● 姬新龍，李婉婷

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

一、問(wèn)題提出

2030年二氧化碳排放量達(dá)峰轉(zhuǎn)降，2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和，這一減碳降碳的“30·60”目標(biāo)，彰顯了我國(guó)積極應(yīng)對(duì)氣候變化、走綠色低碳道路、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的堅(jiān)定決心，也預(yù)示著作為引導(dǎo)性融資調(diào)節(jié)工具的綠色金融在減排降污中將起著愈發(fā)重要的作用。實(shí)際上，在2020年雙碳目標(biāo)提出之前，中國(guó)人民銀行等七部委于2016年就已正式印發(fā)《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見(jiàn)》，我國(guó)成為全球首個(gè)建立完整綠色金融政策框架體系的國(guó)家。2017年，國(guó)務(wù)院試點(diǎn)建立“綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)”，從實(shí)踐操作層面開(kāi)始全面推動(dòng)和落實(shí)綠色金融的減排降污及經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型引導(dǎo)作用。首批試點(diǎn)地區(qū)包括廣東省廣州市、浙江省湖州市和衢州市、江西贛江新區(qū)、貴州貴安新區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)哈密市、昌吉州和克拉瑪依市，橫跨東中西部地區(qū)。

綠色金融作為一種創(chuàng)新性的碳減排政策導(dǎo)向工具，是指金融部門把環(huán)境保護(hù)作為一項(xiàng)基本的貸款政策，把與環(huán)境條件相關(guān)的潛在回報(bào)、風(fēng)險(xiǎn)和成本融合進(jìn)銀行的信貸決策中，通過(guò)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源的引導(dǎo)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展的一種融資模式。綠色金融導(dǎo)向可以在信貸資金方面形成“獎(jiǎng)懲機(jī)制”，優(yōu)先對(duì)符合綠色環(huán)保的企業(yè)進(jìn)行授信，同時(shí)提供利率優(yōu)惠，對(duì)于不符合綠色導(dǎo)向的企業(yè)則是提高利率，甚至拒絕發(fā)放貸款。

綠色金融的資源配置功能，天然具備企業(yè)治理效率提升的內(nèi)在導(dǎo)向作用，尤其對(duì)高碳排放的污染型企業(yè)，綠色金融改革創(chuàng)新的全面推行，必然會(huì)對(duì)該類企業(yè)的信貸融資形成約束。根據(jù)公司金融學(xué)及信息經(jīng)濟(jì)學(xué)，高質(zhì)量的信息披露能夠降低企業(yè)信貸融資中的信息不對(duì)稱程度，當(dāng)企業(yè)存在融資限制時(shí)，往往會(huì)傾向于主動(dòng)提高自我信息披露質(zhì)量，通過(guò)減少信息不對(duì)稱來(lái)降低較高的融資成本，緩解融資約束?；诖耍紤]以2017年綠色金融試點(diǎn)改革為切入點(diǎn)，搜集整理2015—2020年滬深兩市A股重污染企業(yè)的數(shù)據(jù)，通過(guò)雙重差分法來(lái)考察綠色金融政策推行是否提升了試點(diǎn)地區(qū)重污染企業(yè)的信息披露質(zhì)量。與此同時(shí)，還將深入探討綠色金融改革通過(guò)怎樣的作用機(jī)制改善了企業(yè)信息披露質(zhì)量，這種改善又是否會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和所在地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度的差異表現(xiàn)出異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)回顧與理論分析

