［摘" 要］ 在理論驗(yàn)證基礎(chǔ)上利用2015—2022年中國A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)，對綠色債券發(fā)行如何助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，綠色債券發(fā)行顯著推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，尤其是對重污染企業(yè)、國有企業(yè)以及非綠色改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)企業(yè)的推動作用更加顯著。綠色債券發(fā)行主要通過技術(shù)提升和效率改進(jìn)促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，且公眾環(huán)境關(guān)注度和企業(yè) CEO 綠色經(jīng)歷具有顯著的逆向和正向調(diào)節(jié)作用。研究豐富了綠色債券相關(guān)政策的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，為進(jìn)一步完善綠色金融政策框架提供了微觀層面的參考。

［關(guān)鍵詞］ 綠色債券" 高質(zhì)量發(fā)展" 綠色全要素生產(chǎn)率" 雙重差分模型

［基金項(xiàng)目］ 國家社會科學(xué)基金一般項(xiàng)目“促進(jìn)共同富裕的中國重特大疾病保險機(jī)制及政策體系研究”（22BGL029）；東南大學(xué)仲英青年學(xué)者支持計劃（3214002311）成果之一。

［作者簡介］ 朱冬梅（1986—），女，江蘇靖江人，博士，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：綠色金融、隨機(jī)優(yōu)化、金融風(fēng)險管理等。

一、引言

黨的二十大報告強(qiáng)調(diào)推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展綠色化、低碳化對實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有關(guān)鍵作用。企業(yè)作為微觀經(jīng)濟(jì)主體，是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基石?，F(xiàn)代企業(yè)要實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，不僅要實(shí)現(xiàn)財務(wù)績效的增長，更應(yīng)注重自身可持續(xù)發(fā)展，貫徹落實(shí)創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念。綠色金融相關(guān)政策的出臺為企業(yè)綠色發(fā)展提供了重要機(jī)遇，其中綠色債券相關(guān)政策文件主要目的在于通過企業(yè)債券融資對企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型提供支持和鼓勵社會投入，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化，帶動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。那么，研究綠色債券發(fā)行能否促進(jìn)企業(yè)在實(shí)現(xiàn)自身價值增長同時履行社會責(zé)任，并提升其環(huán)境績效具有重要的意義。

綠色債券指將募集資金專門用于支持符合規(guī)定條件的綠色產(chǎn)業(yè)、綠色項(xiàng)目或綠色經(jīng)濟(jì)活動，依照法定程序發(fā)行并按約定還本付息的有價證券。2015年12月，中國人民銀行和國家發(fā)改委相繼出臺《綠色債券發(fā)行指引》和《綠色債券支持項(xiàng)目目錄》文件，標(biāo)志著我國綠色債券制度正式建立。此后，政府又出臺一系列政策文件。2015年以來，綠色債券發(fā)行規(guī)模逐年攀升，發(fā)債主體逐漸增多。2016—2022年我國境內(nèi)累計發(fā)行綠色債券1707期，發(fā)行規(guī)模為26158.4 億元；2022 年，中國債券市場總上市規(guī)模為 236877.31 億元，其中綠色債券市場總上市規(guī)模占比為 3.66%，約為全球綠債占比的 23.4 倍；2022年境內(nèi)發(fā)行的綠色債券中，約0.87%用于補(bǔ)充流動資金，其余均投向綠色項(xiàng)目。綠色金融在促進(jìn)“雙碳”目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮著不可替代的作用。

綜觀已有文獻(xiàn)，學(xué)者們主要從綠色債券的經(jīng)濟(jì)效果和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素兩個方面進(jìn)行研究。從綠色債券的經(jīng)濟(jì)效果來看，綠色債券的發(fā)行是企業(yè)對環(huán)境保護(hù)及綠色創(chuàng)新重視的表現(xiàn)，其有利于樹立良好的社會形象，推動股價增長，同時綠色債券可以降低自身稅率，帶動企業(yè)價值提升。對環(huán)境而言，綠色債券所籌資金主要用于整治環(huán)境污染的綠色產(chǎn)業(yè)，可以減少企業(yè)的碳排放量，有助于保護(hù)環(huán)境和促進(jìn)生態(tài)平衡。關(guān)于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響因素的研究，學(xué)者主要從外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部特征兩個層面展開：從外部特征來看，環(huán)境規(guī)制政策有利于倒逼企業(yè)創(chuàng)新，激發(fā)波特效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；企業(yè)自身的融資約束、企業(yè)管理效率、杠桿率、披露環(huán)境信息等內(nèi)部特征均會影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的測度，已有研究主要采用單一指標(biāo)法和多指標(biāo)綜合評價法進(jìn)行測度，這兩類方法的主觀性較強(qiáng)。還有學(xué)者采用傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率（TFP）測度企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，該指標(biāo)主要測度企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效。隨著國家新發(fā)展理念（創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享）的提出，學(xué)者們將企業(yè)的環(huán)境和社會績效納入高質(zhì)量發(fā)展測度中，認(rèn)為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展主要體現(xiàn)在資源配置高效、產(chǎn)品服務(wù)高質(zhì)、技術(shù)水平升級等多個方面，并采用綠色全要素生產(chǎn)率對高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行測度?；诖耍疚恼J(rèn)為在新發(fā)展理念下企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是指企業(yè)經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和社會績效的相互協(xié)調(diào)發(fā)展，應(yīng)利用綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行綜合測度。

本文基于已有文獻(xiàn)，在企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展測算框架中進(jìn)一步引入ESG評分相關(guān)的預(yù)期產(chǎn)出及環(huán)境污染相關(guān)的非預(yù)期產(chǎn)出，以豐富新時代背景下企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的衡量方式。在此基礎(chǔ)上，本文以2015—2022年A股上市企業(yè)為樣本，首先通過內(nèi)生增長模型從理論層面分析綠色債券發(fā)行促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的基本路徑；其次，綜合運(yùn)用多期DID和連續(xù)DID模型對綠色債券影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和穩(wěn)健性分析，從企業(yè)綠色屬性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、是否屬于綠色改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)等角度展開異質(zhì)性分析；最后研究綠色債券發(fā)行對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑以及公眾環(huán)境關(guān)注度和CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)等。

與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：在研究視角上，本文創(chuàng)新性地分析綠色債券發(fā)行與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，并在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型基礎(chǔ)上給出兩者之間的關(guān)系；在研究設(shè)計上，本文在企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展測算框架中同時引入經(jīng)濟(jì)績效、環(huán)境績效和社會責(zé)任績效以及環(huán)境污染溢出等指標(biāo)，同時，本文綜合運(yùn)用多期DID及連續(xù)DID模型分析綠色債券與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系，從發(fā)行與否及發(fā)行規(guī)模多方面進(jìn)行探討；在研究內(nèi)容上，本文創(chuàng)新性地研究公眾環(huán)境關(guān)注度和CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而多角度分析綠色債券發(fā)行對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，為綠色債券相關(guān)支持政策提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論模型

