【摘要】以我國在“兩省五市”開展的碳排放權(quán)交易機制為準自然實驗，選取2012 ~ 2015年我國A股市場155家試點企業(yè)，采用傾向得分匹配法，運用雙重差分模型，使用內(nèi)容分析法構(gòu)建企業(yè)碳透明度評價指標體系，實證檢驗碳排放權(quán)交易機制的實施能否提高企業(yè)碳透明度、通過何種渠道提高其碳透明度以及具體提高哪方面內(nèi)容的碳透明度，并進一步跨越“宏觀—微觀”的思路，檢驗市場化程度和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對其的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：碳排放權(quán)交易機制的實施能夠有效提高企業(yè)的碳透明度，企業(yè)更傾向于通過社會責(zé)任報告提高其碳透明度及其碳績效透明度；市場化程度越低，碳排放權(quán)交易機制的實施越能推動企業(yè)提高碳透明度，其中，企業(yè)更傾向于通過年報提高其碳透明度及其碳績效透明度；相對于非國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易機制的實施更能推動國有企業(yè)提高其碳透明度，且國有企業(yè)更傾向于通過社會責(zé)任報告提高其碳透明度及其碳績效透明度。

【關(guān)鍵詞】碳排放權(quán)交易機制；企業(yè)碳透明度；市場化程度；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；雙重差分模型

【中圖分類號】F276

【文獻標識碼】A     

【文章編號】1004-0994（2019）01-0151-11

一引言

             近年來，世界能源消耗劇增，生態(tài)環(huán)境不斷惡化，尤其是溫室氣體排放引起的冰川融化、海平面不斷上升等生態(tài)系統(tǒng)破壞，給人類的生存環(huán)境帶來了嚴重威脅。碳排放過量是主要原因之一[1] 。2013年全球碳項目（Global Carbon Project）統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，作為制造業(yè)大國，我國的碳排放量位列世界之首。因此，我國碳減排行動刻不容緩。

       在“穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)”的政策指引下，我國2009年在丹麥首都哥本哈根舉行的世界氣候大會上鄭重承諾：到2020年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值所排放的二氧化碳比2005年下降40% ~ 45%，表明了我國在碳減排道路上的決心和毅力。為實現(xiàn)這一減排目標，2011年，國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》，開創(chuàng)性地引入發(fā)端于歐盟發(fā)達資本市場的碳排放權(quán)交易機制，并在北京、天津、上海、重慶、湖北、廣東及深圳等省市開展碳排放權(quán)交易試點。2013年6月，深圳碳排放權(quán)交易市場正式啟動，隨后北京、上海、廣州、天津、湖北和重慶等省市也陸續(xù)啟動。

       真實而完備的碳排放數(shù)據(jù)是交易的先決條件，高質(zhì)量的碳信息披露是有效控制碳排放量的前提。碳信息披露作為連接政府、企業(yè)及投資者的橋梁和紐帶，對碳管理和碳交易起到了重要作用[2] 。一方面，企業(yè)的碳信息披露有利于政府加強對碳市場的監(jiān)管，從而保障碳交易的公平開展；也有利于企業(yè)更好地進行自身管理，及時有效地分析和把握氣候變化帶來的風(fēng)險與機遇。另一方面，企業(yè)的碳信息披露通過降低碳市場的信息不對稱，有助于外部利益相關(guān)者獲知企業(yè)的碳管理能力，吸引更多投資者的參與，從而提高碳交易市場的活躍度。在此背景下，本文擬基于2013年我國碳排放權(quán)交易機制這一準自然實驗研究其對企業(yè)碳透明度的影響。

       本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面：一是以碳排放權(quán)交易機制為背景，進一步拓展了關(guān)于企業(yè)碳信息披露影響因素的研究。二是基于企業(yè)碳信息披露視角，豐富了碳排放權(quán)交易機制實施對微觀企業(yè)效果的文獻研究。三是從內(nèi)容和渠道兩個方面構(gòu)建具有中國企業(yè)特色的碳透明度評價指標體系，避免了碳信息披露項目指標構(gòu)建中存在的自選擇問題，彌補了已有文獻指標衡量的不足。四是在實務(wù)層面，為推動我國建立統(tǒng)一的碳排放權(quán)交易市場，落實“十三五”規(guī)劃中的“綠色發(fā)展”要求，以及滿足資本市場和監(jiān)管部門對企業(yè)的信息披露要求提供了參考依據(jù)。

二文獻回顧 

（一）碳排放權(quán)交易機制相關(guān)研究

       碳排放權(quán)交易的研究隨著碳排放權(quán)交易市場的陸續(xù)啟動，逐漸引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注，并相繼取得了一些初步研究成果。

