環境信息披露對企業高質量發展的影響

伍中信（博士生導師），魏佳佳

一、引言

黨的十九大提出，我國經濟已由高速增長階段轉為高質量發展階段。要推動我國經濟高質量發展，就要加快轉變經濟增長方式，改變以往以要素、投資規模驅動發展為主的“粗放式增長”老路，向以創新驅動發展為主、提高全要素生產率的“集約式增長”新路邁進。經濟發展歸根結底要通過作為經濟活動主體的企業高質量發展來實現，其中企業全要素生產率的提升是關鍵[1]。

隨著全球工業化進程加速、經濟高速發展，環境污染問題逐漸嚴峻，甚至威脅到人類的生存與可持續發展。在可持續與高質量發展中，自然資源和環境不僅是經濟發展的內生變量，而且對發展體量和速度也具有硬性約束[2]。環境污染屬于“市場失靈”的表現，企業作為生產者給公共資源環境帶來污染卻未付出其應有的成本，因而政府需要憑借適當的環境規制措施對此進行干預和匡正[3]?，F代企業作為經濟活動的主體，在為社會創造價值與財富的同時，也是環境問題的主要責任方，因此應當對其經營活動所涉及的環境問題負責，并有責任和義務就環境信息進行對外披露。近年來我國陸續出臺了一系列環境信息披露的相關政策，在2015年修訂發布的《環保法》中將其提升到法律層面。2021年5月，生態環境部發布《環境信息依法披露制度改革方案》，同年9月發布《企業環境信息依法披露管理辦法》和《企業環境信息依法披露格式準則》，對具體環境信息披露管理辦法作出了詳細規定。基于我國在高質量發展階段對于綠色發展形態的要求，持續推進生態環境治理體系和治理能力現代化，有效落實環境信息依法披露制度，對于推動經濟高質量發展至為關鍵。上述舉措最終將落實到微觀企業層面上，因此研究環境信息披露是否會對企業高質量發展產生作用，對證實環境信息披露的價值以及經濟與環境實現協同發展具有一定意義。

目前，關于企業環境信息披露經濟后果的文獻主要研究其對財務績效、融資成本、企業價值和企業創新等的影響，以及環境規制對企業競爭力、生產率或創新等的作用，但少有文獻從微觀企業層面探討環境信息披露對企業高質量發展的影響。因此，本文主要基于波特假說[4]、自愿性信息披露和信息不對稱等理論，探究環境信息披露水平對企業高質量發展的影響，發現環境信息披露通過企業創新和資源配置效率影響企業高質量發展。進一步地，研究在異質性條件下，環境信息披露對企業高質量發展的影響產生的差異及可能的原因，以期為新時代高質量發展背景下的環境政策制定者和企業提供建議。本文的邊際貢獻可能在于以下兩點：第一，豐富和補充了環境信息披露的經濟后果和企業高質量發展的相關研究，將以往學者研究的經濟后果進一步擴展。第二，揭示了企業創新和資源配置效率在環境信息披露促進企業高質量發展中起到的中介作用，并拓展研究了環境信息披露影響企業高質量發展在不同條件下的作用差異。

二、理論分析與研究假設

（一）環境信息披露與企業高質量發展

首先，根據波特假說，環境信息披露作為環境規制的工具之一，理論上對企業技術創新、競爭力或生產率具有一定影響。從強制性披露規制的角度來說，企業進行環境信息披露雖然會產生環境遵循成本和披露成本，但同時也會激勵企業進行研發創新或引入新技術應對環境規制，以“創新補償效應”抵消或超過成本增加的“擠占效應”，提升企業生產率和競爭優勢，從而有利于企業高質量發展。此外，信息披露機制可以改善企業環境信息透明度，使隱瞞環境信息、逃避環境監管行為的成本增加，倒逼企業進行綠色創新[5]，從而促進企業高質量發展。

