綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

蘭飛 ，余爽

(武漢理工大學(xué)管理學(xué)院，湖北武漢，430070；武漢理工大學(xué)創(chuàng)業(yè)學(xué)院，湖北武漢，430070)

一、引言

2017年，綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)方案正式通過(guò)，浙江、廣東、新疆、貴州、江西等開啟綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立。2019年，甘肅省蘭州新區(qū)開啟建設(shè)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)。2020年，以上地區(qū)的綠色債券余額為1 350億，較2019年增長(zhǎng)了66%，綠色貸款余額為2 368.3億，占其全部貸款余額的15.1%，全國(guó)綠色貸款占全國(guó)全部貸款的10.8%，試點(diǎn)區(qū)域比全國(guó)平均水平高了4.3%。截至2021年上半年，全國(guó)綠色債券總募集資金規(guī)模達(dá)到2 431億元，在發(fā)行規(guī)模上超過(guò)了2020年全年水平，實(shí)現(xiàn)了逐年擴(kuò)增。在綠色金融市場(chǎng)的創(chuàng)新業(yè)務(wù)中，為適應(yīng)國(guó)家“碳達(dá)峰、碳中和”的戰(zhàn)略目標(biāo)，上交所債券市場(chǎng)先后推出了“碳中和債券”“綠色鄉(xiāng)村振興債券”等創(chuàng)新綠色債券品種，其中碳中和債券自2021年2月發(fā)行以來(lái)增發(fā)迅猛，規(guī)模達(dá)1 397.12億元，為低碳效益顯著的綠色創(chuàng)新項(xiàng)目提供了有力支持。各綠色金融試驗(yàn)省區(qū)結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際發(fā)展情況也積極探索綠色金融政策體系的發(fā)展，推出兼具特色化和多元化的新型金融產(chǎn)品來(lái)支持綠色金融改革的落實(shí)，如江西贛江新區(qū)發(fā)行了全國(guó)首單綠色市政專項(xiàng)債券，廣東省花都市創(chuàng)新性地推出 了碳排放權(quán)抵質(zhì)押融資等金融產(chǎn)品，各省區(qū)積極深化綠色金融機(jī)制改革，構(gòu)建并完善綠色金融政策體系。

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的逐步擴(kuò)增表明了國(guó)家層面對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的高度重視，進(jìn)而表示了綠色金融政策全面發(fā)展的重要性，考察這一政策的實(shí)施效果，能為進(jìn)一步充分發(fā)揮政策的科學(xué)性、有效性及后續(xù)改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立，提供借鑒和參考意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

(一) 綠色金融政策

綠色金融的發(fā)展萌芽于1974年，國(guó)外金融機(jī)構(gòu)將環(huán)境保護(hù)和節(jié)能減排等思想納入經(jīng)營(yíng)準(zhǔn)則，以此來(lái)保護(hù)生態(tài)環(huán)境。歐洲和日韓等國(guó)家在經(jīng)歷不斷的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整下，借助綠色金融政策實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型，將金融發(fā)展與環(huán)境保護(hù)有機(jī)結(jié)合起來(lái)。我國(guó)綠色金融發(fā)展滯后，由于政府、金融市場(chǎng)和企業(yè)之間的信息不對(duì)稱導(dǎo)致政策體系不完善，綠色金融服務(wù)尚未延伸至中小企業(yè)[1]。作為支持經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益共同增長(zhǎng)的核心工具，綠色金融發(fā)展是重中之重，促使經(jīng)濟(jì)從高速度發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型，因此建設(shè)完善的綠色金融政策體系的程序和細(xì)則是中國(guó)綠色金融發(fā)展的首要任務(wù)[2]。綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立是政策先試點(diǎn)推行，再依據(jù)實(shí)施效果來(lái)改進(jìn)和完善，總結(jié)試行經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而在全國(guó)范圍內(nèi)推廣[3]。

