段俊宇，邝嫦娥

（湖南科技大学商学院，湖南 湘潭，411100）

1 引言

中国过去的粗放式经济增长模式造成了严重的环境污染，已经对生态造成了巨大的破坏，为了尽快解决这个问题，政府鼓励我国企业尽快将环境会计工作纳入企业的战略规划之中，我国多年来倡导可持续发展理念，环境信息披露是环境会计工作的最终成果，对其进行相关研究一方面可以为我国完善环境法律法规提供建议和帮助，规范整个市场的生产活动；另一方面，环境信息披露有利于外界了解企业的绿色发展情况，这对企业自身的经营管理和绩效增长有着十分重要的意义。长江经济带作为重大国家战略发展区域，包含了九省两市，拥有全国40%的人口和生产总值，地理位置极其优越，是我国实现经济飞跃的重要流域，但是企业在促进工业化进程的同时不仅让经济增长，也让生态环境逐渐恶化，频频发生的环境污染事件、稀有物种灭绝、用水安全难以保证，这些都极大地影响了长江经济带的可持续发展，2016 年1 月，习总书记也在长江经济带发展座谈会上强调“走绿色发展之路，平衡好经济效益和生态效益”。重污染行业作为长江经济带污染的源头，聚焦此类企业环境信息披露水平对财务绩效的影响研究，对所有上市公司的绿色发展都有着良好的借鉴价值。

2 理论分析及假设提出

在经济全球化的大背景下，环境保护和经济发展是否是水火不相容的关系，已经是重污染企业重点关注的问题，环境会计领域各学者在这方面的研究也随之不断深入细化。关于环境信息披露影响财务绩效方面，利益相关者理论、信息不对称理论、信号传递理论等解释较为广泛常见，不同的理论对企业环境披露及财务决策都会产生不同的影响，而且国内外学者研究角度各有差异，样本选取和变量选择等方面也有所不同，因此没有明确统一的结论，但是国内外主要存在两种结论：显著正相关、显著负相关。

一是两者显著正相关。从利益相关者理论出发，企业为了满足内外部利益相关者的需求，需要及时准确地对企业环境信息进行披露，为了获取政府政策支持和外部资金支持，企业会披露更多的环境信息来提升企业的社会形象，这有利于提升财务绩效。最早关于环境信息披露与财务绩效的研究，源于Belkaoui（1976）[1]对企业披露环境信息时市场给到的反馈的研究，他认为证券市场对企业的信息披露有一定的正向反馈。Preston（1997）[2]通过研究美国67 家大型企业的样本数据，发现企业社会责任披露会降低企业运营成本，为企业利益相关者创造更多价值。Russo&Fouts（1997）[3]基于资源配置理论认为企业环境信息披露会对财务绩效有正面影响，并且通过实证验证了此假设，认为企业的盈利能力会增加两者的相关性。Clarkon（2013）[4]等选择2003 年至2006 年美国环境保护局认定的五个污染性行业的上市公司作为研究样本数据，探究污染企业自愿披露环境信息对于公司价值是否有附加值的问题，并将环境信息划分为定量和定性两大类别，最后结果表明，公司会在披露环境信息时产生一定的附加值。Ofoegbu（2016）[5]选择尼日利亚制造业企业为样本，利用线性回归模型分析，得出结论是企业环境信息披露水平越高，财务绩效越好。

但信息不对称理论认为，Murray（2006）[8]文章中市场经济活动中拥有充分信息的人员往往可以在市场竞争中获得巨大优势，这会出现不公平竞争的情况。企业管理层很可能为了规避不利影响而向外披露虚假环境信息，外部利益相关者难以从企业年报和社会责任报告中获取真实信息。此外，信号传递理论认为，在信息不对称的情况下，企业更可能披露利好消息；某些对环境污染防控较差的企业，会选择对环境信息进行隐瞒或者粉饰，因为较差的披露水平实质上代表着潜在的环境治理成本和不好的财务绩效；但是企业环境信息披露对于财务绩效的影响并不是即时的。因此本文提出以下假设：

H1：企业环境信息披露水平对财务绩效的正面影响具有滞后性。

二是两者显著负相关。基于信号传递理论的学者普遍认为虽然环境信息披露会产生一定的社会效益，但也会增加企业的经济负担，对企业利益产生负面影响，并且额外的环保支出和管理活动会提高企业运营成本和运营风险，企业更愿意主动披露对自身有利的信息，而选择规避那些对自身不利的信息，信息的完整度和准确度难以得到保证，所以他们更倾向于通过政府严格的法律法规来提高整个市场的环境保护水平。Brown（2009）[6]将选取的样本划分为五种不同类型的重污染企业，探索企业环境信息披露与财务绩效的相关性，得出结论是企业自愿披露环境信息与企业类别对财务绩效有一定调节作用，但对于大部分污染企业来说，主动披露的环境信息与预期的盈利能力、经营能力都呈负相关关系。高建来（2019）[7]通过选取上交所94 家重污染行业上市公司作为样本数据，研究环境信息披露与企业价值之间的关系，结果表明上市公司的环境信息披露不但没有提升企业价值，反而降低了企业价值。因此本文提出第二种假设：

