机构投资者持股能刺激企业气候转型风险信息披露吗?——基于企业年报文本的实证分析

杜剑 滕丹妮 杨杨

(1.贵州财经大学 会计学院,贵州 贵阳 550025; 2.贵州财经大学 大数据应用与经济学院,贵州 贵阳 550025)

一、引言

随着气候问题和可持续发展成为新的国际共识、我国“双碳”目标的持续推进,企业面临更多的气候风险挑战和发展机遇。2021年11月,习近平主席在《联合国气候变化框架条约》第26次缔约方大会世界领导人峰会上指出,气候变化不利影响日益显现,全球行动紧迫性持续上升。正是意识到气候风险逐步上升,金融机构、投资者等各方利益主体更多地开始关注低碳以及气候相关的投资。因此,管理层面临越来越多来自股东等利益主体压力,相关利益主体要求企业提供有助于决策相关信息的迫切性不断增强,对企业气候风险管理实施有效监督[1],进而促进企业稳定持续发展和长期价值提升。

然而,目前上市企业气候风险信息披露呈现披露水平普遍较低和差异较大的情况(TCFD,2020)。披露现状差强人意的原因:一是由于气候风险涵盖内容甚广、具有抽象性;二是披露不具强制性,缺乏统一规范的披露标准,管理层在是否披露以及披露内容上具有较大自主权。厘清影响企业气候风险信息披露因素,对进一步提高企业气候风险信息披露水平有着重要意义。现有研究将影响因素归咎为公司基本特征[2]、治理模式[3]等内部因素层面,以及制度约束[4]、利益相关者压力[5]等外部因素层面。尽管学者从企业内外部因素层面展开研究,但是从利益相关者角度出发,考察机构投资者持股是否会影响企业气候风险信息披露及其具体作用机制的研究并不多见。

随着各项制度不断完善、监管部门的政策引导以及深改的推进,机构投资者取得较大发展,我国资本市场逐步进入“机构化时代”。积极股东主义的萌芽和机构持股占比的扩大,使得机构投资者逐渐成长为资本市场中坚力量,参与企业公司治理和监管的积极性越发高涨。关于机构投资者参与公司治理的研究主要集中在对投资者保护[6]、盈余管理[7]、治理水平[8-9]、信息披露[10-11]、公司价值[12]等方面。机构投资者的公司治理效应具体表现为,从及时性和精确性上提升盈余报告的质量;约束管理层机会主义行为、施加压力,提高信息透明度;不只是机构投资者持股,其调研行为能够通过实地考察、获取真实信息,降低信息不对称,进而刺激企业信息披露行为。

在日益关注企业面临的气候风险、承担的气候和环境责任背景下,越来越多机构投资者成为联合国责任投资原则组织(UNPRI)签署方,将企业非财务表现作为筛选标准纳入其投资决策。同时,大多数机构投资者认为气候风险报告与财务报告同样重要,甚至三分之一的机构投资者认为气候风险报告更加重要[13]。现阶段关于机构投资者和信息披露之间的关系主要基于财务数字信息,从披露质量、行为特征、机构投资者异质性以及不同主题信息披露等多方面展开[14-15]。但是,从非财务信息出发,考察特定类型信息披露的研究较为有限,尤其是在应对气候风险成为全球可持续发展核心议题的背景下,机构投资者是否影响以及如何影响企业气候风险信息披露的研究存有诸多空白以待探讨。基于企业气候风险信息披露不足,并且转型风险是当前主要气候风险实际,本文提出并试图探究以下问题:机构投资者持股是否能够刺激气候转型风险信息披露?如果能,机构投资者持股通过什么样的传导路径影响气候转型风险信息披露?外部审计质量和内部控制水平是否影响机构投资者持股与气候转型风险信息披露之间的关系?不同企业内部股权结构和外部环境差异下,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响是否存在差异?科学性地回答上述问题,有助于厘清机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响,为发挥机构投资者治理作用、提升气候转型风险信息披露,更好应对气候风险的挑战提供参考依据。

本文以2007—2020年沪深制造业重污染上市企业为样本,基于WinGo财经文本数据平台,运用文本分析方法,构建和测算企业气候转型风险信息披露指数,对上述问题展开实证研究。研究发现,机构投资者持股能够显著地促进气候转型风险信息披露。机制分析发现,代理成本和融资约束是机构投资者持股影响气候转型风险信息披露促进效应的重要传导路径;外部审计质量和内部控制水平在机构投资者持股和气候转型风险信息披露的关系间起着负向调节作用。异质性分析发现,在管理层持股、股权集中度、媒体报道强度和信息透明度较低的企业,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应更加明显。此外,本文还进一步分析了气候转型风险信息披露的经济后果,发现气候转型风险信息披露能够有效提升企业的绿色创新水平和质量。

