蔡海靜 吳揚帆 周暢

【摘要】隨著我國生態(tài)文明建設(shè)的持續(xù)推進(jìn)，政府環(huán)境規(guī)制力度不斷加大，這對于企業(yè)污染治理與節(jié)能減排產(chǎn)生了重要影響，更進(jìn)一步影響了碳信息的披露水平。以2012～2017年上證社會責(zé)任指數(shù)成分股（100指）企業(yè)為樣本，研究政府環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)碳信息披露的影響。結(jié)果表明：政府環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)碳信息披露水平之間存在“倒U型”關(guān)系，且董事會獨立性對這種“倒U型”關(guān)系發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。由此可見，政府的環(huán)境規(guī)制強度需要選擇恰當(dāng)?shù)姆秶煌瑫r，鑒于董事會獨立性會對環(huán)境規(guī)制效果產(chǎn)生較大影響，政府在監(jiān)管過程中應(yīng)當(dāng)對董事會獨立性因素加以考慮。

【關(guān)鍵詞】環(huán)境規(guī)制；碳信息披露；董事會獨立性；企業(yè)社會責(zé)任

【中圖分類號】F235.5【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）24-0083-7

【基金項目】國家社會科學(xué)基金青年項目（項目編號：16CJY029）；浙江省自然科學(xué)基金青年項目（項目編號：LQ16G030007）

一、引言

隨著國家生態(tài)文明建設(shè)戰(zhàn)略的深入推進(jìn)，我國環(huán)境規(guī)制力度不斷加大?，F(xiàn)行憲法中就包含了環(huán)境保護(hù)條款。近年來，我國政府陸續(xù)出臺和修訂了一系列與環(huán)境保護(hù)相關(guān)的法律法規(guī)，如2014年4月修訂通過了《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》（2015年1月1日起施行），2018年頒布了《中華人民共和國標(biāo)準(zhǔn)化法》《中華人民共和國海洋環(huán)境保護(hù)法》《中華人民共和國土壤污染防治法》《中華人民共和國大氣污染防治法》等一系列法律法規(guī)，這為國家治理環(huán)境污染提供了有效的法律保障。

隨著社會公眾對環(huán)境關(guān)注度的不斷上升，政府對于企業(yè)碳排放的規(guī)制也日趨嚴(yán)格。2000年，國際碳信息披露項目組織（Carbon Disclosure Project，CDP）首次提出了企業(yè)碳信息披露這一概念，在其概念框架內(nèi)，企業(yè)披露的碳會計信息是指關(guān)于企業(yè)履行低碳責(zé)任、節(jié)能降耗及污染減排等方面的信息，即企業(yè)為了降低環(huán)境負(fù)外部性所做的工作。我國自2005年以來，采取了一系列規(guī)范碳排放交易的舉措：2006年8月，國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)立中國清潔發(fā)展機(jī)制（Clean Development Mechanism，CDM）基金；2010年，我國碳排放權(quán)交易試點市場開始建設(shè)；2013年底，國內(nèi)7個試點市場先后啟動并運行至今；2017年，我國統(tǒng)一碳排放權(quán)交易市場開始建設(shè)，系統(tǒng)構(gòu)建了湖北、上海兩個碳交易所。事實上，在氣候變化的大環(huán)境下，企業(yè)作為社會發(fā)展的重要推動力，承擔(dān)著節(jié)能減排的重任，并且越來越多的機(jī)構(gòu)投資者、股東和其他投資者開始關(guān)注企業(yè)應(yīng)對氣候變化的行為。因此，碳信息披露已成為企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任、履行節(jié)能減排義務(wù)的重要信息，能夠有效地向資本市場傳遞積極信號。

