我国绿色债券发行利率的主要影响因素分析

郑兰祥，胡晓玉

（安徽大学 经济学院，安徽 合肥 230601）

一、研究背景和意义

随着我国生态文明体制改革，美丽中国建设被提上日程，“绿色”这个词也逐步成为当代社会的热点与焦点。自2016 年以来，绿色金融在我国正式崛起并蓬勃发展，绿色金融涵盖了绿色信贷、绿色债券、绿色保险和碳市场等多个领域，而其中一种创新型的融资工具——绿色债券， 以其自身的灵活性、创新性受到了高度关注。 绿色债券，顾名思义，是与“绿色”一词紧密相关的。它具体是指发行者以解决生态环境问题为引线，向投资者发行的一种债权债务凭证或者说是发行者的一种融资工具，而且所募资金均投向合法合规的绿色产业项目，其发行者主要囊括政府、银行以及企业机构［1］。 绿色债券的种类丰富，主要包含金融债、公司债、企业债、债务融资工具和熊猫债等。

据统计，2016 年我国绿色债券发行规模达到363 565.63 亿元，共有 28 237 只。2017 年绿色债券市场全年共计发行了37 330 只债券， 规模则增加到408 081.76 亿元， 相比2016 年增长了12.24%，发行数量较2016 年增长了32.20%。 2018 年共发行债券437 703.68 亿元， 较 2017 年增长7.3%，发行数量共计39 193 只。 根据中央结算公司出台的《中国绿色债券市场 2019 上半年报》［2］， 发现我国绿色债券在该时期总共达到了1 439 亿元的规模，达到了62%的同比增长。 2016 年绿色金融债券发行规模有1 590 亿元， 非金融绿色债券仅有443.3亿元， 分别占当期发行总规模的77.1%和21.5%。2017 年我国发行绿色金融债券1 234 亿元， 非金融绿色债券656.75 亿元， 分别在当期总规模中占比64.25%和34.17%。2018 年绿色金融债券发行达到1 289.2 亿元，在当期总规模中占62.36%，非金融债券则占比37.64%。 绿色金融债券在三年中的占比逐渐递减，但是并未影响其在金融债券中的主体地位。

2019 年3 月6 日，国家发改委、中国人民银行等七部委联合印发了《绿色产业指导目录（2019 年版）》［3］及解释说明文件，该文件对绿色债券的标准进行了统一， 有力挖掘了绿色债券市场的发展潜力，加快了绿色债券的步伐，摆正了绿色债券的市场走向。绿色债券发行利率水平的高低直接关系到发行人的融资成本及发行的成功率，因而，研究我国绿色债券发行利率影响因素具有一定的理论和现实意义。

二、文献综述

（一）国外研究现状

绿色债券的起源地在国外，2007 年欧洲投资银行（EIB）发行了气候意识债券，2013 年刮起一股绿色债券的热潮，2014 年国际资本市场协会（ICMA） 发布了绿色债券原则 （The Green Bond principles，GBP）。 发达国家对绿色债券的研究较国内早得多，Wilkins 及 Michael 在法国能源公司法国燃气苏伊士集团(GDF Suez)成功发行史上规模最大的绿色债券的基础上， 发现为了减少交易成本，绿色债券的重要程度将会与日俱增［4］。 Korky Koroluk 表明绿色债券在加拿大的使用量逐步递增，必须使能源效率得到提高，同时指出绿色债券将会成为一种重要的融资工具［5］。Michael Flaherty、Arkady Gevorkyan 等依据萨克斯模型构建了三相模型（NMPC），证明债券是可偿还的，债务是可持续的，而且低利率和低通货膨胀等因素对长期绿色债券的发展是有利的［6］。 而后，利用结构向量自回归（VAR）模型分析绿色债券、金融市场两者之间的价格关联性的Juan C.Reboredo 和Andrea Ugolini，发现绿色债券市场与固定收益市场和货币市场紧密相关［7］。

