李 濤,肖 瑤

(重慶理工大學(xué) 會計學(xué)院,重慶 400054)

引 言

中央環(huán)保督察是中國推進環(huán)境保護的一項重要制度安排。環(huán)保督察組對各級黨委、政府、有關(guān)部門和地方企業(yè)等組織開展生態(tài)環(huán)境保護督察,督察內(nèi)容包括地方政府對環(huán)保政策的執(zhí)行、是否存在重大環(huán)境問題以及環(huán)保主體責任落實情況等。諸多文獻研究了中央環(huán)保督察的環(huán)境治理效應(yīng),比如降低大氣、水污染程度(Kou P等,2021)[1]。還有少量文獻研究了中央環(huán)保督察的經(jīng)濟效應(yīng),比如促進環(huán)保投資、化解過剩產(chǎn)能(胡宗義和薛蘇亞,2022)[2]。

融資約束是衡量企業(yè)融資活動的關(guān)鍵指標。諸多文獻研究了融資約束的影響因素,從企業(yè)內(nèi)部來看包括政治關(guān)聯(lián)、內(nèi)部控制、信息披露(康立和肖云峰,2020)[3],從企業(yè)外部來看包括國家政策、金融發(fā)展、營商環(huán)境等(Chang K等,2019)[4]。部分研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會影響企業(yè)融資水平(魏佳慧和耿成軒,2022)[5],但鮮有文獻考察中央環(huán)保督察對企業(yè)融資約束的影響。中國的重污染企業(yè)是污染排放的主要來源,更易受到中央環(huán)保督察的影響,并且具有顯著的融資約束問題。因此,本文以融資約束作為切入點,研究這一環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)的影響,為進一步實施中央環(huán)保督察制度提供參考依據(jù)。

中央環(huán)保督察通過以下途徑緩解重污染企業(yè)的融資約束:其一,信息效應(yīng)。中央環(huán)保督察促進企業(yè)披露環(huán)境信息,有助于降低信息不對稱并向外界傳遞積極信號,增強投資者信心,從而緩解融資約束(劉亦文等,2022)[6]。其二,風(fēng)險效應(yīng)。中央環(huán)保督察有助于加強企業(yè)的環(huán)境責任承擔,提高投資者對企業(yè)合法性的感知,降低經(jīng)營風(fēng)險。對于經(jīng)營風(fēng)險低的企業(yè),投資者所要求的必要報酬率也降低,融資約束也越低(Albarrak M S等,2019)[7]。此外,承擔環(huán)境責任具有保險作用,使企業(yè)更不易受到不利事件的影響,從而降低投資者的風(fēng)險評估水平,緩解融資約束(唐松等,2019)[8]。

本文與以往研究的區(qū)別:第一,研究內(nèi)容方面,以往對于中央環(huán)保督察的研究集中于環(huán)境效應(yīng),對經(jīng)濟效應(yīng)的研究比較有限。本文從微觀企業(yè)層面研究中央環(huán)保督察的有效性,豐富了環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟效應(yīng)研究。第二,研究策略方面,以中央環(huán)保督察的實施這一外生沖擊來衡量環(huán)境規(guī)制強度,與以往研究用排污量或環(huán)保投資作為衡量指標相比,緩解了內(nèi)生性問題,研究結(jié)論更準確。第三,實踐應(yīng)用方面,從企業(yè)規(guī)模和政企關(guān)聯(lián)等視角厘清中央環(huán)保督察作用于融資約束的異質(zhì)性問題,為政策制定者了解環(huán)境規(guī)制的實施效果、制定差異化的環(huán)保激勵措施提供了多維視角。

一、制度背景

中央環(huán)保督察是中國為改善生態(tài)環(huán)境問題設(shè)立的一項重要制度。為了壓實生態(tài)環(huán)境保護責任,推進生態(tài)文明建設(shè),中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳先后印發(fā)《環(huán)境保護督察方案(試行)》《生態(tài)文明體制改革總體方案》《中央生態(tài)環(huán)境保護督察工作規(guī)定》《中央生態(tài)環(huán)境保護督察整改工作辦法》,不斷深化督察制度建設(shè),為督察工作的開展奠定堅實基礎(chǔ)。

