吳秋生（博士生導(dǎo)師），苗玲玲

一、引言

近年來，為了實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，我國監(jiān)管特別重視對實體企業(yè)金融化傾向的遏制和碳排放的控制。因為，實體企業(yè)金融化會產(chǎn)生以下后果：嚴(yán)重阻礙企業(yè)主業(yè)發(fā)展，致使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)[1]；抑制研發(fā)投資，削弱企業(yè)內(nèi)在創(chuàng)新動力，降低企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力[2]，不利于企業(yè)長期業(yè)績的提升[3]；甚至導(dǎo)致實體部門和金融部門收入分化、金融市場不穩(wěn)定、經(jīng)濟(jì)走向衰退[1]。如何防范化解實體企業(yè)金融化風(fēng)險成為近年來的熱點(diǎn)話題，而碳減排能夠推動實體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式。由于碳減排主要依靠能源轉(zhuǎn)型、技術(shù)升級、產(chǎn)業(yè)調(diào)整等途徑實現(xiàn)[4]，這些減排活動的開展會影響實體企業(yè)的投資活動[5]、融資活動[6，7]及主業(yè)業(yè)績[8]。那么，碳減排能否倒逼實體企業(yè)專注主業(yè)，遏制其金融化傾向？此外，碳交易作為促進(jìn)企業(yè)減排的市場規(guī)制手段，能否發(fā)揮政策導(dǎo)向作用，促進(jìn)企業(yè)通過碳減排回歸綠色主業(yè)？研究解決這些問題對于促進(jìn)企業(yè)積極進(jìn)行碳減排、更有效地遏制企業(yè)金融化及實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

為此，本文利用2013～2020年滬深兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)研究碳減排對實體企業(yè)金融化的影響以及碳交易對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，不同于已有碳減排對企業(yè)投融資行為的影響研究，本文研究碳減排對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響及其內(nèi)在機(jī)理，既豐富了實體企業(yè)金融化影響因素的研究，也深化了碳減排效果形成機(jī)理的研究；第二，研究碳交易市場對碳減排與實體企業(yè)金融化關(guān)系的影響，為探索以市場化手段促進(jìn)碳減排，進(jìn)而防范實體企業(yè)金融化提供了依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）碳減排的微觀經(jīng)濟(jì)后果研究

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究碳減排對企業(yè)投融資活動、經(jīng)營活動和企業(yè)價值等方面的影響。

一是碳減排對企業(yè)投融資活動的影響。這主要涉及投資行為和融資成本兩方面。投資行為方面包括：對于供應(yīng)鏈上的企業(yè)而言，市場規(guī)制型的碳減排手段更有助于“波特效應(yīng)”發(fā)揮作用，帶動企業(yè)增加研發(fā)投資[9]，通過技術(shù)手段促進(jìn)研發(fā)轉(zhuǎn)型[5]。融資成本方面包括：碳減排對企業(yè)融資成本影響的研究涉及債務(wù)融資成本和股權(quán)融資成本等方面。有國內(nèi)學(xué)者研究認(rèn)為，企業(yè)碳減排行為與相關(guān)信息披露能夠增加投資者對企業(yè)的了解，從而降低企業(yè)資本成本[10]。在此基礎(chǔ)上，有部分學(xué)者進(jìn)行了更細(xì)致的研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)從事碳減排相關(guān)活動可以降低股權(quán)融資成本[6]和債務(wù)融資成本[7]。國外學(xué)者Palea和Drogo[11]利用2010～2018年歐盟企業(yè)的樣本研究發(fā)現(xiàn)，氣候問題相關(guān)的披露信息可間接降低企業(yè)的碳風(fēng)險，有效的碳減排及外部環(huán)境監(jiān)管政策能夠在降低企業(yè)整體資本成本方面發(fā)揮作用。

二是碳減排對企業(yè)經(jīng)營活動的影響。首先，國內(nèi)外學(xué)者主要從投資者、決策者等利益主體的視角研究碳減排對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和財務(wù)表現(xiàn)的影響?；陲L(fēng)險報酬觀點(diǎn)，企業(yè)碳減排能夠降低管理層經(jīng)營風(fēng)險與股東投資風(fēng)險，投資者因此要求較低的必要報酬率，從而間接影響企業(yè)業(yè)績[10]；在我國自愿披露碳信息的條件下，企業(yè)披露碳減排相關(guān)的信息能夠提高利益相關(guān)者的信任度，有效避免未來環(huán)境監(jiān)管成本，從而提升企業(yè)業(yè)績[12]。其次，國外學(xué)者Ferrat[13]深入研究后發(fā)現(xiàn)，從短期來看，碳減排將對經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生負(fù)面作用，但是從長期來看，某些特定行業(yè)的數(shù)據(jù)研究表明碳減排將正向影響企業(yè)業(yè)績。

