一、引言

气候问题早已成为全球性的问题，由碳排放导致的全球变暖问题越来越受到各国的重视。在控制全球变暖、发展低碳经济的问题上，世界各国有着一致的认识。从1994年发布《联合国气候变化框架公约》到2012年世界各国共同签订《巴黎协定》，从2009年我国响应《哥本哈根减排协议》到2015年我国政府扩大碳排放权交易试点范围以应对气候变化，不管是从国际视野还是从国内视角来看，在应对气候变化问题上各国从未停止脚步。

碳信息披露作为企业就其碳排放管理与外界进行沟通和交流的工具，在当前我国碳减排阶段有着十分重要的意义。我国碳信息披露尚处于自愿性披露阶段，对碳信息披露经济后果的研究较少，且未达成一致结论。如果碳信息披露有其价值，从资本市场投资者的角度看，是否能通过降低股权融资成本这一重要途径使企业获益？如果企业所处的环境条件不同，这种影响机制又会发生何种变化，这些问题都是本文想要探究的。

本文的贡献在于：第一，不同于以往研究主要从内容界定、企业价值等方面来考察碳信息披露的经济后果（陈华等，2013；王仲兵、靳晓超，2013；李慧云等，2016），本文选择资本市场投资者视角，有助于探索碳信息披露对企业影响的新途径；第二，在研究碳信息披露对股权融资成本影响的基础上，引入市场化水平、机构投资者持股、政府监管等调节变量，来检验不同条件下企业碳信息披露对股权融资成本的降低作用，有助于全面理解碳信息披露对股权融资成本的作用机制；第三，企业碳信息披露与股权融资成本之间可能存在内生性问题，是否不同股权融资成本特征下的企业碳信息披露水平有所差异，以往文献并没有做出合理解释，本文运用二阶段回归来降低内生性影响，并且与以往相关研究采用单一模型来衡量股权融资成本不同，本文分别采用PEG和OJN模型来估算股权融资成本，使结论更加稳健。

小姑娘凯特每次过来玩，都要按爸爸妈妈当时规定的时间，15分钟或者30分钟，到点不管玩得多么高兴，也会乖乖走人。有一次她和几个小朋友泡在我家热水池 （hot tub） 中，实在玩得太高兴了，到点她妈妈从围墙上伸出头来，微笑提醒晚餐时间到（他们家晚餐时间6点半，雷打不动，不能有任何理由改动）。凯特恳求：“我还不饿！”在场的我们几个妈妈都笑了，多可爱的理由，但妈妈说，不行。我们几个妈妈也纷纷说，就让孩子再玩会吧。她妈妈还是微笑并礼貌地跟我们说，讲好的，要遵守。结果当然还是凯特依依不舍但乖乖起身走人。

二、理论分析与研究假设

已有研究表明，我国股票市场信息披露会降低股权融资成本（曾颖、陆正飞，2006）。有学者把该影响机制拓展到环境信息披露，得到环境信息披露会降低股权融资成本的结论（沈洪涛等，2010；袁洋，2014；叶陈刚等，2015），而备受关注的碳信息披露对企业的股权融资成本是否有相同的影响机制呢？

Andrew（2011）的研究发现，通过碳信息披露项目（Carbon Disclosure Project，简称CDP）披露的碳信息满足了投资者在决策中对企业气候变化数据的需求。Le等（2013）的研究指出，企业的碳信息披露可以缓解其来自合法性的压力。Nishitani、Kokubu（2012）的研究认为，如果投资者等利益相关者将温室气体减排视为企业的无形资产，会增加对企业的价值认同度，改变投资者偏好。以往相关研究更多的是从投资者决策层面来考察企业的碳信息披露，本文认为碳信息披露会通过缓解信息不对称、降低企业面临的合法性压力、提高企业的价值等方面，降低投资者要求的风险回报，从而降低股权融资成本。基于前述分析，提出研究假设1：

H1：提升碳信息披露水平会降低企业的股权融资成本。

以上对碳信息披露的分析主要从企业自身的披露动机及披露效果出发，但企业的生存和发展会受外部环境影响，国外已有研究表明企业外部环境会影响企业的资本成本（Shroff，2013）。王化成等（2011）的研究表明，市场环境是企业外部环境的重要组成部分。我国是市场化相对不均衡的国家，处于市场经济转轨时期，各地区的市场化水平有一定差异。

已有研究表明，在市场化水平高的地区会有更少的政府市场干预和关系型资源交易，更加完善的市场机制使得竞争相对公平（李慧云等，2016），在这种情况下，企业通过碳信息披露来消除逆向选择、提高股票流动性、降低股权融资成本的效果就更明显。因此，提出研究假设2：