已有碳信息披露的研究文獻(xiàn)，多從企業(yè)自身角度出發(fā)研究企業(yè)碳信息披露質(zhì)量與企業(yè)財務(wù)業(yè)績或財務(wù)指標(biāo)的關(guān)系，而關(guān)于外部環(huán)境對于碳信息披露影響的文獻(xiàn)，則多從構(gòu)建概念框架出發(fā)，從理論上探討企業(yè)外部環(huán)境與碳信息披露之間的關(guān)系，較少采用實證數(shù)據(jù)進(jìn)行研究論證。肖序、鄭玲[1]通過對碳會計體系之理論起源與實務(wù)發(fā)展、基本概念與系統(tǒng)邊界、學(xué)科分類與邏輯關(guān)聯(lián)、研究內(nèi)容以及披露模式的探討，為我國企業(yè)構(gòu)建碳會計體系提供了原則并提出了相關(guān)建議。陳華等[2]提出，我國企業(yè)自愿性碳信息披露尚處于起步階段，如何規(guī)范并改善企業(yè)碳信息披露，不僅對促進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義，而且能夠更好地提高信息的決策相關(guān)性，推動資源的優(yōu)化配置。

基于上述政策環(huán)境與研究基礎(chǔ)，本文利用實證數(shù)據(jù)檢驗環(huán)境規(guī)制強度與碳信息披露之間的關(guān)系，并以董事會獨立性這一公司治理中的重要變量作為調(diào)節(jié)變量，展開深入分析，以期為我國政府出臺相關(guān)環(huán)境保護(hù)政策、證券監(jiān)管部門制定碳信息披露規(guī)則等提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)及理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)外部性理論，一個經(jīng)濟(jì)主體的行為直接影響了另一個相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)主體，卻沒有相應(yīng)的付出或未得到相應(yīng)補償，就出現(xiàn)了外部性問題。企業(yè)作為一個經(jīng)濟(jì)主體，其正外部性主要是推動國家的經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)就業(yè)，而負(fù)外部性的一個方面就是給環(huán)境帶來負(fù)面影響。結(jié)合庇古稅與科斯定理，僅僅依靠行政手段，無法從根本上解決企業(yè)負(fù)外部性問題，必須采用經(jīng)濟(jì)政策，促使企業(yè)自覺承擔(dān)環(huán)境保護(hù)責(zé)任，即著名的“負(fù)外部性內(nèi)部化”。如環(huán)境保護(hù)稅的開征就有利于企業(yè)積極主動地解決環(huán)境問題，以實現(xiàn)社會效益最大化的目標(biāo)。事實上，市場方式中碳排放權(quán)等交易屬于科斯定理的運用。

環(huán)境交易的說法來自于科斯的社會成本理論，社會成本一詞是著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家庇古在分析外部性侵害時首先提出來的，社會成本是產(chǎn)品生產(chǎn)的私人成本和生產(chǎn)外部性給社會帶來的額外成本之和?？扑拐撟C了在產(chǎn)權(quán)明確的前提下，市場交易即使在存在社會成本（外部性）的場合也同樣有效。排污權(quán)交易起源于美國，排污權(quán)、碳排放權(quán)、用能權(quán)、用水權(quán)也屬于財產(chǎn)權(quán)，能夠在市場上進(jìn)行交易。在節(jié)能減排的大背景下，企業(yè)或多或少都會開展一些節(jié)能減排活動。雖然碳信息披露屬于自愿性信息披露，但許多研究表明碳信息披露能為企業(yè)帶來正面效應(yīng)，因此許多企業(yè)選擇披露碳排放信息。

