寧金輝 王敏

(1.河北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 保定 071000；2.中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142)

一、引言

我國(guó)應(yīng)對(duì)氣候與環(huán)境變化各項(xiàng)工作持續(xù)推進(jìn)，綠色金融卻發(fā)展相對(duì)遲緩，致使不少金融資源向高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)傾斜，從而加劇環(huán)境污染和產(chǎn)能過(guò)剩(Dong et al.，2019)[3]。為此，黨中央、國(guó)務(wù)院在《生態(tài)文明體制改革總體方案》中首次提出“構(gòu)建綠色金融體系”，黨的十九大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)發(fā)展綠色金融。綠色債券作為綠色金融體系的重要組成部分，兼具“綠色”和“債券”的雙重屬性，所募集資金主要用來(lái)滿(mǎn)足綠色循環(huán)低碳項(xiàng)目，以實(shí)現(xiàn)減緩氣候變化、減少環(huán)境污染的環(huán)境效益，助力經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化和綠色發(fā)展方式轉(zhuǎn)變(詹小穎，2016)[32]。在該背景下，債券市場(chǎng)聚焦綠色發(fā)展國(guó)策，不斷創(chuàng)新綠債品種，覆蓋公司債、企業(yè)債、金融債、中期票據(jù)、資產(chǎn)支持計(jì)劃、短期融資券、定向工具等多種類(lèi)型，以解決綠色事業(yè)所需資金問(wèn)題(巴曙松等，2019)[18]。中國(guó)綠債市場(chǎng)雖起步晚，但發(fā)展迅速，自2016年啟動(dòng)以來(lái)，一躍成為全球領(lǐng)跑者。興蓉環(huán)境、東方園林等多家上市公司通過(guò)發(fā)行綠色債券為節(jié)能、污染防治、資源節(jié)約與循環(huán)利用、清潔交通、清潔能源、生態(tài)保護(hù)和適應(yīng)氣候變化等項(xiàng)目籌集所需資金。其中，2016年，北控水務(wù)“洛陽(yáng)水系綜合整治示范段工程項(xiàng)目”發(fā)行規(guī)模高達(dá)7億元，獲得了市場(chǎng)追捧?；诖?，如何客觀評(píng)價(jià)綠色債券經(jīng)濟(jì)后果成為綠色金融改革創(chuàng)新發(fā)展和政策修訂的重要問(wèn)題。

投融資期限結(jié)構(gòu)安排是企業(yè)投融資決策的重要組成部分。期限匹配理論作為公司金融的基本原理，是指用短期資金支持流動(dòng)資產(chǎn)，用長(zhǎng)期資金為長(zhǎng)期資產(chǎn)融資，即投資回收期限與融資期限相匹配(Morris，1976；白云霞等，2016)[12][19]。然而，企業(yè)在財(cái)務(wù)實(shí)踐中卻普遍存在投融資期限錯(cuò)配現(xiàn)象，即借助滾動(dòng)的短期融資支持長(zhǎng)期投資活動(dòng)?！岸倘陂L(zhǎng)投”作為企業(yè)被動(dòng)接受的決策結(jié)果，是一種替代性融資方式(鐘凱等，2016；盛明泉等，2020)[34][25]，它雖暫時(shí)滿(mǎn)足融資需求，具資本成本優(yōu)勢(shì)(Morris，1976；白云霞等，2016)[12][19]，但容易引致資金鏈斷裂，加劇流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)(He and Xiong，2012；鐘凱等，2018)[17][35]，提高經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(劉曉光和劉元春，2019)[21]，引發(fā)非投資效率(盛明泉等，2020)[25]，減少研發(fā)投資(馬紅等，2018)[22]，降低全要素生產(chǎn)率(鐘凱等，2016)[34]，這無(wú)疑對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)實(shí)踐產(chǎn)生消極影響。特別地，相比一般項(xiàng)目，綠色項(xiàng)目投資具有需求更大、回收期更長(zhǎng)、公益性更為明顯、短期獲利能力欠佳等特征(朱俊明等，2020)[23]，加之發(fā)展中國(guó)家資本市場(chǎng)仍存在不夠健全、環(huán)境治理收益與成本不對(duì)稱(chēng)等問(wèn)題(Gillingham et al.，2009；Greenstone and Jack，2015)[6][7]，綠色項(xiàng)目更容易出現(xiàn)投融資期限錯(cuò)配問(wèn)題(王康仕等，2019)[28]。而緩解“短融長(zhǎng)投”的關(guān)鍵在于增加與綠色項(xiàng)目相匹配的長(zhǎng)期債務(wù)融資(張新民和葉志偉，2021)[33]。在我國(guó)整體金融抑制的大環(huán)境下，綠色債券成為緩解企業(yè)融資困境的重要手段。那么，發(fā)行綠色債券是否有助于降低企業(yè)的投融資期限錯(cuò)配程度，從而改善企業(yè)投融資決策呢？

