鄭蘭祥，胡曉玉

（安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、研究背景和意義

隨著我國生態(tài)文明體制改革，美麗中國建設(shè)被提上日程，“綠色”這個詞也逐步成為當(dāng)代社會的熱點(diǎn)與焦點(diǎn)。自2016 年以來，綠色金融在我國正式崛起并蓬勃發(fā)展，綠色金融涵蓋了綠色信貸、綠色債券、綠色保險和碳市場等多個領(lǐng)域，而其中一種創(chuàng)新型的融資工具——綠色債券， 以其自身的靈活性、創(chuàng)新性受到了高度關(guān)注。 綠色債券，顧名思義，是與“綠色”一詞緊密相關(guān)的。它具體是指發(fā)行者以解決生態(tài)環(huán)境問題為引線，向投資者發(fā)行的一種債權(quán)債務(wù)憑證或者說是發(fā)行者的一種融資工具，而且所募資金均投向合法合規(guī)的綠色產(chǎn)業(yè)項目，其發(fā)行者主要囊括政府、銀行以及企業(yè)機(jī)構(gòu)［1］。 綠色債券的種類豐富，主要包含金融債、公司債、企業(yè)債、債務(wù)融資工具和熊貓債等。

據(jù)統(tǒng)計，2016 年我國綠色債券發(fā)行規(guī)模達(dá)到363 565.63 億元，共有 28 237 只。2017 年綠色債券市場全年共計發(fā)行了37 330 只債券， 規(guī)模則增加到408 081.76 億元， 相比2016 年增長了12.24%，發(fā)行數(shù)量較2016 年增長了32.20%。 2018 年共發(fā)行債券437 703.68 億元， 較 2017 年增長7.3%，發(fā)行數(shù)量共計39 193 只。 根據(jù)中央結(jié)算公司出臺的《中國綠色債券市場 2019 上半年報》［2］， 發(fā)現(xiàn)我國綠色債券在該時期總共達(dá)到了1 439 億元的規(guī)模，達(dá)到了62%的同比增長。 2016 年綠色金融債券發(fā)行規(guī)模有1 590 億元， 非金融綠色債券僅有443.3億元， 分別占當(dāng)期發(fā)行總規(guī)模的77.1%和21.5%。2017 年我國發(fā)行綠色金融債券1 234 億元， 非金融綠色債券656.75 億元， 分別在當(dāng)期總規(guī)模中占比64.25%和34.17%。2018 年綠色金融債券發(fā)行達(dá)到1 289.2 億元，在當(dāng)期總規(guī)模中占62.36%，非金融債券則占比37.64%。 綠色金融債券在三年中的占比逐漸遞減，但是并未影響其在金融債券中的主體地位。

2019 年3 月6 日，國家發(fā)改委、中國人民銀行等七部委聯(lián)合印發(fā)了《綠色產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄（2019 年版）》［3］及解釋說明文件，該文件對綠色債券的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了統(tǒng)一， 有力挖掘了綠色債券市場的發(fā)展?jié)摿?，加快了綠色債券的步伐，擺正了綠色債券的市場走向。綠色債券發(fā)行利率水平的高低直接關(guān)系到發(fā)行人的融資成本及發(fā)行的成功率，因而，研究我國綠色債券發(fā)行利率影響因素具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外研究現(xiàn)狀

綠色債券的起源地在國外，2007 年歐洲投資銀行（EIB）發(fā)行了氣候意識債券，2013 年刮起一股綠色債券的熱潮，2014 年國際資本市場協(xié)會（ICMA） 發(fā)布了綠色債券原則 （The Green Bond principles，GBP）。 發(fā)達(dá)國家對綠色債券的研究較國內(nèi)早得多，Wilkins 及 Michael 在法國能源公司法國燃?xì)馓K伊士集團(tuán)(GDF Suez)成功發(fā)行史上規(guī)模最大的綠色債券的基礎(chǔ)上， 發(fā)現(xiàn)為了減少交易成本，綠色債券的重要程度將會與日俱增［4］。 Korky Koroluk 表明綠色債券在加拿大的使用量逐步遞增，必須使能源效率得到提高，同時指出綠色債券將會成為一種重要的融資工具［5］。Michael Flaherty、Arkady Gevorkyan 等依據(jù)薩克斯模型構(gòu)建了三相模型（NMPC），證明債券是可償還的，債務(wù)是可持續(xù)的，而且低利率和低通貨膨脹等因素對長期綠色債券的發(fā)展是有利的［6］。 而后，利用結(jié)構(gòu)向量自回歸（VAR）模型分析綠色債券、金融市場兩者之間的價格關(guān)聯(lián)性的Juan C.Reboredo 和Andrea Ugolini，發(fā)現(xiàn)綠色債券市場與固定收益市場和貨幣市場緊密相關(guān)［7］。

