冯郑艳 刘立军

一、引言

当前，由于温室气体的不断排放，全球平均气温持续升高，引发了全球性的气候变化，全球变暖已经成为全世界共同关注的问题，在这样生态环境巨变的背景下，绿色低碳的发展模式已经成为世界各国实现可持续发展的客观要求。我国也明确提出“碳达峰、碳中和”的目标，并把“绿水青山就是金山银山”作为重要理念，从源头上把握好经济发展和环境保护的关系，积极进行绿色转型实践。对于实体企业而言，绿色创新能加速企业绿色转型升级，改善生态环境，最终实现实体企业价值增长和环境保护的双重红利。但是绿色研发耗费时间长、不确定性高，绿色创新所需资金量巨大，因此实体企业开展绿色创新的重要前提是确保资金合理安排。绿色债券作为一种市场引导型金融工具，可以将社会资金引入绿色项目，对缓解实体企业融资难题具有重要意义。那么，绿色债券能否促进实体企业绿色创新？其作用机制是什么？对于这些问题的解答不仅有助于正确评价绿色债券发行效果，而且对完善绿色债券政策、促进实体企业绿色创新、推动我国经济高质量发展都具有十分重要的现实意义。

二、政策背景、文献综述与研究假设

（一）政策背景

2015 年，《中共中央 国务院关于加快推进生态文明建设的意见》和《生态文明体制改革总体方案》相继出台，这标志着我国正式开始探索发行绿色债券等绿色金融发展模式。同年12 月，中国人民银行发布《银行间债券市场发行绿色金融债券有关事宜的公告》等政策文件，赋予绿色债券合法地位，为我国绿色债券的发展提供了新的思路。

近年来，为了推动我国绿色债券发行标准与国际接轨，监管部门对有关制度进行了多次修订，对所支持的项目进行了细化，并扩大了支持领域，为我国绿色债券市场的健康发展起到了重要的保障作用。2022 年7 月，绿色债券标准委员会颁布了《中国绿色债券原则》，规定绿色债券的募集资金需100%用于符合规定条件的绿色产业、绿色经济活动等相关的绿色项目。为了帮助发行人更好地运用绿色债券融资来优化负债结构，放松了一些绿色债券品种募集资金的使用要求。长期而言，《中国绿色债券原则》作为中国绿色债券市场的自律规则，将促进我国绿色债券市场各类型绿色债券募集资金的比例趋于一致，有助于绿色债券市场的有效发展。

（二）文献综述

1.绿色创新

当前，国内外对绿色创新的研究主要集中在三个方面：一是环境规制。Xie 等（2017）研究发现，环境规制可以促进企业绿色创新生产率的提高；孙冰等（2022）通过对中国制造业企业的实证分析，发现环境规制对企业绿色技术和管理创新都有积极影响。有学者则认为环境规制对绿色创新具有“U”型的作用，即只有当环境规制达到某种程度时才会促进企业进行绿色创新（王杰和刘斌，2014）。二是企业的内在动因。研究结果表明，企业绿色创新会受到高管环保意识（曹洪军和陈泽文，2017）、高管激励（王旭和王非，2019）等因素的影响。三是利益相关者。马媛等（2016）研究发现，供应商和客户出于自身声誉的考量，将促使企业进行绿色创新。

