上市企业环保信息披露与股票投资者社会环境偏好

2017-04-26 07:51崔恺媛��
中国人口·资源与环境 2017年4期

崔恺媛��

摘要本文分析了2008—2014年A股市场对强制披露的企业社会责任报告中环保信息的反应,展示了我国股票投资者社会环境偏好的变化过程。虽然近年来我国人均收入已经处于环境库兹涅茨曲线的排放拐点附近,但是目前鲜有国内研究对公众的社会环境偏好变化过程进行分析。本文分三个部分对股票市场投资者的社会环境偏好进行检验:首先,利用事件分析法展示了7年间股票投资者的整体态度,发现由环保信息披露引起的累积超额回报率显著大于零,说明投资者平均持积极态度。其次,使用倾向得分匹配双重差分法检验环境监管政策加强带来的影响,一方面《大气污染防治行动计划》的实施使得投资者态度从负面向正面转变,说明投资者环境偏好受政策影响显著;另一方面《大气污染防治行动计划》的实施显著提高了国有企业环保行为的水平。最后,通过对政策效应的形成机制进行检验发现,我国上市公司的环保行为在投资者眼中并不只是为了完成社会责任信息披露的政策指令而实施,而是股票投资者已经形成社会环境偏好,使得企业具有构建“绿色企业形象”的需求。另外,由于本文的研究对象是强制披露的企业社会责任报告,所以有效规避了西方相关研究中自愿披露导致的自我选择问题,但同时西方学者普遍对我国强制披露的企业社会责任报告所包含的信息持怀疑态度,因此本文通过利用情绪分析程序对环保信息的信息有效性进行检验,结果显示文本情绪的强弱与股票价格波动幅度有正相关关系,说明企业环保信息是投资者决策信息集的一部分,即强制披露的企业社会责任报告包含有效信息。

关键词社会环境偏好;环保信息披露;企业利益相关者;文本情绪分析

中图分类号F061.3文献标识码A文章编号1002-2104(2017)04-0136-08doi:10.12062/cpre.20170311

本文的研究对象是企业社会责任报告中披露的环境保护信息。所谓企业社会责任是指企业在完成盈利、对股东负责的同时肩负起对消费者、雇员、非营利组织、环境和社会等利益者的责任。根据环境库兹涅茨曲线的相关研究[1-2],在人均收入提高的过程中,公众对环境保护的关注度会不断上升,对环境保护的需求会逐渐增加,企业的利益相关者也会开始具有社会环境偏好,使得企业形成构建绿色形象的需求[3-4]。我国近二十年的人均GDP一直保持着高速增长,2015年已达到7 920美元,非常接近于环境经济学家对我国多种污染物排放拐点的估计,然而国内关于利益相关者社会环境偏好的研究还并不多见,这其中对股票投资者的社会环境偏好的研究则少之又少。其次,有研究认为我国环境监管缺乏透明度,惩罚力度较低,环保技术研发成本较高,企业宁愿上缴罚款也不选择实施环保行为[5]。然而,2013年我国政府为了缓解空气污染现状,国务院颁发《大气污染防治行动计划》(下称《行动计划》),由于该计划一方面大幅提高了对排污企业的惩罚力度,另一方面将环境质量达标情况纳入官员考核体系,因此被《南方周末》等媒体称为“史上最严”的环境保护政策[6]。自此我国环境监管过程进入“执法必严,违法必究”的严厉执法阶段。本文利用金融学的事件分析法,计算2008年至2014年由强制披露的企业社会责任报告所引起的超额回报率,来描述投资者对环保信息的态度。然后,结合倾向得分匹配双重差分法以2013年为分界点,检验环境监管的加强对投资者的社会环境偏好产生的影响,并且验证政策效应的形成机制,为政府今后的环保政策制定提供建议。中国股票市场为企业社会责任行为的研究提供了一个准自然实验环境。2008年,证监会强制部分上市企业披露年度社会责任报告。这使得我国相关研究能够相对减少因为企业自愿披露造成的自我选择问题(selfselection problem)。另外,本文利用语义分析技术,通过检验环保信息中所包含的文本情绪与股票价格波动之间的关系,为我国上市公司环保信息披露提供信息有效性的证据。

