環(huán)境信息披露對(duì)公司績效的影響研究

趙丹丹

（黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，大慶 163319）

環(huán)境信息披露是社會(huì)監(jiān)督企業(yè)是否履行環(huán)保責(zé)任的重要手段。我國政府已出臺(tái)相關(guān)法律法規(guī)來規(guī)范企業(yè)環(huán)境信息披露，但仍有部分企業(yè)為提升公司聲譽(yù)和績效，存在環(huán)境信息“漂綠”行為，潘安娥[1]指出環(huán)境信息“漂綠”是一種形式上適應(yīng)而實(shí)質(zhì)上對(duì)抗的環(huán)境責(zé)任響應(yīng)方式。2009~2016 年，《南方周末》多次發(fā)布“漂綠榜”，其中中石油、可口可樂等企業(yè)多次榜上有名。然而，企業(yè)應(yīng)該如實(shí)披露環(huán)境信息還是漂綠披露環(huán)境信息？究竟環(huán)境信息披露對(duì)公司績效有何影響？趙海燕[2]認(rèn)為約束企業(yè)自身環(huán)境污染行為，只靠制度還不夠，需企業(yè)自身意識(shí)到向社會(huì)公眾如實(shí)披露環(huán)境信息的價(jià)值所在。以往研究已多角度分析環(huán)境信息披露對(duì)公司績效的影響，但研究環(huán)境信息披露對(duì)公司長短期績效產(chǎn)生何種影響以及對(duì)其影響的制度因素較少，因此，研究具有重大意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 環(huán)境信息披露與公司績效

利益相關(guān)者理論[3-4]、信號(hào)傳遞理論[5-7]、聲譽(yù)機(jī)制理論[8-9]是探究環(huán)境信息披露與公司績效之間存在何種關(guān)系的基礎(chǔ)理論。利益相關(guān)者理論認(rèn)為股東或者機(jī)構(gòu)投資者作出投資決策時(shí)會(huì)根據(jù)已掌握的企業(yè)信息分析其未來發(fā)展前景。因此，重污染企業(yè)為了提升競爭力，緩解公眾及其他利益相關(guān)者對(duì)公司的負(fù)面評(píng)價(jià)，通常會(huì)主動(dòng)向社會(huì)披露環(huán)境信息。信號(hào)傳遞理論認(rèn)為由于存在信息不對(duì)稱問題，利益相關(guān)者可能無法獲得企業(yè)真實(shí)可靠的環(huán)境信息，部分重污染企業(yè)為了不暴露環(huán)境污染行為，選擇不公開環(huán)境信息，一旦被揭露這必然嚴(yán)重負(fù)向影響公司績效。聲譽(yù)機(jī)制理論認(rèn)為較高的環(huán)境信息披露水平有利于增加媒體對(duì)公司的正面曝光度，有效提升公司的社會(huì)公信力，有助于提升公司的短期績效與長期績效。基于上述分析，文章提出以下假設(shè)：

H1：環(huán)境信息披露對(duì)公司績效具有顯著正向影響，即積極披露環(huán)境信息的企業(yè)，其短期績效和長期績效相對(duì)更好。

1.2 股權(quán)性質(zhì)、環(huán)境信息披露與公司績效

研究認(rèn)為，公司對(duì)外披露的環(huán)境信息對(duì)其短期績效與長期績效的影響可能會(huì)因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同而存在顯著差異。國有控股上市公司大多由國家和地方政府直接出資或參與控股，與政府部門聯(lián)系較為緊密且具有更強(qiáng)的社會(huì)服務(wù)屬性，通常會(huì)發(fā)揮模范帶頭作用積極公開高質(zhì)量的環(huán)境信息。但是，非國有控股上市公司大多以盈利為主要目的，通常不積極披露環(huán)境相關(guān)信息。但也不乏存在部分非國有上市公司為了謀求更好的發(fā)展，會(huì)積極對(duì)外披露環(huán)境信息。由于國有企業(yè)特殊的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，非國有企業(yè)若積極披露環(huán)境信息對(duì)公司績效的影響可能會(huì)更加顯著?；谏鲜龇治?，提出以下假設(shè)：

