市场化环境规制政策与ESG信息披露质量

蔡海静（博士生导师），周臻颖

一、引言

ESG信息披露是指企业将环境（Environment）、社会责任（Social）和公司治理（Governance）三方面统括为整体而进行信息披露的形式[1]。相较于企业社会责任信息披露（CSR），ESG信息披露的内涵更为丰富，明确包括与环境、社会因素相关的“治理”因素。随着可持续发展理念逐渐深入人心，企业利益相关者对企业ESG信息的需求与日俱增[1]，企业ESG表现日益受到社会公众的广泛关注。而环境问题的外部性也为政府对企业ESG信息披露进行管制提供了理论依据。在上述背景下，作为外界观察企业ESG行为的“直接窗口”，ESG信息披露相关研究备受瞩目[2]。现有文献主要以传统环境规制为研究切入点，考察如何强制约束企业污染行为[3]，激励企业ESG作为。然而，命令式的环境规制工具在有效控制污染排放的同时，也会导致企业短期遵规成本增加。为有效提高经济自由度并减少行政干预，我国开始重视市场化环境规制[4]。市场化环境规制依赖于与之运行相匹配的市场环境，在市场和政府的双重压力下，作为理性经济人的企业为获得市场竞争优势，将提高企业环保意识，增强ESG信息披露意愿，促进企业绿色发展。因此，在市场环境规制下如何拓展和深化企业ESG信息披露，这一议题具备较大的理论价值与现实意义。

2013年，国家发展和改革委员会批准7省市开展碳排放权交易试点，标志着我国环境规制体系逐步从命令式向市场化转变。作为以市场激励为导向的环境规制工具，碳排放权交易政策通过管控企业及分配其初始碳排放配额，设立交易所交易规则和履约机制，约束企业二氧化碳排放量以达到“减排”效果[5]。除调节碳排放的负外部性，该政策或将对企业创新、环保投资等方面产生促进或抑制作用，进而影响企业价值、投资效率，事关我国经济高质量发展进程[6]。然而，当前关于碳排放权交易政策对微观市场主体影响的研究尚未涉及企业ESG信息披露层面。一方面，作为市场化环境规制工具，碳排放权交易政策为企业分配专有资源——碳排放配额，企业为获取竞争优势，同时缓解环境规制引致的负面效应，将提高企业信息透明度，缓解信息不对称，因此企业ESG信息披露质量将提升。另一方面，由于受到资源和现金流的约束，企业为追求经济利益而增加碳排放交易成本时，往往被迫放弃高投入、高不确定性的ESG行为，企业ESG信息披露质量将下降。综上所述，作为市场化环境规制工具的碳排放交易政策是否将对企业ESG信息披露质量产生影响，其作用方式又如何，是本文亟待解决的问题。

本文利用碳排放权交易政策在北京、天津、上海、重庆、湖北、广东和深圳7个省市开展试点这一事件，运用PSM-DID研究方法，选取2010～2019年我国沪深上市公司作为研究样本，考察试点前后及在试点和非试点地区，碳排放权交易政策这一市场化环境规制工具是否对企业ESG信息披露质量产生影响，并进一步检验环保补助在其中的作用。

本文的研究意义主要体现在：第一，研究ESG信息披露质量的影响因素是促进企业绿色发展不可缺少的一环。本文以碳排放权交易政策为代表，考察市场化环境规制工具对上市公司ESG信息披露质量的影响，进一步丰富了市场化环境规制工具影响企业非财务信息披露的经验证据。第二，本文以政府环保补助为切入点，探讨了碳排放权交易政策影响ESG信息披露质量的作用机制。环境规制影响企业非财务信息披露的相关研究[7]，多涉及环境规制工具的外部监管效应，譬如政府环境监管信息公开、政治关联等因素，而环保补助则体现了政府为加强环境规制工具实施效果而给予的资源支持。

