资本市场的绿色偏好、企业绿色创新与全要素生产率

胡天杨

（武汉工程大学 法商学院，湖北 武汉 430205）

一、引言

党的十九届五中全会已将“碳达峰”和“碳中和”目标纳入“十四五”规划建议，在此背景下，需要引导大量资本投入低碳环保产业。然而生态环境的公共品属性决定了环保企业存在成本和收益上的不对称，使得投入环保产业的资金来源受限，制约了绿色环保的融资来源和长期发展。有鉴于此，鼓励和支持环保行业发展的关键在于如何激励社会资金流入环保行业，使受益者共同承担以支持绿色产业发展。

绿色债券作为将募集金专项用于绿色产业项目的债券工具，所承担的环保产业专项融资的功能会得到更大的发挥空间，发行绿色债券是引导社会资金支持绿色发展的有力金融工具。当前中国上市企业环境信息披露有限（沈洪涛等，2014[1]；杨广青等，2020[2])，上市公司发行绿色债券无疑向投资者传递了该公司不仅具备绿色投资行为偏好，且其环保项目已获得债权融资的双重利好信息。因此文章着重研究发行绿色债券的上市公司是否会获得资本市场的认可，增强绿色信誉并提升市场价值？若资本市场确实存在绿色偏好，则发行绿色债券的上市企业除获得短期市场价值激励外，其长期的全要素生产率水平是否也相应提升？针对以上问题的系统研究，对检验资本市场的绿色有效性、推进绿色债券市场发展，以及制定精准实效的绿色金融支持政策，具有一定的现实意义和研究价值。

有关发行绿色债券与上市公司市场价值的研究，大部分研究观点认为绿色债券对企业市场价值有正向促进作用，主要有三个原因：一是绿色债券发行方式灵活，对企业的环境披露水平有提升作用，可增强企业信用，提高企业声誉效应(Flammer，2021)[3]；二是绿色债券主要投资于中长期项目且融资成本较低，能缓解企业资金约束，增强企业竞争力(Gianfrate&Peri，2019)[4]；三是绿色债券比其他债券对投资者更具吸引力，一方面绿色债券配套有税收优惠和担保政策，并持续披露资金使用情况，使长期投资更稳健安全，另一方面绿色债券可以扩大投资者的投资组合产品种类，减少债券需求波动的风险敞口(Chatzitheodorou等，2019)[5]。现有文献经过实证研究也证明了投资者对绿色债券和绿色基金的发行持积极态度，资本市场对支持清洁能源项目的绿色债券需求逐渐增加，对绿色债券的反应高于普通债券(Jakubik&Uguz，2020；Guild，2020；Glavas，2020)[6-8]。

囿于绿色债券在国内兴起时间较短，国内文献中与此相关的研究尚不多见。基于此，文章以2016—2020年发行绿色债券的数据进行研究，综合使用事件研究，多元回归和工具变量法，以期得到更稳健的实证结果。具体来讲，文章首先利用事件研究法验证上市公司发行绿色债券是否在短期引发了资本市场正向反应，即发行绿色债券的信息公布后，发行绿色债券的公司在窗口期内是否获得更高的超额收益率；其次通过多元回归将绿色债券和传统债券的短期超额收益率进行比较；最后利用工具变量法进行长期分析，探讨资本市场反应背后的作用机制和发行绿色债券的长期影响。

文章在既有文献的基础上基于以下三个方面做出了边际贡献：第一，通过事件研究法验证了资本市场在短期内对发行绿色债券的反应，提供了资本市场存在绿色偏好的经验证据；第二，利用多元回归实证检验了发行绿色债券和普通债券对两类企业产生的不同效果，支持了信号传递理论，为确定资本市场的绿色有效性提供了稳健检验；第三，进一步解析了发行绿色债券影响企业市场价值的长期内在机制，发现绿色债券的发行企业会投入更多研发资金，并获得更多的绿色专利产出，从而将绿色金融有效性的讨论由“是否”有效拓展到“如何”产生效果层面，进一步丰富了相关领域的研究。