H2：環(huán)境信息披露對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司績效的影響效應(yīng)存在顯著差異，即對(duì)非國有企業(yè)的影響比國有企業(yè)更為顯著。

1.3 政府補(bǔ)助、環(huán)境信息披露與公司績效

企業(yè)創(chuàng)新不僅取決于企業(yè)自身，與國家的扶持政策也息息相關(guān)。因此，各級(jí)政府通常會(huì)設(shè)置專項(xiàng)補(bǔ)助資金扶持相關(guān)企業(yè)發(fā)展，政府確定補(bǔ)助對(duì)象名單時(shí)仍存在信息不對(duì)稱問題。一些企業(yè)為獲得高額補(bǔ)助資金，往往會(huì)最大限度的迎合政府，一旦獲得政府補(bǔ)助資金，其會(huì)通過加大研發(fā)資金投入力度、主動(dòng)對(duì)外披露相應(yīng)的環(huán)境信息，降低公司與利益相關(guān)者之間的信息不對(duì)稱程度，樹立良好的社會(huì)聲譽(yù)，爭取連續(xù)獲得高額的政府補(bǔ)貼資金，最終會(huì)對(duì)公司短期績效與長期績效產(chǎn)生積極的正面影響。但是，部分污染環(huán)境較為嚴(yán)重的企業(yè)選擇不對(duì)外公開環(huán)境信息，降低利益相關(guān)者對(duì)公司的信任程度，最終會(huì)對(duì)公司績效產(chǎn)生負(fù)面影響?；谏鲜龇治?，提出以下假設(shè)：

H3：環(huán)境信息披露對(duì)獲取政府補(bǔ)助不同的公司績效的影響效應(yīng)存在顯著差異，即對(duì)政府補(bǔ)助較高公司的影響比其他公司更為顯著。

1.4 機(jī)構(gòu)投資者持股、環(huán)境信息披露與公司績效

如果機(jī)構(gòu)投資者持有公司股票的比例相對(duì)較高，他們可以直接以股東的身份參與公司的日常治理，機(jī)構(gòu)投資者往往會(huì)從自身利益出發(fā)對(duì)公司治理過程進(jìn)行有效監(jiān)督，有利于公司發(fā)展。而對(duì)于部分重污染企業(yè)而言，他們會(huì)通過提高環(huán)境信息披露質(zhì)量、加大排污減排設(shè)備更新改造等措施吸引機(jī)構(gòu)投資者，形成一個(gè)良性循環(huán)最終有助于提升公司績效?；谏鲜龇治?，提出以下假設(shè)：

H4：環(huán)境信息披露對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股不同的公司績效的影響效應(yīng)存在顯著差異，即對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股較高公司的影響比其他公司更為顯著。

2 數(shù)據(jù)來源及研究設(shè)計(jì)

2.1 研究樣本及數(shù)據(jù)來源

選取2009~2019 年重污染企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，并按照以下方式對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選整理：（1）剔除ST、*ST 的公司樣本數(shù)據(jù)；（2）剔除2009 年以后上市的公司樣本數(shù)據(jù)；（3）剔除存在異常值的公司樣本數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)來源于上市公司年報(bào)、巨潮資訊網(wǎng)、萬德和國泰安數(shù)據(jù)庫，為了避免樣本數(shù)據(jù)中極端數(shù)值對(duì)研究結(jié)論準(zhǔn)確性造成影響，對(duì)選取的所有變量在上下1%水平上進(jìn)行了縮尾處理。

2.2 主要變量定義及研究設(shè)計(jì)

（1）被解釋變量。參照唐國平、任力、宋曉華、何平林以及楊廣青等[10-14]的做法，選用公司短期績效（ROA）與公司長期績效（Tobin’s Q）作為被解釋變量。

