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In order to investigate the impact of green bonds on green innovation through an empirical approach,this study takes the issuance of green bonds by firms as an important event. It focuses on China's main board listed companies as the research subjects and use the difference-in-differences model to analyze the influence of green bonds on green technological innovation. This study obtains data on green bonds by identifying bond codes and bond names. Subsequently, the study compares this data with listed corporations to determine the enterprises that have issued green bonds and the corresponding issuance dates. Ultimately, a total of 3 197 enterprises are retained, resulting in 23 625 observation samples.
The research reveals that green bonds have a substantial impact on the advancement of green technological innovation. This conclusion remains valid even after conducting rigorous testing to ensure the reliability and validity of the findings. Mechanistic analysis have revealed that the issuance of green bonds serves to foster green technological innovation through the facilitation of corporate finance and the enhancement of the debt maturity structure. Consequently, this mitigates the limitations associated with financing constraints. Furthermore, this study reveals that green bonds exhibit a noteworthy signaling effect, as evidenced by the heightened public attention directed towards the corporations issuing these bonds. Heterogeneity analyses indicate that the presence of a rigorous intellectual property protection system, a high degree of corporate environmental responsibility, and a substantial level of government subsidies can enhance the effectiveness of green bonds in promoting innovation in green technology. Further analyses have demonstrated that the green bonds contributes to the enhancement of both the economic and environmental performance of firms. The conclusion confirms that there is a need for ongoing enhancement of rules and regulations pertaining to the issuance of green bonds by enterprises. Additionally, it is recommended to expand the financing mechanism for green bonds and offer supportive services within the green technology innovation system. These measures are deemed necessary in order to facilitate the transition towards a greener socio-economic development and the establishment of a sustainable ecological civilization.
