活動的影響則并不顯著，從而間接驗證了前文的競爭壓力機制。

(二)企業(yè)環(huán)境治理的影響

《綠色信貸指引》的實施是將監(jiān)管政策與產(chǎn)業(yè)政策相結(jié)合，通過調(diào)整信貸結(jié)構(gòu)來推動企業(yè)加強環(huán)境治理，以防范環(huán)境風險，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。因此，綠色信貸政策的效果無疑會受到企業(yè)自身環(huán)境治理水平的影響。基于此，本文進一步考察了企業(yè)環(huán)境治理對本文假設(shè)的影響。

企業(yè)的環(huán)境治理與企業(yè)環(huán)境信息披露水平密切相關(guān)，通常情況下，環(huán)境治理較好的企業(yè)可能更愿意披露其環(huán)境治理信息。因此，本文根據(jù)企業(yè)是否披露環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展信息來衡量企業(yè)的環(huán)境治理水平，以此來檢驗企業(yè)環(huán)境治理水平對綠色信貸政策實施效果的影響。表12中報告了相關(guān)的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，在披露環(huán)境信息的企業(yè)中，交互項Treat×After的系數(shù)并不顯著；在未披露環(huán)境信息的企業(yè)中，交互項Treat×After的系數(shù)則顯著為正。這表明綠色信貸政策對重污染企業(yè)盈余管理活動的推動作用會受到企業(yè)環(huán)境治理水平的影響，在環(huán)境治理水平較低的企業(yè)中，《綠色信貸指引》的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動顯著增加；在環(huán)境治理水平較高的企業(yè)中，《綠色信貸指引》的實施則并不會對重污染企業(yè)盈余管理活動產(chǎn)生顯著影響。

表11 競爭壓力的影響

(三)地方政府環(huán)境管制的影響

本文進一步檢驗了《綠色信貸指引》對企業(yè)盈余管理的影響是否會受到地方政府環(huán)境管制強度的影響。借鑒Chen et al.(2018)[3]的研究，本文采用地方政府年度工作報告中與環(huán)境保護相關(guān)的文字所占篇幅來衡量地方政府的環(huán)境管制強度。首先，本文采用文本分析法篩選出與環(huán)境保護相關(guān)的句子。然后，用與環(huán)境保護相關(guān)的句子的總字數(shù)占地方政府年度工作報告的總字數(shù)的比例來衡量地方政府環(huán)境管制強度(ERI)。ERI越高，與環(huán)境保護相關(guān)的句子所占的比例越高，地方政府環(huán)境管制強度越高。此外，為了增強檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也采用地方政府排污費征收強度(PW)來衡量地方政府環(huán)境管制強度。PW越高，排污費征收強度越高，地方政府環(huán)境管制強度越高。本文分別根據(jù)ERI和PW的中位數(shù)將樣本劃分為高低兩組。

表12 環(huán)境信息披露

表13報告了相關(guān)的檢驗結(jié)果。其中，列(1)和列(2)中采用ERI來衡量地方政府環(huán)境管制強度。從結(jié)果來看，列(1)中交互項Treat×After的系數(shù)并不顯著，列(2)中交互項Treat×After的系數(shù)為0.009，且在5%水平下顯著，表明綠色信貸政策對企業(yè)盈余管理的影響會受到地方政府環(huán)境管制強度的影響，在地方政府環(huán)境管制強度較弱的地區(qū)，《綠色信貸指引》的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動顯著增加；在地方政府環(huán)境管制強度較強的地區(qū)，《綠色信貸指引》的實施對重污染企業(yè)盈余管理的影響并不顯著。列(3)和列(4)中采用排污費征收強度(PW)來衡量地方政府環(huán)境管制強度。結(jié)果顯示，列(3)中在地方政府環(huán)境管制強度較高(PW較高)的地區(qū)，《綠色信貸指引》的實施對重污染企業(yè)盈余管理活動的影響并不顯著；列(4)中在地方政府環(huán)境管制強度較低(PW較低)的地區(qū)，《綠色信貸指引》的實施對重污染企業(yè)盈余管理具有顯著的正向影響，與前文結(jié)果保持一致，進一步驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