二、制度背景与研究假设

1.制度背景

绿色债券作为中国绿色金融体系最具代表性的产品之一，近年来发展迅速。2016年国家发展改革委发布《绿色债券发行指引》，对绿色金融企业债券进行规范的同时梳理了绿色金融支持的重点项目领域，同时规定了现阶段重点支持的项目。可见绿色债券的主要功能在于为绿色项目提供新的融资渠道和长期的融资来源，并为投资者提供可长期持有的绿色资产。绿色债券蓬勃发展的同时也凸显出一些有待完善的问题，2020年7月，中国人民银行会同国家发展改革委、中国证监会起草了《绿色债券支持项目目录（2020年版）（征求意见稿）》，进一步明确了绿色债券定义，细化了绿色项目范畴和类型，建立了绿色项目分类标准体系，自此绿色债券的发展进入到新的阶段。

由于绿色债券的正外部性特征，政府对绿色债券的发行、用途和审批均有优惠政策支持：首先发行绿色债券的企业不受发债指标限制，在资产负债率和募集资金占项目总投资的比例限制上均有所放宽；其次，发行绿色债券的企业可将募集资金用于偿还银行贷款和补充营运资金；最后，政府设有专门的申报受理和审核绿色通道，提高了审批速度和效率。因此，绿色债券相比普通债券来说，对发行人、中介机构和投资者都具有比较优势。具体来讲，对发行人而言，绿色债券的发行期限更长，一般是3～5年，能有效匹配绿色项目的实施周期。绿色债券的发行费用更低，例如上海清算所规定绿色债券的发行登记费率和付息兑付服务费率降低50%，广州对发行绿色债券的企业给予发行费用10%的一次性补贴等。此外绿色债券可以通过专门的绿色通道发行，发行效率更高。对中介机构而言，承销发行绿色债券的中介机构可以在监管评级和证券业协会执业能力评价中获得加分。对投资者而言，绿色债券既有较高流动性又能够满足投资者参与绿色环保主题的投资需求。除上述显性优势，部分绿色债券可以免税，并有发行机构和第三方机构的双重认证，这些隐性优势也使得绿色债券的吸引力增强。

2.研究假设

信息经济学认为，资本市场的上市企业与外部投资者之间存在信息不对称，会导致逆向选择问题(Spence，1974)[9]。信号传递是信息优势方向劣势方传递私有信息并解决逆向选择的主要途径，在资本市场非对称信息存在的情况下，环境友好的绿色上市企业为了获得竞争优势，会利用一定方式向投资者传递企业具备环境优势的信号。其中最常见的方式是定期发布年报和社会责任报告披露企业的环境信息，使投资者精准地识别绿色企业并通过资金给予支持。但以定期报告形式披露环境信息存在几点不足：一是没有强制的环境信息披露义务的企业可能并不重视环境信息的披露，披露信息的缺失将误导投资者对企业价值的判断；二是定期报告的披露通常以一年或半年期进行，时间跨度较长，信息更新的不及时使投资者预期反应滞后；三是环境表现较差的企业也可能会通过披露更多空泛的环境信息冒充环境表现好的企业，存在滥竽充数的现象。

基于此，企业发行绿色债券可被视为环境信息披露以外的另一种绿色信号传递，用以识别绿色企业。原因在于发行绿色债券满足传递信号的两个属性：一是绿色债券的发行属于企业的自愿行为；二是发行绿色债券相比普通债券成本更低，具备传递信号所要求的成本差异性。一方面因其所筹集资金专项支持绿色项目，期限相比普通债券更长，资金的使用上具有更高的稳定性和确定性，并能有效缓解期限错配问题。另一方面是绿色债券的绿色属性使其更易获得政府支持，在申请和审核时有专门绿色通道，更易获得税收优惠和贴息优惠政策。

就市场层面的反应来看，已有研究表明，越受投资者关注的信息越会引发市场波动，即使这些信息与上市企业的基本面无关(Bae&Wang，2012)[10]。随着绿色发展理念日益增强，以及投资者对环保的关注度普遍提高，上市企业的绿色意识和绿色行为也会获得市场更高的关注。而公众和投资者的绿色意识越强，环保类股票的收益率也会随之增加（王宇哲、赵静，2018；方先明、那晋领，2020)[11，12]。综合以上分析，上市企业发行绿色债券可被视为信号发送方向接收方进行信号传递的一种途径，投资者根据企业发行绿色债券的行为将其视为识别绿色企业的判断依据。随着投资者对企业绿色行为的关注度提升，上市企业发行绿色债券将驱动股票市场的收益率增加。综合以上分析，文章提出如下假设：