此外，国内学者也对国外的绿色债券情况进行了探究。 杨云匀、马俊发现国际绿色债券无论是发行规模、发行主体，还是资金投向都朝着规范化的方向发展，发行品种亦是多样化［8］。 那么，国外绿色债券的发展对我国有什么启示呢？有什么可以借鉴的呢？秦绪红梳理了发达国家的绿色债券发展脉络之后，认为我国政府、银行应当合理激励，建立健全监督、评级机制，创新绿色产品等［9］。 幸泽林、易凤则是通过对比国内外绿色债券的参与度、融资模式以及产品类型，提出我国应选取的借鉴之处，即扩大参与度、创新产品类型、强调收益保障以及对碳交易制度进行完善［10］。 可以看出，绿色债券所呈现出来的作用不容忽视，陈霞和许松涛对法国及波兰的主权绿色债券进行分析以后，发现主权绿色债券不但可以优化资金来源和使用， 还可以增强流动性，甚至可以达到国家环境治理的预期效用［11］。

（二）国内研究现状

我国的绿色债券起步较晚，2014 年中广核风电碳债券问世，2015 年新疆金风科技发行第一支绿色企业债券之后，同年末绿色债券的相关指引也陆陆续续出现在债券市场。 孙伟力将2016 年1 月兴业、浦发发行绿色金融债券视为我国绿色债券正式开始的标志，另外，对我国绿色债券的兴起之路也给予了些许建议［12］。绿色债券的脚步从此越跨越大。气候债券倡议组织（2019）从绿色债券在处理我国环境问题中的意义和绿色债券市场化面对的挑战两方面佐证了绿色债券的重要程度。

绿色债券契合当代的绿色发展理念， 国内一些学者已对绿色债券进行了相应考究。例如：李强浅析了我国绿色债券的发展趋势，同时，认为绿色债券的活力因素主要包含市场开放程度、地方政府及投资者的积极性、 市场发展框架的完备性等［13］。张艳和沈惟维在梳理了我国绿色债券发展的现状之后，从政策、信用、透明度、认证体系和审批流程等方面整理了一些风险防范对策［14］。就学者们发现的问题而言，其中一项就是绿色债券的标准化程度还有待改善。 通过七部委发布的《绿色产业指导目录（2019 年版）》可发现，绿色债券的标准化指日可待，绿色债券的国际化亦在持续推进，绿色产业的囊括范围也在继续扩大。

国内目前对绿色债券的探索大多属于理论层面，量化研究的文献相对较少。 龚玉霞等通过构建二叉树模型对绿色债券进行估价，结果发现绿色债券的市场价格明显低于理论价格［15］。姚明龙对收集的绿色债券数据进行回归，实证探究了绿色债券和普通债券之间利差的影响要素［16］。 曾玥妍、邓翔使用非平衡面板模型对造成绿色债券价格波动的相关要素进行了必要的分析［17］。王晓玲、朱家明则对影响绿色债券票面利率的因素进行了回归性分析［18-19］。

综上所述，目前，大多数国内外研究成果主要集中在发行绿色债券的意义及其作用层面，极少数研究涉及到绿色债券的价格波动问题，探讨我国绿色债券发行利率影响因素的文献尚不多见。 为此，我们将在前人研究的基础上对绿色债券的发行利率进行研究，探讨绿色债券发行利率主要受哪些因素影响，以及在绿色债券发行过程中应采取怎样的对策。

三、研究假设

在债券市场上，债券的发行利率会受到诸多因素影响，绿色债券作为一种特殊的债券自然也不例外。 考虑到量化问题以及实际情况，我们从众多绿色债券发行利率的影响因素中选取三类主要因素：发行主体、市场利率以及债券结构。

1.发行主体。 同普通债券一样，绿色债券的发行主体可以是政府、金融机构、企业或者公司等，这些不同的发行主体发行不同种类的债券。 例如，在债券市场中，发行主体是政府的债券被称为政府债券；由银行和非银行金融机构发行的债券称作是金融债券； 由非金融公司发行的债券就是公司债券。而近年来， 根据2017 中国绿色债券市场报告以及2018 中国绿色债券市场报告， 可以看出绿色债券的发行主体持续丰富、多元，且金融机构为主要发行主体。