具體而言，關(guān)于綠色金融政策的研究主要集中于綠色金融體制的發(fā)展分析和現(xiàn)有綠色金融相關(guān)政策的實(shí)施效果評(píng)估兩個(gè)方面。從2008年至2021年，國(guó)內(nèi)外綠色金融和能源政策領(lǐng)域的研究大量趨于綠色金融政策體系的構(gòu)建。Moran等研究發(fā)現(xiàn)碳稅政策、政府補(bǔ)貼政策、綠色債券政策和綠色投資政策是最適應(yīng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的四種可行政策，提出應(yīng)利用綠色債券來(lái)更好地完善綠色金融體系，從而降低投資風(fēng)險(xiǎn)，刺激綠色經(jīng)濟(jì)可持續(xù)化發(fā)展[4]。周琛影等將經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展分為經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、創(chuàng)新發(fā)展、穩(wěn)定發(fā)展和高效發(fā)展五個(gè)維度，深入研究綠色金融對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主要是通過(guò)提升經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展和結(jié)構(gòu)優(yōu)化來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[5]。有學(xué)者結(jié)合各綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)開展研究，認(rèn)為各省區(qū)綠色金融發(fā)展?fàn)顩r不一，劉金石從綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)的角度來(lái)總結(jié)各改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的優(yōu)勢(shì)和不足，提出應(yīng)發(fā)展區(qū)域級(jí)綠色金融、鼓勵(lì)開發(fā)新興綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)[6]。綠色金融政策可劃分為監(jiān)管領(lǐng)域和財(cái)政領(lǐng)域，王韌發(fā)現(xiàn)相比于財(cái)政領(lǐng)域，監(jiān)管領(lǐng)域的綠色政策更能提高綠色金融治理的效果，揭示了綠色政策對(duì)綠色金融治理的作用機(jī)制[7]。綠色金融政策中應(yīng)用較為廣泛的有綠色信貸政策和低碳試點(diǎn)政策，學(xué)者們運(yùn)用不同方法來(lái)評(píng)估這兩項(xiàng)綠色金融政策，杜莉和鄭立純梳理了我國(guó)綠色金融政策的發(fā)展歷程，并分為萌芽、初步建立、逐漸成長(zhǎng)和日益完善四個(gè)階段，評(píng)估發(fā)現(xiàn)低碳政策能夠抑制城市二氧化碳的排放[8]。學(xué)者Liu等研究綠色信貸政策的實(shí)施效果，發(fā)現(xiàn)對(duì)能源密集型產(chǎn)業(yè)有著顯著的抑制投資效應(yīng)，但對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效果較差[9]。曹廷求等認(rèn)為，當(dāng)能源密集型產(chǎn)業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)較高時(shí)，綠色信貸政策的實(shí)施會(huì)促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新，反而會(huì)因受到融資約束而抑制了企業(yè)的發(fā)展[10]。于是，本文提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1：綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立，可能會(huì)促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

(二) 企業(yè)綠色創(chuàng)新

綠色金融政策能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供資金支持和風(fēng)險(xiǎn)管控等有利條件，政府通過(guò)內(nèi)部資源配置和外部風(fēng)險(xiǎn)管控來(lái)重點(diǎn)扶持綠色創(chuàng)新項(xiàng)目，促使企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新，因此政策導(dǎo)向是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要支撐。歐美國(guó)家在綠色金融政策體系的完善和發(fā)展上走在世界前列，在金融機(jī)構(gòu)的資金激勵(lì)、政府相關(guān)扶持政策認(rèn)可下，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的意識(shí)更強(qiáng)、綠色創(chuàng)新更有活力[11]。我國(guó)積極探索綠色金融政策體系的構(gòu)建與完善，在政策的支持下，具有綠色創(chuàng)新活力的企業(yè)不僅符合當(dāng)下綠色環(huán)保和碳中和的時(shí)代發(fā)展目標(biāo)，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任，同時(shí)還能增強(qiáng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力和盈利能力，在利益相關(guān)者壓力和政策壓力下，會(huì)促使企業(yè)增強(qiáng)綠色創(chuàng)新動(dòng)力，從而提升行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[12]，基于生態(tài)現(xiàn)代化理論，以發(fā)揮生態(tài)優(yōu)勢(shì)來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)和現(xiàn)代化發(fā)展，幫助企業(yè)樹立綠色形象，又能獲得公眾關(guān)注和支持，進(jìn)一步幫助企業(yè)掌握市場(chǎng)話語(yǔ)權(quán)和主動(dòng)權(quán)[13]。