2015年12月環(huán)保部組織成立中央環(huán)保督察組,督察對象包括各省、自治區(qū)、直轄市黨委和政府、國務(wù)院有關(guān)部門以及有關(guān)中央企業(yè)等組織。督察內(nèi)容包括地方政府對環(huán)保政策的執(zhí)行以及環(huán)保主體承擔環(huán)境責任的情況等。在進駐期內(nèi),督察小組通過調(diào)查資料、受理舉報、現(xiàn)場抽查等方式檢查是否存在環(huán)境污染問題。進駐期滿后,需在規(guī)定時間內(nèi)報送整改方案并向社會披露。

中央環(huán)保督察的類型包括以下三種:其一,例行督察。以常態(tài)化和規(guī)范化的方式監(jiān)督地方政府履行環(huán)境監(jiān)管職責以及企業(yè)承擔環(huán)境責任的情況。全國已對31個省級行政區(qū)的國家林業(yè)局、能源局等部門以及中國鋁業(yè)、中國化工等央企進行了兩輪九批次例行督察。第一輪中央環(huán)保例行督察分為五批次,持續(xù)時間從2016年1月1日至2017年9月15日,具體時間安排如表1所示。其二,“回頭看”。為了鞏固前一輪督察成果、防止污染反彈,對整改的落實情況進行督察。其三,專項督察。為了解決突出的生態(tài)環(huán)境問題,督察組多次對秦嶺違建別墅、騰格里沙漠污染、祁連山生態(tài)保護區(qū)的破壞性開采等情況進行督察。據(jù)統(tǒng)計,兩輪督察共接到28.7萬件群眾舉報的環(huán)境污染問題,至今已辦結(jié)28.6萬件。

表1 中央環(huán)保督察時間安排表

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)文獻綜述

現(xiàn)有文獻主要考察了中央環(huán)保督察的環(huán)境治理效應(yīng)。諸多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),中央環(huán)保督察能降低大氣污染程度、改善環(huán)境質(zhì)量(Kou P等,2021)[1]。史亞東(2022)[9]發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察能促進地方政府增加環(huán)保支出。宋鵬等(2022)[10]的研究表明中央環(huán)保督察能加強地方環(huán)境執(zhí)法力度,建立限制污染行為的長效機制。

還有部分文獻考察了中央環(huán)保督察的經(jīng)濟效應(yīng)。宏觀層面,胡宗義等(2021)[2]認為中央環(huán)保督察有利于治理企業(yè)過剩產(chǎn)能,提升工業(yè)經(jīng)濟效率。程宏偉和羅娟(2022)[11]發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察具有抑制企業(yè)避稅的作用。微觀層面,Zeng等(2021)[12]運用事件研究法,發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察的實施對重污染企業(yè)的股票價值產(chǎn)生負面影響。諶仁俊等(2019)[13]研究發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察通過創(chuàng)新補償機制提高了企業(yè)績效。

既有文獻表明,政府干預(yù)會影響企業(yè)的融資約束水平。政府對自然資源、人力與金融資本施加影響會使企業(yè)面臨的融資約束更加嚴重(Fan等,2015)[14]。Wang J(2021)[15]發(fā)現(xiàn)增值稅改革提高了企業(yè)的外部融資能力;賈洪文和陳星(2022)[16]發(fā)現(xiàn)財稅政策有助于緩解融資約束。

少量文獻考察了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)融資活動的影響。魏佳慧和耿成軒(2022)[5]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與融資效率之間存在先下降后上升的“U”型關(guān)系。于連超等(2021)[17]研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管理體系認證會緩解企業(yè)面臨的融資約束,且這種緩解效應(yīng)在民營企業(yè)中更顯著。史永東(2022)[18]以新《環(huán)保法》實施作為準自然實驗,研究發(fā)現(xiàn)新《環(huán)保法》的實施顯著緩解了重污染企業(yè)融資約束。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有中央環(huán)保督察的研究集中于對其環(huán)境治理以及宏觀經(jīng)濟效應(yīng)的考察,對其融資約束影響機制的研究還較為罕見。鑒于此,本文探究中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)融資約束的影響機制,并且進一步考察其在異質(zhì)性主體中的表現(xiàn)。

(二)研究假設(shè)

