上市公司环保理念、环保治理与环境信息披露研究

陈元艺

(北京理工大学珠海学院 会计与金融学院，广东 珠海 519088)

0 引 言

生态环境是人类赖以生存和发展的基础。习近平总书记指出“要像保护眼睛一样保护生态环境，像对待生命一样对待生态环境”。随着国家及社会对环保的重视程度不断加强，越来越多企业重视环境保护问题。“环境安全与生产安全同等重要”“绿色发展”“环保至上”“环境保护和谐发展”“生态矿山”“和谐共生”，这些体现公司环保理念的陈述摘自我国部分上市公司在年度财务报告、社会责任报告、环境报告等公开载体上披露的信息，那么这些环保理念是“空喊口号”还是“实践有效”？鉴于环保的重要性，近年来环保治理的相关研究逐渐增多，总的来说环保治理的工学、农学等方面的研究围绕环保材料、工程项目、技术方法等方面，而管理学、经济学、法学及交叉学科主要围绕环境治理与经济发展[1]9-13、政策[2]34-42、法规制度[3]54-62、生态及环境治理[4]4-14、全球环境治理[5]92-112等较为宏观的角度进行研究，从公司这一微观角度分析环保治理主要从治理绩效、治理成本、环境绩效等方面进行研究[6]40-43，从环保理念的角度尤其是定量分析环保理念的角度研究企业环保治理的研究较少。从信息决策机制来看，环境信息具有重要的决策作用[7]26-33+98。关于环境信息披露的研究主要涵盖信息披露质量指标设计与评价[8]、影响因素[9]19-23、股东及高管视角[10]、环境管制[11]83-89+96等方面，从环保理念量化分析的角度研究环境信息披露的较少，因此本文从环保理念、治理与环境信息披露的关系及其影响路径进行研究。

1 理论分析与研究假设

1.1 环保理念与环境信息披露

从环境信息披露的动机来看，主要在于遵守法规及制度、外部舆论压力、满足市场及履约需求等。[12]企业对于环境信息披露除了遵守法规的要求，额外的披露可视为企业实现更高层次价值的体现，这样的披露行为显然受企业环保理念的内在驱动。[13]从信号传递理论来看，企业披露质量更多的环境信息传递出企业经营管理者更加重视环境保护和治理的环保理念信息。[14]19-28基于前述分析，提出以下假设：

假设H1：企业环保理念与环境信息披露质量存在正相关关系

1.2 环保理念、环保治理与环境信息披露

践行环保理念有助于解决环境问题，环境意识对个人环境行为具有显著影响。[15]企业由个体构成，那么企业的环境保护及治理行为也受个人环保理念的影响，不仅体现在各种工程、项目的设计中[16]233-234，在企业的经营管理方面也发挥着重要作用，如环保理念推动构建绿色全产业链[17]101-113、用于评价企业财务绩效[18]58-64。环保理念属于思想、意识范畴，对企业的环境保护和治理行为活动具有反作用。如企业环保理念越强且“实践有效”，则其环保治理效果应越好。基于前述分析，提出以下假设：

假设H2：企业“实践有效”的环保理念与企业环保治理效果存在正相关关系

企业环境信息披露的内容包括企业环境活动方面的各种货币性信息以及非货币性信息。影响环境信息披露的因素众多，包括股权结构、管理层行为、政府因素、环境绩效、行业因素、公司规模、经济发达程度、公司治理及财务状况等。环保治理是企业，尤其是重污染行业企业生产、经营、管理活动的一部分，亦会对环境信息披露产生影响。从社会心理学“自我展示”的视角来看，如果企业的环保治理效果越好，那么其越愿意对外展示更多企业环保方面的信息。自愿信息披露理论认为，企业通过信息披露将自身与环境水平差的企业区分开来，有助于获得政府补贴、减税等优惠政策。基于前述分析，提出以下假设：

假设H3：企业环保治理效果与环境信息披露质量存在正相关关系

2 研究设计

2.1 变量选取与界定

2.1.1 环保理念

以是否在上市公司年度财务报告、社会责任报告、环境报告载体中披露涵盖公司环保理念、环境管理组织结构、环境方针、循环经济发展模式、绿色发展等与环保相关的思想、观念、观点等内容来衡量，已披露赋值为1，否则为0。

2.1.2 环保治理

环保治理包括环境保护和治理。以上市公司在年度财务报告、社会责任报告、环境报告中披露的废气减排治理、废水减排治理、粉尘及烟尘治理、固废利用与处置、噪声与光污染及辐射治理、清洁生产实施情况的信息对披露项目评分加总作为环保治理指标值。包括货币信息披露和非货币信息披露，定量描述(如中海油服2019年节能1 843.7吨标煤)赋值2，定性描述赋值1，未描述赋值0。

