環境信息披露對財務績效的影響
——基于長江經濟帶重污染企業上市公司數據

段俊宇，鄺嫦娥

（湖南科技大學商學院，湖南 湘潭，411100）

1 引言

中國過去的粗放式經濟增長模式造成了嚴重的環境污染，已經對生態造成了巨大的破壞，為了盡快解決這個問題，政府鼓勵我國企業盡快將環境會計工作納入企業的戰略規劃之中，我國多年來倡導可持續發展理念，環境信息披露是環境會計工作的最終成果，對其進行相關研究一方面可以為我國完善環境法律法規提供建議和幫助，規范整個市場的生產活動；另一方面，環境信息披露有利于外界了解企業的綠色發展情況，這對企業自身的經營管理和績效增長有著十分重要的意義。長江經濟帶作為重大國家戰略發展區域，包含了九省兩市，擁有全國40%的人口和生產總值，地理位置極其優越，是我國實現經濟飛躍的重要流域，但是企業在促進工業化進程的同時不僅讓經濟增長，也讓生態環境逐漸惡化，頻頻發生的環境污染事件、稀有物種滅絕、用水安全難以保證，這些都極大地影響了長江經濟帶的可持續發展，2016 年1 月，習總書記也在長江經濟帶發展座談會上強調“走綠色發展之路，平衡好經濟效益和生態效益”。重污染行業作為長江經濟帶污染的源頭，聚焦此類企業環境信息披露水平對財務績效的影響研究，對所有上市公司的綠色發展都有著良好的借鑒價值。

2 理論分析及假設提出

在經濟全球化的大背景下，環境保護和經濟發展是否是水火不相容的關系，已經是重污染企業重點關注的問題，環境會計領域各學者在這方面的研究也隨之不斷深入細化。關于環境信息披露影響財務績效方面，利益相關者理論、信息不對稱理論、信號傳遞理論等解釋較為廣泛常見，不同的理論對企業環境披露及財務決策都會產生不同的影響，而且國內外學者研究角度各有差異，樣本選取和變量選擇等方面也有所不同，因此沒有明確統一的結論，但是國內外主要存在兩種結論：顯著正相關、顯著負相關。

一是兩者顯著正相關。從利益相關者理論出發，企業為了滿足內外部利益相關者的需求，需要及時準確地對企業環境信息進行披露，為了獲取政府政策支持和外部資金支持，企業會披露更多的環境信息來提升企業的社會形象，這有利于提升財務績效。最早關于環境信息披露與財務績效的研究，源于Belkaoui（1976）[1]對企業披露環境信息時市場給到的反饋的研究，他認為證券市場對企業的信息披露有一定的正向反饋。Preston（1997）[2]通過研究美國67 家大型企業的樣本數據，發現企業社會責任披露會降低企業運營成本，為企業利益相關者創造更多價值。Russo&Fouts（1997）[3]基于資源配置理論認為企業環境信息披露會對財務績效有正面影響，并且通過實證驗證了此假設，認為企業的盈利能力會增加兩者的相關性。Clarkon（2013）[4]等選擇2003 年至2006 年美國環境保護局認定的五個污染性行業的上市公司作為研究樣本數據，探究污染企業自愿披露環境信息對于公司價值是否有附加值的問題，并將環境信息劃分為定量和定性兩大類別，最后結果表明，公司會在披露環境信息時產生一定的附加值。Ofoegbu（2016）[5]選擇尼日利亞制造業企業為樣本，利用線性回歸模型分析，得出結論是企業環境信息披露水平越高，財務績效越好。

但信息不對稱理論認為，Murray（2006）[8]文章中市場經濟活動中擁有充分信息的人員往往可以在市場競爭中獲得巨大優勢，這會出現不公平競爭的情況。企業管理層很可能為了規避不利影響而向外披露虛假環境信息，外部利益相關者難以從企業年報和社會責任報告中獲取真實信息。此外，信號傳遞理論認為，在信息不對稱的情況下，企業更可能披露利好消息；某些對環境污染防控較差的企業，會選擇對環境信息進行隱瞞或者粉飾，因為較差的披露水平實質上代表著潛在的環境治理成本和不好的財務績效；但是企業環境信息披露對于財務績效的影響并不是即時的。因此本文提出以下假設：

