成琼文，刘 凤

（中南大学商学院，湖南长沙 410083）

1 研究背景

党的十九届四中全会明确指出全面落实生态环境保护制度，推动生态环境损害终身责任追究制的建立。生态文明建设关系到中华民族的永续发展，坚实的法律体系是打好污染防治攻坚战的基本保障。2015 年颁布的新《环保法》，首次以立法形式规定了重污染企业需披露基础信息和排污信息，对信息披露方式、渠道等作出了明确的规范。2015 年国家发布的《关于加强企业环境信息体系建设的指导意见》明确指出重污染上市企业更应依据相关法律法规公开其环境信息以满足外部信息使用者的使用需求；《关于构建现代环境治理体系的指导意见》要求建立健全强制性环境治理信息披露制度。关于环保问题的法律法规不断完善，强制性环境信息披露将是大势所趋。随着自然资源枯竭、“三废”的超标排放等环境问题凸显，协调各方同力构建绿色发展制度刻不容缓。企业面临着政府、消费者、投资者等利益相关者的多重压力，政策环境与市场环境共同推动了企业环境信息披露实践，迫使其越来越关注环境管理，披露更多的环境信息。

基于公司金融理论，企业价值最大化是企业开展一系列信息披露活动追求的最终目标，即环境信息披露有利于企业价值的提升。环境信息披露对企业价值的影响作用，学术界目前尚未达成统一的结论。吴红军［1］以化工行业企业为研究对象，通过实证检验分析得出高质量的环境信息披露能降低企业权益资本成本。倪娟等［2］从绿色信贷政策角度出发，研究表明环境信息披露可以通过降低债务融资成本进而提升企业价值。也有学者蒋麟凤［3］指出，投资者不关注也不重视上市公司环境信息的披露，两者之间不存在相关关系。还有研究表明，上市公司环境信息的披露会遭到投资者负面解读，比如认为披露环境信息表示企业潜在环保支出和废弃物污染物处理成本的增加，企业将面临更多的现金流出，导致企业价值的减损。任力等［4］以重污染企业为研究样本发现，环境信息披露与企业权益资本成本关系不显著，但会导致预期现金流减少，最终与企业价值负相关。以经济效益最大化为目标的企业，依然面临着履行社会责任与实现经济收益的权衡抉择问题。厘清环境信息披露和企业价值的关系与作用机理，最大限度地促进企业开展环境信息披露，不仅关系着企业的资源配置效率和可持续发展，对地区和谐与国家社会福利的提升也具有重要意义。

众所周知，创新具有高投入、高风险的特征，短期内企业履行社会责任会造成创新研发投入资源的挤占效应，环境信息披露是否有益于企业创新进而提升企业价值成为一个疑点。此外，企业环境信息披露属于管理层战略决策的范畴，管理层背景特征不同对其影响亦会产生差异，而管理层能力这一指标恰恰综合体现了管理层背景特征。以往的学者探讨信息披露对企业价值的影响作用时忽视了管理层能力这一因素。

鉴于此，本文以重污染企业为研究对象，以环境信息披露对企业价值的影响为研究主题，进一步明晰作用路径和影响因素。本文的可能贡献如下：（1）一方面，通过整理国内外已有研究成果，将创新产出纳入环境信息披露与企业价值关系的研究主题中，并检验其发挥的中介作用。（2）另一方面从管理层能力视角出发，探究其对环境信息披露与企业价值关系的调节作用，将对企业人才引进战略提供经验证据。（3）以所有权性质和地区差异分组，对环境信息披露与企业价值的关系展开进一步讨论，使研究结论更具参考价值。

2 理论分析与研究假设

2.1 环境信息披露与企业价值

合法性理论是指一系列社会契约将企业与社会连接起来，企业需满足社会期望以获取合法性地位。当企业生产经营等活动不被社会公众认可，合法性地位丧失的同时生存也会受到威胁。在当前环境保护观念深入人心的背景下，重污染企业有动机主动地披露环境信息，改善企业的环境形象以获取其在社会公众心目中的合法性地位，避免市场的负面反应。

