葛春瑞，韓 君

（蘭州財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，甘肅 蘭州 730020）

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，已躍升為全球第二大經(jīng)濟體。但以往粗放式發(fā)展帶來的弊端逐漸凸顯，極端天氣、環(huán)境污染等問題日益突出，嚴重制約經(jīng)濟可持續(xù)高質(zhì)量增長。因而，如何處理好經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)保護之間的關系是亟須破解的難題。綠色金融作為支持實體經(jīng)濟綠色轉型的政策工具，兼具金融資源配置和環(huán)境規(guī)制特性，既是政府進行環(huán)境治理時發(fā)揮金融調(diào)控市場的實踐手段，也是傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制手段的有益補充（陸菁等，2021）［1］。近年來，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6 000億元，余額達到1.1萬億元，成為全球最大的綠色債券市場之一。綠色債券將募集的資金用于綠色低碳項目，減少污染排放，為企業(yè)實現(xiàn)綠色轉型提供助力，給經(jīng)濟社會帶來正的外部效應?；诖耍陀^評價綠色債券的治理效應有助于深化綠色金融改革，并為有關政策修訂提供一定借鑒。

企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展不僅僅追求財務指標的改善，而是將環(huán)境（Environment）、社會（Social）和治理（Governance）納入投資決策因素之中，通過踐行ESG 理念破解可持續(xù)發(fā)展難題。E 代表企業(yè)在環(huán)境保護方面履行的責任，包括減少污染、創(chuàng)新綠色產(chǎn)品等；S 代表企業(yè)積極承擔社會責任，與利益相關者保持良好的關系，包括勞動規(guī)范、產(chǎn)品責任等；G 代表企業(yè)治理，包括治理機制、治理行為等（Michaud and Magaram，2006）［2］。已有關于企業(yè)ESG水平的研究，大多集中在ESG 帶來的經(jīng)濟后果，比如，企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠通過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］，通過降低信息不對稱程度緩解股價崩盤風險（席龍勝、王巖，2022）［4］，提升企業(yè)績效（李井林等，2021）［5］，提升上市企業(yè)對外投資的可能性和規(guī)模（謝紅軍、呂雪，2022）［6］，提高企業(yè)價值（王琳璘等，2022）［7］。部分學者從黨組織治理（柳學信等，2022）［8］、低碳城市試點（王貞潔、王惠，2022）［9］、稅制綠色化（王禹等，2022）［10］、環(huán)境保護稅（王珮等，2021）［11］及強制性同形制度壓力（張慧、黃群慧，2022）［12］視角探究了對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)綠色轉型融資困境的重要手段，能否助力企業(yè)實現(xiàn)綠色轉型？

以往關于綠色債券的研究主要集中在發(fā)行價格和經(jīng)濟效應方面。在發(fā)行價格方面，Baker 等（2018）［13］研究發(fā)現(xiàn)，美國貼綠色標簽的綠色債券的發(fā)行價格高于普通債券，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、第三方綠色認證及發(fā)行主體的財務狀況對綠色債券發(fā)行定價產(chǎn)生一定影響（楊希雅、石寶峰，2020）［15］。在經(jīng)濟后果方面，Roslen 等（2017）［16］選用6 個國家債券樣本，實證發(fā)現(xiàn)綠色債券發(fā)行后第一天對公司股價產(chǎn)生積極影響。綠色債券發(fā)行能夠引發(fā)投資者對公司的關注，從而提升公司股價（陳奉功、張誼浩，2022）［17］。綠色債券發(fā)行具有溢出效應，會顯著降低同行業(yè)其他企業(yè)的債券融資成本（吳育輝等，2022）［18］。此外，綠色債券會抑制企業(yè)“短貸長投”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、馮佳浩，2022；張雪瑩等，2022）［20-21］，提升企業(yè)價值（馬亞明等，2020；王倩、李昕達，2021）［22-23］?？梢钥闯觯r有學者探究綠色債券對發(fā)行主體ESG水平的影響［24］。為此，本文主要回答以下三個問題：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 水平的潛在機制；第三，綠色債券發(fā)行對企業(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

