中央環(huán)保督察與企業(yè)金融資產(chǎn)配置

陳琪 王佳敏

(鄭州大學 商學院,河南 鄭州 450001)

一、引言

隨著中國經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展,環(huán)境污染問題日益嚴重。由于環(huán)境污染具有負外部性,企業(yè)進行環(huán)保投資需要承擔較高的負外部性成本,且環(huán)保投資周期長、收益率低,作為以經(jīng)濟利益最大化為目標的企業(yè)不愿主動投資于環(huán)境保護和污染治理,需要靠政府制定環(huán)境規(guī)制加以強制和引導。2015年7月,中央全面深化改革領導小組第十四次會議審議通過了《環(huán)境保護督察方案(試行)》,建立了環(huán)保督察制度,顯著提升了環(huán)境監(jiān)管效果[1]。中央環(huán)保督察通過自上而下的政治動員方式,憑借中央權威推動環(huán)保督察工作,并凝集公眾力量督促地方黨委政府和污染企業(yè)及時開展環(huán)境治理。黨的二十大報告中明確指出要“深入推進中央生態(tài)環(huán)境保護督察”,標志著我國將致力形成常態(tài)化的環(huán)保督察體制。在我國大力推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的背景下,環(huán)境政策落實的同時不僅要注重污染治理的有效性,也要關注環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)經(jīng)營發(fā)展的影響,以促進生態(tài)文明和經(jīng)濟建設協(xié)同發(fā)展。

中央環(huán)保督察制度下,地方黨委政府加大了環(huán)境治理力度,將環(huán)保壓力層層傳遞給重污染企業(yè)。在環(huán)境規(guī)制的約束下,企業(yè)為了規(guī)避環(huán)境處罰對經(jīng)營發(fā)展的負面影響,往往會調整企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和投融資決策。企業(yè)金融資產(chǎn)配置本質上也是一種投資行為,會因企業(yè)應對環(huán)境規(guī)制的決策而受到影響。近年來,我國經(jīng)濟持續(xù)出現(xiàn)“脫實向虛”的現(xiàn)象,越來越多的實體企業(yè)將資金投入金融、房地產(chǎn)等領域[2]。據(jù)Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計,2012—2021年我國A股上市公司購買理財產(chǎn)品的公司數(shù)量從24家增加至1 282家,理財金額從不足1億元增加到1.33萬億元,表明近年來我國上市公司的金融資產(chǎn)配置規(guī)模不斷擴張。企業(yè)配置過度的金融資產(chǎn)會降低企業(yè)實體投資,抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新能力,不利于企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展[3]。為了解決我國經(jīng)濟“脫實向虛”的問題,黨和政府多次強調要“堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上”,促進實體經(jīng)濟健康發(fā)展。在嚴苛的環(huán)境規(guī)制下,企業(yè)可能通過調整自身資源配置,改變經(jīng)營戰(zhàn)略,以應對環(huán)境規(guī)制帶來的環(huán)境風險和生存威脅。中央環(huán)保督察作為環(huán)境治理領域中有效的外部監(jiān)管機制,如何影響企業(yè)的金融資產(chǎn)配置,需要進一步探討。

理論上,中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響具有兩面性。一方面,中央環(huán)保督察會使企業(yè)外部環(huán)境污染成本內化導致生產(chǎn)成本上升,進而使企業(yè)實體領域投資收益率下降。由于金融資產(chǎn)具有高收益、無污染的特點,企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營和環(huán)境治理的雙重壓力下,會改變自身投資偏好,增加金融資產(chǎn)配置;另一方面,中央環(huán)保督察給重污染企業(yè)帶來更大的環(huán)境治理壓力,導致企業(yè)面臨較大的環(huán)境違規(guī)風險,重污染企業(yè)會把資金更多地投入環(huán)保投資領域,從而擠出對金融資產(chǎn)的投資。鑒于無法在理論層面準確識別中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響,本文進一步實證檢驗二者關系。

本文可能的貢獻在于:第一,從企業(yè)金融資產(chǎn)配置的視角拓展了中央環(huán)保督察經(jīng)濟后果領域的研究。現(xiàn)有研究主要考察了中央環(huán)保督察的環(huán)境治理效果,忽視了中央環(huán)保督察作為一項外部監(jiān)管制度,對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營戰(zhàn)略和資源配置決策的影響。本文基于企業(yè)金融資產(chǎn)配置視角對中央環(huán)保督察的經(jīng)濟后果進行拓展研究,有利于評價宏觀環(huán)境政策對微觀企業(yè)投資行為的影響。第二,從具有中國特色的中央環(huán)保督察制度出發(fā),拓展了企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響因素方面的研究。現(xiàn)有研究多從宏觀經(jīng)濟政策和公司內部治理視角考察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響,本文基于我國環(huán)境監(jiān)管制度變革研究對企業(yè)金融資源配置的影響,進一步豐富了企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響因素的研究,為抑制企業(yè)“脫實向虛”提供了經(jīng)驗證據(jù)。第三,揭示了宏觀環(huán)境政策對微觀企業(yè)金融資產(chǎn)配置的作用機理,為環(huán)境規(guī)制在強化環(huán)境治理的同時能夠影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置提供經(jīng)驗證據(jù)支持,也為經(jīng)濟建設和生態(tài)文明建設協(xié)同發(fā)展提供了有力支撐。

