探究綠色金融發(fā)展影響節(jié)能環(huán)保行業(yè)的實(shí)證因素及對(duì)策1.1研究假設(shè) 11.2樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源 11.3變量定義 21.3.1被解釋變量 2 2 4 5 61.5.1描述性統(tǒng)計(jì) 6 71.6回歸結(jié)果與分析 81.7穩(wěn)健性檢驗(yàn) 10 1.1研究假設(shè)通過(guò)上文對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，本文分析了綠色金融發(fā)展影響節(jié)能環(huán)保行業(yè)的機(jī)理。綠色金融發(fā)展可以通過(guò)資金形成、政策激勵(lì)、緩解融資約束和影響創(chuàng)新決策的方式正向促進(jìn)節(jié)能環(huán)保行業(yè)，又可以通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和流動(dòng)性約束的方式負(fù)向抑制節(jié)能環(huán)保行業(yè)。當(dāng)正面促進(jìn)作用大于負(fù)面抑制作用時(shí)，綠色金融發(fā)展將激勵(lì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而提升企業(yè)總資產(chǎn)；反之，則抑制。在此基礎(chǔ)上，同時(shí)考慮我國(guó)綠色金融發(fā)展和節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，進(jìn)一步提出了本文的研究假設(shè)：假設(shè)1:綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)有正向促進(jìn)作用。假設(shè)2:綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)有負(fù)向抑制作用。1.2樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源本文首先對(duì)同花順、東方財(cái)富網(wǎng)站的節(jié)能環(huán)保板塊上市企業(yè)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，初步篩選出樣本企業(yè)，并在國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中補(bǔ)充了部分樣本企業(yè)。由于2022年中有部分上市民營(yíng)企業(yè)引入國(guó)有資本，資本結(jié)構(gòu)可能產(chǎn)生變化，因此本文的研究年限為2014-2021年。節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)，仍處于行業(yè)發(fā)展的初級(jí)階段，企業(yè)結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定，在統(tǒng)計(jì)中有少部分企業(yè)經(jīng)營(yíng)中斷而退市，考慮到該行業(yè)發(fā)展的原在收集的168家企業(yè)中，剔除了ST和*ST公司；剔除研發(fā)數(shù)據(jù)缺失的上市公司 (陳澤恒，成佳慧，2022);剔除了節(jié)能環(huán)保項(xiàng)目主營(yíng)業(yè)務(wù)收入低于50%的公司，最終篩選出97家節(jié)能環(huán)保上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和企業(yè)年報(bào)，吸納并融合已有成果可以推導(dǎo)出新發(fā)現(xiàn)通過(guò)WIND數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)部分綠1.3變量定義素進(jìn)行衡量，具體變量設(shè)置見(jiàn)下表1-1:變量類(lèi)別變量符號(hào)因變量自變量總資產(chǎn)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)平融資約束水平企業(yè)研發(fā)投入對(duì)數(shù)總市值成長(zhǎng)能力本期營(yíng)業(yè)收入增量/上期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入股權(quán)集中度前十大股東持股比例償債能力資產(chǎn)負(fù)債率議價(jià)能力，可以降低企業(yè)成本，減少失敗可能帶來(lái)的風(fēng)此，本文在研究中借鑒祁瑞雄(2016)的做法，采用企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)忠，孫雨桐(2021)的研究方式。