此外，國內(nèi)學(xué)者也對國外的綠色債券情況進(jìn)行了探究。 楊云勻、馬俊發(fā)現(xiàn)國際綠色債券無論是發(fā)行規(guī)模、發(fā)行主體，還是資金投向都朝著規(guī)范化的方向發(fā)展，發(fā)行品種亦是多樣化［8］。 那么，國外綠色債券的發(fā)展對我國有什么啟示呢？有什么可以借鑒的呢？秦緒紅梳理了發(fā)達(dá)國家的綠色債券發(fā)展脈絡(luò)之后，認(rèn)為我國政府、銀行應(yīng)當(dāng)合理激勵，建立健全監(jiān)督、評級機(jī)制，創(chuàng)新綠色產(chǎn)品等［9］。 幸澤林、易鳳則是通過對比國內(nèi)外綠色債券的參與度、融資模式以及產(chǎn)品類型，提出我國應(yīng)選取的借鑒之處，即擴(kuò)大參與度、創(chuàng)新產(chǎn)品類型、強(qiáng)調(diào)收益保障以及對碳交易制度進(jìn)行完善［10］。 可以看出，綠色債券所呈現(xiàn)出來的作用不容忽視，陳霞和許松濤對法國及波蘭的主權(quán)綠色債券進(jìn)行分析以后，發(fā)現(xiàn)主權(quán)綠色債券不但可以優(yōu)化資金來源和使用， 還可以增強(qiáng)流動性，甚至可以達(dá)到國家環(huán)境治理的預(yù)期效用［11］。

（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀

我國的綠色債券起步較晚，2014 年中廣核風(fēng)電碳債券問世，2015 年新疆金風(fēng)科技發(fā)行第一支綠色企業(yè)債券之后，同年末綠色債券的相關(guān)指引也陸陸續(xù)續(xù)出現(xiàn)在債券市場。 孫偉力將2016 年1 月興業(yè)、浦發(fā)發(fā)行綠色金融債券視為我國綠色債券正式開始的標(biāo)志，另外，對我國綠色債券的興起之路也給予了些許建議［12］。綠色債券的腳步從此越跨越大。氣候債券倡議組織（2019）從綠色債券在處理我國環(huán)境問題中的意義和綠色債券市場化面對的挑戰(zhàn)兩方面佐證了綠色債券的重要程度。

綠色債券契合當(dāng)代的綠色發(fā)展理念， 國內(nèi)一些學(xué)者已對綠色債券進(jìn)行了相應(yīng)考究。例如：李強(qiáng)淺析了我國綠色債券的發(fā)展趨勢，同時，認(rèn)為綠色債券的活力因素主要包含市場開放程度、地方政府及投資者的積極性、 市場發(fā)展框架的完備性等［13］。張艷和沈惟維在梳理了我國綠色債券發(fā)展的現(xiàn)狀之后，從政策、信用、透明度、認(rèn)證體系和審批流程等方面整理了一些風(fēng)險防范對策［14］。就學(xué)者們發(fā)現(xiàn)的問題而言，其中一項就是綠色債券的標(biāo)準(zhǔn)化程度還有待改善。 通過七部委發(fā)布的《綠色產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄（2019 年版）》可發(fā)現(xiàn)，綠色債券的標(biāo)準(zhǔn)化指日可待，綠色債券的國際化亦在持續(xù)推進(jìn)，綠色產(chǎn)業(yè)的囊括范圍也在繼續(xù)擴(kuò)大。

