碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗.pdf

第38卷 第3期 北京工商大学学报(社会科学版)Vo l.38 No.32023 年 5 月 JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES)May 2023do i：10.12085/j.issn.1009-6116.2023.03.007引用格式:高蕾，田祥宇，柳晓倩.碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗？J.北京工商大学学报(社会科学版)，2023,38(3):80-92.GAO Lei，TIAN Xiangy u，LIU Xiao qian.Will c arb o n emissio n info rmatio n disc lo sure affec t the financ ializatio n o f b usiness entities?J.Jo urnal o f Beijing Tec hno lo gy and Business University(So c ial Sc ienc es),2023,38(3)：80-92.碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?高蕾1,田祥宇1,柳晓倩2(1.山西财经大学会计学院，山西太原030006；2.西南财经大学经济与管理研究院，四川成都611130)摘要:基于我国防范化解实体企业金融化带来的系统性金融风险以及实现“碳达峰”“碳中和”目标的背景，选取 20112021年我国沪深A股上市公司数据，实证检验了碳排放信息披露对实体企业金融化的影响。研究发现，碳排放 信息披露提升了实体企业金融化水平。机制检验结果显示，碳排放信息披露通过缓解企业融资约束以及提高代理成本 加剧了企业金融化。管理层持股比例越高以及企业所处地区法治化水平越高，碳排放信息披露对实体企业金融化的正 向影响越弱。进一步研究发现,企业进行碳排放信息披露主要提高了长期金融资产的投资比例，表现为“投机获利”动 机。异质性分析表明，碳排放信息披露加剧实体企业金融化在非高碳排放行业、自愿形式披露以及管理层短视行为较严 重的企业中更为显著。因此，企业应当完善抑制管理层机会主义行为的薪酬激励机制，政府应当进一步加强环境规制相 关的法治化建设，引导企业管理层坚定绿色发展信念，立足长远，聚焦主业经营。关键词：碳排放信息披露；融资约束；代理成本；管理层持股；法治化建设；企业金融化中图分类号:F832.51；F272.91 文献标志码：A 文章编号：1009-6116(2023)03-0080-13、问题的提出、问题的提出2020年9月，习近平主席在第七十五届联合 国大会上正式宣布，中国将提高国家自主贡献力 度,采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力 争于2030年前达到峰值，努力争取2060年前实 现碳中和。这是以习近平同志为核心的党中央经 过深思熟虑作出的重大战略决策,是我们对国际 社会的庄严承诺，也是推动高质量发展的内在要 求。实体企业是造成温室气体排放的主要来源,为落实企业的碳减排行为,有必要引导企业积极对外公布其每年的温室气体排放量或者减排量的 相关信息，即披露碳排放信息。碳排放信息披露 是我国实现“双碳”目标的重要抓手，也是企业与 利益相关者沟通的重要桥梁。基于信号理论，与 财务信息披露相比,碳排放信息披露可以起到重 要的信号指示作用,能够缓解企业与外部投资者 之间的信息不对称，降低企业的融资成本1。然 而,碳排放信息披露也可能会给企业带来一定的 负面作用。Stanny2指出，碳排放信息披露质量 越高,企业所承担的成本就会越大，因而并不能一 收稿日期：2022-07-13基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金项目“增值税税率改革与企业全要素生产率提升研究：中介机制及环境协同”(20YJA630038)。作者简介：高蕾(1991),女，山西忻州人，山西财经大学会计学院博士研究生,研究方向为证券市场与资本运作；田祥宇(1972),男，山西孝义人，山西财经大学会计学院教授,博士生导师,博士，研究方向为证券市场与资本运作；柳晓倩(1989)，女，山西太原人，西南财经大学经济与管理研究院博士研究生，研究方向为产业经济与环境经济;本文通信 作者。