陳小輝 張紅偉 冉芳

(1.宜賓學(xué)院經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)部，四川 宜賓 644000；2.四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610064；3.四川師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 成都 610101)

一、引言

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，宏觀杠桿率有利于經(jīng)濟(jì)增長(Beck et al.，2000；Rioja and Valev，2004；潘敏和袁歌騁，2018)[1][11][25]。企業(yè)杠桿率是宏觀杠桿率的一個重要微觀基礎(chǔ)，因此，企業(yè)杠桿率是影響中國經(jīng)濟(jì)增長的一個重要微觀變量。2021年3月，習(xí)近平總書記在主持召開中央財經(jīng)委第九次會議時指出，要把碳達(dá)峰、碳中和納入生態(tài)文明建設(shè)整體布局，拿出抓鐵有痕的勁頭，如期實(shí)現(xiàn)2030年前碳達(dá)峰、2060年前碳中和的目標(biāo)。在此背景下，減少碳排放已成為未來數(shù)十年中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要約束條件，地區(qū)碳排放由此成為影響中國經(jīng)濟(jì)增長的宏觀變量。減少碳排放以實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和，是一場廣泛而深刻的經(jīng)濟(jì)社會系統(tǒng)性變革。在這場變革中，地區(qū)碳排放是否會影響企業(yè)杠桿率呢？若會，其作用機(jī)制是什么？

前述問題屬于碳排放的經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)杠桿率的影響因素范疇。關(guān)于碳排放的經(jīng)濟(jì)后果，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，碳排放將產(chǎn)生碳風(fēng)險，即氣候變化或化石燃料使用所帶來的不利影響(Hoffmann and Busch，2008；周志方等，2017)[7][48]。碳風(fēng)險與企業(yè)債務(wù)融資成本之間呈“U”型關(guān)系，碳風(fēng)險對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響具有“區(qū)間效應(yīng)”(周志方等，2017)[48]。企業(yè)的碳風(fēng)險意識與企業(yè)低碳創(chuàng)新正相關(guān)，碳風(fēng)險意識強(qiáng)的企業(yè)更愿意進(jìn)行低碳創(chuàng)新(周志方等，2019)[47]。碳風(fēng)險管理對企業(yè)競爭優(yōu)勢具有倒“U”型非線性影響(周志方等，2021)[49]。此外，碳排放誘發(fā)政府實(shí)施環(huán)境規(guī)制，而環(huán)境規(guī)制可能促使企業(yè)將資金投向高回報、低門檻和無污染的類金融業(yè)務(wù)(王書斌和徐盈之，2015)[35]。關(guān)于企業(yè)杠桿率的影響因素，權(quán)衡理論認(rèn)為，企業(yè)的最優(yōu)杠桿率取決于稅盾收益和破產(chǎn)成本的相對大小(胡悅和吳文鋒，2019)[17]。加強(qiáng)勞動保護(hù)可以降低企業(yè)杠桿率(Simintzi et al.，2015)[12]，控制財政支出和政府赤字可以更為有效地降低企業(yè)杠桿率(周菲等，2019)[46]，高鐵建設(shè)會加大企業(yè)杠桿率(代沁雯和徐偉航，2019)[15]。在企業(yè)特征方面，企業(yè)規(guī)模越大，其破產(chǎn)成本越小，從而杠桿率更高(Frank and Goyal，2009)[4]。

總體來看，國內(nèi)外文獻(xiàn)圍繞碳排放的經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)杠桿率的影響因素進(jìn)行了充分研究。地區(qū)碳排放會誘發(fā)政府實(shí)施環(huán)境規(guī)制，環(huán)境規(guī)制會影響企業(yè)的融資成本和投資選擇等微觀金融行為，因此，地區(qū)碳排放正日益成為影響企業(yè)發(fā)展越來越重要的宏觀因素。但就地區(qū)碳排放與企業(yè)杠桿率之間的關(guān)系問題，國內(nèi)外文獻(xiàn)鮮有探討。在國家全力實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和的背景下，厘清這一問題，對引導(dǎo)企業(yè)積極節(jié)能減排、推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展有重要的現(xiàn)實(shí)意義。為此，本文從長期投資和短期投資兩個維度進(jìn)行理論分析，據(jù)此提出研究假說，然后基于2008—2019年中國A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗，以研究地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的影響及其機(jī)理。

本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，有別于現(xiàn)有文獻(xiàn)(Hoffmann and Busch，2008；王書斌和徐盈之，2015；周志方等，2019)[7][35][47]，本文率先探究了地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的影響及其機(jī)理，豐富了碳排放經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)(Frank and Goyal，2009；Simintzi et al.，2015；胡悅和吳文鋒，2019)[4][12][17]，本文從“減碳”規(guī)制影響企業(yè)投資期限偏好出發(fā)，探究地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的影響，為企業(yè)杠桿率的影響因素提供了新的證據(jù)。第三，理論分析和實(shí)證檢驗均表明，地區(qū)碳排放可降低企業(yè)杠桿率，而“減碳”規(guī)制在實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和的同時，可促使企業(yè)節(jié)能減排，降低地區(qū)碳排放，從而可提高企業(yè)杠桿率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這一結(jié)論為堅定推進(jìn)碳達(dá)峰、碳中和戰(zhàn)略提供了微觀理論支撐。

二、理論分析與研究假說

(一)地區(qū)碳排放與企業(yè)投資行為

按照投資期限劃分，企業(yè)投資可分為長期投資和短期投資。地區(qū)碳排放誘發(fā)政府“減碳”規(guī)制，促使企業(yè)經(jīng)營者在長期投資和短期投資之間進(jìn)行權(quán)衡，并改變企業(yè)投資行為(汪海鳳等，2018；王書斌和徐盈之，2015)[30][35]，具體如下：