2.绿色金融与绿色创新

一些研究已经证明了绿色金融可以推动企业绿色创新，部分学者从绿色信贷的视角来探讨建立绿色金融体系对企业绿色创新的影响。王凤荣和王康仕（2018）研究发现绿色金融政策可以通过多种金融手段，如绿色信贷，提高绿色金融资源的配置效率；王遥等（2019）的研究结果表明，绿色信贷等激励政策对绿色产值、绿色就业有明显的提升作用。绿色信贷侧重于通过央行、银保监等金融管理部门对银行信贷进行指导（王遥等，2019），其通过金融资源在不同行业的分配和约束来推动产业结构转型升级（Dong 等，2020；刘锡良和文书洋，2019），这在短期内对整个经济体系的绿色转型以及经济增长率的平稳过渡可能是不利的。然而，作为绿色金融的又一重要支柱，绿色债券区别于传统的绿色信贷融资方式，它充分发挥了市场这只“看不见的手”的激励作用，通过价格变化对企业、金融机构、投资者等市场主体的行为进行指导和调控，在市场层面充分发挥绿色金融政策的作用。因此，市场调节与政府调控可以形成良好的互补关系，从而进一步促进经济的绿色转型升级，实现高质量发展。

目前关于绿色债券的文献主要聚焦在三个方面：一是绿色债券的信用利差。研究发现绿色债券的信用利差会受到流动性风险（Febi 等，2018）、信用评级水平（郭树华等，2022）、发行主体类型（Zerbib，2019）、投资者偏好（周冬华和周花，2023）等因素的影响。二是市场联动和市场反应。邓晶等（2022）研究中国碳市场与绿色债券市场的关联性，发现在不同时间尺度上，中国碳市场均对绿色债券市场有所影响，从长期来看，这种影响呈“倒U”型关系；也有学者研究发现低碳产业股票市场与绿色债券市场之间的溢出效应随着贴标绿色债券问世后开始从无到有，而风险则从低碳产业股票市场向绿色债券市场传递（秦菽檬等，2019）。在市场对绿色债券的反应方面，有研究表明绿色债券的发行向市场发出了绿色投资机会的良好信号（Tang 和Zhang，2020），投资者对此，尤其是首次发行和第三方认证的绿色债券的反应往往是积极的（Flammer，2021）。三是绿色债券对企业价值的影响。有研究表明绿色债券的发行能够对企业经济效益（郑春丽和罗传建，2020）产生积极影响，并且会对企业价值（马亚明等，2020）产生持续动态的积极影响。

相比之下，有关绿色债券和绿色创新的理论研究较少。一些学者指出企业发行绿色债券能够推动其绿色创新（张雪莹等，2022；吴世农等，2022）。如果企业外部融资需求强烈，所在地区的环保管理措施严格，加之当地金融市场化程度较高（陈幸幸等，2022），发行绿色债券对于企业技术创新的正向影响更加明显。张庆君和康宁（2023）则以中国能源上市企业为研究对象，研究发现绿色债券显著促进能源行业上市企业绿色创新，尤其是对可再生能源类、非重污染类以及国有企业的促进效果更好，这对促进绿色债券市场与能源行业的可持续发展具有积极意义。

现有研究大多聚焦于绿色债券的信用利差、市场联动和反应以及企业价值，而对于绿色债券如何促进实体企业绿色创新却鲜有人问津。对比已有文献，本文的边际贡献体现在以下三个方面：一是以实体企业绿色创新为研究视角，对绿色债券影响效果进行微观层面的系统研究，拓宽了绿色债券的研究视角；二是引入融资约束，考察了融资约束在绿色债券与实体企业绿色创新之间的调节作用，为理解绿色债券影响实体企业绿色创新的作用机制提供了经验证据；三是探究不同实体企业性质和差异化内部代理成本是否会对实体企业绿色创新产生不同的影响。

（三）研究假设

1.绿色债券与绿色创新

绿色债券是国家重点支持的环保金融政策，不仅具备债券融资的功能，还兼具环境友好的特性。第一，发行绿色债券能够拓宽实体企业的外部融资渠道，并释放环保信号，减少信息不对称（Flammer，2021），缓解资金不足问题，帮助实体企业绿色创新筹集大量资金。第二，绿色债券是政府重点鼓励、扶持的绿色融资政策，因其环境友好属性能够获得政府补贴和其他优惠福利，这些都能够为企业创新活动提供资源，降低创新成本和风险（Stiglitz，2015；蒋伏心等，2013），从而增强企业开展绿色创新活动的动力。第三，实体企业通过发行绿色债券向投资者塑造良好的企业形象从而获得青睐，股票收益率得到提升，引导资源流入绿色创新能力更强的实体企业（Flammer，2021），提高实体企业资源利用效率，从而更好地激励实体企业自主开展绿色创新（张庆君和康宁，2023）。由此，本文提出假设H1。

