绿色金融改革创新提升了企业信息披露质量吗——来自绿色金融改革创新试验区的证据.pdf

GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第7期作者简介：程云鹤，经济学博士，安徽理工大学经济与管理学院副教授；姚慈航，安徽理工大学经济与管理学院硕士研究生。引言为实现2030年碳达峰和2060年碳中和愿景，中国于2021年10月相继出台中共中央国务院关于完整准确全面贯彻新发展理念做好碳达峰碳中和工作的意见（中发 202136号）（以下简称意见）和关于2030年前碳达峰行动方案的通知（国发 2021 23号）（以下简称行动方案），意见和行动方案作为我国落实“双碳”工作的顶层设计，形成了碳达峰碳中和的“1+N”政策体系。绿色金融政策作为N政策体系中的一员，也步入发展的“快车道”。绿色金融作为一种经济活动，主动将环境因素加入金融活动中，一方面是为了改善环境，应对气候变化，另一方面也是响应节约资源并高效利用资源的号召，其主要包含绿色基金、绿色信贷、绿色保险等金融产品及服务。目前，我国绿色金融试点建设已经超过了5年时间，绿色金融改革创新试点政策是否发挥了绿色导向功能，即企业是否通过提升自身信息披露质量来满足融资呢？换句话说，中国实施绿色金融试点政策，达到的绩效如何？这是金融部门进一步科学优化绿色金融政策的基础。基于此，本文将以绿色金融改革创新试点政策为切入点，探讨绿色金融改革创新试点政策是否对企业的信息披露质量产生影响，本文可能存在的边际贡献：首先从企业信息披露角度去检验绿色金融改革创新试点政策的有效性，这为完善和推广绿色金融改革创新试验区提供了一定的理论支撑；其次在政策绩效性方面，基于20152020年绿色金融政策试验区和非实验区对比进行政策有效性分析，得出绿色金融改革创新试点政策对六个试点省份上市企业的信息披露质量具有显著促进作用，而非试验区地市则不显著的结论，这为相关部门关于如何优化绿色金融政策提供了一定的借鉴；最后政策效应方面，经济发展水平检验显示，绿色金融改革创新试点政策更有利于促进欠发达地区企业的信息披露质量的提升；企业属性检验方面，程云鹤姚慈航【内容简介】本文以我国绿色金融改革创新试验区为研究对象，运用DID双重差分法实证考察了绿色金融改革创新试点政策是否提升了企业信息披露质量。研究发现：绿色金融改革创新试点政策对六个试点省份（浙江、江西、广东、贵州、甘肃和新疆维吾尔自治区）上市企业的信息披露质量具有显著促进作用，而非试验区地市则不显著；经济发展水平检验显示，绿色金融改革创新试点政策更利于促进欠发达地区企业的信息披露质量的提升；分产权来看，绿色金融改革创新试点政策对六省（区）九地的国有企业信息披露质量有促进作用，而对非国有企业的影响不明显，说明绿色金融改革创新能引起企业对信息披露质量的重视，可引导企业绿色低碳可持续发展。绿色金融改革创新提升了企业信息披露质量吗？【关 键 词】绿色金融改革创新试点政策；DID双重差分法；信息披露质量【基金项目】国家社科基金重大项目（22ZDA112）；中国工程院重大咨询研究项目（2022-XBZD-09）。来自绿色金融改革创新试验区的证据08Gansu Finance甘肃金融/绿色金融改革创新试点政策对六省（区）九地的国有企业信息披露质量具有促进作用，而对非国有企业信息披露质量产生的效果不明显。文献综述（一）绿色金融改革创新政策绩效相关研究我国在2017年6月至2022年8月期间，先后在浙江省、广东省、贵州省、江西省、新疆维吾尔自治区、甘肃省和重庆市这七省（区、市）部分地区设立绿色金融改革创新试验区。尽管建设时间仅五年左右，但学者们对绿色金融改革创新试点政策产生的政策效应的研究成果还较为丰富。就现有的研究成果来看，一是绿色金融改革创新试点政策的实施对于企业的绿色技术创新产生了一定的影响，有利于提高企业的绿色技术创新1；在试点地区，绿色金融改革创新试点政策对城市企业的影响是异质性的，具有企业特征异质性和金融环境异质性，这主要是因为城市的金融发展水平不同以及他们所处的地理位置不同，同时不同城市还存在产业结构生态发展水平的差异。信贷资源的公平性和分配效率是区域产业结构生态发展的主要载体2-3。二是绿色金融改革创新试点政策的实施对于企业的发展有利也有弊，但研究发现政策的实施制约作用大于激励作用，体现在试点绿色金融政策可以促进绿色企业的创新和发展，但它大大降低了污染企业的生产效率，极大地抑制了试点区域企业的整体发展4。