張鮮華， 崔雨晴

(蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，蘭州 730020)

一、引言

2021年8月，聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(huì)(IPCC)發(fā)布《第六次評(píng)估報(bào)告第一工作組報(bào)告》。報(bào)告指出，自工業(yè)革命以來，全球地表平均溫度已上升約1℃，由此可能導(dǎo)致的氣候變化已造成全球各地自然災(zāi)害頻發(fā)，對地球生態(tài)和人類社會(huì)造成不可逆轉(zhuǎn)的負(fù)面影響。這是繼2015年《巴黎協(xié)定》提出關(guān)于“努力將氣溫升幅限制在工業(yè)化前水準(zhǔn)以上1.5℃之內(nèi)”的目標(biāo)后，人類再一次意識(shí)到遏止全球氣候危機(jī)的緊迫性。全球各國為此采取諸多應(yīng)對措施，制定和發(fā)布各類政策與相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，我國政府提出“2030年前碳達(dá)峰、2060年前碳中和”的遠(yuǎn)景目標(biāo)。事實(shí)上，我國應(yīng)對氣候變化的努力至少可以追溯到2009年，出臺(tái)多項(xiàng)配套政策，其中之一是綠色金融政策。

在此背景下，曾為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展作出貢獻(xiàn)，但同時(shí)是環(huán)境污染主要制造者的高污染高能耗企業(yè)(簡稱“兩高”企業(yè))，不得不面對綠色升級(jí)轉(zhuǎn)型的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)[1]。“兩高”企業(yè)多屬于資本密集型行業(yè)，通常需要通過抵押資產(chǎn)以獲得持續(xù)的外部融資[2]和信貸資源[3]，迫切需要一系列配套政策和激勵(lì)手段助其完成產(chǎn)業(yè)升級(jí)與綠色轉(zhuǎn)型。綠色金融政策制定的初心是將對環(huán)境保護(hù)和治理的考量融入投融資活動(dòng)，一方面給予綠色企業(yè)融資支持，引導(dǎo)資金流入節(jié)能環(huán)保和低碳減排等綠色領(lǐng)域；另一方面減少對污染項(xiàng)目的資金供給，實(shí)現(xiàn)資金的綠色配置[4]。

然而，在綠色金融政策實(shí)施過程中，相當(dāng)一部分受到融資約束的“兩高”企業(yè)選擇“漂綠”(green washing)做法。漂綠是指企業(yè)為應(yīng)對環(huán)境規(guī)制而選擇的象征性行為[5]，即通過虛假環(huán)保宣傳以達(dá)到粉飾自身行為的目的[6]。相關(guān)研究表明，融資需求較強(qiáng)的企業(yè)面對信貸約束時(shí)，會(huì)有較強(qiáng)動(dòng)機(jī)操縱盈余[7]、粉飾環(huán)保表現(xiàn)[8]，甚至不惜披露虛假信息，以換取信貸資源的支持?；诖?，本文選取在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)重要地位且“兩高”企業(yè)較為集中的制造業(yè)作為研究對象，將該行業(yè)上市公司置于綠色金融政策全面實(shí)施的背景之下，并以決定綠色金融市場透明度的企業(yè)信息披露質(zhì)量為視角，檢驗(yàn)綠色金融政策的實(shí)施是否對制造業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)發(fā)揮激勵(lì)作用。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

(一)文獻(xiàn)回顧

什么是綠色金融，國內(nèi)外學(xué)界尚未形成統(tǒng)一的界定，但均將其視為金融行業(yè)的重要?jiǎng)?chuàng)新，旨在通過運(yùn)用多樣化的金融工具，將環(huán)境治理納入投融資活動(dòng)，通過投融資行為實(shí)現(xiàn)資金的綠色配置，最終促進(jìn)生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間的平衡[9-11]。實(shí)施綠色金融政策后，一方面優(yōu)先考量綠色產(chǎn)業(yè)和清潔項(xiàng)目，給予傾斜；另一方面減少對污染項(xiàng)目的資金供給，促使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向綠色化轉(zhuǎn)變。本文采納由中國人民銀行、財(cái)政部等七部委于2016年8月聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)中的定義：綠色金融是指為支持環(huán)境改善、應(yīng)對氣候變化和資源節(jié)約高效利用的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，即對環(huán)保、節(jié)能、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領(lǐng)域的項(xiàng)目投融資，項(xiàng)目運(yùn)營，風(fēng)險(xiǎn)管理等所提供的金融服務(wù)?！吨笇?dǎo)意見》的發(fā)布標(biāo)志著綠色金融已上升至國家戰(zhàn)略高度。基于此，綠色金融政策可視為通過貸款、私募基金、發(fā)行債券和股票、保險(xiǎn)等金融服務(wù)，將社會(huì)資金引導(dǎo)至綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列政策和制度安排[12]。

