南京财经大学学报（双月刊）2016年第4期（总第200期）
碳信息披露质量价值相关性的差异研究
———基于发达国家和发展中国家的研究
高三元，蒋
琰
（南京财经大学会计学院，江苏南京210023）
重点考察摘要：本文以碳信息披露项目（CDP）计算的企业碳信息披露评分来度量企业碳信息披露质量，碳信息披露质量价值相关性在发达国家和发展中国家之间是否存在显著差异。本文通过实证研究发现，公开碳信息披露能够显著的提升企业市场价值，而由于发达国家强制披露碳信息的政策削弱了自愿披露的效应，碳信息披露质量价值相关性在发展中国家比在发达国家更强。
关键词：碳信息披露质量；企业价值；国家间差异中图分类号：F231.5
文献标识码：A
6049（2016）04-0076-09文章编号：1672-
一、引言
随着全球变暖的不断加剧，以二氧化碳为代表的温室气体引起了人们的关注。尤其在2009年哥本哈根气候峰会之后，企业的利益相关者对温室气体的排放更加重视，亟需对企业碳排放进行管理。
目前，发达国家的企业碳排放交易机制和碳税机制已经逐渐形成。日渐完善的机制，使得企业认识到他们承受着与环境变化有关的巨大风险，包括消费观念转变和相关政策出台等等。
［1］
因此，社会各界对发展中国家企业的放量巨大，
关注也越来越多。根据合法性理论，面对着社会声誉和环境利益的双重压力，企业往往会提高其环境信息的披露质量，来提高企业的声誉，保证企业利益。
近年来，对于企业碳信息披露的研究成为了学术界所研究的热点。学者们围绕发达国家企业碳信息披露的价值相关性进行了广泛深入的研究，并取得了丰硕的成果。但是，在现有文献中，碳信息披露价值相关性的研究还稍显不足。首先，以中国为首的发展中国家在世界碳减排中扮演重要角色，但却没有得到应有的关注；其次，作为企业碳信息披露的综合指标，碳信息披露质量的价值相关性的研究也尚未有序展开。基于此，本文以碳信息披露质量为切入点，以碳信息
［3］
而由此产生的有关企业的利益风险更是得到了机构投资者等利益相关者越来越多的重视。投资者逐渐开始将企业碳排放情况纳入到企业财务分析之中。虽然，发展中国家企业碳信息披露倾向还比较弱，但是由于发展中国家的碳排
06-03收稿日期：2016-［1］
［2］
“碳披露、（71272237），基金项目：国家自然科学基金面上项目碳绩效与市场反应：基于中国情景的研究”江苏高校哲学社会科学“绿色金融视角下碳交易的理论机制与实践研究”（2016ZDIXM026），“碳市场交易机制与企研究重点项目南京财经大学校立校助项目。业碳管理问题的研究”
作者简介：高三元（1992—
），南京财经大学会计学院研究生，研究方向为碳会计；蒋琰（1972—男，江苏盐城人，
），女，江苏南
京人，南京财经大学会计学院教授，博士，硕士生导师，研究方向为碳会计、公司财务。
—76—
JOUＲNALOFNANJINGUNIVEＲSITYFINANCEANDECONOMICS
以下简称披露项目①（CarbonDisclosureProject，
CDP）提供的碳信息披露得分作为企业碳信息披露质量的替代变量，研究了碳信息披露质量的价值相关性，并且定量的分析了这一价值相关性在发达国家和发展中国家中的差异。
本文的贡献在于：（1）本文从总体上研究了企业碳信息披露质量对企业市场价值的影响；（2）本文考察了企业碳信息披露质量价值相关性在发达国家和发展中国家的差异。本文通过多种统计手段，定量的研究了这一差异，拓展了既有文献的研究视角。
二、文献综述
（一）信息披露质量与经济后果
现代企业经营权和所有权的分离产生了严重的信息不对称问题，基于信息不对称而产生的一系列问题得到了学术界的广泛关注。而解决信息不对称问题的主要方法是提高公司的信息
［5］
披露水平和发展信息中介。信息的披露能产生一系列的经济后果。根据资本市场交易假说，希望进行资本市场交易的公司管理者就倾向于自愿披露信息来缓解信息不对称，从而有利于公司在资本市场更多的融资，降低股权资本成本。
提高环境信息披露质量能够提升企业价另外，
