綠色金融政策對制造業(yè)上市公司的激勵效應(yīng)分析
——基于信息披露的視角

張鮮華， 崔雨晴

(蘭州財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，蘭州 730020)

一、引言

2021年8月，聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)發(fā)布《第六次評估報告第一工作組報告》。報告指出，自工業(yè)革命以來，全球地表平均溫度已上升約1℃，由此可能導(dǎo)致的氣候變化已造成全球各地自然災(zāi)害頻發(fā)，對地球生態(tài)和人類社會造成不可逆轉(zhuǎn)的負面影響。這是繼2015年《巴黎協(xié)定》提出關(guān)于“努力將氣溫升幅限制在工業(yè)化前水準以上1.5℃之內(nèi)”的目標(biāo)后，人類再一次意識到遏止全球氣候危機的緊迫性。全球各國為此采取諸多應(yīng)對措施，制定和發(fā)布各類政策與相關(guān)標(biāo)準，我國政府提出“2030年前碳達峰、2060年前碳中和”的遠景目標(biāo)。事實上，我國應(yīng)對氣候變化的努力至少可以追溯到2009年，出臺多項配套政策，其中之一是綠色金融政策。

在此背景下，曾為我國經(jīng)濟發(fā)展作出貢獻，但同時是環(huán)境污染主要制造者的高污染高能耗企業(yè)(簡稱“兩高”企業(yè))，不得不面對綠色升級轉(zhuǎn)型的嚴峻挑戰(zhàn)[1]。“兩高”企業(yè)多屬于資本密集型行業(yè)，通常需要通過抵押資產(chǎn)以獲得持續(xù)的外部融資[2]和信貸資源[3]，迫切需要一系列配套政策和激勵手段助其完成產(chǎn)業(yè)升級與綠色轉(zhuǎn)型。綠色金融政策制定的初心是將對環(huán)境保護和治理的考量融入投融資活動，一方面給予綠色企業(yè)融資支持，引導(dǎo)資金流入節(jié)能環(huán)保和低碳減排等綠色領(lǐng)域；另一方面減少對污染項目的資金供給，實現(xiàn)資金的綠色配置[4]。

然而，在綠色金融政策實施過程中，相當(dāng)一部分受到融資約束的“兩高”企業(yè)選擇“漂綠”(green washing)做法。漂綠是指企業(yè)為應(yīng)對環(huán)境規(guī)制而選擇的象征性行為[5]，即通過虛假環(huán)保宣傳以達到粉飾自身行為的目的[6]。相關(guān)研究表明，融資需求較強的企業(yè)面對信貸約束時，會有較強動機操縱盈余[7]、粉飾環(huán)保表現(xiàn)[8]，甚至不惜披露虛假信息，以換取信貸資源的支持。基于此，本文選取在我國經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)重要地位且“兩高”企業(yè)較為集中的制造業(yè)作為研究對象，將該行業(yè)上市公司置于綠色金融政策全面實施的背景之下，并以決定綠色金融市場透明度的企業(yè)信息披露質(zhì)量為視角，檢驗綠色金融政策的實施是否對制造業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型升級發(fā)揮激勵作用。

二、文獻回顧與假設(shè)提出

(一)文獻回顧

什么是綠色金融，國內(nèi)外學(xué)界尚未形成統(tǒng)一的界定，但均將其視為金融行業(yè)的重要創(chuàng)新，旨在通過運用多樣化的金融工具，將環(huán)境治理納入投融資活動，通過投融資行為實現(xiàn)資金的綠色配置，最終促進生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境之間的平衡[9-11]。實施綠色金融政策后，一方面優(yōu)先考量綠色產(chǎn)業(yè)和清潔項目，給予傾斜；另一方面減少對污染項目的資金供給，促使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向綠色化轉(zhuǎn)變。本文采納由中國人民銀行、財政部等七部委于2016年8月聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)中的定義：綠色金融是指為支持環(huán)境改善、應(yīng)對氣候變化和資源節(jié)約高效利用的經(jīng)濟活動，即對環(huán)保、節(jié)能、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領(lǐng)域的項目投融資，項目運營，風(fēng)險管理等所提供的金融服務(wù)。《指導(dǎo)意見》的發(fā)布標(biāo)志著綠色金融已上升至國家戰(zhàn)略高度。基于此，綠色金融政策可視為通過貸款、私募基金、發(fā)行債券和股票、保險等金融服務(wù)，將社會資金引導(dǎo)至綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列政策和制度安排[12]。

