企业经营绩效对碳信息披露水平的影响研究——基于CDP中国报告沪市A股企业经验数据

赵选民 严冠琼

(西安石油大学油气资源经济与管理研究中心，陕西 西安710065)

0 引言

目前，气候变化已成为全球性的问题，由于温室气体效应引起的地球气候变化，引起了人们对碳素文明的反思。在能源短缺和环境污染日益严重的今天，如何倡导和推进节能减排工作，使高能耗、高污染的传统经济发展方式转变为以低能耗、低污染、低排放为标志的低碳经济，就成为现代企业实现经济与社会可持续发展的必然选择。由于企业既是社会财富的直接创造者，又是碳排放的主要制造者，所以加强企业内部管理，减少企业碳排放已成为目前各国面临的主要问题，而这对于我国这样一个新兴的发展中国家来说尤为重要，也是我国目前亟待解决的首要问题。据碳信息披露项目(以下简称CDP)组织委托商道纵横机构在2008—2011年连续4年对中国上市公司进行的问卷调查报告显示:中国企业在公开信息、与利益相关方沟通方面更为积极和透明，但大多数企业还没有形成清晰的节能减排目标和规划。为此，本文以CDP中国报告涉及的沪市A股企业为样本，并运用实证方法分析了企业经营绩效对碳信息披露水平的影响，以此为我国相关部门制定具体的节能减排政策提供理论依据［1］。

1 文献回顾

目前，国外关于企业环境信息披露方面的研究显示:公司特征对环境信息披露有较大影响，主要包括公司规模、盈利能力、行业类型、财务杠杆、所有权结构等［2］83－111。其中，Ayuso 和 Larrinaga的研究发现:进行环境信息披露的企业往往具有规模较大、行业敏感等特征，与其盈利水平关系不显著［3］184－214;Lucas和 Wilson 研究了服务行业环境管理与其财务业绩之间的关系［4］32－44;Doran 和Quinn指出:碳信息披露报告对于公司财务和资产价值具有一定的影响［5］101－147;Dualiwal等研究得出:以前年度权益资本成本较高的公司具有较高披露社会责任报告的动机，且社会责任的披露有助于公司权益资本成本的降低［6］59－100。

国内有关碳信息披露的研究相对滞后，目前主要是以国际碳信息披露项目为样本，研究构建我国的碳信息披露框架、分析碳信息披露内容［7］77－80，［8］87－92。汤亚莉等的研究结果显示:公司的规模和绩效与上市公司环境信息披露水平正相关［9］158－159;何丽梅等认为:上市公司规模与环境绩效信息披露水平显著正相关，资产负债率、盈利能力与环境绩效信息披露水平影响不显著［10］99－104;于团叶等以我国创业板公司为例，认为企业规模、营运能力和财务杠杆都与自愿性信息披露程度负相关［11］68－78。

综上所述，国内外现有研究较少关注碳信息披露的影响因素，尤其是有关上市公司经营绩效与碳信息披露关系的研究不多。因此，本文重点研究我国上市公司经营绩效与碳信息披露水平的关系，从而为我国政府引导企业进行碳信息披露，促进企业向低碳经济转型，形成有利于低碳经济发展环境提供参考依据。

2 研究假设

从以往的研究文献可以看出，对环境信息披露影响因素的研究方法已经比较成熟，而对碳信息披露影响因素方面的实证研究却少的可怜，因此，本文主要借鉴环境信息披露影响因素的研究方法分析企业经营绩效与碳信息披露水平的关系。

信号传递理论认为:管理层希望通过主动披露相关信息向市场传递公司能力的信号，从而树立良好的企业形象，改善投资者对公司的看法，进一步提升公司价值。委托代理理论认为:企业普遍存在“道德风险”与“逆向选择”问题，因为代理人通常采用信息披露方式向委托方提供信息，从而表明自身的管理优势，降低代理成本。管理行为科学认为，信息披露能够传递与公司核心能力有关的信息，以增强管理层与利益相关者的沟通，彰显公司竞争优势与发展前景。根据上述理论可以看出，影响碳信息披露行为主要与企业经营绩效类因素有关，即:企业会通过传递碳信息对外表明良好的经营绩效。基于上述理论，本文提出以下假设:

(1)公司规模与碳信息披露质量的关系。规模大的公司更易受到政府管制机构、环保团体、媒体、其他社会团体等的关注，因此，公司代理成本会随其规模扩大而增加。为了树立企业良好的社会形象并降低代理成本，规模较大的公司会披露更多的碳信息，即:企业的碳信息披露水平与公司规模正相关;

