陳奉功 張誼浩

(南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、引言

2020年9月22日，習(xí)近平總書記在第75屆聯(lián)合國大會上首次提出“碳達峰、碳中和”的政策目標(biāo)，正式掀開了我國積極應(yīng)對氣候變化的新篇章，進一步對我國實現(xiàn)綠色低碳發(fā)展提出了更高要求。在此背景下，有效的配套金融手段將發(fā)揮重要作用。綠色債券作為我國乃至全球?qū)崿F(xiàn)綠色低碳發(fā)展和解決氣候變化問題的專項綠色金融工具(Flammer，2018)，旨在為綠色技術(shù)改造、新能源開發(fā)、節(jié)能減排等一系列環(huán)境和氣候友好型項目提供市場化的融資渠道，在支持企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型方面蘊涵巨大潛能。關(guān)注綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)，對于檢驗綠色金融政策在市場層面的有效性具有重要意義，能為大力發(fā)展綠色金融以更好地助力綠色低碳轉(zhuǎn)型提供理論依據(jù)。

相比于普通債券，綠色債券除了能夠發(fā)揮傳統(tǒng)的基本融資功能之外，還同時扮演了向市場傳遞綠色信號的角色。企業(yè)通過發(fā)行綠色債券能夠向投資者表達環(huán)境承諾(Flammer，2021)，發(fā)揮引導(dǎo)和鼓勵社會投入綠色發(fā)展的作用(朱俊明等，2020)。然而，在我國現(xiàn)實背景下，綠色債券發(fā)行是否能引發(fā)市場良性反應(yīng)，仍是一個亟待驗證的問題。一方面，我國綠色債券市場起步較晚，雖然發(fā)展速度較快，但仍然存在制度不完善、監(jiān)管碎片化等一系列現(xiàn)實問題，這可能使得綠色投資項目吸引力不足，無法得到投資者的接受和認(rèn)可，從而會損害綠色債券政策有效性(朱俊明等，2020)；另一方面，綠色發(fā)展項目投資回報期相對于傳統(tǒng)項目投資回報期一般更長，資金回籠速度緩慢，導(dǎo)致綠色發(fā)展項目在企業(yè)與個人投資決策中優(yōu)先級不高(Kruger，2015)，環(huán)境資源政策的設(shè)計與執(zhí)行難以有效地通過市場型政策工具將環(huán)境外部性納入企業(yè)與個人決策中，從而難以為企業(yè)與個人選擇綠色生產(chǎn)與生活模式提供合理激勵(Greenstone and Hanna，2014)。加之發(fā)展中國家存在資本市場不完善的共性難題，市場投資者可能無法對綠色債券發(fā)行做出積極的響應(yīng)。因此，盡管已有眾多國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)綠色債券發(fā)行能夠獲得投資者的關(guān)注和支持，引發(fā)發(fā)行公司正向的股價變動(Roslen et al.，2017；Baulkran，2019；Tang and Zhang，2020；Glavas，2020；Flammer，2018)，仍有必要在我國現(xiàn)實背景下，研究我國投資者是否具有綠色投資偏好、對綠色債券發(fā)行能夠做出積極響應(yīng)，這對驗證我國綠色金融政策實施的有效性，具有重要理論參考價值。進一步地，綠色債券作為促進節(jié)能減排和應(yīng)對氣候變化的專項政策性工具，在我國“碳達峰、碳中和”政策目標(biāo)提出后，能否更加得到市場的接受和認(rèn)可，更好地實現(xiàn)其政策價值，是本文關(guān)注的焦點問題。

綠色債券作為帶有政策導(dǎo)向的專項綠色金融工具，若在其發(fā)行時可以獲得市場投資者的關(guān)注和支持，并且引發(fā)發(fā)行公司在股票市場獲得超額收益和交易波動，則能夠說明綠色債券發(fā)行可以引發(fā)市場良性反應(yīng)?；诖?，本文利用2016年1月至2021年10月由我國非金融上市公司發(fā)行的綠色債券以及為其匹配的安慰劑債券作為研究樣本，同時采用事件研究和回歸分析對我國綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)和作用機制進行實證檢驗，并進一步利用雙重差分模型探究“雙碳”目標(biāo)的提出是否存在激勵效應(yīng)。

本文的研究價值和邊際貢獻在于：(1)對我國綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)進行再檢驗，是對我國綠色債券相關(guān)文獻和綠色金融理論的重要拓展和補充。相比以往研究，本文通過更加細致的研究方法和更加全面的研究視角，進一步準(zhǔn)確識別了綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)程度和表現(xiàn)形式，并且基于市場信號理論創(chuàng)新性地挖掘了投資者關(guān)注這一作用機制，有助于更加清晰地認(rèn)識綠色債券發(fā)行引發(fā)市場良性反應(yīng)的具體原因。(2)通過對比和分析綠色債券相對于安慰劑債券的市場反應(yīng)優(yōu)勢，能夠深化投資者綠色投資偏好對于綠色金融政策的支持和推動作用，加強對于綠色債券政策在市場層面有效性的理解。(3)首次檢驗了“碳達峰、碳中和”這一具體政策目標(biāo)的提出對于綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)程度是否具有提升作用，從而側(cè)面反映投資者綠色投資偏好是否受到相關(guān)政策激勵，有助于識別“雙碳”目標(biāo)的政策引領(lǐng)功能。

二、文獻評述與研究假設(shè)

(一)文獻回顧與評述

綠色債券之前，國內(nèi)外學(xué)者長期研究關(guān)注各類普通債券發(fā)行的市場反應(yīng)，大部分得出了債券發(fā)行對公司股價具有負(fù)向影響(Smith，1986；劉娥平，2005；牟暉等，2006；付雷鳴等，2010)或不存在顯著影響(Eckbo，1986；Akhigbe et al.，1997；Castillo，2004)的結(jié)果，但研究結(jié)論在各國之間存在較大差異。相比之下，綠色債券出現(xiàn)時間相對較晚，相關(guān)研究更少。

國外學(xué)者在研究綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)時往往得出積極的結(jié)論，Roslen et al.(2017)利用6個不同國家的綠色債券樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)在綠色債券發(fā)行后第一天能夠顯著提升公司股價；Baulkaran(2019)發(fā)現(xiàn)由于企業(yè)發(fā)行綠色債券的用途是投資綠色項目，因此能夠獲得投資者的認(rèn)可和關(guān)注，并經(jīng)實證檢驗發(fā)現(xiàn)綠色債券發(fā)行在股票市場具有顯著為正的公告效應(yīng)；Flammer(2018)采用全球217只綠色債券樣本進行事件研究，發(fā)現(xiàn)在綠色債券發(fā)行公告日周圍[-5,10]的事件窗口存在0.49%的累積異常收益率，并且在5%的顯著性水平下顯著，進一步的實證研究表明，綠色債券發(fā)行能夠吸引長期投資者以及綠色投資者的持續(xù)關(guān)注和持股；Tang and Zhang(2020)基于2007—2017年全球28個國家發(fā)行的綠色債券樣本進行檢驗，結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)，在發(fā)行公告前后共21個交易日的事件窗口內(nèi)存在1.4%的累積異常收益率，且在5%的顯著性水平下顯著。相比之下，我國學(xué)者利用本國綠色債券樣本進行研究的可考文獻較少且沒有得出統(tǒng)一結(jié)論。Zhou and Cui(2019)僅利用2016—2019年我國A股上市公司在境內(nèi)發(fā)行的包含金融債在內(nèi)的綠色債券進行事件研究，發(fā)現(xiàn)僅在綠色債券發(fā)行公告日前后兩個交易日內(nèi)的累積異常收益率在10%的顯著性水平下顯著為正；Wang et al.(2020)混合利用2016—2019年我國A股和H股上市公司發(fā)行的包含在港交所上市交易的48只非金融綠色債券進行事件研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在[-1,1]、[-3,3]、[-10,10]的事件窗口下均有顯著為正的累積異常收益率，并且后兩個事件窗口下的顯著性水平達到1%，因此該文提出債券的綠色貼標(biāo)屬性能夠吸引投資者的注意和偏好；但朱俊明等(2020)利用相同時間區(qū)間我國A股上市公司在境內(nèi)發(fā)行的綠色債券樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)在[-1,1]、[-3,3]、[-5,5]等所有事件窗口下均對公司股票收益率無顯著影響，并且進一步與普通債券的對比回歸分析也不顯著，該文因此提出，在發(fā)揮傳統(tǒng)融資功能之外，綠色債券尚不能更好地吸引社會投資。

