企業(yè)碳信息披露的碳減排效應(yīng)及其作用機制

郭四代，雷高文，2，蘇偉洲，袁子寒

（1.西南科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，四川 綿陽 621010；2.中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，安徽 合肥 230026）

2020年，中國政府向國際社會鄭重承諾“二氧化碳排放力爭于2030 年前達(dá)到峰值、努力爭取2060 年前實現(xiàn)碳中和”。這不僅展示了中國在應(yīng)對氣候變化上應(yīng)有的責(zé)任和擔(dān)當(dāng)，也明確了中國碳減排的時間表、路線圖和目標(biāo)任務(wù)。工業(yè)企業(yè)作為碳排放的主要源頭，2019 年工業(yè)碳排放量就已占中國同期碳排放總量的60%［1］。同時，工業(yè)企業(yè)也是碳減排的主要踐行者，在實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的過程中起到至關(guān)重要的作用。因此，建立完善的碳信息披露機制，不僅是推動企業(yè)實現(xiàn)碳減排的重要途徑，也是完善碳交易體系和碳減排政策的重要基礎(chǔ)。為此，2022 年生態(tài)環(huán)境部頒布施行的《企業(yè)環(huán)境信息依法披露管理辦法》要求符合規(guī)定的企業(yè)應(yīng)當(dāng)披露碳排放信息，碳信息披露成為了理論與實務(wù)界關(guān)心的熱門話題。但目前研究主要集中在碳信息披露對企業(yè)融資、企業(yè)績效和企業(yè)價值的影響方面，而企業(yè)碳信息披露的碳減排機制這一根本問題卻并未引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注。

就碳信息披露對企業(yè)融資的影響研究而言，大多數(shù)研究表明碳信息披露與債務(wù)融資成本呈顯著倒“U”型等非線性關(guān)系［2］，而企業(yè)的社會責(zé)任、成長水平、所有權(quán)性質(zhì)和債務(wù)風(fēng)險承擔(dān)能力等自身特征因素的變化會導(dǎo)致碳信息披露對企業(yè)融資產(chǎn)生差異化影響［3］。就碳信息披露對企業(yè)績效的影響研究而言，主要研究結(jié)論表明碳信息披露會正向促進(jìn)企業(yè)的財務(wù)績效和金融績效［4］，這種正向促進(jìn)作用也會受到媒體關(guān)注［5］、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)［6］等因素的影響。在碳信息披露對企業(yè)價值的影響研究上，有的研究表明碳信息披露會使企業(yè)價值得到提升，且這種影響會受到企業(yè)碳排放的正向調(diào)節(jié)作用［7］，符少燕等［8］則認(rèn)為碳信息披露與企業(yè)價值存在“U”型關(guān)系，且從短期經(jīng)營成果和長期市場價值角度來看，短期碳信息披露會抑制企業(yè)價值的增長，長期則會促進(jìn)［9］。相較于中國，歐美國家較早建立起了成熟的碳信息披露體系，較多研究成果以歐美企業(yè)為研究對象驗證了碳信息披露的碳減排效應(yīng)［10-12］。事實上，中國在去碳階段、碳交易體系設(shè)計等方面均與歐美國家存在較大的差異，在中國政府穩(wěn)步推動全國碳排放權(quán)交易市場建設(shè)、落實“雙碳”行動的宏觀背景下，探究中國企業(yè)碳信息披露的碳減排效應(yīng)對合理安排“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)路徑具有重要的現(xiàn)實意義。