1.中央環(huán)保督察與融資約束

中央環(huán)保督察通過信息效應(yīng)與風(fēng)險效應(yīng),緩解重污染企業(yè)融資約束。其一,信息效應(yīng)。中央環(huán)保督察要求公開督察的工作安排、突出問題與整改方案等信息,保障企業(yè)環(huán)境信息披露的真實性和可靠性?；谛盘杺鬟f理論,中央環(huán)保督察促進重污染企業(yè)的環(huán)境信息披露,可以從以下兩方面緩解融資約束:一方面,緩解信息不對稱。環(huán)境信息披露是投資者研判企業(yè)風(fēng)險、做出投資決策的重要依據(jù),有助于提升信息透明度,提高投資者的投資意愿,從而緩解融資約束(Clarkson P M等,2008)[19];另一方面,傳遞積極信號。環(huán)境信息披露向外界傳遞企業(yè)對可持續(xù)發(fā)展理念的堅持,樹立良好形象(劉亦文等,2022)[6]。投資者會給社會形象好的企業(yè)更高的信用評級,進而降低資金成本,緩解融資難度。其二,風(fēng)險效應(yīng)。中央環(huán)保督察通過環(huán)保約談等方法,加強企業(yè)對環(huán)境責任的承擔,從以下兩方面緩解了融資約束:一方面,降低經(jīng)營風(fēng)險。根據(jù)組織合法性理論,履行環(huán)境責任使企業(yè)免于受到環(huán)境方面的行政處罰以及其他利益相關(guān)者的索賠,提高投資者對企業(yè)合法性的感知,降低經(jīng)營風(fēng)險(Albarrak M S等,2019)[7]。較低的經(jīng)營風(fēng)險使投資者所要求的必要報酬率降低,融資成本降低,從而緩解融資約束。另一方面,發(fā)揮保險作用。企業(yè)承擔環(huán)境責任形成的道德資本和聲譽,使企業(yè)更不易受到來自產(chǎn)品召回等不利事件的影響,為投資者利益提供具有保險特征的保護作用(唐松等,2019)[8]。因此,投資者對企業(yè)的風(fēng)險評估水平降低,從而緩解融資約束。在Godfrey(2009)[20]的研究中這一結(jié)論得到驗證,投資者不會對那些面臨不利事件但環(huán)境責任履行較好的企業(yè)提高融資成本,而環(huán)境責任履行較差的企業(yè)不會受到同樣優(yōu)待。基于以上分析,本文提出如下假設(shè):

H1:中央環(huán)保督察緩解了重污染企業(yè)的融資約束

2.代理成本的中介效應(yīng)

中央環(huán)保督察通過降低代理成本,從而降低重污染企業(yè)受到的融資約束,本文從監(jiān)督機制與聲譽機制兩個角度分析。其一,監(jiān)督機制。環(huán)境規(guī)制會對管理者侵占股東利益的行為進行監(jiān)督,從而降低代理問題(張愛美等,2021)[21]。中央環(huán)保督察組運用媒體輿論的力量,調(diào)動社會公眾參與對環(huán)境污染的監(jiān)督,從而抑制管理者機會主義行為,降低代理成本(張明皓,2022)[22]。代理成本理論認為,代理問題的存在使投資者提高資金成本,以補償代理成本產(chǎn)生的風(fēng)險,由此產(chǎn)生了融資約束。顧群和翟淑萍(2013)[23]實證探究二者關(guān)系,發(fā)現(xiàn)降低代理成本對企業(yè)面臨的融資約束具有緩解作用。其二,聲譽機制。聲譽對規(guī)范管理者行為有著十分重要的作用。鄺雄等(2019)[24]發(fā)現(xiàn)媒體信息的廣泛傳播能形成有效的聲譽機制,對管理者具有威懾作用,抑制管理層自利行為從而降低代理成本。管理者的職業(yè)規(guī)劃與發(fā)展依賴于外界的評價,丑聞曝光時的公眾輿論會嚴重影響其聲譽,因此管理者為了保護聲譽會減少機會主義行為,從而降低代理成本,緩解融資約束(黃雷等,2014)[25]?；谝陨戏治?本文提出如下假設(shè):

H2:中央環(huán)保督察降低了重污染企業(yè)的代理成本,從而緩解融資約束

3.綠色創(chuàng)新的中介效應(yīng)

