環境信息披露、管理層能力與融資約束
——基于我國重污染行業上市公司的經驗數據

■郭毓東 洪揚

一、引言

“十四五”規劃和2035年遠景目標《綱要》指出，要加強生態文明建設，加快推進生產方式綠色轉型，實現能源資源優化配置，提高利用效率，持續改善生態環境，加固生態安全屏障，不斷促進居民生活環境改善。而加快推進企業綠色轉型，積極披露高水平的環境信息，建立與投資者之間的溝通樞紐，能夠降低環境污染事故發生的概率，這也與國家生態文明建設目標一致。但是，目前我國環境信息披露制度以企業自愿披露為主，企業總體環境信息披露水平較低，各企業間環境信息披露質量參差不齊，環境信息披露制度亟待規范和健全。

在我國資本市場和環境信息披露制度建設和發展的過程中，環境信息披露是把“雙刃劍”。如果企業管理層能夠認真對待利益相關者的需求，合理披露真實的環境信息，那么環境信息披露就可以成為企業的聲譽品牌和價值來源。但如果管理層只披露有利于個人利益的環境信息，就會侵害其他相關者的利益，帶來不良的經濟后果，不利于資本市場的健康發展。在管理層能力較高的企業中，管理層更愿意將高水平的信息公之于眾，加強企業與利益相關者之間的信息傳遞[1]。同時，管理層能力的增強會促進企業環境信息披露水平的提高，從而使外部利益相關者能夠更加全面地了解企業的營運狀況，減少因信息偏差引起的糾紛[2，3]。此外，在不完善的資本市場中，由于存在信息不對稱和代理沖突，企業內外部融資成本存在偏差，企業無法支付高額的外部融資成本從而產生融資約束[4]。然而，環境信息披露機制具有波特效應，可以促使企業進行更多的創新活動，從而降低企業融資成本和代理成本，起到緩解融資約束的作用，進而促進企業高質量發展[5]。

綜上所述，本文借助DEA-Tobit 模型量化管理層能力，關注企業融資約束問題。本文的主要貢獻在于：一是建立了“行業-年份”雙向固定效應模型，實證分析了環境信息披露對融資約束的影響，并驗證了管理層能力對二者關系的調節效應，揭示了環境信息披露對融資約束的影響機理，同時運用多種方法對模型的穩健性和內生性進行了檢驗。二是豐富了環境信息披露與融資約束的研究文獻，并從產權性質、地區以及市場化進程三個角度研究了環境信息披露對融資約束的異質性影響。

二、理論分析與假設提出

（一）環境信息披露與融資約束

環境信息披露是資本市場上的投資者了解企業環境治理和管理活動的重要途徑之一，其發揮著促進企業環境治理和強化外部監管的重要作用[6]。基于MM 理論，企業產生融資約束主要是因為企業與投資者之間缺乏有效的溝通機制，存在信息不對稱，而解決這個問題的關鍵是促進企業主動對外披露有效信息[7]。同時，環境信息披露作為履行社會責任的一部分，可以向資本市場上的投資者傳達企業積極發展的信號，進而提高企業的社會聲譽[8]。另外，張琛等[9]認為企業披露高質量的環境信息能夠降低代理沖突發生的可能性，減少代理成本，有利于實現資源的優化配置，從而提高投資與經營效率。李力等[10]指出環境信息披露質量的提高可以減少信息不對稱，降低企業融資成本，進而有效緩解企業融資約束。相反，環境信息披露水平低會導致企業與利益相關者之間產生信息差異，企業作為信息優勢方可能會進行環境投機行為，處于信息劣勢方的利益相關者很難及時發現企業的環境污染行為，進而導致企業環境污染問題頻繁發生，企業的聲譽和價值隨之下降，企業面臨嚴重的融資約束[11]。基于此，本文提出研究假設：

H1：環境信息披露與融資約束之間存在負相關關系，即提高環境信息披露水平有利于緩解企業融資約束。

（二）管理層能力與融資約束

管理層能力的高低會影響企業信息披露的內容和質量。在管理層能力較高的企業中，管理層能夠對日常經營管理做出合理的決策，這也意味著管理層有著高水平的形勢預測、治理決策和問題處理能力，可以有效減少企業風險，及時向投資者傳遞真實的信息，進而降低信息不對稱的影響[12]。另外，管理層能力本身就是一種信號。管理層能力越高，代表企業資產利用效果越好，能夠向外界傳遞積極的信號，增強投資者的信心，進而緩解企業融資約束[13]。此外，徐寧等[14]指出企業管理層能力越高，越會向外部利益相關者披露更多可靠的信息，進而有效緩解企業與利益相關者之間的信息不對稱。閆一石[15]研究發現企業管理層能力越高，存在內部控制缺陷的概率越小，而較低的內部控制缺陷，也會有助于緩解企業融資約束。因此，管理層能力的提高可以加強企業內外部信息溝通，減少企業融資限制，進而緩解企業融資壓力。根據以上分析，本文提出研究假設：