1文献综述

首先,本文为企业社会责任行为与企业金融市场表现的相关研究提供发展中国家的证据。Margolis, Elfenbein[7]利用元分析對西方的研究结果进行回顾,综合来说,企业社会责任行为多产生较弱的金融市场反应。并且部分实证结果显示企业社会责任行为造成股票收益率下降[8]。但是在对企业社会责任行为进行细分时,研究发现正面的企业环保信息能够带来显著大于零的市场回报率[7-9]。目前中国企业社会责任信息披露与企业金融市场表现的研究结果倾向于正相关关系,Zhang等[10]证明由企业社会责任行为造成的股票超额回报率显著为正。Ye等[11]的结果显示企业社会责任行为与融资成本呈倒U型关系。Wang等[12]认为机构投资者只对一定强度的企业社会责任行为做出反应。但是,由于目前我国企业环保行为与环保信息披露的相关数据不容易获得,导致相关研究往往选择部分行业或者单一市场的样本,导致研究结果缺乏普适性。毕茜等[13-14]的系列研究发现我国环境信息披露法律法规提高了重污染行业的环境信息披露水平,同时环境税对重污染企业的绿色投资的影响是正向的。何丽梅[15]根据GRI的可持续发展报告指南中的环境绩效指标对中石油独立环境报告进行评价与分析,发现中石油披露的环境信息不完整,定性指标多于定量指标。李晚金[16]对部分沪市公司进行实证研究发现公司规模与法人股比例是影响我国上市公司环境信息披露的重要因素。另外,Zhang[5]研究认为中国存在政策监管不足的问题,即环保监管缺乏透明度,惩罚力度太轻,企业面临的绿色研发成本较高,所以中国的环保政策缺乏对企业环保行为的促进作用。因此,本文在我国环保监管力度加强的背景下,利用2008至2014年的全行业上市公司面板数据检验企业环保行为所引起的市场反应。

本文根据Kitzmueller,Shimshack[4]提出的关于企业实施社会责任行为动机的分析框架,对由环保信息引起的我国股票市场波动进行解释。金融市场对企业环保行为的反应一方面代表着企业环保行为的实施效果与强度;另一方面代表着投资者是否具有社会环境偏好,也表现出上市公司是否具有构建“绿色企业形象”的需要。在新古典框架下,Friedman[17]认为企业唯一的责任是最大化股东财富。政府应该承担起提供社会公共物品,减弱外部性的社会责任。然而,根据Hong等[18]对案例研究的统计,美国企业在社会责任方面的投资每年都达到数百万美元,这一现象颠覆了企业的古典范式。因此,有学者提出新的解释,Jensen[19-20]认为企业实施社会责任行为是道德风险问题的表现,即企业管理者是利用股东财富在关键利益相关者中构建良好的个人形象(例如,工会、非营利组织和政府),是一种谋求更好个人职业前景的手段。所以,当正面的企业社会责任信息披露后,股票价格会表现出下降趋势。然而,另一部分研究者认为,当企业的利益相关者可以直接影响到企业的产品需求,劳动力供给量,金融市场表现以及潜在的政策制订,新古典框架下定义的企业同样不能忽视他们的需求,换言之,因为利益相关者具有社会环境偏好,所以,企业实施社会责任行为是出于股东财富最大化的考虑,因此,能够为企业带来显著大于零的金融市场回报率[21-22]。