綜合來看，與國際上較為一致的正向效應(yīng)相比，國內(nèi)學(xué)者并沒有統(tǒng)一發(fā)現(xiàn)我國綠色債券發(fā)行能夠引發(fā)市場良性反應(yīng)。一方面，國際研究主要采用全球綠色債券，樣本時間跨度較長且樣本數(shù)量更為豐富，這與我國現(xiàn)有研究的窄區(qū)間和寡樣本形成鮮明對比；另一方面，我國現(xiàn)有研究存在一些限制，可能導(dǎo)致研究結(jié)論無法統(tǒng)一。比如Zhou and Cui(2019)采用了A股上市公司在境內(nèi)發(fā)行的包含綠色金融債券在內(nèi)的債券樣本，能夠有效擴充樣本數(shù)量，但在研究過程中沒有明確排除混淆干擾因素，可能導(dǎo)致檢驗結(jié)果存疑。Wang et al.(2020)將我國H股上市公司在港交所等發(fā)行的非金融綠色債券同時納入研究樣本，而A股市場和H股市場本身存在較大差異，H股上市公司更多面臨的是境外投資者，因此可能無法有效識別境內(nèi)投資者和境外投資者的綠色投資偏好差異。朱俊明等(2020)同樣僅利用境內(nèi)綠色債券展開研究，且對事件期的混淆因素進行了明確排除，但最終研究樣本僅剩28個，樣本量過少導(dǎo)致統(tǒng)計結(jié)果可能不具代表性。另外，不同于前兩者僅采用簡單的事件研究方法，朱俊明等(2020)同時與普通債券發(fā)行效應(yīng)進行了對比回歸分析，但不足之處是在回歸時沒有對綠色債券進行有效匹配而是利用了同公司同期發(fā)行的所有傳統(tǒng)債券作為比較對象?？傮w來看，受限于研究樣本的差異(是否包含金融債、境內(nèi)和境外發(fā)行)和研究方法的限制(事件研究、匹配回歸)等因素，目前的研究無法有效識別我國投資者的綠色投資偏好，進而難以明確綠色債券政策在我國市場的接受程度?；诖?，有必要在延長時間區(qū)間和拓展債券樣本的基礎(chǔ)上，改進研究框架和設(shè)定，采用更加豐富和有效的方法對綠色債券發(fā)行市場反應(yīng)進行再檢驗，并進一步從投資者視角進行更加具體的機制研究，加強關(guān)于綠色債券發(fā)行引發(fā)市場良性反應(yīng)原因的解讀，這對從市場層面識別我國綠色債券政策有效性具有重要意義，能夠為我國綠色金融支持綠色發(fā)展提供信念支撐和理論依據(jù)。

(二)理論分析與研究假設(shè)

隨著社會的進步與發(fā)展，市場投資者的投資理念與目標(biāo)開始多元化發(fā)展，許多投資者不再單純以經(jīng)濟利益為標(biāo)的來衡量投資回報，而是同時將環(huán)境可持續(xù)性也納入投資考量范圍；甚至有些投資者愿意在投資中犧牲部分財務(wù)收益來換取環(huán)境效益(Baker et al.，2018)，市場綠色投資逐漸顯現(xiàn)。在此背景下，一些具有綠色投資偏好和關(guān)注長期價值投資的投資者會積極涌向綠色投資領(lǐng)域。具體地，那些環(huán)境表現(xiàn)較好或者具有高ESG(Environment，Social ＆ Governance)背景的公司會成為綠色投資者更加青睞的投資對象(Starks et al.，2017；黎文婧和路曉燕，2015；姜廣省等，2021)。綠色債券的存在主要是為綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展而融資，發(fā)行人要將資金定向投向綠色改造和環(huán)境治理領(lǐng)域，因此綠色債券發(fā)行理論上能夠受到市場的認(rèn)可和支持。另外，與一般的綠色金融工具相比，綠色債券發(fā)行除了能夠發(fā)揮綠色資金融通的基本職能，同時還能夠扮演信息傳遞角色，向市場傳遞綠色信號，做出綠色治理承諾，從而提升企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任的正面形象(Flammer，2018)。企業(yè)這種正面舉措行為，能夠為自身帶來顯著的市場溢價，已有眾多學(xué)者對此進行了驗證(Hawn et al.，2018；Flammer，2015；Flammer，2013)?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：綠色債券發(fā)行作為一種正面的環(huán)境責(zé)任行為，能夠獲得市場認(rèn)可和支持，從而引發(fā)市場良性反應(yīng)，使發(fā)行公司獲得正向超額收益。

同時，綠色債券發(fā)行即時引發(fā)股票價格波動更多地可能是市場投資者對于綠色信息的反應(yīng)，而非對債券發(fā)行溢價的響應(yīng)。盡管已有眾多研究表明綠色債券發(fā)行存在顯著的綠色溢價現(xiàn)象(Zerbib，2019；Wang et al.，2020)，但債券市場的發(fā)行溢價與股票市場的股票溢價可能同為投資者綠色偏好的反應(yīng)結(jié)果，而非因果關(guān)系。對此，Tang and Zhang(2020)從短期視角檢驗了綠色債券發(fā)行溢價與發(fā)行公司即期股票異常收益之間的關(guān)系，結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)成本效應(yīng)的存在，不能證明是由于綠色債券更低的發(fā)行成本造成了股票市場的短期波動，即二者不具有因果關(guān)系。這可能是由于綠色債券的發(fā)行成本優(yōu)勢無法立即反映到企業(yè)實際運營績效之中，短期內(nèi)投資者更多的是對綠色信號進行反應(yīng)。綠色債券發(fā)行作為企業(yè)的一種正外部性行為，向市場傳遞積極信號，提升企業(yè)綠色形象，不僅會在發(fā)行后引發(fā)關(guān)注長期價值投資和秉持可持續(xù)原則的機構(gòu)投資者和綠色投資者持股(Flammer，2021；Tang and Zhang，2020)，在發(fā)行時無疑也會直接使得具有環(huán)境偏好的投資者給予發(fā)行公司更多的考察和關(guān)注度。已有廣泛證據(jù)表明，投資者關(guān)注確實是影響股票價格波動的重要因素，Da et al.(2011)、郭永濟和張誼浩(2014)等學(xué)者均采用搜索指數(shù)表征投資者關(guān)注度，結(jié)果均發(fā)現(xiàn)投資者關(guān)注度能夠顯著影響股票收益率；楊曉蘭等(2016)進一步將投資者關(guān)注行為劃分為正面關(guān)注和負(fù)面關(guān)注，發(fā)現(xiàn)正面關(guān)注能夠顯著提升股票收益而負(fù)面關(guān)注會顯著降低股票收益，這表明投資者對公司信息的關(guān)注度確實會影響其投資預(yù)期和交易決策，最終造成股價波動。事實上，綠色債券發(fā)行向市場傳遞的是企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的信號，投資者在接收和關(guān)注到這種信號之后，會改變對于企業(yè)長期經(jīng)營績效的預(yù)期，更加看好企業(yè)長期發(fā)展，從而在短期內(nèi)轉(zhuǎn)化為股票看多交易的決策行為，最終引發(fā)公司股票的超額收益和超常波動?；诖耍疚幕谕顿Y者關(guān)注視角檢驗綠色債券發(fā)行即時引發(fā)股票市場反應(yīng)的作用路徑，提出以下假設(shè)：

