盧佳友 謝琦 周志方

【摘要】碳信息披露作為企業(yè)向利益相關(guān)者傳遞碳管理業(yè)績的關(guān)鍵手段， 直接關(guān)乎企業(yè)未來可持續(xù)發(fā)展方向。 碳排放權(quán)交易制度雖能有效減少碳排放， 但其對企業(yè)碳信息披露的影響機(jī)制仍值得商榷。 基于此， 以2011年10月29日國務(wù)院頒布《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易的通知》為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 依據(jù)政治關(guān)聯(lián)將樣本分成實(shí)驗(yàn)組與控制組， 采用雙重差分法檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易制度對試點(diǎn)地區(qū)重污染企業(yè)碳信息披露的微觀影響效應(yīng)， 進(jìn)而從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性和政府干預(yù)水平視角探究其影響機(jī)制變化。 結(jié)果表明：試點(diǎn)政策頒布后， 政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的碳信息披露水平提升程度顯著高于其他企業(yè); 在重污染國有企業(yè)樣本中以及政府干預(yù)程度較高的地區(qū)， 碳排放權(quán)交易制度對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平的提升效果更明顯。

【關(guān)鍵詞】碳排放權(quán)交易;政治關(guān)聯(lián);碳信息披露;碳交易市場建設(shè)

【中圖分類號】F230? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）10-0069-8

一、引言及文獻(xiàn)綜述

碳排放量增加引發(fā)的溫室效應(yīng)和氣候變化嚴(yán)重影響了全球經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性及人類的健康生活， 已然成為人類面臨的主要環(huán)境威脅。 為有效促進(jìn)企業(yè)碳減排以實(shí)現(xiàn)“美麗中國”目標(biāo)， 政府出臺的環(huán)境規(guī)制也日趨嚴(yán)厲， 其中通過市場機(jī)制調(diào)節(jié)而非強(qiáng)制性監(jiān)管的碳排放權(quán)交易系統(tǒng)（Carbon Emissions Trading System， ETS）在降低碳排放中的作用日益凸顯。 碳排放權(quán)交易系統(tǒng)是指政府通過碳配額設(shè)定排放上限， 并允許排放者買賣額外的配額以達(dá)到減少碳排放量的目標(biāo)， 主要通過兩個機(jī)制發(fā)揮作用：一方面通過碳配額權(quán)的發(fā)放限制企業(yè)碳排放; 另一方面激勵企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新達(dá)到減排效果從而在碳市場交易中獲利。 為加快推進(jìn)由資源消耗型的粗放發(fā)展模式向可持續(xù)型的綠色發(fā)展模式的重大結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型， 國家發(fā)改委于2011年發(fā)布《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易的通知》， 在北京、天津、上海、重慶、湖北省、廣東省和深圳開展首批碳排放權(quán)交易試點(diǎn)， 啟動碳排放總量控制和配額交易的示范工作。 碳排放權(quán)交易制度通過“總量控制和買賣業(yè)務(wù)”機(jī)制減少碳排放， 凸顯創(chuàng)新補(bǔ)償正效應(yīng)， 協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)之間的矛盾， 逐步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與節(jié)能減排“雙贏”。

已有文獻(xiàn)對碳排放權(quán)交易制度的研究主要集中于環(huán)境績效、經(jīng)濟(jì)績效、技術(shù)創(chuàng)新及配額分配等方面。 基于環(huán)境績效視角， Zhang等[1] 研究發(fā)現(xiàn)我國的試點(diǎn)排放交易體系極大地促進(jìn)了覆蓋的工業(yè)子行業(yè)碳排放量的減少; 基于宏觀經(jīng)濟(jì)影響視角， Yang等[2] 采用雙重差分模型發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易政策顯著擴(kuò)大了就業(yè)規(guī)模， 減少了碳排放， 是緩解我國環(huán)境壓力同時(shí)促進(jìn)低碳社會轉(zhuǎn)型的重要市場型環(huán)境政策工具; 基于行業(yè)中觀影響視角， Zhang等[3] 利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的優(yōu)化模型研究三種碳交易方案后發(fā)現(xiàn)， 碳交易不僅有利于工業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出， 同時(shí)也能為整個行業(yè)創(chuàng)造一定的減排潛力。 此外， Wen等[4] 以深圳試點(diǎn)為例， 采用差異法定量分析后指出， 碳排放交易市場對參與碳排放配額交易的公司的超額收益具有積極影響; 就如何公平分配排放配額的問題， Du等[5] 基于效率原則， 開發(fā)了一種迭代程序來分解二氧化碳減排目標(biāo)。