另外,有部分研究认为中国的企业社会责任报告由于存在强制性,所以缺乏信息有效性,甚至部分报告仅仅是起到公司宣传手册的作用[23-24]。但是近年的研究却提出相反的证据,Hung等[25]与Marquis,Qian[26]的研究认为企业社会责任报告能够有效降低非国有企业的信息不对称问题。本文结合语义分析技术,对企业披露的环保信息进行情绪分析,观察文本传递出的不同情绪是否会造成股票收益率波动方向性的不同,分析结果与Kearney, Liu[27]所提出的论点一致,公司披露信息的情绪强弱与价格波动有着显著的正相关关系。从另一个角度为我国企业社会责任报告提供信息有效性的证据。

2样本组成与方法

本文所使用的交易数据和财务数据都来自国泰安数据库,文中使用的企业社会责任(Corporate Social Responsi bility, CSR)报告均来自于上海证券交易所和深圳证券交易所网站。为了研究政策变动对上市企业环保行为的影响,本文将使用双重差分法进行分析,因此选取了四类被强制披露CSR报告的企业形成实验组,分别是:上海证券交易所公司治理板块、金融行业、在海外发行并流通的企业以及深证证券交易所全部企业。由于考虑到海外发行并交易的企业遵循着不同的交易规则,因此我们去除掉海外流通部分。另外,由于部分强制披露企业所披露内容从未包含环保信息,因此我们去除掉了16家与环境保护信息完全不相关的企业,另外去除掉了36家曾经因为违规被从公司治理板块中剔除掉的企业,最终由309家(1 251份CSR 报告)企业形成实验组。然后,我们从A股市场选取了2 002家从未自愿披露CSR 报告的企业形成控制组。样本选取的是2008年到2014年。表1展示所有企业的个体情况以及实验组与控制组之间的差异,可以看出,实验组企业的规模大于控制组,其总资产中位数(116亿元)高于国泰安上市企业数据库中百分之九十的企业,同时,实验组企业拥有更高的账面杠杆率,更低的流动比率和国有企业占比更高(实验组70%的企业为国有企业,而控制组只有40%)。样本企业个体特征如表1所示。

本文分别使用事件分析法(Event Study)与双重差分法(Differences in Difference)对股票市场不同时期的反应进行检验。

事件分析法是金融学中用于测量市场如何对某一特定事件反应的方法。此方法最初被Fama、Fisher和Jensen在上世纪70年代引入经济学、金融学研究。此方法主要检测两类问题:①检验证券市场是否满足有效市场假说。②在有效市场假说成立的条件下,检验信息披露对公司股东财富的影响。本文在有效市场假说下,利用CAPM市场模型计算由上市企业CSR报告披露造成的超额回报率,所选取的累计时间窗口分别为对称的21天窗口[-10,10]和11天窗口[-5,5],本文所使用的超额回报率计算模型如公式(1)所示:

ARit=rit-αit-βit×rmr,t (1)

其中,αit和βit是由市场模型对报告披露50天以前的250个交易日数据估计所得,rit是企业日回报率,rmr,t是市场指数日回报率(本节中分别使用上证指数和深证指数)。然后根据Boehme等[28]和Cowan [29]分别对累积超额回报率(cumulative abnormal return,CAR)进行T检验和广义符号检验(general sign test),其中T检验主要验证超额回报率是否显著不为零,而广义符号检验主要用于检测中位数是否为零。利用以上两个检验统计量来观察企业环保信息披露所带来的效果。

双重差分法(Differenceindifferences method)广泛应用于经济研究中对政策实施效果的检验。本文利用双重差分法对11天窗口的超额回报率检验,过滤出由政策变动造成的影响,本文将这种影响称为政策效应。其中我们将2013年和2014年作为实施期(第2期),2008年到2012年作为前期(第1期),利用反事实框架的方程(2)计算政策效应:

ΔCARit=1NΣi:iI1∩Sp[(CAR1ti-CAR0t′i)-Σj:jI0∩Spw(i,j)(CAR0tj-CAR0t′j)](2)

