碳信息披露对企业债务融资成本的影响
——基于环境规制与高管激励的双重调节效应研究

张娇宁 孙慧 马晓钰

一、引言

严峻的全球气候变化等环境问题已经引起全球各国的广泛关注。企业作为降污减排的主体，有责任将本企业涉碳活动信息向政府、公众公布，以便利益相关者能够更好地对企业的环保行为进行监督。然而，目前中国企业的碳信息披露以自愿性披露为主，企业进行碳信息披露需要投入大量的人才物力，这导致大多数企业基于成本节约的考虑不对外披露碳信息。碳信息披露将增加企业成本亦或降低企业成本？在“3060”碳达峰碳中和的目标设定下，这一问题的研究对激励企业提升碳信息披露水平以及进行积极的碳管理至关重要。学者探讨了碳信息披露与企业融资成本之间的关系，得出了不一致的结论（李力等，2019；杨洁等，2020；张娟等，2015;韩金红和曾晓，2015；Dam L et al,2011）。尽管很多学者在中国情景下探讨了碳信息披露与企业融资成本之间的关系，很少有学者分析碳信息披露影响企业债务融资成本的机理。环境规制作为企业的外部治理机理，通过促使企业遵守政府环境规制政策影响着企业的绿色发展。一方面，当企业违背政府的环境规制政策出现环境污染问题，则会面临严厉的处罚，增加企业的运营成本。另一方面，环境规制具有震慑作用，警示企业规范进行碳信息披露以及碳活动管理。高管激励作为企业内部治理机制，直接影响到企业的碳信息披露质量与融资策略。国内外现有研究中很少对高管激励与企业债务融资成本的关系进行探讨，大多聚焦于高管特质对债务融资成本的影响研究（Rossi et al,2018;周楷唐和麻志明，2017）以及内部治理（林钟高和丁茂桓，2017；Ghouma et al.,2018）对债务融资成本的影响。设计合理的高管激励制度能够在很大程度上减少委托人和高管之间的矛盾，降低企业的委托代理成本，从而提升自愿性碳信息披露的质量。

基于以上分析，本文探讨高碳行业碳信息披露与债务融资成本之间的关系，同时选取环境规制与高管激励对碳信息披露与债务融资成本关系的影响。本文可能的贡献有：（1）引入了环境规制和高管激励，拓宽了碳信息披露对债务融资成本的作用机理研究；（2）异质性检验环节考虑了不同市场化水平地区碳信息披露对债务融资成本的作用存在差异，有助于不同地区的企业结合自身实际情况进行碳披露和融资管理。

二、理论分析与假设提出

1.碳信息披露与债务融资成本。信息不对称理论认为企业内部人员掌握着企业碳活动的信息，而市场上的债权人却掌握着极少关于企业碳资产管理等相关信息，这就使得债权人在信贷决策时容易承担更高的风险，从而针对企业设定更高的包含环境风险在内的投资回报率。由于我国以自愿性碳信息披露为主，因此企业的碳披露水平参差不一。在碳信息披露的初级阶段，由于碳信息披露的数量较少质量较低，不足以满足投资者的环境信息需求。相反，企业进行碳信息披露所产生的成本会降低企业利润，导致债权人对企业提高其债务融资成本。随着国家“双碳”目标的提出以及绿色信贷的推行，市场中的债权人越来越注重企业的碳信息披露。高碳行业企业自愿披露碳信息代表着碳管理是其战略管理中的重要一部分，企业越多地披露碳信息，债权人就越能做出更理性的决策，降低其信贷风险以及监督费用，从而降低对企业的融资成本。由此本研究提出以下假设：

H1：企业碳信息披露与债务融资成本呈显著“倒U形”关系。

2.碳信息披露、环境规制与债务融资成本。利益相关者理论认为企业要满足利益相关者的诉求，获得生存所需的合法性地位。一方面，政府机构颁布的环境监管政策，无形中给高碳行业带来“合法性”压力，企业为了保持其合法性地位，需要积极披露碳信息（陈华等，2013）。另一方面，在当前节能减排、低碳环保背景下，高碳行业面临的环境风险越来越高，企业可能会因为环保问题而产生或有环境负债。在双方信息不完全透明的情况下，债权人对于存在或有环境负债的企业会要求更高的包含环境风险的投资回报率。由此本文提出以下假设：

