綠色債券發(fā)行對(duì)企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響研究

葛春瑞，韓 君

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，已躍升為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。但以往粗放式發(fā)展帶來(lái)的弊端逐漸凸顯，極端天氣、環(huán)境污染等問(wèn)題日益突出，嚴(yán)重制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)高質(zhì)量增長(zhǎng)。因而，如何處理好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)保護(hù)之間的關(guān)系是亟須破解的難題。綠色金融作為支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型的政策工具，兼具金融資源配置和環(huán)境規(guī)制特性，既是政府進(jìn)行環(huán)境治理時(shí)發(fā)揮金融調(diào)控市場(chǎng)的實(shí)踐手段，也是傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制手段的有益補(bǔ)充（陸菁等，2021）［1］。近年來(lái)，綠色債券作為綠色金融體系的重要組成部分，逐漸被企業(yè)接納。2016年，浙江嘉化能源化工股份有限公司作為第一家發(fā)行綠色債券的上市企業(yè)，債券募集資金8 億元，截至2021 年，境內(nèi)綠色債券發(fā)行量超過(guò)6 000億元，余額達(dá)到1.1萬(wàn)億元，成為全球最大的綠色債券市場(chǎng)之一。綠色債券將募集的資金用于綠色低碳項(xiàng)目，減少污染排放，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型提供助力，給經(jīng)濟(jì)社會(huì)帶來(lái)正的外部效應(yīng)?；诖?，客觀評(píng)價(jià)綠色債券的治理效應(yīng)有助于深化綠色金融改革，并為有關(guān)政策修訂提供一定借鑒。

企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展不僅僅追求財(cái)務(wù)指標(biāo)的改善，而是將環(huán)境（Environment）、社會(huì)（Social）和治理（Governance）納入投資決策因素之中，通過(guò)踐行ESG 理念破解可持續(xù)發(fā)展難題。E 代表企業(yè)在環(huán)境保護(hù)方面履行的責(zé)任，包括減少污染、創(chuàng)新綠色產(chǎn)品等；S 代表企業(yè)積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，與利益相關(guān)者保持良好的關(guān)系，包括勞動(dòng)規(guī)范、產(chǎn)品責(zé)任等；G 代表企業(yè)治理，包括治理機(jī)制、治理行為等（Michaud and Magaram，2006）［2］。已有關(guān)于企業(yè)ESG水平的研究，大多集中在ESG 帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果，比如，企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠通過(guò)降低代理成本和緩解融資約束渠道改善企業(yè)投資效率（高杰英等，2021）［3］，通過(guò)降低信息不對(duì)稱程度緩解股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)（席龍勝、王巖，2022）［4］，提升企業(yè)績(jī)效（李井林等，2021）［5］，提升上市企業(yè)對(duì)外投資的可能性和規(guī)模（謝紅軍、呂雪，2022）［6］，提高企業(yè)價(jià)值（王琳璘等，2022）［7］。部分學(xué)者從黨組織治理（柳學(xué)信等，2022）［8］、低碳城市試點(diǎn)（王貞潔、王惠，2022）［9］、稅制綠色化（王禹等，2022）［10］、環(huán)境保護(hù)稅（王珮等，2021）［11］及強(qiáng)制性同形制度壓力（張慧、黃群慧，2022）［12］視角探究了對(duì)ESG水平的影響。而在金融抑制背景下，綠色債券作為緩解企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型融資困境的重要手段，能否助力企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型？

以往關(guān)于綠色債券的研究主要集中在發(fā)行價(jià)格和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)方面。在發(fā)行價(jià)格方面，Baker 等（2018）［13］研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)貼綠色標(biāo)簽的綠色債券的發(fā)行價(jià)格高于普通債券，收益率略低于普通債券（Zerbib，2019）［14］。綠色債券的發(fā)行方式、政策支持力度、第三方綠色認(rèn)證及發(fā)行主體的財(cái)務(wù)狀況對(duì)綠色債券發(fā)行定價(jià)產(chǎn)生一定影響（楊希雅、石寶峰，2020）［15］。在經(jīng)濟(jì)后果方面，Roslen 等（2017）［16］選用6 個(gè)國(guó)家債券樣本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)綠色債券發(fā)行后第一天對(duì)公司股價(jià)產(chǎn)生積極影響。綠色債券發(fā)行能夠引發(fā)投資者對(duì)公司的關(guān)注，從而提升公司股價(jià)（陳奉功、張誼浩，2022）［17］。綠色債券發(fā)行具有溢出效應(yīng)，會(huì)顯著降低同行業(yè)其他企業(yè)的債券融資成本（吳育輝等，2022）［18］。此外，綠色債券會(huì)抑制企業(yè)“短貸長(zhǎng)投”行為（寧金輝、王敏，2021）［19］，提高發(fā)行主體綠色創(chuàng)新水平（王營(yíng)、馮佳浩，2022；張雪瑩等，2022）［20-21］，提升企業(yè)價(jià)值（馬亞明等，2020；王倩、李昕達(dá)，2021）［22-23］?？梢钥闯?，鮮有學(xué)者探究綠色債券對(duì)發(fā)行主體ESG水平的影響［24］。為此，本文主要回答以下三個(gè)問(wèn)題：第一，綠色債券發(fā)行能否提升企業(yè)ESG 水平；第二，綠色債券發(fā)行影響企業(yè)ESG 水平的潛在機(jī)制；第三，綠色債券發(fā)行對(duì)企業(yè)ESG 水平的影響是否因內(nèi)外部環(huán)境不同而有差異。

