是否强制监管对碳信息披露与融资约束的效果研究——来自我国重污染行业的经验证据

杨 洁， 乔宇洁

（湖南工业大学 经济与贸易学院， 湖南 株洲 412000）

一、引言

2020 年9 月在第七十五届联合国大会上， 习近平总书记首次提出我国二氧化碳排放量将于2030 年前达到峰值，2060 年前实现碳中和。 之后多次在国际会议上表示，中国将持续推动绿色低碳转型，积极应对全球气候变化，决心走绿色低碳高质量发展道路。而这其中，企业是中国实现“碳达峰、碳中和”目标的关键主体。

对于碳排量大的重污染企业而言，“碳达峰、碳中和”可能会危及生存，但同时也是打开绿色投资市场的新机遇，企业需要通过再投资的方式创新绿色低碳的投融资模式。 因此，降低企业融资约束是实现企业绿色低碳转型的关键因素［1］。 碳信息作为企业向外界传递应对气候变化的结果指标［2］，能够有效反映出企业是否有积极承担治理大气的社会责任。 从CDP 项目组2008 年向中国首次发出调查问卷时，100 家上市公司中仅有5 家企业填写问卷， 到2019 年CDP 中国报告回复率达到42%，显示我国对企业碳信息披露情况日益重视。

但众多投资者对重污染企业的发展前景仍处于观望状态，加之国家对碳排放管控愈加严格，因此对重污染行业也提出了较高的融资约束［3］。 而这一过程中，市场的监管力度起到了重要作用。政府和媒体作为不同性质的市场监管者，在监管手段上有着强制与非强制之分。政府以法律为武器，从制度上控制企业活动；而媒体则以舆论为武器，从信誉上限制企业行为，它们分别代表了不同强度的市场监管，对企业施加不同程度的压力，使企业在决策时充分考虑其他群体利益，主动承担社会责任［4-5］。

那么政府和媒体对市场的监管是如何影响碳信息披露对企业融资约束效应的呢？ 基于此，本文以沪、深两市A 股重污染行业上市企业为研究对象，通过实证研究对市场监管强度、碳信息披露与企业融资约束之间的关系展开讨论， 一方面丰富有关碳信息披露方面的研究，另一方面为重污染企业有效缓解融资约束、加快低碳转型升级提供借鉴。

二、理论分析与研究假设

（一）碳信息披露质量对企业融资约束的影响

企业披露碳信息为资本市场提供了重要的气候变化数据，是气候环境与经济社会协调发展的重点参考指标。 从2008 年第一次CDP 项目中国报告发布至今，我国学术界对碳信息披露的研究越发重视。 从对社会责任报告披露研究开始，到近几年信息披露与绿色融资研究的逐渐展开［6］，经过十多年来的探索，关于碳信息披露方面的研究也逐步成熟起来。

企业外部融资被约束主要来源于资本市场的信息不对称［2］，关于碳信息披露与融资约束的研究，学界重点研究碳信息披露对融资约束的作用机理，通过不同影响路径验证碳信息披露对融资约束的影响。 其中，戴皓宇［7］、陈华等［1］、袁建辉和张灵灵［2］、彭潇［8］等基于产权性质和行业属性对碳信息披露与融资约束展开研究，钟凤英和刘宗烨［9］、宋晓华等［4］、李海婷［10］等基于会计稳健性、外部压力、绿色技术创新等路径对两者间受用关系进行研究。 他们分别从不同视角、行业和方法对碳信息披露与融资约束的关系展开研究，结果均表明，企业提高碳信息披露水平有助于缓解融资约束。 基于以上分析，提出假设：

H1：碳信息披露质量与企业融资约束呈负相关关系。

（二）市场监管对碳信息披露与融资约束的调节作用

市场监管从程度上可以划分为强制性监管和非强制性监管。 以政府为代表的市场强制监管，是基于合法性理论，通过宏观调控实现企业的合法性目的［4］；以媒体为代表的市场非强制监管，基于信号传递理论通过舆论环境对企业进行施压。 沈洪涛和冯杰［11］研究发现，政府监管和舆论监督可以提高企业环境信息披露质量。 喻坤等［12］认为政府对企业贷款方面的支持可以降低融资难度。王军［13］指出，政府规制可以促进企业治理对碳信息披露水平的作用效果。宋晓华等［4］从公众压力角度出发，研究表明媒体宣传报道可以约束企业社会责任行为，放大企业碳信息披露行为在市场中的影响程度。 可见，无论是强制的政府监管还是非强制的媒体监督对市场进行调控，在促进企业提升碳信息披露水平的同时影响企业筹资活动。 企业积极披露碳信息，从实际行动应对气候变化，可以有效地减轻投资者对企业碳信息披露内容真实性的担心［14］，从而缓解企业受到的融资约束。 基于以上分析，提出假设：

