綠色債券對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響研究

馮鄭艷 劉立軍

一、引言

當前，由于溫室氣體的不斷排放，全球平均氣溫持續(xù)升高，引發(fā)了全球性的氣候變化，全球變暖已經成為全世界共同關注的問題，在這樣生態(tài)環(huán)境巨變的背景下，綠色低碳的發(fā)展模式已經成為世界各國實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的客觀要求。我國也明確提出“碳達峰、碳中和”的目標，并把“綠水青山就是金山銀山”作為重要理念，從源頭上把握好經濟發(fā)展和環(huán)境保護的關系，積極進行綠色轉型實踐。對于實體企業(yè)而言，綠色創(chuàng)新能加速企業(yè)綠色轉型升級，改善生態(tài)環(huán)境，最終實現(xiàn)實體企業(yè)價值增長和環(huán)境保護的雙重紅利。但是綠色研發(fā)耗費時間長、不確定性高，綠色創(chuàng)新所需資金量巨大，因此實體企業(yè)開展綠色創(chuàng)新的重要前提是確保資金合理安排。綠色債券作為一種市場引導型金融工具，可以將社會資金引入綠色項目，對緩解實體企業(yè)融資難題具有重要意義。那么，綠色債券能否促進實體企業(yè)綠色創(chuàng)新？其作用機制是什么？對于這些問題的解答不僅有助于正確評價綠色債券發(fā)行效果，而且對完善綠色債券政策、促進實體企業(yè)綠色創(chuàng)新、推動我國經濟高質量發(fā)展都具有十分重要的現(xiàn)實意義。

二、政策背景、文獻綜述與研究假設

（一）政策背景

2015 年，《中共中央 國務院關于加快推進生態(tài)文明建設的意見》和《生態(tài)文明體制改革總體方案》相繼出臺，這標志著我國正式開始探索發(fā)行綠色債券等綠色金融發(fā)展模式。同年12 月，中國人民銀行發(fā)布《銀行間債券市場發(fā)行綠色金融債券有關事宜的公告》等政策文件，賦予綠色債券合法地位，為我國綠色債券的發(fā)展提供了新的思路。

近年來，為了推動我國綠色債券發(fā)行標準與國際接軌，監(jiān)管部門對有關制度進行了多次修訂，對所支持的項目進行了細化，并擴大了支持領域，為我國綠色債券市場的健康發(fā)展起到了重要的保障作用。2022 年7 月，綠色債券標準委員會頒布了《中國綠色債券原則》，規(guī)定綠色債券的募集資金需100%用于符合規(guī)定條件的綠色產業(yè)、綠色經濟活動等相關的綠色項目。為了幫助發(fā)行人更好地運用綠色債券融資來優(yōu)化負債結構，放松了一些綠色債券品種募集資金的使用要求。長期而言，《中國綠色債券原則》作為中國綠色債券市場的自律規(guī)則，將促進我國綠色債券市場各類型綠色債券募集資金的比例趨于一致，有助于綠色債券市場的有效發(fā)展。

（二）文獻綜述

1.綠色創(chuàng)新

當前，國內外對綠色創(chuàng)新的研究主要集中在三個方面：一是環(huán)境規(guī)制。Xie 等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制可以促進企業(yè)綠色創(chuàng)新生產率的提高；孫冰等（2022）通過對中國制造業(yè)企業(yè)的實證分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術和管理創(chuàng)新都有積極影響。有學者則認為環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新具有“U”型的作用，即只有當環(huán)境規(guī)制達到某種程度時才會促進企業(yè)進行綠色創(chuàng)新（王杰和劉斌，2014）。二是企業(yè)的內在動因。研究結果表明，企業(yè)綠色創(chuàng)新會受到高管環(huán)保意識（曹洪軍和陳澤文，2017）、高管激勵（王旭和王非，2019）等因素的影響。三是利益相關者。馬媛等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，供應商和客戶出于自身聲譽的考量，將促使企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。

