碳信息披露的绿色创新效应研究

徐辉 付月 李艺

收稿日期：2023-11-01

基金项目：国家社会科学基金青年项目“共同富裕视域下区域创新要素配置评价与优化研究”（22CJY042）；浙江省自然科学基金探索项目“适宜性技术选择、技术进步偏向与创新要素配置优化：理论机制及对策研究”（LY23G030006）

作者简介：焦翠红（1988—），女，河南安阳人，副教授，博士，研究方向：宏观经济统计分析；

王龙芝（2000—），女，山东聊城人，硕士研究生，研究方向：宏观经济统计分析；

张 驰（2001—），女，浙江杭州人，经济学学士，研究方向：宏观经济统计分析。

[摘 要：文章基于信号传递理论和合法性理论，利用2013—2022年A股制造业上市公司的相关数据，实证检验碳信息披露的绿色创新效应。研究发现：碳信息披露具有显著的绿色创新效应，主要表现为绿色专利数量和质量同步显著提升，且专利结构实现了优化；缓解融资约束和资本更新是碳信息披露绿色创新效应的传导机制；碳信息披露的绿色创新效应在民营企业、重污染企业、低碳排放地区和低环境规制强度地区更显著；唯有实质性绿色创新才能提升制造业企业经济绩效和环境绩效，且碳信息披露可以强化这一激励效应。研究结论为评估碳信息披露制度的运行效果提供了新视角，也为驱动制造业企业绿色发展提供了新思路。

关键词：碳信息披露；绿色创新；资本更新；产权性质；环保属性

中图分类号：X322；F425；F273.1  文献标识码：A文章编号：1007-5097（2024）07-0027-12      ]

Study on the Green Innovation Effects of Carbon Information Disclosure

XU Huia， FU Yuea， LI Yib

（a. School of Accounting; b. Institute of Chengdu-Chongqing Economic Circle Development，

Chongqing Technology and Business University， Chongqing 400067， China）

Abstract：Based on signaling theory and legitimacy theory， this paper empirically examines the green innovation effect of carbon information disclosure using data from A-share-listed manufacturing companies between 2013 and 2022. Research findings： Carbon information disclosure has a significant green innovation effect， mainly manifested in the substantial improvement in both the quantity and quality of green patents， as well as the optimization of the patent structure. Alleviating financing constraints and capital renewal are the transmission mechanisms of green innovation effects in carbon information disclosure. The green innovation effect of carbon information disclosure is more pronounced in private enterprises， heavily polluting enterprises， low-carbon emission regions， and areas with low environmental regulation intensity. Only substantive green innovation can improve economic performance and environmental performance of manufacturing enterprises， and carbon information disclosure can reinforce this incentive effect. The research conclusions provide a new perspective for evaluating the effectiveness of carbon information disclosure policies and offer new insights for driving the green development of manufacturing enterprises.

Key words：carbon information disclosure; green innovation; capital renewal；property rights nature；environmental attributes

一、引 言

改革开放以来，中国制造业实现了跨越式发展，但传统制造业高污染、高能耗的粗放式发展模式也导致了严重的环境污染问题。据统计，中国制造业28个子行业能源消费量由2000年的6亿吨标准煤骤升到2017年的近20亿吨标准煤，增幅高达2.30倍，同期二氧化碳排放量也增长了2.36倍［1］。为此，中国政府推出了一系列环境规制政策。2011年起，相继在北京、上海、天津、重庆、湖北、广东、福建和深圳开展区域碳排放权交易试点工作。2021年，全国性碳排放权交易市场正式启动，标志着高耗能、高排放等重点管制行业的“降碳减排”力度进一步加大，持续纵深推进低碳转型进程。随着碳市场发展日益成熟，利益相关者对碳排放等相关信息披露的诉求也越来越迫切［2］。

碳信息披露是企业向债权人、投资者等利益相关者披露其温室气体排放情况、减排方案和执行情况以及同气候相关的风险和机会等关键信息的活动［3-5］。早期文献主要研究碳信息披露现状及其诱因，以定性分析为主。2022年起施行的《企业环境信息依法披露管理办法》及其他环境规制政策详细规范了碳信息披露的格式准则要求、范围、内容以及部分关键指标，为量化分析碳信息披露提供了契机。一些研究基于组织合法性理论，厘清了碳信息披露的动机，主要包括规制性动机、道德性动机和利益性动机［6-8］。还有一些文献从资本成本、债券信用利差、风险溢价及市场反应等角度考察了碳信息披露的经济后果［5，9-11］。然而，鲜有文献考察碳信息披露的绿色创新效应。“波特假说”认为，有效的环境规制可以诱发创新补偿效应，进而激励企业进行技术创新。碳信息披露作为碳市场建设的核心组成部分，是企业赢得政府和社会公众认可、传递企业环境管理与经营状况的重要信息渠道，能够为企业创新营造稳定的外部环境，进而减少融资约束对制造业企业绿色创新活动的制约［12-13］。一些学者基于代理理论认为，碳信息披露可能是管理层用来掩饰负面信息的自利性工具，以“广告”和“工具”为导向的低效率、策略性绿色投资难以支撑企业开展实质性绿色创新活动［14-15］。碳信息披露是否具有绿色创新效应？若具有绿色创新效应，其传导机制又是什么？针对以上问题，本文利用2013—2022年A股制造业上市公司微观数据，首先实证检验碳信息披露的绿色创新效应，然后从融资约束和资本更新角度进行机制检验，最后从产权性质、环保属性、区域碳排放、环境规制、经济绩效和环境绩效层面进行异质性分析和经济后果分析。