雖然已有文獻(xiàn)從以上幾個方面對碳排放權(quán)交易制度展開了研究， 但是對企業(yè)微觀環(huán)境行為影響的研究相對較少。 由于我國欠缺強(qiáng)制碳信息披露的規(guī)定， 暫以自愿披露為主， 因而企業(yè)整體的碳信息披露水平較低。 盡管國務(wù)院頒布的《“十三五”控制溫室氣體排放工作方案》中明確指出， 為落實(shí)污染減排目標(biāo)推動建立企業(yè)溫室氣體排放信息披露制度， 鼓勵企業(yè)主動公開溫室氣體排放信息， 但鑒于碳排放權(quán)交易制度并非強(qiáng)制企業(yè)公開碳信息的命令型環(huán)境規(guī)制， 可能會由于管理機(jī)會主義的存在使企業(yè)披露環(huán)境信息的意愿不盡人意。 管理機(jī)會主義倡導(dǎo)者認(rèn)為， 盡管公開環(huán)境信息能塑造企業(yè)對環(huán)境負(fù)責(zé)任的形象， 但其綠色好感會因暴露于不一定公平的批評和高污染下而難以抵消其披露成本， 由此可能造成其披露環(huán)境信息的動機(jī)不足[6] 。 因此， 碳排放權(quán)交易制度雖然能促進(jìn)企業(yè)開展減排行動， 但究竟碳排放權(quán)交易制度是否能迫使企業(yè)提高碳信息透明度值得進(jìn)一步探究。

此外， 在我國特有的文化體系和政治制度背景下， 政府作為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的“看得見的手”， 在稀缺資源的配置中發(fā)揮著積極作用， 而這些稀缺資源關(guān)系到公司的生存和持續(xù)發(fā)展， 獲取政治關(guān)聯(lián)成為企業(yè)傾向或熱衷的一種重要機(jī)制。 已有研究對于政治關(guān)聯(lián)與碳信息披露之間的關(guān)系存在兩種截然不同的觀點(diǎn)： 積極的觀點(diǎn)認(rèn)為， 企業(yè)通過政治關(guān)聯(lián)這一重要紐帶能獲取政府更多的“偏愛”， 從而更有動力實(shí)施低碳管理， 而政府能通過政治關(guān)聯(lián)這層“血緣關(guān)系”傳達(dá)綠色低碳發(fā)展的偏好以完成減排目標(biāo)[7] ， 此時(shí)， 政治關(guān)聯(lián)成為公司積極應(yīng)對環(huán)境問題和政府低碳期望相契合的一種重要資源; 消極的觀點(diǎn)則認(rèn)為， 地方政府可能由于政績壓力和晉升的影響而給予企業(yè)環(huán)境規(guī)制方面的“優(yōu)待”， 使得政治關(guān)聯(lián)成為企業(yè)逃避環(huán)境規(guī)制的途徑， 進(jìn)而喪失了披露減排信息的動機(jī)[8] 。 因此， 在碳排放權(quán)交易制度的影響下， 政治關(guān)聯(lián)究竟是起到正面的促進(jìn)作用還是反面的抑制作用值得探討。 鑒于此， 本文以2011年《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易的通知》的發(fā)布作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 采用雙重差分法（Difference in Difference， DID）來探究碳排放權(quán)交易制度對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露的影響， 以及碳排放權(quán)交易制度通過何種途徑促進(jìn)企業(yè)公開碳信息。

