环境信息披露质量、市场化程度与企业价值——基于能源行业上市公司经验数据

张彦明，陆冠延，付会霞，董淑兰

（1.东北石油大学 经济管理学院，黑龙江 大庆163318；2.嘉兴学院 商学院，浙江 嘉兴314001）

近年来我国披露环境信息的企业越来越多，但是信息披露质量却整体偏低。能源企业作为污染物排放的主体，承担着生态保护的主要责任。我国正处于社会主义市场经济的转型升级时期，各地区市场化程度差异性较大。在市场化程度较高的地区，市场机制、法律环境和监管机制相对完善，公众的环保意识更强，对生态保护的要求更高，可能会通过“用脚投票”的方式促使能源企业按照相应的规范披露环境信息，并保证信息质量，进而对企业价值产生影响；而在市场化程度较低的地区，这种关系则可能不明显。

鉴于此，本文以2010—2019 年我国能源行业上市公司数据作为样本，采用内容分析法度量环境信息披露质量，实证检验了环境信息披露质量对企业价值的影响，考察了市场化程度对环境信息披露质量与企业价值关系的调节作用，并进一步利用中介效应模型分析了环境信息披露质量对企业价值的影响机制。

1 理论分析与研究假设

1.1 环境信息披露质量与企业价值

Richardson A J、Welker M和Hutchinson I R提出，环境信息披露质量影响企业价值的机制是市场过程效应、现金流量效应和折现率效应，决定企业价值的关键因素包括权益资本成本和预期现金流量［1］。

提高环境信息披露质量能够降低权益资本成本。Le X Q、Nguyen N T 和Le THV 提出，环境信息披露质量与权益资本成本显著负相关，说明上市公司可以从环境保护和规范披露环境信息中获益［2］。Fonseka M、Rajapakes T、Tian G 等研究发现，与水力发电、太阳能和风能等能源企业相比，天然气、火力发电、石油石化等能源企业的环境信息披露质量与权益资本成本之间负相关关系更显著［3］。佟孟华、许东彦、郑添文研究发现，环境信息披露可通过增加企业信息透明度和增强企业社会责任履行，降低投资者的风险预期，进而使得权益资本成本降低［4］。

提高环境信息披露质量可提高预期现金流量。De Sena Costa、Ingrid Lais、Correia等研究发现，环境信息披露质量与企业未来现金流之间存在着显著的正相关关系［5］；Attig N、Cleary S W、Ghoul S E 等认为，提高环境信息披露质量能够减少市场摩擦，降低代理成本和合规性成本，从而提高企业进入资本市场的概率，降低投资现金流敏感性，进而影响到企业的预期现金流量［6］。

另外，张彦明、徐苗苗、付会霞等［7］，杜子平和李根柱［8］基于信号传递理论，提出企业披露环境信息质量的提升不仅具有经济效应，即通过权益资本成本和预期现金流量两个方面提升企业价值，同时还具有社会认同效应；王素娟提出当面临较强的产品市场竞争时，企业会加强经营管理，提高环境信息披露的质量来增强企业品牌效应，提升市场份额，进而促进企业价值的增加［9］。基于此，提出假设1：H1——环境信息披露质量与企业价值呈正相关。

叶陈刚、王孜、武剑锋等认为企业所披露的环境信息可以分为货币性环境信息和非货币性环境信息；货币性环境信息本质是财务性环境信息，与传统财务信息的内涵和计量方法相同，而非货币性环境信息则有很多种表达方式，包括定性披露和定量披露［10］；李荣锦和翟星研究发现，现阶段非货币性信息的有效披露逐渐成为企业可持续价值创造的重要影响因素，是企业信息披露中不可替代的部分［11］；武剑锋、叶陈刚、刘猛研究发现，环境信息同时兼具商品性和非商品性特征，货币性环境信息只能表达出企业环境责任履行情况的一小部分，而企业进行非货币性环境信息披露，则更有助于反映出企业的环境问题和环境风险，为投资者提供有效的反馈和指导，并使企业在政府和公众中树立良好形象［12］；Dhaliwal，D认为非货币性环境信息质量越高，投资者对企业的偏好程度就越高，有助于降低投资者预期的风险水平和投资回报率，提高股票的流动性，从而对企业价值产生影响［13］。基于此，提出假设2：H2——相对于货币性环境信息，非货币性环境信息披露质量对企业价值的正向影响更加显著。