中央環(huán)保督察通過促進綠色創(chuàng)新,從而緩解重污染企業(yè)的融資約束。首先,中央環(huán)保督察通過地方政府給企業(yè)施加環(huán)保壓力,增加其環(huán)境治理成本,管理層為了避免環(huán)境處罰并內(nèi)化環(huán)境成本,會進行綠色創(chuàng)新(葉娟惠和葉阿忠,2022)[26]。其次,依據(jù)“波特假說”,中央環(huán)保督察通過推動污染企業(yè)加快由末端治理向清潔生產(chǎn)的轉(zhuǎn)變,可以彌補由環(huán)境保護帶來的成本。企業(yè)率先研發(fā)出綠色產(chǎn)品還會獲得更多的利潤,即獲得“先動優(yōu)勢”。因此,在中央環(huán)保督察的規(guī)制壓力之下,重污染企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為會得到促進。

綠色創(chuàng)新有助于緩解融資約束。一方面,企業(yè)通過應(yīng)用綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)變?yōu)榉俏廴镜纳a(chǎn)方式,降低了污染隱患,更不容易受到環(huán)保處罰。污染問題的解決還有助于降低企業(yè)的環(huán)境風(fēng)險以及投資者需要的風(fēng)險溢價,緩解融資難度(吳建祖和范會玲,2021)[27];另一方面,綠色創(chuàng)新有助于樹立良好形象,擴大市場份額從而提高財務(wù)績效(Xie等,2019)[28]。楊向陽和童馨樂(2015)[29]發(fā)現(xiàn)良好的財務(wù)績效有利于緩解融資約束。在資本市場上進行綠色創(chuàng)新的企業(yè)更有利于獲取金融機構(gòu)的信貸支持(Liu等,2019)[30],從而緩解融資約束?；谝陨戏治?本文提出如下假設(shè):

H3:中央環(huán)保督察提高了重污染企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平,從而緩解融資約束

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2020年的中國A股上市工業(yè)企業(yè)為研究樣本,其中重污染行業(yè)(1)重污染行業(yè)的認定主要依據(jù)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》、環(huán)境保護部2008年制定的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》(環(huán)辦函[2008]373號)以及《上市公司環(huán)境信息披露指南》(環(huán)辦函[2010]78號),主要包括煤炭、采礦、紡織、制革、造紙、石化、制藥、化工、冶金、火電等16個重污染行業(yè)。的企業(yè)作為實驗組,其余工業(yè)企業(yè)作為對照組,并對初始數(shù)據(jù)進行以下處理:第一,剔除ST、*ST等財務(wù)狀況異常的企業(yè)樣本;第二,剔除測試期內(nèi)有數(shù)據(jù)缺失嚴重的企業(yè)樣本;第三,為去除極端值影響,對所有連續(xù)型變量進行1%和99%的縮尾處理,最終得到13 275個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。中央環(huán)保督察的信息來自中國生態(tài)環(huán)境部官方網(wǎng)站,企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的數(shù)據(jù)從國家專利產(chǎn)權(quán)局(SIPO)手工收集得到。其他的企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.融資約束(FC)

已有文獻中融資約束的衡量指標已十分豐富,如KZ指數(shù)、WW指數(shù)等。然而,上述指標的共同缺陷在于包含了很多內(nèi)生性的金融變量,如現(xiàn)金流、杠桿等。為此,Hadlock and Pierce(2010)[31]僅使用企業(yè)規(guī)模和成立年限這兩個外生性較高的變量來構(gòu)建SA指數(shù):-0.737*Size+0.043*Size2- 0.04*Age。本文最終采用SA指數(shù)作為衡量指標。SA指數(shù)的絕對值越大,企業(yè)融資約束水平越高。為證明研究結(jié)論的可靠性,本文使用KZ指數(shù)進行穩(wěn)健性測試。

2.代理成本(Ac)

本文研究企業(yè)在環(huán)境管理方面形成的代理成本,但無法直接獲取數(shù)據(jù)。由于總代理成本與環(huán)境代理成本具有相同的變化趨勢,本文用總代理成本(資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率)來衡量。該比率越大,說明企業(yè)的資產(chǎn)利用效率越高,代理成本越小。

3.綠色創(chuàng)新(Gpatent)