2.綠色金融與綠色創(chuàng)新

一些研究已經證明了綠色金融可以推動企業(yè)綠色創(chuàng)新，部分學者從綠色信貸的視角來探討建立綠色金融體系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。王鳳榮和王康仕（2018）研究發(fā)現(xiàn)綠色金融政策可以通過多種金融手段，如綠色信貸，提高綠色金融資源的配置效率；王遙等（2019）的研究結果表明，綠色信貸等激勵政策對綠色產值、綠色就業(yè)有明顯的提升作用。綠色信貸側重于通過央行、銀保監(jiān)等金融管理部門對銀行信貸進行指導（王遙等，2019），其通過金融資源在不同行業(yè)的分配和約束來推動產業(yè)結構轉型升級（Dong 等，2020；劉錫良和文書洋，2019），這在短期內對整個經濟體系的綠色轉型以及經濟增長率的平穩(wěn)過渡可能是不利的。然而，作為綠色金融的又一重要支柱，綠色債券區(qū)別于傳統(tǒng)的綠色信貸融資方式，它充分發(fā)揮了市場這只“看不見的手”的激勵作用，通過價格變化對企業(yè)、金融機構、投資者等市場主體的行為進行指導和調控，在市場層面充分發(fā)揮綠色金融政策的作用。因此，市場調節(jié)與政府調控可以形成良好的互補關系，從而進一步促進經濟的綠色轉型升級，實現(xiàn)高質量發(fā)展。

目前關于綠色債券的文獻主要聚焦在三個方面：一是綠色債券的信用利差。研究發(fā)現(xiàn)綠色債券的信用利差會受到流動性風險（Febi 等，2018）、信用評級水平（郭樹華等，2022）、發(fā)行主體類型（Zerbib，2019）、投資者偏好（周冬華和周花，2023）等因素的影響。二是市場聯(lián)動和市場反應。鄧晶等（2022）研究中國碳市場與綠色債券市場的關聯(lián)性，發(fā)現(xiàn)在不同時間尺度上，中國碳市場均對綠色債券市場有所影響，從長期來看，這種影響呈“倒U”型關系；也有學者研究發(fā)現(xiàn)低碳產業(yè)股票市場與綠色債券市場之間的溢出效應隨著貼標綠色債券問世后開始從無到有，而風險則從低碳產業(yè)股票市場向綠色債券市場傳遞（秦菽檬等，2019）。在市場對綠色債券的反應方面，有研究表明綠色債券的發(fā)行向市場發(fā)出了綠色投資機會的良好信號（Tang 和Zhang，2020），投資者對此，尤其是首次發(fā)行和第三方認證的綠色債券的反應往往是積極的（Flammer，2021）。三是綠色債券對企業(yè)價值的影響。有研究表明綠色債券的發(fā)行能夠對企業(yè)經濟效益（鄭春麗和羅傳建，2020）產生積極影響，并且會對企業(yè)價值（馬亞明等，2020）產生持續(xù)動態(tài)的積極影響。

相比之下，有關綠色債券和綠色創(chuàng)新的理論研究較少。一些學者指出企業(yè)發(fā)行綠色債券能夠推動其綠色創(chuàng)新（張雪瑩等，2022；吳世農等，2022）。如果企業(yè)外部融資需求強烈，所在地區(qū)的環(huán)保管理措施嚴格，加之當?shù)亟鹑谑袌龌潭容^高（陳幸幸等，2022），發(fā)行綠色債券對于企業(yè)技術創(chuàng)新的正向影響更加明顯。張慶君和康寧（2023）則以中國能源上市企業(yè)為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)綠色債券顯著促進能源行業(yè)上市企業(yè)綠色創(chuàng)新，尤其是對可再生能源類、非重污染類以及國有企業(yè)的促進效果更好，這對促進綠色債券市場與能源行業(yè)的可持續(xù)發(fā)展具有積極意義。