本文的主要贡献有如下四个方面:一是从机构投资者角度拓展关于气候转型风险信息披露影响因素的研究。已有文献将影响因素更多聚焦于企业自身特征,本文提供了机构投资者这一利益相关者作为气候转型风险信息披露重要决定因素的经验证据。二是从气候转型风险信息披露角度丰富关于机构投资者的公司治理研究。以往文献更多基于财务数字信息,关注机构投资者持股与信息披露质量、行为特征及不同主题信息披露间关系,本文基于非财务信息,研究机构投资者持股对企业气候转型风险信息披露的影响,为机构投资者发挥公司治理效应提供进一步支撑。三是在考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露影响的基础上,厘清了两者关系的传导路径及作用机制,进一步考察不同情景下机构投资者持股对气候转型风险信息披露影响差异。四是确认了气候转型风险信息披露对企业绿色创新的促进作用。在气候危机大背景下,为企业改善气候转型风险信息披露、提升气候风险治理水平,实现绿色可持续发展和提高企业长期价值提供参考。

二、理论分析及研究假设

(一)机构投资者持股与气候转型风险信息披露

作为非财务信息,气候风险相关信息是企业信息的重要组成,受到监管机构、投资者等利益相关者关注。气候转型风险信息披露,短期来看,利益相关者可能会做出不利于企业的行为,如改变投资策略、造成股价波动[16],同时披露行为需要进行风险评估、完成信息及应对策略的汇编报告,一定程度上增加企业额外成本。然而,信息披露能够增加信息透明度,传递企业对气候变化问题的重视,履行气候风险治理的义务,进而提升社会责任形象和积累企业声誉;同时为投资者等各方利益相关者提供更多信息,提高其对企业应对气候变化状况的认知程度,增强各方利益相关者对企业的信任,给予企业应对气候风险的建议,更具针对性地帮助企业提高气候转型风险披露水平,进一步改善公司治理情况,提升企业长期价值。

相较普通投资者,机构投资者更能发挥积极股东主义、拥有更强动机、具备更大能力对管理层实施监督,参与企业公司治理[17]。首先,由于持股比例较高,实施监督成本低于收益,能够避免“搭便车”,机构投资者通过资本市场抛售股份,以股东身份参与股东大会、运用投票权发表意见,甚至直接参与企业战略决策制定等多种公司治理方式践行积极股东主义[18,8],有效监督管理层和控股股东,减少自利行为[9],影响企业的气候转型风险信息披露。其次,机构投资者存在获取持股企业更多信息的动机,保持对其企业价值持续关注,为进一步做出增持、减持、维持等后续投资决策提供依据。从气候转型风险相关信息中得到涉及的政策监管、行业变化、消费需求和商业模式改变和产品升级等企业成长性信息,机构投资者能够运用其较强的信息发现和分析能力,更深入地了解企业面临的气候转型风险,应对气候变化带来的挑战和机遇,识别出企业投资价值[19]。最后,机构投资者资金实力雄厚、规模优势强、身份相对独立,更加注重企业长期投资价值[20]。气候转型风险信息披露行为,传递了企业对气候问题重视、社会责任承担的信号,能够树立良好企业形象、储存声誉资本,也更易获得政府、银行和合作伙伴等利益相关者支持,为企业长期发展积累资源。鉴于此,为了提升企业长期价值,获得更高长期回报,机构投资者更有动机及能力促使企业披露更多的气候转型风险信息。机构投资者能够发挥公司治理效力、外部监督作用,随着机构投资者持股比例上升,其发挥的公司治理效力趋向更大,企业气候转型风险信息披露会趋于上升。基于上述分析,本文提出假设1。

H1机构投资者持股与气候转型风险信息披露正相关,即机构投资者持股能够促进企业的气候转型风险信息披露。

(二)代理成本和融资约束的中介作用

代理成本是由于企业两权分离造成股东利益可能受到侵害的代理问题而诞生。代理问题的两种形式,第一类存在于股东和管理层间,控股及其他大股东将经营权委托管理层,通过董事会对其加以监督,同时,机构投资者能够对董事会的内部董事和管理层造成一定影响;第二类则存在于中小股东和控股股东间,中小股东将监督权委托控股股东,由于受到监督成本制约和基于共同利益考虑,普通投资者会放弃或向机构投资者让渡治理权力,因而机构投资者在缓解第二类代理问题上发挥了重要作用,是外部治理机制核心[21]。

根据双曲贴现理论,管理层短视使其更加注重短期回报,而忽视长期回报[22],同时基于时间代理冲突[23],管理层可能会更重视气候转型风险披露的潜在短期负面影响,而不是治理气候转型风险的潜在长期积极影响。面对较高代理成本,管理层会基于自身利益最大化的目标进行利弊权衡,利用自身信息优势实施信息操纵,减少甚至是隐匿信息披露,自愿披露动机不足[24]。然而,随着机构投资者持股比例增长、话语权提高,机构投资者发挥积极股东主义、公司治理效力作用增强,对管理层和主要股东的监督更有效,能够减少其自利行为[9],通过影响企业代理成本,促使企业提高气候转型风险信息披露水平。