基于此，本研究從合法性理論和自愿披露理論角度闡釋企業(yè)碳信息披露的碳減排效應(yīng)及其作用機制，并以2018—2020 年中國A 股上市公司中制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)對其進(jìn)行了實證分析。與現(xiàn)有研究相比，該研究主要創(chuàng)新性和價值體現(xiàn)在以下3點：①在研究視角上。國內(nèi)文獻(xiàn)大多集中在碳信息披露對企業(yè)融資、企業(yè)績效和企業(yè)價值的影響3個方面，國外碳信息披露的碳減排效應(yīng)則以歐美企業(yè)為研究對象，缺乏中國企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)。本研究從因果推斷的視角分析了企業(yè)碳信息披露對企業(yè)碳排放的影響，系統(tǒng)地回答了“中國企業(yè)的碳信息披露是否具有碳減排效應(yīng)”這一問題。②在研究數(shù)據(jù)與方法上。本研究區(qū)別于已有研究，基于“披露載體”“碳治理”“碳業(yè)務(wù)”和“碳績效”4 個維度構(gòu)建了企業(yè)碳信息披露質(zhì)量評價體系，綜合主成分分析法和熵權(quán)法測度了制造業(yè)企業(yè)2018—2020 年碳信息披露質(zhì)量水平及變化趨勢，有效降低了評價指標(biāo)的維數(shù)，避免了單一熵權(quán)法權(quán)重失真的可能，從而有效把握企業(yè)碳信息披露的本質(zhì)特征，提高了研究結(jié)論的可靠度。③在研究意義上。通過分析碳信息披露對企業(yè)碳減排的影響及其內(nèi)在作用機制，可以為政府制定完善的碳信息披露政策以推動企業(yè)碳減排，實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)提供重要的經(jīng)驗證據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 碳信息披露與企業(yè)碳減排

歐美企業(yè)的經(jīng)驗研究表明，碳信息披露會促進(jìn)企業(yè)碳減排［10-12］，而中國企業(yè)的碳信息披露是否也具有碳減排效應(yīng)仍處于探索之中。在合法性理論框架內(nèi)，早期的研究認(rèn)為企業(yè)的責(zé)任是將股東的利益最大化，公司利潤成為了衡量企業(yè)合法性的重要標(biāo)準(zhǔn)［13］。后來的研究強調(diào)企業(yè)不僅要保障股東的權(quán)益，更要滿足社會的多樣化需求［14-15］。當(dāng)前，氣候風(fēng)險已成為企業(yè)利益相關(guān)者決策的主要考量因素［16］，企業(yè)有效應(yīng)對氣候風(fēng)險的能力是其合法性地位的重要體現(xiàn)。信息披露作為企業(yè)證明自身合法性的有效手段，可以影響利益相關(guān)者對企業(yè)合法性的感知［17］。當(dāng)企業(yè)碳排放水平過高而損害自身合法性地位時，企業(yè)便會通過模棱兩可的碳信息披露來掩蓋實際情況以保證其合法性地位［18］。因此，在合法性理論的框架下，企業(yè)低質(zhì)量的碳信息披露有可能對應(yīng)著較高的碳排放水平。

自愿披露理論認(rèn)為，任何實體都只會向外披露對自己有利的信息，而隱藏對自己不利的信息［19］。所謂的不利信息包括兩種含義，一是待披露信息是“壞消息”；二是由于信息披露存在自有成本，即使待披露信息是“好消息”，但披露信息的收益要低于自有成本［20］。因此，企業(yè)更傾向于披露那些潛在收益高于自有成本的信息［21-22］。從環(huán)境治理信息披露角度來看，企業(yè)環(huán)境績效越好，其信息披露的自有成本就越低［23］，因而環(huán)境績效較好的企業(yè)更有動力披露高質(zhì)量的環(huán)境信息，從而區(qū)別于其他未披露的企業(yè)，緩解企業(yè)內(nèi)部與外部的信息不對稱問題［24］，進(jìn)一步改善企業(yè)的外部融資環(huán)境，緩解融資約束，降低融資成本［25-28］。在碳減排行動成為大部分國家應(yīng)對氣候變化問題的首要選擇時，高質(zhì)量的碳信息披露不僅可以反映企業(yè)的碳減排情況，還能促使企業(yè)獲取額外資源以提升全要素生產(chǎn)率［29］，進(jìn)而降低企業(yè)碳排放水平?；谝陨戏治觯岢鲇写炞C的假設(shè)H1。