       早在20世紀70年代，以科斯為代表的學(xué)者指出，通過明晰產(chǎn)權(quán)的方式，運用市場手段可以實現(xiàn)社會成本內(nèi)在化，從而形成對環(huán)境資源需求和供給的納什均衡，起到降低交易成本和優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)的作用[3] 。Dales et al.[4] 將科斯的產(chǎn)權(quán)理論引入環(huán)境污染控制領(lǐng)域，首次提出排污權(quán)交易，主張以市場手段治理環(huán)境污染。碳排放權(quán)交易正是基于排污權(quán)交易發(fā)展而來。自我國2013年正式啟動碳排放權(quán)交易以來，涌現(xiàn)了一批與碳排放權(quán)交易有關(guān)的優(yōu)秀文獻，但研究碳排放權(quán)交易機制效果的文獻并不多。

       一部分文獻主要聚焦宏觀層面，研究了碳排放權(quán)交易機制實施產(chǎn)生的宏觀效果。何晶晶[5] 認為，目前缺少國家層面的碳交易法來規(guī)范和約束碳排放權(quán)交易，并在借鑒歐盟和美國的法律經(jīng)驗基礎(chǔ)上，為構(gòu)建有中國特色的碳交易法提出了有效的建議。張華等[6] 使用省級面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易機制作為一種環(huán)境規(guī)制手段，能夠遏制現(xiàn)階段我國的碳排放行為。吳力波等[7] 通過構(gòu)建各省市的邊際減排成本曲線，對碳排放權(quán)交易與碳稅政策的關(guān)系進行了研究。

       另一部分研究由于缺乏數(shù)據(jù)的支持，主要通過模型預(yù)測推導(dǎo)研究微觀企業(yè)行為，較少通過大樣本數(shù)據(jù)實證檢驗碳排放權(quán)交易機制對微觀企業(yè)的影響。胡東濱等[8] 基于碳交易市場的仿真模型，通過建立碳排放權(quán)交易市場仿真系統(tǒng)，研究了產(chǎn)品市場和碳交易市場結(jié)構(gòu)對碳交易市場運行效率的綜合影響。張薇等[9] 通過對國內(nèi)外文獻的進一步梳理和回顧，提出了碳排放權(quán)會計的邏輯框架，并對碳會計的確認、計量和披露進行了細致的闡述。沈洪濤等[10] 開創(chuàng)性地使用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)研究碳排放權(quán)交易政策實施對企業(yè)減排效果產(chǎn)生的影響及機制。

       （二）碳信息披露相關(guān)研究

       目前有關(guān)企業(yè)信息披露影響因素的文獻，大部分著重研究環(huán)境信息披露這一主題[11-13] 。對企業(yè)碳透明度的研究是在環(huán)境信息披露框架下展開的。碳信息披露本質(zhì)上屬于企業(yè)環(huán)境信息披露范疇，但少有文獻深入細致地研究碳信息披露的影響因素。陳華等[14] 通過梳理已有的碳信息披露文獻，基于碳信息披露目標視角界定了我國企業(yè)碳信息披露應(yīng)涵蓋的內(nèi)容。Luo et al.[15] 對2009年標準普爾500家企業(yè)碳信息披露項目數(shù)據(jù)進行實證，發(fā)現(xiàn)企業(yè)碳信息披露的主要壓力來自公眾和政府，并且經(jīng)濟壓力與企業(yè)碳信息披露的決策具有顯著相關(guān)性。方健等[1] 通過選取總部在歐盟的世界500強企業(yè)2010 ~ 2011年碳信息披露項目數(shù)據(jù)，驗證了供應(yīng)鏈成員間信息共享程度越高的企業(yè)，其碳信息披露質(zhì)量也越高。

       另外，國內(nèi)外學(xué)者對于碳信息披露質(zhì)量的衡量并沒有統(tǒng)一的界定，主要存在三種衡量方式：是否披露的二元變量法、內(nèi)容分析法以及碳信息披露項目指數(shù)（CDP）。二元變量法研究的是企業(yè)是否披露的問題，不能深層次地反映披露程度[16] ；內(nèi)容分析法主要是根據(jù)學(xué)者研究的問題從年報和社會責(zé)任報告中獲取所需的信息[17] ；CDP主要是以問卷回復(fù)率來衡量企業(yè)碳信息披露的質(zhì)量，這種方法存在自選擇的問題，且忽視了企業(yè)關(guān)于碳信息披露的具體渠道和內(nèi)容，綜合評價方法相對簡單，不能真實反映企業(yè)的碳信息披露情況[18，19] 。

       （三）文獻回顧小結(jié)

