綠色債券發行對企業ESG表現的影響研究

葛春瑞，韓 君

（蘭州財經大學統計學院，甘肅 蘭州 730020）

一、引言

改革開放以來，中國經濟發展取得了舉世矚目的成就，已躍升為全球第二大經濟體。但以往粗放式發展帶來的弊端逐漸凸顯，極端天氣、環境污染等問題日益突出，嚴重制約經濟可持續高質量增長。因而，如何處理好經濟發展與生態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濟綠色轉型的政策工具，兼具金融資源配置和環境規制特性，既是政府進行環境治理時發揮金融調控市場的實踐手段，也是傳統環境規制手段的有益補充（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，逐漸被企業接納。2016年，浙江嘉化能源化工股份有限公司作為第一家發行綠色債券的上市企業，債券募集資金8 億元，截至2021 年，境內綠色債券發行量超過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，為企業實現綠色轉型提供助力，給經濟社會帶來正的外部效應。基于此，客觀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。

企業實現可持續發展不僅僅追求財務指標的改善，而是將環境（Environment）、社會（Social）和治理（Governance）納入投資決策因素之中，通過踐行ESG 理念破解可持續發展難題。E 代表企業在環境保護方面履行的責任，包括減少污染、創新綠色產品等；S 代表企業積極承擔社會責任，與利益相關者保持良好的關系，包括勞動規范、產品責任等；G 代表企業治理，包括治理機制、治理行為等（Michaud and Magaram，2006）［2］。已有關于企業ESG水平的研究，大多集中在ESG 帶來的經濟后果，比如，企業ESG表現能夠通過降低代理成本和緩解融資約束渠道改善企業投資效率（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］，提升企業績效（李井林等，2021）［5］，提升上市企業對外投資的可能性和規模（謝紅軍、呂雪，2022）［6］，提高企業價值（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綠色轉型融資困境的重要手段，能否助力企業實現綠色轉型？

以往關于綠色債券的研究主要集中在發行價格和經濟效應方面。在發行價格方面，Baker 等（2018）［13］研究發現，美國貼綠色標簽的綠色債券的發行價格高于普通債券，收益率略低于普通債券（Zerbib，2019）［14］。綠色債券的發行方式、政策支持力度、第三方綠色認證及發行主體的財務狀況對綠色債券發行定價產生一定影響（楊希雅、石寶峰，2020）［15］。在經濟后果方面，Roslen 等（2017）［16］選用6 個國家債券樣本，實證發現綠色債券發行后第一天對公司股價產生積極影響。綠色債券發行能夠引發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］。綠色債券發行具有溢出效應，會顯著降低同行業其他企業的債券融資成本（吳育輝等，2022）［18］。此外，綠色債券會抑制企業“短貸長投”行為（寧金輝、王敏，2021）［19］，提高發行主體綠色創新水平（王營、馮佳浩，2022；張雪瑩等，2022）［20-21］，提升企業價值（馬亞明等，2020；王倩、李昕達，2021）［22-23］。可以看出，鮮有學者探究綠色債券對發行主體ESG水平的影響［24］。為此，本文主要回答以下三個問題：第一，綠色債券發行能否提升企業ESG 水平；第二，綠色債券發行影響企業ESG 水平的潛在機制；第三，綠色債券發行對企業ESG 水平的影響是否因內外部環境不同而有差異。