筆者從事物理課堂教學(xué)已有23年，對(duì)于物理課堂教學(xué)，一直在思考與探索。經(jīng)過(guò)多年的實(shí)踐探索，筆者認(rèn)為可從四個(gè)方面提高學(xué)生參與體驗(yàn)探究物理的樂(lè)趣、欲望，從而提高物理課堂教學(xué)效益。

在企業(yè)綠色創(chuàng)新相關(guān)的實(shí)證研究中，齊紹洲等評(píng)估碳排污交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，將專利樣本分為綠色發(fā)明專利和綠色實(shí)用新型專利，研究發(fā)現(xiàn)，政策的誘發(fā)作用主要針對(duì)綠色發(fā)明專利[14]。徐佳和崔靜波評(píng)估了低碳試點(diǎn)政策的實(shí)施效果，研究命令控制型政策、自愿型政策和市場(chǎng)型政策三種政策工具的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)命令控制性政策工具是促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的主要工具[15]。邱洋冬評(píng)估開發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，并分析了開發(fā)區(qū)設(shè)立政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵(lì)作用的區(qū)域性偏向[16]。王馨等評(píng)估綠色信貸政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，比較了綠色信貸限制行業(yè)和非綠色信貸限制行業(yè)的綠色創(chuàng)新表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)綠色信貸限制行業(yè)的綠色創(chuàng)新“量”更高，但“質(zhì)”的改善卻不足[17]。綠色金融政策從內(nèi)部對(duì)企業(yè)提供資金配置，從外部風(fēng)險(xiǎn)管控和競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)創(chuàng)造有利條件，環(huán)境友好性的創(chuàng)新項(xiàng)目擁有一定的融資優(yōu)先權(quán)，但重污染行業(yè)在政府管控下受到更多的融資約束，促使重污染企業(yè)基于競(jìng)爭(zhēng)壓力進(jìn)行綠色創(chuàng)新[18]。陳晨分析檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新、環(huán)境和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響效果，認(rèn)為市場(chǎng)型的環(huán)境規(guī)制手段更有利于企業(yè)的綠色創(chuàng)新[19]。肖小虹等發(fā)現(xiàn)在企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的過(guò)程中，企業(yè)通過(guò)社會(huì)資本的積累能促進(jìn)綠色創(chuàng)新水平的提升，這種強(qiáng)化作用對(duì)非國(guó)有企業(yè)的影響高于國(guó)有企業(yè)[20]。于是，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：與國(guó)有企業(yè)相比，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立更有助于促進(jìn)非國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

上述研究針對(duì)已經(jīng)開展的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)進(jìn)行了不同視角的分析和探討，盡管政府已經(jīng)出臺(tái)了一系列關(guān)于綠色金融改革創(chuàng)新的政策文件，但是對(duì)于如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及企業(yè)綠色創(chuàng)新還處于摸索階段[21]，該領(lǐng)域的實(shí)證研究也較為匱乏。綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策提供了一個(gè)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，本文運(yùn)用雙重差分模型評(píng)估了試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，基于實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，為進(jìn)一步發(fā)揮綠色金融政策的有效性提供了相關(guān)政策建議。

三、研究設(shè)計(jì)

