■/ 趙 前 周 靜

一、引言

近幾年來，在人們追求經(jīng)濟社會高速發(fā)展的同時，對所處的生態(tài)環(huán)境也造成了一系列的嚴重影響，尤其是在氣候變化相關(guān)方面。20 世紀70 年代以來，海洋氣候變暖，海平面加速上升，全球幾乎所有的冰川和冰蓋都在融化。在這一系列極端事件的變化中都檢測到了人類活動的軌跡，其中CO2濃度的上升是人為輻射強迫增加的主要原因（秦大河，2014）。目前，氣候變化已成為全球最重要的環(huán)境問題之一。Roy and Haider（2018）的研究表明年平均溫度每升高1℃，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率平均下降0.44%。

中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，工業(yè)生產(chǎn)是帶動經(jīng)濟增長的主要動力。在“雙碳”的背景下，工業(yè)企業(yè)應(yīng)該主動作為，在節(jié)能減排中發(fā)揮帶頭作用。然而，對于碳排放量大的企業(yè)而言，“碳減排”意味著降低產(chǎn)能、減少產(chǎn)出，影響企業(yè)投融資，甚至?xí)?dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)生存危機。但是，在危機中也蘊藏著新的機遇，企業(yè)是否可以通過低碳減排，提高碳信息披露質(zhì)量，從而向資本市場傳達綠色可持續(xù)發(fā)展的理念，以獲得更多的資本青睞？在資本市場中，由于總的資源是有限的，同行業(yè)或同地區(qū)的企業(yè)是否會通過相對更高碳信息的披露質(zhì)量來增加企業(yè)在資本市場中的競爭力？

二、理論分析與研究假設(shè)

在完美的市場假說中，各種資源自由支配，信息豐富對稱，不存在交易成本，沒有債務(wù)風(fēng)險，因此，不存在最佳資本結(jié)構(gòu)，企業(yè)也就沒有所謂的融資約束。但在現(xiàn)實的資本環(huán)境中，信息的不對稱會使得企業(yè)各種融資方式所產(chǎn)生的成本不同，外部融資難度明顯高于內(nèi)部融資難度（錢明等，2016）。辛琳（2001）研究認為由于投資者與企業(yè)存在信息的不對稱，從而可能會導(dǎo)致投資者存在逆向選擇的行為。而企業(yè)為避免信息不對稱造成投資者的逆向選擇，會將企業(yè)相關(guān)碳信息進行主動披露，以達到向投資者傳遞積極信號的目的，使企業(yè)在競爭中更具優(yōu)勢（張力中，2014）。企業(yè)碳信息披露可能會通過以下方式影響融資約束：第一，碳信息的充分公示可以減少信息不對稱，向外界展示良好的企業(yè)形象。李延喜等（2010）認為企業(yè)會基于聲譽理論，通過充分的信息披露向利益相關(guān)者傳達較好的企業(yè)形象，來維持企業(yè)聲譽。宮寧和段茂盛（2021）通過實證研究指出“高碳排”的企業(yè)更傾向于通過增加碳信息披露的數(shù)量來扭轉(zhuǎn)自身在“高碳排”中較差的企業(yè)形象。第二，企業(yè)為了獲取更多資源，會主動響應(yīng)政府號召，進行“碳減排”。當(dāng)前，“低碳減排”是我國經(jīng)濟發(fā)展的長期戰(zhàn)略性規(guī)劃，為此國家提出了“雙碳”遠景目標，并制定相應(yīng)的激勵計劃，引導(dǎo)企業(yè)進行“碳減排”。已有研究表明適當(dāng)程度的政治關(guān)聯(lián)可以降低資金供求雙方的信息不對稱，緩解企業(yè)的融資約束，提高企業(yè)收益（于蔚等，2012）。而民營企業(yè)可以通過提升環(huán)境信息披露質(zhì)量代替政治關(guān)聯(lián)程度，從而實現(xiàn)企業(yè)融資約束的有效緩解（葛永波等，2020）。第三，依據(jù)合法性理論以及組織制度理論，企業(yè)處于節(jié)能減排的大環(huán)境之中，其對合法性的重視程度越高，相對的碳披露水平、質(zhì)量也就越高（陳華等，2016）。而投資者更傾向于看好主動承擔(dān)并有效披露社會責(zé)任的企業(yè)，因此，有效的碳信息披露對于企業(yè)來講是一種價值創(chuàng)造的過程（王詩雨等，2019）。基于上述分析，提出假設(shè)一：

