引言

2023年9月，习近平总书记在黑龙江省考察时提出“新质生产力”这一崭新的经济学理论范畴，指出要“整合科技创新资源，引领发展战略性新兴产业和未来产业，加快形成新质生产力”。这一论断不仅表明前瞻性生产力理论对实现经济高质量的重要性，也凸显出国家对构建高水平社会主义市场经济体制的重视。可转换债券（以下简称可转债）作为一种兼具债务和股权特性的融资工具，其相对较低的融资成本和可转换的灵活性使其成为上市公司再融资的重要途径。可转债的发行有利于满足企业在技术研发、项目建设和运营中的多元化资金需求，推动内部要素在发展新质生产力过程中的深度融合和高效利用，为推动企业发展新质生产力提供有力的金融支持和保障。因此，深入研究可转债如何助力企业新质生产力的提升，不仅符合当前经济发展的需求，也为推动企业转型升级提供了新的视角和思路。这一研究将为中小企业提供切实可行的融资策略，助力其在新经济形势下实现高质量发展。

一、文献综述

围绕如何发展新质生产力，学术界从不同视角切入，所开展的实证研究也取得了一定进展。从微观视角来看。企业进行数字化转型是促进自身新质生产力提升的重要渠道。企业的数字化转型水平能够与新质生产力高度契合，企业借助数字化转型可以通过提高创新水平、缓解融资约束、降低信息不对称等渠道提高企业新质生产力，但二者也存在“U”型关系，即数字化水平处于较低水平时对新质生产力有抑制作用，只有达到阈值后才能促进新质生产力发展。从企业二元创新的角度来看，突破式创新较渐进式创新更能提高企业自身的新质生产力。从宏观视角来看。数字金融是区域新质生产力发展的重要推动力，考虑到数字普惠金融与城乡共同富裕存在的空间相关性：数字普惠金融在有效助力新质生产力发展的同时，最终推动城乡共同富裕。金融集聚则可以促进产学研合作标准化、网络化，最终赋能于区域内新质生产的提高。

关于可转债发行的经济后果，目前学术界主要围绕企业可转债发行后对企业财务绩效以及企业创新展开研究。

对企业财务绩效的影响。在企业进行再融资后，监管层、投资者和企业自身会更加关注其经营表现。通过发行可转债进行融资，企业的财务绩效指标应会发生变化，但目前学术界对此变动方向存在争议。Green（1984）认为企业完成可转债发行后，自身可支配的现金流减少，减少经营中潜在的资产替换以及委托代理问题，因此可转债发行在改善企业业绩。也有学者认为企业发行的可转债在转股后，对企业资本结构进一步改善，同时减轻偿还债务压力，进而提升企业业绩。在考虑到企业盈余管理程度这一因素后，发行可转债企业的财务绩效会出现明显的下滑，即国内发行可转债的上市公司存在着基于转股需求的盈余管理行为，进一步影响到企业的经营业绩。

对企业创新的影响。企业通过发行债券进行融资能对债务结构进行优化，提高企业创新能力和促进创新，且该正向作用也存在于包括可转债在内的不同类型债权融资中。通过对比发行可转债与普通债券以及进行股权再融资三种融资方式，实证研究发现相比于股权和债权，可转债显著提升了企业创新数量和质量。

二、理论分析与研究假说

当前我国金融体系以银行为主导，企业融资的主要途径依赖于银行贷款。然而，在这种以银行信贷为单一融资渠道的市场环境中，许多中小企业由于缺乏足够的抵押品或资信不足等问题，普遍面临融资约束的困境。特别是中小企业规模较小、抗风险能力较弱，难以满足银行对抵押品和信用评级的严格要求，导致其融资需求难以得到有效满足。相较于直接发行债券融资，可转债在平衡股东和债权人利益方面具有独特优势。在传统的债券融资模式下，股东和债权人的利益诉求存在冲突：股东倾向于通过高风险投资以最大化自身价值，而债权人则面临投资失败时的巨额损失风险。因此，债权人通常会通过设置严格的期限、利率和限制性条款来约束企业的经营活动，以防止企业过度冒险。然而，这种约束机制虽然保护了债权人的利益，却可能抑制企业的创新活力，不利于企业开展高风险高回报的创新活动，进而影响新质生产力的提升。可转债通过授予持有人转股权，巧妙地缓解了这一矛盾。当企业表现良好时，债权人可以通过转股成为公司股东，分享企业成长带来的收益；而当企业表现不佳时，债权人仍可保留债券的固定收益特性。这种设计不仅降低了债权人对企业高风险投资的抵触情绪，还通过转股权的存在稀释了原股东从高风险投资中获得的收益，从而在一定程度上平衡了股东和债权人的利益。此外，可转债投资者通常拥有回售权，当股东的高风险投资导致公司价值下降时，投资者可以行使回售权，迫使公司立即还本付息。这种机制增加了公司的现金流压力，从而降低了股东进行高风险投资的动机，促使企业更加注重稳健经营和创新效率的提升，进而提升企业的新质生产力。与直接发行股票融资相比，可转债的还本付息和回售权机制能够有效限制管理层在获得大量资金后可能出现的过度投资和在职消费问题。在股权融资中，管理层可能因缺乏外部约束而倾向于过度扩张或进行低效投资，甚至将资金用于非核心业务或个人利益。而可转债的还本付息要求迫使管理层更加关注资金的使用效率和企业的长期价值创造，促使管理层采取更稳健的经营策略和审慎的投资决策，以此来优化资本资源配置效率。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：发行可转债可以提升企业新质生产力。