H2：企业环境信息披露水平与财务绩效呈负相关关系。

综合上述研究发现，国外学者Murray（2006）[8]等人对环境信息披露的研究较早，但是对环境信息披露对绩效产生何种影响尚未有统一结论，研究对象的不同也决定了难以形成系统性的观点，所以针对特定地区、特定行业的研究就显得尤为重要；国内学者吕峻（2011）[9]等人对环境信息披露对财务绩效影响的研究起步较晚，大多数停留在理论分析阶段。因此，本文选择国家重要战略地带长江经济带作为研究对象，对环境信息采取定量定性相结合的评价方法，对长江经济带重污染行业环境信息披露与财务绩效的相关性进行实证研究，旨在探究企业提高环境信息披露水平是否有利于财务绩效的增长。

表1 环境信息披露指数评分体系表

3 变量与模型

3.1 解释变量

本文以环境信息披露水平指数（EDI）作为解释变量。在企业实际工作中，针对环境信息的披露关注点都有差异，为保证数据准确性和完整性，本文采取环境信息披露实证研究常用的内容分析法，通过阅读上市公司年度报告，以是否披露、有无货币性信息、披露内容等要求作为标准，将环境信息披露分为货币性和非货币性两大类，总计10项明细条目。借鉴戴悦（2019）[10]的评分标准为：定量与定性相结合描述环境信息披露的为2 分，定性描述为1 分，没有披露的为0 分，对评分进行相加算出环境信息披露指数。具体披露项目和评分标准见表1。

3.2 被解释变量和控制变量

上市财务绩效主要体现在两个方面，即企业价值和企业投资价值。选取托宾Q（TOBINQ）、市净率（PB）作为被解释变量，分别代表企业价值和企业投资价值，借鉴李钟秀（2018）[11]的变量选取以企业规模、总资产周转率、资产负债率、每股净资产、营业收入增长率作为控制变量。变量解释见表2。

表2 变量解释

3.3 模型设计

根据上文假设，设计实证回归模型如下：

公式中Fi（i=1，2）代表财务绩效，分别是托宾Q 值（F1）、市净率（F2），t 表示年度，C 为常数项，αi（i=1，2，3，4，5，6，7）为回归系数。同时，用固定效应模型来检测企业前期的环境信息披露对当期财务绩效的影响来验证滞后性，构建模型如下：

4 实证分析

4.1 样本选取及数据来源

本文选择长江经济带2009-2018 年的重污染行业沪深证券所上市公司作为样本，在此基础上剔除样本期内非持续经营的公司、财务数据存在缺失的公司、存在极端异常值的样本，研究的样本数据中的财务指标数据来源于新浪财经网和国泰安数据库，环境信息披露情况是结合长江经济带地区上市公司实际情况，对75 家上市公司2009-2018 年的年报、社会责任报告、可持续发展报告以及环境披露报告等进行阅读分析得出。对数据的分析采用STATA14 软件处理。

4.2 描述性统计分析

对样本公司的各类变量进行描述性统计分析，基本情况如表3 所示。通过表3 结果可知：长江经济带重污染行业上市公司的总体环境信息披露水平较低，平均值仅为5.560。

表3 描述性统计表

4.3 相关性分析

对样本的自变量与控制变量进行相关性分析，若变量之间相关性过强，可能会影响回归分析的准确性，分析结果见表4。可以看出：TOBINQ 环境信息披露水平指数与各控制变量之间的相关系数均小于0.5，变量之间并不存在明显的共线性，可直接进行模型回归分析。

表4 变量相关性分析表

4.4 模型回归分析

运用STATA 软件，对两个被解释变量托宾Q值（TOBINQ）、市净率（PB）分别进行线性回归分析，并将公司规模、总资产周转率、资产负债率、每股净资产、营业收入增长率、资产收益率作为控制变量，回归结果如表5 所示，分析结果如下：

（1）环境信息披露水平指数（EDI）与托宾Q（TOBINQ）值存在负相关关系。托宾Q 值（TOBINQ）与总资产周转率（TAT）、资产负债率（LEV）、每股净资产（VALUE）、 营业收入增长率（GROWTH）都有着显著的相关性。托宾Q 值的回归分析中，与环境信息披露水平指数的相关系数小于0，显著性P<0.1。