(一) 雙重差分模型

雙重差分模型多被用于評(píng)估政策效應(yīng)。綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策始于2017年的五省區(qū)，2019年在甘肅推行，政策是有選擇性地實(shí)施，適合用雙重差分模型來(lái)評(píng)估政策實(shí)施效果。本文旨在評(píng)估綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，通過(guò)比較綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策前后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)的差異來(lái)研究政策效果。在模型構(gòu)建上，實(shí)驗(yàn)組為2017年國(guó)務(wù)院設(shè)立的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)(浙江、廣東、貴州、江西、新疆)五省區(qū)，由于甘肅省只有一年的實(shí)施后數(shù)據(jù)，無(wú)法體現(xiàn)出甘肅省試點(diǎn)的企業(yè)綠色創(chuàng)新效果，西藏相關(guān)數(shù)據(jù)缺失較嚴(yán)重，因此本文將甘肅省和西藏從研究樣本中剔除，故實(shí)驗(yàn)組有5個(gè)省區(qū)的數(shù)據(jù)樣本，控制組為24個(gè)省區(qū)的數(shù)據(jù)樣本。本文建立如下雙重差分計(jì)量模型：

在(1)式中，Lnpatentit為自變量，表示第i個(gè)企業(yè)在第t年的綠色創(chuàng)新水平，Treati為試點(diǎn)省份虛擬變量，若企業(yè)i位于試點(diǎn)省份則賦值為“1”，否則賦值為“0”；Postt為政策時(shí)間虛擬變量，以2017年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，2017年之后所有年份賦值為“1”，反之則賦值為“0”；Postt×Treatt是Treati和Postt的交互項(xiàng)，其系數(shù)β3即核心估計(jì)參數(shù)，代表綠色金融改革創(chuàng)新政策的凈效應(yīng)；Controlit是一系列控制變量，包括企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)托賓Q值和固定資產(chǎn)占比；λt、σc分別是時(shí)間、省份的固定效應(yīng)；εit表示隨個(gè)體和時(shí)間變化的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由表1可見，處理組為受到政策干預(yù)的樣本，在政策實(shí)施之前，Treati等于1，Postt等于0，二者的交互項(xiàng)Postt×Treatt則也為0；在政策實(shí)施之后，Treati等于1，Postt等于1，二者的交互項(xiàng)Postt× Treatt則也為1，處理組在政策實(shí)施前后進(jìn)行差分相減得到的差值為系數(shù)β2+β3；對(duì)照組為未受到政策干預(yù)的樣本，在政策實(shí)施之前，Treati等于0，Postt等于0，二者的交互項(xiàng)Postt×Treatt則也為0；在政策實(shí)施之后，Treati等于0，Postt等于1，二者的交互項(xiàng)Postt×Treatt則也為0，對(duì)照組在政策實(shí)施前后進(jìn)行差分相減得到的差值為系數(shù)β2，再通過(guò)對(duì)處理組和對(duì)照組進(jìn)行第二次差分，消除處理組和對(duì)照組原生的差異，得到的差值為系數(shù)β3，即政策干預(yù)帶來(lái)的凈效應(yīng)。

表1 雙重差分模型說(shuō)明

(二) 數(shù)據(jù)說(shuō)明及處理

本文的研究視角是評(píng)價(jià)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)上市公司綠色創(chuàng)新活動(dòng)的影響，因此本文選取上市公司綠色專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)作為解釋變量。原因有以下兩點(diǎn)：(1) 研究企業(yè)綠色創(chuàng)新的相關(guān)領(lǐng)域的文獻(xiàn)采用專利數(shù)據(jù)來(lái)衡量，具有研究依據(jù)；(2) 隨著企業(yè)產(chǎn)權(quán)意識(shí)的增強(qiáng)和中國(guó)專利制度的完善，專利數(shù)據(jù)更能量化體現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新成果。上市公司綠色專利數(shù)據(jù)來(lái)自CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)中的CIRD子庫(kù)，按照世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織提出的“國(guó)際專利分類綠色清單”分別提取和匯總上市公司的綠色專利申請(qǐng)量和授權(quán)量，國(guó)際專利綠色清單將綠色專利劃分為七大類，分別是：交通運(yùn)輸類、廢棄物管理類、能源節(jié)約類、替代能源生產(chǎn)類、行政監(jiān)管與設(shè)計(jì)類、農(nóng)林類和核電類。同時(shí)，考慮到綠色專利從申請(qǐng)到獲批耗時(shí)較長(zhǎng)，綠色專利授權(quán)量數(shù)據(jù)具有滯后性，因此本文采用綠色專利申請(qǐng)量來(lái)衡量試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的影響，為了進(jìn)一步區(qū)分國(guó)內(nèi)上市公司綠色專利的不同創(chuàng)新性，同時(shí)將綠色專利分為綠色發(fā)明專利和綠色實(shí)用新型專利兩個(gè)子樣本研究專利異質(zhì)性。