其次，根據自愿性信息披露理論和信號傳遞理論，環境績效優良的企業偏向自愿披露更多的環境信息，以便于與績效較劣企業進行區分[6]，傳遞自身良好的環境管理和績效信息，向外界樹立綠色環保的正面形象，有利于獲得聲譽資源、提升市場競爭力和發展質量。企業在價值創造實現的基礎上需要進行價值溝通，環境信息披露便是對外溝通的一種形式，可以提高企業運營和環境透明度，使利益相關者和公眾知悉企業環境保護的努力程度與結果，并創建優異的企業聲譽，以此實現外界對企業的理解、認同與支持。另外，黃速建、肖紅軍和王欣[7]認為，企業高質量發展包括透明開放運營、一流的綜合績效和良好的形象與聲譽等七個核心特質，因此高水平的環境信息披露有利于企業實現高質量發展。

再次，基于信息不對稱和委托代理理論，一方面，披露環境信息能夠使企業內外部信息不對稱程度減輕，投資者的投資風險和要求回報率下降，從而增加證券流動性，減少交易成本，進而降低企業的融資成本[8-12]，緩解融資約束，增強融資能力，使企業避免因資金不足而被迫放棄技術創新的情況。另一方面，披露高質量的環境信息能夠減輕投資者的信息劣勢，提高投資者對管理者的監控能力，避免投資者合法權益被侵害，降低管理者由于自身利益而主觀上不愿將資金投資于高風險、長周期和大投入且利于企業長期發展的創新項目的可能性，從而緩解代理問題，降低代理成本，優化資源配置效率，促進技術創新[13]，進而推動企業高質量發展。

最后，環境信息披露能夠帶來經濟收益[14]。一方面，企業披露高質量的環境信息展示的是其環境社會責任履行情況，以及對環境問題的重視和對節能減排的承諾，反映了企業承擔社會責任的態度和實力，能夠形成正面環保形象和好聲譽。由于消費者對于環保企業的產品或服務具有購買偏好，使得環保企業的市場份額擴大，企業預期現金流量和利潤增加。鄒江英[15]認為，企業披露高質量環境信息對于消費者以及政府對企業的信任具有促進作用，使企業能夠獲得一定的競爭優勢。另一方面，企業通過環境信息披露與監管部門積極溝通，表達其環保意愿和配合監管態度，從而減少政治和環境風險，避免面臨環保行政處罰、環境損害賠償或環境公益訴訟的損失。

因而綜合來說，環境信息披露帶來的經濟收益效應有利于企業的高質量發展。綜上，本文提出假設1。

H1：企業環境信息披露能夠促進企業高質量發展。

（二）環境信息披露、企業創新與高質量發展

企業需要切實貫徹五大新發展理念，通過“三大變革”即質量、效率和動力變革走向高質量發展。遲福林[16]指出動力變革是核心，同時也是質量變革、效率變革的前提條件，動力轉型的一個要點在于創新驅動發展。在我國經濟步入高質量發展的新常態之下，創新驅動是發展的重中之重[17]。創新包含關鍵核心技術的產品創新以及工藝流程創新，這些創新所引致的技術進步和效率提升，可以優化產品質量、簡化生產流程、提高生產效率，這是全面提升企業發展質量的關鍵路徑[18]。結合此前的理論推導，環境信息披露機制具有波特效應，能夠激勵企業進行技術創新，高水平的環境信息披露可以削弱信息不對稱、降低融資成本、緩解融資約束和代理問題、產生經濟收益效應等，從而促進企業創新，推動企業的高質量發展。因此，本文提出假設2。

H2：企業環境信息披露能夠通過促進企業創新來推動企業高質量發展。

（三）環境信息披露、資源配置效率與高質量發展

推動企業高質量發展的要領在于提高全要素生產率，而提高全要素生產率的有效渠道除技術進步以外，提高資源配置效率也是一個關鍵方面[19，20]。任保平等[21]提出了新時代高質量發展的戰略思路，即提高要素市場化程度、優化配置結構，使資源和要素流動到高效率的生產環節和領域，從而提高資源利用效率和生產效率。