（一）綠色金融改革創(chuàng)新及其政策效應(yīng)研究

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)在2017年提出并開(kāi)始試點(diǎn)建設(shè)，目前其政策效應(yīng)還沒(méi)有完全顯現(xiàn)，相關(guān)的研究也較為有限。學(xué)術(shù)界關(guān)于綠色金融宏觀層面的研究可分為兩類：一是從綠色金融改革創(chuàng)新的路徑探索以及經(jīng)驗(yàn)借鑒等角度為完善綠色金融體系提出政策意見(jiàn)，此類多是規(guī)范研究，比如王梓利等以改革試驗(yàn)區(qū)為例探討了我國(guó)地方綠色金融實(shí)踐發(fā)展路徑[1]；張嫄等從綠色金融試點(diǎn)運(yùn)行的經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)角度，提出要有針對(duì)性的構(gòu)建減碳體系下的氣候投融資試點(diǎn)建設(shè)方案[2]。二是從綠色金融改革創(chuàng)新的效果出發(fā)進(jìn)行政策效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)，比如沈璐等將綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，探討了對(duì)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的影響，發(fā)現(xiàn)綠色金融能夠倒逼企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任[3]；申韜等探討了綠色金融試點(diǎn)政策對(duì)于能源強(qiáng)度的影響，發(fā)現(xiàn)其對(duì)單位GDP能源消耗的降低效果非常顯著[4]。這些分析說(shuō)明綠色金融在影響企業(yè)融資行為、改變企業(yè)運(yùn)行體制、增強(qiáng)企業(yè)自身綠色減碳使命、完善現(xiàn)代企業(yè)自我治理等方面有良好的引導(dǎo)作用。

關(guān)于綠色金融對(duì)微觀企業(yè)層面的經(jīng)濟(jì)影響，學(xué)者們普遍認(rèn)為其能夠抑制污染企業(yè)信貸融資，形成融資約束，增加融資成本。比如丁杰等認(rèn)為綠色金融明顯抑制了重污染企業(yè)的信貸融資[5]；蘇冬蔚等指出，綠色金融給重污染企業(yè)帶來(lái)了融資懲罰效應(yīng)和投資抑制效應(yīng)，進(jìn)而提高了其融資成本[6]；薛儉等認(rèn)為綠色金融對(duì)重污染企業(yè)的長(zhǎng)期負(fù)債融資抑制明顯，給企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)帶來(lái)嚴(yán)重影響[7]。但也有部分學(xué)者認(rèn)為綠色金融能夠增加企業(yè)的融資便利，比如牛海鵬等，認(rèn)為綠色金融政策顯著提升了綠色上市公司的融資便利，并未對(duì)其融資成本帶來(lái)影響[8]。

（二）綠色金融影響企業(yè)信息披露的作用機(jī)理

根據(jù)綠色金融的基本內(nèi)涵，其創(chuàng)新改革必然促使污染企業(yè)面臨更加嚴(yán)苛的融資監(jiān)管要求。污染企業(yè)，尤其是重污染企業(yè)為了生存下來(lái)，短期會(huì)尋求末端治理，減少污染排放，長(zhǎng)期會(huì)進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型，升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。而且一般污染類企業(yè)都屬于重資產(chǎn)行業(yè)，本身就存在較大的資金需求，受限于我國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展水平，目前金融機(jī)構(gòu)是這些企業(yè)資金融通的重要來(lái)源。隨著綠色金融改革的推進(jìn)，銀行對(duì)該類企業(yè)的信息披露要求會(huì)更加嚴(yán)格，企業(yè)獲得貸款的難度會(huì)明顯加大，借款成本也必然提高。信息披露是企業(yè)向外界傳遞經(jīng)營(yíng)績(jī)效的主要途徑，高質(zhì)量的信息披露是企業(yè)信貸資金申請(qǐng)的重要依賴，是銀行衡量企業(yè)還款能力、發(fā)放信貸資金的重要保障。企業(yè)信息披露質(zhì)量越高，銀企之間的信息不對(duì)稱程度越低，企業(yè)信貸違約風(fēng)險(xiǎn)越小，獲得融資的可能性也就越高，融資成本也越低。因此，重污染企業(yè)為了緩解綠色金融改革造成的融資限制，增強(qiáng)信貸融資的可得性，會(huì)著手降低銀企之間的信息不對(duì)稱，改善企業(yè)信息披露質(zhì)量。張鐵鑄等的研究就指出，企業(yè)融資約束與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)，融資約束程度越大，信息披露質(zhì)量也會(huì)越高[9]；丁汀等也認(rèn)為企業(yè)在融資約束程度較高時(shí)，為了降低因信息不對(duì)稱導(dǎo)致的高融資成本，更傾向于提高信息披露質(zhì)量[10]；同樣，李竹薇等研究發(fā)現(xiàn)提升信息披露質(zhì)量能夠顯著降低企業(yè)信息不對(duì)稱，從而緩解融資約束[11]。因此，可以預(yù)期2017年開(kāi)始的五省八市綠色金融改革，在加重轄區(qū)內(nèi)相關(guān)污染企業(yè)融資約束和融資成本的同時(shí)，也會(huì)倒逼其提升企業(yè)信息披露質(zhì)量。