其中,Sp代表倾向匹配得分的共同取值范围,I1={i:Di=1}代表实驗组企业集合,I0={i:Di=0}代表控制组企业集合。N是包含在共同取值范围中的实验组企业数目,w(i,j)是实验组和控制组配对过程中所产生的权重。中括号里的第一项是配对后的实验组在第2期和第1期之间的累计超额回报率的差值,第二项是配对后的控制组在第2期和第1期之间的累积超额回报率的差值。二者相减得出由政策变动造成的对实验组累计超额回报率的影响。

由于在样本企业中,上海证券交易所“公司治理板块”所占比重较大,而这一板块的形成以企业自愿申请为主,所以在计算政策效果之前,先利用核倾向匹配得分的方法进行匹配,从而处理由不可测变量造成的有偏估计问题。具体实施步骤如下:首先利用logit 回归对每个个体的特征变量进行匹配权重的估计,其中的特征向量取自2012财务年度,包括:总资产、资本回报率、有形资产比率、股票年流通率、账面杠杆率、流动比率、政府所有以及所属行业的虚拟变量。然后根据倾向匹配得分在共同的取值范围里对实验组和控制组进行一对一无放回配对。最终实验组包括240家企业(1 107份企业社会责任报告),控制组包括1 450家企业(8 956个样本点)。表2展示了倾向得分匹配后各特征变量的平衡情况。

3股票市场态度与信息有效性号检验=4.080)。根据前文所知,实验组总资产的中位数是116亿元,所以环保信息的披露能够为实验组中的中等企业带来大约18亿元的收益(0.159×116)。另一方面,21天窗口的累计超额回报率也显著大于零。因此本文认为,在2008年至2014年之间,由企业披露的环保信息所带来的超额回报率平均显著大于零。

此结果说明,中国股票市场对包含环保信息的企业社会责任报告会产生显著且积极的反应。这一发现与Krüger[8]截然相反。这是由于中国的经济环境与美国经济环境有着显著区别。一方面,中国政府在企业竞争环境中扮演着重要的角色,对经济要素分配起到重要的作用,所以政府在企业利益相关者中占有重要的地位[24]。另一方面,中国的环境监管制度并不完善,缺乏透明度,因此企业责任报告中披露的环保信息,起到了降低企业环保信息不对称的作用。综合以上两方面原因,可以认为中国企业实施环保行为有两方面考虑:一是企业从利益相关者角度出发,积极响应政府政策,从而与政府保持更好的关系;二是企业为了规避潜在的政策变动造成的惩罚风险而实施。因此,环保信息的披露获得了股票市场的积极反应。

为了检验企业社会责任报告内容的信息有效性,我们利用语义情绪分析程序①对所选取的文本进行情绪打分,得分取值于[0,1]区间,得分越接近于1,说明文本主要使用正面词汇,传递的态度越积极;得分越接近于0,说明文本主要使用负面词汇,态度越消极。然后根据得分中位数对实验组样本进行分组,并且观察不同得分组所获得的超额回报率是否有显著差异。表4展示了两组得分情况,可以看到高分组的均值是0.977,非常接近于1,所以高分组的文本整体上是在传递非常积极的信息。而低分组的均值低于高分组均值13%,最低得分是0.518,说明低分组的文本情绪相对平和,表述中肯。

表5展示了两组样本所获得超额回报率的情况,低分组所引起的价格波动幅度小于高分组所引起的波动幅度。

高分组获得的超额回报率无论均值还是中位数都显著大于零,低分组的均值大于零,但是其绝对值小于高分组。综上,我国股票投资者对企业环保信息的反应是积极的,无论是全样本下,还是根据语义得分分组观察,环保信息的披露对企业是有利的,同时也说明我国股票市场投资者具有社会环境偏好,关注“绿色企业形象”。