       已有文獻僅僅是基于宏觀視角研究碳排放權(quán)試點地區(qū)的實施情況，并通過模型對微觀企業(yè)進行規(guī)范性分析，較少有文獻實證分析碳排放權(quán)交易機制對微觀企業(yè)的影響。同時，對碳信息披露影響因素的實證研究也局限于使用CDP的數(shù)據(jù)進行分析。此外，并未發(fā)現(xiàn)有文獻研究碳排放權(quán)交易機制對企業(yè)碳透明度的影響。因此，本文創(chuàng)造性地從理論和實證兩個視角，以2013年開啟的碳排放權(quán)交易機制為準自然實驗，根據(jù)我國企業(yè)實際情況，采用內(nèi)容分析法，從內(nèi)容和渠道兩個方面構(gòu)建具有中國特色的企業(yè)碳透明度評價指標體系，并結(jié)合雙重差分模型和傾向得分匹配法研究碳排放權(quán)交易機制對企業(yè)碳透明度的影響。

三理論分析與假設(shè)提出

             （一）碳排放權(quán)交易機制與企業(yè)碳透明度

       隨著碳市場的興起和碳交易的活躍，為確保碳交易的公平開展，國家發(fā)展和改革委員會2014年12月10日印發(fā)的《碳排放權(quán)交易管理暫行辦法》（簡稱《暫行辦法》）中第四章規(guī)定，重點排放單位要按照國家標準或國務(wù)院碳交易主管部門公布的《企業(yè)溫室氣體排放核算與報告指南》（簡稱《報告指南》）的要求，對碳排放進行核查和清繳。由此可見，加入碳排放權(quán)交易機制的企業(yè)（簡稱“試點企業(yè)”）在政府的監(jiān)管壓力下需要獲取溫室氣體排放的數(shù)據(jù)，并向上報告碳信息?！秷蟾嬷改稀返某雠_也使得試點企業(yè)在進行碳信息核算時有了更明確的標準和依據(jù)。

       從上述分析中可知，企業(yè)在政府的規(guī)制約束下會進行碳信息的核算，為企業(yè)碳透明度的提高增加相關(guān)數(shù)據(jù)信息。同時，提高碳透明度也會給企業(yè)帶來好處。一方面，根據(jù)合法性理論，組織行動是為了獲取合法性，即其行為期望被認為是合法的[20] 。環(huán)境問題具有外部性，在碳排放權(quán)交易機制的實施下，企業(yè)為了實現(xiàn)合法性和可持續(xù)發(fā)展目標會提高碳透明度。另一方面，碳排放權(quán)交易機制實行配額管理，碳排放量低于或超過限額會對試點企業(yè)的收入和支出產(chǎn)生影響，因此企業(yè)獲取碳信息有利于其對自身進行碳管理。此外，根據(jù)信息不對稱理論，提高碳透明度可以降低信息不對稱，增加投資者對企業(yè)的了解，減少對未來發(fā)展前景的不確定性，從而吸引更多投資者。綜上所述，我們認為企業(yè)碳排放權(quán)交易機制的實施會推動企業(yè)提高其碳透明度。

       早期，年報是上市公司信息披露的重要渠道[21] 。但是，2006年9月深圳證券交易所發(fā)布《上市公司社會責(zé)任指引》，以及國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會（簡稱“國資委”）、上海證券交易所等機構(gòu)發(fā)布一系列文件鼓勵企業(yè)編制社會責(zé)任報告之后，我國企業(yè)社會責(zé)任報告數(shù)量迎來井噴式的增長，企業(yè)的社會責(zé)任信息披露渠道逐漸由年報拓展至社會責(zé)任報告[20] 。年報和社會責(zé)任報告中所披露的信息既有區(qū)別也有銜接之處。一方面，社會責(zé)任報告是對年報信息的重要補充和說明。相比年報，企業(yè)在社會責(zé)任報告中對于信息是否披露、具體披露什么以及如何披露有很大的酌定權(quán)和選擇度[21] 。宋獻中等[20] 也通過研究發(fā)現(xiàn)年報中的社會責(zé)任信息含量明顯低于社會責(zé)任報告，年報主要披露三大財務(wù)報表及附注信息，沒有系統(tǒng)而完整地披露社會責(zé)任信息。另一方面，年報的對象主要是投資者等相對專業(yè)的外部利益相關(guān)者，因此年報用詞簡潔且專業(yè)，而社會責(zé)任報告的對象主要是更加大眾化的利益相關(guān)者，因此社會責(zé)任報告用詞簡單通俗、易于理解和接受。