在已有研究中，對于環(huán)境規(guī)制的計量方法進(jìn)行設(shè)計的研究眾多，包括鄒國偉、周振江[3]按是否實施環(huán)境規(guī)制生成虛擬變量；王瑾等[4]采用各省級排污費入庫金額與該地區(qū)該年第二產(chǎn)業(yè)的比值衡量政府環(huán)境規(guī)制強度；張彩云等[5]選擇污染物去除率衡量環(huán)境規(guī)制指標(biāo)；還有學(xué)者建立綜合指標(biāo)體系對環(huán)境規(guī)制進(jìn)行衡量，彭聰、袁鵬[6]以系統(tǒng)論為基礎(chǔ)，構(gòu)建了一個涵蓋經(jīng)濟(jì)類指標(biāo)（衡量對環(huán)境治理的投入強度）、行政類指標(biāo)（衡量環(huán)境政策執(zhí)行力度對環(huán)境規(guī)制強度的影響）、排放類指標(biāo)（衡量工業(yè)污染物排放強度）、健康類指標(biāo)（衡量環(huán)境對勞動力健康的影響）以及效率類指標(biāo)（衡量對行政規(guī)定的執(zhí)行程度）等5大類21個指標(biāo)的環(huán)境規(guī)制強度測度指標(biāo)體系。

而關(guān)于碳信息披露的評價指標(biāo)，主要得到了如下研究結(jié)論：Joseph等[7]研究發(fā)現(xiàn)，社會和金融市場是碳披露的決定因素，披露碳排放信息時應(yīng)加入社會和金融市場相關(guān)內(nèi)容。李秀玉、史亞雅[8]從利益相關(guān)者角度衡量碳信息披露質(zhì)量，將企業(yè)碳信息披露的需求者分為政府監(jiān)管部門、企業(yè)管理層、投資者及債權(quán)人四個大類，采用定性指標(biāo)對碳信息質(zhì)量進(jìn)行客觀描述。溫素彬、周鎏鎏[9]通過計算潤靈環(huán)球、和訊網(wǎng)兩家機(jī)構(gòu)發(fā)布的信息披露評級的平均值，得到碳信息披露指數(shù)（CDI）。楊璐等[10]在綜合CDP問卷調(diào)查結(jié)果及前人建立的指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，從企業(yè)的治理制度與政策、風(fēng)險與機(jī)遇、企業(yè)碳排放情況、節(jié)能減排這四個大類構(gòu)建碳信息披露指標(biāo)體系。Li等[11]研究發(fā)現(xiàn)，碳信息披露的內(nèi)容主要是非財務(wù)碳信息，進(jìn)行財務(wù)碳信息披露的概率非常低。

綜上所述，環(huán)境規(guī)制強度對碳信息披露質(zhì)量的影響可以從“信號傳遞理論”和“波特假說”兩個方面進(jìn)行分析。

根據(jù)信號傳遞理論，一方面碳信息披露屬于資本市場的信號傳遞活動，目前的研究認(rèn)為企業(yè)通過提高碳信息披露質(zhì)量，能夠減少環(huán)境信息的不確定性，降低代理成本，從而有助于提高財務(wù)績效，獲得利益相關(guān)者的支持與信賴，如何玉等[12]從企業(yè)CDP報告中獲取碳排放數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)碳績效與財務(wù)績效顯著正相關(guān)。另一方面，企業(yè)披露的碳排放信息與實際的碳排放信息之間存在不對稱性，政府作為企業(yè)的外部相關(guān)者，需要采用環(huán)境規(guī)制政策工具來降低信息不對稱。現(xiàn)階段，我國企業(yè)披露的碳信息質(zhì)量普遍較低，崔也光、周暢[13]專門研究了京津冀區(qū)域碳排放權(quán)交易與碳會計的現(xiàn)狀，研究發(fā)現(xiàn)大部分控排企業(yè)會計處理偏向簡化。