三是碳減排對企業(yè)價值的影響。國外學(xué)者開始研究碳減排對企業(yè)價值的影響較早，且研究結(jié)論較為一致，普遍認(rèn)為高碳排放量將損害企業(yè)價值，而適度的碳減排有利于提升企業(yè)價值[14]。近年來，也有學(xué)者進(jìn)一步探討碳減排影響企業(yè)價值的路徑機(jī)制及情景。如：Shen等[15]從碳減排目標(biāo)、對外披露信息和內(nèi)部碳信息交流三個角度研究碳減排對企業(yè)價值的作用路徑。國內(nèi)學(xué)者主要從碳減排信息披露的視角來探討其對企業(yè)價值的影響。如：早期有學(xué)者研究認(rèn)為我國上市公司信息披露度較低，已有的數(shù)據(jù)不足以表明碳減排對企業(yè)價值產(chǎn)生顯著影響[16]；但也有部分學(xué)者對碳減排影響企業(yè)價值的機(jī)理展開深入研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)披露碳減排相關(guān)信息有助于充分發(fā)揮資源整合優(yōu)勢，通過聚集戰(zhàn)略資源提升企業(yè)價值[17]。

（二）碳交易政策的經(jīng)濟(jì)后果研究

碳交易政策試點(diǎn)期間，我國學(xué)者主要基于成本函數(shù)和生產(chǎn)函數(shù)研究碳交易政策的減排成效。如：劉傳明等[18]將碳配額納入道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，分別演繹推理了碳排放量較高和較低的企業(yè)在碳交易體系下的減排選擇，研究表明碳交易政策產(chǎn)生減排成效的路徑主要是創(chuàng)新激勵、市場交易利益誘導(dǎo)和成本施壓。而張成等[19]首次從生產(chǎn)函數(shù)的角度模擬了省份間的碳交易體系，模擬結(jié)果表明省份間碳交易的減排成效顯著，但是碳交易對區(qū)域碳減排的影響還與當(dāng)?shù)氐腉DP增速相關(guān)，部分省份碳排放強(qiáng)度的下降得益于經(jīng)濟(jì)增速的主動放緩，因而加大碳交易體系建設(shè)力度有利于更好地發(fā)揮市場的作用。

近年來，也有部分學(xué)者深入研究碳交易政策對企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動的影響，主要包括研發(fā)創(chuàng)新、投資效率、企業(yè)價值等方面。首先，劉曄和張訓(xùn)常[20]研究發(fā)現(xiàn)，從最初試點(diǎn)的八大行業(yè)來看，碳交易政策利用市場化手段增加了實體企業(yè)的收益及現(xiàn)金流，能夠間接激發(fā)實體企業(yè)的創(chuàng)新活力；郭蕾和肖有智[21]從“波特假說”的角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)碳交易政策帶來的履約成本會增加企業(yè)的經(jīng)營負(fù)擔(dān)，倒逼企業(yè)進(jìn)行低碳產(chǎn)品創(chuàng)新。其次，已有研究發(fā)現(xiàn)，碳交易政策使得企業(yè)碳減排成為硬性約束，通過產(chǎn)權(quán)化和市場化約束企業(yè)的經(jīng)濟(jì)決策，引導(dǎo)企業(yè)合理投資[22]，減少投資不足與過度投資現(xiàn)象，以提高投資效率[23]。最后，Shen和Huang[24]研究了在我國碳交易體系下企業(yè)價值的變化，認(rèn)為在短期內(nèi)碳交易政策可提高企業(yè)價值，但是從長期來看并無影響；但胡玉鳳和丁友強(qiáng)[25]研究認(rèn)為碳交易政策能夠引導(dǎo)企業(yè)實現(xiàn)自身經(jīng)濟(jì)效益與社會效益雙贏，提升整體價值。

（三）實體企業(yè)金融化影響因素研究

現(xiàn)有關(guān)于實體企業(yè)金融化影響因素的文獻(xiàn)研究較為豐富。首先，從企業(yè)內(nèi)部看，公司治理、企業(yè)融資約束等都是研究熱點(diǎn)。如：高管特征、激勵方式等公司治理層面的研究[26]；融資約束對儲蓄動機(jī)和逐利動機(jī)下的企業(yè)金融化影響[27]。其次，從企業(yè)外部看，產(chǎn)業(yè)政策、稅收政策、貨幣信貸政策等經(jīng)濟(jì)政策對企業(yè)金融化的影響是學(xué)者們研究的焦點(diǎn)。如：民間金融借貸政策作為民間信貸的指引，也會影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資偏好，民間信貸資金也可能充當(dāng)實體中介角色，成為實體企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)的資金來源[28]。

近年來，部分學(xué)者開始關(guān)注社會責(zé)任對企業(yè)金融化的影響，其中包括環(huán)境責(zé)任履行對金融化的影響。從外部環(huán)境規(guī)制的角度看，環(huán)境約束力度直接影響企業(yè)履行社會責(zé)任的積極性，并通過較為復(fù)雜的影響機(jī)制作用于企業(yè)金融化水平，環(huán)境規(guī)制能抑制“權(quán)變動機(jī)”型企業(yè)的金融化程度[29]。從利益相關(guān)者的視角看，在我國獨(dú)特的社會背景下，企業(yè)各類社會責(zé)任的履行將對金融化行為產(chǎn)生差異化影響，其中，履行與股東相關(guān)的社會責(zé)任能夠弱化企業(yè)金融化[30]；也有學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)履行社會責(zé)任能夠增加利益相關(guān)者的信任，產(chǎn)生資源聚集效應(yīng)，通過改善融資困境影響企業(yè)金融化程度[27]。

