引言

2025年政府工作报告明确指出，要持续加强生态环境保护，提升绿色低碳发展水平。在全球气候变化和资源日益紧张的背景下，传统化石能源的有限性和环境污染问题的日益凸显促使各国政府和企业加速推进能源结构转型，通过可再生能源替代传统化石能源助力经济实现绿色可持续发展。国家发展改革委等部门于2024年发布《关于大力实施可再生能源替代行动的指导意见》（以下简称《意见》），指出要着力提升可再生能源安全可靠替代能力、加快推进重点领域可再生能源替代应用。与此同时，2025年国家发展改革委和国家能源局联合印发《关于深化新能源上网电价市场化改革促进新能源高质量发展的通知》，主张完善适应新能源发展的市场交易和价格机制，推动新能源公平参与市场交易，这意味着可再生能源收益将更直接地与市场挂钩，推进可再生能源投资已成为加速能源结构转型、实现绿色可持续发展战略目标的关键举措。但由于可再生能源具有成本高、风险大及容易受到融资歧视等特点 ^[1]，可再生能源投资仍较为欠缺并依赖可再生能源企业这一投资主体，其更多来自社会资本且更易受到政策与环境规制影响 ^[2]，故如何促进可再生能源企业投资这一话题值得进一步探究。

绿色金融作为推动绿色经济发展的重要工具，对于可再生能源领域的支持显得尤为重要。《意见》指出，要建立健全绿色金融机制，支持各领域各类主体投资可再生能源替代利用及基础设施建设和升级。这为绿色金融支持可再生能源发展提供了直接依据。绿色金融改革创新试验区政策作为其中的关键举措，能够推动试点地区企业绿色创新 ^{[3, 4]}和绿色转型 ^[5]、助力企业提高投资规模和环保投资效率 ^[6]并加大绿色投资力度 ^[7]，为可再生能源企业投资提供了较为有利的环境。一方面，绿色金融改革创新试验区政策从本质上来说是一种环境规制 ^[8]，其对可再生能源企业投资具有直接影响 ^[2]；另一方面，绿色金融改革创新试验区政策将金融特性与绿色生态理念相结合，通过一系列创新性金融工具和措施引导资金流向作为绿色产业重要组成部分以及可再生能源投资核心载体和实施单位的可再生能源企业，意味着政府部门增加了对环保项目的投入支持，能够直接降低企业环保投资成本与风险 ^[9]。因此，绿色金融改革创新试验区政策与可再生能源企业投资之间存在重要联系。

承接上述逻辑，本文选取实施绿色金融改革创新试验区政策的城市所在省（区、市）2008—2023年可再生能源企业作为研究对象，实证检验绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资的影响及作用机理。研究发现，绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资具有促进作用，这一作用通过提升高管绿色认知与提高企业信贷可得性实现。同时，在数字化转型程度更高、金融错配程度更低及分析师关注度较高的企业中，绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资的提升作用更加明显。本文的边际贡献主要在于：首先，相较于以往研究更关注政府补助 ^[10]、环境规制 ^[2]及环境不确定性 ^[1]等单一维度分析其对可再生能源企业投资的影响，本文则充分考量绿色金融改革创新试验区政策的复合性，即兼具环境规制约束效应和政府补助激励效应，在此基础上探究其对可再生能源企业投资的直接及间接影响，从而为推动可再生能源企业投资提供了新的路径选择。其次，现有研究关注了绿色金融改革创新试验区对环保投资的促进效应 ^[6]，忽视了全面绿色转型背景下可再生能源企业作为能源转型核心主体的独特性，本文则聚焦可再生能源企业投资这一细分领域，为评估绿色金融政策的环保投资效果提供了新的研究视角。最后，通过探究绿色金融改革创新试验区政策与可再生能源企业投资二者之间的互动关系，为破解可再生能源企业发展瓶颈以及加速能源结构转型提供了理论依据。