H1：企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的提升會抑制企業(yè)碳排放。

1.2 作用機制

碳信息披露反映了企業(yè)的碳減排情況［24］，為投資者提供了更多關(guān)于企業(yè)的非財務(wù)信息，能最大程度減少投資者的信息不對稱問題，降低不確定性［30］。依據(jù)目標(biāo)披露周期理論，企業(yè)碳信息披露會對投資者的投資決策及企業(yè)的生產(chǎn)決策產(chǎn)生影響并最終作用于企業(yè)碳減排［31］。當(dāng)前，碳減排已成為全球應(yīng)對氣候變化的廣泛共識，高碳排放不僅會使企業(yè)面臨較大的環(huán)境監(jiān)管和利益相關(guān)者壓力，也會給投資者帶來較高的投資風(fēng)險，這將迫使企業(yè)不得不披露更多的碳信息［32-33］。對高碳企業(yè)而言，碳信息披露質(zhì)量的提升可使投資者很容易甄別出其碳排放水平及氣候風(fēng)險應(yīng)對能力，并減少對這類企業(yè)的投資［34］。而低碳企業(yè)則更愿意主動提升自身的碳信息披露質(zhì)量，強化企業(yè)低碳責(zé)任履行，降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱與不確定性，這將向投資者傳遞出企業(yè)較強的氣候風(fēng)險應(yīng)對能力和良好的環(huán)保聲譽［35］，促使企業(yè)吸引更多的投資。這種資本從高碳企業(yè)流向低碳企業(yè)的過程迫使高碳企業(yè)不得不大量采用綠色低碳技術(shù)，積極引導(dǎo)企業(yè)向低碳轉(zhuǎn)型，以保持對投資者的吸引力［34］。但企業(yè)要在短期內(nèi)快速實現(xiàn)碳減排，最主要的路徑還是依賴企業(yè)降低產(chǎn)品產(chǎn)量，即高碳企業(yè)短期內(nèi)只能通過產(chǎn)量調(diào)整的方式減少碳排放。因此，正是這種高碳企業(yè)向低碳企業(yè)的資本流動機制以及企業(yè)的生產(chǎn)調(diào)整機制推動了碳信息披露對企業(yè)碳減排的作用。

基于以上分析，提出假設(shè)H2和H3。

H2：碳信息披露通過資本從高碳企業(yè)向低碳企業(yè)流動的機制抑制企業(yè)碳排放。

H3：碳信息披露通過企業(yè)的生產(chǎn)調(diào)整機制抑制企業(yè)碳排放。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)計

為了識別企業(yè)碳信息披露對企業(yè)碳排放的影響，設(shè)計了如下實證模型：

其中：CEit表示企業(yè)i在第t年的二氧化碳排放水平；α0為常數(shù)項；CDit表示企業(yè)i在第t年的碳信息披露質(zhì)量，α1為其系數(shù)；Xit表示由一系列控制變量所組成的控制變量矩陣，γ為該控制變量矩陣的估計系數(shù)向量；ui表示企業(yè)固定效應(yīng)；εit為隨機擾動項。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量。被解釋變量為企業(yè)的二氧化碳排放水平（CE），由于中國企業(yè)較少對外披露其碳排放信息和能源消耗情況，因此，本研究參照陳小蓓等［36］、韓國文等［37］和CHIO 等［38］的研究方法，通過制造業(yè)企業(yè)所在子行業(yè)的能源消耗折算企業(yè)的碳排放。其中，制造業(yè)企業(yè)子行業(yè)的確定依據(jù)為2017國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB/T 4754—2017）國家標(biāo)準(zhǔn)中的三位數(shù)行業(yè)代碼，若多個企業(yè)所屬行業(yè)的3位數(shù)代碼一致，則將這些企業(yè)歸屬于同一子行業(yè)。具體計算過程如下：首先，利用制造業(yè)各子行業(yè)各年度的能源消耗計算出當(dāng)年的子行業(yè)二氧化碳排放總量。其次，以每年各子行業(yè)中各企業(yè)的營業(yè)成本為依據(jù)，將各企業(yè)的營業(yè)成本除以所在行業(yè)的營業(yè)總成本得到各企業(yè)每年的權(quán)重。最后，將企業(yè)的權(quán)重乘以細(xì)分行業(yè)的二氧化碳排放總量，取自然對數(shù)后求得企業(yè)各年度的二氧化碳排放水平。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為企業(yè)的碳信息披露質(zhì)量（CD），參照宋曉華等［9］、柳學(xué)信等［39］和張嬌寧等［40］的研究，構(gòu)建將企業(yè)的碳信息披露質(zhì)量評價指標(biāo)體系構(gòu)，其中包含“披露載體”“碳治理”“碳業(yè)務(wù)”和“碳績效”4 個一級指標(biāo)和相應(yīng)的12 個二級指標(biāo)（表1）。在變量的衡量依據(jù)上，通過巨潮資訊網(wǎng)調(diào)取樣本企業(yè)年報及社會責(zé)任報告，逐一閱讀并對照各指標(biāo)賦值標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行打分后，綜合主成分分析法和熵權(quán)法對企業(yè)的碳信息披露質(zhì)量進(jìn)行評價。