二、文献综述

（一）碳排放权交易政策的经济后果

“双碳”目标下提出的碳排放权交易政策，是社会主义市场经济中积累的减碳“中国经验”。多数学者认为，该政策的实施可以降低二氧化碳排放量，且该政策能够持续推动企业碳减排，从而有效实现“减排”目标[8]。此外，碳排放权交易政策的实施显著促进了试点企业的绿色技术创新和环保投资，从而提高了企业价值和企业投资效率[9]，与波特理论相符。然而，周畅等[6]指出，碳排放权交易政策抑制了绿色创新，且碳排放权交易会约束和内化企业原本“自由”的排放行为，增加企业购买配额和减排履约等相关成本，从而减损企业价值。由此可见，碳排放权交易政策的实施将影响企业行为和经营成果，但政策最终效果尚未有定论。目前，鲜有文献探讨碳排放权交易政策对企业ESG信息披露的影响。

（二）ESG信息披露的影响因素

企业ESG信息披露的内涵相较于传统企业社会责任（CSR）而言更为宽泛，明确包括与环境、社会因素相关的“治理”因素，是企业ESG作为的集中体现。但在实践中，ESG信息披露时常与CSR信息披露相混淆，边界模糊。为促进企业更好地履行ESG责任，实现企业可持续发展，有必要探讨企业ESG信息披露的影响因素。

已有文献表明，企业面临的经济政策[10]、环境规制[11]等宏观因素，与企业所有权性质[12]、企业高管特征以及企业内部控制[13]等微观因素，均会影响企业ESG信息披露及企业信息透明度。少数文献虽然考察了环境规制与企业ESG信息披露之间的关联，但仍然是从传统命令式环境规制视角出发，而非站在市场化环境规制的角度进行分析探讨。伴随着我国生态文明建设的持续推进，环境规制工具从命令式向准市场化方向发展。由于命令式环境规制的监管效果有限，近年来国家更加倡导利用市场化环境规制手段来改善生态环境[4]。目前关于市场化环境规制工具对企业ESG信息披露质量的影响研究还存在不足，本文的研究可以补充相关文献。

三、理论分析与研究假设

环境规制是政府为实现经济发展和环境保护相协调的目标而制定的外部监管政策，能够直接或间接地调控企业经营活动以影响其信息披露水平。市场化环境规制政策，即碳排放权交易政策，是一种灵活的规制方式，企业可自由选择通过购买额外的配额或者开展ESG活动等途径实现规制目标。首先，碳排放权交易政策在政府管控基础上分配碳排放配额，该配额属于企业的专用性资源，是企业维持和获取竞争优势的主要来源之一。而企业进行ESG信息披露有利于市场掌握其相关信息，对其价值进行准确评估。即在相同条件下，信息披露能够使企业拥有更多专有的碳排放配额。那么，基于专有成本理论，即便披露信息可能会给企业带来间接专有成本，企业在权衡成本与收益后，也会在环境规制背景下提升ESG信息披露质量，以在市场上获取专有资源，进而积极影响市场估值，提高企业价值。其次，已有研究表明，碳排放权交易政策实施会抑制绿色创新，增加企业购买配额和减排履约等相关成本，从而减损企业价值。而ESG信息披露在很大程度上能够削弱环境规制的负面影响，带来一系列的正面效应，例如提高企业融资能力、降低企业融资成本[14]，同时更加吸引机构投资者，最终提高企业价值。因此，根据信号传递理论，ESG信息披露有利于缓解信息不对称问题，提高企业信息透明度，减弱环境规制的负面影响。最后，外部性理论认为，生态环境资源作为一种产权不明晰的公共物品，需要借助政府进行干预和管制[15]。而作为市场化环境规制工具——碳排放权交易政策离不开市场主体充分披露其ESG信息，且企业通过提高ESG报告公信力，能够增强利益相关者对其ESG履责情况的认知[7]，减少企业由于排污、耗能等环境问题引起的形象成本等相关成本，并促使企业的低碳发展、绿色转型获得政府支持。基于上述理论分析，本文提出假设：