（三）綠色金融對(duì)污染企業(yè)信息披露的差異影響

由于企業(yè)性質(zhì)及其所處區(qū)域的環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策不同，污染企業(yè)對(duì)于綠色金融政策的敏感度可能存在差異。一方面，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)所能承受的邊際成本不同，在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中需要衡量的債務(wù)融資成本的上升程度也是不同的。金融機(jī)構(gòu)在信貸資金分配時(shí)往往存在“政治啄序”現(xiàn)象，相較于非國(guó)有企業(yè)，更加傾向于向國(guó)有企業(yè)提供融資機(jī)會(huì)。世界銀行調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)超過(guò)七成的非國(guó)有企業(yè)認(rèn)為外部融資限制是阻礙企業(yè)發(fā)展的主要因素。綠色金融改革增強(qiáng)了重污染企業(yè)的融資約束，這對(duì)于本來(lái)融資受限的非國(guó)有企業(yè)無(wú)疑是雪上加霜。因此，可以預(yù)期為了適應(yīng)綠色金融改革帶來(lái)的艱難融資環(huán)境，非國(guó)有企業(yè)更需要改善信息披露質(zhì)量，降低銀企之間的信息不對(duì)稱，緩解融資限制。另一方面，地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度也會(huì)對(duì)企業(yè)的融資成本產(chǎn)生影響，金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平高，制度體系完善，企業(yè)融資渠道也比較多，除了信貸融資以外，它們還可以尋求股權(quán)融資或債權(quán)融資等。因此，可以預(yù)期相對(duì)于金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)，綠色金融改革對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)重污染企業(yè)的影響更加明顯。

從上述文獻(xiàn)梳理及作用機(jī)理分析可看出，現(xiàn)有研究大多聚焦于綠色金融的政策影響及其對(duì)微觀企業(yè)的經(jīng)濟(jì)影響，鮮有直接分析綠色金融對(duì)企業(yè)信息披露等治理效率層面關(guān)系的研究。因此，探究綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，進(jìn)而評(píng)估綠色金融試點(diǎn)政策效應(yīng)，不僅可以豐富現(xiàn)有理論成果，更有利于發(fā)揮綠色金融在“雙碳”背景下的減碳降排導(dǎo)向作用。但綠色金融的政策試行是否真的增強(qiáng)了重污染企業(yè)的融資約束和融資成本，倒逼其提升信息披露質(zhì)量？相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，綠色金融改革是否對(duì)非國(guó)有企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響更為明顯？相對(duì)于金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)，綠色金融改革對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響是否更顯著？這些問(wèn)題，需要進(jìn)一步通過(guò)實(shí)踐數(shù)據(jù)進(jìn)行深入的計(jì)量檢驗(yàn)和對(duì)比分析。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

以2017年我國(guó)建立的首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)對(duì)象，選取2015—2020年滬深兩市A股上市公司中的重污染企業(yè)為初始樣本。首先，重污染行業(yè)的認(rèn)定參照中國(guó)證監(jiān)會(huì)2012年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》，最終確定火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等行業(yè)為重污染行業(yè)。其次，考慮到綠色金融改革創(chuàng)新首批五省八市試點(diǎn)地區(qū)呈現(xiàn)對(duì)外開(kāi)放的格局，單一州市的改革創(chuàng)新可能帶動(dòng)全省的改革創(chuàng)新，以及樣本數(shù)據(jù)的可得性，可將浙江、江西、廣東、貴州和新疆五?。▍^(qū)）的重污染企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，其余省份的重污染企業(yè)作為控制組。同時(shí)，根據(jù)已有研究慣例，對(duì)樣本做如下處理：（1）剔除樣本期內(nèi)ST、ST*的企業(yè)；（2）剔除2015年以后上市的企業(yè)；（3）剔除主要變量缺失的企業(yè)。經(jīng)上述處理之后，最終樣本包含417家上市公司，2 502個(gè)樣本觀測(cè)值。所有上市公司信息披露質(zhì)量和相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，為了降低極端值對(duì)研究的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平上的縮尾處理。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為了驗(yàn)證前文預(yù)期，參照沈璐等的研究[3]，構(gòu)建以下雙重差分模型：