4政策效应的检验

表6汇报了由双重差分法计算出对政策效应的估计结果。从结果可知,前期(2008—2012年)的差值为-0.135(t值=-9.36),即在环保政策惩罚力度较低、监管较松时,企业强制披露的环保信息所引起的累积超额回报率要低于控制组回报率,这说明,企业被强制披露的环保信息被市场解读为政策负担。换言之,企业仅以满足政府环保偏好的行为不足以为自身带来较高的超额回报率。然而,在实施期(2013—2012年),实验组的累积超额回报率显著高于控制组(0.142,t值=7.01),这说明两方面问题:第一,《行动计划》确实提高了环境政策对企业排污的监管力度,使得企业的环保行为效果显著提高。第二,由于《行动计划》的实施,使得政策惩罚力度提高,促使股票投资者形成社会环境偏好。因此,本文认为《行动计划》的实施不仅加强了企业环保行为,并且对企业的环保行为提供了正反馈机制,企业能够通过环保信息披露获得高于无环保信息企业的超额回报率。

同样我们根据语义得分的中位数将实验组分为两组。无论在前期还是在实施期,高分组获得的超额回报率绝对值都高于低分组,换言之,积极的文本表述能够引起的市场波动幅度更大,这一结果与Kearney, Liu[25]一致。结合上一节的分析结果,可以认为强制披露的企业社会责任报告具有信息有效性,也是投资者决策信息集的组成部分。

综上所述,无论是在全样本下还是语义分组中,都可以观察到在《行动计划》实施之后,由环保信息披露所引起的股票超额回报率显著大于零;另一方面,在实施之前,由于环境政策监管较弱,惩罚力度轻,造成市场对环保信息的反应是负面的,这种波动方向上的转变,证明由于加强的环境监管对企业环保行为、投资者态度产生显著的积极影响。

5道德风险与政策效应形成机制

虽然显著大于零的超额回报率说明了我国股票市场投资者具有社会环境偏好,关注企业绿色形象。但是,还需进一步检验我国投资者对企业环保行为是否也具有道德风险的考虑[19,30]。因此,本节仿照Krüger[8]的实证方法,使用账面杠杆率和流动比率作为检验指标。根据Jensen[19-20]的系列研究显示,当账面杠杆率较高、流动性较低,经理人会相对谨慎地使用公司利润;然而,当账面杠杆率较低而流动性较高时,道德风险发生的概率会增加;所以西方研究认为当账面杠杆率较高而流动性较低时,股票市场才会对企业社会责任行为产生正向反应,反之往往会产生负向反应。本文利用这一指标对我国企业环保行为的道德风险问题进行检验,如果该指标对市场反应的影响显著,说明企业环保行为仅仅是为完成社会责任报告披露政策而被迫实施的,仅仅体现了企业对政策实施的回应。

其次,本文进一步验证了政策效应的形成机制。将实验组按照国有和非国有企业进行分组,其中国有企业167家(占实验组的68%),非国有企业73家(占实验组的32%)。控制组保持倾向匹配得分后的数量(1 454家)。通过观察兩组间市场反应的差异来解释政策效应的形成渠道。

另外,本文对政策效应进行了稳健性检验。在控制了企业个体效应和年度时间趋势的基础上,对政策效应进行OLS估计。估计所使用的变量为实施期虚拟变量(Post)与实验组虚拟变量(Treated)的交叉项(Post×Treated)。

CARit=β0+β1Post×Treated+Σ5j=1βitj×Characteristic variables+εit (3)

Characteristic variables指企业特征变量,包括:总资产的自然对数,有形资产比率,股票年流通率,账面杠杆率和流动比率。

政策效应的方向性依然稳健(0.018,t值=2.63),但是,国有组的政策效应(0.019,t值=2.44)比非国有企业(0.017,t值=1.63)显著。这一结果可以从两方面解释:首先,国有企业整体规模大,主营业务多数涉及污染排放密度较高的行业,因此,对环保政策变动敏感。并且国有企业一向对国家政策有着更加积极地响应,因此反应显著。其次,由于发展中国家的环境监管制度普遍缺乏透明度,非国有企业相对于国有企业会有着更高的惩罚风险[24],而且,相对比国有企业,非国有企业在政策扶植、金融市场融资等方面更难获得支持,所以,非国有企业对污染物排放一向谨慎,所以《行动计划》的实施对非国有企业的影响力有限。另外,无论在总样本下还是分组中,账面杠杆率和流动比率两个指标对超额回报率的影响都不显著,这说明上市公司因环境信息披露所获得的超额回报率并不体现道德风险问题。换言之,企业环保行为不仅仅是应对企业社会责任报告而强制实施或披露的,而是由于社会环境偏好在投资者中普遍存在使得企业具有构建“绿色形象”的需求,所以,企业环保行为能够获得股票市场的积极反应。

