碳交易市场建设对企业碳信息披露的影响

卢佳友 谢琦 周志方

【摘要】碳信息披露作为企业向利益相关者传递碳管理业绩的关键手段， 直接关乎企业未来可持续发展方向。 碳排放权交易制度虽能有效减少碳排放， 但其对企业碳信息披露的影响机制仍值得商榷。 基于此， 以2011年10月29日国务院颁布《关于开展碳排放权交易的通知》为准自然实验， 依据政治关联将样本分成实验组与控制组， 采用双重差分法检验碳排放权交易制度对试点地区重污染企业碳信息披露的微观影响效应， 进而从产权异质性和政府干预水平视角探究其影响机制变化。 结果表明：试点政策颁布后， 政治关联企业的碳信息披露水平提升程度显著高于其他企业; 在重污染国有企业样本中以及政府干预程度较高的地区， 碳排放权交易制度对政治关联企业碳信息披露水平的提升效果更明显。

【关键词】碳排放权交易;政治关联;碳信息披露;碳交易市场建设

【中图分类号】F230      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）10-0069-8

一、引言及文献综述

碳排放量增加引发的温室效应和气候变化严重影响了全球经济增长的可持续性及人类的健康生活， 已然成为人类面临的主要环境威胁。 为有效促进企业碳减排以实现“美丽中国”目标， 政府出台的环境规制也日趋严厉， 其中通过市场机制调节而非强制性监管的碳排放权交易系统（Carbon Emissions Trading System， ETS）在降低碳排放中的作用日益凸显。 碳排放权交易系统是指政府通过碳配额设定排放上限， 并允许排放者买卖额外的配额以达到减少碳排放量的目标， 主要通过两个机制发挥作用：一方面通过碳配额权的发放限制企业碳排放; 另一方面激励企业通过技术创新达到减排效果从而在碳市场交易中获利。 为加快推进由资源消耗型的粗放发展模式向可持续型的绿色发展模式的重大结构转型， 国家发改委于2011年发布《关于开展碳排放权交易的通知》， 在北京、天津、上海、重庆、湖北省、广东省和深圳开展首批碳排放权交易试点， 启动碳排放总量控制和配额交易的示范工作。 碳排放权交易制度通过“总量控制和买卖业务”机制减少碳排放， 凸显创新补偿正效应， 协调经济发展与环境保护之间的矛盾， 逐步促进经济发展与节能减排“双赢”。

已有文献对碳排放权交易制度的研究主要集中于环境绩效、经济绩效、技术创新及配额分配等方面。 基于环境绩效视角， Zhang等[1] 研究发现我国的试点排放交易体系极大地促进了覆盖的工业子行业碳排放量的减少; 基于宏观经济影响视角， Yang等[2] 采用双重差分模型发现碳排放权交易政策显著扩大了就业规模， 减少了碳排放， 是缓解我国环境压力同时促进低碳社会转型的重要市场型环境政策工具; 基于行业中观影响视角， Zhang等[3] 利用数据包络分析的优化模型研究三种碳交易方案后发现， 碳交易不仅有利于工业部门的经济产出， 同时也能为整个行业创造一定的减排潜力。 此外， Wen等[4] 以深圳试点为例， 采用差异法定量分析后指出， 碳排放交易市场对参与碳排放配额交易的公司的超额收益具有积极影响; 就如何公平分配排放配额的问题， Du等[5] 基于效率原则， 开发了一种迭代程序来分解二氧化碳减排目标。

虽然已有文献从以上几个方面对碳排放权交易制度展开了研究， 但是对企业微观环境行为影响的研究相对较少。 由于我国欠缺强制碳信息披露的规定， 暂以自愿披露为主， 因而企业整体的碳信息披露水平较低。 尽管国务院颁布的《“十三五”控制温室气体排放工作方案》中明确指出， 为落实污染减排目标推动建立企业温室气体排放信息披露制度， 鼓励企业主动公开温室气体排放信息， 但鉴于碳排放权交易制度并非强制企业公开碳信息的命令型环境规制， 可能会由于管理机会主义的存在使企业披露环境信息的意愿不尽人意。 管理机会主义倡导者认为， 尽管公开环境信息能塑造企业对环境负责任的形象， 但其绿色好感会因暴露于不一定公平的批评和高污染下而难以抵消其披露成本， 由此可能造成其披露环境信息的动机不足[6] 。 因此， 碳排放权交易制度虽然能促进企业开展减排行动， 但究竟碳排放权交易制度是否能迫使企业提高碳信息透明度值得进一步探究。

