网络首发时间：2023-11-2109:33:13网络首发地址：https://link.cnki.net/urlid/34.1014.F.20231120.1021.0092023年12月EastChinaEconomicManagementDec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）●●管理视野［DOI］10.19629/j.cnki.34-1014/f.221212014绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究葛春瑞，韩君（兰州财经大学统计学院，甘肃兰州730020）摘要：文章基于2010年第一季度至2021年第四季度中国沪深A股非金融上市企业样本，考察绿色债券发行对企业ESG水平的影响。研究显示：企业发行绿色债券后，ESG水平显著提升，表明绿色债券能够发挥积极治理作用，促进企业可持续发展，此结论在经过平行趋势检验、安慰剂检验、PSM、Heckman等一系列稳健性检验后仍成立；机制检验发现，绿色债券通过激励企业绿色创新与强化外部监督途径提高企业ESG水平；进一步研究发现，企业所在市场化水平较高时，绿色债券对企业ESG表现的促进作用更大；相较于非重污染行业企业，重污染行业企业发行绿色债券对ESG水平的影响更明显；绿色债券对管理者能力较强企业ESG水平的促进作用更大。研究结论为绿色债券助力企业绿色转型提供了新证据。关键词：绿色债券；ESG表现；绿色创新；监督效应中图分类号：X322文献标识码：A文章编号：1007-5097（2023）12-0102-12ResearchontheImpactofGreenBondIssuanceonESGPerformanceofEnterprisesGEChunrui，HANJun（SchoolofStatistics，LanzhouUniversityofFinanceandEconomics，Lanzhou730020，China）Abstract：Basedonthesampleofnon-financiallistedenterprisesinShanghaiandShenzhenA-sharesfromthefirstquar⁃terof2010tothefourthquarterof2021，thispaperexaminestheimpactofgreenbondissuanceontheESGlevelofenter⁃prises.TheresearchshowsthattheESGlevelofenterpriseshassignificantlyimprovedaftertheissuanceofgreenbonds，indicatingthatgreenbondscanplayapositiveroleingovernanceandpromotethesustainabledevelopmentofenterprises.Thisconclusionisstillvalidafteraseriesofrobustnesstestssuchasparalleltrendtest，placebotest，PSM，Heckman，etc；themechanisminspectionshowsthatgreenbondscanimprovetheESGlevelofenterprisesbyencouraginggreeninnova⁃tionandstrengtheningexternalsupervision；furtherresearchshowsthatwhenthelevelofmarketizationofenterprisesishigh，greenbondshaveagreaterroleinpromotingtheperformanceofESGofenterprises；comparedwithenterprisesinnon-heavilypollutingindustries，theissuanceofgreenbondsbyenterprisesinheavilypollutingindustrieshasamoreob⁃viousimpactonthelevelofESG；greenbondsplayagreaterroleinpromotingtheESGlevelofenterpriseswithstrongerabilitiesofmanagers.Thispaperprovidesnewevidenceforgreenbondstohelpgreentransformationofenterprises.Keywords：greenbonds；ESGperformance；greeninnovation；supervisoryeffect一、引言控市场的实践手段，也是传统环境规制手段的有益改革开放以来，中国经济发展取得了举世瞩目补充（陆菁等，2021）［1］。近年来，绿色债券作为绿的成就，已跃升为全球第二大经济体。但以往粗放色金融体系的重要组成部分，逐渐被企业接纳。式发展带来的弊端逐渐凸显，极端天气、环境污染2016年，浙江嘉化能源化工股份有限公司作为第一等问题日益突出，严重制约经济可持续高质量增家发行绿色债券的上市企业，债券募集资金8亿长。因而，如何处理好经济发展与生态保护之间的元，截至2021年，境内绿色债券发行量超过6000关系是亟须破解的难题。绿色金融作为支持实体亿元，余额达到1.1万亿元，成为全球最大的绿色债经济绿色转型的政策工具，兼具金融资源配置和环券市场之一。绿色债券将募集的资金用于绿色低境规制特性，既是政府进行环境治理时发挥金融调碳项目，减少污染排放，为企业实现绿色转型提供收稿日期：2022-12-12基金项目：国家社会科学基金项目“新发展阶段自然资源资产负债核算理论体系构建与实践应用研究”（22BTJ001）；国家社会科学基金项目“生态安全视域内黄河上游城市群韧性测度及优化路径研究”（21XTJ004）作者简介：葛春瑞（1995—），女，甘肃会宁人，博士研究生，研究方向：西部生态与资源环境统计；韩君（1980—），男，河南南阳人，教授，博士生导师，研究方向：西部生态与资源环境统计。—102—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）助力，给经济社会带来正的外部效应。基于此，客值（马亚明等，2020；王倩、李昕达，2021）［22-23］。可观评价绿色债券的治理效应有助于深化绿色金融以看出，鲜有学者探究绿色债券对发行主体ESG改革，并为有关政策修订提供一定借鉴。水平的影响［24］。为此，本文主要回答以下三个问题：第一，绿色债券发行能否提升企业ESG水平；企业实现可持续发展不仅仅追求财务指标的第二，绿色债券发行影响企业ESG水平的潜在机改善，而是将环境（Environment）、社会（Social）和治制；第三，绿色债券发行对企业ESG水平的影响是理（Governance）纳入投资决策因素之中，通过践行否因内外部环境不同而有差异。ESG理念破解可持续发展难题。