值，而且这种促进作用主要来自环境信息披露导
［7］
致的预期现金流增加。
很多学者对信息披露质量的价值相关性进行了深入的研究。Botosan直接考察企业自愿披露与企业股权资本成本之间的关系，发现对于有较少分析师跟踪的企业，企业自愿披露程度和企
［8］
业股权资本成本之间呈现负相关关系。Leuz和Verrecchia通过对自愿按照国际会计准则增
［6］
［4］
同期有显著的上升。
［11］
国内相关学者对此也进行了探索。汪炜和蒋高峰在控制了公司规模和财务风险变量之后
发现，上市公司披露水平的提高有助于降低公司的权益资本成本。曾颖和陆正飞在控制住其他变量的情况下发现，信息披露质量较高的样本公司的边际股权资本成本较低。张纯和吕伟基于中国上市公司的经验数据，对信息披露、信息中介和企业过度投资之间关系进行了探索，研究表明：信息披露水平的提高能促进信息中介的发展，将减轻信息不对称程度，提高企业效率，从而间接证明了信息披露能够降低股权资本成［5］
本。沈洪涛等基于我国重污染行业上市公司的数据，通过实证研究得出结论：我国企业披露的环境信息能显著降低股权资本成本，进而从环境信息披露的角度证明了信息披露与股权资本成
［14］
本之间的负相关关系。张宗新构建了上市公司信息披露的“信号传递”和“声誉投资”模型，研究了公司信息披露质量与公司价值（托宾Q）之间的关系。通过研究发现，上市公司信息披露与公司价值正相关，同时还发现中国证券市场上“好”公司对增加信息供给开始重视，且更倾向
［15］
于自愿性披露。郑军以深市上市公司2009年的数据为样本，从短期市场反应和企业价值的角度进行研究，发现上市公司价值信息披露水平与企业价值存在正相关关系，说明提升企业信息披
［16］
露的价值信息含量有助于提高企业价值。
（二）碳信息披露的动机和经济后果既有的对企业碳信息披露的研究相对较少，主要是围绕披露动机和经济后果两个方面进行。企业进行碳信息披露的动机，自愿披露理论、利益相关者理论和合法性理论。企业在信息
［17］
“成本－收益”披露时会有的权衡。企业披露
信息会把自身的信息透露给竞争对手，从而无形
［13］
［12］
加信息披露的德国企业进行研究，发现增加信息披露能够降低企业与投资者之间的信息不对称
［9］
程度，增加交易量，从而降低股权资本成本。Botosan和Plumlee使用经典股利贴现模型计算股权资本成本进行研究，发现企业股权资本成本与企业信息披露质量之间呈现负相关关系。Francisetal．在控制相关变量后发现，信息披露质量越差的企业，其股权资本成本也越高。Healyetal．发现对于增加披露的公司，其股价在
［6］
中给竞争对手提供便利，这将给企业带来一定的
成本。然而另一方面，碳信息的披露能够有利于市场对其价值进行准确的评估，并且其因温室气体的排放而承受的惩罚也小于不披露的企业。同时，对于碳业绩比较好的企业，碳信息的有效披露能够将其与其他企业区分开来。因此，
［18］
［10］
CDP拥有822个管理①CDP于2000年成立于伦敦，专门用来披露全球主要企业的温室气体的排放信息。截至2015年2月1日，
资产总额超过95万亿美元的机构投资者。80多个国家的超过5000家企业通过CDP报告碳排放信息。
—77—
高三元，蒋琰碳信息披露质量价值相关性的差异研究
综合考虑，如果碳信息披露带来的利益大于成本，企业就会披露。Luoetal．通过研究发现，如果企业的投资者是CDP项目的签约方，公司进行碳信息披露的倾向就更强。因此，该结论证明了相关利益者理论在碳信息披露方面的适用［1］
性。何玉等则坚持合法性理论。他们对标普500企业进行分析后发现，碳信息披露与碳业绩负相关，即碳业绩差的企业因为面临着更大的压力，所以更倾向于披露环境信息来改变公众预［19］
期。崔也光等基于中国电力行业上市公司的数据，从公司治理和财务状况两个角度实证分析了这两方面与碳信息披露质量之间的关系。研究表明，上市公司碳信息披露质量与股权集中度、董事会活跃程度、公司盈利能力、公司规模呈正相关关系，与独立董事在董事会中所占比例、
