绿债发行对制造企业绿色全要素生产率的影响研究

绿债发行对制造企业绿色全要素生产率的影响研究(一)引言202092030中和”目标，即“30·60”双碳目标。彭博新能源财经(BNEF)20202021年在双碳领域分别投资约16602660九大”则明确指出经济高质量发展的核心是提高企业的全要素展。而ESG（EnvironmentalSocialandGovernance）指标是关键标准，是度量企业环境和社会治理水平的重要绿色产出指标。经济绿色低碳发展模式的转变也促进了绿色金融的蓬勃发色转型。绿色债券最早由欧洲投资银行在2007年发行，随后世200820157162015债券市场发展迅猛，《绿色债券支持项目目录（2021）》推出，我国监管口径逐步与国际标准接轨。20217798107.96资本市场协会（ICMA）在《绿色债券原则（GreenBonds行将绿色债券定义为募集资金用于支持符合《绿色债券发行指定差异。业的发行成本和融资成本，在一定程度降低信用风险和融资成公司的股价和ROE等经营业绩也有正向促进作用（Flammer，等方面尚不完善，洗绿和漂绿等现象层出不穷（Lin&Hong,2022），抑制了企业绿色效率的提升。因此，明确绿债的关键的现实意义。本文以我国在2016-2021A2015-2021DEA债券发行对制造企业绿色转化效率的影响和中介机制。研究发色转型效率，对检验我国从能源污染密集型经济向资源节约和环境友好经济转型的成果和发展质量，具有至关重要的指导意义。(二)文献综述绿色全要素生产率指标的建立（的传统的OLS（计值的OP（Olley&Pakes1996）和LP（Levinsohn&Petrin2003）。OPLPOP0LP变量，提高了代理变量选择的灵活性。Färe（1994）首次将DEAFäre离函数不可解的问题，PastorandLovell(2005GlobalMalmquistDEA-Malmquist（陈文新和潘宇，（博和宛晶，2012）。绿色全要素生产率指标在全要素生产率指标基础上引入环（（耿刘利等，2020）、煤炭消耗量（李金克等，2021Malmquist-LuenbergerEFFCHTECH采用Malmquist-LuenbergerSBM结合GlobalMalmquist-Luenberger（GML）和SBM模型测算了绿色全要素生产率的变化率。影响企业绿色全要素生产率的因素（（何玉尤其是对高技术制造业的绿色全要素生产率（（（伍（（全要素生产率（黄永明和陈宏，2018）。绿色债券发行对企业经济的影响限（Tang&Zhang，2020）票价格的预期，从而使得股价对绿色债券发行有积极反应。指出绿色债券发行仅在短期内对企业市场反应具有积极影响，但对盈利能力和偿债能力没有显著影响。甚至，（杨益敏，2021）。Thorbun（2011）研究发现企业财务绩效目标会与绿色债券也会显著提高企业的经济效益和盈利水平，提升上市公司的净资产收益率（郑春丽和罗传建，2020）。在短期内，绿债发行会传递企业环保责任和ESG理念，改善公司的绩效水平（马步云，2020）。吴育辉等（2022）在研究发行绿色债券的行业溢出效应时发现，企业发行绿色债券会降低同行的融资成本，降低违约风险，从而提升业绩。的中介效应不显著。(三)理论假设于绿色项目的投入还有利于提高企业的ESG企业绿色全要素生产率的提升作用具有一定的时滞性。基于此，本文提出如下研究假设：：制造业企业可以通过发行绿色债券提升次年的绿色全要素生产率。种假说。提高绿色全要素生产率。形成良性循环，有助于增强企业竞争力，提高企业的营业收入、ESG指标，使得企业绿色全要素生产率提升。基于此，本文提出如下研究假设：：制造业企业可以通过发行绿色债券降低融资成本，进而提升次年的绿色全要素生产率。力来提高绿色全要素生产率。动公司可持续健康发展，进而提升绿色全要素生产率。基于此，本文提出如下研究假设：：制造业企业可以通过发行绿色债券提高绿色研发能力，进而提升次年的绿色全要素生产率。(四)研究设计数据来源20152016-2021（包括普通债券和绿色债券的A201811744.5%的的排放量来自于热力和电力行业，22.8%来ST、∗ST所有连续变量进行了上下1345A20绿色全要素生产率的构建本文采用规模收益固定的DEA-Malmquist色全要素生产率指标，并借助DEAP2.120142021DEA-Malmquist20141，对相同企业不同年份进行累乘即可以计算出各公司每年的绿色全要素生产率值。在综合考虑各个投入和产出要素，本文主要选取以下要素：劳动投入指标，为企业每年年末的从业人数。