現(xiàn)有研究大多聚焦于綠色債券的信用利差、市場聯(lián)動和反應以及企業(yè)價值，而對于綠色債券如何促進實體企業(yè)綠色創(chuàng)新卻鮮有人問津。對比已有文獻，本文的邊際貢獻體現(xiàn)在以下三個方面：一是以實體企業(yè)綠色創(chuàng)新為研究視角，對綠色債券影響效果進行微觀層面的系統(tǒng)研究，拓寬了綠色債券的研究視角；二是引入融資約束，考察了融資約束在綠色債券與實體企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的調節(jié)作用，為理解綠色債券影響實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機制提供了經驗證據(jù)；三是探究不同實體企業(yè)性質和差異化內部代理成本是否會對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新產生不同的影響。

（三）研究假設

1.綠色債券與綠色創(chuàng)新

綠色債券是國家重點支持的環(huán)保金融政策，不僅具備債券融資的功能，還兼具環(huán)境友好的特性。第一，發(fā)行綠色債券能夠拓寬實體企業(yè)的外部融資渠道，并釋放環(huán)保信號，減少信息不對稱（Flammer，2021），緩解資金不足問題，幫助實體企業(yè)綠色創(chuàng)新籌集大量資金。第二，綠色債券是政府重點鼓勵、扶持的綠色融資政策，因其環(huán)境友好屬性能夠獲得政府補貼和其他優(yōu)惠福利，這些都能夠為企業(yè)創(chuàng)新活動提供資源，降低創(chuàng)新成本和風險（Stiglitz，2015；蔣伏心等，2013），從而增強企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動的動力。第三，實體企業(yè)通過發(fā)行綠色債券向投資者塑造良好的企業(yè)形象從而獲得青睞，股票收益率得到提升，引導資源流入綠色創(chuàng)新能力更強的實體企業(yè)（Flammer，2021），提高實體企業(yè)資源利用效率，從而更好地激勵實體企業(yè)自主開展綠色創(chuàng)新（張慶君和康寧，2023）。由此，本文提出假設H1。

H1：實體企業(yè)發(fā)行綠色債券能夠有效地促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

2.融資約束的調節(jié)作用

作為推動實體企業(yè)綠色轉型升級的重要驅動力，綠色創(chuàng)新涵蓋了節(jié)能環(huán)保、環(huán)境友好、可再生技術的創(chuàng)新，有利于實體企業(yè)構建綠色高效的生產經營模式，符合我國當下可持續(xù)發(fā)展理念的要求。然而實體企業(yè)綠色創(chuàng)新活動投入資金大、投資周期長，因此常常面臨較大的融資缺口。當實體企業(yè)面臨較大的融資約束時，為保證其綠色創(chuàng)新活動正常進行，企業(yè)通過發(fā)行綠色債券進行外部籌資的動力就會更強，此時必將對綠色創(chuàng)新投資產生促進作用（郭麗婷，2018）。因此，融資約束的存在可能放大綠色債券對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。因此，本文提出假設H2。

H2：綠色債券促進實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的效果在融資約束越大時表現(xiàn)得越明顯。

三、研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

由于我國綠色債券主要從2016 年開始發(fā)行，且2020 年經濟受到新冠肺炎疫情影響，本文選取2016—2019 年中國A 股非金融企業(yè)發(fā)行的綠色債券作為研究對象。同時，為對比實體企業(yè)發(fā)行綠色債券前后以及發(fā)行過綠色債券與未發(fā)行綠色債券的實體企業(yè)在綠色創(chuàng)新上的不同，本文的研究樣本選取2012—2019 年中國A 股非金融企業(yè)，并剔除在此時段內被ST、*ST 和已經退市或剛剛上市的企業(yè)，以及財務數(shù)據(jù)存在嚴重缺失的企業(yè)。之后，本文對樣本進行如下處理：首先，通過CSMAR 和中國金融信息網的綠色債券數(shù)據(jù)庫交叉對比，得到23 家發(fā)行過綠色債券的上市企業(yè)，將其作為實驗組。其次，從實驗組所分布的行業(yè)中選取樣本期間內沒有發(fā)行綠色債券的非金融企業(yè)，共計738 家企業(yè)，以此緩解樣本選擇偏誤帶來的內生性問題。最后，為緩解實體企業(yè)發(fā)行綠色債券帶來的樣本自選擇問題，本文將選取的控制變量作為特征變量進行傾向得分匹配（PSM），從樣本期間內未發(fā)行綠色債券的738 家企業(yè)中進行1:1匹配樣本得到184 個對照組，最終獲得368 個有效觀測值。其中，綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)通過在國家知識產權局手工收集信息并在此基礎上借助WIPO 的國際專利分類綠色清單匹配獲得，綠色債券數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和中國金融信息網，企業(yè)社會責任評分來自和訊網，財務數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。為避免極端值影響，本文對所有連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理。

