是否強制監管對碳信息披露與融資約束的效果研究
——來自我國重污染行業的經驗證據

楊 潔， 喬宇潔

（湖南工業大學 經濟與貿易學院， 湖南 株洲 412000）

一、引言

2020 年9 月在第七十五屆聯合國大會上， 習近平總書記首次提出我國二氧化碳排放量將于2030 年前達到峰值，2060 年前實現碳中和。 之后多次在國際會議上表示，中國將持續推動綠色低碳轉型，積極應對全球氣候變化，決心走綠色低碳高質量發展道路。而這其中，企業是中國實現“碳達峰、碳中和”目標的關鍵主體。

對于碳排量大的重污染企業而言，“碳達峰、碳中和”可能會危及生存，但同時也是打開綠色投資市場的新機遇，企業需要通過再投資的方式創新綠色低碳的投融資模式。 因此，降低企業融資約束是實現企業綠色低碳轉型的關鍵因素［1］。 碳信息作為企業向外界傳遞應對氣候變化的結果指標［2］，能夠有效反映出企業是否有積極承擔治理大氣的社會責任。 從CDP 項目組2008 年向中國首次發出調查問卷時，100 家上市公司中僅有5 家企業填寫問卷， 到2019 年CDP 中國報告回復率達到42%，顯示我國對企業碳信息披露情況日益重視。

但眾多投資者對重污染企業的發展前景仍處于觀望狀態，加之國家對碳排放管控愈加嚴格，因此對重污染行業也提出了較高的融資約束［3］。 而這一過程中，市場的監管力度起到了重要作用。政府和媒體作為不同性質的市場監管者，在監管手段上有著強制與非強制之分。政府以法律為武器，從制度上控制企業活動；而媒體則以輿論為武器，從信譽上限制企業行為，它們分別代表了不同強度的市場監管，對企業施加不同程度的壓力，使企業在決策時充分考慮其他群體利益，主動承擔社會責任［4-5］。

那么政府和媒體對市場的監管是如何影響碳信息披露對企業融資約束效應的呢？ 基于此，本文以滬、深兩市A 股重污染行業上市企業為研究對象，通過實證研究對市場監管強度、碳信息披露與企業融資約束之間的關系展開討論， 一方面豐富有關碳信息披露方面的研究，另一方面為重污染企業有效緩解融資約束、加快低碳轉型升級提供借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）碳信息披露質量對企業融資約束的影響

企業披露碳信息為資本市場提供了重要的氣候變化數據，是氣候環境與經濟社會協調發展的重點參考指標。 從2008 年第一次CDP 項目中國報告發布至今，我國學術界對碳信息披露的研究越發重視。 從對社會責任報告披露研究開始，到近幾年信息披露與綠色融資研究的逐漸展開［6］，經過十多年來的探索，關于碳信息披露方面的研究也逐步成熟起來。

企業外部融資被約束主要來源于資本市場的信息不對稱［2］，關于碳信息披露與融資約束的研究，學界重點研究碳信息披露對融資約束的作用機理，通過不同影響路徑驗證碳信息披露對融資約束的影響。 其中，戴皓宇［7］、陳華等［1］、袁建輝和張靈靈［2］、彭瀟［8］等基于產權性質和行業屬性對碳信息披露與融資約束展開研究，鐘鳳英和劉宗燁［9］、宋曉華等［4］、李海婷［10］等基于會計穩健性、外部壓力、綠色技術創新等路徑對兩者間受用關系進行研究。 他們分別從不同視角、行業和方法對碳信息披露與融資約束的關系展開研究，結果均表明，企業提高碳信息披露水平有助于緩解融資約束。 基于以上分析，提出假設：

H1：碳信息披露質量與企業融資約束呈負相關關系。

（二）市場監管對碳信息披露與融資約束的調節作用

市場監管從程度上可以劃分為強制性監管和非強制性監管。 以政府為代表的市場強制監管，是基于合法性理論，通過宏觀調控實現企業的合法性目的［4］；以媒體為代表的市場非強制監管，基于信號傳遞理論通過輿論環境對企業進行施壓。 沈洪濤和馮杰［11］研究發現，政府監管和輿論監督可以提高企業環境信息披露質量。 喻坤等［12］認為政府對企業貸款方面的支持可以降低融資難度。王軍［13］指出，政府規制可以促進企業治理對碳信息披露水平的作用效果。宋曉華等［4］從公眾壓力角度出發，研究表明媒體宣傳報道可以約束企業社會責任行為，放大企業碳信息披露行為在市場中的影響程度。 可見，無論是強制的政府監管還是非強制的媒體監督對市場進行調控，在促進企業提升碳信息披露水平的同時影響企業籌資活動。 企業積極披露碳信息，從實際行動應對氣候變化，可以有效地減輕投資者對企業碳信息披露內容真實性的擔心［14］，從而緩解企業受到的融資約束。 基于以上分析，提出假設：

