蔡海靜（博士生導(dǎo)師），周臻穎

一、引言

ESG信息披露是指企業(yè)將環(huán)境（Environment）、社會責(zé)任（Social）和公司治理（Governance）三方面統(tǒng)括為整體而進(jìn)行信息披露的形式[1]。相較于企業(yè)社會責(zé)任信息披露（CSR），ESG信息披露的內(nèi)涵更為豐富，明確包括與環(huán)境、社會因素相關(guān)的“治理”因素。隨著可持續(xù)發(fā)展理念逐漸深入人心，企業(yè)利益相關(guān)者對企業(yè)ESG信息的需求與日俱增[1]，企業(yè)ESG表現(xiàn)日益受到社會公眾的廣泛關(guān)注。而環(huán)境問題的外部性也為政府對企業(yè)ESG信息披露進(jìn)行管制提供了理論依據(jù)。在上述背景下，作為外界觀察企業(yè)ESG行為的“直接窗口”，ESG信息披露相關(guān)研究備受矚目[2]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要以傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制為研究切入點(diǎn)，考察如何強(qiáng)制約束企業(yè)污染行為[3]，激勵企業(yè)ESG作為。然而，命令式的環(huán)境規(guī)制工具在有效控制污染排放的同時，也會導(dǎo)致企業(yè)短期遵規(guī)成本增加。為有效提高經(jīng)濟(jì)自由度并減少行政干預(yù)，我國開始重視市場化環(huán)境規(guī)制[4]。市場化環(huán)境規(guī)制依賴于與之運(yùn)行相匹配的市場環(huán)境，在市場和政府的雙重壓力下，作為理性經(jīng)濟(jì)人的企業(yè)為獲得市場競爭優(yōu)勢，將提高企業(yè)環(huán)保意識，增強(qiáng)ESG信息披露意愿，促進(jìn)企業(yè)綠色發(fā)展。因此，在市場環(huán)境規(guī)制下如何拓展和深化企業(yè)ESG信息披露，這一議題具備較大的理論價值與現(xiàn)實(shí)意義。

2013年，國家發(fā)展和改革委員會批準(zhǔn)7省市開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)，標(biāo)志著我國環(huán)境規(guī)制體系逐步從命令式向市場化轉(zhuǎn)變。作為以市場激勵為導(dǎo)向的環(huán)境規(guī)制工具，碳排放權(quán)交易政策通過管控企業(yè)及分配其初始碳排放配額，設(shè)立交易所交易規(guī)則和履約機(jī)制，約束企業(yè)二氧化碳排放量以達(dá)到“減排”效果[5]。除調(diào)節(jié)碳排放的負(fù)外部性，該政策或?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新、環(huán)保投資等方面產(chǎn)生促進(jìn)或抑制作用，進(jìn)而影響企業(yè)價值、投資效率，事關(guān)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)程[6]。然而，當(dāng)前關(guān)于碳排放權(quán)交易政策對微觀市場主體影響的研究尚未涉及企業(yè)ESG信息披露層面。一方面，作為市場化環(huán)境規(guī)制工具，碳排放權(quán)交易政策為企業(yè)分配專有資源——碳排放配額，企業(yè)為獲取競爭優(yōu)勢，同時緩解環(huán)境規(guī)制引致的負(fù)面效應(yīng)，將提高企業(yè)信息透明度，緩解信息不對稱，因此企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量將提升。另一方面，由于受到資源和現(xiàn)金流的約束，企業(yè)為追求經(jīng)濟(jì)利益而增加碳排放交易成本時，往往被迫放棄高投入、高不確定性的ESG行為，企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量將下降。綜上所述，作為市場化環(huán)境規(guī)制工具的碳排放交易政策是否將對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響，其作用方式又如何，是本文亟待解決的問題。

本文利用碳排放權(quán)交易政策在北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東和深圳7個省市開展試點(diǎn)這一事件，運(yùn)用PSM-DID研究方法，選取2010～2019年我國滬深上市公司作為研究樣本，考察試點(diǎn)前后及在試點(diǎn)和非試點(diǎn)地區(qū)，碳排放權(quán)交易政策這一市場化環(huán)境規(guī)制工具是否對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)環(huán)保補(bǔ)助在其中的作用。