二、文獻綜述

(一)中央環(huán)保督察政策效應的研究

目前學術界針對中央環(huán)保督察的政策效應檢驗主要分為宏觀層面和微觀層面。宏觀層面,由于中央環(huán)保督察是環(huán)保領域的重要制度創(chuàng)新,旨在加強環(huán)境污染治理,推動我國生態(tài)文明建設,因此多數(shù)學者研究了中央環(huán)保督察對空氣污染治理的影響。王嶺等(2019)[4]、Jia等(2019)[5]、鄧輝等(2021)[6]均驗證了中央環(huán)保督察對環(huán)境污染治理的有效性,但在治理持續(xù)性上未達成一致。微觀層面,學者們多基于“波特假說”和“遵循成本假說”,檢驗中央環(huán)保督察對企業(yè)經(jīng)濟績效、綠色技術創(chuàng)新、環(huán)保投資等方面的影響。諶任俊等(2019)[7]研究發(fā)現(xiàn),中央環(huán)保督察能夠通過創(chuàng)新驅動改善企業(yè)的經(jīng)濟績效,并且督察后具有持續(xù)性,證明了“波特效應”的存在。李依等(2021)[8]發(fā)現(xiàn),中央環(huán)保督察對企業(yè)的創(chuàng)新補償效應大于遵循成本效應,顯著提高污染密集型企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平。中央環(huán)保督察能夠促使企業(yè)加大環(huán)境治理的投入,提升了企業(yè)環(huán)保投資的規(guī)模[9]。環(huán)境政策是影響企業(yè)投資決策的重要外部因素,目前僅有少部分學者研究環(huán)保督察對企業(yè)投資行為的影響,且研究對象主要聚焦在企業(yè)環(huán)保投資行為上,因此針對中央環(huán)保督察經(jīng)濟后果的研究有待進一步深入。

(二)金融資產(chǎn)配置動機和影響因素的研究

在我國經(jīng)濟中普遍存在“脫實向虛”現(xiàn)象的背景下,多數(shù)學者重點關注企業(yè)進行金融資產(chǎn)配置的動機和影響因素。現(xiàn)有研究認為,企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資的動機主要源于預防性儲蓄動機和資本逐利動機[10]。一方面,企業(yè)持有金融資產(chǎn)是為了預防未來現(xiàn)金流不足的風險,表現(xiàn)為預防性儲蓄動機[11];另一方面,由于金融資產(chǎn)具有收益高、周期短的特點,企業(yè)為了追求短期的超額利潤而更多地持有金融資產(chǎn),表現(xiàn)為資本逐利動機[12]。

關于企業(yè)金融化的影響因素,現(xiàn)有研究主要從宏觀經(jīng)濟政策、外部監(jiān)管制度、企業(yè)內部特征等領域展開。宏觀經(jīng)濟政策方面研究發(fā)現(xiàn),貨幣政策通過改變企業(yè)資金流動性進而影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置[13];產(chǎn)業(yè)政策通過融資套利路徑促進企業(yè)金融化[14];彭俞超等(2018)[15]研究發(fā)現(xiàn),在經(jīng)濟政策不確定時,企業(yè)出于金融市場風險和經(jīng)營風險的考慮,會減少投機性金融資產(chǎn)的配置。外部監(jiān)管方面研究發(fā)現(xiàn),金融監(jiān)管能夠加強資產(chǎn)期限錯配風險管理從而抑制企業(yè)金融化[16];環(huán)境規(guī)制對實體企業(yè)金融化具有促進作用[17];大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇融資約束和緩解代理問題會抑制企業(yè)金融化[18]。Tang等(2022)[19]則基于機構投資者持股的角度,發(fā)現(xiàn)社保基金持股通過提高企業(yè)治理水平進而抑制企業(yè)金融化。企業(yè)內部特征方面研究發(fā)現(xiàn),高質量的內部控制能夠抑制企業(yè)金融化[20];CEO金融背景對企業(yè)金融化具有正向影響[21]。Wang等(2021)[22]和曹偉等(2023)[23]研究表明,產(chǎn)權性質差異會對企業(yè)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生不同影響。

綜上所述,關于中央環(huán)保督察與企業(yè)金融資產(chǎn)配置的相關文獻已較為豐富,為本文的研究奠定了良好的基礎。但現(xiàn)有研究關于中央環(huán)保督察與微觀企業(yè)投資決策的影響研究較少,且主要聚焦在環(huán)保投資方面,較少涉及金融資產(chǎn)投資。基于此,本文深入探討中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響及其內在機理,有利于厘清宏觀環(huán)境政策對微觀企業(yè)投資行為的作用機理。

三、理論分析與研究假設

根據(jù)制度基礎觀,個體行為決策會受到所處環(huán)境政策的制約,企業(yè)在制度約束下會理性地追求利潤,并做出戰(zhàn)略選擇。另外,根據(jù)合法性理論,企業(yè)的環(huán)境行為要遵循環(huán)境法律法規(guī)和制度標準,否則會受到罰款、停業(yè)整頓和環(huán)境訴訟等嚴格的管制。中央環(huán)保督察是我國環(huán)境治理領域的重大變革,落實了地方黨委的環(huán)保職責,嚴厲打擊企業(yè)的環(huán)境違法行為。在中央環(huán)保督察的背景下,企業(yè)可能調整自身資源配置以滿足環(huán)境治理的要求,進而影響其金融資產(chǎn)配置決策。