根據(jù)波特假說可知，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以促使企業(yè)開展更多的創(chuàng)新活動，而這些創(chuàng)新將提高企業(yè)的生產(chǎn)力，從而抵消企業(yè)由于保護(hù)環(huán)境而增加的成本，提升企業(yè)在市場上的盈利能力，因此企業(yè)在環(huán)境規(guī)制較弱且強度上升的時期，會出于合規(guī)性、利益性的考慮，加強碳信息披露，從而在資本市場上釋放積極信號；但當(dāng)環(huán)境保護(hù)增加的成本超過了環(huán)境規(guī)制帶來的收益時，企業(yè)的盈利能力會降低，此時企業(yè)出于自身利益的考慮，會通過降低碳信息披露質(zhì)量達(dá)到向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)并未由于環(huán)境規(guī)制而導(dǎo)致利潤減少的信號。為了應(yīng)對市場失靈，政府出臺各種規(guī)制政策，以實現(xiàn)社會資源的優(yōu)化配置。同時，在公共利益理論下，政府從社會公眾利益角度出發(fā)，強化企業(yè)對公開經(jīng)營過程中碳信息的實時披露，防止信息不對稱現(xiàn)象產(chǎn)生。若政府的環(huán)境規(guī)制強度不大，且企業(yè)信息公開成本較低，則企業(yè)會提高其碳信息披露質(zhì)量；反之，若政府環(huán)境規(guī)制強度較大，企業(yè)信息公開成本較高，規(guī)制政策帶來的收益較低，則企業(yè)不會繼續(xù)嚴(yán)守政府規(guī)制，更傾向于在兼顧政策處罰成本的基礎(chǔ)上降低碳信息披露質(zhì)量來提高自身收益。因此，政府的環(huán)境規(guī)制強度會影響企業(yè)碳信息披露的內(nèi)容和質(zhì)量，導(dǎo)致企業(yè)實際的碳排放信息、投資者所了解的碳排放信息、向公眾披露的碳排放信息存在一定差異，從而造成企業(yè)和投資者、公眾之間信息不對稱?；诖?，提出以下假設(shè)：

H1：隨著環(huán)境規(guī)制強度的增大，企業(yè)碳信息披露水平不斷上升，但過強的環(huán)境規(guī)制又會導(dǎo)致企業(yè)不愿意披露過多的碳信息，即兩者存在“倒U型”關(guān)系。

與此同時，在環(huán)境控制技術(shù)與環(huán)境政策既定的情況下，環(huán)境政策的執(zhí)行情況決定了環(huán)境監(jiān)管的效果。已有研究通過對我國7個碳交易試點機(jī)制進(jìn)行減排有效性的分析和評價，發(fā)現(xiàn)在管理對象具有減排潛力的情況下，如果配額總量供給低于碳排放需求，則碳交易機(jī)制能有效地發(fā)揮促進(jìn)減排的作用[14]。獨立董事制度是監(jiān)督經(jīng)理勤勉盡責(zé)和防止機(jī)會主義行為的強有力機(jī)制[15]，獨立董事在分析公司的管理和行為時表現(xiàn)出更大的客觀性和獨立性[16]。李維安、徐建[17]用獨立董事比例（上市公司獨立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值）來表示董事會獨立性。譚勁松[18]認(rèn)為董事會保持獨立性最簡單的方法是讓獨立董事在董事會中擁有多數(shù)席位，認(rèn)為獨立董事比例越高，董事會獨立性越強。樂菲菲、張金濤[19]研究發(fā)現(xiàn)官員獨立董事的辭職對企業(yè)的創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，并且對民營制造業(yè)企業(yè)的影響更大，但對國有制造業(yè)企業(yè)沒有顯著影響。由此看來，非官員獨立董事能夠加強環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)碳信息披露之間的“倒U型”關(guān)系。董事會獨立性越高，環(huán)境規(guī)制強度與碳信息披露之間的“倒U型”曲線開口越窄；反之，董事會獨立性越低，環(huán)境規(guī)制強度與碳信息披露之間的“倒U型”曲線開口越寬。基于此，提出以下假設(shè)：

H2：董事會獨立性增強使得環(huán)境規(guī)制強度對碳信息披露水平的影響增強。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

一般認(rèn)為成分股企業(yè)的社會責(zé)任信息披露較為全面，碳信息披露的缺失值較少；另外，考慮到2012～2017年涵蓋了我國“十二五”期間和“十三五”部分期間，對2012～2017年企業(yè)的節(jié)能減排實現(xiàn)情況的研究，能夠為“十三五”的綠色發(fā)展目標(biāo)的實現(xiàn)提供有價值的經(jīng)驗和實證支持。因此，本文選擇2012 ～ 2017年上證社會責(zé)任指數(shù)成分股（100指）企業(yè)作為研究對象。