（一）制度背景

隨著環(huán)境保護被納入我國基本國策以及可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的提出，促進綠色發(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)濟綠色轉型方面發(fā)揮著重要作用。2015 年年末，國家發(fā)改委出臺了《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)展項目的企業(yè)債券。重點支持節(jié)能減排技術改造等12 大項目。明確要求綠色債券加快和簡化審核程序，提高審核效率。并且鼓勵地方政府通過擔保補貼、投資補助、債券貼息、基金注資等多種方式，支持綠色債券發(fā)行和綠色項目實施。同年，上海證券交易所和深圳證券交易所相繼發(fā)布了《關于開展綠色公司債券試點的通知》，明確規(guī)定了綠色產(chǎn)業(yè)項目范圍及重點支持項目，鼓勵公司主動發(fā)行綠色債券。2017年，證監(jiān)會實施《關于支持綠色債券發(fā)展的指導意見》，對綠色公司債的發(fā)行、資金使用及信息披露做了細化規(guī)定，有助于積極引導證券交易所債券市場進一步服務綠色產(chǎn)業(yè)健康有序發(fā)展。2021年，中國人民銀行、國家發(fā)改委和證監(jiān)會發(fā)布了《綠色債券支持項目目錄》，統(tǒng)一綠色債券支持項目的范圍，實現(xiàn)國內(nèi)外綠色債券規(guī)范相統(tǒng)一。我國綠色債券發(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“碳達峰、碳中和”目標的指引下，我國債券市場快速發(fā)展，2021 年貼標綠色債券發(fā)行量6 463.5 億元，同比增長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、開放、共享”的新發(fā)展理念，對促進經(jīng)濟綠色轉型、實現(xiàn)“雙碳”目標、提高可持續(xù)發(fā)展水平有著重要現(xiàn)實意義。

（二）研究假設

企業(yè)能否實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，不僅取決于自身經(jīng)營的成本效益，還取決于企業(yè)經(jīng)營對社會和環(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外部性的活動，需要企業(yè)大量資金投入（Porter and Van der Linde，1995）［26］，且短期內(nèi)很難帶來經(jīng)濟效益，在融資約束較大的情況下，企業(yè)主動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，是依托市場機制解決環(huán)境問題的重要手段，綠色債券可以為具有可持續(xù)環(huán)境效益的綠色轉型項目提供中長期資金，保障環(huán)境友好型項目順利進行，產(chǎn)生正的外部效應，從而改善環(huán)境績效（詹小穎，2016）［27］。本文認為，企業(yè)發(fā)行綠色債券主要通過“激勵效應”和“監(jiān)督效應”兩條渠道促進企業(yè)ESG水平提升。