1 理论分析与研究假设

当前可再生能源企业的投资机会较为稀缺，一方面是可再生能源企业管理层的投资意识较为薄弱，致使可再生能源企业做出更为保守的投资决策。另一方面是可再生能源企业自身的投资能力有待进一步提升。随着绿色金融改革创新试验区的陆续建立，它直接或间接地强化了可再生能源企业的投资意愿与投资能力，进而对可再生能源企业的投资产生正向影响。

1.1 投资意愿：高管绿色认知机制

内部治理是影响企业行为的关键因素之一。高管作为企业的决策者和执行者，其认知水平和态度对企业战略选择和投资决策具有重要影响。

绿色金融改革创新试验区能够增强可再生能源企业高管绿色认知。首先，企业管理层的认知偏差与能力约束会显著影响投资决策，由于可再生能源往往需要更高的初期投资且回报周期较长 ^[11]，部分企业管理层将其与高风险进行挂钩，进而对行业长期前景的判断趋于谨慎，投资意识与创新动力相对薄弱，致使企业在战略决策中往往倾向于采取保守策略。而绿色金融改革创新试验区政策向企业高管传递出绿色发展紧迫性和重要性的信号，促使高管重新审视企业的战略方向并敢于进行战略性的投资。其次，绿色金融改革创新试验区政策具有支持鼓励绿色行业、限制污染行业的混合效应 ^[8]，其作为一种环境规制，若控制在一定水平内能够对可再生能源企业投资产生正向影响 ^[2]。再次，绿色金融改革创新试验区政策引导生产要素流向绿色环保企业，从而限制对环境产生负向影响的企业的外源融资 ^[12]，企业高管为了避免陷入融资困境，会更加关注环境绩效 ^[13]，进而提升绿色认知。不仅如此，绿色金融改革创新试验区还要求将环境信用评价、碳减排信息等纳入授信管理审核流程的举措使高管意识到绿色资产的价值，试验区还提出建立关键指标评价系统，并将其评级结果用于员工履职评价的依据 ^[14]，以上措施均能够促使可再生能源企业高管提升绿色认知。

高管绿色认知提升对可再生能源企业投资具有正向影响。企业管理者是企业行为的直接决策者，根据高层阶梯理论，高层管理者的经验和价值观等特征会对组织的决策和战略选择产生重要影响，其认知和态度在很大程度上决定了企业的战略方向和行动。一方面，高管绿色认知越高越注重绿色低碳战略的制定，其所在企业更倾向于进行绿色技术创新和绿色管理创新 ^[15]，这在一定程度上缓解了可再生能源技术不够先进的问题，为可再生能源投资提供了相对优势。另一方面，高管环保认知会提升企业的环保执行力，进而吸引更多外部投资者关注 ^[16]。为增强外部投资者及利益相关者对企业的认可和信任，企业更倾向于积极参与可再生能源投资，塑造企业的绿色品牌形象。同时，可再生能源企业高管绿色认知能力越强，企业内部也会更加重视绿色发展理念，倾向于在可再生能源储能设备购置中投入更多资金，进一步提升可再生能源企业投资水平。因此，高管绿色认知的提升是绿色金融改革创新试验区赋能可再生能源企业投资的重要途径。

1.2 投资能力：信贷可得性机制

基于“融资—投资”链条，融资能力为企业投资提供了有力的资金支持 ^[1]。绿色金融改革创新试验区鼓励发展绿色信贷，绿色信贷在绿色融资总额中的占比已超过90%，其在绿色金融体系中拥有绝对的支配性地位 ^[8]，因此信贷可得性的提高对于提升企业投资能力至关重要。

绿色金融改革创新试验区的设立能够增强可再生能源企业的信贷可得性。信贷可得性是指从金融机构获取借款的可能性，其通常以信贷获得额或信贷约束程度来评估 ^[17]。一方面，绿色金融改革创新试验区降低了可再生能源企业的信贷约束程度。试验区强制要求企业提高碳信息披露质量 ^[12]，在一定程度上缓解了企业与金融机构间的信息不对称，有助于降低金融机构的风险感知度，从而提高金融机构的贷款意愿。另一方面，绿色金融改革创新试验区主要通过资金要素的再分配机制改变信贷资源流向，引导更多资金流入绿色企业。首先，绿色金融改革创新试验区明确了对如太阳能光伏等可再生能源的支持方向，优先将绿色项目纳入绿色金融服务平台和备选项目库，并根据项目实际需要进行融资服务；还运用财政税收、货币信贷等激励手段引导金融机构为绿色低碳项目提供长期限、低成本资金，降低了环保企业融资成本 ^[18]。其次，绿色信贷本质是在经济发展与环境保护之间寻求一种平衡 ^[19]，能够降低绿色企业的贷款利率 ^[20]，而利率的变动直接影响着企业贷款成本与额度 ^[1]，较低的利率意味着可再生能源企业债务融资成本更低，因此其更倾向于获取更多信贷资金。