不同的发行主体发行债券所带来的风险是不一致的，收益也不同，收益的大小就会影响企业发行债券的力度，继而影响到债券价格变动，最终导致发行利率产生变化。如政府债券因为有政府提供担保，具有良好的信誉和公信力，造成的风险就较小，但是收益也小，收益较小继而导致债券价格较高，因此，发行利率就会偏低；而公司债券的风险是较大的，因此，收益较高，发行利率相应的就较高。基于以上分析，我们首先给出本文的第一个研究假设：

H1： 发行主体对绿色债券发行利率的影响具有异质性。

2.利率市场化即各金融机构处于货币市场进行融资与经营的利率大小取决于市场的供给与需求。 对于由市场机制的供求关系决定的市场利率，其为利率市场化最后能看见的结果。

上世纪70 年代初期， 罗纳德·麦金农（Ronald I.Mckinnon）和爱德华·肖（Edward S.Shaw）依据“金融抑制”限制金融市场发展这一现象，提出“金融抑制理论”与“金融深化理论”，奠定了金融自由化及利率市场化，以此调节相关市场的发行利率。 中国于1996 年推行同业拆借利率，迎接市场利率化，而后2007 年Sibor 的推出坚定了市场利率化的步伐。Shibor 成为基准后，利率挂钩产品的利率调整将会以此为参考，达成共识。当市场利率上升时，会引起利率挂钩产品价格下降，继而使得发行利率升高；反之，若市场利率降低，利率挂钩产品价格便会上升，其发行利率会随之降低。绿色债券的发行利率自然将以利率市场化的结果Shibor 作为参考，进行相应的调节。 由此，我们提出本文的第二个研究假设：

H2：利率市场化的结果与债券利率息息相关。

3.债券结构。 任何绿色债券在发行过程中都具有很多指标，如债券名称、发行价格、发行时间、募集投向等。通过中国金融信息网——绿色债券数据库查询绿色债券基本信息，我们在众多结构因素中重点观察了绿色债券的发行期限、发行规模、第三方认证以及债券评级这几项。

参考姚明龙［16］、王晓玲［18］、朱家明［19］等人的相关文献，分析可知，对于发行期限、发行规模、第三方认证、债券评级这几个指标，通常来说，发行期限加长时，流动性就会减弱，发行者就会通过提高发行利率的方式来吸引投资者；发行规模越大，发行者所需要的成本就越高，利率就会被抬高；当一个发行主体有第三方认证时， 说明该主体信誉较高，发行所需成本较低，因而发行利率就较低；债券评级与第三方认证类似， 都会提高机构的公信力，建立良好信誉，所以，债券评级越高，利率就相应的越低。 对此，我们提出本文的第三个重要假设：

H3：债券结构会使债券发行利率产生变化。

四、实证研究

在绿色债券的发行过程中，极其重要的一个指标就是发行利率。 发行利率会影响绿色债券的价格，绿色债券的价格对其市场的健康稳健发展有重大意义，而绿色债券的市场发展则会对绿色金融领域产生显著的效果。 因而，对绿色债券发行利率的研究就是非常有必要的。故而我们对造成发行利率波动的多种因素建立相应的模型并进行回归分析。

（一）研究变量选取

1.被解释变量

根据以上所述，本文目的是探究绿色债券发行利率的影响因素及各影响因素产生效应的大小，因而被解释变量即可以定为绿色债券的发行利率。

2.解释变量

由以上分析最终得出以下几个影响因素：

（1）发行主体。 发行主体即发行绿色债券的发行者，主要分为政府机构、金融机构、企业事业单位，不同发行主体的权威公信力有所不同，对于投资者的吸引力度也是不同的。

（2）发行期限。 发行期限就是所发行的债券的到期年限。 通常情况下，期限越长的债券流动性将会越弱，而当流动性不足时企业就需要承担相应的成本。

（3）发行规模。 发行规模表明该绿色债券发行的多少。通常条件下债券发行规模与融资所消耗的成本成正比，所以，一般认为发行规模越大时融资就越有难度，就需要更大的成本。

