葛春瑞，韩 君

（兰州财经大学统计学院，甘肃 兰州 730020）

一、引言

改革开放以来，中国经济发展取得了举世瞩目的成就，已跃升为全球第二大经济体。但以往粗放式发展带来的弊端逐渐凸显，极端天气、环境污染等问题日益突出，严重制约经济可持续高质量增长。因而，如何处理好经济发展与生态保护之间的关系是亟须破解的难题。绿色金融作为支持实体经济绿色转型的政策工具，兼具金融资源配置和环境规制特性，既是政府进行环境治理时发挥金融调控市场的实践手段，也是传统环境规制手段的有益补充（陆菁等，2021）［1］。近年来，绿色债券作为绿色金融体系的重要组成部分，逐渐被企业接纳。2016年，浙江嘉化能源化工股份有限公司作为第一家发行绿色债券的上市企业，债券募集资金8 亿元，截至2021 年，境内绿色债券发行量超过6 000亿元，余额达到1.1万亿元，成为全球最大的绿色债券市场之一。绿色债券将募集的资金用于绿色低碳项目，减少污染排放，为企业实现绿色转型提供助力，给经济社会带来正的外部效应。基于此，客观评价绿色债券的治理效应有助于深化绿色金融改革，并为有关政策修订提供一定借鉴。

企业实现可持续发展不仅仅追求财务指标的改善，而是将环境（Environment）、社会（Social）和治理（Governance）纳入投资决策因素之中，通过践行ESG 理念破解可持续发展难题。E 代表企业在环境保护方面履行的责任，包括减少污染、创新绿色产品等；S 代表企业积极承担社会责任，与利益相关者保持良好的关系，包括劳动规范、产品责任等；G 代表企业治理，包括治理机制、治理行为等（Michaud and Magaram，2006）［2］。已有关于企业ESG水平的研究，大多集中在ESG 带来的经济后果，比如，企业ESG表现能够通过降低代理成本和缓解融资约束渠道改善企业投资效率（高杰英等，2021）［3］，通过降低信息不对称程度缓解股价崩盘风险（席龙胜、王岩，2022）［4］，提升企业绩效（李井林等，2021）［5］，提升上市企业对外投资的可能性和规模（谢红军、吕雪，2022）［6］，提高企业价值（王琳璘等，2022）［7］。部分学者从党组织治理（柳学信等，2022）［8］、低碳城市试点（王贞洁、王惠，2022）［9］、税制绿色化（王禹等，2022）［10］、环境保护税（王珮等，2021）［11］及强制性同形制度压力（张慧、黄群慧，2022）［12］视角探究了对ESG水平的影响。而在金融抑制背景下，绿色债券作为缓解企业绿色转型融资困境的重要手段，能否助力企业实现绿色转型？

以往关于绿色债券的研究主要集中在发行价格和经济效应方面。在发行价格方面，Baker 等（2018）［13］研究发现，美国贴绿色标签的绿色债券的发行价格高于普通债券，收益率略低于普通债券（Zerbib，2019）［14］。绿色债券的发行方式、政策支持力度、第三方绿色认证及发行主体的财务状况对绿色债券发行定价产生一定影响（杨希雅、石宝峰，2020）［15］。在经济后果方面，Roslen 等（2017）［16］选用6 个国家债券样本，实证发现绿色债券发行后第一天对公司股价产生积极影响。绿色债券发行能够引发投资者对公司的关注，从而提升公司股价（陈奉功、张谊浩，2022）［17］。绿色债券发行具有溢出效应，会显著降低同行业其他企业的债券融资成本（吴育辉等，2022）［18］。此外，绿色债券会抑制企业“短贷长投”行为（宁金辉、王敏，2021）［19］，提高发行主体绿色创新水平（王营、冯佳浩，2022；张雪莹等，2022）［20-21］，提升企业价值（马亚明等，2020；王倩、李昕达，2021）［22-23］。可以看出，鲜有学者探究绿色债券对发行主体ESG水平的影响［24］。为此，本文主要回答以下三个问题：第一，绿色债券发行能否提升企业ESG 水平；第二，绿色债券发行影响企业ESG 水平的潜在机制；第三，绿色债券发行对企业ESG 水平的影响是否因内外部环境不同而有差异。

