绿色债券发行与资本配置
谭超 杨文莺
【摘要】绿色金融在实现“碳达峰、碳中和”目标中扮演着不可替代的角色。
以2016 ～ 2020年A股中发行绿色债券的上市公司为研究对象， 探讨企业发行绿色债券对债务契约的影响。
研究发现， 发行绿色债券的企业银行借款的可获得性更高、借款成本更低， 并且长期借款比重提高。
机制检验发现， 绿色债券发行降低了信息不对称， 从而对债务契约签订产生有利影响。
异质性检验发现：
相较于规模较大的企业， 中小企业发行绿色债券后债务期限结构中长期借款比重提高， 在一定程度上缓解了债务契约签订中存在的规模歧视问题; 绿色债券发行对债务契约的影响主要集中在治理水平较高的企业。
【关键词】绿色债券;债务契约;绿色金融;ESG
【中图分类号】F830 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2022）11-0147-9
一、引言
金融市场的完善对于国民经济发展具有重要影响， 随着绿色发展理念的推行， 绿色金融获得快速发展， 金融业对绿色转型的支持力度不断加大。
绿色信贷余额已经累计突破13.03万亿元， 绿色债券累计发行也超过万亿元。
但是， 据联合国环境规划署（UNEP）估计， 为了达成控温目标， 2050年之前每年对于低碳基础设施的投入至少应为10000亿美元， 2025年之前每年对于其他减缓和适应气候变化项目的投入至少应为1500亿美元。
未来30年， 我国大概需要新增绿色投资几百万亿元[1] 。
但是， 政府财政资金无法满足绿色投资需求， 融资缺口需要更多地依靠市场化的融资方式来弥补， 最终形成政府、金融机构和市场资本合作的模式。
在此背景下， 分析企业发行绿色债券在我国商业银行贷款决策中的作用， 无疑对我国绿色金融体制改革乃至国民经济可持续发展都具有一定的理论和实践意义。
已有研究从会计信息和制度（包括正式制度和非正式制度）的角度对企业债务契约进行了较多探讨[2] 。
研究发现， 除会计信息外， 银企关系、政企关系、企业产权性质等众多制度因素对银行的借贷行为具有重要影响[3] 。
近年来， 在绿色发展理念的指引下， 针对企业的环境规制越来越多， 环境规制政策构成了企业环境保护的制度规范， 对债务契约的影响亦不容忽视。
企业的环境、社会和治理（ESG）信息在债务契约中的有用性是一个值得讨论的话题。
有研究發现， 2019年发行的绿色债券中有67.29%的绿色债券发行利率低于可比债券的平均发行利率[4] ， 即绿色债券具有成本优势; 也有研究者认为绿色债券并不能降低债券的发行利差[5] 。
这类文献均从绿色债券的定价角度进行研究， 最终从不同角度， 利用不同的数据集得到发行溢价、平价和折价的不同结论。
其中所考察的债务成本指绿色债券的发行相比于传统债券是否具有价差， 而没有考虑对企业整体债务成本的溢出效应， 同时也没有考察对债务契约签订的影响。
综上可见， 作为反映企业环境、社会和治理方面的一个重要特征变量， 公司发行绿色债券对债务契约的影响尚缺乏讨论。
本文基于债权人和债务人之间的信息不对称， 从债务融资规模、债务融资成本和债务融资期限结构三个方面检验了企业发行绿色债券在债务契约签订中的信号传递作用。
研究发现：
①相比于仅发行传统债券的上市公司， 发行绿色债券的公司银行借款的可得性更高， 借款获取能力的提高表现在总新增银行借款、新增长期借款和新增短期借款金额的提升， 表明企业发行绿色债券在上市公司债务融资中发挥着积极的信号作用， 有助于企业获得银行借款; ②相较于未发行绿色债券的上市公司， 发行绿色债券的上市公司债务融资成本更低， 表明绿色债券的发行向债权人传递了有关企业社会责任履行质量的积极信号， 从而降低了债权人对环境风险的索偿; ③发行绿色债券的企业长期借款比例显著高于未发行绿色债券的企业， 即企业发行绿色债券有利于提高长期借款比例， 改善债务期限结构。
机制检验发现， 绿色债券发行降低了信息不对称水平， 从而对债务契约签订产生有利影响。