首先，為應(yīng)對不確定性而抑制長期投資、增加短期投資。環(huán)境規(guī)制政策會隨著環(huán)境問題的變化不斷加以修訂和調(diào)整，從而具有一定不確定性(汪海鳳和白雪潔，2018)[31]，政府“減碳”規(guī)制同樣如此。一方面，按照實(shí)物期權(quán)理論，在不確定條件下，實(shí)物資產(chǎn)投資的延遲和等待均具有期權(quán)價值，政府“減碳”規(guī)制產(chǎn)生的不確定性將提高延遲實(shí)物資產(chǎn)投資的期權(quán)價值，使企業(yè)投資變得更加謹(jǐn)慎(王義中和宋敏，2014)[36]，從而抑制不可逆的實(shí)物投資，促使企業(yè)減少長期投資(Leahy and Whited，1996)[9]。這種不確定性還將增加企業(yè)未來現(xiàn)金流的不確定性，使得銀行等債權(quán)人采取提高利率等措施補(bǔ)償這種不確定性帶來的信用風(fēng)險，增加企業(yè)的債務(wù)融資成本(周志方等，2017)[48]，降低企業(yè)長期投資收益，進(jìn)而抑制企業(yè)長期投資行為。另一方面，企業(yè)為預(yù)防不確定性會將投資短期化?，F(xiàn)有大量研究表明，企業(yè)預(yù)防不確定性動機(jī)越強(qiáng)，則其現(xiàn)金持有水平越高。比如，為預(yù)防避稅不確定性產(chǎn)生的風(fēng)險或預(yù)防收入不確定性產(chǎn)生的風(fēng)險，企業(yè)會增加現(xiàn)金持有(Hanlon et al.，2017；Riddick and Whited，2009)[5][10]。正如前文分析，政府實(shí)施“減碳”規(guī)制將產(chǎn)生不確定性。為預(yù)防這種不確定性，企業(yè)亦將增加現(xiàn)金持有。在金融市場發(fā)達(dá)的今天，為提高資源利用率，企業(yè)會將現(xiàn)金持有轉(zhuǎn)換為流動性強(qiáng)的短期投資。此外，不確定還將加大企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，這將導(dǎo)致企業(yè)管理者變得更加謹(jǐn)慎，更樂意通過短期融資滿足資金流動性需求，提高財務(wù)彈性和財務(wù)穩(wěn)健性，企業(yè)投資行為也會呈現(xiàn)短期化趨勢(汪海鳳等，2018)[30]。

其次，為增加利潤而減少長期投資、增加短期投資。面對政府的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)可能對現(xiàn)有生產(chǎn)工藝和流程進(jìn)行綠色改造，優(yōu)化管理流程，提高生產(chǎn)效率，增加單位污染排放物或單位能源的產(chǎn)值，以降低甚至抵消環(huán)境規(guī)制給其帶來的成本增加，從而提高企業(yè)利潤率(王書斌和徐盈之，2015)[35]。同理，面對政府實(shí)施的“減碳”規(guī)制，企業(yè)同樣可能采取這一策略。這一策略在提升企業(yè)生產(chǎn)效率的同時，降低了企業(yè)進(jìn)行固定資產(chǎn)等長期投資的需求，進(jìn)而可能減少長期投資。此外，政府采取嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制措施限制企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營行為，將導(dǎo)致企業(yè)承擔(dān)更好的遵從成本，政府“減碳”規(guī)制亦將增加企業(yè)的遵從成本，從而降低企業(yè)盈利能力。為提升盈利能力，企業(yè)將選擇有利于實(shí)現(xiàn)短期利潤最大化的短期金融資產(chǎn)，從而增加短期投資。同時，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)投資以達(dá)到政府的“減碳”要求，存在前期投入大和周期長等諸多不利影響。為緩解不利影響，企業(yè)可能關(guān)閉一些高污染生產(chǎn)項目(如高碳排放項目)，并將資金配置到高回報、低準(zhǔn)入門檻和無污染的短期金融資產(chǎn)等金融業(yè)務(wù)(王書斌和徐盈之，2015)[35]，從而促使企業(yè)增加短期投資。

再次，為對沖風(fēng)險而抑制長期投資。作為環(huán)境風(fēng)險的重要組成部分，碳風(fēng)險為氣候變化或化石燃料使用所帶來的不利影響(Hoffmann and Busch，2008；周志方等，2017)[7][48]，具體包括管制風(fēng)險、物理風(fēng)險和商業(yè)風(fēng)險(周志方等，2017)[48]。這些以“碳”為共同要素的風(fēng)險是所有企業(yè)不得不面臨和管理的風(fēng)險。同時，長期投資所需投入的資金更多且不可逆性更強(qiáng)，因此長期投資的風(fēng)險更大。在一定期限內(nèi)企業(yè)風(fēng)險容忍度一定的情況下，企業(yè)為管理碳風(fēng)險，將不得不降低長期投資相關(guān)的風(fēng)險容忍度，減少長期投資。

最后，被迫縮減長期投資。企業(yè)的長期投資包括污染項目投資和清潔項目投資。在政府不斷強(qiáng)化“減碳”規(guī)制的情況下，高碳排放等污染項目投資將面臨更多的融資約束(許松濤和萬紅艷，2011)[42]，以致企業(yè)不得不被迫縮減這類長期投資。為應(yīng)對政府“減碳”規(guī)制，企業(yè)亦會進(jìn)行清潔項目投資，但這類投資僅為企業(yè)長期投資的較小部分(汪海鳳等，2018；汪海鳳和白雪潔，2018)[30][31]。此外，隨著政府“減碳”規(guī)制的強(qiáng)化，碳排放等污染排放企業(yè)勢必付出越來越高的成本(劉錫良和文書洋，2019)[20]，出于成本壓力，企業(yè)將不得不關(guān)閉部分產(chǎn)能和生產(chǎn)項目，縮減其長期投資。