本文可能的贡献体现在：①加深对碳信息披露制度运行效果的理论认知。在环境治理上升到国家发展战略层面的背景下，探究碳信息披露影响制造业企业绿色创新的作用机理成为极具中国特色且有现实意义的学术命题。已有研究主要从资本成本、风险以及业绩表现等角度考察碳信息披露的效果，而本文基于信号传递理论和合法性理论的双重视角，从融资约束和资本更新两个角度诠释碳信息披露有助于制造业企业积极推进绿色创新活动，是对碳信息披露经济后果相关研究的有益延伸。②从显著性、时效性、可靠性、量化性四个维度构建碳信息披露指标体系，为客观评估碳信息披露制度的运行效果提供新方法。本文利用文本分析法，从年报、社会责任报告、环境报告中提取有关“碳信息”的关键词，设定评分标准并计算得出碳信息披露评价指数，为实证分析碳信息披露的绿色创新效应提供经验数据。③揭示碳信息披露的绿色创新效应在不同产权性质和环保属性的企业中存在显著差异，以及企业采取差异化的措施，这一发现对增强碳信息披露政策的实施效果具有重要意义。

二、理论分析与研究假设

中国正处于产业转型升级的重要战略机遇期，依托绿色创新，制造业企业可以实现跨越式发展［16-17］。碳信息作为重要的非财务信息，反映了制造业企业“降碳减排”的绿色治理成果。制造业企业积极披露碳信息，有助于赢得利益相关者认可、传递企业环境管理和经营状况的重要信息，会对绿色创新产生重要影响［3，5，18］。

根据信号传递理论，碳信息披露有助于解决企业与债权人、投资者等外部利益相关者之间的信息不对称问题，减少融资约束对制造业绿色创新活动的束缚。通常来说，绿色创新活动高风险、高投入、长周期的特性会提高债权人、投资者等外部利益相关者对信息不对称的敏感度，导致企业外部融资压力增大［19-20］。而碳信息披露使利益相关者不再处于信息劣势，增强利益相关者向企业提供资金的意愿，降低了资本成本，进而改善企业外部融资环境，提高资金流转效率，缓解融资约束问题［11，13］。从投资者角度看，碳信息披露能够向其释放企业“减碳”意愿以及良好的碳绩效等利好信号，降低投资者对碳风险的预期值，提升投资者信心，进而增强投资意愿，降低权益融资成本［21］。从债权人角度看，碳信息是第三方评级机构进行碳风险评级的关键信息，也是银行等金融机构信贷审批的关键决策依据。债权人可以通过碳信息披露掌握企业应对国家低碳战略的决策及相应的“降碳”行动方案，及时捕捉碳排放、碳绩效等关键信息，进而降低自身风险溢价，削减债务融资成本［22-23］。

随着碳监管持续向纵深推进，碳信息披露规范也日益详细和明确。基于合法性理论，制造业企业迫于合法性压力，倾向于通过资本更新（1）推进绿色创新活动。《企业环境信息依法披露管理办法》等碳信息披露规范作为环境监管的正式制度，既明确碳信息披露的具体内容与口径，又规定信息需量化且可比，说明制造业企业面临巨大的社会压力和合法性威胁［24］。因此，在碳监管趋严的情境下，碳信息披露会倒逼制造业企业引进更先进的环保设备，打造绿色工艺流程，进而驱动企业绿色创新由被动治理转向主动防治［25-26］。现有研究表明，绿色创新有助于提升投资者对制造业企业“降碳减排”的信心，降低其对企业碳排放的负面预期，使得制造业企业为迎合投资者的“绿色”诉求而选择绿色创新战略［11，27］。此外，绿色创新不仅可以赋能制造业企业节能减排，还能培育“绿色”竞争优势，进而激励制造业企业主动推进绿色创新项目［28］。

综上，作为非财务信息，碳信息能缓解企业与外部利益相关者之间的信息不对称，有助于降低碳风险预期和风险溢价，进而缓解制造业企业绿色转型过程中的资金约束，助推其绿色创新活动。基于上述分析，本文提出假设1a。