异质性检验发现， 绿色债券发行在一定程度上缓解了债务契约签订中存在的规模歧视问题， 主要体现在中小型企业发行绿色债券后债务期限结构中长期借款比重增大。
此外， 绿色债券对债务契约的影响主要集中在治理水平较高的企业。
本文可能的边际贡献在于：
①已有文献主要针对会计信息、产权性质、银企关系和政企关系等因素探讨债务契约。
本文的研究结论表明， 企业发行具有ESG投资属性的绿色债券对债务契约产生了积极影响， 表明企业ESG信息在债务契约中具有有用性， 为债务契约影响因素的研究提供了增量证据。
②本文从企业整体债务融资成本角度， 拓展了绿色债券对资本成本影响的研究。
已有文献均从债券发行定价角度研究绿色债券的成本优势且结论不一致， 本文对此提供了增量贡献。
二、理论分析与研究假设
企业是一系列契约的联结[6] ， 交易费用决定了契约结构。
由于不确定性、机会主义和交易成本的存在， 契约通常是不完备的， 诸如声誉、普遍接受的行为标准以及因重复交易而产生的惯例等非正式约束对于契约签订具有举足轻重的影响。
债务融资是企业的一项重要财务活动， 债务契约规范着债权人和债务人的权利与义务。
债务契约中的主要风险来自于债权人能否依据契约条款收回本金和利息， 这取决于债务人的经济状况和非经济状况， 前者主要指债务人的经营状况和偿债能力， 后者主要指债务人的信誉、道德等非财务信息。
会计信息可以相对全面地反映企业的财务状况， 但同样具有一定的局限性， 例如， 会计信息依循历史成本原则， 容易受到管理层机会主义行为的影响（如盈余管理）， 因此， 对于债务契约签订而言， 会计信息并非是充分的。
正是由于上述会计信息的不足和非财务因素的存在， 非会计信息对债务契约结构具有不可忽视的影响。
在环境规制日益严格的背景下， 环境风险相关信息在非财务信息中越来越重要。
对于以银行为主的债权人而言， 其之所以对企业的环境风险敏感程度较高存在多种原因。
一方面， 环境负外部性较高的企业， 可能面临环境监管、合规和诉讼风险， 从而导致更高的信用风险; 另一方面， 银行等信贷机构向环境负外部性较高的企业发放贷款后， 直接面临两种额外风险， 一是违规发放贷款后面临的诉讼风险， 二是与污染企业存在关联而不符合主流社会价值观所导致的声誉风险[7] 。
对于以企业为主的债务人而言， 环境负面事件将对企业价值产生重要影响。
首先， 当环境诉讼败诉后， 企业会面临巨额罚款， 从而陷入现金短缺的困境， 进而影响企业的偿债能力， 增加企业的破产风险。
其次， 被诉讼企业败诉后， 企业的社会不负责任行为对产业链上的其他利益相关者形成负面溢出效应， 严重损害企业的声誉， 影响利益相关者对企业的信任， 对于企业而言， 声誉是一项资产， 是自我履约的一个重要因素， 有助于降低交易费用[8] 。
企业发行绿色债券筹资， 并进行绿色投资以履行环境方面的社会责任， 有助于降低环境负外部性并减少环境风险， 进而增加声誉资产。
而且， 发行绿色债券的行为容易被债权人察觉到， 构成一种有效的、被接受的环境友好行为标准， 这些都作为非正式制度影响债务契约的签订。
信贷配给理论认为， 信息不对称和代理问题是造成信贷配置低效率的主要原因[9] 。
在契约不完备情况下， 银行基于利润最大化原则， 通过价格手段和非价格手段对债务契约进行调整， 进而缓解逆向选择和道德风险问题， 实现银行与企业之间的激励相容， 优化信贷资产配置。
信息不对称和监督成本对债务契约的影响最终表现为以调整贷款额度、贷款利率和期限结构的方式达到信贷均衡配给。
银行等债权人在债务契约谈判过程中并不仅仅考虑贷款利率， 而是要综合评价借款企业的风险水平。
对于资产质量好、信用水平高、偿债能力强的企业， 会给予更优惠的债务条件， 包括更低的价格、更大的借款规模、更长的债务期限。
随着绿色信贷政策的推行， 银行的责任投资意识越来越强， 对循环经济、环境保护和节能减排技术改造项目的信贷支持力度逐年加大， 截至2021年12月31日， 绿色信贷本外币余额已超过15.9万亿元人民币。