-80-第 38 卷摇 第 3 期高 蕾，田祥宇，柳晓倩：碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?定给企业带来好的绩效表现。近年来，企业金融 化，也就是实体企业热衷于将资金配置在金融资 产上的现象也日益凸显，这引起了学者们的广泛 关注。已有文献重点探讨了社会责任信息披露与 企业金融化之间的关系，但结论尚存争议。基于 利益相关者价值最大化假说，企业社会责任可以 作为一种管理工具抑制企业金融化3。但基于 管理层自利假说，企业履行社会责任很可能通过 声誉保险机制而助推企业金融化,也可能通过 履行社会责任来缓解企业的融资约束,促使管理 层进行以逐利为目的的企业金融化现象的产 生5。碳排放信息属于社会责任报告内容的一 部分,但现有研究较少关注碳排放信息披露对企 业金融化的影响。本文基于社会责任中碳排放信 息披露这一重要类型，深入考察碳排放信息披露 对实体企业金融化的影响。本文关注的重点有以 下几个方面：第一,碳排放信息披露是否会影响 实体企业的金融资产配置;第二，影响的具体作用 路径是什么;第三，两者存在影响受哪些因素的调 节;第四，两者的关系在不同情境下存在什么 差异。针对以上问题，本文以20112021年我国A 股上市公司为研究对象，通过手工收集上市公司 碳排放信息披露数据，使用实证研究方法，讨论了 碳排放信息披露与实体企业金融化之间的关系。研究结果表明，碳排放信息披露会正向影响企业 金融化水平。在采用工具变量法、Hec kman两阶 段回归法、倾向得分匹配法、聚类稳健标准误、替 换关键变量衡量方式进行稳健性检验后,结论依 然成立。中介路径检验结果表明，碳排放信息披 露通过缓解企业的融资约束以及提高代理成本对 实体企业金融化产生正向影响。管理层持股比例 越高、企业所处地区法治化发展程度越高,碳排放 信息披露对实体企业金融化的正向影响越弱。进 一步地，本文还检验了实体企业金融资产的投资 动机,发现相较于投资短期金融资产,碳排放信息 披露提高的是长期金融资产的投资比例,表现为“投机获利”动机。此外，本文还进行了异质性分 析，结果表明碳排放信息披露对实体企业金融化 的正向影响在非高碳排放行业、自愿方式披露以 及管理层短视行为较严重的企业中更为显著。与既有文献相比,本文的贡献主要体现在以 下方面。第一，本文丰富了非财务类信息披露方面的 相关研究。碳信息披露属于企业履行社会责任信 息披露的范畴，已有学者研究了企业社会责任与 企业金融化的关系，但是得出的结论并不一致。其原因可能有以下几方面。（1）研究样本的时间 跨度不一致,从而导致可能存在一些由于时间变 化引起的不可观测的遗漏变量偏差。（2）不同类 别的社会责任的披露后果不一样。社会责任信息 披露的内容根据企业的不同利益相关者大体分为 五个维度。孟庆斌、侯粲然研究发现，股东类 社会责任有助于抑制企业金融化，其他类社会责 任则会促进企业金融化,但是尚未有学者针对碳 排放信息披露这一类社会责任与企业金融化的关 系进行具体研究。本文以碳排放信息披露为切入 点，验证了碳排放信息披露对实体企业金融化的 影响,扩展了非财务类信息披露经济后果的相关 研究。第二，本文进一步拓展了企业金融化的影响 因素研究。在当前实体经济增速放缓、金融市场 快速发展的大背景下,企业金融化现象已普遍存 在。关于企业金融化的影响因素研究也得到了学 者们的广泛关注，而现有关于非财务信息披露对 实体企业金融化影响的研究中尚缺乏碳排放信息 披露因素。本文基于信号理论、利益相关者理论 以及委托代理理论具体分析了碳排放信息披露对 实体企业金融化产生的影响。本文的研究结论可 能成为防范化解金融风险、防止企业“脱实向虚”的又一个潜在机理,这与企业履行环境社会责任 的初衷形成有效呼应。第三，本文证实了碳排放信息披露加剧了实 体企业金融化，但是管理层持股与企业所处地区 的法治化程度能够有效地削弱这种影响。因此,企业应当进一步完善管理层的薪酬激励机制，避 免诱发管理层的短视行为。企业的管理层应当履 行环境社会责任,将能源管理落到实处,取得良好 的环境绩效,对外披露高质量的碳排放信息以缓 解和利益相关者之间的信息不对称。实体企业应 聚焦主营业务，避免“脱实向虚”，从而实现绿色 可持续发展。此外,鉴于企业所处的地区法治化 发展程度越高，越有助于削弱碳排放信息披露对 实体企业金融化的正向影响，我国政府以及行业-81-北京工商大学学报（社会科学版）2023 年 第 3 期协会应当进一步推动地区法治化建设，提升外部 监督效果。