首先，發(fā)行綠色債券可以發(fā)揮“激勵效應”，通過緩解企業(yè)融資約束、激勵企業(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)行有助于促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。創(chuàng)新活動具有資金需求大、投資周期長、風險高等特點，并且由于信息不對稱和缺乏抵押品，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釋放綠色環(huán)保“信號”，有助于緩解資金需求者與提供者之間的信息不對稱，產(chǎn)生銀行貸款的外溢效應（江軒宇等，2021）［28］。市場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社會責任的表現(xiàn)，有助于企業(yè)樹立節(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鼓勵的綠色融資政策，有助于緩解企業(yè)的融資約束問題，補償企業(yè)在環(huán)保上的資源，有利于激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新（王營、馮佳浩，2022）［20］。另一方面，綠色創(chuàng)新有助于推動企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。綠色創(chuàng)新技術可以提升企業(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，綠色創(chuàng)新技術有助于提高企業(yè)綠色競爭力，塑造履行社會責任的良好形象，有助于獲得公眾支持，從而提升企業(yè)價值（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)境績效（Carmon 等，2010）［33］，也會提高企業(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，實現(xiàn)企業(yè)價值躍升（Jaworski and Kohli，1993；Madsen and Rodgers，2005）［34-35］。因此，綠色債券的發(fā)行會緩解企業(yè)創(chuàng)新引發(fā)的融資約束問題，提高自身創(chuàng)新能力，進而提升企業(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”，通過強化外部監(jiān)督、降低信息不對稱，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投資者的監(jiān)督（Tang 等，2020）［36］，會吸引具有專業(yè)知識背景的分析師關注，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］，強化信息披露機制，從而改善信息環(huán)境，降低信息不對稱，對控股股東的行為產(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)理人的機會主義行為，提升公司治理質(zhì)量。綠色債券對募集資金的使用和未來現(xiàn)金流的償還具有嚴格的要求，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注會抑制經(jīng)理人濫用職權行為。同時也會緩解投資者與企業(yè)之間的信息不對稱（Zhang等，2021）［38］。此外，基于信號傳遞視角，企業(yè)發(fā)行綠色債券會向市場傳遞綠色轉型和高質(zhì)量發(fā)展的信號，投資者關注到此信號后，會改變對企業(yè)長期經(jīng)營績效的預期，更加看好企業(yè)長期發(fā)展?jié)摿Γ惙罟?、張誼浩，2022）［17］，不會因為企業(yè)短期經(jīng)營不佳而立刻拋售股票，給經(jīng)理人更多的激勵，減少經(jīng)理人的短視行為，從而有助于企業(yè)加快綠色轉型進程，提升企業(yè)承擔社會責任的正面形象，實現(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，強化外部監(jiān)督機制，進而促使企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

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

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010 年第一季度至2021 年第四季度中國滬深A 股上市企業(yè)為研究樣本，借鑒已有學者的做法，剔除金融、證券及保險類企業(yè)；剔除ST、PT 企業(yè)；剔除資產(chǎn)負債率大于1 的企業(yè)；剔除經(jīng)營期不滿三年的企業(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)會行業(yè)分類標準，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)、燃氣行業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零售業(yè)及公共設施管理業(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)沒有發(fā)行過綠色債券的企業(yè)作為控制組，經(jīng)過篩選，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評級數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，綠色債券數(shù)據(jù)來自中國金融信息網(wǎng)及CNRDS 數(shù)據(jù)庫，其他區(qū)域數(shù)據(jù)和企業(yè)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。為了消除極端值引起的估計偏誤，本文對所有連續(xù)變量在上下1%水平下進行了縮尾處理。

（二）模型設定與變量定義

為了檢驗綠色債券對企業(yè)ESG水平的影響，本文構建如下計量模型：

（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，該指標覆蓋上市企業(yè)較多且數(shù)據(jù)較為可靠，華證ESG 指標體系包括環(huán)境、社會和公司治理三大支柱，包含26個關鍵指標和130多個子指標。將所有上市公司ESG 表現(xiàn)由高到低評為9 檔，依次是AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C。本文將C-AAA九檔評級分別賦值1～9，數(shù)值越大表示企業(yè)ESG評級越高。此外，本文還選取彭博ESG評分及3個子指標作為穩(wěn)健性檢驗的替代變量。

（2）green為本文的核心解釋變量。樣本期內(nèi)發(fā)行過綠色債券的企業(yè)為處理組，其余為控制組。在時間上，企業(yè)發(fā)行綠色債券當季度及以后季度為1，否則為0。δi為個體固定效應；φt為時間固定效應；εit為隨機誤差項；本文關注的重點是β1，若該系數(shù)為正，則表明綠色債券對企業(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)的自然對數(shù)表示；資產(chǎn)負債率（lev），用期末總負債與期末總資產(chǎn)的比值表示；總資產(chǎn)收益率（roa），為凈利潤與期末總資產(chǎn)的比值；自由現(xiàn)金流（cash），為經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額與總資產(chǎn)的比值；企業(yè)年齡（age），為截至報告期上市年齡；企業(yè)成長性（growth），為營業(yè)收入增長率；兩職合一（dual），為董事長兼任總經(jīng)理情況；獨立董事占比（indep），為獨立董事占董事人數(shù)的比例；會計師事務所（Big4），為是否四大會計師事務所；地區(qū)人均GDP 增長率（gdp_grow），為各省人均生產(chǎn)總值增長率。