H1a：在其他条件一定的情况下，碳排放权交易政策的实施有助于企业ESG信息披露质量提升。

从另一角度思考，首先，环境规制导致环境外部性内部化，企业需要为其生产过程中的碳排放行为在交易市场中购买超出碳排放配额的碳排放权，从而增加企业制度遵循成本负担[16]，挤占企业资源并最终削弱企业竞争力。企业开展ESG活动不仅需要投入大量资源，而且难以直接产生经济效益。因此，基于资源依赖理论观点，在经营压力下，企业将被迫放弃高投入、高不确定性的ESG行为，导致企业ESG信息披露质量下降。其次，企业作为理性经济人，往往以营利为目的、追求经济利益最大化。当企业信息披露成本高于收益时，企业缺乏优化ESG行为的主观能动性。当企业为迎合政府规制要求营造绿色形象，企业将产生“漂绿”动机，披露“名不副实”的ESG信息，导致信息披露质量降低。最后，在碳排放权交易政策实施之后，企业往往不愿成为披露ESG信息的“急先锋”，反而持谨慎观望的态度。因为主动披露ESG信息会使企业受到利益相关者更多的关注，为企业带来效率威胁，使企业不得不在下一个周期花费更多的精力和资源应对监管。由此，提出以下假设：

H1b：在其他条件一定的情况下，碳排放权交易政策的实施使企业ESG信息披露质量降低。

四、数据来源及研究设计

（一）数据来源

考虑政策背景和数据可得性问题，本文选取2010～2019年沪深上市企业作为初始研究样本展开实证检验，考察碳排放权交易政策实施前后，碳排放权交易政策试点企业与非试点企业的ESG信息披露质量差异。其中，ESG评级数据来自彭博数据库（Bloomberg），其他财务数据、企业特征数据均来自国泰安数据库（CSMAR），同时进行以下处理：①剔除ST以及*ST企业数据；②剔除金融行业企业数据；③剔除数据存在缺失的数据；④为消除极端值的影响，对除虚拟变量以外的其他数据进行首尾1%的缩尾处理。最终得到1122家企业的8563个样本观测值。

（二）变量定义与研究设计

1.被解释变量：ESG信息披露质量。ESG评级数据第一层次反映ESG信息披露质量，第二层次则可体现ESG绩效。本文选择彭博社披露的ESG评级数据作为企业ESG信息披露质量的衡量指标，这主要是考虑到彭博数据库的数据相较于其他数据库数据窗口期更长，数据量更充足。本文研究的样本期间是2010～2019年，彭博数据库中的ESG数据在此期间内完整充分，使得研究结论更为可靠。此外，本文在稳健性检验中选取和讯网披露的ESG评级数据作为企业ESG信息披露质量的衡量指标。

2.解释变量：碳排放权交易政策的实施。为研究碳排放权交易政策的实施对企业ESG信息披露质量的影响，本文建立相应的虚拟变量。首先，在碳排放权交易政策实施当年及以后年份post取1，否则取0。由于国家批准在北京、天津、上海、重庆、湖北、广东及深圳7个省市先后开展碳排放权交易试点，试点开始时间主要集中于2013年末至2014年初，因此，本文选择2014年作为试点年份[4]。其次，由于每家企业均有碳排放产生，而且在碳排放权交易政策试点期初，政府放松试点企业的碳排放权额度限制，因此试点地区所有企业均有可能被纳入碳排放权交易，所以企业若处于上述7个试点省市则treated取值为1，否则为0。最后，构造试点时间和试点地区的交乘项Pilot，即post×treated，作为碳排放权交易政策实施的解释变量。此外，由于无法获取重庆市的管控企业名单，为增强研究结论的稳健性，本文拟利用北京、上海、广东、天津、湖北和深圳6个试点省市首批管控企业名单上的沪深上市公司作为处理对象进行稳健性测试。