本文的研究意義主要體現(xiàn)在：第一，研究ESG信息披露質(zhì)量的影響因素是促進(jìn)企業(yè)綠色發(fā)展不可缺少的一環(huán)。本文以碳排放權(quán)交易政策為代表，考察市場化環(huán)境規(guī)制工具對上市公司ESG信息披露質(zhì)量的影響，進(jìn)一步豐富了市場化環(huán)境規(guī)制工具影響企業(yè)非財(cái)務(wù)信息披露的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，本文以政府環(huán)保補(bǔ)助為切入點(diǎn)，探討了碳排放權(quán)交易政策影響ESG信息披露質(zhì)量的作用機(jī)制。環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)非財(cái)務(wù)信息披露的相關(guān)研究[7]，多涉及環(huán)境規(guī)制工具的外部監(jiān)管效應(yīng)，譬如政府環(huán)境監(jiān)管信息公開、政治關(guān)聯(lián)等因素，而環(huán)保補(bǔ)助則體現(xiàn)了政府為加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制工具實(shí)施效果而給予的資源支持。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）碳排放權(quán)交易政策的經(jīng)濟(jì)后果

“雙碳”目標(biāo)下提出的碳排放權(quán)交易政策，是社會主義市場經(jīng)濟(jì)中積累的減碳“中國經(jīng)驗(yàn)”。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，該政策的實(shí)施可以降低二氧化碳排放量，且該政策能夠持續(xù)推動企業(yè)碳減排，從而有效實(shí)現(xiàn)“減排”目標(biāo)[8]。此外，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施顯著促進(jìn)了試點(diǎn)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)保投資，從而提高了企業(yè)價值和企業(yè)投資效率[9]，與波特理論相符。然而，周暢等[6]指出，碳排放權(quán)交易政策抑制了綠色創(chuàng)新，且碳排放權(quán)交易會約束和內(nèi)化企業(yè)原本“自由”的排放行為，增加企業(yè)購買配額和減排履約等相關(guān)成本，從而減損企業(yè)價值。由此可見，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施將影響企業(yè)行為和經(jīng)營成果，但政策最終效果尚未有定論。目前，鮮有文獻(xiàn)探討碳排放權(quán)交易政策對企業(yè)ESG信息披露的影響。

（二）ESG信息披露的影響因素

企業(yè)ESG信息披露的內(nèi)涵相較于傳統(tǒng)企業(yè)社會責(zé)任（CSR）而言更為寬泛，明確包括與環(huán)境、社會因素相關(guān)的“治理”因素，是企業(yè)ESG作為的集中體現(xiàn)。但在實(shí)踐中，ESG信息披露時常與CSR信息披露相混淆，邊界模糊。為促進(jìn)企業(yè)更好地履行ESG責(zé)任，實(shí)現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，有必要探討企業(yè)ESG信息披露的影響因素。

已有文獻(xiàn)表明，企業(yè)面臨的經(jīng)濟(jì)政策[10]、環(huán)境規(guī)制[11]等宏觀因素，與企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)[12]、企業(yè)高管特征以及企業(yè)內(nèi)部控制[13]等微觀因素，均會影響企業(yè)ESG信息披露及企業(yè)信息透明度。少數(shù)文獻(xiàn)雖然考察了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)ESG信息披露之間的關(guān)聯(lián)，但仍然是從傳統(tǒng)命令式環(huán)境規(guī)制視角出發(fā)，而非站在市場化環(huán)境規(guī)制的角度進(jìn)行分析探討。伴隨著我國生態(tài)文明建設(shè)的持續(xù)推進(jìn)，環(huán)境規(guī)制工具從命令式向準(zhǔn)市場化方向發(fā)展。由于命令式環(huán)境規(guī)制的監(jiān)管效果有限，近年來國家更加倡導(dǎo)利用市場化環(huán)境規(guī)制手段來改善生態(tài)環(huán)境[4]。目前關(guān)于市場化環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響研究還存在不足，本文的研究可以補(bǔ)充相關(guān)文獻(xiàn)。

三、理論分析與研究假設(shè)