H1a：碳信息披露有利于驱动制造业企业绿色创新。

碳信息披露会引起监管部门关注，导致企业合规成本上升，资本成本增加，对企业绿色创新产生不利影响。企业为应对气候变化作出的碳管理活动会使其生产性投资机会减少，短期内会削弱自身竞争优势，从而降低企业市值［6］。Lee等（2015）［29］认为，投资者通常将企业自愿披露的碳信息视为“坏”信息，并预期企业未来会为碳管理活动投入高昂的成本；吴育辉等（2022）［11］也提出，企业可能因披露碳信息而招致气候变化敏感者的诉讼，较高的诉讼风险导致投资者提高风险溢价。此外，环保部门也可能根据披露的碳信息开展调查，造成企业合规成本增加。

基于代理理论，碳信息披露可能是管理层用来掩饰负面信息的自利性工具，难以驱动制造业企业进行实质性绿色创新。碳信息披露规范明确规定了环保投资、技术升级以及环保设施配置等环节的具体措施，为管理层策略性地利用碳信息“塑造”良好的企业声誉或提升管理者个人声誉提供了契机［14］。管理者可能会因不可分散的被解雇风险而表现出比股东更强的风险厌恶态度，而高风险特性可能会导致管理者放弃绿色创新项目［28］。同时，管理者薪酬、被并购风险以及股价走势取决于企业短期业绩表现，这也可能导致管理者选择有短期收益的投资项目，甚至放弃绿色创新等资金周转期限较长的绿色投资项目［30］。因此，管理者有动机实施策略性的碳信息披露，以实现“广告效应”，提升合法性，但以“广告”和“工具”为导向的低效率绿色投资难以驱动实质性绿色创新。基于上述分析，本文提出假设1b。

H1b：碳信息披露会抑制制造业企业绿色创新。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

2013年，我国碳交易试点拉开了序幕，碳信息披露开始引起利益相关者的高度重视。充分、有效披露碳信息相关数据是客观评估制造业企业“降本减排”行动实际成效的前提。本文以2013—2022年A股制造业上市公司为研究对象，剔除金融保险类、环保业务类、ST类、*ST类和数据缺失的样本，最后得到15 826个有效的“公司－年度”观测值。碳信息相关数据来源于公司年报、社会责任报告、ESG报告以及环保局网站，并经手工收集整理得到；绿色专利数据源自国家知识产权局网站和世界知识产权组织（WIPO）官网，并通过专利号匹配得到；其他数据主要来自CSMAR和Wind数据库。此外，本文对所有连续变量进行了1%和99%分位上的缩尾处理。

（二）变量定义

1. 企业绿色创新

参照李青原和肖泽华（2020）［31］的研究思路，本文采用绿色专利申请数刻画企业绿色创新行为（TG），主要包含三个度量指标：企业当期专利申请数加1的自然对数（TGT），以刻画企业绿色创新的整体水平；企业当期发明专利申请数加1的自然对数（TGI），以刻画企业绿色创新质量，表征企业实质性绿色创新行为；企业当期实用新型专利申请数加1的自然对数（TGN），以刻画企业绿色创新数量，表征企业策略性绿色创新行为。

2. 碳信息披露

本文采用内容分析法衡量企业碳信息披露水平，从形式和实质两个维度进行评分，借鉴宋晓华等（2019）［32］的研究思路，构建碳信息披露指标体系，具体见表1所列。首先，在年报、社会责任报告、环境报告中搜索“碳”“温室气体”“二氧化碳”“标准煤”“碳排放”“可持续”以及“节能”等关键词，据此提取涉及“碳信息”的相关表述文字，并对其进行分类和判定；其次，按照《企业会计准则——基本准则》中会计信息质量特征的规定，从显著性、时效性、可靠性、量化性四个维度设定评分标准，并采用内容分析法计算指标得分，各项指标的得分范围为0～11；最后，运用层次分析法和熵权法计算各指标的权重，将其与碳信息披露评价指标得分进行加权求和，并换算成百分制，最终获得碳信息披露评价指数（CID）。信度检验结果显示，Cronbach α系数为0.82，说明各指标具有较好的一致性。

3. 控制变量

参照万攀兵等（2021）［33］的研究，本文选取以下变量作为控制变量（Controls）：公司规模（Size），采用企业总资产的自然对数表示；公司年龄（Age），采用报告期与上市年份的差值加1的自然对数表示；企业资本密度（Fixed），采用人均固定资产净额的自然对数表示；企业员工劳动生产率（Sales），采用企业人均营业收入的自然对数表示；企业成长性（Growth），采用企业营业收入同比增速表示；资产负债率（Lev），用于控制企业资本结构对企业创新的影响；现金资产比率（Cash），采用现金资产占企业总资产比率表示，用于控制持有现金对企业创新的影响；资产收益率（ROA），用于度量企业盈利状况；产权性质（Own），依据最终控制人性质，若为国有企业，则取值为1，否则取0；董事会规模（Board），采用董事会人数的自然对数表示；研发支出（RD），采用当年研发费用与期末总资产的比值表示；机构投资者持股比例（INT），采用机构投资者持股占公司股票总数的比率表示；产品市场竞争（HHI），采用赫芬达尔指数表示；外部信息环境（IE），采用分析师跟踪人数加1的自然对数表示。