二、制度背景与研究假设

（一）制度背景

随着环境保护被纳入我国基本国策以及可持续发展战略的提出，促进绿色发展已刻不容缓。作为绿色金融工具之一的绿色债券，在支持经济绿色转型方面发挥着重要作用。2015 年年末，国家发改委出台了《绿色债券发行指引》，明确了绿色债券的适用范围包括支持节能减排技术改造、绿色城镇化、能源清洁高效利用等绿色循环低碳发展项目的企业债券。重点支持节能减排技术改造等12 大项目。明确要求绿色债券加快和简化审核程序，提高审核效率。并且鼓励地方政府通过担保补贴、投资补助、债券贴息、基金注资等多种方式，支持绿色债券发行和绿色项目实施。同年，上海证券交易所和深圳证券交易所相继发布了《关于开展绿色公司债券试点的通知》，明确规定了绿色产业项目范围及重点支持项目，鼓励公司主动发行绿色债券。2017年，证监会实施《关于支持绿色债券发展的指导意见》，对绿色公司债的发行、资金使用及信息披露做了细化规定，有助于积极引导证券交易所债券市场进一步服务绿色产业健康有序发展。2021年，中国人民银行、国家发改委和证监会发布了《绿色债券支持项目目录》，统一绿色债券支持项目的范围，实现国内外绿色债券规范相统一。我国绿色债券发展起步较晚，但发展速度较快，2016—2020 年每年绿色债券发行规模在2 000 亿元至3 000 亿元之间。在“碳达峰、碳中和”目标的指引下，我国债券市场快速发展，2021 年贴标绿色债券发行量6 463.5 亿元，同比增长123%（张文、陈志峰，2022）［25］。大力发展绿色债券符合“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念，对促进经济绿色转型、实现“双碳”目标、提高可持续发展水平有着重要现实意义。

（二）研究假设

企业能否实现可持续发展，不仅取决于自身经营的成本效益，还取决于企业经营对社会和环境的影响（王禹等，2022）［10］。生态环境治理是一种具有较强外部性的活动，需要企业大量资金投入（Porter and Van der Linde，1995）［26］，且短期内很难带来经济效益，在融资约束较大的情况下，企业主动参与绿色治理的意愿较弱。绿色债券作为绿色金融的重要组成部分，是依托市场机制解决环境问题的重要手段，绿色债券可以为具有可持续环境效益的绿色转型项目提供中长期资金，保障环境友好型项目顺利进行，产生正的外部效应，从而改善环境绩效（詹小颖，2016）［27］。本文认为，企业发行绿色债券主要通过“激励效应”和“监督效应”两条渠道促进企业ESG水平提升。

首先，发行绿色债券可以发挥“激励效应”，通过缓解企业融资约束、激励企业绿色创新，从而提升企业ESG水平。一方面，绿色债券发行有助于促进企业绿色创新。创新活动具有资金需求大、投资周期长、风险高等特点，并且由于信息不对称和缺乏抵押品，融资约束一直是制约企业创新的重要因素，较高的融资成本会抑制企业的创新积极性。企业发行绿色债券能够向社会释放绿色环保“信号”，有助于缓解资金需求者与提供者之间的信息不对称，产生银行贷款的外溢效应（江轩宇等，2021）［28］。市场投资者也更加注重企业绿色投资及环境信息披露（祁怀锦、刘斯琴，2021）［29］，将企业发行绿色债券视为积极承担社会责任的表现，有助于企业树立节能减排的绿色形象，获得投资者的青睐（Flammer，2021）［30］，从而为企业绿色创新提供多渠道的融资支持。有研究表明，绿色债券为政府重点鼓励的绿色融资政策，有助于缓解企业的融资约束问题，补偿企业在环保上的资源，有利于激励企业绿色创新（王营、冯佳浩，2022）［20］。另一方面，绿色创新有助于推动企业实现可持续发展。绿色创新技术可以提升企业资源利用效率，减少企业能源消耗，降低能源成本（姜照华、马娇，2019）［31］。同时，绿色创新技术有助于提高企业绿色竞争力，塑造履行社会责任的良好形象，有助于获得公众支持，从而提升企业价值（Chen 等，2006）［32］。有研究表明，企业绿色创新不仅可以提升企业的环境绩效（Carmon 等，2010）［33］，也会提高企业生产效率，降低污染物排放，从而吸引大规模客户，提高客户和员工的满意度，实现企业价值跃升（Jaworski and Kohli，1993；Madsen and Rodgers，2005）［34-35］。因此，绿色债券的发行会缓解企业创新引发的融资约束问题，提高自身创新能力，进而提升企业可持续发展水平。