然而， 绿色市场是一个典型的信息不对称市场， 对“漂绿”的担忧增加了银行在环境风险评估中的信息搜集成本。
企业通过发行绿色债券， 不僅向绿色产业项目承诺了大量资金， 而且相比于普通债券， 绿色债券的发行存在额外的披露和监管要求， 遵守标准需要大量的管理工作和资源， 这对发行人而言意味着更高的合规成本。
因此， 企业发行绿色债券释放出一种关于企业环境风险的可靠信号， 绿色债券的发行发挥了信号传递作用[10] 。
综上所述， 绿色债券发行一方面提高了企业声誉， 另一方面降低了借贷双方信息不对称水平， 从而对债务契约签订产生有利影响， 有助于企业获取更优惠的信贷支持。
据此， 本文提出如下研究假设：
H1：
相比于仅发行普通债券的公司， 发行绿色债券的公司能够获得更多银行借款。
H2：
相比于仅发行普通债券的公司， 发行绿色债券的公司债务资本成本更低。
H3：
相比于仅发行普通债券的公司， 发行绿色债券的公司长期借款比重更大。
三、研究设计
（一）样本选择
本文以我国2016 ～ 2020年发行过债券（包括普通债券和绿色债券）的A股上市公司作为初始研究样本， 利用双重差分法和倾向得分匹配法（PSM-DID）实证检验企业发行绿色债券对债务契约的影响。
我国上市公司首次发行绿色债券是在2016年， 但为了保持DID样本平衡并拓展分析期间以观测发行前的趋势， 本文数据观测期间设置为2011 ～ 2020年。
之所以将初始研究样本限定为发行过债券的上市公司， 目的是排除普通债券发行行为对本文研究结论构成的潜在干扰， 使研究结果可明确归因于绿色债券的发行。
在此基础上， 剔除金融行业公司、A+H股上市公司、特殊处理公司（ST、∗ST）， 以及重要变量缺失的上市公司。
为避免极端值的影响， 本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。
参考已有文献[10] ， 本文将基期发行过绿色债券的上市公司作为处理组， 使用倾向得分匹配法（PSM）构建配对样本。
通过此方法匹配其他特征相似而只有是否发行绿色债券不同的上市公司样本， 在一定程度上减少观测数据所带来的自选择和遗漏变量等问题。
具体而言， 采用逻辑回归模型估计样本发行绿色债券的可能概率， 运用1∶1近邻匹配方法， 根据倾向得分值为处理组挑选与其概率值最为接近的对照组作为控制样本。
在预测模型中控制市值规模、账面市值比、Beta、现金流量比、股权制衡度。
数据来源于WIND数据库和国泰安数据库。
最终获得598个观测值， 其中处理组包含260个观测值， 对照组包含338个观测值。
（二）模型设计
为考察发行绿色债券对企业债务契约的影响， 本文设定如下双向固定效应的双重差分模型：
Loani，t/CODi，t/LoanStri，t=β0+β1Treatment×
Post+βjControlsj，t-1+γi+ζt+εi，t
其中：
β0为常数项; βj为控制变量待估系数; ε为随机扰动项; Loan表示企业的债务融资规模; COD表示企业的债务融资成本; LoanStr表示企业的债务融资期限结构; Treatment表示绿色债券发行虚拟变量， 发行绿色债券的企业为1， 否则为0; Post为时间虚拟变量， 发行绿色债券之后该变量为1， 之前则为0; Treatment×Post为双重差分的交互项; β1是本文主要关注的待估系数; γi为个体固定效应; ζt为时间固定效应。
（三）主要变量的度量
1. 债务融资规模（Loan）。
借鉴王会娟等[11] 的研究， 本文使用企业新增银行借款动态反映债务契约中的债务可得性。
根据新增银行借款的期限不同， 该指标又细分为三个变量：
总新增银行借款（Loan_All）、新增长期借款（Loan_Long）、新增短期借款（Loan_Short）。