可转债作为一种兼具债务和股权特性的融资工具，因其灵活性和相对较低的资本成本而受到企业的广泛关注。这种融资方式能够吸引更多的投资者，尤其是在企业面临融资困难时，提供必要的资金支持，进而助力企业的发展。融资约束是影响企业创新和生产力提升的重要因素。根据信贷配给理论，企业在融资过程中常常面临信息不对称和市场不完善的问题，这导致金融机构对中小企业的信贷配给。可转债的发行能够有效缓解这些融资约束，提供更多的融资选择，使企业能够获得所需资金进行技术创新和生产流程优化。这种资金的获取不仅有助于企业在短期内解决资金问题，更能在长期内促进企业的可持续发展。新质生产力的概念强调通过数字化、智能化和可持续发展来提升企业的竞争力。在这一背景下，企业需要进行大量的创新投资，而可转债的灵活性恰好能够满足这一需求。企业在发行可转债后，往往能够将资金投入研发和技术升级中，从而提升其市场竞争力和生产效率。

基于以上分析，本文提出以下假设：

H2：发行可转债可以通过缓解企业的融资约束来提升新质生产力。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2009-2022年沪深A股上市公司为样本，为保证实证结果可靠性，对样本进行如下处理：（1）剔除ST或PT的样本数据；（2）剔除金融类上市公司；（3）剔除资产负债率小于0的数据；（4）考虑到离群值对研究结果的影响，对样本数据中连续型变量在1%水平上进行了缩尾处理。最终得到15417个观测值。企业可转债发行数据来自锐思数据库，其他上市公司的财务数据和行业特征数据均来自CSMAR数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量

借鉴张雪兰等的研究，以新质劳动者、新质劳动资料、新质劳动对象及优化组合四个级指标构建评价体系，采用熵值法进行分层赋权，进而测算样本企业在样本期间的新质生产力水平。

2.中介变量

选取WW指数作为融资约束的代理变量。WW指数越大，表明融资约束越强。

3.控制变量

本文选取的控制变量主要包括：资产负债率（Lev）、董事会规模（Lnboardsize）、员工人数（Lnstaff）、企业年龄（Old）、第一大股东持股比例（Top1）、成长能力（Growth）、净资产收益率（Roe）、机构持股者数量（InsOwnership）。本文主要变量定义如表1所示。

类型	名称	符号		说明
被解释变量	新质生产力	Npro	熵值法构建
解释变量	是否发行可转债	Did	可转债融资当年及以后年份取值为1
中介变量	融资约束	WW	融资约束WW指数
控制变量	资产负债率	Lev	企业年末总负债/公司年末总资产
	董事会规模	Lnboardsize	董事会人数的对数
	员工人数规模	Lnstaff	企业员工人数对数
	企业年龄	Old	企业成立年限
	第一大股东持股比例	Top1	第一大股东持股数/总股数*100
	成长能力	Growth	营业收入增长率
	盈利能力	Roe	净资产收益率
	机构持股者数量	InsOwnership	机构投资者持股数/总股数*100

（三）模型设定

为了检验可转债发行对企业新质生产力的影响，本文采用多时点双重差分模型，同时控制行业和时间效应，模型构建如下：

模型（1）中，变量下标代表公司，代表时间，模型中被解释变量企业层面的新质生产力，用模型（1）度量，解释变量为表示企业是否发行可转债的虚拟变量，当企业发行可转债当年及以后年份取值为1。代表一系列控制变量，为行业固定效应，为时间固定效应。并在回归中使用企业层级的聚类标准误。