國內(nèi)目前對綠色債券的探索大多屬于理論層面，量化研究的文獻(xiàn)相對較少。 龔玉霞等通過構(gòu)建二叉樹模型對綠色債券進(jìn)行估價，結(jié)果發(fā)現(xiàn)綠色債券的市場價格明顯低于理論價格［15］。姚明龍對收集的綠色債券數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，實(shí)證探究了綠色債券和普通債券之間利差的影響要素［16］。 曾玥妍、鄧翔使用非平衡面板模型對造成綠色債券價格波動的相關(guān)要素進(jìn)行了必要的分析［17］。王曉玲、朱家明則對影響綠色債券票面利率的因素進(jìn)行了回歸性分析［18-19］。

綜上所述，目前，大多數(shù)國內(nèi)外研究成果主要集中在發(fā)行綠色債券的意義及其作用層面，極少數(shù)研究涉及到綠色債券的價格波動問題，探討我國綠色債券發(fā)行利率影響因素的文獻(xiàn)尚不多見。 為此，我們將在前人研究的基礎(chǔ)上對綠色債券的發(fā)行利率進(jìn)行研究，探討綠色債券發(fā)行利率主要受哪些因素影響，以及在綠色債券發(fā)行過程中應(yīng)采取怎樣的對策。

三、研究假設(shè)

在債券市場上，債券的發(fā)行利率會受到諸多因素影響，綠色債券作為一種特殊的債券自然也不例外。 考慮到量化問題以及實(shí)際情況，我們從眾多綠色債券發(fā)行利率的影響因素中選取三類主要因素：發(fā)行主體、市場利率以及債券結(jié)構(gòu)。

1.發(fā)行主體。 同普通債券一樣，綠色債券的發(fā)行主體可以是政府、金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)或者公司等，這些不同的發(fā)行主體發(fā)行不同種類的債券。 例如，在債券市場中，發(fā)行主體是政府的債券被稱為政府債券；由銀行和非銀行金融機(jī)構(gòu)發(fā)行的債券稱作是金融債券； 由非金融公司發(fā)行的債券就是公司債券。而近年來， 根據(jù)2017 中國綠色債券市場報告以及2018 中國綠色債券市場報告， 可以看出綠色債券的發(fā)行主體持續(xù)豐富、多元，且金融機(jī)構(gòu)為主要發(fā)行主體。

不同的發(fā)行主體發(fā)行債券所帶來的風(fēng)險是不一致的，收益也不同，收益的大小就會影響企業(yè)發(fā)行債券的力度，繼而影響到債券價格變動，最終導(dǎo)致發(fā)行利率產(chǎn)生變化。如政府債券因?yàn)橛姓峁?dān)保，具有良好的信譽(yù)和公信力，造成的風(fēng)險就較小，但是收益也小，收益較小繼而導(dǎo)致債券價格較高，因此，發(fā)行利率就會偏低；而公司債券的風(fēng)險是較大的，因此，收益較高，發(fā)行利率相應(yīng)的就較高。基于以上分析，我們首先給出本文的第一個研究假設(shè)：

H1： 發(fā)行主體對綠色債券發(fā)行利率的影響具有異質(zhì)性。

2.利率市場化即各金融機(jī)構(gòu)處于貨幣市場進(jìn)行融資與經(jīng)營的利率大小取決于市場的供給與需求。 對于由市場機(jī)制的供求關(guān)系決定的市場利率，其為利率市場化最后能看見的結(jié)果。

