江蘇上市公司環境信息披露及其價值的關系研究

駱陽 周星羽

摘 要：本文選取2016-2019年江蘇A股上市公司為研究樣本，實證研究企業環境信息披露與企業價值的相關性。結果表明：江蘇上市公司環境信息披露對企業價值存在跨期正向影響，即前一期環境信息披露水平與當期企業價值呈正相關關系。

關鍵詞：江蘇上市公司;環境信息披露;企業價值

一、引言

企業作為微觀經濟的主體，既是社會財富的創造者，也是環境污染的主要源頭。在國家日益重視環境問題，社會公眾環保意識日漸覺醒趨勢下，企業發展必須協調好經濟效益與環境效益關系，在生產經營過程中主動承擔必要的環境責任，并履行環境信息披露義務。環境信息披露的透明度、質量與水平可以體現出公司社會責任的履行情況，直接影響著公司形象和經濟績效，進而影響著公司價值。對上市公司來講更是如此。上市公司的利益相關者要利用包括環境信息在內的所有信息對企業未來發展進行判斷，對企業價值進行評估，進而做出科學決策。上市公司環境信息披露對企業價值有何影響？當前企業環境信息披露對企業價值影響已引起學術界和實務界廣泛關注，學術界就這一問題已開展大量研究，尚未達成一致，也沒有針對江蘇上市公司相關問題的研究。本文正是從這一角度出發，利用江蘇A股上市公司2016-2019年數據，實證研究企業環境信息披露與企業價值的相關性，以促進企業環境責任履行，規范企業環境信息披露，提升企業環境信息披露對企業價值的影響效果。

二、文獻綜述

從國內外文獻來看，學術界已經開展了大量環境信息披露與企業價值關系及其內在影響機制的研究，但并未得出主流學者廣泛認可的結論。這說明環境信息披露與企業價值之間具有相當復雜的內在關聯，當前研究尚不充分，還有較大進一步研究的空間。本文基于此研究成果，以發展比較成熟的、具有代表性的江蘇上市公司為研究樣本，檢驗環境信息披露與企業價值的相關關系。

三、研究假設

基于信號傳遞理論，企業通過披露自身環境信息，將環境責任履行狀況傳遞給各利益相關者，做到形象好壞與在市場中競爭力高低的區分。在環境信息不對稱的情況下，企業環境信息披露正是體現其環境責任履行程度的重要標志。積極進行環境信息披露的企業，向社會傳遞出自身環境責任履行到位，環保工作開展充分，從而樹立良好企業形象，增強企業聲譽和社會認可度，吸引更多發展資源，提升企業價值，增強市場競爭力，實現更好發展;反觀披露情況不盡如人意的企業，沒有信心將企業的環境責任履行情況公之于眾，擔心環境信息披露會給企業造成負面影響，使得利益相關者無法全面了解企業環境責任履行情況，無法把握企業所面臨的環境風險，影響利益相關者對企業資源投入的積極性，不利于企業價值提升和長遠發展。企業對外披露環境信息后，利益相關者對這些信息有一個獲取、甄別、消化及決策的過程，這都需要時間。企業收到利益相關者的反饋，到企業價值的轉化完成也需要反應時間。企業環境信息披露對企業價值的影響不僅僅存在于當期，更有助于增強企業潛在競爭力，促進后續期間企業價值的提升。張兆國等研究表明企業當期社會責任對后期財務績效具有正向影響效應。鄧洪丞研究發現企業承擔社會責任能夠提升企業價值，但這種提升作用具有一定滯后性。因此，本文提出假設：環境信息披露對企業價值存在跨期正向影響，即前一期環境信息披露水平與當期企業價值呈正相關關系。

四、研究設計

（一）數據來源與樣本選取

本文以2016-2019年江蘇A股上市公司作為初選樣本，剔除2016年之后上市公司、ST公司、數據不全公司后，得到259家公司的777個年觀測值。數據從巨潮資訊網、上海證券交易所網站、深圳證券交易所網站及國泰安數據庫獲取。由于假設環境信息披露對企業價值存在跨期影響，將環境信息披露數據研究期間設定為2016-2018年，其余變量的樣本數據研究期間則為2017-2019年。用Excel 2010和STATA 16.0進行數據處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。借鑒已有研究成果，本文采用學術界常用的 Tobin Q值代表企業價值。Tobin Q值是企業的市場價值與資本重置成本的比率，其數值可以預測企業未來創造利潤的能力;同時它反映了投資者對企業成長性的市場評價。Tobin Q值越高，表明企業的投資價值越大，市場價值越高。