二、理论分析与研究假设二、理论分析与研究假设（一）碳排放信息披露与实体企业金融化近年来，全球温室效应引发的环境问题日益 严重，大量企业开展以减少温室气体排放为目的 的碳管理活动，碳排放信息披露是企业对外发布 其碳绩效表现的关键一环。沈洪涛等6研究发 现，企业环境表现与环境信息披露之间存在显著 的“U”型关系。当企业碳绩效表现较差时，根据 组织合法性理论,碳排放信息披露能够帮助企业 建立良好的社会声誉，减轻企业的合法性压力。当企业碳绩效表现较好时,根据自愿性信息披露 理论,碳排放信息披露可以提高企业信息透明度,降低企业与利益相关者之间的信息不对称，减少 利益相关者的逆向选择。然而，管理层在进行投 资决策时选择将资金配置在实业投资方面还是金 融资产方面则可能受到外部环境的影响。良好的 社会声誉以及利益相关者的青睐可能会导致管理 层的机会主义行为。此时，管理层可能利用外部 资源谋求任期内自身收益最大化。由于金融资产 投资相对于主业经营具有收益实现较快、超额收 益率较高的特征，因此，管理层选择披露碳排放信 息可能会加剧实体企业金融化。基于以上分析,本文提出以下研究假设。H1:碳排放信息披露会正向影响实体企业金 融化。碳排放信息披露能够缓解企业的融资约束已 得到了学者们的广泛证实。何玉等1研究发现,碳排放信息披露能够提高利益相关者对企业的乐 观预期，从而降低企业的资本成本。企业对外披 露的碳排放信息可以使得资本市场中的投资者对 企业致力于减少温室气体排放的具体行动更为了 解,增强投资者对企业可持续发展能力的信心,从 而降低企业的股权融资成本7。此外，企业对外 披露的碳排放信息是债权人实施信贷决策的重要 依据，能够有效发挥降低债务融资成本的作 用。加之，随着绿色信贷决策的不断推进，债 权人对企业披露碳管理活动相关信息的行为更为 关切。马微、盖逸馨9研究指出，企业进行碳信 息披露通过降低与外部投资者的信息不对称从而 缓解了企业的融资约束。融资约束的缓解可以让 企业进行投资时有更多的资金使用，会对管理层 的投资决策产生较大影响10。孙泽宇、孙凡11 发现，资本市场开放导致的境外机构投资者主要 通过缓解融资约束和增加业绩压力途径促进了标 的企业的金融化程度。基于以上分析，本文提出 以下研究假设。H2：碳排放信息披露通过缓解企业融资约束 正向影响实体企业金融化。根据委托代理理论，碳排放信息披露缓解企 业的融资约束可能会引发严重的代理问题，加剧 管理层的短视。刘姝雯等3认为,社会责任的履 行为管理层的利益服务,本身就是一项代理成本,是管理层机会主义投机动机的体现。管理层短视 是导致企业金融化的一个重要原因，管理层短视 程度越高，企业倾向于金融资产配置的投机获利 动机越严重12。同时，管理层通过利用碳排放信 息披露维护个人的良好声誉，帮助企业树立节能 减排的环保形象，可以提高企业的声誉资本13,从而为掩盖管理层实施以投机逐利为目的的金融 投资决策提供有利保障。高勇强等14通过研究 民营企业的慈善捐赠行为发现，慈善捐赠更倾向 于是企业为了掩盖问题的一种策略性工具。社会 责任履行也可能沦为管理层的声誉保险工具而导 致企业金融资产持有比例上升。随着能源转型、“双碳”等关键领域成为整个社会对新型企业建 设和商业文明发展的期许,管理层对外披露碳排 放信息的动机表面上是为履行环境社会责任，实 质上也可能是为企业进行以投机获利为目的的金 融投资行为获取资金支持营造便利条件。基于以 上分析,本文提出以下研究假设。H3：碳排放信息披露通过提高企业代理成本 正向影响实体企业金融化。（二）碳排放信息披露、管理层持股与实体企 业金融化根据前文分析，若碳排放信息披露能够缓解 企业融资约束，管理层是否会将资金用于以投机 获利为目的的企业金融资产投资主要取决于管理 层的利益与公司整体利益是否趋于一致。以往研 究表明，管理层持股能够调和管理层获取短期利 益与公司谋求长远发展之间的矛盾，管理层的薪 酬绩效敏感度与其自利程度显著负相关15。管 理层持股比例越高,公司的自愿性信息披露程度-82-第38卷第3期高 蕾，田祥宇，柳晓倩：碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?越高，管理层对公司的可持续发展越重视。管理 层股权激励能够起到对实体企业金融化的抑制作 用16。因此，本文认为企业管理层持股比例越 高，其短视倾向越小,进行以逐利为动机的企业金 融化行为的可能性越小。相反，企业管理层持股 比例越低，管理层越有可能利用碳排放信息披露 给企业带来的资源来提高企业金融资产投资比例 以达到短期获利的目的。综上所述，本文提出如 下研究假设。H4:管理层持股能够抑制碳排放信息披露对 企业金融化的正向影响。