E代表企业在环境保护方面履行的责任，包括减少污染、创新绿色二、制度背景与研究假设产品等；S代表企业积极承担社会责任，与利益相（一）制度背景关者保持良好的关系，包括劳动规范、产品责任等；随着环境保护被纳入我国基本国策以及可持G代表企业治理，包括治理机制、治理行为等（Mi⁃续发展战略的提出，促进绿色发展已刻不容缓。chaudandMagaram，2006）［2］。已有关于企业ESG作为绿色金融工具之一的绿色债券，在支持经济水平的研究，大多集中在ESG带来的经济后果，比绿色转型方面发挥着重要作用。2015年年末，国如，企业ESG表现能够通过降低代理成本和缓解融家发改委出台了《绿色债券发行指引》，明确了绿资约束渠道改善企业投资效率（高杰英等，色债券的适用范围包括支持节能减排技术改造、2021）［3］，通过降低信息不对称程度缓解股价崩盘绿色城镇化、能源清洁高效利用等绿色循环低碳风险（席龙胜、王岩，2022）［4］，提升企业绩效（李井发展项目的企业债券。重点支持节能减排技术改林等，2021）［5］，提升上市企业对外投资的可能性和造等12大项目。明确要求绿色债券加快和简化规模（谢红军、吕雪，2022）［6］，提高企业价值（王琳审核程序，提高审核效率。并且鼓励地方政府通璘等，2022）［7］。部分学者从党组织治理（柳学信过担保补贴、投资补助、债券贴息、基金注资等多等，2022）［8］、低碳城市试点（王贞洁、王惠，2022）［9］、种方式，支持绿色债券发行和绿色项目实施。同税制绿色化（王禹等，2022）［10］、环境保护税（王珮等，年，上海证券交易所和深圳证券交易所相继发布2021）［11］及强制性同形制度压力（张慧、黄群慧，了《关于开展绿色公司债券试点的通知》，明确规2022）［12］视角探究了对ESG水平的影响。而在金融定了绿色产业项目范围及重点支持项目，鼓励公抑制背景下，绿色债券作为缓解企业绿色转型融资司主动发行绿色债券。2017年，证监会实施《关于困境的重要手段，能否助力企业实现绿色转型？支持绿色债券发展的指导意见》，对绿色公司债的发行、资金使用及信息披露做了细化规定，有助于以往关于绿色债券的研究主要集中在发行价积极引导证券交易所债券市场进一步服务绿色产格和经济效应方面。在发行价格方面，Baker等业健康有序发展。2021年，中国人民银行、国家发（2018）［13］研究发现，美国贴绿色标签的绿色债券改委和证监会发布了《绿色债券支持项目目录》，的发行价格高于普通债券，收益率略低于普通债统一绿色债券支持项目的范围，实现国内外绿色券（Zerbib，2019）［14］。绿色债券的发行方式、政策债券规范相统一。我国绿色债券发展起步较晚，支持力度、第三方绿色认证及发行主体的财务状但发展速度较快，2016—2020年每年绿色债券发况对绿色债券发行定价产生一定影响（杨希雅、石行规模在2000~3000亿元。在“碳达峰、碳中和”宝峰，2020）［15］。在经济后果方面，Roslen等目标的指引下，我国债券市场快速发展，2021年贴（2017）［16］选用6个国家债券样本，实证发现绿色标绿色债券发行量6463.5亿元，同比增长123%债券发行后第一天对公司股价产生积极影响。绿（张文、陈志峰，2022）［25］。大力发展绿色债券符合色债券发行能够引发投资者对公司的关注，从而“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念，对提升公司股价（陈奉功、张谊浩，2022）［17］。绿色债促进经济绿色转型、实现“双碳”目标、提高可持续券发行具有溢出效应，会显著降低同行业其他企发展水平有着重要现实意义。业的债券融资成本（吴育辉等，2022）［18］。此外，绿（二）研究假设色债券会抑制企业“短贷长投”行为（宁金辉、王企业能否实现可持续发展，不仅取决于自身经敏，2021）［19］，提高发行主体绿色创新水平（王营、营的成本效益，还取决于企业经营对社会和环境的冯佳浩，2022；张雪莹等，2022）［20-21］，提升企业价—103—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）影响（王禹等，2022）［10］。生态环境治理是一种具有而提升企业可持续发展水平。较强外部性的活动，需要企业大量资金投入（Por⁃其次，发行绿色债券可以发挥“监督效应”，通terandVanderLinde，1995）［26］，且短期内很难带来经济效益，在融资约束较大的情况下，企业主动参过强化外部监督、降低信息不对称，从而提升企业与绿色治理的意愿较弱。绿色债券作为绿色金融ESG水平。一方面，绿色债券作为新型的环保金融的重要组成部分，是依托市场机制解决环境问题的工具，发行绿色债券的企业更容易受到资本市场投重要手段，绿色债券可以为具有可持续环境效益的资者的监督（Tang等，2020）［36］，会吸引具有专业知绿色转型项目提供中长期资金，保障环境友好型项识背景的分析师关注，外部分析师人数的增加可以目顺利进行，产生正的外部效应，从而改善环境绩提升企业信息的解读能力和私有信息的挖掘能力效（詹小颖，2016）［27］。本文认为，企业发行绿色债（马亚明等，2021）［37］，强化信息披露机制，从而改善券主要通过“激励效应”和“监督效应”两条渠道促信息环境，降低信息不对称，对控股股东的行为产进企业ESG水平提升。生一定监督效果。另一方面，有效的外部监督能够抑制经理人的机会主义行为，提升公司治理质量。首先，发行绿色债券可以发挥“激励效应”，通绿色债券对募集资金的使用和未来现金流的偿还过缓解企业融资约束、激励企业绿色创新，从而提升具有严格的要求，为了防止企业的“漂绿”等与投资企业ESG水平。一方面，绿色债券发行有助于促进人利益相悖的行为，外部分析师和媒体的关注会抑企业绿色创新。创新活动具有资金需求大、投资周制经理人滥用职权行为。同时也会缓解投资者与期长、风险高等特点，并且由于信息不对称和缺乏抵企业之间的信息不对称（Zhang等，2021）［38］。此外，押品，融资约束一直是制约企业创新的重要因素，较基于信号传递视角，企业发行绿色债券会向市场传高的融资成本会抑制企业的创新积极性。企业发递绿色转型和高质量发展的信号，投资者关注到此行绿色债券能够向社会释放绿色环保“信号”，有助信号后，会改变对企业长期经营绩效的预期，更加于缓解资金需求者与提供者之间的信息不对称，产看好企业长期发展潜力（陈奉功、张谊浩，2022）［17］，生银行贷款的外溢效应（江轩宇等，2021）［28］。市场不会因为企业短期经营不佳而立刻抛售股票，给经投资者也更加注重企业绿色投资及环境信息披露理人更多的激励，减少经理人的短视行为，从而有（祁怀锦、刘斯琴，2021）［29］，将企业发行绿色债券视助于企业加快绿色转型进程，提升企业承担社会责为积极承担社会责任的表现，有助于企业树立节能任的正面形象，实现企业绿色可持续发展。综上，减排的绿色形象，获得投资者的青睐（Flammer，绿色债券能够吸引更多的专业分析师跟踪，强化外2021）［30］，从而为企业绿色创新提供多渠道的融资部监督机制，进而促使企业实现可持续发展。支持。有研究表明，绿色债券为政府重点鼓励的绿色融资政策，有助于缓解企业的融资约束问题，补偿基于上述分析，本文提出如下假设：企业发行企业在环保上的资源，有利于激励企业绿色创新（王绿色债券能够促进其ESG水平提升。营、冯佳浩，2022）［20］。