碳信息披露與股權融資成本
——基于2011～2015年《CDP中國百強氣候變化報告》

韓金紅（副教授），曾 曉

一、引言

氣候問題早已成為全球性的問題，由碳排放導致的全球變暖問題越來越受到各國的重視。在控制全球變暖、發展低碳經濟的問題上，世界各國有著一致的認識。從1994年發布《聯合國氣候變化框架公約》到2012年世界各國共同簽訂《巴黎協定》，從2009年我國響應《哥本哈根減排協議》到2015年我國政府擴大碳排放權交易試點范圍以應對氣候變化，不管是從國際視野還是從國內視角來看，在應對氣候變化問題上各國從未停止腳步。

碳信息披露作為企業就其碳排放管理與外界進行溝通和交流的工具，在當前我國碳減排階段有著十分重要的意義。我國碳信息披露尚處于自愿性披露階段，對碳信息披露經濟后果的研究較少，且未達成一致結論。如果碳信息披露有其價值，從資本市場投資者的角度看，是否能通過降低股權融資成本這一重要途徑使企業獲益？如果企業所處的環境條件不同，這種影響機制又會發生何種變化，這些問題都是本文想要探究的。

本文的貢獻在于：第一，不同于以往研究主要從內容界定、企業價值等方面來考察碳信息披露的經濟后果（陳華等，2013；王仲兵、靳曉超，2013；李慧云等，2016），本文選擇資本市場投資者視角，有助于探索碳信息披露對企業影響的新途徑；第二，在研究碳信息披露對股權融資成本影響的基礎上，引入市場化水平、機構投資者持股、政府監管等調節變量，來檢驗不同條件下企業碳信息披露對股權融資成本的降低作用，有助于全面理解碳信息披露對股權融資成本的作用機制；第三，企業碳信息披露與股權融資成本之間可能存在內生性問題，是否不同股權融資成本特征下的企業碳信息披露水平有所差異，以往文獻并沒有做出合理解釋，本文運用二階段回歸來降低內生性影響，并且與以往相關研究采用單一模型來衡量股權融資成本不同，本文分別采用PEG和OJN模型來估算股權融資成本，使結論更加穩健。

二、理論分析與研究假設

已有研究表明，我國股票市場信息披露會降低股權融資成本（曾穎、陸正飛，2006）。有學者把該影響機制拓展到環境信息披露，得到環境信息披露會降低股權融資成本的結論（沈洪濤等，2010；袁洋，2014；葉陳剛等，2015），而備受關注的碳信息披露對企業的股權融資成本是否有相同的影響機制呢？

Andrew（2011）的研究發現，通過碳信息披露項目（Carbon Disclosure Project，簡稱CDP）披露的碳信息滿足了投資者在決策中對企業氣候變化數據的需求。Le等（2013）的研究指出，企業的碳信息披露可以緩解其來自合法性的壓力。Nishitani、Kokubu（2012）的研究認為，如果投資者等利益相關者將溫室氣體減排視為企業的無形資產，會增加對企業的價值認同度，改變投資者偏好。以往相關研究更多的是從投資者決策層面來考察企業的碳信息披露，本文認為碳信息披露會通過緩解信息不對稱、降低企業面臨的合法性壓力、提高企業的價值等方面，降低投資者要求的風險回報，從而降低股權融資成本?；谇笆龇治?，提出研究假設1：

H1：提升碳信息披露水平會降低企業的股權融資成本。

以上對碳信息披露的分析主要從企業自身的披露動機及披露效果出發，但企業的生存和發展會受外部環境影響，國外已有研究表明企業外部環境會影響企業的資本成本（Shroff，2013）。王化成等（2011）的研究表明，市場環境是企業外部環境的重要組成部分。我國是市場化相對不均衡的國家，處于市場經濟轉軌時期，各地區的市場化水平有一定差異。

已有研究表明，在市場化水平高的地區會有更少的政府市場干預和關系型資源交易，更加完善的市場機制使得競爭相對公平（李慧云等，2016），在這種情況下，企業通過碳信息披露來消除逆向選擇、提高股票流動性、降低股權融資成本的效果就更明顯。因此，提出研究假設2：

H2：市場化水平越高的地區，碳信息披露對股權融資成本的降低作用越強。

已有大量國內外研究表明機構投資者在公司治理中發揮了“用手投票”的監督作用（史永東、王謹樂，2014；蔡宏標、饒品貴，2015；Ramalingegowda，2012）。因此，探討機構投資者持股所帶來的治理效果對碳信息披露與股權融資成本兩者之間的關系有何種影響，對于從資本市場參與者角度厘清碳信息披露對股權融資成本的影響機制有重要意義。