由此可見，《綠色信貸指引》的實施對企業(yè)盈余管理的影響會受到地方政府環(huán)境管制強度的影響。在地方政府環(huán)境管制強度較弱時，《綠色信貸指引》的實施會顯著增加重污染企業(yè)的盈余管理活動，而在地方政府環(huán)境管制強度較高時，《綠色信貸指引》的實施并不會對重污染企業(yè)的盈余管理活動產(chǎn)生顯著影響。這可能是由于《綠色信貸指引》的實施雖然會使重污染企業(yè)面臨較大的融資壓力，但其并不是簡單地限制對重污染企業(yè)的信貸支持，而是通過加大對綠色經(jīng)濟、低碳經(jīng)濟、循環(huán)經(jīng)濟的支持，推動重污染企業(yè)加強環(huán)境治理，減少環(huán)境污染，以促進發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。因此，重污染企業(yè)受到《綠色信貸指引》的影響程度無疑會受到企業(yè)自身環(huán)境治理水平的影響，自身環(huán)境治理較好的企業(yè)受到綠色信貸政策的影響相對較小，環(huán)境治理水平較低的企業(yè)則可能受到較大沖擊。表13的結(jié)果表明，相對而言，《綠色信貸指引》對重污染企業(yè)盈余管理的正向影響在環(huán)境治理水平較差的企業(yè)中更為顯著，這也在一定程度上驗證了上述觀點。那么，在地方政府環(huán)境管制強度較高的地區(qū)，重污染企業(yè)可能迫于地方政府環(huán)境管制的壓力改善了企業(yè)環(huán)境治理，減少了企業(yè)的環(huán)境污染行為，《綠色信貸指引》的實施對企業(yè)的影響也就相對較小；反之，在地方政府環(huán)境管制強度較弱的地區(qū)，重污染企業(yè)受到的監(jiān)管壓力較小，缺乏主動改善環(huán)境治理的動機，環(huán)境污染問題較為嚴重，也就更容易受到《綠色信貸指引》的影響。上述結(jié)果也表明，綠色信貸政策的實施可以在一定程度上彌補地方政府環(huán)境管制的不足，是對地方政府環(huán)境治理的有益補充。

表13 地方政府環(huán)境管制的影響

六、結(jié)論與啟示

本文結(jié)合《綠色信貸指引》的實施考察了綠色信貸政策對重污染企業(yè)盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)綠色信貸政策的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動相對增加，導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余質(zhì)量降低，在考慮盈余管理方向和真實盈余管理活動后，該結(jié)論依然成立；(2)綠色信貸政策對重污染企業(yè)盈余管理的影響會受到企業(yè)的融資約束和競爭壓力、企業(yè)環(huán)境治理水平以及地方政府環(huán)境管制強度的影響，在面臨較高融資約束和競爭壓力、環(huán)境治理水平較低以及地方政府環(huán)境管制強度較低的企業(yè)中，綠色信貸政策的實施會導(dǎo)致重污染企業(yè)的盈余管理活動顯著更高；在融資約束和競爭壓力較低、環(huán)境治理水平較高以及地方政府環(huán)境管制強度較高的企業(yè)中，綠色信貸政策對重污染企業(yè)盈余管理活動的影響則并不顯著。

本文的研究是對新時代背景下探究綠色金融發(fā)展與企業(yè)行為關(guān)系的積極嘗試，有助于政策制定者和市場參與者深入理解綠色信貸政策對重污染企業(yè)的微觀影響，為強化排污者責任，健全環(huán)保信用評價、信息強制性披露、嚴懲重罰等制度提供了現(xiàn)實依據(jù)，為進一步優(yōu)化綠色信貸政策的引導(dǎo)作用提供了良好的理論基礎(chǔ)。在使金融系統(tǒng)成為綠色轉(zhuǎn)型的支撐平臺，積極引導(dǎo)企業(yè)強化環(huán)保意識、增強綠色發(fā)展能力的同時，也要注意防范可能存在的信息質(zhì)量風險。本文的研究為完善綠色金融的信息制度和風險控制制度，提升綠色金融制度的資源配置功能提供了重要參考。此外，本文的研究也表明，綠色信貸政策的實施有助于在一定程度上彌補地方政府環(huán)境管制中的不足，是對地方政府環(huán)境治理能力的有益補充。 ■