三是绿色金融改革创新试验区具有显著的融资管制和投资抑制效应，即在试验区内，企业的低效和过度投资显著减少，研发投资增加并提高了企业的投资效率，股权制衡程度较高的企业和非重污染企业的投资效率显著提高，非国有企业和机构投资者持股较少的低效投资显著下降5。四是绿色金融改革创新试点政策对不同产业生态要素生产率的影响，建立绿色改革政策，可以鼓励碳密集型企业实施碳减排活动，促进碳密集型企业向低碳发展模式过渡6。（二）企业环境信息披露相关研究企业环境信息披露是企业根据监管机构规定，披露关于环境保护方面的信息以满足投资者等人的信息使用需求。早在1920年，国外金融市场就重视企业而进行信息披露，尤其是在环境方面，形成著名的“社会责任投资”（Socially Responsible Investment，SRI）评估指标体系。我国学者借鉴国外发达金融市场经验，开展了对国内企业环境信息披露研究。从现有成果来看，先前的成果多侧重于披露内容、方式和完整性等方面7-9，环境信息披露评价指标（Environmental Disclosure Index，EDI）的构建问题10，指出我国环境管理信息披露尚处于初级阶段，企业缺乏自愿披露的意识11-12。2015年，我国颁布的新环境保护法中规定，企业事业单位应当按照强制公开和自愿公开相结合的原则，及时、如实地公开环境信息。由此，学界对中国环境政策是否有效展开了丰富的研究，由于研究的视角和采用样本及时期的差异，研究结论尚未形成共识。如有研究指出我国上市企业金融化与上市公司信息披露违规行为之间的正相关关系13；由于污染环境的惩罚成本过低，环境信息披露政策在金融市场途径上是没有效果的14，一些披露质量较高的企业会被强制进行社会责任披露15。部分研究结论支持重污染行业上市企业的绿色信贷能够显著促使企业环境信息披露16，但企业进行环境信息披露并不能提高企业绩效，并且政府采取补贴的调节行为也不能起到显著作用17。通过上述文献的分析，现有文献关于绿色金融改革创新试点政策是否提升了企业信息披露质量还比较缺乏，更少有文献从经济发展水平和企业产权属性研究绿色金融试验区政策对企业信息披露质量的影响，因此，本文从企业信息披露质量这个角度来展开研究。理论分析与研究假设（一）绿色金融改革创新试点政策与企业信息披露质量绿色金融源于“赤道原则”，是金融部门将环境保护纳入融资活动的一项基本政策，自诞生以来，受到各国的高度重视。自2007 年中国人民银行首次推出“绿色信贷”以来，我国相继出台绿色信贷指引绿色信贷统计制度关于构建绿色金融体系的指导意见关于支持绿色债券发展的指导意见绿色债券评估认证行为指引（暂行）和关于促进应对气候变化投融资的指导意见等绿色金融政策。我国出台这一系列绿色金融政策和措施，旨在发挥市场机制在资源配置、风险管理和市场定价等方面的功能，形成了自上而下、自下而上的金融监管体制和决策机制。与传统“命令控制型”环境规制政策相比，绿色金融政策GREEN FINANCE绿色金融09GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第7期是市场激励型环境政策工具，是推动企业绿色低碳可持续发展的一项重要制度创新，改变了银行等金融机构不能直接获取企业的有效信息，只能依据企业主动对外披露的被动局面。由此，绿色金融解决了金融机构获取企业在融资过程中会受到信息披露制度的约束。从企业方面来看，投资不可逆性和存在高度不确定性的创新是企业经营的重要特征18，企业面临较大的融资约束，大多是因为外部环境的不确定和信息不对称19，且创新项目需要大量外源融资，其对创新项目的约束性也更大20，绿色金融改革创新试点政策的实施为企业提供了新的融资渠道，同样也使得企业受到外部监管的压力增大，企业只有通过提升信息收集和甄别能力，同时提高自身的信息披露质量，向外部受众传递积极信号，减少公司与投资者之间的信息不对称，从而缓解公司融资限制，最终推动企业更加健康的业务发展。另一方面，如果企业想减轻货币政策变动给企业融资成本带来的影响，其应该自愿提高信息披露质量，受到融资约束力度就会减小，从而有利于提高企业价值8。企业在此背景下，为了获取更多的融资，会主动提升自身信息披露质量，以此向投资者等人传递积极的信息，这样不仅可以维持客户等资源，同时也提升了企业形象，获得良好的社会口碑。因此，本文提出以下假设：假设1：绿色金融改革创新试点政策有利于提升企业信息披露质量。（二）绿色金融改革创新试点政策、区域发展程度与企业信息披露质量由于区域经济发展程度差异，不同企业对于政策的效应敏感度有所不同。