(二)企業(yè)長短期投資行為與企業(yè)杠桿率

地區(qū)碳排放誘發(fā)政府“減碳”規(guī)制，促使企業(yè)調(diào)整投資期限偏好，減少長期投資、增加短期投資，長期投資和短期投資的變化將影響企業(yè)杠桿率。

首先，長期投資可增加企業(yè)杠桿率。大量研究表明，企業(yè)債務(wù)規(guī)模和長期投資規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系。中國資本市場發(fā)展不足，企業(yè)投資中的融資來源大部分為債務(wù)融資(梁安琪和武曉芬，2021)[23]，債務(wù)融資主要依靠銀行貸款。因此，從需求側(cè)看，長期投資增加了企業(yè)的銀行貸款融資需求，從而可能增加企業(yè)杠桿率。此外，銀行與企業(yè)之間存在信息不對稱，難以充分獲取企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中的全部信息。作為一種常見的增信措施，資產(chǎn)抵押成為有效減少銀行與企業(yè)之間信息不對稱程度的重要手段(張琦等，2021)[45]。企業(yè)進(jìn)行固定資產(chǎn)購置等長期投資可降低其與銀行之間的信息不對稱程度，從而提升其銀行貸款獲取能力，進(jìn)而提高企業(yè)杠桿率。反之，企業(yè)減少長期投資，將減少企業(yè)銀行貸款需求、降低銀行貸款獲取能力，從而降低企業(yè)杠桿率。

其次，短期投資可降低企業(yè)杠桿率。按照托賓(Tobin)現(xiàn)金資產(chǎn)需求理論，交易性金融資產(chǎn)等短期投資是現(xiàn)金資產(chǎn)的替代，持有交易性金融資產(chǎn)等短期投資成為企業(yè)的財務(wù)緩沖器(許罡和朱衛(wèi)東，2017)[43]，可發(fā)揮“蓄水池”作用，彌補(bǔ)企業(yè)資金短缺(李博陽等，2019)[22]，減少企業(yè)外部融資需求。短期投資使得企業(yè)可在外部融資環(huán)境寬松期進(jìn)行資金儲備，當(dāng)企業(yè)需要資金時可以較低成本實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)換，從而有利于緩解企業(yè)融資約束(楊箏等，2017)[44]。因此，通過減少外部融資需求、緩解企業(yè)融資約束，短期投資可降低企業(yè)杠桿率。短期投資也將減少企業(yè)抵押資產(chǎn)，降低企業(yè)的銀行貸款獲取能力，從而降低企業(yè)杠桿率。總體來看，現(xiàn)金和交易性金融資產(chǎn)等短期投資可降低企業(yè)杠桿率(李博陽等，2019)[22]。

(三)研究假說

綜上，地區(qū)碳排放促使企業(yè)改變投資期限偏好，促使企業(yè)降低長期投資、增加短期投資，進(jìn)而降低企業(yè)杠桿率。為此，本文提出如下研究假說：

H1：地區(qū)碳排放可降低企業(yè)杠桿率，隨著地區(qū)碳排放的增加，企業(yè)杠桿率將下降。

地區(qū)碳排放降低企業(yè)杠桿率，其作用機(jī)制如圖1所示。為此，本文就地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的影響機(jī)制提出如下研究假說：

圖1 地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的影響機(jī)制

H2a：地區(qū)碳排放具有長期投資抑制效應(yīng)，通過減少長期投資降低企業(yè)杠桿率。

H2b：地區(qū)碳排放具有短期投資促進(jìn)效應(yīng)，通過增加短期投資降低企業(yè)杠桿率。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2008年全球金融危機(jī)發(fā)生后，“去杠桿”成為世界各國(地區(qū))普遍關(guān)注的經(jīng)濟(jì)金融問題(王國剛，2017)[33]。同年，世界自然基金會發(fā)起了“中國低碳城市發(fā)展項目”，上海市和河北省保定市成為首批入選試點(diǎn)城市。中國的減碳規(guī)制可追溯到2008年前后(武衛(wèi)政，2009)[40]，2009年11月，國務(wù)院常務(wù)會議決定，到2020年中國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%～45%。因此，本文選擇2008—2019年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗。在企業(yè)樣本選擇方面，本文選擇全部A股上市公司作為樣本，并對樣本做如下處理：(1)剔除所有ST樣本和*ST樣本；(2)剔除所有金融企業(yè)樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；(4)剔除息稅前利潤(EBIT)高于平均資產(chǎn)總額的極端樣本；(5)剔除運(yùn)營資本除以凈資產(chǎn)過高或過低(±20倍)的極端樣本。經(jīng)前述處理后，最終得到26141個年度-企業(yè)觀測值。為消除異常值的影響，對連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

在數(shù)據(jù)來源方面，各地區(qū)碳排放數(shù)據(jù)來自C E A D s(China Emission Accounts and Datasets)數(shù)據(jù)庫。在英國研究理事會、牛頓基金會、中國國家自然科學(xué)基金委員會、中國科學(xué)院等多家研究機(jī)構(gòu)的共同支持下，來自英美中歐等多國研究機(jī)構(gòu)的學(xué)者，共同編纂了中國多尺度碳排放清單(賀茂斌和楊曉維，2021)[16]。本文在獲取縣級碳排放基礎(chǔ)上，計算了地級市碳排放和省級碳排放，縣級碳排放數(shù)據(jù)的最新時間為2017年。本文對2018年和2019年的碳排放進(jìn)行了線性插值處理，并剔除被插值數(shù)據(jù)開展了穩(wěn)健性檢驗。其他數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局和Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)變量說明和模型設(shè)計

