环境信息透明度与会计信息的可靠性

常莹莹

(集美大学 工商管理学院，闽台审计研究中心，福建 厦门 361021)

非财务信息与会计信息之间的联系是学术界和实务界的热门话题。近年来，企业环境治理的重要性不断提升，越来越多的公司开始披露环境信息。然而，学术界对环境信息披露经济后果的研究显得不足。本文侧重于研究透明的环境信息是否验证了会计信息的可靠性，为认识非财务信息与财务信息质量之间的关系提供重要的经验证据。本研究关注环境信息与财务信息之间的相关性，而非探讨它们之间的因果联系，这是因为财务信息与非财务信息之间的影响往往是双向的。非财务信息描述运营管理的事实，对降低信息不对称大有裨益，通常这些信息难以反映在财务报表内。[1-3]环境信息是一类典型的非财务信息，兼具定性和定量信息的特点，可以反映企业的战略、治理水平、管理能力以及运营状况等多方面的信息，与会计信息存在印证的关系。环境信息披露从多方面增加了运营管理的透明度，[4-5]外部利益相关者借助这些非财务信息提升了识别财务舞弊的概率，[6-7]从而有助于提高会计信息的可靠性。此外，Hong和Andersen、Kim等[8]发现履行社会责任越好的公司，其盈余管理行为越少、盈余管理程度越低，说明管理者在履行社会责任和提升盈余质量方面存在行为的一致性。基于上述逻辑，本文预测环境信息披露越透明，公司的会计信息可靠性越高。

本文的理论贡献体现在以下几个方面。第一，本研究为探究非财务信息与会计信息质量之间的联系提供了重要的经验证据；第二，本文发现环境信息的透明度与会计信息的可靠性存在验证关系，即环境信息透明度越高，会计信息的可靠性也越高，拓展了环境信息披露经济后果的研究；第三，本文为认识和理解审计服务在信息传递和验证过程的作用提供了重要的参考。

一、文献综述：非财务信息披露与会计信息质量

前期文献对非财务信息披露与会计信息质量之间关系形成了两类观点。一类观点认为非财务信息披露与会计信息之间存在验证关系，[9-11]换言之，会计信息质量与非财务信息披露之间正相关。Ball等[9]研究发现高管业绩预测的可靠性与会计信息的验证程度之间存在正相关关系。黄世忠[12]则指出会计信息的使用者虽然可以通过分析数据之间的钩稽关系在一定程度上验证这些信息的真实性，然而仅仅通过分析会计数据难以准确地考察企业的经营状况。企业的绝大多数信息是以非财务信息的形式呈现的，解读这些信息有助于验证财务数据的真实性。[10-11]

另一类观点认为非财务信息披露可被用于掩饰盈余操纵行为，[12-14]即会计信息质量与非财务信息披露之间负相关。例如，Jo和Kim[9]发现,在股权再融资之前,一些公司披露非财务信息(发布新闻公报)的频率大幅上升,而再融资之后披露的频率却大幅下降，并且这类公司的盈余操纵程度显著地更高。Li[10]发现管理者通过MD&A披露大量叙述性的信息来回避或掩饰对财务业绩质量的讨论。程新生等[14]研究发现盈余重述的公司在MD&A中披露更多的非财务信息，进而达到掩盖盈余操纵行为的目的，表明掩饰盈余操纵是非财务信息披露的一个重要动机。

值得注意的是，上述两类研究所关注的非财务信息存在明显的差异。前者主要关注具有定量性质的非财务信息(例如，高管业绩预测、厂房增长率、电力耗用量)，这些信息的可验证性较高，而后者主要涉及叙述性的定性信息(例如，公司的新闻公报、管理层讨论与分析报告)，这些信息的可验证性较弱。简言之，前期文献从不同视角探讨了非财务信息披露与会计信息质量之间的联系，然而却很少关注企业环境信息披露与会计信息质量之间的关系。因此，本文侧重于研究环境信息披露的透明度与会计信息可靠性之间的联系。[15]

二、理论分析与假设发展

1.环境信息透明度与会计信息的可靠性

非财务信息从多方面提供了对企业经营管理的描述，有助于展示经营状况和管理水平，从而提升企业整体信息环境的透明度，帮助利益相关者做出合理的决策。前期文献指出非财务信息对会计信息起到解释和补充说明的作用，因而具有重要的价值。Amir和Lev[1]研究发现,对通信行业公司而言，财务信息(会计盈余、账面市值比以及现金流)与股票价格之间不存在显著的相关关系，而非财务信息(份额增长和市场渗透)却具有显著的价值相关性，财务信息(会计盈余)与上述非财务信息结合后对股票价格具有较强的解释力。Li[10]发现公司通过管理层讨论与分析报告释放的“警告”有助于修正资本市场对会计盈余中应计项的错误定价。黄世忠[12]指出会计报表所呈现的信息不仅在量上而且在质上都存在局限，非财务信息解释或补充说明了企业的管理和运营，它们与会计信息之间很可能存在对应关系，分析会计数据时要重视非财务信息的作用。

