綠色創新如何影響隱含權益久期？

摘 要：基于2008—2019年中國A股上市工業企業數據，運用多元線性回歸模型探討綠色創新對隱含權益久期的影響及其作用機制。研究發現：綠色創新的實施增加了企業的隱含權益久期。機制分析表明，綠色創新在短期內抑制企業的增長，長期內則提高了企業的成長潛力，因此實施綠色創新的企業的現金流將較少集中在近期。此外，國有企業可以更快突破綠色創新短期內的抑制作用，從而減小綠色創新對隱含權益久期的影響。鑒于此，決策部門應充分關注綠色創新的雙重外部性，明晰其長短期經濟效益差異，助力企業綠色創新。

關鍵詞： 綠色創新；綠色專利；隱含權益久期；現金流久期

中圖分類號：F275; F832.5 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2024）04-0033-09

一、引 言

綠色創新是新時代我國經濟與環境協同發展的關鍵[1]，也是企業塑造獨特競爭優勢和技術壁壘的根本途徑[2]。綠色創新是指通過改進流程、技術、系統、產品和管理實踐來減少污染，從而減少企業對環境的負面影響[3]。雖然越來越多的企業將綠色創新納入其經營戰略，但學者們對綠色創新的經濟后果目前持不同的觀點。一種觀點認為綠色創新可以從公司治理[4]、經濟績效[5]、企業形象[6]、股權價值[7]、企業風險[8]等方面對企業產生正向影響。也有一部分學者認為由于綠色創新的雙重外部性和本身的不確定性，進行綠色創新的企業可能面臨投入和收益不成正比的風險[9，10]、承擔綠色創新帶來的負面影響[11，12]。由于綠色創新是一項長期、復雜且重要的活動，對其影響的探究實屬必要。

久期的概念最早由Macaulay在1938年提出，定義為證券持有人從證券中獲得現金流的時間的加權平均值[13]，是固定收益證券的一個重要且公認的風險特征[14]。權益久期從債券久期發展而來。相較于久期在固定收益證券中較為成熟的理論和應用，權益久期缺乏較獨立的理論框架。權益久期是指股東通過未來現金流實現當下權益價值的加權平均時間，其本質是衡量企業的預期現金流在未來時期的分布以及折現[15]。相比于債券久期，權益久期中的現金流的支付期限是不確定且不固定的，且未來股權現金流的規模無法確定。Dechow等利用財務報表數據將麥考利久期和基于貼現現金流的股票估值分析模型相結合，開發出了隱含權益久期的衡量方法[15]。隱含權益久期是股東通過未來現金流實現當下權益價值的加權平均時間，逐漸成為股票風險的衡量標準[16]，有助于解釋股票的橫截面回報[17，18]，還從“價值/成長”維度，提供了一個在從業者中流行的、關于股票風格特征的自然且可靠的排名[19]。目前，有關隱含權益久期的實證研究較少，國內有關權益久期的研究更多的是停留在概念層面的探討[20-22]。且在已有的少量的實證研究中，更聚焦于權益久期的影響和價值，如將隱含權益久期特征影響企業并購活動相聯系[23]等研究，而非權益久期的影響因素。目前尚未有研究從權益久期的角度來探索綠色創新的影響。

企業的綠色創新是一項高投入、高風險、高回報的活動，從投入研發、申請專利到實際應用的整個過程都存在極大的不確定性。目前有關綠色創新對企業的消極影響的實證研究較為分散，且多數關注財務績效，探討綠色創新在企業權益風險領域的影響的研究較少。綠色創新可以通過改變企業現金流的分布影響企業的隱含權益久期[19]?；诖耍?008—2019年中國A股上市的工業企業為初始樣本，通過多元線性回歸、穩健性檢驗、機制分析和異質性分析，探討綠色創新對隱含權益久期的影響機制，以期為企業進行綠色創新實踐提供理論指導。

