绿色信贷如何影响企业环境信息披露——基于重污染行业上市企业的实证检验

占 华

一、引 言

近年来，随着环境污染问题日益严重，党和国家高度重视生态文明建设。党的十九大报告将防治污染与防范化解重大风险、精准扶贫列为全面建设小康社会的三大攻坚战，凸显了污染治理的战略重要性。作为污染排放的主要来源，污染企业通过环境信息披露向外传递环境表现和接受社会监督已成为发达国家的普遍做法。基于上述背景，我国监管部门陆续出台了一系列法规和政策对企业环境信息披露进行了不同程度的规定，以期通过及时准确公开环境信息来督促上市企业承担环保责任。环境信息披露能有效改善环境信息不对称状况，有利于公众了解企业在防治污染中发挥的作用，同时也可为企业带来积极的经济效益(Khlif 等，2015；Yan 等，2016)。通常而言，企业的环境信息披露除了受到企业环境表现等内部因素的影响外，还广泛受到社会关注、环境事件等外部环境因素的影响(Brammer 和Pavelin，2010；郑若娟，2013；Cheng 等，2017)。不容忽视的是，鉴于环境污染具有较强外部性，单纯的道德约束难以保证企业主动履行环境责任，故将环保工作与企业利益相结合是督促企业履行环境责任的有效手段(倪娟和孔令文，2016)。

党的十九大报告指出，发展绿色金融是推进绿色发展的重要手段。2007 年，包括中国人民银行在内的多部门联合发布《关于落实环保政策法规防范信贷风险的意见》，推出了“绿色信贷”政策。2012 年和2016 年又相继推出了《绿色信贷准则》与《关于构建绿色金融体系的指导意见》，对政策实施进行了详细规定与指导。上述政策要求商业银行加大对绿色环保企业的信贷支持力度，从而通过社会资金的有意识调整来促进企业绿色型发展与区域经济增长方式转型升级。绿色信贷政策的实施使得企业环境表现成为商业银行评判企业经营状况和信贷风险的重要标准(Clarkson 等，2011)。可以预期的是，为了尽可能降低融资成本，企业有极大的动力严控自身污染物排放量，并通过年度报告、企业社会责任报告等形式将环境表现对外进行充分披露。在生态文明建设的背景下，研究绿色信贷与企业环境信息披露的关系有着较强的理论和实践意义。

有鉴于此，本文选取我国A 股重污染行业上市公司数据进行实证检验，试图探讨以下问题：绿色信贷是否对企业环境信息披露产生了正向刺激效应？该影响效应的传导机制如何？不同地区与企业的特征因素是否对绿色信贷与企业环境信息披露的关系存在异质性影响？与既有相关研究相比，本文的边际贡献主要体现在以下方面：(1)以往研究大多关注绿色信贷的影响因素与经济绩效，与环境绩效相关的研究也大多从宏观视角出发并局限于定性分析。本文从微观视角系统探讨了绿色信贷的环境效应，对既有研究进行了较好拓展。(2)本文不仅探讨了绿色信贷对企业环境信息披露的影响，还探究了其中的传导机制以及地区与企业特征因素对两者关系的异质性影响，保证了文章核心结论的可信性。

本文余下部分结构安排如下：第二部分为文献综述与理论假说；第三部分为研究设计；第四部分为实证研究结果分析；第五部分为拓展性分析；第六部分是研究结论与政策启示。

二、文献综述与理论假说

（一）文献综述

大部分研究分别考察了绿色信贷与企业环境信息披露的影响因素与效应，而鲜见直接研究绿色信贷与企业环境信息披露关系的相关文献。与本文相关的文献主要集中在以下两个方面。

一是关于绿色信贷的研究。其相关研究大多聚焦于绿色信贷政策的经济效应。在宏观层面上，研究主要着眼于绿色信贷对地区经济高质量发展的影响效应(马骏，2016；徐胜等，2018)。在微观层面上，学者们重点关注了绿色信贷对企业财务绩效和企业价值的影响，发现绿色信贷在为绿色企业提供融资便利的同时可有效驱动其进行技术革新、提升污染排放水平等(Khlif 等，2015；温素彬和周鎏鎏，2017)。不仅如此，还有学者关注了绿色信贷对金融机构财务绩效的影响，并提出了不同的观点(Eshet，2017；张晨和董晓君，2018)。