信贷可得性提升对可再生能源企业投资具有正向影响。首先，投资是企业商业运作的重要环节，企业往往通过投资获取更多资金回报，提高企业价值，而投资成本与预期收益是投资决策过程中的重要考量因素，只有预期收益高于投资成本时企业才可能进行投资。由于可再生能源本身具有期权价值，未来不确定性可能包含着更高的价值 ^[21]，这为企业提供了潜在的高回报机会，有助于激发可再生能源企业投资动力。其次，技术水平制约着可再生能源发展，增加研究与开发（Research and Development，R&D）投入能够有效扩大可再生能源投资 ^[10]。企业增加研发投入的前提是企业拥有稳定的现金流，信贷资金的获得为企业提供了更多可支配现金流量，对于提升可再生能源企业增加R&D投入具有正向影响。不仅如此，绿色金融改革创新试验区的设立有效提升了企业研发投入规模，对于企业技术创新具有积极影响 ^[22]，这有助于通过提升可再生能源技术水平而增加其投资规模。最后，资金短缺是限制企业环保投资的关键因素，企业从金融机构获取的绿色信贷资金能够提升企业投资和产出能力 ^[20]。充足的资金也能够促使企业在面对风险时有更多的资源来应对不确定性，进而承受更大损失带来的风险，企业风险承担能力越高越倾向于接受风险，即投资于不确定性高但潜在收益较大的项目 ^[23]。因此，信贷可得性提升亦是绿色金融改革创新试验区作用于可再生能源企业投资的重要途径。

基于以上分析，提出如下假设：

H1：绿色金融改革创新试验区政策有助于提升可再生能源企业投资水平，高管绿色认知的提高与信贷可得性是绿色金融改革创新试验区政策影响可再生能源企业投资的作用机制。

2 研究设计 2.1 样本选择与数据来源

本文研究范围为实施绿色金融改革创新试验区政策的城市所在省（区、市），选取以上省（区、市）中涵盖风能、水能、太阳能、生物能、地热能等领域的可再生能源企业，并将研究区间限定为2008—2023年。在此基础上，剔除ST类等特殊处理及主要变量数据异常和严重缺失的样本，最终得到694个样本观测值。本文所用数据均来源于国泰安CSMAR数据库、中小股东投票（CCER）数据库、上市公司年报及Wind数据库。

2.2 变量定义 2.2.1 解释变量

绿色金融改革创新试验区政策（Policy）。国务院于2017年6月审议通过在浙江、江西、广东、贵州、新疆五省（区）的八个城市（新区）设立首批国家级绿色金融改革创新试验区，2019年与2022年分别将甘肃省兰州新区与重庆市纳入试验区范围。因此本文以企业所在城市是否被纳入绿色金融改革创新试验区作为解释变量，若i企业所在城市在t年被纳入以上七省（区、市）的试验区，则当年及以后年份取值为1，否则取0。

2.2.2 被解释变量

可再生能源企业投资（Inv）。参照已有研究方法 ^{[2, 10]}，以可再生能源企业所进行的一般性投资，即购建固定资产、无形资产及其他长期资产所支付的现金总和取对数来衡量可再生能源投资水平。

2.2.3 控制变量

借鉴已有研究 ^{[1, 2, 10]}，选取以下变量作为控制变量：现金持有量（Cash），即企业年初现金持有量的自然对数；企业发展潜力（Tobinq），即以托宾Q值来表示；企业规模（Size），即企业总资产的自然对数；资产负债率（Lev），即企业总负债与总资产的比值；企业年龄（Age），即企业上市年龄；投资收益率（RI），即个股回报率。