［20］
资产负债率没有明显的相关关系。
在碳信息披露的经济后果方面，学者们也进行了有益的探索。Chappleetal．以在澳大利亚ETS（EmissionTradingScheme）进行交易的58家企业为样本，使用修正的Ohlson模型来分析ETS机制对澳大利亚企业价值的影响。他发现，企业
［21］
披露的碳排放量越多，企业市场价值就越低。Chappleetal．并没有考虑潜在的自选择偏然而，
Matsumuraetal．在纠正自选择偏差问题。随后，
差的基础上，针对标普500企业，采用CDP提供的企业披露的碳信息来考察碳信息披露对企业价值的影响。同样，披露的碳排放量与企业市场价值负相关。同时，他也发现，披露碳排放信息的企业的市场价值在接受市场惩罚的程度上小于未披露的企业，这也是“虽然资本市场会因碳排放对企业做出惩罚，而企业仍然要进行碳排放
［17］
信息披露”的原因。何玉等针对企业碳信息披露质量进行了研究。他们的考察对象同样是标普500强企业。在控制住内生性的基础上，他们发现，碳业绩差的企业更可能进行碳信息的披露，并且进行碳信息披露的企业的资本成本更靳晓超通过以沪市89家社会责低。王仲兵、
任股上市企业为样本，通过内容分析法构建了碳信息披露指标（CDI）并实证检验了与企业价值
［22］
的相关性，发现结果并不显著。根据以上文献回顾不难看出，碳信息披露作为一种重要的信息披露，在发达国家存在着价值相关性。然而，碳信息披露质量的价值相关性还
［19］
未被验证。本文在研究企业碳信息披露质量的
价值相关性的基础上，进一步检验其在发达国家和发展中国家之间的差异。
三、理论分析和研究假设
既有文献表明，增加信息的披露，往往能够带来积极的经济后果，其中也包括企业价值的提而信息披露越差的企业，其股权资本成升。
［10］
理性的投资者对于不同的本则越高。这表明，
信号亦会作出不同的反应，进而作出不同的投资
［16］
决策。披露的信息越多，质量越高，随着信息不对称程度的降低，确实会降低投资者预估的风［15］［16］
险，增加投资信心，进而提升企业价值。反之，则会对企业价值产生负面作用。
根据自愿披露理论，企业更愿意披露对他们有利的信息来将其与其他企业区别开来，从而获得投资者的支持。因此，碳业绩好的企业会更倾向于去披露碳信息，并且更愿意详细的披露，进而提高其碳信息披露质量，增加区别度。
随着近年来企业碳信息影响的不断扩大，这一信息的披露也逐渐成为投资者进行决策的重要参考。积极披露碳信息并且披露质量高的企业，由于其与其他企业区别开来，将会成为投资者的重要选择对象，而不披露碳信息或者披露质量不高的企业将会因此而受到相应的惩罚。因此，企业碳信息的披露对企业价值的影响也凸显出来。
根据以上分析，提出如下假设：
假设1：碳信息披露和企业价值显著正相关。
假设2：碳信息披露质量和企业价值显著正相关。
现阶段，发达国家和发展中国家的资本市场相差较大。相比美国股市三百多年的历史，我国股市从1990年至今仅仅经历了二十多年的发展，呈现更易受宏观政策因素影响、投机程度更高、监管体系不够完善、市场参与者风险识别能
［23］
在发达国家中，机构投力较低等特点。另外，
资者已经成为其资本市场上的投资主体，他们利
用购买、持有、卖出上市公司股票的优势影响资本市场，特别是影响被投资公司的公司治理机［24］
制。据此，在发达国家中，利益相关者通过更有效的资本市场对企业的影响巨大。因此，碳信息披露质量的价值相关性在发达国家中更强。
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然而，由于2010年以后，美国开始强制要求
［17］
目前企业二氧化碳的排放。而在发展中国家，这一披露仍然是自愿行为。根据自愿披露理论，
碳业绩比较好的企业，碳信息的有效披露能够将其与其他企业区分开来，然而，发达国家企业的强制披露，将会在相当程度上削弱这一效果。因此，碳信息披露质量的价值相关性在发展中国家中更强。
根据上述分析，提出如下竞争性检验：