1.被解釋變量

企業(yè)杠桿率(Lev)：本文主要基于銀行作為債務(wù)資金提供者進(jìn)行理論分析，因此基于銀行貸款計算企業(yè)杠桿率，銀行貸款包括短期借款和長期借款(黎凱和葉建芳，2007)[21]。本文參照宋增基等(2014)[29]的做法，以短期借款余額加長期借款余額再除以總資產(chǎn)作為企業(yè)杠桿率的代理變量。同時，除銀行貸款外，商業(yè)信用也是企業(yè)獲取債務(wù)資金的重要來源。本文以(短期借款余額+長期借款余額+應(yīng)付票據(jù)余額+應(yīng)付賬款余額)/總資產(chǎn)得到rLev進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

2.關(guān)鍵解釋變量

地區(qū)碳排放(Carbon)：參照姬新龍和楊釗(2021)[18]、梅曉紅等(2021)[24]的做法，本文以企業(yè)注冊地地級市碳排放取自然對數(shù)得到Carbon作為關(guān)鍵解釋變量。同時，以企業(yè)注冊地省級碳排放取自然對數(shù)得到rCarbon進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

3.中介變量

長期投資(Capex)：參照齊魯光等(2021)[26]的做法，以(購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金－處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金)/總資產(chǎn)得到長期投資Capex。同時，借鑒江春等(2021)[19]的做法，以(購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金)/總資產(chǎn)得到rCapex進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

短期投資(Sfa)：參照李博陽等(2019)[22]的做法，以(貨幣資金+交易性金融資產(chǎn))/總資產(chǎn)得到短期投資Sfa。同時，以(貨幣資金+交易性金融資產(chǎn))/(總資產(chǎn)－現(xiàn)金等價物)得到rSfa進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

4.控制變量

參照以往文獻(xiàn)(代沁雯和徐偉航，2019；胡悅和吳文鋒，2019；申廣軍等，2018)[15][17][27]，本文控制了如下企業(yè)特征變量：(1)成長性(Grow)，為營業(yè)收入的年增長率；(2)第一大股東持股比例(First)；(3)企業(yè)規(guī)模(Size)，為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；(4)企業(yè)屬性(Soe)，為虛擬變量，國企為1，否則為0；(5)企業(yè)年齡(Age)；(6)固定資產(chǎn)占比(Tang)；(7)盈利能力(Roa)。公司治理會影響企業(yè)杠桿率(王玉澤等，2019；汪強(qiáng)和吳世農(nóng)，2007)[37][32]，本文控制了董事會規(guī)模(Bsize)、獨(dú)立董事占比(Indrate)、兩職合一(Dual)和機(jī)構(gòu)持股比例(Istrate)等公司治理相關(guān)變量。

基于上述控制變量，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文構(gòu)建如下計量模型：

其中，被解釋變量Levit為企業(yè)i第t年的杠桿率。關(guān)鍵解釋變量Carbonit表示企業(yè)i的注冊地第t年的碳排放，φ為其系數(shù)。若φ顯著小于零，則地區(qū)碳排放可降低企業(yè)杠桿率。Xit是控制變量，αi為企業(yè)i的個體固定效應(yīng)，θt表示第t年的年度效應(yīng)，εit為誤差項。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1為主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。從結(jié)果看，第一，企業(yè)杠桿率Lev的均值為0.1431，最大值為0.5658，最小值為0.0000，企業(yè)杠桿率具有較大差異。第二，地區(qū)碳排放Carbon的均值為3.9139，最小值為1.8978，最大值達(dá)5.4235，與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的基本國情相符。第三，企業(yè)短期投資Sfa的均值為0.1964，最小值為0.0005，最大值達(dá)0.9804，企業(yè)短期投資具有較大差異。第四，企業(yè)長期投資Capex的均值為0.0496，最小值為-0.6469，表明有的企業(yè)當(dāng)年購置長期資產(chǎn)的支出不及處置長期資產(chǎn)的收入，最大值達(dá)0.6418，企業(yè)長期投資同樣具有較大差異。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸

使用個體和時間雙重聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，可以克服自相關(guān)和異方差等問題對統(tǒng)計推斷的影響(陳小輝和張紅偉，2021)[14]。本文采用個體和時間雙重聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，在控制個體和年度固定效應(yīng)的情況下，逐步增加控制變量估計模型(1)，結(jié)果見表2。

表2第(1)～(5)列中，關(guān)鍵解釋變量Carbon的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，即地區(qū)碳排放與企業(yè)杠桿率之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系，隨著地區(qū)碳排放的增加，企業(yè)杠桿率逐漸下降，因此，研究假說H1成立。關(guān)鍵解釋變量Carbon為地區(qū)碳排放的自然對數(shù)，因此，按表2第(5)列計算，地區(qū)碳排放每降低1個百分點(diǎn)，企業(yè)杠桿率提升2.04個百分點(diǎn)。

表2 模型(1)的估計結(jié)果

控制變量方面，從第(5)列看：第一，企業(yè)規(guī)模(Size)的系數(shù)在1%水平下顯著為正，與代沁雯和徐偉航(2019)[15]的估計一致，原因在于大企業(yè)抗風(fēng)險能力更強(qiáng)，銀行更青睞大企業(yè)，從而增加了企業(yè)杠桿率。第二，企業(yè)年齡(Age)的系數(shù)在1%水平下顯著為正，可能的原因在于相較成立時間較短的企業(yè)，年齡較大的企業(yè)風(fēng)險較小，金融機(jī)構(gòu)更愿意提供信貸資金。第三，成長性(Grow)的系數(shù)在1%水平下顯著為正，可能的原因在于成長性越高，越需資金投入，在內(nèi)部融資難以滿足的情況下，企業(yè)不得不進(jìn)行債務(wù)融資，從而加大了企業(yè)杠桿率。第四，企業(yè)盈利能力(Roa)的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，原因在于盈利能力越強(qiáng)，企業(yè)可用的內(nèi)源融資越多，對債務(wù)融資的需求越小，進(jìn)而其杠桿率越低(胡悅和吳文鋒，2019)[17]。第五，固定資產(chǎn)占比(Tang)的系數(shù)在1%水平下顯著為正。原因在于，與無形資產(chǎn)相比，固定資產(chǎn)的價值更容易計量、更方便變現(xiàn)。因此，固定資產(chǎn)比重越高，企業(yè)的抵押品質(zhì)量越好，與銀行之間的信息不對稱程度越小，越容易獲得銀行等金融機(jī)構(gòu)的資金，因而杠桿率就越大(Harris and Raviv，1990；胡悅和吳文鋒，2019)[6][17]。