本文剔除了上證社會責(zé)任指數(shù)成分股企業(yè)中的ST公司、金融企業(yè)，最終得到504個樣本。企業(yè)碳信息披露數(shù)據(jù)主要從巨潮資訊網(wǎng)、企業(yè)社會責(zé)任中國網(wǎng)以及各樣本上市公司公布的社會責(zé)任報告中手工整理得到，企業(yè)其他財務(wù)信息、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管信息等數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫，并采用Stata 15.1進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析及檢驗。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為碳信息披露水平，根據(jù)手工整理的企業(yè)碳排放披露信息，參考碳信息披露項目（CDP）和杜湘紅、張紅燕[20]構(gòu)建的碳披露框架，選用“內(nèi)容分析法”進(jìn)行衡量。評分時賦予每個二級指標(biāo)相同的權(quán)重，分值范圍為0～33分，以最終的加權(quán)分值總和表示碳信息披露水平（CDIit）。碳信息披露水平的評分標(biāo)準(zhǔn)見表1。

2.解釋變量。對于環(huán)境規(guī)制的度量，目前主要有以下5種替代指標(biāo)：①環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)，即對廢水排放達(dá)標(biāo)率、二氧化硫去除率、煙塵去除率、粉塵去除率等指標(biāo)采用加權(quán)平均法構(gòu)建環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)；②環(huán)境規(guī)制數(shù)量，即直接以各地區(qū)頒布的環(huán)境政策或清潔標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)量之和來衡量環(huán)境規(guī)制；③污染物排放密度，以廢水、廢氣以及固體廢棄物等污染物的排放密度來衡量環(huán)境規(guī)制；④污染治理投資，以污染治理項目的完成投資額以及廢水、廢氣年度運行費用來衡量環(huán)境規(guī)制；⑤按是否實施環(huán)境規(guī)制生成虛擬變量來衡量環(huán)境規(guī)制[21-26]?；跀?shù)據(jù)可得性和指標(biāo)完善性，本文采用各地級市SO2排放量衡量環(huán)境規(guī)制強度（Regit）。

3.其他變量。董事會獨立性的衡量指標(biāo)一般有獨立董事在董事會中所占比例、獨立董事工作地與上市公司注冊地是否一致以及董事長與總經(jīng)理是否兩職合一三種。本文選取獨立董事工作地與上市公司注冊地是否一致（Place）作為衡量董事會獨立性的指標(biāo)。董事會獨立性為虛擬變量，對于每一個觀測樣本，根據(jù)其獨立董事工作地與上市公司注冊地是否一致，取值為1或0。

參考已有的關(guān)于碳信息披露、環(huán)境規(guī)制強度研究的文獻(xiàn)，本文變量的設(shè)計與指標(biāo)的選取如表2所示。

（三）模型設(shè)定

考慮到樣本數(shù)據(jù)為目標(biāo)上市公司在各個年份的各種指標(biāo)，且各地級市環(huán)境規(guī)制強度隨年份的推移會發(fā)生變化，因此選擇面板數(shù)據(jù)回歸模型，并采用隨機(jī)效應(yīng)模型，模型是最小二乘法（OLS）下的非線性回歸模型。模型設(shè)定如下：