人际交往中存在若干心理效应,这些心理效应在课堂教学中会发挥一定的作用，一定程度上影响着思想政治教育的实效性。善于利用心理效应的积极方面，克服其对思想政治教育效果的不良影响，可以起到改善思想政治教育效果的作用。

H2：市场化水平越高的地区，碳信息披露对股权融资成本的降低作用越强。

对照组给予贝那普利（北京诺华制药有限公司生产；国药准字：H20030514）起始剂量为2.5 mg，1次/d，后期根据患者病情逐渐增加剂量，最高不得超过20 mg。观察组在对照组基础上增加螺内酯（杭州民生药业有限公司生产；国药准字：H33020070）40 mg/次，2次/d。

已有大量国内外研究表明机构投资者在公司治理中发挥了“用手投票”的监督作用（史永东、王谨乐，2014；蔡宏标、饶品贵，2015；Ramalingegowda，2012）。因此，探讨机构投资者持股所带来的治理效果对碳信息披露与股权融资成本两者之间的关系有何种影响，对于从资本市场参与者角度厘清碳信息披露对股权融资成本的影响机制有重要意义。

（4）控制变量。相关控制变量定义及其度量如表1所示：

H3：相比没有机构投资者持股，机构投资者持股使碳信息披露对股权融资成本的降低作用增强。

为了保证信息披露的质量和有效性，或者是出于对某些信息特定使用群体的保护，政府有必要对企业披露的信息进行监管（Beyer等，2009）。Cohen等（2005）以SOX法案的颁布为研究契机，发现SOX法案的颁布有效地提高了会计信息质量。上述研究都表明政府对信息的监管有利于提高信息质量，降低信息不对称。

沈洪涛等（2010）以再融资环保核查为契机，以重污染行业为研究样本，实证分析了监管制度、信息披露与资本成本之间的关系，研究得出受再融资环保核查政策影响的企业中，环境信息披露与权益资本成本的负向关系更加明显。2008年开始实施的《政府信息公开条例》和《环境信息公开办法（试行）》对我国企业的环境信息公开进行监管。在当前低碳减排的大背景下，企业的碳信息披露会受到政府监管的影响，这必然会约束企业的披露行为，有利于提高企业的碳信息披露质量，从而给市场传递更为可靠的信息，对股权融资成本的降低作用更明显。基于前述分析，提出研究假设4：

沈洪涛，游家兴，刘江宏．再融资环保核查、环境信息披露与权益资本成本［J］．金融研究，2010（12）．

H4：企业面临的政府监管强度越大，碳信息披露对股权融资成本的降低作用越强。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

本文选取2011～2015年《CDP中国百强气候变化报告》（以下简称《CDP报告》）涉及的上市企业，首先剔除原始样本中的港股数据，再剔除数据缺失的样本，最终得到样本公司311家。本文的财务数据和公司治理数据从国泰安数据服务中心（数据库）获取；2011～2015年《CDP报告》资料来自于中国CDP官网；机构投资者持股数据、系统风险数据来自于锐思数据库（RESSET）；政府监管数据来自于环境信息监管指数，从中国城市PITI指数报告中获取；市场化数据来自《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2016年度报告》。本文利用stata 12.0进行数据统计及实证检验，同时分别对连续变量两端进行1%的缩尾处理（Winsorize）。

（二）变量定义及模型设计

1.变量定义。

（1）被解释变量。本文的被解释变量为股权融资成本。本文借鉴相关文献的研究采用OJN模型来测算企业的股权融资成本（袁洋，2014；叶陈刚等，2015）。OJN模型具体公式如下：

其中：R为股权融资成本；γ-1代表长期盈余增长率；δ表示股票过去三年平均股利支付率；eps1代表t+1年分析师预测的每股收益；eps2为t+2年的预测每股收益；P0为t-1年末的股票收盘价。

（2）解释变量。碳信息披露水平（VCIDL）为解释变量。碳信息披露是指通过一定的方式将企业有关碳方面的信息公布于众。本文将以CDP回应情况为基础，并结合《企业社会责任报告》对碳信息披露水平进行综合评分。通过对《CDP报告》的阅读和梳理，可以把碳信息披露项目的回应分为四类：填写问卷、提供信息、没有回复和拒绝回复。本文针对前两类情况分别对相应企业赋值为2分、1分，对于没有回复和拒绝回复的则赋值为0分。在此基础上，对社会责任报告中涉及的碳信息披露条数进行统计，大于中值水平的赋值为2分，小于或等于中值水平的赋值为1分，没有披露的为0分。最后，综合《CDP报告》及《企业社会责任报告》得分情况，得到碳信息披露水平指标，分别为4、3、2、1、0。