H2：环境规制对碳信息披露与债务融资成本之间的“倒U形”关系具有显著的调节效应。

3.碳信息披露、高管激励与债务融资成本。委托代理理论认为委托人为了监督代理人的行为，会承担一定的代理成本。高管作为企业管理者，为了自身利益就有动机选择性地披露对自己有利的信息（卢馨等，2017）。对高管实施恰当的激励措施则不仅有利于促使高管为提高企业绩效做出成绩，同时也有利于鼓励高管承担起社会责任积极提高碳信息披露质量，降低代理成本，从而降低债务融资成本。由此本文提出以下假设：

H3：高管激励对碳信息披露与债务融资成本之间的“倒U形”关系具有显著的调节效应。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取我国沪深两市中石化、化工、建材、钢铁、有色、造纸、电力、航空这八大高碳行业上市企业作为样本企业。研究所需要的财务数据均选自万德数据库（Wind），碳信息披露数据则通过Python技术收集自各企业官网发布的社会责任报告和年报。剔除ST、ST＊以及金融类企业后，最终获得2015~2019年250家上市公司共1250个观测数据。所有连续变量进行1%分位数的缩尾处理。本文在构造交互项之前对解释变量和调节变量进行了中心化处理。

（二）变量定义

1.债务融资成本。对于企业债务融资成本的衡量，国内学者大多采用公式计算的方法。本文借鉴周志方等（2017）的做法，采用（利息支出/期初期末带息债务总额平均值）来衡量债务融资成本。

2.碳信息披露。目前国内对碳信息披露研究的主要数据来源为上市企业的年报和社会责任报告。本文参考李力等（2019）的做法，运用内容分析法对样本企业的碳信息披露质量进行打分。为了避免打分的主观性，本文采取三人独立打分，最后取均值的做法。评价体系构建见表1。碳信息披露计算公式如下：

表1 碳信息披露水平评分表

CIDi是指第i家企业的碳信息披露；∑CIDPi是指第i家企业所有披露项目的分值之和；MCID是指所有披露项目最高得分之和。由表1可知，本文的MCID为14分。

3.环境规制。本文借鉴沈洪涛和冯杰（2012）学者的研究，使用中国污染源监管信息公开指数（PITI）衡量环境规制。

4.高管激励。本文参照周密（2020）的做法采取前三名高管薪酬总额的对数衡量高管的薪酬激励。

5.其他控制变量。本研究采用的控制变量包括企业规模（SIZE）、固定资产比率（FIX）、盈利能力（ROA）、偿债能力（IC）、速动比率（QUICK）、债务结构（DEBT）、每股收益（EPS）、总资产周转率（TAturnover）。所有变量的具体说明见表2：

表2 变量定义

（三）模型构建

1.用模型（1）检验碳信息披露对债务融资成本的影响。

其中，COD表示企业债务融资成本，CID表示企业碳信息披露，Control表示控制变量。

2.用模型（2）检验环境规制对碳信息披露与债务融资成本的调节作用。

其中，PITI代表环境规制。

3.用模型（3）检验高管激励对碳信息披露与债务融资成本的调节作用。

其中，TOP代表高管激励。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

表3显示了主要变量的描述性统计结果。债务融资成本（COD）的均值为0.056，最大值为0.228，最小值为0.007，说明中国高碳行业不同企业之间债务融资成本的差异较大。碳信息披露（CID）的均值为0.13，最大值为0.714，最小值为0，说明整体而言高碳行业碳信息披露质量普遍偏低，大部分企业的披露质量均低于平均水平，不同企业之间的碳信息披露质量也存在着很大的差异。环境规制（PITI）均值为57.694，最大值为80.8，最小值为24.6，说明不同省份的环境规制水平存在着较大的差异。高管激励（TOP）均值为5.215，最大值为7.008，最小值为3.774，说明不同企业之间的高管激励也存在着较大的差异。总体而言，样本数据波动性不大，样本的选取具有一定的代表性。

表3 描述性统计结果

（二）相关性分析

表4为主要变量的相关性分析结果。碳信息披露和债务融资成本之间呈正相关但相关性并不显著，说明碳信息披露与债务融资成本之间很可能不是简单的线性关系，需要进一步检验。本文通过方差膨胀因子分析得到所有变量的VIF系数均远小于10，因此变量之间不存在严重多重共线性。