H1：企業(yè)提高碳信息披露質(zhì)量，可以有效降低融資壓力。

在低碳經(jīng)濟時代的大背景下，重污染行業(yè)的“高碳排”“高耗能”與時代發(fā)展方向相對立，如何權(quán)衡經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間的關(guān)系，對于今后的發(fā)展顯得至關(guān)重要。由于重污染行業(yè)自身的“三高”特點，環(huán)保監(jiān)管會對其發(fā)展、融資等造成一定的約束。重污染企業(yè)基于自身發(fā)展融資的需求，通過提高碳信息披露質(zhì)量，向外界傳達有利于企業(yè)的信息，可以在一定程度上降低企業(yè)與銀行間的信息不對稱，從而獲取更多的融資機會，并降低債務(wù)融資成本（倪娟和孔令文，2016）。同時企業(yè)管理者出于對聲譽的考慮，會加強向同行業(yè)的領(lǐng)先者學(xué)習(xí)，進而形成同群效應(yīng)（陸蓉等，2017）。而國有性質(zhì)的企業(yè)相對于其他性質(zhì)的企業(yè)而言，在各方面資源競爭中都具有一定的優(yōu)勢。李沖和鐘昌標（2015）基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的視角研究了國企與民企在融資成本上的差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)融資成本顯著低于民營企業(yè)。結(jié)合李維安等（2015）學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)則通過對社會的慈善捐贈方式與政府進行資源交換，從而實現(xiàn)對融資約束的降低。因此，國有企業(yè)不需要通過過多的向外界傳達社會責(zé)任履行情況的方式來獲取更多資金支持?；谏鲜龇治觯岢黾僭O(shè)二：

H2：非公有性質(zhì)企業(yè)由于面臨更大融資約束，更希望通過提高碳披露質(zhì)量來緩解企業(yè)融資困難。

對于我國企業(yè)碳信息披露而言，政府監(jiān)管部門沒有出臺明確的相關(guān)規(guī)定，企業(yè)在碳信息披露上存在很大程度的自主性。于是企業(yè)與投資人、政府之間存在一種相互博弈的關(guān)系，企業(yè)希望通過相對較少的碳信息披露來美化企業(yè)形象，以獲取更多的融資機會，而投資人與政府需要根據(jù)企業(yè)的碳信息披露來確定合適的投資對象以及進行相應(yīng)的監(jiān)管。根據(jù)委托代理理論的表述，委托人與代理人之間存在著信息的不對稱，委托人不能直接觀察到代理人努力工作的情況，只能根據(jù)代理人所反饋的信息進行判定（劉有貴和蔣年云，2006）。根據(jù)動態(tài)競爭理論，由于市場資源是有限的，企業(yè)之間存在著各種各樣的相互聯(lián)系、影響、限制和激勵的關(guān)系，個別企業(yè)的行為會受到其他企業(yè)的影響（謝洪明等，2003）。當(dāng)一家企業(yè)通過了一項企業(yè)社會責(zé)任決策后，其他同類型企業(yè)也會采取類似的行動（Cao et al，2019）。韓沈超與潘家棟（2018）通過研究也證實，企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)會受到同行業(yè)或者是同地區(qū)的其他企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響。在工業(yè)生產(chǎn)過程中，重污染行業(yè)的企業(yè)比非重污染行業(yè)的企業(yè)所造成的污染更為嚴重，其面臨的監(jiān)管壓力會更大，在生產(chǎn)、擴張等環(huán)節(jié)融資更為困難。在公眾對環(huán)保認識薄弱的情況下，企業(yè)碳信息公示不是投資者關(guān)注的焦點，企業(yè)無需通過碳信息公示增加融資機會。隨著公眾環(huán)保意識的增強，投資者不僅關(guān)注財務(wù)指標，也關(guān)注企業(yè)的碳信息披露等相關(guān)非財務(wù)指標。當(dāng)個別企業(yè)因加強碳信息披露而獲得更多投資人的青睞時，同行業(yè)其他企業(yè)可能會進行模仿，提高自身碳信息披露質(zhì)量，減少同群差異，以獲得更多的企業(yè)價值（吳蝶和朱淑珍，2021）。因此，提出假設(shè)三：