其次，发行绿色债券可以发挥“监督效应”，通过强化外部监督、降低信息不对称，从而提升企业ESG水平。一方面，绿色债券作为新型的环保金融工具，发行绿色债券的企业更容易受到资本市场投资者的监督（Tang 等，2020）［36］，会吸引具有专业知识背景的分析师关注，外部分析师人数的增加可以提升企业信息的解读能力和私有信息的挖掘能力（马亚明等，2021）［37］，强化信息披露机制，从而改善信息环境，降低信息不对称，对控股股东的行为产生一定监督效果。另一方面，有效的外部监督能够抑制经理人的机会主义行为，提升公司治理质量。绿色债券对募集资金的使用和未来现金流的偿还具有严格的要求，为了防止企业的“漂绿”等与投资人利益相悖的行为，外部分析师和媒体的关注会抑制经理人滥用职权行为。同时也会缓解投资者与企业之间的信息不对称（Zhang等，2021）［38］。此外，基于信号传递视角，企业发行绿色债券会向市场传递绿色转型和高质量发展的信号，投资者关注到此信号后，会改变对企业长期经营绩效的预期，更加看好企业长期发展潜力（陈奉功、张谊浩，2022）［17］，不会因为企业短期经营不佳而立刻抛售股票，给经理人更多的激励，减少经理人的短视行为，从而有助于企业加快绿色转型进程，提升企业承担社会责任的正面形象，实现企业绿色可持续发展。综上，绿色债券能够吸引更多的专业分析师跟踪，强化外部监督机制，进而促使企业实现可持续发展。

基于上述分析，本文提出如下假设：企业发行绿色债券能够促进其ESG水平提升。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选择2010 年第一季度至2021 年第四季度中国沪深A 股上市企业为研究样本，借鉴已有学者的做法，剔除金融、证券及保险类企业；剔除ST、PT 企业；剔除资产负债率大于1 的企业；剔除经营期不满三年的企业；剔除2021 年第四季度首次发行绿色债券的企业；剔除数据缺失的企业。按照2012 年证监会行业分类标准，发行绿色债券的企业主要集中在制造业、采矿业、电力行业、水利行业、燃气行业、建筑业、批发零售业及公共设施管理业。为缓解样本选择的偏误，从上述行业中选择样本期内没有发行过绿色债券的企业作为控制组，经过筛选，最终获得1 389 家上市企业，其中59家企业作为处理组。ESG评级数据来自Wind数据库，绿色债券数据来自中国金融信息网及CNRDS 数据库，其他区域数据和企业数据均来自CSMAR数据库和国家统计局官网。为了消除极端值引起的估计偏误，本文对所有连续变量在上下1%水平下进行了缩尾处理。

（二）模型设定与变量定义

为了检验绿色债券对企业ESG水平的影响，本文构建如下计量模型：

（1）模型（1）中，被解释变量ESG表示企业i在t季度的ESG水平。借鉴谢红军和吕雪（2022）［6］、王琳璘等（2022）［7］的做法，选用华证ESG 综合指标，该指标覆盖上市企业较多且数据较为可靠，华证ESG 指标体系包括环境、社会和公司治理三大支柱，包含26个关键指标和130多个子指标。将所有上市公司ESG 表现由高到低评为9 档，依次是AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C。本文将C-AAA九档评级分别赋值1～9，数值越大表示企业ESG评级越高。此外，本文还选取彭博ESG评分及3个子指标作为稳健性检验的替代变量。