融资约束问题是制约上市企业可持续发展的主要瓶颈,能否及时有效地筹措到充足资金会对企业经营决策造成影响,而机构投资者持股是缓解企业融资约束的重要途径[18]。机构投资者作为资本市场的主要参与者,通过持有股份、以股东身份参与和改善公司治理、提供企业重组资源、影响企业股票估值以及提高企业声誉等方式,运用资金优势、发挥信号传递作用以及通过自身资源为上市企业多方运作,以缓解企业融资约束压力[17]。实际上,融资约束不仅是企业经营决策时面对的问题,同时还是企业信息披露的重要影响因素[25]。对融资需求迫切的企业,一方面,为获得更多的外源性融资、缓解融资约束,企业可能会更积极地披露气候转型风险相关信息,释放其承担社会责任的信号,以获得更多市场好感,同时一定程度规避有关监管机构的信贷限制[26],融资约束与企业信息披露质量正相关[27];另一方面,企业在应对气候问题时的表现会受到融资约束限制,存在减少气候转型风险信息披露的倾向,以隐藏其应对气候风险有关行为的不足,融资约束与企业信息披露质量呈负相关关系[28]。融资约束对气候转型信息披露的影响结论虽未达成一致,但上述分析仍表明,机构投资者持股会对融资约束造成影响,进而对企业的气候转型风险信息披露水平造成影响。基于上述分析,提出以下假设。

H2a机构投资者持股通过代理成本的中介作用影响气候转型风险信息披露。

H2b机构投资者持股通过融资约束的中介作用影响气候转型风险信息披露。

(三)外部审计质量和内部控制水平的调节作用

一方面,作为上市公司重要的外部治理机制,外部审计质量能够缓解股东和管理层间的委托代理冲突,对企业披露的气候转型风险相关信息真实可靠性进行识别,约束管理层自利行为,发挥公司治理的作用[29]。特别是在企业外部审计质量水平不高、公司治理作用有限时,机构投资者作为有效的企业治理机制,由于拥有较高专业能力和公司治理权力,能够更好地对管理层和主要股东实施监督,弥补外部审计质量造成的有限公司治理作用,发挥公司治理效力,更加显著地促进企业气候转型风险信息披露。

另一方面,内部控制是我国上市企业治理机制的重要制度安排,发挥着促进和规范企业决策、提高公司治理水平的作用[30],会对企业的信息披露造成影响。内部控制规范的推行和完善,对于外部制度的实施,尤其是对企业信息披露水平的提高具有显著的促进效应[31]。内部控制水平高的企业,关于气候转型风险信息披露的程序及内容更加规范,内控制度体系建设更为完善,相关信息更有可能及时、规范以及充分地进行发布[32],机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应将变得不太显著。相反,内部控制水平低的企业,其公司治理机制发挥作用相对有限,信息透明度较差,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进作用更加明显。因此,内部控制水平会抑制机构投资者持股和企业气候转型风险信息披露的正向效应。基于上述分析,提出以下假设。

H3a外部审计质量在机构投资者持股和气候转型风险信息披露两者关系间起着负向调节作用,即外部审计质量弱化了机构投资者持股的促进效应。

H3b内部控制水平在机构投资者持股和气候转型风险信息披露两者关系间起着负向调节作用,即内部控制水平弱化了机构投资者持股的促进效应。

(四)企业内部股权结构和外部环境的异质性

股权结构是影响所有权配置效率的重要因素,是企业内部治理结构的基础前提[33]。不同股权结构差异下,机构投资者对气候转型风险信息披露的影响可能会存在差异。一方面,管理层持股水平越高,年报提供的信息越多越充分,投资者和企业间信息不对称程度越低[34]。当机构投资者发挥公司治理作用时,相较高管理层持股企业的更多信息披露,低管理层持股企业的披露相对不足,会使得机构投资者对气候转型风险信息披露的促进效应更加明显;另一方面,基于利益趋同说,适度的股权集中能够提升公司治理效率、更好地保护投资者,股权集中度与信息披露水平呈正相关[35]。当机构投资者发挥公司治理作用时,相较高股权集中度企业的更多信息披露,低股权集中度企业的披露相对不足,会使得机构投资者对气候转型风险信息披露的促进效应更加明显。

再者,作为外部治理参与者,媒体报道能够为投资者提供企业的更多信息量,增加社会公众对企业的了解[36],媒体报道的数量与信息披露呈现显著的正相关关系[32]。当机构投资者发挥公司治理作用时,高媒体报道强度企业披露的信息较为充分,而低媒体报道强度企业披露不足,可能会使得机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应在低媒体报道强度企业更加明显。最后,信息透明度是企业向监督机构、投资者等利益相关者提供企业相关信息的程度[20]。资本市场上并不存在完全的透明,信息透明度具有相对性特征,企业制度规范和经营策略的差异造成企业间信息透明度的不同。不同信息透明度的企业,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响可能会存在差异。基于上述分析,提出以下假设。

H4a不同股权结构(管理层持股和股权集中度)的企业,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响存在差异。

H4b不同外部环境(媒体报道强度和信息透明度)的企业,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响存在差异。

三、研究设计

(一)模型构建

为考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响,本文构建如下模型

transriskit=β0+β1investsit+λcontrolit+δt+γi+εit

(1)