1.2 环境信息披露质量、市场化程度与企业价值

Cheng X、Tan Y、Liu J 研究发现，在市场化程度较低的地区，企业通过自愿披露信息获取资源的驱动力不足，并且受到寻租成本的影响，因此往往选择低披露水平策略；在市场化程度较高的地区，契约经济更加成熟，因此企业自愿披露信息的动机和意愿得到加强，往往倾向于选择高披露水平策略［14］。Yang Y、Wen J、Li Y 等研究发现，环境信息披露质量与企业价值呈正相关关系，环境信息披露质量对市场化程度更高的东部地区企业价值的影响更显著，但对中部地区企业价值的影响不显著［15］；李慧云和刘镝研究发现，在市场化程度高的地区，政府对企业的干扰减少，关系型资源也随之减少，信息透明度得到提高，市场会在企业进行环境信息披露时迅速做出反应，投资者也更加了解企业，进而有利于降低权益资本成本，提升企业价值［16］；游春晖研究发现，企业所处地区市场化程度越高，环境信息披露质量对企业价值的正向作用越强［17］。基于此，提出假设3：H3——市场化程度对环境信息披露质量与企业价值的关系具有调节作用。即市场化程度较高的地区，环境信息披露质量越高，企业价值越高。

另外，彭珏和陈红强［18］，王丽、李淑琴与李创［19］研究发现，市场化程度较高的地区，企业面临着来自政府、市场、公众和媒体的外部治理压力较大，必须承担相应的环保责任，重视环境治理工作，积极披露环境信息，企业往往会选择性地披露对自身有利的环境信息；李虹和原潇倩研究发现，在市场化程度较高的地区，政府对市场的干预措施较少，行业内市场竞争较为公平，企业为提高自身环境方面的异质性，打造绿色名片和提高社会声誉，往往更倾向于披露非货币性环境信息［20］。基于此，提出假设4：H4——相对于货币性环境信息，市场化程度对非货币性环境信息披露质量与企业价值之间关系的正向调节作用更强。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文以2010—2019 年我国能源行业上市公司数据作为样本，并按照以下程序进行处理：首先，剔除样本期内被ST、*ST的样本观测值；其次，剔除变量存在数据缺失的样本观测值；第三，剔除样本期内分析师预测数据缺失，或者feps2- feps1＜0 的样本观测值，得到615 个样本数据。为了消除异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位进行了缩尾处理。

数据主要来源：环境信息披露质量数据是从我国能源行业上市公司2010—2019 年公开披露的年报、可持续发展报告、社会责任报告和环境报告中手工收集获得；市场化程度数据采用王小鲁、樊纲在《中国分省份市场化指数报告（2018）》中披露的数据，并利用趋势外推法预测2017—2019 年的数据；其他变量数据均来源于国泰安数据库。本文采用Stata15 软件对获取的数据进行处理。

2.2 变量定义及说明

环境信息披露质量：内容分析法是度量环境信息披露质量的主流方法［21］。借鉴武剑锋、叶陈刚、刘猛［12］的研究方法，以货币性维度对环境信息进行分类，构建环境信息披露指标体系来评价能源企业环境信息披露质量。其中，货币性环境信息主要来源于财务报告、财务报表附注和补充报表，非货币性环境信息主要来源于年报、社会责任报告、可持续发展报告和环境报告。货币性环境信息指标有6 个，非货币性环境信息指标有7 个，由于定量信息比定性信息更可靠、可参考性更高，所以同时进行定性和定量披露的指标赋值2 分，仅定性披露的指标赋值1 分，未披露的指标赋值为0 分，总体最优得分为26分（表1）。