There are two potential marginal contributions in this study. Firstly, it examines the mediating mechanism via which green bonds facilitate the advancement of green technological innovation, focusing specifically on the bond financing function. Secondly, this study enhances comprehension about the significance of green finance in facilitating the advancement of environmentally-friendly technological innovations, specifically focusing on the utilization of green bonds. The findings of this study provide empirical evidence that aligns with the theoretical framework. Specifically, this study demonstrates that green bonds play a significant role in fostering green technological innovation by addressing financial limitations. Additionally, the study highlights that an effective intellectual property protection system, a strong commitment to corporate environmental responsibility, and substantial government subsidies can further enhance the impact of green bonds on promoting green technological innovation.
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2020年9月21日,习近平主席在第七十五届联合国大会上宣布中国二氧化碳排放力争于2030年前达到峰值,努力争取2060年前实现碳中和。中共二十大报告明确指出,推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节,同时强调要完善支持绿色发展的金融政策。早在2016年8月,中国人民银行、财政部、国家发展改革委等七部委联合发布《关于构建绿色金融体系的指导意见》,明确指出建立健全绿色金融体系,发挥资本市场优化资源配置、服务实体经济的功能,并明确发行绿色债券筹集资金专门或主要用于绿色项目,以降低绿色债券融资成本。2022年12月,国家发展改革委与科技部发布《关于进一步完善市场导向的绿色技术创新体系实施方案(2023—2025年)》,指出要加大绿色技术财税金融支持力度,综合应用绿色信贷、绿色债券、绿色基金、绿色保险等方式支持绿色技术创新,鼓励信用评级机构依规对绿色技术创新企业开展主体评级、债项评级服务。可见,绿色金融在支持绿色技术创新、赋能绿色低碳发展、助力碳中和目标实现方面扮演着重要角色。现有研究表明,与一般技术创新相比,绿色技术创新更需要金融资源支持,因为绿色技术创新与绿色投资存在收益不确定性、投资周期长、规模大、信息披露机制不完善、绿色标准界定不清晰与评估成本高等问题[1]。目前,我国绿色金融支持绿色技术创新相对不足,由此对企业绿色技术创新形成负向激励。因此,如何通过绿色金融推动绿色技术创新,助力“双碳”目标顺利实现已经成为一项亟待解决的关键课题。
绿色债券作为绿色金融市场的重要产品,通过直接融资方式对绿色项目提供资金支持,在推动经济发展绿色转型方面具有举足轻重的作用。2015年12月,中国人民银行发布《绿色债券支持项目目录(2015年版)》(以下简称《目录》),这是我国第一份关于绿色债券界定与分类的文件。截至2021年,我国绿色债券存量达到1 642只,总资金规模达到17 276.85亿元,分别同比增长43.91%、33.19%。短短几年时间,我国绿色债券市场发展迅猛,取得一定成绩。然而,现有研究主要关注绿色信贷对绿色技术创新的影响[2-7],缺乏从绿色金融市场融资角度评估绿色债券的微观效应。从理论上讲,绿色债券是绿色金融体系中直接融资类金融产品,在偿债周期和信息披露等方面具有显著优势(金佳宇和韩立岩,2016),可以提高企业融资便利性,降低融资成本,改善债务期限结构,进而有效缓解企业融资约束[8],从而为绿色项目研发提供长期稳定的资金支持[9-10],深刻影响着企业绿色技术创新活动。那么,绿色债券是否会促进企业绿色技术创新发展,作用机理是什么?这种影响受到哪些因素制约?又创造了何种经济效益和环境效益?为回答以上问题,本文以企业发行绿色债券作为准自然实验,并以我国主板上市公司作为研究样本,构建双重差分模型考察绿色债券对企业绿色技术创新的作用机理、异质性影响以及经济效益和环境效益,不仅能够丰富绿色金融促进绿色技术创新的研究,还能为推动绿色低碳发展提供参考。
本文边际贡献主要体现在以下两个方面:第一,从债券融资功能视角考察绿色债券促进绿色技术创新的中间机制。现有研究指出绿色债券促进绿色技术创新的中间机制主要表现为资源效应与监督效应[11]、经济增长效应和可支配收入增加效应[12],只有Wang等[11]从绿色债券融资功能视角指出绿色债券可以缓解企业融资约束。因此,本文在绿色债券有效缓解企业融资约束机制框架下,深入探究绿色债券缓解企业融资约束的具体路径,同时检验绿色债券发行产生的信号传递效应。本文通过作用机理分析发现,绿色债券通过缓解融资约束促进绿色技术创新,主要是为企业树立良好的绿色声誉,引发外界广泛关注,提高企业融资可得性,进而改善企业债务期限结构。第二,从绿色债券角度加深绿色金融对绿色技术创新作用的理解。现有研究对绿色债券影响绿色技术创新的作用分析主要集中于促进效应和中间机制上,但企业绿色技术创新还受到知识产权保护[13]、环境责任水平[14]、政府补助强度[15]的影响,同时企业绿色技术创新能提高企业内部经济效益和外部经济效益。本文研究发现:完善的知识产权保护制度、高水平企业环境责任、高强度政府补助能够进一步强化绿色债券的绿色技术创新促进效应,且绿色债券有助于提升企业经济效益和环境效益。