(三)穩(wěn)健性檢驗

表2第(1)～(5)列中，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)均在1%水平下顯著，本身是一種穩(wěn)健性檢驗。在此，本文還通過內(nèi)生性處理、變更被解釋變量、替換關(guān)鍵解釋變量、控制行業(yè)和區(qū)域效應(yīng)、控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和行業(yè)平均杠桿率、控制時間趨勢、考慮高污染行業(yè)企業(yè)和剔除被插值數(shù)據(jù)等進(jìn)行進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗。

1.內(nèi)生性處理

理論分析和實(shí)證檢驗均表明，地區(qū)碳排放會影響企業(yè)杠桿率。作為微觀變量，企業(yè)杠桿率很難影響地區(qū)碳排放。因此，雙向因果關(guān)系很難成立。但仍可能因地區(qū)碳排放存在測量誤差或因不可觀測因素等產(chǎn)生內(nèi)生性問題。此外，控制變量也可能存在內(nèi)生性。對于控制變量的內(nèi)生性問題，本文將所有控制變量滯后一期，采用FE重新估計模型(1)，得到表3第(1)列。對于關(guān)鍵解釋變量的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法(IV)進(jìn)行處理。

(1)工具變量

借鑒Kim et al.(2015)[8]、陳小輝和張紅偉(2021)[14]的做法，本文以同年度其他地區(qū)碳排放均值的自然對數(shù)(ivCarbon)作為工具變量。一方面，其他地區(qū)碳排放較難影響本地區(qū)企業(yè)的杠桿率，ivCarbon滿足“外生性”要求；另一方面，測量誤差和不可觀測因素對各地區(qū)碳排放均有影響，因此其他地區(qū)碳排放與本地區(qū)碳排放具有相關(guān)性，ivCarbon滿足“相關(guān)性”要求。采用工具變量法(IV)估計模型(1)，弱工具變量檢驗的Cragg-DonaldF統(tǒng)計量值為11000，大于10%偏誤下的臨界值16.38，即拒絕弱工具變量的假設(shè)，ivCarbon為有效工具變量。

(2)IV估計

以ivCarbon作為工具變量，采用IV重新估計模型(1)，結(jié)果見表3第(2)列。將所有控制變量滯后一期，采用IV重新估計模型(1)，結(jié)果見表3第(3)列。從表3第(1)～(3)列看，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)均在1%或5%水平下顯著為負(fù)，即地區(qū)碳排放與企業(yè)杠桿率之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，在排除內(nèi)生性的情況下，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 模型(1)的內(nèi)生性處理

2.替換被解釋變量

以rLev為被解釋變量，在控制個體和年度效應(yīng)的情況下，采用FE重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel A 第(1)列?？梢钥闯觯芯考僬fH1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.變更關(guān)鍵解釋變量

以省級碳排放的自然對數(shù)rCarbon作為關(guān)鍵解釋變量，在控制個體和年度效應(yīng)的情況下，采用FE重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel A第(2)列?？梢钥闯?，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.控制行業(yè)和區(qū)域效應(yīng)

高碳行業(yè)企業(yè)、技術(shù)較為落后的企業(yè)等往往集聚在高碳地區(qū)。碳排放較高地區(qū)的企業(yè)可能本身就屬于高碳企業(yè)或技術(shù)落后企業(yè)，而高碳企業(yè)是被限制發(fā)展的，技術(shù)落后企業(yè)則因自身發(fā)展?jié)摿^小，投融資規(guī)模自然較小，因而兩類企業(yè)的杠桿率自然較低。因此，企業(yè)杠桿率還受到地區(qū)和行業(yè)因素的影響。代沁雯和徐偉航(2019)[15]、胡悅和吳文鋒(2019)[17]在研究企業(yè)杠桿率時僅控制了行業(yè)和時間效應(yīng)。本文在控制時間、行業(yè)和地區(qū)效應(yīng)情況下，重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel A第(3)列。可以看出，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 模型(1)的其他穩(wěn)健性檢驗

5.控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和行業(yè)平均杠桿率

鋼鐵、水泥、石化和電解鋁等高碳行業(yè)密集的地區(qū)碳排放較高，而高碳行業(yè)本身是被限制發(fā)展的行業(yè)，其杠桿率較低。因此，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也會影響碳排放和杠桿率。本文在控制行業(yè)、區(qū)域和時間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制行業(yè)平均杠桿率(IndLev)和地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重(Srate)，重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel A第(4)列?？梢钥闯?，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

6.控制時間趨勢

高碳地區(qū)往往聚集了鋼鐵、水泥、石化和電解鋁等高碳行業(yè)。這些行業(yè)本身存在產(chǎn)能過剩等問題，在近年“去產(chǎn)能”等政策影響下，投資規(guī)模在縮小。這些行業(yè)企業(yè)杠桿率的變化可能是受“去產(chǎn)能”政策的影響?！叭ギa(chǎn)能”政策實(shí)施是一個持續(xù)過程，以致企業(yè)杠桿率的變化表現(xiàn)出時間趨勢。為此，本文在控制連續(xù)變量t、地區(qū)和行業(yè)效應(yīng)的情況下，重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel B第(1)列?？梢钥闯?，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