       碳信息披露是企業(yè)社會責(zé)任信息披露的一種，屬于企業(yè)自愿披露的非財務(wù)信息。因此，碳排放權(quán)交易機制實施以后，由于碳排放量大而被納入交易的試點企業(yè)，為了贏得更多外部利益相關(guān)者的支持，會更傾向于使用酌情權(quán)大的以自愿性披露形式為主且可讀性強、易于被接受的社會責(zé)任報告進行碳信息披露，進而提高其透明度。       由上述分析可知，碳排放權(quán)交易機制實施后，碳市場上的交易必然伴隨著更加完整及準確的碳信息，以確保碳市場的活躍度以及交易的公平開展；同時，由于碳排放配額制度以及《報告指南》的要求，試點企業(yè)需要并能夠獲取更多詳細而具體的碳排放量等碳績效信息。因此，我們推斷碳排放權(quán)交易實施后，試點企業(yè)會提高其碳績效透明度。綜合上述分析，提出本文的H1及H1a、H1b：

       H1：碳排放權(quán)交易機制的實施會提高試點企業(yè)的碳透明度。

       H1a：碳排放權(quán)交易機制的實施會推動試點企業(yè)通過社會責(zé)任報告來提高其碳透明度。

       H1b：碳排放權(quán)交易機制的實施更能推動試點企業(yè)提高其碳績效透明度。

       （二）碳排放權(quán)交易機制、市場化程度與企業(yè)碳透明度

       轉(zhuǎn)型經(jīng)濟是我國當前最重要的制度特點之一，盡管在這一過程中取得了驕人的成就，但我國幅員遼闊，各個地區(qū)的市場化進程不盡相同，不同地區(qū)的市場主體也面臨著差異化的制度環(huán)境[22] 。

       通常來說，市場化程度較高的地區(qū)會在一定程度上抑制市場參與主體的自利行為，企業(yè)更有動力降低信息不對稱，提高碳透明度，增加企業(yè)價值[23] 。碳排放權(quán)交易機制作為一種市場導(dǎo)向型的環(huán)境規(guī)制手段，在市場化程度高的地區(qū)，相對于非試點企業(yè)，試點企業(yè)的碳透明度本來就較高，因此機制帶來的增量作用較小。而在市場化程度較低的地區(qū)，碳排放權(quán)交易機制對試點企業(yè)的規(guī)制作用更大，更能夠提高其碳透明度。

       綜合前文分析，在市場化程度較低的地區(qū)，一方面，由于面臨的訴訟風(fēng)險相對較小，企業(yè)自愿披露碳信息的意愿較低。另一方面，相對于需要附加發(fā)布的社會責(zé)任報告而言，年報披露的成本更低。因此，企業(yè)在權(quán)衡碳信息披露成本和收益以后，會更傾向于選擇成本較低的年報來提高碳透明度，達到降低信息不對稱的目的。

       在市場化程度較低的地區(qū)，為了滿足政府監(jiān)管要求，獲得更多投資者的青睞，以及與其他競爭企業(yè)更明顯地區(qū)分開來，試點企業(yè)會在《報告指南》的指引下，“順水推舟”地提高不易被模仿的碳績效透明度。綜合上述分析，提出本文的H2及H2a、H2b：

       H2：在市場化程度較低的地區(qū)，碳排放交易機制對企業(yè)碳透明度的提高作用更加顯著。

       H2a：在市場化程度較低的地區(qū)，碳排放權(quán)交易機制的實施更能推動試點企業(yè)選擇年報來提高其碳透明度。 

      H2b：在市場化程度較低的地區(qū)，碳排放權(quán)交易機制的實施更能推動試點企業(yè)提高其碳績效透明度。

       （三）碳排放權(quán)交易機制、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)碳透明度

       國資委于2008年初發(fā)布了《關(guān)于中央企業(yè)履行社會責(zé)任的指導(dǎo)意見》，要求大力貫徹并加強中央企業(yè)社會責(zé)任意識，使其努力成為推動我國國有企業(yè)社會責(zé)任發(fā)展的主力軍。碳排放權(quán)交易機制作為政府的一種環(huán)境規(guī)制手段，以實現(xiàn)碳減排為目標，體現(xiàn)了政府的決心[10] 。因此，作為“共和國長子”的國有企業(yè)其合法性敏感度更強，會更主動地提高碳透明度來貫徹落實政府的政策方針[24] 。故我們認為相對于非國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易機制對國有企業(yè)碳透明度的提高作用更顯著。