Shroff N．A.，Sun X．H.，Zhang W.W.．Voluntary Disclosure and Information Asymmetry：Evidence from the 2005 Securities Offering Reform［J］．Journal of Accounting Research，2013（5）．

从信息披露质量来看，有研究表明机构投资者对公司的信息披露有治理作用，包括信息的质量、及时性、准确性等方面（牛建波等，2013；Ajinkya等，2005）；从信息披露的解读来看，现有不完善的碳信息披露制度增加了碳信息的解读成本，而机构投资者会对其碳信息披露有更充分的解读，这会降低公众的解读成本，使企业的碳信息披露有更好的效果；从信息披露的传播来看，机构投资者在信息收集等方面具有较大优势（陈小林、孔东民，2012），因此更有利于碳信息的传播，其能更好地发挥信息披露价值的规模效应，从而更能降低股权融资成本。基于前述分析，提出研究假设3：

表1 变量说明

变量性质被解释变量解释变量符号R VCIDL调节变量INSTI控制变量变量名称股权融资成本碳信息披露水平市场化水平机构投资者持股政府监管公司规模收益波动性账面市值比资产周转率成长性风险系数董事会规模两职合一第一大股东持股比例流通股比例上市年龄控制年度MARKET GOV SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR变量说明应用OJN、PEG模型测算《CDP报告》和《企业社会责任报告》综合打分广东、上海、浙江和江苏取值为1，其他为0机构投资者持股取值为1，否则为0 PITI大于年度中位数取值为1，否则为0年末总资产的自然对数近3年净利润标准差/近3年净利润的均值每股净资产/每股股价总资产周转率营业收入增长率衡量公司系统性风险董事会人数的自然对数总经理和董事长为同一人时为1，否则为0第一大股东持股比例流通股/总股本公司上市年限控制每年不同宏观经济环境的影响

2.模型设计。本文主要研究企业碳信息披露对股权融资成本的影响，在此基础上根据市场化水平、机构投资者持股、政府监管的差异进行分组回归，来进一步探究市场化水平、机构投资者持股、政府监管等对碳信息披露影响股权融资成本的调节作用。为了检验碳信息披露与股权融资成本的关系，建立多元回归模型如下：

其中：R代表公司的股权融资成本；VCIDL代表碳信息披露水平，预期VCIDL的系数为负。其他变量解释见表1。

四、研究设计

（一）描述性统计

王化成，蒋艳霞，王珊珊，张伟华，邓路．基于中国背景的内部资本市场研究：理论框架与研究建议［J］．会计研究，2011（7）．

表2 变量描述性统计

变量名称股权融资成本（R）碳信息披露水平（VCIDL）市场化进程（MARKET）机构投资者持股（INSTI）政府监管（GOV）公司规模（SIZE）收益波动性（VOLA）账面市值比（BM）资产周转率（TAT）成长性（GROWTH）风险系数（BETA）董事会规模（BSIZE）两职合一（DUAL）第一大股东持股比例（FIRST）流通股比例（BLOG）上市年龄（AGE）观测值311 311平均值0.1298 1.6824标准差0.0398 1.2495最小值0.0495 0.0000最大值0.2267 4.0000 311 0.3522 0.4784 0.0000 1.0000 311 311 311 311 311 311 311 311 311 311 311 311 311 0.805 0.4874 25.7569 0.2977 0.7443 0.6332 0.1694 1.0334 2.3739 0.1006 0.4034 0.9143 14.1352 0.3968 0.5006 1.8457 0.3199 0.2706 0.5436 0.6128 0.3384 0.2853 0.3013 0.1872 0.1545 5.3346 0.0000 0.0000 22.3958-1.3479 0.1564 0.2717-1.1174 0.4000 1.7917 0.0000 0.0541 0.1576 3.0000 1.0000 1.0000 30.3557 1.7139 1.2702 2.3689 3.7694 1.8618 2.9444 1.0000 0.8635 1.0000 25.0000

（二）相关性分析

对本文的主要变量进行Pearson相关性分析，结果见表3。由于最初公司规模（SIZE）与账面市值比（BM）的相关系数为0.671，所以本文借鉴陈信元等（2014）的方法对公司规模（SIZE）与账面市值比（BM）进行了正交旋转（orthog）处理。由表3可以看出，各自变量间相关系数均小于0.5，表明不存在严重的多重共线性问题。

