碳信息披露质量、碳排放权交易与企业绿色创新

刘丽娜 赵迎新

【摘 要】 在中国致力于实现“碳达峰、碳中和”目标与绿色低碳循环发展的背景下，碳信息披露已成为企业实现绿色转型和可持续发展的重要手段和关键路径。文章以2014—2020年A股高碳行业上市公司为样本，实证检验碳信息披露质量对企业绿色创新的作用效果，并考察碳排放权交易机制在这一关系中发挥的调节作用。研究发现，提高碳信息披露质量能显著提升企业绿色创新水平；碳排放权交易与碳信息披露质量在促进企业绿色创新上存在替代关系。此外，碳信息披露质量对中东部地区企业、技术整合能力强的企业及规模较小的企业所发挥的企业绿色创新提升作用更强。

【关键词】 碳信息披露质量； 绿色创新； 碳排放权交易； 高碳行业

【中图分类号】 F275；F273；X196  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2023）17-0027-08

一、引言

从2017年正式在全国启动碳排放交易统一市场，到“十四五”规划提出积极应对气候变化，再到2021年“碳达峰、碳中和”被纳入生态文明建设整体布局并首次被写进《国务院政府工作报告》，无不凸显出我国对绿色低碳循环发展的重视。要实现“双碳”目标，促进企业绿色低碳转型，就要强化企业降碳责任，特别是完善企业的碳信息披露制度。2016年《“十三五”控制温室气体排放工作方案》提出建立企业温室气体排放信息披露制度，2021年《企业环境信息依法披露管理办法》（生态环境部令第24号）明确指出，符合条件的企业应披露碳排放量、碳排放设施等碳排放信息。近年来，我国高碳行业上市公司越发重视碳信息的披露，投入大量人力和物力成本编制社会责任报告及环境责任报告，披露质量有所提升，但是碳信息披露仍以自愿披露为主。那么，企业提高碳信息披露质量的动机是什么？江轩宇等[1]认为，信息不对称问题会制约企业创新活动的开展，而高质量的碳信息披露则能降低企业内外部信息不对称程度，提高碳信息披露质量可能会促进企业绿色创新，从而实现企业可持续发展。因此，研究碳信息披露质量与企业绿色创新的关系，不仅能为碳信息披露的作用效果提供实证证据，而且能为企业实现绿色转型和高质量发展提供新的思路和方向。

现有关于碳信息披露的经济后果研究主要涵盖三方面。一是企业价值，宋晓华等[2]研究发现，碳信息披露与企业短期经营成果呈“U”型关系，而与企业长期市场价值显著正相关。二是融资成本，包括股权融资成本和债务融资成本，如Li et al.[3]认为碳信息披露能够降低投资者的逆向选择风险，从而降低股权融资成本；杨洁等[4]的研究表明只有当碳信息披露质量超过临界值时，才会降低债务违约风险，实现债务融资成本的下降。三是财务绩效，碳信息披露会改善公司声誉，提高利益相关者的认可度，继而有助于企业财务绩效的提升[5]。上述关于碳信息披露的文献主要围绕经济效益进行讨论，而鲜有文献从环境效益视角剖析碳信息披露的影响。因此，本文意在厘清碳信息披露质量对企业绿色创新的影响，以期丰富相关研究。

此外，为有效推动企业节能减排，发展低碳经济，政府部门出台的环境政策日益完善。其中，通过市场手段调节而非命令控制的碳排放权交易机制在有效降低碳排放中的作用日渐凸显。现有研究认为，碳排放权交易能够促进企业绿色创新[6]，为“波特假说”提供了经验证据。那么，碳排放权交易与碳信息披露质量在促进企业绿色创新上是存在互补关系还是替代关系？基于此，本文以2014—2020年A股高碳行业上市公司为样本，实证检验碳信息披露质量对企业绿色创新的影响，并探讨碳排放权交易在这一作用效果中发挥的调节效应。