近年來，引發(fā)學(xué)界和政策制定者廣泛關(guān)注的相關(guān)議題主要集中在實(shí)施綠色金融政策對宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，以及對企業(yè)和銀行形成的微觀影響[13]。通過大樣本研究，該政策已被證明能夠有效促進(jìn)全社會(huì)綠色投資、綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，且能夠?qū)Α皟筛摺逼髽I(yè)形成顯著的融資懲罰效應(yīng)和投資抑制效應(yīng)[14-17]。不過從全球范圍來看，綠色金融尚屬新生事物，在發(fā)展過程中仍面臨如何持續(xù)實(shí)施的問題。學(xué)界為此的努力主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，探索如何完善綠色金融的正向激勵(lì)機(jī)制[18]。一方面是來自中央、地方兩級(jí)政府的財(cái)政貼息和稅收優(yōu)惠支持，如何更好地發(fā)揮激勵(lì)作用[19]；另一方面是來自中央銀行再貸款的支持和低成本綠色發(fā)展基金，如何降低綠色融資的綜合成本[20]。第二，探索如何加大綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新。實(shí)施綠色金融的領(lǐng)域或項(xiàng)目大多要求投資回報(bào)，需要吸取國際相關(guān)領(lǐng)域的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，通過創(chuàng)新綠色金融工具滿足市場多樣性和多維度需求，才能實(shí)現(xiàn)商業(yè)化或準(zhǔn)商業(yè)化運(yùn)作[21]。第三，探索如何持續(xù)提升綠色金融市場的透明度。研發(fā)綠色產(chǎn)品需要巨量投入，通過披露質(zhì)量較低的環(huán)境信息來粉飾自身環(huán)保表現(xiàn)則成本較低，而綠色金融市場存在信息不對稱，加之公眾的綠色發(fā)展意識(shí)匱乏，使融資方利用信息優(yōu)勢進(jìn)行漂綠成為可能[22-23]?？梢?，綠色金融市場的透明度在某種程度上決定綠色金融政策所要達(dá)成的環(huán)境規(guī)制目標(biāo)能否實(shí)現(xiàn)，即能否激發(fā)企業(yè)的內(nèi)在減排動(dòng)力，使其通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)主動(dòng)減排[24]。

通過以上文獻(xiàn)可以看出，雖然學(xué)者們大多已關(guān)注到綠色金融政策的實(shí)施給宏觀經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展帶來積極影響，但同時(shí)將微觀企業(yè)置于相對嚴(yán)苛的環(huán)境規(guī)制中。企業(yè)會(huì)基于適應(yīng)哲學(xué)選擇真正“變綠”，還是基于對抗哲學(xué)進(jìn)行粉飾性漂綠，這與綠色金融市場的透明度密切相關(guān)。本文基于既有研究成果，選取關(guān)乎綠色金融市場透明度的企業(yè)信息披露質(zhì)量為視角，檢驗(yàn)綠色金融政策全面實(shí)施背景下A股制造業(yè)上市公司公開披露的信息質(zhì)量變化及其內(nèi)在機(jī)制，以期助力政策制定者把握綠色金融政策對企業(yè)的微觀影響，最終達(dá)到激勵(lì)企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色升級(jí)轉(zhuǎn)型的初衷。

(二)提出假設(shè)