其中,transriskit表示气候转型风险信息披露,investsit表示机构投资者持股,使用机构投资者持股比例进行衡量。controlit表示企业控制变量的集合,包含企业规模(size)、资产负债率(lev)、账面市值比(bm)、盈利能力(roa)、独董占比(inde)、成长性(growth)、上市年龄(listage)、产权性质(soe)、两职合一(dual)及股权制衡度(balance),δt为年份固定效应,γi为行业固定效应,εit～N(0,δ2)为模型的随机误差项。

(二)变量定义

1.被解释变量

气候风险是指人类生产消费活动产生温室气体、经碳循环及温室效应,引起全球性气候变化而造成的后果,并以多种复杂方式对人类社会和自然生态形成不利影响的可能性[37],及社会为应对气候变化的“适应性选择”。作为一项重要的气候风险类别,转型风险(transrisk)是在低碳经济转型背景下产生,各种政策法规、技术革新、市场变化以及社会期望和压力给企业所带来的影响(TCFD)。转型风险产生路径主要如下[38]。一是政府环保政策愈加强化,惩罚高碳产业和扶持低碳产业,限制碳排放。二是环境技术革新,提高不可再生资源使用效率,对可再生能源降低成本和增加用途。三是社会规范和消费者行为进步,公众消费行为呈现“绿色化”趋势。由于可能不会在短期内实现,并且不构成直接风险影响,转型风险具有长期性[39]。

本文在借鉴前人研究成果基础上,构建度量气候转型风险信息披露水平的指标。第一,本文参考Li等(2020)[39]和Wu等(2022)[16]研究的“气候转型风险”词集,对照翻译相应英文词汇;同时,参考胡楠等(2021)[40]创建文本指标的思路,阅读了600份企业年报以获取中文语境的气候风险文本信息特征,增加中文语境相近词汇;最后,通过筛选合并确定37个转型风险词汇,具体如表1所示。第二,运用WinGo财经文本数据平台,对样本期间上市企业年报进行文本分析,统计转型风险词汇出现的词频数。第三,构建气候转型风险信息披露(transrisk)指标,采用年报中出现转型风险词汇的词频数加1后取对数进行刻画。此外,在稳健性检验中,还以年报出现气候转型风险词汇的频数除以年报总词汇量、以年报中出现转型风险词汇的句频数的方式来度量企业气候转型风险信息披露。

表1 气候转型风险指标词库统计表

2.解释变量

机构投资者持股(invests),本文运用机构投资者持股比例总和进行衡量,其中机构投资者包括:基金、社保基金、QFII、券商及其理财产品、保险公司、企业年金、信托公司、财务公司八大类别。

3.控制变量

企业规模(lev),即期末总资产;资产负债率(lev),即期末负债与期末资产之比;账面市值比(bm),即账面价值与总市值之比;盈利能力(roa),即净利润与总资产平均余额之比;独董占比(inde),即独董人数与全体董事之比;成长性(growth),即本年与上年的营业收入之比再与1的差值;上市年龄(listage),即上市年限的自然对数;产权性质(soe),国有控股企业取值为1,其他为0;两职合一(dual),同1人为1,否则为0;股权制衡度(balance),即第二到五位大股东持股比例的和与第一大股东持股比例之比;本文选取上述变量作为控制变量。

(三)样本选择和数据来源

本文选取2007—2020年沪深两市制造业重污染上市企业为研究样本,财务数据来源于CSMAR和Wind数据库,非财务文本数据来自企业年报,通过词汇提取建立词库,运用WinGo财经文本数据平台,定量化企业气候转型风险信息披露。为减少研究误差、保证回归的可靠性,本文对初始样本进行如下处理:删除缺失数据、ST或ST*企业及剔除金融类行业样本,最终保留6 695个企业-年度观测值。此外,本文还对连续型变量进行了上下1%的缩尾处理。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

表2显示了对主要变量的描述统计。从表2看出,气候转型风险信息披露(transrisk)的均值为3.38,下四分位数为2.77,中位数为3.43,上四分位数为4.03,表明样本企业转型风险信息披露水平普遍不高,呈现较大差异。机构投资者持股(invests)的均值为0.40,下四分位数为0.21,中位数为0.41,上四分位数为0.56,表明机构投资者已成为上市企业的重要持股主体。但是,在样本企业间机构投资者持股情况差异较大,在部分公司中,机构投资者比例甚至成为主要持股力量。鉴于此,机构投资者在上市企业的公司治理和决策过程中发挥的作用不容忽视。此外,企业规模均值为0.99,财务杠杆均值为0.44,净资产收益率均值为0.04,账面市值比均值为1.03,企业上市年龄均值为2.39,股权制衡度均值为0.64,独董占比均值0.37,两职合一的企业平均占比0.22,营业收入增长率均值为0.15,上述变量均在合理范围内,与已有文献基本一致。

表2 变量的描述性统计

(二)基准回归分析

表3汇报了机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)影响的实证结果。表3列(1)-(4)分别是未加入控制变量、加入控制变量、加入控制变量和时间固定效应,以及加入控制变量、时间和行业固定效应的回归结果。由表3可知,机构投资者持股对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数分别为0.56、0.40、0.15和0.14,均在1%水平上显著,意味着机构投资者持股与气候转型风险信息披露呈显著的正相关关系,表明机构投资者持股促进了气候转型风险信息披露,持股比例越高,对气候转型风险信息披露的促进效应越强。