近年來，引發(fā)學(xué)界和政策制定者廣泛關(guān)注的相關(guān)議題主要集中在實施綠色金融政策對宏觀經(jīng)濟發(fā)展的影響，以及對企業(yè)和銀行形成的微觀影響[13]。通過大樣本研究，該政策已被證明能夠有效促進全社會綠色投資、綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，且能夠?qū)Α皟筛摺逼髽I(yè)形成顯著的融資懲罰效應(yīng)和投資抑制效應(yīng)[14-17]。不過從全球范圍來看，綠色金融尚屬新生事物，在發(fā)展過程中仍面臨如何持續(xù)實施的問題。學(xué)界為此的努力主要體現(xiàn)在三個方面：第一，探索如何完善綠色金融的正向激勵機制[18]。一方面是來自中央、地方兩級政府的財政貼息和稅收優(yōu)惠支持，如何更好地發(fā)揮激勵作用[19]；另一方面是來自中央銀行再貸款的支持和低成本綠色發(fā)展基金，如何降低綠色融資的綜合成本[20]。第二，探索如何加大綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新。實施綠色金融的領(lǐng)域或項目大多要求投資回報，需要吸取國際相關(guān)領(lǐng)域的先進經(jīng)驗，通過創(chuàng)新綠色金融工具滿足市場多樣性和多維度需求，才能實現(xiàn)商業(yè)化或準商業(yè)化運作[21]。第三，探索如何持續(xù)提升綠色金融市場的透明度。研發(fā)綠色產(chǎn)品需要巨量投入，通過披露質(zhì)量較低的環(huán)境信息來粉飾自身環(huán)保表現(xiàn)則成本較低，而綠色金融市場存在信息不對稱，加之公眾的綠色發(fā)展意識匱乏，使融資方利用信息優(yōu)勢進行漂綠成為可能[22-23]。可見，綠色金融市場的透明度在某種程度上決定綠色金融政策所要達成的環(huán)境規(guī)制目標(biāo)能否實現(xiàn)，即能否激發(fā)企業(yè)的內(nèi)在減排動力，使其通過技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)主動減排[24]。

通過以上文獻可以看出，雖然學(xué)者們大多已關(guān)注到綠色金融政策的實施給宏觀經(jīng)濟的綠色發(fā)展帶來積極影響，但同時將微觀企業(yè)置于相對嚴苛的環(huán)境規(guī)制中。企業(yè)會基于適應(yīng)哲學(xué)選擇真正“變綠”，還是基于對抗哲學(xué)進行粉飾性漂綠，這與綠色金融市場的透明度密切相關(guān)。本文基于既有研究成果，選取關(guān)乎綠色金融市場透明度的企業(yè)信息披露質(zhì)量為視角，檢驗綠色金融政策全面實施背景下A股制造業(yè)上市公司公開披露的信息質(zhì)量變化及其內(nèi)在機制，以期助力政策制定者把握綠色金融政策對企業(yè)的微觀影響，最終達到激勵企業(yè)實現(xiàn)綠色升級轉(zhuǎn)型的初衷。

(二)提出假設(shè)

金融機構(gòu)制定綠色金融政策的初心：一方面期望利用優(yōu)先放貸或優(yōu)惠性利率，給予綠色企業(yè)融資支持；另一方面期望通過限制信貸或懲罰性利率，約束污染企業(yè)發(fā)展。面對嚴苛的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)會做何反應(yīng)？根據(jù)《南方周末》2009—2016年連續(xù)8年發(fā)布的“中國漂綠榜”，漂綠現(xiàn)象廣泛存在，甚至不乏知名大企業(yè)榜上有名。常見手法是，企業(yè)通過信息披露向外界發(fā)送象征意味的信號，既可能是“報喜不報憂”的選擇性披露，也可能是“言行不一”的表述性操縱。