（三）碳排放信息披露、法治化程度与实体企 业金融化企业所处地区的法治化程度是影响企业外部 治理的重要环境因素。近年来，为应对气候变化,国家颁布了一系列有关环境污染防治方面的法律 法规以实现对企业温室气体排放行为的有效规 制。在法治化发展程度越高的地区，企业所受到 的环境规制压力越大，外部利益相关者的环境监 管意识越强。由此,企业披露的碳排放信息更容 易辨别，管理层需要将更多的资金配置在能源管 理、绿色生产等方面以满足利益相关者的持续关 注，管理层自利的空间较小。环境监管越完善的 地区,外部监督效果越明显17。相反，在法治化 发展程度越低的地区，企业承担的组织合法性风 险越低，利益相关者的监督作用越得不到有效发 挥。此时，企业披露碳排放信息更容易成为一种 声誉遮掩工具以满足管理层基于“投机获利”动 机为目的而进行金融投资。综上所述，本文提出 如下研究假设。H5:法治化程度能够抑制碳排放信息披露对 实体企业金融化的正向影响三、研究设计三、研究设计（一）样本选取与数据来源本文以20112021年沪深A股上市公司为 研究对象，以2011年为起始年份的原因是2011 年国务院出台了建立碳排放权交易试点政策，上 市公司碳排放信息披露行为开始增加。本文对样 本进行了如下筛选：（1）基于金融行业与房地产 行业的金融属性，剔除金融行业与房地产行业上 市公司的相关数据;（2）剔除ST或PT类上市公 司；（3）剔除资产负债率大于1的样本；（4）剔除 数据缺失的样本。最终得到27 143个公司一年 度观测值。本文根据国泰安（CSMAR）数据库中 上市公司环境绩效、资源消耗及排放明细表手工 整理了企业披露碳排放信息的数据。此外，除机 构投资者持股数据来自万得（WIND）数据库外,其余数据均来自国泰安（CSMAR）数据库。为了 降低极端值的影响程度，本文对连续变量在1%和99%分位数进行了缩尾处理。（二）变量定义1.被解释变量被解释变量为企业金融化（Fin）。本文借鉴 Demir18的做法，采用金融资产占总资产的比例来 衡量实体企业金融化的水平。由于2017年出台的 企业会计准则第22号一一金融工具确认和计 量从2018年1月1日起施行，因此,2018年以前,企业金融化=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资+投资性房地产净额）/总资产;2018年及以后，企业金融化=（现金+交易性金融 资产+投资性房地产+应收股利、应收利息+债权 投资+其他债权投资+其他权益工具投资+其他 非流动性金融资产）/总资产。2.解释变量解释变量为碳排放信息披露（Disclosure）。上市公司的碳排放信息披露属于非财务信息披 露,我国目前尚处于非强制披露阶段。碳排放不 单指二氧化碳的排放，其他会引起全球气温上升 的温室气体排放也都属于碳排放的范畴。根据 京都议定书，温室气体包含二氧化碳（CO2）、甲 烷（CH4）、氧化亚氮（弘0）、氢氟碳化物（HFCs）、全氟化碳物（PFCs）和六氟化硫（SF6）六种；本文 参考闫海洲、陈百助19的衡量方法,凡是企业年 报或社会责任报告（环境报告书或可持续发展报 告）中披露了六种温室气体中的任一种气体的排 放或减排数据，则认为上市公司披露了碳排放 信息。3.中介变量中介变量包括融资约束（FC）和代理成本（Agency）o本文参考 Hadlo c k&Pierc e20的做法,构造SA指数来衡量融资约束（FC），该指标绝对 值的对数值越大，上市公司面临的融资约束则越 大。参考Ang et al.21的做法，采用管理费用率-83-北京工商大学学报（社会科学版）2023 年摇 第 3 期来衡量代理成本（Agency）,反映管理层的过度在（Roa）、企业成长性（Growth）、盈亏性质（Lo ss）、固职消费与超额开支等。定资产密集度（Capint）、股权集中度（Shrc r10）、董4.控制变量事会规模（Board）、两职合一（Both）、独董规模为了排除碳排放信息披露之外的其他重要因（Idr）、管理层持股（Mhldn）、机构投资者持股素对企业金融化的影响，本文参考以往文献在模（Ihldn）、股票换手率（Turnover）、账面市值比型中纳入了相关的控制变量。选取了企业年龄（MB）、“四大”审计（Big4）4）。此外,本文还控制了(lnAge)、企业规模(lnSize)、产权性质(State)、现 行业（IND）、年份（YEAR）固定效应。详细变量定金流（CFO）、资产负债率（Lev）、资产收益率 义如表1所示。