此外， 在我国特有的文化体系和政治制度背景下， 政府作为调控宏观经济的“看得见的手”， 在稀缺资源的配置中发挥着积极作用， 而这些稀缺资源关系到公司的生存和持续发展， 获取政治关联成为企业倾向或热衷的一种重要机制。 已有研究对于政治关联与碳信息披露之间的关系存在两种截然不同的观点： 积极的观点认为， 企业通过政治关联这一重要纽带能获取政府更多的“偏爱”， 从而更有动力实施低碳管理， 而政府能通过政治关联这层“血缘关系”传达绿色低碳发展的偏好以完成减排目标[7] ， 此时， 政治关联成为公司积极应对环境问题和政府低碳期望相契合的一种重要资源; 消极的观点则认为， 地方政府可能由于政绩压力和晋升的影响而给予企业环境规制方面的“优待”， 使得政治关联成为企业逃避环境规制的途径， 进而丧失了披露减排信息的动机[8] 。 因此， 在碳排放权交易制度的影响下， 政治关联究竟是起到正面的促进作用还是反面的抑制作用值得探讨。 鉴于此， 本文以2011年《关于开展碳排放权交易的通知》的发布作为准自然实验， 采用双重差分法（Difference in Difference， DID）来探究碳排放权交易制度对政治关联企业碳信息披露的影响， 以及碳排放权交易制度通过何种途径促进企业公开碳信息。

本文的贡献在于：①从梳理的文献看， 有关环境规制与碳信息披露关系的研究主要集中在命令型环境规制方面， 且以碳排放权交易机制为研究对象的文献以减排效果和经济绩效为主， 本文则从企业层面出发， 系统地探究了碳排放权交易制度对碳信息披露的影响及其作用机理。 本文可能是国内较早探讨碳排放权交易制度影响企业碳信息披露的文献， 为环境规制对企业碳信息披露的影响提供了微观证据。 ②应用双重差分估计（DID）和双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）检验等方法能有效避免因使用管制强度、监管力度、排污费、排污量等指标测度环境规制所造成的内生性问题， 能更准确地识别和检验碳排放权交易制度对碳信息披露的影响。 ③本文提供了碳排放权交易制度对不同企业和地区层面异质性分析的证据， 发现国有企业和政府干预程度较高的地区企業披露碳信息的积极性更高， 这一发现为政府完善碳信息披露制度， 逐步提高民营企业的披露意愿， 并加快推进碳市场建设来共建低碳社会提供了一定的依据。

二、理论分析与研究假设

碳信息披露是衡量国家减排目标实现程度的重要依据， 是企业向外部利益相关者传递碳管理及碳风险等信息的重要手段。 当前我国企业碳信息披露以自愿为主， 但近年来随着我国生态文明建设体系的逐步完善， 环境规制政策逐渐发挥重要作用。 根据制度理论， 制度具有制约和影响组织行为的功能[9] 。 相对于制度缺失的环境， 制度完善的环境中多样化的信息渠道和有效的市场监督机制能更好地监督和约束管理层机会主义行为， 迫使企业由于环境规制压力而响应公共政策， 开展环境信息披露行为。

从碳排放权交易制度的市场激励效应视角来看， 碳排放权交易制度作为市场环境规制的关键部分， 能够促使企业实施积极的环境战略并披露相关环境信息以表明其符合当前的制度要求， 从而降低环境风险。 而且在碳排放权交易制度的影响下， 企业将加大绿色研发投入力度以实现向低碳绿色转型， 进而降低碳排放的边际成本， 短期内的低碳转型成本将使得企业免于长期购买碳排放权的成本支出， 并能从碳交易市场进行碳配额的买卖交易来弥补研发支出， 此时企业公开的碳减排信息将传递至碳交易市场， 赢得碳交易市场的好感， 由此实现碳配额买卖的长效交易机制。 要素禀赋假说认为， 当企业的环境遵循规制成本小于相应要素禀赋成本时， 企业能从要素投入中获得收益， 便会服从高标准的环境规制[10] 。 碳排放权交易制度明确指出， 对于未履约的企业以及第三方核查机构的违规行为进行约束， 而对履约企业则提供碳融资和政策的支持。 若企业违反碳排放规定将面临失信惩罚， 该失信成本将对企业造成外部约束， 迫使企业披露其碳减排信息以展示其履约任务的达成情况。 但如果企业完成履约任务， 将在财政资金、低碳基金、项目审批等各方面获得优先支持。 总而言之， 碳排放权交易制度的约束机制和激励机制都将促使企业公开其碳信息。