H2：綠色債券發(fā)行作為一種正面的環(huán)境責(zé)任行為，主要是通過信號機制引發(fā)市場投資者廣泛關(guān)注，改變其投資預(yù)期和交易決策，從而引發(fā)發(fā)行公司股票量價波動。

此外，綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)源于投資者的綠色投資偏好，可以表明投資者對于綠色可持續(xù)發(fā)展理念的支持和擁護?！半p碳”目標(biāo)作為《巴黎協(xié)定》在我國現(xiàn)實國情下的具體體現(xiàn)，是落實溫控目標(biāo)的政治決策，意味著全民面對氣候變化等環(huán)境問題開始從科學(xué)認(rèn)知上升至政治共識。而綠色債券作為促進節(jié)能減排和應(yīng)對氣候變化的專項政策性工具，能夠在我國“雙碳”目標(biāo)提出之后獲得更高的適用度、普及度和接受度。更重要的是，“碳達峰”和“碳中和”暗示了經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)型、能源依賴系統(tǒng)的轉(zhuǎn)型以及生活方式的轉(zhuǎn)型，為追求低排放高質(zhì)量的可持續(xù)發(fā)展，未來資源供給會向碳減排能力強、綠色發(fā)展效率高的企業(yè)傾斜。在這一過程中，綠色債券作為專項綠色金融工具，將積極發(fā)揮資源配置職能，引導(dǎo)社會資金流向綠色領(lǐng)域從而提升綠色治理績效。在此背景下，綠色投資者會更加青睞和支持綠色債券的發(fā)展，這不僅可以進一步滿足其綠色投資偏好，同時也更加符合長期可持續(xù)發(fā)展的投資趨勢，有助于投資者實現(xiàn)環(huán)境效用和財務(wù)效用的雙贏。為檢驗專項政策激勵效應(yīng)的存在，Glavas(2020)以2015年12月12日《巴黎協(xié)定》在第25屆聯(lián)合國氣候大會上通過作為外部政策沖擊、以綠色債券和普通債券分別作為處理組和對照組，構(gòu)建雙重差分模型進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)《巴黎協(xié)定》的通過對綠色債券發(fā)行市場效應(yīng)的影響顯著大于普通債券，表明氣候變化協(xié)定能夠進一步增大投資者對綠色債券這一專項綠色金融工具的認(rèn)可和支持。基于此，作為《巴黎協(xié)定》在我國現(xiàn)實國情下的具體體現(xiàn)，“雙碳”目標(biāo)的提出理應(yīng)具備同樣的激勵效應(yīng)，本文提出如下假設(shè)：

H3：“雙碳”目標(biāo)的提出對于投資者具有政策激勵效應(yīng)，能夠進一步提升綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)程度。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國綠色債券制度正式建立于2015年末，本文選擇2016年1月至2021年10月我國A股非金融上市公司發(fā)行的綠色債券作為主要研究樣本，并為其匹配安慰劑債券作為對照研究樣本。參考Zerbib(2019)和Wang et al.(2020)的做法，采取無模型的精準(zhǔn)匹配方法，匹配原則如下：(1)為綠色債券匹配相同發(fā)行公司在同期發(fā)行的滿足評級相同、規(guī)模相同、期限相近等條件的普通債券；(2)未發(fā)行過普通債券的發(fā)行公司，為綠色債券匹配隸屬相同行業(yè)和相近上市時間的公司在同期發(fā)行的滿足上述條件的普通債券。滿足以上原則的匹配債券樣本，能夠較好地保證債項特征與主體特征的高度一致性，從而使得處理組與對照組具有更高的可比性。

基于獲得的綠色債券和匹配的普通債券，繼續(xù)進行如下樣本篩選：(1)刪除事件窗口期內(nèi)交易天數(shù)小于5天和估計窗口期內(nèi)交易天數(shù)小于90天的債券樣本；(2)刪除事件窗口期內(nèi)存在重大財務(wù)公告(如財務(wù)年報、業(yè)績預(yù)增公告等)、股權(quán)激勵、交易異動、其他債券發(fā)行等可能影響股市表現(xiàn)的混淆事件的債券樣本。經(jīng)過上述處理，共獲得202個債券樣本，其中綠色債券樣本82個，普通債券樣本120個。本文研究過程中涉及的所有債券相關(guān)數(shù)據(jù)均來自WIND數(shù)據(jù)庫，發(fā)債公司的股市交易數(shù)據(jù)、市場交易數(shù)據(jù)以及公司層面變量數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，投資者關(guān)注度數(shù)據(jù)由作者手工搜集整理獲得。

(二)研究方法與模型設(shè)定

借鑒Dasgupta et al.(2001)、方穎和郭俊杰(2018)、付雷鳴等(2010)等學(xué)者的研究，本文采用事件研究法(event study)來檢驗金融市場對企業(yè)發(fā)行綠色債券的反應(yīng)，從而初步識別市場投資者對于企業(yè)綠色融資行為的偏好，驗證綠色債券政策的市場有效性。具體地，以綠色債券發(fā)行公告日或發(fā)行首日作為事件中心日，選擇事件中心日前后各5個交易日作為事件窗口期[-5,5]，選擇自事件日前的第11個交易日向前共180個交易日作為估計窗口期[-190,-11]。本文選擇學(xué)者廣泛使用的市場模型為基準(zhǔn)模型計算累積異常收益率，具體計算方法如下：

首先，使用估計窗口期[-190,-11]內(nèi)的個股和市場交易數(shù)據(jù)估計以下模型：

其中，R表示考慮現(xiàn)金紅利再投資的個股日收益率，R表示考慮現(xiàn)金紅利再投資且經(jīng)流通市值加權(quán)的綜合A股市場日收益率，ε表示隨機擾動項。從而個股在事件窗口期[-5,5]內(nèi)的預(yù)期收益率為：