一方面，資源錯配、要素市場扭曲意味著資源配置效率低，會對全要素生產率產生不利影響[22，23]。企業可能通過資源錯配而并非依賴高效率獲取利潤，這會降低企業提高生產率的動機。要素市場扭曲意味著資本、勞動力等資源的分配不是完全依靠市場決定，使得應當配置于技術創新、管理及新產品創新的資源被錯配，從而降低市場整體的創新、知識和管理等要素的貢獻率，即抑制全要素生產率提高[24]。而披露高質量的環境信息能提高企業信息透明度，減少信息不對稱，有利于資源配置市場化，使要素資源在市場競爭機制下流出低生產率企業、流入高生產率企業，從而提升市場整體的全要素生產率。

另一方面，環境信息披露也能夠提高企業內部資本配置效率，進而促進企業全要素生產率的提升。從強制性披露角度來看，環境信息披露作為環境規制的一種方式，會使企業不得不在環境保護方面加大投入，從而會增加企業的信息披露成本，為實現最大利益需要企業尋求更為有效的內部資本配置方式，如增加環保高效的生產設備投資、減少高污染低效率的投資，進而提升全要素生產率。因此，企業環境信息披露可以通過改善資源配置效率來提高全要素生產率，促進企業高質量發展。據此，本文提出假設3。

H3：環境信息披露能夠通過改善資源配置效率促進企業高質量發展。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本研究的初始樣本為2010～2018年滬深A股上市公司。企業環境信息披露數據來源于潤靈環球責任評級（RKS），其分別在2010～2018年對471、518、582、644、681、708、747、795、851家A股上市公司的社會責任履行情況依據MCT評價體系進行了評級打分。其他數據取自CSMAR數據庫。本文還剔除了以下樣本：金融業、ST類型的上市公司、數據異常和缺失的樣本。最后，通過以上篩選獲得846家公司的4978個有效觀測值的非平衡面板數據。此外，對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理，以消除極端值的影響。本文采用Excel、Stata 15軟件進行數據處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。黨的十九大報告提出要提高全要素生產率、推動經濟高質量發展，為現有研究中使用全要素生產率作為高質量發展的測度指標提供了參考。經濟高質量發展要通過作為經濟活動主體的企業來達成，企業高質量發展在于提高全要素生產率。全要素生產率可以理解為總產出中無法由資本、勞動等要素投入所解釋的“剩余”，它體現了各種要素投入轉化為最終產出的總效率[25]。全要素生產率反映了要素投入之外的技術進步、資源配置優化、組織制度創新、規模經濟等所能解釋的產出增長。因此，提高全要素生產率本質上就是提升技術、人力資本、資源配置效率等，使可定量衡量要素的利用效率得到提升。全要素生產率數值的大小能夠反映企業發展質量的高低，是衡量企業高質量發展的核心指標[26]，大多數相關文獻使用該指標開展研究?；诖?，本文使用企業全要素生產率度量企業高質量發展水平，借鑒以往研究[25-29]，以利用OP法計算的全要素生產率作為被解釋變量，并以利用OLS法和LP法計算的結果進行穩健性檢驗。

2.解釋變量。已有相關研究主要采用內容分析法對環境信息披露水平進行衡量與評價。一些學者根據不同法律法規自行構建環境信息披露指標衡量企業環境信息披露水平，還有學者采用機構評級數據衡量企業環境信息披露水平，但手工搜集企業信息并構建信息披露指標有一定主觀性且無統一標準，機構提供的數據則通常具有客觀性和公正性且相對易于獲取。已有很多文獻采用潤靈環球責任評級（RKS）的數據衡量社會責任和環境信息披露水平[30-33]，該第三方機構提供的數據已經獲得學術界一定的認可。本文首先參照已有研究，主要采用RKS的MCT評價體系中內容性評價得分（C值）取自然對數來測度企業環境信息披露水平（EDI）。其次，收集國泰安數據庫中有關上市公司環境信息披露的數據，將各個項目的值累加后除以最優得分42，得到環境信息披露指數，將其用作穩健性檢驗。

3.其他變量。參考黨力等[34]、王玉澤等[35]的研究中對相關變量的衡量方式，本文的中介變量企業創新采用研發投入金額加1取自然對數來衡量。參考鄭寶紅和張兆國[36]的研究設計，本文的中介變量資源配置效率的衡量方式為行業年度中全要素生產率的標準差。參照已有文獻，采用企業年齡、規模、各類財務指標等一系列控制變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型設定