       社會責(zé)任報告作為企業(yè)自愿披露的重要形式，其成本相對于年報而言較高[20] 。作為不同時代的產(chǎn)物，我國國有企業(yè)和民營企業(yè)在公司治理、責(zé)任負擔(dān)和對市場的作用上都有著很大的差異[25] 。就削減碳排放而言，國有企業(yè)由于承擔(dān)的社會責(zé)任更大，其對于短期利益的追求并沒有那么強烈，而是更多地追求合規(guī)，因而受信息披露成本約束較小[26] 。因此，碳排放權(quán)交易機制實施后，被納入試點的國有企業(yè)為了更好地提高自身的形象與聲譽，會選擇易于被公眾接受和理解的社會責(zé)任報告來提高其碳透明度。       根據(jù)前文分析，在碳排放權(quán)交易機制實施的制度背景下，被納入試點的國有企業(yè)有強烈的動機通過提高碳透明度來進行聲譽管理。因此，國有企業(yè)會選擇披露更多的碳績效信息，向公眾展示其減排的努力和決心。基于此，提出本文的H3及H3a、H3b：

       H3：相比非國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易機制的實施對國有企業(yè)碳透明度的提高作用更顯著。

       H3a：相比非國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易機制的實施會推動國有企業(yè)更傾向于選擇企業(yè)社會責(zé)任報告來提高其碳透明度。

       H3b：相比非國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易機制的實施會推動國有企業(yè)更傾向于提高其碳績效透明度。

四研究設(shè)計

             （一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

       本文把研究樣本局限在深圳、北京、上海、天津、湖北、重慶和廣東等七個省市的155家試點企業(yè)中。同時，碳排放權(quán)交易試點省市在選擇試點企業(yè)時，可能會存在自選擇問題，即試點企業(yè)與非試點企業(yè)本來就存在著較大的差異。雖然控制變量能夠在一定程度上削弱個體差異對研究結(jié)論的影響，但并不純粹。為了解決以上問題，本文利用傾向得分匹配法，在控制行業(yè)的基礎(chǔ)上選擇公司規(guī)模、地區(qū)平均節(jié)能減排投入、地區(qū)平均人均生產(chǎn)總值、地區(qū)平均國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗下降比例、地區(qū)平均收入等影響企業(yè)納入試點的變量，以及財務(wù)杠桿、企業(yè)價值、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、盈利能力和上市年限等影響企業(yè)碳透明度的變量匹配155家非試點企業(yè)，以消除企業(yè)個體之間的差異。

       為獲得一個相對平衡的面板數(shù)據(jù)，本文將研究區(qū)間限定于2012 ~ 2015年。按照研究慣例，我們對初始樣本進行了如下篩選：①剔除金融保險類上市公司，因為這些公司的財務(wù)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和監(jiān)管制度與其他行業(yè)存在很大差異；②剔除當年被ST/PT的公司年度樣本，因為此類上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)都經(jīng)過了一定處理；③剔除財務(wù)數(shù)據(jù)存在缺失的公司年度樣本。經(jīng)過上述處理后，本文共得到1193個公司年度觀測值。

       本文與上市公司層面相關(guān)的財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、萬德數(shù)據(jù)庫（WIND）以及色諾芬數(shù)據(jù)庫（ccer）。碳排放權(quán)交易機制試點企業(yè)名單來源于各地區(qū)發(fā)展和改革委員會網(wǎng)站并經(jīng)手工整理得到，碳透明度的數(shù)據(jù)經(jīng)手工打分得到。此外，為降低數(shù)據(jù)極端值對研究結(jié)論產(chǎn)生的干擾，本文對公司層面的連續(xù)變量在1%和99%分位分別做了縮尾處理。

       （二）變量定義

       根據(jù)ISO26000《社會責(zé)任指南》中的定義，透明度是指影響社會、經(jīng)濟和環(huán)境的決策和活動的信息披露程度，以及以清晰、準確、及時、誠實和完整的方式進行溝通的意愿。目前我國關(guān)于企業(yè)碳透明度的實證研究很少，主要原因是缺乏企業(yè)碳透明度的數(shù)據(jù)庫和公認的衡量指標。國內(nèi)外相關(guān)研究大多采用的是非政府組織探索制定的碳信息披露框架，其中使用最廣泛的是CDP。但是，CDP是通過回復(fù)率來衡量披露質(zhì)量的，存在一個自選擇問題；同時其調(diào)查的我國企業(yè)數(shù)目有限，且評價指標方法簡單，綜合性指標不能從渠道和內(nèi)容兩個方法完全反映我國企業(yè)的實際情況。因此，本文在衡量我國企業(yè)碳透明度的技術(shù)和數(shù)據(jù)方面進行嘗試性探索，在綜合各國際氣候組織對碳信息披露框架的界定以及各利益相關(guān)者碳信息需求的基礎(chǔ)上，參考國際上權(quán)威的碳透明度評價細則，依據(jù)CDP及ISO14004框架，基于渠道和內(nèi)容兩個維度以及碳管理和碳績效兩個角度的十個指標，較為全面地構(gòu)建適應(yīng)于我國企業(yè)碳透明度的評價指標體系。