绿色金融能引导企业创新发展方向,优化企业创新投入结构,促进经济社会发展[16-17]。王丽萍等[18]指出绿色金融政策能够扩大企业融资规模,降低企业研发风险。在此基础上,有关学者对我国绿色信贷政策效应进行分析,得出不同结论。陆菁等[19]和于波[20]认为,绿色信贷政策可以减少高污染企业的信贷资金和商业信用,恶化企业融资约束,降低企业研发投入,不利于高污染企业技术改造,会抑制企业技术创新发展。然而,刘强等[21]持有不同观点,他们认为在不增加企业创新投入的前提下,绿色信贷政策能够增加高污染企业专利申请数量,提高企业创新产出,显著促进企业创新效率提升。上述学者仅分析绿色金融对企业技术创新的影响,绿色技术创新还受绿色金融的影响,但目前鲜有文献对此进行研究。
当前,国内外学者对绿色金融与绿色技术创新关系的研究主要集中在绿色信贷创新效果分析上。部分学者认为绿色信贷能够促进企业绿色技术创新。Li 等[2]认为绿色信贷可提供有利的融资条件,从而促进企业绿色创新发展;Chen等[4]发现绿色信贷政策通过增加研发投入和提高管理效率促进企业低碳发展;孙焱林和施博书[22]发现,绿色信贷政策可以帮助绿色企业获得信贷资金,推动企业绿色创新,对东部地区企业和民营企业绿色技术创新的促进作用尤为显著;Hong等[23]、王馨和王营[6]评估2012年《绿色信贷指引》对绿色技术创新的政策效应和作用机制,认为绿色信贷政策能够降低绿色代理成本和提升投资效率,抑制行业绿色技术创新发展;Hong 等[23]认为绿色信贷可以促进企业绿色技术创新,在国有企业和大型企业尤为明显。另外一些学者持有不同看法,认为绿色信贷政策会抑制企业实质性绿色技术创新。如何凌云等[5]认为绿色信贷政策不能直接促进环保企业技术创新;Ling 等[3]、杨柳勇和张泽野(2022)评估2012年《绿色信贷指引》所产生的政策效应,认为绿色信贷政策能够降低污染密集型企业长期借款,加剧信贷约束,降低研发投入,抑制企业绿色技术创新;刘传江等[24]认为该政策会阻碍重污染行业绿色技术创新。此外,还有部分学者通过评估2017年绿色金融改革创新试验区试点政策考察绿色金融对绿色技术创新的促进效应。李戎和刘璐茜[1]认为绿色信贷政策有助于改善企业债券期限结构,提高长期借款额度,从而促进企业绿色技术创新。从不同企业视角出发,王修华等[7]认为绿色信贷政策通过提升污染企业融资成本、挤占研发支出,抑制企业绿色创新,但会增加企业商业信用。
在绿色债券与绿色技术创新关系早期研究中,陈国进等[25]间接分析绿色债券对绿色技术创新的影响,认为央行担保品类绿色金融政策能够显著提高棕色企业绿色债券融资成本,倒逼企业开展绿色技术创新,但未具体分析绿色债券如何影响融资约束从而促进企业绿色技术创新的作用机理;Flammer[9]认为绿色债券发行有利于促进企业绿色技术创新;Wang等[10]指出企业通过发行绿色债券增加绿色技术创新投资,缓解企业融资约束,从而促进绿色技术创新;王营和冯佳浩[11]指出绿色债券能够促进企业绿色技术创新,在非重污染企业表现尤为明显。从绿色债券发行溢出作用角度看,吴育辉等(2022)认为绿色债券的发行能够促进同行业发债企业绿色技术创新;Lee等[12]基于中国城市数据进行实证研究发现,绿色债券通过推动经济增长和增加可支配收入促进不同类型城市企业绿色技术创新。
从现有研究中可以看出:首先,绿色金融支持绿色技术创新的研究主要集中在绿色信贷创新效果分析上,而关于绿色债券如何影响绿色技术创新的研究较少。其次,现有研究指出绿色债券促进绿色技术创新的中间机制表现为资源效应、监督效应、经济增长效应和可支配收入增加效应,未深入探究绿色债券如何通过缓解企业融资约束助力企业绿色技术创新发展。再次,现有研究对绿色债券影响绿色技术创新作用的分析主要集中在促进效应和中间机制上,较少分析产生该促进效应的制约因素。鉴于此,本文以企业发行绿色债券作为准自然实验,考察绿色债券对绿色技术创新的影响机理、异质性以及经济效益和环境效益,以期完善绿色金融市场促进绿色技术创新的相关理论并提供相应经验证据。
理论上讲,绿色债券作为绿色金融体系的直接融资渠道,是企业绿色研发项目获取外部资金的重要来源,能够扩宽企业外部融资渠道,缓解企业融资约束,增加企业绿色创新项目研发投入,促进企业绿色技术创新[7]。以绿色债券为主的直接融资具有较长的偿债周期、较高的信息披露要求与较多的资金使用限制等优势[9]。因此,绿色债券可帮助企业直接从资本市场获取融资,并通过信号传递效应缓解信息不对称,为企业树立良好的绿色声誉,吸引外部投资者关注和认可,使企业获得大量低成本资金,提高外部资金稳定性,促进绿色技术创新。从实践看,《目录》明确指出依法发行绿色债券募集资金用于支持绿色产业和绿色产业项目,并详细规定绿色债券支持范围,这些规定能够确保募集资金绿色专项使用权。据此,本文提出如下假设:
H1:绿色债券有利于促进企业绿色技术创新。
首先,绿色债券的发行能够缓解企业融资约束,破解资金不足的困境,激励企业开展绿色研发项目,从而促进绿色技术创新[26]。根据信号传递理论,企业发行绿色债券将会在金融市场释放企业从事绿色项目和绿色经济活动的信号,能够提升企业绿色声誉,有助于吸引外部投资者关注和认可,助力企业获取外部投资者青睐。其次,绿色债券能够降低企业融资成本,改善企业债务期限结构。绿色债券可以针对性解决绿色技术创新项目期限错配问题,扩大企业长期资金规模,从而促进企业绿色技术创新[1]。一般情况下,外部投资者更愿意投资那些及时披露相关信息的绿色企业。与银行贷款相比,绿色企业发行绿色债券能够以较低利率获得资金,有利于降低企业融资成本[8]。同时,按照《目录》规定,企业发行绿色债券需要定期向投资者和监管部门披露有关项目和资金情况,并持续报告绿色债券支持的绿色项目发展情况及环境效益。随着企业环境信息披露质量的提高,这有助于提高企业形象和声誉,向利益相关者传递积极信息,增强企业融资能力,降低企业融资成本,促进企业绿色技术创新[27]。再次,绿色债券可以提高企业融资便利性。企业可直接在资本市场上发行绿色债券实现融资,这有利于提升企业绿色研发项目资金的稳定性,促进企业绿色技术创新活动开展(杨柳勇和张泽野,2022)。据此,本文提出如下假设:
H2:绿色债券通过缓解企业融资约束助力企业绿色技术创新。