本文依據假設1，構建基本回歸模型（1）如下：

其中，Controls是一系列控制變量（下同）；模型控制了時間（Year）、地區（Reg）、行業（Ind）固定效應，或控制時間（Year）和個體（Firm）的雙向固定效應（下同，用γ、η代替），以部分緩解遺漏變量帶來的內生性問題。

根據假設2和假設3，企業環境信息披露能夠通過促進企業創新和資源配置效率來推動企業高質量發展，依據溫忠麟等[37]的中介效應模型，構造本文中介效應模型如下［模型（3）和模型（4）中的M分別為企業創新RD和資源配置效率Factord］。

此外，為檢驗假設3，從企業內部資源配置的角度，借鑒任勝鋼等[38]的研究，采用資本配置效率衡量，對于企業內部來說，資源的配置主要體現在資本的流動和配置上。因此，為研究環境信息披露能否通過資本配置效率作用于企業高質量發展，本文參考Chen等[39]、喻坤等[40]關于資本配置效率的研究，建立以下投資—投資機會敏感性模型：

其中，Invest為企業投資水平，采用固定資產等購建所支付現金與處置所收到現金之差除以總資產并乘以100。L.Tobinq是企業滯后一期的托賓Q值，用來測度投資機會。其他控制變量分別是現金流量（Cashflow）、償債能力（Lev）、企業規模（Size）、企業年齡（Lnage）、股權性質（Soe），同時控制了企業和時間固定效應。本文主要關注交互項Tobinq×EDI的系數β2，因為該系數能夠反映企業環境信息披露對投資效率的影響。如果該系數為正且顯著，則表明企業環境信息披露利于提升企業資本配置效率；如果該系數顯著為負，則表明環境信息披露抑制了企業資本配置效率。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2展示了主要變量的描述性統計結果，企業全要素生產率的均值為16.6935，極差為10.1588，標準差為1.4456，環境信息披露指數的均值為2.7969，極差為1.6756，標準差為0.3331，表明上市公司發展質量、環境信息披露水平均具有一定差異。

表2 主要變量描述性統計

（二）基準回歸分析

針對H1進行回歸分析，表3為全樣本回歸結果。列（1）和列（2）分別是未加入和加入控制變量的OLS回歸結果，控制行業、地區和時間固定效應，可以看出全要素生產率（TFP）與環境信息披露（EDI）具有顯著的正相關關系。列（3）主要采用個體固定效應模型，在未加入相關控制變量的情況下，TFP和EDI顯著正相關。列（4）加入了相關控制變量，回歸得到的EDI系數在5%的水平上顯著為正。這表明，環境信息披露對企業全要素生產率呈現顯著的促進作用。企業進行環境信息披露具有創新補償效應，強制性披露制度會激勵企業進行技術創新，同時，依據自愿性信息披露理論，環境績效卓越的企業會進行更高水平的信息披露。信息披露具有降低信息不對稱程度和代理成本等作用，詳盡的環境信息披露還可能帶來經濟收益效應。因此綜合來說，這些有利影響最終會促進企業的高質量發展。回歸結果驗證了H1。

表3 環境信息披露與企業高質量發展回歸結果

（三）中介效應分析

表4展示了H2和H3的中介效應回歸結果。列（1）～（3）以企業創新為中介變量的回歸結果顯示，EDI的系數顯著為正，說明環境信息披露對企業高質量發展和企業創新均具有促進效果，企業創新對企業高質量發展也具有推動作用，且在環境信息披露與企業高質量發展之間起到部分中介作用，H2得到支持。列（4）～（6）是以資源配置效率為中介變量的回歸結果，列（5）中EDI的系數顯著為負，說明環境信息披露可以提高企業資源配置效率；列（6）中中介變量Factord的回歸系數顯著為負，說明資源配置效率在環境信息披露與企業高質量發展的關系中存在部分中介效應，驗證了H3。