從企業(yè)披露的財務(wù)信息來看。實施綠色金融政策給“兩高”企業(yè)帶來一系列限制，引發(fā)企業(yè)融資問題，使得原本依賴外部持續(xù)融資的污染企業(yè)雪上加霜。污染型企業(yè)多屬于資本密集型行業(yè)，其外部融資依賴程度高，對這些企業(yè)來說，一旦由于信貸問題出現(xiàn)資本風(fēng)險，企業(yè)很容易陷入生存危機[25]。而在外界看來，傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)特別是“兩高”企業(yè)的高利潤往往與高消耗高污染畫上等號，被視為通過耗費大量能源、排放巨量污染物而來。在此背景下，“兩高”企業(yè)若報告顯示良好的盈利，則更容易引起公眾的強烈關(guān)注，甚至帶來政治成本。葉青等的研究證實登上“胡潤富豪榜”這一高調(diào)事件后富豪公司選擇低調(diào)行事，通過降低會計信息質(zhì)量，以盡量規(guī)避或減輕公眾關(guān)注所帶來的政治成本[26]。唐松等基于政治成本假說，研究表明民營企業(yè)家背負的“原罪”嫌疑會降低其所經(jīng)營企業(yè)的會計信息質(zhì)量[27]。綜上，此類企業(yè)往往會選擇低調(diào)行事，通過平滑利潤，避免可能引發(fā)的公眾關(guān)注、造成高昂的政治成本，且不影響信貸資源的獲得。基于此，提出假設(shè)H1：在綠色金融政策全面實施背景下，制造業(yè)上市公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。

從企業(yè)披露的非財務(wù)信息來看。一方面，企業(yè)履行社會責(zé)任特別是環(huán)保責(zé)任的成本高昂，需要足量的資金支持，財務(wù)績效構(gòu)成企業(yè)社會責(zé)任的約束變量[28]；另一方面，相關(guān)研究表明企業(yè)履行社會責(zé)任對財務(wù)績效的正向影響需要一個較長期間，短期來看企業(yè)履行社會責(zé)任會降低當(dāng)期的財務(wù)績效[29]。有研究顯示，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量對債務(wù)融資成本的降低作用十分有限[30]。因此，當(dāng)企業(yè)有融資需求，但囿于環(huán)境規(guī)制，且財務(wù)績效不理想時，會利己考量而“報喜不報憂”地選擇性披露，或“言行不一”地表述性操縱披露，使非財務(wù)信息質(zhì)量受損。基于此，提出假設(shè)H2：在綠色金融政策全面實施背景下，制造業(yè)上市公司的非財務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取在我國經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)重要地位且“兩高”企業(yè)較為集中的A股制造業(yè)上市公司作為樣本，剔除存在觀察值缺失和ST及*ST企業(yè)。同時，選取樣本公司2010—2020年間公開披露的財務(wù)和非財務(wù)信息作為樣本數(shù)據(jù)。為避免極端值的影響，對連續(xù)變量進行1%和99%水平上的縮尾處理。最終，獲得非平衡面板樣本數(shù)據(jù)8206個。

分析采用的財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，非財務(wù)數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析采用Stata 16.0軟件完成。

此外，將2016年G20杭州峰會作為我國全面開展綠色金融實踐的起點。原因是在此次峰會上，擔(dān)任主席國的中國首次提出綠色金融理念，并成立綠色金融研究小組，激勵環(huán)境友好型綠色投資建設(shè)，引發(fā)全球關(guān)注。