假设3a：碳信息披露质量的价值相关性在发达国家更强。
假设3b：碳信息披露质量的价值相关性在发展中国家更强。
四、研究设计
（一）样本与数据来源
本文选择2010年到2014年的数据来进行研究。本文中公司的财务数据来自BVDosiris全球上市公司数据库，企业碳信息披露的CDLI得分来自CDP的年度报告。
本文发达国家的数据取自标普500强企业，
表1
变量类型因变量自变量
变量符号MKTDISCLOSECDLISIZELEV
控制变量
BMＲOAOPINCDEVELOP
说明企业市场价值是否公开披露碳信息碳信息披露得分
公司规模财务杠杆账面市值比总资产收益率营业收入是否为发达国家
发展中国家的数据取自金砖四国中收到CDP问卷的企业。
（二）变量定义
1．企业价值（MKT）。本文使用企业市场价值来表示，由企业流通股股数乘以当年年底每股股价计算所得。虽然当期的碳信息披露信息直到下一年才能被释放到市场，但是本文借鉴Mat-［17］sumuraetal．的做法，把后续实现的排放量作
为我们的最佳估计市场预期，因此还是使用当年的数据。
2．碳信息披露质量。本文使用CDP报告中的CDLI指数表示企业碳信息披露质量。CDLI是由CDP组织根据企业CDP报告中的数据计算得出。CDLI越大，表明碳信息披露水平越高。
3．控制变量。本文参考Matsumuraetal．的［17］
做法，引入财务杠杆（LEV）、企业规模（SIZE）、账面市值比（BM）、总资产收益率（ＲOA）、营业收入（OPINC）、是否为发达国家（DEVELOP）作为控制变量。具体定义见表1。
计算
并且取自然对数股票价格×股数，
虚拟变量，公开披露为1，否则为0CDP报告中披露的CDLI指数总资产取自然对数总负债/总资产所有者权益/市值净利润/总资产
企业年度营业收入取自然对数虚拟变量，发达国家为1，否则为0
变量定义表
［19］
（三）模型建立
为了验证本文假设，建立如下模型：
MKTi，t=β0+β1DISCLOSEi，t+β2LEVi，t+β3
SIZEi，t+β4BMi，t+β5ＲOAi，t+β6OPINCi，t+
∑INDUSTＲY+∑YEAＲ+ε
（四）研究方法则假设1成立。著为正，
（3）
本文使用模型（1）来检验假设1。若β1显模型（2）和模型（3）均用来检验假设2。若模型中CDLI的系数β1显著并且符号为正，则假设二成立。
为了验证假设三，本文使用分组检验、交乘项检验和自体抽样法。本文使用模型（2）对发达国家和发展中国家分别进行回归，若两组β1不同并且模型（3）中交乘项显著，则表明两个组
∑INDUSTＲY+∑YEAＲ+ε∑INDUSTＲY+∑YEAＲ+ε
（1）
MKTi，t=β0+β1CDLIi，t+β2LEVi，t+β3
SIZEi，t+β4BMi，t+β5ＲOAi，t+β6OPINCi，t+
（2）
MKTi，t=β0+β1CDLIi，t+β2LEVi，t+β3SIZEi，t+β4BMi，t+β5ＲOAi，t+β6OPINCi，t+β7DEVELOPi+β8DEVELOP×CDLIi，+t
—79—
高三元，蒋琰碳信息披露质量价值相关性的差异研究
别之间存在显著差异。另外，为了获得统计上的
［25］
支持，本文参考连玉君、程建的做法，使用“自（Bootstrap），体抽样法”计算出实证P值来检验。
五、实证结果
（一）描述性统计
为了更好的分析主要变量的具体情况，本文
PanelA进行了描述性统计。具体如表2。其中，列出了全样本主要变量的描述性统计。不难看
出，总体上，企业碳信息披露得分CDLI最小为
表2
N
MKTDISCLOSECDLILEVBMＲOASIZEOPINCDEVELOP
682752802086714268216993714370557832
mean150000.39570.620.6032.83320.7525000110000.470
sd290000.48920.720.2072.44914.0157000210000.499