以往關(guān)于綠色債券的研究主要圍繞其制度設(shè)計(jì)、實(shí)施現(xiàn)狀和發(fā)展必要性等基礎(chǔ)理論方面展開(kāi)。目前已有的綠色債券實(shí)證文獻(xiàn)主要集中于對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，并未取得一致性結(jié)論：Roslen et al.(2017)[15]通過(guò)對(duì)6個(gè)國(guó)家實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)綠債發(fā)行后第一天將為公司股價(jià)帶來(lái)顯著的正向影響；朱俊明等(2020)[23]發(fā)現(xiàn)我國(guó)上市公司發(fā)行綠債對(duì)其股票收益率并無(wú)顯著影響；Flammer(2020)[4]發(fā)現(xiàn)只有經(jīng)過(guò)第三方機(jī)構(gòu)認(rèn)證的債券才對(duì)公司股價(jià)具有積極影響。而企業(yè)投融資期限錯(cuò)配影響因素研究主要從代理成本(Myers，1977)[13]、利率風(fēng)險(xiǎn)(Jun and Jen，2005)[10]、貨幣政策(鐘凱等，2016)[34]、家族控制權(quán)(鐘凱等，2018)[35]、產(chǎn)融結(jié)合(馬紅等，2018)[22]、官員訪問(wèn)(邱穆青和白云霞，2019)[24]等角度展開(kāi)?？梢钥闯?，鮮有文獻(xiàn)探討綠色債券對(duì)發(fā)行主體投融資期限錯(cuò)配的影響。為此，本文主要回答以下四個(gè)問(wèn)題：第一，發(fā)行綠債是否抑制了企業(yè)投融資期限錯(cuò)配；第二，發(fā)行綠債影響企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的潛在機(jī)制；第三，綠色債券對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響是否因公司環(huán)境的不同而有所差異；第四，綠色債券對(duì)企業(yè)“短融長(zhǎng)投”的抑制效應(yīng)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果。中國(guó)特殊的綠色債券背景為探討上述問(wèn)題提供了絕佳的研究場(chǎng)景。

本文的貢獻(xiàn)可能有以下三個(gè)方面：第一，從企業(yè)投融資期限錯(cuò)配角度，對(duì)綠色債券的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)?，F(xiàn)有的綠色債券研究主要聚焦在理論層面，以定性分析為主，定量研究相對(duì)較少。本文通過(guò)實(shí)證分析綠色債券對(duì)發(fā)行主體投融資期限錯(cuò)配的影響，為綠色債券市場(chǎng)啟動(dòng)的實(shí)施效果提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，從而豐富了綠色債券經(jīng)濟(jì)后果與投融資期限錯(cuò)配影響因素的研究。第二，不僅證實(shí)了綠色債券對(duì)企業(yè)投融資決策的積極效應(yīng)，還揭示了綠色債券通過(guò)緩解融資約束機(jī)制對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配產(chǎn)生抑制作用，從而深化了對(duì)綠色債券傳導(dǎo)到資產(chǎn)負(fù)債表內(nèi)在機(jī)制的理解，為綠色金融制度在企業(yè)綠色經(jīng)營(yíng)情景中的作用提供了參考。第三，檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、信用評(píng)級(jí)以及重污染行業(yè)屬性對(duì)綠色債券與投融資期限錯(cuò)配兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，這一方面辨析了兩者關(guān)系在不同經(jīng)濟(jì)場(chǎng)景下的異質(zhì)性表現(xiàn)，另一方面為綠色債券政策框架的設(shè)計(jì)和調(diào)整提供決策支持，以增強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)的動(dòng)力、活力和持久力。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配

近年來(lái)，我國(guó)環(huán)保形勢(shì)嚴(yán)峻，加大環(huán)境整治、增加綠色投資勢(shì)在必行。據(jù)估算，中國(guó)需要每年進(jìn)行2萬(wàn)億元的綠色投資，政府受財(cái)政預(yù)算所限，僅能承擔(dān)10%～15%。而企業(yè)作為綠色投資主要承擔(dān)主體，卻普遍存在融資約束、投資不足等問(wèn)題(He and Liu，2018)[9]。究其原因，除了外部性、信息不對(duì)稱(chēng)、高風(fēng)險(xiǎn)、回收期長(zhǎng)等企業(yè)內(nèi)部動(dòng)因外，資金供給缺乏、期限錯(cuò)配等外部金融供給問(wèn)題才是關(guān)鍵所在(Soundarrajan and Vivek，2016)[16]。為此，國(guó)務(wù)院的《生態(tài)文明體制改革總體方案》提出要構(gòu)建綠色金融體系；黨的十九大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)發(fā)展綠色金融，這表明我國(guó)開(kāi)始探索通過(guò)金融手段支持綠色事業(yè)開(kāi)展。綠色債券可以為具有可持續(xù)環(huán)境效益的綠色產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目提供中長(zhǎng)期資金，保障環(huán)境友好型項(xiàng)目順利完成，產(chǎn)生正外部社會(huì)效應(yīng)，起到改善環(huán)境績(jī)效的作用(詹小穎，2016)[32]。