(2)盈利能力与碳信息披露质量的关系。根据契约理论，盈利能力较强的公司为了突现其管理能力与业绩，往往会积极披露相关信息，从而进一步满足其经济利益最大化的追求。信号传递理论也认为:盈利能力强的公司存在向公众传递良好公司信息的基本意愿。因为盈利能力较强的企业通常会追求企业的可持续发展目标，并在实现经济绩效的同时开始关注环境绩效，具有主动的碳信息披露意愿，即:企业的碳信息披露水平与公司盈利能力正相关;

(3)营运能力与碳信息披露质量的关系。营运能力表示企业资产的运用效率，它是连接风险与盈利能力的纽带。资产利用率越高，则企业的经营风险和财务风险就会越小，由此盈利能力也会越强。根据自愿披露理论，营运能力好的企业会向外界披露更多的碳信息，对外树立良好形象，以吸引更多的投资者，即:企业的碳信息披露水平与公司营运能力正相关;

(4)偿债能力与碳信息披露质量的关系。根据委托代理理论，公司从债权人处筹集资金越多，公司的负债程度越高，其财务风险也越高。为了减少债务契约摩擦，高负债的公司更愿意披露各种相关信息(包括碳信息)，以加强与债权人的沟通，满足债权人的需求，即:企业的碳信息披露水平与公司偿债能力正相关;

(5)发展能力与碳信息披露质量的关系。根据企业生命周期理论，企业发展要经历起步、成长、成熟、衰退四个阶段。对于成长阶段的企业来说，要在市场中建立良好的社会形象，同时要应对不断扩张的产品市场需求与现有竞争者和潜在竞争者进入的威胁，因而亟需大量资金满足投资开发需要，即:企业的碳信息披露水平与公司发展能力正相关。

3 研究设计

本文以2008—2011年中国受邀填写CDP问卷的沪市A股企业的样本数据，对其碳信息披露水平与经营绩效指标进行回归分析，从而探寻企业经营绩效与碳信息披露的关系。

3.1 研究样本

2008年，全球大型机构投资者发起设立的民间非盈利组织——碳信息披露项目(CDP)委托商道纵横第一次对中国上市公司实施专门调查。2008—2011年中国受邀填写CDP问卷的公司累计达400家，中国企业对CDP的回应率逐年提高。由于上海证券交易所(以下简称上交所)的市场效率较高，且社会责任披露状况较好，本研究选取2008—2011年受邀填写CDP问卷的沪市A股企业作为样本，得到沪市A股企业的有效样本243家。本文的数据来源有两个:一是手工整理2008－2011年的中国CDP报告，收集样本公司回应信息;二是通过国泰安数据库获取样本公司的财务数据信息。

3.2 变量选取

(1)被解释变量。本文综合考虑四种CDP中国报告碳信息披露回复方式的差异性与作为企业披露环境信息的重要平台和渠道的社会责任报告，将被解释变量定义为碳信息披露水平。由此，被解释变量的定义如表1所示。

表1 被解释变量定义

(2)解释变量。本文研究的解释变量包括:公司规模、盈利能力、营运能力、偿债能力与发展能力。解释变量的定义如表2所示。

表2 解释变量定义

(3)控制变量。纵观2008—2011年的CDP调查报告，中国企业对CDP的回应率逐年提高。因此，为了控制不同年度的碳信息披露水平可能存在的差异，将CDP报告中的所属年度作为控制变量。由此，控制变量定义如表3所示。

表3 控制变量定义

3.3 模型设定

其中，α为常数项，β代表解释变量的回归系数，解释变量下标i表示第i个样本单位的指标值;εi为随机扰动项。

对被解释变量CIDL做标准化处理:

4 实证分析

4.1 变量的描述性统计

利用Excel2010对样本数据进行处理，结果如表4所示。

由表4可知，碳信息披露水平(CIDL)平均为1.136，说明我国受邀参与CDP问卷调查的上交所A股企业的碳信息披露水平比较低，披露内容不够充分。各变量的标准差总体较小，处于较为正常的状态，其中，公司规模的标准差为2.021，相对较大，表明所选取的样本公司规模差异较大。

表4 模型变量描述性统计结果

4.2 多元线性统计回归结果分析

4.2.1 主要参数分析

本文利用统计软件Eviews6.0对实证模型的参数估计及检验结果进行分析，结果如表5所示。

表5 模型参数估计

根据表5结果可知:

(1)样本相关系数R。样本相关系数R是表示解释变量与被解释变量之间是否存在显著线性关系的指标。样本相关系数的取值范围一般在0～1之间，取值越接近于0，表明解释变量与被解释变量之间的线性关系越弱，取值越接近于1，表明两者的线性关系越强。表5中，R为0.515，表明碳信息排放信息披露能力模型是可以接受的。