二、制度背景與研究假設(shè)

（一）制度背景

隨著環(huán)境保護(hù)被納入我國(guó)基本國(guó)策以及可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的提出，促進(jìn)綠色發(fā)展已刻不容緩。作為綠色金融工具之一的綠色債券，在支持經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型方面發(fā)揮著重要作用。2015 年年末，國(guó)家發(fā)改委出臺(tái)了《綠色債券發(fā)行指引》，明確了綠色債券的適用范圍包括支持節(jié)能減排技術(shù)改造、綠色城鎮(zhèn)化、能源清潔高效利用等綠色循環(huán)低碳發(fā)展項(xiàng)目的企業(yè)債券。重點(diǎn)支持節(jié)能減排技術(shù)改造等12 大項(xiàng)目。明確要求綠色債券加快和簡(jiǎn)化審核程序，提高審核效率。并且鼓勵(lì)地方政府通過(guò)擔(dān)保補(bǔ)貼、投資補(bǔ)助、債券貼息、基金注資等多種方式，支持綠色債券發(fā)行和綠色項(xiàng)目實(shí)施。同年，上海證券交易所和深圳證券交易所相繼發(fā)布了《關(guān)于開(kāi)展綠色公司債券試點(diǎn)的通知》，明確規(guī)定了綠色產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目范圍及重點(diǎn)支持項(xiàng)目，鼓勵(lì)公司主動(dòng)發(fā)行綠色債券。2017年，證監(jiān)會(huì)實(shí)施《關(guān)于支持綠色債券發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)》，對(duì)綠色公司債的發(fā)行、資金使用及信息披露做了細(xì)化規(guī)定，有助于積極引導(dǎo)證券交易所債券市場(chǎng)進(jìn)一步服務(wù)綠色產(chǎn)業(yè)健康有序發(fā)展。2021年，中國(guó)人民銀行、國(guó)家發(fā)改委和證監(jiān)會(huì)發(fā)布了《綠色債券支持項(xiàng)目目錄》，統(tǒng)一綠色債券支持項(xiàng)目的范圍，實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外綠色債券規(guī)范相統(tǒng)一。我國(guó)綠色債券發(fā)展起步較晚，但發(fā)展速度較快，2016—2020 年每年綠色債券發(fā)行規(guī)模在2 000 億元至3 000 億元之間。在“碳達(dá)峰、碳中和”目標(biāo)的指引下，我國(guó)債券市場(chǎng)快速發(fā)展，2021 年貼標(biāo)綠色債券發(fā)行量6 463.5 億元，同比增長(zhǎng)123%（張文、陳志峰，2022）［25］。大力發(fā)展綠色債券符合“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享”的新發(fā)展理念，對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型、實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)、提高可持續(xù)發(fā)展水平有著重要現(xiàn)實(shí)意義。

（二）研究假設(shè)

企業(yè)能否實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，不僅取決于自身經(jīng)營(yíng)的成本效益，還取決于企業(yè)經(jīng)營(yíng)對(duì)社會(huì)和環(huán)境的影響（王禹等，2022）［10］。生態(tài)環(huán)境治理是一種具有較強(qiáng)外部性的活動(dòng)，需要企業(yè)大量資金投入（Porter and Van der Linde，1995）［26］，且短期內(nèi)很難帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益，在融資約束較大的情況下，企業(yè)主動(dòng)參與綠色治理的意愿較弱。綠色債券作為綠色金融的重要組成部分，是依托市場(chǎng)機(jī)制解決環(huán)境問(wèn)題的重要手段，綠色債券可以為具有可持續(xù)環(huán)境效益的綠色轉(zhuǎn)型項(xiàng)目提供中長(zhǎng)期資金，保障環(huán)境友好型項(xiàng)目順利進(jìn)行，產(chǎn)生正的外部效應(yīng)，從而改善環(huán)境績(jī)效（詹小穎，2016）［27］。本文認(rèn)為，企業(yè)發(fā)行綠色債券主要通過(guò)“激勵(lì)效應(yīng)”和“監(jiān)督效應(yīng)”兩條渠道促進(jìn)企業(yè)ESG水平提升。