環(huán)境規(guī)制是政府為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)相協(xié)調(diào)的目標(biāo)而制定的外部監(jiān)管政策，能夠直接或間接地調(diào)控企業(yè)經(jīng)營活動以影響其信息披露水平。市場化環(huán)境規(guī)制政策，即碳排放權(quán)交易政策，是一種靈活的規(guī)制方式，企業(yè)可自由選擇通過購買額外的配額或者開展ESG活動等途徑實(shí)現(xiàn)規(guī)制目標(biāo)。首先，碳排放權(quán)交易政策在政府管控基礎(chǔ)上分配碳排放配額，該配額屬于企業(yè)的專用性資源，是企業(yè)維持和獲取競爭優(yōu)勢的主要來源之一。而企業(yè)進(jìn)行ESG信息披露有利于市場掌握其相關(guān)信息，對其價值進(jìn)行準(zhǔn)確評估。即在相同條件下，信息披露能夠使企業(yè)擁有更多專有的碳排放配額。那么，基于專有成本理論，即便披露信息可能會給企業(yè)帶來間接專有成本，企業(yè)在權(quán)衡成本與收益后，也會在環(huán)境規(guī)制背景下提升ESG信息披露質(zhì)量，以在市場上獲取專有資源，進(jìn)而積極影響市場估值，提高企業(yè)價值。其次，已有研究表明，碳排放權(quán)交易政策實(shí)施會抑制綠色創(chuàng)新，增加企業(yè)購買配額和減排履約等相關(guān)成本，從而減損企業(yè)價值。而ESG信息披露在很大程度上能夠削弱環(huán)境規(guī)制的負(fù)面影響，帶來一系列的正面效應(yīng)，例如提高企業(yè)融資能力、降低企業(yè)融資成本[14]，同時更加吸引機(jī)構(gòu)投資者，最終提高企業(yè)價值。因此，根據(jù)信號傳遞理論，ESG信息披露有利于緩解信息不對稱問題，提高企業(yè)信息透明度，減弱環(huán)境規(guī)制的負(fù)面影響。最后，外部性理論認(rèn)為，生態(tài)環(huán)境資源作為一種產(chǎn)權(quán)不明晰的公共物品，需要借助政府進(jìn)行干預(yù)和管制[15]。而作為市場化環(huán)境規(guī)制工具——碳排放權(quán)交易政策離不開市場主體充分披露其ESG信息，且企業(yè)通過提高ESG報(bào)告公信力，能夠增強(qiáng)利益相關(guān)者對其ESG履責(zé)情況的認(rèn)知[7]，減少企業(yè)由于排污、耗能等環(huán)境問題引起的形象成本等相關(guān)成本，并促使企業(yè)的低碳發(fā)展、綠色轉(zhuǎn)型獲得政府支持?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出假設(shè)：

H1a：在其他條件一定的情況下，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施有助于企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量提升。

從另一角度思考，首先，環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致環(huán)境外部性內(nèi)部化，企業(yè)需要為其生產(chǎn)過程中的碳排放行為在交易市場中購買超出碳排放配額的碳排放權(quán)，從而增加企業(yè)制度遵循成本負(fù)擔(dān)[16]，擠占企業(yè)資源并最終削弱企業(yè)競爭力。企業(yè)開展ESG活動不僅需要投入大量資源，而且難以直接產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益。因此，基于資源依賴?yán)碚撚^點(diǎn)，在經(jīng)營壓力下，企業(yè)將被迫放棄高投入、高不確定性的ESG行為，導(dǎo)致企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量下降。其次，企業(yè)作為理性經(jīng)濟(jì)人，往往以營利為目的、追求經(jīng)濟(jì)利益最大化。當(dāng)企業(yè)信息披露成本高于收益時，企業(yè)缺乏優(yōu)化ESG行為的主觀能動性。當(dāng)企業(yè)為迎合政府規(guī)制要求營造綠色形象，企業(yè)將產(chǎn)生“漂綠”動機(jī)，披露“名不副實(shí)”的ESG信息，導(dǎo)致信息披露質(zhì)量降低。最后，在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施之后，企業(yè)往往不愿成為披露ESG信息的“急先鋒”，反而持謹(jǐn)慎觀望的態(tài)度。因?yàn)橹鲃优禘SG信息會使企業(yè)受到利益相關(guān)者更多的關(guān)注，為企業(yè)帶來效率威脅，使企業(yè)不得不在下一個周期花費(fèi)更多的精力和資源應(yīng)對監(jiān)管。由此，提出以下假設(shè)：

H1b：在其他條件一定的情況下，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施使企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量降低。

四、數(shù)據(jù)來源及研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

考慮政策背景和數(shù)據(jù)可得性問題，本文選取2010～2019年滬深上市企業(yè)作為初始研究樣本展開實(shí)證檢驗(yàn)，考察碳排放權(quán)交易政策實(shí)施前后，碳排放權(quán)交易政策試點(diǎn)企業(yè)與非試點(diǎn)企業(yè)的ESG信息披露質(zhì)量差異。其中，ESG評級數(shù)據(jù)來自彭博數(shù)據(jù)庫（Bloomberg），其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、企業(yè)特征數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），同時進(jìn)行以下處理：①剔除ST以及*ST企業(yè)數(shù)據(jù)；②剔除金融行業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)；③剔除數(shù)據(jù)存在缺失的數(shù)據(jù)；④為消除極端值的影響，對除虛擬變量以外的其他數(shù)據(jù)進(jìn)行首尾1%的縮尾處理。最終得到1122家企業(yè)的8563個樣本觀測值。