假设H1：短期来看，上市企业发行绿色债券会提升其股票收益率。

外源融资是企业进行研发活动的主要资金来源（解维敏、方红星，2011）[13]，发行绿色债券的企业在缓解融资约束后，有更多的资金用于绿色技术投入和绿色项目的开发。以节能环保、清洁生产和清洁能源等为代表的绿色项目，具有科技含量高和能源消耗低的属性特点，对绿色技术存在较高需求，因此发行绿色债券的企业应当会更注重绿色技术的研发投入。进一步地，研发投入的增加会带来绿色创新产出的增长（杜金岷等，2017)[14]。从另一方面看，市场通过交易方式引导资源流入绿色创新能力强的企业，能更好地激励企业自主开展绿色创新（齐绍洲等，2018）[15]，提升企业效率水平。资本市场通过提升发行绿色债券的上市企业股票收益率，能振兴企业信心，使企业更高效利用资源，促进全要素生产率的增长。由此文章提出如下假设：

假设H2：长期来看，发行绿色债券的上市企业具有更高绿色创新能力和全要素生产率水平。

三、研究设计、变量与数据

1.研究方法

（1）事件研究法

文章首先利用事件研究法，考察发行绿色债券对上市企业市场价值的影响。参照现有的研究做法，将累积超额收益率(CAR)作为企业市场价值的代理变量，将企业发行债券的首个交易日作为事件日。对事件窗口期的选取，现有的相关文献研究并无一致定论，但一般包含事件发生前几日和后几日。这是因为在事件发生之前，市场已经对企业发行债券形成了一定预期，可能有超前反应；而事件发生不止在当日产生影响，对股价的反应可能存在一定滞后效应。但窗口期的选取不能过长，过长则有可能会出现多个事件叠加，不能准确识别所研究事件的市场反应。因此，文章选择(-1，+1)窗口期，即事件发生前一个交易日至事件发生后一个交易日，共3个交易日。并用(-2，+2)的窗口期进行稳健性检验。同时，采用一般文献的通用做法，选取事件日前的200日，即(-240，-41)作为估计期。

文章在计算超额收益率时，为了克服统计偏差，将同时采用市场模型、Fama-French三因素模型和Fama-French五因素模型分别计算超额收益率，以期获得更稳健的结果。

市场模型为：

其中，Rit表示股票i在第t日的实际收益率，Rmt表示第t日的市场收益率，采用股票i所属市场的指数回报率进行计算。

股票超额收益率为：

三因素模型为：

其中，Rit-Rft和Rmt-Rft分别表示根据无风险收益调整后的个股i收益率和市场收益率，SMBt表示在t时期流通市值低的组合与流通市值高的组合收益率之间的差异，HMLt表示t时期账面市值高的公司组合与账面市值低的公司组合收益率之间的差异。加入上述新的风险因素后，三因素模型度量的股票超额收益率为：

五因素模型为：

五因素模型在三因素模型基础上继续增加代表公司盈利和投资的因素。其中，RMWt表示t时期盈利能力强的公司组合与盈利能力差的公司组合收益率之间的差异，CMAt表示t时期投资水平低的公司组合与投资水平高的公司组合收益率之间的差异。在加入了上述新的风险因素后，五因素模型衡量的股票超额收益率为：

（2）多元回归法

文章还采用多元回归法，通过比较事件发生后不同类别的企业超额收益率之间是否存在差异，即处理组是否显著异于对照组，以此方式进一步精确衡量发行绿色债券对企业累积超额收益率的影响。同时，将其他可能影响到超额收益率的因素纳入回归模型中，确保结果的准确性。

具体而言，文章将2016—2020年间发行绿色债券的上市企业作为处理组，将同期发行普通债券的上市企业作为对照组，以上市企业在事件窗口期的累积超额收益率CAR(-1，+1)作为被解释变量，以区分处理组和对照组的虚拟变量Greeni作为核心解释变量进行多元回归，同时控制了其他可能影响股票超额收益率的因素。模型如下所示：

