一、引言

气候金融是指为缓解和适应气候变化而开展的系列金融活动^[1-2]。2008年10月，国务院发布《中国应对气候变化的政策与行动（2008）》并指出地方政府应完善信贷政策以应对气候变化，我国的气候金融开始起步。2022年8月，生态环境部公布首批气候投融资试点地区名单，我国的气候金融正式驶入快车道。气候变化在升高气压后，会加重空气污染^[3]。气候金融可减少碳排放^[4]，应对气候变化^[5]，改善空气质量、控制空气污染^[6]。这可提高管理者的主观幸福感^[7]，提升内部审计师对企业的满意度^[8]，改善外部审计师的专业判断^[9]，从而可能提高企业内部审计质量。气候金融是否真能提高企业内部控制质量？如果能，其作用机理是什么？气候金融是绿色金融的重要组成部分^[10]，后者是金融业“五篇大文章”之一。在此背景下，探讨气候金融对企业内部控制质量的影响及其机理，对激发各地区做好“五篇大文章”的内生动力，并夯实企业高质量发展的内部控制基础有着重要的理论价值和现实意义。

与本文密切相关的一类文献是有关内部控制质量影响因素的研究，学者们围绕内外部因素展开。内部因素方面，董事会的监督^[11-12]、管理者的特性与激励^[13-15]、员工的满意度^[16]、代理冲突^[16-18]、债务融资水平^[17]等内部因素及其相互作用会影响企业内部控制质量。例如，员工的满意度通过缓解代理冲突提高内部控制质量^[16]。外部因素方面，数字经济环境^[17,19]、儒家文化^[20]、制度环境^[21]、税收征管信息化^[22]以及合格境外机构投资者^[23]等外部因素通过作用于内部因素会影响企业内部控制质量。例如，税收征管信息化强化了董事会的监督^[22]，数字经济环境缓解了代理冲突^[17]，从而可提高内部控制质量。

与本文密切相关的另一类文献是有关碳排放的研究和气候金融影响的研究。有效治理碳排放是实现中国式现代化的必要条件^[24]，我国有必要审慎借鉴国际经验，综合应用财税政策推动碳减排^[25-26]。同时，企业AI技术可提升企业的碳减排绩效^[27]，再制造的发展可带来碳减排效益^[28]。对于气候金融，国外文献多基于国际气候援助资金构造变量，研究气候援助资金对受援国的影响^[2,29]。例如，气候金融可减少碳排放^[4]，有利于应对气候变化^[5]。国内文献主要是总结气候投融资试点经验，力求以此提高气候投融资试点质量^[30-32]，如构建激励机制、规范投融资统计以提高气候投融资试点质量^[31]。关于气候金融与企业内部控制质量之间的关系，现有文献暂未涉及。

本文的创新点在于：第一，关于气候金融的经济影响，绝大多数文献主要从国际气候援助资金出发研究其对受援国环境绩效的影响^[2,29]。除国际援助外，各国自力更生发展的气候金融对微观企业的影响更为深远，现有文献鲜有涉足。本文可为气候金融的研究提供新的视角。第二，现有文献探究了内外部因素对企业内部控制质量的影响，并基于内部因素探究外部因素对企业内部控制质量的作用机制^[17,22]。气候金融可降低碳排放，减少减碳政策的不确定性^[33]，可能影响企业内部控制质量。然而，国内外文献尚未探究气候金融对企业内部控制质量的影响。本文在理论分析基础上，结合实证分析，探究气候金融对企业内部控制质量的影响，为提高企业内部控制质量提供了新的证据。第三，现有文献重点研究了气候金融在碳排放、环境质量和气候变化等方面的积极影响。这些结论有助于地方政府积极推动气候金融的发展。然而，气候金融的发展有赖于微观企业的积极主动作为。本文研究发现，气候金融有利于提高企业内部控制质量，从而可提升企业价值。这可提高企业参与气候金融发展的内生动力，助力气候金融高质量发展。