本文的貢獻(xiàn)在于：①從梳理的文獻(xiàn)看， 有關(guān)環(huán)境規(guī)制與碳信息披露關(guān)系的研究主要集中在命令型環(huán)境規(guī)制方面， 且以碳排放權(quán)交易機(jī)制為研究對象的文獻(xiàn)以減排效果和經(jīng)濟(jì)績效為主， 本文則從企業(yè)層面出發(fā)， 系統(tǒng)地探究了碳排放權(quán)交易制度對碳信息披露的影響及其作用機(jī)理。 本文可能是國內(nèi)較早探討碳排放權(quán)交易制度影響企業(yè)碳信息披露的文獻(xiàn)， 為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)碳信息披露的影響提供了微觀證據(jù)。 ②應(yīng)用雙重差分估計(jì)（DID）和雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）檢驗(yàn)等方法能有效避免因使用管制強(qiáng)度、監(jiān)管力度、排污費(fèi)、排污量等指標(biāo)測度環(huán)境規(guī)制所造成的內(nèi)生性問題， 能更準(zhǔn)確地識別和檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易制度對碳信息披露的影響。 ③本文提供了碳排放權(quán)交易制度對不同企業(yè)和地區(qū)層面異質(zhì)性分析的證據(jù)， 發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和政府干預(yù)程度較高的地區(qū)企業(yè)披露碳信息的積極性更高， 這一發(fā)現(xiàn)為政府完善碳信息披露制度， 逐步提高民營企業(yè)的披露意愿， 并加快推進(jìn)碳市場建設(shè)來共建低碳社會提供了一定的依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

碳信息披露是衡量國家減排目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的重要依據(jù)， 是企業(yè)向外部利益相關(guān)者傳遞碳管理及碳風(fēng)險(xiǎn)等信息的重要手段。 當(dāng)前我國企業(yè)碳信息披露以自愿為主， 但近年來隨著我國生態(tài)文明建設(shè)體系的逐步完善， 環(huán)境規(guī)制政策逐漸發(fā)揮重要作用。 根據(jù)制度理論， 制度具有制約和影響組織行為的功能[9] 。 相對于制度缺失的環(huán)境， 制度完善的環(huán)境中多樣化的信息渠道和有效的市場監(jiān)督機(jī)制能更好地監(jiān)督和約束管理層機(jī)會主義行為， 迫使企業(yè)由于環(huán)境規(guī)制壓力而響應(yīng)公共政策， 開展環(huán)境信息披露行為。

從碳排放權(quán)交易制度的市場激勵效應(yīng)視角來看， 碳排放權(quán)交易制度作為市場環(huán)境規(guī)制的關(guān)鍵部分， 能夠促使企業(yè)實(shí)施積極的環(huán)境戰(zhàn)略并披露相關(guān)環(huán)境信息以表明其符合當(dāng)前的制度要求， 從而降低環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)。 而且在碳排放權(quán)交易制度的影響下， 企業(yè)將加大綠色研發(fā)投入力度以實(shí)現(xiàn)向低碳綠色轉(zhuǎn)型， 進(jìn)而降低碳排放的邊際成本， 短期內(nèi)的低碳轉(zhuǎn)型成本將使得企業(yè)免于長期購買碳排放權(quán)的成本支出， 并能從碳交易市場進(jìn)行碳配額的買賣交易來彌補(bǔ)研發(fā)支出， 此時(shí)企業(yè)公開的碳減排信息將傳遞至碳交易市場， 贏得碳交易市場的好感， 由此實(shí)現(xiàn)碳配額買賣的長效交易機(jī)制。 要素稟賦假說認(rèn)為， 當(dāng)企業(yè)的環(huán)境遵循規(guī)制成本小于相應(yīng)要素稟賦成本時(shí)， 企業(yè)能從要素投入中獲得收益， 便會服從高標(biāo)準(zhǔn)的環(huán)境規(guī)制[10] 。 碳排放權(quán)交易制度明確指出， 對于未履約的企業(yè)以及第三方核查機(jī)構(gòu)的違規(guī)行為進(jìn)行約束， 而對履約企業(yè)則提供碳融資和政策的支持。 若企業(yè)違反碳排放規(guī)定將面臨失信懲罰， 該失信成本將對企業(yè)造成外部約束， 迫使企業(yè)披露其碳減排信息以展示其履約任務(wù)的達(dá)成情況。 但如果企業(yè)完成履約任務(wù)， 將在財(cái)政資金、低碳基金、項(xiàng)目審批等各方面獲得優(yōu)先支持。 總而言之， 碳排放權(quán)交易制度的約束機(jī)制和激勵機(jī)制都將促使企業(yè)公開其碳信息。