2.解釋變量。參照多數學者的做法，本文用環境信息披露指數（EDI）衡量企業環境信息披露水平。根據前述假設，將環境信息披露指數（EDI）滯后一期處理，記作EDIt-1。由于我國目前缺少第三方權威機構對上市公司環境信息披露水平的評價，所以內容分析法在理論界被廣泛采用。本文也采用這個主流方法，構建環境信息披露指數（EDI）。借鑒姚圣的研究方法，結合樣本企業年度報告與社會責任報告等獨立報告，將環境信息披露內容分為環保補助、撥款與稅收減免、環保性資本投入、環保訴訟、罰款、賠償、獎勵、環境政策及目標、資源消耗、污染物排放、節能減排成果及措施、廢物處置及回收利用、環保宣傳教育培訓、環保認證、環保設施建設及運行、環保政策影響十二個條目，按照權重一致，一般定性披露1分，非貨幣化定量或詳細定性披露2分，貨幣化披露3分，未披露0分進行評分，滿分為36分。

3.控制變量。參考國內外學者的現有研究成果，本文選取企業規模、財務杠桿、盈利能力、股權集中度、產權性質作為控制變量。變量匯總詳見表1。

（三）模型構建

基于上文分析，構建如下回歸模型：

Tobin Q=α+β1EDIt-1+β2Ln=Size+β3LEV+

β4ROA+β5CR 10+β6OWNER+ε

其中，Tobin Q是被解釋變量，EDIt-1是解釋變量，α是常數項，β1是解釋變量EDIt-1的回歸系數，β2～β6是控制變量LnSize、LEV、ROA、CR 10和OWNER的回歸系數，ε是模型殘差項。

五、實證分析

（一）描述性統計

表2顯示了各研究變量描述性統計結果。企業價值（Tobin Q）最大值為44.01，最小值為0.598，平均值為1.824，標準差為1.864分，表明江蘇上市公司企業價值離散程度較大，差距較為懸殊。前一期環境信息披露指數（EDIt-1）的平均值為6.875，說明江蘇上市公司環境信息披露總體水平不高，尚不及最佳得分的20%;最大值為28，最小值為0，分值相差28，標準差為6.257，說明各上市公司間環境信息披露水平差距較大，甚至個別公司根本沒有披露環境信息。企業規模（LnSize）的最大值為14.07，最小值為4.663，標準差為1.206，表明江蘇上市公司存在較大的資產規模差異。財務杠桿（LEV）的平均值為0.425，最大值為0.977，最小值為0.0289，說明江蘇上市公司總體債務水平較為合理，但公司間債務水平差距較大，個別公司接近零債務，也有的公司債務比例接近100%。盈利能力（ROA）的最小值為-0.811，最大值為0.197，平均值為0.0208，標準差為0.066，體現出各家公司的盈利能力差異較大，但總體處于盈利狀態，且盈利能力普遍不高。股權集中度（CR 10）的最大值為0.916，最小值為0.243，平均值為0.576，說明各家公司股權處于較為集中狀態。企業性質（OWNER）的平均值為0.247，表明江蘇上市公司大部分是非國有企業。

（二）相關性分析

確保模型不存在多重共線性問題是對模型進行多元回歸分析的前提，所以對變量進行了相關性分析。變量的相關系數詳見表3。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。下同。

由表3可以看出，企業價值（Tobin Q）與前一期環境信息披露指數（EDIt-1）在1%水平上顯著正相關，且相關系數為0.102，意味著企業前一期環境信息披露水平正向影響當期企業價值，假設H1得到初步驗證。企業價值（Tobin Q）與盈利能力（ROA）和企業性質（OWNER）在1%的水平上顯著正相關;與股權集中度（CR 10）在10%的水平上顯著正相關;而與企業規模（LnSize）、財務杠桿（LEV）則在1%的水平上顯著負相關。另外，表3顯示最大相關系數為0.538，其余相關系數處于0.1-0.3之間，說明不存在多重共線性問題。

（三）回歸分析

運用 STATA 16.0軟件，把企業價值（Tobin Q）作為因變量，對樣本數據進行有層次地分析：首先把5個控制變量作為自變量，代入到回歸模型（1）中，進行第一次回歸;然后在前述已有的自變量基礎上，加入前一期環境信息披露指數（EDIt-1）進行第二次回歸。 第一次回歸的調整后R2為12.85%，第二次為14.76%，明顯第二次數值較大，說明其擬合效果較好;第一次回歸的F值為14.34，而第二次回歸的F值為15.19，兩次回歸的P值都小于1%，說明兩個模型的顯著性均很高。前一期環境信息披露指數（EDIt-1）的回歸系數為0.044，P值小于1%，表明前一期環境信息披露指數（EDIt-1）與企業價值（Tobin Q）在1%水平上顯著正相關，假設H1得以驗證，即企業環境信息披露對企業價值存在跨期正向影響，表明江蘇上市公司前一期環境信息披露對當期企業價值產生積極影響，環境信息披露能長期促進企業價值提升。在控制變量中，企業規模（LnSize）與企業價值（Tobin Q）在1%水平上呈顯著負相關，表明企業規模逆向影響企業價值，該結論也在汪冬梅的回歸中得到驗證，這可以理解為規模小的企業具有潛在的發展空間，因而企業價值也有更廣的提升范疇。盈利能力（ROA）與企業價值（Tobin Q）在1%的水平上顯著正相關，說明盈利能力強弱直接影響著企業價值的大小，企業增強盈利能力是提升企業價值的重要渠道。企業性質（OWNER）和股權集中度（CR 10）與企業價值（Tobin Q）分別在10%與5%的水平上顯著正相關，表明國有企業加大環境信息披露力度更能有效提升企業價值，且股權集中情況與企業價值也存在因果關系。財務杠桿（LEV）與企業價值（Tobin Q）沒有明顯相關關系，前者對后者的解釋程度不是很強，企業若想提高自身價值，不應將大量精力放在債務融資上。

