環境會計信息披露與企業價值的實證研究

謝瑞峰　張漫漫

摘要：環境會計信息披露對企業價值是否產生影響，有正反兩方面的研究結果。本文以京津冀地區上市工業企業為研究樣本，通過回歸分析，驗證了環境會計信息披露指數與企業價值存在負相關關系的假設不成立，并就此分析了原因，提出了改善環境會計信息披露的相關建議。

關鍵詞：環境會計 信息披露 企業價值

一、 引言

近年來京津冀一體化的發展戰略在加速推進，在促進區域經濟協同發展的同時，面對突顯的環境問題，如霧霾頻繁出現，也需要跨區協作，改善環境質量。2014年7月頒布的《京津冀地區生態保護整體方案》，為京津冀環保一體化的實施提供了政策上的指導和保障。企業作為市場上活躍的主體，要落實相關政策，通過企業的財務報告和社會責任報告中披露相關的環境信息使利益相關者能對其進行監督評價，進而為實現企業價值做出相關決策。

環境會計研究始源于20世紀70年代的英國，以比蒙斯和馬林為代表的學者開始了環境會計理論和實務研究，并且出現了環境報告制度，用以監督規范企業環境行為。Nola Buhr（2002）認為：環境報告制度的創立，在很大程度上提高公司環境業績透明度。企業會計信息使用者也愿意通過環境報告，即環境信息的披露來樹立企業良好的社會形象，進一步增強企業的競爭力。Al-Tuwaijri（2004）研究發現企業價值與環境信息披露之間存在著顯著的正相關關系。由于各國的環境治理法規制度存在差異，各國的情況也有所差別，甚至存在一些相反的結果，Nilsson（2005）根據瑞典的企業在1998年至2000年當中的數據，研究發現企業環境會計信息披露與企業價值呈現負相關關系。Clarkson（2010）等以美國5個對二氧化硫排放量進行披露的重污染企業作為研究對象，并沒有發現環境會計信息披露水平與企業價值之間具有顯著的相關性。

我國學者對環境會計的研究起步較晚，但起點較高，在國外研究基礎上從不同視角來研究環境會計信息披露水平與企業價值的關系，得到的結論也不相同，取得了豐碩的成果。林曉華、唐久芳（2011）采用 Logistic 模型從公司盈利能力、企業規模、發展能力和負債程度等四個方面研究上市公司環境會計信息披露的影響；楊璐璐、蘇巧玲（2013）以深市A股上市公司為研究對象，運用回歸模型，檢驗了環境會計信息披露與企業價值之間存在微弱的正相關關系；胡珍珍、高民芳（2014）則以陜西省上市公司為例分析二者之間的關系，認為短期來看，環境會計信息披露對企業價值沒有顯著影響，但長期來看，呈正相關關系；游春暉（2014）在二者關系上又引入了市場進程這個因素，利用實證證明了市場化進程越快，企業環境信息披露對企業價值的正面影響效果越顯著。

二、 理論依據與研究假設

環境會計信息披露是包括政府、股東、債權人及社會公眾在內的信息使用者了解企業環境處理情況和其影響的重要窗口。作為環境事項的直接參與者，企業應當履行其社會責任，對利益相關者提供環境會計方面的信息，接受社會各界的廣泛監督，通過打造環境友好型企業，促進企業實現環境效益和社會效益的共贏，從而提升企業的整體價值。

社會責任理論表明，企業作為重要的社會經濟生活中的一員，具有雙重責任。一方面需要以盈利為目的，承擔經濟義務；另一方面，需要承擔對利益相關者和環境方面的社會責任。社會責任的承擔，必然導致企業付出額外的代價，承擔生產成本以外的相關成本。在環境信息披露的機制下，承擔的環境成本越多，披露的環境會計信息也越多，在取得環境效益的同時，也會降低企業的預期現金流，降低企業價值。

本文主要研究京津冀的工業企業，這些企業起步早，進入成熟期，且相比現在的環保、高科技等新興產業，環境污染較為嚴重，披露環境會計信息對其在社會群眾的印象沒有特別大的影響，所以可能會較少的披露信息，以減少負面影響。