二是关于企业环境信息披露的研究。其相关研究主要集中在以下方面：其一，环境信息披露的内容、方式与现状研究。大部分学者认为环境信息披露内容应包括环境问题、影响与相应对策以及与环境有关的成本收益和环境负债等(崔学刚，2004；Cho 和Patten，2007)，并对我国重污染企业的环境信息披露现状进行了研究(颉茂华等，2013；莫似影和张长江，2016)。其二，环境信息披露的影响因素研究。学者们大多从内部因素与外部因素两个层面探讨了企业环境信息披露的影响因素。其中，外部因素主要包括政府政策法规、环境管制强度、会计责任与社会舆论压力等(王霞等，2013；方颖和郭俊杰，2018)，内部因素主要是企业规模、行业类型与公司治理等(毕茜等，2015；闫海洲和陈百助，2017)。其三，环境信息披露的影响效应研究。部分学者研究认为环境信息披露能通过降低信息不对称性、提高企业社会声誉以及提升公司治理水平等渠道对企业价值产生积极影响(Earhart 和Lizal，2006)，但也有学者得出了截然不同的结论(Plumlee 等，2010；任力和洪喆 ，2017)。

与本文研究相近的文献集中关注了环境信息披露与企业融资的关系，大部分研究发现企业环境信息披露有助于提升企业环境绩效和财务绩效(Clarkson 等，2011)。具体而言，企业披露的环境信息越详细，就越容易获取银行贷款(John 和Reisz，2010；Goss 和Roberts，2011)。倪娟和孔令文(2016)和Wang 等(2019)在研究中也提到，绿色信贷政策的推行促使金融机构充分关注企业的环境责任履行情况，并通过将企业融资需求与环境责任有效挂钩促使企业主动进行环境信息披露。

（二）影响机制与理论假说

通过文献梳理发现，作为我国污染治理政策的重要组成部分，绿色信贷主要通过资本形成机制与信号传递机制对企业环境信息披露产生影响。

1. 资本形成机制

资本是企业进行技术创新与生产经营的关键因素，在普遍存在资金瓶颈的情况下，企业主要通过外部融资进行创新和扩大生产。在绿色信贷政策指引下，商业银行将逐步缩小高污染、高耗能企业的借贷规模，并相应扩大低污染、低耗能和节能环保产业的借贷规模，故能对不同类型企业的资本形成产生程度不一的激励。考虑到环境信息具备较强隐蔽性的事实，银行债权人难以准确掌握企业的环境表现，由此极易造成银行在信贷决策过程中的信贷错配现象。鉴于此，为获取更多的银行贷款，企业将倾向于主动进行环境信息披露，并致力于提升披露质量以获取自身在资金借贷市场上的竞争优势地位。由此，我们提出假说1。

假说1：绿色信贷可有效促进企业资本形成，进而通过改善融资约束状况对企业环境信息披露产生积极效应。

2. 信号传递机制

绿色金融政策向外有效传递了绿色发展的经济信号，并通过用脚投票的方式对企业进行激励和约束。具体而言，商业银行通过收取高惩罚利率的方式对“两高”企业起到了警示作用，借此可激励其积极进行污染防治与技术提升。这样，绿色节能产业通过获取低成本的融资资金，缓解了其生产经营过程中的资金束缚，为持续发展提供了可靠保障。由此可推断，绿色金融政策将对区域产业结构升级产生有效促进，微观层面上企业总体环境绩效也随之提升。考虑到企业环境表现与环境信息披露之间的正相关关系，企业通过环境信息披露向外传递绿色发展绩效的动机将显著增强，由此将对企业环境信息披露水平的提高产生正向促进作用。基于以上认识，我们进一步提出假说2。