表1变量定义变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量企业金融化Fin金融资产占总资产的比例解释变量碳排放信息披露Disclosure披露碳排放信息取值为1,否则为0中介变量融资约束FC企业SA指数绝对值取自然对数代理成本Agency管理费用与营业总收入之比企业年龄lnAge当年减去公司成立年数加1取自然对数企业规模lnSize期末资产总计的自然对数产权性质State国有企业取值为1,否则为0现金流CFO经营活动产生的净现金流与期末资产总计之比资产负债率Lev总负债与总资产之比资产收益率Roa当期净利润与期末资产之比企业成长性Growth当年营业收入减去上年收入与上年收入之比控制变量盈亏性质Loss未包括投资收益与营业外收入与支出的净利润小于0且包括 后的净利润大于0则取值为1,否则为0固定资产密集度Capint期末固定资产净额与期末总资产之比股权集中度Shrcr10前10大股东持股比例之和董事会规模Board董事会人数取自然对数两职合一Both董事长与总经理为同一人取值为1,否则为0独董规模Idr董事会中独立董事人数占比管理层持股Mhldn管理层持股数量与总股数之比机构投资者持股Ihldn机构投资者持股数量与总股数之比股票换手率Turnover年个股交易金额与年个股流动市值之比账面市值比MB总资产与市值之比“四大”审计Big4由国际“四大”会计师事务所审计取值为1,否则为0（三）模型构建为检验碳排放信息披露对实体企业金融化的 影响以及其中的中介机制,借鉴温忠麟等22的做 法,本文构建了如下三步法模型。Fini,t+1=琢 0+琢 1 Disclosure+A CVs,+eit（1）FC、,、Agency、,=酌 0+酌 1 Disclosure,+B，CVs,+着讣（2）Fini,t+1=/滋0+/滋1 Disclosure+滋FC.,t Agency.,t+C CVs,+气，模型（1）模型（3）中，i为公司，t为年份，着 为随机误差项，CVs 代表一系列控制变量。为了-84-第 38 卷 第 3 期高 蕾，田祥宇，柳晓倩：碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?缓解双向因果关系导致的内生性问题，模型中对 解释变量与控制变量做了滞后一期处理;为了消 除异方差对结果的影响,本文在估计时均进行了 Ro b ust稳健标准误处理;为了检验变量之间是否 存在多重共线性，本文进行了方差膨胀因子检验。四、实证结果与分析四、实证结果与分析（一）描述性统计分析表2报告了变量的描述性统计结果。本文的 有效观测值为27 143个。企业金融化（Fin）的最 大值为0.474 8，最小值为0.000 0,均值为0.037 8,这表明样本中不同公司之间的金融化配置差异度 较高。碳排放信息披露（Disclosure）的均值为 0.025 9,标准差为0.158 8,说明样本中不同公司 之间的碳排放信息披露情况差异较大。其他控制 变量的数据结构与现有文献基本保持一致。表2变量的描述性统计结果均值标准差最小值最大值Fin0.037 80.072 10.000 00.474 8Disclosure0.025 90.158 801lnAge2.860 20.346 51.386 33.583 5lnSize22.124 61.245 419.308 826.141 6State0.333 90.471 601CFO0.046 90.067 6-0.200 30.259 4Lev0.419 30.203 40.033 00.918 2Roa0.034 70.070 1-0.547 50.213 9Growth0.172 00.460 8-0.671 84.464 3Loss0.110 40.313 401Capint0.221 10.159 10.001 80.745 3Shrcr100.577 70.150 40.186 80.904 3Board2.128 70.197 11.609 42.708 1Both0.278 60.448 301Idr0.374 90.053 10.307 70.600 0Mhldn0.139 10.199 00.000 00.701 4Ihldn0.386 30.230 80.000 20.895 7Big40.051 60.221 201Turnover6.030 34.931 10.395 538.670 8MB0.545 70.262 10.043 61.252 0（二）碳排放信息披露对企业金融化的影响 表3报告了企业碳排放信息披露与企业金融 化关系的全样本回归结果。