环境信息披露与绿色产品市场信息不对称:作用机理与实证检验

段存儒,王琳杰,周小喜,武照亮

(中国人民大学 环境学院,北京 100872)

一、引言

随着技术进步和产业分工的深化,中国市场中供求双方在产品各维度的信息不对称程度日益上升,由此带来的“柠檬市场”效应更加凸显[1]。环境信息披露正是解决绿色市场中的信息不对称问题的重要政策抓手,为政府发展绿色生产和绿色消费、推进环境治理体系现代化提供助力。中央全面深化改革委员会于2019年审议通过了《关于构建现代环境治理体系的指导意见》,明确提出“公开环境治理信息”“建立完善上市公司和发债企业强制性环境治理信息披露制度”等要求。那么,环境信息披露是否能消除绿色产品市场信息不对称、从而实现绿色度更高的企业获得更多营业额的效果?一方面,学者从理论上分析提出,合规的信息披露能够改善企业声誉,从而向消费者释放信号,引导消费者购买高质量企业的产品[2]。但另一方面,近年来中国上市公司环境违法问题频频出现,上市公司的环境事故发生次数在2000年后呈现逐年上升趋势,环境信息披露在此背景下似未起到应有的质量市场需求引导作用。为解决上述问题,探讨环境信息披露与绿色产品市场信息不对称之间的关系与作用机理就显得尤为重要。本研究将企业分为高绿色度和低绿色度两类,构建环境信息披露消除绿色市场信息不对称的理论模型,考察信息披露对“柠檬市场”中需求的影响机制,并利用2017—2019年制造业上市公司的有关数据,运用随机森林回归的方法进行实证检验。

本文的创新之处有三点:一是基于上市公司数据研究了环境信息披露对于绿色市场信息不对称的治理作用,以及这种作用在不同子行业中的变化;二是使用机器学习模型,使得本研究可以尽可能多地考虑影响企业绩效的自变量而无需担心多重共线性和自由度下降的影响,同时也能消除遗漏重要变量和反向因果造成的模型内生性问题;三是结合GRI《可持续发展报告指南》制定出完善的企业环境信息披露水平指标体系,相比于以往只采取1个或少量几个指标(如是否参照GRI《可持续发展报告指南》、是否受到环境处罚、是否通过环评等)的评分方法,更具科学性。

二、文献综述

目前关于绿色产品信息不对称的研究主要从市场、企业和社会三个角度展开。从市场角度来说,信息不对称会显著阻碍市场效率,并造成产品的估值错误[3]。Kitano等的研究结果表明,信息不对称会导致市场失灵,从而降低环境友好型消费的频率[4];Pu等认为,信息不对称会导致供应商对消费者采取价格歧视策略[5];林志炳通过理论模型推导得出,信息不对称会使制造商低估绿色产品的网络外部性,对制造商和零售商都不利[6]。从企业角度来说,降低环境信息不对称是企业治理和市场表现的重要影响因素。例如,颜小挺等认为,信息不对称的消除有利于企业扭转不利的谈判议价地位[7];宫汝凯通过理论推导提出,信息不对称会影响公司股价和投资者行为[8]。从社会角度来说,信息不对称会对消费者购买绿色产品的意愿产生负面影响,也会影响企业的社会形象[9]。此外,严重的信息不对称也会提高政府和企业需付出的信息成本[10]。由上述分析可知,降低环境信息不对称对于改善市场效率、提高企业市场表现、激励绿色消费行为都具有重要意义。

环境信息披露是否能消除信息不对称这一问题受到了学界的长期关注,但学者们得出的结论存在差异。部分学者认为,环境信息披露能够有效降低信息不对称的程度。Cho等提出,消极的企业社会责任表现在减少信息不对称方面的影响要强于积极的企业社会责任表现,对降低买卖差价的影响更大[11];Chang等指出,环境信息披露减少了公司与投资者之间的信息不对称,降低了资产定价的不确定性,从而显著降低了公司风险[12];Yang等通过实证研究发现,监管信息的披露提高了信息获取的公平性,减少了信息不对称。但也有学者认为,环境信息披露的效果并不明显[13]。例如,Zhang等使用双重差分方法研究环境信息披露政策对60家重点监测企业的影响,认为环境信息披露短期内效果未达预期,且在国有企业和民营企业间存在差异[14]。Vanza等认为,信息披露与信息不对称的关系存在不确定性[15]。更多学者指出,当披露收益小于隐私成本时,信息披露是无效的[16-17]。在此基础上,陶克涛等认为环境信息披露对企业经营绩效有不利影响[18],持相似观点的研究还有Xia等[19]、Ren等[20]。