(二)變量選取

1.驗證假設(shè)H1的變量選取

對于財務(wù)信息披露質(zhì)量的衡量，目前學(xué)界常見的做法有兩種：第一種是采用盈余反應(yīng)系數(shù)，即市場對盈余信息的反映程度，檢驗會計盈余與股票累計超額收益率之間的關(guān)聯(lián)性[27]112。綠色金融政策實施后，會計盈余與股票累計超額收益率之間若呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)，則表明政策實施后企業(yè)財務(wù)信息披露質(zhì)量有所提升；若負向關(guān)聯(lián)，則說明財務(wù)信息質(zhì)量有所下降。第二種是采用Jones經(jīng)典模型或修正后的Jones模型來說明企業(yè)的盈余管理水平。通過采用修正后的Jones模型計算出可操縱應(yīng)計利潤(DA)，取絕對值，得到可操縱性應(yīng)計利潤的絕對值(ABSDA)，用以衡量企業(yè)盈余管理的動機[31]。即若綠色金融政策全面實施后，企業(yè)的可操縱應(yīng)計利潤增加，則表明企業(yè)的財務(wù)信息披露質(zhì)量下降。為規(guī)避因測度方法的選取而導(dǎo)致偏差，本文在主回歸分析中采用第一種做法，在穩(wěn)健性檢驗中采用第二種做法。

具體來說，當(dāng)采用第一種做法時，解釋變量為綠色金融政策全面實施后的會計盈余，由NI*Year_dum兩部分組成。其中，NI為會計盈余，選取每股收益率(EPS)作為代理變量；Year_dum為政策虛擬變量，2010—2015年賦值為0，2016—2020年賦值為1；兩者的交互項則代表政策(未)實施下的會計盈余[32]。同時，被解釋變量為樣本公司i在第t年的股票累計超額收益率(CARi，t)，具體計算公式為

CARi，t=[∏(1+Ri，k-1]-[∏(1+Rm，k-1]，

(1)

式中，i表示樣本公司，k表示月份，Ri，k表示股票i在第t年第k月的報酬率，Rm，k表示同一月份內(nèi)的市場回報率。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫中“考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個股回報率”和“考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合月市場回報率(等權(quán)平均法)”。考慮我國上市公司披露年報的日期為次年4月30日，第t年的CARi，t是指第t年5月初至t+1年4月末的12個月累計超額報酬率。

2.驗證假設(shè)H2的變量選取

解釋變量為政策虛擬變量，2010—2015年賦值為0，2016—2020年賦值為1。被解釋變量，即非財務(wù)信息披露質(zhì)量，本文采納和訊網(wǎng)對樣本公司所披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量評級。該評級從股東責(zé)任、供應(yīng)商、客戶和消費者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任和公共責(zé)任等五個方面對企業(yè)所披露的社會責(zé)任信息進行綜合及分項評分，已被眾多國內(nèi)研究者認可和采用。為了更精準地觀察企業(yè)應(yīng)對綠色金融政策的信息披露表現(xiàn)，本文選取其中的環(huán)境責(zé)任分項評分作為非財務(wù)信息披露質(zhì)量的代理變量。

3.控制變量的選取

為排除其他因素對研究結(jié)論存在的潛在影響，借鑒相關(guān)研究做法，并結(jié)合本文研究內(nèi)容，選取兩類控制變量：一類是樣本公司的基本特征變量，包括企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、營業(yè)收入增長率(Growth)、第一大股東持股比例(Top1)、經(jīng)營性現(xiàn)金流比率(CF)和盈利能力(ROA)；另一類是樣本企業(yè)的股權(quán)特征和治理特征變量，包括是否兩職合一(Dual)、董事會規(guī)模(Boardsize)、獨董規(guī)模(Indrct)、高管是否持股(Mnghld)、機構(gòu)持股比例(INST)和股權(quán)性質(zhì)(SOE)。同時，加入個體、時間和省份效應(yīng)，以期控制對回歸結(jié)果的影響。此外，為消除聚集效應(yīng)可能帶來的偏誤，對回歸中的標(biāo)準誤差進行企業(yè)層面的聚類(cluster)處理。相關(guān)變量的類型、名稱以及具體定義說明見表1。