（二）變量定義

實體企業(yè)綠色創(chuàng)新為被解釋變量，使用綠色發(fā)明專利申請數(shù)量作為評價實體企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的指標（王營和馮佳浩，2022）。

實體企業(yè)是否發(fā)行綠色債券為解釋變量。若實體企業(yè)i在t年公開發(fā)行綠色債券，則在t年及t年之后該變量取值為1，否則取值為0。

融資約束為調節(jié)變量?？紤]到KZ 指數(shù)和WW指數(shù)可能存在的內生性問題，本文選取SA 指數(shù)衡量實體企業(yè)融資約束程度。借鑒Kaplan 和Zingals（1997）的研究構造SA 指數(shù)，SA 絕對值越大，表明實體企業(yè)受到的融資約束程度越高，公式如下：

其中，Size為實體企業(yè)規(guī)模的自然對數(shù)，Age為實體企業(yè)的年齡。

關于控制變量的選取，本文參考已有研究選取實體企業(yè)規(guī)模、實體企業(yè)成熟度、資產負債率、現(xiàn)金比率、營業(yè)收入增長率、資產回報率、營業(yè)現(xiàn)金流、財務費用率、固定資產比率、董事會規(guī)模、獨立董事比例、第一大股東持股比例作為控制變量（陳幸幸等，2022；王營和馮佳浩，2022；盛巧燕和張三峰，2023）。

各變量的說明詳見表 1。

表 1 變量定義

（三）模型設定

本文旨在探索實體企業(yè)發(fā)行綠色債券是否對其綠色創(chuàng)新產生了有效的推動作用。由于不同實體企業(yè)發(fā)行綠色債券的時間不同，本文采用多期DID 模型來處理發(fā)行綠色債券這一動態(tài)事件，構建模型如下：

其中，i為企業(yè)，t為年份；Patent為實體企業(yè)綠色創(chuàng)新；Treat×Post是實體企業(yè)是否發(fā)行綠色債券；Control為控制變量；α0為常數(shù)項；α1,αi為變量的回歸系數(shù)，i=2,…,13；μi、γi、λi分別表示個體、時間、行業(yè)固定效應；εi,t為隨機擾動項。

四、實證結果分析

（一）傾向得分匹配結果和描述性統(tǒng)計

1.傾向得分匹配核密度函數(shù)圖

傾向得分匹配的質量可以利用核密度函數(shù)圖來檢驗。如圖 1 所示，在PSM 前，實驗組和對照組之間存在明顯的偏度、峰態(tài)，而在PSM 后，實驗組和對照組之間的核密度分布幾乎完全重合，顯示出了良好的匹配效果。

圖1 核密度函數(shù)圖

2.傾向得分匹配平衡性檢驗

為了提升PSM 的可靠度，其結果應滿足研究對象在實驗組和對照組的匹配變量不存在顯著差別。判斷PSM 有效性的一般做法是檢查匹配變量的標準偏差絕對值是否低于20（Rosenbaum 和Rubin ，1985），絕對值越小，匹配結果越好。檢驗結果顯示匹配變量在PSM 之后的標準偏差絕對值均小于14%。另外，查看T 檢驗后發(fā)現(xiàn)T 值不具有顯著性，說明接受了原假設，即匹配后變量均值相等，PSM 有效。①