在合法性理论框架下， 信息公开是企业展示和维系其合法性形象的重要渠道， 同时环境信息公开成为企业在不转变经济模式的前提下即可维持其合法地位的方法。 基于碳排放权交易制度的市场监管效应视角， 碳排放权交易制度将企业置于“合法性压力”下， 企业为获得良好的碳交易市场声誉， 将尝试进行积极的碳信息披露。 已有研究也指出， 面对环境合法性压力， 各行业企业更愿意对外披露相关环境信息， 同时环境规制强度的加大引致环境合法性压力提升， 企业披露环境信息的意愿更强[11] 。 此外， 在碳排放权交易制度的碳排放监测、报告与核查部分， 明确指出试点企业需制定碳排放监测计划和提交年度碳排放报告， 其碳排放信息还需审查， 這种强制性的市场监管无疑将使企业不得不披露碳信息， 以向有关单位报送碳减排的完成情况。

诸多学者指出， 政治关联在当前我国经济转型的背景下， 对企业发展发挥了重要作用， 尤其是在政治制度与企业行为层面[12] 。 因此， 本文着重探讨政治关联如何影响碳排放权交易制度与企业碳信息披露的关系。 根据资源依赖理论， 任何组织都要在外界环境中获取自身发展所需的资源， 企业可以通过政治机制为自身创造更有利的环境甚至改善外部经济环境状况。 一方面， 具有政治关联的企业将会受到政府的青睐并获取关键资源， 包括银行贷款、税收优惠和财政津贴等， 进而缓解内部资源约束; 另一方面， 政府通过政治关联搭建与企业之间的“纽带”， 可以向其传达自身偏好和期望。 因而， 就碳排放权交易制度而言， 具有政治关联的高污染企业将可能获得更多的碳排放权; 作为回报， 企业将积极响应政府的绿色号召， 披露碳排放信息以对外传递其绿色运营信息， 迎合政府通过政治关联纽带向其传达履行环境责任的合法性期望。 基于以上分析， 本文提出如下假设：

H1：相较于非政治关联企业， 碳排放权交易制度显著提高了政治关联企业的碳信息披露水平。

在我国独特的制度背景下， 产权性质差异成为中国企业的典型特征。 对于国有企业而言， 承载了社会性期望和社会义务因而其“合法性敏感度”会更高， 具有政治关联的高管也将更为主动地执行政府的环境政策， 披露更多的减排行动和效果以展现其履行信息披露责任的合法性形象。 谭雪[13] 基于信号传递理论指出， 不同于非国有企业， 国有企业的管理层受政治晋升的激励， 会更为积极地披露社会责任信息并注重环境绩效。 而作为处于相对弱势地位的非国有企业， 高管向政府“示好”以建立良好的政治关系是为了获取更多资源， 由于受到逐利目标的限制， 其更加关注在碳信息披露方面自身的成本和收益， 碳信息披露的动机偏弱。 张琦等[14] 认为非国有企业仍是追求企业价值最大化的， 由于受到逐利目标的限制， 难以忽略披露环境信息而导致的成本， 因而在环境绩效表现方面要比国有企业差。 据此， 提出如下假设：

H2：相较于具有政治关联的非国有企业， 碳排放权交易制度对具有政治关联的国有企业碳信息披露水平的提升程度更高。

已有文献表明， 政府干预程度越高， 其政治目标越容易影响企业的活动[15] 。 但对于政府干预在企业践行绿色低碳运营中究竟扮演着何种角色存在两种完全对立的观点：基于正面推动者的观点， Droste等[16] 通过分析鼓励绿色投资促进向绿色经济过渡的制度条件发现， 政府的干预措施在指导企业绿色经济转型中发挥着核心作用; 基于反面抑制者的观点， 张建华等[17] 发现， 在政府干预程度低的区域， 环境规制能更有效地促进企业践行绿色技术创新。 就碳排放治理而言， 在政府干预程度高的地区， 地方政府一方面通过超标碳排放处罚等强制性监管机制加大对碳排放的治理力度， 另一方面通过提供低碳设备更新经济补贴、碳税补贴等激励扶持手段， 使得对关系更为敏感的政治关联企业公开碳信息的动机更强， 从而更大限度地提升碳信息披露水平。 因此， 提出如下假设：