表3 基准回归结果

(三)稳健性检验

1.工具变量法

为了缓解机构投资者持股与气候转型风险信息披露之间的内生性问题,本文以是否属于沪深300指数(HS300)为依据,借鉴梁上坤(2018)[17]的研究,构建虚拟变量HS300,若属于沪深300指数所涵盖公司,则HS300为1,不属于则为0,以HS300作为机构投资者持股的工具变量,通过两阶段最小二乘法检验。此外,考虑到可能存在异方差问题,进一步增加GMM估计进行验证。

采用HS300作为机构投资者持股的工具变量,主要有以下两个原因。一方面,沪深300指数是通过对上市公司的市值指标和流动性指标加权后排序,取前300名所得。上市公司对未来某段时间的市值和流动性实施人为操纵、进入沪深300指数的可能性微乎其微,气候转型风险信息披露情况不大可能是公司是否属于HS300的重要决定因素,该指数具有一定的外生性和随机性;另一方面,沪深300指数涵盖的公司基本面普遍表现良好、公司发展前景广阔、成长性强,引起市场投资者的重点关注,是机构投资者普遍更加偏好的标的,因而与机构投资者持股存在一定的关联性。

表4汇报了控制模型的内生性后,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)影响的回归结果。其中,列(1)(2)为两阶段最小二乘法回归结果,列(3)(4)为GMM估计回归结果。由表4可知,回归模型均不存在识别不足和弱工具变量问题,表明选取HS300,即“公司是否属于沪深300指数”,作为工具变量较为合理。采用工具变量之后,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响与基准回归结果保持一致。本文回归结果依旧稳健。

表4 稳健性检验结果(一):工具变量法

2.加入遗漏变量

作为公司治理体系的核心,董事会的治理效率直接关系着企业的经营发展,而对企业信息披露水平也起着不可忽略的作用[41]。基于此,本文进一步在模型中加入董事会规模,表5列(1)汇报了加入董事会规模(board)变量后,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)影响的实证结果。由表5可知,董事会规模与气候转型风险信息披露显著正相关,即董事会规模越大,气候转型风险信息披露越充分。机构投资者持股对气候转型风险信息披露的回归系数与基准回归一致,显著为正,说明本文回归结果可靠。

表5 稳健性检验结果(二)

3.增加企业及地区的聚类调整

在基准回归模型中,本文并未进行企业及地区的聚类调整,因而进一步增加了企业和地区层面的聚类调整。表5列(2)汇报了基于企业和地区层面的聚类调整后,机构投资者持股(invests)对气候转移风险信息披露(transrisk)影响的实证结果。在考虑企业和地区层面聚类调整后,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数仍然显著为正,表明机构投资者持股促进了气候转型风险信息披露,与基准回归一致,本文回归结果可靠。

4.剔除极端事件影响

2008、2009和2015年我国股市发生大幅的异常波动,出现严重下跌,引发股灾。本文剔除上述三个极端年份的样本数据,以避免股灾这一极端事件对实证结果的影响,进一步回归分析。表5列(3)汇报了剔除极端事件影响后,机构投资者持股(invests)对气候转移风险信息披露(transrisk)影响的实证结果。机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数仍然显著为正,表明机构投资者持股促进了气候转型风险信息披露,与基准回归一致,本文回归结果可靠。

5.替换被解释变量衡量方式

基准回归中,气候转型风险信息披露是使用年报中对转型风险信息披露相关词频加1取自然对数进行刻画。本文进一步替换衡量方式,分别选择年报中转型风险信息披露相关词频/年报总词汇量,以及对转型风险信息披露相关句频加1取自然对数来衡量气候转型风险信息披露。表6列(1)(2)汇报了替换被解释变量衡量方式的回归结果。由表6可知,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数仍然显著为正,表明机构投资者持股能够起到促进气候转型风险信息披露的作用,与基准回归一致,本文回归结果依旧稳健。

表6 稳健性检验结果(三)

6.更换解释变量衡量方式

本文在基准回归中,是以机构投资者整体持股比例相加进行衡量。借鉴全晶晶(2022)[42]的处理方法,本文选用基金、QFII、券商、保险、社保、信托六类机构投资者持股比例总和作为机构投资者持股的代理指标。表6列(3)汇报了更换解释变量的回归结果,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数显著为正,表明机构投资者持股促进了气候转型风险信息披露,与基准回归结果基本保持一致,本文回归结果仍然稳健。

五、影响机制分析

(一)传导路径分析

前文研究证实机构投资者持股能够显著促进气候转型风险信息披露,而机构投资者持股通过怎样的路径影响企业气候转型风险信息披露,是本文进一步探索研究的重点。本文选取代理成本(mfee)和融资约束(finance)两个中介变量,探究机构投资者持股对企业气候转型风险信息披露促进效应的传导路径。为验证是否存在“机构投资者持股→代理成本→气候转型风险信息披露”和“机构投资者持股→融资约束→气候转型风险信息披露”的路径,构建模型如下

transriskit=β0+β1investsit+λcontrolit+δt+γi+εit

(2)

mfeeit/financeit=α0+α1investsit+λcontrolit+δt+γi+εit

(3)

transriskit=χ0+χ1investsit+χ2mfeeit/financeit+λcontrolit+δt+γi+εit

(4)