Richardson 等［5］选取加拿大上市公司为样本从权益资本成本角度研究环境信息披露与企业价值的相关性，研究得出信息披露与权益资本成本是正相关关系，即信息披露不利于企业价值的提升。吕备等［6］从系统管理学角度出发，通过实证研究得出信息披露的同时会加大经营效益的不确定性，企业经营风险上升，企业价值随之降低。企业环境信息披露质量越高成本越大，环境信息披露的高昂成本大于其带来的收益时，信息披露行为会减少企业利益，降低企业价值。

基于信号传递理论，环境信息披露一方面可以缓解投资者与企业之间的信息不对称程度，提高企业的形象与信誉，增强投资者对企业的信任感与认同感，进而吸引投资提升企业价值。投资者如若不能从市场上获取有价值的信息，其投资成本上升，那么投资者期望的报酬率也会提高，而这会增大企业的资本成本挤占企业的利润，降低企业价值。另一方面，投资者情绪会受到企业披露的环境信息的影响，许多经营绩效良好的企业通过高质量的信息披露促进投资者的乐观情绪［7］，这可以降低公司的外部融资成本。当环境信息披露带来的经济收益高于支出的成本时，信息披露行为有利于提升企业价值。

因此，在环境信息披露行为增加的成本所减少的企业价值和促进投资者乐观情绪增加投资的共同作用下，环境信息披露与企业价值具有临界点效应。基于此，本文提出第一个研究假设如下：

假设H1：重污染企业环境信息披露水平与企业价值呈正“U”型相关关系。

2.2 创新产出在环境信息披露与企业价值关系中的中介作用

创新是企业经济增长和持续发展的手段，但其具有长周期、高风险的特征，导致企业创新的意愿是不明确的［8］。从理论角度来看，一方面环境信息披露对企业创新产出具有挤出效应。首先，企业公开披露排污费与环保税、环保投资支出或借款、重大问题紧急支出、环保措施与改善情况、污染物种类及数量排放达标情况等内容，会增加企业在环境污染治理与环境保护方面的投入成本，在企业持有的资金有限的情况下，这些投入会挤占研发创新支出，从而不利于企业创新。其次，目前我国信息披露制度存在规范性不足的问题，强制性信息披露制度尚不健全，部分企业会有选择性地进行披露，缺乏详细数据、简单阐述过多，并未披露环保投资支出等关键信息，无法给社会公众提供有价值的信息，使得环境信息披露对创新产出的积极影响有限。因此，较低的环境信息披露水平下不利于企业创新，企业无法获取相对于竞争对手的优势，企业价值也会随之降低。

另一方面，环境信息披露对企业创新产出具有激励效应。首先，企业主动对外披露的环境信息越多，意味着愿意承担更多的社会责任。履行社会责任的企业考虑利益相关者的利益，改善了两者之间的关系的同时增强了社会公众对企业的关注与监督，企业创新的动力加强。其次，环境信息披露也有伴随着获得政府补助、降低融资成本、提升社会声誉等各类收益。政府主导的环境信息披露制度对企业创新具有指导作用，有利于减少创新过程中的不确定性。最后，环境信息披露增加了企业环境治理与环境保护的投入成本，给企业带来压力的同时也会激发创新意愿。企业通过创新获取新技术、新工艺，使自身产生技术优势、品牌优势、市场优势等，给企业带来不可预期的收益，有利于企业价值的提升［9］。

因此，本文认为环境信息披露可以通过企业创新产出这一中介变量影响企业价值。在环境信息披露水平较低时，“含金量”低的信息披露对企业创新产出的积极影响极为有限。随着环境信息披露的深入开展，其对创新的激励作用开始占据主导地位，创新成为追求企业利益最大化时的最优选。基于此，本文提出第二个研究假设如下：