本文的边际贡献在于：第一，拓展了碳信息披露经济后果的相关研究。以往研究重点关注碳信息披露对企业价值、融资成本和财务绩效等的影响，而本文基于环境效益视角，以企业绿色创新为落脚点研究碳信息披露的作用效果。第二，将碳排放权交易机制、碳信息披露质量和企业绿色创新纳入同一框架，丰富了碳信息披露质量与企业绿色创新关系的研究内容。第三，探讨了地区异质性、企业技术整合能力以及企业规模对碳信息披露与企业绿色创新关系的影响，以期为碳信息披露的绿色创新提升效应提供针对性建议。

二、理论分析与研究假设

（一）碳信息披露质量与企业绿色创新

碳信息披露能传递企业低碳战略、节能举措和降碳成效等方面的信息，改善信息环境，是利益相关者评判企业低碳治理绩效和做出正确投资决策的重要依据。现有研究较少探讨碳信息披露质量与企业绿色创新之间的关系，相关领域的研究为探究二者的关系提供了很好的切入点。

首先，根据合法性理论，企业开展信息披露能够影响外界对企业的认知，以保障企业生产经营满足社会预期，是企业获取和管理组织合法性的有效方式。碳信息披露质量能彰显企业节能减排的执行情况和服从社会标准的水平，提高企业的合法性，从而为企业获取充足资源支持、提高风险抵御能力提供有利条件，以保障企业技术创新战略的实施[7]。其次，企业技术创新活动对社会信任有较高的依赖度，良好的社会信任能够增加商业信用融资，从而为企业创新活动提供资金支持[8]。碳信息披露质量的提高可以扩大企业节能减排等气候信息的获知范围，增强利益相关者对企业的支持和信任[7]，进而为企业绿色创新活动提供资金、人才、技术等支撑。最后，资源依赖理论强调企业与外界的资源交互，认为企业通过披露更多的信息能获取良好的声誉。高质量的碳信息披露使外部投资者清楚地了解企业在碳排放管理和碳减排效益等方面的低碳履责绩效，有利于企业外部声誉的提升[9]，幫助企业吸引社会资本支持和优秀研发人员，切实提高企业绿色创新水平。因此，本文提出假设1。

H1：碳信息披露质量与企业绿色创新水平显著正相关。

（二）碳信息披露质量、碳排放权交易与企业绿色创新

除了企业自身环境治理等微观层面的因素会影响企业绿色创新，宏观层面的环境规制也会作用于企业绿色创新[10]。随着我国环境规制的不断完善，碳排放权交易机制被越来越多的企业认同和践行。《碳排放权交易管理办法（试行）》（生态环境部令第19号，以下简称《管理办法》）及《碳排放权交易有关会计处理暂行规定》（财会〔2019〕22号）等政策的推行，使得碳排放权交易成为企业落实低碳发展的有效渠道。碳排放权交易的开展意味着企业低碳资产将成为企业可持续发展的宝贵资源，而高碳资产则可能沦为企业高质量发展的绊脚石。企业对碳市场的预期会影响其绿色创新活动的开展[11]。此外，《管理办法》明确指出，省级生态环境主管部门需对重点排放单位温室气体排放报告进行核查，所以碳排放权交易会增强企业披露的节能减排信息的可靠性和真实性，从而降低企业内外部信息不对称程度，有利于投资者为企业实施绿色创新项目提供资金支持。总之，碳排放权交易机制可促进企业开展绿色创新活动。对此，本文认为碳信息披露质量与企业绿色创新的关系可能会受到碳排放权交易的影响。

在缺少环境规制约束时，环境的外部性特征导致企业绿色创新激励匮乏，而环境规制能够提高企业绿色创新的预期收益，改善环境外部性，有利于激励企业推进绿色创新[12]。作为市场激励型环境规制，碳排放权交易对企业绿色创新的促进效应具体发挥两种作用。一是成本约束作用，碳交易市场基于“科斯手段”遵循“谁排放谁付费”的原则，最核心的功能是碳定价，通过提供价格信号约束企业的碳排放总量，倒逼企业加大绿色低碳技术研发力度，降低企业排放的负外部性。二是创新激励作用，碳排放权交易机制使得反映温室气体环境容量稀缺性的碳价相对上升，从而引导企业研发低碳技术，也就是说，碳价格为企业绿色创新提供影子价格，能够充分激发企业开展绿色创新活动的动力。由此可知，参与碳排放权交易的企业为避免支付过多碳排放成本或通过出售碳配额获利，通常具有更强烈的动机开展绿色创新活动，加之我国企业碳信息披露以自愿披露为主，此时碳信息披露对企业绿色创新的促进作用就变得不太明显。反之，对于未参与碳排放权交易的企业来说，提高碳信息披露质量将发挥更为显著的信息增量效应以促进企业绿色创新，弥补环境规制缺失对企业绿色创新的不利影响。