H1：企業環境信息披露水平對財務績效的正面影響具有滯后性。

二是兩者顯著負相關?；谛盘杺鬟f理論的學者普遍認為雖然環境信息披露會產生一定的社會效益，但也會增加企業的經濟負擔，對企業利益產生負面影響，并且額外的環保支出和管理活動會提高企業運營成本和運營風險，企業更愿意主動披露對自身有利的信息，而選擇規避那些對自身不利的信息，信息的完整度和準確度難以得到保證，所以他們更傾向于通過政府嚴格的法律法規來提高整個市場的環境保護水平。Brown（2009）[6]將選取的樣本劃分為五種不同類型的重污染企業，探索企業環境信息披露與財務績效的相關性，得出結論是企業自愿披露環境信息與企業類別對財務績效有一定調節作用，但對于大部分污染企業來說，主動披露的環境信息與預期的盈利能力、經營能力都呈負相關關系。高建來（2019）[7]通過選取上交所94 家重污染行業上市公司作為樣本數據，研究環境信息披露與企業價值之間的關系，結果表明上市公司的環境信息披露不但沒有提升企業價值，反而降低了企業價值。因此本文提出第二種假設：

H2：企業環境信息披露水平與財務績效呈負相關關系。

綜合上述研究發現，國外學者Murray（2006）[8]等人對環境信息披露的研究較早，但是對環境信息披露對績效產生何種影響尚未有統一結論，研究對象的不同也決定了難以形成系統性的觀點，所以針對特定地區、特定行業的研究就顯得尤為重要；國內學者呂峻（2011）[9]等人對環境信息披露對財務績效影響的研究起步較晚，大多數停留在理論分析階段。因此，本文選擇國家重要戰略地帶長江經濟帶作為研究對象，對環境信息采取定量定性相結合的評價方法，對長江經濟帶重污染行業環境信息披露與財務績效的相關性進行實證研究，旨在探究企業提高環境信息披露水平是否有利于財務績效的增長。

表1 環境信息披露指數評分體系表

3 變量與模型

3.1 解釋變量

本文以環境信息披露水平指數（EDI）作為解釋變量。在企業實際工作中，針對環境信息的披露關注點都有差異，為保證數據準確性和完整性，本文采取環境信息披露實證研究常用的內容分析法，通過閱讀上市公司年度報告，以是否披露、有無貨幣性信息、披露內容等要求作為標準，將環境信息披露分為貨幣性和非貨幣性兩大類，總計10項明細條目。借鑒戴悅（2019）[10]的評分標準為：定量與定性相結合描述環境信息披露的為2 分，定性描述為1 分，沒有披露的為0 分，對評分進行相加算出環境信息披露指數。具體披露項目和評分標準見表1。

3.2 被解釋變量和控制變量

上市財務績效主要體現在兩個方面，即企業價值和企業投資價值。選取托賓Q（TOBINQ）、市凈率（PB）作為被解釋變量，分別代表企業價值和企業投資價值，借鑒李鐘秀（2018）[11]的變量選取以企業規模、總資產周轉率、資產負債率、每股凈資產、營業收入增長率作為控制變量。變量解釋見表2。

表2 變量解釋

3.3 模型設計

根據上文假設，設計實證回歸模型如下：

公式中Fi（i=1，2）代表財務績效，分別是托賓Q 值（F1）、市凈率（F2），t 表示年度，C 為常數項，αi（i=1，2，3，4，5，6，7）為回歸系數。同時，用固定效應模型來檢測企業前期的環境信息披露對當期財務績效的影響來驗證滯后性，構建模型如下：

4 實證分析

4.1 樣本選取及數據來源

本文選擇長江經濟帶2009-2018 年的重污染行業滬深證券所上市公司作為樣本，在此基礎上剔除樣本期內非持續經營的公司、財務數據存在缺失的公司、存在極端異常值的樣本，研究的樣本數據中的財務指標數據來源于新浪財經網和國泰安數據庫，環境信息披露情況是結合長江經濟帶地區上市公司實際情況，對75 家上市公司2009-2018 年的年報、社會責任報告、可持續發展報告以及環境披露報告等進行閱讀分析得出。對數據的分析采用STATA14 軟件處理。

4.2 描述性統計分析

對樣本公司的各類變量進行描述性統計分析，基本情況如表3 所示。通過表3 結果可知：長江經濟帶重污染行業上市公司的總體環境信息披露水平較低，平均值僅為5.560。

表3 描述性統計表

4.3 相關性分析

對樣本的自變量與控制變量進行相關性分析，若變量之間相關性過強，可能會影響回歸分析的準確性，分析結果見表4。可以看出：TOBINQ 環境信息披露水平指數與各控制變量之間的相關系數均小于0.5，變量之間并不存在明顯的共線性，可直接進行模型回歸分析。

表4 變量相關性分析表

4.4 模型回歸分析

運用STATA 軟件，對兩個被解釋變量托賓Q值（TOBINQ）、市凈率（PB）分別進行線性回歸分析，并將公司規模、總資產周轉率、資產負債率、每股凈資產、營業收入增長率、資產收益率作為控制變量，回歸結果如表5 所示，分析結果如下：

（1）環境信息披露水平指數（EDI）與托賓Q（TOBINQ）值存在負相關關系。托賓Q 值（TOBINQ）與總資產周轉率（TAT）、資產負債率（LEV）、每股凈資產（VALUE）、 營業收入增長率（GROWTH）都有著顯著的相關性。托賓Q 值的回歸分析中，與環境信息披露水平指數的相關系數小于0，顯著性P<0.1。