产出指标，为企业的ESGESGESG1-9ESG通常按照AAA-CAAA9C1。具体赋值结果如1表1ESG指标的衡量标准：评级AAAAAABBBBBBCCCCCC赋值987654321模型设计与变量定义如果解释变量XMYMXYM一组中介效应关系可以用如下结构模型来刻画：根据Baronand提出的中介效应的检验方法，式一中统计上显著的 表示X对Y有因果影响式三中统计上显著的 表示X对M有因果影响而式二中统计上显著的表示M对Y有因果影响从而建立起了X→M→Y的因果链条而当式二中 不显著时表示M是X与Y关系的完全中介在 显著且其绝对值小于 （换言之， 显著度更低的情况下表示在M之外X还可能独立影响Y，即M具备部分中介效应。因此，为考察绿色债券发行对企业绿色全要素生产率的影响，并探究融资成本在其中的中介效应，本文设定如下模型：(1)(2)(3)(4)其中：表示制造业企业的绿色全要素生产率；表示企业是否在前一年发行过绿色债券； 表示企业在一年的融资成本， 表示企业在前一年的绿研发能力。、、、为常数项；、、、、为解释变量及中介变量的待估系数；、为时间固定效应；为个体固定效应；为随机扰动项。对于模型（1），是本文主要关注的待估系数，如果显著大于则可以说明发行绿色债券能够显著地促进企业绿色全素生产率的提高同时如果对于模显著大于0、显著小于0， 的显著度低于 且对于模显著小0，则可以进一步验证融资成本的中介效应。对绿色研发能力的中介效应验证同理，模型（4）初步对发行绿色债券与绿色研发能力之间的关系进行探究。本文使用的变量具体定义如表2所示。其中，模型（1）与（“发3所用控制变量与变量“发行绿色债券”、“融资成本”或“绿色研发能力”同期。表2变量定义变量 变量名称 变量描述 变量描类型以DEA被解 素生产率衡量企业的高质释变 绿色全要素生量 率解释

Tfp

量发展水平。选取固定资产投入指标，营业收入、ESG指标为产出指标发行过绿色债券之后为1，变量 发行绿色债券 GB_pre中介 融资成本 变量

发行前为0；相对衡量的绿色全要素生产率提前一期利息费用/（短期借款+长期借款）；相对衡量的绿色全要素生产率提前一期绿色研发能力 Greapplpatnum_pre 上市公司当年绿色专利申1对衡量的绿色全要素生产率提前一期公司规模 Size 以百万元为单位的总资取自然对数两职合一Duality董事长和总经理为同一人经营性现金流Cash控制变量现金流量利息保障倍数Solvency两职合一Duality董事长和总经理为同一人经营性现金流Cash控制变量现金流量利息保障倍数Solvency利息保障倍数Coverage股票换手率Stto政府补助Subsidy审计意见OPGDPGDP年虚拟变量Year个体虚拟变量Firm经营活动现金流量净额/总资产经营活动产生的现金流量净额／财务费用（利润总额+财务费用务费用该股票在该年度转手买卖交易日成交量(股或份)／当日股票流通股总股数(股)]*100%百万元的政府补助加1然对数被出具标准无保留意见为1，否则为0以亿元为单位的所在地区GDP取自然对数控制与时间相关的不可观测因素控制与个体相关的不可观测因素股权集中度 Own 第一大股东持股比例则为1，否则为0发展能力Deve营业收入增长率资产期限结构AM固定资产净额/总资产总资产周转率Turnover营业收入/总资产在建工程Con在建工程/总资产(五)实证结果分析描述性统计本文研究的主要变量的描述性统计结果如表3所示：表3描述性统计变量均值标准差最小值最大值Tfp1.0440.5070.1833.105GB_pre0.0210.14401Fincost_pre0.0580.136-0.6120.749Greapplpatnum_pre1.9451.2320.6935.759（1）绿债发行对企业绿色全要素生产率的影响和融资成本的中介效应分析（1）绿债发行对企业绿色全要素生产率的影响和融资成本的中介效应分析4次年绿色全要素生产率影响情况（模型（1））的回归结果。