2.1.3 环境信息披露

已有研究对于环境信息披露质量的衡量，主要是以内容分析法对各分项披露内容分级评分，进而按一定权重加总得出环境信息披露指数或者总评分值，而信息披露载体鲜有加入指标体系。如果企业披露载体比较完整，比如既在年报中披露又在社会责任报告和环境报告中披露，一定程度上表明该企业环境信息披露相对较好。本文从环境信息披露的内容和载体两方面构建指标体系。披露内容包括：环保目标、环保管理制度、环保教育与培训、环保专项行动、环境事件应急机制、环保荣誉或奖励、“三同时”制度、污染物排放达标情况、是否重点污染监控单位、突发环境事故、环境违法事件、环境信访案件、是否通过ISO14001认证、是否通过ISO9001认证情况，共计14项具体指标，各项指标已披露赋值1，未披露赋值0。在披露载体方面：由于上市公司目前披露环保相关内容相对较多的主要是在年报、社会责任报告、环境报告里，因此本文分析的载体方面包括3项具体指标，即上市公司年度财务报告及社会责任报告是否包含环境信息、是否单独披露环境报告。各项指标权重：采取将内容方面14项指标值和载体方面3项指标值加总。内容是本质，因此内容方面的指标权重理应更大，内容方面权重达到82.35%。

2.1.4 控制变量

考虑到公司规模、盈利能力、产权性质、杠杆水平因素的影响[13]，为使分析更具有精确性和针对性，将以下变量作为控制变量。公司规模，以信息披露企业当年年末的总资产金额取对数值(后文Size为取对数后的数值)；盈利能力，以企业当年净资产利润率衡量；财务杠杆水平，以资产负债率来衡量；产权性质，按是否国有企业度量。考虑到公司上市时间不同会使得公司经验及面临的监管规定、市场及经济形势等不同可能对环保理念、环保治理及环境信息披露的影响，因此也将公司上市时间作为控制变量，以上市年份到样本所属年份的时间长短衡量。

变量名称及取值说明见表1。

表1 变量名称及取值说明

2.2 样本选取与数据来源

由于采矿业对环境污染较大且采矿业属于重污染行业，环境保护及环境信息披露相关监管规范开始较早且较全，因此本文选择采矿业作为实证分析对象。根据中国证监会公布的上市公司行业分类结果(结合研究对象的截止时间，以2020年1月10日公布的结果进行研究)，以深圳证券交易所与上海证券交易所公布的行业统计数据进行分析，考虑到数据时效性与完整性，剔除数据有缺失的样本，最终选取采矿业78家公司2015年至2019年的390组样本数据进行分析。数据来源主要为国泰安数据库、比率计算及缺失值部分数据经手工计算整理所得。

2.3 模型构建

首先，针对前文提出的假设H1、假设H2和假设H3，分别构建基本回归模型，见(1)式至(3)式。其中α1～α3为常数项，β1～β6，γ1-γ6，ω1～ω6为自变量及控制变量的系数，μ1～μ3为随机扰动项。

EDIit=α3+ω1EPCit+ω2Sizeit+ω3ROEit+ω4Leverageit+ω5Ownershipit+ω6Timeit+μ3

(1)

EGit=α1+β1EPCit+β2Sizeit+β3ROEit+β4Leverageit+β5Ownershipit+β6Timeit+μ1

(2)

EDIit=α2+γ1EGit+γ2Sizeit+γ3ROEit+γ4Leverageit+γ5Ownershipit+γ6Timeit+μ2

(3)

其次，结合前文理论分析部分，环保理念通过对环保治理进而对环境信息披露产生影响，存在中介效应：“环保理念→环保治理→环境信息披露”。环保理念为自变量，环保治理为中介变量，环境信息披露为因变量。为检验三者之间的中介效应关系，分析环保理念对环境信息披露的影响路径及影响程度，构建包括(4)式至(6)式的中介效应回归模型：其中α4～α6为常数项，κ1～κ6，ρ1～ρ6，φ1～φ7为自变量及控制变量的系数，μ4～μ6为随机扰动项。中介效应模型具体包括3个回归模型：(1)自变量环保理念(EPC)与因变量环境信息披露(EDI)构建回归模型；(2)自变量环保理念与中介变量环保治理(EG)构建回归模型；(3)自变量环保理念(EPC)和中介变量环保治理(EG)一起与因变量环境信息披露(EDI)构建回归模型。

EDIit=α4+κ1EPCit+κ2Sizeit+κ3ROEit+κ4Ownershipit+κ5Leverageit+κ6Timeit+μ4

(4)

EGit=α4+ρ1EPCit+ρ2Sizeit+ρ3ROEit+ρ4Ownershipit+ρ5Leverageit+ρ6Timeit+μ5

(5)