H2：政府監管在碳信息披露對企業融資約束效應中起調節作用；

H3：媒體監督在碳信息披露對企業融資約束效應中起調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文參考《上市公司行業分類指引》（2012 年修訂）、《上市公司環境信息披露指南》和《上市公司環保核查行業分類管理名錄》，選取采礦業、食品制造業、酒、飲料和精制茶制造業、紡織業、造紙及紙制品業、石油加工、煉焦和核燃料加工業、化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉和壓延加工業、有色金屬冶煉和壓延加工業、電力、熱力、燃氣及水生產和供應業等19 類行業為重污染行業。 并以該行業2015—2018 年滬、深兩市A 股上市公司為研究對象，剔除：（1）數據不全的觀測值；（2）2015 年以后上市的公司；（3）不披露社會責任報告或可持續發展報告的上市公司；（4）ST、PT 等異常交易的觀測值， 最終得出472 個觀測值。 實證中所使用的碳信息披露數據從上市公司社會責任報告和可持續發展報告中人工收集，政府監管數據取自《城市污染源監管信息公開指數報告》，媒體監督數據來自國研網，其余財務數據取自CSMAR 數據庫。 本文數據處理采用統計軟件Stata 15.1。

（二）變量設計

1.解釋變量的衡量

本文的解釋變量為碳信息披露質量（CDI）。 參考CDP 項目和GRI《可持續發展報告指南》（G5），借鑒宋曉華等［4］、吳勛和徐新歌［15］、苑澤明和王金月［16］、高美連和石泓［17］、杜湘紅和伍奕玲［18］、楊潔等［19］、李力等［20］的研究構建碳信息披露評價體系，詳細內容如表1 所示。 該評價體系從企業低碳目標與戰略、低碳管理與激勵、低碳行動與績效、碳核算與排放、碳鑒證和碳審計6 個方面設立一級指標，并在此基礎上細分15 個二級指標，每個指標所占權重相同。 結合我國上市公司碳信息披露的實際情況，根據不同披露項目二級指標的分類進行賦值，其中，最低為0 分，最高為1 分或2 分，總分值域為［0,18］。通過對上市公司社會責任報告或可持續發展報告等所披露的碳信息進行打分，某公司的碳信息披露得分占評價體系總分值的比例即為該公司的CDI指數，CDI指數越高，碳信息披露質量越高。

表1 碳信息披露評價體系

2.被解釋變量的衡量

本文的被解釋變量為融資約束。 當前學術界關于融資約束的測量方法各不相同，主要方法有單一指標法（FHP，1987）、模型法和綜合指標法。 模型法包括投資—現金流敏感指數法（FHP，1988） 和現金—現金流敏感指數法（Almeida，2004）； 綜合指數法包括KZ 指數法（Kaplan &Zingales，1997）、WW 指數法（Whited & Wu，2006）、SA 指數法 （Hadlock & Pierce，2006）、LFC指數法（況學文，2010）等。其中，SA 指數法是采用企業規模和年齡兩個內生性較弱的指標測算得出，避免了使用財務指標產生內生性問題，是公司治理研究中較為客觀的融資約束測量方法，因此本文選取SA 指數法來測度企業融資約束程度。SA指數計算公式為：

其中，Size表示公司規模， 以百萬元為單位的公司總資產的對數測算得出；Age表示企業上市年限。 由于上市公司的SA指數是負數，因此對SA進行絕對值處理，值越大，則企業受到的融資約束程度越大。

3.調節變量的衡量

政府監管的衡量。借鑒姚圣等［21］、劉東曉和彭晨宸［14］、宋曉華等［4］對政府監管的衡量，本文選取公眾環境研究中心和國際自然資源保護協會公布的城市污染源監管公開信息指數（PITI）作為政府監管的替代變量，以此衡量當地政府對企業碳信息披露監管力度。 本文以上市公司注冊地所在城市為標準，PITI指數越大，則政府監管力度越強。

