绿色信贷对商业银行经营稳健性的影响研究

摘 要：文章以2012—2021年18家上市商业银行的数据为样本，采用回归分析检验绿色信贷对商业银行稳健性的影响。研究结果显示：绿色信贷对提升商业银行的稳健性具有积极作用，即绿色信贷业务的推出有助于提高银行的稳健性。异质性分析发现，绿色信贷对非国有商业银行的稳健性提升显著，对国有银行稳健性的提升则不显著。时滞性分析发现，绿色信贷对商业银行稳健性的影响是长期的。针对实证结果，提出从宏观制度方面加强绿色信贷制度的高层次设计，微观方面，商业银行加强自身绿色金融产品服务创新和提升自身的智能化服务水平。

关键词：绿色信贷；商业银行；经营稳健性

中图分类号：F832.33文献标识码：A文章编号：1005-6432（2024）06-0058-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.06.015

1 引言

绿色信贷是在贷款业务中融入环保理念的一种金融创新。一方面，提高“两高一剩”的企业的贷款门槛；另一方面，给予环保项目信贷支持，利率优惠。我国绿色信贷业务大多集中在清洁能源领域。绿色信贷业务的客户群体集中在大型国有企业、中央企业，小微企业则没有专属的绿色信贷产品。现阶段，我国为实现经济结构的优化升级，推动产业绿色转型、绿色发展，不断地加大力度对绿色产业进行扶持。中国人民银行、银保监会出台多项绿色信贷政策措施。商业银行作为我国金融市场的主体，在推行绿色信贷业务方面起着关键作用。

商业银行作为金融市场的主力军和绿色信贷项目的重要参与者，绿色信贷的发展会对商业银行的稳健性产生何种影响？绿色信贷对国有银行和非国有银行的影响是一样的吗？这些都值得思考。因此，文章从实证层面来分析绿色信贷对商业银行的稳健性究竟会带来何种影响。

2 文献综述

关于绿色信贷对商业银行影响的研究，我国学者多数是从绿色信贷对商业银行经营绩效与信贷风险两个角度展开研究。有些学者从经营绩效角度开展研究，張燕、王红会（2022）通过构建链式多重中介效应模型考察绿色信贷对商业银行盈利能力的影响。结果发现，绿色信贷将使商业银行的盈利能力明显下降；进一步分析发现，绿色信贷可以通过抑制金融创新和增加风险承担的独立中介效应渠道以及“金融创新→风险承担”的链式中介效应降低商业银行的盈利能力。张长江、张玥（2019）以绿色声誉为中介效应，研究发现，短期内，绿色信贷对商业银行绩效产生了负向影响，但随着绿色信贷的开展带来的绿色声誉效应可改善银行的经营绩效。孙红梅、姚书淇（2021）基于绿色业务视角分析绿色业务与经营风险、经营风险与财务绩效的关系，并采用双重差分方法进行分析，研究发现绿色信贷政策对当前银行财务绩效产生负向影响。绿色业务可降低银行经营风险，经营风险与商业银行呈现负相关性。一些学者从信贷风险角度展开研究，陈涛、欧阳仁杰（2020）从资产质量影响路径以及绿色声誉辅助路径展开研究，研究发现绿色信贷能够降低商业银行的信贷风险。还有学者从商业银行绩效与流动性风险角度展开研究，雷博雯等（2020）通过实证研究发现，短期内，绿色信贷对商业银行绩效有正向作用，对流动性风险管理的作用效果则不显著；而长期来看，绿色信贷对商业银行的经营绩效和流动性风险管理具有一定积极作用，商业银行的风险防控能力可得到提升。少数学者探究了绿色信贷对商业银行的稳健性影响，邵靖雯与曾晓倩（2022）从“双碳”目标角度研究绿色信贷对系统重要性银行的影响，发现绿色信贷对提升系统重要性银行的稳健性有积极作用。

综上所述，学者对绿色信贷和商业银行的研究主要集中在经营绩效和信贷风险角度，但关于绿色信贷对银行稳健性会产生怎样的影响，现有的实证研究仍较少。因此，文章在参考已有文献的基础上，结合理论分析，运用18家上市商业银行的平衡面板数据，探究绿色信贷对商业银行稳健性的影响。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

考虑到绿色金融在中国发展的时间并不长，多家商业银行绿色信贷余额信息披露不健全，因此在国内选取了信息披露较为完善的18家上市商业银行的平衡面板数据作为调研样本。期限为2012—2021年十年，共180个观测值。数据主要来源于商业银行社会责任报告、国泰安数据库等。缺失数据通过计算均值进行补充，运用Stata 16.0软件进行计量分析。