假设H2：创新产出对环境信息披露和企业价值的关系具有中介作用，即环境信息披露可通过创新产出这一路径影响企业价值。

2.3 管理层能力在环境信息披露与企业价值关系中的调节作用

依据高阶梯队理论，管理层的价值观和认知会影响企业的战略选择。管理层能力综合反映自身的价值观与认知，直接影响管理层的行为［10］。信息披露是企业追求经济效应的行为，也是履行社会责任的表现，管理层难以完全理性地进行选择。一方面，马斯洛层次需求理论表明，管理层自我实现的方法是从低级到高级逐步实现自身需求。张维迎［11］研究指出，管理层能力越低，企业内部权力斗争越频繁。张铁涛等［12］实证研究表明，管理层能力与在职消费负相关。管理层能力越强，企业环境信息等非财务信息的披露越多［13］。侧面反映在目标达到一定条件前，管理层更关注自身利益，随着能力的增强，他们开始考虑企业的长期利益的实现以及自我实现的需求，会更加注重社会责任的履行。另一方面，声誉理论表明，树立良好的社会形象提升企业自身声誉对企业的价值具有积极作用。沈洪涛等［14］实证研究表明，发布社会责任报告的企业可以建立良好的社会声誉，对企业经营绩效和企业价值的提升产生积极作用。同时，声誉对管理层的行为也具有约束和激励作用。鲁清仿等［15］研究指出管理层的能力越高，对声誉的关注程度越高。因此，考虑到企业形象和自身声誉，管理者能力越强的企业会积极提高环境信息披露的水平，进而提升企业价值。基于以上分析，本文提出第三个研究假设如下：

假设H3:管理层能力对环境信息披露与企业价值之间的关系具有正向调节作用，即管理层能力能够加强环境信息披露对企业价值的提升作用。

3 研究设计

3.1 样本选择及数据来源

重污染企业生产经营过程中不仅资源消耗量大且废弃物排放量多，对环境的损害程度更深。环境信息披露制度的逐步完善，加大了其经营风险，重污染企业的环境行为关系到自身的生存与发展。此外，目前我国重污染企业披露的环境信息相对较多。因此，选取重污染行业上市公司为研究对象更具有现实意义。本文按照我国2010 年发布的《上市公司环境信息披露指南》界定重污染行业。

在数据整理过程中，首先剔除了2015—2019 年上市公司ST 样本，其次关键指标数据不全的样本进行了剔除，结合实际情况最终得到421 家重污染上市公司2015—2019 年的面板数据进行实证分析。为消除极端值干扰实证分析结果，对主要变量缩尾处理。环境信息披露数据通过查阅公司年报、社会责任报告等手工收集获取。其他数据均是通过国泰安数据库获得。数据处理的软件主要有Stata 和excel。

3.2 变量定义

3.2.1 环境信息披露

现有学者度量企业环境信息披露水平这一指标大多是采用内容分析法，即通过查找年报、社会责任报告等进行评阅，按选取的指标和评分标准量化打分，最终的得分值代表企业环境信息披露水平。本文借鉴武剑锋等［16］的研究，以货币化这一维度对环境信息进行分类，分为货币化与非货币化环境信息指标。由于定量数据相比于定性数据可靠性与参考性更高，所以指标为定性与定量披露得分为2，仅定性披露得分为1，没有披露为0 分，总体最优得分为26 分，最后以总得分除以最优得分得到环境信息披露水平，具体指标体系与评分标准如表1 所示。

表1 环境信息披露指标的选取

3.2.2 企业价值

本文借鉴国内外学者的研究，选取托宾Q值衡量企业价值。托宾Q值既是企业当前状况的体现又对企业未来的情况有所考虑，综合反映出企业现在与未来获利能力的价值，是对企业价值较为合理科学地衡量。