媒體監督的衡量。 由于媒體監督是一種抽象的概念，很難從定性的角度衡量其程度的高低。 參考張麗達等［22］、宋曉華等［4］對媒體監督的衡量與研究，本文將選取媒體對上市公司負面新聞報道次數的對數為媒體監督的替代變量，即媒體對企業報道的負面新聞數量越多，企業受到媒體監管的力度越強。

4.控制變量的衡量

葛菁［3］、李海婷［10］和陳小蓓等［23］在研究碳信息披露與融資約束的關系中采用的是SA 指數法，因此借鑒以上學者的研究，本文分為公司財務特征和公司治理結構兩個方面進行控制。 其中，公司財務特征的控制變量包括盈利能力（ROA）、財務杠桿（LEV）、成長能力（Grow）、經營活動現金流量（CF）以及企業價值（Tobin’Q）。 公司治理結構的控制變量則包括獨董比例（IND）、股權集中度（GRI）、兩職合一情況（DP）和內部控制質量（IC）。 具體變量定義如表2 所示。

表2 變量定義

（三）模型構建

基于本文提出的研究假設構建多元回歸模型。 為驗證假設H1 中碳信息披露質量對融資約束的作用效果，構建主效應模型（1）。若回歸系數α1為負且顯著，則假設H1 成立。為檢驗強制與非強制監管在碳信息披露質量與融資約束之間是否存在調節作用，分別構建調節效應模型（2）和模型（3），以驗證假設H2 中政府監管的調節作用以及假設H3 中媒體監督的調節作用。 若回歸系數β2顯著，則假設H2 成立；若回歸系數γ2顯著，則假設H3 成立。

其中，i和t分別代表公司和年度， ∑Controls為控制變量ROA、LEV、Grow、CF、Tobin’Q、IND、GRI、DP、IC和Year的合集。

四、實證分析

（一）描述性分析

各實驗變量的樣本量、均值、標準差和最大值、最小值的統計結果如表3 所示。

表3 變量的描述性統計

在表3 的472 個觀測值中，具備最大值4.198 和最小值2.546 的，其均值為3.63，且標準差保持在0.281， 表明我國重污染行業的融資約束程度浮動不大， 基本保持在一個水平上。 但反映企業碳信息披露質量的CDI指數均值為0.133， 與最高碳信息披露指數1 相差甚遠，哪怕是樣本企業中披露質量最高的0.667 也只是剛高于0.5，與1 之間仍然有一定的差距。而且CDI指數的標準差約為0.118，表現出極為穩定的數值波動，說明重污染行業中多數上市公司的碳信息披露水平較低，可見該行業整體碳信息披露質量不高。 此外，CDI最小值0 與最大值0.667 數值差距較大，表明我國重污染行業中不同企業間碳信息披露質量差異較大。

政府監管的最小值19.3 與最大值82.4 差距超過60 分，兩極分化現象嚴重，表明各地政府監管壓力區域化特征顯著， 對環境信息管制力度存在較大的差異性。PITI指數均值61.383 在滿分100 中合格，說明我國整體環境規制對上市公司的監管是較為嚴格的，但較高的標準差13.681 以及最小值19.3，這些數據表明我國還有部分落后地區環境規制有待加強。 而媒體監督的標準差為1.065，指標差異度較小，保持在較穩定的狀態，體現出媒體新聞傳播速度快，在大數據時代下并不受地理位置的限制，不同地域信息接收內容相似。

在控制變量的描述性統計結果中， 關于公司財務特征方面的變量， 公司資產凈利率（ROA）均值為0.047，最小值為負數，說明重污染行業上市公司盈利能力整體水平較低，且最大值0.323 與均值的差距大于最小值-0.118 與均值的差距， 反映出不同企業之間存在較大的盈利差距。 財務杠桿（LEV）均值為0.456，最大值為0.929，標準差為0.196，表明重污染行業上市公司的長期負債能力普遍較好。 成長能力（Grow）最大值為2.475，最小值為負數，顯示不同企業表現出水平不一的成長能力。Tobin’s Q指數均值2.205 與最小值1.747 相近， 與最大值18.492 相差甚遠，可見具備不同盈利、償債和成長能力的重污染企業，企業價值也不盡相同。關于公司治理結構方面的變量，獨立董事比例（IND）均值為0.368，標準差為0.049，表明重污染企業獨立董事規模普遍不大。 股權集中度（GRI）均值為38.302%，且最大值為74.98%，表明重污染行業上市公司股權集中度較高，而最大值最小值差值近70%，可見行業相似但企業內部結構各有差異。 兩值合一（DP）作為虛擬變量，其均值0.157 更靠近0，說明企業一人身兼多職的現象較少。 內控指數（IC）的均值657.505 與最大值859.2 更接近，反映出多數企業內部控制方面表現良好。