（2）解釋變量。參照畢茜、徐素波、李志斌、葉陳剛、張秀敏等[15-19]的做法，選擇環(huán)境信息披露情況（Env）作為核心解釋變量。

（3）分組變量。參照李志斌、葉陳剛等[17-18]的做法，在數(shù)據(jù)模型中設(shè)定以下三個(gè)分組變量：第一，股權(quán)性質(zhì)（Soe，國有企業(yè)取值為1，否則為0），即樣本數(shù)據(jù)按照公司性質(zhì)劃分為國有公司與非國有公司；第二，政府補(bǔ)助（Subsidy），即樣本數(shù)據(jù)按照公司當(dāng)年獲得的政府補(bǔ)助金額劃分為政府補(bǔ)助較高的公司與政府補(bǔ)助較低的公司；第三，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Institution），即樣本數(shù)據(jù)按照公司機(jī)構(gòu)投資者持股比例劃分為機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的公司與機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的公司。

（4）控制變量。參照楊廣青、葉陳剛、張長江等[14，18，20]的做法，在研究模型中選取了以下控制變量：公司規(guī)模（Size）、股權(quán)集中度（Top1）、流動(dòng)比率（Lr）、速動(dòng)比率（Qr）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、權(quán)益乘數(shù)（Stock）、獨(dú)立董事比例（Idr）、監(jiān)事會(huì)人數(shù)（Cs）。同時(shí)，還設(shè)定了行業(yè)（Ind）和年度（Year）虛擬變量，具體變量說明如表1 所列示。

為檢驗(yàn)環(huán)境信息披露情況對(duì)公司績效的影響，設(shè)計(jì)了（1）和（2）兩個(gè)實(shí)證研究模型：

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表1 可以看出公司短期績效（ROA）最大值和最小值分別為0.227、-3.570，長期績效（Tobin’s Q）最大值和最小值分別為8.366、0.870，說明樣本的短期績效與長期績效存在顯著差異；公司規(guī)模（Size）最大值和最小值分別為26.466 和19.218，說明樣本規(guī)模存在差異但差距不大；股權(quán)集中度（Top1）最大值和最小值分別為0.779 和0.083，二者數(shù)值差距較大，表明不同公司第一大股東持股比例存在顯著性差異，部分企業(yè)存在一股獨(dú)大的現(xiàn)象；流動(dòng)比率（Lr）最大值、最小值和平均值分別為17.491、0.185、2.053，速動(dòng)比率（Qr） 最大值、最小值和平均值分別為15.602、0.113、1.614，從數(shù)據(jù)中可以看出樣本企業(yè)在流動(dòng)比率與速動(dòng)比率指標(biāo)上存在顯著差異且差距較大；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）最大值、最小值與平均值分別為0.893、0.047、0.472，雖然均值小于50%，但最大值與最小值差異明顯，說明樣本整體存在資金利用不充分的狀態(tài)；權(quán)益乘數(shù)（Stock）最大值、最小值分別為12.947、-1.114，說明樣本中存在財(cái)務(wù)杠桿率較高、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較大的企業(yè)；獨(dú)立董事比例（Idr）最大值、最小值與平均值分別為0.571、0.273、0.367，監(jiān)事會(huì)人數(shù)（Cs）最大值、最小值與平均值分別為9、2、3.96，表明樣本獨(dú)立董事比例與監(jiān)事會(huì)人數(shù)存在一定差異但整體差距不大。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)分析Table 1 Variable instruction and descriptive statistics