另一方面，绿色创新有助于推动企业实现可持续发展。绿色创新技术可以提三、研究设计升企业资源利用效率，减少企业能源消耗，降低能源（一）样本选取与数据来源成本（姜照华、马娇，2019）［31］。同时，绿色创新技术本文选择2010年第一季度至2021年第四季有助于提高企业绿色竞争力，塑造履行社会责任的度中国沪深A股上市企业为研究样本，借鉴已有良好形象，有助于获得公众支持，从而提升企业价值学者的做法，剔除金融、证券及保险类企业；剔除（Chen等，2006）［32］。有研究表明，企业绿色创新不ST、PT企业；剔除资产负债率大于1的企业；剔除仅可以提升企业的环境绩效（Carmon等，2010）［33］，经营期不满三年的企业；剔除2021年第四季度首也会提高企业生产效率，降低污染物排放，从而吸引次发行绿色债券的企业；剔除数据缺失的企业。大规模客户，提高客户和员工的满意度，实现企业价按照2012年证监会行业分类标准，发行绿色债券值跃升（JaworskiandKohli，1993；MadsenandRodg⁃的企业主要集中在制造业、采矿业、电力行业、水ers，2005）［34-35］。因此，绿色债券的发行会缓解企业利行业、燃气行业、建筑业、批发零售业及公共设创新引发的融资约束问题，提高自身创新能力，进施管理业。为缓解样本选择的偏误，从上述行业中—104—选择样本期内没有发行过绿色债券的企业作为控制组，经过筛选，最终获得1389家上市企业，其中2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）59家企业作为处理组。ESG评级数据来自Wind数3个子指标作为稳健性检验的替代变量。（2）green为本文的核心解释变量。样本期内发据库，绿色债券数据来自中国金融信息网及行过绿色债券的企业为处理组，其余为控制组。在CNRDS数据库，其他区域数据和企业数据均来自时间上，企业发行绿色债券当季度及以后季度为1，否则为0。δi为个体固定效应；φt为时间固定效应；CSMAR数据库和国家统计局官网。为了消除极端εit为随机误差项；本文关注的重点是β1，若该系数为正，则表明绿色债券对企业ESG具有正影响。值引起的估计偏误，本文对所有连续变量在上下（3）control为控制变量的集合。借鉴王禹等1%水平下进行了缩尾处理。（2022）［10］学者的做法，本文选取如下控制变量：企业规模（size），用企业期末总资产的自然对数表（二）模型设定与变量定义示；资产负债率（lev），用期末总负债与期末总资产的比值表示；总资产收益率（roa），为净利润与期末为了检验绿色债券对企业ESG水平的影响，本总资产的比值；自由现金流（cash），为经营活动现金流净额与总资产的比值；企业年龄（age），为截至文构建如下计量模型：（1）报告期上市年龄；企业成长性（growth），为营业收入增长率；两职合一（dual），为董事长兼任总经理ESGit=β0+β1greenit+γcontrolit+情况；独立董事占比（indep），为独立董事占董事人δi+φt+εit数的比例；会计师事务所（Big4），为是否四大会计师事务所；地区人均GDP增长率（gdp_grow），为各（1）模型（1）中，被解释变量ESG表示企业i在t省人均生产总值增长率。季度的ESG水平。借鉴谢红军和吕雪（2022）［6］、王各变量定义见表1所列。琳璘等（2022）［7］的做法，选用华证ESG综合指标，该指标覆盖上市企业较多且数据较为可靠，华证ESG指标体系包括环境、社会和公司治理三大支柱，包含26个关键指标和130多个子指标。将所有上市公司ESG表现由高到低评为9档，依次是AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C。本文将C-AAA九档评级分别赋值1~9，数值越大表示企业ESG评级越高。此外，本文还选取彭博ESG评分及变量类型变量名称表1变量定义变量含义被解释变量企业ESG表现华证ESG评级指数核心解释变量变量符号企业发行绿色债券当季及以后为1，否则为0绿色债券ESG期末总资产，取对数控制变量企业规模green期末总负债/期末总资产资产负债率size净利润/期末总资产总资产收益率lev经营活动现金流净额/期末总资产自由现金流roa报告期-上市年份+1，取对数企业年龄cash企业成长性age营业收入增长率两职合一董事长兼任CEO为1，否则为0独立董事占比growth会计师事务所dual独立董事人数/董事会规模地区人均GDP增长率indep四大会计师事务所为1，否则为0Big4各省人均生产总值的增长率gdp_grow四、实证结果分析量方面，企业规模（size）的均值为22.566，资产负债（一）描述性统计率（lev）的均值为0.49，总资产收益率（roa）的均值为由表2各变量描述性统计结果可以看出，企业0.022，自由现金流（cash）的均值为0.014，企业年龄ESG水平的均值为6.579，标准差为1.137，说明大部（age）的均值为2.335，企业成长性（growth）的均值为分企业的ESG水平等级良好，主要集中在BBB和A0.183，两职合一（dual）的均值为0.221，独立董事占比级，且各企业之间的ESG水平存在一定差异。绿色（indep）的均值为0.391，四大会计师事务所（Big4）的均债券（green）的均值为0.011，标准差为0.106，意味着值为0.076，地区人均GDP增长率（gdp_grow）的均值样本期内有1.1%的企业发行了绿色债券。控制变为0.092。可见，所有变量的分布均在合理范围之内。—105—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）变量名观察值表2描述性统计最小值最大值的ESG水平均值分别为6.57和7.3，且两组的均值ESG520821.0009.000差异在1%水平下显著。green52082均值标准差中位数0.0001.000size520826.5791.1376.000表3单变量检验lev520820.0110.1060.00019.93226.590roa5208222.5661.39422.3800.0720.898组别观察值均值均值差异均值T值cash520820.4900.2030.4960.135未发行绿色债券-15.46age520820.0220.0320.016-0.0790.186514916.57-0.73520820.0140.0580.012-0.1593.332发行绿色债券growth520822.3350.7552.5652.7385917.30dual520820.1830.4510.1080.0001.000indep520820.2210.4150.000-0.6400.667注：、和分别表示在1%、5%和10%水平下显著。Big4520820.3910.0970.3751.000下同0.0760.2640.0000.0000.270gdp_grow0.0920.0460.0850.000（二）相关性分析0.000表4报告了主要变量的Pearson相关系数，绿-0.039色债券（green）与企业ESG表现在1%水平下显著正相关，初步支持了本文研究假设；其余大多变量表3列示了样本期内我国债券市场中未发行与企业ESG表现存在一定的相关关系。