H1：实体企业发行绿色债券能够有效地促进企业绿色创新。

2.融资约束的调节作用

作为推动实体企业绿色转型升级的重要驱动力，绿色创新涵盖了节能环保、环境友好、可再生技术的创新，有利于实体企业构建绿色高效的生产经营模式，符合我国当下可持续发展理念的要求。然而实体企业绿色创新活动投入资金大、投资周期长，因此常常面临较大的融资缺口。当实体企业面临较大的融资约束时，为保证其绿色创新活动正常进行，企业通过发行绿色债券进行外部筹资的动力就会更强，此时必将对绿色创新投资产生促进作用（郭丽婷，2018）。因此，融资约束的存在可能放大绿色债券对实体企业绿色创新的影响。因此，本文提出假设H2。

H2：绿色债券促进实体企业绿色创新的效果在融资约束越大时表现得越明显。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

由于我国绿色债券主要从2016 年开始发行，且2020 年经济受到新冠肺炎疫情影响，本文选取2016—2019 年中国A 股非金融企业发行的绿色债券作为研究对象。同时，为对比实体企业发行绿色债券前后以及发行过绿色债券与未发行绿色债券的实体企业在绿色创新上的不同，本文的研究样本选取2012—2019 年中国A 股非金融企业，并剔除在此时段内被ST、*ST 和已经退市或刚刚上市的企业，以及财务数据存在严重缺失的企业。之后，本文对样本进行如下处理：首先，通过CSMAR 和中国金融信息网的绿色债券数据库交叉对比，得到23 家发行过绿色债券的上市企业，将其作为实验组。其次，从实验组所分布的行业中选取样本期间内没有发行绿色债券的非金融企业，共计738 家企业，以此缓解样本选择偏误带来的内生性问题。最后，为缓解实体企业发行绿色债券带来的样本自选择问题，本文将选取的控制变量作为特征变量进行倾向得分匹配（PSM），从样本期间内未发行绿色债券的738 家企业中进行1:1匹配样本得到184 个对照组，最终获得368 个有效观测值。其中，绿色创新数据通过在国家知识产权局手工收集信息并在此基础上借助WIPO 的国际专利分类绿色清单匹配获得，绿色债券数据来自国泰安数据库和中国金融信息网，企业社会责任评分来自和讯网，财务数据来自国泰安数据库。为避免极端值影响，本文对所有连续变量进行1%水平的缩尾处理。

（二）变量定义

实体企业绿色创新为被解释变量，使用绿色发明专利申请数量作为评价实体企业绿色创新能力的指标（王营和冯佳浩，2022）。

实体企业是否发行绿色债券为解释变量。若实体企业i在t年公开发行绿色债券，则在t年及t年之后该变量取值为1，否则取值为0。

融资约束为调节变量。考虑到KZ 指数和WW指数可能存在的内生性问题，本文选取SA 指数衡量实体企业融资约束程度。借鉴Kaplan 和Zingals（1997）的研究构造SA 指数，SA 绝对值越大，表明实体企业受到的融资约束程度越高，公式如下：

其中，Size为实体企业规模的自然对数，Age为实体企业的年龄。

关于控制变量的选取，本文参考已有研究选取实体企业规模、实体企业成熟度、资产负债率、现金比率、营业收入增长率、资产回报率、营业现金流、财务费用率、固定资产比率、董事会规模、独立董事比例、第一大股东持股比例作为控制变量（陈幸幸等，2022；王营和冯佳浩，2022；盛巧燕和张三峰，2023）。