表1 評價指標(biāo)及其賦值標(biāo)準(zhǔn)

（3）控制變量?；谝延醒芯?，選取企業(yè)內(nèi)部因素中對企業(yè)碳信息披露具有較大影響的變量作為控制變量，以消除遺漏變量帶來的估計偏誤，這些變量包括企業(yè)的研發(fā)人員、研發(fā)投入、資產(chǎn)規(guī)模、負(fù)債水平等8個變量。此外，考慮到企業(yè)的碳信息披露及碳減排會受到外部宏觀因素的影響，還進(jìn)一步控制了企業(yè)所在省份的工業(yè)發(fā)展水平、環(huán)境規(guī)制力度以及科學(xué)技術(shù)投入等變量。本研究所涉及主要變量的符號、含義及衡量方式見表2。

表2 實證研究涉及的主要變量

2.3 數(shù)據(jù)來源及樣本說明

（1）數(shù)據(jù)來源?！渡鲜泄拘畔⑴豆芾磙k法》要求企業(yè)定期披露年報和中期報告，并未要求企業(yè)定期披露社會責(zé)任報告或環(huán)境治理報告，而在實際情況中也有少部分企業(yè)同時披露社會責(zé)任報告和環(huán)境治理報告。由此，在評價企業(yè)碳信息披露質(zhì)量時，綜合考慮了企業(yè)年報、社會責(zé)任報告和環(huán)境治理報告的內(nèi)容。企業(yè)的年報、社會責(zé)任報告和環(huán)境治理報告數(shù)據(jù)通過爬蟲從巨潮資訊網(wǎng)獲取，研究中所涉及的其他數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和《中國能源統(tǒng)計年鑒》。在樣本的處理上，僅保留了企業(yè)所屬行業(yè)代碼為C開頭的企業(yè)，同時剔除了ST、PT以及同時發(fā)行A、B股的企業(yè)，最終保留了722家制造業(yè)企業(yè)。根據(jù)研究需要，手工收集了樣本企業(yè)2018—2020 年所披露的碳信息。

（2）樣本說明。選取2018—2020年A股上市公司中制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本的原因主要有以下4點。①樣本研究期限起點。2017 年末，國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)的《全國碳排放權(quán)交易市場建設(shè)方案》將電力行業(yè)作為首批碳排放權(quán)交易的試點行業(yè)。由于宏觀政策具有較強的外生性，因而以2018年為起點研究企業(yè)碳信息披露的減排效應(yīng)將增加因果推斷的可信度。②上市公司定期披露機制。上市公司會定期向外界公布其年報、社會責(zé)任報告或環(huán)境治理報告，這為收集、評價企業(yè)的碳信息披露質(zhì)量等工作提供了極大的便利條件。③行業(yè)單一性。將研究樣本限定在制造業(yè)中，這是因為制造業(yè)中的上市公司在中國A股上市公司中占據(jù)較大比例，而且將研究樣本控制在單一行業(yè)內(nèi)可以消除因行業(yè)變化導(dǎo)致對因果識別結(jié)果的潛在影響。④樣本研究期限終點。中國于2021年正式啟動全國碳排放權(quán)交易市場，若將樣本時間段擴展至2021年，則企業(yè)參與碳交易這一因素會混淆因果識別的結(jié)果，但考慮到此前中國已在深圳、上海、北京、廣東、湖北、天津和重慶7個不同省市開展了碳排放權(quán)交易市場的試點建設(shè)，研究樣本中可能存在已有企業(yè)參與碳排放權(quán)交易的情況，因而在后續(xù)的實證分析部分，將參與碳排放權(quán)交易的企業(yè)從研究樣本中剔除進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

