李南海

【摘要】作为综合反映企业经营能力的自由现金流量，其会受信息披露的市场效应影响。运用2015～2018年A股中小板上市公司样本数据，分析环境信息披露对自由现金流量的影响。研究发现：环境信息披露和硬披露环境信息显著增加了环境信息披露所在年份自由现金流量，软披露环境信息不显著影响环境信息披露所在年份自由现金流量。进一步分析表明，环境信息披露和硬披露环境信息对自由现金流量的显著影响只体现在低碳试点省份和实际控制人非国有的样本公司。上述结果可为环境信息披露经济后果提供自自由现金流量方面的微观证据。

【关键词】环境信息披露；自由现金流量；低碳试点省份；产权性质

【中图分类号】F230【文献标识码】A【文章编号】1004-0994（2020）02-0083-9

【基金项目】江西省高校人文社会科学重点研究基地项目“文化传统对公司治理的影响”（项目编号：JD17037）；江西财经大学研究生创新项目“两职结构改变对企业现金流量的影响”（项目编号：YC2017-B048）

一、引言

环境库兹涅茨曲线理论认为，环境污染排放量与经济增长水平之间在长期内存在倒U型关系：当经济发展水平较低时，环境污染排放量随经济发展而增加；当经济发展水平较高时，环境污染排放量随经济增长而下降[1]。在我国，随着经济的持续发展，经济增长与环境保护之间的相关性逐渐接近库兹涅茨曲线拐点顶点[2]。持续经济增长激发了社会公众对美好生活环境的追求，在环境保护和环境治理已成为国家战略的当下，环境信息披露所面临的社会压力越来越大，环境信息披露对公司治理的影响日益显著，已成为公司治理的重要组成部分。及时全面披露环境信息，可有效缓解企业与投资者之间的信息不对称，通过影响投资者对企业的未来期望来影响公司证券流动性、信息中介关注度和资本成本[3]，最终影响企业经营绩效。

生存与发展是实现企业财务管理目标的基础，但维系企业日常运营过程中的原材料采购、职工工资福利发放、股东股利和债务利息支付、各项税费缴纳以及各项风险应对等，均依赖于企业创造的自由现金流量。充足的自由现金流量可节约交易成本、增加财务弹性和满足企业战略调整需要，使企业在市场竞争中处于优势地位[4]，拥有一定水平的自由现金流量是企业持续生存与发展的前提。

自由现金流量是评估企业经营状况的重要财务指标，但环境信息构成和环境信息影响自由现金流量传导路径的复杂性，使环境信息披露既可能增加自由现金流量[5，6]，也可能降低自由现金流量[7]。当前，学术界关于环境信息披露对自由现金流量的影响的理论研究文献尚未取得共识。考虑到环境信息披露经济后果影响了企业进行环境信息披露的积极性和主动性，需要进一步探究环境信息披露对企业自由现金流量的影响，深入分析环境信息披露对企业的经济后果造成的影響，促使企业积极主动地披露环境信息。

已有研究表明，规模较大公司因其环境信息披露受社会关注程度较高，因此规模较大公司的环境信息披露质量较高。但环境治理和环境保护不能仅依赖于规模较大公司，众多中小企业对所在地区生态环境的影响同样不能忽视。只有各类企业主体共同参与环境保护和环境治理，才能改善自然生态环境，中小企业的环境信息披露同样值得关注。基于此，以我国2015 ～ 2017年A股411家中小板上市公司平衡面板数据为研究样本，采用内容分析法度量企业环境信息披露水平，实证检验环境信息披露水平对自由现金流量的影响。

环境信息披露对自由现金流量的影响已被社会不同群体广泛关注。相比主板上市公司和重点污染行业企业，中小板上市公司环境信息披露与公司治理之间的关系同样值得关注。环境信息披露影响自由现金流量的研究拓展了环境信息披露经济后果研究范畴，可为环境信息披露监管政策的制定提供来自中小板上市公司的参考依据。