企业的环境信息是对企业开展环境治理的成效进行描述的一类重要的非财务信息，不仅包含叙述性的定性信息(例如，环境治理的机构、职能、行动和倡议等)，还包含数量化的定量信息(例如，污染物排放、能源耗用、环境治理投资等)。披露环境信息可以帮助外部利益相关者了解和掌握企业运营管理等多方面的具体事实，进而降低企业的信息不对称。[4-5]例如，环境信息包含对环境治理岗位设定、人员安排、薪酬激励、执行标准、相关协议签订(上下游环保协议等)以及内部审计等方面的解释和说明。企业还可能披露环境治理对生产和销售的影响、与环保相关的公司战略、公司的环保行动准则和价值观以及参与环保组织(协会)的现状等多方面的信息。通过分析这些信息，外部利益相关者可以从多个侧面了解运营管理的真实情况，从不同角度认识企业的经营环境和会计环境，从而更可能识别出会计信息质量的影响因素。此外，企业在信息披露中很可能提供环境绩效以及环境治理投入等方面的数量化信息，包括能源和水资源的使用以及使用效率、污染物排放、废弃物质的回收处理和再利用、环境治理储备金、与环保相关的投资以及环境问题导致的罚款等，这些环境信息与会计信息之间存在一定的印证关系，进而有助于侦测潜在的会计风险。金岚枫和李志斌[16]研究发现,能耗增长与利润增长的差异有助于侦测盈余管理活动，该差异越大，会计盈余中可操纵性应计额越高。财务信息与非财务信息之间的印证关系还可以从财务舞弊案例中获得佐证。2001年《财经》记者撰文质疑银广夏1999、2000年财务报表的真实性，通过分析发现该公司报告的能源消耗与生产能力严重不符、仓储能力与原材料采购量之间也存在巨大差异，最终证监会揭露了银广夏虚构收入的骗局。简言之，越透明的环境信息越利于降低信息不对称，从而越有助于利益相关者实施监督。因此，环境信息越透明的公司，其会计信息可靠性越高。

前期文献指出企业可能出于掩饰机会主义行为的动机增加非财务信息披露,需要注意的是，Jo和Kim[9]和程新生等[14]指出这些非财务信息披露是以叙述性的定性信息为主，信息的可验证性较差，因而管理者易于借助这些信息转移利益相关者的注意力。企业环境信息兼具定性和定量信息，定量信息的可验证性决定了管理者利用这些信息掩饰机会主义行为的执行成本往往较高、执行的自由度通常较低。因此，管理者倾向于通过自由度较高、执行成本较低的其他非财务信息披露达到掩饰机会主义行为的目的，而不是通过环境信息披露的途径。

另外，行为一致性理论指出,人的行为始终存在内在逻辑上的一致性，从某一行为特征可以预测其他行为表现。[15]Hong和Andersen[8]研究发现社会责任履行较好的公司通常具有更高质量的会计应计项目、较少的盈余管理活动。Kim等[8]指出社会责任业绩较好的公司的高管表现出诚实、值得信赖的行为特征以及秉承较高的道德规范，他们发现履行企业社会责任越好，公司报告的可操纵性应计额越低。据此，本文可以合理地推断，公司的环境信息越透明，会计信息可靠性越高。

基于上述讨论，本文提出假设如下：

H1：限定其他条件，环境信息披露的透明度与会计信息可靠性正相关。

2.审计验证的调节效应

审计师通过收集和整理资料实施审计程序，对财务报表是否存在重大错报风险提供鉴证服务。在此过程中，审计人员需要花费成本对公司所提供的会计信息的可靠性和真实性进行验证。Ball等[9]指出审计师为验证会计信息所花费的精力、人力和物力越多，经过审计后的会计信息的可验证性越高，最终呈报的会计信息的可靠性也越高。因此，本文预测审计验证与会计信息可靠性之间存在正相关关系。进一步，审计代理假说指出股东通过聘请外部审计师查验会计信息直接影响信息生成的过程，降低了公司的信息不对称，最终有助于减少代理成本。显然，与公司自愿信息披露相比，审计验证更直接地影响会计信息质量。审计师实施更多的、更严格的审计程序将削弱环境信息用于验证会计信息可靠性的重要性。相反，如果审计师实施更少、更宽松的审计程序来查验会计信息，减弱了审计验证对信息不对称的抑制效应，从而提升了其他治理手段(包括环境信息披露)对查验会计信息的重要性。因此，提出如下假设：