3 實證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計

本研究所涉及的企業(yè)碳排放水平（CE）、碳信息披露水平（CD）、研發(fā)人員（R&DP）等變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。從表3可以看出，企業(yè)的碳排放水平（CE）的最大值為9.055，最小值為0.072，而該變量的均值為2.843，表明各企業(yè)的碳排放水平之間存在較大差距。此外，企業(yè)碳信息披露水平（CD）與碳排放水平（CE）的情況相似，最大值為0.945，最小值為0.032，而該變量的均值僅為0.107，同樣表明不同企業(yè)間的碳信息披露水平存在較大差異。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

3.2 基準(zhǔn)回歸

表4 匯報了企業(yè)碳信息披露影響企業(yè)碳排放水平的檢驗結(jié)果。表4列（1）是控制了企業(yè)層面相關(guān)變量后的估計結(jié)果，此時核心解釋變量碳信息披露（CD）的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明了碳信息披露質(zhì)量的提升能促進(jìn)企業(yè)碳減排。為了消除企業(yè)自身不隨時間變化的特征以及外部宏觀因素對估計結(jié)果的潛在影響，列（2）和列（3）依次控制了企業(yè)固定效應(yīng)以及企業(yè)所在省份的工業(yè)發(fā)展水平、環(huán)境規(guī)制力度和科學(xué)技術(shù)投入3個變量，結(jié)果仍然顯示了企業(yè)碳信息披露存在顯著碳減排效應(yīng)。此外，樣本企業(yè)中存在較多企業(yè)屬于同一制造業(yè)子行業(yè)的情況，而同一子行業(yè)企業(yè)的各項指標(biāo)可能存在高度相似性，這可能會引起估計偏誤。為解決這一問題，在列（4）中將模型的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到企業(yè)所屬的制造業(yè)子行業(yè)進(jìn)行重新估計。最終結(jié)果顯示了核心解釋變量碳信息披露（CD）的估計系數(shù)在5%的顯著性水平下為負(fù)，表明了企業(yè)的碳信息披露存在明顯的碳減排效應(yīng)，這一實證結(jié)果與理論分析所得假設(shè)相一致。

表4 企業(yè)碳信息披露的減排效應(yīng)

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為驗證基準(zhǔn)回歸所得結(jié)果的穩(wěn)健性，通過更換核心解釋變量和被解釋變量測度方式、排除其他政策干擾、消除股市周期性波動以及選取工具變量等五種方式進(jìn)行檢驗。

（1）更換核心解釋變量測度方式。參照柳學(xué)信等［39］的研究，將企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的計算方式更換為指標(biāo)體系中各二級指標(biāo)得分之和以反映企業(yè)的碳信息披露水平（CDR），變量CDR的值越大，表明企業(yè)的碳信息披露水平越高。更換核心解釋變量測度方式后，碳信息披露影響企業(yè)碳排放水平的檢驗結(jié)果見表5列（1），從中可知，變量CDR的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)碳信息披露水平上升會抑制企業(yè)碳排放，這一結(jié)論與基準(zhǔn)回歸所得結(jié)論一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（2）更換被解釋變量測度方式。參照李力等［3］的研究，以企業(yè)是否獲得政府授予環(huán)保方面的榮譽或獎勵（HN）作為衡量企業(yè)減排的依據(jù)，如果企業(yè)獲得了相應(yīng)的榮譽或獎勵，則變量HN取值為1，如果未獲得，則取值為0。由于變量HN為虛擬變量，故需采用面板Probit模型進(jìn)行估計，如果企業(yè)碳信息披露（CD）的估計系數(shù)為正且顯著，這表明企業(yè)碳信息披露水平的提高會促進(jìn)企業(yè)碳減排。從表5 列（2）的估計結(jié)果可知，企業(yè)碳信息披露（CD）的估計系數(shù)為1.241，且在10%的水平下顯著，表明企業(yè)碳信息披露水平的提升會抑制二氧化碳的排放。該結(jié)論與表4中基準(zhǔn)回歸所得到的結(jié)論一致，進(jìn)一步驗證了其穩(wěn)健性。