余文安排如下：第二部分进行理论分析并提出研究假说，第三部分进行研究设计，第四部分进行实证分析和稳健性检验，第五部分进行机制检验，最后对全文进行总结并给出启示。

二、理论分析

（一）气候金融与企业内部控制质量

内部控制是企业董事会、监事会和管理者共同组织实施的系列管理制度，这些管理制度由管理者制定、董事会审批^[17]。具体而言，内部控制由管理者主导实施，内部审计师和外部审计师在董事会和监事会的领导下监督内部控制制度的执行。银行贷款是中国企业的主要外部融资来源^[34]，银行会对企业进行系列合规审查^[35]，从而会影响企业内部控制。因此，管理者、内部审计师、外部审计师和银行是企业内部控制的重要利益相关者。基于对这些利益相关者的影响，气候金融会影响企业内部控制质量。

第一，气候金融激发管理者加强内部控制建设。一方面，促使管理者珍视现有工作机会强化内部控制建设。空气污染导致心肺疾病死亡率上升，长期暴露于在空气污染中会导致预期寿命缩短^[36]。较差的空气质量会降低主观幸福感，并增加抑郁症状的发生率^[7,37-38]。反之，良好的空气质量是提升生活质量的关键资源^[7]。管理者的收入水平普遍较高，按马斯洛需求层次理论，在生活需求得到满足之后，管理者更加注重生活质量^[39]。管理者更加看重空气质量。健全的内部控制，较高的内部控制质量对管理者而言是一种束缚^[17,40]，管理者缺乏积极强化内部控制的激励^[17]。前文论及，气候金融可应对气候变化，减少碳排放，提高空气质量。这将促使管理者更加珍视所任职企业的工作机会，在董事会的要求下强化内部控制建设，提高内部控制质量。另一方面，缓解代理冲突提高内部控制质量。管理者与股东之间始终存在代理冲突问题^[17]。这使得管理者会追求私人利益，而良好的内部控制不利于管理者追求私人利益。因此，管理者缺乏加强内部控制以提升内部控制质量的动力^[40]。管理者的薪酬是股东激励和约束管理者的制度安排，有效的薪酬激励可以缓解股东和管理者之间的代理冲突^[39,41]。空气是人们生存必备的自然条件之一，其质量高低影响着管理者的收益，进而改变原有薪酬水平对管理者的有效激励。基于改善环境质量，气候金融可增加原有薪酬水平对管理者的有效激励，助力股东缓解其与管理者之间的代理冲突，从而促使管理者加强内部控制建设，提高内部控制质量。

第二，气候金融助力内部审计师强化内部审计提高内部控制质量。一方面，提高内部审计师的满意度以提高内部控制质量。内部审计是内部控制制度得以有效执行，从而提升内部控制质量的关键^[17]。如果内部审计师表现出不满情绪，则其往往仅以自身利益最大化为目标，而忽视企业利益、推卸责任和消极怠工。这将导致内部审计无法得到有效执行，最终势必降低内部控制质量。反之，如果内部审计师对企业具有较高的满意度，则其会将内部审计内化为自觉行为，强化内部监督，从而提高内部控制质量^[16]。气候金融可改善环境质量，创造舒适的工作条件^[42]，提高内部审计师对企业的满意度^[8]，激励他们尽职尽责^[43-44]，强化审计监督，提高内部控制质量。另一方面，留住内部审计师以提高内部控制质量。劳动者在企业的任职时间越长，越能增强其特定工作的技能和专业知识^[45]。就内部审计师而言，其任职时间越长，对所任职企业的业务流程和专门技术越了解，越能发挥其审计监督作用，从而提高内部审计质量^[17]。当所在地气候条件恶劣，空气污染严重时，人们会选择其他地区就业^[46-47]。反之，基于缓解气候变化、提高空气质量，气候金融有助于企业留住内部审计师，基于其较长的任职经历，助力提高企业内部控制质量。