综上可知，碳信息披露质量和碳排放权交易存在一定程度的替代关系。即相比参与碳排放权交易的企业，未参与碳排放权交易的企业提高碳信息披露质量对促进企业绿色创新的作用更强。据此，本文提出假设2。

H2：碳排放权交易与碳信息披露质量在促进企业绿色创新上存在替代关系。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

我国七个碳交易所集中建立在2013年下半年和2014年上半年，且企业自碳市场建立后对自身碳信息披露的重视程度显著提升，故本文以2014—2020年沪深A股高碳行业上市公司为样本进行研究。高碳行业的选择依据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》（发改办气候〔2016〕57号），涵盖石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力、航空八个试点行业，同时考虑到采掘业高污染、高能耗属性，因此本文将以上九大行业作为研究样本。碳信息披露质量根据上市公司年度财务报告、社会责任报告、环境报告手工整理。企业绿色专利数据根据世界知识产权组织发布的绿色专利IPC分类清单从国家知识产权局检索。其他数据均选自国泰安数据库。本文对原始数据做了如下处理：剔除晚于2014年上市的企业；剔除ST、*ST上市公司；剔除数据缺失的样本。最终得到2 016个观测值。为避免极端值对回归结果的影响，对所有连续变量进行上下1%缩尾处理。

（二）变量设定与模型设计

1.变量设定

（1）被解释变量。考虑到绿色专利申请数量呈右偏分布，因此本文参考李青原等[10]的做法，使用绿色专利申请量加1后取自然对数来衡量企业绿色创新水平。

（2）解释变量。本文参考陈华等[13]、宋晓华等[2]的做法确定了多维碳信息披露质量指标体系，详见表1。构建该指标体系的步骤如下：第一，借鉴Zhou et al.[14]的研究设定“碳、CO2、标准煤、碳排放、温室气体、气候变化、可持续、节能”等关键词，对企业年报、社会责任报告、环境报告进行搜索；第二，根据二级关键词爬取“碳信息披露”相关语句并对其进行分类判决；第三，采用内容分析法获取指标数值，基于三值打分法从显著性、时效性、量化性进行评分，各二级指标在0至9分之间取值；第四，采用层次分析法和熵权法计算各指标的权重，将企业各年度碳信息披露质量分值与对应指标权重相乘后加总，并换算为百分制，最终得到企业各年度碳信息披露质量（CID）。CID 越高，表明企业碳信息披露质量越高。此外，本文采用Cronbach α系数对该指标体系进行信度检验，结果显示Cronbach α系数为0.78，表明各指标具有较好的一致性，可进行后续研究。

（3）调节变量。本文参考谈多娇等[15]的做法，构造企业参与碳排放权交易的虚拟变量（ETS），若企业某年度被纳入试点碳排放权交易市场重点控排企业名单，ETS取值为1，否则取值为0。

（4）控制变量。基于已有研究，本文主要控制公司规模、资产负债率、公司年龄、资产收益率、成长能力、现金持有、独立董事比例、股权集中度和董事会规模，同时控制年度和行业固定效应。