二、理論分析與研究假設

從理論分析角度來看，久期是各期現金流支付所需時間的加權平均值[13]。隱含權益久期是由未來預期現金流的分布以及折現率決定的，其間接影響因素有賬面市值比和市盈率等[15，19]。綠色創新通過影響未來預期現金流的分布來分析其對隱含權益久期的影響。根據以往的文獻研究，綠色創新存在雙重外部性，即創新階段和擴散階段的溢出效應［24］。這種特征可能存在利他性，使綠色創新企業承受更高的創新成本。例如，企業的創新可能使得行業競爭者通過“搭便車”的方式，以較低成本獲取綠色創新企業的知識成果，從而實現相對的成本優勢，而實施綠色創新的企業將承擔額外的成本[9，25]。由于綠色創新活動具有風險高、回報期長、市場不確定性大等特點，開展綠色創新的過程從投入研發到成果轉化都需要巨大的前期投入和持續不斷的資金支持[10]。這要求企業具有良好的融資能力和充足的自由現金流。而新興不完善市場可能無法及時為綠色創新企業提供足夠的補償，進行綠色創新的企業可能面臨投入和收益不成正比的風險[9]。

然而，從長期來看，綠色創新能為企業帶來獨特的綠色競爭優勢，是長久塑造企業競爭優勢和技術壁壘的根本途徑[2]。有學者認為綠色創新可以彌補公司治理機制的缺陷[4]，提高企業的經濟績效[5]、企業形象[6]。在公司股權價值方面，有學者認為綠色創新會為公司帶來更高的股本回報率、資產回報率、利潤留存率、超額收益率和更低的股權資本成本[7]。在企業風險領域，綠色創新有助于降低企業的環境風險、縮小財務風險敞口、對股價波動產生防御效應和降低未來股價崩盤風險等[8]。鑒于此，綠色創新與隱含權益久期的關系仍是一個實證問題。因此，在推導綠色創新與隱含權益久期之間的關系時，提出競爭假設。

首先，綠色創新可能與隱含權益久期呈正向相關。綠色創新的雙重外部性導致其在前期研發投入、成果應用化和商業化各個階段均存在很高不確定性[25]。從短期來看，實施綠色創新策略的企業需要支付額外的成本，但未必可以從中獲得相應的補償[26]。例如，有研究表明，企業綠色創新的產出的轉化率難以保障，僅有19%的企業可以將綠色創新成果轉化為經濟效益。綠色創新活動是一個漫長的過程，許多學者對綠色創新的短期經濟效應持悲觀態度[27]。然而，從長遠來看，綠色創新可以幫助工業企業提高生產過程中的資源利用效率，降低污染物的處理成本，拓展綠色產品市場[9]。綠色創新展現了企業對長期發展、社會發展的重視，因此綠色創新程度較高的企業能夠擁有更好的聲譽，可能會獲得市場準入并吸引更多的利益相關者和勞動力等。

綠色創新成果的轉化需要一定的時間，因此在短期內增加企業開發成本的同時無法立刻增加企業的效益。隨著綠色創新成果在生產經營過程中的應用，企業可以逐漸獲得競爭優勢，得到綠色創新的市場補償效應，從而增加企業績效[28，29]。綜上，綠色創新可能會通過成本效應在短期內暫時抑制企業的增長，甚至對企業績效產生負面影響；但長期來看，將提高企業的競爭能力和擴大企業的成長空間。因此，實施綠色創新的企業的預期現金流更有可能在較遠的未來實現，而非集中在近期。根據以上分析，本文提出如下假設：

H1 實施綠色創新策略的企業的隱含權益久期更長。

然而，學者們對于綠色創新對企業績效的影響并未達成一致。有研究表明綠色創新產出可能會直接造成企業績效的提高[30]。有效的政府扶持策略和市場信息環境將加速企業從綠色創新中獲得相應的補償。同時，也有學者認為，綠色創新與企業績效之間的關系有較大的不確定性，可能為非線性關系[31]。因此，綠色創新對未來企業現金流的分布的影響也可能存在不確定性，據此提出如下競爭假設：