H2：管理層能力與融資約束之間存在負相關關系，即管理層能力的提升有助于緩解企業融資約束。

（三）環境信息披露、管理層能力與融資約束

高層梯隊理論認為，管理層為企業未來發展制定的戰略決策會受其認知、價值觀以及知識經驗的影響，在一定程度上決定著企業的發展趨勢[16]。同時，管理層作為企業經營管理活動的中樞，是企業戰略的制定者與執行者，對環境信息進行有效的披露是其重要的責任和義務。成瓊文等[17]研究發現增強管理層能力有助于提高企業環境信息披露水平，進而促進企業價值的提升。另外，聲譽理論認為，企業管理層會將自己的聲譽和職業生涯結合起來，管理層能力越高就越關注自己的聲譽[18]。因此，管理層為了提升自己的社會聲譽，往往會向外傳遞積極的信號，主動披露高質量的企業信息[19]。楊燚等[20]認為管理層能力越高越有助于保障企業信息披露的質量，加強企業與投資者之間的有效溝通，提高外部利益相關者對企業的監控力度，進而增強資本市場有效性。何文劍等[21]認為高水平的環境信息披露能夠有效緩解信息不對稱，提高企業的社會聲譽與形象，緩解融資壓力。綜上所述，環境信息披露作為企業信息披露中尤為關鍵的一環，管理層披露高水平的環境信息不僅可以提升自身和企業的社會聲譽，也可以搭建企業與投資者之間的溝通橋梁，增進投資者對企業的了解，進而實現降低信息不對稱和緩解融資約束的目標。由此，本文提出研究假設：

H3：管理層能力對環境信息披露與融資約束的關系具有正向調節作用，即管理層能力能夠強化環境信息披露對融資約束的緩釋效應。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本處理

本文以2016—2020 年我國重污染上市公司為樣本。為確保樣本數據的有效性，對初始樣本進行以下處理：（1）剔除了金融類企業；（2）剔除了財務數據披露不全面以及相關財務指標異常的樣本企業；（3）剔除了*ST、ST 以及PT 的上市企業。最終篩選出2090個平衡面板數據。為消除極端值的影響，對數據進行了1%和99%水平上的縮尾處理。本文的環境信息披露數據來自CSMAR 環境研究系列數據庫，其他財務指標數據均來自國泰安數據庫。數據處理軟件為STATA17.0。

（二）變量定義

1.被解釋變量：融資約束（KZ）

融資約束是指由于企業與利益相關者之間存在信息不對稱現象，外部利益相關者為了減少自身的投資風險、維護自身利益而設置的限制，主要表現在企業內外部融資成本的差異。目前大多數研究者以KZ 指數、WW 指數以及SA 指數等來衡量企業融資約束程度的大小。本文借鑒姜付秀等[22]、魏志華等[23]的研究思路構造融資約束KZ指數。融資約束KZ指數越大，說明企業受到的融資限制越多，融資成本越高，融資效率越低，面臨的融資約束程度也就越高。數據構造具體方法如下：

（1）按照企業的經營性現金流（cashflow）、發放的現金股利（dividend）、持有的現金（cashhold）、資產負債率（leverage）、托賓Q 值（tobinq）將公司分類。若cashflow小于中位數（行業年度），則kz1取值為1，否則取值為0；若dividend 小于中位數（行業年度），則kz2取值為1，否則取值為0；若cashhold 小于中位數（行業年度），則kz3取值為1，否則取值為0；若leverage大于中位數（行業年度），則kz4取值為1，否則取值為0；若tobinq 大于中位數（行業年度），則kz5取值為1，否則取值為0。

（2）KZ 指數的計算公式為：KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5。

（3）采用排序邏輯回歸，以KZ 指數為被解釋變量對cashflow、dividend、cashhold、leverage、tobinq 進行回歸，并估計出各變量的系數。

（4）運用以上模型的回歸估計結果，計算出各上市企業融資約束KZ指數。

2.解釋變量：環境信息披露（EDI）

本文借鑒李建軍[24]的做法，采用內容評分法對環境信息披露進行測度。首先，從五個維度來衡量企業環境信息披露，共五大類（包含貨幣性指標以及非貨幣性指標），三十項評分指標，理想總得分為42分。然后，根據評分規則計算每家企業當年的環境信息披露得分。最后，進行標準化處理，即某上市企業當年環境信息披露=所有披露指標得分之和/理想總分。具體的衡量指標以及評分規則見表1。