各變量定義見表1所列。

表1 變量定義

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表2各變量描述性統(tǒng)計結果可以看出，企業(yè)ESG水平的均值為6.579，標準差為1.137，說明大部分企業(yè)的ESG水平等級良好，主要集中在BBB和A級，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，標準差為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?？刂谱兞糠矫妫髽I(yè)規(guī)模（size）的均值為22.566，資產(chǎn)負債率（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)成長性（growth）的均值為0.183，兩職合一（dual）的均值為0.221，獨立董事占比（indep）的均值為0.391，四大會計師事務所（Big4）的均值為0.076，地區(qū)人均GDP增長率（gdp_grow）的均值為0.092?？梢?，所有變量的分布均在合理范圍之內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 列示了樣本期內(nèi)我國債券市場中未發(fā)行綠色債券和發(fā)行綠色債券的雙樣本T檢驗結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，發(fā)行過綠色債券企業(yè)的ESG水平顯著高于未發(fā)行過綠色債券企業(yè)的ESG 水平。具體表現(xiàn)為：未發(fā)行過綠色債券企業(yè)和發(fā)行過綠色債券企業(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

（二）相關性分析

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

表4 相關性分析

（三）基準回歸

表5 報告了綠色債券影響企業(yè)ESG 水平的回歸結果。第（1）列的結果顯示，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）列進一步控制了地區(qū)經(jīng)濟增長水平，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)濟意義上講，企業(yè)發(fā)行綠色債券的概率每增加一個標準差，企業(yè)的ESG水平提高1.986%。從控制變量方面來看，企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、獨立董事占比及地區(qū)經(jīng)濟增長水平對企業(yè)ESG產(chǎn)生正影響；資產(chǎn)負債率、自由現(xiàn)金流、企業(yè)年齡、兩職合一及四大會計師事務所對企業(yè)ESG產(chǎn)生負影響。

表5 基準回歸結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型的重要前提是滿足共同趨勢，即要求處理組和控制組在政策實施前其結果變量的趨勢是一致的。為了檢驗這一假設條件，本文借鑒陳勝藍和馬慧（2017）［39］等學者的做法，設置一系列虛擬變量：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。圖1為平行趨勢檢驗圖，其中折線表示各期估計系數(shù)的走勢，橫軸表示政策實施相對時間，縱軸表示估計值的大小。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，通過了平行趨勢檢驗。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)行的政策效應具有滯后性，但隨著時間的推移顯著下降。

圖1 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為了檢驗綠色債券對企業(yè)ESG 表現(xiàn)的影響是否是由其他隨機因素引起的，本文進行安慰劑檢驗。具體而言，按照綠色債券發(fā)行情況，通過1 000 次隨機生成處理組，從而生成隨機抽樣估計結果，理論上隨機抽樣的估計系數(shù)均值接近于零。圖2 顯示，隨機抽樣的系數(shù)估計值分布在零附近，且服從正態(tài)分布。隨機抽樣的估計系數(shù)均小于本文的實際估計系數(shù)，符合安慰劑檢驗的預期。這表明，并非不可測的其他隨機因素對企業(yè)ESG 表現(xiàn)產(chǎn)生促進作用，前文的結論具有較強的穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗

3.替換被解釋變量

考慮企業(yè)ESG 水平衡量差異可能帶來的估計偏誤，本文采用彭博ESG評級及分項指數(shù)作為被解釋變量的替代變量，進一步檢驗綠色債券對企業(yè)ESG 水平的影響，回歸結果見表6 所列。列（1）為以彭博ESG評級總指數(shù)為被解釋變量的估計結果，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）、社會責任（social）和公司治理（gov）為被解釋變量的回歸結果，綠色債券（green）的系數(shù)均顯著為正。由此，進一步驗證了基準回歸結果的穩(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）來構建控制組樣本，選擇模型（1）中的控制變量作為協(xié)變量，通過Logit 模型計算企業(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行逐年匹配。經(jīng)過傾向得分匹配（PSM）后的估計結果見表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）修正樣本差異問題，熵平衡匹配（EBM）后的估計結果見表7列（2），回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，結論依然穩(wěn)健。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗

5.Heckman兩階段分析法

采用Heckman 選擇模型（Heckman，1979）［40］檢驗是否存在企業(yè)非隨機行為帶來的樣本選擇偏誤。借鑒寧金輝和王敏（2021）［19］的做法，考慮企業(yè)資本結構、盈利能力等因素可能對發(fā)行綠色債券產(chǎn)生影響。第一步使用probit 模型估計企業(yè)是否受到觀測的概率，并求出逆米爾斯比（IMR）；第二步將IMR 引入模型（1）進行回歸，從而消除樣本選擇偏誤。估計結果見表7 列（3），IMR 的系數(shù)顯著為負，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，前文的結論仍穩(wěn)健。

6.考慮遺漏變量

綠色債券發(fā)行對企業(yè)ESG 水平的影響還可能存在遺漏變量的內(nèi)生性問題，會對估計結果帶來偏誤。針對以上問題，借鑒已有學者的做法，本文進一步控制其他可能對企業(yè)ESG 產(chǎn)生影響的因素。2016年出臺的《環(huán)境保護稅法》作為一項制度性法規(guī)，可能對企業(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年為政策沖擊時間，構造虛擬變量pollind×post，并納入模型（1）中進行回歸，估計結果見表7列（4），在考慮了《環(huán)境保護稅法》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）、高管平均學歷（m_degree）、高管金融背景（finback）、高管海外背景（overback）、行業(yè)競爭程度（hhi）及政府補助（sub），估計結果見表7 列（5），綠色債券（green）的系數(shù)仍顯著為正。進一步地，地區(qū)制度性差異也可能會導致企業(yè)ESG 水平的變動，因而，本文引進省份與年份的交互項固定效應控制所有隨時間變化的區(qū)域因素?；貧w結果見表7 列（6），與基準回歸結果相比，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結果見表7 列（7），綠色債券（green）的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為正，表明前文的結論依然穩(wěn)健。

五、進一步分析

（一）影響機制檢驗

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水平的傳導機制，本文借鑒溫忠麟等（2004）［41］提出的中介效應模型進行檢驗，具體構建如下逐步回歸模型：

其中，θ1表示綠色債券對企業(yè)ESG表現(xiàn)的直接效應。若α1、θ2均顯著，表明中介效應存在，與此同時，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)揮強中介效應；如果α1和θ2至少有一個不顯著，則需要進行Sobel檢驗，以判斷中介效應是否存在。

首先，檢驗綠色創(chuàng)新（green_inno）的中介效應。本文選取企業(yè)綠色專利申請量作為中介變量，回歸結果見表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)為正且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明綠色創(chuàng)新有助于促進企業(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。

表8 影響機制檢驗

其次，檢驗外部監(jiān)督（attention）的中介效應。本文選擇分析師跟蹤數(shù)的自然對數(shù)為代理變量，分析師關注度越高，說明外界對企業(yè)的監(jiān)督作用越強。表8 所列結果顯示，列（3）中綠色債券（green）的系數(shù)為正，但不顯著。列（4）中，分析師關注（attention）的系數(shù)顯著為正，表明外部監(jiān)督有助于促進企業(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，需要進行Sobel 檢驗。檢驗顯示，Sobel 檢驗的Z統(tǒng)計量為1.839，高于5%顯著性水平的臨界值0.97，因此，分析師關注在綠色債券對企業(yè)ESG 的影響中發(fā)揮了部分中介效應。這意味著分析師關注在“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