列（1）为未加入行业（IND）与年份（YEAR）固定效应的回归结果。结表3碳排放信息披露影响企业金融化的回归结果(1)(2)0.007 8*0.006 5*Disclosure(3.033 9)(2.600 3)lnAge0.028 1*0.013 8*(23.418 7)(10.440 2)0.001 2*0.000 2lnSize(2.129 8)(0.389 2)-0.001 5-0.000 8State(-1.2714)(-0.662 3)0.066 6*0.038 1*CFO(8.982 5)(5.273 9)Lev-0.049 5*-0.052 5*(-16.983 1)(-17.283 2)-0.023 1*-0.005 9Roa(-2.784 9)(-0.692 8)-0.003 4*-0.002 7*Growth(-3.087 9)(-2.594 4)0.015 1*0.014 8*Loss(9.259 0)(9.367 6)-0.093 7*-0.079 7*Capint(-32.951 3)(-23.612 8)Shrcr10-0.033 1*-0.040 6*(-7.268 0)(-8.946 9)Board-0.012 4*-0.009 0*(-4.326 1)(-3.129 4)Both0.002 4*0.001 0(2.173 1)(0.934 1)-0.002 8-0.004 7Idr(-0.304 4)(-0.5174)-0.008 6*-0.006 3*Mhldn(-2.679 2)(-2.014 3)Ihldn0.005 9*0.001 0(1.995 2)(0.337 1)-0.005 0*-0.004 0*Big4(-2.889 4)(-2.252 6)-0.000 2-0.000 3*Turnover(-1.443 6)(-3.024 0)0.006 8*0.003 1MB(2.813 2)(1.063 9)IND&YEAR FE否是常数项0.004 10.044 3*(0.308 3)(2.933 4)观测值23 83023 830调整后R20.0880.157注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;括号内为T值。-85-北京工商大学学报(社会科学版)2023 年 第 3 期果显示，碳排放信息披露(Disclosure)在1%的水 平下显著，系数为0.007 8。列(2)为加入行业(IND)与年份(YEAR)固定效应的回归结果。结 果显示，碳排放信息披露(Disclosure)在1%的水 平下显著,系数为0.006 5。由此可以看出，企业 碳排放信息披露会正向影响其金融化水平。由 此,H1得到验证。(三)机制检验表4中的列(1)列(3)为碳排放信息披露 通过缓解融资约束影响企业金融化的检验结果。由列(2)可知，Discl osure 在 1%的水平下显著且系 数为负，说明碳排放信息披露缓解了企业的融资 约束；由列(3)可知,FC在10%的水平下显著且 系数为负，这表明企业披露碳排放信息能够通过 缓解企业的融资约束，进而提高了实体企业金融 化水平。表4中的列(4)列(6)为碳排放信息 披露通过提高代理成本影响企业金融化的检验结 果。由列(5)可知，Disclosure 在 1%的水平下显著 且系数为正,说明碳排放信息披露提高了企业的 代理成本；由列(6)可知,Agency在5%的水平下 显著且系数为正,这表明企业披露碳排放信息通 过提升企业的代理成本,进而提高了实体企业金 融化水平。同时，中介路径检验结果均通过了 So b el检验，两组检验的Z统计量分别为2.802和 1.736,且分别在1%和10%的水平下显著。由 此,H2和H3得到验证。注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;括号内为T值。表4中介机制检验结果融资约束代理成本FinFCFinFinAgencyFin(1)(2)(3)(4)(5)(6)0.006 5*-0.029 9*0.005 8*0.006 5*0.005 2*0.006 4*Disclosure(2.600 3)(-9.726 8)(2.347 6)(2.600 3)(2.639 1)(2.569 2)-0.021 9*FC(-1.775 6)0.016 1*Agency(2.045 3)控制变量是是是是是是IND&YEAR FE是是是是是是0.044 3*0.920 9*0.064 5*0.044 3*0.420 8*0.037 5*常数项(2.933 4)(77.995 0)(3.0677)(2.933 4)(15.468 6)(2.442 8)观测值23 83023 83023 83023 83023 83023 830调整后R20.1570.7770.1570.1570.2280.157(四)碳排放信息披露、管理层持股与企业金 融化管理层持股是影响实体企业金融化的重要因 素。