0，最大为100，均值为70.62。可见，在碳信息披露质量上，企业间存在着较大的差异。PanelB
列出了分组别主要变量的T检验。从均值和中位数的角度上看，主要变量在两个组别间都存在着显著性的差异。其中，发展中国家的CDLI指数显著高于发达国家（发展中国家和发达国均值分别为73.83和70.20），这一点也表明了发展中国家企业的自愿性披露和发达国家的强制性披露的差异。
描述性统计
min72.97000.1230.2780.920166.136.640
p2516630590.4621.1019.800218712820
p5057500740.6092.02218.69695739460
p75150001870.7473.74930.3121000110001
max19000011001.1589.56546.143900001300001
PanelA：全样本主要变量描述性统计
PanelB：主要变量组别间T检验
Two-sampleVariablesMKTDISCLOSECDLILEVBMＲOASIZEOPINC
DEVELOP=0Media17340770.6011.54217.4026211509
Mean47960.14073.830.5912.49819.52150005575
DEVELOP=1Median130001740.6152.45120.06140008023
Mean260000.90770.200.6163.17122.043600017000
Mediant-testChi2
＊＊
2444.371＊＊＊
2638.448＊＊＊
8.622＊＊
6.535＊＊＊
303.586＊＊＊
39.421＊＊＊
1295.123＊＊＊
1551.424＊
Meant-testMeanDiff
＊＊
－2.1e+04＊＊＊
－0.767＊＊＊
3.634＊＊＊
－0.025＊＊＊
－0.673＊＊＊
－2.518＊＊＊
－2.1e+04＊＊＊
－1.2e+04＊
PanelC：主要变量皮尔逊相关性检验
MKT
MKT
1
1．a0.02600.01700.1140.454
＊＊＊＊＊＊
＊＊
DISCLOSE0.621＊
＊＊
CDLI0.138＊
DISCLOSECDLILEVBMＲOASIZEOPINCDEVELOP
1－0.03600.0390.0380.122
**
LEVBMＲOASIZEOPINCDEVELOP
＊＊
－0.068＊1
＊＊
0.111＊－0.0140
0.0390.2090.723
＊＊＊＊＊＊＊＊＊
1
＊＊
0.271＊
10.0160
＊＊
0.147＊＊＊
0.089＊
＊＊＊
0.195
＊＊＊
＊＊
0.743＊＊＊
0.643＊
＊＊
0.494＊＊＊
0.745＊
＊＊
0.085＊＊＊
0.078＊
－0.0240.0100
*
1
＊＊
0.790＊＊＊
0.451＊
1
＊＊
0.495＊
＊＊＊＊
－0.074＊0.048＊0.006001
5%和1%水平下显著。a．由于CDLI存在时DISCLOSE均为1，＊、＊＊＊分别表示在10%、因此这两个变量注：*、＊
之间不存在相关性。
PanelC列出了主要变量的皮尔逊相关检验的结果。在只考虑两两变量之间关系时，不难看
—80—
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出，公开披露碳信息、碳信息披露质量（CDLI）均和市场价值（MKT）之间存在着正向关系，并且在1%水平上显著。
（二）多元线性回归
表3为多元回归的结果。其中，第一列为假设1的检验结果，模型依模型（1）设置。模型整
2
体的拟合Ｒ为0.841，并且在1%水平上统计显著。不难发现，是否公开披露（DISCLOSE）的系
对发达国家和发展中国家的回归结果也表明，公
开披露碳信息都会显著提升企业市场价值。这也进一步证实了本文假设1。
第二、三列为分组别采用模型（1）进行分析
2