一方面,中央環(huán)保督察制度下,重污染企業(yè)面臨嚴峻的生產(chǎn)經(jīng)營壓力,可能將資金轉向高回報、無污染的金融資產(chǎn)投資,進而增加企業(yè)金融資產(chǎn)配置。中央環(huán)保督察是我國在環(huán)境領域首次針對“黨政企”進行的大規(guī)模督察行動,要求地方政府制定對應的督察整改方案向社會公眾公示,加大了對重污染企業(yè)違規(guī)排放等污染行為的懲罰力度[24]。具體來看,中央環(huán)保督察對存在環(huán)境違規(guī)行為的企業(yè)采取通報批評、典型公開、限令整改、罰款、拘留等多種懲罰措施,增加了企業(yè)的環(huán)境合規(guī)壓力。在中央環(huán)保督察制度下,重污染企業(yè)面臨嚴峻的環(huán)境考驗,從而被迫增加環(huán)境治理成本,導致企業(yè)經(jīng)營利潤率下降,短期內會損害企業(yè)的經(jīng)營效益。在生產(chǎn)經(jīng)營壓力下,企業(yè)可能產(chǎn)生資本逐利動機,為了追求利潤最大化而選擇金融資產(chǎn)投資。

環(huán)境污染的成本壓力可能導致企業(yè)逃離實體經(jīng)濟,改變企業(yè)的投資偏好,進而將更多的資源投向金融領域。原因在于:其一,由于金融資產(chǎn)具有投資收益高的特點,當企業(yè)面臨較高的環(huán)境治理成本時,實體經(jīng)濟的投資回報率遠低于金融資產(chǎn)收益率,會激發(fā)企業(yè)的資本逐利動機,使企業(yè)更愿意將資金配置在能獲得高利潤的金融資產(chǎn)上。其二,由于金融資產(chǎn)投資具有無污染的特點,在嚴苛的環(huán)境規(guī)制下,企業(yè)可能為了避免生產(chǎn)過程中造成環(huán)境污染,將資金由生產(chǎn)性投資轉向金融資產(chǎn)投資,提高企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平。因此,在生產(chǎn)經(jīng)營和環(huán)境治理的雙重壓力下,企業(yè)為了應對業(yè)績下滑和環(huán)保處罰,會選擇增加企業(yè)金融資產(chǎn)配置。基于以上分析,本文提出以下研究假設。

H1中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置具有促進作用。

另一方面,中央環(huán)保督察制度下,重污染企業(yè)面臨較大的環(huán)境治理壓力,可能會順應國家綠色發(fā)展趨勢,積極開展環(huán)境治理活動,將資金更多地投向環(huán)保領域,進而減少企業(yè)金融資產(chǎn)配置。

中央環(huán)保督察通過自上而下的環(huán)保督察機制,將環(huán)保壓力層層傳遞給污染企業(yè),推動企業(yè)進行環(huán)境治理。中央環(huán)保督察將地方黨委納入監(jiān)督范圍,并將督察結果作為績效考核的重要依據(jù),對地方政府的環(huán)境治理行為產(chǎn)生剛性約束,致力于糾正常規(guī)環(huán)境治理機制下的地方環(huán)境政策執(zhí)行偏差[10]。在此背景下,地方政府面臨來自中央的環(huán)保問責壓力,嚴格落實環(huán)境保護責任,將地方環(huán)保壓力傳導至企業(yè)。同時,中央環(huán)保督察充分關注公眾參與環(huán)境治理中的第三方監(jiān)管作用,積極受理人民群眾強烈反映的突出環(huán)境問題舉報信件,嚴肅處理企業(yè)的環(huán)境污染行為。因此,在中央環(huán)保督察的壓力下,重污染企業(yè)不得不開展環(huán)境治理活動,將更多的資金投入環(huán)保投資領域。

在環(huán)境治理的壓力下,企業(yè)可能加大環(huán)保投資力度,降低企業(yè)金融資產(chǎn)配置。原因在于:風險規(guī)避方面,由于重污染企業(yè)是大多數(shù)污染物的制造者,在嚴苛的環(huán)保問責制度下,面臨著較大的環(huán)境風險和生存風險,所以企業(yè)不得不進行環(huán)保投資,進而降低相應的風險[25]。同時,由于企業(yè)的資源是有限的,實體投資與金融投資是一種替代關系[3]。為了規(guī)避環(huán)境違規(guī)風險,重污染企業(yè)更傾向于將更多資金用于環(huán)保投資,相應減少金融資產(chǎn)配置。資源獲取方面,企業(yè)的環(huán)境表現(xiàn)會影響企業(yè)在資本市場上的收益,影響企業(yè)外部資源獲取。企業(yè)積極進行環(huán)境治理可以向市場傳遞履行環(huán)境責任的積極信號,有利于樹立良好的環(huán)境責任形象。投資者基于投資收益和風險的考慮,傾向于選擇環(huán)境治理水平高的企業(yè),從而會給企業(yè)帶來更多的外部投資資源[26]。然而,在環(huán)境規(guī)制日益嚴苛的背景下,企業(yè)配置更多的金融資產(chǎn)是一種不履行環(huán)境責任的消極信號,理性投資者為規(guī)避風險會減少對此類企業(yè)的投資。因此,在風險規(guī)避和資源獲取的驅動下,重污染企業(yè)會開展環(huán)境治理活動,把有限資源更多地投入環(huán)保領域,減少金融資產(chǎn)配置。基于以上分析,本文提出以下研究假設。

H2中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置具有抑制作用。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取2012—2021年中國滬深兩市A股上市工業(yè)企業(yè)為研究樣本,其中重污染企業(yè)為實驗組,其他工業(yè)企業(yè)為對照組(1)重污染行業(yè)界定依據(jù)生態(tài)環(huán)境部(原環(huán)保部)發(fā)布的《上公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》和中國證券監(jiān)督委員會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》,將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革、采礦等16類行業(yè)作為重污染行業(yè)。。重污染企業(yè)作為實驗組的原因在于,重污染企業(yè)是污染排放的主要來源[27],是中央環(huán)保督察的主要監(jiān)督對象,更可能受到中央環(huán)保督察的影響。本文對樣本進行了如下篩選:(1)剔除ST、*ST和PT的上市公司;(2)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司,最終共得到17 698個公司—年度觀測值。本文所使用的公司層面的財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值的影響,對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進行縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量

