摘　要：運用2014—2016年A股上市公司數據，以新出臺的《中華人民共和國環境保護法》作為準自然實驗的外生沖擊，采用兩期DID模型分析環境規制對企業金融化投資的影響。研究發現：(1)環境規制并不會導致企業實體業績下滑，且會在一定程度上抑制企業“脫實向虛”行為;(2)環境規制主要通過研發機制促使企業經營轉型升級，提升企業研發績效進而減少金融化投資對實體產業的擠出;(3)環境規制還能夠通過增強外部信息監督作用，降低企業投機動機下進行短期金融化投資的傾向;(4)綠色信貸的發展能夠進一步增強環境規制對金融化投資產生的抑制作用。未來應通過環境規制帶來的產業轉型升級，促進企業實體經營并避免“脫實向虛”，同時通過各類財政扶持政策的出臺，解決環境規制對企業帶來的資金壓力。

　　關鍵詞：新《環保法》;金融化;信息機制;實體替代;脫實向虛

　　企業金融化是全球經濟發展的重要趨勢[1]。20世紀80年代，西方國家實體投資率下降，負債率不斷提升，呈現出“實體空心化”的趨勢。對于中國來說，后金融危機時代信貸總量的擴張伴隨著實體經濟的轉型，“脫實向虛”與金融市場發展的滯后同時存在。

　　環保論文范例：環保型水處理化學品及水處理技術分析

　　2012年，證監會發布《上市公司監管指引第2號−上市公司募集資金管理和使用的監管要求》，明確提出上市公司資金可用于購買穩定收益產品。此后上市公司金融化投資規模迅速擴大，“脫實向虛”成為當前中國經濟發展中面臨的嚴峻問題。2015年，《中華人民共和國環境保護法》(以下簡稱“新《環保法》”)首次從法律角度明確了重污染企業公開詳細環境信息的責任，強化了各級政府對環境的監管責任。

　　對于實體經濟來說，一方面，新《環保法》的出臺能夠通過增強外部監督作用，對污染企業實施懲罰措施等手段倒逼企業研發投資及技術轉型升級，以增強實體競爭力水平來緩解粗放式生產方式造成的環境污染[2];另一方面，環境規制又可能會對傳統產業經營造成沖擊，增加重度污染企業融資難度，同時企業的轉型升級過程同樣可能會造成企業業績下滑。“脫實向虛”行為是否與環境規制行為存在關聯?環境規制政策是否會通過對企業實體經營產生影響，針對此，本文擬解決以下問題：第一，從企業“脫實向虛”視角，通過環境規制對企業金融化行為影響機制進行分析。

　　第二，從金融化動機角度，關注金融化實體替代效應與短期“蓄水池”動機下的流動性管理：一方面，融資約束存在的情況下，環境規制會倒逼企業研發投資，實現整體轉型升級，同時企業經營狀況的不斷優化，不會造成實體替代動機下金融化投資的發生;另一方面，綠色信貸政策與財政資金的同步配套支持，會通過融資約束的緩解與優勝劣汰機制的發揮，強化環境規制對金融化行為的抑制作用，同時環境規制又會通過信息途徑對企業短期行為形成監督作用。環境規制對實體經營造成的沖擊，是否是企業形成金融化的主因，促進還是抑制了企業的“脫實向虛”行為，值得進一步研究。

　　一、理論分析與研究假設

　　(一)文獻綜述

　　環境規制對企業生產績效的影響主要分為成本效應和技術效應[3]。從企業生產成本視角來看，環境規制主要通過“負向溢出”效應的發揮，加強對重污染企業的懲罰力度，同時企業需要及時披露污染排放信息，為達到環保標準，企業不得不購置清潔技術，實現清潔生產[4-6]，而高昂的排污費用又擠占了企業的實體投資，抑制了企業擴大再生產[7]。而從技術創新視角來看，環境規制主要發揮“創新補償”效應。