上世紀(jì)70 年代初期， 羅納德·麥金農(nóng)（Ronald I.Mckinnon）和愛德華·肖（Edward S.Shaw）依據(jù)“金融抑制”限制金融市場發(fā)展這一現(xiàn)象，提出“金融抑制理論”與“金融深化理論”，奠定了金融自由化及利率市場化，以此調(diào)節(jié)相關(guān)市場的發(fā)行利率。 中國于1996 年推行同業(yè)拆借利率，迎接市場利率化，而后2007 年Sibor 的推出堅定了市場利率化的步伐。Shibor 成為基準(zhǔn)后，利率掛鉤產(chǎn)品的利率調(diào)整將會以此為參考，達(dá)成共識。當(dāng)市場利率上升時，會引起利率掛鉤產(chǎn)品價格下降，繼而使得發(fā)行利率升高；反之，若市場利率降低，利率掛鉤產(chǎn)品價格便會上升，其發(fā)行利率會隨之降低。綠色債券的發(fā)行利率自然將以利率市場化的結(jié)果Shibor 作為參考，進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)節(jié)。 由此，我們提出本文的第二個研究假設(shè)：

H2：利率市場化的結(jié)果與債券利率息息相關(guān)。

3.債券結(jié)構(gòu)。 任何綠色債券在發(fā)行過程中都具有很多指標(biāo)，如債券名稱、發(fā)行價格、發(fā)行時間、募集投向等。通過中國金融信息網(wǎng)——綠色債券數(shù)據(jù)庫查詢綠色債券基本信息，我們在眾多結(jié)構(gòu)因素中重點(diǎn)觀察了綠色債券的發(fā)行期限、發(fā)行規(guī)模、第三方認(rèn)證以及債券評級這幾項。

參考姚明龍［16］、王曉玲［18］、朱家明［19］等人的相關(guān)文獻(xiàn)，分析可知，對于發(fā)行期限、發(fā)行規(guī)模、第三方認(rèn)證、債券評級這幾個指標(biāo)，通常來說，發(fā)行期限加長時，流動性就會減弱，發(fā)行者就會通過提高發(fā)行利率的方式來吸引投資者；發(fā)行規(guī)模越大，發(fā)行者所需要的成本就越高，利率就會被抬高；當(dāng)一個發(fā)行主體有第三方認(rèn)證時， 說明該主體信譽(yù)較高，發(fā)行所需成本較低，因而發(fā)行利率就較低；債券評級與第三方認(rèn)證類似， 都會提高機(jī)構(gòu)的公信力，建立良好信譽(yù)，所以，債券評級越高，利率就相應(yīng)的越低。 對此，我們提出本文的第三個重要假設(shè)：

H3：債券結(jié)構(gòu)會使債券發(fā)行利率產(chǎn)生變化。

四、實(shí)證研究

在綠色債券的發(fā)行過程中，極其重要的一個指標(biāo)就是發(fā)行利率。 發(fā)行利率會影響綠色債券的價格，綠色債券的價格對其市場的健康穩(wěn)健發(fā)展有重大意義，而綠色債券的市場發(fā)展則會對綠色金融領(lǐng)域產(chǎn)生顯著的效果。 因而，對綠色債券發(fā)行利率的研究就是非常有必要的。故而我們對造成發(fā)行利率波動的多種因素建立相應(yīng)的模型并進(jìn)行回歸分析。

（一）研究變量選取

1.被解釋變量

根據(jù)以上所述，本文目的是探究綠色債券發(fā)行利率的影響因素及各影響因素產(chǎn)生效應(yīng)的大小，因而被解釋變量即可以定為綠色債券的發(fā)行利率。

2.解釋變量

由以上分析最終得出以下幾個影響因素：

（1）發(fā)行主體。 發(fā)行主體即發(fā)行綠色債券的發(fā)行者，主要分為政府機(jī)構(gòu)、金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)事業(yè)單位，不同發(fā)行主體的權(quán)威公信力有所不同，對于投資者的吸引力度也是不同的。

（2）發(fā)行期限。 發(fā)行期限就是所發(fā)行的債券的到期年限。 通常情況下，期限越長的債券流動性將會越弱，而當(dāng)流動性不足時企業(yè)就需要承擔(dān)相應(yīng)的成本。

（3）發(fā)行規(guī)模。 發(fā)行規(guī)模表明該綠色債券發(fā)行的多少。通常條件下債券發(fā)行規(guī)模與融資所消耗的成本成正比，所以，一般認(rèn)為發(fā)行規(guī)模越大時融資就越有難度，就需要更大的成本。