总新增银行借款（Loan_All）等于公司期末长短期借款（长期借款、短期借款和一年内即将到期的长期借款）减去公司期初的长短期借款， 再用公司期初总资产进行标准化; 新增长期借款（Loan_Long）为期末长期借款加上一年内到期长期借款， 然后减去期初长期借款， 再除以公司期初的总资产; 新增短期借款（Loan_Short）即公司期末与期初短期借款的差额除以公司期初的总资产。
2. 债务融资成本（COD）。
债务融资成本事后计算方法分为存量计量法和流量计量法。
流量计量方法主要考虑债务的动态利率， 但我国大部分上市公司并未提供不同债务的利率。
基于数据的可得性， 本文使用存量计量方法来衡量债务融资成本。
借鉴李广子和刘力[12] 的研究， 采用利息支出占平均总负债的比例（COD1）和净财务费用占平均总负债的比例（COD2）两种方法衡量。
其中：
净财务费用为利息支出、手续费支出和其他财务费用之和; 平均总负债等于总负债的期初和期末额的平均值。
3. 债务期限结构（LoanStr）。
我国《企业会计准则第30号——财务报表列报》将“自资产负债表日起一年内到期应予以清償”或“预计在一个正常营业周期中清偿”的负债视为流动负债， “流动负债以外的负债应当归类为非流动负债”。
因此， 本文基于我国会计准则规定和上市公司负债信息的实际披露情况， 将偿还期限在一年以上的银行借款定义为长期借款， 债务期限结构定义为长期借款占总借款的比重。
4. 控制变量。
参考已有文献[12，13] ， 选取公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、经营性现金流量（Cash）、有形资产比例（Tangible）、总资产收益率（ROA）、成长性（Growth）、产权性质（SOE）、两职合一（Duality）、公司年龄（Age）、地区金融化程度（DFMar）作为控制变量。
具体变量定义见表1。
四、实证结果分析
（一）描述性统计
表2列示了PSM样本处理组和对照组主要变量的描述性统计结果。
从中可以看出， 处理组总新增银行借款均值为0.064， 对照组总新增银行借款均值为0.060; 处理组新增长期借款均值为0.023， 对照组新增长期借款均值为0.020; 处理组新增短期借款均值为0.043， 对照组新增短期借款均值为0.041。
该结果与已有研究类似[11] ， 初步判断处理组新增银行借款略多于对照组。
两种方法衡量的债务融资成本在处理组的均值分别为0.020、0.021， 在对照组的均值分别为0.023、0.026， 初步判断处理组的债务融资成本略小于对照组。
处理组的债务期限结构均值为0.314， 对照组为0.278， 即长期借款占借款总额的比重处理组略高。
（二）回归结果分析
1. 绿色债券发行与企业债务融资规模。
表3报告了PSM样本中绿色债券发行对新增债务融资的影响的固定效应双重差分回归结果， 被解释变量分别为总新增银行借款（Loan_All）、新增长期借款（Loan_Long）和新增短期借款（Loan_Short）。
结果显示， 第（1）列Treatment×Post的系数为0.024， 且在1%的水平上显著， 说明发行绿色债券具有信号作用， 对于债务融资具有促进作用。
控制变量中， 资产负债率、成长性与总新增银行借款显著正相关。
第（2）列Treatment×Post的系数为正， 在10%的水平上显著， 说明从绿色债券发行当年看， 企业长期负债获得量增加。
第（3）列Treatment×Post的系数在1%的水平上显著为正， 在一定程度上说明绿色债券发行后， 企业短期银行借款量增加， 即发行绿色债券有助于发债企业获得更多的短期借款。
综上， 相比于对照组企业而言， 发行绿色债券的企业债务可得性提高， 支持了H1。
2. 绿色债券发行与企业债务融资成本。
表4第（1） ～ （2）列为绿色债券发行对上市公司债务融资成本的回归结果。