变量间的绿色债券和发行绿色债券的双样本T检验结果。相关系数最大值为0.52，表明不存在严重的多重共可以发现，发行过绿色债券企业的ESG水平显著高线性。同时检验各变量之间的方差膨胀因子于未发行过绿色债券企业的ESG水平。具体表现（VIF），结果显示，VIF的均值为1.25，最大值为为：未发行过绿色债券企业和发行过绿色债券企业1.79，表明各变量之间不存在严重的多重共线性，变量设置较为合理。表4相关性分析变量ESGgreensizelevroacashagegrowthdualindepBig4gdp_growESG11green1111111111size0.070.140.52-0.320.370.03-0.040.020.04-0.01-0.02lev0.410.06-0.01-0.09-0.20-0.03-0.21-0.02-0.05-0.01roa0.19-0.000.090.15-0.02-0.07-0.01-0.03cash0.050.030.350.360.05-0.010.18age0.030.030.020.04-0.000.070.07growth0.220.01-0.14-0.140.05-0.05-0.09dual-0.000.00-0.06-0.010.07indep-0.13-0.020.360.11Big40.010.02-0.110.02gdp_grow0.19-0.03-0.02（三）基准回归总资产收益率、独立董事占比及地区经济增长水平表5报告了绿色债券影响企业ESG水平的回对企业ESG产生正影响；资产负债率、自由现金流、归结果。第（1）列的结果显示，在不加控制变量的企业年龄、两职合一及四大会计师事务所对企业情况下，绿色债券（green）的系数为0.242，且在1%ESG产生负影响。水平下显著为正；第（2）列控制了企业层面控制变量，绿色债券（green）的系数为0.213，仍在1%水平表5基准回归结果下显著为正；第（3）列进一步控制了地区经济增长水平，绿色债券（green）的系数为0.213，且在1%水变量（1）（2）（3）平下显著为正。这意味着企业发行绿色债券后，企green业ESG水平显著上升。从经济意义上讲，企业发行sizeESGESGESG绿色债券的概率每增加一个标准差，企业的ESG水平提高1.986%。从控制变量方面来看，企业规模、lev0.2420.2130.213—106—（6.28）（5.53）（5.53）0.1410.142（15.83）（15.93）-0.350-0.352（-8.85）（-8.92）2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）续表5（1）（2）（3）券发行的政策效应具有滞后性，但随着时间的推变量ESGESG移显著下降。roa0.700ESG（4.53）cash-0.2490.684（-3.71）（4.42）age-0.1082（-7.11）-0.249growth-0.009（-3.72）（-1.23）0,Kdual-0.056-0.109图1平行趋势检验（-4.48）（-7.16）indep0.1622.安慰剂检验（3.98）-0.010为了检验绿色债券对企业ESG表现的影响是Big4-0.092（-1.33）否是由其他随机因素引起的，本文进行安慰剂检（-2.97）验。具体而言，按照绿色债券发行情况，通过gdp_grow6.576-0.0561000次随机生成处理组，从而生成随机抽样估计（2155.07）3.771（-4.47）结果，理论上随机抽样的估计系数均值接近于常数项（19.15）零。图2显示，随机抽样的系数估计值分布在零个体效应Yes0.164附近，且服从正态分布。随机抽样的估计系数均时间效应YesYes（4.03）小于本文的实际估计系数，符合安慰剂检验的预52082期。这表明，并非不可测的其他随机因素对企业N0.634Yes-0.089ESG表现产生促进作用，前文的结论具有较强的R2_a（-2.90）稳健性。520820.4980.637（3.56）3.707（18.74）YesYes2@52082图2安慰剂检验0.6373.替换被解释变量考虑企业ESG水平衡量差异可能带来的估计注：、和分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括偏误，本文采用彭博ESG评级及分项指数作为被解号内为T统计量；所有模型均考虑了异方差问题，采用聚类释变量的替代变量，进一步检验绿色债券对企业标准误计算。下同—107—（四）稳健性检验1.平行趋势检验使用双重差分模型的重要前提是满足共同趋势，即要求处理组和控制组在政策实施前其结果变量的趋势是一致的。为了检验这一假设条件，本文借鉴陈胜蓝和马慧（2017）［39］等学者的做法，设置一系列虚拟变量：处理组公司发行绿色债券前第i季before（i）取值为1，否则为0；处理组公司发行绿色债券当季current为1，其余为0；处理组发行绿色债券后第i季after（i）取值为1，否则为0；其中处理组公司发行绿色债券前第6季及以前before（≤-6）取值为1，否则为0，处理组公司发行绿色债券后第7季及以后after（≥7）取值为1，否则为0，本文以before（-1）作为参照基准。图1为平行趋势检验图，其中折线表示各期估计系数的走势，横轴表示政策实施相对时间，纵轴表示估计值的大小。从图1可以看出，公司发行绿色债券前的各期，be⁃fore的回归系数均不显著，通过了平行趋势检验。after的回归系数在第四期后显著为正，表明企业ESG水平在发行绿色债券后得以提升，且绿色债2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）ESG水平的影响，回归结果见表6所列。列（1）为列（2），回归系数在1%水平下显著为正，结论依然以彭博ESG评级总指数为被解释变量的估计结果，稳健。绿色债券（green）的系数在1%水平下显著为正。列（2）~（4）分别为以环境治理（environ）、社会责任5.Heckman两阶段分析法（social）和公司治理（gov）为被解释变量的回归结采用Heckman选择模型（Heckman，1979）［40］果，绿色债券（green）的系数均显著为正。由此，进检验是否存在企业非随机行为带来的样本选择偏一步验证了基准回归结果的稳健性。误。借鉴宁金辉和王敏（2021）［19］的做法，考虑企业资本结构、盈利能力等因素可能对发行绿色债表6替换被解释变量券产生影响。第一步使用probit模型估计企业是否受到观测的概率，并求出逆米尔斯比（IMR）；第变量（1）（2）（3）（4）二步将IMR引入模型（1）进行回归，从而消除样本选择偏误。估计结果见表7列（3），IMR的系数显greenESG2environsocialgov著为负，核心解释变量的系数在1%水平下显著为size正，意味着在考虑自选择偏误后，前文的结论仍lev0.1650.2770.1940.033稳健。roa（11.90）（9.11）（11.56）（6.71）6.