通过梳理已有文献,可以发现目前研究存在分歧的原因主要有以下三点。第一,样本选择。不同的研究在样本选择方面有差异。例如,以中国和以西方国家的企业作为样本,得出的结论可能存在差异。环境信息披露在中国国情下的表现如何,是本文所关注的问题。此外,部分研究选择的样本数量较少,因此本文应注重样本选择的代表性。第二,在理论方面,不同研究选择了不同的理论模型(如信息效率理论、逆向选择理论等),由此带来了不同的分析结论。但是少有研究从解决“柠檬市场”问题的角度出发,使用理论模型分析环境信息披露对于不同绿色度企业的影响分歧。第三,研究方法不同所导致的分歧。多数研究通过传统计量经济学方法来识别环境信息披露与信息不对称之间的因果关系,却忽视了信息不对称与信息披露之间的反向因果问题,而使模型产生内生性。例如,Kim发现,市场参与者之间的信息不对称会导致信息披露的异质效应[21]。综上所述,现有研究还难以清晰解释环境信息披露与信息不对称的内在关系,对其内在机理也尚无确论。环境信息披露对企业和市场的重要性毋庸置疑,研究这一问题能为环境治理提供科学参考,有必要从企业绩效角度探讨环境信息披露与信息不对称的关系问题。因而不同研究在回答“环境信息披露是否能起到消除信息不对称的效果”这一问题时可能会存在方法所导致的偏误。因此,本文针对以上分歧点,选择A股制造业上市公司作为样本以提高研究的代表性,以产品市场竞争模型为基础推导环境信息披露对绿色产品市场信息不对称的作用机理,同时以随机森林方法进行实证检验以规避内生性,可以为完善环境信息披露准则框架提供有益参考。

三、理论分析与研究假设

(一)环境信息披露对生产者经济利润的影响

参照Elfenbein等的产品市场竞争模型,并基于中国的经济社会现实,建立本研究的理论分析模型[22]。假设n个边际生产成本为c的制造商均匀分布在一个单位圆的圆周上,所有绿色产品的消费者分布在该圆的周围。消费者单位交通成本为t,且该成本足够大,使消费者仅在离自己最近的制造商处购买产品。消费者离最近制造商i的距离为x,制造商i的产品价格为pi。与Elfenbein的模型不同,本研究假定每个消费者对于绿色产品的偏好度是不同的。Milinski认为,对他人评价更在乎的人,更可能通过消费绿色产品这一亲社会行为表明个人的社会责任感[23]。陈转青等进一步提出,可根据“自我表现型、饮食健康型和创新型”3个绿色生活方式维度将消费者划分为中立者、好奇者、时尚者与享乐者,不同的消费者拥有不同的绿色产品偏好[24]。本研究据此假设比例为ρ的消费者偏好消费绿色产品,比例为(1-ρ)的消费者态度中立,认为绿色产品和非绿色产品无明显差异。假设αi代表第i个制造商成功完成交易的概率,高绿色度制造商与消费者交易成功的概率为αH,低绿色度制造商与消费者交易成功的概率为αL,且0<αL<αH<1。高绿色度制造商占比为φ,低绿色度制造商占比为(1-φ),且0<φ<1。在没有额外的卖方信息的情况下,E(α)=(1-φ)αL+αH,此时两种态度的消费者通过购买产品获得的效用都是u。那么在满足以下条件时,两个最近的制造商i和i+1的产品对于消费者是无差异的:

(1)

此时所有企业都有相同的期望交易成功概率,即E(αi)=E(αi+1);同时产品价格为均衡价格,即pi=pi+1。将此条件代入上式可得2x=1/n。由于消费者在单位圆周围均匀分布,可假设每个制造商在单位圆的两侧各有L个消费者与其距离不大于x,那么对于单个制造商i来说,均衡时的产品需求由L和x决定:

(2)

而现实中,偏好绿色产品的消费者会主动搜寻产品的绿色信息,而中立消费者则对产品的绿色程度不甚关心。因此只有比例为ρ的消费者可以看到披露的环境信息,对产品的绿色度进行判断。同时,陈艳莹等还认为,不同消费者付出的信息搜寻努力和对相关制度的了解程度不同[1]。在这种情况下,可假设消费者能够准确接收到有效环境信息的概率为τ。那么无差异方程可改写为:

(3)