知识产权保护作为技术创新的重要制度保障,对绿色技术创新的促进作用已经得到证实[28-30]。知识产权保护强度越大,绿色技术创新产品边际利润越多,企业绿色技术创新积极性越高,越愿意开展绿色创新项目,从而促进绿色技术创新发展。绿色技术创新同普通技术创新一样,存在显著的外部性,企业很难阻止竞争对手模仿技术创新产品和服务,这会导致企业创新私有回报低于社会回报,而知识产权保护制度则能够有效解决这一外部性问题。当知识产权保护缺位或者不力时,企业绿色技术创新成果无法得到有效保障,可能会沦为社会公益品[28-29],导致创新者利润减少,企业创新动力也随之消失,从而会削弱企业开展绿色创新项目研发的积极性。当知识产权保护有力时,模仿者效仿成本上升,创新者商业化收益增加,能够减少企业投机和短视行为,持续激励企业开展绿色技术创新活动[30]。据此,本文提出如下假设:
H3a:知识产权保护强度越高,绿色债券的绿色技术创新促进作用越显著。
在绿色低碳发展背景下,企业价值评估重点发生改变,其开始自动履行并承担环境责任,追求并制定绿色可持续发展战略。因此,企业环境责任水平是企业开展绿色技术创新的内在影响因素,环境责任水平越高的企业越能够开展更多绿色技术创新项目[14]。企业积极承担环境责任,有助于获得政府部门各项税收优惠支持和外部投资者投资,进一步提高绿色创新研发投入,促进企业绿色技术创新发展。首先,环境责任水平高的企业会积极主动响应政府绿色低碳发展号召,主动改造并升级现有生产技术和产品,更容易得到政府认可,获得税收优惠和创新补助等财政支持,规避部分绿色技术创新研发风险,降低研发成本,进而开展绿色技术创新活动。其次,企业积极主动履行环境责任可以提高企业形象和声誉,向利益相关者传递积极信号,获得外部投资者认可,助力企业获取大量低成本融资[31],进而提高企业绿色项目研发投入。据此,本文提出如下假设:
H3b:环境责任水平越高的企业,绿色债券促进绿色技术创新的作用越显著。
政府补助能够直接或间接为企业带来资金支持,缓解企业融资约束问题,降低绿色技术创新项目研发风险,提升企业绿色技术创新意愿,促进企业绿色技术创新[2]。首先,政府补助不仅能够为企业绿色技术创新项目提供资金和其它创新资源支持,还能在无形之中给企业贴上“政府认证”的标签,使企业绿色项目受到政府监督,因而有利于提升外部投资者信心,拓宽企业外部融资渠道,为企业绿色创新活动提供资金保障。其次,绿色技术创新活动风险大、不确定性高,一旦绿色创新项目失败,企业将蒙受损失。然而,政府补助能够弥补绿色创新项目失败的部分损失,从而分担企业绿色技术创新风险[15]。同时,绿色技术创新具有显著正外部性,技术创新产品和服务易被模仿,这会降低企业技术创新带来的经济效益,而政府补助则能够缩小企业微观经济效益与社会宏观经济效益之间的差距,从而激励企业开展绿色技术创新。据此,本文提出如下假设:
H3c:政府补助强度越高,企业绿色债券促进绿色技术创新的作用越显著。
本文选取2011—2021年主板上市公司数据,探究绿色债券对上市企业绿色技术创新的影响,通过债券代码与债券名称收集上市公司绿色债券发行数据,匹配得到当年发行过绿色债券的企业,最后得到3 197家企业共计23 625个观测样本。本文将发行过绿色债券的上市公司设为实验组,将未发行过绿色债券的上市公司设为控制组,并作如下处理:①剔除金融保险业公司样本;②剔除关键缺失值较多的公司样本;③为避免异常值对回归结果的影响,对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。其中,上市公司专利申请数据来源于CNRDS数据库,所有公司层面控制变量原始数据来源于CSMAR数据库和Wind数据库,部分缺失数据使用CNRDS数据库补齐,上市企业债券发行数据来源于Wind数据库。
本文以企业发行绿色债券作为冲击事件,构建渐进式双重差分模型进行实证检验。双重差分模型主要用于事件影响识别研究,通过人为构造实验组与对照组并设置实验开始时间,结合计量回归方法,识别出事件的最终效果。与其它模型相比,双重差分模型可有效缓解内生性问题,因此被认为是识别事件影响效果的有效方法。本文构建双重差分模型考察企业发行绿色债券对绿色技术创新的促进效应,基准模型设置如下:
GreenPatentit=α1Treati×Timeit+α2Controlsit+μi+δt+εit+ci
(1)
其中,GreenPatentit用以衡量i企业在t时期的绿色专利创新水平;Treati为发行过绿色债券企业的分组变量,发行过绿色债券的企业记为1,反之记为0;Timeit为时间分组变量,i企业发行绿色债券当年及以后时期记为1,反之记为0;Controlsit代表企业层面控制变量,μi为企业固定效应,δt为时间固定效应,εit为残差项,ci为常数项。系数α1用以衡量绿色债券对企业绿色技术创新的影响,该系数为正表明绿色债券能显著促进上市企业绿色技术创新。
(1)被解释变量:企业绿色技术创新水平(GreenPatentit)。参照既有文献做法,将上市公司当年申请的绿色发明专利数量作为企业绿色技术创新水平的代理变量。这是因为,发明专利创新性要求较高,获取难度较大,更能代表企业创新水平;而且,考虑到专利审批周期较长,相较于当年获得的专利数量,当年申请的专利数量更能反映企业绿色技术创新水平。同时,本文将上市公司当年申请的绿色发明专利数量与绿色实用新型专利数量加总得到公司申请的绿色专利总量,作为检验企业绿色技术创新水平的代理变量。参考国际绿色专利清单IPC号,匹配所有上市公司申请的专利数据,计算得到上市公司当年申请的绿色发明专利数量与绿色实用新型专利数量。
(2)关键解释变量:企业发行绿色债券与发行时间的交乘项(Treati×Timeit)。本文手工整理上市企业债券发行数据,通过债券代码与债券名称识别上市企业绿色债券发行情况,具体识别策略为:债券代码中包含G的债券视为绿色债券,债券名称包括绿色、绿色债、碳排放等关键词即视为绿色债券,并与CSMAR数据库中的绿色债券进行交叉验证,最终得到当年发行过绿色债券的企业。该匹配方法能够完整识别发行过绿色债券的企业与发行时间,最终将发行过绿色债券的企业Treati与债券发行时间项Timeit交乘,得到本文的关键解释变量Treati×Timeit。
(3)控制变量:参考现有研究(齐绍洲等,2018;张琦等,2019),选取以下变量作为控制变量:①第一大股东持股占比,公司当年最大股东持股比例;②公司年龄,报表年份减去公司成立年份,并取对数;③资产负债率,企业负债总额占资产总额的比重;④两职合一,若董事长与总经理是一个人则定义为1,否则定义为0;⑤董事规模,企业董事会的总人数,并取对数;⑥流动比率,使用企业流动资产除以企业流动负债计算得到;⑦员工数量,公司当年员工总人数的自然对数;⑧资产总量,公司当年资产总量的自然对数;⑨托宾Q值,企业市场价值除以总资产计算得到;⑩资产回报率,企业净利润除以资产总额计算得到;