現(xiàn)有研究對企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的衡量方式包括綠色全要素生產(chǎn)率和綠色專利申請(授權(quán))數(shù)量。由于前一數(shù)據(jù)獲取難度大且有嚴重的數(shù)據(jù)缺失問題,本文以綠色專利授權(quán)數(shù)量作為綠色創(chuàng)新水平的衡量指標。

4.控制變量

借鑒Sufi(2007)等的相關(guān)研究[32],本文選取企業(yè)規(guī)模(Size)、成長性(Growth)、盈利能力(Roe)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、股權(quán)集中度(Top1)等作為控制變量。具體變量定義參見表2。

表2 變量定義

(三)模型設(shè)定

1.主回歸模型

為檢驗中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)融資約束的影響,本文構(gòu)建以下實證模型。

FCi,t=α0+α1Treat*Posti,t+∑CVsi,t+μYear+μCode+εi,t

(1)

其中,i代表企業(yè),t代表年份,FC代表融資約束,Treat*Post表示重污染企業(yè)虛擬變量和環(huán)保督察虛擬變量的交乘項。∑CVs是控制變量,μyear和μcode表示個體和年份虛擬變量?？紤]到中央環(huán)保督察搭建起了長期的“黨政同責”機制,本文將結(jié)束督察后的省份所轄重污染企業(yè)仍視為處理組,即保留Treat*Post為1的取值。

2.中介效應(yīng)模型

MVi,t=α0+α1Treat*Posti,t+∑CVsi,t+μYear+μCode+εi,t

(2)

FCi,t=α0+α1Treat*Posti,t+α2MVi,t+∑CVsi,t+μYear+μCode+εi,t

(3)

本文采用中介效應(yīng)檢驗“三步法”,在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型(2)和模型(3)。若同時滿足模型(1)和模型(2)的中央環(huán)保督察的回歸系數(shù)顯著、模型(3)的中介變量的回歸系數(shù)顯著,則中介效應(yīng)成立。若模型(3)中央環(huán)保督察的回歸系數(shù)依然保持顯著,說明部分中介效應(yīng)成立,否則完全中介效應(yīng)成立。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3報告了描述性統(tǒng)計的結(jié)果。融資約束(FC)的最小值為3.222,最大值為4.389,平均值為3.814,標準差為0.229。中央環(huán)保督察(Treat*Post)的平均值為0.253,可見受中央環(huán)保督察影響的企業(yè)占比約為25.3%。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)的平均值為0.333,即在該研究區(qū)間內(nèi),國有企業(yè)比民營企業(yè)更少,占比約為33.3%。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果均在合理范圍內(nèi)。

表3 描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表4報告了Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗的結(jié)果。首先,融資約束(FC)與中央環(huán)保督察(Treat*Post)的相關(guān)系數(shù)在1%水平下顯著,表明中央環(huán)保督察與重污染企業(yè)融資約束存在顯著的關(guān)系。其次,在控制變量方面,資產(chǎn)報酬率(Roa)、財務(wù)杠桿(Lev)、兩職合一(Dual)、監(jiān)事會規(guī)模(Sboard)、獨董比例(IndD)等與因變量的相關(guān)系數(shù)都在不同程度上顯著,表明控制變量選取適當。同時,本文利用方差膨脹因子檢驗?zāi)Ｐ偷亩嘀毓簿€性,結(jié)果顯示VIF均小于3,說明不存在多重共線性。

(三)回歸結(jié)果分析

1.中央環(huán)保督察與重污染企業(yè)融資約束

表5列(1)和列(2)報告了假設(shè)H1的回歸結(jié)果。不論是否控制變量,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著,值為-0.009和-0.006?？梢钥闯?中央環(huán)保督察緩解了重污染企業(yè)的融資約束,假設(shè)H1成立。

表5 基準回歸與滯后效應(yīng)檢驗

2.中央環(huán)保督察影響重污染企業(yè)融資約束的滯后效應(yīng)

表5列(3)-(5)報告了滯后效應(yīng)的回歸結(jié)果。列(3)和列(4)顯示,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對下一期(FCt+1)、下兩期融資約束(FCt+2)的回歸系數(shù)分別為-0.006和-0.004,且均在1%的水平上顯著;列(5)顯示中央環(huán)保督察(Treat*Post)對下三期融資約束(FCt+3)的回歸系數(shù)不顯著。結(jié)果表明,中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)融資約束的緩解作用具有持續(xù)性,并逐漸減弱。