假说2：绿色信贷能够倒逼污染企业提高防治污染效率，借此提升企业环境绩效，故而对企业环境信息披露水平的提高具有促进效应。

基于上述分析，可初步认为现阶段绿色信贷能够对企业环境信息披露产生正向促进效应。进一步看，还应考察其影响效应在地区和企业层面上的异质性特征。本文主要关注企业所有制性质、媒体压力以及地区制度环境等因素可能产生的调节效应。一般而言，国有企业的资金获取能力普遍强于民营企业，且因其受政府较强力度的监督，其信息披露执行力度也相对较强，故绿色信贷政策对其环境信息披露的促进效应相对有限。同时，媒体等公众压力一方面压缩了重污染企业在环境信息披露上采取“避重就轻”操作的空间，另一方面可提高政府相关部门在绿色信贷政策推行过程中的透明度和规范性。此外，绿色信贷与企业环境信息披露等政策执行效率在很大程度上取决于地区制度环境，诸如在制度环境相对较不完善的地区，企业可利用与政府相关部门的纽带关系获取金融机构放贷过程中的不对称优势，这样也难以有效实行环境信息披露政策。鉴于此，我们提出假设3。

假说3：绿色信贷对企业环境信息披露的影响效应显著受到企业所有制性质、媒体压力以及地区制度环境等因素的调节。

三、研究设计

（一）主要变量定义

1. 环境信息披露

本文采用“内容分析法”来评价企业的环境信息披露水平。具体而言，将企业环境信息披露报告内容涉及年度环境保护目标及成效、年度资源消耗总量、环保投资和环境技术开发、排放污染物及废物处理等内容按照特定评分标准或指标体系转化为定量数据。在对上述指标进行评分时， 喆本文借鉴任力和洪 (2017)的做法，分别从可量化性(是否有具体的绩效数据)、完善性(数据是否以绝对数和相对数进行披露)、时间性(绩效数据是否与企业过去情况进行比较)以及可比性(绩效数据是否与所属行业或竞争企业进行比较)以上四个维度进行赋值①如有则赋值为1，否则为0，按此标准每项指标最高赋值为4。。在此基础上，进一步将各维度得分进行汇总，最终得到企业环境信息披露得分。

2. 绿色信贷

相关研究大多选取绿色信贷比率、银行贷款规模等指标分别对地区与企业维度的绿色信贷规模予以衡量(徐胜等，2018；Wang 等，2019)。鉴于污染企业所获借贷资金可代表绿色信贷规模，故本文在回归过程中将采用企业年度新增贷款总额占总资产的比重来衡量。进一步地，2012 年中国银行业监督管理委员会颁布的《绿色信贷指引》首次将政策执行效果作为金融机构评级与管理人员考核的重要依据，从而保证了绿色信贷政策的可操作性。鉴于此，出于结论稳健性检验考虑，本文以《绿色信贷指引》的出台作为绿色信贷政策的重要标志，并引入政策虚拟变量做进一步检验②参照蒋灵多和陆毅（2018）的做法，将2012 年之前各年份赋值为0，2012 年以后各年份赋值为1，2012 年当年赋值为3/4。。

3. 控制变量

本文主要选取如下控制变量：宏观地区层面，鉴于地区经济发展水平、环境污染程度以及环境管制强度是影响环境信息披露的关键因素，故分别以人均收入(y)、工业二氧化硫排放量以及工业污染治理投资额占GDP 比重来衡量。微观企业层面，鉴于企业规模、年龄、所有制性质、财务绩效、环境表现、媒体关注等因素对企业的环境信息披露具有重要的影响，故分别选取企业总资产对数、成立时间、是否为国有企业、净利润占主营业务收入比重、企业环境资本支出、企业当年遭受的负面媒体报道数来衡量，具体的核心变量定义及描述性统计见表1。此外，还控制了地区和年度效应。

表1 核心变量定义及描述性统计分析

（二）样本选择与数据来源

本文选取2009—2016 年沪深股市重污染行业①重污染行业的界定主要参考环保生态部2010 年9 月颁布的《上市公司环境信息披露指南（征求意见稿）》及中国证券监督委员会2012 年修订的《上市公司行业分类指引》，主要包括火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业共16 类行业。上市公司作为研究样本，在数据搜集过程中剔除“ST”等财务状况异常以及数据严重缺失的样本。样本企业的环境披露数据通过企业年报和社会责任报告、各地环保部门网站以及公众环境研究中心(IPE)等权威渠道手工搜集得到。其中，企业年报和社会责任报告可从上海证券交易所、深圳证券交易所网站以及企业网站等官方渠道整理。此外，企业其他相关数据主要来自国泰安数据库，地区层面的数据来自历年《中国统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》。