（二）相關性分析

對各實驗變量之間的Pearson 相關性進行分析，得到的結果如表4 所示。

表4 Pearson 相關性分析

表4 中相關系數均小于0.5， 可以初步判定各變量間不存在多重共線性。 由表4 數據可知，碳信息披露質量與融資約束的相關系數為-0.406，在1%的水平下呈負相關，符合預期假設，可初步驗證假設H1 碳信息披露質量越好，企業對外的融資受限程度越低。 強制與非強制監管調節變量， 即政府監管和媒體監督均與融資約束存在相關關系， 相關系數分別為-0.087和-0.185，在10%和1%的水平下顯著負相關，但兩類監管變量對碳信息披露質量和融資約束之間的調節作用仍需通過回歸分析進行更深層次的檢驗。 此外，從表中相關性數據可以得到一些信息，政府監管和媒體監督均與碳信息披露質量呈正相關關系，且分別在10%和1%的水平下顯著，說明無論是政府背景下的強制監管還是媒體壓力下的非強制監管，對企業的碳信息披露水平都有不同程度的影響效果。

（三）多元回歸分析

為防止變量之間數值差距較大影響實證結果，首先對數據進行中心化處理；其次，通過方差膨脹因子（VIF）檢驗解釋變量之間是否有多重共線性。 結果表明VIF值均小于2，不存在多重共線性。

1.碳信息披露對融資約束的直接影響作用

碳信息披露質量對融資約束的主效應回歸結果如表5 所示。

表5 主效應回歸結果

從表5 可以看出，主效應模型的F值對應的P值為0，在1%的水平下顯著，說明該模型的顯著性良好，回歸結果具有研究價值。CDI與SA的回歸系數為-0.936（t=-4.07），且在1%的水平下顯著，表明碳信息披露水平與企業融資約束存在明顯的負相關關系，即企業融資約束程度可以通過提高碳信息披露水平得到緩解，此結果印證了本文的假設H1。 可見，在考慮了一些控制變量后，我國重污染行業上市公司在披露溫室氣體方面的信息質量越高、對外披露越透明，融資時越容易獲得外界在資金上的支持。 這種通過降低企業在資本市場中碳信息不對稱的方式，使投資者能夠更好地了解企業在應對氣候變化方面的態度和舉措，從而降低企業融資約束，有效緩解企業在生產經營過程中的資金周轉問題。

2.是否強制監管對碳信息披露融資約束效應的調節作用

為進一步檢驗強制監管對企業碳信息披露質量和融資約束是否存在調節作用，并檢驗假設H2 和H3，本文基于主效應分析結果，分別將政府監管和媒體監督以及它們與碳信息披露質量的交互項，即PITI和PITI×CDI、ln（Media+1）和ln（Media+1）×CDI帶入到主效應模型中，調節效應回歸結果如表6 所示。

表6 調節效應回歸結果

關于政府監管的調節作用。 根據表6 中模型（2）的回歸結果，當調節變量為政府監管的替代變量PITI時，政府監管與碳信息披露指數交互項PITI×CDI的回歸系數為-0.027（t=-1.74），通過水平為10%的顯著性檢驗。 此結果表明政府監督在企業碳信息披露對融資約束效應中存在顯著的正向調節作用，促進碳信息披露質量對融資約束程度的負向作用，即隨著地方政府監管在企業碳信息披露對融資約束效應的加入， 碳信息披露質量對企業融資約束的緩解作用會得到一定程度的加強。 我國一直傾向于通過政府干預調控市場［24-25］，而根據以上結果可知，隨著地方政府通過一些環保法規對環境信息進行規制，企業迫于政府的強制監管壓力，會更積極地改善碳信息的披露動機，提高碳信息披露水平，從而進一步減輕企業的融資難度。