（4）第三方認(rèn)證。第三方認(rèn)證是一種由企業(yè)、事業(yè)單位、社會團(tuán)體等多種性質(zhì)的組織并存的組織機(jī)構(gòu)，它不屬于國家機(jī)關(guān)的范疇。 它是指經(jīng)國務(wù)院認(rèn)證認(rèn)可監(jiān)督管理部門批準(zhǔn)， 并依法取得法人資格，同時有某種資質(zhì)可以從事批準(zhǔn)范圍內(nèi)的認(rèn)證活動的機(jī)構(gòu)。 第三方認(rèn)證具有一定的權(quán)威性，能夠使企業(yè)的信譽(yù)口碑得到提升，有第三方認(rèn)證也有利于投資者作出投資選擇。

（5）債券評級。 債券評級即當(dāng)發(fā)行主體發(fā)行債券時，把債券作為目標(biāo)進(jìn)行的信用評級。 一個債券通常擁有債項評級與主體評級兩種。債券評級較高者，企業(yè)的公信力自然也較高。

（6）市場利率（shibor）。 除以上幾個指標(biāo)外，市場利率對發(fā)行利率來說應(yīng)當(dāng)是很重要的一個存在。種種分析結(jié)果顯示， 上海銀行間同業(yè)拆借利率（shibor）相對于其他利率來說是比較穩(wěn)定的，因此，我們可以選擇一年期shibor 作為綠色債券發(fā)行時的市場利率。

3.控制變量

對于控制變量的選取，考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的繁榮與否對綠色債券市場造成的影響，本文利用國內(nèi)生產(chǎn)總值增速和居民消費(fèi)價格指數(shù)來體現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的狀況。

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值增速。 國內(nèi)生產(chǎn)總值增速主要反映國內(nèi)生產(chǎn)總值的相對變化情況，與國內(nèi)生產(chǎn)總值相同的一點(diǎn)是，國內(nèi)生產(chǎn)總值增速也可以衡量一個國家或一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（2）居民消費(fèi)價格指數(shù)。 居民消費(fèi)價格指數(shù)是衡量通貨膨脹的主要宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之一，是用來反映居民家庭購買消費(fèi)商品及服務(wù)項目的價格水平的變動情況。

表1 變量統(tǒng)計表

（二）模型的建立

參考王曉玲［18］、朱家明［19］對綠色債券票面利率的影響因素研究及姚明龍［16］對利差的分析，他們均采用線性回歸方法進(jìn)行實(shí)證分析，故本文也利用多元回歸來研究影響因素，考慮到解釋彈性，以及為了更好地使用線性模型，本文在以往研究的基礎(chǔ)上建立對數(shù)模型來檢驗(yàn)研究假設(shè)并進(jìn)行相關(guān)分析：

在上述公式中，αi（i=1,2,3,4）代表各因素的系數(shù)，也就是當(dāng)其他因素不變時，某一影響因素變動時，發(fā)行利率將跟著變動多少單位。 α0則是代表一個常數(shù)項。

（1）r 很明顯表示綠色債券的發(fā)行利率， 即本文的被解釋變量。（2）s 表明綠色債券的發(fā)行規(guī)模，單位是億元。（3）基準(zhǔn)利率則為一年期的shibor（上海同業(yè)拆借利率）。

（4）RA 是英文單詞 rank 的縮寫， 它代表的是債券評級這一變量。

其中的債券評級本身并不屬于數(shù)值型的變量，這將會阻礙研究的運(yùn)行，無法進(jìn)行分析，因此,我們需要對債券評級進(jìn)行賦值， 將其轉(zhuǎn)換成數(shù)值變量。具體各個評級的賦值如表2 所示：

表2 債券評級賦值

（5）y 是年份 year 的首字母， 因而它表明了綠色債券的發(fā)行期限，單位是年。

（6）Di代表的是第三方認(rèn)證是否存在， 它屬于虛擬變量，其值只能取0 或1，若第三方認(rèn)證存在，則取值為1， 否則即為不存在取值為0。 我們令λ為第三方認(rèn)證是否存在這一自變量的系數(shù)，用來反映其與發(fā)行利率的關(guān)系。