各变量的说明详见表 1。

表 1 变量定义

（三）模型设定

本文旨在探索实体企业发行绿色债券是否对其绿色创新产生了有效的推动作用。由于不同实体企业发行绿色债券的时间不同，本文采用多期DID 模型来处理发行绿色债券这一动态事件，构建模型如下：

其中，i为企业，t为年份；Patent为实体企业绿色创新；Treat×Post是实体企业是否发行绿色债券；Control为控制变量；α0为常数项；α1,αi为变量的回归系数，i=2,…,13；μi、γi、λi分别表示个体、时间、行业固定效应；εi,t为随机扰动项。

四、实证结果分析

（一）倾向得分匹配结果和描述性统计

1.倾向得分匹配核密度函数图

倾向得分匹配的质量可以利用核密度函数图来检验。如图 1 所示，在PSM 前，实验组和对照组之间存在明显的偏度、峰态，而在PSM 后，实验组和对照组之间的核密度分布几乎完全重合，显示出了良好的匹配效果。

图1 核密度函数图

2.倾向得分匹配平衡性检验

为了提升PSM 的可靠度，其结果应满足研究对象在实验组和对照组的匹配变量不存在显著差别。判断PSM 有效性的一般做法是检查匹配变量的标准偏差绝对值是否低于20（Rosenbaum 和Rubin ，1985），绝对值越小，匹配结果越好。检验结果显示匹配变量在PSM 之后的标准偏差绝对值均小于14%。另外，查看T 检验后发现T 值不具有显著性，说明接受了原假设，即匹配后变量均值相等，PSM 有效。①

3.描述性统计

如表 2 所示，实体企业绿色创新的最大值为3.401，最小值为0，这表明样本实体企业之间绿色创新能力参差不齐，整体绿色创新水平有待提高。融资约束的最大值为-15.613，最小值为-57.110，说明我国上市公司普遍存在融资困境。

（二）基准回归分析

本文运用Stata 17.0 软件进行面板数据模型回归，回归结果列示于表 3 的列（1）和列（2），其中列（2）在列（1）的基础上加入了控制变量，控制了个体、行业、时间固定效应。从回归结果可以看出，在不加入控制变量的情况下，Treat×Post的系数在1%的水平下显著为正；在加入控制变量的情况下，Treat×Post的系数为0.515 5，依旧在1%的水平下显著，表明发行绿色债券能推动实体企业绿色发明专利申请增加51.55%，即实体企业发行绿色债券能够促进绿色创新活动。假设H1 得到验证。

（三）融资约束的调节效应检验

为检验融资约束对绿色债券与实体企业绿色创新之间关系的调节作用，本文引入企业的融资约束变量SA，同时引入Treat×Post与融资约束SA的交乘项Treat×Post×SA，构建如下模型：

回归结果如表 3 列（3）所示。Treat×Post的系数为1.783 1，在5%的水平下显著，表明发行绿色债券依然对实体企业绿色创新产生促进作用。同时Treat×Post×SA的系数为0.028 3，在10%的水平下显著，说明融资约束能够对绿色债券与实体企业绿色创新的正向影响产生正向的调节作用，验证了假设H2。

（四）稳健性检验

1.替换被解释变量

绿色发明专利仅体现创新质量，为了同时体现实体企业的创新质量和数量，本文使用Int=ln（绿色发明专利申请数量+绿色实用新型专利申请数量+1）替换被解释变量来进行稳健性检验（王营和冯佳浩，2022）。回归结果如表 4 列（1）所示，Treat×Post的系数为0.606 3，通过了1%的显著性检验，说明假设H1 稳健。