在列（1）中， 被解释变量为利息支出占平均总负债的比例， Treatment×Post的系数在5%的水平上显著为负; 在列（2）中， 被解释变量为净财务费用占平均总负债的比例， Treatment×Post的系数在5%的水平上显著为负。
结果说明， 绿色债券发行在上市公司债务融资中起到了积极的信号作用， 有利于降低债务融资成本， H2得到验证。
3. 绿色债券发行与企业债务期限结构。
表4第（3）列为绿色债券发行对上市公司债务期限结构的回归结果。
使用长期借款占总借款的比重衡量债务期限结构。
绿色债券发行与长期借款比重正相关， Treatment×Post的系数在5%的水平上显著为正。
结果表明， 企业发行绿色债券对于提高长期借款比重具有正向影响， 改善了企业债务期限结构。
回归结果支持了H3。
控制变量中， 总资产收益率、成长性与企业长期借款比重显著正相关， 说明这些特征对改善企业的债务期限结构具有正向影响， 与已有研究的结果基本一致。
（三）稳健性检验
为了检验DID估计的有效性， 本文进行了以下稳健性检验：
1. 平行趋势检验。
首先， 本文进行了处理组和对照组的平行趋势检验以保证绿色债券发行是满足DID条件的。
由于不同样本发行债券的时间不同， 所以本文将处理组和对照组的时间转换为相对日期， 特别地， 样本起始年份至发行绿色债券前四年均设为-4， 发行债券后一年度及其之后的年份均设置为+1。
由此获得6个指示变量， 即Treatment×Post（-4）、Treatment×Post（-3）、Treatment×Post（-2）、Treatment×Post（-1）、Treatment×Post（0）、Treatment×Post（+1）， 并将-1年设置为基准年。
表5列示了平行趋势检验的结果。
第（1） ～ （3）列中， 发行债券前Treatment×Post的系数均不显著， 表明在发行绿色债券前， 处理组样本与其他企业的新增银行借款、债务融资成本、债务期限结构均无显著差异， 即处理组与对照组具有相同的趋势， 满足DID的前提条件。
2. 安慰剂检验。
由于结果可能受到不可观测因素的影响， 为判断主回归结果是否由这些因素驱动， 通过反事实方法设置安慰剂检验， 随机生成发行绿色债券的样本， 重新对主回归模型进行1000次回归。
图1分别列示了被解释变量为总新增银行借款时的检验结果， 随机过程的系数核密度估计值和t值均分布在0附近， 表明随机处理过程不会产生本文观测到的结果， 进一步说明所观察到的效果是由发行绿色债券引起的， 而不是由其他因素推动的。
当被解释变量为债务融资成本和债务期限结构时结果类似。
3. 重置抽样。
尽管本文实证检验中对样本进行了PSM处理， 但由于发行绿色债券的上市公司数量有限， 造成本文的样本量较少。
为解决数据量不足的问题， 进一步缓解选择性偏差， 本文在PSM样本中采用Bootstrap方法进行重复随机抽样。
图2列示了被解释变量为总新增银行借款时， 重复抽样1000次的结果。
重复抽样Treatment×Post系数的结果显著为正。
由此可见， 重复抽样结果与主回归结果并无实质差异。
同时， 当被解释变量为债务融资成本和债务期限结构时， 重复抽样结果与基准回归结果也类似（因篇幅限制， 圖片未列示）。
表明本文的主要结果是稳健的。
五、进一步分析
（一）机制分析：
信息不对称视角
“信息距离”反映了银行与企业之间的信息不对称程度， 债务契约签订与银企之间的“信息距离”相关[14] ， 因为信息不对称使得发现机会主义行为的难度显著加大， 从交易成本经济学角度看， 机会主义识别与监督的困难使得企业实施该行为的机会成本大大降低。
信息距离越大， 即信息不对称程度越高， 银行的信贷决策面临的不确定性风险也越高。
具体到本文的研究， “信息距离”是指银行对企业ESG信息的了解程度。
企业发行绿色债券， 一方面传递了企业进行ESG投资履行社会责任的特有信息， 缓解了借贷双方的信息不对称; 另一方面提升了媒体关注度和投资者关注度[15] ， 从而降低了债权人的监督成本。