（2）green为本文的核心解释变量。样本期内发行过绿色债券的企业为处理组，其余为控制组。在时间上，企业发行绿色债券当季度及以后季度为1，否则为0。δi为个体固定效应；φt为时间固定效应；εit为随机误差项；本文关注的重点是β1，若该系数为正，则表明绿色债券对企业ESG具有正影响。

（3）control 为控制变量的集合。借鉴王禹等（2022）［10］学者的做法，本文选取如下控制变量：企业规模（size），用企业期末总资产的自然对数表示；资产负债率（lev），用期末总负债与期末总资产的比值表示；总资产收益率（roa），为净利润与期末总资产的比值；自由现金流（cash），为经营活动现金流净额与总资产的比值；企业年龄（age），为截至报告期上市年龄；企业成长性（growth），为营业收入增长率；两职合一（dual），为董事长兼任总经理情况；独立董事占比（indep），为独立董事占董事人数的比例；会计师事务所（Big4），为是否四大会计师事务所；地区人均GDP 增长率（gdp_grow），为各省人均生产总值增长率。

各变量定义见表1所列。

表1 变量定义

四、实证结果分析

（一）描述性统计

由表2各变量描述性统计结果可以看出，企业ESG水平的均值为6.579，标准差为1.137，说明大部分企业的ESG水平等级良好，主要集中在BBB和A级，且各企业之间的ESG水平存在一定差异。绿色债券（green）的均值为0.011，标准差为0.106，意味着样本期内有1.1%的企业发行了绿色债券。控制变量方面，企业规模（size）的均值为22.566，资产负债率（lev）的均值为0.49，总资产收益率（roa）的均值为0.022，自由现金流（cash）的均值为0.014，企业年龄（age）的均值为2.335，企业成长性（growth）的均值为0.183，两职合一（dual）的均值为0.221，独立董事占比（indep）的均值为0.391，四大会计师事务所（Big4）的均值为0.076，地区人均GDP增长率（gdp_grow）的均值为0.092。可见，所有变量的分布均在合理范围之内。

表2 描述性统计

表3 列示了样本期内我国债券市场中未发行绿色债券和发行绿色债券的双样本T检验结果。可以发现，发行过绿色债券企业的ESG水平显著高于未发行过绿色债券企业的ESG 水平。具体表现为：未发行过绿色债券企业和发行过绿色债券企业的ESG 水平均值分别为6.57 和7.3，且两组的均值差异在1%水平下显著。

表3 单变量检验

（二）相关性分析

表4 报告了主要变量的Pearson 相关系数，绿色债券（green）与企业ESG 表现在1%水平下显著正相关，初步支持了本文研究假设；其余大多变量与企业ESG 表现存在一定的相关关系。变量间的相关系数最大值为0.52，表明不存在严重的多重共线性。同时检验各变量之间的方差膨胀因子（VIF），结果显示，VIF 的均值为1.25，最大值为1.79，表明各变量之间不存在严重的多重共线性，变量设置较为合理。

表4 相关性分析

（三）基准回归

表5 报告了绿色债券影响企业ESG 水平的回归结果。第（1）列的结果显示，在不加控制变量的情况下，绿色债券（green）的系数为0.242，且在1%水平下显著为正；第（2）列控制了企业层面控制变量，绿色债券（green）的系数为0.213，仍在1%水平下显著为正；第（3）列进一步控制了地区经济增长水平，绿色债券（green）的系数为0.213，且在1%水平下显著为正。这意味着企业发行绿色债券后，企业ESG水平显著上升。从经济意义上讲，企业发行绿色债券的概率每增加一个标准差，企业的ESG水平提高1.986%。从控制变量方面来看，企业规模、总资产收益率、独立董事占比及地区经济增长水平对企业ESG产生正影响；资产负债率、自由现金流、企业年龄、两职合一及四大会计师事务所对企业ESG产生负影响。