（三）模型设定

为考察碳信息披露的绿色创新效应，本文借鉴万攀兵等（2021）［33］的研究，构建基准模型如下：

[TGit=α0+α1CIDit+α2Controlsit+∑Yeart+∑IDi+εit] （1）

其中：被解释变量TG表示制造业绿色创新；解释变量CID表示碳信息披露；Controls表示控制变量集，主要包括公司规模（Size）、公司年龄（Age）、企业资本密度（Fixed）、企业员工劳动生产率（Sales）、企业成长性（Growth）、资产负债率（Lev）、现金资产比率（Cash）、资产收益率（ROA）、产权性质（Own）、董事会规模（Board）、研发支出（RD）、机构投资者持股比例（INT）、产品市场竞争（HHI）、外部信息环境（IE）；i表示企业；t表示年度；[α0]为截距项；[α1、α2]表示相应变量的回归系数；Year和ID分别表示可能存在的年度、行业效应；[εit]表示随机误差项。此外，所有回归分析均对公司代码进行聚类分析（Cluster），并采用Robust调整标准误。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计结果

主要变量的描述性统计结果见表2所列。结果显示，碳信息披露（CID）的均值为42.272，最大值为89.282，最小值为0.000，表明制造业企业碳信息披露质量整体欠佳，且分布不均衡，差异较大。同时，制造业企业绿色创新的代理变量TGT、TGI、TGN的均值分别为2.425、1.086、1.292，表明制造业企业绿色创新水平总体偏低，亟须加速推进制造业企业绿色转型进程。产权性质（Own）的均值为0.585，说明58.5%的样本公司具有国有属性。

（二）碳信息披露绿色创新效应的检验

碳信息披露绿色创新效应的检验结果见表3所列。列（1）、列（2）结果显示，控制一系列相关变量后，碳信息披露（CID）的回归系数在1%的水平上显著为正，说明碳信息披露有助于增加制造业企业绿色专利申请数。列（3）、列（4）结果显示，控制一系列相关变量后，碳信息披露（CID）的回归系数为0.162，且在1%的水平上显著，说明碳信息披露有助于增加制造业企业绿色发明专利申请数，且在统计意义和经济意义上均显著。列（5）、列（6）结果表明，碳信息披露有助于增加制造业企业绿色实用新型专利申请数。综上，碳信息披露具有显著的绿色创新效应，H1a得到验证。

控制变量方面，公司规模（Size）、现金资产比率（Cash）以及资产收益率（ROA）均能显著正向影响制造业企业绿色创新，原因在于：一方面，企业规模越大，通常信息透明度越高，其融资成本也越低，融资压力相对较小；另一方面，现金资产比率和资产收益率越高，说明企业内部持有现金越多，盈利能力越强，可以为高风险、高投入、长周期的绿色投资项目持续提供资金支持。产品市场竞争（HHI）的估计系数显著为负，由于采用赫芬达尔指数衡量的产品市场竞争是反向指标，说明产品市场竞争对制造业企业绿色创新有正向影响。

（三）稳健性检验

1. 内生性问题处理：工具变量法

影响制造业企业绿色创新的因素众多，而模型中尚未控制的公司特征变量可能会同时影响碳信息披露和制造业企业绿色创新。为此，本文采取工具变量法解决内生性问题，借鉴Miller和Skinner（2015）［34］的研究，选取除目标企业外的同行业碳信息披露平均值（IMCID）作为碳信息披露（CID）的工具变量。事实上，除目标企业外的同行业碳信息披露的年度均值（IMCID）与单个企业的碳信息披露（CID）具有一定的趋同性，但直接影响单个企业绿色创新活动的可能性较小。

表4中“弱工具”变量检验结果显示，F值为426.56，远大于经验值10，P值接近于0，说明不存在“弱工具”变量问题。Hansen J统计量的P值均显著大于10%，说明接受“不存在过度识别”的原假设，工具变量（IMCID）满足相关性和外生性，具体检验结果见表4所列。结果显示，通过第一阶段回归分析得到的碳信息披露预测变量（PCID）与制造业企业绿色创新显著正相关，与前文结果相一致。可见，在控制内生性问题后，前文结论依然稳健。