其中，Quality為企業(yè)信息披露質(zhì)量；Treat為組別虛擬變量，用來(lái)區(qū)分實(shí)驗(yàn)組和控制組；Post為時(shí)間虛擬變量，用來(lái)區(qū)分2017年綠色金融改革前后的時(shí)間段；交乘項(xiàng)Treat×Post為雙重差分的核心解釋變量；Controlsi,t為相關(guān)控制變量；ΣYear、ΣProvince和ΣIndustry分別表示年份、省份和行業(yè)固定效應(yīng)；εi,t為模型設(shè)定誤差。

1.被解釋變量

關(guān)于被解釋變量企業(yè)信息披露質(zhì)量（Quality）的度量，參考劉歡等的研究[12]，基于KV度量法（Oliver等，2001）[13]的企業(yè)股票收益率和交易量之間關(guān)系來(lái)綜合表示企業(yè)信息披露質(zhì)量。KV度量法是一種相對(duì)市場(chǎng)化的衡量企業(yè)信息披露質(zhì)量的方法，將企業(yè)信息的自愿披露與強(qiáng)制披露結(jié)合在一起，比較適用于檢驗(yàn)作為市場(chǎng)化環(huán)境規(guī)制手段的綠色金融與企業(yè)信息披露質(zhì)量的關(guān)系。KV指數(shù)的度量模型如下所示：

其中，Pt為t日企業(yè)股票收盤價(jià)格，Volt為t日企業(yè)股票交易量，Vol0為企業(yè)股票的年平均成交量。

將企業(yè)股票日收益率與日成交量的變化進(jìn)行最小二乘回歸就得到值β，即用β值來(lái)構(gòu)建KV指數(shù)。因此，β值越大，KV指數(shù)越大，股票收益率與交易量的關(guān)系越強(qiáng)，企業(yè)信息披露質(zhì)量越弱，即KV指數(shù)與企業(yè)信息披露質(zhì)量成反比關(guān)系。為了后面的實(shí)證研究，可將KV指數(shù)取負(fù)數(shù)作為企業(yè)信息披露質(zhì)量（Quality）的代理變量，當(dāng)Quality值越大時(shí)，表明企業(yè)信息披露質(zhì)量越高。

2.核心解釋變量

定義交乘項(xiàng)Treat×Post為核心解釋變量，其中Treat為組別虛擬變量，根據(jù)浙江、江西、廣東、貴州和新疆五個(gè)綠色金融改革試點(diǎn)地區(qū)，若企業(yè)所在省份屬于試點(diǎn)區(qū)域，Treat取值為1（實(shí)驗(yàn)組），否則取值為0（控制組）；Post為時(shí)間虛擬變量，由于綠色金融改革是在2017年6月提出的，提出當(dāng)年及之后年度（2017—2020年）Post取值為 1，提出之前年度（2015—2016年）取值為 0。在此，預(yù)期交乘項(xiàng)Treat×Post的回歸系數(shù)顯著為正，即綠色金融改革可能會(huì)倒逼重污染企業(yè)提升信息披露質(zhì)量。

3.控制變量

為了避免內(nèi)生性，在參考已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，考慮從企業(yè)財(cái)務(wù)狀況和企業(yè)治理狀況兩個(gè)方面對(duì)影響企業(yè)信息披露質(zhì)量的因素進(jìn)行控制（見(jiàn)表1）。其中，企業(yè)財(cái)務(wù)狀況層面包括：企業(yè)規(guī)模（Size），采用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev），采用企業(yè)年末總資產(chǎn)與總負(fù)債的比例表示；總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（ROA），采用企業(yè)凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)平均余額的比例表示；托賓Q值（TobinQ），等于(流通股市值+非流通股份數(shù)×每股凈資產(chǎn)+負(fù)債賬面值)/總資產(chǎn)。顯而易見(jiàn)，企業(yè)規(guī)模越大，總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率越高，托賓Q值越大，企業(yè)信息披露質(zhì)量越低；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)信息披露質(zhì)量越高。企業(yè)治理層面包括：第一股東持股比例（Top1），采用第一大股東持股數(shù)量與總股數(shù)的比例表示；獨(dú)立董事比例（Indep），采用獨(dú)立董事人數(shù)與董事總?cè)藬?shù)之比表示；兩職合一性（Dual），表示董事長(zhǎng)是否兼職總經(jīng)理。一般而言，第一股東持股比例越高，獨(dú)立董事比例越高，企業(yè)信息披露質(zhì)量越高。