H2 實施綠色創新策略的企業的隱含權益久期更短。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

選擇上市的工業企業作為研究對象。為了檢驗工業企業的綠色創新與隱含權益久期之間的關系，本文從國泰安（CSMAR）數據庫和中國研究數據服務平臺（CNRDS）收集相關數據，以2008—2019年中國A股上市的工業企業為初始樣本。其中，國泰安數據庫提供了fb928827428f7a45824ac031635b477c10c97066ba6ea765b19560b98bcb1c19企業的基本信息、財務數據和各類指標等，中國研究數據服務平臺提供了企業的綠色專利等綠色創新數據。

首先，在數據收集過程中對相關變量不足和缺失的數據進行剔除；其次，將公司類型定位于“集團公司合計”，提高了財務數據的可比性；最后，為了消除異常值的影響，在1%和99%水平上對數據進行了縮尾，并保證每個行業至少有兩家以上的公司。最終樣本包括2023家公司共8229個觀察值，具體見表1。表1展示了按年份劃分的樣本分布。

（二）變量選取

1.綠色創新的衡量標準。

綠色專利被視為影響可持續發展的綠色創新的重要組成部分，能廣泛地體現綠色創新的進展。參考過往文獻［1，11，12］并考慮到中國數據的可用性，本文使用綠色專利作為衡量綠色創新程度的指標，具體數據來自CNRDS數據庫。CNRDS數據庫將綠色專利分為發明專利和實用新型專利兩類，綠色發明專利創新含量高，突出科學突破，而綠色實用新型專利側重于實用性，包括已有技術的新應用。

使用“當年獨立申請的綠色發明數量”的專利指標來衡量綠色創新。選取綠色發明專利更能體現企業綠色創新的質量，減少企業為了迎合政府政策監管或尋求政策套利等“假”綠色創新行為對研究的干擾。采用申請數量和申請年來定義變量的優點在于，第一，能夠減少專利授權量因沒有按時繳納年費而被取消的特殊情況，這類情況很難及時披露；第二，專利申請數據更加穩定；第三，專利從申請到授權再到引用通常需要經歷數年的時間，在此過程中可能已經對企業產生影響，因此選用申請年的數據更具有及時性。

2.隱含權益久期。

隱含權益久期從麥考利久期發展而來。相似地，隱含權益久期反映了各期股權現金流到期時間的加權平均值。麥考利久期如下：

D=∑Tt=1t×CFt（1+r）tP （1）

其中，CFt代表t期現金流，r代表到期收益率，P代表債券價格。

與麥考利久期不同的是，權益久期中的現金流的支付期限是不確定的，且股權現金流的規模無法事先預知。對此，Dechow等學者將權益久期中的現金流支付期限劃分為時間長度為T的有限期部分和無限期部分，而未來現金流規模則通過過去的財務數據以及通過盈利能力和增長能力的自回歸過程來生成預測［15］。

本文采用Dechow等學者開發的隱含權益久期的衡量方法，具體公式如下：

D=∑Tt=1t×CFt（1+r）t∑Tt=1CFt（1+r）t×∑Tt=1CFt（1+r）tP+

∑SymboleB@t=T+1t×CFt（1+r）t∑SymboleB@t=T+1CFt（1+r）t×∑SymboleB@t=T+1CFt（1+r）tP （2）

其中，P表示股票的市場總價值，CFt表示股權現金流，r表示預期的股權回報率。

式（2）將隱含權益久期表示為有限期久期和無限期久期的加權之和。假設無限期現金流為永續年金，則其折現值等于股票價格中所隱含的、可被觀察到的市值和有限期現金流的現值之間的差額：

∑SymboleB@t=T+1CFt（1+r）t=P－∑Tt=1CFt（1+r）t（3）

若無限期現金流被假設為永續年金，則其對應的久期為T+1+rr。將此表達式代入式（1）和式（2）后得到隱含權益久期最終的表達式：

D=∑Tt=1t×CFt（1+r）tP+T+1+rr×

P－∑Tt=1CFt（1+r）tP（4）

基于財務報表中的信息生成對有限期內未來股權現金流CFt的預測，CFt為公司凈利潤與權益賬面價值增長額之間的差額：

CFt=Et－（BVt－BVt－1）（5）

其中，Et表示t期期末的會計凈收益，BVt表示t期期末權益的賬面價值。對式（5）進行變形：

CFt=BVt－1×EtBVt－1－BVt－BVt－1BVt－1（6）

其中，EtBVt－1可以用凈資產收益率（ROE）表示，BVt－BVt－1BVt－1表示賬面權益增長率。

參考Weber的建議，設定15年為公司的有限預測期限（即有限期），并根據式（6）求出有限期內各期預期現金流CFt及其折現值[18]。根據式（6），分別計算有限期內各期的ROE以及賬面權益增長率的預測值。