H2：限定其他条件，审计验证削弱了环境信息披露的透明度与会计信息可靠性之间的联系。

三、研究设计

1.研究模型

为检验假设H1和H2，本文参考Choi等、Hong和Andersen和Kim等的研究，构建模型如下：

AIREL=α0+α1EIT+∑αicontrolvariables+

Industrydummies+Yeardummies+ε

(1)

AIREL=β0+β1EIT+β2AUDVF+β3EIT×

AUDVF+∑βicontrolvariables+

Industrydummies+Yeardummies+η

(2)

其中，AIREL表示会计信息的可靠性，采用会计盈余中可操纵性应计额的绝对值(ABSDACC)作为会计信息可靠性的负向替代变量，该变量的值越高，表明会计信息的可靠性越差。EIT表示环境信息披露的透明度，等于环境信息披露得分。若上述等式中变量EIT的系数显著为负，则说明环境信息披露的透明度越高，会计盈余中的可操纵性应计额越低，会计信息的可靠性越高。AUDVF表示审计验证，[9]该变量为虚拟变量，当公司的审计费用大于或等于审计费用分布的最高20%分位数，则赋值为1，否则为0。Ball等[9]指出审计成本与财务报表的验证度之间存在正相关关系，即审计师花费的验证成本(包括审计人员的精力、人力以及物力)越高，财务报表的验证度也越高。

参考Choi等、Hong和Andersen和Kim等，上述等式中的控制变量包括：①为控制公司治理对会计信息可靠性的影响，模型控制了第一大股东的持股比例(FIRST)、高管的持股比例(MANSHR)、独立董事的比例(INDR)、是否存在两职合一(DUAL)以及董事会规模的自然对数(LNBOARD)；②为降低公司财务特质对研究结论的影响，在模型中控制公司规模(SIZE，等于公司市场价值的自然对数)、财务杠杆水平(LEV，等于负债除以公司的市场价值)、财务困境指数(ZMIJ)、是否亏损(LOSS，当本期会计净利润小于0则为1，否则为0)、以及企业融资(ISSUE，当公司股权或债权融资额超过账面资产总额的5%时，则为1，否为0)；③LAGACC表示上一期会计盈余中的应计总额；[16]④MTB表示公司的成长性，等于股权的市值账面比；⑤VOL表示公司风险，等于公司股票的周超额收益(公司股票的周收益率减去市场周收益率)的标准差；⑥RET表示股票年度超额收益率，等于公司股票的年收益率减去市场收益率；⑦STATE表示最终控制人性质，当公司是国有企业或国有控股企业，则为1，否则为0。

2.关键变量说明

本文手工收集环境信息披露透明度数据的方法和步骤如下：第一，手工从年度财务报告、独立的社会责任报告以及其他与环境信息相关的披露中收集环境信息；第二，按照Clarkson等提出的框架，分析环境信息并针对各评分项目进行评分；最后，合计评分项目的得分计算总得分。

计算会计盈余中可操纵性应计项目额的方法和步骤如下：①按照证监会的行业分类标准，分年度和行业估计Jones模型ACCt=λ0×1/TAt-1+λ1×REVt/TAt-1+λ2×PPEt/TAt-1+ζ，其中制造业按二级分类划分。其中，ACC表示第t年会计盈余中应计项目的总额，等于净利润减去经营活动现金流量再除以期初资产总额；TA表示第t-1年末的总资产，REV表示营业收入变动额，PPE表示固定资产总额。②利用估计的系数λ0、λ1、λ2，根据修正Jones模型NDACCt=λ0×1/TAt-1+λ1×(REVt-RECt)/TAt-1+λ2×PPEt/TAt-1计算会计盈余中非操纵性应计项目的总额NDACC，其中REC表示第t年应收账款的变动。③可操纵性应计额DACC=ACC-NDACC。

3.数据来源与样本筛选

本文手工收集和整理了环境信息披露透明度的数据，研究过程中使用的公司财务数据、治理数据、融资数据、市场交易数据以及最终控制人性质数据均来源于CSMAR数据库。

本文选取2008至2015年期间所有A股上市公司作为研究对象，按照如下步骤筛选样本：①删除金融、银行、保险业上市公司的观测值；②删除净资产小于0的观测值；③删除变量数据缺失的观测值。最终，本文获得的研究样本包括13469个公司年度观测值，涉及2378家上市公司。

四、实证分析

1.描述性统计

表1报告了主要变量的描述性统计结果。如表所示，会计盈余中可操纵性应计额的绝对值(ABSDACC)的均值约为0.0861，标准差约为0.1748。环境信息披露透明度(EIT)的均值约为3.6390，标准差约为5.0412，说明我国上市公司的环境信息披露透明度较低，且不同企业之间差异较大。变量AUDVF的均值约为0.1656，说明样本中大约16.56%的公司支付的审计费用位于当期的前20%。