為考察綠色債券對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)理，本文基于Romer的產(chǎn)品種類增加型模型和史代敏等的研究，對模型進(jìn)行推理，闡釋綠色債券如何通過影響企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（一）最終產(chǎn)品部門

最終產(chǎn)品部門中存在若干同質(zhì)企業(yè)，通過采用某種技術(shù)，將人力資本、勞動力、自然資本和若干種中間品相結(jié)合，只生產(chǎn)單一最終產(chǎn)品，總量生產(chǎn)函數(shù)如下：

YHY，L，E，x=HαYLβEη∫A0x（i）1-α-β-ηdi （1）

其中，0lt;α，β，ηlt;1，YHY，L，E，x為總產(chǎn)出；HY、L、E分別表示人力資本、勞動力和自然資本投入，自然資本包括自然資源消耗量N和污染排放量O，且滿足E=fN，O，fNN，Ogt;0，fON，Olt;0，即自然資本投入是自然資源消耗量的增函數(shù)，是污染排放量的減函數(shù)；x（i）是購買的第i種專門中間產(chǎn)品，A表示中間產(chǎn)品種類的總數(shù)，為避免整數(shù)約束和便于分析，本文設(shè)A是連續(xù)的。本文假設(shè)，技術(shù)進(jìn)步可以促進(jìn)中間產(chǎn)品種類A的增加，且技術(shù)創(chuàng)新來自研發(fā)部門。因此，A的大小一定程度上可以反映技術(shù)水平和知識存量的高低。由于生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定中考慮了自然資源消耗和污染排放量，故A的大小亦可反映綠色全要素生產(chǎn)率的高低。

把最終產(chǎn)品價格設(shè)為1時，則最終產(chǎn)品生產(chǎn)者的利潤函數(shù)可表示為：

πY=∫A0（HαYLβEηx（i）1-α-β-η-Pixi）di-wHHY-wLL-PEE（2）

其中，πY表示最終產(chǎn)品部門的利潤，wH表示研發(fā)人員的工資，wL表示勞動力的工資，PE表示自然資本的價格，Pi表示第i種中間產(chǎn)品的價格。假設(shè)最終產(chǎn)品廠商處于完全競爭，wH、wL是給定的，則由廠商利潤最大化的一階條件，可得到Pi：

Pi=（1-α-β-η）HαYLβEηx（i）（-α-β-η）（3）

（二）中間產(chǎn)品部門

假設(shè)中間產(chǎn)品部門處于壟斷競爭市場，在［0，A］之間存在無數(shù)個生產(chǎn)不可完全替代的中間產(chǎn)品的廠商。中間產(chǎn)品廠商需要投入最終產(chǎn)品和應(yīng)用新技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，要生產(chǎn)1單位的中間產(chǎn)品需要投入μ單位的最終產(chǎn)品，新技術(shù)的應(yīng)用成本是消耗的最終產(chǎn)品的k倍，則中間產(chǎn)品的利潤函數(shù)為：

πi=Pixi-1+kμxi（4）

其中，πi為第i種中間產(chǎn)品的利潤，由式（4）最大化的一階條件結(jié)合式（3），得到中間品的需求函數(shù)：

x（i）（-α-β-η）=1+kμ1-α-β-η2HαYLβEη（5）

將式（5）代入式（3），中間品的價格Pi又可以表示為：

Pi=1+kμ1-α-β-η（6）

將式（6）代入式（4），得到中間品生產(chǎn)廠商的最大利潤為：

πi=α+β+η1-α-β-η2-α-β-ηα+β+η1+kα+β+η-1α+β+η

μα+β+η-1α+β+ηHYαα+β+ηLβα+β+ηEηα+β+η（7）

令B=α+β+η1-α-β-η2-α-β-ηα+β+η1+kα+β+η-1α+β+ημα+β+η-1α+β+η。

式（7）可表示為：

πi=BHYαα+β+ηLβα+β+ηEηα+β+η（8）

中間產(chǎn)品生產(chǎn)商是否采用新技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)取決于其生產(chǎn)的產(chǎn)品所帶來的收益Vt，Vt等于中間產(chǎn)品的利潤貼現(xiàn)值：

Vt=∫

SymboleB@tπie-r（s-t）ds（9）

其中，r為存款利率。由資本市場無套利原則可得：

πi+V˙=rVr=πi+V˙V（10）

其中，V˙表示V的增量。

（三）研發(fā)部門

由于式（1）的生產(chǎn)函數(shù)中考慮了自然資源消耗和污染排放量，且式（7）表明中間廠商的利潤與自然資源消耗和污染排放直接相關(guān)，所以，中間廠商是否采用研發(fā)部門提供的方案將受到環(huán)境與資源的約束，因此，假設(shè)研發(fā)部門的研發(fā)傾向于綠色技術(shù)創(chuàng)新，假設(shè)研發(fā)部門的研發(fā)能力依賴于現(xiàn)存的技術(shù)知識和所投入的人力資本數(shù)量，設(shè)其生產(chǎn)函數(shù)為：

A˙=δHAA，δgt;0（11）

其中，HA表示投入研發(fā)部門的人力資本，A表示現(xiàn)有的技術(shù)知識存量，A˙表示A的增量。如果預(yù)期利潤不低于研發(fā)成本，研發(fā)部門會選擇進(jìn)行技術(shù)專利研發(fā)，并給研發(fā)的新產(chǎn)品確定最優(yōu)價格以賣給中間品部門。假設(shè)研發(fā)部門的產(chǎn)出是專利，設(shè)專利價格為PA，在此假設(shè)PA為常數(shù)，研發(fā)部門處于完全競爭市場，再結(jié)合式（9）可得到：

PA=V=πir=BrHYαα+β+ηLβα+β+ηEηα+β+η（12）

式（12）表明研發(fā)專利的價格與污染排放相關(guān)，因此，研發(fā)部門在技術(shù)創(chuàng)新過程中首先考慮綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（四）新產(chǎn)品引入與綠色債券

假設(shè)新創(chuàng)辦一家中間品生產(chǎn)企業(yè)的基本投資由啟動成本和現(xiàn)有的技術(shù)知識存量決定，現(xiàn)有的技術(shù)水平越高，生產(chǎn)技術(shù)基礎(chǔ)越好，便會一定程度上減少一部分的搜尋成本，降低創(chuàng)辦企業(yè)的資本門檻，因此，將投資函數(shù)設(shè)為：