企业绿色创新水平的提升与绿色信贷有关，尤其是在我国的东部地区，企业绿色创新水平的提升效果更为明显，与其他类型企业相比，私营企业的绿色创新水平提升更为显著。对于广东省、浙江省这样的经济发达地区，市场化程度较高，能优化资源配置，使得制度更完善，更有利于保护利益相关者，在债务治理方面能达到较好效果。市场化水平越高的地区，企业的信用水平较高，可降低资金供给双方的信息不对称，减少信息偏差带来的影响，也可以在一定程度上缓解代理人冲突，降低债权人要求的风险。另一方面，市场化程度较高的地区受益于更大的产权保护和更少的政府干预，公共服务也更加高效廉洁，在这一点上，政府更多地发挥了“支持之手”作用，按照市场法，公司也能更自由地监管自己的行为，因此，发达地区的企业不一定需要通过提升信息披露质量来达到融资要求，而对于欠发达地区的企业，从企业自身规模角度来说，企业的经营规模一般较小，技术较落后，产品创新水平较低，产生的规模经济较少，社会对其认知度也较少，一旦市场或外部条件发生不利变化，企业会受到很大影响且抗风险能力较弱；从企业还款能力角度分析，银行等金融机构对于企业贷款的授信额度的评估主要包括贷款企业的行业环境、企业管理、还款意愿等。对于经营绩效较好、遵守法律或监督条款的企业，银行向其提供的贷款较多，但欠发达地区的企业向银行贷款的实际能力往往较低且不足，难以建立有效的信贷体系，因此，企业只能通过自身提升信息披露质量以此降低融资成本，基于此，本文提出以下假设：假设2：相对于发达地区，绿色金融改革创新试点政策对欠发达地区企业信息披露质量的促进作用更明显。（三）绿色金融改革创新政策、产权性质与企业信息披露质量公有制为主体、多种所有制经济共同发展是我国社会主义初级阶段基本经济制度，民营企业与国有企业是当前我国不同产权制度的实现形式。由于产权性质的差异，不同企业在经济建设中承担的社会责任也不尽相同。我国的国有企业改革是不同于其他企业的改革，是需要在政府行政力量的推动下进行的，国有企业改革的方向和道路是由相关政府政策和指导方针决定的，相应政策规定的实施阶段是根据政府的不同需求进行调整的21。例如：当前国企改革三年行动方案（20202022）中强调，国有企业要坚持改革创新，促进高质量发展，积极承担社会责任，而且履行社会责任被认为是国有企业与生俱来的属性22。当前，在生态文明建设的大背景下，绿色低碳发展是高质量发展的显著特征，也是高质量发展的要求，更是绿色金融试点政策的目的。因此，国有企业在绿色低碳发展方面被赋予了更多的社会责任，而且其受到中央和地方政府的行政意识的影响较深。国有企业对国家政策表现得更为敏感，必然会响应国家政策的号召，加大政策落实力度，推动企业的绿色低碳转型。为此，国有企业需要通过提升信息披露质量来获取更多融资，秉持绿色发展理念，多开展绿色项目，从而促进绿色金融体系的发展。另外，当处于银行垄断的经济环境中，融资限制也会受到公司股权性质的影响。由于产权性质的差异，我国国有企业更容易获得银行和金融机构的贷款以及长期的债务融资23。从政府方面来看，由于国有企业的特10Gansu Finance甘肃金融/殊性，其被收购或破产的风险相对较低，因为政府在提供一些政治和经济支持的同时，也在一定程度上减少了金融市场对国有企业管理的限制，国有企业投资者从投资者的角度来看，国有企业的财务风险相对较低，因此会更加关注社会责任。国有企业会通过信息披露来获取企业声誉，从而降低融资成本，促进其企业高质量发展。因此，国有企业也会更注重其声誉，从而起到表率作用。而对于非国有企业，信息披露制度并不完善，而且披露对象单一，非国有企业受到政府监督的力度也相对小一点，因此对于主动公开的信息披露中可能存在披露内容不规范、信息虚假等问题，因此绿色金融改革创新政策的提出并不一定对其信息披露质量有一定的促进效果。基于以上分析，本文提出以下假设：假设3：相对于非国有企业，绿色金融改革创新试点政策更有利于提高国有企业的信息披露质量。研究设计（一）样本选取和数据来源本文选取了我国20152020年上市公司作为研究对象，由于重庆市是2022才成为绿色金融改革创新试验区，政策实施效果并不能在此时间段内体现出来，因此将浙江省湖州市和衢州市、广东省广州市、新疆维吾尔自治区昌吉州和克拉玛依市（哈密市数据过少，故删除）、贵州省贵安新区、江西省赣江新区、甘肃省兰州新区的上市公司作为实验组，其余城市的上市公司作为控制组。同时，根据已有研究惯例，剔除ST、ST*的样本企业以及数据有严重缺失的样本企业。