H3：在同行業(yè)以及同地區(qū)中，企業(yè)碳信息披露質(zhì)量存在明顯的同群效應(yīng)。

在同一行業(yè)中，企業(yè)相互之間屬于競爭關(guān)系，對于有限的資源和市場，各方都想盡可能多的占有。而如果在不考慮市場的成熟度以及產(chǎn)權(quán)差異的情況下，企業(yè)的環(huán)保信息披露與其融資約束呈負相關(guān)（黃蓉和何宇婷，2020）。通過郭姝君和李竹梅（2020）的研究發(fā)現(xiàn)，在煤炭行業(yè)中，環(huán)境信息披露可以有效改善企業(yè)融資約束。同樣，在同一地區(qū)中，由于當(dāng)?shù)卣O(jiān)管部門的壓力，以及來自有限資源和市場的壓力，也會造成企業(yè)與企業(yè)、企業(yè)與政府間的相互博弈，企業(yè)間的競爭會表現(xiàn)出遇強則強的特征。企業(yè)社會責(zé)任信息披露在東部地區(qū)與中西部地區(qū)都會對融資約束產(chǎn)生一定的緩解作用，但東部發(fā)達地區(qū)作用更明顯（連智華和尹克寒，2021）。梁志堅等（2021）的研究發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境監(jiān)管較強的地區(qū)中，企業(yè)環(huán)境績效的提高更能有效地加強其信貸融資能力。基于上述分析，提出以下假設(shè)：

H4a：同行業(yè)的同群效應(yīng)在企業(yè)碳信息披露質(zhì)量對融資約束的影響中具有調(diào)節(jié)作用。

H4b：同地區(qū)的同群效應(yīng)在企業(yè)碳信息披露質(zhì)量對融資約束的影響中具有調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文選取2016年1月1日—2020年12月31日滬深A(yù) 股工業(yè)企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為研究對象。在區(qū)分重污染企業(yè)與非重污染企業(yè)時，以《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂）和《上市公司環(huán)境信息披露指南》為標準，選取為重污染的行業(yè)有采礦業(yè)、食品制造業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)、紡織業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等行業(yè)。為保證數(shù)據(jù)的可靠性，在樣本篩選上剔除以下三類公司：（1）ST、*ST公司；（2）數(shù)據(jù)不完整以及數(shù)據(jù)異常的公司；（3）在2015年之后上市的公司。確定初始樣本量為6175個。