考虑遗漏变量cash绿色债券发行对企业ESG水平的影响还可能age0.0510.0740.1070.007存在遗漏变量的内生性问题，会对估计结果带来偏growth（14.05）（8.45）（16.56）（5.75）误。针对以上问题，借鉴已有学者的做法，本文进dual一步控制其他可能对企业ESG产生影响的因素。indep-0.125-0.134-0.214-0.0482016年出台的《环境保护税法》作为一项制度性法Big4（-7.08）（-3.64）（-8.44）（-8.19）规，可能对企业绿色治理产生一定影响。本文参考gdp_grow王禹等（2022）［10］的做法，将重污染行业作为处理常数项-0.023-0.1530.0970.010组，2017年为政策冲击时间，构造虚拟变量pollind×个体效应（-0.42）（-1.38）（1.31）（0.52）post，并纳入模型（1）中进行回归，估计结果见表7时间效应列（4），在考虑了《环境保护税法》后，核心解释变量N-0.050-0.011-0.087-0.022绿色债券（green）的系数仍显著为正。此外，本文R2_a（-2.01）（-0.21）（-2.33）（-2.09）进一步控制了行业层面和企业层面的因素变量，即分别控制了高管平均年龄（m_age）、高管平均学历0.0400.014-0.016-0.081（m_degree）、高管金融背景（finback）、高管海外背（3.35）（0.66）（-1.06）（-17.25）景（overback）、行业竞争程度（hhi）及政府补助（sub），估计结果见表7列（5），绿色债券（green）的-0.0040.006-0.0070.001系数仍显著为正。进一步地，地区制度性差异也可（-1.17）（0.84）（-1.49）（0.94）能会导致企业ESG水平的变动，因而，本文引进省份与年份的交互项固定效应控制所有随时间变化0.0090.0250.0260.006的区域因素。回归结果见表7列（6），与基准回归（1.99）（2.53）（4.03）（3.46）结果相比，绿色债券（green）的系数显著性未发生明显变化。0.0210.0500.0190.0067.更换样本期（1.48）（1.64）（0.88）（0.98）中国绿色债券发行元年为2016年，本文借鉴吴育辉等（2022）［18］的做法，选取2016年前后三年0.0590.0510.0730.032作为新的样本区间。回归结果见表7列（7），绿色（4.57）（1.98）（4.02）（7.68）债券（green）的系数在5%显著性水平下显著为正，表明前文的结论依然稳健。0.137-0.0120.4480.026（2.41）（-0.11）（5.71）（1.36）1.8220.6170.7683.883（21.51）（3.08）（5.26）（126.65）YesYesYesYesYesYesYesYes196941757219261196940.7600.7560.7310.6944.PSM和EBM发行绿色债券的企业可能不是随机的，为了消除发行绿色债券公司可能存在的自选择偏差，本文首先采用倾向得分匹配法（PSM）来构建控制组样本，选择模型（1）中的控制变量作为协变量，通过Logit模型计算企业发行绿色债券的概率，按照1∶4近邻核匹配有放回抽样的方法进行逐年匹配。经过倾向得分匹配（PSM）后的估计结果见表7列（1）所示，回归系数在5%水平下显著为正。此外，本文还选择熵平衡匹配（EBM）修正样本差异问题，熵平衡匹配（EBM）后的估计结果见表7—108—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）表7其他稳健性检验变量（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）ESGESGgreen0.0910.196ESGESGESGESGESGpollind×post（2.09）（4.16）0.1110.2120.1150.2120.180（2.09）（5.44）（2.20）IMR0.0440.233（5.48）（3.89）size（1.81）（6.38）0.0680.1320.1420.090lev-0.336-0.753-12.311（4.54）（11.37）（16.04）（8.17）roa（-2.64）（-4.25）（-4.97）-0.344cash1.8842.1550.1430.130（-7.09）-0.349-0.109age（3.75）（1.98）（16.06）（13.76）0.714（-8.88）（-2.37）growth-0.990-1.087-15.480-0.297（3.80）dual（-4.97）（-3.45）（-5.08）（-7.21）-0.2920.9460.857indep0.260-31.0050.418（-3.64）（6.69）（5.07）Big40.075（3.59）（-4.85）（2.61）-0.131gdp_grow（1.61）-0.002-0.245-0.209（-7.33）-0.222-0.080m_age（-0.07）（-3.66）（-3.07）-0.024（-3.43）（-0.99）m_degree0.023-0.070-0.113-0.118（-2.44）finback（0.99）（-1.09）（-7.43）（-7.38）-0.034-0.081-0.021overback-0.102-0.623-0.130-0.016（-2.31）（-5.22）（-0.88）hhi_b（-2.84）（-3.72）（-5.12）（-2.09）0.152Sub0.225-0.032-0.056-0.046（3.29）-0.007-0.005常数项（1.94）（-0.56）（-4.43）（-3.52）-0.090（-0.92）（-0.52）个体效应-0.9750.1630.143（-2.13）时间效应0.088（-1.42）（4.01）（3.45）-0.053-0.004省份年份效应（1.37）-0.086-0.1010.230（-4.26）（-0.30）N1.4621.568（-2.80）（-2.98）（1.33）R2_a（4.16）（1.84）0.4970.5000.0080.1690.079（3.55）（3.43）（4.27）（4.15）（1.75）5.737Yes0.043（10.16）Yes（3.89）-0.102-0.080No-0.033（-3.38）（-1.92）Yes52082（-2.59）Yes0.752-0.079——-0.538No（-5.26）（-2.69）9532-0.6620.64644.9483.966（-5.26）3.6574.643（5.42）（18.86）（18.55）（18.72）0.092YesYes（0.20）YesYesYesYes3.487YesYesNoNo（12.82）YesNo520824806052082326460.6370.642Yes0.6460.723YesNo389770.644五、进一步分析Medit=α0+α1greenit+γcontrolit+（2）（一）影响机制检验δi+φt+εit前文已经证明企业发行绿色债券有助于提升企业ESG水平，为推断绿色债券影响企业ESG水平ESGit=θ0+θ1greenit+θ2Medit+（3）的传导机制，本文借鉴温忠麟等（2004）［41］提出的中γcontrolit+δi+φt+εit介效应模型进行检验，具体构建如下逐步回归模型：其中，θ1表示绿色债券对企业ESG表现的直接效应。