2.3 模型设定

本文构建模型（1）检验绿色金融改革创新试验区设立对可再生能源企业投资的影响，构建模型（2）和（3）检验绿色金融改革创新试验区影响可再生能源企业投资的作用机制：

$ \operatorname{Inv}_{i, t}=\alpha_0+\alpha_1 \operatorname{Policy}_{i, t}+\alpha_2 \operatorname{Controls}_{i, t}+\mu_t+v_i+\varepsilon_{i, t} $

(1)

$ M_{i, t}=\lambda_0+\lambda_1 \text { Policy }_{i, t}+\lambda_2 \text { Controls }_{i, t}+\mu_t+v_i+\varepsilon_{i, t} $

(2)

$ \operatorname{Inv}_{i, t}=\gamma_0+\gamma_2 M_{i, t}+\gamma_3 \operatorname{Controls}_{i, t}+\mu_t+v_i+\varepsilon_{i, t} $

(3)

其中，Inv为可再生能源企业投资；Policy为绿色金融改革创新试验区政策；M包括高管绿色认知（EGP）和信贷可得性（CA）两方面；$\alpha_0、\lambda_0、\gamma_0$ 为常数项；Controls表示控制变量集合；μ、v、ε分别表示时间与个体层面的固定效应以及随机扰动项。

3 实证分析 3.1 描述性统计

本文相关变量描述性统计结果如 表 1所示。其中，可再生能源企业投资（Inv）最大值为23.800，最小值为11.320，表明可再生能源企业投资存在较大差异。绿色金融改革创新试验区政策（Policy）均值为0.075，说明样本中受绿色金融改革创新试验区政策影响的可再生能源企业数量仍较少。其余变量的描述性统计结果均与现有研究相一致。

3.2 平行趋势检验

双重差分模型构建的前提条件是能够满足平行趋势检验，即实验组与对照组在政策实施前具有相同的变化趋势，以验证政策实施对可再生能源企业投资的净效应。检验结果如图 1所示，结果显示政策实施前实验组与对照组可再生能源企业投资变化趋势一致，而政策实施后实验组可再生能源企业投资水平具有显著提升，平行趋势检验通过。

3.3 基准回归

表 2为绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资的回归结果，其中第（1）列和第（2）列分别未加入和加入了控制变量，结果显示绿色金融改革创新试验区政策（Policy）的系数均在1% 水平上显著为正，其中第（2）列系数表示相较于未实施绿色金融改革创新试验区政策的企业，已实施该政策的可再生能源企业投资会提升2.14%（0.422/19.730× 100%），表明绿色金融改革创新试验区的设立提升了可再生能源企业投资水平。与此同时，为初步验证结论的稳健性，本文采用滞后一期的解释变量进行检验，结果如表 2第（3）列所示，其结果仍支持假设H1。

3.4 稳健性检验 3.4.1 工具变量法

绿色金融改革创新试验区政策与可再生能源企业之间可能存在反向因果关系。本文借鉴王冬梅等 ^[24]的研究思路，选取企业所在地区到最近港口距离的倒数（IV1）作为工具变量来缓解内生性问题。这是因为地理距离作为一种天然的自然条件对可再生能源企业投资不具有直接影响，故满足外生性要求；同时靠近港口的地区更容易在金融改革过程中获得政策支持和资源倾斜，亦满足相关性要求。同时本文亦选取了政府环保考核压力（IV2）作为工具变量，这是因为绿色金融改革政策依赖于政府的规划与引导，当政府环保考核压力增大时，其推动绿色金融改革的积极性就高；但其与单个可再生能源企业的投资决策没有直接关联，故满足相关性与外生性要求。回归结果如表 3第（1）列至第（4）列所示，结果均显示第一阶段估计系数显著为正且弱工具变量检验F值大于10，故拒绝弱工具变量问题；第二阶段回归结果估计系数显著为正，故原假设具有稳健性。