均衡时产品价格为均衡价格,此时对于单个制造商i来说,产品需求为:

(4)

此时有:

(5)

假设1:环境信息披露对制造商的经济利润有正面影响。

(二)制造商绿色程度与环境信息披露的市场效应

在上文分析的基础上,可以进一步探讨环境信息披露对于不同绿色程度企业的影响变化,也就是环境信息披露对绿色产品市场信息不对称的治理作用。设置变量B,当该制造商绿色程度较高时B=1,否则B=0。令N为制造商成交的商品数量。在决定是否购买产品之前,消费者会观察制造商的状态(N,B)。环境信息披露给高绿色度企业带来的溢价可被定义为:

π(n)=E(α|N,1)-E(α|N,0)

(6)

此时制造商是高绿色度的概率为Pr(N,1)=φ,制造商是低绿色度的概率为Pr(N,0)=1-φ。进一步可得条件概率Pr(αH|N,1)=1,Pr(αL|N,1)=1,Pr(αH|N,0)=0,Pr(αL|N,0)=0。由于本研究假定只有比例为ρ的消费者对绿色产品有偏好,因此高绿色度制造商在消费者心目中的预期为:

E(α|N,1)=ραH+(1-ρ)[φαH+(1-φ)αL]

(7)

消费者对低绿色度制造商的预期为:

E(α|N,0)=ραL+(1-ρ)[φαH+(1-φ)αL]

(8)

进而可得:

π(N)=ρ(αH-αL)

(9)

前文已经假设,0<αL<αH<1,0<ρ<1,因此π(N)>0。这说明,企业环境信息披露能够为高绿色度制造商带来更多需求。综合以上分析,本研究提出:

假设2:企业环境信息披露对高绿色度制造商经济利润的影响大于对低绿色度制造商经济利润的影响。

(三)环境信息披露作用的行业差异

在不同的行业中,环境信息披露对于信息不对称的治理作用同样存在差异。

(1)在制造商数量越多、市场集中度越低、市场竞争越激烈的行业中,进行环境信息披露的制造商所能获得的销量增长越高。一方面,这与消费者的信息收集成本相关。为准确判断一个制造商绿色度质量是否高于行业平均绿色度,消费者要付出的信息收集成本与行业当中的制造商数量正相关。制造商数量越多,信息披露给消费者节约的信息收集成本越明显,因此进行信息披露的制造商带来的销量增长幅度也就会比市场竞争更宽松时要高。此外,信息披露传递的高绿色度信号相当于这部分制造商获得了一个纵向差异化特征,市场竞争越激烈,纵向差异化对厂商竞争力的提升也会越明显[22]。综合以上分析,本研究提出:

假设3:企业环境信息披露对厂商经济利润的正面作用与行业竞争程度正相关。

(2)当一个行业产出的平均绿色度较高时,信息披露给制造商带来的销量增长效应会增强;而对于产出平均绿色度较低行业,信息披露则不能给制造商带来与高绿色度行业同等级的销量增长。这是源于高绿色偏好消费者的避险行为。通过信息披露,购买低绿色度行业产品的绿色风险会被消费者更加清晰地识别,因此消费者会更加注意信息披露所传递出的环境信息,从而减弱了信息披露给低绿色度行业带来的销量增长。而对于高绿色度行业,信息披露能够消除原有的“柠檬市场”效应,从而降低消费者购买该行业产品的风险预期,使信息披露给制造商带来更强的销量增长效应。综合以上分析,本研究提出:

假设4:企业环境信息披露对厂商经济利润的正面作用与行业平均绿色度正相关。

四、方法及数据说明

(一)样本选择与数据选取

本文选择制造业A股上市公司作为研究对象来检验上文提出的研究假设。选择制造业上市公司作为研究对象的理由有二。第一,制造业上市公司在A股上市公司中占比很大。根据国资委机械工业经济管理研究院与中国工业经济联合会联合发布的《2019中国制造业上市公司年度报告》,截至2019年6月30日,A股上市公司共计3 628家,其中制造业上市公司2 276家,占比62.73%。因此,以制造业上市公司作为研究对象,得出的结论具有较好的代表性。第二,制造业企业比其他任何行业造成的环境问题都要更多,他们应为其造成的环境污染负责[25]。选择制造业上市公司作为样本,具有更强的现实意义和政策参考价值。