在合法性理論框架下， 信息公開是企業(yè)展示和維系其合法性形象的重要渠道， 同時(shí)環(huán)境信息公開成為企業(yè)在不轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)模式的前提下即可維持其合法地位的方法。 基于碳排放權(quán)交易制度的市場監(jiān)管效應(yīng)視角， 碳排放權(quán)交易制度將企業(yè)置于“合法性壓力”下， 企業(yè)為獲得良好的碳交易市場聲譽(yù)， 將嘗試進(jìn)行積極的碳信息披露。 已有研究也指出， 面對環(huán)境合法性壓力， 各行業(yè)企業(yè)更愿意對外披露相關(guān)環(huán)境信息， 同時(shí)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大引致環(huán)境合法性壓力提升， 企業(yè)披露環(huán)境信息的意愿更強(qiáng)[11] 。 此外， 在碳排放權(quán)交易制度的碳排放監(jiān)測、報(bào)告與核查部分， 明確指出試點(diǎn)企業(yè)需制定碳排放監(jiān)測計(jì)劃和提交年度碳排放報(bào)告， 其碳排放信息還需審查， 這種強(qiáng)制性的市場監(jiān)管無疑將使企業(yè)不得不披露碳信息， 以向有關(guān)單位報(bào)送碳減排的完成情況。

諸多學(xué)者指出， 政治關(guān)聯(lián)在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的背景下， 對企業(yè)發(fā)展發(fā)揮了重要作用， 尤其是在政治制度與企業(yè)行為層面[12] 。 因此， 本文著重探討政治關(guān)聯(lián)如何影響碳排放權(quán)交易制度與企業(yè)碳信息披露的關(guān)系。 根據(jù)資源依賴?yán)碚摚?任何組織都要在外界環(huán)境中獲取自身發(fā)展所需的資源， 企業(yè)可以通過政治機(jī)制為自身創(chuàng)造更有利的環(huán)境甚至改善外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境狀況。 一方面， 具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)將會受到政府的青睞并獲取關(guān)鍵資源， 包括銀行貸款、稅收優(yōu)惠和財(cái)政津貼等， 進(jìn)而緩解內(nèi)部資源約束; 另一方面， 政府通過政治關(guān)聯(lián)搭建與企業(yè)之間的“紐帶”， 可以向其傳達(dá)自身偏好和期望。 因而， 就碳排放權(quán)交易制度而言， 具有政治關(guān)聯(lián)的高污染企業(yè)將可能獲得更多的碳排放權(quán); 作為回報(bào)， 企業(yè)將積極響應(yīng)政府的綠色號召， 披露碳排放信息以對外傳遞其綠色運(yùn)營信息， 迎合政府通過政治關(guān)聯(lián)紐帶向其傳達(dá)履行環(huán)境責(zé)任的合法性期望。 基于以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H1：相較于非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)， 碳排放權(quán)交易制度顯著提高了政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的碳信息披露水平。

在我國獨(dú)特的制度背景下， 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異成為中國企業(yè)的典型特征。 對于國有企業(yè)而言， 承載了社會性期望和社會義務(wù)因而其“合法性敏感度”會更高， 具有政治關(guān)聯(lián)的高管也將更為主動地執(zhí)行政府的環(huán)境政策， 披露更多的減排行動和效果以展現(xiàn)其履行信息披露責(zé)任的合法性形象。 譚雪[13] 基于信號傳遞理論指出， 不同于非國有企業(yè)， 國有企業(yè)的管理層受政治晉升的激勵， 會更為積極地披露社會責(zé)任信息并注重環(huán)境績效。 而作為處于相對弱勢地位的非國有企業(yè)， 高管向政府“示好”以建立良好的政治關(guān)系是為了獲取更多資源， 由于受到逐利目標(biāo)的限制， 其更加關(guān)注在碳信息披露方面自身的成本和收益， 碳信息披露的動機(jī)偏弱。 張琦等[14] 認(rèn)為非國有企業(yè)仍是追求企業(yè)價(jià)值最大化的， 由于受到逐利目標(biāo)的限制， 難以忽略披露環(huán)境信息而導(dǎo)致的成本， 因而在環(huán)境績效表現(xiàn)方面要比國有企業(yè)差。 據(jù)此， 提出如下假設(shè)：

H2：相較于具有政治關(guān)聯(lián)的非國有企業(yè)， 碳排放權(quán)交易制度對具有政治關(guān)聯(lián)的國有企業(yè)碳信息披露水平的提升程度更高。