二、理论分析与研究假设

企业上市就是企业引入外部投资者，从非公众公司向公众公司转变的过程[8]。由于外部投资者和管理层之间存在信息不对称，上市公司需定期向外部投资者披露反映公司业绩和经营状况的财务报告等，以帮助其进行投资决策。外部投资者依据上市公司披露的信息进行各项投资决策，影响了企业运营绩效，使上市公司披露的会计信息具有不同的经济后果[9]。与其他会计信息披露一样，环境信息披露同样存在经济后果，作为综合反映企业经营能力的自由现金流量，同样受到企业环境信息披露影响。

Jensen[10]将自由现金流量视为企业在满足所有具有正净现值投资项目所需资金后剩余的现金流量。由于市场上净现值为正的投资项目有限，同时受企业经营特征影响，企业投资净现值为正项目所支出现金流量处于相对稳定水平，自由现金流量主要来源于企业经营过程中所创造的现金流入量。因此，研究环境信息披露对企业自由现金流量的影响，主要从环境信息披露对企业经营管理过程的影响的角度切入。

首先，通过环境信息披露，企业向利益相关者报告了企业履行环境责任的情况，向政府监管部门表明企业在环境表现方面愿意积极配合监管政策的态度。同时，环境信息披露有助于减少企业在环境表现方面所面临的潜在诉讼，节约现金支出进而增加自由现金流量。其次，通过环境信息披露可以展现企业在环境保护和环境治理方面取得的积极成绩，有助于获取来自政府的环保奖励或政府绿色采购政策支持，从而增加自由现金流量。再次，环境信息披露向社会传递了企业积极履行环境责任的信号，迎合了某些环保型消费者的偏好，使部分环保型消费者愿意以较高价格购买产品，增加了产品市场预期需求进而增加了自由现金流量。最后，企业因披露较高质量环境信息而塑造了环保型企业形象，迎合了某些环保型投资者的偏好，使投资者愿意以较低资本成本对企业进行投资。同时，较高环境信息披露水平还有助于企业获得各项绿色信贷支持，节约了资本成本，从而增加了自由现金流量。综上所述，本文提出假设1：

H1：限定其他条件，环境信息披露水平与自由现金流量正相关。

企业披露的环境信息既包括难以量化的文字信息，也包括可验证的量化信息。虽然通过环境信息披露度量方法可将文字性环境信息进行量化并纳入统一构建的环境信息披露指标体系，但经过量化的非财务性环境信息与无需经过量化的财务性环境信息在可靠性等方面所体现出来的差异，使不同环境信息对利益相关者进行投资决策产生了不同的影响[11]。为更好地分析环境信息披露质量对利益相关者的影响，Clarkson等[12]将易于相互模仿的描述性环境信息称为“软披露环境信息”，将不易相互模仿、量化和验证的环境信息称为“硬披露环境信息”。与软披露环境信息传达语义不清不同，硬披露环境信息所传达的涵义更为明确具体，向利益相关者所传达的信号更为清晰，对自由现金流量影响更为显著。由此提出假设2：

H2：限定其他条件，相比软披露环境信息，硬披露环境信息对自由现金流量的影响更为显著。

三、研究设计与样本选择

（一）样本选择与数据来源

以我国2015 ～ 2017年中小板上市公司为初始样本，同时观察样本公司环境信息披露所在年份的自由现金流量，最终选取样本研究期间为2015 ～ 2018年。依据事先设计好的上市公司环境信息披露指数结构表对样本公司环境信息披露水平进行度量。此外，借鉴已有研究删除如下样本：当年被ST或？ST的上市公司；2015年之后IPO上市公司；同时发行H股或B股上市公司；数据缺失上市公司。最终获取411家样本公司连续3年平衡面板数据，共计1233个观察值。

通过对中小板上市公司年度财务报告、年度社会责任报告、年度环境责任书以及年度可持续发展报告中所披露环境信息进行逐项查询，依据显著性、时间性和量化性三个维度对样本公司披露的环境信息进行度量，获取样本公司的环境信息披露水平指数。样本公司各年度报告来自巨潮资讯网，其他财务数据来自CSMAR数据库。