由于要对环境信息披露的治理作用在不同行业中的表现进行分析,本文将把样本按照制造业子行业进行分类。根据现实情况可以判断,各个子行业之间的产品差别较大,在不同的子行业产品之间往往不存在明显的竞争关系。因此,以子行业作为分类依据进行分析,可以很好地识别出行业特征对环境信息披露治理作用的影响。

基于上述内容,选取2017—2019年1 585家A股制造业上市公司作为研究样本,剔除了ST、*ST以及数据缺失的样本。本研究数据处理部分采用Stata 15软件和R软件进行,所使用的企业社会责任报告及上市公司公告内容根据“巨潮资讯网(www.cninfo.com)”手工整理,上市公司的实证数据及行业特征数据来源于国泰安数据库(CSMAR)和万德数据库(Wind)。

(二)研究方法

厂商的经营状况受到厂商本身与外部环境的很多方面因素影响,为解决自变量过多可能带来的估计问题以及反向因果造成的内生性问题,在本文中采用随机森林的方法。随机森林算法通过生成多棵决策树组成随机森林,并对所有决策树的预测结果取均值的方法来弱化单棵树的影响,降低大错误造成的风险,并获得最终结果。相比于传统计量经济学方法,随机森林方法在本研究中存在更多优势。许多学者采用多元回归等方法进行环境信息披露与企业经营状况关系的实证分析,但这一类线性模型需要较多假设,现实中往往难以满足,且环境信息披露与企业经济绩效之间并非一定是简单的线性关系。与基于线性关系假定的方法相比,随机森林能够通过自身不断的训练和学习探索样本自身的特征与规律,较好地处理影响企业发展的多维特征与环境信息披露之间存在的线性、非线性关系。同时,由于影响企业发展和经济状况的变量很多,如采用计量回归的方法必然会面对处理自变量之间相互关系的问题。而随机森林的应用不需要提前检查上述特征间的交互作用和非线性作用是否显著,也不必提前设定模型和参数,由此避免了多重共线性问题给研究带来的不便。另外,使用随机森林方法也无需考虑由于遗漏重要解释变量、联立性偏误等而产生的模型内生性问题,简化了研究思路,提高了研究结果的准确性。

在回归类问题分析中,通过计算特征(即变量)的重要性(feature importance evaluation)来识别特征对目标值的影响程度,即每个特征在随机森林中的每棵树上做了多大的贡献。需要指出的是,特征重要性是考虑了特征本身影响及与其他特征交互作用后的综合影响。常见的计算方法有两种,其一为平均不纯度减少(mean decrease impurity,MDI),常用Gini指数变化量衡量;其二为平均准确率减少(mean decrease accuracy,MDA),常用袋外错误率(out-of-bag error rate)的变化衡量。

(三)变量选择

1.被解释变量

根据已有文献的研究,一般使用净资产收益率(ROE)、资产报酬率(ROA)、期间费用率、销售毛利率等指标衡量企业的经营状况与利润水平。资产报酬率指标集中体现了资产运用效率和资金利用效果之间的关系,利用资产报酬率指标可以分析企业盈利的稳定性和持久性,确定企业所面临的风险。本文选择资产报酬率作为衡量企业经营状况的指标。

2.环境信息披露质量

环境信息披露质量是本文所关注的核心解释变量。目前国内对于环境信息披露质量的评价还没有一个统一的标准。但在国际上,全球报告倡议组织(GRI)所发布的《可持续发展报告指南》被认为是评判企业社会责任报告比较严谨和实用的标准。GRI于1997年发起,是美国环保组织、美国非政府组织和联合国环境规划署的一项联合倡议。在2002年的南非约翰内斯堡世界可持续发展峰会上,GRI正式发布修订后的第二代《可持续发展报告指南》(简称G2),旨在提供一套广泛为人接受的体系,供公司或组织报告其经济、环境及社会绩效。本文结合已有文献,基于G2的有关内容,选择了7大类共32项指标,建立了适合于中国市场与企业现实的环境信息披露质量评价指标体系,具体如表1所示。对于表1中的“环境管理”“环境信誉”“环境支出”“环保愿景”“环境影响”“环保措施”等5类指标,企业的社会责任报告每涉及1个指标得1分。对于“环境表现”类指标,每个指标为6分,分别对应:(1)相关数据;(2)与所在行业其他企业的数据比较;(3)数据的趋势分析;(4)目标;(5)数据标准化;(6)数据按子公司/业务部门/地理区域分类列出。该指标体系的满分为62分。