其中，控制的影响因素Xikj包括企业规模、前十大股东控股比例、托宾Q、债务股权比率和企业的资产净利率等企业层级变量。Listikj表示股票市场类型（上交所或深交所上市）、此外，根据企业所属行业、所处地区的差异分别控制了相关的固定效应，industryk和cityj分别为行业效应和地区效应。

2.变量定义

文章在事件分析法的基础上，通过多元回归分析进一步对发行绿色债券在资本市场的反应进行衡量。以事件分析法得到的上市企业在发行债券的事件窗口期所获得的累积超额收益率作为被解释变量，以上市企业所发行的债券是否是国家发改委认定的绿色债券作为解释变量，进行回归分析。其优势在于，能够为发行绿色债券的上市企业找到对照组，即发行普通债券的上市企业，以便将二者的市场反应进行对比。如果上市企业发行普通债券时累积超额收益率与发行绿色债券时的累积超额收益率存在显著差异，则进一步验证了资本市场对发行绿色债券有正向的反应。具体的变量定义和解释如表1所示，其中被解释变量CAR数据源于事件分析法的计算，上市企业发行绿色债券的信息来源于国泰安(CSMAR)数据库，上市企业发行普通公司债的信息来源于万得(Wind)数据库，企业的相关财务指标数据整理自国泰安数据库。

表1 变量定义

四、实证结果分析

1.事件研究法结果

文章通过事件研究法检验在上市企业发行绿色债券前后，该公司股票的超额收益率是否发生变化，从而考察发行绿色债券是否获得资本市场的正向反馈和认可。图1展示了根据市场模型测算的(-3，+3)事件窗口期内发行绿色债券的上市公司股票的日超额收益率和日累积超额收益率变化趋势。可以发现，在事件发生的前一天至事件发生的第二天，日超额收益率出现了明显的增加再回落的趋势，因此也带来累积超额收益率的上升。

图1 发行绿色债券的上市公司在(-3，+3)事件窗口期日超额收益率和累积超额收益率

图1通过直观的趋势变化表明了发行绿色债券这一事件对上市公司的股票收益率所产生的正向影响，在此基础上继续对正向影响的程度和显著性进行分析。资本市场对发行绿色债券的上市公司在(-1，+1)和(-2，+2)的事件窗口期内股票的累积超额收益率如表2所示。在(-1，+1)事件窗口期内，三种模型下股票的累积超额收益率均在5%的置信水平上显著异于0，说明发行绿色债券为上市公司带来了约5%～7%的超额收益。同时应注意到，这种反应的时效性极短，当把窗口期扩展到(-2，+2)时，只有五因素模型分析下的超额收益率显著不为0，市场模型和三因素模型的结果均不显著。以上结果表明了资本市场存在“绿色偏好”，对企业发行绿色债券的事件确实会出现正向反应，但这种反应是短促的，市场会及时消化发行绿色债券带来的利好，股票收益率在发行债券的1～2天后会回归正常水平。以上结果支持了假设H1。

表2 上市企业发行绿色债券的市场反应

2.多元回归分析

文章采用多元回归分析方法进行稳健性检验，利用模型(7)估计发行绿色债券对企业累积超额收益率的影响大小。根据前文分析，可以预测到发行绿色债券对上市企业的累积超额收益率高于对照组企业，即模型(7)中的系数β应当显著为正。此处采用OLS方法进行估计，控制了上市企业行业和地区固定效应，并用稳健标准误作为显著性判断。表3汇报了多元回归分析的结果，在未控制其他影响因素前，发行绿色债券的企业累积超额收益率比对照组企业（即发行普通债券的上市企业）的累积超额收益率高0.85%，且估计结果在10%的水平下显著。控制了可能对超额收益率产生影响的企业层面特征变量及固定效应后，发行绿色债券的企业累积超额收益率比对照组企业高0.96%，且估计结果在5%的水平下显著，与事件研究法所得结果一致。这意味着，当上市企业发行绿色债券后，市场对这些企业的绿色认可度增强，从而显著提升了发行绿色债券上市企业的累积超额收益率。