在企业进行投资决策中，管理层持股比例越 高，其自身利益与企业长远利益越趋于一致,基于“投机获利”目的的金融资产投资倾向越低。那 么管理层持股是否会影响碳排放信息披露对实体 企业金融化的作用呢？表5的列(1)报告了管理 层持股对两者关系的调节作用。结果显示,Disclosure X Mhldn显著且系数为负，表明管理层 持股在一定程度上削弱了碳排放信息披露对实体 企业金融化的正向影响。由此,H4得到验证。(五)碳排放信息披露、法治化程度与企业金 融化企业所处地区的法治化发展程度越高，利益 相关者越能够有效发挥监督作用，促使企业在-86-第 38 卷摇 第 3 期高 蕾，田祥宇，柳晓倩：碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?进行碳管理活动的同时进行环保投入、绿色研 发,从而抑制企业为投机获利将资金投向金融 资产。本文以王小鲁等23编制的各省份市场化 水平指数中的分指数“中介组织发育和法律得 分”衡量企业所处地区的法治化建设程度。表5 的列(2)报告了法治化程度对两者关系的调节 作用。结果显示,Disclosure X Law显著且系数为 负，表明法治化程度在一定程度上削弱了碳排 放信息披露对实体企业金融化的正向影响。由 此，H5得到验证。表5管理层持股、法治化程度调节作用的回归结果(1)(2)Disclosure X Mhldn-0.026 5*(-1.772 8)Disclosure X Law-0.000 9*(-2.431 8)Disclosure0.008 1*0.018 1*(2.956 8)(3.622 7)Law0.000 5*(5.936 8)Mhldn-0.006 0*-0.007 1*(-1.912 5)(-2.268 0)控制变量是是IND&YEAR FE是是常数项0.044 6*0.035 0*(2.954 1)(2.275 3)观测值23 83023 360调整后R20.1570.158注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平 下显著;括号内为T值。五、稳健性检验五、稳健性检验(一)内生性处理1.工具变量法考虑到可能存在因遗漏变量导致的内生性问 题,本文借鉴杜勇等10的做法,采用工具变量法,利用企业碳排放信息披露的行业和年份均值(AVERDisclosure)作为工具变量进行检验,该变量 与企业是否披露碳排放信息有关，但不会直接影 响企业金融化水平。表6的列(1)显示,第一阶 段中，AVERDisclosure 在 5%的水平下显著且系数 为正,进行弱工具变量检验后F值为13.594,大 于10,通过了弱工具变量检验。列(2)显示，第二 阶段中，Disclosure 在 10%的水平下显著，系数为 正，表明与未披露碳排放信息的企业相比,披露碳 排放信息的企业金融化水平更高，研究结论未发 生改变。2.Hec kman 两步法考虑到可能存在因样本选择偏差导致的内生 性问题，本文使用样本选择模型一Hec kman两步 法来缓解。首先，计算出碳排放信息披露的分行 业、分年度中位数(AVERDisclosure),并与其他影 响企业披露碳排放信息的因素作为解释变量计算 逆米尔斯比(IMR)；其次，将第一阶段回归得到的 逆米尔斯比(IMR)作为控制变量代入第二阶段回 归模型进行回归，检验Disclosure与IMR对上市公 司金融化(Fin)的回归系数。表6的列(3)列(4)为H ec kman两步法的回归结果。由列(4)可以看出，逆米尔斯比(IMR)在1%的水平下显 著,系数为-0.033 6,说明存在样本选择偏误的 问题。同时，碳排放信息披露(Disclosure)在 1%的水平下显著，系数为0.007 1,说明在克服了潜 在的样本选择偏误问题后,本文的研究结论依然 成立。3.倾向得分匹配法考虑到可能存在因自选择偏误导致的内生性 问题,本文根据企业是否披露碳排放信息,将披露 碳排放信息的样本作为处理组，未披露碳排放信 息的样本则作为控制组,以模型(1)中的控制变 量作为匹配协变量，采用PSM中的卡尺最近匹 配法，使用1：1最近邻无放回匹配原则，卡尺范 围定为0.001进行处理，表6的列(5)为经过 PSM匹配后的样本回归结果。