H2：政府监管在碳信息披露对企业融资约束效应中起调节作用；

H3：媒体监督在碳信息披露对企业融资约束效应中起调节作用。

三、研究设计

（一）样本选取

本文参考《上市公司行业分类指引》（2012 年修订）、《上市公司环境信息披露指南》和《上市公司环保核查行业分类管理名录》，选取采矿业、食品制造业、酒、饮料和精制茶制造业、纺织业、造纸及纸制品业、石油加工、炼焦和核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业、医药制造业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼和压延加工业、有色金属冶炼和压延加工业、电力、热力、燃气及水生产和供应业等19 类行业为重污染行业。 并以该行业2015—2018 年沪、深两市A 股上市公司为研究对象，剔除：（1）数据不全的观测值；（2）2015 年以后上市的公司；（3）不披露社会责任报告或可持续发展报告的上市公司；（4）ST、PT 等异常交易的观测值， 最终得出472 个观测值。 实证中所使用的碳信息披露数据从上市公司社会责任报告和可持续发展报告中人工收集，政府监管数据取自《城市污染源监管信息公开指数报告》，媒体监督数据来自国研网，其余财务数据取自CSMAR 数据库。 本文数据处理采用统计软件Stata 15.1。

（二）变量设计

1.解释变量的衡量

本文的解释变量为碳信息披露质量（CDI）。 参考CDP 项目和GRI《可持续发展报告指南》（G5），借鉴宋晓华等［4］、吴勋和徐新歌［15］、苑泽明和王金月［16］、高美连和石泓［17］、杜湘红和伍奕玲［18］、杨洁等［19］、李力等［20］的研究构建碳信息披露评价体系，详细内容如表1 所示。 该评价体系从企业低碳目标与战略、低碳管理与激励、低碳行动与绩效、碳核算与排放、碳鉴证和碳审计6 个方面设立一级指标，并在此基础上细分15 个二级指标，每个指标所占权重相同。 结合我国上市公司碳信息披露的实际情况，根据不同披露项目二级指标的分类进行赋值，其中，最低为0 分，最高为1 分或2 分，总分值域为［0,18］。通过对上市公司社会责任报告或可持续发展报告等所披露的碳信息进行打分，某公司的碳信息披露得分占评价体系总分值的比例即为该公司的CDI指数，CDI指数越高，碳信息披露质量越高。

表1 碳信息披露评价体系

2.被解释变量的衡量

本文的被解释变量为融资约束。 当前学术界关于融资约束的测量方法各不相同，主要方法有单一指标法（FHP，1987）、模型法和综合指标法。 模型法包括投资—现金流敏感指数法（FHP，1988） 和现金—现金流敏感指数法（Almeida，2004）； 综合指数法包括KZ 指数法（Kaplan &Zingales，1997）、WW 指数法（Whited & Wu，2006）、SA 指数法 （Hadlock & Pierce，2006）、LFC指数法（况学文，2010）等。其中，SA 指数法是采用企业规模和年龄两个内生性较弱的指标测算得出，避免了使用财务指标产生内生性问题，是公司治理研究中较为客观的融资约束测量方法，因此本文选取SA 指数法来测度企业融资约束程度。SA指数计算公式为：

其中，Size表示公司规模， 以百万元为单位的公司总资产的对数测算得出；Age表示企业上市年限。 由于上市公司的SA指数是负数，因此对SA进行绝对值处理，值越大，则企业受到的融资约束程度越大。

3.调节变量的衡量

政府监管的衡量。借鉴姚圣等［21］、刘东晓和彭晨宸［14］、宋晓华等［4］对政府监管的衡量，本文选取公众环境研究中心和国际自然资源保护协会公布的城市污染源监管公开信息指数（PITI）作为政府监管的替代变量，以此衡量当地政府对企业碳信息披露监管力度。 本文以上市公司注册地所在城市为标准，PITI指数越大，则政府监管力度越强。