3.2.3 创新产出

关于企业创新产出的度量，国内外学者普遍采用的指标包括授权专利被引次数、研究与开发支出以及专利申请数量等。波特假说指出创新不仅包括技术创新，也包括产品或服务设计等方面的创新，因此本文采用专利数量衡量企业创新产出。同时，由于目前我国尚未形成完备的专利引用数据库，本文借鉴朱晨赫等［17］的做法，采用专利授权数量衡量企业创新产出。

3.2.4 管理层能力

如何科学的度量管理层能力是实证分析得出可靠结论的关键，也是相关研究面临的重要难题之一。本文借鉴Demerjian 等［18］的研究思路采用数据包络分析(DEA)和Tobit 回归度量管理层能力这一变量。由于国内与国外市场环境存在差异，国内各年度间财政政策的变动较大，鉴于此，本文在借鉴李海涛［19］的研究基础上，控制了Demerjian等［18］提及的变量外，还对年份进行了控制。首先，运用数据包络分析方法测算企业生产效率(θ)，θ值取值范围为0-1 之间，θ值越趋近于1，代表着企业生产效率越高。生产效率测算公式如（1）所示：

其中S&A 表示销售和管理费用、IA 为无形资产、GW 为商誉、Net R&D 为净研发支出、Net FA 为固定资产净额、Ope 为营业成本，以上6 个为投入变量，唯一的产出变量是BI 即企业营业收入。

其次，企业生产效率会受到企业特征和管理层能力的共同影响。因此，建立Tobit 模型，选择剔除企业层面6 个因素，以控制企业特征层面对生产效率的影响，残差值(ε)表示企业管理层能力，残差越大管理层能力越强，投入产出比率越高。

其中，ε代表管理层能力，Age 为上市年限、Marketshare 是市场份额、Size 为企业规模、HHI 为多元化经营、FCF 是自由现金流、FC 为是否有海外子公司。

3.2.5 控制变量

为了更好地解释研究对象之间的内生性关系，对影响企业价值的其他因素进行控制是极为必要的，参考李慧云等［20］等对控制变量的选取，选每股收益、资产结构、公司规模、股权集中度、上市年限、产权比例以及成长能力作为控制变量。表2 为选取的变量及相关说明。

表2 变量定义与说明表

3.3 模型构建

为检验环境信息披露对企业价值的影响，构建如下模型：

为检验环境信息披露对企业价值的影响机理，本文借鉴温忠麟等［21］的依次检验法，通过构建模型4 和模型5 检验企业创新是否在环境信息披露与企业价值之间发挥中介效应，分别如式（4）（5）。为验证管理层能力对环境信息披露与企业价值的非线性关系的调节作用建立模型6，如式（6）。

其中，i表示第i个样本企业，t表示观测值的时间。模型4 中的α2用来检验企业创新是否存在中介效应，如果α2显著为正,则说明环境信息披露与企业创新产出之间存在“U”型关系。模型5 中的α2用来检验环境信息披露对企业价值的直接效应,如果显著α2为正,且α4不显著,则说明创新产出存在完全中介效应,如果α2与α4均显著,且α2系数的绝对值变小,则认为企业创新产出存在部分中介效应。

4 实证分析

4.1 描述性统计分析

表3 是各个变量的描述性统计结果，研究样本中企业价值最大值为14.32，最小值为0.819，标准差2.056。说明企业价值离散程度比较高，存在较大差距。环境信息披露得分均值为0.426，均值小于0.5，标准差为0.187，表示样本中大部分公司进行了一定水平的环境信息披露，但不同公司之间披露水平参差不齐，尚待提高。创新产出均值为0.834，最大值和最小值分别为4.625 和0，说明企业之间创新能力与创新意愿差距较大。样本企业管理层能力最大值和最小值分别为-0.322 和1.081，管理层能力差异较大。其余变量的描述性统计结果说明了本文的研究样本涵盖了具有不同企业特征情况的各类企业。