7.考慮高污染行業(yè)企業(yè)

石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，電力熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等六大高污染行業(yè)存在產(chǎn)能過剩等問題，在近年“去產(chǎn)能”等政策影響下，這些行業(yè)的投資規(guī)模在縮小。因此，企業(yè)杠桿率的變化可能為“去產(chǎn)能”和行業(yè)差異所致，而非地區(qū)碳排放所為。本文剔除這六大行業(yè)企業(yè)，重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel B第(2)列。采用變系數(shù)模型重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel B第(3)列。從表4 Panel B第(2)(3)列看，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

8.剔除被插值數(shù)據(jù)

剔除2018和2019年數(shù)據(jù)，在控制個體和年度效應(yīng)的情況下，采用FE重新估計模型(1)，結(jié)果見表4 Panel B第(4)列?？梢钥闯?，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

綜上，在排除內(nèi)生性、變更被解釋變量、替換關(guān)鍵解釋變量、控制行業(yè)和區(qū)域效應(yīng)、控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和行業(yè)平均杠桿率、控制時間趨勢、考慮高污染行業(yè)企業(yè)和剔除被插值數(shù)據(jù)的情況下，研究假說H1成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、機(jī)制檢驗

理論分析表明，地區(qū)碳排放通過抑制企業(yè)長期投資、強(qiáng)化企業(yè)短期投資，降低企業(yè)杠桿率。本文借鑒溫忠麟等(2004)[39]、溫忠麟和葉寶娟(2014)[38]提出的檢驗程序，設(shè)定以下模型進(jìn)行機(jī)制檢驗：

其中，mit為中介變量，即長期投資(Capex)和短期投資(Sfa)。檢驗程序為：第一，在不加入中介變量情況下，進(jìn)行模型(2)估計，如果地區(qū)碳排放Carbonit的系數(shù)φ顯著，表明地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率具有總效應(yīng)，繼續(xù)后續(xù)分析，否則為遮蔽效應(yīng)。第二，對模型(3)進(jìn)行回歸，判斷地區(qū)碳排放對中介變量的影響。第三，在加入中介變量后進(jìn)行模型(4)估計，如果模型(3)中Carbonit的系數(shù)κ、模型(4)中mit的系數(shù)ω均顯著，則表明中介效應(yīng)存在，此時若模型(4)中的φ顯著，則說明mit起到了部分中介效應(yīng)，否則，說明mit起到了完全中介效應(yīng)。第四，若系數(shù)κ、ω僅有一個顯著，尚需通過Sobel 檢驗中介效應(yīng)。

參照現(xiàn)有文獻(xiàn)，以長期投資(Capex)為被解釋變量時，本文控制了企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金持有量、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、成長性、固定資產(chǎn)占比、企業(yè)年齡、盈利能力、董事會規(guī)模和獨(dú)立董事占比。以短期投資(Sfa)為被解釋變量時，本文控制了企業(yè)規(guī)模、成長性、盈利能力、經(jīng)營現(xiàn)金流、固定資產(chǎn)占比、企業(yè)托賓Q、獨(dú)立董事占比和兩職合一等變量。為緩解內(nèi)生性，所有控制變量滯后一期。

(一)長期投資抑制效應(yīng)

以長期投資(Capex)為中介變量，采用FE估計模型(2)～(4)，結(jié)果見表5 Panel A第(1)～(3)列。第(1)列地區(qū)碳排放的系數(shù)在1%水平下顯著，表明地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的總效應(yīng)存在。第(2)列地區(qū)碳排放的系數(shù)在1%水平下顯著，并且第(3)列中長期投資Capex的系數(shù)在1%水平下顯著，表明中介效應(yīng)存在。第(3)列地區(qū)碳排放的系數(shù)在1%水平下顯著，表明Capex起到了部分中介效應(yīng)。綜合第(2)(3)列看，地區(qū)碳排放抑制了企業(yè)長期投資，進(jìn)而降低了企業(yè)杠桿率。因此，長期投資抑制效應(yīng)存在，研究假說H2a成立。

表5 長期投資抑制效應(yīng)的檢驗結(jié)果

企業(yè)長期投資(Capex)作為微觀變量，很難影響地區(qū)碳排放這一宏觀變量，雙向因果關(guān)系很難成立，但仍可能因測量誤差或不可觀測因素等產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為此，本文借鑒Kim et al.(2015)[8]、陳小輝和張紅偉(2021)[14]的做法，以同年度其他地區(qū)碳排放均值的自然對數(shù)(ivCarbon)作為工具變量，采用IV重新估計模型(3)，結(jié)果見表5 Panel A第(4)列。同時，企業(yè)杠桿率表征企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，可在一定程度上反映企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)有著重要影響(肖崎和廖鴻燕，2020)[41]。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是表征企業(yè)投資決策時風(fēng)險偏好的重要變量，風(fēng)險承擔(dān)水平越高，企業(yè)越傾向于選擇風(fēng)險性投資項目(陳小輝和張紅偉，2021)[14]，企業(yè)長期投資為風(fēng)險性投資項目。因而，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)會影響企業(yè)的長期投資決策(陳東等，2021)[13]。因此，企業(yè)杠桿率與企業(yè)長期投資之間可形成雙向因果關(guān)系，以致企業(yè)長期投資具有內(nèi)生性。為此，本文借鑒Kim et al.(2015)[8]、陳小輝和張紅偉(2021)[14]的做法，以同年度其他企業(yè)長期投資的均值(ivCapex)作為工具變量，連同ivCarbon，采用IV重新估計模型(4)，結(jié)果見表5 Panel A第(5)列。從表5 Panel A第(4)(5)列看，在排除內(nèi)生性的情況下，長期投資抑制效應(yīng)存在，研究假說H2a成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