（二）变量选取与计算

1.环境信息披露水平（EDI）、硬披露环境信息水平（EDIy）和软披露环境信息水平（EDIr）。现有研究主要采用内容分析法对企业环境信息披露水平进行度量。所谓内容分析法，就是通过事先设计好环境信息披露指数结构表对样本公司年度财务报告或社会责任报告等进行文本分析，确定各样本公司最终环境信息披露水平。本文同样采用内容分析法，参照国家环保总局2007年发布的《环境信息公开办法》，结合企业年度报告和社会责任报告等披露的环境信息，设计了包含15项内容的环境信息披露指数结构表，用以度量企业环境信息披露水平。环境信息披露结构指数具体涉及以下内容：环保方面的风险、机遇及应对战略；环保机构组织设置情况；环保政策执行情况；环保措施；污染物排放量；环保方面资金投入；周围环境治理情况；环境事故情况；获取政府环保专项资金补助情况；环保社会荣誉；获取政府环保专项资金奖励情况；环保排污费；是否因环保问题而受到处罚；环保项目建设或环保设施运行情况；环保技术研究或环保新产品开发情况。

根据设定的企业环境信息披露指数结构表，依据显著性、时间性和量化性三个维度对样本公司环境信息披露状况进行评分。三维度的具体判断如下：显著性方面，在年报非财务部分披露记为1分，在年报财务部分或社会责任报告中披露记为2分，同时符合前述三项条件中至少两项记为3分；时间性方面，针对现在环境信息披露记为1分，针对未来环境信息披露记为2分，现在与过去环境信息对比披露记为3分；量化性方面，披露环境信息只有定性描述而没有定量描述记为1分，披露环境信息只有数字化而非货币化的定量描述记为2分，披露环境信息同时有数字化信息和货币化信息记为3分。环境信息披露显著性、时间性和量化性三个维度得分相加即为样本公司环境信息披露水平的最终量化得分。

同时依据环境信息披露的可靠性和验证性，将污染物排放量、环保方面资金投入、环境事故情况、获取政府环保专项资金补助情况、环保社会荣誉、获取政府环保专项资金奖励情况、环保排污费以及因环保问题而受到处罚等可靠性较高和验证性较强的环境信息视为硬披露环境信息，将其他环境信息视为软披露环境信息，分别计算各样本公司硬披露环境信息和软披露环境信息得分。

2.自由现金流量的度量（FCF）。自由现金流量概念的提出促进了对自由现金流量理论的研究，但却未提出自由现金流量度量方法[13]。由于投资项目收益无法事先确定且无法区分净现值为正的投资项目，难以按照Jensen[10]提出的自由现金流量定义对自由现金流量进行度量，只能通过某些代理指标进行近似估计。Lehn等[14]、Richardson等[15]先后提出了度量自由现金流量的近似估计方法。

Lehn等[14]用“折旧前营业收入-企业所得税-总利息-普通股和优先股股利”表示自由现金流量，具有一定合理性和操作性，为自由现金流量研究提供了可供参考的计量方法。但自由现金流量LehnPoulsen度量法没有考虑资本性支出，与Jensen[10]对自由现金流量的定义相去甚远。由此，汉科尔、李凡特[16]提出了考慮资本性支出并与Jensen[10]自由现金流量定义相符的自由现金流量度量法，将自由现金流量视为经营现金净流量与资本性支出之差。

实际上，由于企业资本性支出并不一定是净现值为正的资本性支出，依据Hackel-Livnat法计算的自由现金流量可能小于Jensen[10]定义的自由现金流量。因此，考虑到对自由现金流量进行度量依赖于各种公开会计信息，Richardson[15]将自由现金流量视为“企业经营活动产生净现金流量-维持资产必要性投资-预期新增投资”。依据Richardson法计算的自由现金流量与Jensen[10]定义的自由现金流量思路相符，为此，本文采用Richardson法对自由现金流量进行度量，即：自由现金流量=经营活动产生净现金流量-折旧摊销-预期投资。由此，借鉴Richardson[15]、陈运森和谢德仁[17]的方法，设立模型（1）测算公司预期投资水平：

在模型（1）中：资本性支出INV=[（期末固定资产+期末在建工程+期末无形资产+期末长期投资）-（期初固定资产+期初在建工程+期初无形资产+期初长期投资）]/期末总资产；Growth为年度营业收入增长率；cash为以期末货币资金/期末总资产度量的现金持有水平；size为用期末总资产自然对数表示的公司规模；lev为期末资产负债水平；age为上市年限；Ret为经过市场调整的股票年收益率。通过模型（1）进行多元回归而获取模型拟合值并减去模型残差值即为企业预期投资水平，通过自由现金流量的Richardson度量法获得自由现金流量水平。