表3 各变量描述性统计

4.2 系数相关性检验

表4 是本文模型中各变量间的相关性情况，结果显示TobinQ与EID 的相关系数为负且显著，表明环境信息披露与企业价值之间并非简单的正相关线性关系，可能存在非线性关系，为“U”型关系的假设提供了初步证据。同时，各变量之间的相关系数均未超过0.8，避免了各个变量间的多重共线性问题。

表4 相关性分析结果

4.3 实证结果分析

4.3.1 环境信息披露与企业价值的关系

本文借鉴Haans 等的研究,变量间存在“U”型关系需满足3 个前提：（1）自变量的平方项系数显著为正；（2）自变量取最小值时曲线斜率为负,自变量取最大值时曲线斜率为正；（3）曲线的拐点在自变量取值区间内。

根据表5 中环境信息披露与企业价值的回归结果（1）可知，EID 的系数为-2.014，并在5%水平下显著，EID2的系数为2.129，并在1%水平下显著。满足前提条件1。对模型1 中的EID 进行一阶求导，代入环境信息披露最小值和最大值，斜率满足条件2。曲线拐点出现在斜率为0 处，根据回归结果，为计算出环境信息披露水平临界值，对EID 求偏导结果为0 时的EID 为临界值，此时企业价值最小，可得EID 的临界值为0.473，位于EID 的取值区间，满足条件3。假设H1得到验证，即重污染上市公司环境信息披露与企业价值存在正“U”型关系。当前我国重污染企业环境信息披露水平均值是0.426 位于临界点左侧，得出多数重污染企业环境信息披露与企业价值呈现负相关关系的结论。

4.3.2 创新产出的中介效应

根据表5 中关于创新产出和环境信息披露的回归结果（2）显示，EID2的系数为1.254，且通过了显著性检验。表明企业创新产出与环境信息披露之间呈现“U”型关系。回归模型（3）中EID2的系数为2.020，小于2.129，在5%水平下显著，且IN 的系数为0.087，通过了显著性检验。表示创新产出发挥部分中介作用。假设H2得到验证。企业需增加含金量高的信息披露，提升信息披露对企业创新产出的积极影响，促进企业的可持续发展，进而达到经济效益与社会效益共赢的局面。

表5 主效应与中介效应回归结果

表5 （续）

4.3.3 管理者能力的调节作用

表6 是检验管理层能力对环境信息披露与企业价值的调节效应的回归结果，表6 回归模型（2）中MA×EID 的系数为3.330，在1%的水平下显著。模型（3）中MA×EID 的系数为-4.075，未通过显著性检验，MA×EID2的系数为8.177，通过了5%的显著性检验。假设H3得到验证。表明管理层能力起到正向调节作用。管理层能力的提高使得企业环境信息披露可以获得更为充分有效的价值反馈。因此，企业需加强对管理层能力的考核以提升企业价值。

表6 管理层能力的调节作用回归结果

4.3.4 进一步研究

（1）产权性质。考虑到企业所有权形式可能对信息披露与企业价值两者关系造成不同的影响，基于此，本文将样本企业分为国有企业和非国有企业两个子样本，并分别对两个样本进行实证分析，以检验信息披露效应的差异，最终结果如表7 所示。从表7 结果可以看出，相对于国有企业，非国有企业信息披露对企业价值的“U”型关系显著，而在国有企业样本中，信息披露对企业价值的结果并不显著。对于该问题的可能解释为：相比于非国有企业，国有企业获得更多的国家优惠政策支持，监管程度较低，生产经营惰性较高，造成国有企业的经营效率偏低，使得环境信息披露对企业价值的影响不显著。

表7 产权性质分组回归结果

（2）地区差异。为了进一步研究企业异质性对环境信息披露对企业价值效应的影响，本文根据企业地区分布，分中西部和东部两个子样本地区，研究企业在经济发展程度不同的地区对两者关系的影响差异。从表8 可以看出，相比于中西部地区，东部地区企业进行信息披露对企业价值的“U”型关系成立，但该效应在中西部地区不显著。究其原因可能是东部地区的经济发展较快，金融监管体系较为完善，因此东部企业受到的监管力度较强，从而企业进行更有效的信息披露，对企业价值的影响也就更为显著。