企業(yè)金融資產(chǎn)配置(Fin)。參考杜勇等(2017)[3]的衡量方法,以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例表示企業(yè)金融資產(chǎn)配置程度,將交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款凈額和投資性房地產(chǎn)等項目劃分為金融資產(chǎn)。需要說明的是,2018年修訂了金融工具會計準則,新準則刪除了“可供出售金融資產(chǎn)”和“持有至到期投資”科目,同時相應新增“債權投資”“其他債權投資”“其他權益工具投資”和“其他非流動性金融資產(chǎn)”等科目。因此,本文對2018年之后的金融資產(chǎn)衡量方式進行了調整。借鑒張成思和鄭寧(2020)[13]的衡量方式,對于2018年之后實施新金融工具準則的企業(yè),將交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、投資性房地產(chǎn)、債權投資、其他債權投資、其他權益工具投資和其他非流動性金融資產(chǎn)等科目劃分為金融資產(chǎn)。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為中央環(huán)保督察(Treat×Post),表示實驗虛擬變量和政策時間虛擬變量的交乘項。若樣本為重污染行業(yè),則實驗虛擬變量Treat取值為1,否則取值為0;當環(huán)保督察組進駐某一省份當年及之后,政策時間虛擬變量Post取值為1,其他取值為0。因此,當環(huán)保督察組進駐某一省份當年及之后,該省份重污染行業(yè)的上市工業(yè)企業(yè)取值為1,其他取值為0。

3.控制變量

借鑒彭俞超等(2018)[15]和胡寧等(2019)[28]的研究,選取下列控制變量:企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)上市年齡(Age)、產(chǎn)權性質(State)、盈利能力(ROA)、財務杠桿率(Lev)、成長性(Growth)、有形資產(chǎn)比率(Tang)、托賓Q(TobinQ)、高管金融背景(Finback)、兩職合一(Both)、股權集中度(Top1)、董事會規(guī)模(Board)等,具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)回歸模型設定

對企業(yè)來說,中央環(huán)保督察是一個外生的政策沖擊,為本文研究提供了一個良好的準自然實驗。同時,自2016年1月起,中央環(huán)保督察工作從河北省展開,逐步分批次對其他省份進行督察,即不同省份的企業(yè)接受督察的時點不一致。為了精確識別中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響,采用多期雙重差分模型進行估計,構建基準回歸模型如下

Yit=β0+β1Treatj×Postit+γXit+uj+vt+εit

(1)

其中,下標i表示上市工業(yè)企業(yè),j表示行業(yè),t表示年份,εit為隨機擾動項。被解釋變量Yit表示企業(yè)金融資產(chǎn)配置程度,用金融資產(chǎn)占比(Fin)來衡量。核心解釋變量為Treatj×Postit,若該樣本為重污染行業(yè),則Treatj=1,否則為0;中央環(huán)保督察組在t時期進駐i企業(yè)所在省份后,進駐當期及以后期間Postit=1,否則為0。Treatj×Postit表示上市工業(yè)企業(yè)是否接受環(huán)保督察的政策虛擬變量,環(huán)保督察組進駐某一省份當年及以后,該省份重污染行業(yè)的上市公司取值為1,否則為0。同時,模型中加入一系列控制變量Xit,并控制行業(yè)固定效應(uj)和時間固定效應(vt)。另外,本文采用聚類穩(wěn)健標準誤,將標準誤聚類到省份和行業(yè)層面。

五、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

各變量描述性統(tǒng)計如表2所示,企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比(Fin)的均值為0.04,最小值為0,最大值為0.41,表明各企業(yè)金融化程度存在較大的個體差異,且部分企業(yè)金融化程度較高。中央環(huán)保督察(Treat×Post)的均值為0.22,表明樣本中為重污染企業(yè)且樣本期間內受到中央環(huán)保督察政策影響的樣本占總樣本的22.7%。控制變量中,企業(yè)規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、資產(chǎn)負債率(Lev)等變量的均值和中位數(shù)較接近,表明其數(shù)值分布比較均勻,且與其他學者相關研究一致;產(chǎn)權性質(State)的均值為0.32,表明樣本中約有32.2%的國有企業(yè);高管金融背景(Finback)的均值為0.67,表明樣本中大部分企業(yè)高管都具有金融背景,即多數(shù)企業(yè)的現(xiàn)任董監(jiān)高中有人曾在金融機構擔任職位。

表2 描述性統(tǒng)計結果

此外,本文采用單變量檢驗比較實驗組和控制組在首輪環(huán)保督察與“回頭看”實施前后企業(yè)金融資產(chǎn)配置的變化。結果如表3所示,在環(huán)保督察活動開展之前,控制組和實驗組之間企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平無顯著差異;在環(huán)保督察活動開展之后,控制組和實驗組的企業(yè)金融資產(chǎn)水平都有所上升,但相比于控制組,實驗組的金融資產(chǎn)配置水平有所下降,并且兩組之間存在顯著差異。整體而言,相比于控制組,中央環(huán)保督察能夠在一定程度上降低實驗組的企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平,初步證實了假設H2,更加嚴謹?shù)慕Y論還需進行多元回歸檢驗。