　　根據“綠色競爭”理論[8]，合理的環境規制能夠刺激企業進一步對排污技術進行改進，刺激企業的“創新效應”[9]，相關文獻對“波特假說”的成立性進行了驗證[10-11]。然而也有文獻認為，環境規制會通過對企業經營負面沖擊，而對企業的研發投資造成“擠出”[12-13]。并認為，環境規制與企業技術進步、成本效應之間的關系是不確定的，可能存在一定的閾值特征[14]。現有文獻從環境規制對企業生產成本、技術創新倒逼機制兩方面進行了研究，但對于環境規制與企業實體績效之間的關系，各方觀點不一，特別是對環境規制與研發倒逼機制的關系是否成立，尚未得出統一結論。

　　同時，此種倒逼會對實體經營產生何種影響，值得進一步研究。對于企業金融化動因的分析，一派學者將企業金融化行為與實體投資收益掛鉤，認為實體業績下滑的背景下，金融化投資作為實體替代手段造成實體擠出，同時又能夠通過“蓄水池效應”的發揮提升企業自身資金運營能力以緩解企業短期資金困境[15]。張成思和劉貫春[16]認為，金融化三重動因包括傳統產業利潤率下滑、貿易開放與老齡化，其中傳統制造業利潤率下降，使得更多企業將資本轉移到金融化投資之中，封閉條件下企業金融化行為是傳統利潤率下滑、“脫實向虛”利潤追逐的結果;Davis[17]與宋軍和陸旸[18]認為，實體收益與金融化投資比例之間存在“倒U形”關系，并將二者之間關系區分為“替代效應”與“富余效應”，即實體投資收益率在一定比例內，企業實體投資收益上升將對金融化投資形成“擠出效應”，此時金融化更多地表現為“脫實向虛”下的被動選擇。

　　另一派學者則認為，企業金融化行為并非由實體投資收益下滑導致，而是存在“股東價值”的動機，即企業通過金融化投資行為能夠起到提升企業股價的目的，通過股東利益的提升解決股東與企業經理層之間存在的“委托—代理問題”，例如Stockhammer[19]將企業實體行為向金融服務行為的轉化定義為金融化行為，并認為此行為與股東利益導向直接相關;Crotty[20]則認為，股東價值導向導致企業為滿足股東分配和股價穩定，增加金融投資比例，進而導致企業更為看重金融資本收益而非實體收益，同時機構投資者比例的增加又會導致企業短期投資行為增加。

　　總體來說，現有文獻對金融化行為的動因分析主要包括實體機制與股東機制兩種。在企業存在融資約束并且利潤下滑的情況下，金融化行為能夠作為實體投資的替代手段，對研發投資等實體投資行為形成擠出。然而鮮有文獻從環境規制政策入手，分析環境規制政策如何通過實體影響機制，影響企業金融化的投資行為，二者是否存在關聯性值得進一步探討。

　　(二)理論分析與假設提出

　　1.環境規制、實體效應與金融化投資一方面，環境規制行為存在負向溢出效應。由于環境規制對企業環境標準要求的提升，對企業未來的生產經營帶來了高成本和更大的不確定性。若環境規制帶來企業成本上升，同時導致企業現金流減少，環境規制的“負向溢出”效應會更為明顯。

　　在此背景下，環境規制帶來的業績下滑將對企業長期經營產生負面影響。在融資約束增加、實體投資機會有限的狀況下，環境規制政策的出臺，會通過實體替代動機帶來企業金融化投資特別是長期保值性金融化投資的增加。另一方面，環境規制在一定條件下，同樣會發揮“創新補償”效應[21]。合理的環境規制能夠刺激企業進行技術上的轉型升級，抵消企業環保投資帶來的高昂生產成本。新《環保法》的出臺促使企業改善生產工藝，增加研發投資，從而提升全要素生產率及企業自身產品的競爭力水平。