將被解釋變量替換為r L e v，采用F E 重新估計模型(2)～(4)，并以IV重新估計模型(3)和(4)，結(jié)果見表5 Panel B。將中介變量替換為rCapex，遵循同樣順序重新估計模型(2)～(4)，結(jié)果見表5 Panel C。將關(guān)鍵解釋變量替換為rCarbon，遵循前述邏輯重新估計模型(2)～(4)，結(jié)果見表5 Panel D。從Panel B、Panel C和Panel D看，長期投資抑制效應(yīng)存在，研究假說H2a成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

(二)短期投資促進(jìn)效應(yīng)

以短期投資(S f a)為中介變量，采用F E 估計模型(2)～(4)，結(jié)果見表6 Panel A第(1)～(3)列。從表6 Panel A看，短期投資(Sfa)起到了部分中介作用。綜合第(2)(3)列看，地區(qū)碳排放增加了企業(yè)短期投資，進(jìn)而降低了企業(yè)杠桿率。因此，短期投資促進(jìn)效應(yīng)存在，研究假說H2b成立。

表6 短期投資促進(jìn)效應(yīng)的檢驗結(jié)果

為緩解測量誤差或不可觀測因素等產(chǎn)生的內(nèi)生性，本文借鑒Kim et al.(2015)[8]、陳小輝和張紅偉(2021)[14]的做法，以同年度其他地區(qū)碳排放均值的自然對數(shù)(ivCarbon)作為工具變量，采用IV重新估計模型(3)，結(jié)果見表6 Panel A第(4)列。此外，當(dāng)企業(yè)投資為短期投資時，穩(wěn)健性的短期投資會使得企業(yè)利潤增加，從而提升所有者權(quán)益，降低杠桿率(肖崎和廖鴻燕，2020)[41]。因此，企業(yè)短期投資與企業(yè)杠桿率之間形成雙向因果關(guān)系，以致短期投資Sfa具有內(nèi)生性。為此，本文借鑒Kim et al.(2015)[8]、陳小輝和張紅偉(2021)[14]的做法，以同年度其他企業(yè)短期投資的均值(ivSfa)作為工具變量，連同ivCarbon，采用IV重新估計模型(4)，結(jié)果見表6 Panel A第(5)列。從表6 PanelA第(4)(5)列看，在排除內(nèi)生性的情況下，短期投資促進(jìn)效應(yīng)存在，研究假說H2b成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

遵循長期投資抑制效應(yīng)同樣的順序，重新估計模型(2)～(4)，結(jié)果見表6 Panel B、Panel C和Panel D。從Panel B、Panel C和Panel D看，在替換被解釋變量、中介變量和關(guān)鍵解釋變量，同時排除內(nèi)生性的情況下，短期投資促進(jìn)效應(yīng)存在，研究假說H2b成立的結(jié)論是穩(wěn)健的。

綜上，地區(qū)碳排放具有長期投資抑制效應(yīng)和短期投資促進(jìn)效應(yīng)，通過降低長期投資、增加短期投資降低企業(yè)杠桿率。在替換被解釋變量、中介變量和關(guān)鍵解釋變量，同時排除內(nèi)生性的情況下，結(jié)論依然成立。因此，研究假說H2a、H2b成立且穩(wěn)健。

六、異質(zhì)性分析

(一)企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

企業(yè)規(guī)模差異對企業(yè)行為具有鮮明影響。大型企業(yè)在面臨環(huán)境規(guī)制時，其遵從壓力相對更大，而且由于規(guī)制遵從成本存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，以致大型企業(yè)更愿意投入成本進(jìn)行污染治理和技術(shù)研發(fā)(汪海鳳等，2018)[30]，因此，地區(qū)碳排放對大型企業(yè)的長期投資抑制作用相對較小。同時，大企業(yè)抗風(fēng)險能力更強(qiáng)，更受銀行青睞，受到的融資約束更小(舒長江等，2020)[28]，其資金獲取能力更強(qiáng)，因此，大型企業(yè)可以進(jìn)行相對更少的短期投資。理論分析和實(shí)證檢驗均表明，地區(qū)碳排放通過企業(yè)減少長期投資、增加短期投資，從而降低杠桿率。在大型企業(yè)長期投資抑制作用相對較小、增加短期投資相對較低的情況下，地區(qū)碳排放對大型企業(yè)杠桿率的降低作用將可能小于對中小型企業(yè)的作用。

借鑒Chris and Sushil(2018)[2]以年度中位數(shù)為界進(jìn)行類型劃分的做法，本文將各年度企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模在中位數(shù)以上的企業(yè)劃分為大型企業(yè)，反之為中小型企業(yè)。然后以Lev為被解釋變量，Carbon為關(guān)鍵解釋變量，采用變系數(shù)個體固定效應(yīng)模型估計模型(1)，結(jié)果見表7 Panel A第(1)列；將被解釋變量替換為rLev，采用變系數(shù)個體固定效應(yīng)模型估計模型(1)，結(jié)果見表7 Panel A第(2)列；將關(guān)鍵解釋變量更換為rCarbon，重新估計模型(1)，結(jié)果見表7 Panel A第(3)列。從表7 Panel A看：第一，無論是中小型企業(yè)還是大型企業(yè)，地區(qū)碳排放Carbon的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，地區(qū)碳排放均可降低其企業(yè)杠桿率；第二，中小型企業(yè)的關(guān)鍵解釋變量系數(shù)的絕對值大于大型企業(yè)，地區(qū)碳排放降低企業(yè)杠桿率在中小型企業(yè)中更為明顯。實(shí)證結(jié)果證實(shí)了本文推測，地區(qū)碳排放降低企業(yè)杠桿率的作用具有規(guī)模異質(zhì)性，對中小型企業(yè)的作用大于對大型企業(yè)的作用。