（三）模型构建

为验证绿色信贷与企业环境信息披露的关系，本文设立回归模型(1)。

其中，i、j 和t 分别表示企业、地区和年份，被解释变量eid 为企业环境披露水平衡量指标；gl 为衡量企业绿色信贷的相应指标，在实证检验过程中将分别采用企业年度新增贷款总额占总资产的比重与政策虚拟变量来衡量；cor 和dis 分别指代企业和地区层面的控制变量；ε为随机干扰项。在模型(1)中，系数估计值α符号及其大小为本文关注的重点，若其显著为正，则表明绿色信贷能提升企业环境信息披露水平。

在模型(1)基础上，本文进一步构建模型(2)来检验绿色信贷对企业环境信息披露影响效应的异质性特征，即加入绿色信贷与企业所有制性质、媒体压力与地区制度环境的交叉项，以对假说3 进行检验。

其中，T 为调节变量，分别指代企业所有制性质、媒体压力以及地区制度环境，各变量的具体界定详见本文第五部分。在上述回归基础上，需进一步检验绿色信贷对企业环境信息披露的影响渠道，以对假说1 和假说2 加以检验，具体模型构建与检验结果见第四部分。

四、实证研究结果分析

（一）基准回归结果

表2 报告了绿色信贷与企业环境信息披露的回归结果。其中，第1 列到第4 列报告了以贷款总额发生额占总资产比重(gl)为解释变量时的回归结果。前2 列的OLS 回归结果显示，gl 的估计系数至少在5%的统计水平上显著为正，这说明企业贷款发生额增加将显著促进企业环境信息披露，且两者正相关关系在充分考虑地区与企业特征的情况下亦是如此。由此可初步认为绿色信贷在总体上有利于促使企业更好地进行环境信息披露。由于Hausman 检验p 值结果拒绝了随机效应模型的原假设，故将继续采用固定效应(FE)模型进行实证检验。其具体结果见表2 第3 列和第4 列所示，可以发现回归结果依旧与OLS 回归结果高度一致。表2 后4 列是以政策虚拟变量(policy)为解释变量的回归结果。从其中可以发现，policy 的回归系数均显著为正，且显著性强于gl，进一步说明绿色信贷政策的推行对企业环境信息披露具有显著影响。

表2 绿色信贷与企业环境信息披露的回归结果

（二）作用机制检验

上述分析验证了绿色信贷能有效促进企业环境信息披露的事实，但具体传导机制是什么值得进一步关注。本文研究假说1 和假说2 认为，企业融资约束(用企业负债与固定资产投资比来衡量)与环境绩效是影响效应传导的可能中介变量，鉴于此，本文采用中介效应模型做进一步检验。具体在模型(1)的基础上设定如下三个模型：

模型(3)为不纳入中介变量时绿色信贷对企业环境信息披露的影响，若系数α1显著，则基于模型(4)检验绿色信贷对中介变量(med)的影响；如系数β1显著，则进一步基于模型(5)同时纳入解释变量与中介变量进行检验，此时得到分离中介变量的间接效应后绿色信贷对企业环境信息披露的直接效应为λ1。在各变量均已标准化的前提下，绿色信贷的总效应等于上述直接效应(λ1)与间接效应(β1λ2)之和，也即α1=λ1+β1λ2。最后比较β1λ2和λ1的符号，如果同号则说明存在中介效应，且占总效应的比例为β1λ2α1(温忠麟和叶宝娟，2014)。

表3 中左半部分为企业融资约束中介效应的回归检验结果。其第1 列显示gl 的估计系数显著为正。其第2 列显示gl 的估计系数在5%的水平上显著为正，说明绿色信贷收紧了对污染企业的融资约束。其第3 列同时纳入解释变量和中介变量后其两者的估计系数均显著为正，同时gl 的估计系数出现下降，参照温忠麟和叶宝娟(2014)提出的系数判定法，说明企业融资约束在绿色信贷对企业环境信息披露的影响上起到了显著的中介作用，即验证了“绿色信贷→融资约束增强→环境信息披露水平提升”的影响路径。表3 右半部分为企业环境绩效的中介效应检验。其中，第4 列显示gl 的估计系数在5%的水平上显著，第5 列gl 的估计系数也显著为正，说明绿色信贷有利于提高企业环境绩效；第6 列显示gl 和ep 的估计系数都在5%的水平上显著为正，结合系数判断法可发现企业环境绩效也在绿色信贷对环境信息披露中起到显著中介效应，“绿色信贷→环境绩效提高→环境信息披露水平提升”的影响路径同样得以验证。表3 中最后一行为中介效应模型的Sobel 检验结果，显著拒绝了不存在中介效应的原假设，表明了上述中介效应检验结果的可信度，至此研究假说1 和假说2 均较好地得到了验证。

