環境會計信息披露水平對企業價值的影響
——以化工行業上市公司為例

李真語，吳燕華

（浙江農林大學 經濟管理學院，杭州 311300）

一、引言

隨著科技的高速發展，人類開發利用自然資源的能力大大提高，各行各業都在朝著工業化方向邁進，但同時大量的能源被消耗，接踵而至的環境污染，如水污染、大氣污染等也給人類造成了巨大影響。環境保護問題是當前人類面臨的共同挑戰，倘若放任其發展，則勢必會阻礙社會的進步，任何一個國家都無法獨自應對和獨善其身，可見環境保護已經成為了一項世界性議題。

面對我國當前環境污染嚴重、生態環境破壞的現狀，國家和政府正在積極尋求解決對策，例如，完善環境立法，使得政府宏觀調控手段的使用更加嫻熟。中國的自然資源和環境資源也因此受到了一定程度的保護，而要保持這一點，持續改善我國環境保護工作現狀，政府應繼續加快生態文明制度的建設，繼續通過各種手段嚴謹規范企業經濟行為，繼續加大環境污染的懲治力度。

隨著各行各業對環境的保護意識逐漸加強，以及社會責任感的提升，部分企業加入到自愿披露環境信息的隊伍中來，但不同于美國等其他發達國家要求企業必須發布單獨的環境報告來披露環境會計信息，我國現階段在環境會計信息披露方面尚未形成具體規范的運行體系。所以，企業通過編寫社會責任報告等形式將環境會計信息公布于眾，一方面，有利于提高企業內部控制水平，加強政府對企業的宏觀管理；另一方面，也在一定程度上提高了企業的信息披露成本，企業的營業利潤會極大概率地因此而降低，從而影響企業價值。本研究以此為出發點，選取化工行業這一環境敏感度較高的行業作為研究對象，就化工企業的環境會計信息披露與企業價值二者間的關系展開研究，并根據研究結果從政府、企業、社會公眾三方面提出合理建議，以促進經濟發展和社會進步。

二、文獻綜述

環境會計信息披露是當今企業環境會計測量和評估方面的最終工作成果，在環境會計核算體系中起到舉足輕重的作用。宋夢園、段艷平（2020）認為，環境會計信息披露主要包括能帶來經濟效益的環境資產、對環境造成過污染的環境負債、為了避免環境問題造成嚴重后果而消耗的環境費用等信息。環境會計信息披露將企業涉及環境方面的資金狀況通過文字表述和數據核算的方式呈現在相關報表中，從而使企業從污染走向主動治理，實現企業的可持續發展。

吳紅軍（2014）認為，理性的投資者會在投資過程中關注企業的環境信息披露情況，尤其是強制性環境信息的披露狀況，這些信息能夠有效地彌補二者間的信息鴻溝。投資方可據此更加全面地了解最真實的企業，制訂一套最合理的投資方案。所以，積極進行環境信息披露有利于提升企業價值。

范群鵬、程松松（2018）發現，社會公眾越來越將視線轉移到企業的綠色發展上來。在這種情況下，企業在生產經營過程中發生的不良環境問題將更易引起人們的關注和排斥，即社會公眾對企業的接受程度和信任程度下降。此時，若企業選擇進行環境會計信息披露，則其行為更容易受到社會公眾的質疑，從而使得企業價值不升反降。

此外，業界小部分學者認為環境信息披露水平和企業價值之間不相關。胡珍珍、高民芳、趙睿（2014）曾研究過二者之間的關系，他們以陜西省上市公司為研究對象，得出了二者間沒有顯著的互相影響作用的結論。

綜上所述，一方面，在當前我國緊抓環境保護的大環境下，企業作為經濟發展的主力軍，其環境會計信息披露水平已成為全社會所關注的焦點；另一方面，提升企業價值也是企業經營過程中永恒的目標和宗旨。學術界有不少學者對二者間的關系展開過研究探討，鑒于業界至今對二者間的關系尚未形成統一定論，且聚焦于化工行業內二者關系的研究并不多見，本研究便以化工行業上市公司為切入點，即以2017－2019年在滬深兩所上市的化工企業為樣本進行研究。

三、研究假設和模型構建

（一）研究假設

不同于某些發達國家具有一套完整的環境會計信息披露標準和機制，我國的環境會計信息披露仍處于較為初級的自愿性披露階段。由于沒有有效的信息披露監管制度和完善的機制，當前，我國環境會計信息披露監管環境過于寬松，而這也直接導致了企業選擇隱瞞不利信息。在大多數企業為了實現利益最大化而選擇不進行環境會計信息披露時，那些能夠主動承擔環境責任的企業，則更能獲得來自消費者和投資者的青睞，隨著顧客滿意度的逐漸提升，企業在行業內的競爭能力也會逐步提高，有利于企業價值的提升和長期可持續發展。所以本研究得出假設H1，即在化工行業這類高污染行業領域內，環境會計信息披露越詳細，企業價值也會越高。