本文分别从两类代理成本考察对机构投资者持股和气候转型风险信息披露间的作用机制进行验证。第一类代理成本(mfee1)使用管理费用/营业收入,即管理费用率来刻画。比率数值越大,则意味着股东和股东间的代理成本越高。第二类代理成本(mfee2)选取其他应收款与总资产之间比值进行刻画,该数值越大表明控股股东和其他股东间的代理问题越严重,代理成本越高。融资约束通过SA指数进行刻画,SA指数数值越大,表明企业受到的融资约束压力越大,其余变量与前文一致。

按照温忠麟和叶宝娟(2014)[43]的检验程序:首先,检验机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响,主要观察式(2)中的回归系数β1,若β1显著,则继续下一步检验;其次,检验机构投资者持股对代理成本和融资约束的影响,主要观察式(3)中的回归系数α1,若α1显著,则进入下一步检验;最后,同时检验机构投资者持股、代理成本以及融资约束对气候转型风险信息披露的影响,主要观察式(4)中的回归系数χ1和χ2,根据两者回归系数具体情况判断是否为部分中介效应、完全中介效应或做进一步Sobel检验后做判断。

1.“机构投资者持股→代理成本→气候转型风险信息披露”路径分析

表7列(1)至列(3)汇报了“机构投资者持股→第一类代理成本→气候转型风险信息披露”的影响机制结果。列(1)即基准回归结果,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数显著为正。列(2)中,机构投资者持股(invests)对第一类代理成本(mfee1)的回归系数并不显著。列(3)中,在机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的影响模型中加入第一类代理成本(mfee1)后,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的回归系数显著为正,第一类代理成本对气候转型风险信息披露的回归系数显著为负。通过Sobel检验结果可知,第一类代理成本在机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间不存在中介效应。

表7 路径分析:机构投资者持股→代理成本→气候转型风险信息披露

列(1)(4)和列(5)汇报了“机构投资者持股→第二类代理成本→气候转型风险信息披露”的影响机制结果。列(4)中,机构投资者持股(invests)对第二类代理成本(mfee2)的回归系数显著为负,表明机构投资者持股降低了第二类代理成本。列(5)中,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数显著为正,第二类代理成本(mfee2)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数显著为负。检验结果表明,中介效应存在,且中介占比为9.35%。结果表明,机构投资者持股通过降低第二类代理成本,提升了气候转型风险信息披露水平。上述结果可能的原因在于,虽然机构投资者能够对董事会的内部董事和管理层造成一定影响,但由于在企业或关联方内部的利益关联,内部董事更多被控股股东控制,使得机构投资者存在的这一影响力较为微弱[21]。同时,机构投资者是解决第二类代理问题的外部治理机制核心,通过外部市场控制权、内部公司治理影响企业行为[8],使得企业重新认识气候变化带来的机遇挑战,实际控制人倾向与其发生一定互动,满足气候转型风险信息披露的需要,并且给管理层提供动力,关注气候风险管理,提高企业长期价值。

2.“机构投资者持股→融资约束→气候转型风险信息披露”路径分析

表8列(1)-(3)汇报了“机构投资者持股→融资约束→气候转型风险信息披露”的影响机制结果。列(1)即基准回归结果,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归系数显著为正。列(2)中,机构投资者持股(invests)对融资约束(finance)的回归系数并不显著。列(3)中,在机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的影响模型中加入融资约束(finance)后,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的回归系数显著为正,融资约束对气候转型风险信息披露的回归系数显著为负。Sobel检验结果表明,融资约束在机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间存在中介效应,且中介占比为24.30%。

表8 路径分析:机构投资者持股→融资约束→气候转型风险信息披露

(二)调节效应分析

本文进一步从企业外部治理参与者和内部控制规范两视角出发,探究外部审计质量和内部控制水平对机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间关系的影响机制。为验证外部审计质量(big4)和内部控制水平(internal)是否影响机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间的关系,构建模型如下

transriskit=β0+β1investsit+β2big4/internalit+β3investsit×big4/internalit+λcontrolit+δt+γi+εit

(5)

其中,外部审计质量(big4)以企业接受的审计机构是否为四大审计事务所进行衡量,若为四大审计,则取值为1,否则为0。内部控制水平指标则使用DIB迪博内部控制指数,以内部控制指数中位数为阈值,若内部控制指数大于中位数,则取值为1,否则为0,其余变量与前文一致。本文主要关注系数β3。若β3显著为正,说明外部审计质量、内部控制水平对机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间的关系具有正向的调节效应;若β3显著为负,说明外部审计质量、内部控制水平对机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间的关系具有负向的调节效应;若β3不显著,则没有证据支持外部审计质量、内部控制水平对机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间的关系存在影响。