3.2 变量设计

3.2.1 被解释变量

鉴于目前还没有直接衡量商业银行稳健性的财务指标，文章采用计算Z值的方法衡量商业银行的稳健性。文章对计算得出的Z值做对数处理，可使得出的数据更平滑、回归结果更准确。文章将使用两种构建Z值的方法，一种不使用银行资产的加权风险项，另一种则使用银行资产的加权风险项。第一种是广泛使用的计算方法，其内涵是将银行的破产风险定义为亏损超过净资产的可能性。其表达式为：

Z1-score=ROAA+ETAσ（ROAA）（1）

式（1）中，ROAA为银行平均资产回报率，ETA为资本与总资产的比值，σ（ROAA）为平均资产回报率的标准差。

第二种构建方法是在计算Z值时用加权风险资产替代总资产，其表达式如下：

Z2-score=RORWA+ERWAσ（RORWA）（2）

式中，RORWA为加权风险资产收益率，ERWA为资产收益率，σ（RORWA）为加权风险资产收益率的标准差。

3.2.2 解释变量

文章选取绿色信贷余额（GC）作为被解释变量。绿色信贷余额可直观反映商业银行绿色信贷的实施情况，文章对绿色信贷余额的数据进行取对数，目的是使数据更平滑、回归结果效果更佳。

3.2.3 控制变量

商业银行的稳健性会受到多重因素的干扰，文章选取非利息收入占比（NIR）、资本充足率（CAR）、不良贷款率（NPL）、拨备覆盖率（PC）、成本收入比（CIR）、流动性比率（LR）为样本银行的控制指标。

3.3 基本模型设定

基于上述变量，设置基础回归模型如下：

lnZ1i，t=αi+β1LnGCi，t+β′Xi，t+εi，t（3）

商业银行的绿色信贷业务一般具有收益回收期长的特点。绿色信贷所投资的项目，前期需要投入大量资金且收益成效不明显，对银行经营状况的影响显现还需时日。进一步研究这种情况的影响，文章考虑采用滞后一期的绿色信贷变量加入模型再次进行回归分析，分析上期的绿色信贷实施情况是否会影响商业银行的稳健性。更新后的模型如下：

lnZ2i，t=αi+β1LnGCi，t-1+β′Xi，t+εi，t（4）

其中，i=1，…，18，代表商业银行样本数量；t=1，…，10，则代表2012—2021年的年度基数；Xi，t为控制变量，包括非利息收入占比、资本充足率、不良贷款率、拨备覆盖率、成本收入比、流动性比率；ε为随机误差项，主要研究的是各变量的系数β值。

4 实证分析

4.1 变量描述性统计

描述性统计结果如表1所示。衡量银行稳健性的Z值（lnZ1），最小值为4.089，最大值为6.964，标准差为0.623，表明我国商业银行的稳健性存在差异。绿色信贷余额对数的统计值，最大值为10.12，最小值为1.675，表明我国商业银行的绿色信贷的实施情况存在差异性，且差异较大。控制变量方面，资本充足率的最小值为8.840，满足《巴塞尔协议》规定的8%的最低资本要求，说明我国商业银行债务偿付能力和抵御风险的能力较强。不良贷款率标准差为0.383，商业银行的不良贷款控制较为稳定，没有出现大幅波动。银行的非利息收入占比、拨备覆盖率、成本收入比和流动性比率均处于合理变化范围内。

4.2 相关性分析

表2是各变量相关性分析的结果。在不考虑其他因素的情况下，核心解释变量LnGC与被解释变量lnZ1具有相关性，且LnGC在1%的水平下显著，基本满足回归分析的需要。控制变量CAR、NPL、PC、LR系数均具有显著性，可为后面的回归分析提供参考。

4.3 多重共线性检验

多重共线性问题可能会影响回归结果的准确性。为避免共线性问题的出现，回归前进行共线性检验，检验结果显示，NPL、PC、CAR、LnGC、NIR、CIR、LR的VIF值分别为3.11、2.69、1.60、1.60、1.49、1.39、1.15，均小于10，表明变量之间没有多重共线性，可以进行回归分析。

4.4 回归结果分析

在决定使用固定效应模型、随机效应模型还是混合效应模型进行回归时，进行豪斯曼检验，检验结果显示模型（3）与模型（4）的P值分别为0.2138和0.1160，因此文章回归时选择随机效应模型。

4.4.1 全样本分析

表3中回归结果第（1）列为绿色信贷对全样本商业银行的稳健性影响。结果显示，绿色信贷和商业银行稳健性具有正相关关系，回归结果为0.140且通过1%的显著性程度的检验，表明绿色信贷政策有利于提高商业银行的稳健性。原因可能在于：首先，绿色信贷业务的开展，商业银行压缩对“两高一剩”企业的信贷投放。同时增加对绿色、环保、可持续发展企业的授信额度，这类企业的环境违规风险比“两高一剩”企业的违规风险低，发生信用风险的可能性减少，提高了银行的资产质量，从而提高了银行的稳健性。其次，绿色信贷业务的开展，可显示银行的环境保护意识，增加银行的绿色声誉，通过绿色声誉的间接作用，增强银行的市场竞争力，扩大银行的市场份额。最后，绿色信贷通过资本形成与导向机制，促进产业结构更新迭代，提高社会生产效率，实现商业银行与企业的良好合作，商业银行的稳健性也得以提升。控制变量方面，资本充足率、不良貸款率、流动性比率的回归系数也通过了显著性检验。