3.代理成本的中介效應(yīng)

表6列(1)-(3)報告了代理成本的中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果,發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察通過降低代理成本,緩解了重污染企業(yè)的融資約束。首先,列(1)顯示中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.006且在1%水平上顯著,可見中央環(huán)保督察緩解了重污染企業(yè)融資約束;其次,列(2)顯示中央環(huán)保督察(Treat*Post)對代理成本(AC)的回歸系數(shù)為0.017且在1%水平上顯著,表明中央環(huán)保督察降低了代理成本;最后,列(3)顯示代理成本(AC)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為0.008且在1%水平上顯著,可見降低代理成本緩解了企業(yè)融資約束,且中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.006且在1%水平上顯著?？梢钥闯?降低代理成本發(fā)揮了部分中介效應(yīng),假設(shè)H2成立。

表6 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.綠色創(chuàng)新的中介效應(yīng)

表6列(1)、(4)、(5)報告了綠色創(chuàng)新這一中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果,發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察通過提高重污染企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平,緩解了融資約束。首先,列(1)顯示中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.006且在1%水平上顯著,可見中央環(huán)保督察緩解了重污染企業(yè)融資約束;其次,列(4)的結(jié)果顯示,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對綠色創(chuàng)新(Gpatent)的回歸系數(shù)為0.825且在1%水平上顯著,這表明中央環(huán)保督察提升了企業(yè)綠色創(chuàng)新水平;最后,列(5)的結(jié)果顯示,綠色創(chuàng)新(Gpatent)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.001且在1%水平上顯著,并且中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.006且在1%水平上顯著。由此可見,綠色創(chuàng)新水平的提高有助于緩解重污染企業(yè)的融資約束。綜上所述,綠色創(chuàng)新發(fā)揮部分中介效應(yīng),假設(shè)H3成立。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

下表7和圖1、圖2報告了平行趨勢檢驗結(jié)果,說明樣本數(shù)據(jù)通過檢驗。雙重差分法運用的前提是實驗組與對照組在未受到政策影響之前有相同的變化趨勢。參考Beck等(2010)[33]的研究對樣本數(shù)據(jù)進行平行趨勢檢驗,用中央環(huán)保督察(Treat*Post)前1-4年以及后1-4年的時間虛擬變量對融資約束(FC)進行回歸。其中,prej表示督察前1-4年;current表示督察當年;postj表示督察后1-4年。從表8可以看出,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)前四年不顯著,后四年顯著。從圖1、圖2也可以看出,在中央環(huán)保督察之前實驗組與對照組不存在明顯的趨勢差異,但在督察之后融資約束程度開始負向增長,表明樣本符合平行趨勢假定。

圖1 平行趨勢假設(shè)(不含控制變量)

圖2 平行趨勢假設(shè)(含控制變量)

表7 中央環(huán)保督察的平行趨勢檢驗

表8 穩(wěn)健性檢驗:傾向得分匹配結(jié)果

2.傾向得分匹配

圖3和表8報告了傾向得分匹配結(jié)果,說明樣本數(shù)據(jù)通過檢驗。本文采用傾向匹配得分法(PSM)來篩選兩組樣本,控制實驗組和對照組之間的系統(tǒng)性差異,并重新進行回歸。通過采用Logit模型,選取企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、凈資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率、監(jiān)事會規(guī)模、獨立董事占比等作為協(xié)變量對兩類企業(yè)進行匹配。

圖3 傾向得分值概率分布密度函數(shù)圖

圖3為匹配兩組數(shù)據(jù)得到的傾向得分值密度函數(shù)圖,由圖可見匹配后的傾向得分值更加接近。表8報告了PSM處理后的回歸結(jié)果,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。與基準回歸結(jié)果較為一致,中央環(huán)保督察對融資約束有緩解作用,假設(shè)H1仍然成立。

3.替換融資約束衡量指標

表9的列(1)和列(2)報告了更換融資約束衡量指標的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)環(huán)保督察緩解了重污染企業(yè)融資約束。為了提高回歸結(jié)果的準確性及可信度,本文使用KZ指數(shù)作為替代變量(FC-robust)來進行穩(wěn)健性檢驗。不論是否控制變量,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC-robust)的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為負。