表1 主要變量定義與說(shuō)明

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表中可知，在樣本期間被解釋變量企業(yè)信息披露質(zhì)量（Quality）的均值為-0.558，中位數(shù)為-0.525，標(biāo)準(zhǔn)差為0.205，分布比較均勻。Treat的均值為0.213，說(shuō)明樣本中有21.3%的企業(yè)所在省份屬于綠色金融改革試點(diǎn)地區(qū)，可見(jiàn)重污染企業(yè)中試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)占有一定比例，這也為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。Post的均值為0.667，說(shuō)明綠色金融改革前后樣本規(guī)模相對(duì)均衡，其他的有關(guān)控制變量均在正常范圍以內(nèi)，且和已有相關(guān)文獻(xiàn)研究的數(shù)值相一致。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的平行趨勢(shì)

圖1顯示了2017年綠色金融改革前后6年“試點(diǎn)地區(qū)”和“非試點(diǎn)地區(qū)”的重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的平行趨勢(shì)，其中，縱軸表示企業(yè)信息披露質(zhì)量，橫軸表示年份變量。從圖中可以看出，在2017年綠色金融改革之前，試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)信息披露質(zhì)量的變化趨勢(shì)基本呈現(xiàn)平行狀態(tài)，初步表明滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，但是2017年之后，試點(diǎn)和非試點(diǎn)地區(qū)的這種變化趨勢(shì)開(kāi)始呈現(xiàn)明顯差異，試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)平均信息披露質(zhì)量的增長(zhǎng)速度要顯著高于非試點(diǎn)地區(qū)，并且在2018年試點(diǎn)地區(qū)平均信息披露質(zhì)量已經(jīng)趕超了非試點(diǎn)地區(qū)，這表明綠色金融改革可能倒逼了重污染企業(yè)提升信息披露質(zhì)量。

圖1 重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的平行趨勢(shì)圖

（三）綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量整體水平的影響

進(jìn)行綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量影響的計(jì)量檢驗(yàn)，模型1的基本回歸結(jié)果如表3所示。表中（1）列為未加入控制變量和固定效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，交乘項(xiàng) Treat×Post的系數(shù)為0.0628，且在1%的水平下顯著；表中（2）列為加入了控制變量但未加入固定效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，交乘項(xiàng) Treat×Post的系數(shù)為 0.0255，且在 5% 的水平下顯著；表中（3）列為加入控制變量和固定效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.0287，且在10%的水平上顯著。顯然，以上這些結(jié)果均說(shuō)明綠色金融改革顯著提升了重污染企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

表3 綠色金融改革與重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量：基本回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

考慮到2017年綠色金融改革之前的其他事件對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升可能存在影響，需要進(jìn)一步控制樣本企業(yè)其他特征產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，為此，將綠色金融改革“提前兩年”進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。將樣本期間重新確立為2013—2018年，假設(shè)綠色金融改革是在2015年提出的，對(duì)時(shí)間虛擬變量進(jìn)行重新賦值，將屬于2015年之前的樣本時(shí)間虛擬變量重新賦值為0，將屬于2015年及以后的樣本時(shí)間虛擬變量重新賦值為1，然后生成新的交乘項(xiàng)，重新進(jìn)行政策效果回歸分析。如果沒(méi)有觀察到企業(yè)信息披露質(zhì)量的顯著變化，交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)與之前存在明顯差異且不顯著，則表明之前的基本回歸結(jié)果是可靠的，即企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升是由于綠色金融改革而引起的，而不是其他不可觀測(cè)的因素引起的。檢驗(yàn)結(jié)果如表4中（1）列所示，交乘項(xiàng)Treat×Post的回歸系數(shù)不顯著，表明重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升確實(shí)是由綠色金融改革而引起的，說(shuō)明前文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.替換被解釋變量的重新檢驗(yàn)