首先，發(fā)行綠色債券可以發(fā)揮“激勵(lì)效應(yīng)”，通過(guò)緩解企業(yè)融資約束、激勵(lì)企業(yè)綠色創(chuàng)新，從而提升企業(yè)ESG水平。一方面，綠色債券發(fā)行有助于促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。創(chuàng)新活動(dòng)具有資金需求大、投資周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高等特點(diǎn)，并且由于信息不對(duì)稱和缺乏抵押品，融資約束一直是制約企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，較高的融資成本會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新積極性。企業(yè)發(fā)行綠色債券能夠向社會(huì)釋放綠色環(huán)?！靶盘?hào)”，有助于緩解資金需求者與提供者之間的信息不對(duì)稱，產(chǎn)生銀行貸款的外溢效應(yīng)（江軒宇等，2021）［28］。市場(chǎng)投資者也更加注重企業(yè)綠色投資及環(huán)境信息披露（祁懷錦、劉斯琴，2021）［29］，將企業(yè)發(fā)行綠色債券視為積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的表現(xiàn)，有助于企業(yè)樹(shù)立節(jié)能減排的綠色形象，獲得投資者的青睞（Flammer，2021）［30］，從而為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供多渠道的融資支持。有研究表明，綠色債券為政府重點(diǎn)鼓勵(lì)的綠色融資政策，有助于緩解企業(yè)的融資約束問(wèn)題，補(bǔ)償企業(yè)在環(huán)保上的資源，有利于激勵(lì)企業(yè)綠色創(chuàng)新（王營(yíng)、馮佳浩，2022）［20］。另一方面，綠色創(chuàng)新有助于推動(dòng)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。綠色創(chuàng)新技術(shù)可以提升企業(yè)資源利用效率，減少企業(yè)能源消耗，降低能源成本（姜照華、馬嬌，2019）［31］。同時(shí)，綠色創(chuàng)新技術(shù)有助于提高企業(yè)綠色競(jìng)爭(zhēng)力，塑造履行社會(huì)責(zé)任的良好形象，有助于獲得公眾支持，從而提升企業(yè)價(jià)值（Chen 等，2006）［32］。有研究表明，企業(yè)綠色創(chuàng)新不僅可以提升企業(yè)的環(huán)境績(jī)效（Carmon 等，2010）［33］，也會(huì)提高企業(yè)生產(chǎn)效率，降低污染物排放，從而吸引大規(guī)模客戶，提高客戶和員工的滿意度，實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值躍升（Jaworski and Kohli，1993；Madsen and Rodgers，2005）［34-35］。因此，綠色債券的發(fā)行會(huì)緩解企業(yè)創(chuàng)新引發(fā)的融資約束問(wèn)題，提高自身創(chuàng)新能力，進(jìn)而提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平。

其次，發(fā)行綠色債券可以發(fā)揮“監(jiān)督效應(yīng)”，通過(guò)強(qiáng)化外部監(jiān)督、降低信息不對(duì)稱，從而提升企業(yè)ESG水平。一方面，綠色債券作為新型的環(huán)保金融工具，發(fā)行綠色債券的企業(yè)更容易受到資本市場(chǎng)投資者的監(jiān)督（Tang 等，2020）［36］，會(huì)吸引具有專業(yè)知識(shí)背景的分析師關(guān)注，外部分析師人數(shù)的增加可以提升企業(yè)信息的解讀能力和私有信息的挖掘能力（馬亞明等，2021）［37］，強(qiáng)化信息披露機(jī)制，從而改善信息環(huán)境，降低信息不對(duì)稱，對(duì)控股股東的行為產(chǎn)生一定監(jiān)督效果。另一方面，有效的外部監(jiān)督能夠抑制經(jīng)理人的機(jī)會(huì)主義行為，提升公司治理質(zhì)量。綠色債券對(duì)募集資金的使用和未來(lái)現(xiàn)金流的償還具有嚴(yán)格的要求，為了防止企業(yè)的“漂綠”等與投資人利益相悖的行為，外部分析師和媒體的關(guān)注會(huì)抑制經(jīng)理人濫用職權(quán)行為。同時(shí)也會(huì)緩解投資者與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱（Zhang等，2021）［38］。此外，基于信號(hào)傳遞視角，企業(yè)發(fā)行綠色債券會(huì)向市場(chǎng)傳遞綠色轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展的信號(hào)，投資者關(guān)注到此信號(hào)后，會(huì)改變對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的預(yù)期，更加看好企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展?jié)摿Γ惙罟?、張誼浩，2022）［17］，不會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)短期經(jīng)營(yíng)不佳而立刻拋售股票，給經(jīng)理人更多的激勵(lì)，減少經(jīng)理人的短視行為，從而有助于企業(yè)加快綠色轉(zhuǎn)型進(jìn)程，提升企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的正面形象，實(shí)現(xiàn)企業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。綜上，綠色債券能夠吸引更多的專業(yè)分析師跟蹤，強(qiáng)化外部監(jiān)督機(jī)制，進(jìn)而促使企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：企業(yè)發(fā)行綠色債券能夠促進(jìn)其ESG水平提升。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2010 年第一季度至2021 年第四季度中國(guó)滬深A(yù) 股上市企業(yè)為研究樣本，借鑒已有學(xué)者的做法，剔除金融、證券及保險(xiǎn)類企業(yè)；剔除ST、PT 企業(yè)；剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的企業(yè)；剔除經(jīng)營(yíng)期不滿三年的企業(yè)；剔除2021 年第四季度首次發(fā)行綠色債券的企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。按照2012 年證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)行綠色債券的企業(yè)主要集中在制造業(yè)、采礦業(yè)、電力行業(yè)、水利行業(yè)、燃?xì)庑袠I(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零售業(yè)及公共設(shè)施管理業(yè)。為緩解樣本選擇的偏誤，從上述行業(yè)中選擇樣本期內(nèi)沒(méi)有發(fā)行過(guò)綠色債券的企業(yè)作為控制組，經(jīng)過(guò)篩選，最終獲得1 389 家上市企業(yè)，其中59家企業(yè)作為處理組。ESG評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，綠色債券數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)金融信息網(wǎng)及CNRDS 數(shù)據(jù)庫(kù)，其他區(qū)域數(shù)據(jù)和企業(yè)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。為了消除極端值引起的估計(jì)偏誤，本文對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%水平下進(jìn)行了縮尾處理。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為了檢驗(yàn)綠色債券對(duì)企業(yè)ESG水平的影響，本文構(gòu)建如下計(jì)量模型：