H3：在政府干预程度较高的地区， 碳排放权交易制度对政治关联企业碳信息披露水平的提升程度更高。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文的样本为2009 ～ 2014年7个试点城市中的重污染行业上市公司。 确定该样本范围基于以下考虑：尽管碳排放权交易政策经历了三个重要阶段， 但首次公告相对而言带来的信息更为丰富， 冲击力度更大。 本文还对变量进行了如下处理：剔除了ST或?ST公司; 剔除了指标数据缺失的公司。 最终确定了211家样本公司总计1266个样本观测值。 本文数据来源于以下途径：公司的财务数据和基本情况数据来源于CSMAR数据库; 政治关联数据由企业年度报告、新浪财经网站等途径手工收集整理所得; 政府干预水平指标数据来自王小鲁等[18] 的研究报告; 上市公司碳信息披露数据是从巨潮网以及和讯网下载样本企业的年度报告、社会责任报告以及可持续发展报告手工收集整理所得。 数据处理使用NVivo11、Stata 15.0和Excel软件。

（二）变量选取

1. 碳信息披露指数。 关于碳信息披露的指标体系在学术界尚未形成定论， 不同组织在定义该指数时具体评价内容仍有差别， 但最具权威性的还是碳信息披露項目（Carbon Disclosure Project， CDP）。 因此， 借鉴Zhou等[19] 的做法， 本文基于CDP项目2017年气候变化问卷内容及已有研究成果， 同时考虑我国碳信息披露现状， 共确定12个项目（详见表1）。 样本企业公布了相关信息则取1， 否则取0， 最后求和即可得到该指数。 因研究样本量较大且涉及大量文本分析， 本文借助质性分析软件NVivo11对前文所述来源报告进行查询和统计。

2. 政治关联。 参照邓晓飞等[20] 的研究， 曾在政府或军队担任职务， 或有担任各级人大代表、政协委员经历的董事长或总经理， 作为政治关联的替代变量。 按照该标准来判定高管是否具有政治关联， 符合条件记为1， 否则记为0。

3. 双重差分项。 双重差分项为时间变量与实验变量的乘积。 其中：实验变量按照政治关联分组， 有政治关联的企业为1， 否则为0; 时间变量则是2012年及以后为1， 否则为0。

4. 控制变量。 本文的控制变量主要选取反映经营状况的变量， 包括企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、盈利能力（Roe）、成长能力（Growth）; 反映公司治理状况的变量， 包括股权集中度（Top1）、股权性质（Equity）、两职合一（Tdu）、董事会规模（BZ）、监事会规模（SZ）、董事会独立性（Idr）、高管性别比例（Esr）、高管持股比例（Ms）; 除上述变量外， 还加入了年度（Year）和行业（Industry）虚拟变量。 全部变量的定义及说明见表2。

（三）模型设定

根据双重差分法的检验程序， 本文进行如下设置：构建年份虚拟变量（Time）， 把2009 ～ 2011年间的年份设置为0， 2012 ～ 2014年间的年份设置为1; 构建分组虚拟变量（Pc）， 将试点城市中政治关联企业作为实验组设置为1， 其他企业作为控制组设置为0。

首先， 构建模型（1）检验在不考虑政策冲击时政治关联对企业碳信息披露的影响。 其中， α为模型的截距项， Pc是企业的政治关联变量， X为控制变量， ε为随机扰动项（下同）。

CD=α+β1Pc+ηX+ε     （1）

其次， 为了研究在外生政策冲击下， 政治关联是否促进了试点城市中高污染行业企业的碳信息披露水平提升， 借鉴Gilje和Taillard[21] 的研究思路， 设定回归模型（2）， 采用倍差法比较政策颁布前后试点城市中政治关联企业与其他企业碳信息披露变动的差异。 交互项Timetreat的系数β3代表政策颁布前后两类企业碳信息披露变化的差异。