利用主客觀相結(jié)合的方式來(lái)進(jìn)行綠色金融指數(shù)內(nèi)各個(gè)指標(biāo)分別參照2021年綠色金融發(fā)生額、2021年綠色證券發(fā)行額、2021年綠色保險(xiǎn)賠付額、2021年政府綠色產(chǎn)業(yè)投資基金融資額確定(趙昊天，徐夢(mèng)上展現(xiàn)出獨(dú)特視角。突破單一研究方法的限制，創(chuàng)新性其次，為消除零的影響，對(duì)無(wú)量綱處理后的每一個(gè)數(shù)據(jù)都加0.001。再計(jì)算t時(shí)期第i個(gè)省份第j個(gè)指標(biāo)的比重py(it)。權(quán)重法可得各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重為綠色金融77.78%、綠色保險(xiǎn)0.2%、綠色證券主觀證券47.52%、綠色產(chǎn)業(yè)投資10.14%。在滿(mǎn)足組合權(quán)重和兩種權(quán)重的偏差平方和最小的條件下，最佳組合結(jié)果是使主觀權(quán)重等于客觀權(quán)重等于0.5。在這類(lèi)情況下可以得到最后的綜合權(quán)重嗎為綠色金融42.21%、綠色保險(xiǎn)17.94%、綠色證券步測(cè)算31個(gè)省市自治區(qū)的綠色金融指數(shù)，其公式為：==1D(it)喝其中，路表示t時(shí)刻第i省份綠色金融指數(shù)；P(it)表示t時(shí)刻i省份第j個(gè)指標(biāo)無(wú)量綱處理后的結(jié)果；嗎表示第j個(gè)指標(biāo)的綜合權(quán)重；m表示樣本總量。通過(guò)上式可以依次計(jì)算出各省市自治區(qū)在不同年份的綠色金融水平(鄭志潤(rùn)，陶澤光，2019)。(1)總市值文借鑒付方媛(2018)的做法，使用年末股價(jià)與上市公司每年總股數(shù)這一指(2)股權(quán)集中度集中時(shí)，大股東可能出于自身利益而不愿在研發(fā)上也不利于快速作出統(tǒng)一的決策，抓住市場(chǎng)機(jī)會(huì)。因此，本文借馮澤羽，吳麗萍(2020)的做法，采用前十大股東持股占有率代表企業(yè)的股權(quán)集中度。(3)研發(fā)投入羽航，陳向陽(yáng)(2020)年的做法，從這些行為模式可以推測(cè)研發(fā)投入采用上市企(4)成長(zhǎng)性?xún)衾麧?rùn)增長(zhǎng)率等。本文借鑒朱卓忠，吳天羽(2019)的做法，采用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入(5)償債能力昊天，黃怡菲(2019)的做法，采用資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)償債能力進(jìn)行衡量。(6)融資約束業(yè)面臨高融資約束時(shí)，傾向于將資金投入到高回報(bào)率的項(xiàng)目中(趙澤光，魏穎的成熟理論展開(kāi)。將研究結(jié)論與理論模型進(jìn)行細(xì)致比對(duì)，分析相同點(diǎn)和差異參考何徐澤墨，馬倩倩(2022)的做法，采用股利支付率這一指標(biāo)衡量企業(yè)的融1.4模型構(gòu)建(1)。通過(guò)模型(1)檢驗(yàn)假設(shè)1-一綠色金融發(fā)展是否對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)產(chǎn)生影響，其中，i代表SIZEi,t=α?+β?GLi,t+Y?RDi,t+μφ?TOP10i,t+δ?FCIi,t+Ei,t(1)考慮到行業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有滯后性，因此，為檢驗(yàn)綠色金融發(fā)展水平對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)的滯后效應(yīng)，建立如下模型(2)。其中GLi,t-1表示滯后一期的綠SIZEi,t=αz+β?GLi,t-1+y?RDi,t+μ?T1.5描述性統(tǒng)計(jì)和多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)(1)混合型描述性統(tǒng)計(jì)1上表1-2給出了實(shí)證過(guò)程中用到的各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果：從綠色金融發(fā)展對(duì)數(shù)來(lái)看，在這類(lèi)情況下均值為29.1,最大值為29.5,最小值為26.6,說(shuō)明節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)上市公司綠色金融發(fā)展數(shù)額整體呈增長(zhǎng)趨勢(shì)。