环境信息披露、投资者信心与公司价值——来自湖北省上市公司的经验证据

唐国平 李龙会

（中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073）

一、引言

公司信息披露在资本市场中发挥着越来越重要的作用，它是有效解决信息不对称和代理问题的一种重要途径。王跃堂等认为，通常会计信息对投资者具有一定信息含量和价值，而不同类型的信息披露对股价和股票交易量有着不同的影响［1］。Kim和Verrecchia、陈晓和秦跃红提出，环境信息作为一种重要的信息，尤其是随着当前环境问题的日益突出和世界各国对环境保护的重视，公司环境信息的披露正日益受到社会的广泛关注，投资者等利益相关者逐渐提高了环境保护意识，对公司披露环境信息的愿望和环境信息知情权的要求也越来越强烈。因此，加强环境信息披露研究具有重要的现实意义［2］［3］。

公司自愿公开披露其环境信息的行为，不仅是履行社会责任的体现，也是投资者等市场参与者了解公司价值的重要途径和进行投资决策的重要参考依据。同样，环境信息披露的透明度、质量与水平可以体现出公司社会责任的履行情况，而环境绩效作为投资者最为关注的环境信息，它的高低直接影响着公司形象和经济绩效，进而影响着公司价值。因此，理性的投资者一般会从公司披露的环境信息中甄别和洞察有用的信息，作为他们投资决策的依据。可见，环境信息披露行为与质量在一定程度上发挥了市场机制的作用，对投资者决策和公司价值产生一定影响。因而，加强环境信息披露研究具有重要的理论意义。

有关企业环境信息披露的研究在我国已经成为一大热点。现阶段的研究成果主要体现在以下方面：第一，早期的研究主要采用规范研究方法，如李祥义、孟凡利、耿建新和焦若静指出了环境会计信息披露的重要性，初步探讨了环境信息披露的内容、形式、核算方式［4］［5］［6］。第二，袁亚丽和马存利对企业环境信息披露的动因研究或经济学分析［7］［8］。第三，王建明、沈洪涛和李余晓璐采用描述性统计或案例分析方式分析和描述我国企业环境信息披露的现状［9］［10］。第四，王建明、肖华、张国清吴德军和唐国平对环境信息披露的影响因素分析［11］［12］［13］。第五，沈洪涛和田翠香对环境信息披露的经济后果研究［14］［15］。显然，已有研究成果从不同角度对环境信息披露问题的研究进行了拓展，但研究范围仍然比较狭窄，主要集中在环境信息披露理论框架的分析与构建、环境信息披露的现状和影响因素等方面。此外，在研究方法上，田翠香认为，我国有关环境信息披露的实证研究刚刚起步，现有文献也主要是从各个角度对环境信息披露的影响因素进行了统计检验，或是对现状进行描述性分析［15］，沈洪涛等提出环境信息披露所引起的市场反应和经济后果的研究也局限在理论探讨和环境信息披露对权益资本成本的影响等方面［14］。对此，笔者在已有研究成果的基础上，从环境信息披露的角度出发，结合认知心理学和行为金融学理论，重点考察环境信息披露行为与质量在资本市场中导致的市场反应和经济后果，以期为我国环境信息披露的改进和完善提供经验证据，并为后续研究提供有益的借鉴。

二、理论分析与研究假说

王建明和袁亚丽用于解释环境信息披露动因的理论主要有受托责任论、决策有用论、外部压力论和自愿披露论，他们各自从不同的角度和立场对公司环境信息披露行为作了较合理的解释［11］［7］。受托责任论和决策有用论更多地体现出信息需求者的要求，而外部压力论和自愿披露论则主要是从信息供给者角度出发的。我国企业的环境信息披露行为具有自愿性和强制性的双重特征，因而更多地受到外部压力论和自愿披露论的推动。

刘仁和和陈柳钦提出，现代行为金融理论是在有效金融市场理论基础上，运用认知心理学对投资者行为进行分析，它是有效解释投资者行为的重要理论［16］。该理论认为，人类的经济行为受到诸如信心、懊悔、经验、感觉、态度、意见、注意和期望等心理因素的影响，这些因素随时间和空间的变化而变化，并改变着人们的市场期望和市场决策行为。王春、徐龙炳和龙月娥认为，投资者关注或信心作为投资者所存在的特定心理现象，它会通过投资者投资信念和行为的改变，影响公司股票的交易价格和交易量，进而影响到公司价值［17］［18］。