4.4.2 异质性分析

表3中第（2）列和第（3）列分别显示了绿色信贷对非国有银行和国有银行经营稳健性的回归结果。结果显示与国有银行相比，绿色信贷对非国有银行稳健性的提升作用相对明显。非国有银行的回归结果为0.145且通过1%的显著性水平检验，而国有银行则没有通过显著性水平检验。可能原因在于非国有银行由于没有政府做担保，为了能在金融市场中和国有商业银行竞争，其具有更大的金融产品创新意识。优质的客户服务以及多样化的绿色金融产品使得非国有银行拥有更好的绿色声誉，展现其社会责任。绿色信贷业务也降低了非国有商业银行的环境责任连带风险，因而有助于提升其稳健性。

4.4.3 滞后性分析

考虑到绿色信贷产生的效果可能是长期的，对商业银行的稳健性作用存在时滞性，因此把滞后一期LnGC作为核心解释变量。表3第（4）列为回归结果数据，回归结果为0.150且通过1%的显著性水平检验，表明绿色信贷对商业银行稳健性的影响具有长期性。

4.4.4 稳健性检验

为确保回归结果的准确性，文章采用替换估计方法来检验回归结果是否具有稳健性。文章采用公式（2）第二种Z值计算方法，第二种Z值计算方法将资产风险纳入分析，结合加权风险资产收益率与资产收益率进行计算。回归结果如表3第（5）列所示，GLR回归系数为0.073，且在5%的水平下显著，检验结果未发生显著性变化，说明上述结论是稳健的。

5 结论与政策建议

5.1 结论

文章通过分析18家上市商业银行的样本数据，实证分析绿色信贷对商业银行稳健性的影响。分析结果表明：①绿色信贷对商业银行稳健性有正向作用，即绿色信贷可提高商业银行经营的稳健程度。②异质性分析发现，绿色信贷对非国有商业银行稳健性影响效果显著且呈现正向关系，其回归系数为0.145，且通过1%水平显著性检验，而对国有商业银行的稳健性影响不显著。③在加入滞后一期绿色信贷占比的回归分析中发现，绿色信贷对商业银行稳健性的影响具有时滞性，且该影响具有长期性和正向性。

5.2 政策建议

（1）政府角度，加强绿色信贷制度的高层次构建。一是提高信息披露质量，完善信息披露体系。要求企业定期披露环境信息，将披露的环境信息纳入信息库，定期督查。二是进一步完善绿色信贷法律法规。实现经济的绿色可持续发展需要政府部门制定有针对性的法律法规，为商业银行绿色信贷的发展提供法律保障。三是政府部门针对商业银行的绿色信贷业务提供激励政策。为了鼓励商业银行积极开展绿色信贷业务，政府可对商业银行的绿色贷款实行定向降准、补贴等政策。

（2）银行角度，加强绿色信贷业务细化管理。首先，国有商业银行应加强绿色金融产品服务创新，丰富绿色信贷产品与服务的种类。其次，国有商业银行应借助金融科技提升银行的智能化水平，储备更多的金融科技人才，提升银行的智能化服务水平。最后，非国有银行在积极推行绿色信贷业务的过程中，应注意平衡绿色信贷业务与传统信贷业务之间的关系。绿色贷款的发放要从贷前、贷中、贷后全面跟踪。

参考文献：

[1]张燕，王洪会.绿色信贷对商业银行盈利能力影响研究——基于金融创新视角[J].青海金融，2022（9）：4-12.

[2]张长江，张玥.绿色信贷能提高商业银行绩效吗？——基于绿色声誉的中介效应[J].金融发展研究，2019（7）：70-76.

[3]孫红梅，姚书淇.商业银行经营风险与财务绩效——基于绿色业务影响的视角[J].金融论坛，2021，26（2）：37-46.

[4]陈涛，欧阳仁杰.绿色信贷对商业银行信贷风险的影响——基于五大银行面板数据的实证研究[J].北方经贸，2020（9）：93-97.

[5]雷博雯，时波.绿色信贷对商业银行绩效与流动性风险的影响[J].金融理论与实践，2020（3）：26-31.

[6]邵靖雯，曾晓倩.“双碳”背景下绿色信贷对系统重要性银行稳健性的影响研究[J].时代金融，2022（8）：92-95.

［作者简介］张银雪（1996—），女，安徽淮北人，硕士，研究方向：绿色金融。