3.2 回歸分析

環(huán)境信息披露情況與公司短期績效、長期績效的主檢驗(yàn)回歸分析結(jié)果如表2 所列式。由于環(huán)境信息披露情況對(duì)公司績效的影響通常是指上年公司是否披露環(huán)境數(shù)據(jù)對(duì)本年公司績效的影響，說明環(huán)境信息披露對(duì)公司績效的影響具有一定的滯后性，因此，對(duì)樣本進(jìn)行了滯后一期處理。第二列的回歸分析結(jié)果表明，環(huán)境信息披露情況（Env）與公司短期績效（ROA）之間的回歸分析系數(shù)為0.021，在1%水平上顯著為正，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1；第三列的回歸分析結(jié)果表明，環(huán)境信息披露情況（Env）與公司長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.548，在1%水平上顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H1。與此同時(shí)，回歸分析結(jié)果還表明積極對(duì)外披露環(huán)境信息可以增加信息透明度，從而有助于提升公司長期績效。

表2 環(huán)境信息披露與公司績效Table2 Environmental information disclosure and company performance

3.3 分組檢驗(yàn)

3.3.1 股權(quán)性質(zhì)、環(huán)境信息披露與公司績效

根據(jù)表3 中第二至第三列數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境信息披露情況（Env）與國有企業(yè)短期績效（ROA）之間的回歸分析系數(shù)為0.009 且在1%水平上顯著、與非國有企業(yè)短期績效（ROA） 之間的回歸分析系數(shù)為0.014 且在1%水平上顯著，從回歸系數(shù)及顯著性水平綜合來看，環(huán)境信息披露情況對(duì)非國有企業(yè)短期績效的影響要更加顯著，初步驗(yàn)證了假設(shè)H2；表3中第四至第五列數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境信息披露情況（Env）與國有企業(yè)長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.191 且在1%水平上顯著、與非國有企業(yè)長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.206 且在5%水平上顯著，從回歸系數(shù)及顯著性水平綜合來看，環(huán)境信息披露情況對(duì)非國有企業(yè)長期績效的影響要更加顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H2。綜上所述，環(huán)境信息披露情況對(duì)非國有企業(yè)短期績效與長期績效的影響要顯著優(yōu)于國有企業(yè)，即積極對(duì)外披露環(huán)境信息情況更有利于提升非國有企業(yè)的績效。

表3 股權(quán)性質(zhì)、環(huán)境信息披露與公司績效Table 3 Nature of equity，environmental information disclosure and company performance

3.3.2 政府補(bǔ)助、環(huán)境信息披露與公司績效

根據(jù)表4 中第二至第三列數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境信息披露情況（Env） 與政府補(bǔ)助較高企業(yè)短期績效（ROA）之間的回歸分析系數(shù)為0.014 且在1%水平上顯著、與政府補(bǔ)助較低企業(yè)短期績效（ROA）之間的回歸分析系數(shù)為0.007 且在5%水平上顯著，從回歸系數(shù)及顯著性水平綜合來看，環(huán)境信息披露情況對(duì)政府補(bǔ)助較高企業(yè)短期績效的影響要更加顯著，初步驗(yàn)證了假設(shè)H3；表4 中第四至第五列數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境信息披露情況（Env）與政府補(bǔ)助較高企業(yè)長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.190 且在1%水平上顯著、與政府補(bǔ)助較低企業(yè)長期績效（Tobin’s Q） 之間的回歸分析系數(shù)為0.042 且在10%水平上顯著，從回歸系數(shù)及顯著性水平綜合來看，環(huán)境信息披露情況對(duì)政府補(bǔ)助較高企業(yè)長期績效的影響要更加顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H3。綜上所述，環(huán)境信息披露情況對(duì)政府補(bǔ)助較高企業(yè)短期績效與長期績效的影響要顯著優(yōu)于政府補(bǔ)助較低企業(yè)，即積極對(duì)外披露環(huán)境信息情況更有利于提升政府補(bǔ)助較高公司的績效。