表3 多元回归分析结果

五、经济结果分析

在上文分析中，已采用事件研究法和多元回归分析得到了基本一致的结果，即发行绿色债券提升了市场对发债的上市企业的认可和预期。在验证了资本市场存在短期绿色偏好的基础上，进一步探讨与发行普通债券的上市企业相比，发行绿色债券会对上市企业的经济后果产生怎样的影响？对这一问题的分析可以更好解释为什么市场会对上市企业发行绿色债券的消息产生正面预期，以及这种预期从长期来看是否准确。由于缺乏相关的上市企业污染数据，研究不能测算上市企业的绿色全要素生产率水平，故利用OP和LP方法计算了发行绿色债券和发行普通债券上市公司的全要素生产率，以此作为结果变量。

由经济结果分析主要观察2012—2019年间发行绿色债券与普通债券的公司在全要素生产率这一经济结果上会有何种差异出现。由于核心解释变量可能具有内生性问题，例如企业的全要素生产率水平越高，越倾向于通过长期投资进行技术创新研发，实施环保节能等绿色技术含量高的项目，使得这些企业更有实力和意愿发行绿色债券，从而带来反向因果关系。因此，文章通过构建工具变量法解决这一问题。

参照陈诗一、陈登科(2018)[16]的方法，文章采用政府环境治理变量GER作为企业是否发行绿色债券的工具变量。该指数的构造方法具体包括以下步骤：第一步，搜集全国31个省份（不含港澳台地区）的2012—2019年政府工作报告，第二步，对文本进行分词处理，最后找出与环境相关词汇及其出现的频次，计算这些词汇占政府词频总数的比重。政府工作报告中关于环境的相关词汇出现比重越高，说明当地政府对绿色发展和环境保护更为重视，则更具备引导当地企业发行绿色债券的内在驱动力，如鼓励并奖励当地发行绿色债券的企业，对这些企业给予便捷审批程序和优惠政策等。同时政府工作报告中环境词汇数量作为省级层面的变量，直接影响到企业全要素生产率水平的可能性较小，满足工具变量的外生性条件。根据两阶段最小二乘法(2SLS)估计设定如下模型：

其中，i表示企业，j表示城市，k表示行业，t表示年份，Yijkt是模型的因变量，即通过OP和LP方法计算出的上市企业全要素生产率；Greenikj为区分处理组和对照组的虚拟变量，与模型(7)一致，当上市公司为发行绿色债券的公司时该变量取值为1，当上市公司为发行普通债券的公司时取值为0；GERikj为上市企业所在省份的政府环境治理指标；λjk和δkt分别为行业固定效应和年度固定效应；β1表示上市企业发行绿色债券这一事件对发行企业的平均处理效应。Xijkt为相关控制变量，基于已有文献的分析，文章主要的控制变量包括：企业规模(Log(asset))、杠杆比率(Leverage)、资产净利率(ROA)、前十大股东持股比例(top10share)，企业的年龄(age)，企业的销售费用(Log(salesfee))及销售利润(Log(salesprofit))。

文章对模型(8)和(9)进行了回归分析，主要观察发行了绿色债券的企业和未发行绿色债券的企业在全要素生产率方面是否存在显著差异，结果如表4所示。第二阶段的回归结果表明发行绿色债券在5%的显著水平上有效促进了企业全要素生产率的提高，在控制行业和年度固定效应后，回归结果的显著性水平提升了，系数也有所增加。说明在控制固定效应后，发行绿色债券的上市企业其全要素生产率提升了3.45%～3.71%，且结果在1%的水平下显著。

表4 经济影响分析结果

六、机制检验

前文验证了发行绿色债券不仅在资本市场上产生短期正向反应，还能在长期促进上市企业全要素生产率提升，那么影响的原因是什么？研究选用2012—2019年的数据，以国家发改委发布《绿色债券发行指引》为外生冲击构建准自然试验，建立以下双重差分(DID)模型：

其中，i表示企业，j表示城市，k表示行业，t表示年份，Yijkt是模型的因变量，主要选取企业营业收入规模(Sales/asset)，企业研发投入(RDspend/asset)，企业绿色产出（绿色专利申请数和授权数）；Greenikj为区分处理组和对照组的虚拟变量，与模型(7)一致，当上市公司为发行绿色债券的公司时该变量取值为1，当上市公司为发行普通债券的公司时取值为0；Postt是年度虚拟变量，考虑到2016年1月国家发改委发布了《绿色债券指引》，中国自此开始正式发行贴标绿色债券，因此Postt在2016年及以后取值为1，否则为0；αi为个体固定效应；λjt和δkt分别为城市年度交互固定效应和行业年度交互固定效应；β1表示上市企业发行绿色债券这一事件对发行企业的平均处理效应。Xijkt为相关控制变量，基于已有文献的分析，文章主要的控制变量包括：企业规模(Log(asset))、负债比率(Leverage)、资产净利率(ROA)、前十大股东持股比例(top10share)，以及企业的托宾Q值(TobinQ)。