基于这一观点， 本文进一步研究企业发行绿色债券是否缓解了企业与银行之间的信息不对称。
在前述模型的基础上， 被解释变量分别选择分析师跟踪数量（AnalystNum）和分析师预测分歧度（Disp）来衡量信息不对称程度。
分析师跟踪数量使用分析师跟踪人数加1取对数衡量， 分析师预测分歧度用分析师预测的标准差除以平均值衡量。
分析师跟踪数量越少， 分析师预测分歧度越高， 表明信息不对称水平越高。
另外， 控制变量选取企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、净资产收益率（ROE）、经营性现金流量（Cash）、账面市值比（BM）、股权制衡度（Balance）， 并控制了公司与年份固定效应。
表6报告了绿色债券发行后分析师跟踪数量和分析师预测分歧度的变化。
列（1）为分析师跟踪数量的回归结果， Treat×Post的系数在1%的水平上显著为正; 列（2）为分析师预测分歧度的回归结果， Treat×Post的系数在1%的水平上显著为负。
这一结果表明， 绿色债券发行之后， 分析师跟踪数量显著提高， 并且预测分歧度降低， 从而支持了绿色债券发行可以缓解信息不对称这一观点。
（二）异质性分析
1. 企业规模。
诸多证据表明， 债务契约签订中存在规模歧视[12] 。
我国长期存在“中小企业融资难、融资贵”的现象， 尽管这类企业个体规模较小， 但由于数量众多， 所以在我国经济发展中具有不可替代的作用。
中小企业的规模约束意味着其获取资源的能力有限， 可抵押资产较少， 市场影响力和抗风险能力较弱， 并且信息不对称程度更高， 因此， 在债务契约签订中谈判能力更弱。
企业承担社会责任， 进行ESG投资， 往往需要持续的资金投入， 具有一定的投资风险。
绿色金融改革旨在降低环保筹资门槛， 有研究表明， 绿色金融改革有利于改善金融市场的信贷配给， 降低信贷成本， 并减少抵押品和贷款额度的限制。
因此， 相比于大型企业而言， 中小企业更需要借助绿色金融改革缓解债务契约谈判中的规模约束， 提高贷款的可得性， 降低债务融资成本， 提升债务期限结构中长期借款占比。
本文按照企业规模的中位数， 将样本划分为大企业（Big）和中小企业（Small）两组。
企业规模为市值的对数。
分别从债务融资规模、债务融资成本和债务期限结构三个角度， 分组检验发行绿色债券对不同规模企业的异质性影响。
表7列示了分组回归结果。
被解释变量分别为总新增银行借款（Loan_All）、利息支出占平均总负债的比例（COD1）和债务期限结构（LoanStr）。
在Loan_All的回归中， 大企业组的回归系数在1%的水平上显著为正（系数为0.008）， 中小企业组的回归系数在10%的水平上显著为正（系数为0.010）， 经过Bootstrap组间差异检验发现， 两组之间不具有统计意义上的差异， 这一结果说明企业规模不会对绿色债券发行与债务融资规模的关系产生异质性影响。
在COD1的回归中， 大企业组的回归系数在1%的水平上显著为负（系数为-0.020）， 中小企业组的回归系数在1%的水平上显著为负（系数为-0.012）， 但是Bootstrap组间差异检验并未发现二者具有统计意义上的差异， 表明绿色债券发行对债务融资成本的影响在不同规模的企业中并无不同。
在LoanStr的回归中， 大企业组的回归系数在10%的水平上显著为正（系数为0.004）， 中小企业组的回归系数在1%的水平上显著为正（系数为0.046）， 经过Bootstrap组间差异检验发现， 中小企业组中Treatment×Post的系数在1%的水平上显著更大， 这一结果说明规模较小的企业发行绿色债券有助于提高长期借款在债务融资中的比重。
综合上述分析可知， 绿色债券发行在一定程度上缓解了债务契约签订中存在的规模歧视问题， 主要体现在中小企业发行绿色债券后债务期限结构中长期借款比重提高， 而债务融资规模、债务融资成本没有显著差异。
2. 公司治理水平。