媒体监督的衡量。 由于媒体监督是一种抽象的概念，很难从定性的角度衡量其程度的高低。 参考张丽达等［22］、宋晓华等［4］对媒体监督的衡量与研究，本文将选取媒体对上市公司负面新闻报道次数的对数为媒体监督的替代变量，即媒体对企业报道的负面新闻数量越多，企业受到媒体监管的力度越强。

4.控制变量的衡量

葛菁［3］、李海婷［10］和陈小蓓等［23］在研究碳信息披露与融资约束的关系中采用的是SA 指数法，因此借鉴以上学者的研究，本文分为公司财务特征和公司治理结构两个方面进行控制。 其中，公司财务特征的控制变量包括盈利能力（ROA）、财务杠杆（LEV）、成长能力（Grow）、经营活动现金流量（CF）以及企业价值（Tobin’Q）。 公司治理结构的控制变量则包括独董比例（IND）、股权集中度（GRI）、两职合一情况（DP）和内部控制质量（IC）。 具体变量定义如表2 所示。

表2 变量定义

（三）模型构建

基于本文提出的研究假设构建多元回归模型。 为验证假设H1 中碳信息披露质量对融资约束的作用效果，构建主效应模型（1）。若回归系数α1为负且显著，则假设H1 成立。为检验强制与非强制监管在碳信息披露质量与融资约束之间是否存在调节作用，分别构建调节效应模型（2）和模型（3），以验证假设H2 中政府监管的调节作用以及假设H3 中媒体监督的调节作用。 若回归系数β2显著，则假设H2 成立；若回归系数γ2显著，则假设H3 成立。

其中，i和t分别代表公司和年度， ∑Controls为控制变量ROA、LEV、Grow、CF、Tobin’Q、IND、GRI、DP、IC和Year的合集。

四、实证分析

（一）描述性分析

各实验变量的样本量、均值、标准差和最大值、最小值的统计结果如表3 所示。

表3 变量的描述性统计

在表3 的472 个观测值中，具备最大值4.198 和最小值2.546 的，其均值为3.63，且标准差保持在0.281， 表明我国重污染行业的融资约束程度浮动不大， 基本保持在一个水平上。 但反映企业碳信息披露质量的CDI指数均值为0.133， 与最高碳信息披露指数1 相差甚远，哪怕是样本企业中披露质量最高的0.667 也只是刚高于0.5，与1 之间仍然有一定的差距。而且CDI指数的标准差约为0.118，表现出极为稳定的数值波动，说明重污染行业中多数上市公司的碳信息披露水平较低，可见该行业整体碳信息披露质量不高。 此外，CDI最小值0 与最大值0.667 数值差距较大，表明我国重污染行业中不同企业间碳信息披露质量差异较大。

政府监管的最小值19.3 与最大值82.4 差距超过60 分，两极分化现象严重，表明各地政府监管压力区域化特征显著， 对环境信息管制力度存在较大的差异性。PITI指数均值61.383 在满分100 中合格，说明我国整体环境规制对上市公司的监管是较为严格的，但较高的标准差13.681 以及最小值19.3，这些数据表明我国还有部分落后地区环境规制有待加强。 而媒体监督的标准差为1.065，指标差异度较小，保持在较稳定的状态，体现出媒体新闻传播速度快，在大数据时代下并不受地理位置的限制，不同地域信息接收内容相似。

在控制变量的描述性统计结果中， 关于公司财务特征方面的变量， 公司资产净利率（ROA）均值为0.047，最小值为负数，说明重污染行业上市公司盈利能力整体水平较低，且最大值0.323 与均值的差距大于最小值-0.118 与均值的差距， 反映出不同企业之间存在较大的盈利差距。 财务杠杆（LEV）均值为0.456，最大值为0.929，标准差为0.196，表明重污染行业上市公司的长期负债能力普遍较好。 成长能力（Grow）最大值为2.475，最小值为负数，显示不同企业表现出水平不一的成长能力。Tobin’s Q指数均值2.205 与最小值1.747 相近， 与最大值18.492 相差甚远，可见具备不同盈利、偿债和成长能力的重污染企业，企业价值也不尽相同。关于公司治理结构方面的变量，独立董事比例（IND）均值为0.368，标准差为0.049，表明重污染企业独立董事规模普遍不大。 股权集中度（GRI）均值为38.302%，且最大值为74.98%，表明重污染行业上市公司股权集中度较高，而最大值最小值差值近70%，可见行业相似但企业内部结构各有差异。 两值合一（DP）作为虚拟变量，其均值0.157 更靠近0，说明企业一人身兼多职的现象较少。 内控指数（IC）的均值657.505 与最大值859.2 更接近，反映出多数企业内部控制方面表现良好。