因此，本文通过筛选处理后，共选取2113家上市公司，样本观测值可达 12678 个。搜集的所有数据均来自CSMAR数据库，为了避免筛选出的极端值影响本文描述的研究，利用 Winsorize 对变量进行处理，按照1%的标准处理。（二）变量定义1.被解释变量关于被解释变量企业信息披露质量的度量，本文主要参考刘欢等人的研究24，基于公司股票市盈率与KV度量方法交易量之间的关系，对公司信息披露质量进行了综合表征（Oliver 等，2001）25。KV度量方法是对公司信息披露质量进行相对市场化的一种方法。KV指数的计算公式如下：其中，Pt是第t日的收盘价，Volt是第t日的交易股数，Vol0是年平均日交易量，是由最小二乘法的回归得到的，即KV指数，越大，KV越大，表明股票交易量的多少与股票收益率的高低关系密切，这表明投资者从企业获取的直接信息较少，因此更依赖于股票交易量，从中可以看出企业的信息披露质量越差，也就是说，KV指数与公司信息披露质量成负相关，也即Quality越大时，表面信息披露质量越低。2.核心解释变量本文核心解释变量为绿色金融改革创新试点政策，为交乘项TreatPost，Treat为组别虚拟变量，当企业属于六省（区）九地试点区域，则赋值1，否则取0，Post为时间虚拟变量，因为政策是在2017年提出的，因此，在2017年之前的赋值为0，在2017年及以后年份的赋值为1。3.控制变量参考已有文献的研究26，主要控制了一系列常用的企业财务指标（如表1所示），具体包括资产负债率（LEV）、总资产净利润率（ROA）、营业净利率（OPM），一般企业的 LEV、ROA、OPM越大，企业的经营状况较好，表面企业的信息披露质量越高。第一股东持股比例（TOP1）反映的是公司治理层方面，将其作为控制变量，一般来说，比例越大，企业的信息披露质量越高。表1主要变量定义与说明（三）模型构建为减少模型的内生性问题，本文选取控制时间效应与个体效应的DID双重差分模型，参照沈璐等的研究2773，构建以下双重变量类型被解释变量解释变量控制变量变量名称企业信息披露质量绿色改革试点地区政策时间段交叉乘项资产负债率总资产净利润率营业净利率第一股东持股比例变量符号QualityTreatPostTreatPostLEVROAOPMTOP1变量定义KV指数企业属于试点地区赋值为1，否则为02017年及以后赋值为1，否则为0组别虚拟变量和时间虚拟变量的乘积企业年末总资产/总负债企业的净利润/总资产平均余额企业的净利润/营业收入独立董事人数/董事总人数GREEN FINANCE绿色金融11GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第7期差分模型：其中，Quality为企业信息披露质量；Treat为组别虚拟变量，当treat为0时，表示非试点地区，作为控制组，treat为1时，表示试点地区，作为实验组；Post为时间虚拟变量，当Post为0时，表示未进行政策的实施，当 Post为 1时，表示已进行政策的实施；交乘项TreatPost为双重差分的核心解释变量，1的大小和方向表示政策效果；其中 Controlsi，t为其他控制变量；Year、Industry分别表示年份、企业的固定效应；i，t为模型设定误差。实证分析（一）描述性统计表 2给出了主要模型变量的描述性统计，如表所示，Treat的均值为 0.511，这表明受到绿色金融改革创新试点政策的企业样本占比 51.1%，Post的均值为 0.667，可以看出，2017年前后受到政策影响和未受到政策影响的企业样本数量相差不大，比较均衡，这也为后续的回归分析奠定了一定的基础，各个变量的中位数和均值都比较接近，这表明收集的变量数据离散程度低。表2主要变量描述性统计（二）平行趋势检验使用DID双重差分模型，需要做平行趋势检验，即验证在未实施绿色金融改革创新试点政策之前，实验组和对照组的KV指数具有相同的变化趋势。本文制作了全国之间实验组上市公司（九个城市公司）、对照组上市公司（九个城市以外的公司）和六省份之间实验组上市公司（六省（区）九地公司）、对照组上市公司（六省（区）非九地公司）KV指数时间趋势图，可以明显看出两组企业的差异，如图1、图2所示。图 1 表示的是全国上市公司 KV 指数时间趋势图。