表4 主要变量间的Pearson相关系数矩阵

（三）实证结果分析

1.碳信息披露对债务融资成本的影响。回归结果如表5所示。Haans（2015）提出若两变量之间存在U形关系，则以下条件必须同时满足：(1)自变量二次项系数显著为正；(2)当自变量取最小值时曲线斜率显著为负，当自变量取最大值时曲线斜率显著为正；(3)曲线的拐点在自变量的取值范围内。表5第（1）列中CID2的系数为-0.059且在10%的显著性水平上显著，满足第一个条件。当自变量取最小值0时，曲线的斜率为0.015；当自变量取最大值0.714时，曲线斜率为-0.069。满足第二个条件。曲线的拐点为0.127，位于自变量的取值范围内，满足第三个条件。因此，碳信息披露与债务融资成本之间呈显著的“倒U形”关系，并且存在一个临界值（0.127），当碳信息披露质量超过临界值（0.127）时，碳信息披露才能发挥其降低债务融资成本的作用。从结果中还发现，固定资产占总资产的比重显著正向影响企业的债务融资成本，利息覆盖倍数显著负向影响企业的债务融资成本，说明债权人面对资产流动率差的企业，会更倾向于提高利率，而面对有足够利润偿还利息的企业则会倾向于较低的利率。

表5 碳信息披露与债务融资成本的回归结果

2.碳信息披露质量、债务融资成本与环境规制、高管激励的检验。依据Haans提出的检验方法，在式Y=a0+a1X+a2X2+a3AZ+a4X2Z+a5Z中，若a4显著，则说明Z对X和Y之间的关系具有调节效应。当主效应为倒U形关系，此时a2<0(P<0.05)，若a4>0(P<0.05),说明调节变量减弱了主关系的正向及负向效应，曲线弧度平缓（李梅等，2020）。表5第（2）列中碳信息披露二次项与环境规制的交互项系数为0.004且在5%的水平上通过显著性检验，说明环境规制负向调节碳信息披露质量与债务融资成本之间的关系。即环境规制减弱了碳信息披露与债务融资成本的倒U形前半段的正向效应和后半段的负向效应。在碳信息披露初期，受到较强环境规制压力的企业往往倾向于提高碳信息披露质量，从而减弱了前半段碳信息披露对债务融资成本的影响。当碳信息披露的质量提高后，此时无论在环境规制高的地区，还是在环境规制低的地区，债券市场的债权人都能够通过企业年度报告等媒介获取所需的碳活动信息，因而减弱了后半段碳信息披露对债务融资成本的负向效应。表5第（3）列中碳信息披露二次项与高管激励的交互项系数为0.091且在5%的显著性水平上显著，说明高管激励负向调节碳信息披露质量与债务融资成本之间的关系。即高管激励减弱了碳信息披露与债务融资成本的倒U形前半段的正向效应和后半段的负向效应。在碳信息披露水平处于起步阶段时，高管激励机制的存在使得高管通过披露能为债权人的信贷决策提供帮助的碳活动信息，因而减弱了前半段碳信息披露对债务融资成本的正向效应。但随着碳信息披露水平的提升，企业自身较高质量的碳信息披露获得债权人的认可，高管激励在这个过程中所起到的桥梁作用下降，因此减弱了后半段碳信息披露对债务融资成本的负向效应。

3.中介调节作用。本文对H2和H3的实证检验结果表明环境规制和高管激励各自弱化了碳信息披露对债务融资成本的倒U形影响，然后，两者的调节作用在发挥过程中是否具有一定的关联？企业外部的环境规制压力是否会通过作用于高管激励而发挥其间接调节作用？为此，本文借鉴杨德明和史亚雅（2018）以及易颜新和裘凯莉（2020）的研究设计，在上文模型设定基础上增加以下模型：