表1 環境信息披露定義

3.調節變量：管理層能力（MA）

參考Demerjian 等[25]和姚立杰等[26]的研究方法，以回歸模型殘差值的大小來衡量企業管理層能力的強弱，殘差值越大表示管理層能力越強。采用數據包絡分析法（DEA）測度企業生產效率（θ），具體計算公式如下：

其中，Netol代表企業凈經營租賃費用；SG&A代表企業銷售費用和管理費用；CoGS代表企業營業成本；R&D 代表企業研發支出；Goodwill 代表企業商譽；Intangible代表企業無形資產；PPE代表企業固定資產凈額。以上指標均為投入變量。Sales 代表企業營業收入，作為唯一的產出變量。

由于企業生產效率（θ）受到企業和管理者兩個層面的因素影響，因此運用Tobit 回歸分析法，控制行業固定效應和年份固定效應，并剔除企業層面的六個影響因素，然后計算出回歸模型的估計結果，得到模型的殘差值。相關模型如下：

其中，FCF為企業自由現金流；Marketshare為企業市場份額；Size為企業規模；HHI為企業多元化經營程度；FC為企業是否有海外子公司；Age為企業上市年齡；∑Industry 為行業固定效應；∑Year 為年份固定效應。ε代表殘差值，即為管理層能力（MA）。

4.控制變量

借鑒黃蓉等[27]的研究，本文選取發展能力（GROWTH）、股 權 集 中 度（FIRST）、盈 利 能 力（ROE）、兩職合一（DUAL）、償債能力（LEV）、產權性質（SOE）、企業規模（SIZE）、行業（INDUSTRY）、年份（YEAR）作為控制變量。具體變量說明見表2。

表2 變量定義

（三）模型設計

為驗證環境信息披露和管理層能力對融資約束的緩解作用，即檢驗假設H1和H2，構建模型1，如式（3）所示。本文使用數據為平衡面板數據，采用“行業-年份”雙向固定效應模型，以降低內生性的擾動，并在企業層面進行聚類（Cluster）分析以及穩健標準誤（Robust）調整，以緩解回歸模型中可能存在的序列相關性問題。

為驗證管理層能力對環境信息披露與融資約束關系的調節效應，即檢驗假設H3，構建模型2，如式（4）所示：

在上述模型中，β為各個變量的系數，∑INDUSTRY 為行業固定效應，∑YEAR 為年份固定效應，ε為殘差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表3為描述性統計結果。融資約束（KZ）的均值為0.658，最大值為4.100，最小值為-5.315，表明研究樣本中的每個企業都面臨著一定程度上的融資限制，但每個企業的融資約束大小存在差異性。環境信息披露（EDI）的均值為0.277，標準差為0.206，最小值為0.0238，最大值為0.762，說明樣本企業環境信息披露總體水平較低，且不同企業之間存在較大差異。管理層能力（MA）的均值為-0.0283，中位數為-0.0456，最大值為0.339，最小值為-0.293，說明不同企業之間的管理層能力相差較大。

表3 描述性統計

（二）全樣本回歸分析

為檢驗環境信息披露、管理層能力對融資約束的影響，對模型1進行回歸分析。表4（1）列顯示，環境信息披露（EDI）與融資約束（KZ）在1%的水平上顯著負相關，意味著提高環境信息披露水平能夠緩解企業融資約束。實證結果支持了假設H1。結果表明，提高環境信息披露水平可以增強外部投資者獲取企業環境治理信息的有效性，進而對企業融資約束起到緩釋效應。此外，管理層能力（MA）與融資約束（KZ）在1%的水平上顯著為負，說明管理層能力對企業融資約束存在緩釋效應。假設H2 得到實證支持。結果表明，提高企業的管理層能力可以保證企業信息披露的質量，降低企業的信息不對稱程度，提高企業經營戰略制定與執行的效率，吸引更多投資，進而緩解企業融資壓力。

（三）管理層能力的調節效應分析

表4（2）列顯示，環境信息披露（EDI）與管理層能力（MA）的交乘項（EDI×MA）系數在1%的水平上

顯著為負，意味著管理層能力能夠強化環境信息披露對融資約束的緩釋效應。驗證了假設H3 的正確性。結果表明，提高管理層能力能夠改善企業環境信息披露質量，提高外部利益相關者對企業的監控力度，降低信息不對稱的影響，進而加強環境信息披露對融資約束的緩解作用。