金融機(jī)構(gòu)制定綠色金融政策的初心：一方面期望利用優(yōu)先放貸或優(yōu)惠性利率，給予綠色企業(yè)融資支持；另一方面期望通過限制信貸或懲罰性利率，約束污染企業(yè)發(fā)展。面對嚴(yán)苛的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)會(huì)做何反應(yīng)？根據(jù)《南方周末》2009—2016年連續(xù)8年發(fā)布的“中國漂綠榜”，漂綠現(xiàn)象廣泛存在，甚至不乏知名大企業(yè)榜上有名。常見手法是，企業(yè)通過信息披露向外界發(fā)送象征意味的信號(hào)，既可能是“報(bào)喜不報(bào)憂”的選擇性披露，也可能是“言行不一”的表述性操縱。

從企業(yè)披露的財(cái)務(wù)信息來看。實(shí)施綠色金融政策給“兩高”企業(yè)帶來一系列限制，引發(fā)企業(yè)融資問題，使得原本依賴外部持續(xù)融資的污染企業(yè)雪上加霜。污染型企業(yè)多屬于資本密集型行業(yè)，其外部融資依賴程度高，對這些企業(yè)來說，一旦由于信貸問題出現(xiàn)資本風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)很容易陷入生存危機(jī)[25]。而在外界看來，傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)特別是“兩高”企業(yè)的高利潤往往與高消耗高污染畫上等號(hào)，被視為通過耗費(fèi)大量能源、排放巨量污染物而來。在此背景下，“兩高”企業(yè)若報(bào)告顯示良好的盈利，則更容易引起公眾的強(qiáng)烈關(guān)注，甚至帶來政治成本。葉青等的研究證實(shí)登上“胡潤富豪榜”這一高調(diào)事件后富豪公司選擇低調(diào)行事，通過降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，以盡量規(guī)避或減輕公眾關(guān)注所帶來的政治成本[26]。唐松等基于政治成本假說，研究表明民營企業(yè)家背負(fù)的“原罪”嫌疑會(huì)降低其所經(jīng)營企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[27]。綜上，此類企業(yè)往往會(huì)選擇低調(diào)行事，通過平滑利潤，避免可能引發(fā)的公眾關(guān)注、造成高昂的政治成本，且不影響信貸資源的獲得?；诖?，提出假設(shè)H1：在綠色金融政策全面實(shí)施背景下，制造業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。

從企業(yè)披露的非財(cái)務(wù)信息來看。一方面，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任特別是環(huán)保責(zé)任的成本高昂，需要足量的資金支持，財(cái)務(wù)績效構(gòu)成企業(yè)社會(huì)責(zé)任的約束變量[28]；另一方面，相關(guān)研究表明企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效的正向影響需要一個(gè)較長期間，短期來看企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任會(huì)降低當(dāng)期的財(cái)務(wù)績效[29]。有研究顯示，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量對債務(wù)融資成本的降低作用十分有限[30]。因此，當(dāng)企業(yè)有融資需求，但囿于環(huán)境規(guī)制，且財(cái)務(wù)績效不理想時(shí)，會(huì)利己考量而“報(bào)喜不報(bào)憂”地選擇性披露，或“言行不一”地表述性操縱披露，使非財(cái)務(wù)信息質(zhì)量受損。基于此，提出假設(shè)H2：在綠色金融政策全面實(shí)施背景下，制造業(yè)上市公司的非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)重要地位且“兩高”企業(yè)較為集中的A股制造業(yè)上市公司作為樣本，剔除存在觀察值缺失和ST及*ST企業(yè)。同時(shí)，選取樣本公司2010—2020年間公開披露的財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)信息作為樣本數(shù)據(jù)。為避免極端值的影響，對連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%水平上的縮尾處理。最終，獲得非平衡面板樣本數(shù)據(jù)8206個(gè)。

分析采用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，非財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析采用Stata 16.0軟件完成。

此外，將2016年G20杭州峰會(huì)作為我國全面開展綠色金融實(shí)踐的起點(diǎn)。原因是在此次峰會(huì)上，擔(dān)任主席國的中國首次提出綠色金融理念，并成立綠色金融研究小組，激勵(lì)環(huán)境友好型綠色投資建設(shè)，引發(fā)全球關(guān)注。