CD=α+β1Pc+β2Time+β3Timetreat+ηX+ε

（2）

四、实证分析

（一）描述性统计

表3列示了主要变量的描述性统计结果。 可以看出， 碳信息披露指数的均值为5.085， 标准差为2.186， 最小值为1.000， 最大值为12.000， 表明企业碳信息披露整体处于较低水平， 部分样本企业的碳信息披露水平较高， 但个体之间差距较大; 政治关联的均值为0.367， 表明重污染行业中有36.7%的样本公司具有政治关联。

（二）回归结果与分析

根据模型（1）， 首先检验了碳排放权交易政策冲击来临之前， 7个试点城市中两类企业碳信息披露水平间的差异， 如表4的列（4）和（5）所示。 可以看出， 政策冲击的前三年和前一年， 政治关联企业的碳信息披露水平显著高于其他企业。 更进一步地， 为了解政策冲击之后政治关联对企业碳信息披露水平是否有影响， 根据模型（2）对两类企业分别进行检验， 得到结果如表4所示。 在列（1）政治关联企业样本中， 政策颁布变量的系数为2.811且在1%的水平上显著; 在列（2）其他企业样本中， 政策颁布变量的系数为2.172， 也在1%的水平上显著， 仅系数就可以判断两类企业存在差别。 为进一步证实两类企业的上述差别， 进行组间系数差异检验， 如列（3）所示， 政策颁布变量系数在1%的水平上显著为正， 说明两类企业在政策颁布前后各自的碳信息披露水平具有显著差别。 列（6）中， 双重差分项（Timetreat）系数在5%的水平上显著为正， 说明碳排放权交易制度的颁布显著提高了政治关联企业的碳信息披露水平， 从而验证了H1。

H2探讨了不同产权性质下， 碳排放权交易制度对政治关联企业和非政治关联企业碳信息披露水平的影响差异。 本文将样本进一步划分为国有企业和非国有企业进行分组检验（见表5）。 结果表明， 在国有企业样本中， 交互项Timetreat的系数为0.6646且在1%的水平上显著， 而在非国有企业样本中系数则不显著。 这一发现证实了H2， 即受碳排放权交易政策的冲击， 具有政治关联的国有企业碳信息披露水平的提升程度更高。

为了验证H3， 即探究不同政府干预程度地区， 碳排放权交易制度对政治关联企业和非政治关联企业碳信息披露水平的影响差异， 本文借助王小鲁等[18] 公布的市场化指数中， 2012年各地区“减少政府对企业干预”指标来度量地方政府对企业的干预程度， 并将该指标的均值作为基准值， 将样本分成政府干预程度较高和较低两组， 进行分组回归检验（见表5）。 结果显示， 交互项Timetreat的系数在干预程度较高组中为0.4963， 且在5%的水平上显著， 在较低组中则不显著。 这一结果表明， 在政府干预程度较高的地区， 高管政治关联更大程度地提升了企业的碳信息披露水平。

（三）稳健性检验

1. 平行趋势检验。 借鉴Alder等[22] 的做法， 将2011年作为参照年， 观察在制度发布当年两类企业的趋势性差异。 回归结果如表6列（1）所示， 在碳排放权交易制度颁布前一年和前两年交互项的系数分别为-0.4727和-0.2138， 均不显著， 而在政策颁布后第一年和第二年系数分别为0.3895和0.4223， 并分别在5%、1%的水平上显著。 这一结果表明， 处理组和对照组在碳排放权交易制度颁布前不存在明显差别， 符合平行趋势假设。 图1展示了碳排放权交易政策对碳信息披露的动态效应， 也为平行趋势检验提供了证据， 表明《关于开展碳排放权交易的通知》的颁布是导致试点城市中两类企业碳信息披露水平呈现显著差异的原因。

2. 安慰剂检验。 借鉴张琦等[14] 的做法， 本文以7個试点城市以外的其他城市中重污染企业作为安慰剂检验样本， 以排除基准回归中的7个试点城市中政治关联企业碳信息披露水平可能是受到其他全国性的重大政治、经济、环境政策的影响。 如表6列（2）所示， 交互项Timetreat的系数为0.0216， 且在统计上不显著， 安慰剂样本企业没有呈现出与7个试点城市企业一致的碳信息披露水平， 说明本文的结论是稳健的。