2. 其他稳健性检验

为增强研究结论的稳健性，本文进一步作如下稳健性检验。

（1）变更绿色创新的度量指标。考虑专利授予过程中存在诸多不确定性因素以及制造业企业绿色创新活动的长周期特征，本文将第T期至第T+2期专利申请数依次加总并作为因变量，重新估计原有模型，结果见表5列（1）。可以看出，碳信息披露（CID）的回归系数在1%的水平上显著为正，前文结论得到支持。

（2）控制时间趋势。前文基准模型均假定宏观政策实施效果在样本区间内保持前后一致，实际情况可能不同。为尽量削弱宏观政策变化对制造业企业绿色创新的影响，本文引入年度虚拟变量（Year）与碳信息披露（CID）的交互项（CID×Year）。表5列（2）结果显示，加入交互项后，碳信息披露（CID）的回归系数依然在1%的水平上显著为正，且交互项（CID×Year）的回归系数在统计上并不显著。

（3）考虑2015年1月1日起施行的“新环保法”，以此为时间节点，将样本划分为两组子样本，重新估计，结果见表5列（3）、列（4）。可以看出，碳信息披露（CID）的回归系数均在1%水平上显著为正，两组子样本的回归结果并无显著差异。可见，考虑“新环保法”这一外生冲击后，结论依然稳健。

（4）排除区域层面相关因素的干扰。碳信息披露可能与区域经济发展水平及法制水平等存在较强相关性，可能是因为以上因素而非碳信息披露在促进企业绿色创新方面发挥了真正作用，因此本文进一步控制地区人均GDP（GDP）、法律环境（LAW）及金融发展水平（FD）等相关变量，以排除干扰，结果见表5列（5）。可以看出，结果并无实质性改变。

综上，检验结果与前文结论保持一致，表明前文结论是稳健的。

（四）进一步讨论

前文实证结果表明，碳信息披露具有显著的绿色创新效应，这与李青原和肖泽华（2020）［31］等学者的观点一脉相承。合法性理论和信号传递理论是国内外学者进行相关研究的重要理论依据，企业披露碳信息可能是迫于合法性压力，也可能是为了引起投资者关注，但均会受利益相关者低碳需求的影响。考虑合法性理论的社会整体性和信号传递理论的自愿披露性，本文从外部压力和内生动力两个角度厘清企业碳信息披露的动机。在合法性理论框架下，前期文献认为，企业的目标是追求股东财富最大化，会计利润是衡量企业合法性的重要标准。在此基础上，后续研究更关注企业的多元化需求。随着“双碳”目标上升为国家战略，气候风险逐渐引起利益相关者高度关注，企业应对气候风险的能力成为其能否获得合法性地位的重要影响因素。碳信息披露作为企业获得合法性地位的有效手段，能够影响利益相关者对企业合法性的感知。现阶段，中国绿色低碳转型工作正稳步推进，成效初显。企业是“降碳减排”的微观市场主体，如何激励其主动披露碳信息，显得至关重要。

已有研究表明，环境政策是激励企业环境技术创新的重要驱动力［16，25］。中国环境规制强度日益提高，利益相关者通过契约关系向企业传导合法性压力的动机随之增强。企业通常会以披露碳信息的方式向政府、社区等利益相关者表明其贯彻低碳转型政策的决心，以降低碳履约风险。因此，从外部压力角度看，碳信息披露是企业出于非经济性动机，以满足其合法性需求为目的的被动式环境治理行为。

从内生动力角度看，企业披露碳信息具有经济性动机。信号传递理论认为，碳信息披露是传递企业环境管理信息的有效渠道，可以展示企业低碳转型和可持续发展能力，树立企业低碳环保形象，进而引起资本市场的正向反馈，增强利益相关者向企业提供资金的意愿，从而改善外部融资环境。遵循上述逻辑，本文证实了碳信息披露的绿色创新效应。制造业企业绿色创新需要重新设计生产流程、升级环保技术以及调整经营模式，这些转变通常需要大量的绿色投资。因此，碳信息披露是企业出于经济性动机的主动式环境治理行为，目的在于获取竞争性资源。

此外，前文基于代理理论提出的“碳信息披露会抑制制造业企业绿色创新”，并未得到实证结果支持。随着制造业企业绿色低碳转型进程向纵深推进，环境规制趋严，企业环境违法成本日益提高，在一定程度上压缩了管理层利用碳信息披露实施策略性行为的空间，进而遏制了企业策略性披露碳信息的机会主义行为，即代理动机被抑制［32］。

综上，经济性动机是为了获取竞争性资源，实现价值增值，而非经济性动机以满足合法性需求为目的。因此，本文立足于合法性理论和信号传递理论，从外部压力和内生动力两个层面揭示企业碳信息披露兼具经济性动机和非经济性动机，既是对以往文献的有益补充，也加深了对企业碳信息披露动机的理解。