表3 相关性分析

注：∗∗∗、∗∗、∗分别表示在1%、5%、10%的水平上显著（双尾检验）。下同。

变量R VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE R 1 VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE 0.0890 0.307∗∗∗0.0350 0.0910-0.169∗∗∗0.116∗∗-0.0540 0.167∗∗∗-0.00400-0.214∗∗∗0.0220-0.00300 1 0.392∗∗∗0.0670 0.0650-0.191∗∗∗-0.0450-0.0110 0.0570-0.150∗∗∗-0.00200 0.0400-0.0610 1-0.103∗0-0.484∗∗∗0.0360 0.097∗0.401∗∗∗-0.193∗∗∗0.0430 0.0770-0.332∗∗∗1 0.0880 0.0320-0.0480 0.0440 0.0120-0.00300-0.110∗0.00100 0.0540 1-0.0170-0.173∗∗∗0.261∗∗∗-0.0830-0.0730 0.0390 0.0910 0.0160 1 0.0550-0.182∗∗∗-0.427∗∗∗0.298∗∗∗0.205∗∗∗-0.108∗0.206∗∗∗1-0.0710 0.0240-0.0110-0.140∗∗-0.0630 0.0620 1 0.170∗∗∗-0.145∗∗-0.0310 0.0740-0.220∗∗∗1-0.162∗∗∗-0.294∗∗∗-0.0550 0.0320 1-0.224∗∗∗-0.0110 0.123∗∗1-0.0130-0.219∗∗∗1-0.0630 1

（三）多元回归分析

本文选择2011～2015年《CDP报告》涉及的企业为研究样本，对企业的碳信息披露水平与股权融资成本之间的关系进行分析，并在此基础上分别考虑市场化水平、机构投资者持股、政府监管三个方面对此关系的调节作用。

1.碳信息披露与股权融资成本。

表4 碳信息披露与股权融资成本回归分析

变量VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR N Adj.R2 F值系数-0.0026∗0.0087∗∗∗0.0063 0.0056∗∗-0.0004 0.0059-0.0176∗∗∗-0.0098-0.0032-0.0532∗∗∗-0.0063 0.00024 t统计值-1.706 6.341 1.156 2.023-0.106 1.540-3.212-1.117-0.511-4.170-0.483 0.581 p值0.089 0.000 0.249 0.044 0.916 0.125 0.001 0.265 0.610 0.000 0.630 0.562控制311 0.2999 9.08∗∗∗

由表4可以看出，回归模型的拟合优度为0.2999，说明本文选取的自变量对因变量解释比较充分。模型F统计量的值为9.08，在1%的水平上显著，表明回归模型具有良好的显著性。

从回归结果可以看出，碳信息披露水平（VCIDL）的系数为-0.0026，其对应的t统计值为-1.706，p值为0.089，即在10%的水平上显著，因此H1得到了验证，即企业提升碳信息披露水平会降低企业的股权融资成本。

2.市场化水平、碳信息披露与股权融资成本。对全样本依据市场化水平的不同进行分组回归，具体回归结果如表5所示。

在低市场化水平组的回归结果中，VCIDL的系数为-0.0019，并且不显著；而在高市场化水平组的回归结果中，VCIDL的系数为-0.0069，并且在5%的水平上显著，说明在高市场化水平地区，企业的碳信息披露水平与股权融资成本的负相关程度更大。因此，H2得到了验证。这是因为，高市场化水平地区市场对信息的甄别更强，对投资者的保护更好，因此企业的碳信息披露更容易被投资者认可，更有利于减少逆向选择和道德风险的发生，从而有利于降低企业的股权融资成本。

表5 市场化水平、碳信息披露与股权融资成本回归分析

注：本文将市场化进程虚拟变量的定义换成大于均值为1、否则为0后，所得出的结论与本表一致。

变量VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR N Adj.R2 F值高市场化水平系数-0.0069∗∗0.0129∗∗∗0.0137 0.0075 0.0047-0.0026-0.0111-0.0266 0.0053-0.0675∗∗∗-0.0256 0.0011∗控制109 0.4167 5.94∗∗∗t统计值-2.32 5.08 1.30 1.430 0.57-0.31-0.95-1.44 0.43-3.06-0.96 1.88 p值0.023 0.000 0.196 0.156 0.570 0.759 0.345 0.155 0.670 0.003 0.337 0.063低市场化水平系数-0.0019 0.0056∗∗∗-0.0148∗∗0.0051-0.0039 0.0156∗∗-0.0171∗∗-0.0021-0.0048-0.0494∗∗0.0070-0.0005控制202 0.3059 9.57∗∗∗t统计值-1.03 3.05-2.14 1.439-0.84 2.98-2.54-0.19-0.56-2.54 0.45-0.89 p值0.305 0.003 0.034 0.152 0.404 0.003 0.012 0.85 0.575 0.012 0.657 0.377

