碳排放信息披露会影响实体企业金融化吗?

高 蕾，田祥宇，柳晓倩

(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)

一、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。Stanny［2］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［4］，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2011—2021 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、Heckman 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［4］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

(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［8］。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

(一) 样本选取与数据来源

本文以2011—2021 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—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Demir［18］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——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

3.中介变量

中介变量包括融资约束(FC) 和代理成本(Agency)。本文参考Hadlock ＆ Pierce［20］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，采用管理费用率来衡量代理成本(Agency)，反映管理层的过度在职消费与超额开支等。

4.控制变量

为了排除碳排放信息披露之外的其他重要因素对企业金融化的影响，本文参考以往文献在模型中纳入了相关的控制变量。选取了企业年龄(lnAge)、企业规模(lnSize)、产权性质(State)、现金流(CFO)、资产负债率(Lev)、资产收益率(Roa)、企业成长性(Growth)、盈亏性质(Loss)、固定资产密集度(Capint)、股权集中度(Shrcr10)、董事会规模(Board)、两职合一(Both)、独董规模(Idr)、管理层持股(Mhldn)、机构投资者持股(Ihldn)、股票换手率(Turnover)、账面市值比(MB)、“四大”审计(Big4)。此外，本文还控制了行业(IND)、年份(YEAR) 固定效应。详细变量定义如表1 所示。

表1 变量定义

(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。

模型(1) ～模型(3) 中，i为公司，t为年份，ε为随机误差项，CVs代表一系列控制变量。为了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Robust 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

(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。

对于表面人工湿地的作用机理进行如下总结：对于悬浮物来说，植物与基质层具有不错的节流效果。对于淹没在水中的植物根、叶等，在其表面上容易形成生物膜，这对于水的净化，有机物及营养物的净化都能起到较好的效果。

表2 变量的描述性统计结果

(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。

表3 碳排放信息披露影响企业金融化的回归结果

(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，Disclosure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Sobel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。

表4 中介机制检验结果

(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×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。

表5 管理层持股、法治化程度调节作用的回归结果

(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×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。

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。

表6 内生性问题回归结果

2.Heckman 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—Heckman 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Heckman 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。

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。

表7 稳健性检验结果

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

(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［24］。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的周转效率，起到“蓄水池效应”，但企业投资长期金融资产很有可能会导致企业主业发展所需的资金被挤占，进而诱发企业“脱实向虚”，增加系统性金融风险发生的可能性。

表8 企业金融资产投资动机的检验结果

(二) 异质性分析

1.企业所属行业

考虑到企业的碳管理活动与企业是否属于高碳排放行业密切相关，受到环境规制的影响，高碳排放行业与非高碳排放行业相比，企业面临的组织合法性压力更大，受到的环境监管力度更大，出于获得合法性地位的动机，企业不得不主动披露碳排放信息［26］。与非高碳排放行业相比，高碳排放行业披露碳排放信息成为企业的必备动作，如果不披露，会增加外界对企业的负面反应。因此，高碳排放行业披露碳排放信息能够为管理层提供的声誉提升作用并不明显，高碳排放行业应该积极主动披露碳排放信息以免受到外界对其的惩罚［27］。但是，对于非高碳排放行业来说，企业披露碳排放信息是一个加分项目。非高碳排放行业企业选择披露碳排放信息更可能是管理层的一种策略性行为，能够为其进行金融化投机行为提供掩护条件。因此，为了进一步区分企业所属行业属性的异质性影响，本文将全样本按照高碳排放行业认定标准划分为高碳排放行业与非高碳排放行业两类分别进行检验①。分组回归结果如表9 的列(1) 和列(2) 所示。列(1) 中，高碳排放行业企业碳排放信息披露(Disclosure) 不显著; 列(2) 中，非高碳排放行业企业碳排放信息披露(Disclosure) 在1%的水平下显著，系数为0.009 2。以上回归结果表明，非高碳排放行业企业选择披露碳排放信息更可能成为管理层进行金融资产投机获利的声誉管理工具。