（二）變量定義與研究設(shè)計(jì)

1.被解釋變量：ESG信息披露質(zhì)量。ESG評級數(shù)據(jù)第一層次反映ESG信息披露質(zhì)量，第二層次則可體現(xiàn)ESG績效。本文選擇彭博社披露的ESG評級數(shù)據(jù)作為企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的衡量指標(biāo)，這主要是考慮到彭博數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)相較于其他數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)窗口期更長，數(shù)據(jù)量更充足。本文研究的樣本期間是2010～2019年，彭博數(shù)據(jù)庫中的ESG數(shù)據(jù)在此期間內(nèi)完整充分，使得研究結(jié)論更為可靠。此外，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中選取和訊網(wǎng)披露的ESG評級數(shù)據(jù)作為企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的衡量指標(biāo)。

2.解釋變量：碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施。為研究碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響，本文建立相應(yīng)的虛擬變量。首先，在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施當(dāng)年及以后年份post取1，否則取0。由于國家批準(zhǔn)在北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東及深圳7個省市先后開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)，試點(diǎn)開始時間主要集中于2013年末至2014年初，因此，本文選擇2014年作為試點(diǎn)年份[4]。其次，由于每家企業(yè)均有碳排放產(chǎn)生，而且在碳排放權(quán)交易政策試點(diǎn)期初，政府放松試點(diǎn)企業(yè)的碳排放權(quán)額度限制，因此試點(diǎn)地區(qū)所有企業(yè)均有可能被納入碳排放權(quán)交易，所以企業(yè)若處于上述7個試點(diǎn)省市則treated取值為1，否則為0。最后，構(gòu)造試點(diǎn)時間和試點(diǎn)地區(qū)的交乘項(xiàng)Pilot，即post×treated，作為碳排放權(quán)交易政策實(shí)施的解釋變量。此外，由于無法獲取重慶市的管控企業(yè)名單，為增強(qiáng)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文擬利用北京、上海、廣東、天津、湖北和深圳6個試點(diǎn)省市首批管控企業(yè)名單上的滬深上市公司作為處理對象進(jìn)行穩(wěn)健性測試。

3.控制變量。根據(jù)周暢等[6]的相關(guān)研究，本文選取以下控制變量：總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、股權(quán)集中度（Shrhfd1）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、營業(yè)收入（Income）、董事長與總經(jīng)理兼任情況（Dual）、公司上市年限（Age）、審計(jì)師是否來自四大（Big4）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)性質(zhì)（State）、年份（Year）、個體（Stkcd）。

4.模型設(shè)計(jì)。借鑒已有研究，根據(jù)前文提出的假設(shè)，本文構(gòu)建以下模型檢驗(yàn)H1a和H1b。

ESGi，t=α0+α1Pilot+γControli，t+∑Year+∑Stkcd+εi，t

其中：ESGi，t表示企業(yè)i在第t年的ESG信息披露質(zhì)量，以彭博ESG評級數(shù)據(jù)進(jìn)行度量；post代表試點(diǎn)地區(qū)實(shí)施碳排放權(quán)交易政策后的年度，treated代表該企業(yè)處于7個試點(diǎn)省市，即被納入碳排放權(quán)交易體系中，Pilot表示兩者的交乘項(xiàng)post×treated；Control表示上文所列舉的控制變量；εi，t為殘差項(xiàng)?？紤]到時間變化所產(chǎn)生的外部沖擊及企業(yè)個體差異對ESG信息披露質(zhì)量的影響，在模型中控制年份固定效應(yīng)及個體固定效應(yīng)，分別以Year與Stkcd表示，以增強(qiáng)實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性。由于模型中已經(jīng)控制了年份固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，故不再添加post和treated，只需加入交乘項(xiàng)Pilot即可[4]。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

為更好地體現(xiàn)碳排放權(quán)交易政策實(shí)施對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響，本文對PSM處理前后的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。表2的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，樣本企業(yè)的ESG標(biāo)準(zhǔn)差為5.79，表明企業(yè)在ESG信息披露質(zhì)量上存在較大差距。解釋變量Pilot的平均值在PSM前為0.27，在PSM后為0.52，結(jié)果符合傾向得分匹配的處理要求。