表3 影响机制检验结果

（三）稳健性检验

上述分析结果表明绿色信贷对企业环境信息披露水平的提高有着显著促进作用，且融资约束与环境绩效是有效的传导渠道。为保证回归结果的稳健和可信，本文将分别采用工具变量、替换变量以及反事实分析等方法进行稳健性检验。

1. 内生性问题

本文实证分析模型存在的潜在内生性问题可能会使普通回归结果出现偏误，从而影响到结论的可信度。上述内生性主要表现为：本文被解释变量与解释变量具有较高的相关度。诸如具有较强竞争力的企业有能力进行环保技术投入，故更愿意进行环境信息披露，同时这类企业也较为容易获取银行信贷。除此之外，在实证回归过程中可能忽略了某些难以量化的因素，比如政府政策影响、企业制度建设等，上述遗漏变量同时也是引起内生性的主要原因。为解决上述可能存在的内生性问题，本文还采用了工具变量(Ⅳ)回归方法，具体选取企业高管金融背景作为相应的工具变量。选取该工具变量主要是基于如下考虑：一方面，企业高管金融背景有助于帮助企业获取更多的贷款和更高的信贷额度(邓建平和曾勇，2011；Ciamarra，2012；杜勇等，2019)，故与绿色信贷息息相关；另一方面，企业高管金融背景较难直接影响到企业环境信息披露，故而满足工具变量的假设。参考杜勇等(2019)的方法，本文以企业CEO 曾在金融监管部门、商业银行以及政策性银行等金融机构担任职位的经历作为企业高管金融背景的衡量指标，如果CEO 具有金融背景则赋值为1，否则赋值为0。工具变量回归结果列示于表4 第1 列与第2 列，其中，第1 列的一阶段估计结果显示企业高管金融背景与绿色信贷显著正相关，F 统计值远大于10，说明本文选取的工具变量不存在弱工具问题。二阶段回归中绿色信贷的估计系数在5%的统计水平上显著为正，可见在消除模型可能存在的内生性问题后，绿色信贷仍然对企业环境信息披露具有显著的促进作用。进一步观察可发现，与基准回归相比，绿色信贷的影响效应出现下降，这也表明反向因果与变量遗漏等问题导致基准回归高估了绿色信贷对环境信息披露的影响效应。

表4 稳健性检验结果

2. 反事实分析

本文在回归过程中以2012 年出台的《绿色信贷指引》作为绿色信贷政策的重要标志，结果显示该政策执行确实发挥了预期的效果，企业环境信息披露水平得到了显著提升。在此基础上，我们进行时间反事实分析，具体做法为将政策发布的时间分别提前2 年到3 年(2010 年和2009 年)，进一步构建时间虚拟变量进行回归。如果所得实证结果依然显著，则说明企业环境信息水平的提升并不完全受到绿色信贷政策推行的影响，而是受到其他因素的影响。反事实分析结果发现其虚拟变量估计系数不显著，并未发现与真实政策节点相同的显著影响，这就意味着本文的回归结果并不受到其他因素的影响。上述回归结果进一步证明绿色信贷政策的实质性执行能够显著影响企业环境信息披露。