3.机构投资者持股、碳信息披露与股权融资成本。在自愿性碳信息披露阶段，碳信息披露体系并不完善，作为知情者的机构投资者对企业的信息披露有其特有的解读和传递作用，本文将以是否有机构投资者持股进行分组回归，来检验机构投资者持股对碳信息披露与股权融资成本关系的影响。

通过表6可知，虽然两组回归的碳信息披露（VCIDL）的系数都为负，但有机构投资者持股组的碳信息披露水平（VCIDL）的系数在统计上是显著的，而无机构投资者持股组的碳信息披露水平（VCIDL）的系数在统计上并不显著，说明相比于没有机构投资者持股，有机构投资者持股使碳信息披露对股权融资成本的降低作用更强，因此H3得到验证。

这可能是因为我国处于自愿性碳信息披露阶段，披露制度的不完善增加了投资者对碳信息的解读成本，而机构投资者是介于内部股东与外部股东之间的第三方投资者，属于知情投资者，因此对于企业碳信息披露会有更充分的解读，会降低公众的解读成本，使企业的碳信息披露有更好的效果，从而更能降低企业的股权融资成本。从信息披露的传播来看，机构投资者在信息收集和分析等方面具有较大优势，从而更能够发挥企业碳信息披露价值的规模效应。

表6 机构投资者持股、碳信息披露与股权融资成本回归分析

变量t统计值-1.70 4.857 1.35 1.954-0.34 1.14-3.78-0.46-0.86-2.99-0.18-0.25 p值0.091 0.000 0.179 0.052 0.732 0.254 0.000 0.648 0.390 0.003 0.860 0.801 t统计值-0.32 2.863 0.99 1.234 0.38 1.52-0.48-0.69 0.21-1.91-0.15 1.68 p值0.748 0.006 0.325 0.223 0.708 0.135 0.634 0.492 0.836 0.062 0.884 0.099 VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR N Adj.R2 F值有机构投资者持股系数-0.0030∗0.00755∗∗∗0.0074 0.0062∗-0.0015 0.0042-0.0236∗∗∗-0.0045-0.0060-0.4400∗∗∗-0.0025-0.0001控制249 0.3022 8.63∗∗∗无机构投资者持股系数-0.0011 0.0106∗∗∗0.0186 0.0066 0.0031 0.0283-0.0061-0.0161 0.0032-0.0640∗-0.0054 0.0013∗控制62 0.4076 4.00∗∗∗

4.政府监管、碳信息披露与股权融资成本。为了考察在不同政府监管强度下，企业碳信息披露对股权融资成本影响的差异，本文按政府监管强度的不同将样本分为政府监管强度大和政府监管强度小两组，进行分组回归来考查政府监管对碳信息披露与股权融资成本关系的影响，具体回归结果如表7所示。

紫阳道长若有所思地道：“此地再次成为悬案非常容易，因为贫道和天问大师没来过这里。而且贫道和天问大师行道江湖从来一言九鼎，这似乎恰好与萧家人做生意诚意为本非常相似。”

从分组回归结果可以看出，在政府监管强度大组碳信息披露水平（VCIDL）的系数为-0.0080，t统计值为-2.949，P值为0.004，即在1%的水平上显著，也就是说企业的碳信息披露水平与股权融资成本在1%的水平上显著负相关；而在政府监管强度小组，碳信息披露水平（VCIDL）的系数在统计上不显著。通过分组回归结果可以看出政府监管强度越大，碳信息披露对股权融资成本的降低作用越强，因此H4得到验证。这是因为政府的监管强度越大，越有利于提高企业的碳信息披露质量，从而企业向市场传递更为可靠的信息，因而企业碳信息披露对股权融资成本的降低作用更明显。

调整经济结构需要处理好增量对象、存量对象。深刻的感受和研究国家的相关经济政策，结合市场作用发挥好职能。调整好资本的增量和存量问题。存量优化调整是指着眼于当下的产业布局结构，实现资产重组。增量调整是指需要处理不同的资产类别，进行差异化资本投入。最终实现产业优化调整布局，需要从宏观层面考虑，完成对应的结构调整，某些竞争领域的尝试退出，非竞争领域的进入。同时也需要考虑微观层面。分清楚产业的种类，通过企业的关停，并入，转出等的操作，实现产业之间的转移。