M=M0Av，0lt;vlt;1（13）

其中，M0表示啟動成本，包括購買專利、材料、廠房和雇傭人力資本等，A表示現(xiàn)有的技術(shù)知識存量。假定新創(chuàng)辦企業(yè)需要通過融資來組織生產(chǎn)，考慮到我國的金融體系以商業(yè)銀行為主，假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)所需成本全部由銀行提供，則企業(yè)融資的單位成本是 rl，外部融資支付的利息貼現(xiàn)值為：

∫

SymboleB@trlM0A-ve-rs-tds=M0A-vrlr（14）

其中，r為存款利率。由于中間產(chǎn)品生產(chǎn)商的利潤受自然資本的約束，所以假設(shè)新創(chuàng)辦企業(yè)傾向于綠色技術(shù)的實(shí)踐。綠色金融政策的實(shí)施可以促進(jìn)綠色投融資活動的發(fā)展。因此，在模型中，我們認(rèn)為綠色債券是能夠緩解企業(yè)進(jìn)行綠色項(xiàng)目的金融約束，或直接補(bǔ)貼其融資（利息）成本（降低利率r）的公共政策。將ξ定義為綠色債券政策的施行力度，則經(jīng)綠色債券政策支持后，企業(yè)的融資成本就會降低。

rl=rξ，0lt;ξlt;1（15）

由式（15）知，rlξ=-rξ2lt;0，limn→

SymboleB@rl=r，可見，ξ越大，新創(chuàng)辦企業(yè)的融資成本就越低，但不能低于存款利率。于是，式（14）變?yōu)椋?/p>

∫

SymboleB@trlM0A-ve-rs-tds=M0A-vξ（16）

由于中間產(chǎn)品市場是壟斷的，只有當(dāng)M0A-vξlt;V時，存在利潤激勵，將會有無數(shù)的投資者涌入，但金融市場提供的資金具有有限性，因此，企業(yè)愿意引進(jìn)新產(chǎn)品的均衡條件是：

M0A-vξ=V（17）

對式（17）兩邊關(guān)于時間求導(dǎo)可得：

V˙V=-νA˙A（18）

由式（10）（17）和（18）得：

gA=A˙A=-rv+BHYαα+β+ηLβα+β+ηEηα+β+ηvM0Avξ（19）

其中，gA表示A的增長率。對式（19）關(guān)于ξ求導(dǎo)：

gAξ=BHYαα+β+ηLβα+β+ηEηα+β+ηvM0Avgt;0（20）

由式（20）可知，ξ越大，企業(yè)融資的單位成本rl越小，gA越大。這表明，綠色債券政策實(shí)施力度越大，企業(yè)的金融約束越小，則企業(yè)越傾向于綠色技術(shù)的實(shí)踐，越有利于企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

理論分析結(jié)果表明：（1）綠色技術(shù)創(chuàng)新來自研發(fā)部門，由于技術(shù)專利創(chuàng)新價格與污染物有關(guān)，研發(fā)部門會選擇綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)，以供中間品生產(chǎn)商購買。因此，綠色技術(shù)的創(chuàng)新一方面可以減少污染物排放，另一方面又可以提升中間產(chǎn)品A的數(shù)量，最終可以提高企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；（2）中間品生產(chǎn)商是否選擇購買新研發(fā)的綠色技術(shù)，取決于引進(jìn)新技術(shù)帶來的收益和融資成本，因此綠色債券政策的實(shí)施力度越大，企業(yè)的融資成本越小，企業(yè)越愿意進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)踐，從而通過影響企業(yè)的投資決策和技術(shù)創(chuàng)新能力，提高綠色全要素生產(chǎn)率；（3）綠色債券的發(fā)行，使企業(yè)愿意購買研發(fā)部門專利技術(shù)來生產(chǎn)中間品，在增加利潤的同時，又縮短研發(fā)部門科研成果的市場化周期，從而激勵研發(fā)部門提升研發(fā)質(zhì)量和效率，加快技術(shù)成果轉(zhuǎn)化與應(yīng)用速度，提升綠色全要素生產(chǎn)率，最終促進(jìn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取2015—2022年A股上市企業(yè)為樣本，并依據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行數(shù)據(jù)處理：（1）剔除在樣本期內(nèi)ST、*ST以及退市或上市的企業(yè)；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失與存在異常值的樣本。最終獲得2116家非金融上市公司樣本。其中，發(fā)行綠色債券的49家企業(yè)為本文的處理組，剩余樣本企業(yè)進(jìn)入控制組。為降低極端值可能引起的偏差，對主要連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量——企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（HQD）

借鑒王騰等的做法，本文運(yùn)用非期望超效率SBM模型結(jié)合Malmquist指數(shù)計算企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解。由于Malmquist指數(shù)是綠色全要素生產(chǎn)率的增長率，因此參考陳超凡的做法，本文以2015年為基期，利用后一年的Malmquist指數(shù)乘以前一年的Malmquist指數(shù)，以此類推得到2016—2022年樣本企業(yè)的GTFP，用來衡量企業(yè)的HQD。其中投入產(chǎn)出的指標(biāo)變量選取如下：

（1）投入產(chǎn)出指標(biāo)選取

多數(shù)文獻(xiàn)分別采用企業(yè)員工人數(shù)和企業(yè)固定資產(chǎn)投入度量投入指標(biāo)，采用主營業(yè)務(wù)收入衡量期望產(chǎn)出指標(biāo)，采用企業(yè)的污染物排放量衡量非期望產(chǎn)出，也有部分學(xué)者采用工業(yè)增加值表示期望產(chǎn)出。本文的投入指標(biāo)仍按照多數(shù)文獻(xiàn)做法，采用企業(yè)員工人數(shù)和固定資產(chǎn)度量。本文根據(jù)歷年《中國生態(tài)環(huán)境統(tǒng)計年報》，選取大氣污染中工業(yè)生產(chǎn)排放占比最大的二氧化硫排放量、水污染排放最多的化學(xué)需氧量衡量非期望產(chǎn)出。ESG評級將創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享作為戰(zhàn)略指導(dǎo)思想的行為和表現(xiàn)，是反映企業(yè)可持續(xù)發(fā)展質(zhì)量的綜合指標(biāo)，因此在期望產(chǎn)出中，本文既考慮傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，又創(chuàng)新性加入華證ESG評級得分衡量企業(yè)的社會責(zé)任績效，以豐富綠色全要素生產(chǎn)率的計算指標(biāo)（表2）。

投入指標(biāo)。勞動力投入采用企業(yè)員工人數(shù)衡量。本文參考江永宏等做法，資本投入采用GDP平減指數(shù)平減的企業(yè)固定資產(chǎn)凈值表示。