同時，考慮到郭麗虹和徐曉萍（2012）以及俞兆云和陳飛翔（2010）的研究結(jié)論，融資約束與公司的特征指標關(guān)聯(lián)密切。因此，本文以企業(yè)碳信息披露質(zhì)量是否達到樣本總體均值為依據(jù)，分為碳信息披露達到總體均值組和未達到總體均值組，并采用傾向得分匹配法（PSM）對樣本進行篩選，可以有效減少數(shù)據(jù)偏差以及其他混雜因素的干擾，使得后續(xù)研究結(jié)果更具可信度。最終確定3570個配對樣本。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)融資約束。在學(xué)術(shù)界衡量企業(yè)融資約束的指標主要有KZ指數(shù)、WW指數(shù)、FC指數(shù)以及SA指數(shù)，考慮到KZ指數(shù)與WW指數(shù)包含較多的財務(wù)相關(guān)指標，容易引起變量間的內(nèi)生性；FC指數(shù)相較于SA指數(shù)考慮的更為全面，使得結(jié)果分析更為準確。因此，借鑒顧雷雷等（2020）的研究，采用FC指數(shù)對公司融資約束進行衡量。首先，按照年度將公司規(guī)模、年齡、現(xiàn)金股利支付率進行標準化處理，根據(jù)結(jié)果進行排序，大于66%分位數(shù)的公司為低約束組，QUFC=0，其他部分為高約束組，QUFC=1。對模型進行回歸，得到每年度融資約束發(fā)生的概率P，定義為FC指數(shù)，F(xiàn)C指數(shù)越大說明企業(yè)融資約束程度越高。構(gòu)建衡量企業(yè)融資約束程度的模型如下：

其中：size 表示企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模；lev 表示企業(yè)財務(wù)杠桿率；CashDiv 為公司當(dāng)年發(fā)放的現(xiàn)金股利；MB 表示企業(yè)市賬比；NWC 為凈營運資本；EBIT 為息稅前利潤；ta為總資產(chǎn)。

2.解釋變量：碳信息披露質(zhì)量。對于企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的衡量，在目前還沒有形成正式統(tǒng)一的評價體系（趙前，2022）。因此，借鑒高美連和石泓（2015）的研究構(gòu)建了碳信息披露評價體系，詳細內(nèi)容如表1所示。該評價體系根據(jù)低碳目標戰(zhàn)略、低碳管理激勵、低碳行動績效、低碳排放核算、碳披露載體依據(jù)、環(huán)境監(jiān)管、低碳鑒定7個方面確定一級指標，并在此基礎(chǔ)上細分出19 個二級指標，根據(jù)實際情況對上市公司碳信息披露質(zhì)量進行打分，形成CDI指數(shù)，CDI 指數(shù)越高說明其碳信息披露質(zhì)量越高。考慮到企業(yè)碳信息披露質(zhì)量對其經(jīng)濟后果的影響具有一定的時間差，因而對企業(yè)碳信息披露相關(guān)數(shù)據(jù)進行提前一期處理，即選擇2015-2019年相關(guān)數(shù)據(jù)。同時，為衡量該評價體系的穩(wěn)定性，本文采用肯德爾和諧系數(shù)法（Kendall’s W）進行信度檢驗，結(jié)果顯示和諧系數(shù)W為0.638，伴隨概率為0.000，表明該評價體系具有較好的穩(wěn)定性。

表1 碳信息披露評價體系

3.調(diào)節(jié)變量：同群效應(yīng)。本文借鑒吳蝶和朱淑珍（2021）的方法。將企業(yè)i年度的碳信息披露質(zhì)量減去上一期同行業(yè)企業(yè)碳信息披露水平后取絕對值，作為衡量同行業(yè)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量同群效應(yīng)的強度指數(shù)；同理，將企業(yè)j年度碳信息披露質(zhì)量減去上一期同地區(qū)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量后取絕對值，作為衡量同地區(qū)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量同群效應(yīng)的強度指數(shù)。

4.控制變量。參照黃蓉和何宇婷（2020）的研究。本文選擇總資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率、經(jīng)營活動現(xiàn)金流、資產(chǎn)負債率、財務(wù)杠桿、托賓Q 值、獨董比例、股權(quán)集中度、內(nèi)部控制指數(shù)、股權(quán)性質(zhì)、行業(yè)、年份作為控制變量。