表1 變量定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）樣本的PSM匹配

為了增強(qiáng)結(jié)果穩(wěn)健性，本文使用傾向得分匹配法進(jìn)一步在非試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)中匹配對照組。參考沈洪濤等[5]、周暢等[6]的研究，影響企業(yè)是否被納入碳排放權(quán)交易的因素包括企業(yè)經(jīng)營能力、盈利能力、規(guī)模等，因此，本文在預(yù)測模型中選取流動比率（Current）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、營業(yè)收入（Income）、兩權(quán)分離率（Separation）和企業(yè)規(guī)模的平方項(xiàng)（Size2）作為匹配變量，并采用二元Probit模型按照傾向得分值為處理組挑選對照組。

根據(jù)PSM分析要求，在獲得匹配結(jié)果后，需進(jìn)一步分析驗(yàn)證共同支撐假設(shè)與平衡假設(shè)是否得到滿足。本文通過分析PSM前后的核密度函數(shù)圖驗(yàn)證共同支撐假設(shè)，結(jié)果如圖1和圖2所示。由圖2可知，在匹配以后，試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的樣本分布基本重疊，滿足PSM共同支撐假設(shè)。

圖1 匹配前的核密度函數(shù)

圖2 匹配后的核密度函數(shù)

PSM平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，匹配后所有變量偏差明顯縮小，均在10%以內(nèi)，且匹配后T檢驗(yàn)的p值均大于10%，說明匹配后所有變量在處理組和對照組之間不存在顯著差異，滿足平衡性檢驗(yàn)。

表3 匹配前后可觀測變量平衡性檢驗(yàn)

（三）平行趨勢檢驗(yàn)

使用PSM-DID模型的前提條件之一為需要符合平行趨勢檢驗(yàn)，即實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策實(shí)施之前變化趨勢相同。本文選用事件研究法（Event Study）進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。參考Beck等[17]的研究，在檢驗(yàn)中去除政策實(shí)施前一期，即pre_1。pre_4～pre_1是虛擬變量，如果企業(yè)處于政策沖擊前1～4年并且為實(shí)驗(yàn)組則賦值為1，否則為0；current表示如果企業(yè)處于政策沖擊當(dāng)年且為實(shí)驗(yàn)組則賦值為1，否則為0；post_1～post_5為虛擬變量，如果企業(yè)處于政策沖擊后1～5年且為實(shí)驗(yàn)組則賦值為1，否則為0。如果平行趨勢檢驗(yàn)成立，則碳排放權(quán)交易政策實(shí)施對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響只會出現(xiàn)在政策實(shí)施之后，在政策實(shí)施之前不存在顯著差異?；貧w結(jié)果如表4所示，pre_4～pre_2的系數(shù)不顯著，表明各企業(yè)的ESG信息披露質(zhì)量在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施之前不存在顯著差異。而post_2～post_5的系數(shù)顯著為正，表明碳排放權(quán)交易政策實(shí)施確實(shí)影響了試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的ESG信息披露質(zhì)量。上述結(jié)果符合平行趨勢檢驗(yàn)。

表4 平行趨勢檢驗(yàn)

（四）碳排放權(quán)交易與企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量

表5報(bào)告了碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施與企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的檢驗(yàn)結(jié)果。在第（1）列中未加入控制變量，解釋變量Pilot的系數(shù)為0.978，t值為2.75，在1%的水平上顯著；在第（2）列中加入控制變量，解釋變量Pilot的系數(shù)為1.137，t值為3.15，在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，在其他條件一定的情況下，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施有助于企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的提升，支持H1a。碳排放權(quán)交易政策實(shí)施后，企業(yè)為降低額外成本獲取競爭優(yōu)勢，會增加企業(yè)的ESG行為并提升ESG信息披露質(zhì)量，使企業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)成為可以兼容的共同體，最終實(shí)現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

表5 碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施與企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量