3.4.2 安慰剂检验

为保证可再生能源企业投资水平增长仅仅是绿色金融改革创新试验区政策作用的结果，而非受到其他不可观测因素的影响，本文进行安慰剂检验。图 2安慰剂检验结果显示随机生成的估计系数集中分布于0附近且近似呈现正态分布，与真实估计系数有显著差异，表明基准回归结果稳健。

3.4.3 PSM

本文进一步采用PSM-DID模型检验绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资的影响。具体来说，以基准回归中所选控制变量作为协变量，采用1∶ 1卡尺最近邻匹配方法给实验组匹配对照组，之后以经过匹配后的样本重新纳入回归。结果如表 3第（5）列所示，显示估计系数显著为正，与原假设结果一致。

3.4.4 替换被解释变量

借鉴何凌云等 ^[1]的做法，以购建固定资产、无形资产及其他长期资产所支付的现金总和扣除处置固定资产、无形资产及其他长期资产所收回的现金净额后取自然对数作为可再生能源企业投资水平的代理变量进行稳健性检验。结果如表 3第（6）列所示，估计系数显著为正，进一步支持了原假设。

4 进一步分析 4.1 作用机制检验 4.1.1 信贷可得性

如前所述，绿色金融改革创新试验区政策通过提升企业信贷可得性助力可再生能源企业投资。基于此，本文借鉴蔡庆丰等 ^[25]已有研究，采用企业短期借款与长期借款二者总额除以期末资产总额作为信贷可得性（CA）的代理变量。首先检验绿色金融改革创新试验区政策对信贷可得性的影响，其次检验企业信贷可得性对可再生能源企业投资的影响，检验结果分别如表 4第（1）列和第（3）列所示。结果显示Policy与CA的估计系数均显著为正，说明绿色金融改革创新试验区政策提高了企业信贷可得性，进而促进了可再生能源企业投资。

4.1.2 高管绿色认知

如前所述，绿色金融改革创新试验区政策通过提升企业高管绿色认知助力可再生能源企业投资。基于此，本文借鉴李亚兵等 ^[26]已有研究，从绿色竞争优势认知、社会责任意识、外部压力感知三个维度选取19个指标，随后将具体词频在年报中出现的次数加一后取对数来衡量高管绿色认知（EGP）。首先检验绿色金融改革创新试验区政策对高管绿色认知的影响，其次检验高管绿色认知对可再生能源企业投资的影响，同时为了避免高管绿色认知与企业投资行为之间存在背离情况，本文引入高管绿色认知滞后项进行进一步检验。检验结果分别如表 4第（2）列、第（4）列和第（5）列所示。结果显示Policy与EGP的估计系数均显著为正，说明绿色金融改革创新试验区政策提升了企业高管绿色认知，进而促进了可再生能源企业投资且高管绿色认知与投资行动之间不存在背离状况。

4.2 异质性分析

本文从数字化转型程度、市场金融错配程度及分析师关注度三方面考察绿色金融改革创新试验区对可再生能源企业投资影响的异质性。

4.2.1 数字化转型

数字化转型有助于企业挖掘投资机会，进而推动其进行与投资机会相匹配的投资活动 ^[27]，因此企业数字化转型在绿色金融改革创新试验区政策影响可再生能源企业投资的过程中提供了更加智能化的设施建设支持，对企业高效率获取和利用外部资源具有重要影响。基于此，本文借鉴倪骁然和张宸瑞 ^[27]的研究思路，通过文本分析法挖掘与数字化转型相关的关键词，并将其词频总数加一后取对数作为数字化转型的代理变量，以数字化转型中位数将所有样本分成转型程度高低组并进行回归检验，回归结果如 表 5第（1）列和第（2）列所示。其中数字化转型程度低组的子样本回归系数显著为正，数字化转型程度高组的子样本回归系数显著为正且系数更大，表明在企业数字化转型程度更高的情况下，绿色金融改革创新试验区对可再生能源企业投资的促进作用更强。