（4）第三方认证。第三方认证是一种由企业、事业单位、社会团体等多种性质的组织并存的组织机构，它不属于国家机关的范畴。 它是指经国务院认证认可监督管理部门批准， 并依法取得法人资格，同时有某种资质可以从事批准范围内的认证活动的机构。 第三方认证具有一定的权威性，能够使企业的信誉口碑得到提升，有第三方认证也有利于投资者作出投资选择。

（5）债券评级。 债券评级即当发行主体发行债券时，把债券作为目标进行的信用评级。 一个债券通常拥有债项评级与主体评级两种。债券评级较高者，企业的公信力自然也较高。

（6）市场利率（shibor）。 除以上几个指标外，市场利率对发行利率来说应当是很重要的一个存在。种种分析结果显示， 上海银行间同业拆借利率（shibor）相对于其他利率来说是比较稳定的，因此，我们可以选择一年期shibor 作为绿色债券发行时的市场利率。

3.控制变量

对于控制变量的选取，考虑到宏观经济发展的繁荣与否对绿色债券市场造成的影响，本文利用国内生产总值增速和居民消费价格指数来体现宏观经济的状况。

（1）国内生产总值增速。 国内生产总值增速主要反映国内生产总值的相对变化情况，与国内生产总值相同的一点是，国内生产总值增速也可以衡量一个国家或一个地区的经济发展水平。

（2）居民消费价格指数。 居民消费价格指数是衡量通货膨胀的主要宏观经济指标之一，是用来反映居民家庭购买消费商品及服务项目的价格水平的变动情况。

表1 变量统计表

（二）模型的建立

参考王晓玲［18］、朱家明［19］对绿色债券票面利率的影响因素研究及姚明龙［16］对利差的分析，他们均采用线性回归方法进行实证分析，故本文也利用多元回归来研究影响因素，考虑到解释弹性，以及为了更好地使用线性模型，本文在以往研究的基础上建立对数模型来检验研究假设并进行相关分析：

在上述公式中，αi（i=1,2,3,4）代表各因素的系数，也就是当其他因素不变时，某一影响因素变动时，发行利率将跟着变动多少单位。 α0则是代表一个常数项。

（1）r 很明显表示绿色债券的发行利率， 即本文的被解释变量。（2）s 表明绿色债券的发行规模，单位是亿元。（3）基准利率则为一年期的shibor（上海同业拆借利率）。

（4）RA 是英文单词 rank 的缩写， 它代表的是债券评级这一变量。

其中的债券评级本身并不属于数值型的变量，这将会阻碍研究的运行，无法进行分析，因此,我们需要对债券评级进行赋值， 将其转换成数值变量。具体各个评级的赋值如表2 所示：

表2 债券评级赋值

（5）y 是年份 year 的首字母， 因而它表明了绿色债券的发行期限，单位是年。

（6）Di代表的是第三方认证是否存在， 它属于虚拟变量，其值只能取0 或1，若第三方认证存在，则取值为1， 否则即为不存在取值为0。 我们令λ为第三方认证是否存在这一自变量的系数，用来反映其与发行利率的关系。