同时，采用两步法检验融资约束的中介效应。在模型（1）的基础上，设定如下模型：

四、实证分析

（一）变量描述性统计

从变量的描述性统计可知，被解释变量新质生产力Npro均值为0.3199，说明目前上市公司的新质生产力仍有一定提升空间。控制变量的描述性统计结果与相关文献大致相符，表明本研究所使用的样本数据特征处于一个合理的范围内。

变量	观测值	均值	标准差	Min	Max
Npro	15417	0.3199	0.9739	-2.0365	2.7719
Did	15417	0.0620	0.2412	0.0000	1.0000
Lnboardsize	15417	2.1449	0.1965	1.3863	2.8904
Lnsatff	15417	8.0274	1.2977	2.3026	13.2535
Lev	15417	0.4511	0.1980	0.0650	0.8945
Old	15417	12.0315	7.7131	0.0000	32.0000
Top1	15417	35.4216	15.3819	0.2900	89.9900
ROEA	15417	0.0505	0.5473	-45.7368	2.3236
Growth	15417	0.1517	0.3631	-0.5724	2.4862
InsOwnership	15417	48.2169	23.9759	0.3508	91.8557

（二）基准回归分析

表3列示了可转债对企业新质生产力的回归结果。列（3）结果显示核心解释变量的系数为正，且在1%的水平下显著。回归结果表明，可转债发行对企业新质生产力存在显著正向影响，验证了本文的假设H1。

	(1)	(2)	(3)
	Npro	Npro	Npro
Did	0.4206***	0.1138***	0.1252***
(t)	(13.1169)	(5.7654)	(3.0407)
Lnboardsize		0.1492***	0.1705***
		(5.9108)	(2.7225)
Lnsatff		0.4969***	0.4956***
		(118.9558)	(39.1463)
Lev		0.7867***	1.0318***
		(29.4443)	(13.7458)
Old		0.0104***	0.0110***
		(15.2539)	(5.7567)
Top1		0.0013***	0.0022**
		(3.2891)	(2.4206)
ROEA		0.0677***	0.0692**
		(7.8472)	(2.3203)
Growth		0.2296***	0.2268***
		(17.5058)	(13.2634)
InsOwnership		0.0029***	0.0041***
		(11.0592)	(7.0376)
_cons	0.2934***	-4.7176***	-4.9614***
	(36.4031)	(-80.7895)	(-33.2124)
Control	No	Yes	Yes
Year	No	No	Yes
Industry	No	No	Yes
N	15417	15417	15417
Adj. R2	0.0110	0.6321	0.6734

（三）稳健性检验

1. 平行趋势检验

使用DID模型的前提是要求处理组和控制组在政策发生前具有平行趋势。本文选取政策实施前五年和后五年进行平行趋势检验，并以发行前一年作为基期。检验结果如图1所示。可以看出，政策前每一年的系数均不显著，具有平行趋势。同时，政策发生的当年系数仍然不显著，而从政策发生后的第一年开始，系数显著，同时呈现逐年增大的趋势。这一结果说明，可转债发行对新质生产力有显著的促进效果，同时具有可持续性。

2. 安慰剂检验

为了排除政策虚假效应等不可观测因素的影响，本文将样本按照企业分组，随后在每个企业的年份变量中随机抽取一个年份作为政策开始的时间，随机抽样确保本文所构建的Did对新质生产力没有影响。从图2中的回归结果分析可以看出，虚拟的政策对新质生产力的影响系数的t值呈近似正态分布，说明在随机的500次实验中，构造的虚假政策对企业新质生产力的回归系数集中在零轴附近，政策的虚假处理效应不存在。

3. 替换被解释变量

新质生产力的核心目标是全要素生产率的提升，将被解释变量换为LP法计算的全要素生产率。回归结果如表4列（1），可见替换被解释变量的方法并不改变结论的稳健性。

4. 剔除直辖市样本

直辖市通常在经济规模、产业结构和人口密度上与其他城市差异较大，可能导致样本偏倚。因此，剔除企业注册地所在城市为北京、天津、上海和重庆直辖市的样本数据。回归结果如表4列（2），可见剔除直辖市样本方法并不改变结论的稳健性。