考慮到數(shù)據(jù)測(cè)量誤差對(duì)研究結(jié)論可能會(huì)產(chǎn)生影響，選擇替換變量的方法對(duì)前文研究結(jié)論再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Oliver等提出了另一種計(jì)算KV指數(shù)的方法[13]，具體模型如下：

參考林長(zhǎng)泉等的研究[14]，用β×106構(gòu)建KV指數(shù)，同時(shí)與上文保持一致，將KV指數(shù)取負(fù)數(shù)作為企業(yè)信息披露質(zhì)量的代理變量，然后對(duì)被解釋變量進(jìn)行替換之后重新進(jìn)行回歸以檢驗(yàn)前文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。檢驗(yàn)結(jié)果如表4中（2）列所示，替換被解釋變量之后交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)仍然在10%的水平上顯著為正，這表明綠色金融改革提升了重污染企業(yè)的信息披露質(zhì)量，進(jìn)一步說(shuō)明前文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.傾向性得分匹配+雙重差分模型的重新檢驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)組和控制組重污染企業(yè)基本特征的差異可能會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾。為了排除企業(yè)基本特征差異性的干擾，嘗試?yán)脙A向性得分匹配（PSM）對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行重新匹配。首先選擇企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（ROA）、托賓 Q 值（TobinQ）、第一股東持股比例（Top1）、獨(dú)立董事比例（Indep）、兩職合一（Dual）作為協(xié)變量進(jìn)行最近鄰匹配，匹配時(shí)按照1∶1的比例對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行樣本匹配。最后，將通過(guò)傾向性得分匹配的樣本重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4中（3）列所示，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.0653，且在5%的水平下顯著，表明綠色金融改革提升了重污染企業(yè)的信息披露質(zhì)量，再次說(shuō)明前文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、異質(zhì)性分析與作用機(jī)制檢驗(yàn)

（一）異質(zhì)性分析

前文的基本回歸結(jié)果以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升具有顯著的作用。接下來(lái)將集中探討并檢驗(yàn)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度下綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量影響的差異性。

1.基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

預(yù)期綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響可能會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同而存在差異性。參考王海芳等的研究[15]，按照最終控制人的性質(zhì)將全樣本劃分為國(guó)有企業(yè)樣本組和非國(guó)有企業(yè)樣本組。在控制其他變量不變的基礎(chǔ)上，分別對(duì)國(guó)有企業(yè)組和非國(guó)有企業(yè)組進(jìn)行回歸，結(jié)果如表 5中（1）列和（2）列所示。在表 5的（1）列國(guó)有企業(yè)組的回歸中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)不顯著，但在（2）列非國(guó)有企業(yè)組的回歸中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.0308，且在5%的水平上顯著。這說(shuō)明，與國(guó)有企業(yè)相比，綠色金融改革對(duì)非國(guó)有企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響更加顯著，與預(yù)期相一致。

2.基于地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度的異質(zhì)性分析

同樣，預(yù)期綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響可能因企業(yè)所在地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度的不同而存在差異性。參考劉強(qiáng)等的研究[16]，使用樊綱等編制的《市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中要素市場(chǎng)發(fā)育程度評(píng)分來(lái)度量地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度，若地區(qū)要素市場(chǎng)發(fā)育程度評(píng)分高于中位數(shù)，則將該地區(qū)定義為金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)，否則定義為金融業(yè)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。在控制其他變量不變的基礎(chǔ)上，分別對(duì)金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)組和金融業(yè)欠發(fā)達(dá)地區(qū)組進(jìn)行回歸，結(jié)果如表 5中（3）列和（4）列所示。在表5的（3）列對(duì)金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)組回歸中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)不顯著，但在表5的（4）列對(duì)金融業(yè)欠發(fā)達(dá)地區(qū)組回歸中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.0408，且在5%的水平上顯著。這說(shuō)明，相對(duì)于金融業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)重污染企業(yè)，欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)中綠色金融改革提升信息披露質(zhì)量的作用更加顯著，同樣與前面的預(yù)期相一致。