二、制度背景與研究假設

（一）制度背景

隨著環境保護被納入我國基本國策以及可持續發展戰略的提出，促進綠色發展已刻不容緩。作為綠色金融工具之一的綠色債券，在支持經濟綠色轉型方面發揮著重要作用。2015 年年末，國家發改委出臺了《綠色債券發行指引》，明確了綠色債券的適用范圍包括支持節能減排技術改造、綠色城鎮化、能源清潔高效利用等綠色循環低碳發展項目的企業債券。重點支持節能減排技術改造等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布了《關于開展綠色公司債券試點的通知》，明確規定了綠色產業項目范圍及重點支持項目，鼓勵公司主動發行綠色債券。2017年，證監會實施《關于支持綠色債券發展的指導意見》，對綠色公司債的發行、資金使用及信息披露做了細化規定，有助于積極引導證券交易所債券市場進一步服務綠色產業健康有序發展。2021年，中國人民銀行、國家發改委和證監會發布了《綠色債券支持項目目錄》，統一綠色債券支持項目的范圍，實現國內外綠色債券規范相統一。我國綠色債券發展起步較晚，但發展速度較快，2016—2020 年每年綠色債券發行規模在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展，2021 年貼標綠色債券發行量6 463.5 億元，同比增長123%（張文、陳志峰，2022）［25］。大力發展綠色債券符合“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念，對促進經濟綠色轉型、實現“雙碳”目標、提高可持續發展水平有著重要現實意義。

（二）研究假設

企業能否實現可持續發展，不僅取決于自身經營的成本效益，還取決于企業經營對社會和環境的影響（王禹等，2022）［10］。生態環境治理是一種具有較強外部性的活動，需要企業大量資金投入（Porter and Van der Linde，1995）［26］，且短期內很難帶來經濟效益，在融資約束較大的情況下，企業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境問題的重要手段，綠色債券可以為具有可持續環境效益的綠色轉型項目提供中長期資金，保障環境友好型項目順利進行，產生正的外部效應，從而改善環境績效（詹小穎，2016）［27］。本文認為，企業發行綠色債券主要通過“激勵效應”和“監督效應”兩條渠道促進企業ESG水平提升。

首先，發行綠色債券可以發揮“激勵效應”，通過緩解企業融資約束、激勵企業綠色創新，從而提升企業ESG水平。一方面，綠色債券發行有助于促進企業綠色創新。創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創新的重要因素，較高的融資成本會抑制企業的創新積極性。企業發行綠色債券能夠向社會釋放綠色環保“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綠色投資及環境信息披露（祁懷錦、劉斯琴，2021）［29］，將企業發行綠色債券視為積極承擔社會責任的表現，有助于企業樹立節能減排的綠色形象，獲得投資者的青睞（Flammer，2021）［30］，從而為企業綠色創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，有助于緩解企業的融資約束問題，補償企業在環保上的資源，有利于激勵企業綠色創新（王營、馮佳浩，2022）［20］。另一方面，綠色創新有助于推動企業實現可持續發展。綠色創新技術可以提升企業資源利用效率，減少企業能源消耗，降低能源成本（姜照華、馬嬌，2019）［31］。同時，綠色創新技術有助于提高企業綠色競爭力，塑造履行社會責任的良好形象，有助于獲得公眾支持，從而提升企業價值（Chen 等，2006）［32］。有研究表明，企業綠色創新不僅可以提升企業的環境績效（Carmon 等，2010）［33］，也會提高企業生產效率，降低污染物排放，從而吸引大規模客戶，提高客戶和員工的滿意度，實現企業價值躍升（Jaworski and Kohli，1993；Madsen and Rodgers，2005）［34-35］。因此，綠色債券的發行會緩解企業創新引發的融資約束問題，提高自身創新能力，進而提升企業可持續發展水平。

其次，發行綠色債券可以發揮“監督效應”，通過強化外部監督、降低信息不對稱，從而提升企業ESG水平。一方面，綠色債券作為新型的環保金融工具，發行綠色債券的企業更容易受到資本市場投資者的監督（Tang 等，2020）［36］，會吸引具有專業知識背景的分析師關注，外部分析師人數的增加可以提升企業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，從而改善信息環境，降低信息不對稱，對控股股東的行為產生一定監督效果。另一方面，有效的外部監督能夠抑制經理人的機會主義行為，提升公司治理質量。綠色債券對募集資金的使用和未來現金流的償還具有嚴格的要求，為了防止企業的“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理人濫用職權行為。同時也會緩解投資者與企業之間的信息不對稱（Zhang等，2021）［38］。此外，基于信號傳遞視角，企業發行綠色債券會向市場傳遞綠色轉型和高質量發展的信號，投資者關注到此信號后，會改變對企業長期經營績效的預期，更加看好企業長期發展潛力（陳奉功、張誼浩，2022）［17］，不會因為企業短期經營不佳而立刻拋售股票，給經理人更多的激勵，減少經理人的短視行為，從而有助于企業加快綠色轉型進程，提升企業承擔社會責任的正面形象，實現企業綠色可持續發展。綜上，綠色債券能夠吸引更多的專業分析師跟蹤，強化外部監督機制，進而促使企業實現可持續發展。