为了检验环境规制是否会通过作用于高管激励间接发挥其调节效应，即是否会存在中介调节作用，需同时满足以下三个条件：（1）表6第（3）列中环境规制（PITI）系数显著；（2）表6第（1）列中碳信息披露二次项与高管激励交互项系数（CID2＊TOP）显著；（3）表6第（4）列中碳信息披露二次项与环境规制交互项（CID2＊PITI）显著低于表6第（2）列中碳信息披露二次项与环境规制交互项（CID2＊PITI）。回归结果显示，表6第（3）列中环境规制系数（PITI）为0.006且在1%水平上通过显著性检验，满足条件（1）。表6第（1）列中，碳信息披露二次项与高管激励交互项系数（CID2＊TOP）为0.091且在5%水平上通过显著性检验，满足条件（2）。表6第（4）列中碳信息披露二次项与环境规制交互项（CID2＊PITI）系数为0.003且在10%水平上显著低于第（2）列碳信息披露二次项与环境规制交互项。因此，高管激励是环境规制发挥其在碳信息披露与债务融资成本之间调节关系的一个间接变量。

表6 碳信息披露对债务融资成本的影响——基于环境规制的中介调节检验

（四）进一步研究：基于市场化水平视角

本文参考樊纲等学者的做法，将高市场化地区赋值为1，其中包括北京、广东、重庆、江苏、上海、浙江；将其他低市场化地区赋值为0。表7第（1）列-（3）列检验了不同市场化水平下环境规制的调节作用。第（1）列中，碳信息披露二次项系数为-0.079且在5%水平上通过显著性检验，碳信息披露二次项与环境规制交乘项系数为0.004且在5%水平上通过显著性检验，说明在全样本中，环境规制对主效应中的倒U形关系存在显著的负向调节效应。第（2）列高市场化水平样本中，碳信息披露二次项系数为-0.210且在1%水平上显著，碳信息披露二次项与环境规制交乘项系数为0.008且在5%水平上显著，说明在高市场化水平样本中，环境规制对主效应中的倒U形关系存在显著的负向调节作用，而且环境规制的调节效应在高市场化地区的调节效应高于全样本，说明高市场化地区的企业在碳信息披露方面更容易受到环境规制的影响。

表7 基于市场化水平视角下环境规制、高管激励调节效应检验

在表7第（4）列全样本中，碳信息披露二次项系数为-0.114且在1%水平上显著，碳信息披露二次项与高管激励交乘项系数为0.091且在5%水平上显著，说明在全样本中，高管激励对主效应中的倒U形关系存在显著的负向调节效应。在第（5）列高市场化水平样本中，碳信息披露二次项系数为-0.184且在1%水平上显著，碳信息披露二次项与高管激励交乘项系数为0.139且在10%水平上显著，说明在高市场化水平样本中，高管激励对碳信息披露与债务融资成本的倒U形关系存在显著的负向调节效应。

五、研究结论与启示

在已有研究的基础上，本研究探讨了碳信息披露对债务融资成本的作用机理。本文的研究结论如下：（1）碳信息披露与债务融资成本之间并不是简单线性关系，而是存在一个临界点，只有超过该临界点企业才能实现通过披露碳信息降低债务融资成本的目标。（2）环境规制与高管激励都会对碳信息披露与债务融资成本之间的“倒U型”关系起到负向调节作用。再次，环境规制起到了中介调节作用。（3）不同市场化水平也会影响到碳信息披露与债务融资成本之间的关系以及高管激励、环境规制的调节效应。

本文结论对企业从碳信息披露视角降低债务融资成本具有一定借鉴意义：（1）上市企业应肩负起保护环境的责任，充分透明可靠地披露企业碳活动信息，这有助于企业尽可能地达到“倒U形”关系的临界点，尤其是位于高市场化地区的企业。（2）企业不仅要针对来自政府、非政府组织等主体的环境规制进行相应的碳信息披露，还要提升公司治理水平，加强高管激励机制的建设，引导高管能够更好地进行碳信息披露从而满足债权人的信息需求。

本研究的未来展望：（1）由于目前披露碳信息的企业主要集中于高碳行业，本文样本量有限。随着中国碳交易市场的完善，未来会有更多的企业选择披露碳信息。因此未来可扩展样本从而探讨更大样本量下企业碳信息披露与债务融资成本之间的关系。（2）本文仅探讨了碳信息披露与与债务融资成本之间的关系受到了高管激励、环境规制两个变量的影响。在未来的研究中，希望运用fsQCA的方法探讨在碳信息披露和债务融资成本之间起到作用的更为复杂的影响因素。