表4 中介效應回歸結果

表5展示了投資—投資機會敏感性模型的回歸結果。列（1）是未添加任何控制變量的結果，模型的擬合優度較低，在列（2）加入控制變量后模型的擬合優度得到提高。列（3）列示了加入EDI得到的回歸結果，交互項L.Tobinq×EDI的系數為0.4954，在5%的水平上顯著。這說明企業環境信息披露確實可以提高投資對投資機會的敏感性，即資本投資效率，有利于企業資本的有效配置，這揭示了企業環境信息披露可以通過提高企業資源配置效率促進企業高質量發展，H3再次得到了驗證。

表5 投資—投資機會敏感性模型回歸結果

（四）異質性檢驗

進一步地，分別從行業、地區、企業性質、企業規模層面分組進行異質性檢驗分析，得出的回歸結果如表6所示。

表6 異質性檢驗結果

1.在行業層面，將樣本分為高污染行業和非高污染行業進行分組回歸。由列（1）、列（2）可以看出，高污染行業樣本的EDI系數顯著為正，而非高污染行業樣本的EDI系數不顯著，這說明環境信息披露影響企業發展質量在高污染行業的作用發揮，可能是由于高污染行業在生產經營中對環境產生的污染程度較高，會得到政府及社會公眾的更多關注，從而在環境規制方面會受到更嚴格的監管，因此，高污染行業企業應當依照各類規定進行更多更詳細的環境信息披露。在日趨嚴格的環境監管之下，高污染行業企業為提高自身競爭力，對于開展環?；顒雍途G色創新有更強的意愿，因此環境信息披露水平促進企業高質量發展的作用在高污染行業更為顯著。

2.在地區層面，將樣本分為東部地區、中西部地區進行分組回歸。由列（3）、列（4）可以看出，東部地區樣本的EDI系數為正數，且在5%的水平上顯著，而中西部地區樣本的EDI系數不顯著。結果表明，東部地區企業的環境信息披露會正向影響企業高質量發展，而這種效應在中西部地區不明顯。這可能是由于東部地區的經濟發展水平較高，技術和創新能力等更強，市場化水平更高，企業環境信息披露水平提高可以更好地發揮創新補償效應，降低融資成本，提高經濟收益效應，促使企業增加創新投入、提高創新產出。同時，環境信息披露水平的提高，可以促使企業內部更好地進行資本配置，提高投資效率，披露內容的完善也可以緩解信息不對稱和代理問題，從而降低代理成本和融資成本。因此，在市場化水平較高的東部地區更能夠發揮出引導資源有效配置的效用。顯然，在東部地區提高環境信息披露的水平，可以顯著促進企業全要素生產率的提升和高質量發展。

3.在企業性質層面，將樣本分為國企、非國企進行分組回歸。由列（5）、列（6）可以看出，國企的EDI系數為正，且在5%的水平上顯著，而非國企的EDI系數為正但不顯著。這說明環境信息披露對企業高質量發展的正向影響在國企中更為顯著，可能的原因是國企具有更好的環境績效，信息披露水平也較高，并且可能會得到地方政府更多的政策支持和補貼[41]，較少面臨融資約束問題，在稅收優惠和獲取高素質勞動力方面也具有更大的優勢。因此，在國企環境信息披露更能夠促進技術或管理創新，優化資源配置，提高企業發展質量，其環境信息披露水平越高，則越能促進企業全要素生產率提高，但在非國企中這種關系并不顯著。

4.在企業規模層面，將樣本分為大規模企業、小規模企業進行分組回歸。列（7）、列（8）顯示了按規模劃分的分組回歸結果，大規模企業的EDI系數為正，且在5%的水平上顯著，而小規模企業的EDI系數不顯著，表明環境信息披露對企業高質量發展的正向影響在大規模企業更容易實現。這是因為大規模企業的抗風險能力較強，相較于小規模企業更能夠承受環境信息披露所帶來的風險，有更強的環境信息披露能力和動機，并將其轉化為提高企業生產率的動力，而且大規模企業擁有的資源更多，人力資本、技術創新潛力更大，在面臨環境規制時的調節能力更強?？梢?，環境信息披露可以對大規模企業的生產率和發展質量產生正向影響。