為了完善綠色債券頂層設(shè)計(jì)，配合綠色事業(yè)發(fā)展，2016年，發(fā)改委出臺(tái)《綠色債券發(fā)行指引》；2017年，證監(jiān)會(huì)實(shí)施《關(guān)于支持綠色債券發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)》；2018年，央行發(fā)布《綠色金融債券存續(xù)期信息披露規(guī)范》。綠色債券從微觀看募集資金主要流入環(huán)境友好型企業(yè)，這有利于解決融資難，優(yōu)化綠色形象，提高企業(yè)價(jià)值；從中宏觀看，可以促進(jìn)綠色產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，推進(jìn)地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。國(guó)外關(guān)于企業(yè)投融資期限匹配研究主要以企業(yè)可自由進(jìn)入資本市場(chǎng)進(jìn)行融資為前提，但我國(guó)金融市場(chǎng)并不滿(mǎn)足該前提(馬紅等，2018)[22]，企業(yè)融資期限通常小于投資期限，通過(guò)“借新還舊”的方式滿(mǎn)足長(zhǎng)期資產(chǎn)需求，投融資錯(cuò)配現(xiàn)象更為嚴(yán)重。當(dāng)長(zhǎng)期投資無(wú)法及時(shí)產(chǎn)生融資償付所需的現(xiàn)金流時(shí)，一旦出現(xiàn)融資困難，極易導(dǎo)致資金鏈斷裂，致使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境(Morris，1976；白云霞等，2016)[12][19]。特別地，節(jié)能減排技術(shù)改造、能源清潔高效利用、節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)、污染防治等綠色項(xiàng)目的回報(bào)周期長(zhǎng)、信息不對(duì)稱(chēng)與高風(fēng)險(xiǎn)等特性，使其外部融資相對(duì)匱乏(王康仕等，2019)[28]。因此，企業(yè)通過(guò)發(fā)行綠色債券，獲取相對(duì)穩(wěn)定的長(zhǎng)期資金保障，緩解融資困境，合理規(guī)劃投融資決策，資產(chǎn)期限與債務(wù)期限盡量匹配，從而起到抑制企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度的作用。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H1：綠色債券能夠顯著抑制企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度。

(二)綠色債券對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響機(jī)制

我國(guó)融資渠道單一，銀行信貸占絕對(duì)主導(dǎo)，信貸配給現(xiàn)象嚴(yán)重，融資約束普遍存在(白云霞等，2016)[19]。在我國(guó)金融抑制的環(huán)境下，融資約束對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配產(chǎn)生重要影響(馬紅等，2018)[22]。然而，企業(yè)通過(guò)發(fā)行綠色債券有可能緩解融資約束，進(jìn)而抑制投融資期限錯(cuò)配。原因在于：首先，相對(duì)于傳統(tǒng)債券，綠色債券期限相對(duì)較長(zhǎng)，平均3～5年，與綠色項(xiàng)目中長(zhǎng)期、有穩(wěn)定現(xiàn)金流的融資模式相匹配(陳詩(shī)一和李志青，2019)[20]。相對(duì)于銀行借款這種間接融資方式而言，發(fā)行綠色債券意味著在資金需求者與供給者之間建立一條直接融資渠道，企業(yè)可直接獲取這筆長(zhǎng)期資金，且不需支付過(guò)高中介費(fèi)用。這就使其無(wú)需不斷續(xù)借短期信貸資金來(lái)支持企業(yè)長(zhǎng)期投資活動(dòng)，進(jìn)而抑制了“短融長(zhǎng)投”現(xiàn)象。其次，2016年，發(fā)改委出臺(tái)的《綠色債券發(fā)行指引》明確指出：“支持綠色債券發(fā)行主體利用債券資金優(yōu)化債務(wù)結(jié)構(gòu)。在償債保障措施完善的情況下，允許企業(yè)使用不超過(guò)50%的債券募集資金用于償還銀行貸款和補(bǔ)充營(yíng)運(yùn)資金。主體信用評(píng)級(jí)AA+且運(yùn)營(yíng)情況較好的發(fā)行主體，可使用募集資金置換由在建綠色項(xiàng)目產(chǎn)生的高成本債務(wù)”?？梢钥闯?，綠色債券不僅可用于綠色項(xiàng)目建設(shè)與運(yùn)營(yíng)，也可用于銀行貸款等長(zhǎng)短期債務(wù)的償還(陳詩(shī)一和李志青，2019)[20]。靈活的長(zhǎng)短期資金期限配置結(jié)構(gòu)無(wú)疑滿(mǎn)足了企業(yè)對(duì)不同期限資金的需求，增強(qiáng)了企業(yè)優(yōu)化資金期限結(jié)構(gòu)的能力，改善債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，緩解期限錯(cuò)配帶來(lái)的投資約束問(wèn)題。最后，綠色債券受政府意志驅(qū)動(dòng)較強(qiáng)，發(fā)債主體更容易獲取貼息、補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策(巴曙松等，2019)[18]，如江蘇、福建等地區(qū)對(duì)發(fā)行企業(yè)給予貼息或補(bǔ)貼等支持。財(cái)政支持可能緩解潛在的融資約束，同樣可以抑制投融資期限錯(cuò)配?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H2：綠色債券通過(guò)緩解公司融資約束這一路徑，抑制了企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。

(三)企業(yè)自身特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

我國(guó)資本市場(chǎng)普遍存在“信貸歧視”，體現(xiàn)在國(guó)有企業(yè)因“父愛(ài)主義”“隱性擔(dān)?！焙皖A(yù)算軟約束更容易得到銀行等金融機(jī)構(gòu)的長(zhǎng)期資金支持，而非國(guó)有企業(yè)獲取信貸難度較大，融資約束更高。此外，商業(yè)銀行在對(duì)非國(guó)有企業(yè)放貸時(shí)，會(huì)放大資金的短期化傾向，導(dǎo)致非國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度更為嚴(yán)重。因此，相對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，非國(guó)有企業(yè)更有動(dòng)力通過(guò)發(fā)行綠色債券，增加獲取長(zhǎng)期資金的可能性，從而抑制“短融長(zhǎng)投”?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3a：相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)發(fā)行的綠色債券對(duì)投融資期限錯(cuò)配的抑制作用更為顯著。