表3 單變量檢驗

(二)平行趨勢檢驗

雙重差分模型要求實驗組和控制組在政策發(fā)生之前滿足平行趨勢假設,即要求在中央環(huán)保督察未進駐前,受政策影響和未受政策影響的上市工業(yè)企業(yè)的企業(yè)金融化趨勢是一致的。借鑒Beck等(2010)[29]的研究,本文構建了一系列中央環(huán)保督察進駐時間的虛擬變量,以環(huán)保督察進駐的當年作為基準年,逐年計算中央環(huán)保督察的政策效應。平行趨勢結果如圖1所示,中央環(huán)保督察進駐之前,實驗組和控制組的企業(yè)金融化程度并無顯著差異;中央環(huán)保督察進駐之后,實驗組和控制組的企業(yè)金融化程度存在差異且具有一定的持續(xù)性。因此,本文的雙重差分模型滿足平行趨勢假設。

圖1 平行趨勢檢驗

(三)基準回歸分析

中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響的基準回歸結果如表4所示,列(1)只控制行業(yè)和年份固定效應,結果顯示,Treat×Post的回歸系數(shù)為-0.01,且在1%的水平上顯著,列(2)加入控制變量后,Treat×Post的回歸系數(shù)為-0.01,仍在1%的水平上顯著。上述結果表明,中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置具有抑制作用,支持假設H2。這說明中央環(huán)保督察會增強企業(yè)的環(huán)境治理壓力,推動企業(yè)順應綠色發(fā)展趨勢,將有限資源更多地投向環(huán)保領域,有效地減少了企業(yè)金融資產(chǎn)配置。

表4 基準回歸結果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.傾向得分匹配(PSM-DID)

為了避免由于樣本選擇偏誤帶來的估計結果存在偏差的問題,采用傾向得分匹配法為實驗組匹配特征相近的對照組。首先,選取控制變量作為協(xié)變量,采用Logit回歸計算傾向得分值。然后,分別采用鄰近1∶1匹配、半徑匹配和核匹配原則為實驗組匹配合適的對照組。平衡性檢驗結果顯示,匹配后各變量的偏差率均小于10%,并且匹配后各變量t檢驗的p值基本在10%以上,表明匹配效果較好。最后,本文根據(jù)匹配后的樣本,采用多期雙重差分法研究中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。回歸結果如表5所示,中央環(huán)保督察均對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生了顯著負向影響,說明前文結論是穩(wěn)健的。

表5 PSM-DID模型回歸結果

2.安慰劑檢驗

為了進一步檢驗本文的回歸結果是否受到環(huán)境、經(jīng)濟和政治等不可控因素的影響,參考Cai等(2016)[25]的做法,隨機設置實驗組進行安慰劑檢驗。具體而言,通過500次隨機抽樣得到新的實驗組,并進行基準回歸,得到每次中央環(huán)保督察(Treat×Post)的回歸系數(shù)以及對應的P值。結果如圖2所示,Treat×Post的估計系數(shù)集中分布在0附近,且遠離真實估計系數(shù)-0.01;同時P值大部分都大于0.1,表明隨機抽樣后中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響不再顯著。以上結果表明,本文的估計結果未受到其他不可控因素的影響,研究結論是穩(wěn)健的。

圖2 安慰劑檢驗

3.處理效應異質性——穩(wěn)健估計

已有研究表明,多期雙重差分法的估計結果是多個平均處理效應的平均加權,在存在異質性處理效應的情況下可能存在負權重的問題,因此傳統(tǒng)的雙向固定效應模型可能會造成嚴重的估計偏誤[30-31]。為了檢驗這種造成估計偏差的可能性,本文采用Cengiz等(2020)[31]提出的估計量來解決處理效應異質性問題,對研究結果進行穩(wěn)健性檢驗,核心結論不受處理效應異質性的影響,與前文研究結果保持一致。

4.其他穩(wěn)健性檢驗

(1)替換被解釋變量。本文以企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平超出同年度、同行業(yè)金融資產(chǎn)配置水平均值的差值來衡量過度金融化(Exfin),其值越大表明企業(yè)過度金融化程度越大,實證檢驗中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)過度金融化的影響。回歸結果如表6列(1)所示,Treat×Post的估計系數(shù)為負且顯著,表明中央環(huán)保督察能夠降低企業(yè)過度金融化程度,與基準回歸結論一致。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗結果

(2)滯后解釋變量。考慮到中央環(huán)保督察制度傳導到企業(yè)金融資產(chǎn)投資決策存在一定的滯后性,本文用中央環(huán)保督察滯后一期(Treat×Postt-1)對企業(yè)金融化的影響重新估計。回歸結果如表6列(2)所示,中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響仍顯著為負,表明本文的結論是穩(wěn)健的。

(3)控制并行政策的影響。為了控制新《環(huán)保法》政策的影響,在基準模型中加入重污染企業(yè)和政策實施時間的交乘項(ENVTAX)重新進行估計。回歸結果如表6列(3)所示,Treat×Post的估計系數(shù)為負且顯著,表明研究結論是穩(wěn)健的。

(4)改變計量模型。由于樣本中部分企業(yè)的金融化水平集中為0,因此本文采用Tobit模型對樣本進行截尾回歸,重新估計中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。回歸結果如表6列(4)所示,Treat×Post的估計系數(shù)為負且顯著,表明研究結論依然穩(wěn)健。

(5)控制個體固定效應。為了避免難以量化的企業(yè)自身差異化因素對實證結果的影響,本文在模型中控制個體固定效應重新進行檢驗。回歸結果如表6列(5)所示,Treat×Post的估計系數(shù)仍然在1%水平上為負且顯著,表明前文結論是穩(wěn)健的。