而對(duì)于研發(fā)投入，在這種情景里操作節(jié)能環(huán)保行業(yè)的研發(fā)投入對(duì)數(shù)均值為17.56,說(shuō)明節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新意識(shí)較強(qiáng)，但是最小值為12.579,最大值為20.198,在這種情景里操作不同企業(yè)的研發(fā)投入具有差距，這也與目前我國(guó)多數(shù)節(jié)能環(huán)保行業(yè)的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、融資渠道有限、政策環(huán)境的影響有關(guān)。從控制變量看，企業(yè)總市值、凈利潤(rùn)、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度和成長(zhǎng)性也同樣存在較大差距(蔣璇茜，朱雨萱，2021);本研究在行為思路上有所創(chuàng)新，創(chuàng)新性地融合前人在此主題的已有研究成果，在研究深度上實(shí)現(xiàn)了顯著突破。通過(guò)全面梳理和深度整合過(guò)往文獻(xiàn)，深度挖掘出該領(lǐng)域中未被充分關(guān)注的關(guān)鍵問(wèn)題和潛在研究方向。對(duì)已有理論進(jìn)行了更為深入的剖析，在此基礎(chǔ)上提出了全新的研究視角和分析框架。在具體研究實(shí)踐中，運(yùn)用先進(jìn)的研究方法和技術(shù)手段，對(duì)該主題進(jìn)行了多角度、全方面的探究。突破傳統(tǒng)研究的限制，從微觀層面揭示事物的內(nèi)在規(guī)律和相互聯(lián)系，借鑒其他相關(guān)領(lǐng)域的理論和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，為解決該主題相關(guān)問(wèn)題提供了更為豐富多元的思路來(lái)源。其中，節(jié)能環(huán)保行業(yè)成長(zhǎng)性最大值與最小值差距大，且均值僅0.266,表明近幾年節(jié)能環(huán)保行業(yè)的成長(zhǎng)狀況不容樂(lè)觀；資產(chǎn)負(fù)債率的均值為0.44,表明債務(wù)融資依然是節(jié)能環(huán)保行業(yè)主要的融資手段之一。從這些步驟可以領(lǐng)悟到融資約束水平最大值為3.671,平均值為0.289,由此可見(jiàn)，不同企業(yè)之間的融資約束水平存在較大的為了確?；貧w結(jié)果的正確性，接下來(lái)對(duì)各自變量的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文使用Stata軟件對(duì)自變量做相關(guān)性Pearson檢驗(yàn)，從這些行為模式可以推測(cè)結(jié)果見(jiàn)表1-3。其中，研發(fā)投入對(duì)數(shù)RD與資產(chǎn)負(fù)債率LEV的部分相關(guān)系數(shù)超過(guò)了0.3,存TOP10-0.221***-0.262**LEV0.202***0.278***0.452***-RD0.602***0.178***0.153***-0.228***-0.0450.098**0.191***1.000接下來(lái)，為進(jìn)一步檢驗(yàn)各自變量是否存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性，本文接下來(lái)利用方差膨脹因子(VIF)進(jìn)行檢驗(yàn)，從這些措施中看出結(jié)果如下表1-4所示，各個(gè)自變量的VIF數(shù)值都小于10,模型不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，可以進(jìn)行1.6回歸結(jié)果與分析通過(guò)使用HOUSEMAN檢驗(yàn)對(duì)樣本數(shù)據(jù)分別對(duì)模型(1)、(2)依次進(jìn)行了固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的測(cè)試，結(jié)果顯示數(shù)據(jù)組適合固定效應(yīng)。因此本文選擇用固定效應(yīng)進(jìn)行回歸分析，以下是回歸結(jié)果，總體來(lái)說(shuō)各核心變量都是顯著的，模首先，吸納并融合已有成果可以推導(dǎo)出新發(fā)現(xiàn)檢驗(yàn)綠色金融發(fā)展對(duì)企業(yè)總資產(chǎn)的直接影響，對(duì)模型(1)進(jìn)行固定效應(yīng)回歸檢驗(yàn)，得出的回歸結(jié)果見(jiàn)表4-5。模型(1)通過(guò)了F檢驗(yàn)，R2為0.4,模型擬合度較好。