（四）文獻(xiàn)述評

綜上所述：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)較為詳盡地研究了碳減排對實體企業(yè)投融資活動、經(jīng)營活動和企業(yè)價值的影響。其中對投資融資活動的影響研究主要聚焦于研發(fā)投資行為、減排投資決策以及整體投資效率等方面，但是對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響研究尚留有“缺口”。第二，現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)金融化影響因素的研究涉獵廣泛。雖然近年來也有部分學(xué)者開始研究外部環(huán)境規(guī)制以及社會責(zé)任履行等環(huán)境因素對企業(yè)金融化的影響，但尚無學(xué)者關(guān)注碳減排這一環(huán)境因素對實體企業(yè)金融化的具體影響。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)對碳交易政策的減排成效進(jìn)行了細(xì)致的研究，部分學(xué)者還發(fā)現(xiàn)碳交易政策對企業(yè)的研發(fā)、投資等經(jīng)濟(jì)活動均有影響，但是將碳交易置于碳減排政策的協(xié)同地位，研究其促進(jìn)碳減排政策治理企業(yè)金融化問題的文獻(xiàn)比較匱乏。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）碳減排與實體企業(yè)金融化

本文運(yùn)用委托代理理論、“蓄水池”理論和投資替代理論，從以下三個方面分析碳減排對實體企業(yè)金融化的影響。

第一，碳減排能夠反映實體企業(yè)社會責(zé)任履行情況，通過“信息傳導(dǎo)機(jī)制”抑制代理問題形成的企業(yè)金融化。委托代理理論認(rèn)為，實體企業(yè)金融化是因為金融投資收益高且獲利快，管理層為了提升短期業(yè)績、獲得更多報酬，將本應(yīng)投入實體運(yùn)營的資金轉(zhuǎn)向金融行業(yè)，從而損害股東的長遠(yuǎn)利益。代理觀下，碳減排對實體企業(yè)金融化的抑制性影響主要表現(xiàn)為：碳減排是實體企業(yè)遵循低碳環(huán)保理念和履行社會責(zé)任的重要體現(xiàn)，加大碳減排力度能夠向外界傳遞低碳發(fā)展理念、展示強(qiáng)烈的社會責(zé)任感，為企業(yè)與管理者樹立正面形象[12]。此類社會責(zé)任信息能夠從非財務(wù)維度折射出企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的管理戰(zhàn)略和運(yùn)營理念，降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度[30]。實體企業(yè)的社會責(zé)任履行情況有助于投資者、債權(quán)人等利益相關(guān)者了解企業(yè)的風(fēng)險管理狀況，也能促進(jìn)企業(yè)反饋真實信息，弱化經(jīng)理人掩蓋不正當(dāng)行為的動機(jī)[31]。在企業(yè)與利益相關(guān)者的信息溝通過程中，“信息傳導(dǎo)機(jī)制”能夠約束管理層的行為，緩解代理問題，促使管理層基于遠(yuǎn)期目標(biāo)合理籌劃資金，減少金融資產(chǎn)逐利行為[30]。因此，碳減排能夠通過“信息傳導(dǎo)機(jī)制”抑制代理問題下的金融資產(chǎn)逐利行為，抑制企業(yè)金融化。

第二，碳減排有利于實體企業(yè)通過綠色信貸優(yōu)惠政策和國家補(bǔ)貼支持降低融資成本，緩解融資約束，從而降低企業(yè)基于預(yù)防性動機(jī)儲備金融資產(chǎn)的數(shù)量。“蓄水池”理論認(rèn)為，實體企業(yè)持有流動性較強(qiáng)的金融資產(chǎn)是為了滿足未來持續(xù)經(jīng)營過程中的動態(tài)資金需求、避免資金鏈斷裂產(chǎn)生的不良后果以及緩解可能存在的資金供應(yīng)不及時問題。實體企業(yè)基于上述預(yù)防性動機(jī)儲備金融資產(chǎn)的意愿與其面臨的融資約束也有關(guān)，特別是對于外部融資約束大的實體企業(yè)而言，其未來的不確定性資金需求更難滿足，因而金融化的“蓄水池”效應(yīng)更明顯[32]。我國政府出臺了大量綠色信貸補(bǔ)貼政策，力圖通過財政政策引導(dǎo)資金流向綠色減排企業(yè)，從而降低實體企業(yè)的減排成本，在宏觀信貸層面支持企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型；國家財政支出數(shù)據(jù)也表明，有大量政府補(bǔ)助投入清潔環(huán)保產(chǎn)業(yè)，為實體企業(yè)碳減排轉(zhuǎn)型提供了政策支持[33]。在財政政策利好的形勢下，從事碳減排活動有助于企業(yè)獲得銀行信貸與國家補(bǔ)貼支持，拓寬企業(yè)的籌資渠道[34]。而且碳減排能夠幫助企業(yè)樹立正面形象、贏得投資者的信任[16]、傳遞環(huán)境責(zé)任信息并縮小投資者無法觀測的環(huán)境風(fēng)險監(jiān)控盲區(qū)，從而降低投資者的風(fēng)險，進(jìn)而改善企業(yè)的籌資環(huán)境，降低企業(yè)融資成本[10]。多渠道的資金支持與融資成本的降低均能夠幫助企業(yè)及時獲取發(fā)展所需資金，緩解實體企業(yè)面臨的融資約束問題。當(dāng)實體企業(yè)融資約束問題得以緩解時，基于預(yù)防性動機(jī)購置的金融資產(chǎn)數(shù)量可能會下降，金融化水平也可能會降低[27]。因此，碳減排能夠通過改善融資環(huán)境降低實體企業(yè)基于預(yù)防性動機(jī)儲備金融資產(chǎn)的數(shù)量。