（二）相关性分析

对各实验变量之间的Pearson 相关性进行分析，得到的结果如表4 所示。

表4 Pearson 相关性分析

表4 中相关系数均小于0.5， 可以初步判定各变量间不存在多重共线性。 由表4 数据可知，碳信息披露质量与融资约束的相关系数为-0.406，在1%的水平下呈负相关，符合预期假设，可初步验证假设H1 碳信息披露质量越好，企业对外的融资受限程度越低。 强制与非强制监管调节变量， 即政府监管和媒体监督均与融资约束存在相关关系， 相关系数分别为-0.087和-0.185，在10%和1%的水平下显著负相关，但两类监管变量对碳信息披露质量和融资约束之间的调节作用仍需通过回归分析进行更深层次的检验。 此外，从表中相关性数据可以得到一些信息，政府监管和媒体监督均与碳信息披露质量呈正相关关系，且分别在10%和1%的水平下显著，说明无论是政府背景下的强制监管还是媒体压力下的非强制监管，对企业的碳信息披露水平都有不同程度的影响效果。

（三）多元回归分析

为防止变量之间数值差距较大影响实证结果，首先对数据进行中心化处理；其次，通过方差膨胀因子（VIF）检验解释变量之间是否有多重共线性。 结果表明VIF值均小于2，不存在多重共线性。

1.碳信息披露对融资约束的直接影响作用

碳信息披露质量对融资约束的主效应回归结果如表5 所示。

表5 主效应回归结果

从表5 可以看出，主效应模型的F值对应的P值为0，在1%的水平下显著，说明该模型的显著性良好，回归结果具有研究价值。CDI与SA的回归系数为-0.936（t=-4.07），且在1%的水平下显著，表明碳信息披露水平与企业融资约束存在明显的负相关关系，即企业融资约束程度可以通过提高碳信息披露水平得到缓解，此结果印证了本文的假设H1。 可见，在考虑了一些控制变量后，我国重污染行业上市公司在披露温室气体方面的信息质量越高、对外披露越透明，融资时越容易获得外界在资金上的支持。 这种通过降低企业在资本市场中碳信息不对称的方式，使投资者能够更好地了解企业在应对气候变化方面的态度和举措，从而降低企业融资约束，有效缓解企业在生产经营过程中的资金周转问题。

2.是否强制监管对碳信息披露融资约束效应的调节作用

为进一步检验强制监管对企业碳信息披露质量和融资约束是否存在调节作用，并检验假设H2 和H3，本文基于主效应分析结果，分别将政府监管和媒体监督以及它们与碳信息披露质量的交互项，即PITI和PITI×CDI、ln（Media+1）和ln（Media+1）×CDI带入到主效应模型中，调节效应回归结果如表6 所示。

表6 调节效应回归结果

关于政府监管的调节作用。 根据表6 中模型（2）的回归结果，当调节变量为政府监管的替代变量PITI时，政府监管与碳信息披露指数交互项PITI×CDI的回归系数为-0.027（t=-1.74），通过水平为10%的显著性检验。 此结果表明政府监督在企业碳信息披露对融资约束效应中存在显著的正向调节作用，促进碳信息披露质量对融资约束程度的负向作用，即随着地方政府监管在企业碳信息披露对融资约束效应的加入， 碳信息披露质量对企业融资约束的缓解作用会得到一定程度的加强。 我国一直倾向于通过政府干预调控市场［24-25］，而根据以上结果可知，随着地方政府通过一些环保法规对环境信息进行规制，企业迫于政府的强制监管压力，会更积极地改善碳信息的披露动机，提高碳信息披露水平，从而进一步减轻企业的融资难度。