的结果。模型整体的拟合Ｒ分别为0.719和0.840，这表明了模型拟合较好。通过分析可以发现，发展中国家和发达国家中变量DISCLOSE的系数分别为0.4384和0.1152，且都在1%水平上统计显著。这表明公开的碳信息披露能够显著的提升企业市场价值，进一步证实了本文假设1。
CDLI
数为正（0.6503），并且在1%水平上统计显著，这表明公开披露碳信息确实可以显著的增加企业的市场价值，这支持了本文假设1。同时，针
表3
MKTDISCLOSECDLIDEVELOPDEVELOP*CDLI
LEVBMＲOASIZEOPINCConstantYEAＲINDUSTＲYObservationsAdjustedＲ2
F
＊＊
－0.0027＊
＊＊
－0.0028＊
多元线性回归结果
DISCLOSE
总体
＊＊
0.6503＊
DEVELOP=0
＊＊
0.4384＊
DEVELOP=1
＊＊
0.1152＊
总体DEVELOP=0DEVELOP=1
（21.59）（10.85）（2.710）
＊＊
0.0062＊
＊
0.0039＊
＊
0.0015＊
（2.695）
＊＊
0.6661＊
（2.294）（2.360）
（3.477）
＊
－0.0051＊
（－2.135）
＊＊
－0.0023＊
＊＊
－0.0023＊
＊＊
－0.0038＊
＊＊
－0.0019＊
（－24.47）
＊＊
0.0839＊
（－20.38）
＊＊
0.0808＊
（－16.10）
＊＊
0.0784＊
（－14.98）
＊＊
0.0853＊
（－12.22）
＊＊
0.1887＊
（－12.30）
＊＊
0.0684＊
（8.641）
＊＊
0.0212＊
（7.229）
＊＊
0.0224＊
（7.103）
＊＊
0.0165＊
（6.817）
＊＊
0.0174＊
（10.66）
＊＊
0.0108＊
（6.757）
＊＊
0.0161＊
（13.73）
＊＊
0.7936＊
（12.69）
＊＊
0.7394＊
（9.865）
＊＊
0.8360＊
（9.749）
＊＊
0.9348＊
（4.014）
＊＊
1.1128＊
（10.06）
＊＊
0.8975＊
（49.19）－0.0146（－1.179）
＊＊
1.0641＊
（35.85）－0.0145（－1.021）
＊＊
1.3845＊
（38.24）－0.0308（－1.459）
＊＊
1.3848＊
（36.45）
＊＊
－0.1123＊
（18.87）
＊＊
－0.1954＊
（35.08）
＊＊
－0.1047＊
（－5.007）
＊＊
0.5768＊
（－3.768）0.1018（0.374）控制控制3050.886175.3
（－4.597）
＊＊
1.5714＊
（12.17）控制控制32610.8412191
（11.35）控制控制21880.719455.1
（11.04）控制控制10730.840487.1
（2.783）控制控制12930.874372.6
（12.02）控制控制9880.857303.4
5%和1%水平下显著。注：*、＊＊、＊＊＊分别表示在10%、
第四列为整体检验结果。模型整体的拟合
Ｒ2为0.874，同时F值也在1%水平上统计显著，这表明了模型设置的合理性。通过结果的分
析不难看出：（1）CDLI的系数为正（0.0062）并
且在1%水平上统计显著，表明总体上碳信息披露质量与企业价值显著正相关，进一步证明了假
—81—
高三元，蒋琰碳信息披露质量价值相关性的差异研究
*
设2。（2）交乘项DEVELOPCDLI系数为负
（－0.0051），并且在5%水平上统计显著。这表明，在发达国家和发展中国家中，碳信息披露质量的价值相关性存在着差异，并且这一效应在发展中国家更强，证明了本文假设3b。
第五列和第六列为分组检验结果。模型整体的拟合Ｒ均大于0.8并且在主要变量上的系数符号与总体检验也具有一致性，这表明模型的设置以及回归的结果具有一定的稳定性。观察表中的回归系数可知：（1）发展中国家和发达国
碳信息披露质量（CDLI）的系数均为正，分家中，