表5 基准回归结果

（四）稳健性检验

1.平行趋势检验

使用双重差分模型的重要前提是满足共同趋势，即要求处理组和控制组在政策实施前其结果变量的趋势是一致的。为了检验这一假设条件，本文借鉴陈胜蓝和马慧（2017）［39］等学者的做法，设置一系列虚拟变量：处理组公司发行绿色债券前第i季before（i）取值为1，否则为0；处理组公司发行绿色债券当季current为1，其余为0；处理组发行绿色债券后第i季after（i）取值为1，否则为0；其中处理组公司发行绿色债券前第6季及以前before（≤-6）取值为1，否则为0，处理组公司发行绿色债券后第7 季及以后after（≥7）取值为1，否则为0，本文以before（-1）作为参照基准。图1为平行趋势检验图，其中折线表示各期估计系数的走势，横轴表示政策实施相对时间，纵轴表示估计值的大小。从图1 可以看出，公司发行绿色债券前的各期，before 的回归系数均不显著，通过了平行趋势检验。after 的回归系数在第四期后显著为正，表明企业ESG 水平在发行绿色债券后得以提升，且绿色债券发行的政策效应具有滞后性，但随着时间的推移显著下降。

图1 平行趋势检验

2.安慰剂检验

为了检验绿色债券对企业ESG 表现的影响是否是由其他随机因素引起的，本文进行安慰剂检验。具体而言，按照绿色债券发行情况，通过1 000 次随机生成处理组，从而生成随机抽样估计结果，理论上随机抽样的估计系数均值接近于零。图2 显示，随机抽样的系数估计值分布在零附近，且服从正态分布。随机抽样的估计系数均小于本文的实际估计系数，符合安慰剂检验的预期。这表明，并非不可测的其他随机因素对企业ESG 表现产生促进作用，前文的结论具有较强的稳健性。

图2 安慰剂检验

3.替换被解释变量

考虑企业ESG 水平衡量差异可能带来的估计偏误，本文采用彭博ESG评级及分项指数作为被解释变量的替代变量，进一步检验绿色债券对企业ESG 水平的影响，回归结果见表6 所列。列（1）为以彭博ESG评级总指数为被解释变量的估计结果，绿色债券（green）的系数在1%水平下显著为正。列（2）～（4）分别为以环境治理（environ）、社会责任（social）和公司治理（gov）为被解释变量的回归结果，绿色债券（green）的系数均显著为正。由此，进一步验证了基准回归结果的稳健性。

表6 替换被解释变量

4.PSM和EBM

发行绿色债券的企业可能不是随机的，为了消除发行绿色债券公司可能存在的自选择偏差，本文首先采用倾向得分匹配法（PSM）来构建控制组样本，选择模型（1）中的控制变量作为协变量，通过Logit 模型计算企业发行绿色债券的概率，按照1∶4 近邻核匹配有放回抽样的方法进行逐年匹配。经过倾向得分匹配（PSM）后的估计结果见表7 列（1）所示，回归系数在5%水平下显著为正。此外，本文还选择熵平衡匹配（EBM）修正样本差异问题，熵平衡匹配（EBM）后的估计结果见表7列（2），回归系数在1%水平下显著为正，结论依然稳健。

表7 其他稳健性检验

5.Heckman两阶段分析法

采用Heckman 选择模型（Heckman，1979）［40］检验是否存在企业非随机行为带来的样本选择偏误。借鉴宁金辉和王敏（2021）［19］的做法，考虑企业资本结构、盈利能力等因素可能对发行绿色债券产生影响。第一步使用probit 模型估计企业是否受到观测的概率，并求出逆米尔斯比（IMR）；第二步将IMR 引入模型（1）进行回归，从而消除样本选择偏误。估计结果见表7 列（3），IMR 的系数显著为负，核心解释变量的系数在1%水平下显著为正，意味着在考虑自选择偏误后，前文的结论仍稳健。

