□戈錦文,魏曉卓,沈 雨
(江蘇科技大學經濟管理學院,江蘇 鎮江 212003)
農業生產帶來的面源污染已超過工業污染和生活污染,成為全球污染的主要原因,農業污染是目前中國的主要環境問題之一,直接威脅到農產品質量安全、生態安全、人類健康和我國農業的可持續發展。
2022 年中央一號文件提出加強農業面源污染綜合治理“,十四五”規劃強調推進農業綠色高質量發展,走資源節約、環境友好的可持續發展道路。我國經濟正處于由高速增長向高質量發展轉型的關鍵階段,如何在穩定農產品供給的基礎上,形成以創新驅動的“集約型增長”發展道路,歸根究底需要農業的綠色轉型升級來實現。農業企業是實現農業現代化和綠色發展的關鍵主體,承擔著資源環境保護和農產品安全供給的雙重使命。
當前大多農業企業以利益最大化為目標,較少關注其生產經營過程對環境保護和資源節約的消極影響,也缺乏主動披露企業環境信息的意識。如何在引導農業企業推行清潔生產、綠色科技創新,實現經濟收益可持續和資源環境承載力相匹配的發展路徑,是目前亟待解決的重大問題。
根據“波特假說”,企業環境信息披露是環境規制的重要手段之一,可以激發農業企業的“機會追求型”策略,促使企業為實現綠色轉型而進行技術創新或技術引入,對企業生產率或競爭力具有正向影響,有助于形成企業成長與環境保護的“雙贏”局面。向外傳遞諸如排放污染物是否達標、是否對造成的污染采取了一定的補救措施等企業環境信息,展現企業對環境保護的重視及節能減排的承諾,讓利益相關者獲悉企業為承擔社會責任作出的努力,是樹立良好形象的最優途徑。信息披露越充分、內容質量越高,越能夠獲得利益相關者的青睞,從而提升合法性地位,汲取資源和信息,獲得更大的發展空間。
由此,提出假設H1:農業上市公司環境信息披露水平對財務績效存在顯著正向影響。
相比非國有農業企業,國有農業企業在政府引導下追求社會效益和經濟效益協同提升,但由于本身所擁有的資源優勢地位和高政治合法性,導致環境信息披露帶來的正向影響有限。
非國有農業企業在面臨資源緊缺和激勵競爭的情況下,為保證自身的可持續發展,會在可實現范圍內主動承擔控污減排和環境治理責任,不斷向外傳遞積極信號以贏得更好的企業聲譽,進而爭取農業新技術和獲取資源的機會,從而提升經濟利益。
由此,提出假設H2:與國有農業企業相比,非國有農業企業對環境信息披露更敏感,即環境信息披露水平對財務績效的影響更為顯著。
CAMBELL J L(2007)認為,與市場化進程低的地區相比,市場化進程較高的地區具備多元化的信息渠道、高效的市場監督機制,能夠約束和監督企業披露社會責任信息的行為,促進企業與利益相關者的信息補充和積極合作,有助于提高財務績效。利用健全的信息傳遞機制,讓農業企業更多地披露高質量環境信息,有助于提高規制合法性,獲得政府的政策傾斜和支持。
由此,提出假設H3:在市場化進程更高的地區,農業上市公司環境信息披露水平對財務績效的影響更為顯著。
本文選取2014—2019 年滬深兩市A 股農業上市企業,剔除數據異常波動較大的企業、ST 和*ST 的企業,最終獲得6 年有完整數據的54 家農業上市企業作為樣本。收集并整理樣本企業年度報告、社會責任報告中的環境信息披露數據。為消除實證研究中極端值的干擾,對主要變量進行上下1%縮尾處理,并運用SPSS 進行數據分析。
一是解釋變量。解釋變量是環境信息披露水平。基于武劍鋒等(2015)對環境信息的劃分方式,結合農業上市企業的行業特點,分別從貨幣化和非貨幣化兩個角度來定義農業上市企業公布的環境信息。并根據定性和定量兩個標準計算得分,從而建立起環境信息披露指數。
二是被解釋變量。被解釋變量是財務績效。財務績效能夠較為全面地表達企業在成本控制的效果、資產運用管理的效果、資金來源調配的效果以及股東權益報酬率的組成。本文采用反映信息更全面的總資產收益率()進行衡量。
三是調節變量。以產權性質為調節變量。賦值方法為國有農業企業取1,否則取0。將市場化進程作為另一調節變量,采用均值函數處理樣本企業所處各省份的市場化指數,將均值最高的前10 名作為市場化進程高的地區,剩下的作為市場化進程不高的地區。賦值方法為位于市場化進程高的地區取1,否則取0。
四是控制變量。根據李茜等(2022)的研究,選取資本結構()、營運能力()、成長能力()、股權集中度()4 個變量作為控制變量。
根據假設H1,構建基準回歸模型如式(1)所示。