第三，碳減排需投入大量資源，擠占現(xiàn)金流，將弱化“投資替代型”企業(yè)的金融化動機(jī)。投資替代理論認(rèn)為，在特定的融資約束環(huán)境下，“盈利導(dǎo)向型”實體企業(yè)可能會調(diào)整自身投資偏好，選擇高回報率的金融投資，從而擠占實體經(jīng)營投資所需資金[1]。從該理論出發(fā)，實體企業(yè)金融化是基于資源有限性假設(shè)的一種資金配置行為，而管理層購置金融資產(chǎn)逐利的客觀前提是企業(yè)擁有足夠多的可支配現(xiàn)金流[35]。碳減排是一項系統(tǒng)工程，實體企業(yè)通常采用轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、加大低碳技術(shù)研發(fā)力度、調(diào)整產(chǎn)品要素結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)低碳產(chǎn)品等多種措施降低研發(fā)、生產(chǎn)、銷售等各個環(huán)節(jié)的碳排放，前期投入較高，獲取回報的周期長[9]。雖然從長遠(yuǎn)來看，低碳導(dǎo)向可降低企業(yè)的環(huán)境監(jiān)管風(fēng)險和環(huán)境治理成本，但在短期內(nèi)必然耗費(fèi)企業(yè)大量的自由現(xiàn)金流[11]。基于資源有限性的理性經(jīng)濟(jì)假設(shè)，企業(yè)將資金投入環(huán)保領(lǐng)域時，將在一定程度上制約管理層自由支配資金、擠占金融資產(chǎn)“逐利投資”的現(xiàn)金流[29]。同時，對管理層可支配資金的制約也有助于激勵其將資金投入實體研發(fā)領(lǐng)域，從事有利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的生產(chǎn)經(jīng)營活動，從而減少金融投機(jī)，抑制實體企業(yè)金融化[36]。在資源制約和環(huán)境規(guī)制條件下，企業(yè)還可能進(jìn)行環(huán)境轉(zhuǎn)型以謀求長遠(yuǎn)發(fā)展，通過出售金融投資獲取綠色發(fā)展資本，減少金融資產(chǎn)的配置[29]。因此，在資源有限的情況下，碳減排活動能夠減少企業(yè)的可支配現(xiàn)金流，從而降低金融資產(chǎn)投資。

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H1：碳減排對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置具有顯著抑制作用，降低了實體企業(yè)金融化。

（二）碳交易對碳減排與實體企業(yè)金融化關(guān)系的影響

碳交易是世界各國為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)生態(tài)一體化可持續(xù)發(fā)展而廣泛采取的一種環(huán)境規(guī)制手段。我國碳交易目前實行碳配額計劃分配機(jī)制，政府每年向被納入管控名單的企業(yè)免費(fèi)發(fā)放適量的碳配額，允許企業(yè)在碳市場上自由交易配額，實際排放量超標(biāo)的企業(yè)需向碳配額節(jié)余的企業(yè)購買配額，未能按時履約的企業(yè)將受到監(jiān)管處罰。

一方面，依據(jù)“波特假說”理論，環(huán)境規(guī)制并不會導(dǎo)致企業(yè)發(fā)展停滯，反而能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，推動企業(yè)通過技術(shù)研發(fā)培育競爭優(yōu)勢。國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，我國碳交易市場符合“波特假說”，碳交易體系能促進(jìn)實體企業(yè)加大研發(fā)投資，提升創(chuàng)新水平，培育技術(shù)減排優(yōu)勢[5]。在嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制下，提高環(huán)保類研發(fā)支出有利于企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)型，降低減排成本，規(guī)避監(jiān)管風(fēng)險，但是配置金融資產(chǎn)無法緩解實體企業(yè)當(dāng)前的環(huán)境治理困境，故基于資源有限性與“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，企業(yè)傾向于增加研發(fā)支出，減少金融資產(chǎn)的配置[37]。