结果显示，解释 变 量 Disclosure 在 1%的 水 平 下 显 著，系 数 为 0.008 1。图1的核密度图也显示，PSM匹配后 处理组与控制组之间的差异降低，验证了匹配 的合理性。因此,本文的实证结果是稳健的。-87-北京工商大学学报(社会科学版)2023年 第3期表6内生性问题回归结果工具变量法Hec kman两步法PSMDisclosureFinDisclosureFinFin(1)(2)(3)(4)(5)注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值。0.341 6*0.007 1*0.008 1*Disclosure0.130 5*(1.728 9)-1.857 7*(2.832 3)(3.0179)A VERDisclosure(2.089 7)(-3.6119)-0.033 6*IMR(-4.311 2)控制变量是是是是是IND&YEAR FE是是是是是0.683 8*0.277 7*-16.012 6*0.544 4*0.033 8*常数项(14.876 7)(1.985 1)(-23.104 9)(4.585 0)(2.155 7)观测值22 69723 78222 69722 69721 308图1 PSM匹配前后的核密度(二)稳健性检验1.聚类稳健标准误检验考虑到同一个上市公司在不同时间上的观测 值之间可能是相互关联的，因此本文采用公司层面 的聚类稳健标准误重新回归，回归结果见表7的列(1)。结果显示，碳排放信息披露(Disclosure)依然 显著且系数为正,表明回归结果是稳健的。2.替换关键变量的衡量方式本文将基准回归中的碳排放信息披露(Disclosure)的虚拟变量衡量方法改为按照上市 公司披露的碳排放信息条数加1取对数的碳排放 信息披露(LnDisclosure)连续变量衡量方式重新进 行了回归，回归结果见表7的列(2)。结果显示,LnDisclosure 依然显著且系数为正，表明在替换关 键变量衡量方式后，回归结果依然是稳健的。六、进一步分析六、进一步分析(一)企业金融资产投资的动机检验根据金融资产自身的投资属性，企业金融化 的动机主要分为预防性储蓄动机与逐利动机这两 种旳。由前文可知,碳排放信息披露可以为管理 层实施不当行为提供声誉遮掩作用,进而导致管 理层更偏向于提高金融资产投资比例。为了进一 步验证管理层投资金融资产的动机是出于短期资 金周转的“预防储蓄动机”还是出于长期投机获-88-第38卷第3期高 蕾，田祥宇，柳晓倩：碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?表7稳健性检验结果(1)(2)0.006 5*Disclosure(1.852 8)0.005 8*LnDisclosure(2.201 2)控制变量是是IND&YEAR FE是是0.044 3*0.043 5*常数项(1.771 3)(2.882 4)观测值23 83019 492调整后 R20.1570.145注:*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;括号内为T值。利的“投资替代动机”，本文借鉴张成思、张步 昙25的做法，将交易性金融资产归为短期金融资 产，将衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供 出售金融资产净额、持有至到期投资、投资性房地 产净额归为长期金融资产,分别除以总资产计算 企业金融化变量进行回归,回归结果如表8所示。列(1)中短期金融资产投资,Disclosure不显著;列(2)为长期金融资产投资Disclosure在1%的水平 下显著且系数为0.007 6。表8的研究结果表明 碳排放信息披露主要提高了企业长期金融资产的 投资比例。企业投资短期金融资产可以提高资金表8企业金融资产投资动机的检验结果短期金融资产(1)长期金融资产(2)-0.001 60.007 6*Disclosure(-0.917 6)(3.682 3)控制变量是是IND&YEAR FE是是0.003 50.039 1*常数项(0.376 4)(3.447 7)观测值23 83023 830调整后 R20.1790.188注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平 下显著;括号内为T值。的周转效率，起到“蓄