3.其他变量

结构—行为—绩效(S—C—P)分析模型认为,市场结构决定企业在市场中的行为,而企业行为又决定市场运行在各个方面的表现。根据S-C-P模型、现有文献的理论分析以及企业现实经营状况,除企业环境信息披露质量得分(SCORE)这一解释变量以外,本文在模型中纳入所在省份、公司年龄、高管薪酬、兼任情况、托宾Q值、持股情况、股权集中度、股权性质、证券交易所、发展能力、所属子行业、企业规模、资产负债率、盈利能力、人力资本、资本密度、绿色认证等其他17个变量。

4.描述性统计

本文模型中各变量定义及描述性统计结果如表2所示。由描述性统计可以看出,信息披露质量的平均得分仅为8.56分,说明目前中国制造业上市公司的环境信息披露整体水平不高,且公司之间具有较大差异。企业资产报酬率和成本费用利润率的均值和标准差都比较小,表明整体制造业企业之间的资产报酬率和成本费用利润率相差不大,且都有待提高。样本中仅有10%的制造业上市公司通过了ISO140001认证,说明中国还需进一步推动绿色生产、发展绿色产业链。不同企业的规模、高管薪酬、营业收入增长率、人力资本和公司年龄的差距较大,资产负债率和资本密度的差异较小。

表1 环境信息披露质量评价指标体系

表2 变量说明与描述性统计

五、实证研究结果与分析

(一)相关性分析与模型拟合评价

随机森林的非参数性和抗噪性使其在处理非线性问题时具备较大优势。为验证本文选择随机森林方法的科学性,对解释变量与被解释变量进行相关性分析,进而对模型拟合效果进行评价。因为本研究变量较多,增加了分析的复杂性,所以先通过主成分分析对数据进行降维,在原变量的基础上进行线性组合,建立尽可能少的新变量,并使这些新变量两两不相关。虽然随机森林对数据量纲不敏感,但由于部分与随机森林进行对比的其他模型对数据预处理的要求较高,因此先对数据进行归一化,再进行主成分分析,并依据原始数据集协方差矩阵特征值的大小计算特征抽取信息占比情况。由于前8个抽取的特征信息占比已达到81.07%,故最终确定将数据维度设为8。分别使用线性拟合和非线性拟合的方法,将信息占比最大的两个特征Comp.1和Comp.2与被解释变量ROA进行相关性分析,结果如图1所示。可以看出,非线性拟合的R2明显大于线性拟合的R2,因此非线性拟合结果更好,本研究选择随机森林模型而非线性模型作为研究方法具备较高的合理性。

图1 Comp.1和Comp.2分别与ROA的拟合结果

图2 各方法评价指标

此外,为进一步科学评价随机森林模型的效果,本文选择了多元线性回归、Logistic回归、决策树回归、随机森林回归、贝叶斯广义线性回归5种方法,通过Bootstrap重抽样对上述方法进行训练和测试,从而检验其预测效果,结果如图2所示。随机森林回归的RMSE和MAE最低、R2最高,显然预测效果最好。因此,本文选择随机森林模型作为研究方法具有较强的可靠性。

(二)企业环境信息披露的治理作用评估

在进行随机森林分析之前,需要先调整参数以优化模型。随机森林的参数调整主要是对最大迭代次数(ntree)和最大特征数(mtry)进行寻优。最大迭代次数是指特定随机森林所包含的决策树数目;最大特征数意为每次迭代的变量抽样数值,即用于二叉树的变量个数。基于所用数据特点,本研究采用10折交叉验证调整参数。首先使用网格调参法调整mtry,增加mtry通常会提高模型的性能,因为随着mtry的增加,每个节点上可考虑的选择更多。然而,过高的mtry会减少单棵树的多样性,同时大大降低随机森林模型的运行速度。因此,综合考虑之后,本研究最终确定最大特征数为9,此时RMSE为0.09,R2为0.64,MAE为0.21。随后,在此基础上手动调整ntree,寻找最大R2时的参数值。在[40,100]的取值范围内寻优,结果显示ntree为92时,训练集和测试集的R2均取值较大,分别为0.94和0.83,故将最大迭代次数设定为92。

使用全部数据对模型进行学习,得到环境信息披露水平对企业经济状况的贡献,结果如表3前3列“全体企业”部分所示。可以看出,企业环境信息披露水平的MDI为1.02,MDA为5.11。相对来说,环境信息披露对于企业经营状况是比较重要的正面贡献要素,对ROA的贡献率为5.11%左右。其他变量也展现出了符合预期的贡献情况。就MDA来看,对于企业经济绩效最为重要的贡献要素分别是盈利能力(34.19%)、资本密度(13.31%)、资产负债率(13.11%)、所在省份(10.76%)和企业规模(7.69%)。除上述经济和地理指标外,环境信息披露的贡献是最多的。因此,充分的环境信息披露水平能够给企业的经济状况带来积极影响,这也验证了假设1的内容。