公司治理是一种诱导或迫使管理层内部化利益相关者福利的制度设计， 是一项保障企业合法、合规经营的内部机制。
良好的公司治理可以对管理层形成有效的监督， 缓解代理问题。
一方面， 譬如董事会中独立董事比重提高， 能够对管理层形成更加有效的监督， 管理者的机会主义行为更不容易获得董事会的通过; 另一方面， 高管薪酬契约中合理的ESG条款安排使得管理层克服“短视”行为， 实现企业价值最大化。
因此， 随着公司治理水平的提高， 预期企业发行绿色债券的信号传递作用更强。
借鉴周茜等[16] 的方法， 采用主成分分析法构建一个综合度量指标指代公司治理水平。
其中， 选取股权集中度、股权制衡度、机构持股比例、独董比例、董事会规模、高管持股比例、高管薪酬以及董事长与总经理是否两职合一反映公司治理中的监督和激励机制。
在主成分分析法结果中， 第一主成分即为公司治理水平（Governance）的指代变量， 本文未采用已有文献将该结果取相反数的做法， 故该值越大， 公司治理水平越高。
根据该综合指标， 以中位数为界， 将样本分为公司治理水平高组（HighGov）和公司治理水平低组（LowGov）。
表8列示了依据公司治理水平分组回归的结果。
其中， 被解释变量为Loan_All时， 在公司治理水平高组中， Treatment×Post的系数在1%的水平上显著为正， 在公司治理水平低组中， Treatment×Post的系数为正， 但未通过显著性检验， 经Bootstrap组间差异检验发现， 治理水平高的企业系数显著更大， 这一结果说明绿色债券发行对债务融资规模的促进作用主要发生在治理水平较高的企业中。
被解释变量为COD1时， 公司治理水平高组Treatment×Post的系数在1%的水平上显著为负， 公司治理水平低组Treatment×Post的系数为负， 但未通过显著性检验， Bootstrap组间差异检验发现公司治理水平高组中系数绝对值更大， 表明绿色债券发行对债务融资成本的影响主要发生在治理水平较高的企业中。
当被解释变量为LoanStr时， 在公司治理水平高组中， Treatment×Post的系数在5%的水平上显著为正， 公司治理水平低组Treatment×Post的系数在10%的水平上显著为正， 经过Bootstrap组间差异检验发现治理水平高的组系数值更大， 这表明绿色债券发行对债务期限结构的作用在治理水平高的企业中更强。
综上可知， 绿色债券对债务契约的影响主要集中在治理水平较高的企业中， 与本文的分析一致。
六、研究结论
本文基于债权人和债务人之间的信息不对称， 检验了企业发行绿色债券在债务融资过程中的信号传递机制， 即企业发行绿色债券能否影响企业的债务契约， 具体分为债务融资规模、债务融资成本和债务期限结构。
主要结论可以概括为：
①相比于仅发行传统债券的上市公司， 发行绿色债券的公司银行借款的可得性更高， 包含新增银行借款、新增长期借款和新增短期借款， 表明企业发行绿色债券在上市公司债务融资中发挥着积极的信号作用， 有助于企业获得银行借款; ②企业发行绿色债券显著降低了企业的债务融资成本， 相较于未发行绿色债券的上市公司， 发行绿色债券的上市公司债务融资成本更低， 表明绿色债券的发行向债权人传递了有关企業积极履行社会责任的信号， 进而降低了债权人对环境风险的索偿; ③发行绿色债券的企业长期借款比例显著高于未发行绿色债券的企业， 即企业发行绿色债券有利于提高长期借款比例， 改善债务期限结构。
异质性检验发现， 绿色债券发行在一定程度上缓解了债务契约签订中存在的规模歧视问题， 主要体现在：
中小企业发行绿色债券后债务期限结构中长期借款所占比重提高; 绿色债券对债务契约的影响集中在治理水平较高的企业中。
机制检验发现， 绿色债券发行降低了信息不对称水平， 提高了企业声誉， 从而对债务契约签订产生有利影响。
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