3.3.3 機(jī)構(gòu)投資者持股、環(huán)境信息披露與公司績效

表5 中第二至第三列數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境信息披露情況（Env）與機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高企業(yè)短期績效（ROA）之間的回歸分析系數(shù)為0.048 且在5%水平上顯著、與機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低企業(yè)短期績效（ROA） 之間的回歸分析系數(shù)為0.006 且在10%水平上顯著，從回歸系數(shù)及顯著性水平綜合來看，環(huán)境信息披露情況對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高企業(yè)短期績效的影響要更加顯著，初步驗(yàn)證了假設(shè)H4；表5 中第四至第五列數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境信息披露情況（Env）與機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高企業(yè)長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.201 且在1%水平上顯著、與機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低企業(yè)長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.082 且在10%水平上顯著，從回歸系數(shù)及顯著性水平綜合來看，環(huán)境信息披露情況對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高企業(yè)長期績效的影響要更加顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H4。綜上所述，環(huán)境信息披露情況對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高企業(yè)短期績效與長期績效的影響要顯著優(yōu)于機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低企業(yè)，即積極對(duì)外披露環(huán)境信息情況更有利于提升機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高企業(yè)的績效。

表4 政府補(bǔ)助、環(huán)境信息披露與公司績效Table 4 Government subsidies，environmental information disclosure and company performance

表5 機(jī)構(gòu)投資者持股、環(huán)境信息披露與公司績效Table 5 Institutional investor share-holding，environmental information disclosure and company performance

續(xù)表5 機(jī)構(gòu)投資者持股、環(huán)境信息披露與公司績效Continued table 5 Institutional investor share-holding，environmental information disclosure and company performance

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

研究認(rèn)為積極披露環(huán)境信息的公司可能與未披露環(huán)境信息的公司在某些特性上存在差異，為了緩解這類遺漏變量和內(nèi)生性問題，選用差分GMM 模型對(duì)主檢驗(yàn)重新進(jìn)行回歸分析處理，差分GMM 模型得出的回歸分析結(jié)果如表6 所列式。其中，第二列的回歸分析結(jié)果表明，環(huán)境信息披露情況（Env）與公司短期績效（ROA）之間的回歸分析系數(shù)為0.114，在5%水平上顯著為正，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1；第三列的回歸分析結(jié)果表明，環(huán)境信息披露情況（Env）與公司長期績效（Tobin’s Q）之間的回歸分析系數(shù)為0.264，在1%水平上顯著為正，再次驗(yàn)證了假設(shè)H1。綜合分析來看，環(huán)境信息披露情況（Env） 與公司短期績效（ROA）、長期績效（Tobin’s Q）均有顯著正向影響，說明公司積極披露環(huán)境相關(guān)信息有助于提升公司績效，表明文章主體檢驗(yàn)得出的研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 6 Robustness test

續(xù)表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Continued table 6 Robustness test

4 研究結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境信息披露對(duì)公司短期績效與長期績效均有顯著正向影響，并且對(duì)公司長期績效的影響更加顯著；（2）環(huán)境信息披露對(duì)公司短期績效和長期績效的影響會(huì)因股權(quán)性質(zhì)、政府補(bǔ)助和機(jī)構(gòu)投資者持股比例不同而存在差異；（3）環(huán)境信息披露對(duì)非國有控股上市公司、政府補(bǔ)助較高公司和機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高公司的短期績效和長期績效影響更加顯著。因此，企業(yè)應(yīng)該積極如實(shí)披露環(huán)境信息，切實(shí)加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)管理，堅(jiān)持走可持續(xù)發(fā)展道路，實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長雙贏格局。與此同時(shí)，政府相關(guān)部門應(yīng)該充分認(rèn)識(shí)到環(huán)境信息披露和企業(yè)績效之間關(guān)系的特殊性，可以根據(jù)不同企業(yè)的特點(diǎn)，采取針對(duì)性措施，充分發(fā)揮監(jiān)管的職能，把監(jiān)管落在實(shí)處，建立完善的環(huán)境信息披露制度，從而有效提升上市公司環(huán)境信息披露的真實(shí)性、可靠性。