2.企業(yè)規(guī)模

大型企業(yè)憑借資產(chǎn)優(yōu)勢(shì)和規(guī)模效應(yīng)，與銀行等金融機(jī)構(gòu)之間的信貸業(yè)務(wù)更為頻繁密切，貸款利率更低；而小型企業(yè)融資約束更為嚴(yán)重。因此，小型企業(yè)通過(guò)發(fā)行綠色債券，將更有利于獲取長(zhǎng)期資金，進(jìn)一步抑制投融資期限錯(cuò)配，帶來(lái)的效應(yīng)更為明顯?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H3b：相對(duì)于大型企業(yè)，小型企業(yè)發(fā)行的綠色債券對(duì)投融資期限錯(cuò)配的抑制作用更為顯著。

3.企業(yè)信用評(píng)級(jí)

企業(yè)信用評(píng)級(jí)是衡量整體償債能力和償債意愿的重要指標(biāo)。企業(yè)信用評(píng)級(jí)越低，發(fā)生違約的可能性越高，融資成本越高，融資能力越差，受到的融資約束程度越大，環(huán)保項(xiàng)目缺乏足夠的資金支持，無(wú)以為繼。而信用評(píng)價(jià)較低的企業(yè)一旦在綠色債券市場(chǎng)上發(fā)債融資，立刻起到緩解融資約束的作用，隨之而來(lái)的是抑制企業(yè)的投融資期限錯(cuò)配?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3c：相對(duì)于信用評(píng)級(jí)較高企業(yè)，信用評(píng)級(jí)較低企業(yè)發(fā)行的綠色債券對(duì)投融資期限錯(cuò)配的抑制作用更為顯著。

4.重污染行業(yè)屬性

綠色金融減少污染性行業(yè)的金融資源配置，倒逼高污染企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而改善環(huán)境治理，減少環(huán)境污染(郁智和曹雅麗，2021)[31]。高污染行業(yè)作為環(huán)境污染的重要制造者，成為綠色金融限制的重要對(duì)象。因此，高污染行業(yè)企業(yè)普遍存在外部融資約束問(wèn)題(唐國(guó)平和趙佩琪，2021)[26]。在該背景下，相對(duì)于非高污染企業(yè)，高污染企業(yè)更傾向于通過(guò)發(fā)行綠色債券，為自身傳統(tǒng)項(xiàng)目綠色改造和綠色技術(shù)開(kāi)發(fā)籌集充裕的資本要素?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3d：相對(duì)于非高污染企業(yè)，高污染企業(yè)發(fā)行的綠色債券對(duì)投融資期限錯(cuò)配的抑制作用更為顯著。

(四)綠色債券對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配影響的經(jīng)濟(jì)后果

綠色債券緩解“短融長(zhǎng)投”后，企業(yè)可以將更多的長(zhǎng)期資金投入綠色創(chuàng)新類(lèi)項(xiàng)目，償還長(zhǎng)短期銀行借款優(yōu)化債務(wù)結(jié)構(gòu)，有利于積累綠色聲譽(yù)，提高綠色創(chuàng)新能力，促進(jìn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力提升，從而降低公司風(fēng)險(xiǎn)。因此，綠色債券發(fā)行在改善企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的同時(shí)，也有利于緩解投融資期限錯(cuò)配對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)面效應(yīng)。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H4：綠色債券有助于緩解企業(yè)投融資錯(cuò)配對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的負(fù)面影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)基本模型構(gòu)建

2016年為中國(guó)發(fā)行綠債的元年，在政策的引導(dǎo)下，如果企業(yè)首次發(fā)行綠債，可視為獨(dú)立于企業(yè)決策的外生沖擊事件，為本文研究提供了準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)環(huán)境。上市公司發(fā)行綠債的時(shí)點(diǎn)不同，與政策試點(diǎn)分批次、逐步推進(jìn)類(lèi)似，借鑒Purnanandam and Weagley(2016)[14]、Li et al.(2017)[11]的研究，本文通過(guò)構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型來(lái)考察綠色債券對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響。參考王雄元和譚建華(2019)[29]、Beck et al.(2010)[2]的研究思路，考慮到個(gè)體異質(zhì)性和時(shí)變性的影響，本文采用控制時(shí)間和個(gè)體的雙重固定效應(yīng)模型，為了避免多重共線(xiàn)性問(wèn)題，僅加入Green×Post作為核心變量。此外，本文對(duì)所有回歸模型中標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了公司維度的cluster處理，以降低潛在的異方差和序列相關(guān)的影響。具體模型如下：

模型(1)中被解釋變量Sfli為投融資期限錯(cuò)配程度。借鑒鐘凱等(2018)[35]、馬紅等(2018)[22]、Frank and Goyal(2004)[5]研究思路，投融資期限錯(cuò)配程度(Sfli)等于購(gòu)建固定資產(chǎn)等投資活動(dòng)現(xiàn)金支出－(長(zhǎng)期借款本期增加額+本期權(quán)益增加額+本期經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量+本期出售固定資產(chǎn)等現(xiàn)金流入)/上一年總資產(chǎn)總額。其中，長(zhǎng)期借款本期增加額=本期長(zhǎng)期借款+本期一年內(nèi)到期非流動(dòng)負(fù)債－上期長(zhǎng)期借款。該指標(biāo)表示長(zhǎng)期資金來(lái)源支持長(zhǎng)期投資的資金缺口，該值越大，意味著長(zhǎng)期資金支持長(zhǎng)期投資的缺口越大，企業(yè)“短融長(zhǎng)投”越嚴(yán)重，投融資期限錯(cuò)配程度越高。在期限匹配原則的指導(dǎo)下，如果Sfli>0，意味著短期融資不僅要滿(mǎn)足短期投資，還要支持長(zhǎng)期投資活動(dòng)；如果Sfli<0，則表明長(zhǎng)期資本同時(shí)彌補(bǔ)長(zhǎng)期投資和短期投資的需要。