（2）环境信息披露水平指数（EDI）与市净率（PB）存在负相关关系。市净率（PB）与资产负债率（LEV）、每股净资产（VALUE）有着显著的相关性。市净率（PB）的回归分析中，环境信息披露指数（EDI）的系数小于0，显著性P<0.1。

由此可见，当期的环境信息披露对企业财务绩效具有负相关影响，实证结果符合假设H2。为了验证模型2，把F 代入进行多重固定效应回归分析，并将公司规模、总资产周转率、资产负债率、每股净资产、营业收入增长率作为控制变量，实证结果如表6 所示。

（3）从表6 实证结果可以看出，环境信息披露水平会对财务绩效产生正面影响且影响具有滞后性，滞后一期的环境信息披露水平指数与托宾Q值（TOBINQ）、市净率（PB）均存在正相关关系，说明企业上一期的环境信息披露会对企业当期的财务绩效产生正面影响，印证了假设H1。此外，模型2 的拟合程度也优于模型1，H1 假设结果更具有说服力。

表5 模型1 显著性检验结果

表6 模型2 显著性检验结果

表6 模型2 显著性检验结果

4.5 稳健性检验

为了验证实证模型2 是否具有稳健性，更改被解释变量来做稳健性检验。借鉴国内外学者研究可以知道，虽然大部分学者选择托宾Q 值（TOBINQ）来衡量财务绩效，但是也有学者选择用资产收益率（ROA）来替代。因此，本文选择资产收益率（ROA）来代表财务绩效，由实证结果可知：环境信息披露水平指数（EDI）与资产收益率（ROA）之间仍然存在滞后性影响，与假设H1 仍然符合，证明模型2 的确具有稳健性。

表7 稳健性检验

5 研究结论与建议

通过构建环境信息披露水平评价体系，对变量进行描述性统计分析发现，我国长江经济带的重污染企业整体的环境信息披露水平较低，选择托宾Q 值（TOBINQ）和市净率（PB）来衡量财务绩效，构建固定效应回归模型研究环境信息披露对财务绩效的影响。由实证结果可知，长江经济带重污染企业的环境信息披露水平对财务绩效的影响存在滞后一期的影响，并且是显著正相关影响。

根据长江经济带重污染企业存在的问题以及研究结论提出以下建议：

（1）制定统一标准，完善法律法规

在本文构建环境信息评分体系时发现，虽然国家对企业环境信息披露提出了一定要求，但是缺乏统一的披露标准，导致在获取环境信息时存在巨大的困难。此外，尹建华，王森（2020）[12]等学者也提出，因为行业特性，重污染企业的环境问题也更为严重，而企业环境会计信息披露又往往以自愿披露为主，环境信息披露的法律法规还不够完善。王丽萍（2020）[13]基于市场化视角提出：只有不断健全环保法律法规，针对重污染企业做出一些强制性的披露要求，增加披露项目，才可能从根本上提高整个行业的环境会计信息披露水平，对于我国企业的绿色发展有着巨大的推动作用。

（2）健全激励机制，提高披露效益

由研究结果可知，环境信息披露水平对于财务绩效的提高是显而易见的，政府应当重视企业环境信息披露。对于重污染行业的上市公司，政府相关部门应当增加税收优惠和环保补贴来抵减企业披露环境信息的成本，鼓励企业披露环境会计信息；如果企业按照政府要求详细及时地披露，应当给予鼓励和更多的政策优惠，这可以明显地提高企业披露信息的意愿，实现短期利益和长期利益的有效结合。另外应当对企业加强外部监督，增加违约成本；此外，以政府为主导，在法律法规的强制要求下，针对企业的环境保护违约行为进行行政处罚、经济处罚、公开反面典型等手段，促使企业将改善环境会计工作作为企业战略发展的重要目标之一。

（3）积极履行义务，加大环保投入

实证结果表明，环境信息披露对财务绩效存在滞后一期的正面影响，企业对于环境信息披露的丰富程度会影响利益相关者对企业的投资态度，张爱美（2020）[14]认为因为存在时间滞后性，所以企业为了拥有更好的企业形象和发展前景，应当主动承担环境保护的责任，履行环境信息披露的义务。本文在进行环保信息披露指数的评分中发现，大多数企业对于环保保护和污染处理方面的投入较少，所以罗燕琴（2016）[15]指出如果企业想要通过环保信息披露工作推进财务绩效增长，实际上应当加大对环保的投入，包括环保设施的更新支出、环保技术的创新研发、专业环保人员的招纳培养，从而形成良性循环。