3. PSM-DID检验。 双重差分项虽能分离出碳排放权交易政策对具有政治关联企业碳信息披露水平的净效应， 但在挑选样本时的偏差无法规避。 因此， 本文使用倾向得分匹配（PSM）中的近邻匹配法， 将资产负债率、净资产收益率、资产规模、营业收入增长率等变量作为协变量， 从样本中选择出与实验组特征最为相近的样本， 对前述双重差分估计结果进行验证。 结果见表7， 与基本回归结果一致。

4. 企业碳信息披露的城市间比较。 为了检验新标准对政治关联企业碳信息披露的外生冲击效应是否真实存在， 本文把受制度影响的7个试点城市中的重污染企业作为实验组， 把其他城市的重污染企业作为控制组， 构建以下模型：

CD=α+β1Treat+β2Time+β3Timetreat2+

ηX+ε           （3）

其中：CD代表企业碳信息披露指数; α为模型的截距项; Treat=1代表7个试点城市的重污染企业， Treat=0代表其他城市的重污染企业; Time为虚拟变量， 2012年取1， 2011年取0; 交互项Timetreat2的系数β3代表新制度颁布前后试点城市的重污染企业相对其他城市重污染企业碳信息披露水平变化的差异。 表8的列（1）中， 交互项Timetreat2的系数在1%的水平上显著为正， 证实了上述检验。

此外， 还采用模型（3）检验碳排放权交易制度的颁布对试点城市与非试点城市中政治关联企业及其他企业碳信息披露水平的影响。 回归结果如表8所示， 列（2）交互项Timetreat2的系数为1.0110且显著， 列（3）交互项Timetreat2的系数为0.6320也显著。 就系数来看， 新政策颁布后， 政治关联企业碳信息披露水平的提升程度要高于其他企业。 同时， 还进行了组间系数差异检验， 结果如表8列（4）所示， Timetreat2系数显著为正， 证实了该结论。

5. 其他稳健性检验。 虽然本文尽可能控制了其他变量对碳信息披露水平的影响， 但是不排除可能由于遗漏某些变量引起内生性问题。 为进一步保证结果的可靠性， 本文还进行了以下稳健性检验：①对行业进行控制; ②删减控制变量; ③将控制变量滞后一期。 回归结果如表9所示， 核心解释变量Timetreat的系数都是显著的， 证实了前文结果的稳健性。

五、研究结论与政策启示

本文以《关于开展碳排放权交易的通知》的颁布作为外生政策冲击， 以审批的7个试点城市中的重污染企业作为研究对象， 采用倍差法检验新制度的颁布对政治关联企业和其他企业碳信息披露水平的影响， 并得出如下结论：碳排放权交易试点制度颁布后， 政治关联企业的碳信息披露意愿显著增强， 且信息披露水平的提升程度显著高于其他企业， 尤其是在国有企业和地方政府干预水平更高的地区更为显著。 我国正在经历向绿色循环经济发展模式的重大结构转型阶段， 转型能否成功很大程度上取决于我国适应低碳经济发展的能力以及建立碳交易市场的努力。 基于以上结论， 本文提出如下政策建议：

首先， 在推动高质量发展的背景下打赢污染防治攻坚战， 要充分发挥市场型环境规制的积极作用。 我国碳减排目标是通过各省市及行业分解落实的， 应从碳减排的长效机制考虑， 需要结合碳税、碳交易等市场型措施进一步优化资源配置以协同推进。 其次， 建立绿色激励机制， 减轻因减排及披露碳信息造成的成本压力。 本文发现碳排放权交易的影响在不同所有制企业之间存在差异， 国有企业由于合规压力的影响对于政府压力更为敏感因而披露碳信息的水平较高， 而非国有企业则由于受到更多碳排放披露成本的约束因而积极性较低。 因此， 在充分发挥国有企业标杆带头作用的同时， 可考虑针对非国有企业实施绿色激励机制， 提高非国有企业碳信息披露的参与度。 最后， 强化政府引导水平， 提升企业披露碳信息的意愿。 本研究发现在政府干预水平较高的地区， 碳排放权交易制度对企业碳信息披露水平的正向提升程度更高。 作为自愿性环境信息披露， 政府干预成为企业开展碳排信息披露的重要保障。 但随着现行环境规制的强度加大， 政府应减少干预， 更多地引导企业响应当前披露碳排放信息的要求， 促使企业形成碳信息披露常态化。

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