表8 地区分组回归结果

表8 （续）

4.3.5 稳健性检验

为了避免不同计算方式衡量的企业价值造成实证结果的不稳健性，本文选用国泰安数据库中有别于上述研究的TobinQ进行稳健性检验。根据表9 所示检验结果与前文的分析结果基本一致，即模型中主要变量的显著性没有发生实质变化，模型（1）的回归结果表示环境信息披露与企业价值5%的水平上显著呈现正“U”型关系，结合表9 中（2）（3）（4）的回归结果检验创新产出的中介作用以及管理层的正向调节作用的显著性。检验结果体现了本文分析结果较为稳定可靠。

表9 稳健性检验结果

表9 （续）

基于以上结论，本文提出以下政策建议：（1）环境信息披露是企业与社会联络沟通的桥梁，政府应加强对环境信息披露内容、时间、渠道、方式等的具体指导，促进环境信息披露制度规范化、科学化，从而更好地发挥社会公众的环境监管作用。（2）高质量的环境信息披露能通过企业创新促进企业价值的提升，因此，企业应高度重视环境信息的披露，建立完整的环境信息管理系统，将环保责任纳入到企业绩效评估中，全面提高环境信息披露的质量。通过环境信息披露，树立企业良好的社会形象，不断提升企业价值，从而实现企业经济效益与环境效益的双赢。（3）由于管理层能力对企业信息披露的价值效应具有正向调节作用，在实施引进人才战略的同时，企业应不断加强对管理层能力的考核，建立健全任用和考核体系，促进管理层能力的发挥，进而提升信息披露质量和企业价值。（4）针对环境信息披露效应在不同监管程度下的差异性表现，对处于监管程度较低地区的企业，应完善环境信息披露制度相关法律条例，不断强化监督机制。同时，大力宣传环境信息披露所产生的经济效益，对环境信息公开做得好的企业进行鼓励，树立标杆。总之，只有建立政府、企业、社会公众的环境治理协同机制，才能全面促进环境信息披露质量的提高。

5 研究结论与启示

环境信息披露是企业与社会交流联络的重要平台，有利于企业实现经济价值和社会价值的共赢的局面。鉴于我国企业披露环境信息的主动性较差、披露质量较低的现状，将环境信息披露与企业价值联系起来，厘清两者关系和作用机理，强化企业进行环境信息披露的动机是非常必要的。本文以重污染企业为研究样本，探索环境信息披露对企业价值的影响作用，得出如下研究结论：（1）在综合考虑企业特征因素和财务因素基础上构建多元回归模型，实证研究结果表明，重污染企业环境信息披露对企业价值存在正“U”型关系，即在环境信息披露水平低于临界值0.473 时两者呈现负相关关系，此时环境信息披露花费的成本支出超出其带来的经济收益，环境信息披露水平超过临界值0.473 后两者之间为正相关关系。重污染上市企业可参考本文环境信息披露评价标准，提高自身环境信息披露水平至临界点右侧，以提升企业价值。（2）环境信息披露可通过企业创新产出影响企业价值的，创新产出存在部分中介作用。长期来说重污染企业多关注自身环境信息披露，有利于其可持续发展与绿色转型。同时管理层能力对环境信息披露与企业价值之间的关系具有正向调节作用，企业应增强对管理层能力的考核，并制定相关方案激励管理层提升自身能力，以提高环境信息披露对企业价值的正向效应。（3）以产权性质、地区差异分组进一步研究发现，监管程度不同的企业，主效应存在显著差异，相比于监管程度较高的企业，监管程度低的企业进信息披露行为对企业价值的影响作用并不显著。