（7）发行主体变量由IS 表示。IS 也是一个虚拟变量。将发行主体划分为金融机构及非金融机构，若是金融机构则取值为1，否则取值0。 其系数为σ。

（8）国内生产总值增速记为GDP。 选取了以季度为依据的同比增长率。 CPI 则表明了居民消费价格指数。

（8）μ 反映出随机因素的可能影响。

（三）样本选择

所有数据均从中国金融信息网绿色债券数据库、中国债券信息网及Wind 数据库整理而来。 为了保证研究结果的可信性，我们对数据进行了如下处理：（1） 样本数据选取的是 2016~2018 年的288条数据，不予考虑2019 年数据；（2）为了分析结果的准确性，我们在数据中将非公开发行的债券全部舍去，只保留公开发行的部分数据；（3）在绿色债券的众多种类中， 我们仅统计发行量较多的金融债、公司债、 企业债和债务融资工具四种绿色债券，以他们为代表用于计量分析；（4）对于债券评级而言，若债项评级和主体评级不同，我们以较低的那一方作为该债券的债券评级；（5）对于一些不合理的、缺失变量严重的债券也不予考虑，将其删掉。 根据以上要求删去67 条数据， 余下221 条符合要求的数据组成了横截面数据。 鉴于此，我们对数据进行了描述性统计分析（见表3）。

表3 绿色债券样本描述统计

（四）回归分析与模型修正

为了将发行利率与影响因素之间的关系确定下来，继而对研究假设进行验证，我们选择对数据进行多元回归。 结果见表4。

1.经济意义检验

从表4 可看出，在显著性水平为5%的情况下，所要研究的解释变量中，除了shibor 及发行期限y 与发行利率成正相关外，其余变量的系数均显示为负值。 也就意味着，当shibor 和发行期限增大时，相应的绿色债券的票面利率也就越高；而利率会随着发行规模、债券评级及第三方认证的增大而减小；此外，若是金融机构发行的，其利率相对较低。 同时纵观表4，可发现shibor 对应的系数比其他变量的系数要大的多，这说明发行利率和shibor的相关程度很高，shibor 给发行利率带来的影响较其他影响因素要大很多。 这些结论也是契合现实情况的。

表4 多元回归分析

2.拟合优度与统计检验

表4 显示，判别系数R-squared 只有0.704 6，这表明对样本的拟合不是很理想。 而且，发行主体IS 的P 值为0.986 0，已经远超过0.05，很明显不显著，与发行利率高度不相关，因此，第一个假设得到验证，即拒绝H1，发行主体并不会对绿色债券发行利率的影响产生异质性，甚至与发行利率无关。 而发行期限y 的P 值为0.634 4，亦是不显著的，即该变量对发行利率的影响不大。 此外，除了发行期限不显著外，其余要研究的变量的P 值均符合要求，从而，拒绝原假设H3，债券结构中并非都会影响发行利率的大小，至少发行期限不对利率产生影响。进一步，这两个不显著变量发行期限y 以及发行主体IS 应当去除，对余下变量再进行一次回归分析。去除后的回归结果见表5。

表5 去除不显著变量后的回归分析

分析表5 可以看出，经济意义检验是符合规定的。 而将不显著变量发行期限去除后，各个因素的P 值达到了理想高度。 但是模型对样本的拟合效果仍然没有达到优良，那么，到底是什么造成了拟合优度不是很理想呢？ 接下来就有必要进行计量检验， 而异方差性是横截面数据比较容易产生的情况，对此，我们主要考虑利用怀特检验来进行异方差性的检验。

（1）怀特检验。怀特检验1980 年由怀特提出。该检验是根据建立的辅助回归模型判断异方差性是否存在。 在表5 的结果上进行怀特检验得到表6。

表6 样本回归结果的怀特检验

根据表6 的怀特检验结果， 很明显可以看出，当我们取显著水平时，P 值均为0，小于0.05，所以，该模型是具有异方差的，这就需要修正异方差问题来改善模型的拟合效果。

（2）模型的修正。 对异方差的修正我们采取加权最小二乘法 （Weighted Least Squares, 缩写为“WLS”）。 WLS 方法的思路主要是对原始模型加权， 使之成为一个新的不存在异方差性的模型，再用OLS 进行估计。令e 等于残差序列resid，并结合残差序列图将所取的各权值进行比对，最终我们将权定为效果较好的1/e。加上权之后，将异方差修正完成，再次对样本数据进行回归分析，得出表7。