其中：CDI為被解釋變量，用以衡量企業(yè)的碳信息披露水平；Reg為解釋變量，代表企業(yè)受到的環(huán)境規(guī)制強度；Controlsi是除以上主要研究變量之外對被解釋變量具有較大影響的控制變量。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。第一，碳信息披露質(zhì)量（CDI）。碳信息披露水平的平均值為3.14（滿分為33分），標(biāo)準(zhǔn)差為4.13，說明碳信息披露水平波動幅度較大，樣本間有較大差距且總體披露水平較低，企業(yè)詳細(xì)披露的碳信息不夠全面、充分。第二，環(huán)境規(guī)制強度（Reg）。環(huán)境規(guī)制強度的均值為5.63，最小值和最大值分別為0.25和21.76，標(biāo)準(zhǔn)差為4.92，說明各省份之間的環(huán)境規(guī)制強度差異較大。第三，控制變量。除凈資產(chǎn)收益率（ROE）的標(biāo)準(zhǔn)差較小，其他控制變量的波動幅度均較大。另外，Place是獨立董事工作地與上市公司注冊地是否一致的度量變量，結(jié)果顯示59.92%的樣本上市公司獨立董事工作地點與上市公司注冊地一致。

（二）回歸分析

環(huán)境規(guī)制強度（Reg）與碳信息披露水平（CDI）的回歸結(jié)果如表4所示。

表4第（1）列為固定效應(yīng)下的回歸模型，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制強度的二次項（Reg2）回歸系數(shù)為-0.0254，在1%的水平上顯著；環(huán)境規(guī)制強度（Reg）的回歸系數(shù)為0.616，在1%的水平上顯著；常數(shù)項的回歸系數(shù)為-36.54，在1%的水平上顯著；固定效應(yīng)模型整體通過顯著性檢驗。

表4第（2）列為隨機(jī)效應(yīng)模型下的回歸模型，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制強度（Reg）的二次項回歸系數(shù)為-0.0227，在1%的水平上顯著；環(huán)境規(guī)制強度（Reg）的回歸系數(shù)為0.537，在1%的水平上顯著；常數(shù)項回歸系數(shù)為-23.53，在1%的水平上顯著；隨機(jī)效應(yīng)模型整體在1%的水平上顯著，表明環(huán)境規(guī)制強度（Reg）與碳信息披露質(zhì)量（CDI）存在二次函數(shù)關(guān)系（倒U型）。

表4第（3）列為極大似然法下的回歸模型，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制強度（Reg）的二次項回歸系數(shù)為-0.0224，在1%的水平上顯著；環(huán)境規(guī)制強度（Reg）的回歸系數(shù)為0.531，在1%的水平上顯著；常數(shù)項回歸系數(shù)為-23.36，在1%的水平上顯著；極大似然法下的回歸模型整體在1%的水平上顯著。

本文出于穩(wěn)健性的考慮，采用三種模型進(jìn)行了檢驗，回歸結(jié)果均表明：隨著環(huán)境規(guī)制強度（Reg）的上升，碳信息披露水平（CDI）存在先上升后下降的趨勢，兩者呈“倒U型”關(guān)系。證明了隨著環(huán)境規(guī)制強度的增大，企業(yè)碳信息披露水平會因為“合規(guī)性”動機(jī)而上升，但過強的環(huán)境規(guī)制又會導(dǎo)致企業(yè)“不敢”披露過多的碳信息，H1得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了增強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，減少樣本選擇性偏差和遺漏關(guān)鍵變量所造成的影響，本文采用傾向評分匹配法（PSM）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5所示。以碳信息披露水平（CDI）的中位數(shù)定義一個0-1虛擬變量，根據(jù)公司的權(quán)益乘數(shù)、凈資產(chǎn)收益率、規(guī)模等信息，通過Logit回歸得到各樣本上市公司的PS值，并將各樣本上市公司進(jìn)行匹配。由于描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示碳信息披露水平（CDI）的中位數(shù)為1，本文選擇碳信息披露水平（CDI）作為匹配變量，將碳信息披露水平（CDI）小于等于2的觀測值和大于2的觀測值分為兩組進(jìn)行PS值的匹配。

檢驗結(jié)果表明，Reg2的系數(shù)在1%的水平上顯著，Reg的系數(shù)在1%的水平上顯著，常數(shù)項系數(shù)在1%的水平上顯著，Reg的平方項、Reg、常數(shù)項的系數(shù)正負(fù)都未發(fā)生變化，PSM配對后的回歸結(jié)果仍然顯著，同時擬合優(yōu)度有較大提高。