4.2.2 金融错配程度

基于场域理论，企业活动场所对社会个体的行动具有重要影响，因此金融市场中风险的存在对绿色金融能否有效发挥作用及可再生能源企业投资效率高低具有重大影响。金融错配程度作为一种典型的系统性风险影响着企业投融资行为，会加剧企业非效率投资 ^[28]。金融错配程度低意味着金融市场中的资金流动与配置更具合理性，而金融错配程度高时出现的资金配置扭曲可能导致企业投资陷入困境，因此可再生能源企业能在金融错配程度更低的市场中进行更加高效的投资。基于此，本文借鉴杨松令和田梦元 ^[28]的研究思路，以企业的资金成本与行业的平均资金成本二者之差除以行业的平均资金成本，并将其取绝对值作为金融错配程度的代理变量，以金融错配程度中位数将所有样本分成错配程度高低组并进行回归检验，回归结果如表 5第（3）列和第（4）列所示。其中金融错配程度高组的子样本回归系数不显著，而金融错配程度低组的子样本回归系数显著为正，表明在金融错配程度更低的情况下，绿色金融改革创新试验区对可再生能源企业投资的正向作用力更强。

4.2.3 分析师关注度

当分析师关注度不同时，绿色金融改革创新试验区影响可再生能源企业投资的作用力也会存在差异。分析师作为专业的信息中介，围绕投资者对企业的信息需求对企业进行持续跟踪和评估，进而对企业行为产生监督 ^[29]。同时其通过追踪企业年报等信息挖掘企业绿色信息，向市场中传递的企业绿色信息有助于提升企业声誉，吸引投资者对绿色企业进行投资。因此，在绿色金融改革创新试验区作用于可再生能源企业投资过程中，分析师关注会倒逼企业更多实施绿色行为，同时提升可再生能源企业融资能力，最终提升可再生能源企业投资意愿。基于此，本文以当年跟踪某公司的分析师总人数加一后取对数作为分析师关注度的代理变量，以分析师关注度中位数将所有样本分成关注程度高低组并进行回归检验，回归结果如表 5第（5）列和第（6）列所示。其中分析师关注程度高组的子样本回归系数显著为正，而分析师关注程度低组的子样本回归系数不显著，表明在分析师关注程度更高的情况下，绿色金融改革创新试验区对可再生能源企业投资的促进作用更明显。

5 研究结论与建议

本文以实施绿色金融改革创新试验区政策的城市所在省（区、市）2008—2023年可再生能源上市企业为研究样本，实证检验绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资的影响。研究发现，绿色金融改革创新试验区政策能够促进可再生能源企业投资，这一结论经过一系列稳健性检验后依然成立。作用机理检验发现高管绿色认知与信贷可得性提升是绿色金融改革创新试验区政策作用于可再生能源企业投资的机制。异质性分析发现当企业数字化转型程度更高、金融错配程度更低及分析师关注程度更高时，绿色金融改革创新试验区政策对可再生能源企业投资的促进作用更为明显。

基于上述分析，提出如下建议：

首先，大力推广与完善绿色金融改革创新试验区建设以推动可再生能源企业投资规模增长。要建立绿色金融改革创新试验区动态扩容机制，分批次将更多符合条件的地区纳入试验区范围；衔接绿色金融改革创新试验区与可再生能源企业发展规划，针对可再生能源项目提供全生命周期和全方位的金融服务。

其次，畅通绿色金融改革创新试验区对可再生能源企业投资的作用渠道。要将可再生能源投资项目纳入重点支持范围，并扩大对此类项目的再担保规模；要建立绿色低碳管理体系，将绿色目标纳入高管绩效考核体系，并将其与薪资、职位升迁等机制相挂钩，以此督促高层管理者更加重视企业绿色可持续发展，形成自上而下的绿色发展动力。

最后，因地制宜开发绿色金融改革创新试验区政策发挥最佳作用的要素。要为数字化转型程度低的企业提供专项基金支持，降低其数字化转型和绿色项目投资的资金门槛；实施差异化信贷政策，提高金融错配程度高的企业资金使用效率，引导资金流向绿色项目；将分析师对企业绿色发展水平的评级纳入政策支持考核并加大试验区企业绿色环境信息披露力度，以增强分析师通过传递企业正向信息而吸引投资者的能力。