模型核心解釋變量為綠色債券(Green)與時(shí)間變量(Post)的交互項(xiàng)(Green×Post)。其中，Green表示虛擬變量，若企業(yè)在樣本期內(nèi)發(fā)行了綠色債券，其在所有年度的觀測(cè)值均賦值為1，進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組；否則取值為0，進(jìn)入控制組。Post表示時(shí)間虛擬變量，對(duì)于實(shí)驗(yàn)組而言，若企業(yè)發(fā)行綠色債券當(dāng)年及其以后年度，則賦值為1，否則為0；對(duì)于控制組未發(fā)行綠色債券的企業(yè)而言，全部取值為0。雙重差分模型(1)包含兩次差分，第一次差分為綠債發(fā)行前后實(shí)驗(yàn)組發(fā)行企業(yè)和控制組未發(fā)行企業(yè)投融資錯(cuò)配的變動(dòng)；第二次差分為實(shí)驗(yàn)組發(fā)行企業(yè)和控制組未發(fā)行企業(yè)樣本投融資錯(cuò)配變動(dòng)的差異。因此，綠色債券與時(shí)間變量的交互項(xiàng)(Green×Post)表示綠色債券對(duì)企業(yè)投融資錯(cuò)配程度的“凈影響”。若交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)小于0，且在設(shè)定的水平下顯著，則表明綠色債券能夠顯著抑制企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度。

借鑒現(xiàn)有研究，模型的控制變量主要包括公司規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、公司業(yè)績(jī)(ROA)、成長(zhǎng)性(Growth)、資產(chǎn)流動(dòng)性(Liquid)、債券(Bond)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Gssx)、股權(quán)集中度(Top1)、股權(quán)制衡度(Balance)，還添加了年份(Year)和公司(Firm)固定效應(yīng)。

各變量定義詳見(jiàn)表1。

表1 變量定義

(二)中介效應(yīng)模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，即綠色債券可能通過(guò)緩解融資約束這條渠道來(lái)對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配產(chǎn)生影響，本文參照Baron and Kenny(1986)[1]、溫忠麟和葉寶娟(2014)[30]、馬紅等(2018)[22]的做法，采用融資約束作為中介變量，構(gòu)建中介效應(yīng)模型對(duì)綠色債券影響企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

模型(2)為中介變量融資約束(WC)對(duì)解釋變量綠色債券(Green)進(jìn)行回歸；模型(3)被解釋變量投融資期限錯(cuò)配程度對(duì)解釋變量綠色債券(Green)和中介變量(WC)同時(shí)進(jìn)行回歸。本文主要參考Hall et al.(2016)[8]、王會(huì)娟等(2020)[27]的做法，采用WC值來(lái)度量融資約束(WC)。其中，WC=(－1)×短期凈資本/總資產(chǎn)=(－1)×(現(xiàn)金持有量+存貨+應(yīng)收賬款－應(yīng)付賬款)/總資產(chǎn)。WC值越大，表明企業(yè)融資約束越大。其他變量定義與模型(1)保持一致。

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)假設(shè)3a～3d，本文采用分組回歸的方法，檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、信用評(píng)級(jí)和高污染行業(yè)屬性對(duì)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。假設(shè)3a～3d的模型均與上述模型(1)保持一致，假設(shè)3a是以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)；假設(shè)3b是以企業(yè)規(guī)模進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)；假設(shè)3c是以企業(yè)信用評(píng)級(jí)進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)；假設(shè)3d是以是否屬于高污染行業(yè)進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)。

(四)經(jīng)濟(jì)后果模型構(gòu)建

為了探究綠色債券是否有助于緩解企業(yè)投融資錯(cuò)配對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生的負(fù)面影響，本文借鑒馬紅等(2018)[22]、鐘凱等(2018)[35]的做法，構(gòu)建模型如下：

模型(4)被解釋變量表示企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)(Risk)，參考鐘凱等(2018)[35]的做法，公司風(fēng)險(xiǎn)(Risk)采用息稅前利潤(rùn)3年波動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量，該指標(biāo)越大，表示公司風(fēng)險(xiǎn)越高。其他變量定義與模型(1)保持一致。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2014―2019年所有A股主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司作為初始樣本，將重復(fù)發(fā)行綠債的數(shù)據(jù)剔除，以消除發(fā)行次數(shù)的影響，最終采用首次發(fā)行綠債的公司觀測(cè)值作為初始研究樣本。按照以下原則刪除樣本：(1)剔除銀行、證券、保險(xiǎn)等金融類(lèi)上市公司；(2)剔除ST*、ST公司；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失值和異常值樣本，最后獲得10946個(gè)公司-年度觀測(cè)值。本文綠色債券數(shù)據(jù)來(lái)源于滬深交易所官網(wǎng)，通過(guò)手工搜集整理獲得。公司財(cái)務(wù)和治理特征數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。為控制極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%進(jìn)行縮尾(winsorize)處理。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

2016年，我國(guó)綠色債券政策出臺(tái)，綠債市場(chǎng)正式啟動(dòng)。表2列示了上市公司發(fā)行綠色債券的年份分布數(shù)據(jù)，包括所有公司層面的樣本。2016―2019年，發(fā)行綠色債券的上市公司數(shù)量呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)。這說(shuō)明越來(lái)越多上市公司通過(guò)發(fā)行綠色債券的方式為綠色項(xiàng)目籌集所需資金，但發(fā)行主體數(shù)量整體較少。