（五）穩健性檢驗

為進一步驗證本文主回歸的可靠性，下面進行一系列穩健性檢驗。

1.滯后變量回歸分析。第一，采用將解釋變量滯后的方法進行回歸，以此緩解部分內生性問題。從表7列（1）和列（2）可以看出，滯后一期的解釋變量EDI的系數依然顯著為正，說明本文的基準結論是較為穩健的。第二，參考相關研究，采用滯后三期的環境信息披露指數和滯后一期的行業年度均值作為工具變量，運用工具變量法分別進行2SLS、LIML、GMM回歸。列（3）～（5）顯示了所有解釋變量EDI的系數均為正數且顯著性水平為1%，說明環境信息披露會對企業高質量發展產生顯著正向影響，保證了主回歸結論的穩健性。

表7 滯后變量回歸結果

2.替換變量回歸分析。第一，以采用分年度分行業的OLS回歸和LP法計算得到的全要素生產率為被解釋變量進行回歸。表8列（1）、列（2）的結果顯示EDI系數顯著為正，說明本文結論穩健。第二，以企業是否進行環境信息披露（Disclose）為解釋變量進行回歸。Disclose賦值如下：若披露則該值取1，未披露則該值為0。列（3）的結果驗證了披露環境信息對企業高質量發展的正向作用。第三，采用CSMAR數據庫中上市公司環境信息披露數據，將各個項目細分數據累加后除以最優分數，得出新的環境信息披露指數EDI，列（4）～列（6）的回歸結果表明研究結論穩健。

表8 替換變量回歸結果

五、研究結論與建議

（一）研究結論

本文以2010～2018年滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗了環境信息披露與企業高質量發展之間的關系，得出以下主要研究結論：企業環境信息披露水平的提高顯著正向影響企業高質量發展；企業創新和資源配置效率在環境信息披露促進企業高質量發展中發揮部分中介效用；高污染行業相較于非高污染行業、東部地區相較于中西部地區、國企相較于非國企、大規模企業相較于小規模企業，環境信息披露與企業高質量發展之間的正相關關系更為顯著。

（二）建議

1.政府和政策制定機構應持續完善環境信息披露相關法律法規，加強資本市場非財務信息披露機制，建立和完善環境信息披露監督評價體系。第一，進一步規范和細化環境信息披露的具體內容。可以采用發布環境信息披露報告內容格式模板等方式，給企業提供參考標準，使其具有可操作性和可比性。第二，建立約束和激勵機制，持續完善強制披露政策，支持企業自愿性披露。可以通過建立相關獎懲制度，對于未按強制性披露要求進行合規披露的企業實施一定的懲罰措施，如罰款、降低信用評級等，同時，采用實際物質激勵或稅收優惠等政策，以及建立適當的評級制度進行“精神獎勵”，激勵企業主動披露高質量的環境信息。第三，制定環境信息披露政策時要考慮行業和區域特點。因為，本文研究發現環境信息披露對于企業高質量發展的作用具有區域、行業異質性。對于高污染行業加強披露管制，在中西部地區要建立適當的獎懲機制，控制好政策力度，充分發揮激勵企業創新和提高資源配置效率的作用，并為企業環境信息披露和長遠可持續發展創建適宜的外部環境。第四，加強政府監管部門和第三方專業鑒證機構的聯合監督，提高環境信息的真實性、可靠性、完整性。第五，構建合理的環境信息披露質量評價體系，對企業履行環境責任和環境披露的情況進行嚴格監督和及時評價。這樣，可以強化信息披露的價值，引導企業重視并更多地自愿披露環境信息。