(6)控制宏觀經(jīng)濟因素。考慮到宏觀經(jīng)濟因素對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響,本文進一步控制經(jīng)濟發(fā)展程度、產(chǎn)業(yè)結構和貨幣流動性等宏觀經(jīng)濟因素的影響。結果如表6列(6)所示,交乘項的系數(shù)仍然為負且顯著,表明宏觀經(jīng)濟影響因素并不影響本文的實證結果,前文結論是穩(wěn)健的。

六、影響機制研究

上述實證結果表明,中央環(huán)保督察顯著抑制了重污染企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平。據(jù)前文理論分析可知,中央環(huán)保督察制度下,重污染企業(yè)面臨較大的環(huán)境治理壓力,會積極開展環(huán)境治理活動,追求企業(yè)綠色發(fā)展。在企業(yè)資源總量有限的情況下,重污染企業(yè)選擇將更多的資源配置到環(huán)保投資領域,進而會“擠出”企業(yè)金融資產(chǎn)投資。因此,本文認為,中央環(huán)保督察通過提高環(huán)保投資進而會抑制企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平。本文借鑒江艇(2022)[32]對作用機制檢驗的操作建議,實證檢驗上述機制是否成立,設定以下模型

EIit=β0+β1Treatj×Postit+γXit+uj+vt+εit

(2)

其中,EI表示企業(yè)的環(huán)保投資水平,以企業(yè)年度環(huán)保投資總額占總資產(chǎn)的比例來衡量。同時,為了提高回歸結果的可讀性,本文將標準化后的變量乘以100處理。借鑒唐國平等(2013)[33],環(huán)保投資數(shù)據(jù)來源于上市公司年度報告、社會責任報告和環(huán)境報告書等公開資料手工整理,主要包括環(huán)保設施技術改造、節(jié)能減排投入、環(huán)保設備維護、清潔生產(chǎn)、排污費繳納等方面的投入。回歸結果如表7列(2)所示,交乘項(Treat×Post)的估計系數(shù)為正且在1%水平上顯著,表明中央環(huán)保督察提高了重污染企業(yè)的環(huán)保投資水平。進一步地,在企業(yè)資源有限的情況下,企業(yè)將更多的資源配置到環(huán)保投資領域,相應擠出了金融資產(chǎn)投資,從而抑制了企業(yè)金融化。上述結果表明,中央環(huán)保督察通過提高重污染企業(yè)的環(huán)保投資進而抑制了其金融資產(chǎn)配置水平,檢驗結果支持了“中央環(huán)保督察—提高環(huán)保投資—抑制企業(yè)金融資產(chǎn)配置”這一傳導路徑。

表7 影響機制檢驗結果

七、進一步討論

(一)異質性分析

1.產(chǎn)權性質的異質性分析

國有企業(yè)作為地方的支柱性企業(yè),容易受到地方政府的庇護,因此相比于非國有企業(yè)承擔較小的環(huán)境治理壓力。此外,由于預算軟約束和政府隱性擔保的存在,國有企業(yè)相比于非國有企業(yè)通常具有更強的融資優(yōu)勢,能夠獲得更多的資源[16]。在面臨嚴峻的環(huán)境規(guī)制時,國有企業(yè)有足夠的資金來源,因而企業(yè)環(huán)保投資對金融資產(chǎn)投資的“擠出”效應較小。因此,本文認為,相比于國有企業(yè),中央環(huán)保督察對非國有企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制程度更高。

為了驗證上述假說,本文根據(jù)產(chǎn)權性質進行分組,若樣本為國有企業(yè),則虛擬變量State取值為1,否則取值為0。回歸結果如表8列(1)(2)所示,在國有企業(yè)中,交乘項的估計系數(shù)不顯著;而在非國有企業(yè)中,Treat×Post的估計系數(shù)在1%水平上為負且顯著。以上檢驗結果支持了上述假設,即相比于國有企業(yè),中央環(huán)保督察對非國有企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用更強。

表8 異質性分析結果

2.政商關系的異質性分析

政商關系是制度環(huán)境的重要組成部分,健康的政商關系能夠更好地協(xié)助中央環(huán)保督察發(fā)揮出有效的治理效果。一方面,在健康的政商關系下,地方政府受到來自中央環(huán)保督察的環(huán)保壓力會積極承擔環(huán)境保護的社會責任,引領企業(yè)開展綠色低碳轉型,強化企業(yè)的環(huán)保意識和綠色創(chuàng)新意識,使企業(yè)更愿意將資源投向環(huán)保領域;另一方面,健康的政商關系下,政府會及時、主動地關心企業(yè)在環(huán)境治理過程中遇到的困難,切實為企業(yè)綠色發(fā)展排憂解難,為綠色轉型發(fā)展提供保障[34]。因此,健康的政商關系能夠更好地發(fā)揮中央環(huán)保督察的治理效果,促進企業(yè)開展環(huán)保投資,進而“擠出”金融資產(chǎn)配置。

為了檢驗上述分析,采用中國人民大學國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院《中國城市政商關系排行榜2021》[35]中的政商關系健康指數(shù)來衡量政商關系的健康程度。政商關系健康指數(shù)越大,表明該城市的政商關系越健康。本文以2021年城市政商關系健康指數(shù)的中位數(shù)為臨界點,將全樣本分為高健康政商關系組和低健康政商關系組進行分組回歸。結果如表8列(3)(4)所示,在高健康政商關系樣本中,Treat×Post的估計系數(shù)在1%水平上為負且顯著;而在低健康政商關系樣本中,Treat×Post的估計系數(shù)則不顯著。上述結果表明,相比政商關系健康指數(shù)較低的地區(qū),中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用在政商關系更健康的地區(qū)更顯著。