(2)样本可决系数R2与调整的样本可决系数R2。样本可决系数是样本回归线和样本观测值拟合优度的衡量指标。由于可决系数会随着样本容量的增大而增大，因此，当样本容量足够大时，所代表的含义就会被曲解，为了消除这种影响，我们最终引入调整的样本可决系数。对于碳排放信息披露，当调整的R2＞0.1时，表明模型中解释变量的能力是可以被接受的。由表5得出，R2为0.265，调整 R2为 0.246，说明该模型解释变量的能力虽然有限，但仍在我们可以接受的范围之内。

4.2.2 模型的解释检验

(1)相关性检验。由Eviews6.0软件对模型变量之间的相关性分析，分别得到解释变量的两两相关系数，结果如表6所示。

表6 模型变量间相关性检验

如果解释变量的两两相关系数接近1或－1，说明相应解释变量之间线性关系显著。由表6可知，解释变量的两两相关系数接近0，说明解释变量之间相关性不强，不存在多重共线性问题。

(2)显著性检验。利用软件Eviews6.0对实证模型进行显著性检验。最终建立模型的F值为14.157，给定显著水平α=0.05，从分布百分位数表中可以查出:分子自由度为5、分母自由度为237 的F分布的上侧分位数F0.05(5，237)=2.26，因为最终模型的F=14.157，所以，回归方程存在显著的线性关系，即:解释变量与被解释变量之间的线性关系是显著的。

4.2.3 模型的结果分析

通过对模型的主要参数估计和相关性、显著性检验分析，可以得出结论:模型CIDLi=α+β1SIZEi+β2ROEi+β3TATi+β4LEVi+β5TAGi+β6Ti+εi通过检验。利用Eviews6.0软件对样本数据进行多元线性回归分析，结果如表7所示。

表7 模型系数估计

通过分析表7的回归结果可知，SIZE的系数为0.029，表明公司规模与碳信息披露正相关，验证假设1;ROE的系数为－0.039，表明净资产收益率与碳信息披露负相关，与假设2相反，盈利能力较强的公司碳信息披露水平一般;TAT的系数为－0.008，表明总资产周转率与碳信息披露的相关性不明显，与假设3不同;LEV的系数为0.025，表明资产负债率与碳信息披露正相关，验证假设4，高负债的公司更愿意披露各种相关信息;TAG的系数为0.034，表明总资产增长率与碳信息披露正相关，验证假设5，发展能力强的企业会更多地披露碳信息。

5 结语

5.1 公司经营绩效对碳信息披露水平的影响

本文通过对2008—2011年CDP中国报告中的沪市A股企业的经营绩效指标与碳信息披露水平的分析发现:公司经营绩效对碳信息披露质量的影响主要表现在以下几个方面。

(1)我国上市公司不仅碳信息披露程度普遍偏低，而且碳信息披露的信息质量也不高。究其原因主要是我国对于企业碳信息的披露没有明确独立的考核指标，企业的碳信息披露虽主观性强，但实际履行碳减排责任不强。

(2)公司规模、资产负债率、总资产增长率高的上市公司相对能够披露较多的碳信息，说明这些企业更愿意向外界表明自身公司实力雄厚，有较强的偿债能力与发展能力，能获得债权人、投资人及其他利益相关者的信任。而净资产收益率高的企业披露碳信息相对较少，同时总资产周转率对企业披露碳信息影响不大，这不仅说明我国企业更加注重经济效益而忽略环境效益，而且反映了碳信息披露在我国上市公司还处于起步阶段，没有产生增值效应，因而没有引起上市公司和投资者的充分重视。

5.2 提高我国企业碳信息披露水平的措施

(1)借鉴碳信息披露项目调查问卷的设计内容，对我国企业碳信息披露形式和内容做出定量约束，明确独立考核指标，并对碳信息披露水平进行有效的评价，以此提高企业披露的碳信息质量。

(2)为了鼓励企业提高碳信息披露水平，可以把碳管理绩效指标纳入企业的业绩考核中，促使其履行更多的碳减排责任。

(3)进一步倡导低碳环保理念，加大对投资者的宣传力度，增强投资者的社会责任意识，对于广大中小投资者，要引导其在投资企业时，不仅关注企业的财务业绩，更应关注企业社会责任的履行情况，尤其是要关注企业的碳减排信息。

［1］商道纵横.碳信息披露项目(CDP)中国报告2011.［BE/OL］.http://www.syntao.com/index_CN.asp.

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