五、拓展性分析

（一）机制检验

前文实证结果表明，碳信息披露具有显著的绿色创新效应，这为实现“碳中和、碳达峰”的目标提供了新思路，但前文仅刻画了碳信息披露对制造业企业绿色创新的影响，本文将进一步厘清碳信息披露作用于制造业企业绿色创新的中间传导机制。

碳信息作为非财务信息，是利益相关者评估企业履行社会责任的态度及环境治理水平的重要指标。以银行为主导的中国金融体系对企业设置了绿色屏障，引导资金流向绿色产业。碳信息披露有助于企业获取利率更低、期限更长的银行贷款，缓解融资约束压力。同时，碳信息披露会引起利益相关者对企业的高度关注，推动制造业企业进行生产侧的技术改造以实现绿色转型。基于上述分析，本文从两个渠道进行机制检验。

1. 融资约束渠道

为检验碳信息披露是否通过缓解融资约束压力驱动制造业企业绿色创新，本文借鉴孙雪娇等（2019）［35］的研究思路，选取SA指数衡量制造业企业面对的融资约束，计算方式如下：

[SAit=-0.737×Sizeit+0.043×Size2it-0.04×Ageit] （2）

其中：Size表示公司规模，采用企业总资产的自然对数表示；Age表示公司年龄，采用报告期与上市年份的差值加1的自然对数表示；SA指数是正向指标。

表6列（1）报告了碳信息披露影响融资约束的检验结果。可以看出，碳信息披露（CID）的回归系数为负，且在1%的水平上显著，说明碳信息披露有助于缓解制造业企业融资约束压力。同时，缓解融资约束压力可以为制造业企业绿色创新活动提供资金保障［31］。可见，缓解融资约束是碳信息披露驱动制造业企业绿色创新的中间传导机制。前文假设1b认为，企业主动披露的碳信息会引起监管部门的密切关注，投资者和债权人等关键利益相关者通常会将其视为利空信号，进而导致企业合规成本和融资成本增加，破坏企业绿色创新的外部融资环境。表6列（1）的结果表明，碳信息披露可以缓解融资约束，H1b未得到验证。

2. 资本更新渠道

为检验碳信息披露是否通过资本更新驱动制造业企业绿色创新，借鉴万攀兵等（2021）［33］的研究思路，本文从投资、折旧以及资本生产率三个角度捕捉和反映制造业企业资本更新，检验结果见表6所列。

表6列（2）结果显示，碳信息披露（CID）的回归系数显著为正，说明碳信息披露有助于制造业企业加大固定资产总投资。在列（3）、列（4）中，进一步将固定资产总投资细分为生产经营用（MFIX）和非生产经营用（NFIX）两类，结果表明，碳信息披露更有利于制造业企业增加生产经营用固定资产总投资。列（5）、列（6）结果显示，碳信息披露不仅可以显著增加制造业企业折旧（DEP），还能显著提高制造业企业折旧率（DEPR）。此外，列（7）结果显示，碳信息披露有助于提高制造业企业资本生产率（KEF）。

上述结果表明，碳信息披露不仅可以加快制造业企业资本投资和折旧，还能提高资本生产率，即碳信息披露有助于制造业企业加速资本更新。通过生产设备更新实现先进生产技术改造一直是中国制造业提高生产率和绿色转型的重要路径［3，33］。可见，资本更新是碳信息披露驱动制造业企业绿色创新的又一中间传导机制。

综上，缓解融资约束和资本更新是碳信息披露绿色创新效应的中间传导机制。

（二）异质性分析

1. 产权性质影响

承前所述，碳信息披露具有显著的绿色创新效应，但对国有企业和民营企业的效应可能存在显著差异。一方面，国有企业与政府间的“天然联系”赋予国有企业诸多优势，如政府补贴、税收优惠等，而民营企业为了增强市场竞争力不得不积极打造绿色品牌，塑造良好企业形象，提升社会认可度，以吸引客户，赢得政府资金与政策扶持。因此，民营企业更有动机披露碳信息并采取行之有效的环境管理模式以实现绿色转型。另一方面，国有企业不仅要积极参与环境治理，还要承担社会就业、文化建设等社会责任，加之国企高管的“寻租”行为会诱发代理冲突，这些均会稀释绿色创新为企业带来的经济效益，一定程度上削弱了碳信息披露对制造业企业绿色创新的激励效应。因此，基于上述理论分析，本文预期，碳信息披露的绿色创新效应在民营企业中更显著。

为了验证上述理论预期，依据最终控制人性质，本文将样本划分为国有企业和民营企业两组子样本，并分别进行回归，检验结果见表7所列。列（1）、列（2）结果显示，国有企业样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.155，且在10%的水平上显著，而民营企业样本组的碳信息披露（CID）回归系数为0.182，且在1%的水平上显著。同时，组间差异Chow检验的经验P值为0.012，且在5%的水平上显著，说明碳信息披露的绿色创新效应在民营企业中更显著。