（四）穩健性檢驗

首先替換被解釋變量。前文使用市值/年末總資產賬面價值作為企業價值（Tobin Q）的計算方法，現在使用市值/（資產總計-無形資產凈額-商譽凈額）替代，用Tobin Q表示，將該變量代入到（1）式中，對其進行回歸分析發現，前一期環境信息披露指數（EDIt-1）與企業價值（Tobin Q）存在正相關關系，且在1%水平上顯著。其次，替換控制變量。前文中作為控制變量的盈利能力，其測度指標是總資產凈利率（ROA），現替代為凈資產收益率（ROE），然后在上一步企業價值（Tobin Q）替換為企業價值（Tobin Q）的基礎上，將該控制變量代入到（1）式中，再進行回歸，分析發現二者仍然在1%水平上顯著正相關。兩次檢驗結果均與前文結論一致，模型的可靠性得到了驗證，說明模型穩健性良好。

六、結論及建議

基于江蘇A股上市公司2016-2019年數據，構建多元回歸模型對環境信息披露與企業價值的相關性進行實證分析，得出以下結論：江蘇上市公司環境信息披露對企業價值存在跨期正向影響，即前一期環境信息披露水平與當期企業價值呈正相關關系。鑒于此，提出如下建議：

（一）政府角度

首先，完善環境信息披露法律法規。政府應以立法形式引導環境信息披露，制定與之相關的法律法規和規章制度，規范企業環境行為，強制企業披露環境信息。缺少法律法規的約束，企業披露的環境信息就缺乏質量保證，甚至沒有價值。政府部門要及時完善相關法律、法規，明確環境信息披露的內容、標準與方式等，督促企業主動承擔環境責任。其次，加強政府監管?，F有研究表明，政府對企業環境信息公開監管力度越大，越有助于提升企業環境信息披露質量。政府監管的加強，也能更好地引導社會各方力量對企業環境行為及其環境信息披露的協同監督。一方面，政府對環保不達標或環境信息披露質量差的企業，加大懲處和曝光力度，促使企業主動改善環境業績，發揮主觀能動性承擔環境責任，積極開展環境信息披露;另一方面，政府對環境責任履行好，環境信息披露質量高的企業給予物質及精神獎勵，樹為典型，引導其他企業學習。

（二）企業角度

首先，提升環境信息披露的自主性。企業應調動自身的環保積極性，主動履行環保職責，對政府沒有要求披露的環境信息也要自主披露，最大限度地將環境信息呈現給信息需求者，以便于信息需求者全面了解企業環保行為，進而樹立企業良好形象。其次，加大環保投入。隨著政府對環保要求日益提升，企業必須撥出專項資金對老舊設備進行換代升級，對環保技術加大研發力度，積極推進清潔生產。環保投入的增加，不僅實現政府要求的節能減排目標，也能提高企業自身的環保創新能力，實現企業綠色、協調、可持續發展。再次，加大環境會計的應用。對環境成本、環境收益等進行準確核算，為環境信息披露提供詳實的數據基礎。

【基金項目：江蘇省社會科學基金項目“江蘇上市公司環境信息披露質量提升研究”（項目批準號：17GLB009）?！?/p>

【作者簡介：駱陽，江蘇海洋大學商學院校聘副教授（副主任），在讀博士。周星羽，江蘇海洋大學商學院學生?！?/p>

參考文獻：

[1] 唐國平，李龍會.環境信息披露、投資者信心與公司價值——來自湖北省上市公司的經驗證據[J].中南財經政法大學學報，2011（6）：70-77.

[2] 溫素彬，周鎏鎏.企業碳信息披露對財務績效的影響機理——媒體治理的“倒U型”調節作用[J].管理評論，2017 （11）：183-195.

[3] 張兆國，靳小翠，李庚秦.企業社會責任與財務績效之間的交互跨期影響實證研究[J].會計研究，2013（8）：32-39.

[4] 鄧洪丞.企業社會責任與企業價值相關性研究[D].燕山大學，2013.

[5] 汪冬梅，孫夢瑤.環境會計信息披露對企業價值的影響及路徑研究——以生物醫藥行業為例[J].中國資產評估，2019（11）：48-56.