其次，利用事件窗口期[-5,5]內(nèi)的個股真實收益率減去個股預(yù)期收益率，可得個股異常收益率，計算公式如下：

最后，可以計算事件窗口期內(nèi)的累積異常收益率，計算公式如下：

利用事件研究雖然能夠直觀地觀察綠色債券發(fā)行所能夠引發(fā)的股價效應(yīng)，但依然不能清晰地識別出這種效應(yīng)是源于企業(yè)釋放的綠色信號還是企業(yè)本身的融資行為。因此，借鑒Zerbib(2019)、Wang et al.(2020)的方法，本文為綠色債券樣本匹配其發(fā)行公司或同行業(yè)公司發(fā)行的其他普通債券作為對照組樣本，檢驗綠色債券發(fā)行是否相對于普通債券具有更高的市場波動效應(yīng)，從而進一步驗證綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)。具體回歸模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)，，分別表示債券發(fā)行公司、發(fā)行年份以及具體債券；表示市場反應(yīng)程度，具體為債券發(fā)行事件窗口期內(nèi)的累積異常收益率和平均超常交易量；為綠色債券虛擬變量，1表示綠色債券，0表示普通債券；和分別表示債券層面和公司層面的控制變量；和表示本文同時控制了行業(yè)效應(yīng)和時間趨勢的影響。若系數(shù)顯著為正，則表明綠色債券發(fā)行相對于安慰劑債券能夠引發(fā)更強的市場反應(yīng)。

此外，為具體表明投資者的綠色投資意識，表征投資者對于企業(yè)綠色行為的關(guān)注，本文進一步研究綠色債券發(fā)行引發(fā)市場反應(yīng)的影響路徑。在企業(yè)發(fā)行綠色債券向市場傳遞綠色信號時，具有較強綠色投資偏好的投資者會給予發(fā)行企業(yè)更多關(guān)注，主動搜索發(fā)行企業(yè)的基本面信息和股票表現(xiàn)，更高的關(guān)注度轉(zhuǎn)化為交易決策的改變，從而表現(xiàn)為股票的量價波動?；诖?，本文以綠色債券發(fā)行窗口期內(nèi)的股票平均超額關(guān)注度作為中介變量，運用中介效應(yīng)模型對綠色債券發(fā)行的市場波動效應(yīng)的作用機制進行檢驗，模型設(shè)定如下：

本文借鑒Glavas(2020)的研究思想，以中國“雙碳”目標(biāo)提出作為準(zhǔn)自然實驗，以綠色債券作為處理組，以匹配的普通債券作為控制組，進而構(gòu)建雙重差分模型，檢驗“雙碳”政策目標(biāo)的提出是否能夠進一步激勵我國投資者的綠色投資偏好，提升綠色債券發(fā)行市場反應(yīng)程度。具體地，在式(5)的基礎(chǔ)上，本文進一步構(gòu)建如下模型：

其中，表示“雙碳”目標(biāo)政策虛擬變量，提出“雙碳”目標(biāo)之前發(fā)行的債券樣本取值為0，提出“雙碳”目標(biāo)之后發(fā)行的債券樣本取值為1；×為雙重差分的交叉項，表示提出“雙碳”目標(biāo)之后的綠色債券樣本取值為1；其他變量均與前述模型一致。值得注意的是，為避免過長時間區(qū)間存在其他混淆事件影響政策效果識別，雙重差分模型僅利用2019年以后的樣本數(shù)據(jù)進行研究，即能夠包含“雙碳”政策目標(biāo)提出前后各一年左右的債券樣本。若系數(shù)顯著為正，則表明“雙碳”目標(biāo)具有激勵效應(yīng)，能夠進一步提升我國投資者對于綠色債券的認(rèn)可和偏好程度。

(三)變量說明與描述統(tǒng)計

上述模型所涉及的主要變量的構(gòu)造方法和說明如下：

1.累積異常收益率

基于上述事件研究法，利用事件窗口期內(nèi)每個交易日的異常收益率進行加總得到累積異常收益率，計算公式如下：

其中，R表示考慮現(xiàn)金紅利再投資的個股日收益率，R表示考慮現(xiàn)金紅利再投資且經(jīng)流通市值加權(quán)的綜合A股市場日收益率。兩個估計系數(shù)是利用式(1)對估計窗口期[-190,-11]內(nèi)的交易數(shù)據(jù)進行估計得到。另外，進一步更改事件窗口期區(qū)間進而計算CAR[-3,3]和CAR[-1,1]等作為替換被解釋變量。

2.平均超常交易量

借鑒Hirshleifer et al.(2009)的方法，計算個股在事件窗口期的平均超常交易量，其邏輯為使用事件窗口期內(nèi)的對數(shù)平均交易量減去估計窗口期內(nèi)的對數(shù)平均交易量。在此，選擇自事件日前的第11個交易日向前共30個交易日作為估計窗口期[-11,-40]，計算公式如下：

其中，為每個交易日內(nèi)的個股交易量，和分別表示事件窗口期內(nèi)的交易日天數(shù)和估計窗口期內(nèi)的交易日天數(shù)。同理，將個股交易量替換為個股交易額，可以計算平均超常交易額。

3.平均超額關(guān)注度

借鑒Da et al.(2011)投資者關(guān)注度的表征方法，同時類比上述平均超常交易量的構(gòu)造方法，本文對債券發(fā)行事件窗口期內(nèi)的超額關(guān)注度進行了指標(biāo)構(gòu)建，具體構(gòu)建方法如下：

其中，為投資者對于發(fā)債公司簡稱和股票代碼的百度搜索指數(shù)日度數(shù)據(jù)，和分別表示事件窗口區(qū)間的日歷天數(shù)和普通正常區(qū)間的日歷天數(shù)。值得說明的是，由于百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)是日歷數(shù)據(jù)，為與交易日區(qū)間相吻合，在此選擇事件中心日前后7日作為事件窗口期。同時，對于普通正常區(qū)間的選擇，由于投資者關(guān)注極易受到其他事件干擾，公司的某些具體無關(guān)事項均會引發(fā)投資者的廣泛關(guān)注，為排除無關(guān)噪音影響，本文以債券發(fā)行事件日前第11日至前第70日為基礎(chǔ)區(qū)間，進而在基礎(chǔ)區(qū)間內(nèi)選擇不存在其他公司特殊行動以及節(jié)假日的區(qū)間，作為可以比較的普通正常區(qū)間。

借鑒Flammer(2021)、Wang et al.(2020)以及付雷鳴等(2010)的研究，本文同時控制了債券層面和公司層面兩類控制變量。債券層面變量包括：發(fā)行規(guī)模，債券期限，發(fā)行利率，發(fā)行方式(虛擬變量，公募取1)，債項評級(等級賦分，AAA取3，AA+取2，AA取1，AA以下均取0)，擔(dān)保情況(虛擬變量，有擔(dān)保人取1)，以及債券特殊條款可贖回性(虛擬變量，可贖回取1)和可回售性(虛擬變量，可回售取1)等；公司層面變量包括：公司規(guī)模(對數(shù)處理)，資產(chǎn)負(fù)債率，總資產(chǎn)回報率，無形資產(chǎn)占比，公司價值，董事會規(guī)模(人數(shù)加1取對數(shù))，獨立董事占比，兩職兼任(虛擬變量，兼任取1)，第一大股東持股比例1，第二至第十大股東持股比例2_10，公司屬性(虛擬變量，國有企業(yè)取1)，上市年齡。所有公司層面變量均滯后一期。