3. 替换变量

一是对被解释变量的替换。在上述的回归中，本文分别采用环境信息披露相应指标对应分值的汇总来测度企业环境信息披露水平，为验证回归结果稳健性，本文将各项指标得分先进行标准化处理，然后将处理后数值相加重新衡量环境信息披露水平来进行实证检验。二是对核心解释变量的替代。为对企业绿色信贷进行更全面的描述，本文引入了企业贷款总额是否增加这个哑变量，作为绿色信贷的衡量指标。同时，为减少指标负值对回归偏误的影响，我们同样对贷款总额发生额占总资产的比例进行了标准化处理，形成衡量企业绿色信贷的另一个指标。相应的回归结果显示，无论以哪种指标对核心变量进行衡量，企业绿色信贷指标的估计系数始终显著为正，所得结论与基准检验结果保持了高度一致。

五、拓展性分析

（一）绿色信贷、所有制性质与环境信息披露

一般而言，国有企业与地方政府的联系更为紧密，其可利用政府与银行的天然关联解决自身在生产经营中的资金约束问题。相对于民营企业，具备较强资源获取能力的国有企业通过提升环境信息披露水平寻求金融机构资金支持的诉求相对较弱。同时，我国各级地方政府是环境政策与金融政策的执行主体，绿色政策的执行效应也直接受到政府政策执行效率的影响。在此背景下，政企关系势必成为绿色信贷影响企业环境信息披露的重要调节因素。其背后的经济学直觉是，银行在实施绿色信贷政策的过程中，并不能对所有企业做到一视同仁，其会有选择性地放松政企关系较好的企业的放贷标准，而对其他企业则将严格执行放贷标准，从而使得绿色信贷与企业环境信息披露的关系产生了异质性。

为检验上述推断，本文在回归过程中引入了企业所有制性质①本文所涉国有企业不仅包括国有、国有联营、国有与集体联营、国有独资公司等注册类型企业，而且也包括混合所有制企业中国有资本占实收资本比例50%以上的企业。(soe)与绿色信贷(gl)的交叉项。如表5 所示，上述交互项的系数显著为负，即绿色信贷对国有企业环境信息披露的促进作用相对较弱。出于研究稳健性考虑，本文还按照企业所有制性质进行了分组回归，相应结果如表5 下半部分第1 列和第2 列显示。从其中可以发现，国有企业与非国有企业的估计系数均在5%的水平上显著，但前者系数小于上半部分全样本回归系数，后者则大于之。上述检验结果充分表明了绿色信贷政策对国有企业环境信息披露的促进作用不及其对非国有企业的该作用。

（二）绿色信贷、媒体压力与环境信息披露

环境污染问题的有效解决除了依赖政府监管与公众监督外(沈洪涛和周艳坤，2017)，媒体的影响效应也受到了学者们的广泛关注(潘爱玲等，2019)。在绿色信贷的推行过程中，金融机构不仅需要对放贷对象进行严格审查，也需对企业后续环境表现进行跟踪监督，而媒体关注则在很大程度上减少政府与金融机构监督的局限性，从而更好地督促企业进行污染减排并及时公布相关信息。对此，企业也有极大的诉求，即主动披露环境信息以减轻媒体负面报道对企业的不利影响，并希望通过媒体向外传递积极信号以为后续获取更多绿色信贷积累优势。综上所述，媒体压力对绿色信贷积极影响企业环境信息披露有着促进作用。

本文通过引入媒体压力(media)与绿色信贷的交叉项做相应检验，具体检验结果如表5 上半部分第2 列所示。检验结果显示，相应交互项的系数在5%的水平上显著为正，即媒体压力可显著提升绿色信贷对企业环境信息披露的促进效应。相对应，表5 下半部分第3 列和第4 列给出了按媒体压力程度的分组回归结果。从其中可以得知，媒体压力较大组企业环境信息披露受绿色信贷积极促进作用更强，而媒体压力较小组企业样本gl 回归系数不显著。以上发现与前述回归保持了高度一致，由此可认为媒体压力能够有效调节绿色信贷对企业环境信息披露的影响，即企业面临的媒体压力越大，绿色信贷对其环境信息披露的促进作用越显著。

（三）绿色信贷、制度环境与环境信息披露

现阶段中国各地经济和社会发展不均衡的现象仍很明显，地区市场化进程与政府干预程度也不尽相同，这也导致了法律执行效率的差异。一般而言，市场化水平较高地区的制度较为完善，政府干预程度也相应较低，绿色信贷政策的执行也较为有效，故而其促进企业环境信息披露的积极影响程度也较高。相比而言，市场化进程较低的地方法律执行效率较差，这就可能使得金融机构对放贷对象的选取与绿色信贷的标准存在偏离，从而导致地区绿色信贷政策的执行力度存在不确定性。由此可见，地区制度环境在绿色信贷与企业环境信息披露的关系中可能发挥着调节作用。