　　首先，研發效率的提升，能夠促進企業長期的經營行為，進而緩解企業實體替代動機下金融化對實體投資的擠出，對金融化行為產生抑制作用。其次，環境規制政策實施的同時，企業又會獲得更多政府補貼與稅收減免的支持，進而促進企業研發升級，避免實體經營受損[22]。雖然研發投資與技術轉型會造成一定的資金占用，但企業會將更多精力與資金投入實體，進而會對“脫實向虛”動機下金融化行為造成一定的抑制。同時，企業技術水平與研發能力的提升，一定程度上也能夠提升企業對未來經營樂觀的預期;市場份額擴大、排污削減帶來融資能力的提升，對企業實體經營與未來融資能力均會產生積極影響，并不會加劇企業金融化投資行為。

　　二、研究設計與數據說明

　　(一)計量模型構建

　　1.雙重差分DID模型本文借鑒崔廣慧和姜英兵[2]、李百興和王博[21]以新《環保法》作為環境規制行為外生沖擊的方法，將2015年新《環保法》的出臺作為外生沖擊事件，并借鑒王杰和劉斌[28]對于重度污染行業的識別方法，將處理組設定為重度污染行業樣本，新《環保法》出臺后年份post=1，通過上述方式構造兩期雙重差分模型，分析環境規制政策能否提升企業金融化投資比例，具體模型為finpro1it(stfinpro1it/ltfinpro1it)=β0+β1pol1i(pol2)i+β2postt+β3pol1i(pol2)i×postt+control+εit(1)其中，finpro1為企業金融化投資占總資產比例×100;stfinpro1為企業短期金融化投資占總資產比例×100;ltfinpro1為企業長期金融化投資占總資產比例×100;pol1與pol2為兩種處理組界定方式，pol1通過2014年行業排污狀況進行重污染行業界定，重污染行業中樣本作為處理組樣本(pol1=1)，而pol2同時通過2014年行業排污與省份排污狀況進行重污染樣本界定(pol2=1);以2015年新《環保法》出臺作為沖擊年份時點，2015年及之后的年份樣本post變量取值為1，其余年份樣本post取值為0。

　　安慰劑檢驗中，本文將沖擊年份提前三年，即2012年及之后樣本post1變量取值為1，其余年份樣本取值為0。同時，本文借鑒崔廣慧和姜英兵[2]、杜勇等[15]研究金融化動因與環境規制行為時選用控制變量的方法，選擇企業總資產收益率水平(roa)、主營業務收入增長率水平(incgrowth)、反應企業未來成長能力的tobinq、企業規模(size)、杠桿率(lev)、是否存在粉飾虧損動機(loss)作為本文兩期DID(Differencein-Difference)回歸分析的控制變量。機制分析上，本文運用企業研發投資強度(rdsales)和發明專利授權數量對數值(lngrinvpatt)作為研發投入和研發績效指標，同時運用企業獲得政府補貼金額(sub)作為分組變量。

　　2.調節機制檢驗

　　1)綠色信貸指標綠色信貸指標主要用來衡量企業所獲得的基于環境約束的信貸供給[29]，現有指標多從銀行信貸資金去向即是否支持綠色產業來衡量綠色信貸整體發展水平，鮮有文獻從微觀視角度量綠色信貸發展指標。

　　本文借鑒王鳳榮和王康仕[30]對于企業綠色信貸指標的度量方法，首先，通過年度負債率變化因素對企業基本面因素進行回歸，并對行業I、年度t、省份p控制固定效應后得出殘差項，回歸方程為∆levit=γ0+γ1∆levit−1+γ2sizeit−1+γ3roait−1+γ4strit+γ5incgrowthit+γ6sizeit+γ7roait+λt+λp+λI+µit(2)其中，lev表示企業杠桿率水平;size表示企業規模;roa表示企業總資產收益率;str表示企業固定資產投資占總資產比例;incgrowth表示企業銷售收入增長率。其次，由國泰安CSMAR數據庫“綠色信貸”板塊提取出2014—2016年各省份逐日環境污染指數AQI取值，并通過年度算數平均方式得出該省份年度平均環境污染指數，污染指數取值越大，說明省份內企業綠色信貸發展水平越低。