2. 环保属性影响

2016年以来，各级政府相继出台了一系列融资政策，旨在拓宽企业绿色低碳转型与资本市场投融资之间的绿色通道，引导竞争性金融资源流向绿色产业和环境友好型产业。现有研究表明，以银行为主导的中国金融体系，在配置资本时通常向绿色产业倾斜，并向其配置期限更长、规模更大的风险性贷款，以推动企业绿色创新发展［31］。可见，环保属性可能会影响制造业企业绿色创新活动。因此，本文预期，碳信息披露的绿色创新效应在重污染企业中更显著。

为验证上述理论预期，依据环保属性，本文将样本划分为重污染企业⑵与非重污染企业两组子样本，并分别进行回归，检验结果见表7所列。列（3）、列（4）结果显示，重污染企业样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.176，且在1%的水平上显著，非重污染企业样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.135，且在10%的水平上显著，组间差异Chow检验的经验P值为0.025，且在5%的水平上显著，说明碳信息披露的绿色创新效应在重污染企业中更显著。

3. 区域碳排放影响

中国地域辽阔，各地区资源禀赋、产业结构以及工业化水平均存在差异，导致人均碳排放也存在地区差异。在人均碳排放较低的地区，居民环保意识较强，企业披露的碳信息会引起投资者的广泛关注，进而缓解市场中的信息不对称，有利于引导资金流向绿色产业和环境友好型产业。据此，本文预期，碳信息披露的绿色创新效应在低碳排放地区更显著。

为验证上述理论预期，依据中国各省份人均碳排放平均值的中位数，本文将样本划分为高碳排放和低碳排放地区两组子样本，分别进行回归，检验结果见表7列（5）、列（6）。结果显示，低碳排放地区样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.096，且在1%的水平上显著，而高碳排放地区样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.065，且在统计上不显著，组间差异Chow检验的经验P值为0.002，且在1%的水平上显著。以上结果表明，碳信息披露的绿色创新效应在低碳排放地区更显著。

4. 环境规制影响

各地区法制环境、资源环境以及金融发展水平迥异，导致地区间环境规制强度存在一定差异，碳信息披露的信号强度也有所不同。在环境规制强度较高的地区，政府监管力度较大，对碳信息披露的要求也较高，碳信息披露通常被视为理所应当，这会削弱披露行为所传递的信号。在环境规制强度较低的地区，碳信息披露则多为自发行为，可向外界传递积极的减碳信号，更容易赢得利益相关者的资金支持和认可。据此，本文预期，碳信息披露的绿色创新效应在低环境规制强度地区更显著。

为验证上述理论预期，依据各城市工业固体废物综合利用率平均值的中位数，本文将样本划分为高环境规制强度和低环境规制强度地区两组子样本，分别进行回归，检验结果见表7列（7）、列（8）。结果显示，低环境规制强度样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.102，且在1%的水平上显著，而高环境规制强度样本组中碳信息披露（CID）回归系数为0.075，且在统计上并不显著，组间差异Chow检验的经验P值为0.004，且在1%的水平上显著。以上结果表明，碳信息披露的绿色创新效应在低环境规制强度地区更显著。

（三）经济后果分析

1. 碳信息披露对经济绩效的影响

前文研究发现，碳信息披露具有显著的绿色创新效应。技术创新成果能否转化为实际生产力取决于技术创新成果质量，即碳信息披露情境下的制造业企业绿色创新是实质性创新而不是策略性创新。为进一步考察碳信息披露对制造业企业创新成果实际转化效率的影响，本文借鉴吴超鹏和唐菂（2016）［36］的研究思路，构建模型如下：

[TFPit=β0+β1TGit+β2CIDit+β3TG×CIDit+β4Controlsit+∑Yeart+∑IDi+εit] （3）

其中：被解释变量TFP表示企业未来三年经营业绩（营业利润与总资产的比值）的平均值；TG×CID表示绿色创新与碳信息披露的交互项；i表示企业；t表示年度；[β0]为截距项；[β1-β4]表示相应变量的回归系数；其余变量定义不变。

碳信息披露影响经济绩效的检验结果见表8所列。列（1）结果表明，绿色创新有助于提高制造业企业经济绩效；列（2）结果显示，交互项（TG×CID）的回归系数在1%的水平上显著为正，说明碳信息披露可以强化绿色创新对制造业企业经济绩效的促进作用；列（3）、列（4）的结果同样证实了这一点；列（5）、列（6）结果显示，绿色创新（TG）、交互项（TG×CID）的回归系数在统计上并不显著，表明实用新型专利数量的显著增加并不能有效提高制造业企业经济绩效。