期望產(chǎn)出指標(biāo)。產(chǎn)出包括企業(yè)的經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和社會績效，經(jīng)濟(jì)績效用企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入衡量，本文借鑒張大鵬等的做法，用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行平減。環(huán)境和社會績效采用華證ESG評級數(shù)據(jù)得分衡量，賦值規(guī)則：AAA為9，AA為8，以此類推。

非期望產(chǎn)出指標(biāo)。本文用企業(yè)的污染排放水平衡量非期望產(chǎn)出指標(biāo)，包括工業(yè)廢水中的化學(xué)需氧量和工業(yè)廢氣中的二氧化硫。

（2）非期望產(chǎn)出超效率SBM模型

超效率DEA模型不僅可以解決效率問題，也可以對效率大于1的決策單元進(jìn)行排序，因此本文綜合SBM模型和超效率模型的優(yōu)勢構(gòu)建考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型，如下式所示：

ρ=min1+1m∑mi=1sxixi01-1s1+s2（∑s1k=1sykyk0+∑s2l=1szlzl0（21）

s.t.xi0≥∑nj=1，≠0λjxj-sxi，i;

yk0≤∑nj=1，≠0λjyj+syk，k;

zl0≥∑nj=1，≠0λjzj-szl，l;

1-1s1+s2（∑s1k=1sykyk0+∑s2l=1szlzl0）gt;0;

sxi≥0，syk≥0，szl≥0，λj≥0，i，j，k，l;

上式中，ρ表示決策單元的效率值，m，s1，s2分別代表投入及期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的變量個數(shù)。sx∈Rm，sz∈Rs2分別表示投入和非期望產(chǎn)出的過剩量，sy∈Rs1則表示期望產(chǎn)出的短缺量。當(dāng)ρ=1，代表DMU有效，當(dāng)ρlt;1，代表DMU非有效，存在改善空間。

（3）Malmquist指數(shù)及其分解

Malmquist指數(shù)最初由瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家Sten Malmquist在1953年提出。本文參考Fare等的做法，將其進(jìn)一步分解為技術(shù)效率指數(shù)（EC）和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（TC）。TC指通過技術(shù)自主創(chuàng)新或技術(shù)引進(jìn)模仿使企業(yè)“生產(chǎn)可能性前沿面”向外移動，實(shí)現(xiàn)“增長效應(yīng)”；EC是在現(xiàn)有生產(chǎn)可能性邊界的基礎(chǔ)上，通過改善資源配置效率，推動現(xiàn)實(shí)的投入產(chǎn)出模式向“最佳生產(chǎn)前沿面”逼近。

Mt+1c=ECc*TCc（22）

Mt+1cxt，yt，zt，xt+1，yt+1，zt+1=Et+1cxt+1，yt+1，zt+1Et+1cxt，yt，zt·Etcxt+1，yt+1，zt+1Etcxt，yt，zt12

ECc=Et+1cxt+1，yt+1，zt+1Etcxt，yt，zt

TCc=Etcxt，yt，ztEt+1cxt，yt，zt·Etcxt+1，yt+1，zt+1Et+1cxt+1，yt+1，zt+112

上式中，下標(biāo)c表示規(guī)模報酬不變（CRS）。Mgt;1表明效率增長，Mlt;1表明效率衰退；TC表示從t到t+1期決策單元生產(chǎn)技術(shù)的變動程度，TCgt;1表示技術(shù)進(jìn)步提升，TClt;1表示技術(shù)退步；EC為綜合技術(shù)效率變化指數(shù)，表示某一決策單元從t到t+1期技術(shù)效率的提升程度，若ECgt;1，說明技術(shù)效率呈上升趨勢，反之，EClt;1說明技術(shù)效率下降。

2.解釋變量——綠色債券發(fā)行（Greeni×Timei，t）

分組虛擬變量（Green）和時間虛擬變量（Time）的交互項(xiàng)。Green表示企業(yè)是否發(fā)行綠色債券，若樣本期間發(fā)行綠色債券，則企業(yè)所有年度的Green均取1，否則為0；Time表示債券發(fā)行年份，在企業(yè)發(fā)行綠色債券當(dāng)年及其以后年度取值均為1，否則為0。

3.控制變量

參考已有文獻(xiàn)，本文選取以下控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資本密集度（Capital）、盈利能力（ROA）、企業(yè)規(guī)模（Size）、成長性（Growth）、股權(quán)性質(zhì)（SOE）、營業(yè)收入增長率（Revenue）、董事會規(guī)模（Board）、流動比率（Current）與環(huán)境規(guī)制（ER）。參考劉暢等的做法將環(huán)境規(guī)制程度作為政策性因素納入控制變量。環(huán)境規(guī)制程度測度參考陳詩一：首先，手工搜集31個省區(qū)市因數(shù)據(jù)可得性，本研究樣本不包括港澳臺地區(qū)。2016—2022年政府工作報告；其次，對《政府工作報告》文本進(jìn)行分詞處理；最后，統(tǒng)計與環(huán)境相關(guān)詞語出現(xiàn)的頻次，并計算其占《政府工作報告》全文詞頻總數(shù)的比例。與環(huán)境相關(guān)詞語具體包括：環(huán)境保護(hù)、環(huán)保、污染、能耗、減排、排污、生態(tài)、綠色、低碳、空氣、化學(xué)需氧量、二氧化硫、二氧化碳、PM10以及PM2.5等。變量定義如表2所示：

環(huán)境規(guī)制程度ER政府工作報告文本中與環(huán)境相關(guān)詞語出現(xiàn)的頻次/《政府工作報告》全文詞頻總數(shù)

（三）模型建立

本文參考Beck等的做法，采用多期雙重差分模型，設(shè)定如下：

HQDi，t=α0+α1Greeni×Timei，t+α2Xi，t+μi+λt+εi，t（23）

上式中，HQDi，t為i企業(yè)在t年度的綠色全要素生產(chǎn)率。Greeni×Timei，t為本文的核心解釋變量，α1表示企業(yè)發(fā)行綠色債券引起企業(yè)HQD變動的平均處理效應(yīng)。Xi，t為控制變量，μi和λt分別表示個體和時間固定效應(yīng)，εi，t為誤差項(xiàng)。本文對所有標(biāo)準(zhǔn)誤差在公司個體層面進(jìn)行聚類調(diào)整以獲得更為穩(wěn)健的結(jié)果。