首先，計算ROE的預測值。根據以往的研究，ROE遵循一個緩慢的均值回復的一階自回歸模型，其長期均值漸進于長期權益成本[15]。按照2012年中國證監會行業分類，分別計算各行業2000—2020年內的企業隱含權益資本成本的均值作為長期權益成本（r）的代理指標。此外，通過一階自回歸并控制個體、時間固定效應分行業得出ROE的一階自回歸系數α，因此，基于第t0期的ROE，可以通過式（7）計算出有限期15年內的各期預期ROE。

ROEt=αROEt－1+（1－α）r+εt （7）

其次，按照類似的模型計算賬面權益增長率的預測值。Nissim和Penman[32]的研究發現，歷史銷售增長率比歷史賬面凈值增長率更能預測未來的賬面價值增長率。銷售增長率也遵循均值回復的一階自回歸模型，最終其長期均值將漸近于長期宏觀經濟平均增長率。根據1961—2016年的工業GDP增長率，計算出平均值為13.2%。通過一階自回歸并控制個體、時間固定效應分行業得出銷售增長率的一階自回歸系數。同理，基于第t0期的銷售增長率，通過均值回復的一階自回歸模型，可以計算出有限期15年內各期的預期銷售增長率，即賬面權益價值增長率預測值。結合第t0期的賬面權益價值，可以計算出有限期15年內各期的賬面權益價值。由此，可以通過式（5）和式（6）得出未來有限預測期內各期預期股權現金流的值，通過長期權益資本成本折現后得出有限預測期內實現的股權現金流占市場現值的比例，代入式（4）中求出最后的隱含權益久期。

3.控制變量。為了更好地研究企業綠色創新活動對隱含權益久期的影響，本文納入了一組可能對隱含權益久期造成影響的控制變量，包括公司規模（Size）、公司年齡（Age）、資產有形性（Tang）、財務杠桿率（Lev）、盈利能力（ROA）、市盈率（PE）、托賓Q值（Tobin_Q）。所有主要變量的具體定義如表2所示。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計分析

表3提供了2008—2019年8229個公司年觀測樣本的因變量、自變量和控制變量的描述性統計。在對連續變量1%和99%的水平上進行縮尾后，異常值的影響減小。樣本中工業企業的平均隱含權益久期為23.580年，表明工業企業股東平均需要23.580年的現金流來實現當前股票價值。當年獨立申請的綠色發明專利的平均值為6.580，意味著平均每家公司每年大約有7項綠色發明專利。樣本企業的綠色專利的標準差為27.450，中位數較小且十分靠近5分位數，說明工業企業之間在獨立研發綠色專利數量上存在顯著差異，我國上市公司綠色創新水平差異較大，且多數集中在較低的綠色創新水平。

此外，控制變量財務杠桿率、資產回報率、資產有形性、公司規模、公司年齡、市盈率、托賓Q值的均值、標準差、最大值和最小值等統計特性均說明了樣本觀察的特征。

表4給出了所有回歸變量之間的皮爾遜相關系數矩陣。相關系數矩陣的結果為假設H1提供了初步的證據，當年獨立申請的綠色發明專利與隱含權益久期的相關系數為正，在1%的水平上綠色創新與隱含權益久期呈顯著正相關。綠色創新使企業的現金流分散在未來，而非近期。并且本文選取的控制變量大多與因變量隱含權益久期顯著相關，消除了較多的干擾因素。