3.地區(qū)金融發(fā)展水平的異質性分析

由于中國幅員遼闊,各地區(qū)的金融發(fā)展水平也存在較大差異,因而不同地區(qū)的中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響也存在差異。金融發(fā)展水平較高的地區(qū)意味著有更強的金融監(jiān)管和完善的金融法治環(huán)境,能夠有效識別并約束企業(yè)短期的投機套利行為,從而有利于引導企業(yè)進行合理的資源配置[3]。面臨嚴苛的環(huán)境規(guī)制,地區(qū)金融發(fā)展水平高的地區(qū)能夠更好地識別企業(yè)的資本逐利動機,合理引導企業(yè)進行環(huán)境治理活動,促使企業(yè)把資金更多地投入環(huán)保投資領域。因此,相比于低金融發(fā)展水平地區(qū),中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用在高金融發(fā)展水平地區(qū)更為顯著。

為了檢驗上述假設,采用王小魯?shù)?2021)[36]《中國分省份市場化指數(shù)報告(2021)》中的分指標要素市場的發(fā)育程度來衡量地區(qū)的金融發(fā)展水平。根據(jù)各年所有省份的要素市場發(fā)育程度指數(shù)的中位數(shù)為標準,劃分為高金融發(fā)展水平地區(qū)組和低金融發(fā)展水平地區(qū)組進行分組回歸。回歸結果如表8列(5)(6)所示,在高金融發(fā)展水平地區(qū),Treat×Post的估計系數(shù)在5%水平上為負且顯著;而在低金融發(fā)展水平地區(qū),Treat×Post對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響則不顯著。以上結果表明,相比于低金融發(fā)展水平的地區(qū),中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用在高金融發(fā)展水平的地區(qū)更為顯著。

(二)首輪環(huán)保督察和“回頭看”的效果比較

從2016年1月至2018年12月,中央環(huán)保督察組已經(jīng)完成首輪環(huán)保督察和“回頭看”兩輪督察工作。首輪環(huán)保督察和“回頭看”在督察方式、督察內容和懲罰整改方案等方面基本保持一致,但是二者的側重點有所不同。首輪環(huán)保督察是全方位、多層次的督察活動,針對地方政府不作為和企業(yè)生態(tài)環(huán)境污染行為進行全面整改督察;而“回頭看”則是針對部分省份進行重點督察,對首輪環(huán)保督察工作的督察報告和整改方案的落實情況進行復查。因此,首輪環(huán)保督察和“回頭看”的治理效果可能存在差異。

本文將首輪環(huán)保督察和“回頭看”納入模型,實證檢驗二者對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響效應。CEPIONE為首輪環(huán)保督察的虛擬變量,當環(huán)保督察組進駐某一省份當年及之后,該省份重污染行業(yè)的企業(yè)取值為1,其他取值為0;CEPITWO為“回頭看”的虛擬變量,當環(huán)保督察組對某一省份實施“回頭看”及之后,該省份重污染行業(yè)的企業(yè)取值為1,其他取值為0。結果如表9所示,首輪環(huán)保督察(CEPIONE)的估計系數(shù)為-0.009,在1%水平上為負且顯著;“回頭看”(CEPITWO)的估計系數(shù)為-0.011,在1%水平上為負且顯著,表明其對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用更強。

表9 首輪環(huán)保督察與“回頭看”的回歸結果比較

以上結果表明,無論是首輪環(huán)保督察還是“回頭看”都對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置有顯著的抑制作用,但相比之下“回頭看”的抑制效應更強。原因可能在于:“回頭看”的實施向地方黨委和企業(yè)傳遞了中央治理環(huán)境的決心,有利于消除地方政府和企業(yè)的僥幸心理,進一步落實了地方政府生態(tài)環(huán)境治理的責任。另外,“回頭看”作為對首輪環(huán)保督察結果的重點督察,其督察問責力度更大,因此企業(yè)面臨的環(huán)境治理壓力也就更大。面對更加嚴苛的環(huán)境規(guī)制,污染企業(yè)進行環(huán)境治理的動機會更強,因此企業(yè)將會進一步降低金融資產(chǎn)配置水平。綜上所述,相比于首輪環(huán)保督察,“回頭看”對重污染企業(yè)金融資源配置的抑制程度更高。

(三)中央環(huán)保督察與企業(yè)金融資產(chǎn)配置結構

前述研究表明,中央環(huán)保督察能夠顯著降低企業(yè)金融資產(chǎn)配置,在此本文進一步檢驗中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置結構的影響。根據(jù)金融資產(chǎn)的期限和流動性特點,可分為短期金融資產(chǎn)和長期金融資產(chǎn)。借鑒黃賢環(huán)等(2018)[37]的研究,本文用交易性金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量短期金融資產(chǎn)配置(Sfin),用其他金融資產(chǎn)之和占總資產(chǎn)的比例來衡量長期金融資產(chǎn)配置(Lfin)(2)由于2018年修訂了金融工具會計準則,2018年之前長期金融資產(chǎn)配置(Lfin)用衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款凈額和投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量,2018年之后用衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、投資性房地產(chǎn)、債權投資、其他債權投資、其他權益工具投資和其他非流動性金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量。,實證檢驗中央環(huán)保督察對不同金融資產(chǎn)類型的影響。