EDIit=α6+φ1EGit+φ2EPCit+φ3Sizeit+φ4ROEit+φ5Ownershipit+φ6Leverageit+φ7Timeit+μ6

(6)

3 实证检验与分析

3.1 描述性统计

描述性统计指标见表2。

表2 描述性统计指标

从描述性统计分析指标来看，环保理念平均值为0.562，表明有超过一半的采矿业上市公司在年度报告、社会责任报告、环境报告载体中披露公司环保相关思想、观念、观点等内容，从信号传递理论来看，约一半上市公司有明确的环保理念，可见即便是在面临更严格环境规制的采矿业对环保的重视程度也还有待提升。环保治理的最大值为12，最小值为0，标准差为3.171，差异较大，平均值为3.697，中位数为4，一定程度上反映出大部分上市公司环保治理定量和定性披露水平都较低，进一步反映出环保治理 “付出不足”的现象。环境信息披露从指标值来看，17项具体指标如果都披露总值应为17，而平均值和中位数均未达到8，表明环境信息披露质量还相对较低，披露程度尚不足半数。净资产利润率平均值为负，反映出受行业竞争、环保压力、国际竞争等因素影响，近年采矿业上市公司业绩相对较差。从390个样本量来看，有96个样本净资产利润率样本值为负，占比24.62%，虽然亏损样本数约为四分之一，但亏损幅度相对较大从而导致总平均值为负。从产权性质来看，平均值为0.615且中位数为1，反映出采矿业上市公司国有产权性质相对较多，由于国家对国企监管更严，国企对应的样本环保治理平均值为4.804，非国企的样本环保治理平均值为1.927，可见环保治理效果差距较大。上市时间平均值为13.121，标准差相对较大，反映出采矿业作为“老牌”行业上市时间较早，那么从时间来看在环境信息披露方面应是经验相对更多，预期信息披露水平应更高。总的来看大部分变量标准差较小，表明样本数据的稳定性较好，回归分析结果具有较高的可信度。

3.2 回归分析

3.2.1 基本回归分析

(1)式至(3)式回归结果见表3。从表3可知，F统计量对应的P值均为0，通过1%显著性水平检验，表明3个回归模型整体是显著的。当环保理念(EPC)为自变量，环境信息披露(EDI)为因变量时，自变量系数为1.898 397，环保理念与环境信息披露在1%显著性水平(T统计量对应P值为0，小于0.01)上存在正相关关系，表明环保理念越强，其环境信息披露质量越高，假设H1成立。当环保理念(EPC)为自变量，环保治理(EG)为因变量时，自变量系数为1.402 372，环保理念与环保治理在1%显著性水平(T统计量对应的P值为0，小于0.01)上存在正相关关系，表明环保理念越强，环保治理效果越好，当然此处的环保理念是指“实践有效”的环保理念，因为“空喊口号”的环保理念实践指导价值并未得到良好发挥。统计数据显示在总共390的全样本数据中有在相应载体中披露环保理念的数量为219，相应的环保治理指标平均值为4.958 9；未披露的数量为171，相应的环保治理指标平均值为2.081 9，可见有披露环保理念的上市公司环保治理值更高，环保治理指标平均值是未披露的两倍多，一定程度上说明已披露的环保理念“实践有效”。为进一步分析已披露环保理念的有效程度，将219个样本数据变量代入回归模型(1)计算出环保治理相应的拟合值，再将实际观测值与拟合值比较得出：117个样本数据(占比53.42%)的实际观测值大于拟合值，这部分样本的环保治理平均值为7.128 2，说明这部分样本的环保理念实践有效性相对较高且其环保治理效果也较好。有102个样本数据的实际观测值低于拟合值，这部分样本的环保治理平均值为2.470 6，这一平均值与未披露环保理念的样本对应的环保治理平均值2.081 9接近，说明这部分已披露环保理念的样本实际环保治理效果相对较低，与未披露的企业相差不大。总的来看已披露环保理念“实践有效”的样本量占比53.42%，略超过一半。通过分析可得出“实践有效”的环保理念与企业环保治理效果存在正相关关系，假设H2成立。当环保治理(EG)为自变量，环境信息披露(EDI)为因变量时，自变量系数为0.505 708，环保治理与环境信息披露在1%显著性水平(T统计量对应的P值为0，小于0.01)上存在正相关关系，表明环保治理效果越好，其环境信息披露质量越高，假设H3成立。