(二)變量選取

1.驗(yàn)證假設(shè)H1的變量選取

對于財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的衡量，目前學(xué)界常見的做法有兩種：第一種是采用盈余反應(yīng)系數(shù)，即市場對盈余信息的反映程度，檢驗(yàn)會(huì)計(jì)盈余與股票累計(jì)超額收益率之間的關(guān)聯(lián)性[27]112。綠色金融政策實(shí)施后，會(huì)計(jì)盈余與股票累計(jì)超額收益率之間若呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)，則表明政策實(shí)施后企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量有所提升；若負(fù)向關(guān)聯(lián)，則說明財(cái)務(wù)信息質(zhì)量有所下降。第二種是采用Jones經(jīng)典模型或修正后的Jones模型來說明企業(yè)的盈余管理水平。通過采用修正后的Jones模型計(jì)算出可操縱應(yīng)計(jì)利潤(DA)，取絕對值，得到可操縱性應(yīng)計(jì)利潤的絕對值(ABSDA)，用以衡量企業(yè)盈余管理的動(dòng)機(jī)[31]。即若綠色金融政策全面實(shí)施后，企業(yè)的可操縱應(yīng)計(jì)利潤增加，則表明企業(yè)的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量下降。為規(guī)避因測度方法的選取而導(dǎo)致偏差，本文在主回歸分析中采用第一種做法，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用第二種做法。

具體來說，當(dāng)采用第一種做法時(shí)，解釋變量為綠色金融政策全面實(shí)施后的會(huì)計(jì)盈余，由NI*Year_dum兩部分組成。其中，NI為會(huì)計(jì)盈余，選取每股收益率(EPS)作為代理變量；Year_dum為政策虛擬變量，2010—2015年賦值為0，2016—2020年賦值為1；兩者的交互項(xiàng)則代表政策(未)實(shí)施下的會(huì)計(jì)盈余[32]。同時(shí)，被解釋變量為樣本公司i在第t年的股票累計(jì)超額收益率(CARi，t)，具體計(jì)算公式為

CARi，t=[∏(1+Ri，k-1]-[∏(1+Rm，k-1]，

(1)

式中，i表示樣本公司，k表示月份，Ri，k表示股票i在第t年第k月的報(bào)酬率，Rm，k表示同一月份內(nèi)的市場回報(bào)率。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫中“考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個(gè)股回報(bào)率”和“考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合月市場回報(bào)率(等權(quán)平均法)”。考慮我國上市公司披露年報(bào)的日期為次年4月30日，第t年的CARi，t是指第t年5月初至t+1年4月末的12個(gè)月累計(jì)超額報(bào)酬率。

2.驗(yàn)證假設(shè)H2的變量選取

解釋變量為政策虛擬變量，2010—2015年賦值為0，2016—2020年賦值為1。被解釋變量，即非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量，本文采納和訊網(wǎng)對樣本公司所披露的社會(huì)責(zé)任信息質(zhì)量評(píng)級(jí)。該評(píng)級(jí)從股東責(zé)任、供應(yīng)商、客戶和消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任和公共責(zé)任等五個(gè)方面對企業(yè)所披露的社會(huì)責(zé)任信息進(jìn)行綜合及分項(xiàng)評(píng)分，已被眾多國內(nèi)研究者認(rèn)可和采用。為了更精準(zhǔn)地觀察企業(yè)應(yīng)對綠色金融政策的信息披露表現(xiàn)，本文選取其中的環(huán)境責(zé)任分項(xiàng)評(píng)分作為非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的代理變量。

3.控制變量的選取

為排除其他因素對研究結(jié)論存在的潛在影響，借鑒相關(guān)研究做法，并結(jié)合本文研究內(nèi)容，選取兩類控制變量：一類是樣本公司的基本特征變量，包括企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、營業(yè)收入增長率(Growth)、第一大股東持股比例(Top1)、經(jīng)營性現(xiàn)金流比率(CF)和盈利能力(ROA)；另一類是樣本企業(yè)的股權(quán)特征和治理特征變量，包括是否兩職合一(Dual)、董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)、獨(dú)董規(guī)模(Indrct)、高管是否持股(Mnghld)、機(jī)構(gòu)持股比例(INST)和股權(quán)性質(zhì)(SOE)。同時(shí)，加入個(gè)體、時(shí)間和省份效應(yīng)，以期控制對回歸結(jié)果的影響。此外，為消除聚集效應(yīng)可能帶來的偏誤，對回歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行企業(yè)層面的聚類(cluster)處理。相關(guān)變量的類型、名稱以及具體定義說明見表1。