别为0.0039和0.0015，并且均在5%水平上统计显著。这表明碳信息披露质量无论是在发达国家还是发展中国家均和企业市场价值呈现显著正相关关系，从而支持了本文假设2。（2）发达国家和发展中国家的碳信息披露质量（CDLI）的系数在经济意义上呈现差异。发展中国家为0.0039，发达国家为0.0015，这表明碳信息披露质量的价值相关性在发达国家中弱于发展中国家，这一结果进一步证明了本文假设3b。
（三）自体抽样法分析
为了更好的进行组间差异显著性比较，本文
［24］
“自体抽样法”借鉴连玉君、程建的做法，采用
2
diffi小于实际系数差异diff的数量为90个。观
察表4结果，可知（1）Bootstrap的实证P值为0.045，在5%水平上显著，表明碳信息披露质量的价值相关性在发达国家和发展中国家确实存在着显著差异。同时由于真实差异diff在diffi分布的左侧（2000个diffi仅有90个小于diff），因此碳信息披露质量价值相关性在发展中国家更强，自体抽样法的结果与前文分析一致。综合以上多种分析结果，无论是多元线性回归还是自体抽样法，其结果均表明碳信息披露质量价值相关性在发达国家和发展中国家确实存在着差异，并且这一效应在发展中国家更强。这证实了本文假设3b，即发达国家的强制性碳信息披露在相当程度上削弱了自愿性披露的效果，进而导致碳信息披露质量价值相关性在发展中国家中更强。
（四）稳健性检验
1．样本自选择偏差检验
由于本文进行回归的样本均是公开进行碳信息披露的企业，因此，可能存在这样本自选择偏差的问题。为此，本文使用Heckman两阶段进行检验，所得的逆米尔斯比（inverseMillsrati-o）是0.866，不显著，这表明本文所使用的样本不存在自选择偏差。同时将逆米尔斯比作为一个变量（IMＲ）代入原模型进行回归，得出Heck-man第二阶段的结果，如表5所示。这与前文分析结论一致。
2．邹至庄检验
为了进一步检验这一结果的稳定性，本文使用邹至庄检验，来检验两个组别之间是否存在结构差异（StructuralChange）。本文邹至庄检验的F值为2.9994，并且在10%水平上统计显著（P=0.0835）。组别之间存在着结构差异。多元
Heckman两阶段和邹至庄线性回归、自体抽样法、检验的检验结果相一致，表明本文结论是稳健的。
六、结论与讨论本文通过多种方法来比较碳信息披露质量价值相关性在发达国家和发展中国家中的差异。（1）企业公开披露碳信息能够显研究结果表明，
著得提升企业市场价值；（2）由于发达国家强制发展性披露政策削弱了自愿披露所带来的效应，中国家的碳信息披露质量价值相关性显著的强
于发达国家。
（Bootstrap）来计算实证P值来检验。
自体抽样法的原假设是H0：两个组别之间不存在显著差异。为了进行自体抽样法，首先对DEVELOP为0和1的部分分别回归，分别得出发达国家和发展中国家CDLI的系数b'和b″。进而由b'－b″得出两组别的实际系数差异diff。其次，在总体样本中随机抽样分配到两个组别，分别回归比较差异并重复n次，得出n个差异值diffi。其中小于实际系数差异diff的比例即为自体抽样法所求的实证P值。若实证P值小于5%，则拒绝原假设，表明两个组别存在显著差异并且发达国家中的效应小于发展中国家。
表4
样本组
All
DEVELOP=0DEVELOP=1BOOTSTＲAP
Bootstrap检验结果
P0.0070.0230.0180.045
t2.6952.2942.360—
系数
＊＊
0.0062＊
＊
0.0039＊
＊
0.0015＊
—
自体抽样法的检验结果如表4。为了保证检验结果，本文Bootstrap循环次数为2000次，其中
—82—
JOUＲNALOFNANJINGUNIVEＲSITYFINANCEANDECONOMICS
表5
MKTCDLIDEVELOPDEVELOP*CDLI
LEVSIZEBMIMＲＲOAOPINCConstantYEAＲINDUSTＲYObservationsAdjustedＲ-squaredF