第三，气候金融激励外部审计师强化外部审计提高内部控制质量。与内部审计不同，外部审计师与被审计企业的经济关联更弱、独立性更强，其行业专长和技术优势更明显^[17]，具有更为丰富的审计经验。同时，《企业内部控制审计指引》还要求外部审计师要对企业内部控制发布独立意见。因此，外部审计可保障内部控制的有效性，从而更能提高内部控制质量^[17,48]。气候金融可激励外部审计师强化外部审计，其原因在于：一方面，改善外部审计师的专业判断。空气质量会严重影响个体的决策效率^[49]。就外部审计师而言，对被审计单位进行实地审计是外部审计的必要环节，而被审计单位所在地的空气污染会触发外部审计师的负面情绪，严重影响外部审计师的专业判断^[9]，降低外部审计质量。基于应对气候变化，改善空气质量，气候金融可改善外部审计师的专业判断，提高外部审计质量，从而提高内部控制质量。另一方面，提高外部审计师工作的持续性。与内部审计相似，外部审计师对被审计单位的业务知识越丰富，越有利于实施外部审计。例如，外部审计师与企业管理者经常讨论业务问题，可增强外部审计师的业务知识，增强对被审计单位的了解，从而可大大提高外部审计质量。因此，外部审计师对被审计单位的审计持续时间越长，被审计单位的内部控制问题发生率越低^[50]。被审计单位所在地空气质量越好，外部审计师越愿意持续提供外部审计服务。这意味着气候金融可提高外部审计师审计工作的持续性，从而提高内部控制质量。

第四，气候金融促进银行加强债权人监督提高内部控制质量。银行贷款是中国企业获取外部融资的主渠道。气候金融的发展可促使银行发挥其监督约束作用。一方面，银行持续进行审查以督促企业提高内部控制质量。气候信贷是绿色信贷的重要组成部分，银行的气候信贷余额占全部绿色信贷余额的70%左右^[51]。《绿色信贷指引》要求金融机构在授信和资金拨付过程中对借款企业开展全过程的持续环保合规性审查^[35]。在实务中，银行在批准授信后，资金拨付是一个较长期限的持续过程。这意味着银行会对企业形成一个较长期限的持续监督，而非传统贷款重在授信环节的贷前审查。这会对企业形成强有力的外部监督压力。在此压力之下，借款企业的内部控制会更加规范，其内部控制质量会更高^[52]。另一方面，银行加大贷款投放提高内部控制质量。气候风险会对资产造成直接损害，导致业务中断，并给企业造成损失^[53]，财务业绩不佳^[54]，从而增加违约概率，降低贷款质量^[53-54]。因此，气候风险都会降低银行的贷款质量。反之，气候金融可降低碳排放，缓解气候风险，促使银行加大对企业的贷款投放。银行在向企业投放贷款后，为保障贷款质量，不得不加强外部监督，促使企业遵守制度规范以增强财务稳定性^[55]。同时，银行借款等债务融资给管理者带来定期付息、到期还本的外在压力，促使管理者勤勉尽责，激发管理者主动强化内部控制以规范内部管理、提高生产效率、提升企业业绩以应对外在压力，从而提高内部控制质量。

综上，从管理者、内外部审计师和银行角度看，气候金融均有利于提高企业内部控制质量。为此，本文提出如下研究假说：

H1：气候金融有利于提高企业的内部控制质量。

（二）气候金融、管理者过度自信与企业内部控制质量

气候金融可增强管理者过度自信。管理者过度自信是指管理者高估成功、低估失败的一种心理偏差^[56]。气候金融可增强管理者过度自信。一方面，降低减碳政策不确定性增强管理者过度自信。管理者过度自信既与管理者自身特质有关，又受到外部环境的影响^[56]。作为影响管理者过度自信的外部因素，经济政策的不确定性加剧了企业面临的外部风险^[57]，加大了外部信息的波动性与模糊度，增加了管理者准确评估外部风险的难度^[56]。准确评估企业面临的经营风险，积极采取应对措施以最大化股东权益是管理者的责任。在外部风险加剧且评估难度加大的情况下，管理者不得不变得更加谨慎和保守，从而调低其过度自信程度^[56]。在中央要求下，地方政府会出台政策减少碳排放^[58]。气候金融可降低碳排放^[59]，从而减少地方政府出台其减碳政策的频次，降低减碳政策的不确定性^[33]，从而可增强管理者过度自信。另一方面，提高资源获取成功概率增强管理者过度自信。前文论及，气候金融可促使银行增加贷款投放。这有利于企业获取金融资源。此外，气候变化不利于劳动者身体健康^[60-61]，导致劳动者减少劳动供给^[61]。气候金融可应对气候变化，促使劳动者增加劳动供给，有利于企业获取人力资源。现有研究表明，即使成功可以更客观地归因于其他因素，人们也会强烈倾向于将成功归功于领导者^[62]。同理，管理者倾向于将企业的成功归因于自身的能力，从而产生过度自信^[62-63]。这样，金融资源和人力资源的获取成功会增强管理者的过度自信。