       內(nèi)容分析法中的指數(shù)法在我國已被充分肯定，也被普遍使用。該方法評價既較為客觀，又適用于大樣本研究。本研究亦采用指數(shù)法，并借鑒已有文獻[11，18] 構(gòu)建的具體方法，從渠道和內(nèi)容兩個維度對碳透明度進行評價。具體賦值方法如下：①渠道：未披露，賦值0分；在年報或社會責(zé)任報告中披露，賦值1分；既在年報又在社會責(zé)任報告中披露，賦值2分。②內(nèi)容：未披露，0分；有定性信息，賦值1分；有定量信息，賦值2分；既有定性信息又有定量信息，賦值3分。渠道的分值反映碳透明度的可獲取性，內(nèi)容的分值反映碳透明度的詳細情況。最后，使用Z-Score方法對得分進行標準化處理并相加，得到樣本企業(yè)碳透明度的分值。

碳透明度評價指標體系詳見表1。

       為了規(guī)避單人評分的主觀性，本文參考已有文獻在評分過程中使用雙人獨立評分的方法，兩名評分者在初評階段一致性達到90%以上后才可以開始正式評分[11，27] 。兩名評分者在正式評分過程中的差異交由第三人協(xié)調(diào)。我們對最后得到的評分結(jié)果做了信度和效度檢驗，Cronbach's α值為0.8802，Spearman系數(shù)為0.787，說明評分結(jié)果較為可信。

       Treat表示雙重差分方法中的實驗變量。碳排放權(quán)交易制度于2013年開始相繼試點實施，我們手工收集和整理了各試點省市中納入碳排放權(quán)試點的上市公司名單，把交易開始后納入碳排放權(quán)交易的試點企業(yè)定義為處理組，對Treat賦值為1，然后根據(jù)傾向得分匹配法選出非試點企業(yè)，并對Treat賦值為0。After表示雙重差分方法中衡量外生沖擊的一個時間虛擬變量，由于試點地區(qū)碳交易市場建立的時間不同，比如深圳為2013年6月，而湖北為2014年4月，所以根據(jù)不同地區(qū)的具體開市時間對虛擬變量After進行賦值，碳排放權(quán)交易開市之前After取值為0，開市之后則取值為1。交互項Treat×After為核心變量，反映在T時段試點地區(qū)的樣本企業(yè)是否被納入試點交易。若碳排放權(quán)交易制度能夠提高企業(yè)碳透明度，則交互項Treat×After的系數(shù)估計值應(yīng)該顯著為正。

       隨后本文分別從市場化程度和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度考察其對碳排放權(quán)交易機制與企業(yè)碳透明度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并參考以往文獻[11，18] ，分別在模型中控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、財務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（Roa）、企業(yè)價值（TobinQ）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、獨立董事比例（Ind）、股權(quán)集中度（Top1）及上市年限（Age）等變量。此外，為盡可能降低地區(qū)和經(jīng)濟周期對企業(yè)碳透明度的影響，在模型中還對年度與地區(qū)進行了控制。

研究變量的詳細定義見表2。

       （三）模型設(shè)定 

      碳排放權(quán)交易機制作為一個外生事件，為本文提供了一個可以克服內(nèi)生性的準自然實驗機會。為更好地識別碳排放權(quán)交易機制與企業(yè)碳透明度的關(guān)系，采用雙重差分的方法構(gòu)建模型，用以檢驗本文所有假設(shè)。待檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)計如下：

     CDI?i,t=α0+α1Treati,t+α2Treat×Afteri,t+α3Afteri,t+αX'+εi,t

       其中：CDI?表示企業(yè)不同類型的碳透明度。

       （四）描述性統(tǒng)計

       表3列示了本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，對碳透明度變量進行Z-Score標準化后，CDI的最小值為-1.013，最大值為3.894，說明樣本企業(yè)之間存在明顯的差距，中位數(shù)為-0.336，均值為0，說明樣本中有超過半數(shù)的企業(yè)進行了較多碳透明度的披露。CDIR和CDIC的最小值分別為-0.693和-0.694，最大值分別為5.759和3.854，這說明樣本企業(yè)在年報碳透明度中的差距大于社會責(zé)任報告碳透明度。另外，我們發(fā)現(xiàn)CDII和CDIP的最小值分別為-1.151和-0.584，最大值分別為4.254和3.605，說明相對碳績效透明度而言，樣本企業(yè)在碳管理透明度中的差距較大。Treat和After的均值都接近0.5，這說明整個數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)相對均衡。