另一方面，從信息理論出發(fā)，碳交易政策為實體企業(yè)的碳配額賦予產(chǎn)權(quán)歸屬，被納入我國碳交易體系的實體企業(yè)擁有在碳市場上自由交易的權(quán)利，與此同時，實體企業(yè)的碳配額履約情況也會被公之于世。依托于碳市場建立公開的交易體系，能夠為內(nèi)外部利益相關(guān)者提供了解并監(jiān)督企業(yè)行為的渠道，倒逼企業(yè)將減排納入發(fā)展規(guī)劃，有利于遏制企業(yè)為了追逐短期利益而破壞生態(tài)環(huán)境，督促企業(yè)主動承擔(dān)社會責(zé)任[22]。社會責(zé)任信息能夠通過信息監(jiān)督機(jī)制降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱，在利益相關(guān)者的監(jiān)督下促進(jìn)管理層理性決策，從而約束實體企業(yè)購置過多金融資產(chǎn)損害長遠(yuǎn)發(fā)展的行為[30]。碳交易體系借助市場“無形的手”監(jiān)督企業(yè)的經(jīng)濟(jì)決策行為，防止企業(yè)做出短期逐利而不顧長遠(yuǎn)發(fā)展的投機(jī)決策[22]，緩解委托代理問題[23]，這也是對經(jīng)理層短期投機(jī)持有金融資產(chǎn)行為的一種外部監(jiān)督。

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H2：碳交易能夠強(qiáng)化碳減排對實體企業(yè)金融化的抑制作用。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

我國從2013年開始碳交易試點(diǎn)工作，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2013～2020年滬深兩市上市公司為樣本展開研究。上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)、融資約束指標(biāo)和金融化指標(biāo)構(gòu)造使用的原始數(shù)據(jù)均來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫；企業(yè)碳減排指標(biāo)構(gòu)建使用的原始數(shù)據(jù)主要來源于和訊網(wǎng)社會責(zé)任評分、CSMAR碳中和數(shù)據(jù)庫和環(huán)境研究數(shù)據(jù)庫；被納入我國碳交易體系的企業(yè)名單是基于CSMAR碳中和數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)整理獲得。數(shù)據(jù)整理如下：①剔除金融保險行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)的樣本；②剔除被ST、PT的樣本；③剔除數(shù)據(jù)有缺失的樣本；④對連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理。最終得到17725個觀測值。本文處理數(shù)據(jù)使用的軟件為Stata 17.0。

（二）變量選取與定義

1.被解釋變量：實體企業(yè)金融化（Fin）。借鑒許罡和朱衛(wèi)東[38]的方法，本文采用金融資產(chǎn)除以總資產(chǎn)衡量實體企業(yè)金融化程度，其中金融資產(chǎn)指衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資和可供出售金融資產(chǎn)的總和。由于2019年正式實施的新會計準(zhǔn)則中不再使用“持有至到期投資”和“可供出售金融資產(chǎn)”科目，故借鑒譚德凱和田利輝[28]的方法，將2019年及之后年份的樣本中這兩個科目分別替換為“債權(quán)投資”“其他債權(quán)投資”與“其他權(quán)益工具投資”之和。

2.解釋變量：碳減排（Cid）。我國企業(yè)通常在社會責(zé)任報告、可持續(xù)發(fā)展報告以及公司章程等文件中披露其碳減排情況，企業(yè)自愿決定是否披露碳減排相關(guān)信息及信息詳細(xì)程度。目前，關(guān)于微觀企業(yè)碳減排情況的衡量指標(biāo)尚未形成一致結(jié)論。現(xiàn)有研究主要采用聲譽(yù)評價法、內(nèi)容評價法和指數(shù)法衡量企業(yè)的碳減排績效情況。其中：聲譽(yù)評價法通常是基于問卷調(diào)查等形式搜集整理被評價對象的信息并建立衡量指標(biāo)，但其工作量大、成本高，評價結(jié)果易受被調(diào)查企業(yè)的主觀偏好影響。內(nèi)容評價法主要通過評價企業(yè)公開披露的與碳減排相關(guān)的愿景規(guī)劃、行動舉措、資金投入及治理成效等方面的信息，基于多維度的信息構(gòu)建科學(xué)的碳減排指標(biāo)評價體系，但是各個維度的權(quán)重確定具有較大的主觀性[12]。指數(shù)法是基于多個類別的碳減排信息構(gòu)建綜合評價指標(biāo)的過程，對各個類別的碳減排信息先賦分，然后再加總，通過總得分的高低來衡量企業(yè)碳減排的情況，評價體系相對客觀，適用于大樣本研究[39]。指數(shù)法在我國企業(yè)碳減排信息的評價過程中也得到了廣泛應(yīng)用[40]，故本文采取指數(shù)法建立企業(yè)碳減排的衡量指標(biāo)。

借鑒王仲兵和靳曉超[16]、李雪婷等[17]的研究思路，本文首先確定衡量企業(yè)碳減排情況的各類別的指標(biāo)以及相應(yīng)的賦分規(guī)則，然后根據(jù)各個類別的碳減排信息在上市公司年報、社會責(zé)任報告和環(huán)境報告中的披露情況，將各類別的信息得分加總獲得企業(yè)碳減排（Cid）的綜合評價指標(biāo)，具體指標(biāo)及計分規(guī)則列示于表1。最后，為了滿足數(shù)據(jù)的可比性要求，借鑒陳華等[39]的做法，對碳減排指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。現(xiàn)有學(xué)者研究認(rèn)為各個類別的碳減排信息是同等重要的[34]，所以在各個類別的指標(biāo)得分匯總過程中，按照等權(quán)重的思想將所有得分加總。其中，環(huán)保理念、CO2排放信息披露、廢氣減排治理措施和環(huán)保榮譽(yù)認(rèn)可數(shù)據(jù)來源于CSMAR環(huán)境研究數(shù)據(jù)庫；節(jié)約能源種類數(shù)的數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)社會責(zé)任評分?jǐn)?shù)據(jù)庫；節(jié)能減排項目和碳減排量的原始數(shù)據(jù)來源于CSMAR碳中和數(shù)據(jù)庫，將上市公司環(huán)境投資明細(xì)中不屬于節(jié)能減排領(lǐng)域的項目剔除，則可獲得節(jié)能減排項目的實施情況。