我国环境信息披露行为具有双重特征。根据外部压力论，考虑到政府和社会公众会直接或间接地对其施加信息披露方面的压力，为确保公司“正当性”不受到威胁、维护公司形象和提升公司价值，公司管理层不得不适当地、有选择性地披露环境信息。但自愿披露理论认为，管理层为避免信息不对称导致的逆向选择给公司带来的损失，公司往往会披露环境方面的“好消息”，以便与其他具有“坏消息”的公司区别开来，或是模糊披露或不披露“坏消息”。杨清香等认为，我国资本市场虽未达到“强式有效”，但我国的机构投资者发展迅速，截至2008年11月，机构投资者持股市值已占流通市价的50%，这说明机构投资者正逐步成为影响我国资本市场发展的一支重要力量［19］。作为理性投资者，机构投资者会理所当然地关注公司的信息披露行为及信息质量。此外，中小投资者由于自身精力和能力所限，他们往往根据自己的投资经验、心理偏好，或“跟风”机构投资者，从而倾向投资于披露了环境信息的公司，以减少风险和获取最大收益。而公司获得了这些投资者的支持就能增大股票市场交易并提升公司价值。本文据此提出如下假设：

假设1：在其他因素相同的情况下，投资者对披露了环境信息的公司比没有披露环境信息的公司具有相对更强的投资信心。

假设2：在其他因素相同的情况下，披露了环境信息的公司与没有披露环境信息的公司相比具有相对较高的市场价值。

由于公司选择性披露环境信息，公司对环境信息的披露不可避免地存在自利性操控行为，因此，理性的投资者一般会从公司披露的环境信息中甄别和洞察有用的信息，作为他们进行投资决策的依据。对此，投资者在观察和评价已经披露了环境信息的公司时，还必须结合其他诸如环境绩效、环境信息的价值相关性程度等质量因素进行深入分析，不能单纯地从公司是否披露了环境信息的角度进行投资决策和评估公司价值。此时，信息披露的透明度、质量和水平成为他们进行投资行为决策的重要影响因素。故本文提出以下假设作为本文研究和检验的重点：

“互联网+教育”为民办高校教育打造优质教学品牌提供了前所未有的机遇，面对“互联网+”平台提供的无限可能，民办高校应该充分利用自身优势，抓住时机，迎接挑战，只有这样才能顺应高校教育改革的新趋势，培养出优秀的民办高校毕业生。

假设3：在其他因素相同的情况下，对披露了环境信息的公司而言，信息披露水平和质量越高，投资者信心越强。

假设4：在其他因素相同的情况下，对披露了环境信息的公司而言，信息披露水平和质量越高，其市场价值越高。

三、研究设计

（一）模型设计

本文采用多元回归模型检验变量之间的关系，设定的模型如下：

模型一：Wholet＝a0＋a1Discloset－1＋aiControlst－1＋ε

模型二：Wholet＝a0＋a1EDIt－1＋aiControlst－1＋ε

模型三：Tobin＇Qt＝a0＋a1Discloset－1＋aiControlst－1＋ε

模型四：Tobin＇Qt＝a0＋a1EDIt－1＋aiControlst－1＋ε

其中，模型一、二分别用于检验假设1、3，模型三、四分别用于检验假设2、4。模型三、四以模型一、二为基础，将被解释变量换成了Tobin＇Q，并删除了ROA这一控制变量。此外，由于解释变量、控制变量与被解释变量之间的数据关系存在时滞，并考虑到本文所选数据的局限性，故本文在对以上变量数据选取时只考虑了滞后一期的情况，而且这样也可避免变量内生性问题。

（二）变量设计

笔者将本文需要使用的变量指标进行了归纳和整理，所选变量指标的选取参考了国内外学者的已有研究成果，并适当进行了取舍和修正，从而使各变量指标具有更好的代表性。各变量及定义如表1所示。

（三）样本选择与数据来源

本文只选取我国深沪市A股中的湖北省上市公司为研究样本。之所以选择湖北省上市公司，其原因在于：一是湖北省位于我国中部，是我国的经济大省之一，而且“武汉城市圈”于2007年底被国家发改委确定为全国资源节约型和环境友好型社会建设的综合配套改革试验区，因此，高红贵和王苏楠分析该省上市公司的环境信息披露情况和检验其环境信息披露的市场反应与经济后果，理应具有显著的意义和代表性［21］；二是截至2010年底，湖北省已有65家上市公司，我们选取了2007～2009年共176个观测值的数据，也符合统计学和计量经济学要求的样本量，因此，本文的实证检验具有统计上的意义。此外，本文以A股上市公司为样本来源，并对样本进行了如下筛选：（1）剔除了金融保险类上市公司；（2）剔除了具有异常值的公司和数据不全的公司；（3）删除了ST公司样本。最终我们得到3年共153个样本，其中2007年、2008年和2009年的样本数分别为51家、47家和55家。