若α1、θ2均显著，表明中介效应存在，与此同时，若θ1显著，则表明中介变量发挥部分中介作用，—109—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）若θ1不显著，则中介变量发挥强中介效应；如果α1其次，检验外部监督（attention）的中介效应。和θ2至少有一个不显著，则需要进行Sobel检验，以本文选择分析师跟踪数的自然对数为代理变量，判断中介效应是否存在。分析师关注度越高，说明外界对企业的监督作用越强。表8所列结果显示，列（3）中绿色债券首先，检验绿色创新（green_inno）的中介效应。（green）的系数为正，但不显著。列（4）中，分析师本文选取企业绿色专利申请量作为中介变量，回归关注（attention）的系数显著为正，表明外部监督有结果见表8所列，列（1）中绿色债券（green）的系数助于促进企业ESG水平提升；绿色债券（green）的在1%水平下显著为正，表明企业发行绿色债券有系数显著为正，但由于α1的系数不显著，需要进行助于企业绿色创新。列（2）中，绿色创新的系数为Sobel检验。检验显示，Sobel检验的Z统计量为正且通过了1%水平的显著性检验，表明绿色创新1.839，高于5%显著性水平的临界值0.97，因此，分有助于促进企业ESG水平提升；绿色债券（green）析师关注在绿色债券对企业ESG的影响中发挥了的系数显著为正，表明绿色创新在绿色债券对企业部分中介效应。这意味着分析师关注在“绿色债ESG的影响中起到了不完全中介作用。这意味着券→外部监督→ESG表现”这一作用路径中发挥绿色创新在“绿色债券→绿色创新→ESG表现”这了中介效应一作用路径中发挥了中介效应。（二）异质性分析表8影响机制检验1.市场化程度异质性良好的市场化环境是企业实现可持续发展的变量（1）（2）（3）（4）重要推动力。地区市场化水平越高，意味着政府green行政干预越少（刘凤委等，2016）［42］，法治化环境较green_innoESGattentionESG好，市场要素能够充分流动，可以为绿色债券发行0.3660.211提供良好的外部市场环境，使绿色债券发挥更大（9.11）0.1950.046（5.50）的绿色治理效应。因此，本文预期在市场化程度（5.09）（1.23）较高地区绿色债券对企业ESG水平的影响更大。0.047为了检验以上分析，选取王小鲁等（2017）［43］对市green_inno0.049（9.67）场化程度的衡量办法（1），按照年份中位数将样本分（10.26）为市场化程度较高组和市场化程度较低组，回归0.118结果见表9所列。列（1）—（2）为按照市场化程度attention（12.82）分组的结果，两组中绿色债券（green）的回归系数均显著为正，相比而言市场化程度较高组的绿色size0.3730.1230.492-0.323债券（green）回归系数的绝对值要大于市场化程度lev（39.60）（13.61）（58.41）（-8.17）较低组（0.288>0.139），表明绿色债券（green）对市roa场化程度较高地区企业ESG水平的正向影响更cash-0.187-0.343-0.6190.371大，即地区市场化程度对绿色债券的企业绿色治age（-5.03）（-8.70）（-17.24）（2.37）理效应产生了重要影响。growth2.行业属性异质性dual0.3860.6656.667-0.221重污染企业作为污染物排放的主要来源，是生indep（2.75）（4.31）（47.73）（-3.31）态环境问题的主要“肇事者”（王玉林、周亚虹，Big42022）［44］。绿色金融作为一种环境规制工具，会严gdp_grow-0.059-0.246-0.594-0.103格限制向重污染企业提供长期信贷支持。因此，重常数项（-0.91）（-3.68）（-9.26）（-6.76）污染行业企业普遍面临着较为严重的外部融资约束（唐国平、赵佩琪，2021）［45］。相较于非重污染行-0.013-0.108-0.135-0.014业而言，重污染企业更加倾向于通过发行绿色债券（-0.98）（-7.12）（-9.18）（-1.82）的方式为自身传统项目绿色改造和技术开放筹集0.002-0.0100.080-0.057（0.23）（-1.34）（10.87）（-4.58）-0.011-0.0560.0240.162（-0.95）（-4.44）（2.17）（3.98）0.1620.1560.051-0.094（3.85）（3.84）（1.28）（-3.06）-0.011-0.0890.1080.473（-0.29）（-2.90）（3.75）（3.38）0.0440.4960.5364.143（0.35）（3.55）（4.28）（20.36）-7.1644.061-9.273（-34.50）（20.27）（-49.40）个体效应YesYesYesYes时间效应YesYesYesYesN52082520825208252082R2_a0.7540.6380.6960.638—110—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）充足的资本要素（宁金辉、王敏，2021）［19］。本文预管理者教育背景在一定程度上能够反映其管理能计绿色债券对重污染行业企业ESG水平影响更大。力，管理者的能力越强，愈加重视自身和企业的声誉为检验绿色债券对不同行业企业ESG水平的差异，（吴育辉等，2017）［18］，其越具有更丰富的管理经验本文按照行业属性将样本划分为重污染行业和非和严谨的专业判断能力，越有可能倾向于承担社会重污染行业（2）,分组检验结果见表9列（3）—（4）。责任（Francis等，2015）［47］，有利于促进企业实现可回归结果显示：在重污染行业组别，绿色债券持续发展。为了检验以上分析，按照管理层高管是（green）的回归系数在1%水平下显著为正；而在非否具有博士学位将样本分为博士学位组和无博士重污染行业组别，绿色债券（green）的回归系数虽学位组，回归结果见表9列（5）—（6）。两组中绿色为正但并不显著。这说明与非重污染行业相比，绿债券（green）的回归系数均显著为正，但在管理层有色债券发行能够对重污染行业企业ESG水平产生博士学位组中，绿色债券（green）回归系数的绝对值更大的正向影响，表明绿色债券发行能够推进重污大于管理层无博士学位组（0.268>0.188），表明绿色染行业深化改革，实现企业可持续发展。债券（green）对管理层有博士学位企业ESG水平的正向影响更大。即管理层治理能力对绿色债券的企业3.管理层能力异质性绿色治理效应具有重要影响，高学历的管理者能够企业治理是决定环境社会责任履行的重要因更清晰准确地判断政策导向，及时动态调整资源配素，而企业高管的教育背景又决定了公司决策的社置，在长期战略上建立竞争力，实现可持续发展。会绩效意识（斯丽娟、曹昊煜，2022）［24］。