1.外部审计质量的调节效应

表9列(1)汇报了外部审计质量(big4)对机构投资者持股(invests)与气候转型风险信息披露(transrisk)间关系的调节效应。由表9可知,机构投资者持股、外部审计质量对气候转型风险信息披露的回归系数均显著为正,表明外部审计质量能够起到促进气候转型风险信息披露的作用。同时,机构投资者持股与外部审计质量交互项invests×big4的回归系数为-0.46,且在1%水平上显著。回归结果表明,外部审计质量对机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间关系起到负向调节作用,即外部审计质量弱化了机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应。相较于高审计质量的企业,机构投资者持股对低审计质量的企业气候转型风险信息披露的影响更大。主要原因在于,外部审计质量水平不高、治理效应有限时,由于拥有较高专业能力和公司治理权力,机构投资者依赖其较高专业能力和治理权力,能够更好地发挥对管理层和主要股东实施监督,促进企业气候转型风险信息披露的作用更加明显。

表9 调节效应:外部审计质量&内部控制水平

2.内部控制水平的调节效应

表9列(2)汇报了内部控制水平(internal)对机构投资者持股(invests)与气候转型风险信息披露(transrisk)间关系的调节效应。由表9可知,机构投资者持股、内部控制水平对气候转型风险信息披露的回归系数均显著为正,表明良好的内部控制规范能够起到促进气候转型风险信息披露的作用。同时,机构投资者持股与内部控制水平交互项invests×internal的回归系数为-0.19,且在1%水平上显著。回归结果表明,内部控制水平对机构投资者持股和气候转型风险信息披露之间关系起到负向调节作用,即内部控制水平弱化了机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应。内部控制水平低的企业,其公司治理机制发挥作用相对有限,信息透明度较差,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进作用更加明显。

六、异质性分析

本文发现,机构投资者持股通过影响代理成本和融资约束促进气候转型风险信息披露,同时,外部审计质量和内部控制水平对机构投资者持股和气候转型风险信息披露间的关系起着调节作用。此外,气候转型风险信息披露还会受到企业股权结构和外部环境的影响。本文进一步考虑了不同管理层持股、股权集中度、媒体报道强度和信息透明度下,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响效应是否存在差异。

(一)管理层持股的异质性

为考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响是否与管理层持股相关,本文以管理层持股比例均值(P50)为阈值,将样本划分为高管理层持股和低管理层持股两组。表10列(1)和列(2)汇报了管理层持股分组情况下,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归结果。结果表明,低管理层持股的企业回归系数为0.40,在1%水平上显著,在高管理层持股的企业不显著,进一步检验组间差异系数,差异显著性P值为0.00(1)P值用于检验组间机构投资者持股回归系数差异显著性,通过自抽样(Boot-strap)500次得到。。上述回归结果意味着,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应在低管理层持股的企业作用更加明显。主要原因在于,相较高管理层持股企业,低管理层持股企业信息相对不足,机构投资者对其信息需求和治理动机更强,促进效应更加显著。

表10 异质性分析:管理层持股&股权集中度

(二)股权集中度的异质性

为考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响是否与股权集中度相关,本文以第二到五大股东持股比例总和的均值(P50)为阈值,将样本企业划分为高股权集中度和低股权集中度两组。表10列(3)和列(4)汇报了股权集中度分组情况下,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归结果。结果表明,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的影响在低股权集中度的企业回归系数为0.25,在1%水平上显著,在高股权集中度的企业不显著,进一步检验组间差异系数,差异显著性P值为0.00。上述回归结果意味着,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应在低股权集中度的企业更加明显。主要原因在于,低股权集中度企业披露的信息较为有限,机构投资者对其信息需求和治理动机更强,致使机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应更加显著。

(三)媒体报道强度的异质性

为考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响是否与外部媒体报道强度相关,本文以网络内容出现公司的新闻总数对媒体报道强度进行衡量。在此基础上,以媒体报道强度的均值为临界值,将样本企业划分为高媒体报道强度和低媒体报道强度两组。表11列(1)和列(2)汇报了媒体报道强度分组情况下,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归结果。结果表明,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的影响在低媒体报道强度的企业回归系数为0.18,在1%水平上显著,在高媒体报道强度的企业不显著,进一步检验组间差异系数,差异显著性P值为0.04。上述回归结果意味着,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应在低媒体报道强度企业更加明显。主要原因在于,当机构投资者发挥公司治理作用时,高媒体报道强度企业披露的信息已较为充分,而低媒体报道强度企业披露不足,造成了机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应在低媒体报道强度企业更加明显。

表11 异质性分析:媒体报道强度&环境规制强度

(四)信息透明度的异质性

为考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响在不同信息透明度的企业是否存在差异,本文以股价同步性对企业信息透明度进行刻画,股价同步性值越大,信息透明度越低,再根据信息透明度的均值为阈值,将样本企业划分为低信息透明度组和高信息透明度组两组。表11列(3)和列(4)汇报了信息透明度分组情况下,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的回归结果。结果表明,机构投资者持股(invests)对气候转型风险信息披露(transrisk)的影响在低信息透明度企业回归系数为0.23,在1%水平上显著,在高信息透明度企业不显著,进一步检验组间差异系数,差异显著性P值为0.02。上述回归结果意味着,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的促进效应在低信息透明度企业的作用更加明显。可能的原因是,提高信息透明度能够缓解管理层利己和控股股东掏空行为,充分的信息环境是维护中小股东利益的重要保障。而机构投资者出于信息需要,在低信息透明度企业的治理动机更强,促进气候转型风险信息披露的作用更明显。