表1 变量的描述性统计结果

2.单变量检验

表2报告了单变量检验的结果，本文分别按照环境信息披露透明度得分是否大于零、环境信息披露透明度得分是否高于行业均值划分处理组和对照组进行单变量检验。如表所示，第(1)、(2)列报告了环境信息披露透明度得分大于零的处理组以及得分等于零的对照组中各变量的均值和标准差。t检验结果显示，除变量DUAL、LAGACC以及STATE外，其他变量的均值均存在显著的差异，其中变量ABSDACC的均值在环境信息披露透明度得分大于零的处理组中显著更低，为验证假设H1提供了初步的证据。第(3)、(4)列报告了环境信息披露透明度得分高于行业均值的处理组以及得分低于行业均值的对照组中各变量的均值和标准差。单变量检验结果显示，变量ABSDACC的均值在环境信息披露高透明度的处理组中显著更低，进一步为支持假设H1提供了证据。

表2 单变量检验结果

3.多元回归分析

表3报告了回归分析的结果。第(1)列中，因变量ABSDACC对变量EIT以及所有控制变量进行回归。结果显示，EIT的回归系数在1%水平上显著为负(系数=-0.0013，t=-3.18)，说明环境信息披露透明度越高的公司的会计盈余中可操纵性应计额越低，支持了假设H1。在第(2)列中，加入调节变量AUDVF以及EIT×AUDVF。回归结果显示，变量EIT、AUDVF均与ABSDACC显著负相关，然而EIT×AUDVF与ABSDACC在1%水平上显著正相关(系数=0.0011，t=3.65)，说明审计验证降低了环境信息披露透明度与会计信息可靠性之间的相关性，支持假设H2。变量EIT×AUDVF的回归系数表明，在高审计验证的公司中环境信息披露透明度与会计盈余的可靠性之间的验证联系下降了68.75%。

五、稳健性测试

1.因变量的稳健性测试

考虑会计稳健性对计算会计盈余中可操纵性应计项目总额的影响，参考Ball和Shivakumar的做法计算可操纵性应计额的绝对值：ABSDACC_RET和ABSDACC_ΔCF。[17]重复前文研究，结果基本保持一致。

表3 多元回归分析的统计结果

2.对环境信息披露透明度的稳健性测试

为降低评分度量误差的影响，本文采用环境信息披露透明度的十分位排名(decile rank)作为主要解释变量进行重新回归，结果保持一致。

此外，为降低手工评分带来的主观偏差对研究结论的影响，本文采用“和讯网”(第三方独立机构)提供的环境信息评分度量环境信息披露的透明度。“和讯网”发布该评分始于2010年，因此样本区间将变更为2010至2015年。重复前文研究，结果基本保持一致。

为降低遗漏变量对结果的影响，本文同时采用了公司层面固定效应模型，结果保持一致。

3.倾向得分配对法(Propensity Score Matching, PSM)

为降低选择偏差对研究结果的影响，本文采用倾向得分配对法获取配对样本，并重复前文检验。在倾向得分配对法的第一阶段，本文选取FIRST、SIZE、LEV、ROA、RET以及STATE作为配对变量，其中ROA等于净利润除以期初资产总额，其他变量的定义与前文一致。采用倾向得分配对子样本的回归结果与前文研究结论保持一致，进一步支持了假设H1和H2。

4.涉及环保核查的行业子样本

本文按照《上市公司环保核查行业分类管理名录》中提供的重污染行业分类标准筛选出涉及污染行业的上市公司，进行了重新检验。研究发现，在重污染行业中，环境信息披露与会计信息可靠性之间的正相关关系以及审计验证的调节效应依然成立。

六、研究结论与启示

本文通过分析会计盈余中可操纵应计额和环境信息披露手工数据，检验了透明的环境信息是否与会计信息的可靠性之间存在验证关系。研究结果显示，环境信息披露的透明度与会计盈余中可操纵性应计项目总额显著地负相关，说明环境信息披露越透明的公司的会计信息可靠性越高。进一步，本文发现审计验证削弱了环境信息披露用于验证会计信息可靠性的重要程度，表明审计服务与环境信息披露在对会计信息可靠性的验证关系上存在竞争效应，即审计验证越高，环境信息披露用于验证会计信息可靠性的重要性越弱。

本文的政策启示如下：(1)会计监管和政策制定机构在制定法规和政策时应当引导会计执业人员关注非财务信息披露对会计信息可靠性的验证作用，从而提升执业人员的工作效率。(2)审计机构和公司管理者应当注意审计验证对环境信息披露与会计信息可靠性之间验证关系的调节效应，在审计过程中科学、合理地利用环境信息等非财务信息对会计信息的验证作用。