有关环境信息披露的数据，我们采用当前多数学者利用的内容分析法，借鉴王建明设置的环境信息披露内容项目和计分方法，通过查阅各公司的年报，并进行项目打分，最终得到了各公司的环境信息指数（EDI），包括项目直接汇总值和项目加权汇总值［11］。其他数据来自国泰安数据库（CSMAR），数据的统计与检验主要采用的是Excel和SPSS13．0软件。

表1 变量描述表

四、统计分析

（一）描述性统计分析

从表2中，可以得知样本公司环境信息披露的基本状况。在最初统计到的176家样本中，共有123家披露了环境信息，占69．89%，披露比例较高，该结果在一定程度上说明我国上市公司环境披露意识在逐渐增强。

表3显示了本文研究变量的基本信息。其中，环境信息披露指数EDI－1和EDI－2的均值分别只有6．711和6．840，标准差分别为4．884和4．935，最大值与最小值的差异较大，这说明我国大部分上市公司虽然披露了环境信息，但环境信息披露质量从整体上看并不高，样本间的差异较大。根据王建明对2006年沪市A股的统计，EDI－2的均值为2．788，而本文统计出的2007年、2008年和2009年的EDI－2分别为3．302、5．118、6．281。显然，这可以反映出我国环境信息披露的质量总体上虽然还不高，但呈逐年提高趋势。

表2样本分布情况表

（二）单变量分析

相关性分析作为单变量分析，仅揭示了变量两两之间在统计上的相关关系，但可为后文多变量分析提供参考。限于篇幅，表4只列示了模型一主要变量间的Spearman系数和Pearson系数。可以发现，表中各个变量之间的相关系数基本上都在0．5以下；而且我们统计检验也发现各变量的VIF和条件指数都在可接受范围内（VIF都小于3，Index＜30），这些意味着各个变量之间没有重叠性，不存在多重共线性问题。此外，在Pearson相关系数下，Disclose与Whole在10%的显著性水平下显著负相关，体现出披露了环境信息的公司比没有披露环境信息的公司面临着更低的股票年度换手率，这与本文的预期不一致。

表3变量描述性统计表

表4相关系数表

注：（1）表中左下半部分为Spearman系数，右上半部分为Pearson系数。（2）＊、＊＊、＊＊＊分别表示变量间在10%、5%、1%的显著性水平上显著相关（双尾检验），下同。

（三）回归分析

本文采用多元线性回归方法和SPSS13．0软件的统计结果来分析解释变量与被解释变量之间的关系。表5、表6和表7分别是对各模型的回归统计结果。从总体上看，各模型都在1%的显著性水平下通过了F检验，调整后的R2都在20%以上，说明各模型的拟合优度较好，具有一定的解释力；D－W值都位于1．70～2．2之间，各模型残差项不存在自相关现象；各残差散点图（略）的预测值大都位于（－2，2）内，残差项满足线性和方差齐性的特征。以上这些结果都反映了本文研究数据具有统计上的意义。

从表5回归结果表中可以看出，上市公司环境信息披露行为与股票年换手率在10%的显著性水平下呈现出微弱的负相关关系，这说明披露了环境信息的上市公司与未披露环境信息的上市公司相比，面临着较低的股票换手率和较低的投资者信心。这与本文的预期相反，假设1未得到验证。这种关系特征在以上的单变量相关性分析中也得到体现。对二者存在微弱显著负相关的解释是，投资者认为，公司披露环境信息时往往是有选择性地披露“好消息”，而那些具有负面影响的环境信息并没有在报告中得到充分体现。相反，他们会认为那些未进行环境信息披露的公司没有或很少有环境问题，可能更具有良好的市场形象。这也从侧面反映出我国投资者决策更加理性。此外，笔者进一步检验了股票的季度换手率与环境信息披露行为之间的关系。结果发现，环境信息披露行为与各季度股票换手率呈负相关性，但只与第四季度换手率在10%的显著水平下微弱负相关。对其可能的解释是，我国资本市场还未达到“强式”有效，投资者对会计信息的反应比较滞后，而且我国公司年报是在次年4月30号之前才披露完毕，因而环境信息披露的市场反应往往会在第二、三、四季度中得到体现。从表5中也可以看出，Disclose变量下的｜T｜在第二、三、四季度呈现出递增的趋势，这在一定程度上说明我国投资者对环境信息披露行为存在时滞性的市场反应。