表9 穩(wěn)健性檢驗

4.擴大縮尾范圍

表9列(3)和列(4)報告了擴大縮尾范圍的回歸結(jié)果。為了檢驗回歸結(jié)果是否受到個別異常樣本的影響,本文對所有連續(xù)變量進行5%的縮尾。在對融資約束等連續(xù)變量縮尾以后,中央環(huán)保督察(Treat*Post)的系數(shù)仍舊顯著為負,回歸結(jié)果同前文一致。

5.檢驗其他環(huán)境政策是否帶來估計偏差

表9列(5)報告了剔除其他環(huán)境政策影響后的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察仍然會緩解重污染企業(yè)的融資約束。數(shù)據(jù)期間內(nèi)的其他事件也可能會影響企業(yè)融資約束,比如2016年和2017年的去產(chǎn)能政策。因此,本文去除去產(chǎn)能重點行業(yè)(2)2016和2017年發(fā)布的去產(chǎn)能重點行業(yè)名單包括鋼鐵、煤炭、水泥、船舶、電解鋁、玻璃6個行業(yè),按照證監(jiān)會行業(yè)分類標準,本文剔除了行業(yè)代碼為C31、B06、C37、E48、C32、C30的共6個行業(yè)中的企業(yè)。的公司樣本后再次檢驗。結(jié)果表明,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.003且保持顯著。

6.提前政策實施時間

表9列(6)報告了提前政策實施時間后的回歸結(jié)果。為確保去除其他事件的影響,本文用政策實施前的樣本來進行安慰劑檢驗。取2014—2016年為樣本區(qū)間,設(shè)定虛擬的中央環(huán)保督察實施年份為2015年,再次進行基準回歸。由表可知,中央環(huán)保督察的回歸系數(shù)不顯著,再次驗證了假設(shè)H1的結(jié)論。

7.安慰劑檢驗

圖4為安慰劑檢驗的結(jié)果,表明中央環(huán)保督察對融資約束的緩解作用沒有被其他未知因素影響。為進一步排除遺漏變量對評估中央環(huán)保督察效應(yīng)的影響,本節(jié)對中央環(huán)保督察(Treat*Post)隨機抽取500次,觀察隨機抽取的中央環(huán)保督察交互項對企業(yè)融資約束是否產(chǎn)生顯著影響。結(jié)果表明,估計值集中在0左右,P值大多在0.1以上,說明中央環(huán)保督察的系數(shù)在500次隨機抽樣中未通過顯著性檢驗。

圖4 隨機處理沖擊隨機沖擊系數(shù)核密度圖和對應(yīng)P值

(五)進一步分析

1.“回頭看”的影響

表10報告了“回頭看”影響的回歸結(jié)果。例行督察是針對地方政府和企業(yè)等環(huán)境責任主體的全面檢查,“回頭看”對反饋問題的整改情況進行復(fù)查,需要緊盯整改落實情況,推動環(huán)境問題徹底解決?；诖?本文進一步將“回頭看”納入模型(1)進行回歸?！盎仡^看”的系數(shù)為-0.005且在1%的水平上顯著,說明“回頭看”也能夠使重污染企業(yè)的融資約束顯著緩解?？赡艿脑蚴?開展“回頭看”有利于消除地方政府對污染治理工作的僥幸心理,促進企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的提升以及代理成本的下降,減輕外部投資者的疑慮,從而緩解融資約束。

表10 “回頭看”的影響

2.督察批次異質(zhì)性

表11驗證了不同批次中央環(huán)保督察的實施效果。后一批企業(yè)可能會因模仿效應(yīng)而降低中央環(huán)保督察的緩解效果,因此,本文將樣本分為五批督察行動樣本進行回歸分析。由表11可知,中央環(huán)保督察對試點和第四批次督察的重污染企業(yè)融資約束沒有明顯作用,對于第一到第三批次的融資約束有緩解作用,說明不存在政策模仿效應(yīng)。