表1 企業(yè)碳減排（Cid）指標(biāo)構(gòu)建

3.控制變量（Controls）。借鑒顧雷雷等[27]的做法，本文選取以下微觀層面的控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、償債能力（Lev）、成長性（Growth）、盈利能力（Roe）、兩職合一（Dual）、獨(dú)立董事比例（Idr）、市賬比（MB）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）。為了控制宏觀經(jīng)濟(jì)波動對回歸模型造成的干擾，本文引入宏觀層面的控制變量經(jīng)濟(jì)水平（GDP）。具體變量定義見表2。

表2 變量定義

4.調(diào)節(jié)變量：碳交易（Trade）。從CSMAR碳中和數(shù)據(jù)庫獲取控排企業(yè)名單，然后利用統(tǒng)一社會信用代碼與上市公司信息進(jìn)行匹配，獲得參與碳交易的上市公司名單。并將參與碳交易的公司賦值為1，未參與的公司賦值為0，構(gòu)建二值變量Trade。

（三）模型構(gòu)建

為研究碳減排與實體企業(yè)金融化的關(guān)系并驗證H1，本文借鑒顧雷雷等[27]的研究，構(gòu)建多元回歸模型（1）如下：

為探究碳交易對碳減排與實體企業(yè)金融化基本關(guān)系的影響，并驗證H2，本文構(gòu)建多元回歸模型（2）如下：

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。實體企業(yè)金融化（Fin）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0873，均值為0.0596，3/4分位數(shù)為0.0761，最大值為0.4640，表明所選樣本企業(yè)間的金融化程度不一，部分企業(yè)金融化程度存在偏高現(xiàn)象。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化和縮尾處理之后的碳減排（Cid）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.9858，表明樣本企業(yè)參與碳減排的程度存在差異；1/4分位數(shù)為-0.8135，3/4分位數(shù)為0.2674，表明樣本分布均衡，所選樣本具有一定的代表性。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻(xiàn)研究結(jié)果基本一致，表明樣本數(shù)據(jù)分布正常，為本文研究碳減排與實體企業(yè)金融化的關(guān)系提供了基礎(chǔ)。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

為了排除多重共線性對模型的干擾，本文對回歸模型所涉及的變量進(jìn)行相關(guān)性分析（限于篇幅，結(jié)果略）。由相關(guān)性分析結(jié)果可知，碳減排與實體企業(yè)金融化呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文假設(shè)提出的碳減排對企業(yè)金融化的負(fù)向影響并不相悖。其余變量間的相關(guān)系數(shù)絕對值小于0.6，表明本文所使用的回歸模型沒有嚴(yán)重的多重共線性干擾。

（三）回歸分析

1.碳減排與實體企業(yè)金融化。表4第（1）列為單變量碳減排（Cid）與實體企業(yè)金融化的回歸結(jié)果，表明碳減排對實體企業(yè)金融化的影響至少在10%的水平上顯著為負(fù)。表4第（2）列的回歸中加入了控制變量，且第（1）列和第（2）列的回歸中均控制了年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。表4第（2）列回歸結(jié)果表明，α1至少在5%的水平上顯著為負(fù)。模型中的控制變量大部分都顯著，這表明在控制其他干擾因素的條件下，碳減排對實體企業(yè)金融化呈顯著負(fù)向影響，碳減排能夠抑制實體企業(yè)金融化，H1成立。

表4 碳減排、碳交易與實體企業(yè)金融化回歸結(jié)果

2.碳減排、碳交易與實體企業(yè)金融化。為了進(jìn)一步檢驗碳交易對碳減排與實體企業(yè)金融化之間關(guān)系的影響，并驗證H2是否成立，本文對模型（2）進(jìn)行回歸，將回歸結(jié)果列示于表4第（3）列?；貧w結(jié)果顯示，Cid×Trade的系數(shù)ρ3為-0.0049，在5%的水平上顯著為負(fù)。這意味著與未參與碳交易的企業(yè)（Trade=0）相比，參與碳交易企業(yè)的（Trade=1）碳減排對實體企業(yè)金融化的影響更大。因此，碳減排對實體企業(yè)金融化的抑制作用受到碳交易政策的調(diào)節(jié)，碳交易能夠發(fā)揮市場監(jiān)督作用，約束管理層的金融投機(jī)行為，H2成立。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了提高實證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗。