五、進一步分析和穩健性檢驗

（一）產權性質異質性分析

考慮到我國企業融資存在所有制差異，緩釋效應或許存在異質性，為了檢驗產權性質的異質性影響，本文對國有企業和非國有企業分別進行實證分析。實證結果如表5 所示，國有企業環境信息披露對企業融資約束的緩解作用不顯著，非國有企業環境信息披露與融資約束在1%的水平上顯著為負，且環境信息披露與管理層能力的交乘項系數在5%的水平上顯著為負。這意味著非國有企業環境信息披露對融資約束存在緩釋效應，并且管理層能力能夠強化環境信息披露對融資約束的緩解作用。這可能是因為非國有企業比國有企業面臨的融資約束程度更高，資金缺口更大，在融資壓力下非國有企業會主動向外部利益相關者展現其環境治理表現以及風險應對能力。為了增強環境治理表現以及風險應對能力，非國有企業會更加積極地提高管理層能力，以提升環境信息披露質量，減少利益相關者對企業環境風險的擔憂，進而緩解企業融資壓力。因此，非國有企業管理層能力在環境信息披露對融資約束的緩解作用中起到更為顯著的正向調節作用。

表5 產權性質分組回歸結果

（二）地區異質性分析

我國各地區環境信息披露水平可能存在較大差異，以整體層面研究環境信息披露對融資約束的影響可能無法完全代表各區域的實際情況。因此，本文對東部地區、中西部地區分別進行實證分析，檢驗結果如表6 所示。在東部地區中，環境信息披露對融資約束的緩釋效應在1%的水平上顯著，且管理層能力強化了環境信息披露對融資約束的緩釋效應。但在中西部地區中，二者對融資約束的緩解作用不顯著。究其原因可能是，與中西部地區的企業相比，東部地區的企業管理層能力較強，可以有效地促進環境信息披露質量提升。同時，企業與利益相關者之間的信息傳遞機制更加健全，從而使得高質量的環境信息披露更有利于緩解企業融資約束。而中西部地區的環境信息披露制度不夠完善，企業組織結構不健全，管理層能力相對較低，無法確保環境信息的真實性與可靠性，導致資本市場上的利益相關者對企業披露環境信息的信任度不高，認為企業披露的環境信息可能存在片面性，對其投資決策參考價值有限，因此會做出更加慎重的投資決策，從而使得環境信息披露對融資約束的緩解作用不顯著。

表6 地區分組回歸結果

（三）市場化進程異質性分析

由于我國正處于市場經濟的轉型時期，綠色產業的融資效率受企業所在地的經濟環境、披露政策以及政府監管程度等影響較大。因此，為探究市場化進程對環境信息披露與融資約束的異質性影響，本文參考王小魯等[28]的研究，采用市場化指數測度市場化進程，并根據市場化指數是否高于“行業-年度”中位數，將全樣本劃分為市場化進程高組和市場化進程低組分別進行回歸分析，回歸結果如表7 所示。在高市場化進程地區的企業中，環境信息披露對融資約束的緩解作用在1%的水平上顯著，且管理層能力強化了環境信息披露對融資約束的緩釋效應。但在低市場化進程地區的企業中，環境信息披露以及其交互項對融資約束的緩解作用不顯著。可能的原因是，高市場化進程地區擁有完善的監管體系、市場交易規則以及基礎配套設施，且企業管理層能力普遍較高，足以保障信息披露的質量。因此，企業可以有效發揮市場機制的作用，積極披露高水平的環境信息，以此促進企業內外部信息溝通，進而降低企業融資約束。而在低市場化進程地區中，資本市場不夠完善，企業管理層能力和環境信息透明度普遍較低，市場機制無法有效發揮其作用，即使企業主動披露環境信息，也缺乏向利益相關者傳達企業環境責任履行情況的信號傳導機制。因此，企業披露環境信息很難起到緩解融資約束的作用，管理層能力也無法發揮其調節作用。

表7 市場化進程分組回歸結果

（四）內生性檢驗

1.工具變量法

由于環境信息披露與融資約束存在互為因果的可能性，且環境信息披露的內生性本質以及其他不可觀測的因素可能對模型的穩定性造成不可控的影響，因此，本文參考葉陳剛等[29]的研究方法，運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性檢驗，將行業年度環境信息披露的均值（AVEREDI）作為工具變量。選取工具變量后，首先對工具變量進行了“弱工具變量F檢驗”，工具變量的F 值大于10，表明工具變量選擇合理。檢驗結果如表8 所示，環境信息披露（EDI）的回歸系數在5%的水平上顯著為負，與原假設一致。調節效應中，環境信息披露與管理層能力的交乘項（EDI×MA）的系數在5%的水平上顯著為負，與本文假設一致。因此，本文主要的研究結論穩健可靠。