本文選取了2011—2019年中國(guó)滬深兩市A股上市企業(yè)為研究樣本，企業(yè)層面的經(jīng)濟(jì)特征數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為了使研究結(jié)果更具可比性，進(jìn)行了以下數(shù)據(jù)處理：①剔除出現(xiàn)ST、*ST和S*ST的樣本；②剔除金融業(yè)上市公司樣本；③剔除注冊(cè)地點(diǎn)是西藏和甘肅的樣本；④剔除2012年后上市的公司樣本。最終得到29個(gè)省份的2 201個(gè)公司樣本。為了減少極端值影響，在1%和99%水平對(duì)連續(xù)型變量進(jìn)行縮尾處理。本文使用的統(tǒng)計(jì)分析軟件為Stata.16。

為了縮小綠色專利數(shù)據(jù)間的絕對(duì)差異，本文采用發(fā)明綠色專利申請(qǐng)量加1之后再取對(duì)數(shù)(Lnpatent)來(lái)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新。同時(shí)借鑒以往的研究并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取以下變量為控制變量：企業(yè)規(guī)模(Size)，以總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示，已有研究表明企業(yè)規(guī)模是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，企業(yè)規(guī)模越大，投入的創(chuàng)新研發(fā)費(fèi)用也越趨于穩(wěn)定；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，以期末總負(fù)債與期末總資產(chǎn)的比率表示，代表了企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的能力，能夠用于評(píng)估企業(yè)的融資風(fēng)險(xiǎn)，反映企業(yè)創(chuàng)新能力；企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模(Ppe)，以企業(yè)期末固定資產(chǎn)除以期末總資產(chǎn)的比率表示，用于分析企業(yè)固定資產(chǎn)有無(wú)資金閑置現(xiàn)象，反映了企業(yè)的資金營(yíng)運(yùn)能力，通常固定資產(chǎn)規(guī)模越小，企業(yè)越有閑余資金來(lái)投入創(chuàng)新活動(dòng)；企業(yè)年齡(Age)，以企業(yè)上市年限表示，代表了企業(yè)的成熟度，通常企業(yè)成熟度越高，創(chuàng)新意識(shí)會(huì)更強(qiáng)；企業(yè)托賓Q值(TobinQ)，以企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值除以期末總資產(chǎn)的比率表示，企業(yè)的托賓Q值體現(xiàn)了社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造能力，當(dāng)企業(yè)的托賓Q值越大時(shí)，會(huì)選擇將金融資本轉(zhuǎn)換為產(chǎn)業(yè)資本，有更強(qiáng)的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)。

表2 變量說(shuō)明

(三) 描述性統(tǒng)計(jì)