20152017年，即未实施绿色金融改革创新试点政策之前，对照组和实验组企业的KV指数的变化趋势基本相同，并且实验组企业的KV指数始终高于对照组企业；20172018年，实验组和对照组企业KV指数均呈现下降的趋势，但实验组的下降程度高于对照组下降程度，并且在2017年中旬，对照组企业的KV指数大于实验组的KV指数，这表明实验组企业的信息披露质量提升趋势比对照组企业提升趋势更明显；20182020年期间，对照组曲线比较平缓，而实验组的企业呈现上升趋势。因此，总体来说，平行趋势假设成立。图 2表示的是六省（区）上市公司 KV指数的时间趋势图。20152017年，实验组和对照组企业的KV指数基本维持着平行趋势，且实验组企业的KV指数始终高于对照组企业的KV指数；20172018年期间，可以看出对照组企业的KV指数高于实验组的KV指数，有了一定的变化趋势；20182019年期间，对照组曲线比较平缓，而实验组的企业呈现上升趋势。因此，总体来说，平行趋势假设成立。图1全国实验组和对照组企业KV指数的时间趋势图2六省（区）之间实验组和对照组企业KV指数的时间趋势（三）回归分析为探究绿色金融改革创新试点政策对企业信息披露质量KV变量KVTreatPostTreatPostLEVROAOPMTOP1观测值1267812678126781267812678126781267812678均值0.5260.5110.6670.0340.4500.0300.04732.753中位数0.5000100.4430.0310.05830.31标准差0.1950.2200.4710.1820.2050.0680.21214.390最小值0.1480000.066-0.289-1.2198.448最大值1.1031110.9350.2070.53771.2412Gansu Finance甘肃金融/指数的影响，本文对全国数据和六省数据分别进行基本回归，结果如表3所示。表3模型1模型3的结果表示的是在全国范围内绿色金融改革创新试点政策对企业信息披露质量的影响效果，由表可知，TreatPost交乘项的系数不显著，这表明在全国范围内，绿色金融改革创新试点政策的实施对于六省（区）九地上市公司的信息披露质量并没有产生显著影响，主要原因是我国目前只在广东省、浙江省、甘肃省、江西省、新疆维吾尔自治区、贵州省设立试点区，对于其他省份，我国并未实行绿色金融改革创新试点政策，而且政策实施也只有五年，由于样本数据的差异性、政策实施具有一定的周期性，绿色金融改革创新试点政策并未显著促进企业信息披露质量，而且其他变量的系数也并不显著，这可能是由于搜集全省数据具有一定的局限性；但在此基础上，为进一步探究绿色金融改革创新试点政策对企业信息披露质量的影响，从全国样本数据中提取了六省（区）数据并进行基本回归，其中表3中模型4为未加入控制变量，也并未对企业个体和年份进行固定效应的结果，由表可知交乘项的系数在10%的水平下显著，为-0.0390，这表明绿色改革创新政策的实施效果与KV指数成负相关，但因为KV指数与企业信息披露是反方向变化的，因此试点政策对于六省（区）九地的企业信息披露质量有一定的促进作用；表3模型5为加入控制变量，但也未进行固定效应的结果，TreatPost交乘项的系数仍在10%的水平下显著，系数为-0.0389，这与表3模型4结果相比，系数绝对值变大，表明控制变量也会对企业信息披露质量产生了影响，但影响不大；表3模型6为加入控制变量同时对企业个体和年份也进行了固定效应，交乘项系数也比较显著，这与本文提出的假设1一致，其中模型5和模型6中企业的ROA系数在5%的水平下显著，这表明政策的实施对于六省（区）九地企业的总资产净利润率有一定影响。由此可以看出，在六省（区）上市公司之间，绿色金融改革创新试点政策的实施显著促进了六省（区）试点区企业信息披露质量，这表明政策成效在六省（区）内明显，这对其他省份进行绿色金融改革创新具有借鉴和示范作用，同时也应该进一步加大绿色金融改革创新试点政策的宣传力度，提高政策覆盖率，在提高企业信息披露质量的同时，也有利于刺激全国绿色金融的发展。苏东磊28研究绿色金融政策、审计声誉与企业环境信息披露水平之间的关系，研究得出的结论之一就是绿色金融政策对提高企业环境信息披露水平具有显著的正向影响，且这种影响民企要强于国企，企业信息披露包含环境信息披露，这一研究结论从侧面验证了本文的假设1和假设3，表明本文的结论具有一定的可靠性；沈璐和廖显春2778也曾研究发现，建立绿色金融改革创新试验区可以鼓励企业履行社会责任，而企业进行信息披露也属于履行社会责任的一部分，这也进一步印证了绿色金融改革创新试点政策能促进企业信息披露质量提升这个结论的可靠性。