式中:代表公司,代表年份,代表總資產收益率,代表環境信息披露水平,代表企業資產結構(資產負債率),代表營運能力(總資產周轉率),代表成長能力(銷售收入增長率),代表股權集中度(第一大股東持股比例),為截距,、、、、為回歸系數,為誤差項。
采用SPSS 25.0 進行描述性統計分析,農業上市企業的平均值為0.191,最大值0.611,最小值為0,表明大多數農業上市企業尚未公開環境信息,披露環境信息的企業質量不高,說明環保部發布《中國上市公司環境責任信息披露評價報告》以來,并未引起農業企業的重視,自愿披露環境信息的程度較低。而農業企業的最大值0.675,最小值-0.226,均值為0.051,說明樣該企業目前的財務績效整體偏低。
本文采用皮爾遜相關性檢驗各變量之間的相關性。如表1 所示,被解釋變量環境信息披露水平與企業財務績效在5%的水平上呈顯著的正相關關系,說明企業公開環境信息的質量越高,那么財務績效就越好,為H1 的成立提供初步證據。

表1 Pearson 相關性分析
根據方差膨脹系數()和容忍度判別模型是否存在多重共線性問題,判別標準:容忍度0~1,值<10。通過SPSS 運行可得,變量容忍度最大值為0.993,最小值為0.887,值在1.007~1.127,均滿足判別標準,可以認為,模型不存在多重共線性問題。
4.4.1 環境信息披露與農業上市企業財務績效影響的關系
根據表2 可知,環境信息披露水平對農業上市企業的資產收益率存在正向顯著影響。的系數為0.091>0,在1%的水平上顯著,說明與之間存在正相關關系。可見,農業上市企業的環境信息披露水平越高,財務績效越好,假設H1 得到驗證。

表2 農業上市公司環境信息披露與財務績效的回歸分析結果
4.4.2 產權性質的調節效應分析
為檢驗產權性質和市場化進程的調節效應,分別進行兩組分組回歸。如表3 所示,國有農業企業中的與的系數為-0.009,不顯著,而非國有農業企業的結果中,與的系數為0.162,在1%的水平上顯著,存在轉化為高財務績效的潛力。可見,環境信息披露能夠對非國有農業企業的財務績效產生正向影響,假設H2 通過。
4.4.3 市場化進程的調節效應分析
根據分組回歸結果,如表3 所示,在高市場化進程地區的樣本,環境信息披露水平的回歸系數為0.15,在5%的水平上顯著;在低市場化進程地區的樣本,環境信息披露水平的回歸系數為0.064,在10%的水平上顯著。可見,市場化進程越高的地區,農業上市企業的環境信息披露水平對其財務績效的影響更高,因此,假設H3 通過驗證。

表3 分組回歸結果
一是農業上市企業的環境信息披露水平整體較低。目前有關環境信息披露的政策法規主要針對于重污染企業,而對于農業企業的披露內容和格式要求尚未完善,因此一部分被列為重點排污單位的上市企業按照一定標準公開了相關的信息,但也有企業披露差異較大。由于公眾認知偏差,認為農業本身就是綠色無害的行業,因此社會對其公開環境信息并沒有很高的預期,導致眾多農業上市企業缺乏環境信息披露的意識,披露質量不高。
二是環境信息披露水平對農業上市企業財務績效存在正向顯著影響。在農業發展綠色轉型過程中,農業企業承擔著不可替代的減排責任,通過公開環境信息等外部約束手段能夠促使農業企業的科技創新和流程優化,提升市場競爭力和經濟效益。
三是非國有企業在無法獲得更高的政治合法性和資源優勢時,可以通過充分透明生產運營過程中的環境信息進而提高環保投入、污染物處理效率,以獲得社會認可和公眾形象,促進企業可持續發展。而監管高市場化進程的地區能夠通過提高農業企業的信息披露水平,從而帶來可觀的經濟收益。
一是規范農業上市企業環境信息披露格式、內容、時間。多數農業企業尚未樹立披露環境信息的意識,企業披露內容僅停留在定性描述環境管理目標、采取的環保措施等。農業上市企業作為推進農業綠色高質量發展的主體,肩負著“增產、減污”的重任,通過制度手段和獎懲措施提升企業環境信息披露的廣度和深度,披露時間涵蓋農產品整個生產周期,強化農業企業對環境信息披露的重視程度。
二是建立農業企業綠色生態導向激勵機制。出臺一系列激勵政策引導農業企業綠色轉型,包括對供給綠色優質農產品的企業提供補助資金和發展資金,并通過低息貸款、稅收優惠等方式,加快農業企業提升農產品質量;對資源循環利用率高的企業給予補貼、政策傾斜和稅收優惠,與高校、科研院所通過基地共建、研發合作、技術轉讓等方式創新農業企業綠色技術,發揮農業龍頭企業在環保品種引進和環保技術應用方面的示范引導作用,推動綠色生產全過程的形成,促進農業企業可持續發展。
三是建立農業企業環境信息披露多元化、全過程評價機制。利用環保監管部門和三方鑒定機構的協同監督,提高農業企業公開環境信息的可靠性、充分性和長期性,及時評價和跟蹤反饋農業企業產前、產中、產后過程的環境信息披露情況,利用激勵和懲罰措施的雙重驅動,提高農業企業披露環境信息的質量。鼓勵企業內部設立環境管理部門,合理監督評價農業企業的綠色生產過程,激勵資源優化配置和循環利用效率,提升環境信息披露的價值和環境溢價,實現農業企業經濟增長和農業綠色發展共贏。