表7 政府监管、碳信息披露与股权融资成本回归分析

变量t统计值-2.949 3.840 1.430 0.335 0.507 0.123-1.284-1.861-1.435-3.575-0.880 0.126 p值0.004 0.000 0.155 0.739 0.613 0.902 0.202 0.065 0.154 0.001 0.381 0.900 t统计值0.328 3.918-0.208 1.303 0.203 2.365-2.405-0.309 0.322-2.144 0.526 0.576 p值0.743 0.000 0.836 0.195 0.839 0.019 0.017 0.758 0.748 0.034 0.600 0.565 VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR N Adj.R2 F值政府监管强度大系数-0.0080∗∗∗0.00887∗∗∗0.0214 0.0015 0.0038 0.0012-0.0150-0.0249∗-0.0151-0.0756∗∗∗-0.0219 0.0008控制140 0.3098 7.25∗∗∗政府监管强度小系数0.0006 0.00869∗∗∗-0.0014 0.0054 0.0011 0.0098∗∗-0.0170∗∗-0.0037 0.0027-0.0381∗∗0.0084 0.0003控制171 0.3423 8.87∗∗∗

五、稳健性检验

（一）内生性问题

为了解决内生性问题，本文借鉴Larker（2015）、叶陈刚等（2015）的研究方法，选择样本行业平均的碳信息披露（IMVCI）作为碳信息披露水平的工具变量进行第二阶段回归。从表8的回归结果可知，内生性检验回归结果与前文回归结果一致。

（二）采用PEG模型重新估计股权融资成本

毛新述等（2012）通过实证分析对比国外各种股权融资成本测算方法在我国的适用性和有效性，发现事前股权融资成本估计模型（如OJN模型和PEG模型等）比事后股权融资成本估计模型更适合我国的上市公司，能达到更好的统计效果和经济效果。为了使结果更加可靠，本文采用Easton（2004）提出的PEG模型重新计算股权融资成本来进行稳健性检验。

表8 碳信息披露与股权融资成本内生性检验

第一阶段VCIDL 0.893∗∗∗T值8.721 T值变量IMVCI PEVCI SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR Adj.R2 F值第二阶段R 0.207∗∗∗0.249 0.019-0.119-0.201∗∗-0.211-0.704∗∗∗-0.077-0.058-0.161 0.036∗∗∗控制0.391 11.79∗∗∗4.785 1.363 0.304-0.856-2.073-1.125-2.772-0.345-0.157-0.410 2.877-0.009∗∗0.011∗∗∗0.009 0.006∗∗-0.001 0.005-0.019∗∗∗-0.015∗-0.006-0.056∗∗∗-0.008 0.001控制0.307 9.12∗∗∗-2.424 6.134 1.634 2.161-0.101 1.264-3.372-1.667-0.929-4.431-0.584 0.895

袁洋．环境信息披露质量与股权融资成本——来自沪市A股重污染行业的经验证据［J］．中南财经政法大学学报，2014（1）．

本文对企业的股权融资成本采用PEG模型重新估计，在此基础上采用与前文相同的回归模型，对前文的四个假设重新进行实证检验，得到的稳健性检验结果如表9所示。采用PEG模型重新对企业的股权融资成本进行估计，依然得到和前文一致的结果，表明本文结果具有较好的稳健性。

表9 PEG模型估计股权融资成本回归检验

注：括号中为变量对应的T值。

变量VCIDL SIZE VOLA BM TAT GROWTH BETA BSIZE DUAL FIRST BLOG AGE YEAR Adj.R2 F值全样本ALL-0.00239∗（-1.683）0.0201∗∗∗（8.797）0.00291（0.524）0.00626∗∗（2.505）0.00186（0.505）0.00534（1.321）-0.0158∗∗∗（-3.216）-0.0119（-1.435）-0.00297（-0.530）-0.0505∗∗∗（-4.380）-0.00995（-0.831）0.000579（1.530）控制0.365 12.09∗∗∗市场化水平MARKET=1-0.00642∗∗（-2.256）0.0277∗∗∗（6.144）0.00919（0.894）0.00703（1.480）0.00733（0.908）-0.00336（-0.410）-0.0180∗（-1.684）-0.0274（-1.561）0.00148（0.142）-0.0539∗∗∗（-2.744）-0.0319（-1.288）0.00148∗∗∗（2.824）控制0.473 7.62∗∗∗MARKET=0-0.00192（-1.108）0.0144∗∗∗（4.837）-0.0177∗∗（-2.517）0.00533∗（1.711）-0.00137（-0.316）0.0167∗∗∗（3.120）-0.0112∗（-1.908）-0.00462（-0.423）-0.00521（-0.662）-0.0513∗∗∗（-2.950）0.00834（0.592）-0.000363（-0.599）INSTI=0-0.000241（-0.0739）0.0230∗∗∗（3.723）0.0123（0.657）0.00736（1.487）0.00515（0.629）0.0223（1.268）-0.00566（-0.478）-0.0213（-0.968）0.00568（0.392）-0.0703∗∗（-2.213）-0.0130（-0.375）0.00131∗（1.803）GOV=0 0.00101（0.525）0.0191∗∗∗（5.159）-0.00338（-0.485）0.00616∗（1.711）0.00447（0.915）0.00985∗∗（2.353）-0.0168∗∗∗（-2.679）-0.000131（-0.0117）0.00149（0.208）-0.0360∗∗（-2.225）0.00992（0.691）0.000593（1.236）0.383 12.25∗∗∗机构投资者持股INSTI=1-0.00299∗（-1.758）0.0184∗∗∗（7.132）0.00440（0.768）0.00677∗∗（2.412）0.00118（0.279）0.00368（0.949）-0.0215∗∗∗（-3.885）-0.00637（-0.690）-0.00626（-1.021）-0.0407∗∗∗（-3.083）-0.00636（-0.477）0.000307（0.697）控制0.365 10.74∗∗∗0.466 5.65∗∗政府监管GOV=1-0.00697∗∗∗（-2.790）0.0219∗∗∗（5.636）0.0126（0.872）0.00282（0.660）0.00448（0.649）-0.00183（-0.196）-0.0109（-1.021）-0.0324∗∗（-2.593）-0.0126（-1.253）-0.0762∗∗∗（-4.074）-0.0363（-1.637）0.000621（0.934）控制0.367 8.04∗∗∗0.400 11.45∗∗∗