管理者过度自信会提高企业内部控制质量。早期文献更多关注管理者过度自信的负面影响。近年来，学者们开始探讨管理者过度自信的积极影响，如管理者过度自信有利于企业创新^[64]，是一项有价值的补充性资源^[65]。本文认为，管理者过度自信有利于提高企业内部控制质量。其机理在于：一方面，提升管理者的努力水平以提高内部控制质量。管理者过度自信促使管理者认为自己拥有的知识和经验更丰富^[66]。他们会高估自身努力所产生的效果^[67]。因此，管理者的努力水平会随着其过度自信水平的提高而提高^[68]。股东和董事会可利用这种过度自信，促使管理者付出更多的努力^[69]。换言之，通过提高努力水平，管理者过度自信可在一定程度上有效缓解股东和董事会与管理者之间的代理问题^[66,70]，激发管理者加强内部控制建设，提高内部控制质量^[17]。另一方面，促进企业成长提高内部控制质量。管理者过度自信会增加管理者预测的乐观程度并提高预测的精确度^[71]，促使他们对其业务部门的收益和现金流持乐观态度，对未来的风险和收益持积极看法^[72]。这可促使管理者积极探寻投资机会，扩大企业经营业务和范围，促进企业成长^[73]。同时，管理者过度自信会促使他们对其投资项目的成功概率保持乐观，使他们更愿意抵押借款以降低贷款利率，从而降低企业的融资成本^[74]，助力企业成长。企业内部控制可为企业成长保驾护航^[75]。为促进企业成长，管理者会加强内部控制，从而提高内部控制质量。

综上，气候金融可提高管理者过度自信，而后者有利于提高内部控制质量。为此，本文提出如下研究假说：

H2：气候金融具有管理者过度自信提升效应；通过增强管理者过度自信，气候金融可提高企业内部控制质量。

（三）气候金融、长期实体投资与企业内部控制质量

气候金融可促进企业增加长期实体投资。减碳政策的不确定性不利于企业长期投资^[33]，而气候金融可减少碳排放^[59]，从而降低减碳政策的不确定性^[33]，促进企业增加长期实体投资。其机制在于：一是减少外部风险促使企业进行长期实体投资。减碳政策等经济政策的不确定性增加时，企业的外部环境会更加复杂，投资项目的回报更加不确定，风险日益上升。管理者为了规避风险会减少长期实体投资^[76]。这种不确定性的增加会加大企业预判未来经济形势的难度，降低企业对经济前景的预期，弱化企业的投资意愿^[77]，促使企业减少长期实体投资。这种不确定性还会加大未来现金流的不确定性，提高企业的预防动机，企业不得不为此持有更多现金等资源用于预防风险^[33]，从而减少长期实体投资所需的资金。这会导致企业减少长期实体投资。反之，通过降低减碳政策的不确定性，气候金融可促进企业进行长期实体投资。二是增加资金来源促使企业进行长期实体投资。股权融资和银行借款是中国企业获取外部资金最为重要的两个途径^[76]。在股东方面，减碳政策的不确定性使得股东等股权投资人难以判断企业的增长前景，从而会减少对企业的股权投资^[78]。在银行方面，减碳政策的不确定性会增加企业现金流的波动性，提高企业的债务违约风险^[79]，银行投放贷款会更加谨慎，从而减少对企业的贷款投放^[76]。反之，通过降低减碳政策的不确定性^[33,59]，气候金融可增加企业的股权融资和银行借款等资金来源，促进企业进行长期实体投资。