表1 主要變量的定義

(三)模型構(gòu)建

為檢驗綠色金融政策的全面實施對制造業(yè)上市公司財務(wù)和非財務(wù)信息披露質(zhì)量的影響，基于假設(shè)H1和H2，分別構(gòu)建回歸模型(2)和模型(3)。模型中的α0和β0表示常數(shù)項，Year為時間固定效應(yīng)，Province為省份固定效應(yīng)，ε為隨機擾動項。此外，考慮綠色金融政策的實施對信息披露質(zhì)量的影響存在時滯效應(yīng)，模型(2)和模型(3)中的被解釋變量分別為滯后一期的數(shù)據(jù)，解決時間序列數(shù)據(jù)中由于經(jīng)濟活動的連續(xù)性或持久性導(dǎo)致的自相關(guān)問題。

CARi，t-1=α0+α1×NIi，t+α2×NIi，t×Year_dum+α3×Controli，t+Yeari，t+Provincei，t+ε；

(2)

CSRi，t-1=β0+β1×Year_dum+β2×Controli，t+Yeari，t+Provincei，t+ε。

(3)

為驗證在綠色金融政策實施背景下，制造業(yè)上市公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢，在模型(2)中，系數(shù)α表明會計盈余的信息含量，α1為綠色金融政策實施前的盈余反應(yīng)系數(shù)，預(yù)期顯著為正，α2為NI*Year_dum交互項的系數(shù)，表明實施綠色金融政策后制造業(yè)上市公司財務(wù)信息披露質(zhì)量所發(fā)生的變化，預(yù)期顯著為負。同時，為驗證綠色金融政策背景下，制造業(yè)上市公司的非財務(wù)信息披露質(zhì)量也呈現(xiàn)下降趨勢，在模型(3)中，系數(shù)β1表明實施綠色金融政策后制造業(yè)上市公司非財務(wù)信息披露質(zhì)量的變化，預(yù)期顯著為負。

四、實證分析與結(jié)果討論

基于研究設(shè)計，對樣本企業(yè)8206個非平衡面板數(shù)據(jù)展開描述性統(tǒng)計、單變量統(tǒng)計和回歸分析，驗證研究假設(shè)。

(一)描述性統(tǒng)計和單變量分析

首先，對變量進行描述性統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)樣本企業(yè)無論是財務(wù)績效還是基本特征方面均存在較大差異。從非財務(wù)信息披露來看，差異也不容忽略，特別是環(huán)境責(zé)任信息披露的標(biāo)準差達到0.910。其次，通過分組單變量分析，初步比較和判斷樣本企業(yè)在綠色金融政策實施前后的信息披露。結(jié)果表明，政策實施后，ABSDA和環(huán)境責(zé)任得分(CSR)均值明顯降低(0.050<0.058和0.102<0.658)，且差異在1%水平上顯著。控制變量中，除營業(yè)收入增長和盈利能力變化不大外，其余變量均存在顯著的前后差異。由此，初步驗證假設(shè)H1和H2，即綠色金融政策全面實施，制造業(yè)上市公司財務(wù)和非財務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。

(二)相關(guān)性分析

主要變量間的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，除盈利能力和會計盈余之間相關(guān)性較強，其他變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.5，說明變量間不存在多重共線性，不會對模型的擬合優(yōu)度產(chǎn)生影響。此外，控制變量與被解釋變量的關(guān)系基本顯著，說明控制變量的選取是適合的。

(三)多變量回歸分析

通過豪斯曼檢驗分析，驗證假設(shè)H1和H2是否成立，且同時控制個體、時間和省份，較適合的方法是采用面板數(shù)據(jù)模型中的個體固定效應(yīng)模型進行回歸。另外，使用個體固定效應(yīng)模型，控制不隨時間或個體變化的因素，解決部分內(nèi)生性問題。