5. 增加年份－行业交互效应

由于经济政策的实施和宏观经济周期性波动的影响，特定行业的企业资源配置决策可能随着年份呈现系统性变动。如果这些因素对资源配置的影响程度足够重要，就有必要在考虑年份和行业的固定效用的基础上，进一步控制年份与行业的交互固定效应。回归结果如表4列（3），可见控制年份与行业交互固定效应方法并不改变结论的稳健性。

6. 调整聚类层级

同一省份内，个体的行为和特征可能受到相似的政策和经济环境影响。聚类调整可以更准确地反映这种相关性。因此将标准误调整在省份层面聚类后回归。结果如表4列（4），可见调整聚类层级方法并不改变结论的稳健性。

	(1)	(2)	(3)	(4)
	Npro	Npro	Npro	Npro
Did	0.1046**	0.1501***	0.1286***	0.1364***
	(2.1628)	(2.7048)	(3.0251)	(3.6652)
_cons	-4.2528***	-5.2042***	-4.9920***	-4.9311***
	(-24.0164)	(-26.7117)	(-32.6485)	(-34.6396)
Control	Yes	Yes	Yes	Yes
Year	Yes	Yes	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes	Yes	Yes
N	15185	10046	15179	15185
Adj. R2	0.5370	0.6597	0.6762	0.6724

（四）机制分析

如表5所示， 融资约束的代理变量WW在1%水平下显著，即企业发行可转债的确缓解了自身的融资约束。融资约束对企业新质生产力的影响则文献支撑证明。

	(1)
	WW
Did	-0.0109***
	(-4.4447)
	(-8.9819)
_cons	-0.6834***
	(-63.9328)
Control	Yes
Year	Yes
Industry	Yes
N	14360
Adj. R2	0.6682

可转债作为一种兼具债权和股权特征的融资工具，为发行方和投资者提供了独特的优势。从投资者角度而言，可转债内置的看涨期权使其具备“进可攻、退可守”的投资特性；对发行企业来说，初期较低的票面利率配合转股期后股价上涨预期，可显著优化融资成本结构。基于有效市场假说理论，相较于普通公司债发行主体，可转债发行企业在发行前往往呈现更显著的市场价值变动，具体表现为股价、市净率及换手率等指标的明显提升。

从融资条件来看，可转债较其他融资方式具有显著优势。其发行时间、资金用途限制较少，面向投资者群体更为广泛，且对发行后的盈利要求相对宽松，这些特点大大提升了上市公司的融资可获得性。就产品特征而言，我国可转债采用阶梯式利率设计，初期利率水平较低，随后逐年递增，这种安排既能缓解企业的即期付息压力，又能更好地匹配长期投资项目的现金流周期，为企业提供更为灵活的融资方案。

从产品结构设计来看，我国可转债呈现出较强的股权属性特征。与西方市场相比，我国可转债具有更高的转股成功率和更大的转股后股本扩张比例。这种设计强化了可转债作为“后门权益融资”的功能，使发行企业能够在未来以高于发行日市价的价格实现普通股融资。转股成功后，企业不仅获得长期免偿资金，降低债务偿付压力，还能优化资本结构，为实施创新战略和提升新质生产力创造有利条件。

五、结论与政策建议

本文借助2009-2022年沪深A股数据，研究可转债发行与企业新质生产力之间的关系。结果表明：企业发行可转债对自身的新质生产力具有促进作用，且该影响机制主要通过缓解融资约束实现。在经过一系列稳健性检验后，本文结论依然成立。研究成果对于提升资源配置效率、促进企业创新水平具有正面意义。根据主要研究结论，提出如下政策建议：

首先，鉴于可转债在企业融资中的灵活性和低成本特性，应加快推进可转债市场的培育与建设。在发行端，简化可转债的审批程序，提供财政支持，鼓励企业利用可转债进行创新投资。同时，设立专项资金，支持符合条件的企业发行可转债，降低融资门槛，促进企业在技术研发和生产优化方面的投入。其次，丰富可转债产品体系，推动多元化的可转债投资工具开发，优化投资者结构。可以考虑将符合标准的可转债纳入央行公开市场操作，增强其流动性。此外，鼓励商业银行对持有可转债的风险进行适度降低，以吸引更多投资者参与。最后，增强可转债发行主体的信息透明度，提升信息披露的公信力。建立完善的可转债信息披露框架，推动环境效益及财务信息的标准化和数字化。在这方面，可以借鉴已有的成功经验，构建统一的可转债信息数据库，确保投资者能够准确了解可转债的实际支持领域。

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