（3）消除股市周期性波動?？紤]到股市的周期性波動有可能影響上市公司的生產(chǎn)經(jīng)營決策，因而需要在模型（1）中對這一因素加以控制。2018—2020 年間，A 股指數(shù)在2019 年呈現(xiàn)出較大波動，為控制這一影響，在模型（1）中加入了2019年的時間虛擬變量進(jìn)行重新估計，結(jié)果見表5 列（3），可知核心解釋變量碳信息披露（CD）估計系數(shù)的符號在5%的水平下顯著為負(fù)。因此，在消除了股票市場的周期性波動因素后，碳信息披露對企業(yè)碳排放仍然存在明顯的抑制作用。

（4）排除其他政策干擾。2011年，國家發(fā)展和改革委員會批準(zhǔn)了在北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東以及深圳等7省份開展碳排放權(quán)交易試點，若研究樣本中已有企業(yè)參與碳排放權(quán)交易，則有可能對因果識別的結(jié)果造成影響。為了剝離碳排放權(quán)交易對估計結(jié)果產(chǎn)生的影響，從樣本中剔除了2018—2020 年間79 家參與碳排放權(quán)交易的企業(yè)，再使用模型（1）進(jìn)行重新估計，由表5 列（4）可知核心解釋變量碳信息披露（CD）估計系數(shù)在5%的顯著性水平下為負(fù)，表明在排除了碳排放權(quán)交易試點這一政策的影響后，碳信息披露對企業(yè)碳排放仍然存在明顯的抑制作用。

（5）工具變量?？紤]到企業(yè)的碳信息披露和碳排放之間的反向因果關(guān)系會混淆因果識別的結(jié)果，需要選取合適的工具變量加以解決。參照朱杰［42］的研究，將同一年度、同一子行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的均值作為企業(yè)碳信息披露的工具變量。在工具變量的相關(guān)性上，若企業(yè)所處子行業(yè)的碳信息披露質(zhì)量均值較高，則企業(yè)自身的碳信息披露質(zhì)量有很大可能處于較高水平。在工具變量的外生性上，由于子行業(yè)的碳信息披露質(zhì)量不能被單一企業(yè)的決策行為所影響，故工具變量與企業(yè)的碳排放水平并不直接相關(guān)。因此，以同一年度、同一子行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的均值作為企業(yè)碳信息披露的工具變量可以滿足工具變量的相關(guān)性和外生性假設(shè)。在選定工具變量后，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行工具變量估計，結(jié)果見表5列（5）。可以看出，工具變量的Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量為7.496，且在1%的水平下顯著，表明工具變量不存在不可識別問題。工具變量的Kleibergen-Paap Wald rk F 統(tǒng)計量為362.224，大于15%的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問題。而且，核心解釋變量碳信息披露（CD）的估計系數(shù)仍然顯著為負(fù)，這與基準(zhǔn)回歸所得結(jié)論一致。

3.4 異質(zhì)性分析

前面研究表明，企業(yè)碳信息披露具有明顯的碳減排效應(yīng)。但企業(yè)的碳信息披露策略會因其融資約束程度和區(qū)域位置不同而出現(xiàn)異質(zhì)性，特別是在東西部經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異的情形下，企業(yè)的區(qū)域特征會對其碳信息披露決策產(chǎn)生重要的影響。因此，基于企業(yè)所受融資約束水平和區(qū)域位置的不同分析碳信息披露對企業(yè)碳減排的差異化影響，能為進(jìn)一步細(xì)化降碳減污政策提供更加全面的理論和經(jīng)驗證據(jù)。