表 4 稳健性检验回归结果

2.增加控制变量

根据社会交换理论，企业主动承担社会责任将有助于其获取资金等资源，进而对其绿色创新产生影响。地区环境治理属于地区层面的因素，地方政府会对发行绿色债券的实体企业予以补贴或税收优惠，这也能够提升实体企业进行绿色创新的动力（徐炜和蒋露露，2023）。因此，本文新增企业社会责任评分（CSR）和地区环境治理（REG）作为控制变量，其中企业社会责任评分（CSR）选取和讯网上市公司社会责任报告总得分来衡量（顾雷雷等，2020）；地区环境治理（REG）=企业所处省份的年度环保投入/GDP。回归结果如表 4 列（2）所示，Treat×Post的系数依旧在1%的统计水平下显著为正，进一步验证了假设H1 的稳健。

3.平行趋势检验

图2 平行趋势检验图

设pre_n、current、las_n分别为发行绿色债券前n年的虚拟变量、发行当年的虚拟变量、发行后n年的虚拟变量，并选择pre_1 基期进行回归，通过估计出的回归系数来检验平行趋势。结果如图 2 所示，绿色债券发行前系数在5%的置信水平下均不显著，符合平行趋势检验，表明处理组实体企业和对照组实体企业的绿色创新水平具有相同的趋势，研究样本通过平行趋势检验。此外，绿色债券发行当年和之后两年的系数均在5%的水平下显著异于0，表明绿色债券对实体企业绿色创新的促进作用是持久的。

4.安慰剂检验

为了排除样本期间可能存在其他不可观测的随机因素导致模型估计误差，本文通过对Treat×Post随机抽样，进行1 000 次回归作为安慰剂检验。结果如图 3 所示，散点的分布主要围绕在0 附近，并且明显远离水平线和垂直虚线相交处的实际数值，多数散点位于水平线之上，表明在10%的水平下不显著，这意味着没有观察到的随机变量对于多期DID 估计结果没有影响，上述实证结果较为稳健。

图3 安慰剂检验结果

5.改变样本匹配方法

为了提高估计的可靠性，本文转换新的匹配方式，即采用核匹配的方法对样本进行匹配，再进行DID 估计。回归结果如表 4 列（3）所示，Treat×Post的系数为0.531 5，在1%的统计水平下显著为正，估计结果与基准回归结果近似，这表示本文结论稳健。

（五）异质性分析

1.按实体企业产权性质分组

国有企业作为社会绿色低碳转型的引领者和示范者，其通过绿色债券进行融资的动机可能更为强烈。为探讨产权性质的异质性影响，本文将样本分为国有和非国有企业。回归结果如表 5 列（1）、（2）所示，国有企业组中Treat×Post的系数通过了1%的显著性检验，而非国有企业组没有通过显著性检验，这意味着在国有企业中，发行绿色债券能够有效推动绿色创新活动的开展，但在非国有企业中则无法产生明显的影响。这可能是因为绿色创新活动耗费时间长、不确定性高等问题导致其所需资金量巨大，而国有企业的优势能够较好地解决这些问题。一方面，国有企业具有较强的资源优势和稳定的盈利能力，在实现自身经营发展的同时通常会考虑到社会效益和公众利益，因此更有意愿开展绿色创新活动。另一方面，政府补贴、税收优惠等形式的政府帮助也为国有企业提供了开展绿色创新的资源，降低了绿色创新活动可能带来的风险。因此，在国有企业中绿色债券推动绿色创新的效果要更明显。

2.按内部管理层代理成本分组

作为实体企业战略的制定者和发起者，管理者负责设计并启动绿色创新策略，绿色创新项目的顺利实施离不开管理者的积极推动（李青原和肖泽华，2020）。然而，绿色创新活动通常伴随着较高的风险，并且管理层可能会表现出短视的行为倾向，具体表现为管理层缺乏创新动机，反而更加关注如何规避风险，尤其是在存在着较为严重的委托代理问题的实体企业中，管理层风险规避动机可能会更强，从而不愿意开展绿色创新活动。但是，考虑到发行绿色债券将为实体企业绿色创新项目筹集大量资金，从而减少绿色创新的不确定性，同时，绿色债券的发行体现了企业对社会环境、公司治理等方面的综合考虑，能够向外界传递积极的信息，树立良好的企业形象，在委托代理成本低的企业中更能激励管理层开展绿色创新活动。因此本文认为股东与管理层之间的委托代理问题很可能影响到实体企业发行绿色债券、进行绿色创新的意愿。