从表7 来看，各个解释变量的P 值依然处于理想状态。 而且， 修正异方差后的判别系数达到了0.9401，表现出很好的拟合优度。 同时，经济意义也是符合现实的。

为了确定我们对异方差真正达到了修正的目的， 我们在表7 的结果上再次对模型进行怀特检验，结果见表8。

表7 异方差修正后的多元回归结果

表8 修正模型后的white 检验

表8 的结果表明， 当取显著水平时，P 值已经大于0.05，意味着该模型的异方差性问题已经被消除，不再具有异方差性问题。

（3）自相关性检验。另外，为了防止各变量之间存在自相关，有必要进行自相关性检验。为此，我们得到的相关性系数见表9。

在表9 中，由于相关系数拥有对称性，只显示了上三角部分的相关系数值，可以看出，除了发行期限y 和第三方认证DI、GDP 和CPI 之间的相关系数略大之外，其余变量之间的相关系数都没有超过0.5，这表明变量之间应当是不存在自相关的，因此，断定模型不存在多重共线性问题。 至此，对于shibor 变量来说，由表7 得以确定其与发行利率高度正相关，所以，接受原假设H2，发行利率与市场利率有高度的正向关联，即利率市场化的结果与债券利率息息相关。

表9 各变量间的相关系数

（五）实证结果分析

根据以上对相关假设的检验，我们进一步详细分析各因素的影响如下：

1.发行主体明显不影响发行利率的大小。 不管是金融机构还是非金融机构，其发行绿色债券的目的都是为了改善生态环境， 都具有良好的信誉，在实质上没有很大的差异。

2.发行期限对发行利率的影响不大。 我国的绿色债券发行期限基本以3 年、5 年为主， 而且样本选取的也大多是发行期限为3 年、5 年的， 并没有很长期限的数据，结果显示发行期限对发行利率没有显著影响。

3.发行规模对利率的影响还是明显的。 发行规模与发行利率呈现负相关，这与刚开始的分析恰好相反。 这是由于企业发行规模越大时，发行成本就会降低，发行利率就随之降低。

4.市场利率与发行利率息息相关。 由回归分析看出两者之间的相关系数较高，这表明两者之间紧密相关。

5.债券评级有显著影响。 债券评级与发行利率之间负相关，这与之前的分析一致，债券评级高对于企业发行债券是有利的，债券利率会随着评级的升高而逐渐降低。

6.第三方认证对发行利率存在显著性的影响。第三方认证， 能够潜在地提高一个债券的信誉，给予投资者投资信心。 若无第三方认证，企业将为了避免风险而提高利率，即第三方认证与利率之间的变动是反向的，这也是符合先前的分析。

五、结论与建议

在2016-2018 年221 条样本数据的基础上，经过回归分析本文得出以下三点结论：

1.发行主体对绿色债券发行利率的影响不具有异质性。

2.利率市场化的结果与发行利率高度相关。发行利率与市场利率shibor 有高度关联，且呈正相关。

3.债券结构中，除了发行期限以外，发行规模、第三方认证、 债券评级均会影响发行利率的高低，且他们均与利率呈现负相关关系。

总而言之，绿色债券的发行利率主要受到市场利率shibor、发行规模、第三方认证，以及债券评级这几个因素的影响。

针对以上三点结论， 本文给予如下几点建议：其一，为了更好地发挥绿色债券作用，应当合理发展绿色债券市场，增强其需求适配度，稳定市场利率，其中可以着重对上海同业拆借利率shibor 进行平稳控制。 其二，缓解绿色债券的结构中存在的问题，比如：债券的评级及认证问题，聚焦债券的公信力、信誉力，以防止绿色债券市场出现大幅震荡；或者是发行主体有效控制发行债券的数量与质量。从长远角度来看， 发行规模不但不会增加发行成本，反而会降低成本， 从而达到保证利率稳定的效果；再者，为了解决绿色债券期限错配的问题，尽管发行期限与利率无关，但是发行期限不应集中于三五年，因为一旦到期无法续期时，企业就要承担相应成本。 其三，虽然发行主体不会影响绿色债券的发行利率， 但是发行主体应当在谨慎投资的同时，及时精确地公开发行债券的基本信息， 提高透明度，便于对市场进行监督管理。