表7 異質(zhì)性估計結(jié)果

(二)投資機(jī)會異質(zhì)性

托賓理論認(rèn)為，企業(yè)是否應(yīng)當(dāng)繼續(xù)進(jìn)行項目投資取決于邊際托賓Q值。邊際托賓Q值大于零，則企業(yè)可繼續(xù)進(jìn)行凈現(xiàn)值為正的項目投資，直至邊際托賓Q為零。現(xiàn)有研究也表明，企業(yè)托賓Q值與企業(yè)投資正相關(guān)(王勁松和李淼，2012)[34]，企業(yè)托賓Q表示企業(yè)價值決定的投資機(jī)會(Coles et al.，2006)[3]。在其他條件不變的情況下，企業(yè)價值越大，其托賓Q值越高，則企業(yè)價值決定的投資機(jī)會就越大，企業(yè)越傾向于擴(kuò)大項目投資。但是，當(dāng)企業(yè)面臨政府“減碳”規(guī)制產(chǎn)生的不確定性時，企業(yè)投資機(jī)會越大，則企業(yè)放棄投資的空間就越大，從而對杠桿率的抑制作用就越明顯。因此，本文推測投資機(jī)會大的企業(yè)，地區(qū)碳排放對其杠桿率的抑制作用將更為明顯。

同樣借鑒Chris and Sushil(2018)[2]以年度中位數(shù)為界進(jìn)行類型劃分的做法，本文將各年度企業(yè)托賓Q值在中位數(shù)以上的企業(yè)劃分為高投資機(jī)會企業(yè)，反之為低投資機(jī)會企業(yè)。然后以Lev為被解釋變量，Carbon為關(guān)鍵解釋變量，采用變系數(shù)個體固定效應(yīng)模型估計模型(1)，結(jié)果見表7 Panel B第(1)列；將被解釋變量替換為rLev，采用變系數(shù)個體固定效應(yīng)模型估計模型(1)，結(jié)果見表7 Panel B第(2)列；將關(guān)鍵解釋變量更換為rCarbon，重新估計模(1)，結(jié)果見表7 Panel B第(3)列。從表7 Panel B看：第一，無論是高投資機(jī)會企業(yè)還是低投資機(jī)會企業(yè)，地區(qū)碳排放Carbon的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，地區(qū)碳排放均可降低其企業(yè)杠桿率；第二，高投資機(jī)會企業(yè)的關(guān)鍵解釋變量系數(shù)的絕對值大于低投資機(jī)會企業(yè)，地區(qū)碳排放降低企業(yè)杠桿率在高投資機(jī)會企業(yè)中更為明顯。實(shí)證結(jié)果證實(shí)了本文推測，地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的作用具有投資機(jī)會異質(zhì)性，對高投資機(jī)會企業(yè)的作用大于對低投資機(jī)會企業(yè)的作用。

七、結(jié)論與啟示

本文基于政府“減碳”規(guī)制將改變企業(yè)投資期限偏好這一基本視角，從企業(yè)長期投資和短期投資兩個維度，研究地區(qū)碳排放對企業(yè)杠桿率的影響及其機(jī)理。研究結(jié)果表明：第一，地區(qū)碳排放可降低企業(yè)杠桿率；第二，地區(qū)碳排放影響企業(yè)杠桿率的機(jī)制在于碳排放誘發(fā)政府“減碳”規(guī)制的不確定性，為應(yīng)對不確定性、增加利潤和對沖風(fēng)險，企業(yè)將減少長期投資而增加短期投資，長期投資的減少和短期投資的增加均會降低企業(yè)杠桿率；第三，地區(qū)碳排放降低企業(yè)杠桿率的作用具有企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性和投資機(jī)會異質(zhì)性，對大型企業(yè)杠桿率的降低作用小于對中小型企業(yè)的作用，對高投資機(jī)會企業(yè)的作用大于對低投資機(jī)會企業(yè)的作用。

基于前述研究結(jié)論，本文啟示如下：第一，地區(qū)碳排放可降低企業(yè)杠桿率。在實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和過程中，政府“減碳”規(guī)制可促使企業(yè)節(jié)能減排，降低地區(qū)碳排放，從而提高企業(yè)杠桿率，提升宏觀杠桿率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有良好的微觀基礎(chǔ)。第二，地區(qū)碳排放之所以降低企業(yè)杠桿率，減少企業(yè)長期投資是一個重要原因。企業(yè)長期投資可促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，是促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)增長的重要微觀基礎(chǔ)。在實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和過程中，政府“減碳”規(guī)制可促使企業(yè)減少碳排放，弱化企業(yè)受到的減碳規(guī)制制約，從而促進(jìn)企業(yè)增加長期投資。因此，地方政府在進(jìn)行“減碳”規(guī)制時，為進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，可配以鼓勵企業(yè)長期投資的政策，如設(shè)立碳達(dá)峰、碳中和固定資產(chǎn)投資專項獎勵基金，碳達(dá)峰、碳中和政府引導(dǎo)基金，力求獲取“倍增”效應(yīng)。第三，地區(qū)碳排放降低企業(yè)杠桿率具有企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性，對中小型企業(yè)的作用更大。因此，在實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和過程中，政府“減碳”規(guī)制通過減少企業(yè)碳排放，更能促使中小企業(yè)增加長期投資，從而促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展。鑒于中小企業(yè)在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的核心基礎(chǔ)作用，地方政府在實(shí)施“減碳”規(guī)制時，還可針對中小企業(yè)出臺差異化的鼓勵政策，比如設(shè)立碳達(dá)峰、碳中和中小企業(yè)投資基金，對中小企業(yè)的長期投資進(jìn)行領(lǐng)投或跟投，以進(jìn)一步促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展。 ■