（五）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.基于企業(yè)信息不對稱程度的異質(zhì)性分析。根據(jù)信號傳遞理論，信息不對稱程度較低的企業(yè)在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施后，其ESG信息披露質(zhì)量會顯著提高。企業(yè)提高ESG報(bào)告公信力，有助于減少企業(yè)在環(huán)境規(guī)制下的交易成本和監(jiān)管成本，使企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生正外部性，促使企業(yè)的低碳發(fā)展、綠色轉(zhuǎn)型獲得政府支持并吸引更多投資者。相較于信息不對稱程度較低的企業(yè)，信息不對稱程度較高的企業(yè)若受到環(huán)境規(guī)制政策的壓力，由于其所受關(guān)注程度較低，則有可能在無法履行ESG職責(zé)時，披露虛假的ESG信息。參考已有文獻(xiàn)[18]，本文采用企業(yè)在給定年度內(nèi)跟蹤并發(fā)布研究報(bào)告的分析師人數(shù)加1后的自然對數(shù)（Follow）以及目標(biāo)企業(yè)分析師發(fā)布的研報(bào)數(shù)量（Report），表示企業(yè)信息不對稱程度。以中位數(shù)為臨界點(diǎn)，將全樣本分為信息不對稱程度低組和信息不對稱程度高組進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。第（1）列和第（3）列為信息不對稱程度低組上市企業(yè)的回歸結(jié)果，解釋變量Pilot的系數(shù)分別為1.664和1.556，均在5%的水平上顯著。第（2）列和第（4）列是信息不對稱程度高組上市企業(yè)的回歸結(jié)果，解釋變量Pilot的系數(shù)為1.152和1.696。參考連玉君和廖俊平[19]的研究，本文通過Chow檢驗(yàn)引入交乘項(xiàng)，根據(jù)Pilot×Follow和Pilot×Report這兩個交乘項(xiàng)的顯著性情況得出結(jié)論。由表6第（5）列和第（6）列可知：Pilot×Follow系數(shù)為0.318，t值為1.32，交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著；Pilot×Report系數(shù)為0.476，t值為1.92，在10%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，在企業(yè)信息不對稱程度低、目標(biāo)企業(yè)分析師發(fā)布的研報(bào)數(shù)量多的情況下，企業(yè)在市場化環(huán)境規(guī)制實(shí)施后，會抑制“漂綠”沖動，其ESG信息披露質(zhì)量會顯著提高。

表6 碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對信息不對稱企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響

2.基于企業(yè)資源基礎(chǔ)的異質(zhì)性分析。企業(yè)所擁有的資源是影響其決策的重要因素，李青原和肖澤華[16]基于資源基礎(chǔ)觀，認(rèn)為企業(yè)對資源的依賴性決定了企業(yè)對環(huán)境規(guī)制的反應(yīng)。企業(yè)作為理性經(jīng)濟(jì)人能夠分配的相關(guān)資源，是企業(yè)在環(huán)境管理方面必須考慮的剛性因素。一方面，企業(yè)披露高質(zhì)量的ESG信息會為其帶來良好的社會聲譽(yù)并樹立綠色形象，尤其當(dāng)企業(yè)的資源基礎(chǔ)較薄弱時，企業(yè)更有動力通過優(yōu)化ESG報(bào)告從而獲得政府資源支持。另一方面，企業(yè)只有在資源基礎(chǔ)較強(qiáng)時才能夠投入相關(guān)資源開展ESG活動，抑制“漂綠”動機(jī)，提高企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量。因此，企業(yè)披露ESG信息的積極性容易受到固有財(cái)務(wù)和人力資源的影響。

本文根據(jù)企業(yè)財(cái)務(wù)資源和人力資源情況將樣本進(jìn)行分組，分別考察環(huán)境規(guī)制對不同資源基礎(chǔ)企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響。其中，對于財(cái)務(wù)資源，本文選擇Hadlock等[20]提出的SA指數(shù)加以度量，即SAindex=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。該數(shù)值越小，融資約束越小，企業(yè)的財(cái)務(wù)資源實(shí)力越強(qiáng)。因此，當(dāng)企業(yè)財(cái)務(wù)資源（Finance）小于SA指數(shù)的中位數(shù)時取值為1，否則取值為0。對于人力資源，本文選擇股權(quán)激勵進(jìn)行度量，人力資源實(shí)力越強(qiáng)的企業(yè)越容易實(shí)現(xiàn)股權(quán)激勵。當(dāng)股權(quán)激勵程度（share）高于中位數(shù)時取值為1，否則為0。結(jié)果如表7所示。