一般而言，表9异质性检验（1）（2）（3）（4）（5）（6）变量市场化程度行业属性管理层治理能力green较高较低重污染非重污染博士学位无博士学位sizelev0.2880.1390.3550.0720.2680.188roa（4.91）（2.76）（5.56）（1.08）（4.60）（3.79）cashage0.1590.1360.1830.1290.1440.136growth（11.51）（10.95）（9.16）（11.18）（8.56）（13.98）dualindep-0.565-0.211-0.270-0.302-0.701-0.253Big4（-9.59）（-3.77）（-3.61）（-5.95）（-9.57）（-5.95）gdp_grow常数项0.9720.3560.0850.7290.4770.829个体效应（4.40）（1.63）（0.32）（3.75）（1.79）（5.07）时间效应N-0.139-0.358-0.046-0.299-0.144-0.150R2_a（-1.52）（-3.69）（-0.35）（-3.82）（-1.11）（-1.96）组间系数差异P值-0.093-0.078-0.171-0.0810.017-0.154（-4.44）（-3.28）（-5.80）（-4.20）（0.56）（-9.38）-0.009-0.008-0.025-0.011-0.018-0.015（-0.76）（-0.81）（-1.34）（-1.30）（-1.26）（-1.77）-0.055-0.0540.008-0.080-0.021-0.101（-3.19）（-2.74）（0.31）（-5.21）（-0.90）（-7.53）0.1830.1770.2660.0570.1200.185（3.07）（3.11）（3.65）（1.14）（1.50）（3.81）-0.1460.0000.119-0.252-0.1200.006（-3.43）（0.01）（2.29）（-5.74）（-2.00）（0.16）4.064-0.542-0.3210.8191.9960.167（11.50）（-2.80）（-1.28）（4.53）（7.56）（1.08）3.1063.7642.7844.0153.5273.865（10.09）（13.57）（6.29）（15.75）（9.25）（18.03）YesYesYesYesYesYesYesYesYesYesYesYes2466227413185192953915289367900.6610.6470.5920.6800.6850.6520.0520.0000.001—111—2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）六、研究结论与启示2021（1）：174-192.绿色债券作为一种新型金融工具，可以为加［2］MICHAUDDW，MAGARAMKA.RecentTechnicalPa⁃快绿色转型发展方式提供中长期资金支持，对实现“碳达峰，碳中和”目标具有重要意义。为此，本personCorporateGovernance［J］.SocialScienceElec⁃文深入探究绿色债券发行对企业ESG水平的影tronicPublishing，2006（4）：1-79.响。主要结论如下：绿色债券发行能够显著促进［3］高杰英，褚冬晓，廉永辉，等.ESG表现能改善企业投资企业ESG水平提升，且该结论经过平行趋势检验、效率吗？［J］.证券市场导报，2021（11）：24-34，72.安慰剂检验、倾向得分匹配法、Heckman法及考虑［4］席龙胜，王岩.企业ESG信息披露与股价崩盘风险［J］.遗漏变量等稳健性检验后仍显著成立；这种促进经济问题，2022（8）：57-64.作用在市场化程度较高地区、重污染行业及管理［5］李井林，阳镇，陈劲，等.ESG促进企业绩效的机制研究者能力较强企业中更大；机制检验发现，绿色债券——基于企业创新的视角［J］.科学学与科学技术管理，通过激励企业绿色创新与强化外部监督提高企业2021，42（9）：71-89.ESG水平。［6］谢红军，吕雪.负责任的国际投资：ESG与中国OFDI［J］.根据上述结论，本文提出如下针对性建议：第经济研究，2022，57（3）：83-99.一，政府要鼓励符合条件的企业发行绿色债券，不［7］王琳璘，廉永辉，董捷.ESG表现对企业价值的影响机制断丰富绿色债券政策支持方式，简化绿色债券发研究［J］.证券市场导报，2022（5）：23-34.行审批流程，加大对发行主体的财政支持力度。［8］柳学信，李胡扬，孔晓旭.党组织治理对企业ESG表现的同时，企业要积极转变发展思维和融资方式，在符影响研究［J］.财经论丛，2022（1）：100-112.合条件的前提下，不断扩大绿色债券融资比重，借［9］王贞洁，王惠.低碳城市试点政策与企业高质量发展助绿色金融体系实现可持续发展目标。第二，政——基于经济效率与社会效益双维视角的检验［J］.经府要进一步加大对绿色创新的支持力度，通过组济管理，2022，44（6）：43-62.合式财政政策激励企业创新积极性，为企业绿色［10］王禹，王浩宇，薛爽.税制绿色化与企业ESG表现——创新营造良好的外部环境。此外，建立完备的绿基于《环境保护税法》的准自然实验［J］.财经研究，色债券信息披露框架，进一步规范绿色债券发行2022，48（9）：47-62.和使用信息披露透明度，有效遏制债券发行主体［11］王珮，杨淑程，黄珊.环境保护税对企业环境、社会和治理的“漂绿”行为。第三，政府应不断优化营商环境，表现的影响研究——基于绿色技术创新的中介效应［J］.加强法治化环境建设，降低对非国有企业的信贷税务研究，2021（11）：50-56.限制，为绿色债券支持企业绿色转型提供良好的［12］张慧，黄群慧.制度压力、主导型CEO与上市公司ESG外部环境。要鼓励“两高一剩”行业企业通过发行责任履行［J］.山西财经大学学报，2022，44（9）：74-86.绿色债券形式向资本市场传递积极信号，实现资［13］BAKERM，BERGSTRESSERD，SERAFEIMG，etal.金融通。此外，企业要注重人才培养，引进具有可FinancingtheResponsetoClimateChange：ThePricing持续发展观和社会责任理念的高学历背景人才，andOwnershipofUSGreenBonds［R］.Boston：National为实现企业动力变革、效率变革和质量变革提供BureauofEconomicResearch，2018.人才保障。［14］ZERBIBOD.TheEffectofPro-environmentalPrefer⁃encesonBondPrices：EvidencefromGreenBonds［J］.注释：JournalofBanking&Finance，2019，98：39-60.［15］杨希雅，石宝峰.绿色债券发行定价的影响因素［J］.金（1）由于市场化指数数据截至2016年，本文根据以往年份融论坛，2020，25（1）：72-80.指数的平均增长率外推计算了2017—2020年的数据。