3.控制变量。根据周畅等[6]的相关研究，本文选取以下控制变量：总资产周转率（Turnover）、股权集中度（Shrhfd1）、资产负债率（Lev）、营业收入（Income）、董事长与总经理兼任情况（Dual）、公司上市年限（Age）、审计师是否来自四大（Big4）、企业规模（Size）、企业性质（State）、年份（Year）、个体（Stkcd）。

4.模型设计。借鉴已有研究，根据前文提出的假设，本文构建以下模型检验H1a和H1b。

ESGi，t=α0+α1Pilot+γControli，t+∑Year+∑Stkcd+εi，t

其中：ESGi，t表示企业i在第t年的ESG信息披露质量，以彭博ESG评级数据进行度量；post代表试点地区实施碳排放权交易政策后的年度，treated代表该企业处于7个试点省市，即被纳入碳排放权交易体系中，Pilot表示两者的交乘项post×treated；Control表示上文所列举的控制变量；εi，t为残差项。考虑到时间变化所产生的外部冲击及企业个体差异对ESG信息披露质量的影响，在模型中控制年份固定效应及个体固定效应，分别以Year与Stkcd表示，以增强实证结果稳健性。由于模型中已经控制了年份固定效应和个体固定效应，故不再添加post和treated，只需加入交乘项Pilot即可[4]。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计

为更好地体现碳排放权交易政策实施对企业ESG信息披露质量的影响，本文对PSM处理前后的数据分别进行描述性统计分析。表2的变量描述性统计结果显示，样本企业的ESG标准差为5.79，表明企业在ESG信息披露质量上存在较大差距。解释变量Pilot的平均值在PSM前为0.27，在PSM后为0.52，结果符合倾向得分匹配的处理要求。

表1 变量定义

表2 主要变量的描述性统计

（二）样本的PSM匹配

为了增强结果稳健性，本文使用倾向得分匹配法进一步在非试点地区企业中匹配对照组。参考沈洪涛等[5]、周畅等[6]的研究，影响企业是否被纳入碳排放权交易的因素包括企业经营能力、盈利能力、规模等，因此，本文在预测模型中选取流动比率（Current）、总资产周转率（Turnover）、营业收入（Income）、两权分离率（Separation）和企业规模的平方项（Size2）作为匹配变量，并采用二元Probit模型按照倾向得分值为处理组挑选对照组。

根据PSM分析要求，在获得匹配结果后，需进一步分析验证共同支撑假设与平衡假设是否得到满足。本文通过分析PSM前后的核密度函数图验证共同支撑假设，结果如图1和图2所示。由图2可知，在匹配以后，试点地区与非试点地区的样本分布基本重叠，满足PSM共同支撑假设。

图1 匹配前的核密度函数

图2 匹配后的核密度函数

PSM平衡性检验结果如表3所示，匹配后所有变量偏差明显缩小，均在10%以内，且匹配后T检验的p值均大于10%，说明匹配后所有变量在处理组和对照组之间不存在显著差异，满足平衡性检验。

表3 匹配前后可观测变量平衡性检验

（三）平行趋势检验

使用PSM-DID模型的前提条件之一为需要符合平行趋势检验，即实验组和控制组在政策实施之前变化趋势相同。本文选用事件研究法（Event Study）进行平行趋势检验。参考Beck等[17]的研究，在检验中去除政策实施前一期，即pre_1。pre_4～pre_1是虚拟变量，如果企业处于政策冲击前1～4年并且为实验组则赋值为1，否则为0；current表示如果企业处于政策冲击当年且为实验组则赋值为1，否则为0；post_1～post_5为虚拟变量，如果企业处于政策冲击后1～5年且为实验组则赋值为1，否则为0。如果平行趋势检验成立，则碳排放权交易政策实施对企业ESG信息披露质量的影响只会出现在政策实施之后，在政策实施之前不存在显著差异。回归结果如表4所示，pre_4～pre_2的系数不显著，表明各企业的ESG信息披露质量在碳排放权交易政策实施之前不存在显著差异。而post_2～post_5的系数显著为正，表明碳排放权交易政策实施确实影响了试点地区企业的ESG信息披露质量。上述结果符合平行趋势检验。