（7）發(fā)行主體變量由IS 表示。IS 也是一個虛擬變量。將發(fā)行主體劃分為金融機(jī)構(gòu)及非金融機(jī)構(gòu)，若是金融機(jī)構(gòu)則取值為1，否則取值0。 其系數(shù)為σ。

（8）國內(nèi)生產(chǎn)總值增速記為GDP。 選取了以季度為依據(jù)的同比增長率。 CPI 則表明了居民消費(fèi)價格指數(shù)。

（8）μ 反映出隨機(jī)因素的可能影響。

（三）樣本選擇

所有數(shù)據(jù)均從中國金融信息網(wǎng)綠色債券數(shù)據(jù)庫、中國債券信息網(wǎng)及Wind 數(shù)據(jù)庫整理而來。 為了保證研究結(jié)果的可信性，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：（1） 樣本數(shù)據(jù)選取的是 2016~2018 年的288條數(shù)據(jù)，不予考慮2019 年數(shù)據(jù)；（2）為了分析結(jié)果的準(zhǔn)確性，我們在數(shù)據(jù)中將非公開發(fā)行的債券全部舍去，只保留公開發(fā)行的部分?jǐn)?shù)據(jù)；（3）在綠色債券的眾多種類中， 我們僅統(tǒng)計發(fā)行量較多的金融債、公司債、 企業(yè)債和債務(wù)融資工具四種綠色債券，以他們?yōu)榇碛糜谟嬃糠治?；?）對于債券評級而言，若債項評級和主體評級不同，我們以較低的那一方作為該債券的債券評級；（5）對于一些不合理的、缺失變量嚴(yán)重的債券也不予考慮，將其刪掉。 根據(jù)以上要求刪去67 條數(shù)據(jù)， 余下221 條符合要求的數(shù)據(jù)組成了橫截面數(shù)據(jù)。 鑒于此，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計分析（見表3）。

表3 綠色債券樣本描述統(tǒng)計

（四）回歸分析與模型修正

為了將發(fā)行利率與影響因素之間的關(guān)系確定下來，繼而對研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，我們選擇對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸。 結(jié)果見表4。

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

從表4 可看出，在顯著性水平為5%的情況下，所要研究的解釋變量中，除了shibor 及發(fā)行期限y 與發(fā)行利率成正相關(guān)外，其余變量的系數(shù)均顯示為負(fù)值。 也就意味著，當(dāng)shibor 和發(fā)行期限增大時，相應(yīng)的綠色債券的票面利率也就越高；而利率會隨著發(fā)行規(guī)模、債券評級及第三方認(rèn)證的增大而減??；此外，若是金融機(jī)構(gòu)發(fā)行的，其利率相對較低。 同時縱觀表4，可發(fā)現(xiàn)shibor 對應(yīng)的系數(shù)比其他變量的系數(shù)要大的多，這說明發(fā)行利率和shibor的相關(guān)程度很高，shibor 給發(fā)行利率帶來的影響較其他影響因素要大很多。 這些結(jié)論也是契合現(xiàn)實(shí)情況的。

表4 多元回歸分析

2.擬合優(yōu)度與統(tǒng)計檢驗(yàn)

表4 顯示，判別系數(shù)R-squared 只有0.704 6，這表明對樣本的擬合不是很理想。 而且，發(fā)行主體IS 的P 值為0.986 0，已經(jīng)遠(yuǎn)超過0.05，很明顯不顯著，與發(fā)行利率高度不相關(guān)，因此，第一個假設(shè)得到驗(yàn)證，即拒絕H1，發(fā)行主體并不會對綠色債券發(fā)行利率的影響產(chǎn)生異質(zhì)性，甚至與發(fā)行利率無關(guān)。 而發(fā)行期限y 的P 值為0.634 4，亦是不顯著的，即該變量對發(fā)行利率的影響不大。 此外，除了發(fā)行期限不顯著外，其余要研究的變量的P 值均符合要求，從而，拒絕原假設(shè)H3，債券結(jié)構(gòu)中并非都會影響發(fā)行利率的大小，至少發(fā)行期限不對利率產(chǎn)生影響。進(jìn)一步，這兩個不顯著變量發(fā)行期限y 以及發(fā)行主體IS 應(yīng)當(dāng)去除，對余下變量再進(jìn)行一次回歸分析。去除后的回歸結(jié)果見表5。