（一）替換變量檢驗

1.替換因變量與增加控制變量。首先，借鑒杜勇等[3]、譚德凱和田利輝[28]等的方法，本文將投資性房地產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、買入返售金融資產(chǎn)和發(fā)放貸款及墊款等科目列入金融資產(chǎn)，重新構(gòu)建實體企業(yè)金融化指標(biāo)（Fin1），并再次對模型（1）和（2）進(jìn)行回歸，將回歸結(jié)果列示于表5的第（1）和（2）列。其次，為了緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，加入公司治理層面的控制變量第一大股東持股比例（First）和股權(quán)制衡度（Sharesbalance），并將回歸結(jié)果列示于表5的第（3）和（4）列。所得結(jié)論與前文一致，表明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

2.替換自變量。借鑒汪方軍和孫俊勤[41]的研究方法，本文設(shè)置企業(yè)碳減排啞變量（IfCid），若碳減排得分大于0，則IfCid取1，否則取0。將IfCid作為Cid的替代變量，再次對模型（1）和（2）進(jìn)行回歸，并將結(jié)果分別列示于表5的第（5）和（6）列。由表5第（5）列可知，自變量IfCid的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，由表5第（6）列可知，交乘項IfCid×Trade的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，說明碳減排能夠抑制實體企業(yè)金融化，碳交易在碳減排對實體企業(yè)金融化的影響中起調(diào)節(jié)作用，與前文所得結(jié)論一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗—替換變量檢驗

（二）改變模型形式

雖然統(tǒng)計結(jié)果顯示上市公司的金融化指標(biāo)均為非負(fù)值，但是仍有部分企業(yè)的該指標(biāo)值集中為0，可能會對回歸結(jié)果造成不利影響。故本文借鑒蔡海靜等[29]的穩(wěn)健性檢驗思路，采用Tobit截尾回歸模型重新對模型（1）和（2）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果分別列示于表6的第（1）和（2）列。表6第（1）列回歸結(jié)果表明自變量Cid的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，第（2）列表明交乘項Cid×Trade的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，同樣能夠驗證H1和H2成立，與前文結(jié)論一致。

（三）變量滯后一期

鑒于碳減排對實體企業(yè)金融化的影響可能存在滯后性，同時為了排除自變量與因變量之間的反向因果關(guān)系，本文借鑒蔡海靜等[29]的做法，將自變量與控制變量滯后一期（變量符號前加上“L.”），重新對模型（1）和模型（2）進(jìn)行回歸，并將回歸結(jié)果列示于表6第（3）和（4）列。表6第（3）列表明碳減排（L.Cid）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，表6第（4）列表明交乘項L.Cid×L.Trade的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，所得結(jié)論與前文保持一致，實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗—Tobit回歸和變量滯后一期

七、進(jìn)一步分析

（一）影響機(jī)制檢驗

基于前文的理論分析，碳減排對實體企業(yè)金融化的影響路徑主要包括：一是代理機(jī)制，即碳減排信息能夠體現(xiàn)企業(yè)的社會責(zé)任感與發(fā)展戰(zhàn)略，通過內(nèi)外部利益相關(guān)者的信息傳遞機(jī)制約束管理層的行為，從而抑制代理觀下的管理層金融化逐利動機(jī)；二是融資約束機(jī)制，即碳減排能夠緩解企業(yè)融資約束，減少企業(yè)基于預(yù)防性動機(jī)配置金融資產(chǎn)的數(shù)量；三是環(huán)保投資機(jī)制，即碳減排使得企業(yè)增加環(huán)保領(lǐng)域的投資，消耗自由現(xiàn)金流，擠占企業(yè)用于金融資產(chǎn)投資的資金，從而抑制實體企業(yè)金融化。為此，本文參照Baron和Kenny[42]的研究思路，采用逐步法，利用模型（3）和模型（4）檢驗上述中介效應(yīng)是否成立。

首先，利用模型（3）檢驗碳減排（Cid）對中介變量（Med）的影響是否顯著；其次，將碳減排（Cid）與中介變量（Med）均納入模型（4）中，觀察中介變量（Med）的系數(shù)是否通過顯著性檢驗。若中介變量的系數(shù)顯著，則進(jìn)行Sobel檢驗；當(dāng)Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量顯著時，表明存在中介效應(yīng)。

1.代理機(jī)制。借鑒陳春華等[43]的研究，將代理成本作為中介變量（Med）檢驗碳減排對代理觀下實體企業(yè)金融化的影響機(jī)制，用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Agency）衡量企業(yè)代理成本，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越大，代理成本越低。利用模型（3）和模型（4）檢驗總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Agency）的中介效應(yīng)是否成立，并將機(jī)制檢驗結(jié)果列示于表7的第（1）列和第（2）列。表7的第（1）列中顯示Cid的系數(shù)為0.0088，在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)碳減排力度越大，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Agency）越大，代理成本越低。表7的第（2）列表明，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Agency）的系數(shù)顯著為負(fù)，碳減排（Cid）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明代理成本能顯著抑制實體企業(yè)金融化。Sobel檢驗的Z值為-2.78，在1%的水平上通過了檢驗。與主回歸系數(shù)相比，表7第（2）列中碳減排（Cid）的系數(shù)大小與顯著性均降低，表明在碳減排對實體企業(yè)金融化的影響過程中代理成本能夠發(fā)揮部分中介作用。