长期实体投资会提高企业内部控制质量。其机制在于：一方面，抑制管理者短视提高内部控制质量。管理者短视是指管理者决策视域的短视化，管理者更加注重短期利益、偏好眼前利益相关的行为^[74]，而弱化企业长远利益相关的行为^[80-81]。在我国，管理者短视主要由股东短视所决定。若股东立足于长远发展，对管理者的业绩考核会从长期角度出发，管理者短期业绩考核压力会较小，则管理者短视程度会降低^[80]。长期实体投资周期长，可促进企业长期发展。这会抑制股东短视，促使他们立足企业长远发展，从而制约管理者短视^[82]。最终，这会促使管理者重视企业内部控制建设这种系统性和长期性的行为，促使管理者积极加强内部控制建设，从而提高内部控制质量^[83-84]。另一方面，引发分析师关注提高内部控制质量。在资本市场中，分析师是一类重要的信息中介，他们搜集、整理和分析上市公司的信息^[85]，促进市场信息共享^[86]。对上市公司的长期实体投资等经营信息进行及时分析，有助于分析师建立良好的市场声誉。因此，分析师会通过多种渠道搜集、挖掘和披露上市公司的长期实体投资等经营信息^[87]。换言之，长期实体投资会引发分析师关注。这会对管理者形成监督，缓解股东和管理者之间的代理冲突^[87-89]，弱化管理者谋取私利的动机，促使管理者加强内部控制建设，提高内部控制质量^[17]。

综上，气候金融可促使企业进行长期实体投资，而后者有利于提高内部控制质量。为此，本文提出如下研究假说：

H3：气候金融具有长期实体投资促进效应；通过促进长期实体投资，气候金融可提高企业内部控制质量。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

2007年6月，我国出台了第一部应对气候变化的全面性政策文件《中国应对气候变化国家方案》并提出吸引社会资金以应对气候变化。我国各城市由此开启了发展气候金融的漫漫长路。企业所在城市的GDP等宏观数据更新到了2022年。为此，我们基于2008—2022年中国沪深两市A股上市企业数据，采用面板模型进行实证检验。我们对数据进行了如下处理：（1）剔除处于 ST或 PT状态的样本；（2）剔除了所有金融类企业；（3）剔除缺失样本；（4）剔除了仅有1个观测值的样本；（5）取自然对数可消除异常值的影响；为消除异常值的影响，本文对取自然对数外的其他连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。最终，我们得到了31,112个年度-企业观测值。计算城市实际GDP所需的名义GDP以及GDP增速、贷款余额、总人口数量来自《中国城市统计年鉴》。其他数据来自Wind数据库。内部控制指数来自迪博内部控制与风险管理数据库。构建气候金融指数所需数据的来源分别是《中国城市统计年鉴》、各城市统计局、企业预警通、国泰安数据库和智慧芽。 

（二）计量模型

我国是政府主导经济体^[90-92]，中央政府每年均会出台应对气候变化的政策。这些政策会影响所有企业，且每年政策均有所差异。因此，有必要控制年度固定效应。此外，每个企业情况有所差异，会存在不随时间变化且影响其内部控制质量的不可观测因素。为此，我们控制了企业固定效应。最终，我们设计如下计量模型检验气候金融对企业内部控制质量的影响。

其中，i和t分别是企业和年度的下标； 
为企业i的固定效应；
为年度t的固定效应，
为随机误差项。
为被解释变量，即第i个企业第t年的内部控制质量。
是第i个企业所在城市第t年的气候金融水平；
是它的系数，若其显著为正，则气候金融可提高企业内部控制质量。X为控制变量，具体见后文。

（三）变量

参照现有文献，本文的被解释变量、关键解释变量和控制变量见表1。

表1 变量定义

1. 被解释变量

本文的被解释变量是企业内部控制质量（ICQ）。参照现有文献^[93-96]的做法，本文以迪博数据库中的内部控制指数除以100得到ICQ，作为企业内部控制质量的代理变量；其值越大，企业内部控制质量越高。此外，参照文雯和冯晓晴^[97]、余怒涛等^[98]的做法，本文以迪博数据库中的内部控制指数加一取自然对数得到rICQ，作为企业内部控制质量的另一个代理变量进行稳健性检验。