已有文獻(xiàn)表明， 政府干預(yù)程度越高， 其政治目標(biāo)越容易影響企業(yè)的活動[15] 。 但對于政府干預(yù)在企業(yè)踐行綠色低碳運(yùn)營中究竟扮演著何種角色存在兩種完全對立的觀點(diǎn)：基于正面推動者的觀點(diǎn)， Droste等[16] 通過分析鼓勵綠色投資促進(jìn)向綠色經(jīng)濟(jì)過渡的制度條件發(fā)現(xiàn)， 政府的干預(yù)措施在指導(dǎo)企業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中發(fā)揮著核心作用; 基于反面抑制者的觀點(diǎn)， 張建華等[17] 發(fā)現(xiàn)， 在政府干預(yù)程度低的區(qū)域， 環(huán)境規(guī)制能更有效地促進(jìn)企業(yè)踐行綠色技術(shù)創(chuàng)新。 就碳排放治理而言， 在政府干預(yù)程度高的地區(qū)， 地方政府一方面通過超標(biāo)碳排放處罰等強(qiáng)制性監(jiān)管機(jī)制加大對碳排放的治理力度， 另一方面通過提供低碳設(shè)備更新經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼、碳稅補(bǔ)貼等激勵扶持手段， 使得對關(guān)系更為敏感的政治關(guān)聯(lián)企業(yè)公開碳信息的動機(jī)更強(qiáng)， 從而更大限度地提升碳信息披露水平。 因此， 提出如下假設(shè)：

H3：在政府干預(yù)程度較高的地區(qū)， 碳排放權(quán)交易制度對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平的提升程度更高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的樣本為2009 ～ 2014年7個試點(diǎn)城市中的重污染行業(yè)上市公司。 確定該樣本范圍基于以下考慮：盡管碳排放權(quán)交易政策經(jīng)歷了三個重要階段， 但首次公告相對而言帶來的信息更為豐富， 沖擊力度更大。 本文還對變量進(jìn)行了如下處理：剔除了ST或?ST公司; 剔除了指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失的公司。 最終確定了211家樣本公司總計(jì)1266個樣本觀測值。 本文數(shù)據(jù)來源于以下途徑：公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和基本情況數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫; 政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)由企業(yè)年度報(bào)告、新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)站等途徑手工收集整理所得; 政府干預(yù)水平指標(biāo)數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)萚18] 的研究報(bào)告; 上市公司碳信息披露數(shù)據(jù)是從巨潮網(wǎng)以及和訊網(wǎng)下載樣本企業(yè)的年度報(bào)告、社會責(zé)任報(bào)告以及可持續(xù)發(fā)展報(bào)告手工收集整理所得。 數(shù)據(jù)處理使用NVivo11、Stata 15.0和Excel軟件。

（二）變量選取

1. 碳信息披露指數(shù)。 關(guān)于碳信息披露的指標(biāo)體系在學(xué)術(shù)界尚未形成定論， 不同組織在定義該指數(shù)時(shí)具體評價(jià)內(nèi)容仍有差別， 但最具權(quán)威性的還是碳信息披露項(xiàng)目（Carbon Disclosure Project， CDP）。 因此， 借鑒Zhou等[19] 的做法， 本文基于CDP項(xiàng)目2017年氣候變化問卷內(nèi)容及已有研究成果， 同時(shí)考慮我國碳信息披露現(xiàn)狀， 共確定12個項(xiàng)目（詳見表1）。 樣本企業(yè)公布了相關(guān)信息則取1， 否則取0， 最后求和即可得到該指數(shù)。 因研究樣本量較大且涉及大量文本分析， 本文借助質(zhì)性分析軟件NVivo11對前文所述來源報(bào)告進(jìn)行查詢和統(tǒng)計(jì)。

2. 政治關(guān)聯(lián)。 參照鄧曉飛等[20] 的研究， 曾在政府或軍隊(duì)擔(dān)任職務(wù)， 或有擔(dān)任各級人大代表、政協(xié)委員經(jīng)歷的董事長或總經(jīng)理， 作為政治關(guān)聯(lián)的替代變量。 按照該標(biāo)準(zhǔn)來判定高管是否具有政治關(guān)聯(lián)， 符合條件記為1， 否則記為0。

3. 雙重差分項(xiàng)。 雙重差分項(xiàng)為時(shí)間變量與實(shí)驗(yàn)變量的乘積。 其中：實(shí)驗(yàn)變量按照政治關(guān)聯(lián)分組， 有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)為1， 否則為0; 時(shí)間變量則是2012年及以后為1， 否則為0。