表1 主要變量的定義

(三)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)綠色金融政策的全面實(shí)施對制造業(yè)上市公司財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的影響，基于假設(shè)H1和H2，分別構(gòu)建回歸模型(2)和模型(3)。模型中的α0和β0表示常數(shù)項(xiàng)，Year為時(shí)間固定效應(yīng)，Province為省份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。此外，考慮綠色金融政策的實(shí)施對信息披露質(zhì)量的影響存在時(shí)滯效應(yīng)，模型(2)和模型(3)中的被解釋變量分別為滯后一期的數(shù)據(jù)，解決時(shí)間序列數(shù)據(jù)中由于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的連續(xù)性或持久性導(dǎo)致的自相關(guān)問題。

CARi，t-1=α0+α1×NIi，t+α2×NIi，t×Year_dum+α3×Controli，t+Yeari，t+Provincei，t+ε；

(2)

CSRi，t-1=β0+β1×Year_dum+β2×Controli，t+Yeari，t+Provincei，t+ε。

(3)

為驗(yàn)證在綠色金融政策實(shí)施背景下，制造業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢，在模型(2)中，系數(shù)α表明會(huì)計(jì)盈余的信息含量，α1為綠色金融政策實(shí)施前的盈余反應(yīng)系數(shù)，預(yù)期顯著為正，α2為NI*Year_dum交互項(xiàng)的系數(shù)，表明實(shí)施綠色金融政策后制造業(yè)上市公司財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量所發(fā)生的變化，預(yù)期顯著為負(fù)。同時(shí)，為驗(yàn)證綠色金融政策背景下，制造業(yè)上市公司的非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量也呈現(xiàn)下降趨勢，在模型(3)中，系數(shù)β1表明實(shí)施綠色金融政策后制造業(yè)上市公司非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的變化，預(yù)期顯著為負(fù)。

四、實(shí)證分析與結(jié)果討論

基于研究設(shè)計(jì)，對樣本企業(yè)8206個(gè)非平衡面板數(shù)據(jù)展開描述性統(tǒng)計(jì)、單變量統(tǒng)計(jì)和回歸分析，驗(yàn)證研究假設(shè)。

(一)描述性統(tǒng)計(jì)和單變量分析

首先，對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)樣本企業(yè)無論是財(cái)務(wù)績效還是基本特征方面均存在較大差異。從非財(cái)務(wù)信息披露來看，差異也不容忽略，特別是環(huán)境責(zé)任信息披露的標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到0.910。其次，通過分組單變量分析，初步比較和判斷樣本企業(yè)在綠色金融政策實(shí)施前后的信息披露。結(jié)果表明，政策實(shí)施后，ABSDA和環(huán)境責(zé)任得分(CSR)均值明顯降低(0.050<0.058和0.102<0.658)，且差異在1%水平上顯著?？刂谱兞恐?，除營業(yè)收入增長和盈利能力變化不大外，其余變量均存在顯著的前后差異。由此，初步驗(yàn)證假設(shè)H1和H2，即綠色金融政策全面實(shí)施，制造業(yè)上市公司財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。

(二)相關(guān)性分析

主要變量間的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，除盈利能力和會(huì)計(jì)盈余之間相關(guān)性較強(qiáng)，其他變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.5，說明變量間不存在多重共線性，不會(huì)對模型的擬合優(yōu)度產(chǎn)生影響。此外，控制變量與被解釋變量的關(guān)系基本顯著，說明控制變量的選取是適合的。

(三)多變量回歸分析

通過豪斯曼檢驗(yàn)分析，驗(yàn)證假設(shè)H1和H2是否成立，且同時(shí)控制個(gè)體、時(shí)間和省份，較適合的方法是采用面板數(shù)據(jù)模型中的個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。另外，使用個(gè)體固定效應(yīng)模型，控制不隨時(shí)間或個(gè)體變化的因素，解決部分內(nèi)生性問題。