3.描述性統(tǒng)計

如表 2 所示，實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的最大值為3.401，最小值為0，這表明樣本實體企業(yè)之間綠色創(chuàng)新能力參差不齊，整體綠色創(chuàng)新水平有待提高。融資約束的最大值為-15.613，最小值為-57.110，說明我國上市公司普遍存在融資困境。

（二）基準回歸分析

本文運用Stata 17.0 軟件進行面板數(shù)據(jù)模型回歸，回歸結果列示于表 3 的列（1）和列（2），其中列（2）在列（1）的基礎上加入了控制變量，控制了個體、行業(yè)、時間固定效應。從回歸結果可以看出，在不加入控制變量的情況下，Treat×Post的系數(shù)在1%的水平下顯著為正；在加入控制變量的情況下，Treat×Post的系數(shù)為0.515 5，依舊在1%的水平下顯著，表明發(fā)行綠色債券能推動實體企業(yè)綠色發(fā)明專利申請增加51.55%，即實體企業(yè)發(fā)行綠色債券能夠促進綠色創(chuàng)新活動。假設H1 得到驗證。

（三）融資約束的調節(jié)效應檢驗

為檢驗融資約束對綠色債券與實體企業(yè)綠色創(chuàng)新之間關系的調節(jié)作用，本文引入企業(yè)的融資約束變量SA，同時引入Treat×Post與融資約束SA的交乘項Treat×Post×SA，構建如下模型：

回歸結果如表 3 列（3）所示。Treat×Post的系數(shù)為1.783 1，在5%的水平下顯著，表明發(fā)行綠色債券依然對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新產生促進作用。同時Treat×Post×SA的系數(shù)為0.028 3，在10%的水平下顯著，說明融資約束能夠對綠色債券與實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的正向影響產生正向的調節(jié)作用，驗證了假設H2。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

綠色發(fā)明專利僅體現(xiàn)創(chuàng)新質量，為了同時體現(xiàn)實體企業(yè)的創(chuàng)新質量和數(shù)量，本文使用Int=ln（綠色發(fā)明專利申請數(shù)量+綠色實用新型專利申請數(shù)量+1）替換被解釋變量來進行穩(wěn)健性檢驗（王營和馮佳浩，2022）?；貧w結果如表 4 列（1）所示，Treat×Post的系數(shù)為0.606 3，通過了1%的顯著性檢驗，說明假設H1 穩(wěn)健。

表 4 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

2.增加控制變量

根據(jù)社會交換理論，企業(yè)主動承擔社會責任將有助于其獲取資金等資源，進而對其綠色創(chuàng)新產生影響。地區(qū)環(huán)境治理屬于地區(qū)層面的因素，地方政府會對發(fā)行綠色債券的實體企業(yè)予以補貼或稅收優(yōu)惠，這也能夠提升實體企業(yè)進行綠色創(chuàng)新的動力（徐煒和蔣露露，2023）。因此，本文新增企業(yè)社會責任評分（CSR）和地區(qū)環(huán)境治理（REG）作為控制變量，其中企業(yè)社會責任評分（CSR）選取和訊網上市公司社會責任報告總得分來衡量（顧雷雷等，2020）；地區(qū)環(huán)境治理（REG）=企業(yè)所處省份的年度環(huán)保投入/GDP?；貧w結果如表 4 列（2）所示，Treat×Post的系數(shù)依舊在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，進一步驗證了假設H1 的穩(wěn)健。

3.平行趨勢檢驗

圖2 平行趨勢檢驗圖

設pre_n、current、las_n分別為發(fā)行綠色債券前n年的虛擬變量、發(fā)行當年的虛擬變量、發(fā)行后n年的虛擬變量，并選擇pre_1 基期進行回歸，通過估計出的回歸系數(shù)來檢驗平行趨勢。結果如圖 2 所示，綠色債券發(fā)行前系數(shù)在5%的置信水平下均不顯著，符合平行趨勢檢驗，表明處理組實體企業(yè)和對照組實體企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平具有相同的趨勢，研究樣本通過平行趨勢檢驗。此外，綠色債券發(fā)行當年和之后兩年的系數(shù)均在5%的水平下顯著異于0，表明綠色債券對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用是持久的。