關于媒體監督的調節作用。 根據表6 中模型（3）的回歸結果，當調節變量為媒體監督的替代變量ln（Media+1）時，媒體監督與碳信息披露指數交互項ln（Media+1）×CDI的回歸系數為-0.163（t=-0.93），并未通過顯著性檢驗，此結果表明媒體監督對企業碳信息披露的融資約束效應并沒有起到很好的調節作用。 在資本市場中，相較于政府的強制監管，媒體監督由于缺乏處罰手段，因此對企業的施壓強度顯得更弱些。 而我們從模型（3）不顯著的回歸結果可以看出，具有“重污染”頭銜的行業，其本身就站在受罰邊緣，所以對政府處罰更加敏感，而對非強制管轄會顯得更“膽大”些，因此許多重污染行業的上市公司在籌資融資過程中并不將新聞輿論考慮到碳信息質量和融資約束的作用關系中， 從而限制了媒體監督對上市公司行為的干預能力。

（四）穩健性檢驗

為確保研究的可靠性，本文采用傾向得分匹配法（PSM）檢驗回歸結果是否穩健。首先將碳信息披露指數CDI＞0 設為處理組，CDI=0 設為參照組， 然后分別對兩組進行1∶1 最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配，利用Logit 回歸模型計算匹配得分。 三種方法計算得出的ATT 標準誤t值均大于1.96。 之后的平衡數據差異性檢驗中所有變量的標準化偏差均小于10%， 未通過t檢驗，表明處理組企業和對照組企業在所有可觀測特征上均不存在顯著性差異，因此，平行假設成立，實證結果穩健。

五、進一步研究：碳信息披露、媒體監督與融資約束的關系

已有研究表明，媒體監督能夠促進企業碳信息披露水平［26-28］，且媒體關注度在碳信息披露與企業價值之間起調節作用［4］。可見，媒體在企業碳信息披露的融資約束效應中具有一定影響力。 因此，本文將進一步研究媒體監督、碳信息披露與融資約束三者之間的關系。 考慮到媒體作為對外信息傳遞的公共平臺，也是公眾和企業之間的聯系紐帶，通過新聞報道傳遞企業碳信息披露情況，在一定程度上有助于提升企業聲譽［29］，從而影響信息需求者的投資決策。 因此，本文認為媒體監督在碳信息披露與融資約束之間起到中介作用，由此構建模型（4）、模型（5）和模型（6）：

利用模型（4）、模型（5）、模型（6）對媒體監督、碳信息披露與融資約束進行回歸計算，結果如表7 所示。

表7 媒體監督、碳信息披露與融資約束回歸結果

從表7 的回歸結果可以看出，碳信息披露質量、媒體監督與融資約束三者之間是存在一定關系的。 首先，在模型（4）的回歸結果中，CDI的回歸系數為-0.109（t=-3.50），與在1%的顯著性水平下存在負相關關系，表明提高碳信息披露質量可減緩企業受限的融資能力。 其次，在模型（5）的回歸結果中，CDI作為解釋變量，ln（Media+1）作為被解釋變量的回歸方程中，回歸系數為1.384（t=2.92），通過了水平為1%的顯著性檢驗，表明以輿論力量為武器的媒體，在充分發揮其對企業的監督職能時可有效促進企業披露高質量的碳信息。 最后，以為被解釋變量，CDI和ln（Media+1）為解釋變量的模型（6）中，CDI的回歸系數為-0.106（t=-3.63），在1%的水平下對表現出顯著的負向作用，ln（Media+1）的回歸系數為-0.006（t=-3.04），同樣通過水平為1%的顯著性檢驗。 結合模型（4）和模型（5）的實證結果可以得出結論，媒體監督在碳信息披露指數和企業融資約束程度之間起中介作用，即碳信息披露水平可以緩解企業受到的融資約束，而通過媒體對企業的非強制監督也可有效地緩解融資約束。 此外，三個模型卡方檢驗對應的P值都為0，均通過了1%的顯著性檢驗，表明模型整體構建合理。

該媒體監督中介效應的回歸結果同樣用上述PSM 方法做穩健性檢驗，ATT 標準誤t值均大于1.96，且通過平衡數據差異性檢驗，表明回歸結果穩健。

六、結論與建議

市場監管力度是影響企業碳信息披露對融資約束效應的重要方式。 本文從是否存在強制監管兩個方面出發，以政府監管為強制性監管代表，媒體監督為非強制性監管代表，研究我國2015—2018 年滬、 深兩市A 股重污染行業上市公司的碳信息披露質量對融資約束的作用效果。 研究結果表明：