本文参考戴亦一等（2016）的研究，选用经营费用率衡量代理成本，经营费用率=（管理费用+销售费用）/营业收入。该指标越大，代表实体企业管理层产生的代理成本越高。本文根据经营费用率的中位数划分样本进行分组回归，结果见表 5 列（3）、（4）。在较高代理成本的实体企业和较低代理成本的实体企业样本中，Treat×Post的回归系数均为正，分别在5%和1%的水平下显著，且Chow 检验的系数差异P值显示二者不存在显著差异。这说明绿色债券发行对于管理层代理成本较高和管理层代理成本较低的实体企业而言，都能够显著提升绿色创新能力。

五、结论

本文选取2012—2019 年我国A 股非金融企业为样本，以实体企业绿色创新为研究视角，对绿色债券的作用效果进行微观层面的系统研究。研究发现，绿色债券对实体企业绿色创新具有正向促进作用。在具体的作用机制上，融资约束对二者之间的关系起到了调节作用，进一步强化了绿色债券对实体企业绿色创新的积极影响。异质性分析表明，绿色债券对国有企业绿色创新的促进作用更大，较高管理层代理成本和较低管理层代理成本并不会对绿色债券的作用产生异质性影响。针对上述结论，得到如下研究启示：

第一，加快建设和完善绿色债券市场。当前债券发行的审批流程较为烦琐，监管部门应适当简化绿色债券的发行手续，进一步引导和激励实体企业发行绿色债券，并规范和监督其募集资金的投向和使用。同时，鼓励市场主体加强绿色债券产品创新，丰富现有的绿色债券产品体系，建立健全相应的风险补偿机制，并优化投资者结构，比如选择一些符合标准的绿色债券品种作为央行公开市场操作的金融工具，从而吸引投资者关注绿色债券市场。此外，为了保障绿色债券市场的健康发展，要构建完整、透明的绿色债券信息披露体系，推进绿色债券的信息公开规范化、数字化，缓解信息不对称问题。

第二，拓宽实体企业融资渠道，鼓励中小企业积极参与绿色债券市场。绿色创新所需资金量大、研发时间长，融资约束成为实体企业进行绿色创新的一道门槛，因此实体企业应充分利用绿色金融政策，通过发行绿色债券来增加绿色融资的比重，拓宽融资渠道和获得低成本融资，实现自身绿色转型和可持续发展。特别是对于中小企业而言，这类企业在资金方面先天不足，在绿色创新活动上处于劣势地位，因此更应当积极投身于绿色债券市场，争取低成本的融资以及财政补贴和税收优惠等福利，同时树立环境保护的良好形象，提高企业声誉，通过绿色转型升级实现特色发展。

第三，健全配套政策激励机制。在财政贴息和担保等方面，应加大对绿色项目的扶持力度，降低实体企业进行绿色创新活动的成本。此外，国家可以设立专项绿色发展资金，在保证资本市场稳定的前提下，适当降低实体企业绿色创新活动的融资门槛，推动实体企业进行绿色创新。

第四，优化企业内部管理，将绿色创新理念嵌入企业管理流程。完善高管管理和激励机制，对管理层推进绿色创新项目予以股权激励，强化管理层改善实体企业长期绩效的动机，以激发管理层的环境保护责任感，减少短期视角的行为倾向。同时，加大对绿色创新人才的选拔与培养力度，将绿色创新纳入考评与奖惩机制，对研发出绿色创新工艺和专利的技术人才予以表彰和奖励。

注释：

① 篇幅有限，表略。