研发强度,企业研发支出占主营业务收入的比例。
为缓解内生性问题,参考王馨等[6]的做法,在实证过程中将所有控制变量滞后一期,主要变量描述性统计结果如表1所示。从中可见,绿色发明专利数量和绿色实用新型专利数量均值分别为0.378、0.320;绿色发明专利数量最大值为7.260,标准差为0.896,而绿色实用新型专利数量最大值为6.672,标准差为0.791,表明样本企业绿色技术创新水平差距较大;Treat×time均值仅为0.008,表明发行过绿色债券的企业相对较少。
表1 变量描述性统计结果
Tab.1 Descriptive statistics of variables
变量观测值均值标准差最小值最大值总绿色专利23 6250.5291.0680.0007.658绿色发明专利23 6250.3780.8960.0007.260绿色实用新型专利23 6250.3200.7910.0006.672Treat×time23 6250.0080.0910.0001.000公司年龄23 6252.2120.8960.0003.434第一持股23 6253.4930.4621.6704.470资产负债率23 6250.4520.2140.0590.982两职合一23 6250.4830.5000.0001.000董事规模23 6252.2540.1800.0002.944流动比率23 6251.0370.4770.2322.774员工数量23 6257.7461.3204.02511.410资产总量23 62522.3001.34218.87826.373托宾Q值23 6251.0350.3840.5156.594资产回报率23 6250.0570.075-0.2730.340研发强度23 6250.0290.0380.0000.225
根据基准模型设置情况,本文控制企业固定效应和年份固定效应,基准回归结果如表2所示。在列(1)～(3)中,分别将绿色发明专利数量、绿色实用新型专利数量和企业总绿色专利数量作为被解释变量,并控制固定效应,发现列(1)和(3)中交乘项系数均显著为正;在列(4)～(6)中,本文进一步加入企业层面控制变量,列(4)与(6)中交乘项系数同样显著为正,表明发行过绿色债券的企业对绿色技术创新的促进作用显著为正;列(2)与(5)检验绿色债券对绿色实用新型专利的影响,发现绿色债券的影响效果为正但不显著。以上结果表明,绿色债券有助于促进企业绿色技术创新,且对于高质量绿色创新的促进效应更明显。原因在于,在绿色债券实施后,企业可以直接在债券市场上募集资金支持绿色项目研发,同时发行绿色债券这一信号能为企业树立良好社会形象,有效缓解企业与外部投资者之间的信息不对称,助力企业获取大量外部融资,缓解绿色项目融资约束,加大绿色创新项目研发投入,促进企业绿色技术创新。相较于绿色实用新型专利,创新质量更高的绿色发明专利更依赖于研发资金总量的稳定性,所以绿色债券能够扩大企业融资规模,提高资金稳定性,使其对高质量绿色创新的促进效应更明显。因此,假设H1得到验证。同时,本文研究结论支持绿色金融能够促进企业绿色创新的观点。
表2 初始回归结果
Tab.2 Initial regression results
变量 (1)(2)(3)(4)(5)(6)绿色发明专利绿色实用新型专利总绿色专利绿色发明专利绿色实用新型专利总绿色专利Treat×time0.210***0.0600.185**0.203***0.0560.176**(0.068)(0.082)(0.078)(0.068)(0.083)(0.078)ControlsNoNoNoYesYesYesFirm FEYesYesYesYesYesYesYear FEYesYesYesYesYesYesObservations23 33923 33923 33923 33923 33923 339R20.7290.6510.7310.7290.6510.731
注:括号内为聚类到企业层面的标准误;*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著;下同
在基准回归结果的基础上,本文更换被解释变量、变更样本量、PSM-DID、剔除样本选择问题进行安慰剂检验等一系列稳健性检验(限于篇幅,不再展示)。此外,为检验发行绿色债券的企业组与未发行绿色债券的企业组在发行前是否满足平行趋势假设,以缓解渐进双重差分模型可能产生的负向加权问题,本文参考Callaway &Sant Anna[32]的研究,将从未发行绿色债券的企业作为对照组,使用csdid命令事件研究,结果如图1所示。通过观察可以发现:在绿色债券发行之前,发债企业与对照组绿色专利申请量无显著差别,平行趋势假设得到满足,但在绿色债券发行之后,实验组绿色专利申请量相较于对照组而言出现显著上升,并呈逐年递增态势。
图1 事件研究结果
Fig.1 Event study results
通过作用机理分析可知,绿色债券能够提高外部融资便利性、降低融资成本并改善债券期限结构,有效降低企业融资约束,破解绿色创新项目资金不足的困境,促进企业绿色技术创新发展。为检验绿色债券的融资约束效应,本文使用SA指数绝对值作为企业融资约束的代理变量,SA指数绝对值越大,表明企业面临的融资约束问题越严重,结果如表3列(1)所示。从中可见,交乘项Treat×time系数在1%水平上显著为负,表明绿色债券能够显著缓解企业融资约束。
表3 影响机制检验结果
Tab.3 Results of the impact mechanism test
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)融资约束融资便利性融资成本期限结构分析师关注研报关注Treat×time-0.086***0.027***-0.0100.026***0.178***0.169**(0.008)(0.009)(0.009)(0.006)(0.066)(0.084)Controls/Firm FE/Year FEYesYesYesYesYesYesObservations23 33923 33915 27819 98923 33923 339R20.9560.7450.5380.6840.7070.702