多變量回歸后的結(jié)果見表2。其中，第(1)列和第(2)列是模型(2)加入控制變量前后的回歸結(jié)果，重點(diǎn)觀察交互項(xiàng)NI*Year_dum，考察政策實(shí)施后財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的變化。模型(2)中，期初會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)NI的系數(shù)在加入控制變量前后顯著為正，表明在綠色金融政策全面實(shí)施前，樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量良好。政策實(shí)施后，交互項(xiàng)NI*Year_dum的系數(shù)為負(fù)值，并在加入控制變量前后均表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，只是顯著程度上存在1%和5%水平上的區(qū)別。交互項(xiàng)為負(fù)，表明在綠色金融政策全面實(shí)施后，樣本企業(yè)的會(huì)計(jì)盈余和股票累計(jì)超額收益率之間的關(guān)系不再密切，會(huì)計(jì)盈余信息含量低，財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量有所下降，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

第(3)列和第(4)列是模型(3)加入控制變量前后的回歸結(jié)果，重點(diǎn)觀察虛擬變量Year_dum，考察政策實(shí)施后非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的變化。環(huán)境責(zé)任信息披露的系數(shù)顯著為負(fù)，并在加入控制變量前后皆通過1%水平上的顯著性測試。這說明在綠色金融政策全面實(shí)施后，樣本企業(yè)的非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量明顯下降，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表2 多變量回歸

表2 (續(xù))

五、進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文的文獻(xiàn)回顧可推斷，全面實(shí)施綠色金融政策后，“兩高”企業(yè)面臨著金融機(jī)構(gòu)對信貸投放的嚴(yán)格規(guī)制，很難獲得債務(wù)融資，而且隨時(shí)可能成為政府環(huán)保監(jiān)管和處罰的目標(biāo)。實(shí)施綠色金融政策后，承受著環(huán)境責(zé)任風(fēng)險(xiǎn)、信貸違約風(fēng)險(xiǎn)和聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)的“兩高”企業(yè)越來越難以獲得融資。面臨著融資困境的企業(yè)有強(qiáng)烈的調(diào)整對外披露信息的動(dòng)機(jī)，通過迎合政策偏好而獲取信貸資源。本文進(jìn)一步分析企業(yè)融資約束程度，檢驗(yàn)其是否在信息披露質(zhì)量下降過程中起到中介作用。

關(guān)于企業(yè)融資約束的測量方法有很多，代表性的測度方法有KZ指數(shù)[33]、WW指數(shù)[34]和SA指數(shù)[35]。結(jié)合本文研究，參考鞠曉生的做法，采用SA指數(shù)來衡量，原因在于：一方面，該研究關(guān)注的融資約束問題與本文類似，具體是由企業(yè)自身原因?qū)е碌馁J款者“惜貸”，從而增加企業(yè)的外部融資成本，造成融資受限的情形；另一方面，融資約束測量方法雖多，但這些方法均依賴具有內(nèi)生性的財(cái)務(wù)指標(biāo)如現(xiàn)金流等，而融資約束與現(xiàn)金流等金融變量之間相互決定[36]，以致研究結(jié)論可能存在偏誤。選擇SA指數(shù)，僅使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個(gè)隨時(shí)間變化不大且具有很強(qiáng)外生性的變量構(gòu)建指數(shù)，既易于計(jì)算，又排除內(nèi)生性干擾。計(jì)算公式為

SA=0.043×Size2-0.073×Size-0.04×Age，

(4)

式中：Size為公司年末總資產(chǎn)除以100萬，再取自然對數(shù)；Age為樣本觀測年份與公司成立年份之差。(4)式計(jì)算結(jié)果取絕對值即SA指數(shù)，SA指數(shù)越大，面臨的融資約束越嚴(yán)重。

參照溫忠麟提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，構(gòu)造計(jì)量模型(5)、模型(6)和模型(7)。分別檢驗(yàn)假設(shè)H1和H2的同時(shí)，分三個(gè)步驟來驗(yàn)證融資約束在綠色金融政策實(shí)施與樣本公司(非)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量之間是否發(fā)揮中介效應(yīng)[37]。