表1 环境信息披露指标体系

为了避免主观性，对各指标赋予相同的权重，得到企业的环境信息披露指数。最优披露质量总分为26分，货币性和非货币性环境信息的最优披露质量总分分别为12 分和14 分。借鉴叶陈刚、王孜、武剑锋等［10］的方法，环境信息披露指数（EDI）、货币性环境信息披露指数（EDIF）和非货币性环境信息披露指数（EDINF）。计算公式为：

为了评估所构建的环境信息披露指标体系的客观有效性，借鉴陈华、王海燕、荆新验证指标体系有效性的研究方法，运用序列相关系数指标对研究样本的评分结果进行信度分析［22］。利用随机函数将615个研究样本随机划分为15 个小样本，并将这些小样本随机分配给15 个不同职业背景的受访者，由其分别进行评分，最终整理得到一组总样本的对比评分结果EDI（2）。信度分析结果见图1。

图1 信度分析

由图1 可知，总样本评分结果EDI（1）与对比评分结果EDI（2）的序列相关系数为0.952，表明信度分析一致性较好，所构建的环境信息披露指标体系的评分结果是较为可靠的。

企业价值：企业价值是指企业所有价值资产的市场评价，衡量企业价值最具代表性的市场指标是TobinQ值，即资产的市场价值与其重置成本的比值。计算公式为：

市场化程度：采用王小鲁、樊纲、余静文的各省份市场化总指数作为我国各地区市场化程度的衡量指标［23］。由 于 该 数 据 只 更 新 到 2016 年，缺 少2017—2019 年的数据，因此参考李虹和原潇倩的研究方法，运用趋势外推法推测出2017—2019 年各地区市场化程度的数据［20］。按照市场化程度中位数分类，低于中位数赋值为0，高于中位数赋值为1，以此来研究市场化程度对环境信息披露质量与企业价值之间关系的调节作用。

权益资本成本：权益资本成本是指企业获取股权资本所付出的代价，即投资者所要求的回报率。考虑到数据的可获得性、方法的适用性和科学性等因素，本文使用Easton 提出的PEG 模型计算企业的权益资本成本［24］，以此来探讨权益资本成本在环境信息披露质量对企业价值的影响中是否存在中介效应。计算公式为：

式中，R为权益资本成本；feps2为两年后的预测每股收益；feps1为一年后的预测每股收益；p0为当期的每股价格。

预期现金流量：参考张淑惠、史玄玄、文雷［25］对预期现金流量的估计方法，用期初资产现金流来计量企业的预期现金流量，即预期现金流量＝每股自由现金流量/期初每股净资产，以考察预期现金流量在环境信息披露质量对企业价值的影响中是否存在中介效应。

控制变量：选定账面市值比（BM）、企业规模（Size）、资产负债率（LEV）、盈利能力（ROA）、企业成长性（Growth）、产权性质（Gov）、股权集中度（HER）、股票换手率（TR）等变量作为控制变量，各变量具体定义详见表2。

表2 变量定义

2.3 模型构建

为了控制环境信息披露质量与企业价值等变量之间可能存在的内生性，将环境信息披露质量的数据进行滞后一期处理。

基准模型：为检验环境信息披露质量对企业价值的影响，参考任力和洪吉吉［26］的方法建立模型Ⅰ：

另外，在实证检验的过程中还将环境信息披露质量（EDI）分为货币性环境信息披露质量（EDIF）和非货币性环境信息披露质量（EDINF），分别与企业价值（TobinQ）进行回归分析，以检验货币性环境信息披露质量与非货币环境信息披露质量对企业价值影响的差异。