接下来,探讨绿色债券缓解企业融资约束效应的具体路径。首先,检验绿色债券能否扩大企业外部融资规模。参考潘越等(2013)的研究,选取上市公司短期借款与长期借款之和占总资产的比例作为企业融资便利性的代理变量,结果如表3列(2)所示。从中可见,Treat×time交乘项系数显著为正,表明企业发行绿色债券能够有效提高企业外部融资便利性。其次,检验绿色债券能否降低企业融资成本,选取上市公司财务费用与总负债的比值作为企业融资成本的代理变量,结果如表3列(3)所示。从中可见,Treat×time交乘项系数为负但不显著,说明绿色债券未降低企业融资成本。可能原因在于,企业发行绿色债券需要支付较高的发行成本,导致融资成本未发生明显改变。最后,检验绿色债券能否改善企业债务期限结构。参考李戎和刘璐茜[1]的研究,选取上市公司长期负债与总负债的比例作为企业债务期限结构的代理变量,结果如表3列(4)所示。从中可见,Treat×time交乘项系数显著为正,表明企业发行绿色债券能够显著提高企业长期借款占比,改善企业债务期限结构,增强企业绿色研发项目资金稳定性。
综上所述,绿色债券能够有效缓解企业融资约束,这与Wang[4]的研究结论一致。即绿色债券能够显著提高企业融资便利性,改善企业债务期限结构,增加长期借款比例,从而有效缓解融资约束,促进企业绿色技术创新,因此假设H2得到验证。
此外,本文在理论分析中提到企业发行绿色债券这一行为有助于提高企业资金可获得性,降低企业融资成本,最终缓解企业融资约束。具体而言,企业发行绿色债券在金融市场中传递了企业绿色发展的信号,树立了良好的绿色声誉,从而能够获得更多外部投资者关注和认可;同时,该信号有助于为投资者资金投入提供参考,因而企业发行绿色债券能够帮助企业获得大量低成本资金投入,缓解企业绿色项目资金压力。为探究绿色债券发行产生的信号传递效应,本文通过企业发行绿色债券的行为是否引起外部关注加以判断。具体而言,使用分析师关注和研报关注数据作为企业外部关注的代理变量,结果如表3列(5)和列(6)所示。从中可见,Treat×time交乘项系数显著为正,表明企业发行绿色债券能够显著提升企业外部关注度,这与Flammer[9]的研究结论一致,即企业发行绿色债券能够吸引环境投资者关注。
4.4.1 知识产权保护异质性
知识产权保护力度是影响企业技术创新的重要因素。在知识产权保护强度高的地区,企业绿色研发创新能够获得更高的预期收益,因而知识产权保护强度有助于提高绿色债券的绿色技术创新促进效应。本文参考黎文靖等[28]的做法,选取地区设立知识产权法院作为知识产权保护强度的代理变量,构建三重差分模型,结果如表4列(1)所示。从中可见,三重交乘项系数显著为正,表明企业所在地知识产权保护力度越大,绿色债券的绿色技术创新促进效应越明显,因此假设H3a得到验证。可见,知识产权保护力度越大,企业开展绿色技术创新越能获取更多收益,从而越有动力开展绿色研发项目,推动绿色技术创新发展[13,30]。
表4 异质性检验结果
Tab.4 Results of heterogeneity tests
变量绿色发明专利(1)(2)(3)Treat×time0.175**-0.1620.218***(0.008)(0.201)(0.074)Treat×time×Protect0.096**(0.005)Treat×time×Responsibility0.074*(0.040)Treat×time×Subsidy0.117*(0.071)Controls/Firm FE/Year FEYesYesYesObservations23 33922 70021 780R20.7290.7300.727
4.4.2 环境责任异质性
不同环境责任水平企业在追求企业绿色发展和环境问题担当上存在较大差异,可能会导致绿色债券对不同环境责任水平的绿色技术创新产生不同效果。本文根据企业承担的环境责任构建三重差分模型,环境责任数据来源于和讯网企业社会责任数据库。表4列(2)列示了环境责任的检验结果,可见三重交乘项系数显著为正,表明环境责任水平越高的企业,发行绿色债券带来的绿色创新效应越显著,因此假设H3b得到验证。这是因为,环境责任水平较高的企业更注重企业绿色创新,更能获得外部投资者关注,缓解融资约束问题,促进企业绿色技术创新发展[14]。
4.4.3 政府补助异质性
政策补助作为一种常见的政策工具,主要为企业绿色技术创新活动提供资金支持,降低企业创新项目风险,因此政府补助强度对企业绿色技术创新具有正向作用。本文根据企业政府补助占营业收入的比例计算政府补助强度,构建三重交乘项,结果如表4列(3)所示。从中可见,三重交乘项系数显著为正,表明政府补助强度越高的企业,绿色债券的绿色创新促进效应越显著,假设H3c得到验证。这是因为,政府补助能够在无形中为企业贴上“政府认证”的标签,有助于缓解企业融资,降低企业绿色研发成本,促进企业绿色技术创新[15]。
4.4.4 绿色专利异质性
根据绿色专利应用场景,将绿色专利划分为能源替代创新、节能生产创新、绿色交通运输创新、行政监管创新、废物循环管理创新、农林管理创新和核能发电创新七大领域。本文将七大领域创新分别作为被解释变量进行回归分析,结果如表5所示。从中可见,绿色债券对能源替代、节能生产、交通运输和废物循环管理领域绿色技术创新具有显著促进效应,而对行政监管、农林管理和核能发电领域绿色技术创新的影响作用不明显,表明绿色债券的绿色技术创新效应在企业生产、流通与废物循环利用环节更明显。
表5 绿色专利领域异质性检验结果
Tab.5 Results of heterogeneity test for green patent types
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)能源替代节能生产交通运输行政监管废物管理农林管理核能发电Treat×time0.239***0.315***0.184**0.0200.306***0.097-0.005(0.062)(0.062)(0.078)(0.023)(0.060)(0.054)(0.004)Controls/Firm FE/Year FEYesYesYesYesYesYesYesObservation23 33923 33923 33923 33923 33923 33923 339R20.6960.6630.7530.6060.7150.7370.340