表5 去除不顯著變量后的回歸分析

分析表5 可以看出，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)是符合規(guī)定的。 而將不顯著變量發(fā)行期限去除后，各個因素的P 值達(dá)到了理想高度。 但是模型對樣本的擬合效果仍然沒有達(dá)到優(yōu)良，那么，到底是什么造成了擬合優(yōu)度不是很理想呢？ 接下來就有必要進(jìn)行計量檢驗(yàn)， 而異方差性是橫截面數(shù)據(jù)比較容易產(chǎn)生的情況，對此，我們主要考慮利用懷特檢驗(yàn)來進(jìn)行異方差性的檢驗(yàn)。

（1）懷特檢驗(yàn)。懷特檢驗(yàn)1980 年由懷特提出。該檢驗(yàn)是根據(jù)建立的輔助回歸模型判斷異方差性是否存在。 在表5 的結(jié)果上進(jìn)行懷特檢驗(yàn)得到表6。

表6 樣本回歸結(jié)果的懷特檢驗(yàn)

根據(jù)表6 的懷特檢驗(yàn)結(jié)果， 很明顯可以看出，當(dāng)我們?nèi)★@著水平時，P 值均為0，小于0.05，所以，該模型是具有異方差的，這就需要修正異方差問題來改善模型的擬合效果。

（2）模型的修正。 對異方差的修正我們采取加權(quán)最小二乘法 （Weighted Least Squares, 縮寫為“WLS”）。 WLS 方法的思路主要是對原始模型加權(quán)， 使之成為一個新的不存在異方差性的模型，再用OLS 進(jìn)行估計。令e 等于殘差序列resid，并結(jié)合殘差序列圖將所取的各權(quán)值進(jìn)行比對，最終我們將權(quán)定為效果較好的1/e。加上權(quán)之后，將異方差修正完成，再次對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出表7。

從表7 來看，各個解釋變量的P 值依然處于理想狀態(tài)。 而且， 修正異方差后的判別系數(shù)達(dá)到了0.9401，表現(xiàn)出很好的擬合優(yōu)度。 同時，經(jīng)濟(jì)意義也是符合現(xiàn)實(shí)的。

為了確定我們對異方差真正達(dá)到了修正的目的， 我們在表7 的結(jié)果上再次對模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，結(jié)果見表8。

表7 異方差修正后的多元回歸結(jié)果

表8 修正模型后的white 檢驗(yàn)

表8 的結(jié)果表明， 當(dāng)取顯著水平時，P 值已經(jīng)大于0.05，意味著該模型的異方差性問題已經(jīng)被消除，不再具有異方差性問題。

（3）自相關(guān)性檢驗(yàn)。另外，為了防止各變量之間存在自相關(guān)，有必要進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。為此，我們得到的相關(guān)性系數(shù)見表9。

在表9 中，由于相關(guān)系數(shù)擁有對稱性，只顯示了上三角部分的相關(guān)系數(shù)值，可以看出，除了發(fā)行期限y 和第三方認(rèn)證DI、GDP 和CPI 之間的相關(guān)系數(shù)略大之外，其余變量之間的相關(guān)系數(shù)都沒有超過0.5，這表明變量之間應(yīng)當(dāng)是不存在自相關(guān)的，因此，斷定模型不存在多重共線性問題。 至此，對于shibor 變量來說，由表7 得以確定其與發(fā)行利率高度正相關(guān)，所以，接受原假設(shè)H2，發(fā)行利率與市場利率有高度的正向關(guān)聯(lián)，即利率市場化的結(jié)果與債券利率息息相關(guān)。

表9 各變量間的相關(guān)系數(shù)

（五）實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)以上對相關(guān)假設(shè)的檢驗(yàn)，我們進(jìn)一步詳細(xì)分析各因素的影響如下：