（1）模型（1）中，被解釋變量ESG表示企業(yè)i在t季度的ESG水平。借鑒謝紅軍和呂雪（2022）［6］、王琳璘等（2022）［7］的做法，選用華證ESG 綜合指標(biāo)，該指標(biāo)覆蓋上市企業(yè)較多且數(shù)據(jù)較為可靠，華證ESG 指標(biāo)體系包括環(huán)境、社會(huì)和公司治理三大支柱，包含26個(gè)關(guān)鍵指標(biāo)和130多個(gè)子指標(biāo)。將所有上市公司ESG 表現(xiàn)由高到低評(píng)為9 檔，依次是AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C。本文將C-AAA九檔評(píng)級(jí)分別賦值1～9，數(shù)值越大表示企業(yè)ESG評(píng)級(jí)越高。此外，本文還選取彭博ESG評(píng)分及3個(gè)子指標(biāo)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的替代變量。

（2）green為本文的核心解釋變量。樣本期內(nèi)發(fā)行過(guò)綠色債券的企業(yè)為處理組，其余為控制組。在時(shí)間上，企業(yè)發(fā)行綠色債券當(dāng)季度及以后季度為1，否則為0。δi為個(gè)體固定效應(yīng)；φt為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；本文關(guān)注的重點(diǎn)是β1，若該系數(shù)為正，則表明綠色債券對(duì)企業(yè)ESG具有正影響。

（3）control 為控制變量的集合。借鑒王禹等（2022）［10］學(xué)者的做法，本文選取如下控制變量：企業(yè)規(guī)模（size），用企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；資產(chǎn)負(fù)債率（lev），用期末總負(fù)債與期末總資產(chǎn)的比值表示；總資產(chǎn)收益率（roa），為凈利潤(rùn)與期末總資產(chǎn)的比值；自由現(xiàn)金流（cash），為經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額與總資產(chǎn)的比值；企業(yè)年齡（age），為截至報(bào)告期上市年齡；企業(yè)成長(zhǎng)性（growth），為營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率；兩職合一（dual），為董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理情況；獨(dú)立董事占比（indep），為獨(dú)立董事占董事人數(shù)的比例；會(huì)計(jì)師事務(wù)所（Big4），為是否四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所；地區(qū)人均GDP 增長(zhǎng)率（gdp_grow），為各省人均生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率。

各變量定義見(jiàn)表1所列。

表1 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

由表2各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，企業(yè)ESG水平的均值為6.579，標(biāo)準(zhǔn)差為1.137，說(shuō)明大部分企業(yè)的ESG水平等級(jí)良好，主要集中在BBB和A級(jí)，且各企業(yè)之間的ESG水平存在一定差異。綠色債券（green）的均值為0.011，標(biāo)準(zhǔn)差為0.106，意味著樣本期內(nèi)有1.1%的企業(yè)發(fā)行了綠色債券?？刂谱兞糠矫?，企業(yè)規(guī)模（size）的均值為22.566，資產(chǎn)負(fù)債率（lev）的均值為0.49，總資產(chǎn)收益率（roa）的均值為0.022，自由現(xiàn)金流（cash）的均值為0.014，企業(yè)年齡（age）的均值為2.335，企業(yè)成長(zhǎng)性（growth）的均值為0.183，兩職合一（dual）的均值為0.221，獨(dú)立董事占比（indep）的均值為0.391，四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所（Big4）的均值為0.076，地區(qū)人均GDP增長(zhǎng)率（gdp_grow）的均值為0.092?？梢?jiàn)，所有變量的分布均在合理范圍之內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3 列示了樣本期內(nèi)我國(guó)債券市場(chǎng)中未發(fā)行綠色債券和發(fā)行綠色債券的雙樣本T檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)行過(guò)綠色債券企業(yè)的ESG水平顯著高于未發(fā)行過(guò)綠色債券企業(yè)的ESG 水平。具體表現(xiàn)為：未發(fā)行過(guò)綠色債券企業(yè)和發(fā)行過(guò)綠色債券企業(yè)的ESG 水平均值分別為6.57 和7.3，且兩組的均值差異在1%水平下顯著。