表4 平行趋势检验

（四）碳排放权交易与企业ESG信息披露质量

表5报告了碳排放权交易政策的实施与企业ESG信息披露质量的检验结果。在第（1）列中未加入控制变量，解释变量Pilot的系数为0.978，t值为2.75，在1%的水平上显著；在第（2）列中加入控制变量，解释变量Pilot的系数为1.137，t值为3.15，在1%的水平上显著。上述结果表明，在其他条件一定的情况下，碳排放权交易政策的实施有助于企业ESG信息披露质量的提升，支持H1a。碳排放权交易政策实施后，企业为降低额外成本获取竞争优势，会增加企业的ESG行为并提升ESG信息披露质量，使企业的经济发展与环境保护成为可以兼容的共同体，最终实现企业的可持续发展。

表5 碳排放权交易政策的实施与企业ESG信息披露质量

（五）异质性检验

1.基于企业信息不对称程度的异质性分析。根据信号传递理论，信息不对称程度较低的企业在碳排放权交易政策实施后，其ESG信息披露质量会显著提高。企业提高ESG报告公信力，有助于减少企业在环境规制下的交易成本和监管成本，使企业经营活动产生正外部性，促使企业的低碳发展、绿色转型获得政府支持并吸引更多投资者。相较于信息不对称程度较低的企业，信息不对称程度较高的企业若受到环境规制政策的压力，由于其所受关注程度较低，则有可能在无法履行ESG职责时，披露虚假的ESG信息。参考已有文献[18]，本文采用企业在给定年度内跟踪并发布研究报告的分析师人数加1后的自然对数（Follow）以及目标企业分析师发布的研报数量（Report），表示企业信息不对称程度。以中位数为临界点，将全样本分为信息不对称程度低组和信息不对称程度高组进行回归，结果如表6所示。第（1）列和第（3）列为信息不对称程度低组上市企业的回归结果，解释变量Pilot的系数分别为1.664和1.556，均在5%的水平上显著。第（2）列和第（4）列是信息不对称程度高组上市企业的回归结果，解释变量Pilot的系数为1.152和1.696。参考连玉君和廖俊平[19]的研究，本文通过Chow检验引入交乘项，根据Pilot×Follow和Pilot×Report这两个交乘项的显著性情况得出结论。由表6第（5）列和第（6）列可知：Pilot×Follow系数为0.318，t值为1.32，交乘项系数不显著；Pilot×Report系数为0.476，t值为1.92，在10%的水平上显著。上述结果表明，在企业信息不对称程度低、目标企业分析师发布的研报数量多的情况下，企业在市场化环境规制实施后，会抑制“漂绿”冲动，其ESG信息披露质量会显著提高。

表6 碳排放权交易政策的实施对信息不对称企业ESG信息披露质量的影响

2.基于企业资源基础的异质性分析。企业所拥有的资源是影响其决策的重要因素，李青原和肖泽华[16]基于资源基础观，认为企业对资源的依赖性决定了企业对环境规制的反应。企业作为理性经济人能够分配的相关资源，是企业在环境管理方面必须考虑的刚性因素。一方面，企业披露高质量的ESG信息会为其带来良好的社会声誉并树立绿色形象，尤其当企业的资源基础较薄弱时，企业更有动力通过优化ESG报告从而获得政府资源支持。另一方面，企业只有在资源基础较强时才能够投入相关资源开展ESG活动，抑制“漂绿”动机，提高企业ESG信息披露质量。因此，企业披露ESG信息的积极性容易受到固有财务和人力资源的影响。

本文根据企业财务资源和人力资源情况将样本进行分组，分别考察环境规制对不同资源基础企业ESG信息披露质量的影响。其中，对于财务资源，本文选择Hadlock等[20]提出的SA指数加以度量，即SAindex=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。该数值越小，融资约束越小，企业的财务资源实力越强。因此，当企业财务资源（Finance）小于SA指数的中位数时取值为1，否则取值为0。对于人力资源，本文选择股权激励进行度量，人力资源实力越强的企业越容易实现股权激励。当股权激励程度（share）高于中位数时取值为1，否则为0。结果如表7所示。