2.企業應加強環保意識，樹立自愿披露觀念。企業要認識到環境問題的重要性，積極應對環境規制，加強環保管理，提高環境績效，并主動進行高質量的環境信息披露，認識并發揮信息披露的作用，重污染行業企業更應如此。在高質量發展過程中，企業經營活動對環境產生的影響不可忽略，高污染生產活動將面臨嚴重的處罰風險，影響企業的生存與發展，企業內部應創設專門的環境管理部門，提高環境治理水平和環境業績，加大創新投入，引入新技術新流程，加強資源配置并提高資源利用效率，實現環境保護和經濟效益的共同發展。并且，企業應重視投資者等信息使用方對環境信息的需求，對環境信息進行合理的充分據實披露，展現企業環境管理情況和管理水平。企業環境信息披露水平越高，越能夠緩解信息不對稱，增加投資者信心和意愿，促進銀行等金融機構對企業經營和環境管理情況的了解和信任，企業就更易融得發展資金，降低融資成本和環境處罰損失風險，建立綠色環保形象，提升環境溢價和產品競爭力，提高企業現金流水平，有利于企業對經營活動和技術創新的投入，促進企業的高質量發展。

3.投資者、社會公眾等利益相關者應重視企業環境表現并充分利用環境信息輔助決策。政府和媒體應加強環保宣傳教育，增強全社會對環境保護的重視程度。利益相關者越關注企業環境表現，越能夠對企業形成外部壓力，使企業環境違法成本增大，起到約束和監督企業環境行為的作用。投資者和銀行等金融機構可以利用企業披露的環境信息了解和預測企業經營和環境風險，作出更為準確、理性的投資決策，使環境問題的外部性內部化，創造市場公平競爭環境。社會公眾的環保意識越強，越能發揮社會輿論的外部治理作用，對企業進行監督，促使企業采取環境友好政策，并如實、及時地報告高質量環境信息以滿足公眾需求。

總之，披露高質量的環境信息有利于促進企業的高質量發展，對于實現環境保護和經濟發展共贏具有一定意義。

【主要參考文獻】

［1］施本植，湯海濱.什么樣的杠桿率有利于企業高質量發展［J］.財經科學，2019（7）：80～94.

［2］王兵，吳延瑞，顏鵬飛.中國區域環境效率與環境全要素生產率增長［J］.經濟研究，2010（5）：95～109.

［3］王群勇，陸鳳芝.環境規制能否助推中國經濟高質量發展？——基于省際面板數據的實證檢驗［J］.鄭州大學學報（哲學社會科學版），2018（6）：64～70.

［4］Porter M.E.，Van der Linde C..Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship［J］.Journal of Eco?nomic Perspectives，1995（4）：97～118.

［5］王曉祺，郝雙光，張俊民.新《環保法》與企業綠色創新：“倒逼”抑或“擠出”？［J］.中國人口·資源與環境，2020（7）：107～117.

［6］吳紅軍.環境信息披露、環境績效與權益資本成本［J］.廈門大學學報（哲學社會科學版），2014（3）：129～138.

［7］黃速建，肖紅軍，王欣.論國有企業高質量發展［J］.中國工業經濟，2018（10）：19～41.

［8］Dhaliwal D.S.，Li O.Z.，Tsang A.，et al..Voluntary nonfi?nancial disclosure and the cost of equity capital：The initiation of cor?porate social responsibility reporting［J］.The Accounting Review，2011（1）：59～100.

［9］Plumlee M.，Brown D.，Hayes R.M.，et al..Voluntary en?vironmental disclosure quality and firm value：Further evidence［J］.Journal of Accounting and Public Policy，2015（4）：336～361.

［10］沈洪濤，游家興，劉江宏.再融資環保核查、環境信息披露與權益資本成本［J］.金融研究，2010（12）：159～172.

［11］劉尚林，劉琳.環境信息披露影響企業價值的理論研究框架［J］.財會月刊，2011（21）：6～8.

［12］葉陳剛，王孜，武劍鋒，李惠.外部治理、環境信息披露與股權融資成本［J］.南開管理評論，2015（5）：85～96.

［13］韓美妮，王福勝.信息披露質量、銀行關系和技術創新［J］.管理科學，2017（5）：136～146.

［14］張淑惠，史玄玄，文雷.環境信息披露能提升企業價值嗎？——來自中國滬市的經驗證據［J］.經濟社會體制比較，2011（6）：166～173.

［15］鄒江英.環境信息披露機制與企業發展——以日常耐用品生產企業為例［J］.經濟與管理，2013（3）：58～63.