1.發(fā)行主體明顯不影響發(fā)行利率的大小。 不管是金融機(jī)構(gòu)還是非金融機(jī)構(gòu)，其發(fā)行綠色債券的目的都是為了改善生態(tài)環(huán)境， 都具有良好的信譽(yù)，在實(shí)質(zhì)上沒有很大的差異。

2.發(fā)行期限對發(fā)行利率的影響不大。 我國的綠色債券發(fā)行期限基本以3 年、5 年為主， 而且樣本選取的也大多是發(fā)行期限為3 年、5 年的， 并沒有很長期限的數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示發(fā)行期限對發(fā)行利率沒有顯著影響。

3.發(fā)行規(guī)模對利率的影響還是明顯的。 發(fā)行規(guī)模與發(fā)行利率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，這與剛開始的分析恰好相反。 這是由于企業(yè)發(fā)行規(guī)模越大時，發(fā)行成本就會降低，發(fā)行利率就隨之降低。

4.市場利率與發(fā)行利率息息相關(guān)。 由回歸分析看出兩者之間的相關(guān)系數(shù)較高，這表明兩者之間緊密相關(guān)。

5.債券評級有顯著影響。 債券評級與發(fā)行利率之間負(fù)相關(guān)，這與之前的分析一致，債券評級高對于企業(yè)發(fā)行債券是有利的，債券利率會隨著評級的升高而逐漸降低。

6.第三方認(rèn)證對發(fā)行利率存在顯著性的影響。第三方認(rèn)證， 能夠潛在地提高一個債券的信譽(yù)，給予投資者投資信心。 若無第三方認(rèn)證，企業(yè)將為了避免風(fēng)險而提高利率，即第三方認(rèn)證與利率之間的變動是反向的，這也是符合先前的分析。

五、結(jié)論與建議

在2016-2018 年221 條樣本數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，經(jīng)過回歸分析本文得出以下三點(diǎn)結(jié)論：

1.發(fā)行主體對綠色債券發(fā)行利率的影響不具有異質(zhì)性。

2.利率市場化的結(jié)果與發(fā)行利率高度相關(guān)。發(fā)行利率與市場利率shibor 有高度關(guān)聯(lián)，且呈正相關(guān)。

3.債券結(jié)構(gòu)中，除了發(fā)行期限以外，發(fā)行規(guī)模、第三方認(rèn)證、 債券評級均會影響發(fā)行利率的高低，且他們均與利率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

總而言之，綠色債券的發(fā)行利率主要受到市場利率shibor、發(fā)行規(guī)模、第三方認(rèn)證，以及債券評級這幾個因素的影響。

針對以上三點(diǎn)結(jié)論， 本文給予如下幾點(diǎn)建議：其一，為了更好地發(fā)揮綠色債券作用，應(yīng)當(dāng)合理發(fā)展綠色債券市場，增強(qiáng)其需求適配度，穩(wěn)定市場利率，其中可以著重對上海同業(yè)拆借利率shibor 進(jìn)行平穩(wěn)控制。 其二，緩解綠色債券的結(jié)構(gòu)中存在的問題，比如：債券的評級及認(rèn)證問題，聚焦債券的公信力、信譽(yù)力，以防止綠色債券市場出現(xiàn)大幅震蕩；或者是發(fā)行主體有效控制發(fā)行債券的數(shù)量與質(zhì)量。從長遠(yuǎn)角度來看， 發(fā)行規(guī)模不但不會增加發(fā)行成本，反而會降低成本， 從而達(dá)到保證利率穩(wěn)定的效果；再者，為了解決綠色債券期限錯配的問題，盡管發(fā)行期限與利率無關(guān)，但是發(fā)行期限不應(yīng)集中于三五年，因?yàn)橐坏┑狡跓o法續(xù)期時，企業(yè)就要承擔(dān)相應(yīng)成本。 其三，雖然發(fā)行主體不會影響綠色債券的發(fā)行利率， 但是發(fā)行主體應(yīng)當(dāng)在謹(jǐn)慎投資的同時，及時精確地公開發(fā)行債券的基本信息， 提高透明度，便于對市場進(jìn)行監(jiān)督管理。