樣本觀測(cè)值共有19 809個(gè)，企業(yè)托賓Q值(TobinQ)的樣本觀測(cè)值僅有19 186個(gè)，說(shuō)明該變量存在較多缺失值，其他的變量的樣本觀測(cè)值都較為完整。樣本中綠色專利自然對(duì)數(shù)的平均值為0.302 6，最小值為0，最大值為6.770 8，標(biāo)準(zhǔn)差為0.728 8，說(shuō)明不同上市企業(yè)之間的綠色專利申請(qǐng)量差異較大。企業(yè)年齡平均值約為18年，最小值為10，樣本企業(yè)均為2012年之前上市?？刂谱兞堪髽I(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、托賓Q值、資產(chǎn)負(fù)債率和固定資產(chǎn)占比共五個(gè)變量。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一) 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分法的前提是滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，以保證估計(jì)量的無(wú)偏性。在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)建立之前，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新變化趨勢(shì)在處理組和對(duì)照組之間不具有系統(tǒng)性差異，整體的時(shí)間趨勢(shì)是基本保持一致的，在政策實(shí)施之后，處理組和對(duì)照組平行趨勢(shì)被打破則表明處理組的企業(yè)綠色創(chuàng)新相對(duì)于對(duì)照組出現(xiàn)了趨勢(shì)上的改變，即使用雙重差分法有效。圖1為雙重差分平行趨勢(shì)圖，橫軸表示年份，縱軸表示綠色發(fā)明專利申請(qǐng)量。以2017年綠色金融試點(diǎn)省區(qū)頒布為實(shí)垂線，在非試點(diǎn)期(2011—2017年)，實(shí)驗(yàn)組的綠色專利申請(qǐng)量低于處理組的綠色專利申請(qǐng)量，但兩者大致呈現(xiàn)平行趨勢(shì)。2017年綠色金融試點(diǎn)政策實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組的綠色專利申請(qǐng)量增長(zhǎng)速度超過(guò)處理組，并在申請(qǐng)總量上超過(guò)了處理組。從綠色專利的趨勢(shì)變化圖來(lái)看，支持了平行趨勢(shì)假說(shuō)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖

進(jìn)一步對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，生成年份虛擬變量和實(shí)驗(yàn)組虛擬變量的交互項(xiàng)Post×Treat，政策發(fā)生前取5年，發(fā)生后取2年，共得到8個(gè)虛擬變量交互項(xiàng)。同時(shí)為了避免共線性問(wèn)題，去掉政策發(fā)生前一期作為基準(zhǔn)組，如表4所示，政策發(fā)生前的虛擬變量交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，說(shuō)明在2017年綠色改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)建立之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即平行趨勢(shì)檢驗(yàn)通過(guò)。

表4 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

(二) 基準(zhǔn)回歸

按照上述數(shù)據(jù)說(shuō)明與處理，本文將研究樣本按照綠色專利申請(qǐng)總量、綠色發(fā)明專利和綠色實(shí)用新型專利分為三組，分別檢驗(yàn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生的影響。表5為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，(1) 為企業(yè)綠色專利申請(qǐng)總量；(2) 為企業(yè)綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量；(3) 為企業(yè)綠色實(shí)用新型專利申請(qǐng)數(shù)量。其中模型1未考慮到其他因素的影響，模型2控制了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、托賓Q值、固定資產(chǎn)占比和企業(yè)規(guī)模等變量，在第(1)—(3)中，本文控制了時(shí)間固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)。企業(yè)綠色專利申請(qǐng)總量的交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)分別為0.042 5和0.040 7，均在1%水平下顯著，企業(yè)綠色實(shí)用新型專利組交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)分別為0.037 2和0.036 0，均在1%的置信水平下顯著，企業(yè)綠色發(fā)明專利組交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)分別為0.017 8和0.017 3，在10%的置信水平下顯著。說(shuō)明綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策顯著促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平，相較于綠色發(fā)明專利，政策對(duì)企業(yè)綠色實(shí)用新型專利的發(fā)明影響更大，可能原因在于綠色發(fā)明專利的核心技術(shù)要求更高，實(shí)用新型專利申請(qǐng)審批條件更為寬松，耗時(shí)短且實(shí)用性更強(qiáng)。假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

控制變量中，企業(yè)規(guī)模會(huì)顯著提升企業(yè)綠色創(chuàng)新水平，表明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)成熟度越高，綠色金融改革創(chuàng)新政策效應(yīng)更加明顯，與理想預(yù)期相符。在綠色專利總量樣本和綠色發(fā)明專利樣本中，企業(yè)固定資產(chǎn)占比的影響系數(shù)顯著為正，說(shuō)明企業(yè)的閑置資金比例越高，越會(huì)傾向于投入研發(fā)進(jìn)行綠色創(chuàng)新活動(dòng)；在綠色發(fā)明專利樣本中，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的影響系數(shù)顯著為正，三個(gè)樣本中企業(yè)托賓Q值的影響系數(shù)都不顯著，說(shuō)明企業(yè)托賓Q值并非影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的核心要素。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 反事實(shí)檢驗(yàn)