表8 2SLS回歸檢驗結果

2.滯后相關變量

考慮到環境信息披露、管理層能力對融資約束的影響可能存在滯后效應以及反向因果關系，本文將解釋變量和控制變量滯后一期進行內生性分析。滯后變量檢驗結果如表9所示，核心解釋變量、調節變量以及其交乘項的顯著性和符號未發生明顯變化，與前文實證檢驗結果一致，支持前文假設。因此，本文主要的研究結論穩健可靠。

表9 滯后變量檢驗結果

（五）穩健性檢驗

為了減少遺漏變量導致的估計偏誤以及企業內外部因素對模型穩定性造成的影響，加入以下變量：董事會規模（BOARD），以董事會總人數取自然對數來衡量；獨立董事占比（INDE），以獨立董事人數除以董事總人數來衡量；機構投資者持股比例（INST），以機構投資者持股總數除以流通股本來衡量；是否四大（BIG4），以企業經由四大（普華永道、德勤、畢馬威、安永）審計為1，否則為0 來衡量。回歸結果如表10 所示。所有核心變量的顯著性和符號未發生明顯變化，說明本文實證模型穩定可靠。

表10 增加控制變量檢驗結果

六、結論與建議

（一）研究結論

本文以2016—2020年中國418家重污染行業上市公司為樣本，實證檢驗并分析了環境信息披露對融資約束的影響以及管理層能力對二者關系的調節效應。研究發現：

第一，環境信息披露和管理層能力均能有效緩解企業融資約束，且管理層能力有助于強化環境信息披露對融資約束的緩釋效應。

第二，相較于國有企業，環境信息披露對民營企業、外資企業以及鄉鎮集體在內的非國有企業融資約束具有更加顯著的緩釋效應，且管理層能力強化了環境信息披露對融資約束的緩解作用。

第三，環境信息披露對不同地區的企業融資約束存在著不同程度的緩釋效應。環境信息披露對融資約束的緩釋效應在東部地區顯著，在中西部地區不顯著。

第四，在高市場化進程地區，企業環境信息披露對融資約束具有顯著的緩解作用，且管理層能力能夠加強環境信息披露對融資約束的緩釋效應；在低市場化進程地區，企業環境信息披露對融資約束的緩釋效應不顯著，管理層能力也無法加強環境信息披露對融資約束的緩釋效應。

（二）對策建議

基于上述研究結論，本文從政府、監管機構以及企業視角，提出以下對策建議：

第一，政府應完善環境信息披露法律體系，細化環境信息依法披露內容，規范環境信息依法披露形式，全面反映企業遵守生態法律法規和環境治理的情況。尤其是東部地區的企業應利用好環境信息披露機制以及信號傳遞機制，樹立可持續發展理念，披露高質量的環境信息，吸引更多高質量的投資。同時，應完善中西部地區的環境信息披露制度，推動企業綠色轉型，促進企業積極主動披露高質量的環境信息，樹立良好的企業形象，以獲得投資者的青睞，緩解企業融資壓力。

第二，針對位于不同市場化進程地區的企業，政府應采取獎懲結合的政策。對位于高市場化進程地區的企業，政府應實行以獎勵為主的政策，積極宣傳綠色金融理念，對積極披露高水平環境信息的企業給予綠色信貸優惠。同時，針對位于低市場化進程地區的企業，政府應完善資本市場的交易規則，發揮市場機制作用，加強對企業的監管力度，對隱瞞真實環境信息的企業進行懲罰。

第三，應加大對非國有企業的扶持力度，拓寬金融機構與非國有企業之間的融資通道，有效地實現資金融通。對于達到“綠色信貸”標準的企業，合理開放綠色專項資金供給渠道，以直接滿足非國有企業的融資需求。

第四，企業應優化組織結構，健全以精準為導向的企業管理體系。企業應將管理層人員的專業職能細分化，管理層人員各司其職又相輔相成，提高管理層的統籌能力和綜合實力。同時，企業應構建簡約高效管理體制，實行扁平化和網格化管理，實現企業資源配置最優化，提高企業管理效率，推動企業高質量發展。此外，管理層人員應積極提高自身綜合能力，豐富工作和學習經歷，提高綠色環保意識，堅持綠色發展理念，引領企業實施綠色發展戰略，爭取綠色信貸支持，緩解企業資金壓力。■