4.5.1 绿色债券的经济效益
上述分析表明,绿色债券能够促进企业绿色技术创新水平提升。绿色技术创新不仅能够提升企业绿色产品竞争力和企业经营能力,增加企业经济效益,还能解决企业环境问题,增加企业环境效益,最终推动企业绿色低碳可持续发展。本文进一步讨论绿色债券产生的经济效益,主要探究绿色债券对企业盈利能力与成长能力的影响。首先,探究绿色债券对企业盈利能力的影响。企业当期盈利能力反映企业当前年度的利润收益,采用总资产净利润率(ROA)和净资产收益率(ROE)表征。其中,总资产净利润率(ROA)采用企业当年净利润除以企业总资产计算得到,净资产收益率(ROE)采用企业当年净利润除以企业净资产计算得到。实证结果如表6列(1)和列(2)所示,可以发现交乘项系数显著为正,表明绿色债券能够显著提升企业盈利能力。
表6 绿色债券经济效益与环境效益分析结果
Tab.6 Economic and environmental effects of green bonds
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)ROAROE托宾Q值A托宾Q值B环境有益产品环境处罚Treat×time0.007**0.126***0.0140.431***0.181***-0.037**(0.004)(0.043)(0.013)(0.162)(0.059)(0.016)Controls/Firm FE/Year FEYesYesYesYesYesYesObservations23 33923 15922 83822 8386 0276 027R20.3240.1360.7880.3930.4770.244
接下来,进一步分析绿色债券对企业成长能力的影响,使用托宾Q值作为企业成长能力的代理变量,采用企业市值除以企业总资产计算得到,该值能够充分反映市场投资者对企业发展前景的乐观程度。在托宾Q值实际计算过程中,关于企业非流动股计算过程存在两种方式:一是将非流通股权市值用净资产代替,本文标记为托宾Q值A;二是将非流通股权市值用流通股价代替,本文标记为托宾Q值B。本文所用数据均来源于CSMAR数据库,结果如表6列(3)和(4)所示。可以发现,在列(3)中交乘项系数为正但不显著,原因在于控制变量中托宾Q值滞后项影响交乘项的显著性;而在列(4)中交乘项系数显著为正,表明绿色债券能够显著提升企业成长能力。综上所述,绿色债券不仅能够促进企业绿色技术创新,还能提高企业盈利能力和成长能力,具有显著经济效益。这可能是因为,绿色债券既有助于缓解企业融资约束,降低企业资金链断裂风险,提高企业经营能力,又能通过绿色技术创新优化绿色产品和服务,提高企业市场竞争优势,对企业低碳可持续发展具有积极影响[7]。
4.5.2 绿色债券环境效益
绿色债券不仅能够提高企业盈利和成长能力,增加企业经济效益,同时也能增加企业环境效益。例如,企业可通过绿色技术创新效应提升产品环境友好度,改善污染排放,减少环境处罚。为检验绿色债券的环境效益,本文分别使用企业生产环境有益产品的可能性与企业受到的环境处罚作为环境效益的代理变量,所用数据均来源于CSMAR数据库,结果如表6列(5)与列(6)所示。研究发现,绿色债券能够显著提高企业生产环境有益产品的可能性,显著减少企业受到的环境处罚。综上所述,本文认为绿色债券有助于增加企业环境效益,这与Flammer[9]的结论一致。
本文使用中国上市公司数据考察绿色债券对企业绿色技术创新的影响,发现绿色债券对企业具有绿色技术创新促进效应,经过多种方式检验该结论依然稳健。同时,该促进效应随着时间推移而增加,具有显著持续性。机制检验结果表明,绿色债券能够提高企业融资便利性,改善企业债务期限结构,缓解企业融资约束,且具有独特的信号传递效应。异质性分析结果表明,完善的知识产权保护制度、高水平企业环境责任、高强度政府补助能够进一步强化绿色债券的绿色技术创新促进效应。绿色专利领域异质性分析结果表明,绿色债券对能源替代创新、节能生产创新、绿色交通运输创新和废物循环管理创新领域具有显著促进效应。进一步分析发现,绿色债券促进绿色技术创新有助于提高企业盈利能力和成长能力,改善企业环境效益,促进企业绿色低碳发展。
根据上述研究结论,本文提出如下政策启示:
(1)健全企业发行绿色债券的各项规章制度。研究发现,绿色债券能够持续促进企业绿色技术创新,并呈逐年递增态势。因此,政府部门应进一步完善绿色债券融资规章制度,视绿色项目研发情况推出绿色债券继续核准发行或者延期还款的政策,满足企业绿色研发项目资金需求,提高资金稳定性,顺利实现绿色创新项目的周期性实施和退出。
(2)优化绿色债券融资机制。绿色债券作为绿色金融市场的融资工具,能够有效发挥绿色金融支持绿色技术创新的作用。研究发现,虽然绿色债券能够扩大企业融资规模,改善企业债券期限结构,但不能降低企业融资成本,无法切实解决企业“融资贵”的问题。因此,政府及相关部门应进一步打通并完善绿色债券融资渠道,为企业债券融资提供便捷服务,优化申请流程,降低企业融资成本,改善企业债务结构,促进企业绿色技术创新。
(3)提供绿色技术创新制度配套服务。研究发现,高强度政府补助以及完善的知识产权保护制度有助于强化绿色债券的绿色技术创新促进效应。因此,政府应为企业绿色研发项目提供支持,加大绿色技术创新补助力度,降低绿色项目研发风险,提高企业研发意愿。同时,知识产权相关部门应进一步强化绿色发明专利知识产权保护,及时解决企业之间的知识产权纠纷,切实保护原创者绿色技术创新经济利益,提高企业开展绿色研发项目的积极性。
未来可从以下两个方面进行研究:首先,绿色债券发行要求募集资金用于企业绿色项目研发,但由于数据受限,无法验证资金是否真正流向企业绿色项目,所以随着更多数据的出现,未来可分析企业绿色项目实施情况,确定企业是“真绿色”还是“假绿色”;其次,研究发现绿色债券不能降低企业融资成本,这会限制绿色债券融资功能的发挥,因此未来可深入分析绿色债券融资成本影响因素,探究如何通过发行绿色债券降低企业融资成本。
[1] 李戎,刘璐茜.绿色金融与企业绿色创新[J].武汉大学学报(哲学社会科学版),2021,74(6):126-140.