（四）描述性統(tǒng)計

表3為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥吹剑瑯颖竟镜腍QD均值為1.514，企業(yè)之間HQD水平存在一定差異，這說明不同企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率水平不同，因此有必要針對企業(yè)特征進(jìn)行異質(zhì)性分析。企業(yè)有關(guān)財務(wù)指標(biāo)分布較為合理，說明企業(yè)間的綠色全要素生產(chǎn)率差異可能來自企業(yè)社會責(zé)任績效和環(huán)境績效的差異，表明有必要進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證研究。Size的中位數(shù)和均值表明企業(yè)規(guī)模并沒有存在嚴(yán)重的偏態(tài)分布，SOE表明樣本企業(yè)中國有企業(yè)和非國有企業(yè)數(shù)量并不懸殊，結(jié)果并不會因?yàn)閲衅髽I(yè)的特性帶來偏差。其他變量分布均合理，保證了后續(xù)實(shí)證檢驗(yàn)的有效性。

四、結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4報告了綠色債券發(fā)行對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的回歸結(jié)果。列（1）僅控制公司個體固定效應(yīng)，Greeni×Timei，t的系數(shù)為0.665，在1%的水平上顯著；列（2）引入了控制變量后，Greeni×Timei，t的系數(shù)仍顯著為正。列（3）加入年份固定效應(yīng)后，Greeni×Timei，t的系數(shù)為0.476，在5%的水平上顯著，說明企業(yè)發(fā)行綠色債券有助于提高企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率。綠色債券發(fā)行之后，綠色全要素生產(chǎn)率提升47.6%，表明綠色債券發(fā)行后，企業(yè)的環(huán)境、經(jīng)濟(jì)和社會績效均得到提升，綠色債券發(fā)行可以助推企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和效益提升，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）連續(xù)DID模型回歸研究結(jié)果

由于多期DID模型評估的是企業(yè)發(fā)行綠色債券的平均處理效應(yīng)，只能采用虛擬變量表示政策是否實(shí)施，無法進(jìn)一步對政策實(shí)施的具體規(guī)模進(jìn)行量化，因此，本文參考熊飛雪等的做法，采用企業(yè)發(fā)行綠色債券的規(guī)模和發(fā)行債券時點(diǎn)變量的交互項(xiàng)（Scalei，t×Timei，t）作為解釋變量，綜合反映企業(yè)發(fā)行綠色債券規(guī)模對企業(yè)HQD的異質(zhì)性影響。本文構(gòu)建連續(xù)DID模型開展進(jìn)一步研究，具體模型設(shè)定如下：

HQDi，t=β0+β1Scalei，t×Timei，t+β2Xi，t+μi+λt+εi，t（24）

檢驗(yàn)結(jié)果見表5。列（1）（2）結(jié)果顯示，在僅控制公司個體固定效應(yīng)時，無論是否加入控制變量，Scalei，t×Timei，t的系數(shù)均在5%的水平上顯著。列（3）加入年份和個體的雙重固定效應(yīng)，Scalei，t×Timei，t的系數(shù)仍顯著，回歸系數(shù)結(jié)果說明綠色債券發(fā)行規(guī)模越大，對企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率提升

越具有積極影響。近年來，我國綠色債券規(guī)模越來越大，一是巨大的市場潛力激勵著更多市場主體及要素流向綠色債券市場，二是企業(yè)發(fā)行綠色債券釋放的綠色信號在行業(yè)內(nèi)進(jìn)行傳播，其他企業(yè)進(jìn)行學(xué)習(xí)和模仿并產(chǎn)生溢出效應(yīng)，這促進(jìn)企業(yè)不斷創(chuàng)新，綠色全要素生產(chǎn)率逐步提升，最終促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步檢驗(yàn)綠色債券提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的動態(tài)效應(yīng)。圖1的結(jié)果表明在綠色債券發(fā)行之前，處理組企業(yè)和對照組企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率水平無明顯差異，平行趨勢假設(shè)得到滿足。

2.安慰劑檢驗(yàn)

（1）虛擬政策時點(diǎn)。本文將企業(yè)發(fā)行綠色債券的時間提前四年和三年，檢驗(yàn)發(fā)行綠色債券對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。結(jié)果如表6列（1）（2）所示，交互項(xiàng)Greeni×Timei，t的系數(shù)并不顯著，表明虛擬的綠色債券發(fā)行時間對HQD沒有影響。

（2）虛擬個體。本文通過隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)組樣本的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。從2116家企業(yè)中隨機(jī)抽取1500家作為虛構(gòu)的實(shí)驗(yàn)組樣本進(jìn)行回歸，重復(fù)隨機(jī)抽樣過程500次。結(jié)果顯示隨機(jī)抽樣回歸的系數(shù)主要分布在0附近，且大部分系數(shù)小于基準(zhǔn)回歸得出的系數(shù)值0.476，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果并不是隨機(jī)因素造成的（圖2）。

3.更換被解釋變量

首先，本文改變被解釋變量HQD的度量方法：要素投入中，增加能源投入變量；以企業(yè)營業(yè)收入為期望產(chǎn)出變量；以工業(yè)三廢即工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水、工業(yè)煙粉塵排放量作為企業(yè)非期望產(chǎn)出變量?；诖耍疚闹匦逻M(jìn)行多期DID檢驗(yàn)，結(jié)果如表6列（3）所示，Green×Time的系數(shù)為0.471，結(jié)論穩(wěn)健。

其次，本文參考劉和旺等的做法，將企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的測度指標(biāo)由綠色全要素生產(chǎn)率更換為全要素生產(chǎn)率（TFP）、經(jīng)濟(jì)增加值（EVA）再次回歸，結(jié)果如表6列（4）（5）所示，結(jié)論穩(wěn)健。

4.放寬縮尾標(biāo)準(zhǔn)

本文進(jìn)一步放寬縮尾標(biāo)準(zhǔn)，剔除異常值的影響，在5%和95%的水平進(jìn)行Winsorize處理后重新回歸，結(jié)果如表6列（6）所示。Green×Time的系數(shù)為0.472，在5%的水平上顯著大于0，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

（四）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)綠色屬性異質(zhì)性

重污染行業(yè)的認(rèn)定主要依據(jù)中國證券監(jiān)督委員會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》，環(huán)境保護(hù)部2008年制定的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》（環(huán)辦函〔2008〕373號）以及《上市公司環(huán)境信息披露指南》（環(huán)辦函〔2010〕78號），主要包括煤炭、采礦、紡織、制革、造紙、石化、制藥、化工、冶金、火電等16個重污染行業(yè)。行業(yè)代碼為B06、B07、B08、B09、C17、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C30、C31、C32、C33、D44的16類企業(yè)為重污染企業(yè)。。考慮到重污染企業(yè)是各地區(qū)污染排放的絕對主體，重污染企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型對我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展起到重要作用。本文根據(jù)企業(yè)綠色屬性，將企業(yè)分為重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)。基于企業(yè)綠色屬性的分組檢驗(yàn)結(jié)果如表7列（1）（2）所示。其中，Greeni×Timei，t系數(shù)在重污染企業(yè)樣本中顯著為正，表明重污染企業(yè)發(fā)行綠色債券可以顯著促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2.企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表7列（3）（4）所示。從回歸系數(shù)來看，綠色債券發(fā)行對國有企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的提升作用?？赡茉蛟谟冢噍^于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在經(jīng)營管理能力、風(fēng)險承受能力、危機(jī)應(yīng)對能力、信息披露等方面相對較弱，這使得綠色債券工具的影響不顯著。

