【《基于中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)的綠色金融對(duì)節(jié)能環(huán)保行業(yè)影響研究》7900字（論文）】

1 1 2 2 2 4 6 6 7 8 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(李承言，吳明軒，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)，現(xiàn)有結(jié)果為我們提供了推出結(jié)論的依據(jù)通過(guò)WIND數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)部分綠色金融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:變量類別變量符號(hào)因變量總資產(chǎn)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)自變量綠色金融發(fā)展水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)債率以下還擁有議價(jià)能力，可以降低企業(yè)成本，減少失敗可能帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)與損失(王立恒，劉思齊，2023);而中小企業(yè)由于資金限制，在活動(dòng)的投入上也會(huì)受到相應(yīng)的阻礙。因此，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)來(lái)代表企業(yè)規(guī)模水平(張嘉誠(chéng)，陳啟超，2021)。宇，黃子淳(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)論架構(gòu)研究會(huì)發(fā)現(xiàn)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(孫啟銘，楊一凡，2023)。在后續(xù)的研究中，會(huì)對(duì)已有的研究成果進(jìn)一步從不同的首先，對(duì)指標(biāo)無(wú)量綱化處理，以消除各個(gè)指標(biāo)單位、數(shù)值的影響(周文韜，高子凡，2024)。對(duì)于正向指標(biāo)，采用對(duì)于負(fù)向指標(biāo)，采用其次，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p?(it)。第四步，計(jì)算客觀權(quán)值W=1-號(hào)/2=11-e其中，m表示指標(biāo)個(gè)數(shù)。根據(jù)主觀權(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2.27%、綠色產(chǎn)業(yè)投資19.75%(林嘉佑，徐志豪，2020)。在此類狀況下可以推知其發(fā)展根據(jù)客觀權(quán)重得到的各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重分別為綠色金融6.65%、綠色保險(xiǎn)35.59%、綠色證券47.52%、綠色產(chǎn)業(yè)投資10.14%。在滿足組合權(quán)重和兩種權(quán)重鑒于現(xiàn)有結(jié)果可推出可以得到最后的綜合權(quán)重為綠色金融42.21%、綠色保險(xiǎn)17.94%、綠色證券24.90%(何俊馳，胡一鳴，2019)。綠色產(chǎn)業(yè)投資14.94%。其中，表示t時(shí)刻第i省份綠色金融指數(shù)；D(it)表示t時(shí)刻i省份第j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(鄭文博，邱啟航，2021)。(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)集中度時(shí)，大股東可能出于自身利益而不愿在研發(fā)上投入更多資金(唐志遠(yuǎn)，許子凡，2022)。從這些征兆可以預(yù)見(jiàn)到若股權(quán)集中度過(guò)于分散，股東意見(jiàn)難以統(tǒng)一，(3)研發(fā)投入啟超，王立嘉(2020)年的做法，由此可以判定如此研發(fā)投入采用上市企業(yè)年報(bào)(4)成長(zhǎng)性利潤(rùn)增長(zhǎng)率等。本文借鑒崔博遠(yuǎn)，趙啟航(2019)的做法，采用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增(5)償債能力在企業(yè)發(fā)展的資金中，有多少是通過(guò)舉債進(jìn)行籌資的，關(guān)系到企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，一帆，孔舒婷(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)融資約束方面，當(dāng)企業(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(曾祥瑞，馬靜嫻，2021);從上述分析可以看出，該方案相比于其他方案具有更好的資金的投入。因此，本文參考何彭振宇，譚雅萱(2022)的做法，采用股利支付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SIZEi,t=α1+β?GLi,t+Y?RDi,t+μ?TYi,t+P?LEV;,t+σ?GROWi,t+φ1TOP10;,t+δ?FCli,t+εi,t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表示滯后一期的綠色金融發(fā)展水平(韓志鵬，崔馨予，2020)。SIZE;,t=α2+β?GLi,t-1+Y?RDi,t+μ?T(1)混合型描述性統(tǒng)計(jì)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，鑒于現(xiàn)有結(jié)果可推出均值為29.1,最大值為29.5,最小值為26.6,可以看出的是節(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,可以看出的是不同債率、股權(quán)集中度和成長(zhǎng)性也同樣存在較大差距(溫嘉銘，蘇曉月，2022);基的可操作比率。從成本節(jié)約的角度出發(fā)，新方案成功縮減了執(zhí)行與維護(hù)的費(fèi)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。從這些征兆可以預(yù)見(jiàn)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差異(趙宇軒，孫悅琳，2018)。