调节效应模型：为检验市场化程度对环境信息披露质量与企业价值之间关系的调节作用，参考李慧云和刘镝［16］的方法建立模型Ⅱ：

模型Ⅱ中，环境信息披露质量与市场化程度的交乘项（EDI × MD）回归系数β2衡量了市场化程度对环境信息披露质量与企业价值关系的调节效应。若回归系数β2显著为正，则说明在市场化程度越高的地区，环境信息披露质量对企业价值的影响越强，从而验证了假设3。

中介效应模型：为了检验权益资本成本（R）和预期现金流量（ECF）在环境信息披露质量对企业价值的影响中是否发挥中介效应，借鉴温忠麟和叶宝娟［27］的方法，建立模型Ⅲ：

式中，Med代表中介变量，即权益资本成本（R）和预期现金流量（ECF）。

现在流行的中介效应检验方法一般有3 种：逐步法、Sobel法和Bootstrap 法。本文将采用逐步法和Bootstrap法来识别中介效应。

3 实证分析

3.1 描述性统计

对能源企业价值、环境信息披露质量、市场化程度等变量进行描述性统计分析，结果见表3。从表3可见：①TobinQ的均值为1.408，最大值和最小值分别为5.046、0.815。其中，TobinQ值最大的企业是百川能源（600681），最小的是阳泉煤业（600348），说明能源企业之间企业价值差距较大。②EDI 的均值为0.274，最大值和最小值分别为0.692、0。其中，EDI值最大的企业是华能国际（600011），最小的是陕西黑猫（601015），这反映出能源企业所披露的环境信息存在质量参差不齐的情况。中位数为0.231，比均值低，表明我国大多数能源企业环境信息披露质量并不高，企业管理者不重视甚至忽视公开披露环境信息对提升企业价值的重要作用。③EDIF 和EDINF的均值分别为0.269、0.279，相对于非货币性环境信息，货币性环境信息披露质量略低于环境信息披露质量的整体水平。④MD 的均值为0.437，表明各样本企业所在地区市场化程度相对不高。

表3 主要变量描述性统计

为更直观地观察2010—2019 年能源企业环境信息披露质量的变化趋势，本文分别对EDI、EDIF、EDINF进行按年份描述性统计，结果见表4、表5。从表4 可见，2010—2019 年间环境信息披露质量（EDI）的均值从0.145 增加到0.458，说明能源企业环境信息披露质量整体上是逐年递增的，能源企业开始逐渐增强自身的环境透明度。从表5 可见，2010—2019 年间货币性环境信息披露质量（EDIF）的均值从0.142 增加到0.423，非货币性环境信息披露质量（EDINF）的均值从0.148 增加到0.496。其中，2010—2019 年，EDIF 值增长最快的能源企业是华电国际（600027），从0.167 增加到0.75；而EDINF值增长最快的能源企业是上海电力（600021），从0.143增加到0.786。2010 年货币性和非货币性环境信息披露质量大致相当，随着能源企业披露的非货币性环境信息增多，二者的披露质量渐渐拉开差距，到2019 年EDINF的均值比EDIF高0.073，非货币性环境信息披露质量的增长速度优于货币性环境信息披露质量。主要原因是：一方面，环境信息具有“叙述性信息”特征，大部分信息难以使用传统的财务方法进行计量，从而使得货币性环境信息披露质量的增速受到限制；另一方面，国家陆续出台了一系列环保法规，社会公众的环保意识逐渐增强，能源企业在追求组织存在合法性的同时，尽可能多地宣传自身在环境保护措施、节约能源等方面所做的努力，因此近年来非货币性环境信息披露质量的发展速度优于货币性环境信息。