4. 控制變量。 本文的控制變量主要選取反映經(jīng)營狀況的變量， 包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、盈利能力（Roe）、成長能力（Growth）; 反映公司治理狀況的變量， 包括股權(quán)集中度（Top1）、股權(quán)性質(zhì)（Equity）、兩職合一（Tdu）、董事會規(guī)模（BZ）、監(jiān)事會規(guī)模（SZ）、董事會獨(dú)立性（Idr）、高管性別比例（Esr）、高管持股比例（Ms）; 除上述變量外， 還加入了年度（Year）和行業(yè)（Industry）虛擬變量。 全部變量的定義及說明見表2。

（三）模型設(shè)定

根據(jù)雙重差分法的檢驗(yàn)程序， 本文進(jìn)行如下設(shè)置：構(gòu)建年份虛擬變量（Time）， 把2009 ～ 2011年間的年份設(shè)置為0， 2012 ～ 2014年間的年份設(shè)置為1; 構(gòu)建分組虛擬變量（Pc）， 將試點(diǎn)城市中政治關(guān)聯(lián)企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組設(shè)置為1， 其他企業(yè)作為控制組設(shè)置為0。

首先， 構(gòu)建模型（1）檢驗(yàn)在不考慮政策沖擊時(shí)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)碳信息披露的影響。 其中， α為模型的截距項(xiàng)， Pc是企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)變量， X為控制變量， ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)（下同）。

CD=α+β1Pc+ηX+ε? ? ?（1）

其次， 為了研究在外生政策沖擊下， 政治關(guān)聯(lián)是否促進(jìn)了試點(diǎn)城市中高污染行業(yè)企業(yè)的碳信息披露水平提升， 借鑒Gilje和Taillard[21] 的研究思路， 設(shè)定回歸模型（2）， 采用倍差法比較政策頒布前后試點(diǎn)城市中政治關(guān)聯(lián)企業(yè)與其他企業(yè)碳信息披露變動的差異。 交互項(xiàng)Timetreat的系數(shù)β3代表政策頒布前后兩類企業(yè)碳信息披露變化的差異。

CD=α+β1Pc+β2Time+β3Timetreat+ηX+ε

（2）

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。 可以看出， 碳信息披露指數(shù)的均值為5.085， 標(biāo)準(zhǔn)差為2.186， 最小值為1.000， 最大值為12.000， 表明企業(yè)碳信息披露整體處于較低水平， 部分樣本企業(yè)的碳信息披露水平較高， 但個體之間差距較大; 政治關(guān)聯(lián)的均值為0.367， 表明重污染行業(yè)中有36.7%的樣本公司具有政治關(guān)聯(lián)。

（二）回歸結(jié)果與分析

根據(jù)模型（1）， 首先檢驗(yàn)了碳排放權(quán)交易政策沖擊來臨之前， 7個試點(diǎn)城市中兩類企業(yè)碳信息披露水平間的差異， 如表4的列（4）和（5）所示。 可以看出， 政策沖擊的前三年和前一年， 政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的碳信息披露水平顯著高于其他企業(yè)。 更進(jìn)一步地， 為了解政策沖擊之后政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)碳信息披露水平是否有影響， 根據(jù)模型（2）對兩類企業(yè)分別進(jìn)行檢驗(yàn)， 得到結(jié)果如表4所示。 在列（1）政治關(guān)聯(lián)企業(yè)樣本中， 政策頒布變量的系數(shù)為2.811且在1%的水平上顯著; 在列（2）其他企業(yè)樣本中， 政策頒布變量的系數(shù)為2.172， 也在1%的水平上顯著， 僅系數(shù)就可以判斷兩類企業(yè)存在差別。 為進(jìn)一步證實(shí)兩類企業(yè)的上述差別， 進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)， 如列（3）所示， 政策頒布變量系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明兩類企業(yè)在政策頒布前后各自的碳信息披露水平具有顯著差別。 列（6）中， 雙重差分項(xiàng)（Timetreat）系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 說明碳排放權(quán)交易制度的頒布顯著提高了政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的碳信息披露水平， 從而驗(yàn)證了H1。