表3 單變量檢驗(yàn)

（二）相關(guān)性分析

表4 報(bào)告了主要變量的Pearson 相關(guān)系數(shù)，綠色債券（green）與企業(yè)ESG 表現(xiàn)在1%水平下顯著正相關(guān)，初步支持了本文研究假設(shè)；其余大多變量與企業(yè)ESG 表現(xiàn)存在一定的相關(guān)關(guān)系。變量間的相關(guān)系數(shù)最大值為0.52，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性。同時(shí)檢驗(yàn)各變量之間的方差膨脹因子（VIF），結(jié)果顯示，VIF 的均值為1.25，最大值為1.79，表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，變量設(shè)置較為合理。

表4 相關(guān)性分析

（三）基準(zhǔn)回歸

表5 報(bào)告了綠色債券影響企業(yè)ESG 水平的回歸結(jié)果。第（1）列的結(jié)果顯示，在不加控制變量的情況下，綠色債券（green）的系數(shù)為0.242，且在1%水平下顯著為正；第（2）列控制了企業(yè)層面控制變量，綠色債券（green）的系數(shù)為0.213，仍在1%水平下顯著為正；第（3）列進(jìn)一步控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，綠色債券（green）的系數(shù)為0.213，且在1%水平下顯著為正。這意味著企業(yè)發(fā)行綠色債券后，企業(yè)ESG水平顯著上升。從經(jīng)濟(jì)意義上講，企業(yè)發(fā)行綠色債券的概率每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)的ESG水平提高1.986%。從控制變量方面來(lái)看，企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、獨(dú)立董事占比及地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平對(duì)企業(yè)ESG產(chǎn)生正影響；資產(chǎn)負(fù)債率、自由現(xiàn)金流、企業(yè)年齡、兩職合一及四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)企業(yè)ESG產(chǎn)生負(fù)影響。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分模型的重要前提是滿足共同趨勢(shì)，即要求處理組和控制組在政策實(shí)施前其結(jié)果變量的趨勢(shì)是一致的。為了檢驗(yàn)這一假設(shè)條件，本文借鑒陳勝藍(lán)和馬慧（2017）［39］等學(xué)者的做法，設(shè)置一系列虛擬變量：處理組公司發(fā)行綠色債券前第i季before（i）取值為1，否則為0；處理組公司發(fā)行綠色債券當(dāng)季current為1，其余為0；處理組發(fā)行綠色債券后第i季after（i）取值為1，否則為0；其中處理組公司發(fā)行綠色債券前第6季及以前before（≤-6）取值為1，否則為0，處理組公司發(fā)行綠色債券后第7 季及以后after（≥7）取值為1，否則為0，本文以before（-1）作為參照基準(zhǔn)。圖1為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖，其中折線表示各期估計(jì)系數(shù)的走勢(shì)，橫軸表示政策實(shí)施相對(duì)時(shí)間，縱軸表示估計(jì)值的大小。從圖1 可以看出，公司發(fā)行綠色債券前的各期，before 的回歸系數(shù)均不顯著，通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。after 的回歸系數(shù)在第四期后顯著為正，表明企業(yè)ESG 水平在發(fā)行綠色債券后得以提升，且綠色債券發(fā)行的政策效應(yīng)具有滯后性，但隨著時(shí)間的推移顯著下降。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)綠色債券對(duì)企業(yè)ESG 表現(xiàn)的影響是否是由其他隨機(jī)因素引起的，本文進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體而言，按照綠色債券發(fā)行情況，通過(guò)1 000 次隨機(jī)生成處理組，從而生成隨機(jī)抽樣估計(jì)結(jié)果，理論上隨機(jī)抽樣的估計(jì)系數(shù)均值接近于零。圖2 顯示，隨機(jī)抽樣的系數(shù)估計(jì)值分布在零附近，且服從正態(tài)分布。隨機(jī)抽樣的估計(jì)系數(shù)均小于本文的實(shí)際估計(jì)系數(shù)，符合安慰劑檢驗(yàn)的預(yù)期。這表明，并非不可測(cè)的其他隨機(jī)因素對(duì)企業(yè)ESG 表現(xiàn)產(chǎn)生促進(jìn)作用，前文的結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