用Stata軟件對(duì)自變量做相關(guān)性Pearson檢驗(yàn)，由此可以判定如此結(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,存在較(用方差膨脹因子(VIF)進(jìn)行檢驗(yàn)，由此可以窺見(jiàn)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)重的多重共線性問(wèn)題，可以進(jìn)行接下來(lái)的回歸(王浩然，陳詩(shī)語(yǔ)，2020)。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)行型擬合度良好(劉俊杰，周婉清，2021)。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(張明遠(yuǎn)，黃雅婷，2022),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)明究會(huì)發(fā)現(xiàn)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(陳逸飛，林靜怡，2023)。優(yōu)化設(shè)計(jì)過(guò)程中，本文特別強(qiáng)調(diào)了經(jīng)濟(jì)合理性與方案的可從控制變量來(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，在此特定狀態(tài)下很容易看的系數(shù)為-0.2004,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)(楊子墨，徐夢(mèng)瑤，2024)。變量名稱回歸系數(shù)模型(1)0.3664***-0.0122*** 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(孫博宇，李佳慧，2018)。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)保用有所強(qiáng)化。也就是說(shuō)綠色金融發(fā)展作用于節(jié)能環(huán)保行業(yè)時(shí)存在滯后效應(yīng)(吳天變量名稱回歸系數(shù)模型(2) 模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果顯示，鑒于現(xiàn)有結(jié)果可推出綠色金融發(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，使用專利授權(quán)數(shù)量TY2替代專利申請(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)展與節(jié)能環(huán)保行業(yè)顯著正相關(guān)，與前文的結(jié)果保持一致(周澤楷，孫婉清，2020)。變量名稱模型(1)模型(2)0.2168*** 9.71***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所示。在顯著性水平上，綠色金融發(fā)展水平對(duì)總資產(chǎn)的影響顯著,從這些征兆可以預(yù)見(jiàn)到與主研究中的顯著資源循環(huán)利用企業(yè)模型(1)模型(2)模型(1)模型(2)模型(1)模型(2)0.4557***0.4879)***0. ***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，由此可以判定如此通過(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(黃子軒，陳夢(mèng)瑤，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]李承言，吳明軒.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]王立恒，劉思齊.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][4]張嘉誠(chéng)，陳啟超.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[5]趙天宇，黃子淳.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]孫啟銘，楊一凡.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]周文韜，高子凡.綠色金融政策驅(qū)動(dòng)下的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新博弈研究[J].工業(yè)[8]林嘉佑，徐志豪.節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀[J].管理觀察，2012(04):54-57.[9]何俊馳，胡一鳴.金融支持我國(guó)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)證研究[D].廣西師[10]鄭文博，邱啟航.綠色環(huán)保主題基金的業(yè)績(jī)表現(xiàn)研究[J].金融與經(jīng)[11]唐志遠(yuǎn)，許子凡.環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率——來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)[12]余啟銘，李浩淼.綠色金融賦能碳中和的傳導(dǎo)機(jī)制與空間效應(yīng)[J].西部論[13]夏啟超，王立嘉.綠色金融推動(dòng)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展[J].中國(guó)外[14]崔博遠(yuǎn)，趙啟航.綠色金融、產(chǎn)業(yè)節(jié)能、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究[J].貴陽(yáng)學(xué)院學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2021,16(03):34-3[15]謝一帆，孔舒婷.綠色金融促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整研究一—以河南省為例[16]曾祥瑞，馬靜嫻.綠色信貸制度創(chuàng)新研究一—以推動(dòng)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新為視角[17]彭振宇，譚雅萱.外部融資、企業(yè)規(guī)模與上市公司技術(shù)創(chuàng)新[J].科研管[18]蔣偉強(qiáng)，尹慧中.我國(guó)財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)影響的經(jīng)驗(yàn)分析