DA/CSR=α0+α1×Year_dum+α2×Control+Year+Province+ε，

(5)

SA=β0+β1×Year_dum+β2×Control+Year+Province+ε，

(6)

DA/CSR=α0+α1×Year_dum+δ×SA+α2×Control+Year+Province+ε。

(7)

回歸結(jié)果見表3。其中，第(1)列至第(3)列為驗(yàn)證假設(shè)H1的三步回歸結(jié)果，第(4)列至第(6)列則是驗(yàn)證假設(shè)H2的回歸結(jié)果。第(1)列Year_dum的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(α1=-0.022，p<0.01)，說明政策實(shí)施對樣本企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量具有顯著的負(fù)向影響，由此，進(jìn)入下一步的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。第(2)列顯示政策實(shí)施對樣本企業(yè)融資約束的影響，控制相關(guān)變量的影響后，Year_dum的回歸系數(shù)顯著為正(β1=0.345，p<0.01)，表明政策實(shí)施加強(qiáng)樣本企業(yè)的融資約束。第(3)列Year_dum的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)(α1=-0.037，p<0.01)，但比第(1)列下降0.015；同時(shí)，融資約束的回歸系數(shù)顯著為正(δ=0.041，p<0.1)。這表明政策實(shí)施后，在樣本企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量下降過程中，融資約束起到部分的中介效應(yīng)。用同樣的分步驟檢驗(yàn)方法對假設(shè)H2進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，融資約束在政策實(shí)施后樣本企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量下降過程中起到部分的中介作用。進(jìn)一步回歸結(jié)果表明，實(shí)施綠色金融政策后，樣本企業(yè)面臨加劇的融資約束，引發(fā)企業(yè)在財(cái)務(wù)信息和非財(cái)務(wù)信息的披露上采取有損于信息質(zhì)量的舉動(dòng)。

表3 進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)回歸

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在驗(yàn)證假設(shè)H1的回歸分析中，采用盈余反應(yīng)系數(shù)作為財(cái)務(wù)信息質(zhì)量的代理變量。然而，該代理變量包含股價(jià)的因素，有可能受到市場和投資者預(yù)期的影響。為了保證研究結(jié)論的可靠性，采用前文所述的另一種主流方法，用修正的Jones模型計(jì)算可操縱應(yīng)計(jì)利潤DA，取其絕對值，得到ABSDA，將其作為財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的代理變量。DA的計(jì)算步驟如下。

第一，構(gòu)建模型(8)并進(jìn)行回歸，估算參數(shù)β1、β2和β3。

(8)

式中：i表示樣本企業(yè)；t表示年度；TAi，t代表i公司在第t期的總應(yīng)計(jì)利潤，為營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；Ai，t-1代表i公司在第t-1期的期末總資產(chǎn)；ΔREVi，t為i公司在第t期的主營業(yè)務(wù)收入增加額；PPEi，t為i公司在第t期的期末固定資產(chǎn)賬面價(jià)值。

第二，將估算的β1、β2和β3代入模型(9)，計(jì)算非可操縱性應(yīng)計(jì)利潤。式中，ΔRECi，t為企業(yè)的應(yīng)收賬款變動(dòng)額。

(9)

第三，通過公式(10)計(jì)算得到樣本企業(yè)在第t年的可操縱應(yīng)計(jì)利潤。估算出DA值并取絕對值后，構(gòu)建回歸模型(11)，檢驗(yàn)綠色金融政策實(shí)施背景下樣本企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的變化。

(10)

ABSDA=α0+α1×Year_dum+α2×Control+Year+Province+ε。

(11)

針對假設(shè)H2，采取和訊網(wǎng)對樣本企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露質(zhì)量總評(píng)分，構(gòu)建回歸模型(12)檢驗(yàn)綠色金融政策背景下樣本企業(yè)的非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量變化。

CSR=β0+β1×Year_dum+β2×Control+Year+Province+ε。

(12)