表4 2010—2019年能源行业上市公司环境信息披露质量总体情况

表5 2010—2019年环境信息披露质量分类统计

3.2 相关性检验

从描述性统计来看，能源企业价值、环境信息披露质量、市场化程度等因素存在差异。为了进一步考察市场化程度、环境信息披露质量与能源企业价值之间的关系，本文进行了主要变量间的Pearson 相关性检验，结果见表6。由表6 可知，环境信息披露质量（EDI）、市场化程度（MD）与企业价值（TobinQ）均呈显著负相关，符号同假设并不一致。主要原因是：一方面，根据Richardson A J、Welker M与Hutchinson I R［1］提出的市场过程效应可知，在短期内能源企业承担社会责任，加大环境研发与投入，提高环境信息披露质量，并不能带来良好的经营绩效，因此在短期内环境信息披露质量与企业价值是负相关的。另外，根据李文贵和余明桂［28］的研究可知，在市场化程度越高的地区，能源企业所面临要素市场和产品市场的竞争越激烈，可以用来监督能源企业管理层的市场信息也越充分，激烈的竞争能够发挥信号传递的作用，使得能源企业的投资者更清楚地了解和掌握有关企业成本和管理层努力程度的信息，此时竞争成为能源企业监督程序的替代机制，这将有效地促使能源企业的管理者提高企业自身研发创新及削减成本的积极性，放弃“短平快”的投资方式，更多地关注有利于企业长期可持续发展的投资方式，所以短期内市场化程度与企业价值也是负相关的。另一方面，相关性分析是不考虑时间因素的，而EDI、MD与TobinQ 的正相关关系在长期才体现出来，导致相关性分析出现与假设不一致的结果。

表6 各主要变量的相关系数矩阵

由于部分变量间相关性较强，因此对各模型进行VIF共线性诊断以检测各个变量间是否存在多重共线性（表7）。从表7 可见，各解释变量最大的VIF值均小于5，最小的Tolerance 值均远大于0.1，因此所构建的多元回归模型不存在严重多重共线性问题，可以进一步分析。

表7 各解释变量的方差膨胀因子的最大值和容忍度的最小值

3.3 回归分析

对环境信息披露质量、市场化程度、企业价值进行多元线性回归分析，具体回归结果见表8。

首先，进行环境信息披露质量与企业价值关系的检验。运用模型Ⅰ检验环境信息披露质量与企业价值之间的关系，回归结果如表8 的Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ列所示。由回归结果可知，企业价值（TobinQ）与环境信息披露质量（EDI）、货币性环境信息披露质量（EDIF）、非货币性环境信息披露质量（EDINF）的回归系数分别为0.147、0.011、0.175，但是只有EDI、EDINF通过显著性检验，说明环境信息披露质量与企业价值显著正相关，能源企业较高质量地披露环境信息能够促进企业价值的提升。相比于货币性环境信息，非货币性环境信息披露质量对企业的正向影响更加显著，实证结果为H1和H2提供了有力的支持。

其次，进行市场化程度对环境信息披露质量与企业价值关系调节作用的检验。运用模型Ⅱ检验市场化程度对环境信息披露质量与企业价值关系的调节作用，回归结果如表8 的Ⅳ列所示。由回归结果可知，环境信息披露质量（EDI）与企业价值（TobinQ）在5%的显著性水平下呈正相关关系，回归系数为0.154。与此同时，市场化程度与环境信息披露质量的交乘项（EDI× MD）的回归系数为0.217，与企业价值（TobinQ）在5%的显著性水平下呈正相关关系，表明市场化程度有助于增强环境信息披露质量与企业价值之间的正相关关系，起正向调节作用，为H3提供了有力支持。这表明市场化程度越高的地区，政府监管和治理机制越完善，社会公众环保意识和追求高质量生活的意愿越强，公众及媒体越能发挥其监督作用，从而促使能源企业重视环境治理，加大环境投入，提高自身环境信息披露质量，实现节能减排与绿色高质量发展。