表3基本回归结果注：Year表示时间固定效应，Industry表示企业个体固定效应。*、*、*分别代表了在1、5、10的水平上显著，括号内表示统计值，标准误进行了Robust处理，下同。（四）稳健性检验在全国范围内，绿色金融改革创新试点政策的实施对于企业的信息披露质量的提升并没有显著效果，但在六省（区）之间政策成效显著，因此，本文仅针对六省（区）上市公司数据进行稳健性检验。1.VIF检验为了检验此模型是否存在多重共线性，本文采用VIF检验，VIF数值越大，表明多重共线性问题越严重，一般来说，VIF数值小于10，就说明该模型不存在多重共线性问题。如表4所示，此模型的各个变量的VIF均小于10，因此，不存在多重共线性问题。表4模型 VIF 检验结果TreatPostROALEVOPMTOP1ConstantYearIndustryNR2企业信息披露质量KV全国样本模型1-0.021(-0.0173)0.555*(0.0033)NONO126780.012模型2-0.0213(-0.0172)-0.0677(0.0508)0.00157(0.0117)0.018(0.0153)0.0002(0.0002)0.547*(0.00807)NONO126780.012模型3-0.0207(-0.0173)-0.0508(-0.0513)0.0291*(-0.0148)0.0055(0.0144)-8.41e-05(0.0002)0.554*（0.0095）YESYES126780.019六省样本模型4-0.0390*(0.0183)0.0540*(0.00620)NONO37950.008模型5-0.0389*(0.0183)-0.179*(0.0898)0.0217(0.0213)0.0192(0.0247)-5.73e-05(0.0003)0.557*(0.0145)NONO37950.010模型6-0.0385*(0.0183)-0.169*(-0.0859)0.0107(0.0232)0.0222(0.0239)7.79e-05(-0.0003)0.539*(0.0133)YESYES37950.013变量TreatPostTreatPostROALEVOPMTOP1VIF3.223.021.213.041.152.911.031/VIF0.31420.33080.82900.32850.86900.34370.9682GREEN FINANCE绿色金融13GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第7期2.安慰剂检验为了验证该方法估计结果的稳定性，本文进行安慰剂检验，主要采用的是反时间事实检验，即将控制其他变量不变，政策时间节点提前1年进行估计，安慰剂结果如表5（1）所示。由表可看出交乘项TreatPost系数是不显著的，这表明是因为绿色金融改革创新试点政策促进了六省（区）九地企业的信息披露质量，而不是因为受到其他因素的干扰，因此，本文研究的结论是具有稳健性的。3.PSM+DID模型检验由于对照组和实验组企业的初始特征变量可能存在差异，导致分析过程中回归结果可能有一定的偏差，因此本文采取倾向性得分匹配（PSM）对实验组和对照组进行重新匹配，排除受到其他因素的干扰。将资产负债率（LEV）、总资产净利润率（ROA）、营业净利率（OPM）、第一股东持股比例（TOP1）作为匹配变量，按照13的比例对实验组和对照组的样本重新匹配，然后再进行PSM回归，结果如表5（2），核心解释变量的系数在10%水平下显著，为-0.0369，这表明绿色改革创新政策对于六省（区）九地企业的信息披露质量有提升作用的结论是可靠的、稳健的。表5稳健性检验结果政策效应异质性分析（一）基于区域经济发展程度的异质性分析为了进一步研究区域经济发展的不同可能会对回归结果产生影响，本文将数据进行重新分组，从全国来看，参考王丙参等人29的研究，将31个省份划分为经济发达地区和经济欠发达地区，在控制其他变量不变的情况下，分别对其进行双重差分回归，结果如表 6（1）和（3）所示；再将试点省份进行划分，由于六省（区）中广东省和浙江省属于中国东部地区，经济比较发达，而贵州省、江西省、甘肃省、新疆维吾尔自治区属于中西部欠发达地区，因此将数据重新分组为发达地区和欠发达地区，重新进行回归操作，结果如表6（2）和（4）所示。