表4绿债发行对企业绿色全要素生产率的影响（部分中介效应）(1)Tfp(2)TfpGB_pre0.079*0.076*Fincost_pre(0.089)(0.099)-0.109***(0.006)Size-0.025-0.022Age(0.242)-0.509***(0.008)(0.306)-0.473**(0.014)Own-0.120-0.105(0.342)(0.405)Duality-0.030-0.029DeveAMTurnover时间固定(0.125)0.082***(0.000)-1.372***(0.000)0.850***(0.000)是(0.139)0.077***(0.000)-1.353***(0.000)0.855***(0.000)是个体固定是是Constant2.441***(0.000)2.301***(0.000)Observations24152415***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1结果显示，的系数为0.079，在0.1的水平上显著第二年绿色全要素生产率的提高具有促进作用因此成立同时控制变量 、 的系数为负且显著说明成立时间越长资产期限结构越长的企业可能受制于业务类型和生产模式的固化其绿色全要素生产率往往会更低； 、 的系数为正且显著说明成长能力更强资产周转能力更强的企业其绿色全要素生产率往往会更高。4融资成本后，绿色债券发行对次年绿色全要素生产率影响情况（模的回归结果结果显示， 的系数为在0.1的水平上显著，但是显著性程度低于模型（1） 的系数而 的系数为且在0.01的水平上显著。初步验证融资成本具备的部分中介效应同时控制变量的表现与模型（1）相似。融资成本中介效应的补充分析为探究绿色债券发行与当年融资成本的影响关系表5第一列报告了对于制造业上市公司绿色债券发行对当年融资成本的影响情（模（3的回归结果结果显示， 的系数为p值为0.169，接近0.1，说明发行绿色债券对降低融资成本有一定的促进作用。综上，实证结果表明 成立。制造业上市公司在当年发行绿色债券可以在一定程度上降低当年的融资成本，5绿债发行对当年融资成本的影响分析5绿债发行对当年融资成本的影响分析(1)(2)FincostGreapplpatnumGB-0.0350.103(0.169)(0.374)Size0.021*0.333***(0.083)(0.000)Age0.344***-1.028**(0.001)(0.025)Own0.1020.180(0.124)(0.545)Duality0.010-0.099**(0.363)(0.047)Deve-0.008-0.059(0.508)(0.286)AM0.175***0.186(0.002)(0.430)Con-0.085(0.319)Cash0.208***(0.001)Solvency0.000*(0.081)Coverage0.000**(0.031)Stto-0.002*(0.097)Subsidy0.005(0.236)OP-0.032(0.212)GDP-0.075**(0.040)Turnover-0.020(0.801)时间固定是是个体固定是是Constant-0.3871.595(0.423)(0.239)Observations24152415绿色研发能力的中介效应分析由于融资成本只起到部分中介效应，我们猜测发行绿色债券还可能通过提升绿色研发能力来提升绿色全要素生产率。因此，先通过模型（4），对发行绿色债券与绿色研发能力的关系进行初步探究，回归结果如表5第二列所示。结果显示，的系数为0.103，为正，p0.374，不显支持提出的中介效应。(六)结论研发能力提升的渠道效应，这也许是未来改革和评估的方向。该结果一方面可能是由于制造业的绿色融资不一定用于绿管不规范，可能存在漂绿洗绿现象，企业绿色成果有限。标已经从环境、社会和治理三个维度评价公司的绿色发展水平，经济效果评价，新要素的引入可以促进企业提升技术水平。标已经从环境、社会和治理三个维度评价公司的绿色发展水平，经济效果评价，新要素的引入可以促进企业提升技术水平。参考文献BaronRM.andKennyDA.Themoderator-mediatorvariabledistinctioninsocialpsychologicalresearch:conceptual,strategic,andstatisticalconsiderations[J].Journalofpersonalityandsocialpsychology,1986,51(6):1173-82.BaulkaranV.Stockmarketreactiontogreenbondissuance[J].JournalofAssetManagement,2019,20(5):331-340.FalsenC,JohanssonP.Mobilizingthedebtmarketforclimatechangemitigation:ExperiencesfromtheearlyGreenBondsmarket[J].ChalmersUniversityofTechnology,2015.FäreR,GrosskopfS,NorrisM,etal.ProductivityGrowth,TechnicalProgressandEfficiencyChangeinIndustrializedCountries[J].AmericanEconomicReview,1994,84(5):1040-1044.InternationalCapitalMarketAssociation.GreenBond