表8 环境信息披露质量与企业价值的回归结果以及市场化程度的调节作用

第三，进行不同市场化程度下环境信息披露质量与企业价值的分组回归检验。由于调节变量市场化程度（MD）是类别变量，解释变量环境信息披露质量（EDI）是连续变量，借鉴温忠麟、张雷、侯杰泰［29］检验调节变量的研究方法，运用分组回归进一步检验市场化程度的调节效应。按照能源企业所在地区市场化程度（MD）的取值进行分组，MD ＝1 为市场化程度较高组，MD ＝0 为市场化程度较低组，运用模型Ⅰ分别进行回归。与此同时，验证在不同市场化程度的地区，货币性环境信息披露质量、非货币性环境信息披露质量与企业价值关系的差异，回归结果见表9。由回归结果可知，在市场化程度较高组，企业价值（TobinQ）与环境信息披露质量（EDI）、货币性环境信息披露质量（EDIF）、非货币性环境信息披露质量（EDINF）的回归系数分别为0. 501、0. 246、0.371，且都通过了显著性检验；而在市场化程度较低组，TobinQ 与EDI、EDIF、EDINF 的回归系数均不显著。这进一步验证了市场化程度这一变量对环境信息披露质量与企业价值的关系具有显著的调节效应，即市场化程度较高的地区，市场交易规则和监管体系更加完善、传导机制更加透明，能源企业公开披露环境信息时，市场能够迅速反应，消费者和投资者也更加了解企业的实际情况，从而有助于企业价值的提升。在市场化程度较低的地区，市场化程度对环境信息披露质量与企业价值的调节作用则并不显著。

表9 不同市场化程度下环境信息披露质量与企业价值的回归结果

从表9 的Ⅵ、Ⅶ列可知，非货币性环境信息披露质量（EDINF）与企业价值（TobinQ）的回归系数为0.371，并且在1%的水平下显著，回归系数和显著性均高于货币性环境信息披露质量（EDIF），表明相对于货币性环境信息，市场化程度对非货币性环境信息披露质量与企业价值之间关系的正向调节作用更强，为H4提供了有力的支持。这主要是因为在市场化程度较高的地区，能源企业提高自身环境透明度的外部性压力较高，而对于环境信息，我国目前仍然以企业自愿披露为主，因此能源企业倾向于公开披露对自身有利的环境信息，以此来提高企业的社会声誉，这反倒使得提高非货币性环境信息披露质量更能获得消费者和投资者的青睐，从而提升企业价值。

第四，进行环境信息披露质量影响企业价值的作用机制检验。依据前文梳理的环境信息披露质量影响企业价值的两种机制，即权益资本成本（R）和预期现金流量（ECF），因此利用中介效应模型Ⅲ分别检验权益资本成本（R）和预期现金流量（ECF）是否在环境信息披露质量影响企业价值中发挥中介效应，回归结果见表10。从表10 可见：①环境信息披露质量通过权益资本成本影响企业价值的中介效应分析。由表10 的XI、XII、XIII 列可知，XI 列中环境信息披露质量（EDI）的回归系数显著为正，表明环境信息披露质量能够提升能源企业价值；XII列中环境信息披露质量（EDI）的回归系数显著为负，说明环境信息披露质量与权益资本成本呈显著负相关关系；XIII列中中介变量权益资本成本（R）的回归系数显著为负，环境信息披露质量（EDI）的回归系数显著为正，且相较于XI列中EDI的回归系数下降了0.013，说明权益资本成本在环境信息披露质量对能源企业价值的影响中发挥了部分中介效应。Bootstrap 检验的置信区间为（0.0688，0.3373），不包含0，中介效应显著，且为0.008。这主要是因为能源企业通过提高环境信息披露质量缓解企业与投资者之间的信息不对称问题，不仅有利于提高股票的流动性，降低交易成本，促进股票需求的增加，还有利于降低投资者对企业所预期的风险溢价水平，从而降低权益资本成本，进而对企业价值产生影响。②环境信息披露质量通过预期现金流量影响企业价值的中介效应分析。由表10 的XIV、XV、XVI 列可知，XIV 列中环境信息披露质量（EDI）的回归系数显著为正；XV 列中环境信息披露质量（EDI）的回归系数为正，但是并不显著；XVI列中中介变量预期现金流量（ECF）的回归系数显著为正，环境信息披露质量（EDI）的回归系数也显著为正，且相较于XIV 列中EDI 的回归系数下降了0.005，依据温忠麟和叶宝娟［27］的研究，此时应进行Bootstrap 检验。Bootstrap 检验的置信区间为（0.0670，0.3377），不包含0，中介效应显著。由于XVI列中EDI 的回归系数显著为正，说明预期现金流量在环境信息披露质量对能源企业价值的影响中发挥了部分中介效应，且为0.0117。这主要是因为能源企业主动承担环境责任，提高自身环境信息披露质量时，投资者认为该企业未来的监管成本将会降低，消费者也会更偏好该企业的产品，从而增加了预期现金流量，促使企业价值增加。