從信息披露質量來看，有研究表明機構投資者對公司的信息披露有治理作用，包括信息的質量、及時性、準確性等方面（牛建波等，2013；Ajinkya等，2005）；從信息披露的解讀來看，現有不完善的碳信息披露制度增加了碳信息的解讀成本，而機構投資者會對其碳信息披露有更充分的解讀，這會降低公眾的解讀成本，使企業的碳信息披露有更好的效果；從信息披露的傳播來看，機構投資者在信息收集等方面具有較大優勢（陳小林、孔東民，2012），因此更有利于碳信息的傳播，其能更好地發揮信息披露價值的規模效應，從而更能降低股權融資成本?；谇笆龇治?，提出研究假設3：

H3：相比沒有機構投資者持股，機構投資者持股使碳信息披露對股權融資成本的降低作用增強。

為了保證信息披露的質量和有效性，或者是出于對某些信息特定使用群體的保護，政府有必要對企業披露的信息進行監管（Beyer等，2009）。Cohen等（2005）以SOX法案的頒布為研究契機，發現SOX法案的頒布有效地提高了會計信息質量。上述研究都表明政府對信息的監管有利于提高信息質量，降低信息不對稱。

沈洪濤等（2010）以再融資環保核查為契機，以重污染行業為研究樣本，實證分析了監管制度、信息披露與資本成本之間的關系，研究得出受再融資環保核查政策影響的企業中，環境信息披露與權益資本成本的負向關系更加明顯。2008年開始實施的《政府信息公開條例》和《環境信息公開辦法（試行）》對我國企業的環境信息公開進行監管。在當前低碳減排的大背景下，企業的碳信息披露會受到政府監管的影響，這必然會約束企業的披露行為，有利于提高企業的碳信息披露質量，從而給市場傳遞更為可靠的信息，對股權融資成本的降低作用更明顯?；谇笆龇治?，提出研究假設4：

H4：企業面臨的政府監管強度越大，碳信息披露對股權融資成本的降低作用越強。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文選取2011～2015年《CDP中國百強氣候變化報告》（以下簡稱《CDP報告》）涉及的上市企業，首先剔除原始樣本中的港股數據，再剔除數據缺失的樣本，最終得到樣本公司311家。本文的財務數據和公司治理數據從國泰安數據服務中心（數據庫）獲?。?011～2015年《CDP報告》資料來自于中國CDP官網；機構投資者持股數據、系統風險數據來自于銳思數據庫（RESSET）；政府監管數據來自于環境信息監管指數，從中國城市PITI指數報告中獲??；市場化數據來自《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2016年度報告》。本文利用stata 12.0進行數據統計及實證檢驗，同時分別對連續變量兩端進行1%的縮尾處理（Winsorize）。

（二）變量定義及模型設計

1.變量定義。

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為股權融資成本。本文借鑒相關文獻的研究采用OJN模型來測算企業的股權融資成本（袁洋，2014；葉陳剛等，2015）。OJN模型具體公式如下：

其中：R為股權融資成本；γ-1代表長期盈余增長率；δ表示股票過去三年平均股利支付率；eps1代表t+1年分析師預測的每股收益；eps2為t+2年的預測每股收益；P0為t-1年末的股票收盤價。

（2）解釋變量。碳信息披露水平（VCIDL）為解釋變量。碳信息披露是指通過一定的方式將企業有關碳方面的信息公布于眾。本文將以CDP回應情況為基礎，并結合《企業社會責任報告》對碳信息披露水平進行綜合評分。通過對《CDP報告》的閱讀和梳理，可以把碳信息披露項目的回應分為四類：填寫問卷、提供信息、沒有回復和拒絕回復。本文針對前兩類情況分別對相應企業賦值為2分、1分，對于沒有回復和拒絕回復的則賦值為0分。在此基礎上，對社會責任報告中涉及的碳信息披露條數進行統計，大于中值水平的賦值為2分，小于或等于中值水平的賦值為1分，沒有披露的為0分。最后，綜合《CDP報告》及《企業社會責任報告》得分情況，得到碳信息披露水平指標，分別為4、3、2、1、0。