关于媒体监督的调节作用。 根据表6 中模型（3）的回归结果，当调节变量为媒体监督的替代变量ln（Media+1）时，媒体监督与碳信息披露指数交互项ln（Media+1）×CDI的回归系数为-0.163（t=-0.93），并未通过显著性检验，此结果表明媒体监督对企业碳信息披露的融资约束效应并没有起到很好的调节作用。 在资本市场中，相较于政府的强制监管，媒体监督由于缺乏处罚手段，因此对企业的施压强度显得更弱些。 而我们从模型（3）不显著的回归结果可以看出，具有“重污染”头衔的行业，其本身就站在受罚边缘，所以对政府处罚更加敏感，而对非强制管辖会显得更“胆大”些，因此许多重污染行业的上市公司在筹资融资过程中并不将新闻舆论考虑到碳信息质量和融资约束的作用关系中， 从而限制了媒体监督对上市公司行为的干预能力。

（四）稳健性检验

为确保研究的可靠性，本文采用倾向得分匹配法（PSM）检验回归结果是否稳健。首先将碳信息披露指数CDI＞0 设为处理组，CDI=0 设为参照组， 然后分别对两组进行1∶1 最近邻匹配、半径匹配和核匹配，利用Logit 回归模型计算匹配得分。 三种方法计算得出的ATT 标准误t值均大于1.96。 之后的平衡数据差异性检验中所有变量的标准化偏差均小于10%， 未通过t检验，表明处理组企业和对照组企业在所有可观测特征上均不存在显著性差异，因此，平行假设成立，实证结果稳健。

五、进一步研究：碳信息披露、媒体监督与融资约束的关系

已有研究表明，媒体监督能够促进企业碳信息披露水平［26-28］，且媒体关注度在碳信息披露与企业价值之间起调节作用［4］。可见，媒体在企业碳信息披露的融资约束效应中具有一定影响力。 因此，本文将进一步研究媒体监督、碳信息披露与融资约束三者之间的关系。 考虑到媒体作为对外信息传递的公共平台，也是公众和企业之间的联系纽带，通过新闻报道传递企业碳信息披露情况，在一定程度上有助于提升企业声誉［29］，从而影响信息需求者的投资决策。 因此，本文认为媒体监督在碳信息披露与融资约束之间起到中介作用，由此构建模型（4）、模型（5）和模型（6）：

利用模型（4）、模型（5）、模型（6）对媒体监督、碳信息披露与融资约束进行回归计算，结果如表7 所示。

表7 媒体监督、碳信息披露与融资约束回归结果

从表7 的回归结果可以看出，碳信息披露质量、媒体监督与融资约束三者之间是存在一定关系的。 首先，在模型（4）的回归结果中，CDI的回归系数为-0.109（t=-3.50），与在1%的显著性水平下存在负相关关系，表明提高碳信息披露质量可减缓企业受限的融资能力。 其次，在模型（5）的回归结果中，CDI作为解释变量，ln（Media+1）作为被解释变量的回归方程中，回归系数为1.384（t=2.92），通过了水平为1%的显著性检验，表明以舆论力量为武器的媒体，在充分发挥其对企业的监督职能时可有效促进企业披露高质量的碳信息。 最后，以为被解释变量，CDI和ln（Media+1）为解释变量的模型（6）中，CDI的回归系数为-0.106（t=-3.63），在1%的水平下对表现出显著的负向作用，ln（Media+1）的回归系数为-0.006（t=-3.04），同样通过水平为1%的显著性检验。 结合模型（4）和模型（5）的实证结果可以得出结论，媒体监督在碳信息披露指数和企业融资约束程度之间起中介作用，即碳信息披露水平可以缓解企业受到的融资约束，而通过媒体对企业的非强制监督也可有效地缓解融资约束。 此外，三个模型卡方检验对应的P值都为0，均通过了1%的显著性检验，表明模型整体构建合理。

该媒体监督中介效应的回归结果同样用上述PSM 方法做稳健性检验，ATT 标准误t值均大于1.96，且通过平衡数据差异性检验，表明回归结果稳健。

六、结论与建议

市场监管力度是影响企业碳信息披露对融资约束效应的重要方式。 本文从是否存在强制监管两个方面出发，以政府监管为强制性监管代表，媒体监督为非强制性监管代表，研究我国2015—2018 年沪、 深两市A 股重污染行业上市公司的碳信息披露质量对融资约束的作用效果。 研究结果表明：