　　本文將上市公司所在省份的AQI指數乘以(−1)度量上市公司所在省份的綠色信貸發展環境。再次，本文將提取企業負債水平殘差項與AQI相反數相乘，得出企業綠色信貸發展指數(gfinance)，該指標作為調節變量，衡量企業綠色信貸支持指標對企環境規制與金融化之間的關聯性產生的影響。再次，本文將提取企業負債水平殘差項與AQI相反數相乘，得出企業綠色信貸發展指數(gfinance)，該指標作為調節變量，衡量企業綠色信貸支持指標對企環境規制與金融化之間的關聯性產生的影響。2)企業加入融資融券試點指標本文借鑒李春濤等[31]對于企業加入融券樣本與信息披露之間的關聯性分析方法，將企業是否加入融資融券試點作為信息披露質量的外部沖擊指標，進行調節效應分析。若企業當年加入融資融券樣本，則short=1，否則short=0。

　　(二)變量及數據說明

　　1.金融化度量方法

　　被解釋變量為每年末企業金融化資產占總資產比例。參照劉珺等[32]、杜勇等[15]對金融資產的劃分方式，將金融化資產分為兩類：一種為短期金融資產即交易性金融資產和衍生金融資產兩個科目;另一種為長期金融資產，包括可供出售金融資產、持有到期投資、投資性房地產三個科目。由于長期股權投資中包含一部分非金融投資科目，并且企業通過控股金融公司獲得收益，更多是與控股金融公司經營狀況相關，本文暫未將此科目中金融投資資產部分列入到金融資產核算之中。

　　2.處理組樣本劃分變量

　　首先，本文借鑒張純和呂偉[25]對污染行業的劃分方法，將五種主要污染物作為不同行業污染物排放度量指標(廢水、二氧化硫、煙塵、粉塵和固體廢棄物);其次，將“行業—年度”污染物排放量標準化處理，即使用每個行業2014年各類污染物排放總量除以各行業自身產值水平求得標準化排放量;再次，通過行業年度污染物排放的標準化指標進行算術平均加權后，計算得出2014年不同行業污染指標;最后，根據計算得出的2014年行業污染指標，將排位前1/3的污染行業確定為重度污染行業①。

　　穩健性檢驗中，使用企業所在省份2014年污染物排放AQI數據，通過標準化處理為比例變量后進行排序，將污染排放前1/3的區域確定為重度污染地區，受到新《環保法》出臺影響更大。將兩種指標相乘后重新確定處理組，即處理組樣本為既受到行業環境規制影響也受到地區污染規制影響的樣本。

　　3.其他控制變量

　　首先，本文采用公司投資行為分析中常用的控制變量，包括：現金規模對數值(lncash)、企業規模(size)、企業杠桿水平(lev)、主營業務收入增長率水平(incgrowth)、成長性(tobinq)等指標。其次，本文將企業利潤操縱行為引入分析框架之中，loss為衡量企業是否存在利潤操縱行為的虛擬變量，若未計算金融與股權投資收益、營業外收入與支出時企業發生的虧損，計算后轉為盈利，則loss=1，否則為0。再次，本文傾向得分匹配(PSM)過程中運用的匹配變量還包括：企業董事會規模(boardnum)、成立年數(age)以及是否為國有企業(SOE)。

　　三、實證結果

　　(一)DID平行假設檢驗

　　本文首先通過年度處理組與對照組樣本金融化投資比例均值進行逐年計算并繪圖分析二者間的差異。對照組與處理組中，企業平均金融化投資比例呈現逐年上升趨勢，說明“脫實向虛”趨勢在整體樣本中存在，同時一般行業中金融化投資比例大于重度污染行業，二者差異可能是由于重度污染企業政策出臺前存在一定的融資約束，金融機構對該類企業支持力度持續偏小等因素所致。2015年新《環保法》出臺后，對照組金融化投資比例上升幅度明顯小于處理組，說明新《環保法》出臺對二者影響存在明顯差異，環境規制在一定程度上有利于降低企業金融化投資意愿。