表7的第（1）～（4）列表明，較之強(qiáng)資源基礎(chǔ)企業(yè)，資源基礎(chǔ)較弱的企業(yè)在碳排放權(quán)交易政策實(shí)施后會披露更高質(zhì)量的ESG信息。本文隨后通過Chow檢驗(yàn)引入Pilot×Finance和Pilot×share這兩項(xiàng)交乘項(xiàng)，進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。在第（5）列中Pilot×Finance的系數(shù)為-1.161，t值為-3.37，在1%的水平上顯著。在第（6）列中Pilot×share的系數(shù)為-1.463，t值為-1.99，在5%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，在面對碳排放權(quán)交易政策的壓力時，資源基礎(chǔ)較弱的企業(yè)選擇披露更高質(zhì)量的ESG信息。企業(yè)相關(guān)行為說明，披露高質(zhì)量的ESG信息為企業(yè)帶來的社會聲譽(yù)是企業(yè)所需的另一項(xiàng)關(guān)鍵資源，能夠在未來企業(yè)經(jīng)營過程中轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，促使企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。因此，即使企業(yè)當(dāng)前的財(cái)務(wù)資源和人力資源實(shí)力較弱，管理者出于對企業(yè)長遠(yuǎn)及可持續(xù)發(fā)展的考量，仍會選擇投入資源履行ESG職責(zé)并提高ESG信息披露質(zhì)量。

表7 碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對不同資源基礎(chǔ)企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響

3.基于企業(yè)污染程度的異質(zhì)性分析。企業(yè)污染程度異質(zhì)性下企業(yè)受到環(huán)境規(guī)制的影響程度不同，也可能會導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對企業(yè)ESG信息披露的影響效果產(chǎn)生差異。碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施重點(diǎn)在于重污染企業(yè)。為降低自身的交易成本和監(jiān)管成本，重污染企業(yè)往往會考慮增加ESG行為從而提高ESG信息披露質(zhì)量。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫披露的重污染企業(yè)信息，將樣本分為重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，若企業(yè)為重污染企業(yè)，則Pollution取1，否則為0。結(jié)果如表8所示：第（1）列為重污染組上市企業(yè)的回歸結(jié)果，Pilot的系數(shù)為1.635，在1%的水平上顯著；第（2）列為非重污染組上市企業(yè)的回歸結(jié)果，Pilot的系數(shù)為0.871，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，較之非重污染企業(yè)，環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用更為明顯。為確保檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)一步通過Chow檢驗(yàn)，利用Pilot×Pollution這一交乘項(xiàng)，得到Pilot×Pollution的系數(shù)為1.507，t值為5.52，在1%的水平上顯著，說明分組檢驗(yàn)中重污染企業(yè)與非重污染企業(yè)的組間系數(shù)確實(shí)存在顯著差異。上述結(jié)果表明，與非重污染企業(yè)相比，環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)的ESG信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用更為明顯。重污染企業(yè)受到政府和社會公眾的關(guān)注程度更高，更容易受到環(huán)境規(guī)制工具的約束。

表8 碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對重污染企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響

（六）進(jìn)一步研究：環(huán)保補(bǔ)助的作用機(jī)制檢驗(yàn)

生態(tài)環(huán)境具有公共物品屬性，在缺乏管制的情況下，私人企業(yè)沒有動機(jī)改善生態(tài)環(huán)境[16]。企業(yè)實(shí)施ESG行為并促進(jìn)ESG信息披露質(zhì)量提升需要資源的長期投入，資源約束是困擾企業(yè)非財(cái)務(wù)信息披露的難題之一，而政府的環(huán)保補(bǔ)助在政府環(huán)境規(guī)制的約束下為企業(yè)提供了資金支持，有利于減少管理者關(guān)于披露非財(cái)務(wù)信息影響企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益不確定性的擔(dān)憂。

本文以企業(yè)收到政府的環(huán)保補(bǔ)助作為中介變量，借鑒溫忠麟等[21]的研究方法，采取三步法對環(huán)保補(bǔ)助的中介效應(yīng)進(jìn)行逐步回歸分析。結(jié)果如表9所示，第（1）列和第（2）列報(bào)告了“碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施—政府提供的環(huán)保補(bǔ)助—企業(yè)的ESG信息披露質(zhì)量”的檢驗(yàn)結(jié)果。本文重點(diǎn)關(guān)注第三步檢驗(yàn)結(jié)果中企業(yè)收到政府的環(huán)保補(bǔ)助Isub的估計(jì)系數(shù)，如表9第（3）列所示，Isub的系數(shù)為2.002，在5%的水平上顯著，結(jié)合溫忠麟等[21]的研究方法可知，環(huán)保補(bǔ)助Isub作為中介變量的中介效應(yīng)存在。根據(jù)上述分析，碳排放權(quán)交易政策實(shí)施后，政府對企業(yè)的環(huán)保補(bǔ)助在環(huán)境規(guī)制促進(jìn)企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量提升的過程中發(fā)揮了完全中介效應(yīng)。政府對企業(yè)的環(huán)保補(bǔ)助可以激勵企業(yè)在環(huán)境規(guī)制政策下履行社會責(zé)任，維護(hù)企業(yè)聲譽(yù)，不僅可提高企業(yè)的社會效益，更可以轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)利益，促使企業(yè)走可持續(xù)發(fā)展道路。