變量具體定義見表2。

表2 變量定義表

（三）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建如下模型：用模型（1）檢驗企業(yè)碳信息披露質(zhì)量與融資約束的關(guān)系，即驗證假設(shè)一；用模型（2）檢驗股權(quán)性質(zhì)對碳信息披露質(zhì)量的影響，即驗證假設(shè)二；模型（3）、（4）用來檢驗在同行業(yè)、同地區(qū)中，碳信息披露質(zhì)量是否具有同群效應(yīng)，即驗證假設(shè)三；模型（5）、模型（6）用來檢驗在同行業(yè)、同地區(qū)中，同群效應(yīng)在碳信息披露質(zhì)量與融資約束關(guān)系中的作用，即驗證假設(shè)四。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

對經(jīng)PSM 模型篩選后的數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表3所示。由表3可知，企業(yè)碳信息披露質(zhì)量（CDI）最小值1，最大值18，平均值5.92，標準差3.27，反映出碳信息披露雖然突破了前期披露與否的階段，但是依然存在整體質(zhì)量較低、差異較大等問題；同行業(yè)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量同群效應(yīng)（HEI）最小值0.01，最大值10.11，均值3.75，標準差2.16，表明同群效應(yīng)在不同行業(yè)企業(yè)的碳信息披露中產(chǎn)生的影響差距較大；同地區(qū)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量同群效應(yīng)（DEI）最小值0.01，最大值9.22，均值3.79，標準差2.01，說明不同地區(qū)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量同群效應(yīng)的影響相差較大；企業(yè)融資約束情況最小值0.01，最大值0.97，均值0.39，標準差0.24，表明當(dāng)前大部分企業(yè)均存在融資約束情況，但個別企業(yè)受到的融資約束明顯偏離正常區(qū)間。

表3 變量描述性統(tǒng)計表

（二）回歸分析

1.碳信息披露質(zhì)量對融資約束的回歸分析。根據(jù)表4 的回歸結(jié)果可以看出，碳信息披露質(zhì)量（CDI）對融資約束情況（FC）的回歸系數(shù)值為-0.01，在1%的水平下顯著，說明企業(yè)可以通過提高碳信息披露質(zhì)量來緩解其融資約束的問題，此結(jié)果印證了假設(shè)H1。由此可見，在控制了一些變量后，我國重污染行業(yè)上市公司碳信息披露質(zhì)量越高，對外披露信息越真實可靠，其在融資時獲得的機會就會越多。

表4 碳信息披露質(zhì)量對融資約束的回歸結(jié)果

2.股權(quán)性質(zhì)對碳信息披露質(zhì)量與企業(yè)融資約束的回歸分析。根據(jù)表5中的回歸結(jié)果可知，股權(quán)性質(zhì)（Own）的回歸系數(shù)為-0.03，在1%水平上顯著，說明非國企將面臨更高的融資約束；同時，國企的碳信息披露質(zhì)量（CDI）的回歸系數(shù)為-0.01，在5%水平上顯著，而非國企的碳信息披露質(zhì)量（CDI）的回歸系數(shù)為-0.02，且在1%的水平上顯著，意味著在重污染行業(yè)中，非國有企業(yè)更傾向與通過提高碳信息披露質(zhì)量來緩解企業(yè)融資約束，因此假設(shè)H2 成立。在回歸結(jié)果中還可以發(fā)現(xiàn)，對于非國有企業(yè)，同行業(yè)碳信息披露質(zhì)量的同群效應(yīng)可以有效緩解企業(yè)融資約束。由此可見，非國有企業(yè)雖然較國企存在先天性優(yōu)勢不足，但只要加強碳信息披露的質(zhì)量，提高行業(yè)整體碳信息披露質(zhì)量，也可以很好地改善企業(yè)融資約束，獲得相應(yīng)的發(fā)展機會。