为对此加以检验，本文将地区制度环境与绿色信贷政策的交叉项纳入回归模型。借助于大部分学者的研究方法，本文采用市场化指数①具体数据来自历年《中国分省份市场化指数报告》。来衡量各地的制度环境(sys)，将大于市场化指数中位数的地区认定为市场化程度较强并将其sys 赋值为1，小于中位数的地区市场化进程较慢且将其sys 取值为0。表5 上半部分第3 列显示了包含sys 和gl 交叉项的回归结果，其系数在1%的水平上显著为正，说明处于较好制度环境地区绿色信贷政策对企业环境信息披露的促进作用更强。同样，表5 下半部分最后两列的分组检验结果显示，制度环境较好的组别sys 的估计系数显著为正，且较全样本系数变大，而制度环境较差的企业组相应估计系数不显著。上述结果说明地区制度环境的改善有利于增强绿色信贷对企业环境信息披露的促进作用，即制度环境在绿色信贷与企业环境信息披露关系上发挥了有效的调节作用。

表5 调节效应检验结果

六、研究结论与政策启示

在企业面临较严格的融资约束的背景下，通过绿色信贷政策促进企业环境信息披露有着较强的理论基础和急切的现实需要，而绿色信贷政策能否达到既定目标值得重点关注，故深入了解两者关系与传导机制是增强金融政策环境效应的关键。基于此，本文选取2009—2016 年重污染行业上市企业为研究样本，检验了绿色信贷对企业环境信息披露的影响效应与机制，旨在为通过金融政策促进地区污染治理的制度建设提供有益借鉴，进而推动地区高质量发展。本文的主要结论如下。

第一，实证检验结果显示，现阶段绿色信贷对企业环境信息披露有着显著的积极影响，在考虑内生性等一系列稳健性检验后，上述结论未发生实质性变化。由此可见，在生态文明建设背景下，绿色信贷政策是区域高质量发展可依赖的有效手段。进一步的影响机制的回归结果表明，融资约束和环境绩效是绿色信贷对环境信息披露发挥影响的有效渠道。一方面，绿色信贷收紧了重污染企业的融资约束，从而倒逼其通过提升环境信息披露水平以获取更多信贷资金；另一方面，绿色信贷可增强重污染企业污染治理能力，由此引致的环境绩效提升也促使企业积极进行环境信息披露。

第二，基于交叉项的回归检验发现，绿色信贷对企业环境信息披露的影响在企业与区域层面有着显著差异。在企业特征方面，与私有企业相比，国有企业环境信息披露受绿色信贷的促进作用相对较弱；企业面临的媒体压力能够有效调节绿色信贷对企业环境信息披露的影响，企业面临的媒体压力越大，绿色信贷对环境信息披露的促进作用越显著。在区域特征方面，制度环境也能显著调节绿色信贷的影响效应，地区制度环境的改善有利于增强绿色信贷对企业环境信息披露的促进作用。

本文为发挥金融政策的污染治理效应提供了新的思路，研究结论具有一定的现实意义。首先，各地政府要大力推行绿色信贷政策，将企业融资需求与环境表现有效挂钩，以绿色信贷作为载体刺激企业提高环境信息披露水平，倒逼污染企业增强其污染治理能力。其次，需完善绿色信贷制度的配套建设，积极优化与绿色信贷相关的法规体系建设，为政策的推行营造完善的制度环境。同时，应加大对污染企业排污的监督和处罚力度，以此畅通绿色信贷政策的传导渠道。再次，绿色信贷政策推进过程中要考虑地区与企业实际情况进行合理布局。具体而言，在对国有企业进行重点监督的情况下也需加强对私有企业政策执行的引导，逐步缩小影响效应在不同企业间的差异。最后，要积极利用制度环境与公众关注对绿色信贷影响效应的调节机制，推动市场化进程，同时引导媒体对企业环境表现予以合理关注和监督，最终促进地区环境信息披露总体水平的有效提升。