本文對主要變量進行了總體描述性統(tǒng)計和分組單變量檢驗。在總體描述性統(tǒng)計下：[-5,5]、[-3,3]、[-1,1]三種事件窗口下的均值全部為正，表明整體來看債券發(fā)行能夠帶來正向的股價波動；和均值分別為0.035和0.037，表明債券發(fā)行在提升股價的同時也提升了交易數(shù)量；的均值和中位數(shù)分別為0.037和0.023，表明債券發(fā)行能夠提升投資者對于發(fā)債公司的關(guān)注度。

然而，在區(qū)分綠色債券和普通債券樣本之后，發(fā)行效應(yīng)發(fā)生了較大變化。綠色債券發(fā)行所引起的累積異常收益、平均超常交易量/額、平均超額關(guān)注度相對于總體描述性統(tǒng)計結(jié)果均有所提高；相反地，普通債券發(fā)行所引起的累積異常收益、平均超常交易量/額、平均超額關(guān)注度相對于總體描述性統(tǒng)計結(jié)果均有所降低。進一步地，采用檢驗比較二者均值的差異，發(fā)現(xiàn)表征綠色債券發(fā)行市場效應(yīng)的各項指標(biāo)基本全部顯著大于普通債券發(fā)行市場效應(yīng)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基于事件研究的實證結(jié)果與分析

基于事件研究法，本文研究綠色債券發(fā)行對公司股票收益率的影響，結(jié)果列示在表1。從列(1)可以看出，A股上市公司發(fā)行綠色債券，當(dāng)以發(fā)行公告日作為事件中心日時，雖然三種事件窗口下的累積異常收益率均為正值，但在統(tǒng)計上不顯著，表明在綠色債券發(fā)行公告期沒有帶來顯著的股價提升效應(yīng)，這與朱俊明等(2020)的研究結(jié)果一致。然而，當(dāng)以發(fā)行首日作為事件中心日時，三種事件窗口下的累積異常收益率分別為0.7%、1.1%和2.0%，并分別在5%、10%和1%的顯著性水平下顯著為正，表明綠色債券正式發(fā)行期能夠帶來顯著的股價提升效應(yīng)，這與Flammer(2018)、Tang and Zhang(2020)等以全球綠色債券為研究樣本發(fā)現(xiàn)在發(fā)行公告日引發(fā)股價提升效應(yīng)的結(jié)果出現(xiàn)差異，說明在我國股票市場上投資者確實同樣對綠色債券發(fā)行有所反應(yīng)，但反應(yīng)時間有所不同?？赡茉蛉缦拢何覈鴤l(fā)行日期沒有固定標(biāo)準(zhǔn)，但一般而言債券發(fā)行首日會在發(fā)行公告日后一周之內(nèi)，甚至多數(shù)情況下僅為1～3天的差距，這就造成分別以發(fā)行公告日和發(fā)行首日作為中心日構(gòu)造的事件窗口本身就存在較高程度的重疊，發(fā)行公告日信息實際上已經(jīng)反映在了發(fā)行首日事件窗口的事件前期，相當(dāng)于從公告日到發(fā)行首日給投資者保留了一個信息反應(yīng)過程。另外，我國資本市場散戶占據(jù)主導(dǎo)地位，對于市場信息的接收、反應(yīng)和處理可能會存在一定滯后，無法及時識別和反應(yīng)綠色債券公告信息，反而在真實發(fā)行交易期才引起投資者注意和決策變化，從而導(dǎo)致市場的滯后反應(yīng)。

表1 綠色債券發(fā)行的基準(zhǔn)事件研究結(jié)果

為了進一步驗證綠色債券發(fā)行引發(fā)股價提升效應(yīng)是源于我國投資者對企業(yè)綠色信息的偏好效應(yīng)，而非融資行為本身帶來的價格波動效應(yīng)，本文借鑒方穎和郭俊杰(2018)驗證投資者環(huán)保意識的方法，搜集并利用我國境內(nèi)企業(yè)在H股上市的公司所發(fā)行的74個綠色債券樣本進行事件研究。理論上，在H股上市的公司面向的是境外投資者，境外投資者更多地關(guān)注目標(biāo)公司的成長性和運營績效，追求投資利益最大化，短期內(nèi)不會過多關(guān)注企業(yè)的綠色足跡，因此對公司發(fā)行綠色債券不會出現(xiàn)類似境內(nèi)投資者的“支持和追隨”行為。表1列(2)展示了在H股上市的公司發(fā)行綠色債券的事件研究結(jié)果，可以看出，無論是以發(fā)行公告日還是發(fā)行首日作為事件中心日，所有事件窗口的累積異常收益率均為負(fù)值并且在統(tǒng)計上不顯著，表明公司發(fā)行綠色債券沒有引發(fā)境外投資者的正向反應(yīng)，側(cè)面印證了我國本土投資者對于企業(yè)綠色行為的投資偏好。以上結(jié)果表明我國綠色債券發(fā)行能夠引發(fā)市場良性反應(yīng)。

綠色債券發(fā)行能夠引發(fā)股價波動效應(yīng)，但這種波動效應(yīng)可能存在邊界條件。Flammer(2021)在研究全球綠色債券發(fā)行的股價效應(yīng)時，發(fā)現(xiàn)經(jīng)過第三方綠色認(rèn)證的綠色債券、經(jīng)營表現(xiàn)與自然環(huán)境緊密相關(guān)的企業(yè)所發(fā)行的綠色債券具有更加顯著的股價提升效應(yīng)?；诖耍疚脑谖覈F(xiàn)實背景下，考察綠色認(rèn)證與行業(yè)屬性對綠色債券發(fā)行市場效應(yīng)的異質(zhì)性影響。

表2列(1)列示了基于綠色認(rèn)證分組的事件研究結(jié)果?？梢钥闯觯?jīng)過第三方綠色認(rèn)證的綠色債券發(fā)行在[-3,3]和[-5,5]兩種事件窗口下的累積異常收益率分別為1.2%和2.2%，且分別在10%和5%水平下顯著；相比之下，未經(jīng)第三方綠色認(rèn)證的綠色債券發(fā)行僅在[-1,1]這一較短事件窗口下具有10%水平下顯著的累積異常收益率，而[-3,3]和[-5,5]下的累積異常收益率均不顯著，且在數(shù)值上更小。這一結(jié)果與Flammer(2021)的研究結(jié)果類似，表明經(jīng)過第三方認(rèn)證的綠色債券發(fā)行傳遞了更加可信的綠色信號，能夠確保綠色債券融資資金投向環(huán)境友好型項目，更易受到投資者信任和青睞。

表2列(2)列示了基于行業(yè)屬性分組的事件研究結(jié)果。結(jié)果顯示，屬于重污染行業(yè)的公司所發(fā)行的綠色債券在[-1,1]、[-3,3]和[-5,5]三種事件窗口下的累積異常收益率分別在5%、1%和1%水平下顯著為正，然而屬于非重污染行業(yè)的公司所發(fā)行的綠色債券在三種事件窗口下的累積異常收益率均不顯著，甚至數(shù)值為負(fù)。這一結(jié)果符合Flammer(2021)的研究結(jié)論，投資者對于企業(yè)的環(huán)境友好型行為比較敏感，尤其對于屬于重污染行業(yè)的公司，它們通過發(fā)行綠色債券向市場傳遞的環(huán)境承諾能夠受到投資者的支持和重視，因而表現(xiàn)為更高的股價提升效應(yīng)。