七、经济后果分析

通过考察机构投资者持股对气候转型风险信息披露影响的研究可知,机构投资者持股能够有效地提高气候转型风险信息披露水平。在低碳经济转型背景下,气候转型风险信息披露不可或缺,是当前企业应对气候变化挑战和把握发展机遇的重要适应行动。气候转型风险信息披露能够为监管机构、机构投资者等利益相关者提供更多信息,从而为企业应对气候风险提供建议,促使企业更好地进行气候风险治理,实现企业绿色可持续发展。作为实现企业绿色可持续发展的重要战略推动力,绿色创新是否会受到气候转型风险信息披露的影响呢?

基于此,本文进一步考察了气候转型风险信息披露对企业绿色创新的影响。参考黎文靖和郑曼妮(2016)[44]的研究,企业的绿色创新水平(patent)使用企业当年独立申请的绿色发明数量和绿色实用新型数量加1取对数进行刻画;企业绿色创新质量(patentq)使用企业当年独立申请的绿色发明数量加1取对数进行刻画。

为验证气候转型风险信息披露对企业绿色创新水平和绿色创新质量的影响,构建回归模型如下所示

patentit/patentqit=π0+π1transriskit+λcontrolit+δt+γi+εit

(6)

其中,patentit为企业绿色创新水平,patentqit为企业绿色创新质量,其他变量含义同上。

表12汇报了气候转型风险信息披露(transrisk)分别对绿色创新水平(patent)、绿色创新质量(patentq)影响的回归结果。由列(1)可知,气候转型风险信息披露(transrisk)对企业绿色创新水平(patent)影响显著为正,表明气候转型风险信息披露的提升,能够促进企业绿色创新水平的提升。由列(2)可知,气候转型风险信息披露(transrisk)对企业绿色创新质量(patentq)影响的回归系数在1%的显著性水平下显著为正,表明气候转型风险信息披露提高了企业绿色创新质量。

表12 经济后果分析:企业绿色创新水平和绿色创新质量

八、结论及启示

气候转型风险信息披露是外部投资者提升对企业应对气候风险有关作为认知程度的重要渠道。随着社会各界日益增长的关注和来自利益相关主体施加的压力,企业一定程度上改善了气候风险信息披露现状,但是披露水平并不尽如人意。提高企业气候转型风险相关信息的披露、提升应对气候风险意识和气候风险治理能力,是需要政府、监管机构、利益相关者和企业共同解决的问题。本文以2007—2020年沪深两市制造业重污染上市企业为样本,基于WinGo财经文本数据平台,运用文本分析方法,构建和测算气候转型风险信息披露指数,在此基础上探究机构投资者持股对企业气候转型风险信息披露的影响。

实证结果表明:首先,机构投资者持股能够显著地促进气候转型风险信息披露,在考虑内生性问题、替换变量、聚类调整和剔除极端事件等情况后,该结果依然成立。其次,影响机制分析发现,代理成本和融资约束是机构投资者持股影响气候转型风险信息披露的中介因子,外部审计质量和内部控制水平在两者关系间起着负向调节作用。再次,从企业异质特征来看,在管理层持股、股权集中度、媒体报道强度和信息透明度较低的企业,机构投资者持股对气候转型风险信息披露的影响更加显著。最后,气候转型风险信息披露能够促进企业的绿色创新水平和质量的提升。

根据上述结论,本文研究具有如下启示。一是政府应推进搭建有关气候风险信息披露框架以及完善披露内容的制度建设,提高企业应对气候变化的意识,充分调动企业信息披露的积极性,引导企业提升气候转型风险信息披露水平。二是部分学者认为,机构投资者更加注重企业的长期价值投资。当前气候风险带来的严峻挑战和发展机遇并存,企业越早注重及采取应对气候变化的措施,越有利于其提升抵御气候风险不确定性的能力和竞争力,保证企业稳定发展。在引入机构投资者时,应优先考虑长期稳定持股的战略型机构投资者,充分发挥其公司治理作用,提升企业气候转型风险信息披露水平,监督管理层减少短视行为,从长远利益出发进行企业经营决策。三是监管机构应鼓励提高机构引入数量和扩大规模、推动机构投资者之间在法律规范中加强沟通和信息共享,引导企业和机构投资者树立长期价值投资理念,抑制企业与机构投资者之间的短视合谋行为。四是相关部门应制定相关政策规范大众媒体报道、加强外部审计、健全法制建设和完善内部公司治理机制,发挥机构投资者的治理效应,激励各利益相关者主体积极参与公司治理,为企业提升气候风险治理给予建设性建议,为更好地应对气候变化带来的挑战,积极进行气候风险治理、抓住发展机遇,推动企业绿色可持续发展,提高企业长期价值提供制度基础。