表3 回归结果分析

(1)式至(3)式的控制变量中的净资产利润率(ROE)在3个模型中均未通过显著性检验(T统计量对应的P值分别为0.876 8、0.915 5、0.883 8)，表明公司盈利能力与环境信息披露不存在显著关系。由于在一个管制严格、标准化程度较高的行业，上市公司环境信息披露并不会因盈利水平不同而存在显著差别。另外，上市时间(Time)在(2)式和(3)式中分别通过1%、5%显著性水平检验，且系数为负，表明企业上市时间与环保治理和环境信息披露存在一定程度的负相关关系，这与前文理论分析“时间越久经验越丰富”相左，导致这种“后来者居上”的影响因素包括上市时间较短的企业更多遵照最新的准则、规范且环保压力更大等，因此环保治理和环境信息披露水平反而更高，因而存在“后发优势”。为验证(1)式至(3)式的回归分析结果是否稳健，采取改变变量时间(将样本时间改为2016—2019年)、改变回归方法(采用GLM回归分析法)进行检验，稳健性验证回归结果(2016—2019年数据)见表4，稳健性验证回归结果(GLM回归法)见表5。

从稳健性检验回归结果来看，自变量对应的P值为0，均通过显著性检验，大部分控制变量的回归结果与模型(1)式至(3)式一致，因此可认为研究结论较为可靠。

3.2.2 中介效应分析

中介作用分析结果见表6， 中介作用效应量回归结果见表7。

表4 稳健性验证回归结果(2016—2019年数据)

表5 稳健性验证回归结果(GLM回归法)

根据表6、表7的中介效应模型回归结果，(4)式中环保理念(EPC)回归系数κ1值为1.898，即总效应为1.898。(5)式中环保理念的回归系数ρ1值为1.402，(6)式中环保治理(EG)的回归系数φ1值为0.451，ρ1与φ1的乘积即为中介效应，中介效应值为0.633，占比33.346%，(6)式中环保理念的回归系数φ2反映直接效应值为1.265。95%BootCI表明通过Bootstrap抽样计算得到的95%置信区间，0.061- 0.151的区间范围不包括0，表明中介效应显著。回归系数κ1，ρ1，φ1，φ2都通过显著性检验(系数T统计量对应的P值都为0，小于0.01)，ρ1与φ1的乘积0.633与φ2的值1.265同号，根据中介效应回归系数乘积法判断方法结论为存在部分中介效应，中介效应占比33.346%。通过中介效应回归结果反映出上市公司环保理念对环境信息披露既具有直接影响(直接效应值为1.265)，同时也通过对环保治理的中介作用进一步影响到环境信息披露(中介效应值为0.633)，从统计量化分析的角度论证了前文对环保理念对环境信息披露作用路径的理论分析。上市公司环保理念越强，环保管理及相关制度设计应更完善，执行也更有效，因此更倾向于采取量越多、质越高的环境保护和治理行为，则其环保治理效果相对较好，环境信息披露水平相应较高。如“兰花科创”、“中国神华”环保理念指标的年平均值分别为1、1，环保治理指标的年平均值分别为6.6、8.4，环境信息披露指标的年平均值分别为13.6、16.8。相较而言，“金瑞矿业”“兴业矿业”环保理念指标分别为0.2和0.4，环保治理指标分别为5和1.6，环境信息披露指标分别为6.2和4。从环保理念及环保治理、环境信息披露行为的驱动力来源看，更多来源于政府监管等外部要素，如“兰花科创”在5年样本期间中有4年属于重点污染监控单位，“中国神华”有2年属于重点污染监控单位；“金瑞矿业”样本期间都不属于重点污染监控单位，“兴业矿业”有1年属于重点污染监控单位，一定程度上反映出外部监管压力产生的积极影响。

表6 中介作用分析结果(n=390)

表7 中介作用效应量回归结果

4 结论与启示

本文对企业环保理念的实践有效性及对环境信息披露的影响进行理论分析，并运用我国采矿业上市公司样本数据进行实证分析。研究结论主要包括三点：一是采矿业上市公司有117个样本的环保理念“实践有效”，占比53.42%，从相关指标值来看对环保治理的指导作用与未披露的企业相差不大。二是环保理念、环保治理、环境信息披露之间存在正相关关系。三是环保理念对环境信息披露的影响路径包括直接影响，以及通过环保治理中介作用进而对环境信息披露的间接影响，统计分析结果显示环保理念对环境信息披露影响的总效应值为1.898，直接效应值为1.265，中介效应值为0.633，中介效应占比33.346%，存在部分中介效应。

根据研究结论提出以下建议：第一，政府在制定提升环保理念政策规定时除了对环保理念披露的内容与形式要求之外，为增强企业环保理念的实践有效性，在环保部门对环保治理的监管方面强化环保理念的导向与嵌入。第二，政府在制定企业环境信息披露格式准则、环境信息披露管理办法时应将披露内容和披露载体综合考虑。在制定环保治理相关规定及执行监管时应考虑上述直接影响及中介效应影响，促进形成正向联动影响机制。