表2 基于綠色認(rèn)證與行業(yè)屬性的分組事件研究結(jié)果

除了上述涉及綠色屬性的特征能夠影響綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)之外，本文繼續(xù)從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和時間趨勢兩個維度進行了異質(zhì)性探討。首先，在我國現(xiàn)實背景下，國有企業(yè)具有資產(chǎn)規(guī)模更大、社會信譽更高及違約風(fēng)險更低的天然優(yōu)勢，本身更易受到投資者的信賴。加之國有企業(yè)能夠更加便利地享受政策紅利，而政府政策支持作為隱形擔(dān)保能夠提高發(fā)債主體信用水平，從而進一步提高投資者的認(rèn)可度，因此國有企業(yè)發(fā)行的綠色債券可能更加受到投資者的偏好。其次，從時間維度看，自2015年底我國正式建立綠色債券制度以來，發(fā)展十分迅速，隨著我國綠色債券市場的逐漸發(fā)展壯大，加之經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對綠色發(fā)展要求越來越嚴(yán)格，我國投資者的注意力和投資偏好也可能會隨著時間發(fā)生轉(zhuǎn)移。

表3列(1)列示了基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的事件研究結(jié)果。可以看出，對于國有企業(yè)發(fā)行的綠色債券，在所有事件窗口下的累積異常收益率均至少在5%水平下顯著，而非國有企業(yè)發(fā)行的綠色債券在所有事件窗口下的累積異常收益率均不顯著，且數(shù)值更小，甚至為負(fù)。這表明國有企業(yè)發(fā)行的綠色債券確實更容易獲得投資者的支持和信賴。

表3列(2)列示了基于時間階段分組的事件研究結(jié)果?？梢钥闯?，在綠色債券市場發(fā)展的前三年(2016—2018年)，綠色債券發(fā)行并沒有引發(fā)投資者的廣泛關(guān)注和反應(yīng)，所有事件窗口下的累積異常收益率均不顯著，且數(shù)值較小或為負(fù)數(shù)。相比之下，近三年(2019—2021年)發(fā)行的綠色債券能夠引發(fā)投資者的積極響應(yīng)，所有事件窗口下的累積異常收益率均至少在5%水平下顯著為正。這表明我國投資者的投資偏好伴隨時間發(fā)生轉(zhuǎn)移，綠色投資偏好逐漸提高。

表3 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與時間趨勢的分組事件研究結(jié)果

為了檢驗基準(zhǔn)事件研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果均與基準(zhǔn)事件研究結(jié)果一致。具體檢驗如下：

第一，使用分市場收益率。在基準(zhǔn)事件研究中，市場模型所使用的市場收益率為整個綜合A股的加權(quán)平均收益率，為了避免各分市場交易形態(tài)差異影響結(jié)果準(zhǔn)確性，本文進一步將市場劃分為上證A股、深證A股(不含創(chuàng)業(yè)板)、創(chuàng)業(yè)板三個細分市場，使用各細分市場的加權(quán)平均收益率計算累積異常收益率。

第二，使用市場調(diào)整模型。市場模型本質(zhì)上是個股收益率對市場收益率的單因素回歸，因此估計區(qū)間選取會對系數(shù)估計造成較大影響，從而導(dǎo)致預(yù)期收益率的計算出現(xiàn)不一致。為此，本文采用市場調(diào)整模型(付雷鳴等，2010)來解決市場模型估計系數(shù)不穩(wěn)定的問題，直接觀察個股相對于同期市場的波動情況。

第三，使用三因子模型。在計算個股預(yù)期收益率時，除了受到市場收益率的影響之外，還有可能同時受到其他定價因素的影響。為了消除這類影響，本文采用Fama-French三因子模型(Fama and French，1993)來解決市場模型遺漏變量的問題。

第四，使用持有到期異常收益率。將基準(zhǔn)事件研究事件窗口內(nèi)各交易日異常收益率的簡單累加替換為事件窗口內(nèi)的持有并到期異常收益率。

第五，使用Boehmer檢驗。為避免序列相關(guān)問題以及事件引起的方差變化導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)誤的計算存在偏差，本文使用Boehmer et al.(1991)提出的Boehmer檢驗，重新計算校準(zhǔn)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

第六，使用K o l a r i檢驗。除了存在事件引起的方差變化威脅，事件之間存在截面相關(guān)性是另一影響結(jié)果穩(wěn)健性的潛在因素。本文進一步使用Kolari and Pynn?nen(2010)提出的Kolari檢驗，重新計算經(jīng)過校準(zhǔn)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)基于回歸研究的實證結(jié)果與分析

為了進一步清晰識別投資者的綠色偏好，本文基于式(5)，利用綠色債券及其匹配的安慰劑債券樣本進行回歸分析，表4列示了綠色債券發(fā)行相對于普通債券發(fā)行對股票價格和交易量的回歸結(jié)果。具體來看，列(1)與列(4)是單變量回歸，結(jié)果顯示對事件窗口[-5,5]內(nèi)的累積異常收益率和平均超常交易量的回歸系數(shù)分別在1%和10%水平下顯著為正，表明綠色債券發(fā)行相對于普通債券發(fā)行能夠帶來量價齊升的市場效應(yīng)。為控制其他因素干擾，列(2)和列(5)、列(3)和列(6)進一步控制了債券層面和公司層面的控制變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)的系數(shù)大小和顯著性均未發(fā)生明顯變化。基準(zhǔn)回歸分析的結(jié)果再次證實了投資者能夠?qū)G色債券的發(fā)行做出積極響應(yīng)，綠色債券發(fā)行能夠引發(fā)市場良性反應(yīng)。

表4 綠色債券發(fā)行的基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果

本文進一步從投資者超額關(guān)注度視角研究綠色債券發(fā)行引發(fā)市場反應(yīng)的影響路徑。具體地，選擇投資者在綠色債券發(fā)行事件窗口相對于正常區(qū)間窗口的平均超額關(guān)注度作為中介變量，利用式(6)～(8)的中介效應(yīng)模型進行機制檢驗，表5列示了平均超額關(guān)注度對于累積異常收益率和平均超常交易量的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。首先，綠色債券虛擬變量對于累積異常收益率和平均超常交易量的回歸系數(shù)分別在5%和10%水平下顯著為正；其次，綠色債券虛擬變量對于平均超額關(guān)注度的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正；最后，平均超額關(guān)注度對于累積異常收益率和平均超常交易量的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正。以上結(jié)果表明基于投資者平均超額關(guān)注度的機制研究通過了逐步檢驗，并且進一步的Sobel檢驗也通過，表明在企業(yè)發(fā)行綠色債券向市場傳遞綠色信號時，具有較強綠色投資偏好的投資者確實會給予發(fā)行企業(yè)更多關(guān)注，主動搜索發(fā)行企業(yè)的基本面信息，更高的關(guān)注度轉(zhuǎn)化為交易決策的改變，從而帶來量價齊升的市場效應(yīng)。