表2 綠色債券的年份分布

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，包括所有“公司-年度”層面的觀測(cè)值。樣本中，投融資期限錯(cuò)配(Sfli)均值為-0.0742，標(biāo)準(zhǔn)差為0.3421，最小值為-2.1927，最大值為0.3854，說(shuō)明樣本公司的投融資期限錯(cuò)配差異較大，為本研究創(chuàng)造了較好的條件。綠色債券(Green)均值為0.0190，表明在樣本期間內(nèi)平均有1.9%的上市公司發(fā)行過(guò)綠色債券?？刂谱兞糠矫?，公司規(guī)模(Size)的均值為22.4658，財(cái)務(wù)杠桿(Lev)為0.4833，公司業(yè)績(jī)(ROA)的均值為0.0346，成長(zhǎng)性(Growth)的均值為-0.6820，資產(chǎn)流動(dòng)性(Liquid)的均值為1.9653，債券(Bond)的均值為0.1548，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Gssx)的均值為0.4102，股權(quán)集中度(Top1)的均值為34.7871，股權(quán)制衡度(Balance)的均值為0.1608。所有變量的分布均在合理范圍內(nèi)。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三)基本回歸結(jié)果

為了更加全面地檢驗(yàn)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間的關(guān)系，本文首先嘗試檢驗(yàn)普通債券發(fā)行對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響效果。表4列(1)、列(2)顯示的回歸結(jié)果表明，在未控制公司和年份固定效應(yīng)的情況下，公司發(fā)行普通債券比未發(fā)行債券更能顯著抑制投融資期限錯(cuò)配；但對(duì)公司和行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行控制后，與未發(fā)行債券公司相比較，發(fā)行普通債券的公司并不能顯著影響企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度。本文進(jìn)一步采用DID模型比較綠色債券和普通債券對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配影響效果差異。表4列(3)、列(4)顯示的回歸結(jié)果表明，無(wú)論是否控制公司和年份固定效應(yīng)，與發(fā)行普通債券公司相比較，發(fā)行綠色債券的公司更能顯著抑制企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度。

表4 基本回歸結(jié)果

根據(jù)模型(1)比較是否發(fā)行綠色債券對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配影響效果差異。表5報(bào)告了綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的基本回歸結(jié)果。列(1)為未控制個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列(2)為控制個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。在列(1)和(2)中，Green×Post的回歸系數(shù)分別為-0.0940和-0.0875，均在1%水平下顯著為負(fù)，表明與未發(fā)行綠債企業(yè)相比較，發(fā)行綠債企業(yè)的投融資期限錯(cuò)配程度更低。這意味著發(fā)行綠債能夠顯著抑制企業(yè)的投融資期限錯(cuò)配程度，與H1一致。

表5 是否發(fā)行綠色債券的回歸結(jié)果

(四)影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表6所示，列(1)和列(2)報(bào)告了綠色債券通過(guò)降低融資約束對(duì)投融資期限結(jié)構(gòu)產(chǎn)生作用的檢驗(yàn)結(jié)果。模型(2)的回歸結(jié)果見(jiàn)列(1)，Green×Post的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明綠色債券緩解了發(fā)行公司融資約束。模型(3)的回歸結(jié)果見(jiàn)列(2)，綠色債券(Green)與投融資期限錯(cuò)配(Sfli)在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，且融資約束(WC)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。Sobel檢驗(yàn)顯示z值為-1.9228，這一結(jié)果驗(yàn)證了綠色債券通過(guò)緩解公司融資約束這一路徑改善了公司投融資期限錯(cuò)配，與H2一致。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

1.按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗(yàn)

本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將樣本分為國(guó)有企業(yè)組和非國(guó)有企業(yè)組，分別對(duì)其進(jìn)行回歸，來(lái)檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間關(guān)系的影響差異?；貧w結(jié)果如表7中列(1)和列(2)所示，在非國(guó)有企業(yè)樣本組中，Green×Post的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，而在國(guó)有企業(yè)樣本組中，該系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。結(jié)果表明，綠色債券在非國(guó)有企業(yè)中發(fā)揮了更大的綠色溢價(jià)，而在國(guó)有企業(yè)中作用效果不顯著，與H3a一致。

2.按企業(yè)規(guī)模分組檢驗(yàn)

本文根據(jù)企業(yè)規(guī)模的均值對(duì)樣本進(jìn)行分組，來(lái)檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模對(duì)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間關(guān)系的影響差異?；貧w結(jié)果如表7中列(3)和列(4)所示，在小型企業(yè)樣本組中，Green×Post的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，而在大型企業(yè)樣本組中，該系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。結(jié)果表明，綠色債券在小型企業(yè)中能夠更顯著地抑制投融資期限錯(cuò)配，而在大型企業(yè)中并不能起到顯著影響，與H3b一致。

3.按企業(yè)信用評(píng)級(jí)分組檢驗(yàn)

本文根據(jù)企業(yè)信用評(píng)級(jí)等級(jí)對(duì)樣本進(jìn)行分組，來(lái)檢驗(yàn)企業(yè)信用評(píng)級(jí)對(duì)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間關(guān)系的影響差異。當(dāng)公司的信用評(píng)級(jí)為“AAA、AAA-、AA+、AA、AA-、A+、A、A-、A-1+、A-1-”時(shí)，公司的信用評(píng)級(jí)較高，否則公司的信用評(píng)級(jí)較低。回歸結(jié)果如表7中列(5)和列(6)所示，在信用評(píng)級(jí)較低樣本組中，Green×Post的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，而在信用評(píng)級(jí)較高樣本組中，該系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。結(jié)果表明，綠色債券在信用評(píng)級(jí)較低的企業(yè)中能夠更顯著地抑制投融資期限錯(cuò)配，而在信用評(píng)級(jí)較高的企業(yè)中并不能起到顯著影響，與H3c一致。