基于上述分析，本文提出如下假設：企業發行綠色債券能夠促進其ESG水平提升。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

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；剔除ST、PT 企業；剔除資產負債率大于1 的企業；剔除經營期不滿三年的企業；剔除2021 年第四季度首次發行綠色債券的企業；剔除數據缺失的企業。按照2012 年證監會行業分類標準，發行綠色債券的企業主要集中在制造業、采礦業、電力行業、水利行業、燃氣行業、建筑業、批發零售業及公共設施管理業。為緩解樣本選擇的偏誤，從上述行業中選擇樣本期內沒有發行過綠色債券的企業作為控制組，經過篩選，最終獲得1 389 家上市企業，其中59家企業作為處理組。ESG評級數據來自Wind數據庫，綠色債券數據來自中國金融信息網及CNRDS 數據庫，其他區域數據和企業數據均來自CSMAR數據庫和國家統計局官網。為了消除極端值引起的估計偏誤，本文對所有連續變量在上下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較多且數據較為可靠，華證ESG 指標體系包括環境、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，數值越大表示企業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。樣本期內發行過綠色債券的企業為處理組，其余為控制組。在時間上，企業發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，若該系數為正，則表明綠色債券對企業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：企業規模（size），用企業期末總資產的自然對數表示；資產負債率（lev），用期末總負債與期末總資產的比值表示；總資產收益率（roa），為凈利潤與期末總資產的比值；自由現金流（cash），為經營活動現金流凈額與總資產的比值；企業年齡（age），為截至報告期上市年齡；企業成長性（growth），為營業收入增長率；兩職合一（dual），為董事長兼任總經理情況；獨立董事占比（indep），為獨立董事占董事人數的比例；會計師事務所（Big4），為是否四大會計師事務所；地區人均GDP 增長率（gdp_grow），為各省人均生產總值增長率。

各變量定義見表1所列。

表1 變量定義

四、實證結果分析

（一）描述性統計

由表2各變量描述性統計結果可以看出，企業ESG水平的均值為6.579，標準差為1.137，說明大部分企業的ESG水平等級良好，主要集中在BBB和A級，且各企業之間的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，意味著樣本期內有1.1%的企業發行了綠色債券。控制變量方面，企業規模（size）的均值為22.566，資產負債率（lev）的均值為0.49，總資產收益率（roa）的均值為0.022，自由現金流（cash）的均值為0.014，企業年齡（age）的均值為2.335，企業成長性（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，地區人均GDP增長率（gdp_grow）的均值為0.092。可見，所有變量的分布均在合理范圍之內。

表2 描述性統計

表3 列示了樣本期內我國債券市場中未發行綠色債券和發行綠色債券的雙樣本T檢驗結果。可以發現，發行過綠色債券企業的ESG水平顯著高于未發行過綠色債券企業的ESG 水平。具體表現為：未發行過綠色債券企業和發行過綠色債券企業的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，綠色債券（green）與企業ESG 表現在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ESG 表現存在一定的相關關系。變量間的相關系數最大值為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）的系數為0.242，且在1%水平下顯著為正；第（2）列控制了企業層面控制變量，綠色債券（green）的系數為0.213，仍在1%水平下顯著為正；第（3）列進一步控制了地區經濟增長水平，綠色債券（green）的系數為0.213，且在1%水平下顯著為正。這意味著企業發行綠色債券后，企業ESG水平顯著上升。從經濟意義上講，企業發行綠色債券的概率每增加一個標準差，企業的ESG水平提高1.986%。從控制變量方面來看，企業規模、總資產收益率、獨立董事占比及地區經濟增長水平對企業ESG產生正影響；資產負債率、自由現金流、企業年齡、兩職合一及四大會計師事務所對企業ESG產生負影響。