2. 关键解释变量

本文的关键解释变量为气候金融水平（CFIN）。上市公司可能存在异地分子公司，然而企业内部控制主要由企业总部负责构建和实施，其内部控制质量主要受到所在地外部环境的影响。同时，现有文献在研究宏观变量对企业内部控制质量的影响时，均选择企业所在地的宏观变量作为关键解释变量^{[17,20-22,99]}。为此，本文以企业所在城市的气候金融指数CFIN，作为气候金融水平的代理变量。同时，以企业所在城市的气候投融资指数rCFIN，作为气候金融水平的另一个代理变量进行稳健性检验。气候金融指数和气候投融资指数的值越大，气候金融水平越高，其基本测算原理如下：

发展环境是影响金融创新的重要因素^[100-101]。气候金融的发展需要金融企业进行气候金融创新。因此，气候金融发展离不开发展环境的支持^[102]。按生态环境部发布的《关于促进应对气候变化投融资的指导意见》，气候投资和气候融资是气候金融的主体；前者是指相关方为了缓解和适应气候变化所开展的投资活动；后者是指相关方为缓解和适应气候变化所采取的融资活动。气候金融是指为缓解和适应气候变化而开展的一系列金融活动^[2]。这意味着气候金融的最终目的在于缓解和适应气候变化，其缓解和适应气候变化的成效亦是气候金融的组成部分。因此，本文从发展环境、气候投融资和气候成效三个维度理解气候金融（图1）。

 图1 气候金融的基本构成

基于气候金融的基本构成，本文设计了五级指标体系，采用CRITIC客观赋权法生成指标权重，基于中国城市层面数据得到气候投融资指数和气候金融指数。限于篇幅，测算过程备索。

3.控制变量

参照现有文献^[17,83,98]，我们控制了成长能力、盈利能力、经营现金流、董事会规模、董事会独立性、二职合一、股权集中度、企业规模和企业年龄。经济发展水平和金融发展水平等宏观变量会影响微观企业的行为^[33]。因此，我们还控制了这两个变量。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2报告了变量的描述性统计。如表所示：第一，企业内部控制质量（ICQ）的均值为6.4415，最小值为0.0000，最大值为8.6662。这在一定程度上表明企业内部控制质量参差不齐。第二，气候金融水平（CFIN）的均值0.1504，最小值为0.0881，最大值达0.4279。两者差距较大，与发展不平衡的基本国情相符。

表2 描述性统计

（二）基准回归

我们以ICQ为被解释变量，逐步增加控制变量，我们采用固定效应（FE）模型估计方程（1），结果为表3第（1）—（5）列。从表3看，关键解释变量（CFIN）的系数均在1%显著性水平下显著为正。气候金融可提高企业内部控制质量，研究假说H1成立。

表3 方程（1）的FE估计结果

注：括号内为年度和城市双重聚类稳健标准误，***表示1%显著性水平，**表示5%显著性水平, *表示10%显著性水平。下同。

（三）内生性处理

前文理论分析和实证检验均表明，气候金融显著影响企业内部控制质量。反之，作为微观变量，企业内部控制质量很难影响气候金融这个宏观变量。因此，被解释变量和关键解释变量之间很难形成双向因果关系。然而，气候金融为我们构建指标体系进行综合测度所得，这难免存在测量误差，从而可能产生内生性。为此，我们采用2SLS处理内生性。

对于2SLS所需工具变量，借鉴Chen等^[33]、陈云桥和李梦圆^[103]的做法，计算省外其他城市相同年度气候金融水平的均值ivCFIN作为工具变量。省外其他城市的气候金融水平与本城市的气候金融水平均受到测量误差的影响。因此，ivCFIN与CFIN相关，满足“相关性”条件。另一方面，上市公司虽然可能存在异地分子公司，但其内部控制由其总部负责构建和实施。因此，省外其他城市的气候金融水平较难影响本城市企业的内部控制质量，ivCFIN满足“外生性”条件。以ivCFIN作为工具变量，我们采用工具变量法（IV）重新估计方程（1），弱工具变量检验的Cragg-Donald F 统计量为3180.064，远大于10%临界值的16.38。因此，拒绝弱工具变量假设，ivCFIN为有效工具变量。