（2）環境信息披露水平指數（EDI）與市凈率（PB）存在負相關關系。市凈率（PB）與資產負債率（LEV）、每股凈資產（VALUE）有著顯著的相關性。市凈率（PB）的回歸分析中，環境信息披露指數（EDI）的系數小于0，顯著性P<0.1。

由此可見，當期的環境信息披露對企業財務績效具有負相關影響，實證結果符合假設H2。為了驗證模型2，把F 代入進行多重固定效應回歸分析，并將公司規模、總資產周轉率、資產負債率、每股凈資產、營業收入增長率作為控制變量，實證結果如表6 所示。

（3）從表6 實證結果可以看出，環境信息披露水平會對財務績效產生正面影響且影響具有滯后性，滯后一期的環境信息披露水平指數與托賓Q值（TOBINQ）、市凈率（PB）均存在正相關關系，說明企業上一期的環境信息披露會對企業當期的財務績效產生正面影響，印證了假設H1。此外，模型2 的擬合程度也優于模型1，H1 假設結果更具有說服力。

表5 模型1 顯著性檢驗結果

表6 模型2 顯著性檢驗結果

表6 模型2 顯著性檢驗結果

4.5 穩健性檢驗

為了驗證實證模型2 是否具有穩健性，更改被解釋變量來做穩健性檢驗。借鑒國內外學者研究可以知道，雖然大部分學者選擇托賓Q 值（TOBINQ）來衡量財務績效，但是也有學者選擇用資產收益率（ROA）來替代。因此，本文選擇資產收益率（ROA）來代表財務績效，由實證結果可知：環境信息披露水平指數（EDI）與資產收益率（ROA）之間仍然存在滯后性影響，與假設H1 仍然符合，證明模型2 的確具有穩健性。

表7 穩健性檢驗

5 研究結論與建議

通過構建環境信息披露水平評價體系，對變量進行描述性統計分析發現，我國長江經濟帶的重污染企業整體的環境信息披露水平較低，選擇托賓Q 值（TOBINQ）和市凈率（PB）來衡量財務績效，構建固定效應回歸模型研究環境信息披露對財務績效的影響。由實證結果可知，長江經濟帶重污染企業的環境信息披露水平對財務績效的影響存在滯后一期的影響，并且是顯著正相關影響。

根據長江經濟帶重污染企業存在的問題以及研究結論提出以下建議：

（1）制定統一標準，完善法律法規

在本文構建環境信息評分體系時發現，雖然國家對企業環境信息披露提出了一定要求，但是缺乏統一的披露標準，導致在獲取環境信息時存在巨大的困難。此外，尹建華，王森（2020）[12]等學者也提出，因為行業特性，重污染企業的環境問題也更為嚴重，而企業環境會計信息披露又往往以自愿披露為主，環境信息披露的法律法規還不夠完善。王麗萍（2020）[13]基于市場化視角提出：只有不斷健全環保法律法規，針對重污染企業做出一些強制性的披露要求，增加披露項目，才可能從根本上提高整個行業的環境會計信息披露水平，對于我國企業的綠色發展有著巨大的推動作用。

（2）健全激勵機制，提高披露效益

由研究結果可知，環境信息披露水平對于財務績效的提高是顯而易見的，政府應當重視企業環境信息披露。對于重污染行業的上市公司，政府相關部門應當增加稅收優惠和環保補貼來抵減企業披露環境信息的成本，鼓勵企業披露環境會計信息；如果企業按照政府要求詳細及時地披露，應當給予鼓勵和更多的政策優惠，這可以明顯地提高企業披露信息的意愿，實現短期利益和長期利益的有效結合。另外應當對企業加強外部監督，增加違約成本；此外，以政府為主導，在法律法規的強制要求下，針對企業的環境保護違約行為進行行政處罰、經濟處罰、公開反面典型等手段，促使企業將改善環境會計工作作為企業戰略發展的重要目標之一。

（3）積極履行義務，加大環保投入

實證結果表明，環境信息披露對財務績效存在滯后一期的正面影響，企業對于環境信息披露的豐富程度會影響利益相關者對企業的投資態度，張愛美（2020）[14]認為因為存在時間滯后性，所以企業為了擁有更好的企業形象和發展前景，應當主動承擔環境保護的責任，履行環境信息披露的義務。本文在進行環保信息披露指數的評分中發現，大多數企業對于環保保護和污染處理方面的投入較少，所以羅燕琴（2016）[15]指出如果企業想要通過環保信息披露工作推進財務績效增長，實際上應當加大對環保的投入，包括環保設施的更新支出、環保技術的創新研發、專業環保人員的招納培養，從而形成良性循環。