以上结果表明，绿色专利申请数特别是绿色发明专利申请数的显著增加有助于提高制造业企业经济绩效，但绿色实用新型专利申请并未创造价值。换言之，以迎合政策为导向的策略性绿色创新，降低了资源配置效率，难以创造价值，以技术升级为导向的实质性绿色创新才是创造价值的核心力量。

2. 碳信息披露对环境绩效的影响

为检验碳信息披露情境下制造业企业绿色创新是否客观反映其环境绩效，本文构建模型如下：

[EPit=β0+β1TGit+β2CIDit+β3TG×CIDit+β4Controlsit+∑Yeart+∑IDi+εit] （4）

被解释变量EP表示企业环境绩效，本文参照李慧云等（2021）［4］的研究方法，采用环境责任评分（3）加1的自然对数衡量企业环境绩效，其余变量定义不变。

表9报告了绿色创新影响环境绩效的检验结果。列（1）、列（2）结果表明，绿色专利数量增加有助于提升制造业企业环境绩效，且碳信息披露可以强化这一激励效应；列（3）、列（4）结果显示，绿色发明专利数量增加也会提升制造业企业环境绩效，且碳信息披露可以强化这一激励效应；列（5）、列（6）结果表明，绿色实用新型专利数量的显著增加并不能提升制造业企业环境绩效。可见，唯有实质性绿色创新才能提升制造业企业环境绩效，且碳信息披露可以强化这一激励效应。

六、研究结论与未来展望

（一）研究结论及建议

本文利用2013—2022年A股制造业上市公司相关数据，实证检验了碳信息披露的绿色创新效应。研究发现：碳信息披露具有显著的绿色创新效应，主要表现为绿色专利数量和质量同步提升，且专利结构实现了优化；缓解融资约束和资本更新是碳信息披露绿色创新效应的传导机制；碳信息披露的绿色创新效应在民营企业、重污染企业、低碳排放地区和低环境规制强度地区更显著；绿色发明专利有助于提高制造业企业经济绩效和环境绩效，且碳信息披露可以强化这一激励效应，但上述现象在绿色实用新型专利中并未观察到，即唯有实质性绿色创新才能提高制造业企业经济绩效和环境绩效，且碳信息披露可以强化这一激励效应。

根据研究结论，结合制造业企业绿色创新发展的现实需求，本文提出如下建议：

第一，完善企业碳信息披露制度，增加企业碳信息披露制度压力。进一步完善现行碳信息披露制度，主要从碳信息披露的责任、范围、质量、方式、程序以及鉴证等方面加以规范与引导，以提高碳信息披露质量。同时，构建社会参与环境保护的激励制度，赋予社会公众和组织环境知情权、参与权以及监督权，支持和鼓励社会公众和组织主动举报环境违法行为。

第二，确立环境责任机制，加大对环境违法行为的处罚力度。严厉的环境违法处罚，既增加企业环境违法成本，压缩企业通过环境违法行为获利的空间，又可以向市场释放污染企业具有“高环境风险”的信号，引导投资者关注企业环境表现，通过行政处罚与资本市场“惩罚”的并行机制约束和规范企业环境行为。

第三，在经济发展模式由要素驱动转向创新驱动的时代背景下，地方政府应从绿色低碳转型角度出发，以碳信息作为传递载体，坚持以生态保护为导向，实现地区经济结构的转型，为经济增长提供内在驱动力。环境治理与绿色创新并不相悖，理应发挥信息披露对资本市场的导向作用，合理引导资金流向，为制造业企业绿色创新活动营造稳定的外部融资环境。此外，政府部门可以考虑将环境因素纳入干部晋升考核范畴，以减少地方干部在任期内因过于关注短期利益而牺牲环境的行为。

（二）研究局限与未来展望

本文厘清了碳信息披露驱动制造业企业绿色创新的内在逻辑，但并未对碳信息披露的显著性、时效性、可靠性、量化性四个维度进行细分，未来可以进一步探究不同维度的碳信息披露对制造业企业绿色创新的长短期效应。此外，本文未考虑碳信息披露对制造业企业绿色创新可能存在的门槛效应，后续可以延续这一理论逻辑，进一步考察门槛效应的存在性及其作用机制。

注 释：

（1）资本更新指企业投资引进更先进的环保生产设备替代传统落后生产设备的过程，与“波特假说”强调的技术创新机制不同，是企业在环境规制下选择的一条更为渐进的技术改造路径。

（2）根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》和《上市公司环境信息披露指南》，本文将火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类行业界定为重污染行业。

（3）根据和讯网披露的环境表现评分，本文将环境绩效评分划分为10个部分，对各部分进行评分并加总，每个部分得分范围为0～6，最终形成企业环境绩效指标。

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［责任编辑：许 燕，夏同梅］

［DOI］10.19629/j.cnki.34-1014/f.231212015