　　同時，本文將樣本期提前與延后2年后，通過在式(1)中加入處理組虛擬變量與年度虛擬變量的交乘項作為時變系數，重新進行回歸后，對系數的時變效應進行分析，若政策時變效應在政策出臺前不明顯，而在政策出臺后開始出現，則說明DID回歸中的平行假設成立。

　　(二)兩期DID主回歸分析

　　首先，本文將2015年1月1日新《環保法》出臺作為環境規制行為的外生沖擊事件，按前文識別的重污染行業中企業作為處理組樣本，2015年與2016年post=1，2014年post=0。之后利用前文識別的處理組與控制組樣本，以及外生沖擊的時間進行兩期DID的回歸分析，其中因變量為未來1期企業金融化投資占總資產比例。

　　(三)機制分析

　　1.經營機制與研發機制檢驗

　　首先，為對假設1進行驗證，本文對新《環保法》的出臺對企業經營績效和研發行為二者關聯性的影響進行了分析，業績渠道方面，新《環保法》出臺對企業業績水平會起到提升作用;研發影響方面，雖然從DID回歸能夠看出，新《環保法》出臺對重度污染行業的研發投資水平起到抑制作用，然而對發明專利的授權數量卻存在正向影響;同時，新《環保法》出臺并不會造成企業收入比例的下降。

　　對式(1)實證分析能夠得出：從實體途徑來看，盡管由于融資約束的增加，新《環保法》出臺對企業研發投資比例造成負面影響，然而對研發效率有提升作用，同時又會對業績水平產生正向影響，說明環境規制政策并不會通過對企業業績造成負面沖擊進而造成“脫實向虛”的增加。

　　四、結論與政策建議

　　本文選擇2014—2016年A股上市公司數據作為分析樣本，利用新《環保法》的出臺作為外生沖擊事件，通過兩期DID回歸分析了環境規制行為對企業金融化投資的影響，并通過對“波特假說”和信息機制的檢驗分析了環境規制政策的出臺與企業金融化投資和“脫實向虛”動機存在關聯。本文初步驗證了以下結論：第一，環境規制政策的出臺，并非近年來企業“脫實向虛”行為的主因，反而會降低企業金融化投資意愿。

　　第二，經營機制上，新《環保法》的出臺雖然會降低研發投資強度，但是卻會提升發明專利授權數量，進而并不會對企業增長能力與業績水平形成負向沖擊，對金融化行為產生抑制作用。第三，信息機制上，新《環保法》的出臺會通過外部監督機制，加強負面信息披露和企業投資行為透明化程度，進一步抑制企業短期投機行為，降低短期金融化投資比例。第四，綠色信貸支持力度的增加與信息披露機制的完善，會進一步抑制金融化行為。

　　本文從“脫實向虛”視角解決了目前各方對于環境規制的實體效應的相關爭論，同時也明確了綠色發展是促進實體經濟長期競爭力提升、避免“脫實向虛”的重要手段。根據上述分析，本文提出以下政策建議：

　　第一，從長期經營渠道來看，應進一步通過稅收減免、財政補貼等手段促進企業研發活動的開展，避免環境規制對企業轉型升級帶來的資金壓力和經營壓力，進而避免企業通過金融化投資行為作為短期資金周轉的方式。同時通過研發績效的提升抑制“脫實向虛”行為，引導企業更多地將資金投入到長期經營活動之中。

　　第二，從短期投機渠道來看，環境規制政策實施的同時，應進一步通過外部監督機制的完善、賣空機制的不斷引入，實現外部利益相關者對企業經營行為的監督，進而通過外部監督機制與信息機制的加強來抑制企業短期投機行為，提升資金利用效率。第三，應進一步促進環境規制與綠色信貸政策的結合，通過優勝劣汰機制促進企業經濟效益與社會效益相統一，通過企業經營轉型與研發能力的提升，提升實體經營業績，避免“脫實向虛”行為。

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　　作者：俞毛毛，馬妍妍