表10 环境信息披露质量影响企业价值的作用机制检验

3.4 稳健性分析

为了检验实证结果的可靠性，参考唐国平、李龙会、吴德军等［30］的方法，即从全样本中随机抽取三分之一再次进行同样的回归检验，结果见表11。从表11 可见，环境信息披露质量（EDI）、货币性环境信息披露质量（EDIF）、非货币性环境信息披露质量（EDINF）、环境信息披露质量与市场化程度的交乘项（EDI× MD）等关键变量的显著性以及大小关系未发生变化，H1、H2、H3和H4均通过统计验证，证明所构建的模型是稳健的，实证结果是可靠的。

表11 稳健性检验结果

4 结论及建议

4.1 结论

本文以我国能源行业上市公司2010—2019 年数据为样本，利用内容分析法分析了企业环境信息披露质量，并讨论了环境信息披露质量与能源企业价值之间的关系，得到以下主要结论：①能源企业环境信息披露质量与企业价值呈正相关关系；②非货币性环境信息披露质量对企业价值的正向影响更加显著；③市场化程度对环境信息披露质量与企业价值的正相关关系具有增强作用；④市场化程度对非货币性环境信息披露质量与企业价值之间关系的正向调节作用更强；⑤环境信息披露质量能够降低权益资本成本和提高预期现金流量，形成影响企业价值的传导机制。

4.2 建议

基于上述结论，提出以下建议：①关注环境信息披露质量并提升环境声誉。能源企业应重视环境信息的披露工作，建立健全环境信息管理体系，丰富环境信息披露的内容、方式及渠道等，规范货币性和非货币性环境信息披露，强化企业环境报告的编制责任，将保护环境、节能减排纳入到企业战略管理的高度，切实提高环境信息披露质量，提升环境声誉，促进企业价值的提升。②因地制宜，实现经济价值与社会价值和谐统一。在市场化程度较低的地区，能源企业应摒弃蓄意隐瞒环境信息的行为方式，主动披露环境信息，履行环境保护责任，以维持企业合法化，减少或避免监管处罚，保护企业利益，从而提升企业价值；在市场化程度较高的地区，政府的环境监管水平、环保补助水平、社会公众的环保意识和媒体监督水平都较高，能源企业应及时公开环境信息，提高环境报告的可靠性、完整性、及时性、可理解性等，充分展现自身的环境责任意识，主动接受社会公众、政府和媒体的监督，努力实现能源企业的经济价值与社会价值的和谐统一。③减少信息不对称，以降低权益资本成本。能源企业更应该积极利用履行环境责任，提高企业环境透明度，减少信息不对称，降低权益资本成本，促进企业价值提升这一有效机制。④提高公众认知度以增加预期现金流量。能源企业应当通过信息披露，树立起良好的企业社会形象，加强自身在环保方面的异质性，增强企业品牌效应，提高公众认知度，增加预期现金流量，从而不断提升企业价值，实现经济效应和生态效应双赢。