具体变量定义如表2所示。

2.模型构建

为验证H1与H2，本文分别设定了如下模型：

Gpatent=α0+α1CID+∑Control+∑Year+∑Ind+ε （1）

Gpatent=β0+β1CID+β2ETS+β3CID×ETS+∑Control+∑Year+∑Ind+ε（2）

四、实证结果分析

（一）描述性统计与相关性分析

表3是主要变量的描述性统计结果。企业绿色创新（Gpatent）的均值为1.755，标准差为0.935，最小值为0，最大值为2.996，说明不同企业的绿色创新水平存在一定差异。碳信息披露质量（CID）的均值为21.720，标准差为13.017，最小值为0，最大值为57.113，说明各企业碳信息披露质量差距较大，且存在部分企业尚未开展碳信息披露的情况，表明在满分为100分的情况下，样本企业碳信息披露质量在整体上有较大提升空间。碳排放权交易（ETS）的均值为0.028，标准差为0.164，意味着目前参与碳排放权交易的企业还较少。此外，本文对主要变量进行了相關性分析，碳信息披露质量与企业绿色创新在5%的水平上显著正相关，初步支持H1。各变量间相关系数绝对值均小于0.7，表明变量间不存在多重共线性问题。受篇幅限制，未列示相关性分析结果。

（二）多元回归分析

表4报告了模型1和模型2的多元回归结果。列（1）结果表明，碳信息披露质量（CID）与企业绿色创新的回归系数为0.080，在1%的水平上显著，说明碳信息披露质量与企业绿色创新水平存在显著正相关关系，即提高碳信息披露质量会促进企业实施绿色创新活动，结果支持H1。列（2）为碳排放权交易调节效应的回归结果，由表4可知，碳排放权交易（ETS）会显著促进企业绿色创新水平的提升，碳信息披露质量与碳排放权交易的交乘项（CID×ETS）系数在1%水平上显著为负，说明碳排放权交易与碳信息披露质量在企业提高绿色创新水平上存在替代效应，即相比参与碳排放权交易的企业，未参与碳排放权交易的企业提高碳信息披露质量对企业绿色创新水平的提升作用更强，验证了H2。目前，我国参与碳排放权交易的企业较少，在绝大多数企业还未被纳入碳市场重点控排企业名单的情况下，提高企业碳信息披露质量可以弥补环境规制缺失对企业绿色创新的不利影响。因此，未参与碳排放权交易的企业更应通过高质量的碳信息披露传递更多信息，以获取更多的资金支持从而提升绿色创新水平。

（三）稳健性检验与内生性处理

1.稳健性检验

（1）更换回归模型。李春涛等[16]认为，存在企业专利数大量为零的情况，用最小二乘法计算得到的结果可能会有偏差，因而采用Tobit模型重新进行回归分析。进一步的，由于绿色专利申请量是非负整数的计数变量，因此本文参考王亚男等[17]的研究，直接以绿色专利申请量作为被解释变量，分别采用负二项回归、零膨胀泊松回归进行检验。实证结果如表5列（1）至列（6）所示，除回归系数大小发生变化外，研究结论保持不变。

（2）更换因变量衡量方式。本文使用绿色专利授权数加1的自然对数来衡量企业绿色创新水平，重新检验前文假设。表5列（7）与列（8）显示，模型1中碳信息披露质量的回归系数为0.063，在1%水平上显著，模型2中交乘项的系数显著为负，因此，本文研究结论具有稳健性。

2.内生性处理

（1）工具变量法。为进一步排除反向因果关系造成的内生性问题，本文借鉴谢德仁等[18]的做法，工具变量选用同一省份其他企业当年碳信息披露质量均值，并采用两阶段最小二乘法（2SLS）回归。第一阶段F值远大于10，通过了弱工具变量检验；第二阶段的结果表明，考虑内生性问题后研究结论并未发生改变。

（2）Heckman两步法。本文利用Heckman两步法模型来克服可能存在的样本选择性偏误对研究结论的干扰。针对企业是否进行碳信息披露构建第一阶段的Probit模型，然后计算逆米尔斯比率（IMR），对样本自选择导致的内生性进行控制。实证结果显示，在考虑自选择效应后本文研究结论依然成立。

（3）GMM动态面板回归。为排除企业绿色创新序列相关问题的干扰，本文纳入滞后一期的被解释变量构成动态面板模型进行GMM估计。表6列（5）显示，碳信息披露质量的回归系数依旧在1%水平上显著为正。此外，AR（2）与Sargan检验的P值分别为0.123与0.694，表明不存在二阶序列自相关问题，且选取的工具变量有效，研究结论具有稳健性。