（二）樣本選擇

在去除各方面信息不完整的前提下，綜合考量并選取了在滬深兩所上市的化工企業共計34家。為防止樣本數量過少所導致的結論可信度不足，現以2017－2019年這34家公司的相關數據作為樣本量，共計102個樣本數據。

（三）變量定義

1.被解釋變量

選取企業價值作為被解釋變量。企業價值可以通過許多衡量指標進行表示，但目前學術界大部分學者選擇使用托賓Q值來衡量企業價值，它不僅能有效反映企業目前的經營情況，更能體現企業未來的發展潛力。

2.解釋變量

本研究的解釋變量為環境會計信息披露水平，用EDI表示。由于目前完善且統一的環境會計信息披露標準并未形成，其評分機制也尚未達成一致，所以為保證數據的準確性和科學性，借鑒了孟凡利等的環境會計信息披露的評分框架。從顯著性（是否在社會責任報告或年報中集中披露）、規范性（是否遵守相關法律法規，是否ISO認證）、相關性（企業環保方針和目標、環保措施和設施、排污情況、所獲環保榮譽或處罰等）這三個方面對每家公司每一年的環境會計信息披露水平進行評分：未包含此內容得0分，僅有定性表述且簡略得1分，定量與定性相結合或定性表述詳細得2分。最后，將不同項目得分加總形成環境會計信息披露指數。

3.控制變量

企業規模SIZE。由于上市公司總資產數額過大，直接使用會使得后續計算不便，且容易出現差錯，影響問題的研究，因此，本研究選取期末總資產對數以衡量企業規模大小。

盈利能力ROE。盈利能力可以用以衡量企業在一段時期內經營活動的收益狀況，能夠充分體現企業的盈利狀況，本研究以凈資產收益率作為盈利能力的變量指標。凈資產收益率=凈利潤/凈資產。

營運能力TAT。營運能力是指企業運轉資產的效率，本研究采用總資產周轉率作為衡量企業營運能力的指標，并以其作為控制變量。總資產周轉率=營業收入/平均資產總額。

變現能力CR。流動比率是衡量一個企業變現能力的指標之一，所以本研究以此來反映企業的變現能力。流動比率=流動資產/流動負債。

（四）模型構建

依據以上所提出的假設，選取企業價值作為被解釋變量，用托賓Q值表示；構建評分體系，通過計算和賦值形成環境會計信息披露指數，并以此作為解釋變量；從公司規模、盈利能力、營運能力、變現能力四方面選取年末總資產對數、凈資產收益率、總資產周轉率和流動比率作為控制變量，采用多元回歸分析的方法，構建回歸模型如下，來探討二者間的關系。

其中，EV為被解釋變量，EDI為解釋變量，β0為常數項，β1-β5為其余變量的系數；ε為隨機干擾項。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

在SPSS和Excel軟件的幫助下，通過對在滬深兩所證券交易所上市的化工行業公司2017－2019年三年相關財務數據進行分析，提取其中的描述性數據，如各變量的最大值、最小值、平均值和標準偏差，形成表1，以更直觀地進行各變量特點的分析。

表1 描述性統計分析

從表中可得出，托賓Q值的波動范圍在0.834到2.933之間，其平均值和標準差分別為1.267和0.406，由此可見，我國化工行業上市公司之間的經濟實力水平參差不齊，企業價值區分度較大，彼此間存在著不少差異。

通過賦值計算得出的環境會計信息披露指數在0至15之間波動，標準偏差為3.644，在滿分18分的標準下，有的企業接近滿分，而有小部分的企業年報中甚至沒有有關任何環境方面的信息披露，由此得出我國化工行業上市公司彼此間的環境信息披露水平有較大差異；平均值為8.108，由此推測出我國化工行業上市公司選擇進行環境會計信息披露的企業并不多，即使進行了披露，其內容也不夠詳細和完善。

化工行業上市公司的期末總資產對數在20.877至28.636之間，其均值為24.237，由此得出，各上市公司的規模較為平均，這可能是化工企業準入門檻較高所致；標準偏差為1.746，說明各公司規模仍有一定差距，可能是由于化工行業上市公司中不乏許多國有控股企業，其資金雄厚，自然是其他公司無法比擬的。

凈資產收益率在-0.181到0.542間波動，說明化工行業上市公司間的盈利能力相差不大，但存在小部分公司處于負盈利狀態；但平均值為0.118，說明公司總體盈利水平尚可。

總資產周轉率最小值為0.236，最大值為2.561，平均值為0.939，由此得出，樣本公司總體營運水平較低；標準偏差為0.548，表明行業內部各公司間有一定的區分度，但相差不大。

最后，在變現能力方面，各企業流動比率在0.169到3.411之間波動，平均值為1.118，說明化工行業上市公司總體變現能力較低；標準偏差為0.688，所以各公司變現能力相差不大。

（二）回歸結果及檢驗

R平方檢驗是衡量模型擬合優度的常用方法，一般認為R平方在0.5以上，方程對樣本點的擬合效果就是可以接受的。根據表2可以看出，該多元回歸模型的R為0.801，R平方為0.725，調整后的R方為0.714，此結果表示該模型擬合效果在可接受范圍內。