以ivCFIN为工具变量，我们采用工具变量法（IV）估计方程（1），结果为表4第（1）列。从第（1）看，在排除内生性情况下，研究假说H1成立的结论是稳健的。

表4 方程（1）的稳健性检验

（四）其他稳健性检验

我们将被解释变量更换为rICQ，采用FE重新估计方程（1），结果为表4第（2）列。将关键解释变量更换为企业所在城市的气候投融资指数rCFIN，采用FE重新估计方程（1），结果为表4第（3）列。我们在控制年度固定效应、行业固定效应和城市固定效应后，采用FE重新估计方程（1），结果为表4第（4）列。我们以企业和年度双重聚类稳健标准误，重新估计方程（1），结果为表4第（5）列。从估计结果看，研究假说H1成立的结论是稳健的。

五、机制检验

理论分析表明，气候金融具有管理者过度自信提升效应和长期实体投资促进效应。在此，我们参照机制检验的有关文献^{[33,58,104-105]}，设计如下模型。

方程（2）中，
是中介变量，即第i个企业第t年的管理者过度自信（OVER）和长期实体投资水平（CAPX）。参照韵江等^[106]和易靖韬等^[107]的做法，本文基于投资决策测度管理者过度自信，即以总资产增长率为被解释变量，营业收入增长率为解释变量进行回归，然后将残差减去行业中位数，大于0为表示过度自信，OVER取1，反之，OVER取0。参照现有文献（如陈小辉等，2021[110]；王丹等，2020[114]）的做法，本文按“（购置固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金—处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金）/总资产”得到CAPX作为长期实体投资的代理变量。其值越大，长期实体投资水平越高。

方程（2）中的Z是控制变量，当中介变量是管理者过度自信（OVER）时，参照刘柏和琚涛^[109]、武翰章和刘维奇^[56]的做法，我们控制了企业规模、财务杠杆、盈利能力、股权集中度、董事会独立性和产权属性；其中，产权属性为虚拟变量，国有企业取1，否则取0。此外，我们还控制了企业所在城市的经济发展水平和金融发展水平。当中介变量是长期实体投资水平（CAPX）时，参照现有文献^[104,110]，我们控制了企业规模、经营现金流、资产周转率、成长能力、盈利能力、有形资产占比、企业年龄、董事会规模、董事会独立性、股权集中度和融资约束。其中，资产周转率等于营业收入除以平均总资产，有形资产占比等于固定资产除以总资产，融资约束按“-0.737*企业规模+0.043*企业规模²-0.04*企业年龄”计算。同样，我们还控制了企业所在城市的经济发展水平和金融发展水平。方程（3）是在方程（1）基础上增加了中介变量。

（一）管理者过度自信提升效应

1. 基准回归

本文以OVER为中介变量，采用FE估计方程（2）和（3），结果为表5PanelA第（1）列和PanelB第（1）列。从PanelA第（1）列看，CFIN的回归系数在1%显著性水平下显著为正，气候金融可增强管理者过度自信。从PanelB第（1）列看，OVER的回归系数在1%显著性水平下显著为正，管理者过度自信可提高企业内部控制质量。因此，管理者过度自信提升效应存在，假说H2是成立的。

表5 管理者过度自信提升效应的估计结果及其他稳健性检验

注：工具变量均通过了有效性检验。Panel A第（5）列中全0或全1的组被Stata省略，观测值有所减少。

2. 内生性处理

基于第四部分同样的理由，我们以ivCFIN为工具变量，采用2SLS重新估计方程（2），结果为表5PanelA第（2）列。此外，我们在估计方程（3）时，管理者过度自信会提高企业内部控制质量。反之，企业内部控制质量可为企业拓展业务保驾护航，提高其成功概率，从而助长管理者过度自信。这样，管理者过度自信和企业内部控制质量之间会形成双向因果关系。为此，我们参照Faccio等^[111]、Laeven & Levine ^[112-113]的做法，计算同年度其他企业的管理者过度自信的均值得到ivOVER作为工具变量。我们将ivOVER、ivCFIN作为工具变量，采用工具变量法（IV）重新估计方程（3）。弱工具变量检验的Cragg-Donald F 统计量为1585.492，大于10%临界值的7.03，拒绝弱工具变量假设， ivOVER和ivCFIN为有效工具变量。本文以它们为工具变量，采用2SLS重新估计方程（3），结果为表5 PanelB第（2）列。从表5PanelA和PanelB的第（2）列看，在排除内生性后，研究假说H2仍然成立。