H2探討了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下， 碳排放權(quán)交易制度對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)和非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平的影響差異。 本文將樣本進(jìn)一步劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)（見表5）。 結(jié)果表明， 在國有企業(yè)樣本中， 交互項(xiàng)Timetreat的系數(shù)為0.6646且在1%的水平上顯著， 而在非國有企業(yè)樣本中系數(shù)則不顯著。 這一發(fā)現(xiàn)證實(shí)了H2， 即受碳排放權(quán)交易政策的沖擊， 具有政治關(guān)聯(lián)的國有企業(yè)碳信息披露水平的提升程度更高。

為了驗(yàn)證H3， 即探究不同政府干預(yù)程度地區(qū)， 碳排放權(quán)交易制度對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)和非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平的影響差異， 本文借助王小魯?shù)萚18] 公布的市場化指數(shù)中， 2012年各地區(qū)“減少政府對企業(yè)干預(yù)”指標(biāo)來度量地方政府對企業(yè)的干預(yù)程度， 并將該指標(biāo)的均值作為基準(zhǔn)值， 將樣本分成政府干預(yù)程度較高和較低兩組， 進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)（見表5）。 結(jié)果顯示， 交互項(xiàng)Timetreat的系數(shù)在干預(yù)程度較高組中為0.4963， 且在5%的水平上顯著， 在較低組中則不顯著。 這一結(jié)果表明， 在政府干預(yù)程度較高的地區(qū)， 高管政治關(guān)聯(lián)更大程度地提升了企業(yè)的碳信息披露水平。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 平行趨勢檢驗(yàn)。 借鑒Alder等[22] 的做法， 將2011年作為參照年， 觀察在制度發(fā)布當(dāng)年兩類企業(yè)的趨勢性差異。 回歸結(jié)果如表6列（1）所示， 在碳排放權(quán)交易制度頒布前一年和前兩年交互項(xiàng)的系數(shù)分別為-0.4727和-0.2138， 均不顯著， 而在政策頒布后第一年和第二年系數(shù)分別為0.3895和0.4223， 并分別在5%、1%的水平上顯著。 這一結(jié)果表明， 處理組和對照組在碳排放權(quán)交易制度頒布前不存在明顯差別， 符合平行趨勢假設(shè)。 圖1展示了碳排放權(quán)交易政策對碳信息披露的動態(tài)效應(yīng)， 也為平行趨勢檢驗(yàn)提供了證據(jù)， 表明《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易的通知》的頒布是導(dǎo)致試點(diǎn)城市中兩類企業(yè)碳信息披露水平呈現(xiàn)顯著差異的原因。

2. 安慰劑檢驗(yàn)。 借鑒張琦等[14] 的做法， 本文以7個試點(diǎn)城市以外的其他城市中重污染企業(yè)作為安慰劑檢驗(yàn)樣本， 以排除基準(zhǔn)回歸中的7個試點(diǎn)城市中政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平可能是受到其他全國性的重大政治、經(jīng)濟(jì)、環(huán)境政策的影響。 如表6列（2）所示， 交互項(xiàng)Timetreat的系數(shù)為0.0216， 且在統(tǒng)計(jì)上不顯著， 安慰劑樣本企業(yè)沒有呈現(xiàn)出與7個試點(diǎn)城市企業(yè)一致的碳信息披露水平， 說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3. PSM-DID檢驗(yàn)。 雙重差分項(xiàng)雖能分離出碳排放權(quán)交易政策對具有政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平的凈效應(yīng)， 但在挑選樣本時(shí)的偏差無法規(guī)避。 因此， 本文使用傾向得分匹配（PSM）中的近鄰匹配法， 將資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)規(guī)模、營業(yè)收入增長率等變量作為協(xié)變量， 從樣本中選擇出與實(shí)驗(yàn)組特征最為相近的樣本， 對前述雙重差分估計(jì)結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。 結(jié)果見表7， 與基本回歸結(jié)果一致。

4. 企業(yè)碳信息披露的城市間比較。 為了檢驗(yàn)新標(biāo)準(zhǔn)對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露的外生沖擊效應(yīng)是否真實(shí)存在， 本文把受制度影響的7個試點(diǎn)城市中的重污染企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組， 把其他城市的重污染企業(yè)作為控制組， 構(gòu)建以下模型：