（二）基準回歸結果分析

通過估計以下面板回歸模型來研究企業綠色創新與隱含權益久期之間的關系：

Durationi，t=β0+β1GreenPatenti，t+β2Sizei，t+

β3ROAi，t+β4Tangi，t+β5Levi，t+β6Agei，t+

β7PEi，t+β8Tobin_Qi，t+IndustryFE+

YearFE+εi，t（8）

其中，Durationi，t表示企業的隱含權益久期，通過Dechow等［15］和Weber［18］的研究方法和模型計算而得。GreenPatenti，t是自變量，表示當年獨立申請的綠色發明數量，是對綠色創新水平的衡量。同時，該模型控制行業及年份固定效應。

表5描述了企業綠色創新與隱含權益久期之間的基準回歸結果。結果顯示，在列（1）和列（2）中，在控制了行業和年份的固定效應后，無論是否加入控制變量，GreenPatent的系數在1%的置信水平上顯著為正。這樣的結果表明綠色創新程度較高的企業具有較長的隱含權益久期，支持了綠色創新與隱含權益久期呈正相關的假設H1，從而拒絕了實施綠色創新策略的企業的隱含權益久期更短的假設H2。企業實施綠色創新會讓近期的現金流比重下降，使未來的現金流更加分散在遠期。

（三）穩健性檢驗

本文實施一系列穩健性測試檢驗基準回歸的結果是否受到某些偶然因素主導。

1.其他回歸樣本。

在基準測試中，利用“集團公司合計”的獨立申請綠色發明數量衡量公司的綠色創新。對于部分上市公司而言，集團的綠色創新水平可能難以等同于公司自身的綠色創新水平。因此，本文同樣采用上市公司本身當年獨立申請的綠色發明數量衡量綠色創新，重新合并整理數據后進行基準回歸，總計得到4689個樣本。結果如表6列（1）和列（2）所示，可得GreenPatent的系數依舊顯著為正。這說明綠色創新會增加企業隱含權益久期的結論具有一定的穩健性。

2.綠色創新的其他衡量方法。使用綠色創新的三個替代指標衡量企業的綠色創新水平。在表6的列（3）中，利用“集團公司合計”的當年獨立申請的綠色實用新型數量（GreenPatent2）作為新的衡量指標。綠色實用新型專利側重于實用性，包括已有技術的新應用。除獨立申請的綠色發明之外，同時將聯合申請的綠色發明納入考慮，這同樣也能在一定程度上代表公司的綠色創新水平。在表6的列（4）中，利用“集團公司合計”的當年獨立申請和聯合申請的綠色發明數量（PatentSum1）衡量工業企業的綠色創新水平。在表6的列（5）中，則采用“集團公司合計”的當年獨立申請和聯合申請的綠色實用新型數量（PatentSum2）衡量綠色創新水平。這三列的實證結果表明，自變量GreenPatent2的系數為正，在5%的置信水平上顯著。PatentSum1和PatentSum2的系數均顯著為正，在1%的置信水平上顯著。經一系列替代指標的穩健性測試，本文的結論依舊成立。綠色創新水平較高的公司會有較長的隱含權益久期，其現金流分散在未來，而非集中在近期。

3.基于其他參數計算的隱含權益久期。

同樣地，使用隱含權益久期的其他替代指標進行穩健性檢驗。Dechow等人設置10年為公司的有限存續期，10年之后為無限存續期[15]。基于此，本文將有限期T設置為10年，重新計算隱含權益久期（Duration2）。表6的列（6）和列（7）展示了該項實證結果，綠色創新（GreenPatent）的系數顯著為正。以上的測試均證明了綠色創新與隱含權益久期呈正相關的結論的穩健性。

（四）機制分析

隨后，本文分析了綠色創新對隱含權益久期的影響機制。根據假設，綠色創新雖然會抑制企業短期內的增長，但是能夠提高企業未來的成長潛力，因此其預期現金流不會集中在短期內實現，而是分散在長期經營中，機制檢驗的具體結果如表7所示。

表7的列（1）和列（2）表明綠色創新會降低公司的短期資產增長率，并且短期資產增長率的降低將增加企業的隱含權益久期。在加入資產增長率（AssetGrowth）作為中介變量后，列（2）的結果顯示綠色創新（GreenPatent）的系數減小但依舊顯著為正，說明存在部分中介效應。