表5 基于投資者關(guān)注的機制檢驗結(jié)果

為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：(1)使用市場調(diào)整模型計算累積異常收益率。(2)使用三因子模型計算累積異常收益率。(3)縮短樣本區(qū)間?；鶞?zhǔn)分析的樣本區(qū)間為2016—2021年，本文將樣本區(qū)間縮短為近三年，即2019—2021年，以排除與時間相關(guān)的其他因素影響。(4)將平均超常交易量替換為平均超常交易額。(5)僅利用公司簡稱搜索指數(shù)計算投資者平均超額關(guān)注度。經(jīng)過以上檢驗，結(jié)論均不變。

(三)進一步的拓展研究：“雙碳”目標(biāo)政策激勵效應(yīng)

為了檢驗“雙碳”目標(biāo)提出對于綠色債券這一專項政策工具的市場有效性是否存在政策激勵效應(yīng)，本文繼續(xù)利用式(9)構(gòu)建的雙重差分模型進行實證檢驗，基準(zhǔn)檢驗結(jié)果列示在表6中。首先，以2020年9月22日習(xí)近平總書記在第75屆聯(lián)合國大會上首次提出“碳達峰、碳中和”目標(biāo)作為政策提出時間節(jié)點，表6列(1)顯示了“雙碳”目標(biāo)提出對于綠色債券發(fā)行累積異常收益率的提升作用，雙重差分交叉項×的估計系數(shù)為負(fù)值，但不顯著，表明“雙碳”目標(biāo)提出沒有進一步提升綠色債券發(fā)行的股價效應(yīng)。表6列(2)和列(3)進一步檢驗了“雙碳”目標(biāo)對于平均超常交易量和平均超額關(guān)注度的提升作用，發(fā)現(xiàn)雙重差分交叉項×的估計系數(shù)依然不顯著，表明“雙碳”目標(biāo)提出也不能進一步提升投資者對于綠色債券發(fā)行公司股票的交易量和關(guān)注度。綜合來看，“雙碳”目標(biāo)的提出并沒有呈現(xiàn)出顯著的激勵效應(yīng)，短時間內(nèi)不能進一步提升綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)程度。

表6 “雙碳”目標(biāo)激勵效應(yīng)基準(zhǔn)檢驗結(jié)果

另外，由于2020年9月22日僅是向世界提出了“碳達峰、碳中和”的目標(biāo)和口號，表明中國在碳治理方面的決心和愿景，并沒有宣布更加具體的規(guī)劃和行動。直到習(xí)近平總書記又在2020年12月12日氣候雄心峰會上再次強調(diào)“碳達峰、碳中和”目標(biāo)和2020年12月16日至12月18日舉行的中央經(jīng)濟工作會議上將“碳達峰”作為2021年八大工作任務(wù)之一和十四五規(guī)劃重要內(nèi)容，才相當(dāng)于把“雙碳”目標(biāo)正式落實于具體任務(wù)和規(guī)劃中?；诖耍疚挠忠?020年12月18日作為正式啟動“雙碳”目標(biāo)工作任務(wù)的政策規(guī)劃時間節(jié)點，重新利用雙重差分模型進行檢驗，結(jié)果匯總在表6列(4)～(6)中?？梢钥闯?，在改變政策時間節(jié)點之后，三個雙重差分交叉項×的估計系數(shù)在數(shù)值上均有所提高，但依然不顯著，再次證明“雙碳”目標(biāo)在短時間內(nèi)并沒有對投資者呈現(xiàn)出顯著的激勵效應(yīng)。這一研究結(jié)果不同于Glavas(2020)基于全球債券樣本對于《巴黎協(xié)定》激勵效應(yīng)的檢驗結(jié)果，表明在我國國情下，“碳達峰、碳中和”目標(biāo)的提出在短期內(nèi)并不能使得綠色債券進一步獲得投資者的肯定和支持。

為了驗證基準(zhǔn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文基于兩種政策時間節(jié)點進行了一系列穩(wěn)健性檢驗：(1)使用市場調(diào)整模型重新計算；(2)使用三因子模型重新計算；(3)使用2016—2021年全樣本區(qū)間的債券樣本進行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在兩種政策時間節(jié)點下，無論采用哪種檢驗方式，雙重差分交叉項×的估計系數(shù)依然不顯著，表明基準(zhǔn)檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的，“雙碳”目標(biāo)沒有進一步提高投資者對于綠色債券發(fā)行的反應(yīng)。

上述檢驗結(jié)果是基于投資者對于綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)進行檢驗，在“碳達峰、碳中和”目標(biāo)提出之后，綠色債券中出現(xiàn)了一類新興的更具有針對性的主題債券——碳中和債，并且在債券簡稱中直接包含“碳中和”字樣，更容易受到投資者的關(guān)注，并將其與“雙碳”目標(biāo)直接掛鉤?；诖?，本文將“雙碳”目標(biāo)提出后的綠色債券樣本僅保留碳中和債作為處理組，其他債券樣本設(shè)定不變，再次進行雙重差分檢驗，結(jié)果匯總在表7中?？梢钥闯?，無論是以2020年9月22日的政策提出作為時間節(jié)點，還是以2020年12月18日的政策規(guī)劃作為時間節(jié)點，雙重差分交叉項×對于平均超常交易量和平均超額關(guān)注度的回歸系數(shù)依然不顯著。然而，雙重差分交叉項×對于累積異常收益率的回歸系數(shù)卻均在10%水平下顯著為負(fù)，表明“雙碳”目標(biāo)開始具體規(guī)劃后，投資者對于包含碳中和字樣的主題債券反應(yīng)反而顯著變?nèi)酰尸F(xiàn)出負(fù)向激勵效應(yīng)。本文進一步計算了所有碳中和債在事件窗口[-5,5]內(nèi)的平均累積異常收益率，發(fā)現(xiàn)所有碳中和債券的[-5,5]的均值為-0.4%，顯著低于其他綠色債券的[-5,5]均值2.3%。

表7 基于碳中和債的“雙碳”目標(biāo)激勵效應(yīng)檢驗結(jié)果

綜上所述，“雙碳”目標(biāo)提出之后，并沒有進一步向上提升綠色債券發(fā)行的市場反應(yīng)，表明投資者對于綠色債券的偏好在短時間內(nèi)尚未受到政策激勵而增強，甚至投資者對于更加具有政策針對性的碳中和債持有反向態(tài)度，沒有在其發(fā)行階段給予積極支持和響應(yīng)。

結(jié)合現(xiàn)有研究與我國現(xiàn)實背景，本文提出以下幾點原因：第一，“雙碳”目標(biāo)提出時間較短，激勵效應(yīng)尚未凸顯，具體效應(yīng)有待時間檢驗。抑或激勵效應(yīng)已經(jīng)提前凸顯，我國綠色債券出現(xiàn)和發(fā)展于《巴黎協(xié)定》提出之后，同時也在2015年10月我國首次提出綠色發(fā)展理念之后。作為應(yīng)對氣候變化問題和發(fā)展綠色低碳經(jīng)濟的重要工具，我國綠色債券市場發(fā)展迅速，規(guī)模不斷壯大，并且前文研究結(jié)果表明市場投資者已經(jīng)認(rèn)可和支持這一新興的市場化融資手段，能夠?qū)G色債券發(fā)行做出正向關(guān)注和積極響應(yīng)，這種正面的發(fā)行效應(yīng)可能已經(jīng)完全受到《巴黎協(xié)定》和我國綠色發(fā)展理念提出的激勵，而不再受中國情景下“雙碳”目標(biāo)的進一步激勵。