6.考虑遗漏变量

绿色债券发行对企业ESG 水平的影响还可能存在遗漏变量的内生性问题，会对估计结果带来偏误。针对以上问题，借鉴已有学者的做法，本文进一步控制其他可能对企业ESG 产生影响的因素。2016年出台的《环境保护税法》作为一项制度性法规，可能对企业绿色治理产生一定影响。本文参考王禹等（2022）［10］的做法，将重污染行业作为处理组，2017年为政策冲击时间，构造虚拟变量pollind×post，并纳入模型（1）中进行回归，估计结果见表7列（4），在考虑了《环境保护税法》后，核心解释变量绿色债券（green）的系数仍显著为正。此外，本文进一步控制了行业层面和企业层面的因素变量，即分别控制了高管平均年龄（m_age）、高管平均学历（m_degree）、高管金融背景（finback）、高管海外背景（overback）、行业竞争程度（hhi）及政府补助（sub），估计结果见表7 列（5），绿色债券（green）的系数仍显著为正。进一步地，地区制度性差异也可能会导致企业ESG 水平的变动，因而，本文引进省份与年份的交互项固定效应控制所有随时间变化的区域因素。回归结果见表7 列（6），与基准回归结果相比，绿色债券（green）的系数显著性未发生明显变化。

7.更换样本期

中国绿色债券发行元年为2016 年，本文借鉴吴育辉等（2022）［18］的做法，选取2016 年前后三年作为新的样本区间。回归结果见表7 列（7），绿色债券（green）的系数在5%显著性水平下显著为正，表明前文的结论依然稳健。

五、进一步分析

（一）影响机制检验

前文已经证明企业发行绿色债券有助于提升企业ESG水平，为推断绿色债券影响企业ESG水平的传导机制，本文借鉴温忠麟等（2004）［41］提出的中介效应模型进行检验，具体构建如下逐步回归模型：

其中，θ1表示绿色债券对企业ESG表现的直接效应。若α1、θ2均显著，表明中介效应存在，与此同时，若θ1显著，则表明中介变量发挥部分中介作用，若θ1不显著，则中介变量发挥强中介效应；如果α1和θ2至少有一个不显著，则需要进行Sobel检验，以判断中介效应是否存在。

首先，检验绿色创新（green_inno）的中介效应。本文选取企业绿色专利申请量作为中介变量，回归结果见表8 所列，列（1）中绿色债券（green）的系数在1%水平下显著为正，表明企业发行绿色债券有助于企业绿色创新。列（2）中，绿色创新的系数为正且通过了1%水平的显著性检验，表明绿色创新有助于促进企业ESG 水平提升；绿色债券（green）的系数显著为正，表明绿色创新在绿色债券对企业ESG 的影响中起到了不完全中介作用。这意味着绿色创新在“绿色债券→绿色创新→ESG 表现”这一作用路径中发挥了中介效应。

表8 影响机制检验

其次，检验外部监督（attention）的中介效应。本文选择分析师跟踪数的自然对数为代理变量，分析师关注度越高，说明外界对企业的监督作用越强。表8 所列结果显示，列（3）中绿色债券（green）的系数为正，但不显著。列（4）中，分析师关注（attention）的系数显著为正，表明外部监督有助于促进企业ESG 水平提升；绿色债券（green）的系数显著为正，但由于α1的系数不显著，需要进行Sobel 检验。检验显示，Sobel 检验的Z统计量为1.839，高于5%显著性水平的临界值0.97，因此，分析师关注在绿色债券对企业ESG 的影响中发挥了部分中介效应。这意味着分析师关注在“绿色债券→外部监督→ESG 表现”这一作用路径中发挥了中介效应

（二）异质性分析

1.市场化程度异质性

良好的市场化环境是企业实现可持续发展的重要推动力。地区市场化水平越高，意味着政府行政干预越少（刘凤委等，2016）［42］，法治化环境较好，市场要素能够充分流动，可以为绿色债券发行提供良好的外部市场环境，使绿色债券发挥更大的绿色治理效应。因此，本文预期在市场化程度较高地区绿色债券对企业ESG 水平的影响更大。为了检验以上分析，选取王小鲁等（2017）［43］对市场化程度的衡量办法（1），按照年份中位数将样本分为市场化程度较高组和市场化程度较低组，回归结果见表9 所列。列（1）—（2）为按照市场化程度分组的结果，两组中绿色债券（green）的回归系数均显著为正，相比而言市场化程度较高组的绿色债券（green）回归系数的绝对值要大于市场化程度较低组（0.288＞0.139），表明绿色债券（green）对市场化程度较高地区企业ESG 水平的正向影响更大，即地区市场化程度对绿色债券的企业绿色治理效应产生了重要影响。