表7的列（3）和列（4）表明綠色創新會降低企業的賬面市值比（BTM），即增加企業未來的成長潛力。而成長潛力的增加意味著企業的現金流將持續更長的時間，并且難以在短期內實現股東價值。同樣地，在加入賬面市值比作為中介變量后，列（4）的結果顯示綠色創新（GreenPatent）的系數減小但依舊顯著為正，說明存在部分中介效應。

以上結果均支持了假設H1，即綠色創新會對企業的增長造成短期的抑制，但同時會讓企業獲得更大的成長潛力，這將導致企業未來的現金流在時間上的分布，預期現金流將更分散而非集中在近期，最終使得隱含權益久期更長。

（五）異質性分析

基準結果表明，綠色創新暫時在短期內占用企業的自由現金流，之后綠色創新成果的逐漸應用會增加企業的競爭優勢，加速現金流的獲取。因此，進行綠色創新的企業擁有較長的隱含權益久期，其預期現金流將分散在未來，可能無法在短期內實現。基于以上邏輯，能夠更加有效地實施綠色創新成果轉化的公司將以更快的速度克服綠色創新短期內的負面效應，獲得未來的競爭優勢，實現現金流的增加。鑒于此，本文通過驗證國有企業與非國有企業之間綠色創新對隱含權益久期影響的異質性來支持這一分析。

表8展示了國有企業與非國有企業的分組回歸結果。結果表明，國有企業和非國有企業的隱含權益久期在實施綠色創新之后都有所增加。然而，非國有企業組的綠色創新（GreenPatent）的系數在5%的置信水平上顯著大于國有企業組的綠色創新的系數，經驗P值為0.030，即非國有企業隱含權益久期的增加顯著高于國有企業。可能的解釋是，國有企業通常能夠優先獲得地方和中央政府的財政支持，具有更優的融資能力和更充足的資金支持，以克服綠色創新的風險和負面影響[33，34]。此外，國有企業還能獲得更多的知識資源，有較多的與高校、研究所等知識性機構合作的機會，更豐富的知識資源能夠提高企業的研發能力和效率，從而能夠相對降低綠色創新的不確定性，并加速綠色創新成果的實際轉化［35］。這樣的結果側面證明了有效的綠色創新成果轉化能力可以更快突破綠色創新短期內的抑制作用，率先實現現金流的增加，從而減小綠色創新導致的隱含權益久期增加的幅度。

五、結論與對策性思考

本文分析了企業綠色創新對隱含權益久期的影響及其機制。利用2008—2019年中國A股上市的工業企業的數據，以當年申請的綠色發明專利衡量綠色創新，通過Dechow等開發的隱含權益久期模型計算得出隱含權益久期[15]，本文發現綠色創新水平的提升將增加企業的隱含權益久期。機制分析表明，綠色創新會在短期內抑制企業的增長，但從長期來看將增加企業的成長潛力，因此會改變企業未來的現金流分布。簡而言之，綠色創新將使企業的未來現金流更加分散，而非集中在近期。經過一系列穩健性測試，實施綠色創新策略的企業擁有更長的隱含權益久期的結論仍然成立。此外，本文發現有效的綠色創新成果轉化能力可以更快突破綠色創新短期內的抑制作用，率先實現現金流的增加，從而減小綠色創新導致的隱含權益久期增加的幅度。

總的來說，本文驗證了綠色創新會降低短期內的現金流，增加未來長期的現金流；為企業綠色創新對隱含權益久期的影響提供了實證檢驗，豐富了有關綠色創新的雙重效應的研究和權益久期的實證研究。

基于上述結論，提出以下對策性思考：

第一，對于企業而言，企業現金流的時間結構分布是企業的基本風險特征。現金流久期的改變意味著企業的投融資結構、未來現金流風險都隨之變化。一旦因綠色創新造成的資金占用過度，企業很可能面臨現金流短期內枯竭的局面，嚴重影響企業的生產和發展。因此，企業在進行綠色創新實踐時，需要充分評估未來現金流久期的變化，權衡綠色創新的長期收益與短期風險。