4.按高污染企業(yè)特征分組檢驗(yàn)

本文根據(jù)是否屬于高污染行業(yè)對(duì)樣本進(jìn)行分組，來(lái)檢驗(yàn)高污染行業(yè)特征對(duì)綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間關(guān)系的影響差異?；貧w結(jié)果如表7中列(7)和列(8)所示，在高污染的樣本組中，Green×Post的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，而在非高污染的樣本組中，該系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。結(jié)果表明，綠色債券在高污染企業(yè)中能夠更顯著地抑制投融資期限錯(cuò)配，而在非高污染企業(yè)中并不能起到顯著影響，與H3d一致。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(六)經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)結(jié)果

首先，檢驗(yàn)綠色債券(Green)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)(Risk)的影響，即考察交互項(xiàng)Green×Post的回歸系數(shù)。然后，檢驗(yàn)投融資期限錯(cuò)配(Sfli)和綠色債券(Green)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)(Risk)的影響，即交互項(xiàng)Sfli×Green×Post的回歸系數(shù)?；貧w結(jié)果如表8所示，列(1)顯示Green×Post的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；第(2)列顯示Sfli×Green×Post顯著為負(fù)。以上結(jié)果表明，隨著綠色債券的發(fā)行，上市公司投融資期限錯(cuò)配的緩解可以進(jìn)一步降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，與H4一致。

表8 經(jīng)濟(jì)后果的回歸結(jié)果

(七)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換測(cè)度模型

參考張新民和葉志偉(2021)[33]的研究，采用有息負(fù)債期限結(jié)構(gòu)(Intdebt_str)和借款期限結(jié)構(gòu)(Loan_str)來(lái)衡量公司投融資期限錯(cuò)配情況，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體模型如下：

其中，被解釋變量代表有息負(fù)債期限結(jié)構(gòu)(Intdebt_str)=(長(zhǎng)期借款+應(yīng)付債券+長(zhǎng)期應(yīng)付款)/(短期借款+長(zhǎng)期借款+應(yīng)付債券+長(zhǎng)期應(yīng)付款+一年內(nèi)到期的非流動(dòng)負(fù)債)。借款期限結(jié)構(gòu)(Loan_str)=長(zhǎng)期借款/(短期借款+長(zhǎng)期借款)。模型(5)的交乘項(xiàng)Green×Post的回歸系數(shù)是本文考察的主要對(duì)象，用來(lái)觀測(cè)發(fā)行綠債是否抑制了投資-短期信貸的敏感性，以檢驗(yàn)綠色債券政策的微觀實(shí)施效果。模型(5)的控制變量沿用原始配置，具體包括公司規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、公司業(yè)績(jī)(ROA)、成長(zhǎng)性(Growth)、資產(chǎn)流動(dòng)性(Liquid)、債券(Bond)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Gssx)、股權(quán)集中度(Top1)、股權(quán)制衡度(Balance)以及年度固定效應(yīng)(Year)和公司固定效應(yīng)(Firm)?；貧w結(jié)果如表9所示，列(1)、列(2)是模型(5)的回歸結(jié)果，Green×Post的回歸系數(shù)分別為-0.0340和-0.0545，均在1%水平下顯著為負(fù)，表明發(fā)行綠債能夠有效降低企業(yè)長(zhǎng)期投資對(duì)短期信貸資金的依賴(lài)，從而抑制了企業(yè)的“短融長(zhǎng)投”，本文主要研究結(jié)論仍然成立。

表9 更換被解釋變量的回歸結(jié)果

2.傾向得分匹配

為了考察實(shí)驗(yàn)組投融資期限錯(cuò)配的變化是由公司首次發(fā)行綠色債券產(chǎn)生的“凈影響”，消除公司發(fā)行綠色債券可能存在自選擇偏差帶來(lái)的內(nèi)生性，基于可測(cè)變量糾正選擇性偏誤，本文首先應(yīng)用傾向得分匹配方法(PSM)來(lái)構(gòu)建控制組樣本，選擇財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、公司業(yè)績(jī)(ROA)、營(yíng)業(yè)收入(Income)這三個(gè)關(guān)鍵影響因素作為協(xié)變量，在全樣本的基礎(chǔ)上按年份、行業(yè)分別采用1:1和1:2抽樣有放回最近距離配對(duì)來(lái)為發(fā)行綠債的公司構(gòu)建控制組，進(jìn)行DID回歸?；貧w結(jié)果如表10所示，列(1)中Green×Post的回歸系數(shù)在10%水平下顯著為負(fù)，列(2)中Green×Post的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，本文的結(jié)論依然成立。

表10 傾向得分匹配的回歸結(jié)果

3.處理效應(yīng)模型

公司是否發(fā)行綠色債券還可能存在不可測(cè)變量造成的選擇性偏誤，本文采用處理效應(yīng)模型兩步法(two-step)對(duì)處理變量Green×Post進(jìn)行結(jié)構(gòu)建模來(lái)修正，以進(jìn)一步對(duì)假設(shè)H1進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表11所示，無(wú)論是否控制公司和年度，列(1)、列(2)Green×Post的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，綠色債券對(duì)公司投融資期限錯(cuò)配具有顯著負(fù)向影響。同時(shí)兩步法中l(wèi)ambda的回歸系數(shù)在1%水平下顯著，Waldchi2也在1%水平下顯著異于0，這就意味著處理效應(yīng)模型效果較好。可以看出，在排除不可測(cè)變量自選擇偏誤后，本文結(jié)論依然成立。