3.其他变量和模型设计。为了更好地检验环境信息披露对自由现金流量的影响，在多元回归模型中加入了其他可能影响企业自由现金流量的控制变量。具体控制变量包括：公司规模，即总资产自然对数（size）；资产负债水平（lev），即总负债/总资产；资产收益率（ROA），即净利润/总资产；管理层代理成本（AD），即管理费用/营业收入；股权制衡程度（second），即第二至第五大股东持股比例之和/第一大股东持股比例；董事会规模（Board），即董事会总人数自然对数；独立董事比例（indep），即独立董事人数/董事会总人数；机构投资者持股比例（hold），即机构投资者实际持股比例。此外，本文还控制了行业（ind）和年份（year）。

其中，EDI、EDIy和EDIr分别为企业环境信息披露水平、硬披露环境信息水平和软披露环境信息水平。解释变量FCF为企业滞后一期自由现金流量（即环境信息披露年份自由现金流量），用自由现金流量/期末总资产进行度量。为消除极端值对回归模型的影响，对上述模型中各连续变量在1%水平下进行缩尾处理。

上述模型涉及的变量定义见表1。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2为样本公司环境信息披露水平分年度描述性统计结果。从表2可以看出，我国中小板上市公司环境信息披露水平均值从2015年的0.173逐年提高到2017年的0.209，硬披露环境信息水平和软披露环境信息水平的均值也在提高，这符合我国绿色经济发展趋势和环境信息披露监管政策。此外，样本公司硬披露环境信息水平在不同年度均低于软披露环境信息水平，说明上市公司更倾向于环境信息软披露，侧重于通过环境信息披露对企业进行印象管理。软披露环境信息水平高于硬披露环境信息披露水平，降低了环境信息披露水平，从而降低了依据所披露环境信息披进行投资决策的意义和价值。

表3为主要变量的描述性统计结果。从表3可以看出，自由现金流量均值为0.021，中位数为0.109，最大值为0.385，最小值为-0.681，说明我国中小板上市公司的自由现金流量水平整体较低。环境信息披露水平均值为0.196，中位数为0.163，最大值为0.704，最小值为0；硬披露环境信息水平均值为0.188，中位数为0.153，最大值为0.806，最小值为0；软披露环境信息水平均值为0.206，中位数为0.190，最大值为0.746，最小值为0。上述结果说明，我国中小板上市公司更注重环境信息软披露，环境信息披露偏向于对企业进行印象管理。控制变量方面，样本公司规模均值为22.256，资产负债水平均值为0.405，股权制衡程度均值为2.543，独立董事比例均值为0.375，代理成本均值为0.103，资产收益率均值为0.034，机构投资者持股比例均值为0.378，董事会规模均值为2.103。

（二）环境信息披露对自由现金流量的影响分析

1.相关性分析。表4为主要变量的相关系数。从表4可以看出，环境信息披露水平、硬披露环境信息水平与自由现金流量的Pearson相关关系在5%的水平上显著，软披露环境信息水平与自由现金流量的Pearson相关关系不显著。环境信息披露水平和硬披露环境信息水平与自由现金流量的Spearman相关关系在10%的水平上显著，软披露环境信息水平与自由现金流量Spearman的相关关系不显著。相关性分析说明环境信息披露水平和硬披露环境信息水平显著增加了自由现金流量，软披露环境信息水平没有显著增加自由现金流量。控制变量中，公司规模、资产负债水平、机构投资者持股比例和资产收益率显著影响了自由现金流量，股权制衡和独立董事比例不显著影响自由现金流量。上述结果初步支持了假设1和假设2。