多變量回歸后的結(jié)果見表2。其中，第(1)列和第(2)列是模型(2)加入控制變量前后的回歸結(jié)果，重點觀察交互項NI*Year_dum，考察政策實施后財務(wù)信息披露質(zhì)量的變化。模型(2)中，期初會計盈余指標(biāo)NI的系數(shù)在加入控制變量前后顯著為正，表明在綠色金融政策全面實施前，樣本企業(yè)的財務(wù)信息披露質(zhì)量良好。政策實施后，交互項NI*Year_dum的系數(shù)為負值，并在加入控制變量前后均表現(xiàn)為負相關(guān)，只是顯著程度上存在1%和5%水平上的區(qū)別。交互項為負，表明在綠色金融政策全面實施后，樣本企業(yè)的會計盈余和股票累計超額收益率之間的關(guān)系不再密切，會計盈余信息含量低，財務(wù)信息披露質(zhì)量有所下降，假設(shè)H1得到驗證。

第(3)列和第(4)列是模型(3)加入控制變量前后的回歸結(jié)果，重點觀察虛擬變量Year_dum，考察政策實施后非財務(wù)信息披露質(zhì)量的變化。環(huán)境責(zé)任信息披露的系數(shù)顯著為負，并在加入控制變量前后皆通過1%水平上的顯著性測試。這說明在綠色金融政策全面實施后，樣本企業(yè)的非財務(wù)信息披露質(zhì)量明顯下降，假設(shè)H2得到驗證。

表2 多變量回歸

表2 (續(xù))

五、進一步的機制檢驗

根據(jù)前文的文獻回顧可推斷，全面實施綠色金融政策后，“兩高”企業(yè)面臨著金融機構(gòu)對信貸投放的嚴格規(guī)制，很難獲得債務(wù)融資，而且隨時可能成為政府環(huán)保監(jiān)管和處罰的目標(biāo)。實施綠色金融政策后，承受著環(huán)境責(zé)任風(fēng)險、信貸違約風(fēng)險和聲譽風(fēng)險的“兩高”企業(yè)越來越難以獲得融資。面臨著融資困境的企業(yè)有強烈的調(diào)整對外披露信息的動機，通過迎合政策偏好而獲取信貸資源。本文進一步分析企業(yè)融資約束程度，檢驗其是否在信息披露質(zhì)量下降過程中起到中介作用。

關(guān)于企業(yè)融資約束的測量方法有很多，代表性的測度方法有KZ指數(shù)[33]、WW指數(shù)[34]和SA指數(shù)[35]。結(jié)合本文研究，參考鞠曉生的做法，采用SA指數(shù)來衡量，原因在于：一方面，該研究關(guān)注的融資約束問題與本文類似，具體是由企業(yè)自身原因?qū)е碌馁J款者“惜貸”，從而增加企業(yè)的外部融資成本，造成融資受限的情形；另一方面，融資約束測量方法雖多，但這些方法均依賴具有內(nèi)生性的財務(wù)指標(biāo)如現(xiàn)金流等，而融資約束與現(xiàn)金流等金融變量之間相互決定[36]，以致研究結(jié)論可能存在偏誤。選擇SA指數(shù)，僅使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個隨時間變化不大且具有很強外生性的變量構(gòu)建指數(shù)，既易于計算，又排除內(nèi)生性干擾。計算公式為

SA=0.043×Size2-0.073×Size-0.04×Age，

(4)

式中：Size為公司年末總資產(chǎn)除以100萬，再取自然對數(shù)；Age為樣本觀測年份與公司成立年份之差。(4)式計算結(jié)果取絕對值即SA指數(shù)，SA指數(shù)越大，面臨的融資約束越嚴重。

參照溫忠麟提出的中介效應(yīng)檢驗程序，構(gòu)造計量模型(5)、模型(6)和模型(7)。分別檢驗假設(shè)H1和H2的同時，分三個步驟來驗證融資約束在綠色金融政策實施與樣本公司(非)財務(wù)信息披露質(zhì)量之間是否發(fā)揮中介效應(yīng)[37]。

DA/CSR=α0+α1×Year_dum+α2×Control+Year+Province+ε，

(5)