3.同群效應(yīng)對碳信息披露質(zhì)量的回歸分析。根據(jù)表5中的回歸結(jié)果可知，同行業(yè)碳信息披露質(zhì)量（HEI）與同地區(qū)碳信息披露質(zhì)量（DEI）的回歸系數(shù)分別為1.18 和1.24，且都在1%的水平上顯著，說明同行業(yè)的企業(yè)碳信息披露質(zhì)量與同地區(qū)的企業(yè)碳信息披露質(zhì)量都存在同群效應(yīng)，支持了假設(shè)H3。從回歸結(jié)果中還可發(fā)現(xiàn)行業(yè)變量（Industry）與碳信息披露質(zhì)量（CDI）呈正相關(guān)，說明重污染類型企業(yè)的碳信息披露質(zhì)量更高。這可能是由于同行業(yè)、同地區(qū)的企業(yè)會基于資源、市場、監(jiān)管等因素的考慮，在進行碳信息披露時參考其他企業(yè)，減小同群差異，使得自身在同行業(yè)、同地區(qū)的競爭中“不掉隊”。

表5 股權(quán)性質(zhì)、同群效應(yīng)分別對企業(yè)融資約束、碳信息披露質(zhì)量的回歸結(jié)果

4.同群效應(yīng)在碳信息披露與融資約束中的調(diào)節(jié)作用。在進一步探究時，為控制變量間的多重共線性的問題，需要先將自變量CDI 和調(diào)節(jié)變量HEI、DEI 進行均值中心化處理，即令CDI'=CDI-再分別將行業(yè)同群效應(yīng)程度以及地區(qū)同群效應(yīng)程度與他們對應(yīng)的碳信息披露質(zhì)量進行交乘，得到HEI'×CDI'、DEI'×CDI'，并帶入到模型（5）、（6）中進行回歸檢驗，得到檢驗結(jié)果如表6所示。

①同地區(qū)企業(yè)同群效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。從表6的回歸結(jié)果中可以看出，同地區(qū)企業(yè)同群效應(yīng)程度與企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的交乘項DEI'×CDI'回歸系數(shù)為-0.02，在5%水平上顯著，說明同地區(qū)企業(yè)的同群效應(yīng)在碳信息披露對融資約束影響中起到明顯的正向調(diào)節(jié)作用，可以有效促進企業(yè)碳信息披露質(zhì)量對融資約束的緩解，即隨著同地區(qū)企業(yè)間同群效應(yīng)程度的提高，碳信息披露質(zhì)量對企業(yè)融資約束的緩解程度會加強，假設(shè)H4b 成立。這可能是由于同地區(qū)企業(yè)可能迫于各種競爭、監(jiān)管壓力，會通過積極地改善碳信息披露質(zhì)量、提高披露質(zhì)量的途徑，吸引更多資本青睞，從而有效減輕企業(yè)融資壓力。

②同行業(yè)企業(yè)同群效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)表6的回歸結(jié)果，同行業(yè)企業(yè)同群效應(yīng)程度與企業(yè)碳信息披露質(zhì)量的交乘項HEI'×CDI'回歸系數(shù)為-0.01，但未通過顯著性檢驗，假設(shè)H4a不成立。此結(jié)果表明，同行業(yè)同群效應(yīng)在企業(yè)碳信息披露對融資約束影響中并沒有顯著的調(diào)節(jié)效果。導(dǎo)致這樣結(jié)果的原因可能是，相較于同地區(qū)企業(yè)，同行業(yè)企業(yè)由于分部廣泛，地理位置分散，受到的監(jiān)管約束相差較大，在資源與市場的競爭中的相互影響程度較低。因此，同行業(yè)企業(yè)的同群效應(yīng)在碳信息披露質(zhì)量對融資約束影響中的效果有限。