表9 碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施、環(huán)保補(bǔ)助與企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量

（七）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量。本文首先替換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在前文中檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響時，選擇的被解釋變量衡量指標(biāo)是彭博社公布的ESG評級數(shù)據(jù)。第三方專業(yè)評級機(jī)構(gòu)對企業(yè)披露的ESG相關(guān)信息進(jìn)行評級時有各自獨(dú)立的打分標(biāo)準(zhǔn)，各機(jī)構(gòu)存在不同評價體系，結(jié)論的可靠性會有偏差。因此，本文借鑒賈興平和劉益[22]的研究，選擇和訊網(wǎng)對企業(yè)的ESG信息披露評級（Score）替換被解釋變量，進(jìn)行與前文相同步驟的實(shí)證檢驗(yàn)，同時控制年份和個體固定效應(yīng)。結(jié)果如表10所示：第（1）列中解釋變量Pilot的系數(shù)為4.559，在1%的水平上顯著；第（2）列加入控制變量后，解釋變量Pilot的系數(shù)為2.633，在10%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，在其他條件一定的情況下，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施促進(jìn)了企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的提升，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表10 替換被解釋變量

2.變更檢驗(yàn)樣本。前文中假設(shè)試點(diǎn)地區(qū)所有企業(yè)均有可能被納入碳排放權(quán)交易，因此未納入管控的企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量可能對結(jié)論造成干擾。為此，本文借鑒沈洪濤等[5]的研究，利用北京、上海、廣東、天津、湖北和深圳6個試點(diǎn)省市首批管控企業(yè)名單上的滬深上市公司進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，剔除無法獲取管控企業(yè)名單的重慶市、在2013～2019年被取消管控的企業(yè)以及無法獲取ESG數(shù)據(jù)的企業(yè)，最終處理組樣本共包括53家上市管控企業(yè)。同時將區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、所處行業(yè)、企業(yè)上市年齡、規(guī)模和盈利能力等作為參考因素，為試點(diǎn)省市選擇對照樣本。匹配后處理組和對照組共包括106家企業(yè)的694個觀測值。使用DID方法實(shí)證檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對企業(yè)ESG信息披露的影響，結(jié)果如表11所示。第（1）列中未加入控制變量，解釋變量Pilot的系數(shù)為5.008，在5%的水平上顯著；第（2）列加入控制變量后，解釋變量Pilot的系數(shù)為5.206，在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對碳排放管制企業(yè)及試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的ESG信息披露質(zhì)量均能夠產(chǎn)生促進(jìn)作用，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。

表11 變更檢驗(yàn)樣本

六、研究結(jié)論與政策建議

自2013年起，我國在7個試點(diǎn)省市陸續(xù)開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)。本文利用這一事件，采用PSMDID方法檢驗(yàn)碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明：碳排放權(quán)交易政策的實(shí)施確實(shí)能夠顯著促進(jìn)試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量提升；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，政府為企業(yè)提供的環(huán)保補(bǔ)助，在市場化環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施下，將激勵企業(yè)披露更高質(zhì)量的ESG信息；異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)信息不對稱程度較低、資源基礎(chǔ)較弱和企業(yè)污染程度較嚴(yán)重時，碳排放權(quán)交易政策對企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

為更好地利用環(huán)境規(guī)制工具實(shí)現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，本文提出如下建議：①提高企業(yè)ESG信息披露能力。政府應(yīng)注重ESG信息披露的監(jiān)管引導(dǎo)，提高上市公司對ESG信息的認(rèn)知水平和披露能力。同時，政府應(yīng)與相關(guān)機(jī)構(gòu)共同規(guī)范企業(yè)ESG信息披露行為，一方面使利益相關(guān)者能夠從ESG報(bào)告中獲取有效信息，另一方面促使企業(yè)ESG信息披露不流于形式，增強(qiáng)企業(yè)披露ESG信息的主動性。②政府應(yīng)積極鼓勵企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展行為，充分利用市場化環(huán)境規(guī)制手段達(dá)到環(huán)境監(jiān)管目的。為提高企業(yè)綠色發(fā)展積極性，可以對企業(yè)削減污染的行為進(jìn)行補(bǔ)貼。政府環(huán)保補(bǔ)助在政府環(huán)境規(guī)制的約束下為企業(yè)提供了資金支持，有利于減少管理者對于披露非財(cái)務(wù)信息可能損害企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的擔(dān)憂。