由表可知，无论从全国来看，还是从试点六个省份来看，位于欠发达地区的上市公司的信息披露质量受到绿色金融改革创新试点政策的影响比较显著，而且系数均为负值，这表明绿色金融改革创新试点政策的实施促进了六省（区）九地的企业信息披露质量的提升，有一定的正向效应。主要原因在于经济发达地区如广东省、浙江省的企业规模较大，具有较大的发展潜力，依据银行信贷倾斜理论，在给中小企业贷款时会综合考虑企业的规模、信誉、自身基础设施等因素，对于具有较大发展潜力且符合条件的企业会获得信贷支持，因此，对于经济发达地区的企业会更容易获得银行贷款，在融资方面相对占有一定的优势，从而导致绿色金融改革创新试点政策的提出对其企业信息披露质量的影响微乎其微，但对于针对欠发达地区企业的信息披露质量具有显著作用，这表明本文提出的假设2是可行的。表6基于区域经济发展程度的异质性分析（二）基于企业产权性质的异质性分析考虑到不同产权性质的企业其信息披露质量可能受到绿色金融改革创新试点政策的影响不同，因此，本文为了进一步考察绿色金融改革创新试点政策对企业信息披露质量的促进作用是否会受到企业所有制的影响，将样本分为国有企业和非国有企业，在控制其他变量不变的情况下，分别对其进行双重差分回归，结果如表7（1）（2）（3）和（4）所示，其中表7（1）和（3）是从全国范围来看的，表7（2）和（4）是从六个试点省份来看的。从全国范围来看，无论是国有企业还是非国有企业，绿色金融改革创新试点政策对其信息披露质量并没有显著性影响，但从六个试点省份来看，如表7（2）和（4）显示，对于国有企业样本，变量TreatPost常数项控制变量时间固定效应个体固定效应NR2Quality安慰剂检验(1)-0.0258（-0.0231）0.488*(-0.0156)是是是37950.007PSM+DID(2)-0.0369*（-0.022）0.650*(-0.0215)是是是19840.018TreatPost控制变量时间固定效应个体固定效应NR2发达地区全国样本（1）0.00362(0.0233)是是是89800.016六省样本（2）-0.0119(0.0241)是是是31640.008欠发达地区全国样本（3）-0.0515*(0.0244)是是是36980.029六省样本（4）-0.0916*(0.0309)是是是6310.07114Gansu Finance甘肃金融/交互项系数显著，这表明绿色金融改革创新试点政策更有利于促进国有企业信息披露质量的提升。这一结果表明本文假设 3成立。这主要由于一方面国有企业更能响应国家发展政策的号召，国有企业通过提升其信息披露质量进而提高社会声誉，国有企业的资本通常为国家所有，国有企业在提升财务绩效的同时，也要考虑到社会性，积极公开信息也是社会的需要，国有企业积极响应绿色金融改革创新试点政策的号召，同时也为获得更多的信贷支持，维持更好的发展，往往会积极配合绿色金融政策，主动提升信息披露质量。另一方面，绿色金融改革创新政策还在试点中，也在不断探索中，关于环境信息披露机制等还不够成熟，因此，仅对国有企业的信息披露质量的提升较明显。对于非国有企业而言，在试点政策实施后，也应迅速地积极响应政府号召，抓住绿色创新机会，通过不断提升企业信息披露质量，扩大融资，才能保持和扩大市场竞争优势。表7基于企业产业性质的异质性分析结论与建议（一）结论本文以绿色金融改革创新试验区的上市公司为研究对象，基于20152020年全国上市公司的数据样本，运用DID双重差分方法，探究了绿色金融改革创新试点政策对企业信息披露质量的影响，同时与六个试点省份的双重差分结果进行了对比，结果显示：（1）从全国范围来看，绿色金融改革创新试点政策并没有显著提升企业的信息披露质量，但从六个试点省份来看，绿色改革创新政策显著降低了试验区上市公司的KV指数，即显著提升了企业信息披露质量；（2）无论是从全国范围来看，还是从六个试点省份来看，基于区域发展程度的不同，绿色金融改革创新试点政策对于欠发达地区企业的影响较大，对于发达地区企业的影响不大；分产权性质来看，从全国范围来看，绿色金融改革创新试点政策对企业信息披露质量的影响并没有受到企业所有制的约束；但从六个试点省份来看，发现绿色改革创新试点政策在国有企业中影响较大，显著提升国有企业的信息披露质量。但本文研究也存在一定的不足，由于绿色金融改革创新试点政策实施时间较短，仅为五年左右，因此对于在搜集企业数据方面，在时间上的选取有一定的局限性；此外，2022年重庆市加入绿色金融改革创新试验区，但本文未选取相关数据，主要是因为成立时间过短，试点政策在短时间内无法对其企业产生明显的效果。