6总结

本文利用金融学计量方法与语义分析方法,分析了《大气污染防治行动计划》的实施对上市公司环保行为的影响。结果显示,一方面,我国上市公司披露的环保信息能够带来可观的超额回报率,股票市场投资者认同企业的环保行为,使得企业具有构建“绿色企业形象”的需求;另一方面,通过检验政策效应的形成机制,发现国有企业是我国环境保护的主力军,对政策变动的反应更加明显,证明了我国环境政策起到对企业环保行为有促进作用。最后,通过进行语义分析,证明了环保信息披露的信息有效性。综上,本文建议上市企业应该注重对自身环保信息的收集与披露。另外,政府在加强环境监管的同时,应注重对企业的环保行为提供配套补贴政策,增强对环保企业的金融支持,提高针对民营企业实施环保行为的政策支持,从而加强民营企业参与绿色研发的积极性。

(编辑:李琪)

参考文献(References)

[1]YANDLE B, BHATTARAI M, VIJAYARAGHAVAN M. Environmental Kuznets Curves: a review of findings, methods, and policy implications. PERC Research study 02-1 update[R]. International Water Management Institute, 2004.

[2]GROSSMAN G M, KRUEGER A B. Economic growth and the environment[J]. The quarterly journal of economics, 1995, 110(2): 353-377.

[3]ANTLE J M, HEIDEBRINK G. Environment and development: theory and international evidence[J]. Economic development and cultural change, 1995, 43(3): 603-625.

[4]KITZMUELLER M, SHIMSHACK J. Economic perspectives on corporate social responsibility[J]. Journal of economic literature, 2012, 50(1): 51-84.

[5]ZHANG B, BI J, YUAN Z, et al. Why do firms engage in environmental management? an empirical study in China[J]. Journal of cleaner production, 2008, 16(10): 1036-1045.

[6]《大氣污染防治行动计划》出台[N/OL].南方周末,2013-09-13.http://www.infzm.com/content/94377.[The most strictest in history, the announcemet of ‘air pollution prevent and control action plan[N/OL].Sourthern Weekend, 2013-09-13. http://www.infzm.com/content/94377.]

[7]MARGOLIS J D, ELFENBEIN H A, WALSH J P. Does it pay to be good? a metaanalysis and redirection of research on the relationship between corporate social and financial performance[R]. 2007.

[8]KRGER P. Corporate goodness and shareholder wealth[J]. Journal of financial economics, 2015, 115(2): 304-329.

[9]HESS D, DUNFEE T W. The KaskyNike threat to corporate social reporting: implementing a standard of optimal truthful disclosure as a solution[J]. Business ethics quarterly, 2007, 17(1): 5-32.

[10]ZHANG L, WANG T, FUNG H G. Market reaction to corporate social responsibility announcements: evidence from china[J]. China & world economy, 2014, 22(2): 81-101.

[11]YE K, ZHANG R. Do lenders value corporate social responsibility? evidence from China[J]. Journal of business ethics, 2011, 104(2): 197-206.

[12]WANG M, QIU C, KONG D. Corporate social responsibility, investor behaviors, and stock market returns: evidence from a natural experiment in China[J]. Journal of business ethics, 2011, 101(1): 127-141.