（3）調節變量。①市場化水平。本文借鑒李慧云、劉鏑（2016）的研究，將2008～2014年連續7年排名前五位的廣東、上海、浙江和江蘇四個省份作為市場化水平比較高的地區，賦值為1，其他省份為0。②機構投資者持股。本文借鑒陸瑤等（2012）的研究，對機構投資者持股采用虛擬變量度量。上市公司存在機構投資者持股取值為1，上市公司不存在機構投資者持股取值為0。③政府監管。借鑒沈洪濤、馮杰（2012）等的研究選取PITI指數作為政府監管壓力的評價變量。具體做法是分年度對PITI值大于中位數的政府監管取值為1，PITI值小于中位數的政府監管取值為0。

（4）控制變量。相關控制變量定義及其度量如表1所示：

表1 變量說明

2.模型設計。本文主要研究企業碳信息披露對股權融資成本的影響，在此基礎上根據市場化水平、機構投資者持股、政府監管的差異進行分組回歸，來進一步探究市場化水平、機構投資者持股、政府監管等對碳信息披露影響股權融資成本的調節作用。為了檢驗碳信息披露與股權融資成本的關系，建立多元回歸模型如下：

其中：R代表公司的股權融資成本；VCIDL代表碳信息披露水平，預期VCIDL的系數為負。其他變量解釋見表1。

四、研究設計

（一）描述性統計

本文主要變量的相關描述性統計如表2所示。由表2可以看出，股權融資成本（R）平均為12.98%，與葉陳剛等（2015）和袁洋（2014）用OJN模型分別算出的平均股權融資成本12.7%、12.53%相近，這也說明所選取的樣本符合一般性，其最大值為22.67%，最小值為4.95%，也符合預期。碳信息披露水平（VCIDL）的最大值為4，最小值為0，而其平均值為1.6824，說明企業的碳信息披露水平偏低，而其標準差為1.2495，說明不同企業的碳信息披露水平存在較大差異，這可能與我國目前處于自愿性碳信息披露階段有關。

表2 變量描述性統計

（二）相關性分析

對本文的主要變量進行Pearson相關性分析，結果見表3。由于最初公司規模（SIZE）與賬面市值比（BM）的相關系數為0.671，所以本文借鑒陳信元等（2014）的方法對公司規模（SIZE）與賬面市值比（BM）進行了正交旋轉（orthog）處理。由表3可以看出，各自變量間相關系數均小于0.5，表明不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關性分析

（三）多元回歸分析

本文選擇2011～2015年《CDP報告》涉及的企業為研究樣本，對企業的碳信息披露水平與股權融資成本之間的關系進行分析，并在此基礎上分別考慮市場化水平、機構投資者持股、政府監管三個方面對此關系的調節作用。

1.碳信息披露與股權融資成本。

表4 碳信息披露與股權融資成本回歸分析

由表4可以看出，回歸模型的擬合優度為0.2999，說明本文選取的自變量對因變量解釋比較充分。模型F統計量的值為9.08，在1%的水平上顯著，表明回歸模型具有良好的顯著性。

從回歸結果可以看出，碳信息披露水平（VCIDL）的系數為-0.0026，其對應的t統計值為-1.706，p值為0.089，即在10%的水平上顯著，因此H1得到了驗證，即企業提升碳信息披露水平會降低企業的股權融資成本。

2.市場化水平、碳信息披露與股權融資成本。對全樣本依據市場化水平的不同進行分組回歸，具體回歸結果如表5所示。

在低市場化水平組的回歸結果中，VCIDL的系數為-0.0019，并且不顯著；而在高市場化水平組的回歸結果中，VCIDL的系數為-0.0069，并且在5%的水平上顯著，說明在高市場化水平地區，企業的碳信息披露水平與股權融資成本的負相關程度更大。因此，H2得到了驗證。這是因為，高市場化水平地區市場對信息的甄別更強，對投資者的保護更好，因此企業的碳信息披露更容易被投資者認可，更有利于減少逆向選擇和道德風險的發生，從而有利于降低企業的股權融資成本。

表5 市場化水平、碳信息披露與股權融資成本回歸分析

3.機構投資者持股、碳信息披露與股權融資成本。在自愿性碳信息披露階段，碳信息披露體系并不完善，作為知情者的機構投資者對企業的信息披露有其特有的解讀和傳遞作用，本文將以是否有機構投資者持股進行分組回歸，來檢驗機構投資者持股對碳信息披露與股權融資成本關系的影響。

通過表6可知，雖然兩組回歸的碳信息披露（VCIDL）的系數都為負，但有機構投資者持股組的碳信息披露水平（VCIDL）的系數在統計上是顯著的，而無機構投資者持股組的碳信息披露水平（VCIDL）的系數在統計上并不顯著，說明相比于沒有機構投資者持股，有機構投資者持股使碳信息披露對股權融資成本的降低作用更強，因此H3得到驗證。