表11 處理效應(yīng)的回歸結(jié)果

4.平行趨勢(shì)假定

為了證明樣本滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假設(shè)，設(shè)Before3、Before2、Before1為公司首次發(fā)行綠債前n年的虛擬變量，Current為首次發(fā)行綠債當(dāng)年，After1和After2分別為公司發(fā)放綠色債券后n年。如果樣本滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假設(shè)，公司投融資錯(cuò)配的改善來(lái)自發(fā)行綠債的影響，本文預(yù)期Before3×Green、Before2×Green和Before1×Green系數(shù)不顯著，但Current×Green、After1×Green和After2×Green系數(shù)顯著為負(fù)?；貧w結(jié)果表12基本印證了本文的判斷，Before3×Green、Before2×Green和Before1×Green的回歸系數(shù)均不顯著，同時(shí)Current×Green、After1×Green和After2×Green的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明上市公司的投融資期限錯(cuò)配在發(fā)行綠債后得到了抑制，但隨著時(shí)間的推移顯著性在下降，僅在發(fā)行當(dāng)年和下一年能夠顯著改善公司投融資期限錯(cuò)配情況。

表12 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

5.安慰劑檢驗(yàn)

本文通過(guò)構(gòu)建虛假立法時(shí)間進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體地，本文分別將2015年和2016年設(shè)定為上市公司發(fā)行綠債的虛假發(fā)行時(shí)間，構(gòu)建虛假時(shí)期虛擬變量。根據(jù)模型(1)進(jìn)行回歸，表13中列(1)、列(2)顯示了2015年為虛擬發(fā)行綠債時(shí)間的回歸結(jié)果，無(wú)論是否控制時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)，Green×Post的回歸系數(shù)均不顯著。列(3)和列(4)列示了2016年為虛擬發(fā)行綠債時(shí)間的回歸結(jié)果，無(wú)論是否控制時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)，Green×Post的回歸系數(shù)均不顯著。這與主回歸結(jié)果均不一致，說(shuō)明除了真正發(fā)行綠債的年份之外，若改為在其他年份發(fā)債，均不可能顯著抑制公司投融資期限錯(cuò)配。這一結(jié)果證明公司投融資期限錯(cuò)配程度的下降確實(shí)是綠色債券的發(fā)行引起的，本文結(jié)論依然成立。

表13 安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

發(fā)展綠色債券市場(chǎng)成為資本市場(chǎng)改革的重要戰(zhàn)略。當(dāng)前，綠色金融正逐步推進(jìn)，有必要深入研究綠色債券市場(chǎng)啟動(dòng)的微觀實(shí)施效果。為此，本文討論綠色債券如何影響企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，主要結(jié)論如下：綠色債券顯著抑制了企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，且這種抑制作用在非國(guó)有企業(yè)、小型企業(yè)、信用評(píng)級(jí)較低企業(yè)、高污染企業(yè)中更為顯著；機(jī)制檢驗(yàn)研究表明緩解融資約束在綠色債券與企業(yè)投融資期限錯(cuò)配之間發(fā)揮中介作用；此外，綠色債券可以通過(guò)抑制投融資期限錯(cuò)配發(fā)揮降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的間接作用。本文利用發(fā)行綠色債券這一獨(dú)特樣本，從投融資錯(cuò)配角度研究企業(yè)綠色債券發(fā)行的經(jīng)濟(jì)后果，拓展了綠色金融的理論邊界，也為綠色債券政策實(shí)施后果提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

基于以上研究結(jié)果，建議政府部門(mén)通過(guò)積極培育綠色債券市場(chǎng)，為環(huán)境友好型項(xiàng)目引入長(zhǎng)期資金，促進(jìn)生態(tài)事業(yè)發(fā)展?？赡艿拇胧┌ǎ旱谝?，創(chuàng)建綠色債券支持模式。拓寬多元綠色資本渠道，注重債券政策與其他環(huán)境經(jīng)濟(jì)規(guī)制工具的協(xié)同配合，如綠色信貸、環(huán)境污染責(zé)任保險(xiǎn)、綠色基金等金融創(chuàng)新手段，緩解項(xiàng)目資金壓力及“短融長(zhǎng)投”。靈活設(shè)置項(xiàng)目期限和還款方式以緩解環(huán)保類(lèi)項(xiàng)目收益周期長(zhǎng)的問(wèn)題，對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、信用評(píng)級(jí)、行業(yè)屬性實(shí)行差異化支持政策。第二，鼓勵(lì)優(yōu)質(zhì)主體發(fā)行綠色債券，投資者購(gòu)買(mǎi)綠色債券。通過(guò)第三方認(rèn)證、綠色政策支持等方式，提高綠色項(xiàng)目的環(huán)保公信力，形成雙向良性綠色資本循環(huán)系統(tǒng)，培育綠色融資和綠色投資文化。第三，管理層在制定債券發(fā)行計(jì)劃時(shí)，應(yīng)關(guān)注綠色債券對(duì)企業(yè)融資活動(dòng)和投資決策產(chǎn)生的影響，積極參與綠色金融體系構(gòu)建，為生態(tài)事業(yè)發(fā)展和生態(tài)文明建設(shè)做出貢獻(xiàn)。 ■