3.替換被解釋變量

考慮企業(yè)ESG 水平衡量差異可能帶來(lái)的估計(jì)偏誤，本文采用彭博ESG評(píng)級(jí)及分項(xiàng)指數(shù)作為被解釋變量的替代變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)綠色債券對(duì)企業(yè)ESG 水平的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表6 所列。列（1）為以彭博ESG評(píng)級(jí)總指數(shù)為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果，綠色債券（green）的系數(shù)在1%水平下顯著為正。列（2）～（4）分別為以環(huán)境治理（environ）、社會(huì)責(zé)任（social）和公司治理（gov）為被解釋變量的回歸結(jié)果，綠色債券（green）的系數(shù)均顯著為正。由此，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 替換被解釋變量

4.PSM和EBM

發(fā)行綠色債券的企業(yè)可能不是隨機(jī)的，為了消除發(fā)行綠色債券公司可能存在的自選擇偏差，本文首先采用傾向得分匹配法（PSM）來(lái)構(gòu)建控制組樣本，選擇模型（1）中的控制變量作為協(xié)變量，通過(guò)Logit 模型計(jì)算企業(yè)發(fā)行綠色債券的概率，按照1∶4 近鄰核匹配有放回抽樣的方法進(jìn)行逐年匹配。經(jīng)過(guò)傾向得分匹配（PSM）后的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7 列（1）所示，回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正。此外，本文還選擇熵平衡匹配（EBM）修正樣本差異問(wèn)題，熵平衡匹配（EBM）后的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7列（2），回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，結(jié)論依然穩(wěn)健。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.Heckman兩階段分析法

采用Heckman 選擇模型（Heckman，1979）［40］檢驗(yàn)是否存在企業(yè)非隨機(jī)行為帶來(lái)的樣本選擇偏誤。借鑒寧金輝和王敏（2021）［19］的做法，考慮企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、盈利能力等因素可能對(duì)發(fā)行綠色債券產(chǎn)生影響。第一步使用probit 模型估計(jì)企業(yè)是否受到觀測(cè)的概率，并求出逆米爾斯比（IMR）；第二步將IMR 引入模型（1）進(jìn)行回歸，從而消除樣本選擇偏誤。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7 列（3），IMR 的系數(shù)顯著為負(fù)，核心解釋變量的系數(shù)在1%水平下顯著為正，意味著在考慮自選擇偏誤后，前文的結(jié)論仍穩(wěn)健。

6.考慮遺漏變量

綠色債券發(fā)行對(duì)企業(yè)ESG 水平的影響還可能存在遺漏變量的內(nèi)生性問(wèn)題，會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果帶來(lái)偏誤。針對(duì)以上問(wèn)題，借鑒已有學(xué)者的做法，本文進(jìn)一步控制其他可能對(duì)企業(yè)ESG 產(chǎn)生影響的因素。2016年出臺(tái)的《環(huán)境保護(hù)稅法》作為一項(xiàng)制度性法規(guī)，可能對(duì)企業(yè)綠色治理產(chǎn)生一定影響。本文參考王禹等（2022）［10］的做法，將重污染行業(yè)作為處理組，2017年為政策沖擊時(shí)間，構(gòu)造虛擬變量pollind×post，并納入模型（1）中進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7列（4），在考慮了《環(huán)境保護(hù)稅法》后，核心解釋變量綠色債券（green）的系數(shù)仍顯著為正。此外，本文進(jìn)一步控制了行業(yè)層面和企業(yè)層面的因素變量，即分別控制了高管平均年齡（m_age）、高管平均學(xué)歷（m_degree）、高管金融背景（finback）、高管海外背景（overback）、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度（hhi）及政府補(bǔ)助（sub），估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7 列（5），綠色債券（green）的系數(shù)仍顯著為正。進(jìn)一步地，地區(qū)制度性差異也可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)ESG 水平的變動(dòng)，因而，本文引進(jìn)省份與年份的交互項(xiàng)固定效應(yīng)控制所有隨時(shí)間變化的區(qū)域因素?；貧w結(jié)果見(jiàn)表7 列（6），與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，綠色債券（green）的系數(shù)顯著性未發(fā)生明顯變化。

7.更換樣本期

中國(guó)綠色債券發(fā)行元年為2016 年，本文借鑒吳育輝等（2022）［18］的做法，選取2016 年前后三年作為新的樣本區(qū)間?；貧w結(jié)果見(jiàn)表7 列（7），綠色債券（green）的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為正，表明前文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

（一）影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文已經(jīng)證明企業(yè)發(fā)行綠色債券有助于提升企業(yè)ESG水平，為推斷綠色債券影響企業(yè)ESG水平的傳導(dǎo)機(jī)制，本文借鑒溫忠麟等（2004）［41］提出的中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，具體構(gòu)建如下逐步回歸模型：

其中，θ1表示綠色債券對(duì)企業(yè)ESG表現(xiàn)的直接效應(yīng)。若α1、θ2均顯著，表明中介效應(yīng)存在，與此同時(shí)，若θ1顯著，則表明中介變量發(fā)揮部分中介作用，若θ1不顯著，則中介變量發(fā)揮強(qiáng)中介效應(yīng)；如果α1和θ2至少有一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，以判斷中介效應(yīng)是否存在。