总体0.0098（4.596）
＊＊
1.0437＊（5.357）
＊＊
－0.0085＊（－3.484）
＊＊
－0.0023＊（－13.77）
＊＊
0.8698＊（25.27）
＊＊
0.0879＊（14.81）－2.7678（－1.119）
＊＊
0.0144＊（4.608）
＊＊
－0.0933＊（－2.986）
＊＊
0.7562＊（2.719）控制控制5810.880237.8
＊＊＊
Heckman第二阶段回归
分组检验
DEVELOP=00.0057
（2.457）
＊＊
DEVELOP=1
＊
0.0026＊（2.445）
＊＊
－0.0042＊（－9.161）
＊＊
1.0838＊（15.86）
＊＊
0.1828＊（8.920）－5.3336（－1.008）0.0082（1.108）
＊
－0.1631＊（－2.470）0.0374（0.0695）控制控制1640.86867.73＊＊
－0.0017＊（－10.82）
＊＊
0.7988＊（21.81）
＊＊
0.0688＊（12.76）－2.0404（－0.817）
＊＊
0.0116＊（3.749）－0.0623*（－1.947）
＊＊
2.0907＊（8.164）控制控制4170.850148.0
5%和1%水平上显著。＊、＊＊＊分别表示在10%、注：*、＊
随着可持续发展观念的不断深入，单纯的财
务信息已经无法完整反映企业价值，企业非财务报告越来越受到重视。碳信息披露质量显著的价值相关性表明，碳信息披露会被投资者纳入财务考虑之中。因此，对目前公开披露倾向不大的发展中国家企业而言，积极的、高质量的披露碳信息，能够显著得提升企业的市场价值。
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（责任编辑：黄明晴）
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GAOSanyuan，JIANGYan
（SchoolofAccounting，NanjingUniversityofFinanceandEconomics，Nanjing210023，China）
Abstract：UsingtheCarbonInformationDisclosureScore（CDLI）thatcalculatedbyCarbonDisclosureProject（CDP）tomeasurethequalityofcarbondisclosuretheauthorsstudywhetherthevaluerelevanceofthequalityofcarbondisclosureissig-nificantlydifferentbetweendevelopedcountriesanddevelopingcountries．Theauthorsfindoutthat，disclosingcarboninforma-tionpubliclycansignificantlyimprovethemarketvalue．Moreover，duetothepolicyofmandatorydisclosureofcarboninforma-tionthathaveweakenedtheeffectofvoluntarydisclosureindevelopedcountries，thevaluerelevanceofthequalityofcarbondisclosureindevelopingcountriesisstrongerthanthatinmoredevelopedcountries．
Keywords：carbondisclosurequality；enterprisevalue；differencesbetweencountries
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