表2 模型摘要

此外，一般認為德賓－沃森指數在2左右，則表明樣本具有較好的獨立性，而根據表2可以發現該模型的德賓－沃森指數1.803略小于2，可能是由于選取的樣本為34家公司三年的數據，時間序列數據彼此間存在一定的自相關性，但較輕微，對結果的影響不大，樣本獨立性檢驗可以通過。

通過多元回歸分析，剔除極端值影響，得到表3的數據，可知：

表3 系數a

環境會計信息披露水平的顯著性水平為3.9%，小于5%，這說明環境會計信息披露水平與企業價值在顯著性水平為5%的假設下有著正相關性。結果與預期假設相符，原因可能有以下幾點：第一，當前我國環境會計信息披露監管環境過于寬松，而這也直接導致了企業等披露主體會選擇隱瞞對自己不利的信息。在大多數企業為了實現利益最大化而選擇不進行環境會計信息披露時，那些能夠主動承擔環境責任的企業，其在行業內的競爭能力會逐步提高，有利于企業價值的提升。第二，企業選擇主動披露環境會計信息，可以有效減少因污染環境或排放廢水廢氣等問題所帶來的經濟損失或行政處罰。

企業規模的顯著性水平為69.9%，大于10%，這表明企業規模與企業價值之間并沒有顯著的相關性。這可能是因為國家對于化工行業設定的準入門檻高，需要極高的投資額和注冊資本，導致目前存續的化工行業上市公司絕大多數都為大型企業和國有企業，所以化工行業企業的價值受公司規模的影響并不會像其他諸如服務業等低門檻行業那樣顯著。

盈利能力的顯著性水平為6.1%，小于10%，這表明凈資產收益率在顯著性水平為10%的假設下通過了顯著性檢驗，企業盈利能力與企業價值二者間具有正相關性，企業價值會隨著企業盈利水平的提高而提高。

營運能力的顯著性水平為0%，低于1%，這說明企業營運能力與企業價值顯著正相關。總資產周轉率越高，反映出企業的資產周轉速度越快，資金的利用效果越好，公司的經營管理水平越高，所以資產投資的效益越好，企業價值也會隨之提高。

變現能力的顯著性水平為0%，同樣低于1%，這說明企業變現能力與企業價值顯著正相關。企業變現能力越強，則其償債能力也越強，能夠提升投資者們對企業的信賴程度，從而提升企業價值。

五、結論和建議

（一）研究結論

通過描述性統計分析得出，化工行業上市公司托賓Q值的波動范圍在0.834到2.933之間，其平均值和標準差分別為1.267和0.406，企業價值區分度較大。此外，通過賦值計算得出的環境會計信息披露指數在0至15之間波動，平均值為8.108，表明我國化工行業上市公司選擇進行環境會計信息披露的企業不多，就算進行了披露，其內容也不夠詳細和完善。

通過回歸分析結論得出，影響企業價值的因素有盈利能力、營運能力和變現能力等，但與企業規模大小關系不大。此外，化工企業的企業價值能夠隨著環境會計信息披露水平的提高而提高。其原因是在大多數企業為了實現利益最大化而選擇不進行環境會計信息披露時，那些能夠主動承擔環境責任的企業，則更能獲得來自消費者和投資者的青睞，有利于企業價值的提升和長期可持續發展。

（二）政策建議

通過一系列的研究，從政府的制度建立、企業自身以及社會公眾的角度出發，提出相應的政策建議：

1.政府應加快建立企業環境會計信息披露機制。當前，我國尚未構建起一套完整統一的規范性披露體系，僅少部分企業積極自愿地進行環境會計信息披露，且在環境信息披露積極性不高的基礎上，還存在著披露內容不規范不詳細，數據也缺乏一定準確性的問題。所以，建議政府通過立法的手段，以加快構建完整的信息披露體系，使得企業環境會計信息的披露有章可循。此外，政府應加快形成良好的環境會計信息披露監管環境。政府及相關部門可以對國外某些發達國家環境會計信息披露制度進行學習和借鑒，并結合我國實際情況，建立起符合我國現狀的環境會計信息披露獎罰機制。

2.企業自身應積極主動承擔社會責任。企業通過每年形成獨立的環境會計信息社會責任報告，不僅能夠了解自己的環境行為及其對自身帶來的影響，還可以作為改善企業內部控制和管理的有效依據，實現經濟效益和環境效益的最佳結合。

3.社會大眾應形成自身環保理念。當前，社會公眾對于企業是否披露環境信息并不是特別敏感和關注，大部分投資者僅關注企業的財務狀況，以及盈利能力、營運能力等傳統指標，這也導致了很多企業投機取巧，為了自身利益最大化而避免相關不利信息的披露。所以，投資者們應注意到，在諸如化工行業這類高污染行業里，若缺少對公司環境會計信息方面的了解，則相當于增大了投資風險，因為該公司很有可能會因環境問題受到政府罰款或是國家的強制整改。