表9 异质性检验结果

2.企业碳排放信息披露方式

企业的碳排放信息内容属于社会责任报告披露中环境责任信息披露的一部分，考虑到企业自愿选择披露碳排放信息会比强制披露碳排放信息的管理层自利动机更明显，本文将全样本划分为应规披露与自愿披露两类②分别进行检验。分组回归结果如表9 的列(3) 和列(4) 所示。列(3)中，应规披露企业碳排放信息披露(Disclosure)不显著; 列(4) 中，自愿披露企业碳排放信息披露(Disclosure) 在10%的水平下显著，系数为0.007 4。以上回归结果表明，管理层选择自愿披露碳排放信息对提升企业金融化水平的效应更显著。

3.企业管理层短视行为

管理层背景和短视等因素均会影响企业的投资决策。如，高管的金融背景会提升管理层的风险偏好进而促进企业金融化［28］，管理者内在的短视主义特质会导致企业减少资本支出和研发支出［29］。企业选择披露碳排放信息与企业金融化之间的正向关系可能是由于管理层进行策略性披露从而为其以投机获利为目的的企业金融化提供便利，这在一定程度上与管理层注重短期内快速获利的短视特质有关。那么，为了进一步验证管理层短视情况对两者关系的影响，本文借鉴胡楠等［29］衡量管理层短视的方法，以每年度管理层短视的中位数为界限，将样本分为管理层短视程度强组与管理层短视程度弱组分别进行检验，分组回归结果如表9 的列(5) 和列(6) 所示。列(5)中，管理层短视程度强组企业碳排放信息披露在5%的水平下显著，系数为0.007 4;列(6) 中，管理层短视程度弱组企业碳排放信息披露不显著。以上回归结果表明，管理层短视程度越强时，碳排放信息披露对企业金融化的正向促进作用越显著，说明管理层注重短期利益的内在特质会提升企业金融化水平。

七、研究结论与启示

(一) 研究结论

本文基于我国2011—2021 年A 股上市公司数据，对碳排放信息披露与实体企业金融化之间的关系进行研究，发现相比未选择披露碳排放信息而言，选择披露碳排放信息的实体企业其金融化水平更高。机制分析表明，碳排放信息披露通过缓解企业的融资约束以及提高企业的代理成本，从而加剧了实体企业金融化。但如果企业的管理层持股比例越高，或企业所处地区的法治化发展程度越高，则碳排放信息披露对实体企业金融化的正向作用越小。进一步地，本文通过对企业金融资产进行分类后研究发现，碳排放信息披露对企业投资长期金融资产的作用更显著，从而证实了管理层是出于“投机获利”动机进行金融资产配置，而非“预防性储蓄”动机。此外，通过异质性分析，本文发现碳排放信息披露对企业金融化的正向作用在非高碳排放行业、自愿形式披露碳排放信息以及管理层短视行为较严重的企业中更显著。本文研究结论既丰富了非财务信息披露细分领域的相关研究，也为企业金融化的影响因素研究提供了新维度。

(二) 启示

本文对企业、政府相关部门等具有相应的启示意义。对企业而言，应当重视应对气候变化的碳管理活动，积极主动披露温室气体排放与管理信息。同时，应当立足长远，充分利用碳排放信息披露塑造与提升企业品牌声誉，拉进企业与利益相关者的关系，聚焦于业务营运与“双碳”战略的相关性。此外，企业还应当完善管理层的薪酬激励机制，避免管理层为了投机获利而侵蚀主业发展。对政府相关部门而言，应当大力推动地区法治化水平建设和碳排放权交易市场建设，通过环境规制与市场机制来引导企业积极进行碳管理活动并聚焦发展实业。随着“双碳”战略持续深入推进，证券交易所等部门应当加紧完善碳信息披露等相关非财务信息披露的评价方法，从贴近碳信息披露本质的风险识别作用出发，注重能够反映企业未来发展状况的指标甄选和权重设置，满足投资者的投资需要，推动企业的绿色低碳和高质量发展。

注 释:

①2011 年国务院出台的《关于开展碳排放权交易试点工作的通知》以及2016 年国家发展和改革委员会出台的《国家发展改革委办公厅关于切实做好全国碳排放权交易市场启动重点工作的通知》，将石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力、航空认定为高碳排放行业。本文根据国民经济行业分类代码(GB/T4754—2017) 与2012 年中国证监会出台的《上市公司行业分类指引》，将上市公司样本按照是否属于高碳排放行业分为两类。

②属于应规披露的样本有:上海证券交易所的“上证公司治理板块”上市公司、发行境外上市外资股的金融类公司;深圳证券交易所的“深证100 指数”上市公司。