3.是否屬于綠色改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)異質(zhì)性

2017年6月，國務(wù)院決定在廣東、浙江、貴州、江西、新疆5省8地設(shè)立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)，以探索在體制和機(jī)制上能起到示范和推廣作用的經(jīng)驗(yàn)。?？紤]到綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的綠色金融標(biāo)準(zhǔn)和發(fā)展水平、政策安排和監(jiān)管政策等不同于其他地區(qū)，本文根據(jù)企業(yè)是否處于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7列（5）（6）所示。結(jié)果顯示，非綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的影響更加顯著，可能原因在于，綠色創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的綠色金融政策更加豐富導(dǎo)致綠色債券工具的優(yōu)勢不夠明顯。

五、進(jìn)一步分析

（一）影響路徑研究

由異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，重污染企業(yè)在發(fā)行綠色債券后顯著增加了綠色全要素生產(chǎn)率，為探尋綠色債券提升重污染企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率可能的影響路徑，本文做進(jìn)一步分析：

一是綠色債券發(fā)行促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與進(jìn)步（路徑1）。首先，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所需的研發(fā)周期長、投資金額大，而債券融資的償債期限與資產(chǎn)期限更加匹配，能一定程度上緩解企業(yè)投融資期限錯配。其次，為爭取獲得更多綠色優(yōu)惠政策，企業(yè)會更有動力進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型，減少非期望產(chǎn)出。二是綠色債券發(fā)行提升企業(yè)的資源配置效率（路徑2）。首先，綠色債券可以引導(dǎo)社會資本進(jìn)入綠色領(lǐng)域，優(yōu)化企業(yè)之間的資源配置效率。其次，在競爭壓力下，企業(yè)不得不積極改變原有傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式，不斷調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營戰(zhàn)略，著重引進(jìn)知識、技術(shù)、管理等質(zhì)量型生產(chǎn)要素，實(shí)現(xiàn)規(guī)模動態(tài)調(diào)整，改善資源配置效率。三是綠色債券的發(fā)行能通過增加媒體曝光度、降低信息不對稱程度及傳遞積極信號來提高投資者關(guān)注，增加機(jī)構(gòu)投資者的持股比例，從而有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，推動技術(shù)與資本融合，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（路徑3）。

本文參考劉傳江等的做法，采用效率變化（EC）和技術(shù)變化（TC）衡量企業(yè)在效率改進(jìn)和技術(shù)創(chuàng)新方面變化。若發(fā)行綠色債券對企業(yè)TC產(chǎn)生的正（負(fù)）效應(yīng)大于對EC產(chǎn)生的負(fù)（正）效應(yīng)，說明綠色債券會提升（降低）企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率；若發(fā)行綠色債券對企業(yè)TC與EC都產(chǎn)生顯著的正（負(fù)）效應(yīng)時，說明綠色債券會提升（降低）企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率。因此，為進(jìn)一步驗(yàn)證以上分析，本文先討論綠色債券對技術(shù)變化和效率變化的影響，再討論其對重污染企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，如圖3所示。

表8為回歸結(jié)果，列（1）以EC為被解釋變量，交互項(xiàng)Greeni×Timei，t系數(shù)為0.597，且在10%的水平上顯著，此檢驗(yàn)結(jié)果支持路徑2，說明綠色債券的發(fā)行會顯著提升重污染企業(yè)的資源配置效率，即企業(yè)的EC產(chǎn)生正效應(yīng)。列（2）以TC為被解釋變量，交互項(xiàng)Greeni×Timei，t系數(shù)為0.100，且在10%水平上顯著，此檢驗(yàn)結(jié)果支持路徑1，說明綠色債券的發(fā)行顯著促進(jìn)重污染企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，即對企業(yè)的TC產(chǎn)生正效應(yīng)。列（3）以HQD為被解釋變量，交互項(xiàng)Greeni×Timei，t系數(shù)為0.664且在5%水平上顯著。此結(jié)果表明在綠色債券發(fā)行以后，重污染企業(yè)GTFP提升明顯，這說明發(fā)行綠色債券的企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)要素等資源的合理配置，在非期望產(chǎn)出端減少了重污染企業(yè)的污染物排放，在期望產(chǎn)出端提升企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的同時，也提升了重污染企業(yè)的環(huán)境績效和社會責(zé)任績效，有助于相關(guān)企業(yè)的綠色與高質(zhì)量發(fā)展。列（4）以機(jī)構(gòu)投資者持股比例（CGBL）為被解釋變量。列（4）和列（5）的系數(shù)均不顯著，說明綠色債券發(fā)行未能增加企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，該結(jié)果表明我國投資者對綠色債券發(fā)行的關(guān)注度不夠，投資者關(guān)注在綠色債券發(fā)行與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介作用不顯著。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

本部分將進(jìn)一步從公眾環(huán)境關(guān)注度和企業(yè)CEO綠色經(jīng)歷兩個角度展開調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究，主要模型如下：

HQDi，t=α0+α1Greeni×Timei，t+α2searchi+α3searchi×Greeni×Timei，t+∑γControli，t-1+πi，t（25）

HQDi，t=α0+α1Greeni×Timei，t+α2CEOi，t+α3CEOi，t×Greeni×Timei，t+∑γControli，t-1+πi，t（26）

式（25）中的searchi為反映企業(yè)公眾環(huán)境關(guān)注度的調(diào)節(jié)變量，本文參考伊志宏等做法，在百度搜索指數(shù)中以“污染”為關(guān)鍵詞搜索，得到分年、分地區(qū)的公眾環(huán)境關(guān)注度；式（26）中的CEOi，t為反映企業(yè)CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)變量，參考盧建詞等的做法，從高管個人簡歷數(shù)據(jù)中手工查找CEO以前是否接受過“綠色”相關(guān)教育，若企業(yè)CEO具有綠色經(jīng)歷CEO取值1，否則取值0。