       （五）相關(guān)性分析       表4報告了本文主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。有些變量之間的相關(guān)系數(shù)估計值大于0.5，本文進一步對模型中各變量之間的多重共線性進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子（VIF值）均小于10，所以變量之間不存在多重共線性，可見模型中變量的選擇較為合理。同時，碳排放權(quán)交易機制（Treat×After）與碳透明度顯著正相關(guān)，H1均得到初步驗證，但具體還需在后面進一步進行驗證。


五實證結(jié)果與分析

             （一）碳排放權(quán)交易機制與企業(yè)碳透明度

       表5報告了H1的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，對于被解釋變量碳透明度、社會責(zé)任報告碳透明度以及碳績效透明度而言，其Treat×After的系數(shù)估計值分別為0.1579、0.1774和0.2293，并且分別在5%、1%和1%的水平上顯著。這說明實施碳排放權(quán)交易機制后，相對于非試點企業(yè)而言，試點企業(yè)的碳透明度得到了顯著提高，并且更傾向于通過社會責(zé)任報告這一渠道進行披露以及更傾向于提高碳績效透明度，支持H1、H1a和H1b。另外，控制變量的回歸結(jié)果與前文中的相關(guān)性分析的結(jié)果相符，且與已有文獻的研究結(jié)論一致，這在一定程度上也間接說明了本文研究結(jié)論的可靠性[11，12] 。

       （二）碳排放權(quán)交易機制、市場化程度與企業(yè)碳透明度

       接下來，進一步按照中位數(shù)對市場化程度進行分組，將大于中位數(shù)的定義為市場化程度高組，反之為市場化程度低組。表6和表7報告了本文H2的回歸結(jié)果。通過分析可知，在市場化程度低的子樣本中，對于碳透明度、年報碳透明度和碳績效透明度而言，Treat×After的系數(shù)估計值分別為0.2966、0.3865及0.3128，且均在1%的水平上顯著，支持H2、H2a和H2b。

       （三）碳排放權(quán)交易機制、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)碳透明度

       表8和表9報告了本文H3的回歸結(jié)果?？芍趪衅髽I(yè)的樣本中，對于碳透明度、社會責(zé)任報告碳透明度和碳績效透明度來說，Treat×After的系數(shù)估計值分別為0.2643、0.2806及0.3740，且均在1%的水平上顯著，以上結(jié)論與H3、H3a和H3b相符。

六穩(wěn)健性檢驗 

            為進一步驗證本文結(jié)果的客觀性與可靠性，我們進行了以下兩個方面的穩(wěn)健性檢驗：①采用Abadie et al.[28] 提出的安慰劑檢驗法，將反映碳排放權(quán)交易機制實施時間的變量After提前一期，檢驗試點企業(yè)和非試點企業(yè)碳透明度的提高在以2012年為政策沖擊時是否有類似顯著差異；②參考已有文獻，消除量綱影響，采用歸一化方法，將碳透明度的實際得分除以最大可能得分，得到一個標準化的分值，將其作為碳透明度指標的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗[29] 。在消除了變量衡量偏誤和除政策外的其他因素的影響后，上述穩(wěn)健性回歸結(jié)果與原有結(jié)論一致，表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

       （一）對碳排放權(quán)交易機制的安慰劑檢驗

       為證明結(jié)果的有效性，驗證本文結(jié)論中碳透明度的提升作用確實是由碳排放權(quán)交易機制的實施而非其他因素引起，以及實證檢驗政策效果在統(tǒng)計上的顯著性，本文采用Abadie et al.[27] 提出的安慰劑檢驗法做穩(wěn)健性檢驗。具體地，將反映碳排放權(quán)交易機制政策實施時間的變量After提前一期，檢驗試點企業(yè)和非試點企業(yè)碳透明度的提升在以2012年為政策沖擊時是否有類似顯著差異。預(yù)期如果確實是碳排放權(quán)交易機制的實施推動企業(yè)碳透明度的提升，則交互項Treat×After的系數(shù)估計值應(yīng)不顯著；反之，則可能表示試點企業(yè)碳透明度的變化并非由碳排放權(quán)交易機制的實施所導(dǎo)致。

       由檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，Treat×After的系數(shù)估計值在各回歸結(jié)果中均不顯著（限于篇幅，安慰劑檢驗結(jié)果略）。因此，可以證明本文結(jié)果的穩(wěn)健性，即企業(yè)碳透明度的提升確實是由碳排放權(quán)交易機制的實施推動的。