（1）融資約束異質(zhì)性。由于環(huán)境信息披露質(zhì)量會受到融資約束的正向影響［43］，其碳減排效應(yīng)可能也會因為企業(yè)融資約束的不同而出現(xiàn)異質(zhì)性。這是因為較高的融資約束會影響企業(yè)的現(xiàn)金持有進(jìn)而制約其各種行為。而信息不對稱則是影響企業(yè)融資的重要因素之一，若企業(yè)向外傳遞信息不足，則投資者無法對企業(yè)風(fēng)險進(jìn)行準(zhǔn)確評估，由此帶來更高的風(fēng)險溢價強化了企業(yè)的融資約束［44］。碳信息披露作為環(huán)境信息披露的一種，能在一定程度上解決信息不對稱問題。當(dāng)面臨較高的融資約束時，為了降低外源性融資的難度和成本，企業(yè)會更加積極披露碳信息。因此，不同的融資約束會導(dǎo)致企業(yè)采取差異化的碳信息披露策略，從而造成企業(yè)碳信息披露的碳減排效應(yīng)因其所受融資約束的不同而出現(xiàn)異質(zhì)性。參照劉貫春等［45］的研究檢驗融資約束的異質(zhì)性，以SA 指數(shù)為企業(yè)融資約束水平的衡量依據(jù)，分年度計算出SA指數(shù)的中位數(shù)。若企業(yè)的SA指數(shù)大于中位數(shù)，則將其劃歸為高融資約束子樣本，否則歸類為低融資約束子樣本。分樣本回歸結(jié)果見表6列（1）和列（2），可以看出，碳信息披露的碳減排效應(yīng)在低融資約束水平下不顯著，而在高融資約束水平下顯著為負(fù)。該結(jié)果表明，碳信息披露對企業(yè)碳排放的抑制作用因其所受融資約束的強弱而出現(xiàn)異質(zhì)性。

表6 融資約束與區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

（2）區(qū)域異質(zhì)性。環(huán)境庫茲涅茨曲線假說認(rèn)為，當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展到一定程度后，人均收入會增加，環(huán)境污染物排放量逐漸降低，環(huán)境質(zhì)量逐步改善。人們會更加關(guān)注經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量與生態(tài)環(huán)境的保護(hù)，各利益相關(guān)者對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營模式也會有更高的環(huán)保要求，從而造成不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平下企業(yè)碳減排的差異性。東部區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平遠(yuǎn)高于中部和西部區(qū)域，因此，位于東部區(qū)域的企業(yè)可能更加偏向于環(huán)境友好型的生產(chǎn)經(jīng)營模式，從而造成碳信息披露對企業(yè)碳減排的作用出現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性。為檢驗企業(yè)碳信息披露對其碳排放是否存在區(qū)域差異化影響，以企業(yè)所在省份為依據(jù)，將樣本劃分為東部和東部以外區(qū)域兩個子樣本，分樣本回歸的結(jié)果見表6列（3）和列（4）。可以看出，在東部區(qū)域樣本中，企業(yè)碳信息披露（CD）的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下為負(fù)，而在東部以外區(qū)域樣本中，企業(yè)碳信息披露（CD）的估計系數(shù)并不顯著，這表明企業(yè)碳信息披露的碳減排效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性。

3.5 機制分析

前面理論分析表明，為規(guī)避氣候監(jiān)管等風(fēng)險，資本會從高碳企業(yè)流向低碳企業(yè)，這種資本的流動過程會迫使高碳企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)，從而實現(xiàn)碳減排。為識別上述機制，以各年度企業(yè)碳排放水平的中位數(shù)為依據(jù)，將碳排放水平大于等于中位數(shù)的企業(yè)劃分為高碳企業(yè)，以企業(yè)機構(gòu)持股總數(shù)的對數(shù)值（IH）作為投資者關(guān)注的代理變量，用以反映資本在企業(yè)間的流動。此外，參照毛歡歡等［46］的研究，通過新增營業(yè)成本、存貨和期末資產(chǎn)總額來構(gòu)建企業(yè)產(chǎn)量變量（PRODUCTION）。此后，將模型（1）中的被解釋變量分別替換為IH與PRODUCTION，并按照企業(yè)碳排放水平高低進(jìn)行分組回歸，預(yù)期結(jié)論為在高碳企業(yè)樣本中碳信息披露質(zhì)量的提升會降低企業(yè)的機構(gòu)持股水平和產(chǎn)量，而在低碳企業(yè)樣本中碳信息披露質(zhì)量的提升則會促進(jìn)企業(yè)的機構(gòu)持股水平，但對企業(yè)產(chǎn)量無顯著影響。