表11 督察批次異質(zhì)性檢驗

3.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

表12列(1)和列(2)按規(guī)模劃分企業(yè)樣本進行異質(zhì)性分析,發(fā)現(xiàn)大規(guī)模企業(yè)的融資約束受中央環(huán)保督察的影響更大。結(jié)果表明,中央環(huán)保督察(Treat*Post)對小規(guī)模企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)不顯著,對大規(guī)模企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)估計系數(shù)為-0.003且在1%的水平上顯著。其可能原因為:被督察地區(qū)的大規(guī)模污染企業(yè)更容易受督察組檢查,其為此付出的環(huán)境排污成本更高,更有可能通過綠色創(chuàng)新、環(huán)保信息披露等渠道來增強投資者信心,因此環(huán)保督察更能緩解大規(guī)模企業(yè)的融資約束。

表12 異質(zhì)性分析

4.政企關(guān)聯(lián)異質(zhì)性

表12列(3)和列(4)按是否有政企關(guān)聯(lián)劃分企業(yè)樣本進行異質(zhì)性分析,結(jié)果表明中央環(huán)保督察對存在政企關(guān)聯(lián)的重污染企業(yè)無顯著影響,但對不存在政企關(guān)聯(lián)的重污染企業(yè)存在顯著影響。中央環(huán)保督察(Treat*Post)對存在政企關(guān)聯(lián)企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)不顯著,對不存在政企關(guān)聯(lián)企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)估計系數(shù)為-0.006且在1%的水平上顯著。其可能原因為:政治關(guān)聯(lián)有利于企業(yè)獲得政府支持和隱性擔保,便于融資。可以看出,中央環(huán)保督察不會對有政企關(guān)聯(lián)企業(yè)的融資約束造成顯著影響。

五、結(jié)論與啟示

中央環(huán)保督察解決了由于“政企合謀”導(dǎo)致的環(huán)境治理低效,有助于遏制生態(tài)環(huán)境污染。本文以融資約束為研究視角,探討了中央環(huán)保督察對重污染企業(yè)的微觀經(jīng)濟影響。研究發(fā)現(xiàn):(1)整體而言,中央環(huán)保督察能夠顯著緩解重污染企業(yè)的融資約束,這一研究結(jié)論經(jīng)過平行趨勢檢驗、傾向得分匹配(PSM)、更換衡量指標等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立;(2)影響機制方面,中央環(huán)保督察通過促進綠色創(chuàng)新以及降低代理成本,緩解了重污染企業(yè)融資約束;(3)異質(zhì)性方面,例行督察和“回頭看”都能緩解融資約束,且緩解作用在大規(guī)模企業(yè)以及不存在政企關(guān)聯(lián)的企業(yè)中更顯著。

根據(jù)本文研究結(jié)論提出如下政策建議:(1)推動中央環(huán)保督察常態(tài)化建設(shè)。中央環(huán)保督察通過降低代理問題和提高綠色創(chuàng)新來緩解重污染企業(yè)的融資難度,有助于實現(xiàn)環(huán)境保護和經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展。因此,要將其作為中國環(huán)境治理的利器,通過建立常態(tài)化督察制度來保持環(huán)境監(jiān)督的壓力具有持續(xù)性,杜絕以拖待變的僥幸應(yīng)對策略。(2)制定差異化環(huán)保激勵政策。異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示,行業(yè)中起主導(dǎo)地位的大規(guī)模企業(yè)以及擁有良好政府關(guān)系的企業(yè)更容易擁有融資渠道,受到融資約束較小。因此,在依法整治環(huán)境違規(guī)行為的同時,對于積極進行綠色創(chuàng)新的中小規(guī)模企業(yè)以及沒有密切政治關(guān)系的企業(yè),應(yīng)采用環(huán)保補貼、綠色信貸等配套措施,鼓勵其進行污染治理。(3)構(gòu)建公眾參與渠道。群眾監(jiān)督低成本、可持續(xù)、效率高,而媒體監(jiān)督具有信息傳遞作用,保證社會公眾的舉報信息能夠及時傳達上級部門。然而,目前社會公眾在參與環(huán)境治理的過程中,仍然會面對獲取信息的渠道受限、缺乏便利的溝通平臺等一系列障礙,導(dǎo)致群眾的污染治理力量不能得到合理發(fā)揮,應(yīng)該構(gòu)建制度化和常態(tài)化的公眾參與渠道。