第二，“雙碳”目標(biāo)提出沒有賦予綠色債券更加具體的責(zé)任和職能，導(dǎo)致投資者沒有進一步認(rèn)識到其在綠色治理領(lǐng)域的重要性。更加具體化和針對化的規(guī)劃手段對于賦能綠色債券具有重要意義。比如2018年6月央行擴大了新型貨幣政策工具中期借貸便利(MLF)的擔(dān)保品范圍，明確將不低于AA級的綠色債券納入合格擔(dān)保品框架，這不僅能直接體現(xiàn)我國對于綠色金融政策的支持力度，更能夠為綠色債券支持綠色治理提供增信服務(wù)(郭曄和房芳，2021)。事實上，本文也以綠色債券納入央行合格擔(dān)保品框架作為政策時間節(jié)點進行了雙重差分研究，結(jié)果雖然沒有發(fā)現(xiàn)該舉措對綠色債券發(fā)行存在顯著的量價激勵效應(yīng)，但卻顯著提升了投資者對于綠色債券發(fā)行的關(guān)注程度，加之該舉措能夠有效降低綠色債券發(fā)行信用利差，降低融資成本(陳國進等，2021)，更加表明了制定明確具體的支持政策才能更好地促進綠色債券市場發(fā)展，從而有效助推“雙碳”目標(biāo)實現(xiàn)。

第三，“雙碳”目標(biāo)的提出具有明確的政策和目標(biāo)導(dǎo)向——減少二氧化碳排放量，雖然政府部門已經(jīng)部署相應(yīng)減排工作和規(guī)劃，但作為排放主體的企業(yè)卻沒有受到更加具體的碳排放限制，因此投資者可能無法快速識別并接受企業(yè)通過發(fā)債“自主減排”的行為。尤其是對于碳中和債的出現(xiàn)，債券融資行為與碳減排量的有效匹配才能吸引投資者的信賴和青睞。

第四，雖然2021年7月16日全國碳排放權(quán)交易市場正式啟動，但該市場仍處于初步發(fā)展階段，在立法和監(jiān)管等各方面需要進一步完善。更重要的，目前全國碳排放權(quán)交易市場僅納入了電力行業(yè)，其他行業(yè)的碳排放權(quán)尚無具體交易規(guī)則，而目前發(fā)行的碳中和債中接近一半不屬于電力行業(yè)，如21中鋁GN001(碳中和債)、21紫金礦業(yè)GN001(碳中和債)、21新天綠色SCP001(碳中和債)等分別來自制造業(yè)、采礦業(yè)和燃氣供應(yīng)業(yè)等行業(yè)。因此，可能造成“雙碳”政策提出后短期內(nèi)無法鼓勵投資者進一步識別和支持綠色債券(碳中和債券)，提高他們的綠色投資偏好，從而無法進一步提升綠色債券政策的市場有效性。

五、結(jié)論與啟示

本文利用我國上市公司境內(nèi)發(fā)行的綠色債券及其匹配的普通債券為研究樣本，實證檢驗了我國綠色債券政策在市場層面的有效性。研究結(jié)果顯示，我國綠色債券發(fā)行能夠使發(fā)行公司在股票市場獲得超額收益和超常波動，即時引發(fā)市場良性反應(yīng)，表明我國綠色債券政策在市場層面已經(jīng)具有顯著有效性?；谕顿Y者關(guān)注視角的機制挖掘表明，綠色債券發(fā)行通過向市場傳遞綠色信息引發(fā)了投資者的廣泛關(guān)注和偏好，進而影響了其投資預(yù)期和交易決策，最終造成發(fā)行公司股票的“量價齊升”現(xiàn)象，這一結(jié)論支持了市場信號機制。然而，令人遺憾的是，“碳達峰、碳中和”目標(biāo)的提出并沒有顯示出明顯的政策激勵效應(yīng)，在短時間內(nèi)無法進一步放大投資者的綠色投資偏好。

本文結(jié)論帶來以下政策啟示：

第一，作為綠色金融體系的重要組成部分，我國應(yīng)繼續(xù)大力發(fā)展綠色債券政策，更加高效地利用市場和社會資源，助力我國實現(xiàn)綠色經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一方面，要進一步完善綠色債券的發(fā)行審核和認(rèn)證機制，杜絕“漂綠”行為，提升投資者信心；另一方面，要鼓勵和促進高污染、高耗能、高排放等與環(huán)境密切相關(guān)的企業(yè)選擇綠色發(fā)展模式，通過發(fā)行綠色債券的形式傳遞市場信號和實現(xiàn)資金融通，將環(huán)境外部性問題內(nèi)部化解決。

第二，“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)離不開各方主體參與，尤其不能忽視社會公眾和投資者的作用和力量，要以合理的方式引導(dǎo)社會公眾和投資者選擇低碳和可持續(xù)發(fā)展道路。一方面，政府部門除了做好頂層設(shè)計和規(guī)劃之外，還要進一步明確綠色金融配套支持政策，同時采取必要措施積極引導(dǎo)和鼓勵社會公眾和投資者更加關(guān)注低碳發(fā)展和綠色金融項目；另一方面，企業(yè)部門要強制落實具體減排計劃，避免隨波逐流和空喊口號，否則無法得到市場關(guān)注和支持。

第三，要加快全國碳排放權(quán)交易市場的構(gòu)建和發(fā)展，完善立法和市場監(jiān)督機制，吸收納入其他高碳排行業(yè)，并利用碳配額和碳價手段倒逼企業(yè)采取措施實現(xiàn)節(jié)能減排，真正通過外部資金融通實現(xiàn)內(nèi)部技術(shù)改造。 ■

1. 本文將不帶有綠色融資屬性的其他債券統(tǒng)稱為普通債券。

2. 一般情況下，發(fā)行首日處于發(fā)行公告日后一周之內(nèi)，但也存在發(fā)行首日處在發(fā)行公告日之前的特殊情形。為避免市場信息反應(yīng)不完全和反應(yīng)滯后情形，本文同時選擇發(fā)行公告日和發(fā)行首日作為事件中心日，以提高研究結(jié)果的穩(wěn)健性。這不同于以往研究僅選擇發(fā)行公告日作為事件中心日。

3. 在搜集百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)時，刪除以下樣本：事件窗口期內(nèi)存在其他公司特殊行動事件的樣本，如發(fā)布重大報告、股權(quán)激勵、交易異動等；中文簡稱具有約定俗成含義的易混淆樣本；不存在搜索記錄的樣本。

4. 限于篇幅，總體描述性統(tǒng)計結(jié)果和分組單變量檢驗結(jié)果未在正文中展示，如有興趣可向作者索取。

5. 利用2008年環(huán)保部發(fā)布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》界定的16類重污染行業(yè)，與2012年證監(jiān)會修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》劃分的90個行業(yè)大類進行手動匹配，識別其中的重污染行業(yè)類型，進而將綠色債券發(fā)行公司劃分為重污染行業(yè)組和非重污染行業(yè)組。

6. 限于篇幅，本文所有穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均未在正文中展示，如有需要可向作者索取。