從結(jié)果中可以看出(陶奇遠(yuǎn)，呂宏潤(rùn)，2021),綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)上市公司總資產(chǎn)的回歸系數(shù)為0.3664,從這些實(shí)踐中得出在對(duì)部分影響因素進(jìn)行控制的情況下，1%的顯著性水平下綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)產(chǎn)生了顯著的積極作用，說(shuō)明綠色金融發(fā)展為節(jié)能環(huán)保行業(yè)提供資金來(lái)源，在一定程度上促進(jìn)了節(jié)能環(huán)保行業(yè)的總資產(chǎn)；表明綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)發(fā)展的正向促進(jìn)作用大于負(fù)向抑制作用，從而產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用，促進(jìn)企業(yè)總資產(chǎn)提高，在這個(gè)設(shè)定內(nèi)從實(shí)證結(jié)果上驗(yàn)證了綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)具有積極影響(李俊凱，王佳琪，2021)。明顯可知，本研究非常注重跨學(xué)科的交融滲透，汲取了多學(xué)科的理論架構(gòu)和方法體系，致力于實(shí)現(xiàn)研究視角的多元轉(zhuǎn)化以及研究深度的深度挖掘。借助這種跨學(xué)科的研究方式，不僅能夠更透徹地理解研究對(duì)象的復(fù)雜本質(zhì)和多樣屬性，還能夠發(fā)現(xiàn)單一學(xué)科研究難以發(fā)現(xiàn)的新規(guī)律和新現(xiàn)象。另外，本研究著重突出理論與實(shí)踐的緊密融合，努力把抽象的理論應(yīng)用到具體的實(shí)踐問(wèn)題解決過(guò)程中，以此驗(yàn)證理論的有效性和實(shí)用價(jià)值。在研究進(jìn)程中，綜合各個(gè)渠道收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，采用定量與定性相結(jié)合的研究方法，保障研究結(jié)果科學(xué)可靠。從控制變量來(lái)看，企業(yè)償債能力與企業(yè)成長(zhǎng)性的影響都不顯著,其他變量均顯著,企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)企業(yè)總資產(chǎn)產(chǎn)生了正面影響，在這種配置中股權(quán)集中度對(duì)總資產(chǎn)產(chǎn)生了負(fù)面影響；研發(fā)投入與企業(yè)的總資產(chǎn)正相關(guān)，說(shuō)明企業(yè)的研發(fā)投在5%的水平上顯著,表明融資程度越高的企業(yè)，越不利于企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的展開(kāi)變量名稱(chēng)回歸系數(shù)模型(1) 其次，根據(jù)這類(lèi)情況演變檢驗(yàn)綠色金融發(fā)展對(duì)企業(yè)發(fā)展的滯后效應(yīng)，對(duì)模型 (2)進(jìn)行固定效應(yīng)回歸檢驗(yàn)，得出的回歸結(jié)果見(jiàn)表4-6(高澤晴，成如倩，2020)。模型(2)通過(guò)了F檢驗(yàn)，R2為0.33。從結(jié)果中可以看出，滯后一期的綠色金融發(fā)展水平對(duì)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)上市公司總資產(chǎn)的回歸系數(shù)從0.3664增加到了0.3914。在這種模式下表明在對(duì)部分影響因素進(jìn)行控制的情況下，1%的顯著性水平下滯后一期的綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)產(chǎn)生了顯著的積極作用，且該作用較當(dāng)期綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)的作用有所強(qiáng)化。也就是說(shuō)綠色金融發(fā)展作用于節(jié)變量名稱(chēng)回歸系數(shù)模型(2)T檢驗(yàn)值 模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果顯示，在這類(lèi)情況下綠色金融發(fā)展對(duì)企業(yè)總資產(chǎn)的系數(shù)在模型(1)和模型(2)中均為正，在1%的水平上顯著,接受原假設(shè)H1,拒絕了原假設(shè)H2,即綠色金融發(fā)展對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)存在積極影響。