表7的第（1）～（4）列表明，较之强资源基础企业，资源基础较弱的企业在碳排放权交易政策实施后会披露更高质量的ESG信息。本文随后通过Chow检验引入Pilot×Finance和Pilot×share这两项交乘项，进行进一步检验。在第（5）列中Pilot×Finance的系数为-1.161，t值为-3.37，在1%的水平上显著。在第（6）列中Pilot×share的系数为-1.463，t值为-1.99，在5%的水平上显著。上述结果表明，在面对碳排放权交易政策的压力时，资源基础较弱的企业选择披露更高质量的ESG信息。企业相关行为说明，披露高质量的ESG信息为企业带来的社会声誉是企业所需的另一项关键资源，能够在未来企业经营过程中转化为经济效益，促使企业实现可持续发展。因此，即使企业当前的财务资源和人力资源实力较弱，管理者出于对企业长远及可持续发展的考量，仍会选择投入资源履行ESG职责并提高ESG信息披露质量。

表7 碳排放权交易政策的实施对不同资源基础企业ESG信息披露质量的影响

3.基于企业污染程度的异质性分析。企业污染程度异质性下企业受到环境规制的影响程度不同，也可能会导致环境规制对企业ESG信息披露的影响效果产生差异。碳排放权交易政策的实施重点在于重污染企业。为降低自身的交易成本和监管成本，重污染企业往往会考虑增加ESG行为从而提高ESG信息披露质量。根据CSMAR数据库披露的重污染企业信息，将样本分为重污染企业和非重污染企业进行分组检验，若企业为重污染企业，则Pollution取1，否则为0。结果如表8所示：第（1）列为重污染组上市企业的回归结果，Pilot的系数为1.635，在1%的水平上显著；第（2）列为非重污染组上市企业的回归结果，Pilot的系数为0.871，在1%的水平上显著。这一结果表明，较之非重污染企业，环境规制对重污染企业ESG信息披露质量的促进作用更为明显。为确保检验结果的可靠性，本文进一步通过Chow检验，利用Pilot×Pollution这一交乘项，得到Pilot×Pollution的系数为1.507，t值为5.52，在1%的水平上显著，说明分组检验中重污染企业与非重污染企业的组间系数确实存在显著差异。上述结果表明，与非重污染企业相比，环境规制对重污染企业的ESG信息披露质量的促进作用更为明显。重污染企业受到政府和社会公众的关注程度更高，更容易受到环境规制工具的约束。

表8 碳排放权交易政策的实施对重污染企业ESG信息披露质量的影响

（六）进一步研究：环保补助的作用机制检验

生态环境具有公共物品属性，在缺乏管制的情况下，私人企业没有动机改善生态环境[16]。企业实施ESG行为并促进ESG信息披露质量提升需要资源的长期投入，资源约束是困扰企业非财务信息披露的难题之一，而政府的环保补助在政府环境规制的约束下为企业提供了资金支持，有利于减少管理者关于披露非财务信息影响企业经济效益不确定性的担忧。

本文以企业收到政府的环保补助作为中介变量，借鉴温忠麟等[21]的研究方法，采取三步法对环保补助的中介效应进行逐步回归分析。结果如表9所示，第（1）列和第（2）列报告了“碳排放权交易政策的实施—政府提供的环保补助—企业的ESG信息披露质量”的检验结果。本文重点关注第三步检验结果中企业收到政府的环保补助Isub的估计系数，如表9第（3）列所示，Isub的系数为2.002，在5%的水平上显著，结合温忠麟等[21]的研究方法可知，环保补助Isub作为中介变量的中介效应存在。根据上述分析，碳排放权交易政策实施后，政府对企业的环保补助在环境规制促进企业ESG信息披露质量提升的过程中发挥了完全中介效应。政府对企业的环保补助可以激励企业在环境规制政策下履行社会责任，维护企业声誉，不仅可提高企业的社会效益，更可以转化为经济利益，促使企业走可持续发展道路。