這可能是因為我國處于自愿性碳信息披露階段，披露制度的不完善增加了投資者對碳信息的解讀成本，而機構投資者是介于內部股東與外部股東之間的第三方投資者，屬于知情投資者，因此對于企業碳信息披露會有更充分的解讀，會降低公眾的解讀成本，使企業的碳信息披露有更好的效果，從而更能降低企業的股權融資成本。從信息披露的傳播來看，機構投資者在信息收集和分析等方面具有較大優勢，從而更能夠發揮企業碳信息披露價值的規模效應。

表6 機構投資者持股、碳信息披露與股權融資成本回歸分析

4.政府監管、碳信息披露與股權融資成本。為了考察在不同政府監管強度下，企業碳信息披露對股權融資成本影響的差異，本文按政府監管強度的不同將樣本分為政府監管強度大和政府監管強度小兩組，進行分組回歸來考查政府監管對碳信息披露與股權融資成本關系的影響，具體回歸結果如表7所示。

從分組回歸結果可以看出，在政府監管強度大組碳信息披露水平（VCIDL）的系數為-0.0080，t統計值為-2.949，P值為0.004，即在1%的水平上顯著，也就是說企業的碳信息披露水平與股權融資成本在1%的水平上顯著負相關；而在政府監管強度小組，碳信息披露水平（VCIDL）的系數在統計上不顯著。通過分組回歸結果可以看出政府監管強度越大，碳信息披露對股權融資成本的降低作用越強，因此H4得到驗證。這是因為政府的監管強度越大，越有利于提高企業的碳信息披露質量，從而企業向市場傳遞更為可靠的信息，因而企業碳信息披露對股權融資成本的降低作用更明顯。

表7 政府監管、碳信息披露與股權融資成本回歸分析

五、穩健性檢驗

（一）內生性問題

為了解決內生性問題，本文借鑒Larker（2015）、葉陳剛等（2015）的研究方法，選擇樣本行業平均的碳信息披露（IMVCI）作為碳信息披露水平的工具變量進行第二階段回歸。從表8的回歸結果可知，內生性檢驗回歸結果與前文回歸結果一致。

（二）采用PEG模型重新估計股權融資成本

毛新述等（2012）通過實證分析對比國外各種股權融資成本測算方法在我國的適用性和有效性，發現事前股權融資成本估計模型（如OJN模型和PEG模型等）比事后股權融資成本估計模型更適合我國的上市公司，能達到更好的統計效果和經濟效果。為了使結果更加可靠，本文采用Easton（2004）提出的PEG模型重新計算股權融資成本來進行穩健性檢驗。

表8 碳信息披露與股權融資成本內生性檢驗

公式表示為（變量含義和OJN模型相同）：

本文對企業的股權融資成本采用PEG模型重新估計，在此基礎上采用與前文相同的回歸模型，對前文的四個假設重新進行實證檢驗，得到的穩健性檢驗結果如表9所示。采用PEG模型重新對企業的股權融資成本進行估計，依然得到和前文一致的結果，表明本文結果具有較好的穩健性。

表9 PEG模型估計股權融資成本回歸檢驗

六、結論及建議

本文研究發現，企業的碳信息披露會降低股權融資成本，并且通過區分市場化水平高低、機構投資者是否持股、政府監管強度大小來進一步分析，得出市場化水平高、有機構投資者持股、政府監管強度大等都會強化碳信息披露對股權融資成本的降低作用。

本文的研究表明企業的碳信息披露會引起資本市場上投資者的關注，能夠為企業帶來積極正面的影響，能夠降低企業的股權融資成本，但我國企業的碳信息披露水平仍然偏低，還存在很大的提升空間，企業要重視自身的碳信息披露，增強碳信息披露意識。

同時本文進一步發現，不同的市場化水平會有不同的市場反饋機制，應加強市場中的法制建設和保障市場中的公平交易機制，使企業在公平完善的市場機制中進行的信息披露更加有效；機構投資者在資本市場中發揮著越來越重要的作用，要重視對資本市場中機構投資者的正確引導，以責任投資和價值投資為導向，鼓勵和支持價值型機構投資者的發展，使其成為市場穩定的“壓艙石”；有關部門可以借鑒環境信息披露及社會責任信息披露的相關范式來規范企業的碳信息披露行為，在我國碳信息沒有強制披露的情況下，可以對碳信息披露增設第三方鑒證服務、頒布階段性的制度辦法來規范披露行為，通過一系列的舉措和辦法來規范我國上市公司的碳信息披露，保護投資者利益。

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