第一，碳信息披露水平與企業融資約束之間存在顯著的負相關關系。 隨著我國政府相關管理部門對低碳理念的逐漸深入理解以及社會公眾對環境保護的逐漸重視，為迎合多方利益相關者而獲取企業生產經營過程中所必需的資金支持，企業迫于層層壓力同時也伴隨著自我環保意識的覺醒，不斷提高碳信息披露水平，向外界展示出公司積極響應國家號召，努力應對氣候變化所引起的全球變暖問題，以此減輕企業受到的融資限制。

第二，政府監管作為資本市場強制監管的代表變量，在碳信息披露質量與融資約束之間存在顯著的正向調節作用。 地方頒布的環境規制形成強有力的政府監管力量，在資本市場中對企業的管制具有強制的國家法律壓力效果，可以在一定程度上約束企業行為，限制其破壞環境，造成大氣污染［30］。 而企業為獲得政府的高度認可，努力向國家政策靠攏，在社會責任意識受到激發的同時自主對外披露碳信息并不斷提高披露質量，向外界傳遞良好的信用能力和社會形象，以此吸引更多投資者的青睞，從而緩解企業的融資難題。

第三，媒體監督作為資本市場非強制監管的代表變量，在碳信息披露質量與融資約束之間起到中介作用。 關于媒體監督與碳信息披露對融資約束的效應研究中，根據實證研究結果得出，媒體監督在碳信息披露質量對融資約束的作用關系中并不具備顯著的調節作用，而是在其中擔任中介傳導的角色，將企業與外界通過信息傳導連接起來，有效地在資本市場中起到傳遞信號的中介作用。 由于媒體監督并不具備強制的市場監管能力，存在一些企業不在乎負面新聞對公司造成的輿論影響，因此媒體在碳信息披露的融資約束效應中并不能充分發揮市場監管的調節作用。 但由于媒體具備收集整合傳遞信息、推動資本市場信息流動的特質，在公眾與企業之間形成溝通橋梁，將企業承擔社會責任的情況對外公布，通過引導輿論導向對企業形成“無形”的監管。 由此可見，企業披露碳信息水平的高低不僅可以直接影響到融資約束程度，也可通過中介機制（媒體）來傳導碳信息對融資約束的效應。

“十四五”是我國扭轉二氧化碳排放迅速增長局面、實現碳達峰減排目標的關鍵時期。 這需要企業、政府和社會大眾的多方合作、共同努力，致力于我國綠色低碳成功轉型［31］。 因此，本文從企業、政府和媒體三個方面提出以下建議。

第一，重污染企業更應當提高碳管理水平，降低碳排放量，積極應對氣候變化，踐行綠色發展的社會使命［32］。 同時需要將目光放得更長遠些，充分發揮碳信息披露對企業融資約束的反向促進作用，通過有章程、有依據的方式引導企業內部高效率管理溫室氣體排放，以此來提高碳信息披露質量，從而緩解融資受約束的問題。

第二，政府及相關環保部門應充分發揮政策法規對企業的強制約束力，尤其要加強對重污染行業的監管力度，并根據行業屬性及當地生態情況進行“量體裁衣”，將碳信息披露的可讀性納入到質量評價中，制定出適合于不同行業、不同地域、不同性質企業的碳信息披露體系，實現精準監管。 從而在企業碳信息披露對融資約束效應關系中充分發揮強制監管的引導作用，不僅推動資本市場碳信息披露的健康發展，同時還可以幫助企業減輕融資壓力。

第三，媒體監督在企業碳信息披露對融資約束的效應中并沒有起到調節作用，因此，媒體應當努力營造一個客觀健康的信息環境，規范輿論引導行為，保證輿論信息的獨立性、公正性和客觀性。 此外，新聞報道作為信息傳遞媒介，更應該對企業應對氣候變化和披露碳信息的行為保持良性關注，充分發揮資本市場中非強制監管作用，客觀報道企業治理大氣污染情況，做到正確引導輿論，推動資本市場健康發展。

如何使各行各業自覺披露高質量的碳信息，不僅需要政府對市場的調控，還需要靠媒體監督來實現信息傳遞環境的優化，因此將媒體的非強制監管和政府的強制監管兩種不同性質的外部力量融合，相輔相成，達到更進一步的統籌協作。 實現在政府監管力度不夠時，媒體可以輔助監管，從而達到平衡市場博弈的最高境界。 通過多方協作，努力優化信息披露環境，推動企業披露高質量的碳信息，可以為實現“碳達峰、碳中和”目標提供有力的支持，對實現我國經濟社會全面低碳轉型發展具有重大意義。