表9 碳排放权交易政策的实施、环保补助与企业ESG信息披露质量

（七）稳健性检验

1.替换被解释变量。本文首先替换被解释变量进行稳健性检验，在前文中检验碳排放权交易政策的实施对企业ESG信息披露质量的影响时，选择的被解释变量衡量指标是彭博社公布的ESG评级数据。第三方专业评级机构对企业披露的ESG相关信息进行评级时有各自独立的打分标准，各机构存在不同评价体系，结论的可靠性会有偏差。因此，本文借鉴贾兴平和刘益[22]的研究，选择和讯网对企业的ESG信息披露评级（Score）替换被解释变量，进行与前文相同步骤的实证检验，同时控制年份和个体固定效应。结果如表10所示：第（1）列中解释变量Pilot的系数为4.559，在1%的水平上显著；第（2）列加入控制变量后，解释变量Pilot的系数为2.633，在10%的水平上显著。上述结果表明，在其他条件一定的情况下，碳排放权交易政策的实施促进了企业ESG信息披露质量的提升，与基准回归结果一致。

表10 替换被解释变量

2.变更检验样本。前文中假设试点地区所有企业均有可能被纳入碳排放权交易，因此未纳入管控的企业ESG信息披露质量可能对结论造成干扰。为此，本文借鉴沈洪涛等[5]的研究，利用北京、上海、广东、天津、湖北和深圳6个试点省市首批管控企业名单上的沪深上市公司进行检验。其中，剔除无法获取管控企业名单的重庆市、在2013～2019年被取消管控的企业以及无法获取ESG数据的企业，最终处理组样本共包括53家上市管控企业。同时将区域经济发展、所处行业、企业上市年龄、规模和盈利能力等作为参考因素，为试点省市选择对照样本。匹配后处理组和对照组共包括106家企业的694个观测值。使用DID方法实证检验碳排放权交易政策的实施对企业ESG信息披露的影响，结果如表11所示。第（1）列中未加入控制变量，解释变量Pilot的系数为5.008，在5%的水平上显著；第（2）列加入控制变量后，解释变量Pilot的系数为5.206，在1%的水平上显著。上述结果表明，碳排放权交易政策的实施对碳排放管制企业及试点地区企业的ESG信息披露质量均能够产生促进作用，与基准回归结果相一致。

表11 变更检验样本

六、研究结论与政策建议

自2013年起，我国在7个试点省市陆续开展碳排放权交易试点。本文利用这一事件，采用PSMDID方法检验碳排放权交易政策的实施对企业ESG信息披露质量的影响。研究结果表明：碳排放权交易政策的实施确实能够显著促进试点地区企业ESG信息披露质量提升；进一步研究发现，政府为企业提供的环保补助，在市场化环境规制政策实施下，将激励企业披露更高质量的ESG信息；异质性分析发现，在企业信息不对称程度较低、资源基础较弱和企业污染程度较严重时，碳排放权交易政策对企业ESG信息披露质量的促进作用更强。

为更好地利用环境规制工具实现企业的可持续发展，本文提出如下建议：①提高企业ESG信息披露能力。政府应注重ESG信息披露的监管引导，提高上市公司对ESG信息的认知水平和披露能力。同时，政府应与相关机构共同规范企业ESG信息披露行为，一方面使利益相关者能够从ESG报告中获取有效信息，另一方面促使企业ESG信息披露不流于形式，增强企业披露ESG信息的主动性。②政府应积极鼓励企业的可持续发展行为，充分利用市场化环境规制手段达到环境监管目的。为提高企业绿色发展积极性，可以对企业削减污染的行为进行补贴。政府环保补助在政府环境规制的约束下为企业提供了资金支持，有利于减少管理者对于披露非财务信息可能损害企业经济效益的担忧。