（四）進(jìn)一步分析

大量文獻(xiàn)探討了董事會獨立性對企業(yè)財務(wù)報表信息披露的影響，很少探討董事會獨立性在環(huán)境規(guī)制強度影響碳信息披露水平的過程中發(fā)揮的作用。本文利用獨立董事工作地與上市公司注冊地的一致性（Place）作為衡量董事會獨立性的變量，通過分組的形式對該變量的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行測試，采用的是suest測試。suest測試的結(jié)果如表6所示，P值為0.0113，說明應(yīng)在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)（原假設(shè)為系數(shù)影響不顯著），即調(diào)節(jié)變量對兩組回歸方程系數(shù)的影響是顯著的。P值的結(jié)果顯示，董事會獨立性對環(huán)境規(guī)制強度（Reg）與碳信息披露水平（CDI）之間的“倒U型”關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是顯著的，即董事會獨立性對環(huán)境規(guī)制強度（Reg）與碳信息披露水平（CDI）之間的“倒U型”關(guān)系有加強作用。

五、研究結(jié)論

本文選取2012 ～ 2017年上證社會責(zé)任指數(shù)成分股（100指）企業(yè)作為研究對象，檢驗了環(huán)境規(guī)制強度與碳信息披露之間的關(guān)系，并加入董事會獨立性作為重要調(diào)節(jié)因素。研究表明：環(huán)境規(guī)制強度與碳信息披露水平呈顯著的“倒U型”關(guān)系，同時董事會獨立性對這種“倒U型”關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。本文的研究結(jié)論表明，隨著政府環(huán)境規(guī)制強度的不斷加大，企業(yè)的碳信息披露水平會先上升后下降。從企業(yè)角度看，為實現(xiàn)利潤最大化目標(biāo)，在環(huán)境規(guī)制強度加大的情況下，企業(yè)會權(quán)衡披露成本和受處罰成本的大?。寒?dāng)環(huán)境規(guī)制強度相對較小時，企業(yè)的披露成本小于受處罰成本，企業(yè)為達(dá)到利潤最大化會選擇提高碳信息披露質(zhì)量；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度相對較大時，公眾對環(huán)境問題關(guān)注程度更高，企業(yè)的披露成本大于受處罰成本，企業(yè)寧愿受處罰也要降低碳信息披露質(zhì)量。同時，企業(yè)的董事會獨立性越強，碳信息披露水平與環(huán)境規(guī)制強度之間的“倒U型”關(guān)系越強。因此，本文的研究結(jié)論對科學(xué)制定環(huán)境政策具有一定的啟示意義。

第一，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度處于合理區(qū)間范圍時可以使企業(yè)的碳信息披露水平達(dá)到最高，為了使環(huán)境規(guī)制強度達(dá)到適當(dāng)?shù)摹岸取?，政府制定政策時應(yīng)考慮盡可能使企業(yè)經(jīng)濟(jì)利益與節(jié)能減排目標(biāo)相一致。政府應(yīng)當(dāng)將市場手段與行政手段相結(jié)合以達(dá)到監(jiān)管的目的，使用單一的手段容易使規(guī)制強度過大或過小。

第二，政府應(yīng)出臺政策促使上市公司獨立董事制度落到實處，有效執(zhí)行獨立董事制度能提高在同一環(huán)境規(guī)制下企業(yè)環(huán)境信息披露的水平，使政府的環(huán)境規(guī)制得到落實。

第三，中央政府應(yīng)協(xié)調(diào)各地方政府的環(huán)境監(jiān)管政策，在未來期間應(yīng)在考慮各地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平、自然環(huán)境差異的基礎(chǔ)上，縮小各地方政府的環(huán)境規(guī)制差異，從而保障環(huán)境政策的統(tǒng)一落實，便于提高上市公司的環(huán)境信息披露水平，降低信息不對稱性。

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作者單位：浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，杭州300018