4.安慰劑檢驗

為了排除樣本期間可能存在其他不可觀測的隨機因素導致模型估計誤差，本文通過對Treat×Post隨機抽樣，進行1 000 次回歸作為安慰劑檢驗。結果如圖 3 所示，散點的分布主要圍繞在0 附近，并且明顯遠離水平線和垂直虛線相交處的實際數(shù)值，多數(shù)散點位于水平線之上，表明在10%的水平下不顯著，這意味著沒有觀察到的隨機變量對于多期DID 估計結果沒有影響，上述實證結果較為穩(wěn)健。

圖3 安慰劑檢驗結果

5.改變樣本匹配方法

為了提高估計的可靠性，本文轉換新的匹配方式，即采用核匹配的方法對樣本進行匹配，再進行DID 估計?；貧w結果如表 4 列（3）所示，Treat×Post的系數(shù)為0.531 5，在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，估計結果與基準回歸結果近似，這表示本文結論穩(wěn)健。

（五）異質性分析

1.按實體企業(yè)產權性質分組

國有企業(yè)作為社會綠色低碳轉型的引領者和示范者，其通過綠色債券進行融資的動機可能更為強烈。為探討產權性質的異質性影響，本文將樣本分為國有和非國有企業(yè)?；貧w結果如表 5 列（1）、（2）所示，國有企業(yè)組中Treat×Post的系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，而非國有企業(yè)組沒有通過顯著性檢驗，這意味著在國有企業(yè)中，發(fā)行綠色債券能夠有效推動綠色創(chuàng)新活動的開展，但在非國有企業(yè)中則無法產生明顯的影響。這可能是因為綠色創(chuàng)新活動耗費時間長、不確定性高等問題導致其所需資金量巨大，而國有企業(yè)的優(yōu)勢能夠較好地解決這些問題。一方面，國有企業(yè)具有較強的資源優(yōu)勢和穩(wěn)定的盈利能力，在實現(xiàn)自身經營發(fā)展的同時通常會考慮到社會效益和公眾利益，因此更有意愿開展綠色創(chuàng)新活動。另一方面，政府補貼、稅收優(yōu)惠等形式的政府幫助也為國有企業(yè)提供了開展綠色創(chuàng)新的資源，降低了綠色創(chuàng)新活動可能帶來的風險。因此，在國有企業(yè)中綠色債券推動綠色創(chuàng)新的效果要更明顯。

2.按內部管理層代理成本分組

作為實體企業(yè)戰(zhàn)略的制定者和發(fā)起者，管理者負責設計并啟動綠色創(chuàng)新策略，綠色創(chuàng)新項目的順利實施離不開管理者的積極推動（李青原和肖澤華，2020）。然而，綠色創(chuàng)新活動通常伴隨著較高的風險，并且管理層可能會表現(xiàn)出短視的行為傾向，具體表現(xiàn)為管理層缺乏創(chuàng)新動機，反而更加關注如何規(guī)避風險，尤其是在存在著較為嚴重的委托代理問題的實體企業(yè)中，管理層風險規(guī)避動機可能會更強，從而不愿意開展綠色創(chuàng)新活動。但是，考慮到發(fā)行綠色債券將為實體企業(yè)綠色創(chuàng)新項目籌集大量資金，從而減少綠色創(chuàng)新的不確定性，同時，綠色債券的發(fā)行體現(xiàn)了企業(yè)對社會環(huán)境、公司治理等方面的綜合考慮，能夠向外界傳遞積極的信息，樹立良好的企業(yè)形象，在委托代理成本低的企業(yè)中更能激勵管理層開展綠色創(chuàng)新活動。因此本文認為股東與管理層之間的委托代理問題很可能影響到實體企業(yè)發(fā)行綠色債券、進行綠色創(chuàng)新的意愿。