（二）異質(zhì)性分析

1.市場化程度異質(zhì)性

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

表9 異質(zhì)性檢驗

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源，是生態(tài)環(huán)境問題的主要“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，會嚴格限制向重污染企業(yè)提供長期信貸支持。因此，重污染行業(yè)企業(yè)普遍面臨著較為嚴重的外部融資約束（唐國平、趙佩琪，2021）［45］。相較于非重污染行業(yè)而言，重污染企業(yè)更加傾向于通過發(fā)行綠色債券的方式為自身傳統(tǒng)項目綠色改造和技術開放籌集充足的資本要素（寧金輝、王敏，2021）［19］。本文預計綠色債券對重污染行業(yè)企業(yè)ESG水平影響更大。為檢驗綠色債券對不同行業(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）,分組檢驗結果見表9 列（3）—（4）?；貧w結果顯示：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)行能夠推進重污染行業(yè)深化改革，實現(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)境社會責任履行的重要因素，而企業(yè)高管的教育背景又決定了公司決策的社會績效意識（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，愈加重視自身和企業(yè)的聲譽（吳育輝等，2017）［18］，其越具有更豐富的管理經(jīng)驗和嚴謹?shù)膶I(yè)判斷能力，越有可能傾向于承擔社會責任（Francis 等，2015）［47］，有利于促進企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。為了檢驗以上分析，按照管理層高管是否具有博士學位將樣本分為博士學位組和無博士學位組，回歸結果見表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位組中，綠色債券（green）回歸系數(shù)的絕對值大于管理層無博士學位組（0.268＞0.188），表明綠色債券（green）對管理層有博士學位企業(yè)ESG水平的正向影響更大。即管理層治理能力對綠色債券的企業(yè)綠色治理效應具有重要影響，高學歷的管理者能夠更清晰準確地判斷政策導向，及時動態(tài)調(diào)整資源配置，在長期戰(zhàn)略上建立競爭力，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

六、研究結論與啟示

綠色債券作為一種新型金融工具，可以為加快綠色轉型發(fā)展方式提供中長期資金支持，對實現(xiàn)“碳達峰，碳中和”目標具有重要意義。為此，本文深入探究綠色債券發(fā)行對企業(yè)ESG 水平的影響。主要結論如下：綠色債券發(fā)行能夠顯著促進企業(yè)ESG 水平提升，且該結論經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、傾向得分匹配法、Heckman 法及考慮遺漏變量等穩(wěn)健性檢驗后仍顯著成立；這種促進作用在市場化程度較高地區(qū)、重污染行業(yè)及管理者能力較強企業(yè)中更大；機制檢驗發(fā)現(xiàn)，綠色債券通過激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新與強化外部監(jiān)督提高企業(yè)ESG水平。

根據(jù)上述結論，本文提出如下針對性建議：第一，政府要鼓勵符合條件的企業(yè)發(fā)行綠色債券，不斷豐富綠色債券政策支持方式，簡化綠色債券發(fā)行審批流程，加大對發(fā)行主體的財政支持力度。同時，企業(yè)要積極轉變發(fā)展思維和融資方式，在符合條件的前提下，不斷擴大綠色債券融資比重，借助綠色金融體系實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標。第二，政府要進一步加大對綠色創(chuàng)新的支持力度，通過組合式財政政策激勵企業(yè)創(chuàng)新積極性，為企業(yè)綠色創(chuàng)新營造良好的外部環(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，政府應不斷優(yōu)化營商環(huán)境，加強法治化環(huán)境建設，降低對非國有企業(yè)的信貸限制，為綠色債券支持企業(yè)綠色轉型提供良好的外部環(huán)境。要鼓勵“兩高一?！毙袠I(yè)企業(yè)通過發(fā)行綠色債券形式向資本市場傳遞積極信號，實現(xiàn)資金融通。此外，企業(yè)要注重人才培養(yǎng)，引進具有可持續(xù)發(fā)展觀和社會責任理念的高學歷背景人才，為實現(xiàn)企業(yè)動力變革、效率變革和質(zhì)量變革提供人才保障。