綜上所述，得到假設：在其他條件不變情況下，環境會計信息披露與企業價值符合負相關關系。

三、 研究設計

（一）變量

本文是對環境會計信息披露與企業價值的研究，設環境會計信息披露指數（EDI）為自變量，用以衡量企業環境會計信息披露的程度，具體根據國家環保部門頒布的《環境信息公開辦法（試行）》中列示的9類企業自愿披露的環境信息項目和社會責任報告中的環保責任，共制定出五類項目，分別是：環保意識、環境管理體系認證、環保投入金額、排污種類數、節約能源種類數。對企業年報中披露的這些項目進行打分，各項目滿分為20分，最后將五項得分加總再除以100分，得到某個企業的環境信息披露指數。

設企業價值為被解釋變量，用托賓Q值進行衡量，它表示企業市場價值與企業重置成本的比率，該比率大于1時，說明企業價值高于投入資產的成本，投資者更欣賞該企業。此因變量也受到以下因素的影響，并且據此設計本文模型的控制變量：（1）企業的規模，用總資產（T）作為控制變量；（2）盈利能力，借助凈資產收益率（ROE）來表示；（3）營運能力，用流動資產周轉率（CAT）表示；（4）償債能力，選擇資產負債率（DAR）對其進行反映；（5）發展能力，則選擇凈利潤增長率（NPGR）作為控制變量。

（二）樣本選取

本文選取京津冀三省市上市的工業企業作為研究對象，這是因為工業企業相比服務業、高新技術企業而言，對環境的污染更為嚴重，而且這些企業發展的時間較長，制度也較為完善，在環境治理中應該承擔更多的責任，所以重點研究京津冀區域的工業企業。根據研究的需要和剔除相關數據的缺失，最終選取了2012年至2014年正常經營的32家上市企業作為樣本。樣本的財務數據來源于銳思數據庫，而環境會計信息披露指數是通過各研究對象的年報和社會責任報告中披露的相關信息手工整理得到。

（三）建立回歸模型

為證明上述的研究假設，根據設計的變量，構建以下回歸模型：

TobinQi=α0+α1EDI+α2T+α3ROE+α4 CAT+α5 DAR+α6NPGR+ε

此公式中，α0是回歸模型中的常數項，α1至α6是各解釋變量的回歸系數，ε為隨機干擾項。

四、 實證檢驗結果及分析

（一）描述性統計

將32家企業三年的樣本數據進行整理后，利用SPSS軟件做描述性統計分析，如表1所示，樣本企業環境會計信息披露指數均值為0.24，說明企業環境會計信息披露程度總體上不高，且指數為0的樣本數占樣本總量的61.46%，說明有很大一部分企業不選擇披露環境會計信息；EDI最大值為1，最小值為0，標準差為0.3256；凈資產收益率平均數為負數，且標準差較大，最小值達到-82.57%，說明有一些企業近年來的經營情況不是很樂觀，盈利能力較差；資產負債率中平均值為0.59，標準差為0.24，說明樣本整體的資本結構比較合理，差別不明顯；而對于表示發展能力的凈利潤增長率企業之間相差很大；而對于托賓Q值，平均數為2.29，最高值為11.08，標準差為1.82，說明整體來看企業價值大于重置成本，能為社會創造價值但企業間的價值差異顯著。

（二）相關性分析

從表2中可以看出，環境會計信息披露指數與托賓Q值為負相關，相關系數為-0.138，顯著性（雙側）為0.18，表明二者關系不顯著，但存在負相關性。此外總資產T與企業價值也為負相關，顯著性為0.005，比較顯著；而流動資產周轉率/資產負債率和凈利潤增長率與企業價值都為負相關但都不顯著，只有凈資產收益率與企業價值為正相關關系，但顯著性為0.784不顯著。

保持其他變量不變，只研究環境會計信息披露指數與托賓Q值的關系時，可以用偏相關來分析，把其他變量作為控制變量，如表3所示，EDI和TobinQ仍為負相關，顯著性為0.179。與本文研究假設相符。