（二）启示一是设立绿色金融改革创新试验区是我国推进绿色金融改革的重要措施之一，采取“先试点、再总结、后推广”的模式，研究得出这种政策对于六省（区）九地的企业的信息披露质量有一定的促进作用，这表明政策的实施对于试点省份企业的发展有一定效果，但从全国范围来看，政策效果成效不显著，这主要是因为试点省份太少，数据存在较大差异，也从侧面可以看出增加绿色金融改革创新试验区是有必要的，因此可以适当扩大地区试点，优化政策措施，国家可以引导其他地区在结合自身发展特征的同时，汲取试验区的经验，推广做法，从而逐步完善城市金融体系，促进企业的发展；二是在推广试点政策的同时，还得考虑到各个地方的区域特征，鼓励各级发布短期和中长期的绿色金融发展规划，政策更应向中西部和欠发达地区倾斜，发挥比较优势。此外，政府要在资源分配中更好发挥作用，就需要国有企业在低碳绿色发展中发挥先锋作用。（三）未来的研究方向绿色转型发展是大趋势，环境信息披露是政府推进现代环境治理体系的重要渠道，也是推进碳达峰、碳中和工作的重要基础，由于目前环境信息披露还未达成统一标准，难以进行处理，未来可以从这个视角来探讨绿色金融改革创新试点政策的有效性；本文研究绿色金融改革创新试点政策有利于提升企业信息披露质量，但是否促进了企业的高质量发展，能否从企业的全要素生产率这个角度去更进一步地探讨绿色金融改革创新试点政策的有效性。F参考文献：1孙莹,孟瑶.绿色金融政策与绿色技术创新来自绿色金TreatPost控制变量时间固定效应个体固定效应NR2国有企业全国样本（1）-0.0309(0.0267)是是是54600.020六省样本（2）-0.0564*(0.0266)是是是18920.015非国有企业全国样本（3）0.00321(0.0255)是是是72180.018六省样本（4）-0.0178(0.0272)是是是19030.012GREEN FINANCE绿色金融15GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第7期融改革创新试验区的证据J.福建论坛（人文社会科学版）,2021(11):126-138.2李戎,刘璐茜.绿色金融与企业绿色创新J.武汉大学学报（哲学社会科学版）,2021,74(6):126-140.3斯丽娟,姚小强.绿色金融改革创新与区域产业结构生态化来自绿色金融改革创新试验区的准自然实验J.学习与探索,2022(04):129-138+2.4王修华,刘锦华,赵亚雄.绿色金融改革创新试验区的成效测度J.数量经济技术经济研究,2021(10):107-127.5Yan Cheng,Mao Zhicheng,Ho Kung-Cheng.Effect of greenfinancial reform and innovation pilot zones on corporate investmentefficiencyJ.Energy Economics,2022,113.6范德成,张修凡.绿色金融改革创新对高排放企业碳减排的效果分析J.工程管理科技前沿,2022,41(04):55-61.7崔学刚.上市公司财务信息披露：政府功能与角色定位J.会计研究,2004(1):33-38.8李志军,王善平.货币政策、信息披露质量与公司债务融资J.会计研究,2011(10):56-62+97.9颉茂华,刘艳霞,王晶.企业环境管理信息披露现状、评价与建议基于72家上市公司2010年报环境管理信息披露的分析J.中国人口 资源与环境,2013,23(2):136-143.10张秀敏,杨连星,吴漪,曹柳龙,徐一方.基于文本挖掘方法的环境信息披露指标体系改进以川渝经济区上市企业为例J.软科学,2014,28(07):65-71.11蒋尧明,郑莹.企业社会责任信息披露高水平上市公司治理特征研究基于2012年沪市A股上市公司的经验证据J.中央财经大学学报,2014(11):52-59.12顾群,翟淑萍.信息披露质量、代理成本与企业融资约束来自深圳证券市场的经验证据J.经济与管理研究,2013(05):43-48.13朱杰.企业金融化的阴暗面来自上市公司信息披露违规的证据J.金融经济学研究,2020,35(1):146-160.14方颖,郭俊杰.中国环境信息披露政策是否有效：基于资本市场反应的研究J.经济研究,2018,53(10):158-174.15杨金坤.企业社会责任信息披露与创新绩效基于“强制披露时代”中国上市公司的实证研究J.科学学与科学技术管理,2021,42(01):57-75