機制檢驗結(jié)果見表7，其中：列（1）和列（3）為高碳企業(yè)樣本的估計結(jié)果，列（2）和列（4）為低碳企業(yè)樣本的估計結(jié)果?？梢钥闯?，在高碳企業(yè)樣本中，企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的提升均導(dǎo)致了機構(gòu)持股和企業(yè)產(chǎn)量的下降，但低碳排放企業(yè)并未出現(xiàn)這種現(xiàn)象，該結(jié)論與預(yù)期結(jié)論一致。這表明，碳信息披露質(zhì)量的提升一方面有助于投資者甄別企業(yè)碳排放水平從而減少對高碳企業(yè)的投資，另一方面可以對企業(yè)的生產(chǎn)活動給予有效反饋，幫助企業(yè)及時調(diào)整生產(chǎn)活動。

表7 機制分析檢驗結(jié)果

4 結(jié)論及啟示

本研究采用A 股上市公司中制造業(yè)企業(yè)2018—2020年的面板數(shù)據(jù)，從理論和經(jīng)驗上對中國企業(yè)的碳信息披露是否具有碳減排效應(yīng)這一問題進(jìn)行系統(tǒng)性回答。理論分析表明，企業(yè)的碳信息披露具有明顯的碳減排效應(yīng)，且該效應(yīng)通過資本在高碳企業(yè)與低碳企業(yè)間的流動機制以及企業(yè)的生產(chǎn)調(diào)整機制發(fā)揮作用。經(jīng)驗研究的結(jié)果表明，企業(yè)碳信息披露的碳減排效應(yīng)顯著且穩(wěn)健，但會因企業(yè)融資約束程度、區(qū)域位置的不同而出現(xiàn)異質(zhì)性。機制分析發(fā)現(xiàn)，碳信息披露質(zhì)量的提升導(dǎo)致高碳企業(yè)的機構(gòu)持股和產(chǎn)量下降，而低碳企業(yè)并未出現(xiàn)該現(xiàn)象。

基于研究結(jié)論，提出如下建議。①強化企業(yè)碳信息披露的主動性。加強低碳知識的有效宣傳，引導(dǎo)企業(yè)充分認(rèn)知碳信息披露在提升企業(yè)形象與競爭力、降低融資成本與減排成本、提高資源利用效率和氣候風(fēng)險管理能力等方面的益處，有利于企業(yè)內(nèi)部形成低碳循環(huán)的發(fā)展氛圍，增強企業(yè)的碳信息披露意識。同時，根據(jù)減排目標(biāo)，將碳信息披露納入企業(yè)核心業(yè)務(wù)戰(zhàn)略中，完善企業(yè)碳信息披露實踐體系，提高企業(yè)碳信息披露的自主性和參與度。②分階段推行企業(yè)碳信息強制披露機制。根據(jù)實際碳減排情況，可逐步將強制披露清單擴大到非重點排污單位，推動更多企業(yè)參與碳減排行動計劃。進(jìn)一步明確企業(yè)碳信息披露的內(nèi)容、范圍、格式和核算方法等，統(tǒng)一碳信息披露標(biāo)準(zhǔn)，充分保障企業(yè)碳信息的真實性、可比性和對稱性。建立由政府、行業(yè)、第三方鑒證機構(gòu)和公民等主體構(gòu)成的碳信息披露監(jiān)督機制，提升企業(yè)碳信息披露質(zhì)量。③推動企業(yè)碳信息異質(zhì)性披露。結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平，中西部地區(qū)應(yīng)借鑒東部地區(qū)企業(yè)碳信息披露制度的先進(jìn)做法和經(jīng)驗，“因地制宜”地制定差異化的企業(yè)碳信息披露管理制度，采用扶持和激勵等多種方式推動企業(yè)向綠色低碳模式轉(zhuǎn)型。對于不同融資約束水平的企業(yè)，應(yīng)分類制定指導(dǎo)政策以提高企業(yè)碳信息披露質(zhì)量，降低融資成本，減緩融資壓力。