由下頁表4對多重共線性診斷得知，解釋變量的容差在0.9以上，與1接近，同時方差膨脹因子（VIF）在1.1以下，也與1比較接近，說明多重共線性比較弱，重疊性低，對回歸分析不會產生影響。

（三）回歸分析

首先對整體的回歸方程進行檢驗（見表5），R2和調整的R2大于50%，說明方程能解釋因變量的大部分變異，表明構建的模型的整體線性擬合較為顯著，解釋變量對被解釋變量的解釋能力較強。此外，sig為0，反映出線性回歸方程在顯著性水平為 0.05 的假設上通過檢驗。表6中，EDI系數為-0.749，經過標準化后的系數為-0.134，與托賓Q值為負相關，但其顯著性概率為0.19，大于0.1，未通過T檢驗，原假設不成立，即環境會計信息披露對企業價值沒有顯著影響，但是總資產和托賓Q值為負相關，并通過了T檢驗，說明針對京津冀上市的32家工業企業來說，公司規模對企業價值的影響顯著。

五、 研究結論及建議

（一）研究結論

本文以2012年至2014年京津冀地區32家上市工業企業作為研究樣本，結果顯示：環境會計信息披露指數作為自變量未通過檢驗，與因變量托賓Q值不成負相關，研究假設不成立。究其原因，首先內部原因可能是這些工業企業在傳統業務盈利能力減弱的時候，會轉變發展戰略，實行轉型，環境信息披露的意識得到增強，有利于加強自身的競爭優勢，提高企業在社會公眾中的形象；其次京津冀一體化的發展戰略受到相關部門的重視，上升到國家戰略層面，對環境會計信息披露制度不斷完善，這些外部因素促使企業披露環境會計信息，并受到政府部門的支持，企業價值也在提高。

六、 建議

為規范企業環境會計信息披露和提升企業價值，可以考慮內外兩個因素：從外部因素來看，政府部門應完善環境信息披露相關的法律法規和對應的獎懲機制，彌補會計準則在環境會計方面的不足，從環境會計信息披露的內容、方法和以貨幣計量的核算上做出更為統一細化的規定，同時還要考慮各行業各地區的差異性，恰當地對環境會計信息進行反映。從內部因素考慮，提高企業的環保意識，認識到綠色經濟發展的必要性，堅持走可持續發展道路，不能因眼前的利益而放棄的長遠利益，同時作為信息的披露方要講誠信，實事求是反映企業狀況，為利益相關者提供真實客觀的環境會計信息，以利于其做出相關決策。J

參考文獻：

[1]Nola Buhr.A Structuration View on the Initiation of Environment Reports[J].Critical Perpectives on Accounting，2002.

[2]Al-Tuwaijri S A，Christensen T E，Hughes K E. The relations among environmental disclosure， environmental performance，and economic performance：a simultaneous equations approach[J].Accounting，Organizations and Society，2004，29（5/6）：447-471.

[3]Nilsson H，Hassel L，Nyquist S. The value relevance of environme

ntal performance[J].European Accounting Review，1983，58（3）：521-538.

[4]Clarkson P，Elijidoten E，Kloot L. Extending the application of stak

eholder influence strategies to environmental disclosures[J].Accounting， Auditing & Accountability Journal，2010，23（8）：1032-1059.

[5]林曉華，唐久芳.企業財務狀況對環境信息披露影響的實證[J].統計與決策，2011，（4）：147-149.

[6]楊璐璐，蘇巧玲.環境會計信息披露對企業價值影響分析[J].財會通訊，2013，（21）：10-12.

[7]胡珍珍，高民芳.環境會計信息披露對企業價值的影響——以陜西省上市公司為例[J].西安工程大學學報，2014，28（6）：776-780.

[8]游春暉.環境信息披露、市場化進程與企業價值——來自中國化學制品行業上市公司的經驗證據[J].中國注冊會計師，2014，（2）：53-57.

[9]蔣鄰鳳.企業價值與企業環境會計信息披露相關性研究[J].會計之友，2010，（2）：79-82.

[10].田芳.中外環境會計信息披露比較研究及啟示[J].商業會計，2011，（21）：20-22.