［16］ROSLENSNM，YEELS，IBRAHIMSAB.GreenBondandShareholders'Wealth：AMulti-countryEvent（2）借鉴唐国平等（2013）［46］的做法，根据《上市公司环保核study［J］.InternationalJournalofGlobalisationand查行业分类管理名录》和《上市公司环境信息披露指SmallBusiness，2017，9（1）：61-69.南》，本文将火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、［17］陈奉功，张谊浩.绿色债券发行能引发市场良性反应吗？石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业——兼论“双碳”目标的政策激励效应［J］.证券市场导等16类行业作为重污染行业。报，2022（7）：48-60.［18］吴育辉，田亚男，陈韫妍，等.绿色债券发行的溢出效参考文献：应、作用机理及绩效研究［J］.管理世界，2022，38（6）：［1］陆菁，鄢云，王韬璇.绿色信贷政策的微观效应研究——176-193.基于技术创新与资源再配置的视角［J］.中国工业经济，［19］宁金辉，王敏.绿色债券能缓解企业“短融长投”吗？—112———来自债券市场的经验证据［J］.证券市场导报，2021（9）：48-59.［20］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（6）：171-188.［21］张雪莹，吴多文，王缘.绿色债券对公司绿色创新的影响研究［J］.当代经济科学，2022，44（5）：28-38.［22］马亚明，胡春阳，刘鑫龙.发行绿色债券与提升企业价值——基于DID模型的中介效应检验［J］.金融论坛，2023年12月绿色债券发行对企业ESG表现的影响研究Dec.，2023（第37卷第12期）（Vol.37，No.12）2020，25（9）：29-39.holderAttentiontoCorporateDisasterRelief［J］.Strate⁃［23］王倩，李昕达.绿色债券对公司价值的影响研究［J］.经gicManagementJournal，2015，36（5）：776-794.［36］TANG，DY，ZHANGY.DoShareholdersBenefitfrom济纵横，2021（9）：100-108.GreenBonds？［J］.JournalofCorporateFinance，2020，［24］斯丽娟，曹昊煜.绿色信贷政策能够改善企业环境社会61：101-427.［37］马亚明，马金娅，胡春阳.资本市场开放可以提高上市责任吗——基于外部约束和内部关注的视角［J］.中国公司治理质量吗——基于沪港通的渐进双重差分模型工业经济，2022（4）：137-155.检验［J］.广东财经大学学报，2021，36（4）：81-95.［25］张文，陈志峰.我国绿色债券市场保障制度：现状、问题［38］ZHANGY，ZHANGJ，CHENGZ.StockMarketLiberal⁃与政策建议［J］.南方金融，2022（5）：70-78.izationandCorporateGreenInnovation：Evidencefrom［26］PORTERME，VANDERLINDEC.TowardaNewChina［J］.InternationalJournalofEnvironmentalRe⁃searchandPublicHealth，2021，18（7）：3412.ConceptionoftheEnvironment-CompetitivenessRelation⁃［39］陈胜蓝，马慧.卖空压力与公司并购——来自卖空管制ship［J］.JournalofEconomicPerspectives，1995，9（4）：放松的准自然实验证据［J］.管理世界，2017（7）：97-118.142-156.［27］詹小颖.绿色债券发展的国际经验及我国的对策［J］.［40］HECKMANJJ.SampleSelectionBiasasaSpecifica⁃经济纵横，2016（8）：119-124.tionError［J］.Econometrica：JournaloftheEconometric［28］江轩宇，贾婧，刘琪.债务结构优化与企业创新——基Society，1979：153-161.［41］温忠麟.张雷，侯杰泰，等.中介效应检验程序及其应用［J］.于企业债券融资视角的研究［J］.金融研究，2021（4）：心理学报，2004（5）：614-620.［42］刘凤委，邬展霞，眭洋扬.市场化程度、产权性质与公司131-149.税负波动研究［J］.税务研究，2016（3）：103-107.［29］祁怀锦，刘斯琴.中国债券市场存在绿色溢价吗［J］.会［43］王小鲁，樊纲，余静文.中国分省份市场化指数报告（2016）［M］.北京：社会科学文献出版社，2017.计研究，2021（11）：131-148.［44］王玉林，周亚虹.绿色金融发展与企业创新［J］.财经研［30］FLAMMERC.CorporateGreenBonds［J］.JournalofFi⁃究，2023，49（1）：49-62.［45］唐国平，赵佩琪.公司治理与企业环保投资：文献综述［J］.nancialEconomics，2021，142（2）：499-516.会计之友，2021（13）：77-83.［31］姜照华，马娇.绿色创新与环境污染、能源消耗的相互［46］唐国平，李龙会，吴德军.环境管制、行业属性与企业环保投资［J］.会计研究，2013（6）：83-89，96.关系研究［J］.生态经济，2019，35（4）：160-166.［47］FRANCISB，HASANI，WUQ.ProfessorsintheBoard⁃［32］CHENYS，LAISB，WENCT.TheInfluenceofGreenroomandTheirImpactonCorporateGovernanceandInnovationPerformanceonCorporateAdvantageinTai⁃FirmPerformance［J］.FinancialManagement，2015，44（3）：wan［J］.JournalofBusinessEthics，2006，67（4）：547-581.331-339.［33］CARRIÓN-FLORESCE，INNESR.EnvironmentalIn⁃［责任编辑：杨文静，余志虎］novationandEnvironmentalPerformance［J］.JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement，2010，59（1）：27-42.［34］JAWORSKIBJ，KOHLIAK.MarketOrientation：Ante⁃cedentsandConsequences［J］.JournalofMarketing，1993，57（3）：53-70.［35］MADSENPM，RODGERSZJ.LookingGoodbyDoingGood：TheAntecedentsandConsequencesofStake⁃—113—