SA=β0+β1×Year_dum+β2×Control+Year+Province+ε，

(6)

DA/CSR=α0+α1×Year_dum+δ×SA+α2×Control+Year+Province+ε。

(7)

回歸結(jié)果見表3。其中，第(1)列至第(3)列為驗證假設(shè)H1的三步回歸結(jié)果，第(4)列至第(6)列則是驗證假設(shè)H2的回歸結(jié)果。第(1)列Year_dum的回歸系數(shù)顯著為負(α1=-0.022，p<0.01)，說明政策實施對樣本企業(yè)財務(wù)信息披露質(zhì)量具有顯著的負向影響，由此，進入下一步的中介效應(yīng)檢驗。第(2)列顯示政策實施對樣本企業(yè)融資約束的影響，控制相關(guān)變量的影響后，Year_dum的回歸系數(shù)顯著為正(β1=0.345，p<0.01)，表明政策實施加強樣本企業(yè)的融資約束。第(3)列Year_dum的回歸系數(shù)依然顯著為負(α1=-0.037，p<0.01)，但比第(1)列下降0.015；同時，融資約束的回歸系數(shù)顯著為正(δ=0.041，p<0.1)。這表明政策實施后，在樣本企業(yè)財務(wù)信息披露質(zhì)量下降過程中，融資約束起到部分的中介效應(yīng)。用同樣的分步驟檢驗方法對假設(shè)H2進行回歸，結(jié)果表明，融資約束在政策實施后樣本企業(yè)財務(wù)信息披露質(zhì)量下降過程中起到部分的中介作用。進一步回歸結(jié)果表明，實施綠色金融政策后，樣本企業(yè)面臨加劇的融資約束，引發(fā)企業(yè)在財務(wù)信息和非財務(wù)信息的披露上采取有損于信息質(zhì)量的舉動。

表3 進一步的機制檢驗回歸

六、穩(wěn)健性檢驗

在驗證假設(shè)H1的回歸分析中，采用盈余反應(yīng)系數(shù)作為財務(wù)信息質(zhì)量的代理變量。然而，該代理變量包含股價的因素，有可能受到市場和投資者預(yù)期的影響。為了保證研究結(jié)論的可靠性，采用前文所述的另一種主流方法，用修正的Jones模型計算可操縱應(yīng)計利潤DA，取其絕對值，得到ABSDA，將其作為財務(wù)信息披露質(zhì)量的代理變量。DA的計算步驟如下。

第一，構(gòu)建模型(8)并進行回歸，估算參數(shù)β1、β2和β3。

(8)

式中：i表示樣本企業(yè)；t表示年度；TAi，t代表i公司在第t期的總應(yīng)計利潤，為營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；Ai，t-1代表i公司在第t-1期的期末總資產(chǎn)；ΔREVi，t為i公司在第t期的主營業(yè)務(wù)收入增加額；PPEi，t為i公司在第t期的期末固定資產(chǎn)賬面價值。

第二，將估算的β1、β2和β3代入模型(9)，計算非可操縱性應(yīng)計利潤。式中，ΔRECi，t為企業(yè)的應(yīng)收賬款變動額。

(9)

第三，通過公式(10)計算得到樣本企業(yè)在第t年的可操縱應(yīng)計利潤。估算出DA值并取絕對值后，構(gòu)建回歸模型(11)，檢驗綠色金融政策實施背景下樣本企業(yè)財務(wù)信息披露質(zhì)量的變化。

(10)

ABSDA=α0+α1×Year_dum+α2×Control+Year+Province+ε。

(11)

針對假設(shè)H2，采取和訊網(wǎng)對樣本企業(yè)的社會責(zé)任信息披露質(zhì)量總評分，構(gòu)建回歸模型(12)檢驗綠色金融政策背景下樣本企業(yè)的非財務(wù)信息披露質(zhì)量變化。

CSR=β0+β1×Year_dum+β2×Control+Year+Province+ε。

(12)