2.多元回归分析。表5列示了环境信息披露对自由现金流量影響的多元回归结果。

从表5第（1）列可以看出，环境信息披露在5%的水平上显著增加了自由现金流量，表明我国中小板上市公司环境信息披露水平存在显著经济后果，环境信息披露水平越高，自由现金流量水平越高。控制变量中，公司规模和资产负债水平显著降低了自由现金流量，独立董事比例和机构投资者持股比例以及资产收益率显著增加了自由现金流量，股权制衡程度、董事会规模和代理成本不显著影响自由现金流量。从具体经济意义来看，相比自由现金流量均值的0.021（见表3），环境信息披露水平指数每增加一个单位值，自由现金流量将增加总资产的1.49倍（0.0312/0.021）。环境信息披露对自由现金流量的增加具有显著意义，说明环境信息披露水平越高，自由现金流量水平越高，环境信息披露显著增加了企业环境信息披露年份的自由现金流量。回归检验结果支持了假设1。

表5第（2）列和第（3）列中硬披露环境信息水平和软披露环境信息水平对自由现金流量的多元回归检验结果表明，硬披露环境信息水平在5%的水平上显著增加了自由现金流量，且硬披露环境信息对自由现金流量影响系数高于软披露环境信息对自由现金流量影响系数。从具体经济意义来看，相比于自由现金流量均值的0.021，硬披露环境信息水平指数每增加一个单位值，自由现金流量将显著总资产增加1.35倍（0.0285/0.021）。固定效应模型的多元回归结果表明，硬披露环境信息水平显著增加了自由现金流量，软披露环境信息水平不显著增加自由现金流量；相比软披露环境信息水平对自由现金流量的增加程度，硬披露环境信息水平对自由现金流量的增加程度更大。回归检验结果支持了假设2。

3.内生性检验。环境信息披露与自由现金流量之间的回归分析可能因遗漏了某些同时影响环境信息披露和自由现金流量的变量而导致环境信息披露与自由现金流量“伪相关”，即环境信息披露与自由现金流量之间可能存在内生性问题。因本文采用滞后一期（即环境信息披露的年份）自由现金流量进行模型设计，滞后一期自由现金流量不可能影响前一期环境信息披露水平，故不存在自变量与因变量因反向因果关系而导致的内生性问题。为此，借鉴吴超鹏等[18]的研究，采用控制遗漏变量法来减少环境信息披露与自由现金流量之间的内生性问题。

作为半强制性披露的环境信息和基于组织合法性而披露的环境信息，环境信息披露的影响因素不仅包括公司治理结构和财务结构等[19]，还包括来自外部的公共压力和社会舆论压力等[20]。实际上，不同地区社会经济发展水平、投资者法律保障程度以及市场化进程等存在差异，影响了该地区对环境信息披露的合法性期望和社会压力，进而影响了环境信息披露水平。为此，借鉴吴超鹏等[18]的研究，在模型（2）、模型（3）和模型（4）中分别加入省份×年份（province×year）和行业×年份（industry×year）的固定效应变量，重新进行固定效应回归检验。具体检验结果见表6。

从表6可以看出，在模型中加入省份固定效应和行业固定效应后，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的影响均显著为正，与表5的检验结果保持一致。同时，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平与自由现金流量的相关性显著增强，说明省份固定效应和行业固定效应对自由现金流量有较强解释力，表明在控制了随时间变化的省份固定效应和行业固定效应后，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的显著增加作用不变。

同样借鉴吴超鹏等[18]的研究，通过加入如下变量以降低遗漏变量对回归模型的影响：第t年样本公司i所在省份除样本公司i以外所有样本公司自由现金流量均值（FCFpy）；第t年样本公司i所在行业除样本公司i以外所有样本公司自由现金流量均值（FCFiy）；第t年样本公司i所在省份除样本公司i以外所有样本公司环境信息披露水平（硬披露环境信息水平和软披露环境水平）均值（EDIpy）；第t年样本公司i所在行业除样本公司i以外所有样本公司环境信息披露水平（硬披露环境信息水平和软披露环境信息水平）均值（EDIiy）。引入上述变量构建的具体模型如下：

表7各列分别报告了模型（5）、模型（6）和模型（7）的多元回归检验结果。从表7可以看出，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的影响仍然显著为正，软披露环境信息水平对自由现金流量的影响没有达到10%的显著性水平。表7检验结果与模型（2）、模型（3）和模型（4）多元回归检验结果保持一致。