首先，檢驗(yàn)綠色創(chuàng)新（green_inno）的中介效應(yīng)。本文選取企業(yè)綠色專利申請(qǐng)量作為中介變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表8 所列，列（1）中綠色債券（green）的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明企業(yè)發(fā)行綠色債券有助于企業(yè)綠色創(chuàng)新。列（2）中，綠色創(chuàng)新的系數(shù)為正且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明綠色創(chuàng)新有助于促進(jìn)企業(yè)ESG 水平提升；綠色債券（green）的系數(shù)顯著為正，表明綠色創(chuàng)新在綠色債券對(duì)企業(yè)ESG 的影響中起到了不完全中介作用。這意味著綠色創(chuàng)新在“綠色債券→綠色創(chuàng)新→ESG 表現(xiàn)”這一作用路徑中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

表8 影響機(jī)制檢驗(yàn)

其次，檢驗(yàn)外部監(jiān)督（attention）的中介效應(yīng)。本文選擇分析師跟蹤數(shù)的自然對(duì)數(shù)為代理變量，分析師關(guān)注度越高，說(shuō)明外界對(duì)企業(yè)的監(jiān)督作用越強(qiáng)。表8 所列結(jié)果顯示，列（3）中綠色債券（green）的系數(shù)為正，但不顯著。列（4）中，分析師關(guān)注（attention）的系數(shù)顯著為正，表明外部監(jiān)督有助于促進(jìn)企業(yè)ESG 水平提升；綠色債券（green）的系數(shù)顯著為正，但由于α1的系數(shù)不顯著，需要進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)。檢驗(yàn)顯示，Sobel 檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)量為1.839，高于5%顯著性水平的臨界值0.97，因此，分析師關(guān)注在綠色債券對(duì)企業(yè)ESG 的影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。這意味著分析師關(guān)注在“綠色債券→外部監(jiān)督→ESG 表現(xiàn)”這一作用路徑中發(fā)揮了中介效應(yīng)

（二）異質(zhì)性分析

1.市場(chǎng)化程度異質(zhì)性

良好的市場(chǎng)化環(huán)境是企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要推動(dòng)力。地區(qū)市場(chǎng)化水平越高，意味著政府行政干預(yù)越少（劉鳳委等，2016）［42］，法治化環(huán)境較好，市場(chǎng)要素能夠充分流動(dòng)，可以為綠色債券發(fā)行提供良好的外部市場(chǎng)環(huán)境，使綠色債券發(fā)揮更大的綠色治理效應(yīng)。因此，本文預(yù)期在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)綠色債券對(duì)企業(yè)ESG 水平的影響更大。為了檢驗(yàn)以上分析，選取王小魯?shù)龋?017）［43］對(duì)市場(chǎng)化程度的衡量辦法（1），按照年份中位數(shù)將樣本分為市場(chǎng)化程度較高組和市場(chǎng)化程度較低組，回歸結(jié)果見(jiàn)表9 所列。列（1）—（2）為按照市場(chǎng)化程度分組的結(jié)果，兩組中綠色債券（green）的回歸系數(shù)均顯著為正，相比而言市場(chǎng)化程度較高組的綠色債券（green）回歸系數(shù)的絕對(duì)值要大于市場(chǎng)化程度較低組（0.288＞0.139），表明綠色債券（green）對(duì)市場(chǎng)化程度較高地區(qū)企業(yè)ESG 水平的正向影響更大，即地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)綠色債券的企業(yè)綠色治理效應(yīng)產(chǎn)生了重要影響。

表9 異質(zhì)性檢驗(yàn)

2.行業(yè)屬性異質(zhì)性

重污染企業(yè)作為污染物排放的主要來(lái)源，是生態(tài)環(huán)境問(wèn)題的主要“肇事者”（王玉林、周亞虹，2022）［44］。綠色金融作為一種環(huán)境規(guī)制工具，會(huì)嚴(yán)格限制向重污染企業(yè)提供長(zhǎng)期信貸支持。因此，重污染行業(yè)企業(yè)普遍面臨著較為嚴(yán)重的外部融資約束（唐國(guó)平、趙佩琪，2021）［45］。相較于非重污染行業(yè)而言，重污染企業(yè)更加傾向于通過(guò)發(fā)行綠色債券的方式為自身傳統(tǒng)項(xiàng)目綠色改造和技術(shù)開(kāi)放籌集充足的資本要素（寧金輝、王敏，2021）［19］。本文預(yù)計(jì)綠色債券對(duì)重污染行業(yè)企業(yè)ESG水平影響更大。為檢驗(yàn)綠色債券對(duì)不同行業(yè)企業(yè)ESG水平的差異，本文按照行業(yè)屬性將樣本劃分為重污染行業(yè)和非重污染行業(yè)（2）,分組檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表9 列（3）—（4）?；貧w結(jié)果顯示：在重污染行業(yè)組別，綠色債券（green）的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正；而在非重污染行業(yè)組別，綠色債券（green）的回歸系數(shù)雖為正但并不顯著。這說(shuō)明與非重污染行業(yè)相比，綠色債券發(fā)行能夠?qū)χ匚廴拘袠I(yè)企業(yè)ESG 水平產(chǎn)生更大的正向影響，表明綠色債券發(fā)行能夠推進(jìn)重污染行業(yè)深化改革，實(shí)現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