Principles (GBP), https:///sustainable-finance/the-principles-guidelines-and-handbooks/green-bond-principles-gbp.LebelleM,JarjirSL,SassiS.CorporateGreenBondIssuances:AnInternationalEvidence[J].JRFMMDPI,2020,13(2):1-21.LevinsohnJ,PetrinA.Estimatingproductionfunctionsusinginputstocontrolforunobservables[J].TheReviewofEconomicStudies,2003,70(2):317-341.LinLin,HongYanrong.DevelopingaGreenBondsMarket:LessonsfromChina[J].EuropeanBusinessOrganizationLawReview,2022,23(1).OlleyGS,PakesA.TheDynamicsofProductivityintheTelecommunicationsEquipmentIndustry[J].Econometrica,1996.Pastor,J,Lovell,C.AglobalMalmquistproductivityindex[J].EconomicsLetters,2005,88(2):266-271.TangDYJ,ZhangYP.Doshareholdersbenefitfromgreenbonds?[J].JournalofCorporateFinance,2020,61(C):101427.ThorburnF.Voluntarycorporateenvironmentalinitiativesandshareholderwealth[J].JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement,2011,62(3):430-445.巴曙松,丛钰佳,朱伟豪.绿色债券理论与中国市场发J版),2019,41(01):91-106.蔡乌赶,周小亮.中国环境规制对绿色全要素生产率的双重效应[J].经济学家,2017(9):27-35.陈骁,张明.中国的绿色债券市场：特征事实、内生动力与现存挑战[J].国际经济评论,2022(01):104-133.陈淡泞.中国上市公司绿色债券发行的股价效应[J].山西财经大学学报，2018,40(S2):35-38.陈文新,潘宇.低碳约束下物流产业全要素生产率的空间分异及时空演化[J].工业技术经济,2016,35(11):42-52.陈一博,宛晶.创业板上市公司全要素生产率分析——DEA-MalmquistJ].当代经济科学,2012,34(04):103-108.经济绿色增长[J].技术经济,2017,36(08):61-69.高雪莹.上市企业发行绿色债券融资的动机与绩效研究——以比亚迪为例[J].财务管理研究,2023,(02):53-60.耿晔强,郭伟.经济政策不确定性、研发投入与企业劳动生产率[J].经济问题,2021(9):53-63.耿刘利,王琦,黎娜,张凤云.高质量发展背景下安徽省工业绿色全要素生产率评价研究——SBMMalmquist-LuenbergerJ何玉梅,罗巧.环境规制、技术创新与工业全要素生产率——对“强波特假说”的再检验[J].软科学,2018,32(04):20-25.胡天杨,涂正革.绿色金融与企业高质量发展：激励效应与抑制效应[J].财经科学,2022(04):133-148.黄永明,陈宏.基础设施结构、空间溢出与绿色全要素生产率——中国的经验证据[J].华东理工大学学报(社会科学版),2018(3):56-64.靳亚阁,常蕊.环境规制与工业全要素生产率——280个地级市的动态面板数据实证研究[J