[13]畢茜, 彭珏, 左永彦. 环境信息披露制度, 公司治理和环境信息披露[J]. 会计研究, 2012(7): 39-47.[BI Qian, PENG Yu, ZUO Yongyan. Environment information disclosure system, corporate governance and environment information disclosure[J]Journal of accounting research, 2012(7): 39-47.]

[14]毕茜, 于连超. 环境税的企业绿色投资效应研究——基于面板分位数回归的实证研究[J]. 中国人口·资源与环境, 2016, 26(3): 76-82.[BI Qian, YU Lianchao. Relationship between environmental taxes and enterprise green investment behavior: a panel quantile regression approach[J] China population, resources and environment,2016, 26(3): 76-82.]

[15]何丽梅. 基于独立环境报告的中日石油企业环境绩效信息披露比较研究[J]. 中国人口·资源与环境, 2009, 19(6): 97-102.[HE Limei. The comparative research on environmental performance information of oil firm between Japan and China[J]. China population, resources and environment,2009, 19(6): 97-102.]

[16]李晚金, 匡小兰, 龚光明. 环境信息披露的影响因素研究——基于沪市 201 家上市公司的实证检验[J]. 财经理论与实践, 2008, 29(3): 47-51.[LI wanjin, KUANG xiaolan, GONG guangming, The study of affecting factors of environmental information disclosures: evidence from 201 public firms on SZSE[J].Financial theory and practice,2008, 29(3): 47-51. ]

[17]FRIEDMAN M. The social responsibility of business is to increase its profits[C]//Corporate ethics and corporate governance. Springer Berlin Heidelberg, 2007: 173-178.

[18]HONG H, KACPERCZYK M. The price of sin: the effects of social norms on markets[J]. Journal of financial economics, 2009, 93(1): 15-36.

[19]FAMA E F, JENSEN M C. Separation of ownership and control[J]. The journal of law and economics, 1983, 26(2): 301-325.

[20]JENSEN M C. Value maximization, stakeholder theory, and the corporate objective function[J]. Business ethics quarterly, 2002, 12(2): 235-256.

[21]DERWALL J, GUENSTER N, BAUER R, et al. The ecoefficiency premium puzzle[J]. Financial analysts journal, 2005,61(2): 51-63.

[22]HORVTHOV E. Does environmental performance affect financial performance? a metaanalysis[J]. Ecological economics, 2010, 70(1): 52-59.

[23]HESS D. Social reporting and new governance regulation:the prospects of achieving corporate accountability through transparency[J]. Business ethics quarterly, 2007, 17(3): 453-476.

[24]LIN L W. Corporate social responsibility in China: window dressing or structural change?[R].2009.

[25]HUNG Mingyi, SHI Jing, WANG Yongxiang.The effect of mandatory CSR disclosure on information asymmetry: evidence from a quasinatural experiment in China[R].Asian Finance Association, 2013.

[26]MARQUIS C, QIAN C. Corporate social responsibility reporting in China: symbol or substance?[J]. Organization science, 2013, 25(1): 127-148.

[27]KEARNEY C, LIU S. Textual sentiment in finance: a survey of methods and models[J]. International review of financial analysis, 2014, 33: 171-185.

[28]BOEHMER E, MASUMECI J, Poulsen A B. Eventstudy methodology under conditions of eventinduced variance[J]. Journal of financial economics, 1991, 30(2): 253-272.

[29]COWAN A R. Nonparametric event study tests[J]. Review of quantitative finance and accounting, 1992, 2(4): 343-358.

[30]ROSS S A. The economic theory of agency: the principals problem[J]. The american economic review, 1973, 63(2): 134-139.

[31]XIE Y, DAI H, DONG H, et al. Economic impacts from PM2.5 pollutionrelated health effects in China: aprovinciallevel analysis[J]. Environmental science & technology, 2016, 50(9): 4836-4843.

[32]LI K, PRABHALA N. Selfselection models in corporate finance[R]. Smith School Research Paper No. RHS 06-020, 2005.