表7 影響機(jī)制檢驗

2.融資約束機(jī)制。參考陳春華等[43]的方法，本文將KZ指數(shù)作為融資約束的衡量指標(biāo)，該指數(shù)值越大，意味著融資約束的程度越高。將KZ指數(shù)作為中介變量代入模型，并將回歸結(jié)果列示于表7第（3）列和第（4）列。表7第（3）列中顯示Cid的系數(shù)為-0.0481，在1%的水平上顯著為負(fù)，表明碳減排（Cid）負(fù)向影響融資約束程度。表7第（4）列的回歸中同時加入企業(yè)碳減排（Cid）和融資約束（KZ指數(shù)），結(jié)果表明中介變量融資約束（KZ）的系數(shù)顯著為正，碳減排（Cid）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)面臨的融資約束程度越低，金融化水平也越低。Sobel檢驗的Z值為-2.056，在5%的水平上通過了檢驗。與表4第（2）列相比，表7第（4）列中碳減排（Cid）的系數(shù)由-0.0017降為-0.0016，故融資約束能夠發(fā)揮部分中介作用。

3.環(huán)保投資機(jī)制。借鑒于連超等[37]的研究，本文將環(huán)保投資強(qiáng)度（EI，環(huán)保投資占總資產(chǎn)的比重）作為中介變量，檢驗碳減排對實體企業(yè)金融化的影響機(jī)制。將中介變量環(huán)保投資強(qiáng)度（EI）與控制變量代入模型（3）和（4）中進(jìn)行回歸，并將回歸結(jié)果列示于表7第（5）列和第（6）列。表7的列（5）中顯示Cid的系數(shù)為0.0013，在10%的水平上顯著為正，表明企業(yè)碳減排（Cid）能夠促進(jìn)環(huán)保投入的增加。表7第（6）列的回歸中同時加入企業(yè)碳減排（Cid）和環(huán)保投資強(qiáng)度（EI），回歸結(jié)果顯示中介變量環(huán)保投資強(qiáng)度（EI）的系數(shù)顯著為負(fù)，碳減排（Cid）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)面臨的融資約束程度越低，其金融化水平也越低。Sobel檢驗的Z值為-1.641，在10%的水平上通過了檢驗。因此，環(huán)保投資能夠發(fā)揮部分中介作用。

（二）行業(yè)碳排放程度的異質(zhì)性分析

與低耗能低污染行業(yè)相比，高污染行業(yè)排放量大，對環(huán)境的破壞性強(qiáng)，因而受到環(huán)境管制的力度較強(qiáng)[29]。鑒于耗能和污染程度不同的行業(yè)間減排力度存在差異，也可能導(dǎo)致碳減排對實體企業(yè)金融化的影響在行業(yè)間呈現(xiàn)不同趨勢。所以本文借鑒蔡海靜等[29]、張濤等[23]的方法，將研究樣本按照行業(yè)耗能和碳排放情況劃分為高排放行業(yè)組和低排放行業(yè)組，高排放行業(yè)具體包括電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、制造業(yè)、采礦業(yè)、造紙及制品業(yè)，其余行業(yè)均納入低排放行業(yè)組。按照分組之后的樣本重新回歸，并將分組回歸結(jié)果列示于表8。

表8 行業(yè)碳排放程度的異質(zhì)性分析

表8中高排放行業(yè)組的回歸結(jié)果表明，碳減排（Cid）的回歸系數(shù)為-0.0012，在5%的水平上顯著，而低排放行業(yè)組中碳減排（Cid）的回歸系數(shù)為-0.0006，但不顯著。這意味著碳減排對實體企業(yè)金融化的抑制性影響在行業(yè)間確實存在差異，在碳排放較高的行業(yè)中抑制性作用較明顯，而在碳排放較低的行業(yè)中抑制性作用不明顯。

八、結(jié)論與建議

本文基于2013～2020滬深兩市A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究碳減排對實體企業(yè)金融化的影響，以及碳交易的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：①碳減排能夠抑制實體企業(yè)金融化；②碳交易能夠強(qiáng)化碳減排對實體企業(yè)金融化的抑制作用；③代理成本、融資約束和環(huán)保投資具有部分中介作用；④與碳排放較低的行業(yè)相比，碳減排對實體企業(yè)金融化的影響在碳排放較高的行業(yè)中更明顯。

據(jù)此，本文提出如下相關(guān)政策建議：①通過強(qiáng)化綠色金融政策及其執(zhí)行，增加政府對企業(yè)碳減排的政府補(bǔ)助等手段，促進(jìn)實體企業(yè)特別是碳排放較高的實體企業(yè)，通過增加主業(yè)創(chuàng)新投資加大碳減排力度，實現(xiàn)主業(yè)持續(xù)綠色發(fā)展，進(jìn)而遏制金融化問題，防范金融風(fēng)險，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。②加快推進(jìn)碳交易市場建設(shè)，通過市場手段解決碳減排成本外部性問題，通過“波特效應(yīng)”倒逼企業(yè)技術(shù)升級，注重主業(yè)發(fā)展，從而優(yōu)化資源配置，遏制金融化問題。