表5 基準回歸結果

（四）穩健性檢驗

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；處理組公司發行綠色債券當季current為1，其余為0；處理組發行綠色債券后第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，公司發行綠色債券前的各期，before 的回歸系數均不顯著，通過了平行趨勢檢驗。after 的回歸系數在第四期后顯著為正，表明企業ESG 水平在發行綠色債券后得以提升，且綠色債券發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ESG 表現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均值接近于零。圖2 顯示，隨機抽樣的系數估計值分布在零附近，且服從正態分布。隨機抽樣的估計系數均小于本文的實際估計系數，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ESG 表現產生促進作用，前文的結論具有較強的穩健性。

圖2 安慰劑檢驗

3.替換被解釋變量

考慮企業ESG 水平衡量差異可能帶來的估計偏誤，本文采用彭博ESG評級及分項指數作為被解釋變量的替代變量，進一步檢驗綠色債券對企業ESG 水平的影響，回歸結果見表6 所列。列（1）為以彭博ESG評級總指數為被解釋變量的估計結果，綠色債券（green）的系數在1%水平下顯著為正。列（2）～（4）分別為以環境治理（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）的系數均顯著為正。由此，進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

表6 替換被解釋變量

4.PSM和EBM

發行綠色債券的企業可能不是隨機的，為了消除發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變量，通過Logit 模型計算企業發行綠色債券的概率，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），回歸系數在1%水平下顯著為正，結論依然穩健。

表7 其他穩健性檢驗

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，考慮企業資本結構、盈利能力等因素可能對發行綠色債券產生影響。第一步使用probit 模型估計企業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 的系數顯著為負，核心解釋變量的系數在1%水平下顯著為正，意味著在考慮自選擇偏誤后，前文的結論仍穩健。

6.考慮遺漏變量

綠色債券發行對企業ESG 水平的影響還可能存在遺漏變量的內生性問題，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ESG 產生影響的因素。2016年出臺的《環境保護稅法》作為一項制度性法規，可能對企業綠色治理產生一定影響。本文參考王禹等（2022）［10］的做法，將重污染行業作為處理組，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《環境保護稅法》后，核心解釋變量綠色債券（green）的系數仍顯著為正。此外，本文進一步控制了行業層面和企業層面的因素變量，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）的系數仍顯著為正。進一步地，地區制度性差異也可能會導致企業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域因素。回歸結果見表7 列（6），與基準回歸結果相比，綠色債券（green）的系數顯著性未發生明顯變化。

7.更換樣本期

中國綠色債券發行元年為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間。回歸結果見表7 列（7），綠色債券（green）的系數在5%顯著性水平下顯著為正，表明前文的結論依然穩健。

五、進一步分析

（一）影響機制檢驗

前文已經證明企業發行綠色債券有助于提升企業ESG水平，為推斷綠色債券影響企業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ESG表現的直接效應。若α1、θ2均顯著，表明中介效應存在，與此同時，若θ1顯著，則表明中介變量發揮部分中介作用，若θ1不顯著，則中介變量發揮強中介效應；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，檢驗綠色創新（green_inno）的中介效應。本文選取企業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）的系數在1%水平下顯著為正，表明企業發行綠色債券有助于企業綠色創新。列（2）中，綠色創新的系數為正且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明綠色創新有助于促進企業ESG 水平提升；綠色債券（green）的系數顯著為正，表明綠色創新在綠色債券對企業ESG 的影響中起到了不完全中介作用。這意味著綠色創新在“綠色債券→綠色創新→ESG 表現”這一作用路徑中發揮了中介效應。