六、结论及建议

本文研究发现，企业的碳信息披露会降低股权融资成本，并且通过区分市场化水平高低、机构投资者是否持股、政府监管强度大小来进一步分析，得出市场化水平高、有机构投资者持股、政府监管强度大等都会强化碳信息披露对股权融资成本的降低作用。

本文的研究表明企业的碳信息披露会引起资本市场上投资者的关注，能够为企业带来积极正面的影响，能够降低企业的股权融资成本，但我国企业的碳信息披露水平仍然偏低，还存在很大的提升空间，企业要重视自身的碳信息披露，增强碳信息披露意识。

同时本文进一步发现，不同的市场化水平会有不同的市场反馈机制，应加强市场中的法制建设和保障市场中的公平交易机制，使企业在公平完善的市场机制中进行的信息披露更加有效；机构投资者在资本市场中发挥着越来越重要的作用，要重视对资本市场中机构投资者的正确引导，以责任投资和价值投资为导向，鼓励和支持价值型机构投资者的发展，使其成为市场稳定的“压舱石”；有关部门可以借鉴环境信息披露及社会责任信息披露的相关范式来规范企业的碳信息披露行为，在我国碳信息没有强制披露的情况下，可以对碳信息披露增设第三方鉴证服务、颁布阶段性的制度办法来规范披露行为，通过一系列的举措和办法来规范我国上市公司的碳信息披露，保护投资者利益。

一天下午，爱德华多在洛马斯广场碰到胡安·伊贝拉，伊贝拉祝贺他弄到一个漂亮娘儿们。我想，就是那次爱德华多狠狠地揍了他。以后谁都不敢在爱德华多面前取笑克里斯蒂安。

书楼文化是宁波的文化之根，一代代读书人在这里孜孜汲取，书香余脉不绝，一座城市的精神得以传承。随着2015年诺贝尔生理学或医学奖的揭晓，屠呦呦的名字成了宁波这座城市的骄傲。

主要参考文献：

允许一部分人和一部分地区先富起来，最终实现共同富裕，是从否定平均主义和社会主义混同的错误观念入手，通过诚实劳动和合法经营先富起来，目的是为了实现共同富裕，先富帮助带动后富，不搞两极分化。先富和共富是手段和目标、途径和目的的辨证关系。

陈华，王海燕，荆新．中国企业碳信息披露：内容界定、计量方法和现状研究［J］．会计研究，2013（12）．

王仲兵，靳晓超．碳信息披露与企业价值相关性研究［J］．宏观经济研究，2013（1）．

李慧云，符少燕，高鹏．媒体关注、碳信息披露与企业价值［J］．统计研究，2016（9）．

曾颖，陆正飞．信息披露质量与股权融资成本［J］．经济研究，2006（2）．

血管母细胞瘤，又称血管网织细胞瘤，约占中枢神经系统肿瘤的1.5%～3.0%，好发于小脑半球(80%～85%)，其次为延髓、脊髓，5%～10%发生于幕上[3-4]。肿瘤多位于脑内，脑外(基于硬膜)罕见。根据病理及影像表现可分为4种类型，单囊型、大囊型、微囊型及实性肿块型，其中单纯实性肿块型相对少见，约占30%[5]。