       （二）碳透明度指標的敏感性檢驗

       考慮到本文被解釋變量碳透明度是通過手工打分獲得，同時根據(jù)上文描述性統(tǒng)計的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)碳透明度和碳排放權(quán)交易機制標準差的差異較大。為了更加可靠地匹配兩者，進一步驗證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，參考已有文獻[29] ，消除量綱影響，采用歸一化方法，將碳透明度的實際得分除以最大可能的得分，得到一個標準化的分值，將其作為碳透明度指標的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。由檢驗結(jié)果可以看出，Treat×after的系數(shù)估計值在碳透明度、社會責(zé)任報告碳透明度以及碳績效透明度組中分別在5%、1%、1%的水平上顯著為正，在年報碳透明度和碳管理透明度組中為正但不顯著。在市場化程度低的子樣本中，對于碳透明度、年報碳透明度和碳績效透明度來說，Treat×After的系數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為正。在國有企業(yè)的子樣本中，對于碳透明度、社會責(zé)任報告碳透明度和碳績效透明度來說，Treat×After的系數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為正。以上結(jié)果均與前文的回歸結(jié)果完全一致，這在很大程度上證明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

七研究結(jié)論與啟示

             本文以2013年我國碳排放權(quán)交易機制的實施作為準自然實驗，采用傾向得分匹配法，使用2012 ~ 2015年我國A股市場310家樣本企業(yè)面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建碳透明度評價指標體系，實證分析了碳排放權(quán)交易機制對企業(yè)碳透明度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①我國碳排放權(quán)交易機制的實施能促使試點企業(yè)提高碳透明度，試點企業(yè)更傾向于通過社會責(zé)任報告來提高碳透明度以及碳績效透明度；②在市場化程度較低的地區(qū)，碳排放權(quán)交易機制的實施更能促使試點企業(yè)提高碳透明度，其中，試點企業(yè)更傾向于通過年報提高其碳透明度及碳績效透明度；③相比非國有企業(yè)，碳排放權(quán)交易機制更能促使國有企業(yè)提高其碳透明度，其中，國有企業(yè)更傾向于通過社會責(zé)任報告來提高其碳透明度及碳績效透明度。

       本文的研究結(jié)論蘊含著較深刻的政策啟示，為了更好地發(fā)揮碳排放權(quán)交易機制這一政策的實施效果，同時更好地提高企業(yè)的碳透明度，降低市場信息的不對稱，政府應(yīng)該采取以下措施：①目前我國企業(yè)的碳透明度屬于企業(yè)自愿披露的范疇，碳透明度水平整體較低。政府應(yīng)當考慮是否制定企業(yè)碳信息的強制披露政策，更好地保證碳交易的公平進行。②結(jié)合國際權(quán)威碳披露標準和框架，以及我國企業(yè)發(fā)展實際情況，盡快制定出符合我國國情的碳披露統(tǒng)一標準和框架，從而更有助于不同企業(yè)之間碳透明度的橫向比較，進而更好地實現(xiàn)政府對碳交易市場的監(jiān)管。③完善與企業(yè)碳信息披露相關(guān)的內(nèi)外部監(jiān)督機制，因地制宜，結(jié)合市場化程度的高低，充分發(fā)揮市場監(jiān)督這一重要外部機制對碳排放權(quán)交易機制與碳透明度的影響。④政府在鼓勵國有企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任和加強碳信息披露的同時，應(yīng)該在一定程度上規(guī)范非國有企業(yè)的碳信息披露行為，并降低其披露的相關(guān)成本。

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作者簡介

       沈洪濤   女，暨南大學(xué)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，廣州區(qū)域低碳經(jīng)濟研究基地副主任，廈門大學(xué)管理學(xué)博士、北京大學(xué)光華管理學(xué)院博士后。兼任中國會計學(xué)會理事、中國環(huán)境資源會計專業(yè)委員會委員。財政部首批會計學(xué)術(shù)領(lǐng)軍人才，2017年入選財政部“會計名家”培養(yǎng)工程。研究方向為企業(yè)社會責(zé)任與環(huán)境會計。主持國家自然科學(xué)基金面上項目3項，作為主要成員參與國家社會科學(xué)重大和重點項目各1項，發(fā)表論文數(shù)十篇，出版專著《企業(yè)環(huán)境信息披露》《公司社會責(zé)任思想》和《公司財務(wù)理論主流》。獲得廣東省第六屆和第七屆教學(xué)成果獎一等獎，主持教育部首批來華留學(xué)英語品牌課程，主持廣東省教學(xué)改革項目，擔(dān)任國家級和省級教學(xué)團隊主要成員。
暨南大學(xué)廣州區(qū)域低碳經(jīng)濟研究基地是一個跨學(xué)科整合學(xué)術(shù)資源的研究平臺，由暨南大學(xué)校長宋獻中教授帶領(lǐng)。2018年，基地研究團隊成績顯著。