第一，碳信息披露水平与企业融资约束之间存在显著的负相关关系。 随着我国政府相关管理部门对低碳理念的逐渐深入理解以及社会公众对环境保护的逐渐重视，为迎合多方利益相关者而获取企业生产经营过程中所必需的资金支持，企业迫于层层压力同时也伴随着自我环保意识的觉醒，不断提高碳信息披露水平，向外界展示出公司积极响应国家号召，努力应对气候变化所引起的全球变暖问题，以此减轻企业受到的融资限制。

第二，政府监管作为资本市场强制监管的代表变量，在碳信息披露质量与融资约束之间存在显著的正向调节作用。 地方颁布的环境规制形成强有力的政府监管力量，在资本市场中对企业的管制具有强制的国家法律压力效果，可以在一定程度上约束企业行为，限制其破坏环境，造成大气污染［30］。 而企业为获得政府的高度认可，努力向国家政策靠拢，在社会责任意识受到激发的同时自主对外披露碳信息并不断提高披露质量，向外界传递良好的信用能力和社会形象，以此吸引更多投资者的青睐，从而缓解企业的融资难题。

第三，媒体监督作为资本市场非强制监管的代表变量，在碳信息披露质量与融资约束之间起到中介作用。 关于媒体监督与碳信息披露对融资约束的效应研究中，根据实证研究结果得出，媒体监督在碳信息披露质量对融资约束的作用关系中并不具备显著的调节作用，而是在其中担任中介传导的角色，将企业与外界通过信息传导连接起来，有效地在资本市场中起到传递信号的中介作用。 由于媒体监督并不具备强制的市场监管能力，存在一些企业不在乎负面新闻对公司造成的舆论影响，因此媒体在碳信息披露的融资约束效应中并不能充分发挥市场监管的调节作用。 但由于媒体具备收集整合传递信息、推动资本市场信息流动的特质，在公众与企业之间形成沟通桥梁，将企业承担社会责任的情况对外公布，通过引导舆论导向对企业形成“无形”的监管。 由此可见，企业披露碳信息水平的高低不仅可以直接影响到融资约束程度，也可通过中介机制（媒体）来传导碳信息对融资约束的效应。

“十四五”是我国扭转二氧化碳排放迅速增长局面、实现碳达峰减排目标的关键时期。 这需要企业、政府和社会大众的多方合作、共同努力，致力于我国绿色低碳成功转型［31］。 因此，本文从企业、政府和媒体三个方面提出以下建议。

第一，重污染企业更应当提高碳管理水平，降低碳排放量，积极应对气候变化，践行绿色发展的社会使命［32］。 同时需要将目光放得更长远些，充分发挥碳信息披露对企业融资约束的反向促进作用，通过有章程、有依据的方式引导企业内部高效率管理温室气体排放，以此来提高碳信息披露质量，从而缓解融资受约束的问题。

第二，政府及相关环保部门应充分发挥政策法规对企业的强制约束力，尤其要加强对重污染行业的监管力度，并根据行业属性及当地生态情况进行“量体裁衣”，将碳信息披露的可读性纳入到质量评价中，制定出适合于不同行业、不同地域、不同性质企业的碳信息披露体系，实现精准监管。 从而在企业碳信息披露对融资约束效应关系中充分发挥强制监管的引导作用，不仅推动资本市场碳信息披露的健康发展，同时还可以帮助企业减轻融资压力。

第三，媒体监督在企业碳信息披露对融资约束的效应中并没有起到调节作用，因此，媒体应当努力营造一个客观健康的信息环境，规范舆论引导行为，保证舆论信息的独立性、公正性和客观性。 此外，新闻报道作为信息传递媒介，更应该对企业应对气候变化和披露碳信息的行为保持良性关注，充分发挥资本市场中非强制监管作用，客观报道企业治理大气污染情况，做到正确引导舆论，推动资本市场健康发展。

如何使各行各业自觉披露高质量的碳信息，不仅需要政府对市场的调控，还需要靠媒体监督来实现信息传递环境的优化，因此将媒体的非强制监管和政府的强制监管两种不同性质的外部力量融合，相辅相成，达到更进一步的统筹协作。 实现在政府监管力度不够时，媒体可以辅助监管，从而达到平衡市场博弈的最高境界。 通过多方协作，努力优化信息披露环境，推动企业披露高质量的碳信息，可以为实现“碳达峰、碳中和”目标提供有力的支持，对实现我国经济社会全面低碳转型发展具有重大意义。