回歸結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，α1的系數(shù)皆顯著為負。該結(jié)果驗證假設(shè)H1成立，即在綠色金融政策全面實施背景下，樣本企業(yè)的財務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。類似，無論是否加入控制變量，β1的系數(shù)皆顯著為負。該結(jié)果驗證假設(shè)H2成立，即在綠色金融政策全面實施背景下，樣本企業(yè)的非財務(wù)信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)下降趨勢。通過替換兩組變量后的穩(wěn)健性檢驗表明，前文的檢驗結(jié)果較穩(wěn)健。

七、研究結(jié)論與對策建議

(一)研究結(jié)論

推出綠色金融政策旨在將環(huán)保考量融入投融資活動，實現(xiàn)資金的綠色配置。本文將2016年G20杭州峰會視為我國全面實施綠色金融政策的起點，以關(guān)乎綠色金融市場透明度的企業(yè)信息披露質(zhì)量為視角，選取A股制造業(yè)上市公司為樣本，實證分析其公開披露的財務(wù)和非財務(wù)信息，檢驗綠色金融政策實施是否起到激勵企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的作用。結(jié)果表明：第一，全面實施綠色金融政策后，樣本企業(yè)的財務(wù)和非財務(wù)信息披露質(zhì)量均有所下降。這一結(jié)果在替換相關(guān)變量后依然穩(wěn)健。第二，進一步內(nèi)在機制檢驗表明，綠色金融政策的全面實施致使樣本企業(yè)面臨愈發(fā)嚴苛的融資約束，樣本企業(yè)為獲取信貸資源而選擇迎合政策偏好，其結(jié)果是損害信息披露質(zhì)量。

(二)對策建議

為了應(yīng)對嚴峻的氣候風(fēng)險，實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)，我國的綠色金融市場仍需進一步發(fā)展。由此，提出以下對策建議。

對監(jiān)管方來說，欲回歸政策制定的初心，需要在把握政策實施對企業(yè)可能形成的微觀影響的基礎(chǔ)上靈活施策，進一步完善綠色金融政策的相關(guān)標(biāo)準。例如，“兩高”企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型是應(yīng)對政策變化的難點，不同行業(yè)在轉(zhuǎn)型目標(biāo)和路徑等方面缺乏共識，迫切需要轉(zhuǎn)型金融標(biāo)準與機制的指導(dǎo)，尤其是具體的績效指標(biāo)和測量工具[38]。在信息披露方面，需要引導(dǎo)企業(yè)進行規(guī)范化和結(jié)構(gòu)化的披露，特別是環(huán)境績效信息需要量化，并構(gòu)建環(huán)境效益信息披露平臺和綠色金融數(shù)據(jù)庫。

對企業(yè)特別是“兩高”企業(yè)來說，需要形成對自身所處政策及市場環(huán)境轉(zhuǎn)型趨勢的認知和定位[39]，盡快開展有關(guān)綠色轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略設(shè)計，并制定具體的應(yīng)對策略。在此基礎(chǔ)上，探索跨行業(yè)合作和多技術(shù)路徑組合，運用金融與信息技術(shù)，加速企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型升級。在信息披露方面，除監(jiān)管需要和規(guī)避風(fēng)險等來自外部的動因外，企業(yè)需要在監(jiān)管方和自身的共同推動下找到提升信息披露質(zhì)量、實現(xiàn)企業(yè)真正變綠的內(nèi)在動力。

對金融機構(gòu)與中介機構(gòu)來說，需要充分認識綠色金融在當(dāng)前社會經(jīng)濟背景下的戰(zhàn)略價值，不斷開發(fā)和創(chuàng)新綠色金融產(chǎn)品與業(yè)務(wù)，并逐步建立一整套科學(xué)、規(guī)范和可操作的綠色金融產(chǎn)品管理體系。在此基礎(chǔ)上，同步推進環(huán)境信息披露，實現(xiàn)商業(yè)模式的閉環(huán)[40]，在實現(xiàn)我國“雙碳”目標(biāo)過程中獲得市場優(yōu)勢。