回歸結果如表10所示,短期金融資產(chǎn)配置(Sfin)的估計系數(shù)為-0.01,在1%水平上為負且顯著;長期金融資產(chǎn)配置(Lfin)的估計系數(shù)為-0.002 7,不顯著。以上結果表明,中央環(huán)保督察主要對短期金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生抑制作用,而對長期金融資產(chǎn)配置并未產(chǎn)生顯著影響。可能的原因在于:其一,中央環(huán)保督察通過自上而下的環(huán)境問責機制,加強了對企業(yè)環(huán)境治理活動的外部監(jiān)督作用。在社會公眾的監(jiān)督下,企業(yè)的短期金融化投機行為無法被市場接受,會給企業(yè)帶來負面社會影響,進而企業(yè)會減持短期投機性金融資產(chǎn)。其二,由于短期金融資產(chǎn)具有較強的變現(xiàn)能力,而長期金融資產(chǎn)的流動性差、轉換成本高,因此企業(yè)可能出售短期金融資產(chǎn)為企業(yè)環(huán)境治理提供資金支持,進而降低了短期金融資產(chǎn)配置。因此,研究表明,中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用主要體現(xiàn)在短期金融資產(chǎn)上。

(四)經(jīng)濟后果的拓展分析

已有研究表明,企業(yè)配置過多的金融資產(chǎn),會使得企業(yè)缺乏資金進行研發(fā)創(chuàng)新,進而會導致企業(yè)的核心競爭力下降,不利于企業(yè)主業(yè)的發(fā)展[3]。本文研究發(fā)現(xiàn),中央環(huán)保督察通過增加企業(yè)環(huán)保投資抑制了重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平。那么,中央環(huán)保督察能否通過抑制企業(yè)金融資產(chǎn)配置,從而促進企業(yè)主業(yè)的發(fā)展呢?

為了檢驗上述分析,本文借鑒江艇(2022)[32]的研究,檢驗中央環(huán)保督察降低企業(yè)金融資產(chǎn)配置后對企業(yè)主業(yè)業(yè)績的影響。借鑒杜勇等(2017)[3]的做法,剔除金融投資收益后的核心資產(chǎn)收益率來衡量企業(yè)主業(yè)業(yè)績,具體計算公式為Coreperf=(利潤總額-投資收益-公允價值變動損益+對聯(lián)營企業(yè)和合營企業(yè)的投資收益)/總資產(chǎn)。同時,本文將第t+1期、t+2期企業(yè)主業(yè)業(yè)績引入模型,檢驗經(jīng)濟后果的持續(xù)性。回歸結果如表11所示,列(1)—(3)中交乘項Treat×Post的估計系數(shù)均為正且顯著,列(4)中交乘項Treat×Post的估計系數(shù)顯著為負,表明中央環(huán)保督察能夠通過抑制企業(yè)金融資產(chǎn)配置,進而促進企業(yè)主業(yè)發(fā)展,且具有一定的持續(xù)性。上述結果表明,中央環(huán)保督察通過抑制企業(yè)金融資產(chǎn)配置,為企業(yè)提供更多的資金服務于實體經(jīng)濟,從而有利于企業(yè)主業(yè)的發(fā)展,緩解實體企業(yè)“脫實向虛”的問題。

表11 經(jīng)濟后果分析結果

八、研究結論與啟示

中央環(huán)保督察是黨中央在環(huán)境治理領域推行的一項重大制度創(chuàng)新,給地方政府和企業(yè)帶來前所未有的環(huán)境治理壓力,進而影響企業(yè)的資源配置決策。本文選取2012—2021年中國滬深兩市A股上市工業(yè)企業(yè)為研究樣本,采用多期雙重差分的方法,探討了中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。研究結果表明,中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置具有抑制作用,且這一結論通過了一系列穩(wěn)健性檢驗;影響機制分析表明,中央環(huán)保督察主要通過提高環(huán)保投資抑制了企業(yè)金融資產(chǎn)配置。進一步研究發(fā)現(xiàn),中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用在非國有企業(yè)、政商關系健康和金融發(fā)展水平較高地區(qū)的企業(yè)中更顯著;相比于首輪環(huán)保督察,“回頭看”對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用更強;中央環(huán)保督察對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的抑制作用主要體現(xiàn)在短期金融資產(chǎn)上。經(jīng)濟后果研究發(fā)現(xiàn),中央環(huán)保督察通過減少企業(yè)金融資產(chǎn)配置,最終促進了企業(yè)的主業(yè)發(fā)展。

基于以上研究結論,本文得出如下政策啟示。

第一,在環(huán)境規(guī)制日益嚴苛和經(jīng)濟“脫實向虛”的背景下,企業(yè)應加大環(huán)保投資力度,促進企業(yè)綠色轉型升級;同時減少金融資產(chǎn)配置,擴大實體投資規(guī)模,提高企業(yè)的核心競爭力,從而實現(xiàn)企業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。

第二,政府要制定差異化的環(huán)境規(guī)制政策,對國有企業(yè)要加強環(huán)境規(guī)制約束,嚴格落實地方政府的環(huán)保責任,實現(xiàn)政企分開;對非國有企業(yè)繼續(xù)實施嚴格的環(huán)境治理策略,同時可對企業(yè)給予適度的環(huán)保補貼和稅收優(yōu)惠,提高企業(yè)開展綠色轉型的動力。

第三,政府應著力打造“親、清”的新型政商關系,明確政商交往的界限,營造良好的政治生態(tài)環(huán)境。地方政府既要切實為企業(yè)排憂解難,又要清正廉潔辦事,為企業(yè)綠色發(fā)展提供堅實保障。

第四,政府應該不斷完善金融市場機制和監(jiān)管法律法規(guī),全面考察企業(yè)各項經(jīng)營風險指標,引導企業(yè)合理的資源配置,進而規(guī)范企業(yè)的過度金融投資行為。

第五,為確保中央環(huán)保督察的政策效果具有長期持續(xù)性,中央應構建高權威、常態(tài)化的督察隊伍,形成長效治理機制,有利于促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。