表6 同群效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為避免由于模型與變量選擇上的偏差對結(jié)論造成的影響，本文替換融資約束測量指標并實施進一步回歸檢驗。吳娜（2013）認為采用SA指數(shù)對企業(yè)融資約束進行反映可以更好地避免由于自變量帶來的內(nèi)生性問題。因此，本文采用SA 指數(shù)替代FC指數(shù)，進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w分析結(jié)果顯示，企業(yè)碳信息披露質(zhì)量與融資約束具有顯著負相關(guān)關(guān)系。再次證明了企業(yè)提高碳信息披露的質(zhì)量可以有效緩解其融資壓力，并在重污染類型的企業(yè)中，非國有性質(zhì)的企業(yè)更傾向于提高碳披露質(zhì)量，以獲得更多投資者青睞，緩解企業(yè)融資約束。

五、結(jié)論與啟示

本文利用傾向得分匹配模型進行了初步的數(shù)據(jù)篩選，并通過多元線性回歸探討我國工業(yè)企業(yè)碳信息披露質(zhì)量與融資約束的關(guān)系，以及同群效應(yīng)在其中的作用。得到如下結(jié)論：1.對于國有企業(yè)與非國有企業(yè)而言，提高碳信息披露質(zhì)量都可以顯著緩解其融資壓力，但由于非國有企業(yè)本身面臨更大的融資約束，所以更傾向于通過這種方式來緩解其融資約束。2.同一行業(yè)或地區(qū)的企業(yè)在碳信息披露方面存在同群效應(yīng)，也就是說，企業(yè)會出于某種目的，將自己的碳信息披露質(zhì)量趨同甚至超過同行業(yè)或地區(qū)其他企業(yè)。3.同一區(qū)域內(nèi)企業(yè)同群效應(yīng)在碳信息披露質(zhì)量對融資約束的效應(yīng)中調(diào)節(jié)效果顯著，可以通過提高企業(yè)自身的碳信息披露質(zhì)量，以達到緩解融資約束的目的。4.同行業(yè)企業(yè)同群效應(yīng)在碳信息披露質(zhì)量對融資約束的影響中不存在明顯的調(diào)節(jié)作用。

“十四五”時期是碳達峰的關(guān)鍵期和窗口期，需要政府、企業(yè)以及廣大人民群眾相互配合，共同努力。因此，本文以我國實際情況為基礎(chǔ)，提出如下建議：

1.加快構(gòu)建統(tǒng)一的碳信息披露質(zhì)量衡量體系。我國碳信息披露還處于初步探索階段，相關(guān)考核標準不夠完善，導(dǎo)致市場和企業(yè)都沒有參考標準，因此政府相關(guān)部門需要盡快確定碳信息披露的內(nèi)容以及標準，為多方利益相關(guān)者提供參照依據(jù)。

2.充分重視“同群效應(yīng)”這種非正式網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的影響。政府在制定相關(guān)政策法規(guī)時，要充分認識到正式法規(guī)條文以外，同地區(qū)、同行業(yè)企業(yè)間同群效應(yīng)這種非正式網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的間接影響，合理有效利用這種非正式的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，加強監(jiān)管，達到事半功倍的效果。

3.充分考慮企業(yè)的特征，制定相應(yīng)的激勵政策。針對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同行業(yè)類型、不同地區(qū)的企業(yè)，監(jiān)管部門應(yīng)充分考慮其在碳信息披露的動力、動機和效果上存在的顯著差異，深入了解企業(yè)存在的困難，靈活運用不同的政策法規(guī)，在有效解決企業(yè)困難的同時，提高碳信息披露質(zhì)量，促進企業(yè)間同群效應(yīng)形成“良性循環(huán)”。

4.密切關(guān)注特殊類型企業(yè)所披露信息的真實性。監(jiān)管部門需密切關(guān)注行業(yè)競爭激勵、處于不利地位以及重污染類型企業(yè)，其碳信息披露數(shù)據(jù)的真實、可靠性，防止企業(yè)間在盲目競爭中為實現(xiàn)“同群化”，采取舞弊等違規(guī)手段提高碳信息披露質(zhì)量，以獲取關(guān)鍵資源。