［16］遲福林.推動高質量發展要加快動力變革［J］.中國中小企業，2018（4）：68～69.

［17］王永欽，李蔚，戴蕓.僵尸企業如何影響了企業創新？——來自中國工業企業的證據［J］.經濟研究，2018（11）：99～114.

［18］陳昭，劉映曼.政府補貼、企業創新與制造業企業高質量發展［J］.改革，2019（8）：140～151.

［19］賀曉宇，沈坤榮.現代化經濟體系、全要素生產率與高質量發展［J］.上海經濟研究，2018（6）：25～34.

［20］張治棟，廖常文.全要素生產率與經濟高質量發展：基于政府干預視角［J］.軟科學，2019（12）：29～35.

［21］任保平，文豐安.新時代中國高質量發展的判斷標準、決定因素與實現途徑［J］.改革，2018（4）：5～16.

［22］Hsieh C.T.，Klenow P.J..Misallocation and manufacturing TFP in China and India［J］.The Quarterly Journal of Economics，2009（4）：1403～1448.

［23］蓋慶恩，朱喜，程名望等.要素市場扭曲、壟斷勢力與全要素生產率［J］.經濟研究，2015（5）：61～75.

［24］Jeong H.，Townsend R.M..Sources of TFP growth：Oc?cupational choice and financial deepening［J］.Economic Theory，2007（1）：179～221.

［25］魯曉東，連玉君.中國工業企業全要素生產率估計：1999-2007［J］.經濟學（季刊），2012（2）：541～558.

［26］肖曙光，彭文浩，黃曉鳳.當前制造業企業的融資約束是過度抑或不足——基于高質量發展要求的審視與評判［J］.南開管理評論，2020（2）：85～97.

［27］Olley S.，Pakes A..The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry［J］.Econometrica，1996（6）：1263～1297.

［28］Levinsohn J.，Petrin A..Estimating production functions using inputs to control for unobservables［J］.Review of Economic Studies，2003（2）：317～342.

［29］錢雪松，康瑾，唐英倫等.產業政策、資本配置效率與企業全要素生產率——基于中國2009年十大產業振興規劃自然實驗的經驗研究［J］.中國工業經濟，2018（8）：42～59.

［30］何賢杰，肖土盛，陳信元.企業社會責任信息披露與公司融資約束［J］.財經研究，2012（8）：60～71+83.

［31］周中勝，何德旭，李正.制度環境與企業社會責任履行：來自中國上市公司的經驗證據［J］.中國軟科學，2012（10）：59～68.

［32］曹亞勇，王建瓊，于麗麗.公司社會責任信息披露與投資效率的實證研究［J］.管理世界，2012（12）：183～185.

［33］張秀敏，馬默坤，陳婧.外部壓力對企業環境信息披露的監管效應［J］.軟科學，2016（2）：74～78.

［34］黨力，楊瑞龍，楊繼東.反腐敗與企業創新：基于政治關聯的解釋［J］.中國工業經濟，2015（7）：146～160.

［35］王玉澤，羅能生，劉文彬.什么樣的杠桿率有利于企業創新［J］.中國工業經濟，2019（3）：138～155.

［36］鄭寶紅，張兆國.企業所得稅率降低會影響全要素生產率嗎？——來自我國上市公司的經驗證據［J］.會計研究，2018（5）：13～20.

［37］溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應檢驗程序及其應用［J］.心理學報，2004（5）：614～620.

［38］任勝鋼，鄭晶晶，劉東華等.排污權交易機制是否提高了企業全要素生產率——來自中國上市公司的證據［J］.中國工業經濟，2019（5）：5～23.

［39］Chen S.，Sun Z.，Tang S.，et al..Government interven?tion and investment efficiency：Evidence from China［J］.Journal of Corporate Finance，2011（2）：259～271.

［40］喻坤，李治國，張曉蓉，徐劍剛.企業投資效率之謎：融資約束假說與貨幣政策沖擊［J］.經濟研究，2014（5）：106～120.

［41］江艇，孫鯤鵬，聶輝華.城市級別、全要素生產率和資源錯配［J］.管理世界，2018（3）：38～50+77+183.