4.不同情形下环境信息披露对自由现金流量影响分析。考虑到我国政府监管部门在环境治理过程中的积极作用和我国国民经济的产权性质特征，从中小板上市公司注册地所在省份是否为低碳试点省份和样本公司实际控制人是否为国有两种情况分别对环境信息披露与自由现金流量之间的关系做进一步分析。

（1）样本公司注册地是否为低碳试点省份。为了使地方政府对所辖地区环境保护更加重视，国务院发展改革委员会先后公布了第一批低碳试点省份和第二批低碳试点省份。相比未列入低碳试点省份，列入低碳试点的省份更重视所在地企业对环境责任的履行情况，企业环境信息披露中各利益相关者更关注企业环境责任履行情况和企业环境信息披露质量，进而使得环境信息披露对自由现金流量的影响更显著。为此，将样本公司按注册地是否属于低碳试点省份分为两组，分别对环境信息披露水平、硬披露环境信息水平和软披露环境信息水平与自由现金流量之间关系进行回归分析。其中，是否属于低碳试点省份数据来自国务院发展改革委员会官方網站。具体检验结果见表8。

表8回归检验结果显示，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的显著增加作用只存在于低碳试点省份样本组，且相比非低碳试点省份样本组，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的增加作用更显著。检验结果表明，列入低碳试点省份企业，因其环境信息披露受到地方政府和其他利益相关者更多关注，使得企业环境信息披露的积极经济后果更显著，从而提高了环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的增加程度和显著性程度。

（2）产权性质。我国上市公司实际控制人存在差异，为此，将样本公司实际控制人分为国有和非国有两组，分别检验环境信息披露水平、硬披露环境信息水平和软披露环境信息水平对自由现金流量的影响。多元回归检验结果见表9。

表9回归检验结果显示，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的显著增加作用只体现在实际控制人为非国有样本组中。相比实际控制人为国有样本公司，实际控制人为非国有样本公司环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的增加作用更显著。多元回归检验结果说明，相比实际控制人为国有样本公司，实际控制人为非国有的中小板上市公司对资本市场反应更为灵敏，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的影响更为显著。

5.稳健性检验。为保证结论的稳健性，采用如下方法进行稳健性检验：①用“自由现金流量/期末总资产”度量企业自由现金流量并进行固定效应模型回归检验；②将上市公司环境信息披露水平分为十个等级，并分别赋值为1至10后进行固定效应模型回归检验。稳健性检验结果与前述检验结果保持一致。限于篇幅，在此不再赘述。

五、结论

以2015 ～ 2018年间的中小板上市公司为检验样本，构建企业环境信息披露指标，通过实证检验发现：环境信息披露水平和硬披露环境信息水平显著影响了样本公司环境信息披露年份的自由现金流量，软披露环境信息水平不显著影响自由现金流量；环境信息披露水平和硬披露环境信息水平越高，自由现金流量水平越高。当样本公司注册地为低碳试点省份时，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的顯著增加程度更高；当样本公司实际控制人为非国有企业时，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的显著增加作用更显著；样本公司注册地为非低碳试点省份和样本公司实际控制人为国有时，环境信息披露水平和硬披露环境信息水平不显著影响自由现金流量。通过加入行业固定效应和省份固定效应等方法针对遗漏变量进行内生性检验，发现实证检验结果保持稳健。

本文从自由现金流量视角探讨了环境信息披露的经济后果，提供了环境信息披露影响自由现金流量的初始证据。首先，环境信息披露经济后果不仅包括环境信息披露对企业价值和权益资本成本的影响，还应包括对自由现金流量等的影响。环境信息披露经济后果涉及众多领域，后续研究可拓展至公司风险和企业融资等领域。其次，自由现金流量是企业重要的财务指标，是企业生存和发展的基础，但自由现金流量度量的难度使投资者难以判断自由现金流量水平的高低。环境信息披露水平和硬披露环境信息水平对自由现金流量的积极影响，可使投资在进行投资者决策时，将环境信息披露作为投资决策的参考依据。最后，软披露环境信息水平与自由现金流量之间不显著相关，说明监管部门可积极引导企业披露硬披露环境信息，提高环境信息披露质量，促进环境信息披露在企业公司治理和资本市场中发挥积极作用。

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