3.管理層能力異質(zhì)性

企業(yè)治理是決定環(huán)境社會(huì)責(zé)任履行的重要因素，而企業(yè)高管的教育背景又決定了公司決策的社會(huì)績(jī)效意識(shí)（斯麗娟、曹昊煜，2022）［24］。一般而言，管理者教育背景在一定程度上能夠反映其管理能力，管理者的能力越強(qiáng)，愈加重視自身和企業(yè)的聲譽(yù)（吳育輝等，2017）［18］，其越具有更豐富的管理經(jīng)驗(yàn)和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶I(yè)判斷能力，越有可能傾向于承擔(dān)社會(huì)責(zé)任（Francis 等，2015）［47］，有利于促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。為了檢驗(yàn)以上分析，按照管理層高管是否具有博士學(xué)位將樣本分為博士學(xué)位組和無(wú)博士學(xué)位組，回歸結(jié)果見(jiàn)表9列（5）—（6）。兩組中綠色債券（green）的回歸系數(shù)均顯著為正，但在管理層有博士學(xué)位組中，綠色債券（green）回歸系數(shù)的絕對(duì)值大于管理層無(wú)博士學(xué)位組（0.268＞0.188），表明綠色債券（green）對(duì)管理層有博士學(xué)位企業(yè)ESG水平的正向影響更大。即管理層治理能力對(duì)綠色債券的企業(yè)綠色治理效應(yīng)具有重要影響，高學(xué)歷的管理者能夠更清晰準(zhǔn)確地判斷政策導(dǎo)向，及時(shí)動(dòng)態(tài)調(diào)整資源配置，在長(zhǎng)期戰(zhàn)略上建立競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

六、研究結(jié)論與啟示

綠色債券作為一種新型金融工具，可以為加快綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展方式提供中長(zhǎng)期資金支持，對(duì)實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰，碳中和”目標(biāo)具有重要意義。為此，本文深入探究綠色債券發(fā)行對(duì)企業(yè)ESG 水平的影響。主要結(jié)論如下：綠色債券發(fā)行能夠顯著促進(jìn)企業(yè)ESG 水平提升，且該結(jié)論經(jīng)過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、傾向得分匹配法、Heckman 法及考慮遺漏變量等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍顯著成立；這種促進(jìn)作用在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)、重污染行業(yè)及管理者能力較強(qiáng)企業(yè)中更大；機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，綠色債券通過(guò)激勵(lì)企業(yè)綠色創(chuàng)新與強(qiáng)化外部監(jiān)督提高企業(yè)ESG水平。

根據(jù)上述結(jié)論，本文提出如下針對(duì)性建議：第一，政府要鼓勵(lì)符合條件的企業(yè)發(fā)行綠色債券，不斷豐富綠色債券政策支持方式，簡(jiǎn)化綠色債券發(fā)行審批流程，加大對(duì)發(fā)行主體的財(cái)政支持力度。同時(shí)，企業(yè)要積極轉(zhuǎn)變發(fā)展思維和融資方式，在符合條件的前提下，不斷擴(kuò)大綠色債券融資比重，借助綠色金融體系實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。第二，政府要進(jìn)一步加大對(duì)綠色創(chuàng)新的支持力度，通過(guò)組合式財(cái)政政策激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新積極性，為企業(yè)綠色創(chuàng)新?tīng)I(yíng)造良好的外部環(huán)境。此外，建立完備的綠色債券信息披露框架，進(jìn)一步規(guī)范綠色債券發(fā)行和使用信息披露透明度，有效遏制債券發(fā)行主體的“漂綠”行為。第三，政府應(yīng)不斷優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，加強(qiáng)法治化環(huán)境建設(shè)，降低對(duì)非國(guó)有企業(yè)的信貸限制，為綠色債券支持企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型提供良好的外部環(huán)境。要鼓勵(lì)“兩高一?！毙袠I(yè)企業(yè)通過(guò)發(fā)行綠色債券形式向資本市場(chǎng)傳遞積極信號(hào)，實(shí)現(xiàn)資金融通。此外，企業(yè)要注重人才培養(yǎng)，引進(jìn)具有可持續(xù)發(fā)展觀和社會(huì)責(zé)任理念的高學(xué)歷背景人才，為實(shí)現(xiàn)企業(yè)動(dòng)力變革、效率變革和質(zhì)量變革提供人才保障。