表5 模型一回归分析表

从表6中可以得知，对披露了环境信息的上市公司来说，环境信息披露指数与股票年换手率呈现微弱的正相关关系，这说明公司环境信息披露的程度、质量和水平越高，会引起更多的投资者关注。投资者通常会认为，投资该公司会面临较低的市场风险和资本成本，因而对其进行投资的市场信心也越强，这样也造成较高的股票流动性和更多的交易量。这说明假设3得到了验证。同样，从各季度的情况来看，环境信息披露指数与各季度股票换手率正相关，但只与第二、三季度股票换手率在10%的显著性水平下微弱正相关，与第四季度股票换手率在5%显著性水平下正相关，与第一季度换手率正相关，但统计不显著，这在一定程度上也说明我国投资者对环境信息披露质量的市场反应存在时滞性的差异。

从表7可以发现，公司环境信息披露行为与市场价值在10%的显著性水平下微弱正相关，这说明披露了环境信息的公司比没有披露环境信息的公司具有相对较高的市场价值，二者存在系统性差异，这与我们的预期相一致，故假设2得到了验证。同样，公司环境信息披露指数与市场价值微弱负相关，但统计不显著，故假设4未得到验证。这可以从以上的研究结论中理解这种现象出现的原因。因为投资者反应对环境信息的披露行为和质量水平都呈现出微弱的相关性，投资者对披露了环境信息的公司具有相对较低的市场信心，从而公司的股票交易不太活跃，造成公司价值较小幅度的下降；而且投资者对环境信息披露的反应存在时滞性问题，即投资者对公司环境信息披露的判断存在一个缓慢的认知过程，而公司价值的变动却又是个相对长期的过程。因此，环境信息披露只是微弱地影响到了投资者信心和决策，对公司价值的影响在短期内难以得到显著体现。

表6 模型二回归分析表

表7 模型三与模型四回归分析表

（四）稳定性测试

此外，本文还进行了稳定性测试。通过适当增删控制变量，或选择替代指标（如选用EDI＿1代替EDI＿2、市账比MB代替Tobin’Q等），并运用以上模型对假设进行再次回归检验，所得结论与前面的基本保持一致。所不同的是，在验证假设2时，通过剔除控制变量Growth、OCF、Loss和将EDI＿2替换成EDI＿1后，发现只有第二季度的环境信息披露指数与股票换手率统计不显著，其他统计结果与表6的结果基本一致（限于篇幅，稳健性测试表予以省略）。

五、研究结论与启示

本文从环境信息披露的角度，结合行为金融学理论和投资者认知心理学，重点考察了环境信息披露与投资者信心、公司价值之间的关系，对环境信息披露的市场反应和经济后果作了一定的尝试性研究。研究发现，我国进行环境信息披露的上市公司比例较高，公司环境信息披露意识逐年增强；环境信息披露的质量总体上还比较低，但有逐年提高的趋势。公司环境信息披露指数与投资者信心微弱正相关，环境信息披露质量和水平越高，投资者的市场信心越强；而且投资者对公司环境信息披露行为和质量的反应存在一定的时滞性差异，即投资者在第四季度的市场反应明确强于前三个季度。公司环境信息披露行为与公司价值微弱正相关，披露了环境信息的公司具有相对较高的市场价值。在环境问题日益突出的今天，投资者的环保意识逐渐增强，要求公司进行环境信息披露的愿望也越来越强烈。本文的研究结论也证明公司环境信息披露行为和质量水平是影响投资者决策行为和公司价值的重要因素。因此，我国应顺应绿色环保的趋势，加大环境保护力度，并通过制定和完善相关政策法规来进一步规范公司的环境信息披露，确保公司的“绿色经营”和投资者的理性投资。本文研究也存在一定的局限性，本文的大部分假设检验只能在10%的显著性水平下得到验证，这可能较好地反映出了我国现实情况，但也可能与本文只采用湖北省A股上市公司的样本有关，因而较小的样本量统计检验出的结论有待大样本的证实。

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