公式表示为（变量含义和OJN模型相同）：

叶陈刚，王孜，武剑锋，李惠．外部治理、环境信息披露与股权融资成本［J］．南开管理评论，2015（5）．

5月4日，全国水利财务工作会议在北京召开。水利部部长陈雷出席会议并作重要讲话（本期“特别关注”全文刊发）。中纪委驻部纪检组组长董力出席并讲话。水利部副部长周英主持会议并作会议总结。

Lee S.Y.，Park Y.S.，Klassen R.D.．Market Responsesto Firm Voluntary Climate Change Information Disclosure and Carbon［J］．Corporate Social Responsibility and Environmental Management，2013（2）．

（3）调节变量。①市场化水平。本文借鉴李慧云、刘镝（2016）的研究，将2008～2014年连续7年排名前五位的广东、上海、浙江和江苏四个省份作为市场化水平比较高的地区，赋值为1，其他省份为0。②机构投资者持股。本文借鉴陆瑶等（2012）的研究，对机构投资者持股采用虚拟变量度量。上市公司存在机构投资者持股取值为1，上市公司不存在机构投资者持股取值为0。③政府监管。借鉴沈洪涛、冯杰（2012）等的研究选取PITI指数作为政府监管压力的评价变量。具体做法是分年度对PITI值大于中位数的政府监管取值为1，PITI值小于中位数的政府监管取值为0。

本文主要变量的相关描述性统计如表2所示。由表2可以看出，股权融资成本（R）平均为12.98%，与叶陈刚等（2015）和袁洋（2014）用OJN模型分别算出的平均股权融资成本12.7%、12.53%相近，这也说明所选取的样本符合一般性，其最大值为22.67%，最小值为4.95%，也符合预期。碳信息披露水平（VCIDL）的最大值为4，最小值为0，而其平均值为1.6824，说明企业的碳信息披露水平偏低，而其标准差为1.2495，说明不同企业的碳信息披露水平存在较大差异，这可能与我国目前处于自愿性碳信息披露阶段有关。

李慧云，刘镝．市场化进程、自愿性信息披露和权益资本成本［J］．会计研究，2016（1）．

史永东，王谨乐．中国机构投资者真的稳定市场了吗？［J］．经济研究，2014（12）．

灰色预测模型是灰色系统理论最重要的内容之一，在社会学领域、自然科学领域、工程领域等方面，灰色预测模型都有许多应用案例。用于数据预测的灰色预测模型主要有：GM(1, 1)模型、GM(2, 1)模型、GM(0, N)模型、GM(1, N)模型、M GM(1, N)模型、GM(1, 1)幂模型等等。其中，GM(1, 1)模型只需要一个参数且只计算一阶微分方程，因参数少、计算简单得到广泛应用。这里选择GM(1, 1)模型进行预测。

蔡宏标，饶品贵．机构投资者、税收征管与企业避税［J］．会计研究，2015（10）．

Ramalingegowda S.，Yu Y.．Institutional Ownership and Conservatism［J］．Journal of Accounting and Economics，2012（1）．

首先，学生们进行角色扮演游戏，模拟17世纪末18世纪初的国际贸易。学生们分别扮演商人、买家、海关人员等角色，相互讨价还价，买进卖出。过程中，学生须知道自己扮演角色的商业规则，要办清关手续，要考虑运输中可能会遇到风暴或海盗等因素。最终把货物都运到目的地、能赚钱的组就算获胜。

牛建波，吴超，李胜楠．机构投资者类型、股权特征和自愿性信息披露［J］．管理评论，2013（3）．

陈小林，孔东民．机构投资者信息搜寻、公开信息透明度与私有信息套利［J］．南开管理评论，2012（1）．

嵌入式系统没有现存的软、硬件设备，开发人员往往是各个应用领域的专家，专家们根据各个行业不同的应用需求，以通用的计算机软、硬件设备为基础，再配合各种逻辑分析仪、混合信号示波器等，自主选择多任务操作系统（Windows CE，Unix,VxWorks，Linux）平台，开发出实时、高速、易用及可靠的嵌入式系统软件。

陆瑶，朱玉杰，胡晓元．机构投资者持股与上市公司违规行为的实证研究［J］．南开管理评论，2012（1）．

沈洪涛，冯杰．舆论监督、政府监管与企业环境信息披露［J］．会计研究，2012（2）．

陈信元，靳庆鲁，肖土盛，张国昌．行业竞争、管理层投资决策与公司增长/清算期权价值［J］．经济学（季刊），2014（1）．

毛新述，叶康涛，张頔．上市公司权益资本成本的测度与评价——基于我国证券市场的经验检验［J］．会计研究，2012（11）．