第二，對于政府而言，政府在鼓勵企業綠色創新的同時也要針對企業個體情況進行審慎研判，及時出臺相關綠色創新幫扶政策，幫助企業平穩度過短期內的現金流危機，加速綠色創新成果的市場轉化，提升市場反應效率。綠色創新是國家戰略，是大勢所趨，政府相關部門需要意識到綠色創新的雙重外部性，在制定相關政策時不可操之過急，避免出現一刀切的狀況。

第三，投資者在進行綠色投資的同時，應及時意識到綠色創新背后蘊含的短期風險，理性判斷企業現金流久期的變化，在此基礎上權衡持有綠色創新企業所有權的利弊。

參考文獻：

［1］ 劉潭，徐璋勇.黃河流域經濟發展、綠色創新與生態環境的協同演變[J].統計與決策，2022，38（14）：105-109.

［2］ 張秀娥，楊柳，李帥.綠色創業導向對可持續競爭優勢的影響——綠色組織認同與綠色創新的鏈式中介作用[J].科技進步與對策，2021，38（1）：26-33.

［3］ Oltra V， Jean M S.Sectoral systems of environmental innovation： an application to the French automotive industry[J].Technological Forecasting & Social Change， 2009， 76（4）：567-583.

［4］ 李國龍，朱沛華.深化綠色治理如何影響企業生產率？——來自A股上市公司的經驗證據[J].財經理論研究，2023（4）：101-112.

［5］ 解學梅，朱琪瑋.創新支點還是保守枷鎖：綠色供應鏈管理實踐如何撬動企業績效？[J].中國管理科學，2022，30（5）：131-143.

［6］ 謝赤，李蔚瑩.企業改善ESG表現能降低財務風險嗎？——來自中國上市公司的經驗證據［J］.湖南大學學報（社會科學版），2023，37（2）：51-58.

［7］ 涂強，李慧哲，李向前.綠色金融改革創新試驗區提升綠色企業價值研究[J].財經理論與實踐，2023，44（5）：12-18.

［8］ Przychodzen J， Przychodzen W. Relationships between eco-innovation and financial performance—evidence from publicly traded companies in Poland and Hungary[J]. Journal of Cleaner Production， 2015，90：253-263.

［9］ 夏文蕾，陳曉芳，李琴，等.綠色技術創新、媒體環保監督與企業績效——來自重污染行業的經驗數據[J].財會通訊，2020（16）：38-42.

［10］楊靜，劉秋華，施建軍.企業綠色創新戰略的價值研究[J].科研管理， 2015，36（1）：18-25.

［11］紀成君，薄洋.環境績效、綠色技術創新與企業價值——基于重污染行業上市公司[J].科技促進發展，2021，17（3）：446-453.

［12］耿云江，趙欣欣.環境規制、綠色創新與企業績效——基于重污染上市公司的經驗檢驗[J].財務研究，2020（2）：15-24.

［13］Macaulay F R.Some theoretical problems suggested by the movements of interest rates， bond yields and stock prices in the United States since 1856[J].NBER Books， 1938， 5（4）：474-489.

［14］Leibowitz M L， Sorensen E H， Arnott R D， et al. A total differential approach to equity duration[J]. Financial Analysts Journal， 1989， 45（5）： 30-37.

［15］Dechow P M， Sloan R G， Soliman M T. Implied equity duration： a new measure of equity risk［J］. Review of Accounting Studies， 2004， 9（2/3）： 197-228.

［16］Fullana O， Nave J M， Toscano D. The implied equity duration when discounting and forecasting parameters are industry specific[J]. Accounting & Finance， 2018， 58： 179-209.

［17］Santa-clara P. Discussion of “implied equity duration： a new measure of equity risk”[J]. Review of Accounting Studies， 2004， 9（2/3）： 229-231.

［18］Weber M.Cash flow duration and the term structure of equity returns[J].Journal of Financial Economics， 2018， 128（3）：486-503.

［19］Dechow P M， Erhard R D， Sloan R G， et al. Implied equity duration： a measure of pandemic shutdown risk[J]. Journal of Accounting Research， 2021， 59（1）： 243-281.