回歸結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，α1的系數(shù)皆顯著為負(fù)。該結(jié)果驗(yàn)證假設(shè)H1成立，即在綠色金融政策全面實(shí)施背景下，樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。類似，無論是否加入控制變量，β1的系數(shù)皆顯著為負(fù)。該結(jié)果驗(yàn)證假設(shè)H2成立，即在綠色金融政策全面實(shí)施背景下，樣本企業(yè)的非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。通過替換兩組變量后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，前文的檢驗(yàn)結(jié)果較穩(wěn)健。

七、研究結(jié)論與對策建議

(一)研究結(jié)論

推出綠色金融政策旨在將環(huán)?？剂咳谌胪度谫Y活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)資金的綠色配置。本文將2016年G20杭州峰會(huì)視為我國全面實(shí)施綠色金融政策的起點(diǎn)，以關(guān)乎綠色金融市場透明度的企業(yè)信息披露質(zhì)量為視角，選取A股制造業(yè)上市公司為樣本，實(shí)證分析其公開披露的財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)信息，檢驗(yàn)綠色金融政策實(shí)施是否起到激勵(lì)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的作用。結(jié)果表明：第一，全面實(shí)施綠色金融政策后，樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量均有所下降。這一結(jié)果在替換相關(guān)變量后依然穩(wěn)健。第二，進(jìn)一步內(nèi)在機(jī)制檢驗(yàn)表明，綠色金融政策的全面實(shí)施致使樣本企業(yè)面臨愈發(fā)嚴(yán)苛的融資約束，樣本企業(yè)為獲取信貸資源而選擇迎合政策偏好，其結(jié)果是損害信息披露質(zhì)量。

(二)對策建議

為了應(yīng)對嚴(yán)峻的氣候風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)，我國的綠色金融市場仍需進(jìn)一步發(fā)展。由此，提出以下對策建議。

對監(jiān)管方來說，欲回歸政策制定的初心，需要在把握政策實(shí)施對企業(yè)可能形成的微觀影響的基礎(chǔ)上靈活施策，進(jìn)一步完善綠色金融政策的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)。例如，“兩高”企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型是應(yīng)對政策變化的難點(diǎn)，不同行業(yè)在轉(zhuǎn)型目標(biāo)和路徑等方面缺乏共識(shí)，迫切需要轉(zhuǎn)型金融標(biāo)準(zhǔn)與機(jī)制的指導(dǎo)，尤其是具體的績效指標(biāo)和測量工具[38]。在信息披露方面，需要引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行規(guī)范化和結(jié)構(gòu)化的披露，特別是環(huán)境績效信息需要量化，并構(gòu)建環(huán)境效益信息披露平臺(tái)和綠色金融數(shù)據(jù)庫。

對企業(yè)特別是“兩高”企業(yè)來說，需要形成對自身所處政策及市場環(huán)境轉(zhuǎn)型趨勢的認(rèn)知和定位[39]，盡快開展有關(guān)綠色轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略設(shè)計(jì)，并制定具體的應(yīng)對策略。在此基礎(chǔ)上，探索跨行業(yè)合作和多技術(shù)路徑組合，運(yùn)用金融與信息技術(shù)，加速企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)。在信息披露方面，除監(jiān)管需要和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)等來自外部的動(dòng)因外，企業(yè)需要在監(jiān)管方和自身的共同推動(dòng)下找到提升信息披露質(zhì)量、實(shí)現(xiàn)企業(yè)真正變綠的內(nèi)在動(dòng)力。

對金融機(jī)構(gòu)與中介機(jī)構(gòu)來說，需要充分認(rèn)識(shí)綠色金融在當(dāng)前社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景下的戰(zhàn)略價(jià)值，不斷開發(fā)和創(chuàng)新綠色金融產(chǎn)品與業(yè)務(wù)，并逐步建立一整套科學(xué)、規(guī)范和可操作的綠色金融產(chǎn)品管理體系。在此基礎(chǔ)上，同步推進(jìn)環(huán)境信息披露，實(shí)現(xiàn)商業(yè)模式的閉環(huán)[40]，在實(shí)現(xiàn)我國“雙碳”目標(biāo)過程中獲得市場優(yōu)勢。