表8 影響機制檢驗

其次，檢驗外部監督（attention）的中介效應。本文選擇分析師跟蹤數的自然對數為代理變量，分析師關注度越高，說明外界對企業的監督作用越強。表8 所列結果顯示，列（3）中綠色債券（green）的系數為正，但不顯著。列（4）中，分析師關注（attention）的系數顯著為正，表明外部監督有助于促進企業ESG 水平提升；綠色債券（green）的系數顯著為正，但由于α1的系數不顯著，需要進行Sobel 檢驗。檢驗顯示，Sobel 檢驗的Z統計量為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ESG 的影響中發揮了部分中介效應。這意味著分析師關注在“綠色債券→外部監督→ESG 表現”這一作用路徑中發揮了中介效應

（二）異質性分析

1.市場化程度異質性

良好的市場化環境是企業實現可持續發展的重要推動力。地區市場化水平越高，意味著政府行政干預越少（劉鳳委等，2016）［42］，法治化環境較好，市場要素能夠充分流動，可以為綠色債券發行提供良好的外部市場環境，使綠色債券發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綠色債券對企業ESG 水平的影響更大。為了檢驗以上分析，選取王小魯等（2017）［43］對市場化程度的衡量辦法（1），按照年份中位數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企業ESG 水平的正向影響更大，即地區市場化程度對綠色債券的企業綠色治理效應產生了重要影響。

表9 異質性檢驗

2.行業屬性異質性

重污染企業作為污染物排放的主要來源，是生態環境問題的主要“肇事者”（王玉林、周亞虹，2022）［44］。綠色金融作為一種環境規制工具，會嚴格限制向重污染企業提供長期信貸支持。因此，重污染行業企業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而言，重污染企業更加傾向于通過發行綠色債券的方式為自身傳統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企業ESG水平影響更大。為檢驗綠色債券對不同行業企業ESG水平的差異，本文按照行業屬性將樣本劃分為重污染行業和非重污染行業（2）,分組檢驗結果見表9 列（3）—（4）。回歸結果顯示：在重污染行業組別，綠色債券（green）的回歸系數在1%水平下顯著為正；而在非重污染行業組別，綠色債券（green）的回歸系數雖為正但并不顯著。這說明與非重污染行業相比，綠色債券發行能夠對重污染行業企業ESG 水平產生更大的正向影響，表明綠色債券發行能夠推進重污染行業深化改革，實現企業可持續發展。

3.管理層能力異質性

企業治理是決定環境社會責任履行的重要因素，而企業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的聲譽（吳育輝等，2017）［18］，其越具有更豐富的管理經驗和嚴謹的專業判斷能力，越有可能傾向于承擔社會責任（Francis 等，2015）［47］，有利于促進企業實現可持續發展。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，及時動態調整資源配置，在長期戰略上建立競爭力，實現可持續發展。

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展方式提供中長期資金支持，對實現“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行對企業ESG 水平的影響。主要結論如下：綠色債券發行能夠顯著促進企業ESG 水平提升，且該結論經過平行趨勢檢驗、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、重污染行業及管理者能力較強企業中更大；機制檢驗發現，綠色債券通過激勵企業綠色創新與強化外部監督提高企業ESG水平。

根據上述結論，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發行綠色債券，不斷豐富綠色債券政策支持方式，簡化綠色債券發行審批流程，加大對發行主體的財政支持力度。同時，企業要積極轉變發展思維和融資方式，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可持續發展目標。第二，政府要進一步加大對綠色創新的支持力度，通過組合式財政政策激勵企業創新積極性，為企業綠色創新營造良好的外部環境。此外，建立完備的綠色債券信息披露框架，進一步規范綠色債券發行和使用信息披露透明度，有效遏制債券發行主體的“漂綠”行為。第三，政府應不斷優化營商環境，加強法治化環境建設，降低對非國有企業的信貸限制，為綠色債券支持企業綠色轉型提供良好的外部環境。要鼓勵“兩高一剩”行業企業通過發行綠色債券形式向資本市場傳遞積極信號，實現資金融通。此外，企業要注重人才培養，引進具有可持續發展觀和社會責任理念的高學歷背景人才，為實現企業動力變革、效率變革和質量變革提供人才保障。