[33]PORTER M E. Towards a dynamic theory of strategy[J]. Strategic management journal, 1991, 12(S2): 95-117.

[34]DHALIWAL D S, LI O Z, TSANG A, et al. Voluntary nonfinancial disclosure and the cost of equity capital: the initiation of corporate social responsibility reporting[J]. The accounting review, 2011, 86(1): 59-100.

[35]TETLOCK P C. Giving content to investor sentiment: the role of media in the stock market[J]. The journal of finance, 2007, 62(3): 1139-1168.

[36]PERCIVAL R V, SCHROEDER C H, MILLER A S, et al. Environmental regulation: law, science, and policy[M]. Wolters Kluwer Law & Business, 2013.

[37]GUIDRY R P, PATTEN D M. Market reactions to the firsttime issuance of corporate sustainability reports: evidence that quality matters[J]. Sustainability accounting, management and policy journal, 2010, 1(1): 33-50.

[38]KONAR S, COHEN M A. Does the market value environmental performance?[J]. Review of economics and statistics, 2001, 83(2): 281-289.

[39]KEMPF A, OSTHOFF P. The effect of socially responsible investing on portfolio performance[J]. European financial management, 2007, 13(5): 908-922.

[40]HENRIQUES I, SADORSKY P. The determinants of an environmentally responsive firm: an empirical approach[J]. Journal of environmental economics and management, 1996, 30(3): 381-395.

[41]EARNHART D, LIZAL L. Effects of ownership and financial performance on corporate environmental performance[J]. Journal of comparative economics, 2006, 34(1): 111-129.

[42]JENSEN M C. Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers[J]. The American economic review, 1986, 76(2): 323-329.

[43]WOOLRIDGE J R, SNOW C C. Stock market reaction to strategic investment decisions[J]. Strategic management journal, 1990, 11(5): 353-363.

[44]MU Q, ZHANG S. An evaluation of the economic loss due to the heavy haze during January 2013 in China[J]. China environ. sci, 2013, 33(11): 2087-2094.

[45]LIU X, ANBUMOZHI V. Determinant factors of corporate environmental information disclosure: an empirical study of Chinese listed companies[J]. Journal of cleaner production, 2009, 17(6): 593-600.

[46]BARON D P. Private politics, corporate social responsibility, and integrated strategy[J]. Journal of economics & management strategy, 2001, 10(1): 7-45.

[47]OUYANG A Y, RAJAN R S, WILLETT T D. China as a reserve sink: the evidence from offset and sterilization coefficients[J]. Journal of international money and finance, 2010, 29(5): 951-972.

[48]SHEEHAN P, CHENG E, English A, et al. Chinas response to the air pollution shock[J]. Nature climate change, 2014, 4(5): 306-309.

[49]LAZONICK W,OSULLIVAN M. Maximizing shareholder value: a new ideology for corporate governance[J]. Economy and society, 2000, 29(1): 13-35.

[50]SCHRDER M. Is there a difference?the performance characteristics of SRI equity indices[J]. Journal of business finance & accounting, 2007, 34(1-2): 331-348.

[51]HENRIQUES I, SADORSKY P. The determinants of an environmentally responsive firm: an empirical approach[J]. Journal of environmental economics and management, 1996, 30(3): 381-395.

[52]LAI K, WONG C W Y. Green logistics management and performance:some empirical evidence from Chinese manufacturing exporters[J]. Omega, 2012, 40(3): 267-282.

[53]LIU Xianbing, VENKATACHALAM A. Determinant factors of corporate environmental information disclosure: an empirical study of Chinese listed companies [J]. Journal of cleaner production, 2009,17(6): 593-600.

[54]MIN Kerui. Boson NLP: an ensemble approach for word segmentation and POS tagging[C]// National CCF Conference on Natural Language Processing and Chinese Computing. Springer International Publishing, 2015.

[55]BARON D P. Corporate social responsibility and social entrepreneurship[J]. Journal of economics & management strategy, 2007, 16(3): 683-717.