為了排除處理組和控制組企業(yè)在建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)之前就存在的固有差異對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，改變政策發(fā)生時(shí)間節(jié)點(diǎn)，進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。本文將建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的時(shí)間提前到2014年進(jìn)行估計(jì)，將2011—2013年定義為政策發(fā)生前，2014—2019年定義為政策發(fā)生后，檢驗(yàn)該虛擬政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。由表6的回歸檢驗(yàn)結(jié)果看，模型1的交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)為0.015 9，統(tǒng)計(jì)上不顯著。由此可見，企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的提升主要源于綠色金融改革創(chuàng)新政策，處理組和控制組之間的固有差異及遺漏變量對(duì)本文結(jié)論干擾較小，研究結(jié)果可靠。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2. 處理組選取

選取不受政策影響省份的企業(yè)作為處理組，假設(shè)其受到了綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)政策的影響，與對(duì)照組再次進(jìn)行回歸。表6的模型2表明，交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)為0.004 48，在統(tǒng)計(jì)上不顯著。說(shuō)明是綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立在有效促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新，進(jìn)一步證實(shí)了研究結(jié)論。

3. 傾向得分匹配檢驗(yàn)

為解決不同企業(yè)之間可能存在的系統(tǒng)性差異導(dǎo)致的樣本選擇偏誤問(wèn)題，本文采用PSM-DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先采用近鄰匹配為實(shí)驗(yàn)組匹配合適的控制組，匹配后檢驗(yàn)各協(xié)變量是否存在差異，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)協(xié)變量在對(duì)照組和控制組之間基本平衡，滿足了共同支撐假設(shè)。由表6的模型3可知，交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)為0.040 8，在1%的置信水平下顯著，與前文的結(jié)論一致，進(jìn)一步證實(shí)了綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用。如表6所示，采用不同控制組進(jìn)行估計(jì)時(shí)，企業(yè)年齡、托賓Q值、固定資產(chǎn)占比和企業(yè)規(guī)模等控制變量的符號(hào)、大小、顯著性均基本與表5保持一致，總體系數(shù)估計(jì)基本穩(wěn)定。

(四) 異質(zhì)性檢驗(yàn)

本文根據(jù)企業(yè)所有制將整體研究樣本區(qū)分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩個(gè)子樣本，以檢驗(yàn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立是否會(huì)對(duì)不同所有制企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平產(chǎn)生差異化影響。由表7的實(shí)證結(jié)果可知，其中模型1未考慮其他因素的影響，模型2考慮了企業(yè)年齡、托賓Q值和企業(yè)規(guī)模等控制變量的影響。非國(guó)有企業(yè)樣本組交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)分別為0.058和0.057 9，在1%的置信水平下顯著，國(guó)有企業(yè)組交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)分別為0.024和0.025 5，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。由此可見，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)存在企業(yè)所有制層面的異質(zhì)性，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立能夠顯著促進(jìn)非國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，而對(duì)于國(guó)有企業(yè)，政策效應(yīng)在整體層面并不顯著?？赡茉蛟谟谖覈?guó)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，國(guó)有企業(yè)占有重要地位，普遍受到更弱的環(huán)境規(guī)制和融資約束，非國(guó)有企業(yè)則面臨更強(qiáng)的環(huán)境壓力和融資約束，因此在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)建立后，非國(guó)有企業(yè)能更加迅速地積極響應(yīng)政府號(hào)召，抓住綠色創(chuàng)新機(jī)會(huì)，從而保持和擴(kuò)大市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。假說(shuō)2得到驗(yàn)證。

表7 企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

企業(yè)綠色創(chuàng)新質(zhì)量是推動(dòng)創(chuàng)新發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，本文?011—2019年A股上市公司綠色專利數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用2017年國(guó)務(wù)院批準(zhǔn)試點(diǎn)建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的影響。研究結(jié)果表明：綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策能夠在一定程度上誘發(fā)企業(yè)整體綠色創(chuàng)新，并且對(duì)企業(yè)綠色發(fā)明專利的促進(jìn)作用要高于綠色實(shí)用新型專利。此結(jié)論通過(guò)了平行趨勢(shì)假設(shè)，在進(jìn)行了反事實(shí)檢驗(yàn)、改變處理組樣本和傾向得分匹配等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立，研究結(jié)果具有可靠性。此外，從異質(zhì)性檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，相較于國(guó)有企業(yè)，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立對(duì)非國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大。