本文參考戴亦一等（2016）的研究，選用經營費用率衡量代理成本，經營費用率=（管理費用+銷售費用）/營業(yè)收入。該指標越大，代表實體企業(yè)管理層產生的代理成本越高。本文根據(jù)經營費用率的中位數(shù)劃分樣本進行分組回歸，結果見表 5 列（3）、（4）。在較高代理成本的實體企業(yè)和較低代理成本的實體企業(yè)樣本中，Treat×Post的回歸系數(shù)均為正，分別在5%和1%的水平下顯著，且Chow 檢驗的系數(shù)差異P值顯示二者不存在顯著差異。這說明綠色債券發(fā)行對于管理層代理成本較高和管理層代理成本較低的實體企業(yè)而言，都能夠顯著提升綠色創(chuàng)新能力。

五、結論

本文選取2012—2019 年我國A 股非金融企業(yè)為樣本，以實體企業(yè)綠色創(chuàng)新為研究視角，對綠色債券的作用效果進行微觀層面的系統(tǒng)研究。研究發(fā)現(xiàn)，綠色債券對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新具有正向促進作用。在具體的作用機制上，融資約束對二者之間的關系起到了調節(jié)作用，進一步強化了綠色債券對實體企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極影響。異質性分析表明，綠色債券對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用更大，較高管理層代理成本和較低管理層代理成本并不會對綠色債券的作用產生異質性影響。針對上述結論，得到如下研究啟示：

第一，加快建設和完善綠色債券市場。當前債券發(fā)行的審批流程較為煩瑣，監(jiān)管部門應適當簡化綠色債券的發(fā)行手續(xù)，進一步引導和激勵實體企業(yè)發(fā)行綠色債券，并規(guī)范和監(jiān)督其募集資金的投向和使用。同時，鼓勵市場主體加強綠色債券產品創(chuàng)新，豐富現(xiàn)有的綠色債券產品體系，建立健全相應的風險補償機制，并優(yōu)化投資者結構，比如選擇一些符合標準的綠色債券品種作為央行公開市場操作的金融工具，從而吸引投資者關注綠色債券市場。此外，為了保障綠色債券市場的健康發(fā)展，要構建完整、透明的綠色債券信息披露體系，推進綠色債券的信息公開規(guī)范化、數(shù)字化，緩解信息不對稱問題。

第二，拓寬實體企業(yè)融資渠道，鼓勵中小企業(yè)積極參與綠色債券市場。綠色創(chuàng)新所需資金量大、研發(fā)時間長，融資約束成為實體企業(yè)進行綠色創(chuàng)新的一道門檻，因此實體企業(yè)應充分利用綠色金融政策，通過發(fā)行綠色債券來增加綠色融資的比重，拓寬融資渠道和獲得低成本融資，實現(xiàn)自身綠色轉型和可持續(xù)發(fā)展。特別是對于中小企業(yè)而言，這類企業(yè)在資金方面先天不足，在綠色創(chuàng)新活動上處于劣勢地位，因此更應當積極投身于綠色債券市場，爭取低成本的融資以及財政補貼和稅收優(yōu)惠等福利，同時樹立環(huán)境保護的良好形象，提高企業(yè)聲譽，通過綠色轉型升級實現(xiàn)特色發(fā)展。

第三，健全配套政策激勵機制。在財政貼息和擔保等方面，應加大對綠色項目的扶持力度，降低實體企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動的成本。此外，國家可以設立專項綠色發(fā)展資金，在保證資本市場穩(wěn)定的前提下，適當降低實體企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的融資門檻，推動實體企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。

第四，優(yōu)化企業(yè)內部管理，將綠色創(chuàng)新理念嵌入企業(yè)管理流程。完善高管管理和激勵機制，對管理層推進綠色創(chuàng)新項目予以股權激勵，強化管理層改善實體企業(yè)長期績效的動機，以激發(fā)管理層的環(huán)境保護責任感，減少短期視角的行為傾向。同時，加大對綠色創(chuàng)新人才的選拔與培養(yǎng)力度，將綠色創(chuàng)新納入考評與獎懲機制，對研發(fā)出綠色創(chuàng)新工藝和專利的技術人才予以表彰和獎勵。

注釋：

① 篇幅有限，表略。