表5是模型(10)进行的回归结果，表明在国家颁布《绿色债券指引》之后，发行了绿色债券的企业在研发投入规模上比未发行绿色债券的企业上升了0.26%个水平单位，与研发投入规模的平均值0.016相比，增加幅度达到了16.7%左右，并且在5%的水平下显著。同时，从长期来看发行绿色债券的企业也具有绿色创新优势，处理组相比对照组而言，无论是绿色专利的申请数量还是授权数量均有显著提升，绿色专利申请数量增加了4.57个单位，绿色专利授权数量增加了2.48个单位，且在5%的水平下显著。

表5 模型(10)的经济影响分析结果

导致以上结果出现的可能原因在于：一是发行绿色债券规定了企业必须将发债所筹措到的资金专项用于绿色项目，而绿色项目的实施对技术上的要求更高，因此需要在研发领域有更多投入，研发投入的增加促进了绿色专利的产出；二是发行绿色债券也表明该企业更关注绿色环保领域的发展，以期在绿色领域能获得竞争优势。为获取和保持在绿色环保市场上的优势地位，企业有意识地增加研发投入，注重绿色技术的创新，引致研发投入和绿色专利的增加。绿色创新能力的提升促进了企业全要素生产率的增加，从而支持了假设H2。

七、结论

绿色债券作为绿色金融市场上较为成熟的融资工具，是引导社会资金流入低碳环保等领域的重要抓手。中国金融体系长期存在对银行贷款依赖度过多和短期债务水平过高的问题，引入绿色债券这一融资工具，不仅能缓解企业在环保领域融资渠道单一的限制，还能向企业提供长期的资金，为绿色项目的顺利开展提质增效。

文章通过检验发行绿色债券后中国股票市场的反应来估计上市企业发行绿色债券对企业价值的影响，探讨绿色债券在资本市场的认可度，以及其长期的经济作用，基于2016—2020年上市企业的发行绿色债券数据和企业财务数据，文章得出以下结论：

上市企业发行绿色债券的前后3天时间窗口期内，其获取了5%～7%左右的股票累积超额收益。在该时间窗口期内，发行绿色债券的上市企业股票累积超额收益率相比发行传统债券的企业高0.96%，且在5%的水平下显著。进一步通过采用2012—2019年上市企业的年度数据，结合上市公司全要素生产率对长期影响进行了估计。结果表明，发行了绿色债券的企业相比未发行绿色债券的企业而言，全要素生产率水平提升了3.4%～3.7%。通过机制检验发现，全要素生产率提升的主要原因在于发行绿色债券的企业更多关注技术创新和研发，绿色创新能力更强。文章的研究结果不仅对上市企业的绿色发展具有参考价值，也为今后引导和培育绿色市场，实施相关政策提供了一定借鉴和启示。

第一，要加快推进企业发行绿色债券，研究结论在一定程度上证明了资本市场已具备绿色偏好，投资者对发行绿色债券的上市企业认可度和预期逐渐提升，上市公司发行绿色债券能够提升其在资本市场的市场价值，有助于上市企业增强在绿色领域发展的信心。当前有部分企业已达到绿色债券发行标准却并不积极申请发行绿色债券。只有使这些企业意识到发行绿色债券能获得资本市场正向反应，才会积极参与发行绿色债券，扩大绿色债券市场规模，拓宽直接融资渠道。

第二，要强化企业绿色创新能力，促进生产效率提升。融资约束得到缓解后，发行绿色债券的企业全要素生产率得到了显著提升，这表明社会资本的融资引导产生了较好的经济效果。下一步需要对企业在直接融资中所获资金的使用行为进行引导和监督，确保企业将绿色债权融资和股权融资所得到的资金投入到研发周期长但对经济能产生深远影响的绿色技术研发领域，提升企业的全要素生产率，更好地推进产业经济的绿色转型升级，实现经济的高质量发展。