[2] LI Z,LIAO G,WANG Z,et al.Green loan and subsidy for promoting clean production innovation[J].Journal of Cleaner Production,2018,187(20):421-431.
[3] LING S,HAN G,AN D,et al.The impact of green credit policy on technological innovation of firms in pollution-intensive industries: evidence from China[J].Sustainability,2020,12(11):1-16.
[4] CHEN Z G,ZHANG Y Q,WANG H S,et al.Can green credit policy promote low-carbon technology innovation[J].Journal of Cleaner Production,2022,359: 132061.
[5] 何凌云,梁宵,杨晓蕾,等.绿色信贷能促进环保企业技术创新吗[J].金融经济学研究,2019,34(5):109-121.
[6] 王馨,王营.绿色信贷政策增进绿色创新研究[J].管理世界,2021,37(6):11,173-188.
[7] 王修华,刘锦华,赵亚雄.绿色金融改革创新试验区的成效测度[J].数量经济技术经济研究,2021,38(10):107-127.
[8] XU X,LI J.Asymmetric impacts of the policy and development of green credit on the debt financing cost and maturity of different types of enterprises in China[J].Journal of Cleaner Production,2020,264:121-574.
[9] FLAMMER C.Corporate green bonds[J].Journal of Financial Economics,2021,142(2):499-516.
[10] WANG T,LIU X X,WANG H.Green bonds, financing constraints, and green innovation[J].Journal of Cleaner Production,2022,381(1):135134.
[11] 王营,冯佳浩.绿色债券促进企业绿色创新研究[J].金融研究,2022,504(6):171-188.
[12] LEE C C,WANG F H,CHANG Y F. Towards net-zero emissions: can green bond policy promote green innovation and green space[J].Energy Economics,2023,121(5):106675.
[13] 宋晓玲,李金叶.产业协同集聚、制度环境与工业绿色创新效率[J].科技进步与对策,2023,40(4):56-65.
[14] 姜雨峰,田虹.绿色创新中介作用下的企业环境责任、企业环境伦理对竞争优势的影响[J].管理学报,2014,11(8):1191-1198.
[15] 邵颖红,周恺伦,程与豪.政府补助激励“卡脖子”技术企业创新中内循环能否提供助力——以半导体及芯片行业为例[J/OL].科技进步与对策:1-9[2023-01-09].http://kns.cnki.net/kcms/detail/42.1224.G3.20230117.1553.003.html.
[16] 周琛影,田发,周腾.绿色金融对经济高质量发展的影响效应研究[J].重庆大学学报(社会科学版),2021,28(6):1-13.
[17] 余典范,蒋耀辉,张昭文.中国碳排放权交易试点政策的创新溢出效应——基于生产网络的视角[J].数量经济技术经济研究,2023,40(3):28-49.
[18] 王丽萍,徐佳慧,李创.绿色金融政策促进企业创新的作用机制与阶段演进[J].软科学,2021,35(12):81-87.
[19] 陆菁,鄢云,王韬璇.绿色信贷政策的微观效应研究——基于技术创新与资源再配置的视角[J].中国工业经济,2021,394(1):174-192.
[20] 于波.绿色信贷政策如何影响重污染企业技术创新[J].经济管理,2021,43(11):35-51.
[21] 刘强,王伟楠,陈恒宇.《绿色信贷指引》实施对重污染企业创新绩效的影响研究[J].科研管理,2020,41(11):100-112.
[22] 孙焱林,施博书.绿色信贷政策对企业创新的影响——基于PSM-DID模型的实证研究[J].生态经济,2019,35(7):87-91.
[23] HONG M,LI Z,DRAKEFORD B. Do the green credit guidelines affect corporate green technology innovation? empirical research from China[J].International Journal of Environmental Research and Public Health,2021,18(4):1682-1682.
[24] 刘传江,张劭辉,李雪.绿色信贷政策提升了中国重污染行业的绿色全要素生产率吗[J].国际金融研究,2022,42(4):3-11.
[25] 陈国进,丁赛杰,赵向琴,等.中国绿色金融政策、融资成本与企业绿色转型——基于央行担保品政策视角[J].金融研究,2021,498(12):75-95.
[26] 李斯林,姜宏,郭文文.投资潮涌背景下企业投资对创新绩效的影响——以战略性新兴产业为例[J].科技进步与对策,2022,39(8):59-69.
[27] 吴红军,刘啟仁,吴世农.公司环保信息披露与融资约束[J].世界经济,2017,40(5):124-147.
[28] 黎文靖,彭远怀,谭有超.知识产权司法保护与企业创新———兼论中国企业创新结构的变迁[J].经济研究,2021,56(5):144-161.
[29] SAMPAT B,WILLIAMS H L. How do patents affect follow-on innovation? evidence from the human genome[J].American Economic Review,2019,109(1):203-236.
[30] 吴超鹏,唐菂.知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效——来自中国上市公司的证据[J].经济研究,2016,51(11):15.
[31] GOSS A,ROBERTS G S. The impact of corporate social responsibility on the cost of bank loans[J].Journal of Banking &Finance,2011,35(7):1794-1810.
[32] CALLAWAY B, SANT′ANNA P. Difference-in-Differences with multiple time periods[J].Journal of Econometrics, 2021,225(2):200-230.