CD=α+β1Treat+β2Time+β3Timetreat2+

ηX+ε? ? ? ? ? ?（3）

其中：CD代表企業(yè)碳信息披露指數(shù); α為模型的截距項(xiàng); Treat=1代表7個試點(diǎn)城市的重污染企業(yè)， Treat=0代表其他城市的重污染企業(yè); Time為虛擬變量， 2012年取1， 2011年取0; 交互項(xiàng)Timetreat2的系數(shù)β3代表新制度頒布前后試點(diǎn)城市的重污染企業(yè)相對其他城市重污染企業(yè)碳信息披露水平變化的差異。 表8的列（1）中， 交互項(xiàng)Timetreat2的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 證實(shí)了上述檢驗(yàn)。

此外， 還采用模型（3）檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易制度的頒布對試點(diǎn)城市與非試點(diǎn)城市中政治關(guān)聯(lián)企業(yè)及其他企業(yè)碳信息披露水平的影響。 回歸結(jié)果如表8所示， 列（2）交互項(xiàng)Timetreat2的系數(shù)為1.0110且顯著， 列（3）交互項(xiàng)Timetreat2的系數(shù)為0.6320也顯著。 就系數(shù)來看， 新政策頒布后， 政治關(guān)聯(lián)企業(yè)碳信息披露水平的提升程度要高于其他企業(yè)。 同時(shí)， 還進(jìn)行了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)， 結(jié)果如表8列（4）所示， Timetreat2系數(shù)顯著為正， 證實(shí)了該結(jié)論。

5. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 雖然本文盡可能控制了其他變量對碳信息披露水平的影響， 但是不排除可能由于遺漏某些變量引起內(nèi)生性問題。 為進(jìn)一步保證結(jié)果的可靠性， 本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①對行業(yè)進(jìn)行控制; ②刪減控制變量; ③將控制變量滯后一期。 回歸結(jié)果如表9所示， 核心解釋變量Timetreat的系數(shù)都是顯著的， 證實(shí)了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文以《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易的通知》的頒布作為外生政策沖擊， 以審批的7個試點(diǎn)城市中的重污染企業(yè)作為研究對象， 采用倍差法檢驗(yàn)新制度的頒布對政治關(guān)聯(lián)企業(yè)和其他企業(yè)碳信息披露水平的影響， 并得出如下結(jié)論：碳排放權(quán)交易試點(diǎn)制度頒布后， 政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的碳信息披露意愿顯著增強(qiáng)， 且信息披露水平的提升程度顯著高于其他企業(yè)， 尤其是在國有企業(yè)和地方政府干預(yù)水平更高的地區(qū)更為顯著。 我國正在經(jīng)歷向綠色循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的重大結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型階段， 轉(zhuǎn)型能否成功很大程度上取決于我國適應(yīng)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力以及建立碳交易市場的努力。 基于以上結(jié)論， 本文提出如下政策建議：

首先， 在推動高質(zhì)量發(fā)展的背景下打贏污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)， 要充分發(fā)揮市場型環(huán)境規(guī)制的積極作用。 我國碳減排目標(biāo)是通過各省市及行業(yè)分解落實(shí)的， 應(yīng)從碳減排的長效機(jī)制考慮， 需要結(jié)合碳稅、碳交易等市場型措施進(jìn)一步優(yōu)化資源配置以協(xié)同推進(jìn)。 其次， 建立綠色激勵機(jī)制， 減輕因減排及披露碳信息造成的成本壓力。 本文發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易的影響在不同所有制企業(yè)之間存在差異， 國有企業(yè)由于合規(guī)壓力的影響對于政府壓力更為敏感因而披露碳信息的水平較高， 而非國有企業(yè)則由于受到更多碳排放披露成本的約束因而積極性較低。 因此， 在充分發(fā)揮國有企業(yè)標(biāo)桿帶頭作用的同時(shí)， 可考慮針對非國有企業(yè)實(shí)施綠色激勵機(jī)制， 提高非國有企業(yè)碳信息披露的參與度。 最后， 強(qiáng)化政府引導(dǎo)水平， 提升企業(yè)披露碳信息的意愿。 本研究發(fā)現(xiàn)在政府干預(yù)水平較高的地區(qū)， 碳排放權(quán)交易制度對企業(yè)碳信息披露水平的正向提升程度更高。 作為自愿性環(huán)境信息披露， 政府干預(yù)成為企業(yè)開展碳排信息披露的重要保障。 但隨著現(xiàn)行環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度加大， 政府應(yīng)減少干預(yù)， 更多地引導(dǎo)企業(yè)響應(yīng)當(dāng)前披露碳排放信息的要求， 促使企業(yè)形成碳信息披露常態(tài)化。

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