五、异质性分析

（一）地区差异

为考察碳信息披露质量对企业绿色创新影响效应的地区异质性，本文按照公司注册地所在省份，将原样本划分为东部、中部、西部地区企业三个子样本进行分组回归检验。表7列（1）至列（3）的回归结果显示，碳信息披露质量的提升促进了中东部地区企业开展绿色创新活动，而未对西部地区企业实施绿色创新产生显著影响。造成这一差异的原因可能是，中部和东部地区拥有较丰富的人才、技术和资金储备，监管体系相对完善，能够引导企业进一步提高企业碳信息披露质量，对企业绿色创新发挥更显著的促进作用，而西部地区创新资源相对稀缺，低碳治理力度相对较小，难以通过提高碳信息披露质量的方式提升企业绿色创新水平。

（二）企业技术整合能力

根据动态能力理论，技术整合能力能够帮助企业吸收并运用外部知识整合绿色创新要素，实现新旧技术资源的高效配置与协同效应，最终提高企业绿色创新水平。为检验碳信息披露质量对企业绿色创新的影响是否在技术整合能力不同的企业间存在差异，本文参考王锋正等[19]的研究，将企业研发人员占比作为企业技术整合能力的衡量指标。由表7列（4）可知，碳信息披露质量与企业绿色创新的回归系数在1%水平上显著为正，说明对技术整合能力强的企业而言，碳信息披露质量对企业绿色创新水平的提升具有显著促进作用；列（5）表明，该促进作用在技术整合能力较弱的企业中并不明显。

（三）企业规模

表7列（6）与列（7）报告了碳信息披露质量对不同规模企业绿色创新的影响。可以看出，碳信息披露质量对大规模企业和小规模企业的绿色创新水平均起到显著的促进作用，但在小规模企业样本中回归系数更大。进一步通过费舍尔检验判断组间是否具有显著差异，结果表明经验P值显著，即提高碳信息披露质量对于小规模企业绿色创新的促进作用更强。原因可能是，规模较小的企业面临的逆向选择和融资约束问题更严重，阻碍企业创新活动的开展，因而提高碳信息披露质量将提升企业绿色创新水平。而规模较大企业凭借雄厚的研发资金和众多技术人员得以提高对新产品和新技术的议价能力，增加获取绿色创新垄断利润的机会，加强绿色创新意愿，由此便会弱化碳信息披露质量对企业绿色创新的促进作用。

六、研究结论与政策建议

近年来，随着绿色发展理念和可持续发展理念逐渐深入人心，企业在碳信息披露方面的表现备受重视。在此背景下，本文基于2014—2020年A股高碳行业上市公司数据，实证检验了碳信息披露质量对企业绿色创新的影响，以及碳排放权交易发挥的调节作用。研究发现：我国高碳行业上市公司碳信息披露质量在整体上有较大提升空间，提高碳信息披露质量能促进企业实施绿色创新活动；碳排放权交易与碳信息披露质量在促进企业绿色创新上存在替代关系，且经稳健性检验和内生性处理后研究结论仍然成立。异质性分析发现，对于中东部地区企业、技術整合能力强的企业、规模较小的企业而言，碳信息披露质量对企业绿色创新促进作用更强。

基于以上结论，本文提出如下政策建议：现阶段，中国正处于实现“碳达峰”“碳中和”目标的关键时期，在国家大力倡导绿色低碳循环发展的背景下，高碳行业上市公司，特别是尚未被纳入碳市场的企业，应当格外重视碳信息披露在绿色创新水平提升过程中的作用，及时、全面、准确地披露更多对利益相关者决策有实质性帮助的信息，从而有利于企业高质高效地实施绿色创新活动，实现企业低碳可持续发展，最终提升企业长期竞争力。对政府部门而言，首先，应进一步规范碳信息披露准则，统一碳信息披露框架，督促企业披露的碳信息内容与质量符合环境制度规定，降低政府监管成本；其次，需加强对碳市场的管理和引导，充分激发企业开展绿色创新活动的主动性，提高研发效率；最后，要尽快建立企业开展绿色技术长期投资的制度环境，通过加大知识产权保护、建立研发交流中心等措施，激励企业尤其是西部地区企业、技术整合能力较弱企业、规模较小的企业，加快提升绿色创新水平，有效降低碳排放。

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