1.7穩(wěn)健性檢驗(yàn)在模型(1)、(2)中，采用替換被解釋變量的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，參考郭曉丹 (2011)的做法，使用專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量TY2替代專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量TY,重新對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)進(jìn)行衡量，全樣本具體結(jié)果如下表1-7所示。表1-7為將企業(yè)總資產(chǎn)的替代變量SIZE2帶入模型(1)、(2)進(jìn)行回歸的結(jié)果，結(jié)果顯示綠色金融發(fā)展與變量名稱(chēng)模型(1)模型(2) 各產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)異質(zhì)性穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表1-8色金融發(fā)展水平對(duì)總資產(chǎn)的影響顯著,從這些步水平稍有不同，但正負(fù)方向與原模型是相同的，模型較為穩(wěn)健(黃若珊，高凌云，2021)。資源循環(huán)利用企業(yè)模型(1)模型(2)模型(1)模型(2)模型(1)模型(2)-0.2754***-0.2836***0.10160-0.0980-0.1432-0.4796**-0.3536 -15.4116**-18.2452**-16.1393**-13.7912****S近年來(lái)，我國(guó)開(kāi)始大力支持節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，綠色金融為節(jié)能環(huán)保企業(yè)的發(fā)展提供了資金支持。本文在梳理國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步梳理綠色金融對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)發(fā)展的作用機(jī)理，從這些行為模式可以推測(cè)通過(guò)選取97家上市節(jié)能環(huán)保企業(yè)非平衡面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)綠色金融投入能否對(duì)節(jié)能環(huán)保企行業(yè)效產(chǎn)生影響。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，本文得出了以下結(jié)論(陳志光，陳婉瑩，2022):(1)綠色金融與節(jié)能環(huán)保行業(yè)發(fā)展正相關(guān)。這說(shuō)明綠色金融作為一種資金來(lái)源，在進(jìn)入節(jié)能環(huán)保企業(yè)以后，部分資金得到有效配置，支持企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)并帶來(lái)利潤(rùn)，為企業(yè)創(chuàng)造了創(chuàng)新條件，提高了企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效；另一方面，綠色金融的風(fēng)險(xiǎn)管理能夠提升節(jié)能環(huán)保企業(yè)的公司治理能力，從而節(jié)約企業(yè)的創(chuàng)新成本，提高資金使用績(jī)效，不斷進(jìn)行生產(chǎn)研發(fā)，提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。(2)但綠色金融對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)發(fā)展的影響存在一定程度上的滯后性，在全樣本回歸結(jié)果中，滯后一期的綠色金融水平對(duì)行業(yè)的影響程度更大，這種時(shí)滯效應(yīng)是由于綠色金融的資金引導(dǎo)作用以及研發(fā)投入的資源配置作用需要一定的時(shí)間才得以體現(xiàn)所引發(fā)的。[2]陳澤恒，成佳慧.綠色信貸對(duì)企業(yè)債務(wù)融資的影響研究一一來(lái)自重污染企[3]成澤羽，張奇遠(yuǎn).促進(jìn)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展的綠色信貸產(chǎn)品創(chuàng)新研究[J].金融[4]付奇遠(yuǎn)，楊柳青.政府補(bǔ)貼、研發(fā)投入對(duì)上市公司企業(yè)績(jī)效的影響[D].江南[5]楊昊忠，孫雨桐.多融資模式下企業(yè)節(jié)能減排效用評(píng)估的計(jì)量分析[J].山西師范大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2019,33(02):117-128.[6]趙昊天，徐夢(mèng)怡.綠色金融對(duì)節(jié)能環(huán)保型創(chuàng)業(yè)投資影響探究[J].時(shí)代金[7]楊向陽(yáng)，鄧凱