表5 異質(zhì)性分析

（二）作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文分析指出，綠色金融改革是通過(guò)加大重污染企業(yè)融資約束程度倒逼企業(yè)提升信息披露質(zhì)量的，因此接下來(lái)再?gòu)摹叭谫Y約束”的渠道來(lái)對(duì)此作用機(jī)制進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)和分析。關(guān)于企業(yè)融資約束的衡量，學(xué)術(shù)界廣泛采用KZ指數(shù)。KZ指數(shù)的構(gòu)建采用現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物、經(jīng)營(yíng)性凈現(xiàn)金流量、現(xiàn)金股利、資產(chǎn)負(fù)債率以及托賓Q值五個(gè)變量，KZ指數(shù)值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)。借鑒沈璐等的研究[3]，采用如下模型對(duì)綠色金融改革和企業(yè)融資約束之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)：

檢驗(yàn)結(jié)果如表6中（1）列所示，在控制其他影響因素不變的條件下，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.0312，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明綠色金融改革確實(shí)增強(qiáng)了重污染企業(yè)融資約束，進(jìn)而倒逼企業(yè)提高信息披露質(zhì)量，該作用機(jī)制與前述預(yù)期是一致的。進(jìn)一步，對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6中（2）∽（5）列所示，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)融資約束的作用機(jī)制主要體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)和金融業(yè)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，同樣與前文的實(shí)證結(jié)論相一致。

表6 作用機(jī)制檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

以2017年綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于A股上市重污染行業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)樣本，探究了綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）綠色金融改革使得試點(diǎn)地區(qū)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量明顯高于非試點(diǎn)地區(qū)，說(shuō)明綠色金融確實(shí)顯著提升了重污染企業(yè)的信息披露質(zhì)量；（2）相比國(guó)有企業(yè)，綠色金融改革對(duì)于非國(guó)有重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升作用更加明顯；（3）相比金融業(yè)發(fā)達(dá)的地區(qū)，綠色金融改革對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升作用在金融業(yè)欠發(fā)達(dá)地區(qū)更加顯著；（4）進(jìn)一步的作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，綠色金融改革是通過(guò)增加融資約束倒逼了企業(yè)提升信息披露質(zhì)量。

上述研究表明綠色金融的試點(diǎn)改革表現(xiàn)出了良好的政策導(dǎo)向作用和公司治理效應(yīng)，尤其對(duì)重污染企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升及其減碳降碳的內(nèi)在動(dòng)力激發(fā)，提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

（二）啟示與對(duì)策建議

首先，進(jìn)一步發(fā)揮綠色金融的低碳經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向作用。在當(dāng)前“雙碳”目標(biāo)建設(shè)的關(guān)鍵時(shí)刻，各級(jí)政府應(yīng)該積極發(fā)揮綠色金融的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型導(dǎo)向和資源配置作用，明確綠色金融改革創(chuàng)新的工具抓手和目標(biāo)任務(wù)，盡快凝練可復(fù)制可推廣的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)良好經(jīng)驗(yàn)，督促各類經(jīng)濟(jì)主體，尤其是重污染企業(yè)自覺(jué)提升信息披露質(zhì)量，履行減碳降碳、環(huán)境保護(hù)的社會(huì)責(zé)任，為2030年前實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰和2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和的長(zhǎng)期目標(biāo)奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

其次，因地制宜的利用好綠色金融政策影響差異。綠色金融的經(jīng)濟(jì)影響會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異和地區(qū)金融業(yè)發(fā)達(dá)程度差異而存在不同，因此綠色金融改革創(chuàng)新推廣及綠色金融相關(guān)政策實(shí)施，不能實(shí)行簡(jiǎn)單的復(fù)制或“一刀切”模式，要充分考慮因地區(qū)和企業(yè)性質(zhì)不同而產(chǎn)生的異質(zhì)性。非國(guó)有的規(guī)模以上民營(yíng)企業(yè)，應(yīng)該重點(diǎn)納入綠色金融支持范疇，因?yàn)檫@類企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型動(dòng)力，以及完善信息披露獲得綠色信貸支持的內(nèi)在需求更為強(qiáng)烈。處于中西部金融業(yè)相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)，由于缺乏更多的資本市場(chǎng)融資渠道，需要更多的綠色金融優(yōu)惠政策傾斜，才能在確保地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力和活力的同時(shí)，順利完成減碳降碳階段目標(biāo)。