基于以上研究結(jié)論，為進(jìn)一步有效推進(jìn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立和提升企業(yè)綠色創(chuàng)新水平，本文提出如下政策建議：

一是擴(kuò)大政策改革范圍。綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的建立推動(dòng)了企業(yè)綠色創(chuàng)新，應(yīng)擴(kuò)大綠色金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)的建設(shè)范圍，進(jìn)一步發(fā)揮綠色金融政策效應(yīng)，逐步向全國(guó)范圍推廣以提升國(guó)家整體企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力，同時(shí)要注重六省區(qū)九地的改革經(jīng)驗(yàn)，避免走彎路錯(cuò)路，提高綠色金融改革實(shí)驗(yàn)成果的轉(zhuǎn)化率。更進(jìn)一步，應(yīng)該鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)在“一帶一路”沿線國(guó)家優(yōu)化綠色金融布局，我國(guó)在過(guò)去五年內(nèi)在綠色金融市場(chǎng)上取得了關(guān)鍵進(jìn)展和優(yōu)異成績(jī)，從資金配置、風(fēng)險(xiǎn)管控到最終綠色消費(fèi)形成完整閉環(huán)，鼓勵(lì)境外金融市場(chǎng)積極探索與可持續(xù)發(fā)展相關(guān)的綠色金融產(chǎn)品創(chuàng)新，推動(dòng)綠色金融的國(guó)際化發(fā)展。

二是提升政策支持。不同地區(qū)的綠色金融發(fā)展水平參差不齊，不同類型綠色金融產(chǎn)品的適用條件和后續(xù)信息披露需要有嚴(yán)格的標(biāo)準(zhǔn)和方向性指引。在綠色金融政策評(píng)估體系中，應(yīng)建立專業(yè)的綠色金融考核機(jī)構(gòu)從上至下嚴(yán)格監(jiān)管，參與企業(yè)綠色創(chuàng)新項(xiàng)目的環(huán)境信息披露、技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和環(huán)境責(zé)任確認(rèn)，科學(xué)合理評(píng)估項(xiàng)目的創(chuàng)新屬性和綠色屬性，打破技術(shù)壁壘，幫助資本市場(chǎng)有效識(shí)別企業(yè)綠色創(chuàng)新項(xiàng)目，從而精準(zhǔn)管控投資管理風(fēng)險(xiǎn)，建立信息共享平臺(tái)，為相關(guān)利益體提供有益參考，二者相輔相成，共同推進(jìn)地區(qū)的可持續(xù)化發(fā)展。

三是鼓勵(lì)地方創(chuàng)新。從目前綠色債券市場(chǎng)的整體進(jìn)展來(lái)看，綠色債券的品種創(chuàng)新為市場(chǎng)注入了活力，2021年發(fā)行的碳中和債券、藍(lán)色公司債券目標(biāo)導(dǎo)向性很強(qiáng)，為效益顯著的綠色項(xiàng)目提供了有力支持。政府應(yīng)鼓勵(lì)各金融機(jī)構(gòu)推陳出新，進(jìn)一步推出種類多樣綠色金融產(chǎn)品，明確綠色供應(yīng)鏈資產(chǎn)的界定標(biāo)準(zhǔn)和資金用途限制，為綠色核心企業(yè)的上下游支持單位提供融資支持，以滿足不同消費(fèi)者、投資者的多樣化需求，幫助綠色技術(shù)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化和商業(yè)化，助力企業(yè)，為打開消費(fèi)市場(chǎng)確立優(yōu)勢(shì)，鼓勵(lì)消費(fèi)者綠色消費(fèi)，最終實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新的價(jià)值轉(zhuǎn)化，自上而下地推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。