表9報告了公眾環(huán)境關(guān)注度和CEO綠色經(jīng)歷調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。列（1）為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，即綠色債券可以在1%的統(tǒng)計水平下顯著促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。列（2）為公眾環(huán)境關(guān)注度的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果，GT_S的系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平下顯著為負(fù)，表明公眾環(huán)境關(guān)注度在綠色債券促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。可能的原因在于社會公眾對環(huán)境的關(guān)注度越高，投資者越關(guān)注企業(yè)在環(huán)境層面的社會責(zé)任。一方面企業(yè)承受過多的關(guān)注，可能會在大眾視野下被迫承擔(dān)責(zé)任，從而增加企業(yè)運(yùn)營成本，在一定時期內(nèi)拉低企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；另一方面，企業(yè)為了吸引更多的綠色投資者，而進(jìn)行“漂綠”的逆向選擇。列（3）為CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果，GT_C的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正。這表明CEO綠色經(jīng)歷在綠色債券政策促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中起到正向調(diào)節(jié)作用?？赡艿脑蛟谟?，具有綠色經(jīng)歷的企業(yè)CEO更具有社會責(zé)任意識，更注重企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，因而會更積極利用綠色債券募集的資金合理配置資源，促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型。

由于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)可獲得的外部資源、受到的政策影響不同，企業(yè)綠色屬性影響企業(yè)所受到的環(huán)境監(jiān)管和合法性壓力，企業(yè)是否屬于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)可能對企業(yè)發(fā)展環(huán)境產(chǎn)生不同影響，進(jìn)而影響公眾環(huán)境關(guān)注度和CEO綠色經(jīng)歷產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效果。因此，本文進(jìn)一步針對以上三個因素進(jìn)行分組討論。

表10中Panel A展示了公眾環(huán)境關(guān)注度的分組回歸結(jié)果。Panel A列（1）和列（2）表明，相較于非重污染企業(yè)，公眾環(huán)境關(guān)注度對綠色債券推動重污染企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用?？赡艿脑蛟谟冢匚廴酒髽I(yè)會受到更多媒體負(fù)面報道和較差社會評價，為了緩解公眾關(guān)注帶來的外部性壓力和競爭壓力，重污染企業(yè)更傾向于進(jìn)行降污減排等環(huán)保治理或進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級以穩(wěn)住市場占有率。列（3）和列（4）表明，公眾環(huán)境關(guān)注度對國企和非國企均有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。國企發(fā)展具有國家導(dǎo)向，且主要分布在石油化工等領(lǐng)域，其應(yīng)承擔(dān)更多的環(huán)保責(zé)任，也面臨更大的外部監(jiān)管壓力，非國企也面對強(qiáng)烈的市場競爭和利益驅(qū)動，因此，這兩類企業(yè)在面臨公眾環(huán)境關(guān)注時均會及時調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營策略，從而促進(jìn)自身的高質(zhì)量發(fā)展。列（5）和列（6）表明，公眾環(huán)境關(guān)注度對企業(yè)是否處于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)均有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，且對不處于試驗(yàn)區(qū)的企業(yè)作用更強(qiáng)?？赡艿脑蛟谟?，綠色創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)給企業(yè)帶來的金融發(fā)展優(yōu)勢弱化了公眾環(huán)境關(guān)注度帶來的影響。

表10中Panel B展示了CEO綠色經(jīng)歷的分組回歸結(jié)果。Panel B列（1）和列（2）表明，相較于非重污染企業(yè)，CEO綠色經(jīng)歷對綠色債券推動重污染企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用?？赡艿脑蛟谟?，重污染企業(yè)的環(huán)境問題與是否履行社會責(zé)任受到更多關(guān)注，因此具有綠色經(jīng)歷的CEO更傾向于實(shí)施綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略。列（3）和列（4）表明，CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用不因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而有顯著區(qū)別，可能的原因在于：國企開展綠色創(chuàng)新活動具有天然的發(fā)展優(yōu)勢和資源，因此弱化了CEO綠色經(jīng)歷的發(fā)揮空間；而非國企可能更注重短期利潤目標(biāo)，導(dǎo)致CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用不顯著。列（5）和列（6）表明相較于處于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的企業(yè)，CEO綠色經(jīng)歷對其他企業(yè)發(fā)行綠色債券推動高質(zhì)量發(fā)展具有更顯著的正向調(diào)節(jié)作用?？赡艿脑蛟谟诰G色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)所能提供的金融資源、營商環(huán)境與信息共享平臺等有利于促進(jìn)企業(yè)主動或被動進(jìn)行綠色創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型，而其他企業(yè)則不具備這些資源，因此CEO綠色經(jīng)歷對非綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)企業(yè)產(chǎn)生的作用更為顯著。

六、結(jié)論及建議

綠色金融在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會綠色轉(zhuǎn)型過程中發(fā)揮著重要作用，本文聚焦其中的綠色債券工具，以2015—2022年A股上市公司為研究對象，在理論分析基礎(chǔ)上實(shí)證檢驗(yàn)了綠色債券發(fā)行對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了企業(yè)綠色債券的發(fā)行對其高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用，進(jìn)一步分析驗(yàn)證了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和提升資源配置效率的中介效應(yīng)以及公眾環(huán)境關(guān)注度和企業(yè)CEO綠色經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用。

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：（1）完善綠色債券市場相關(guān)制度體系建設(shè)。研究表明綠色債券發(fā)行顯著促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，且存在顯著異質(zhì)性，建議綜合考慮企業(yè)綠色屬性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所在區(qū)域等具體情況，制定覆蓋面更加廣泛、更具針對性的綠色債券激勵政策，并進(jìn)一步優(yōu)化綠色債券發(fā)行和評估方式，鼓勵發(fā)展本土綠色認(rèn)證機(jī)構(gòu)，降低企業(yè)發(fā)行綠色債券成本。（2）積極引導(dǎo)強(qiáng)化企業(yè)與人才教育的綠色發(fā)展理念和社會責(zé)任承擔(dān)意識。研究表明CEO的綠色經(jīng)歷顯著提升綠色債券對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推動作用。因此，政府可持續(xù)加大正面宣傳，積極引導(dǎo)CEO市場的綠色專業(yè)培訓(xùn)、學(xué)科建設(shè)并制定CEO在綠色相關(guān)工作領(lǐng)域就業(yè)的激勵政策。同時，企業(yè)應(yīng)注重培養(yǎng)CEO的綠色創(chuàng)新意識與能力，轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，踐行新發(fā)展理念。（3）完善公眾參與機(jī)制，暢通多元參與途徑。研究表明公眾環(huán)境關(guān)注度可以顯著提升綠色債券對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推動作用。因此，政府應(yīng)根據(jù)企業(yè)類型等要素，完善差異化公眾參與機(jī)制，拓寬公眾參與環(huán)保治理路徑，構(gòu)建高效的政府、企業(yè)、公民良性互動體系，發(fā)揮公眾非強(qiáng)制性約束力作用，從而帶動公眾環(huán)保意識提升與企業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展。

［參考文獻(xiàn)］

張穎，劉霄雅，施志奇，等.銀行經(jīng)營與社會責(zé)任：綠色信貸對商業(yè)銀行資產(chǎn)質(zhì)量的影響研究.東南大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2023，25（3）：51-64.