表9 异质性检验

2.行业属性异质性

重污染企业作为污染物排放的主要来源，是生态环境问题的主要“肇事者”（王玉林、周亚虹，2022）［44］。绿色金融作为一种环境规制工具，会严格限制向重污染企业提供长期信贷支持。因此，重污染行业企业普遍面临着较为严重的外部融资约束（唐国平、赵佩琪，2021）［45］。相较于非重污染行业而言，重污染企业更加倾向于通过发行绿色债券的方式为自身传统项目绿色改造和技术开放筹集充足的资本要素（宁金辉、王敏，2021）［19］。本文预计绿色债券对重污染行业企业ESG水平影响更大。为检验绿色债券对不同行业企业ESG水平的差异，本文按照行业属性将样本划分为重污染行业和非重污染行业（2）,分组检验结果见表9 列（3）—（4）。回归结果显示：在重污染行业组别，绿色债券（green）的回归系数在1%水平下显著为正；而在非重污染行业组别，绿色债券（green）的回归系数虽为正但并不显著。这说明与非重污染行业相比，绿色债券发行能够对重污染行业企业ESG 水平产生更大的正向影响，表明绿色债券发行能够推进重污染行业深化改革，实现企业可持续发展。

3.管理层能力异质性

企业治理是决定环境社会责任履行的重要因素，而企业高管的教育背景又决定了公司决策的社会绩效意识（斯丽娟、曹昊煜，2022）［24］。一般而言，管理者教育背景在一定程度上能够反映其管理能力，管理者的能力越强，愈加重视自身和企业的声誉（吴育辉等，2017）［18］，其越具有更丰富的管理经验和严谨的专业判断能力，越有可能倾向于承担社会责任（Francis 等，2015）［47］，有利于促进企业实现可持续发展。为了检验以上分析，按照管理层高管是否具有博士学位将样本分为博士学位组和无博士学位组，回归结果见表9列（5）—（6）。两组中绿色债券（green）的回归系数均显著为正，但在管理层有博士学位组中，绿色债券（green）回归系数的绝对值大于管理层无博士学位组（0.268＞0.188），表明绿色债券（green）对管理层有博士学位企业ESG水平的正向影响更大。即管理层治理能力对绿色债券的企业绿色治理效应具有重要影响，高学历的管理者能够更清晰准确地判断政策导向，及时动态调整资源配置，在长期战略上建立竞争力，实现可持续发展。

六、研究结论与启示

绿色债券作为一种新型金融工具，可以为加快绿色转型发展方式提供中长期资金支持，对实现“碳达峰，碳中和”目标具有重要意义。为此，本文深入探究绿色债券发行对企业ESG 水平的影响。主要结论如下：绿色债券发行能够显著促进企业ESG 水平提升，且该结论经过平行趋势检验、安慰剂检验、倾向得分匹配法、Heckman 法及考虑遗漏变量等稳健性检验后仍显著成立；这种促进作用在市场化程度较高地区、重污染行业及管理者能力较强企业中更大；机制检验发现，绿色债券通过激励企业绿色创新与强化外部监督提高企业ESG水平。

根据上述结论，本文提出如下针对性建议：第一，政府要鼓励符合条件的企业发行绿色债券，不断丰富绿色债券政策支持方式，简化绿色债券发行审批流程，加大对发行主体的财政支持力度。同时，企业要积极转变发展思维和融资方式，在符合条件的前提下，不断扩大绿色债券融资比重，借助绿色金融体系实现可持续发展目标。第二，政府要进一步加大对绿色创新的支持力度，通过组合式财政政策激励企业创新积极性，为企业绿色创新营造良好的外部环境。此外，建立完备的绿色债券信息披露框架，进一步规范绿色债券发行和使用信息披露透明度，有效遏制债券发行主体的“漂绿”行为。第三，政府应不断优化营商环境，加强法治化环境建设，降低对非国有企业的信贷限制，为绿色债券支持企业绿色转型提供良好的外部环境。要鼓励“两高一剩”行业企业通过发行绿色债券形式向资本市场传递积极信号，实现资金融通。此外，企业要注重人才培养，引进具有可持续发展观和社会责任理念的高学历背景人才，为实现企业动力变革、效率变革和质量变革提供人才保障。