［20］張麗萍，陳立文，葉莉.基于權益久期的商業銀行利率風險度量技術研究[J].華東經濟管理， 2005（6）：109-111.

［21］蔡明超，張富盛，楊瑋沁，等.股票久期與資產組合的利率風險度量[J].上海管理科學，2011，33（2）：6-10.

［22］崔建. 基于久期視角的養老基金風險度量與資產配置[D].天津：天津財經大學，2018.

［23］Chava S， Kim D H， Park H. Cash flow duration and M&A activity［J/OL］. SSRN： 1-65［2024-06-07］.http：∥dx.doi.org/10.2139/ssrn.4186095.

［24］Rennings K. Redefining innovation—eco-innovation research and the contribution from ecological economics［J］. Ecological Economics， 2000， 32（2）：319-332.

［25］王健，黃群慧.綠色創新企業如何突破“綠色陷阱”：機緣巧合與綠色合法性的作用[J].當代財經，2022（11）：76-86.

［26］Dixon-Fowler H R， Slater D J， Johnson J L，et al.Beyond “Does it pay to be green？” A meta-analysis of moderators of the CEP-CFP relationship[J].Journal of Business Ethics， 2013， 112（2）：353-366.

［27］Pacheco D F， Dean T J， Payne D S. Escaping the green prison： entrepreneurship and the creation of opportunities for sustainable development[J]. Journal of Business Venturing， 2010， 25（5）： 464-480.

［28］朱金鶴，王雅莉.創新補償抑或遵循成本？ 污染光環抑或污染天堂？——綠色全要素生產率視角下雙假說的門檻效應與空間溢出效應檢驗[J].科技進步與對策， 2018， 35（20）：46-54.

［29］解學梅，霍佳閣，王宏偉. 綠色工藝創新與制造業行業財務績效關系研究［J］.科研管理， 2019，40（3）：63-73.

［30］Dangelico R M， Pontrandolfo P. Being “green and competitive”： the impact of environmental actions and collaborations on firm performance[J]. Business Strategy and the Environment， 2015， 24（6）： 413-430.

［31］楊靜，施建軍. 企業生態創新與經濟績效曲線關系研究［J］.科技進步與對策，2015，32（13）： 95-99.

［32］Nissim D， Penman S H. Ratio analysis and equity valuation： from research to practice[J].Review of Accounting Studies， 2001， 6（1）：109-154.

［33］張安軍.環境稅征收、社會責任承擔與企業綠色創新[J].經濟理論與經濟管理，2022，42（1）：67-85.

［34］柳春，余進韜，龔星宇，等.數字化轉型如何助力綠色發展——基于企業綠色創新的視角［J/OL］.廣西師范大學學報（哲學社會科學版），2024：1-18［2024-06-07］.http：∥kns.cnki.net/kcms/detail/45.1066.C.20240313.1142.004.html.

［35］孟猛猛，談婧，王袁清清，等.企業數字化轉型對綠色創新的影響研究［J］.技術經濟，2023，42（2）：42-52.

（責任編輯：厲亞）

Does Green Innovation Affect the Implied Equity Duration？

—Evidence from Industrial Firms

XU Weidong1， JIN Shuwen2， ZHU Danyu1

（1. School of Management， Zhejiang University， Hangzhou， Zhejiang 310058， China；

2. School of Economics， Zhejiang University， Hangzhou， Zhejiang 310058， China）

Abstract：Taking data from industrial companies listed in China’s A-share market from 2008 to 2019， this study uses multiple linear regression model to explore the impact of green innovation on the implied equity duration. The results show that the green innovation increases the implied equity duration. Mechanism analysis shows that green innovation inhibits firms’ growth in the short term， but increases the growth potential in the long term. As a result， the cash flows of firms with more green innovation are less concentrated in the near future. In addition， state-owned enterprises can break through the inhibition effect of green innovation in the short term， and thus reduce the increase of implied equity duration caused by green innovation. Authorities should pay full attention to the double externalities of green innovation， clarify the differences in its short-term and long-term economic benefits， and help enterprises with their green innovations.

Key words：green innovation; green patent; implied equity duration; cash flow duration