陳淡濘.中國上市公司綠色債券發(fā)行的股價效應(yīng).山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2018（S2）：35-38.

馬亞明，胡春陽，劉鑫龍.發(fā)行綠色債券與提升企業(yè)價值——基于DID模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn).金融論壇，2020，25（9）：29-39.

田益祥，田偉，周香蕓，等.綠色債券發(fā)行的空間環(huán)保效應(yīng)——來自中國綠色債券市場數(shù)據(jù)的實(shí)證.電子科技大學(xué)學(xué)報（社科版），2021，23（6）：36-41.

國務(wù)院發(fā)展研究中心“綠化中國金融體系”課題組，張承惠，謝孟哲，等.發(fā)展中國綠色金融的邏輯與框架.金融論壇，2016，21（2）：17-28.

任勝鋼，鄭晶晶，劉東華，等.排污權(quán)交易機(jī)制是否提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率——來自中國上市公司的證據(jù).中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（5）：5-23.

TANG H， LIU J， WU J. The Impact of Command-and-Control Environmental Regulation on Enterprise Total Factor Productivity： A Quasi-Natural Experiment Based on China’s “Two Control Zone” Policy. Journal of Cleaner Production，2020，254：120011.

GATTI R， LOVE I. Does Access to Credit Improve Productivity？ Evidence fromBulgaria. Economics of Transition，2008，16（3）：445-465.

俞立平，張礦偉，吳昱.數(shù)字化轉(zhuǎn)型、技術(shù)創(chuàng)新與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)績效.南京航空航天大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2024（2）：18-29.

JIANG Y， GUO C， WU Y. Can Environmental Information Disclosure Promote the High-Quality Development of Enterprises？ The Mediating Effect of Intellectual Capital. Environmental Science andPollution Research，2021，28（24）：30743-30757.

石大千，胡可，陳佳.城市文明是否推動了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展？——基于環(huán)境規(guī)制與交易成本視角.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2019（6）：27-38.

黃速建，肖紅軍，王欣.論國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（10）：19-41.

李俊久，姜美旭.全球價值鏈嵌入、技術(shù)創(chuàng)新來源與企業(yè)全要素生產(chǎn)率.武漢大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2023，76（5）：136-149.

李華，董艷玲.中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平及差異探源——基于包容性綠色全要素生產(chǎn)率視角的考察.財經(jīng)研究，2021，47（8）：4-18.

湛泳，李珊.智慧城市建設(shè)、創(chuàng)業(yè)活力與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展——基于綠色全要素生產(chǎn)率視角的分析.財經(jīng)研究，2022，48（1）：4-18.

張科，熊子怡，黃細(xì)嘉.綠色債券、碳減排效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展.財經(jīng)研究，2023，49（6）：64-78.

汪芳，石鑫.中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的測度及影響因素研究.中國軟科學(xué)，2022（2）：22-31.

ROMER P M. Endogenous Technological Change . Journal of Political Economy，1990，98（5）： 71-102.

史代敏，施曉燕.綠色金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：機(jī)理、特征與實(shí)證研究.統(tǒng)計研究，2022，39（1）：31-48.

陳詩一.能源消耗、二氧化碳排放與中國工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展.經(jīng)濟(jì)研究，2009，44（4）：41-55.

王騰，梁晶.基于非期望產(chǎn)出超效率SBM模型的港口能源效率評價.武漢理工大學(xué)學(xué)報（交通科學(xué)與工程版），2018，42（4）：637-641.

陳超凡.中國工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其影響因素——基于ML生產(chǎn)率指數(shù)及動態(tài)面板模型的實(shí)證研究.統(tǒng)計研究，2016，33（3）：53-62.

王文平，錢麗.雙輪創(chuàng)新驅(qū)動中國工業(yè)綠色發(fā)展的測度及門檻效應(yīng)研究.東南大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2021，23（5）：11-25.

王珮，黃珊，楊智婕，等.環(huán)境保護(hù)稅對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究.稅務(wù)研究，2022（11）：66-73.

江永宏，孫鳳娥.中國Ramp;D資本存量測算：1952—2014年.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2016，33（7）：112-129.

張大鵬，涂精華，黃鑫，等.中國旅游上市公司經(jīng)營效率測度研究——兼論公司治理結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng).旅游科學(xué)，2019，33（5）：62-79.

FARE R， GROSSKOPF S， NORRIS M， et al. Productivity Growth， Technical Progress， and Efficiency Change In Industrialized Countries. American Economic Review，1994，84（1）：66-83.

余奕杉，衛(wèi)平.中國城市綠色全要素生產(chǎn)率測度研究.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2021，37（3）：43-52.

劉暢，潘慧峰，李珮，等.數(shù)字化轉(zhuǎn)型對制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響和機(jī)制研究.中國軟科學(xué)，2023，（4）：121-129.

陳詩一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展.經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（2）：20-34.

BECK T， R LEVINE， A LEVKOV. Big Bad Banks？ The Winners and Losers from Bank Deregulation in the United States. Journal of Finance， 2010， 65（5）：1637-1667.

熊飛雪，趙星磊，郭子毅，等.土地整治對農(nóng)業(yè)碳排放的影響研究——基于高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn).中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報（中英文）：2023，31（12）：1-12.

吳育輝，田亞男，陳韞妍，等.綠色債券發(fā)行的溢出效應(yīng)、作用機(jī)理及績效研究.管理世界，2022，38（6）：176-193.

劉和旺，劉池，鄭世林.《環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)（2012）》的實(shí)施能否助推中國企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展.中國軟科學(xué)，2020，（10）：45-55.

HERRERA A M， R MINETTI. Informed Finance Technological Change： Evidence from Credit Relationships. Journal of Finance and Economics， 2007， 83（1）：223-269.

張小可，葛晶.綠色金融政策的雙重資源配置優(yōu)化效應(yīng)研究.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2021（6）：15-28.

王瑤，郭澤光.機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：有效監(jiān)督還是無效監(jiān)督.山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2021，43（2）：113-126.

劉傳江，張劭輝，李雪.綠色信貸政策提升了中國重污染行業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率嗎？.國際金融研究，2022（4）：3-11.

伊志宏，陳欣，田柳.公眾環(huán)境關(guān)注對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2022，42（7）：32-48.

盧建詞，姜廣省.CEO綠色經(jīng)歷能否促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新？.經(jīng)濟(jì)管理，2022，44（2）：106-121.

（責(zé)任編輯" 余" 敏）