在中国的市场情境下,怎样判定企业或产品的绿色程度是研究绿色产品市场中“柠檬市场”效应的瓶颈问题。幸运的是,随着中国对外开放程度的不断加深,国际标准认证越来越多地进入了中国企业的视野。通过企业申请环境管理体系认证(ISO14001)等认证机制的结果,可以有效区分不同环境友好程度的企业。为进一步评估环境信息披露对绿色产品市场信息不对称的作用机制,按照ISO变量的取值将样本分成两组,分别为通过ISO14001认证的企业和未通过ISO14001认证的企业。分别对两组样本进行参数调整后的随机森林回归,结果如表3后6列所示。显然,环境信息披露为通过ISO认证的企业带来了更大的绩效贡献,信息披露得分变量的MDA在所有变量中排名第6;而环境信息披露对未通过ISO认证的企业几乎没有贡献,其MDA仅为0.01,排名第15。这说明,环境信息披露为高绿色程度的企业和产品带来了更大的收益。该结果验证了假设2,反映出环境信息披露制度确实起到了推广绿色企业和产品的作用,一定程度上证明了通过环境信息披露可以消除绿色产品市场的信息不对称问题。

表3 环境信息披露对信息不对称的治理作用

尽管如此,环境信息披露也并不是始终有效的。随机森林分析的前提是企业环境信息披露的真实性能够得到保障,但现实中不一定能实现这一点。事实上,企业环境信息披露的真实性仍有待验证。上海青悦环保信息技术服务中心对浙、赣、豫、陕、晋5省的环境信息披露状况调研资料表明,2019年5省政府相关部门均未对环境信息披露报告提出任何质量要求,也没有明确的环境信息披露范围界定。这就导致了企业公布真实环境信息的激励不足。调研结果显示,2019年下半年山西省环境行政处罚未披露率达到33%,河南省未披露率更是高达86%。从样本数据描述结果来看,通过ISO认证的企业平均环境信息披露得分为4.67,未通过ISO认证的企业环境信息披露平均得分仅为3.28。这说明,绿色生产程度较高的企业披露的内容更为全面。高绿色度企业更有激励通过环境信息披露提升自己的市场知名度的倾向,而绿色程度较低的企业则有隐瞒负面信息的倾向,这样更有利于低绿色度企业进行相应的印象管理来粉饰自己的社会责任表现。政府和社会的监督压力不足,是导致上述情况发生的主要原因。在这样的现实状况下,虽然环境信息披露制度已经对“柠檬市场”效应起到了一定的积极治理作用,但显然该制度尚不能完全消除绿色市场信息不对称情况,还有很大的提升和完善空间。

(三)企业环境信息披露治理作用的机制验证

上一节已经证明了企业的环境信息披露一定程度上能够增加绿色企业的经济利润,对信息不对称有显著的缓解作用。通过在模型中加入交互项,可进一步研究环境信息披露对信息不对称的治理机制。如果存在交互作用且与目标值之间存在较高的相关性,则加入交互项后相关变量自身的贡献率有所下降,而交互项的贡献率占有一定的比重,同时R2提升或保持稳定。因此,将环境信息披露水平得分(SCORE)与其他17个解释变量交乘,构建17个新的解释变量加入模型。随机森林回归的结果如表4所示。在加入交互项之后,原模型变量的MDI和MDA有所下降。具体来看,SCORE变量的MDI和MDA分别由1.02和5.11下降到了0.29和0.03。相对应的,交互项贡献率占据了较大比重,其中比较重要的交互项是SCORE×SAL、SCORE×PC和SCORE×CI,其MDI分别是1.84、2.53和0.37,MDA分别是4.48、10.58和16.70。而SAL、PC、CI在基准模型中的MDI分别为-0.75、9.27、3.20,MDA分别为2.95、34.19、13.31。除此以外,贡献较多的交互项还有SCORE×DUAL、SCORE×SIZE、SCORE×LEV等。可以看出,在考虑交互作用后,环境信息披露对于ROA不仅有直接影响,也通过企业规模、资产负债率、资本密度、高管薪酬、持股情况等因素提高了企业的经济利润,有助于增强消费者对高绿色度企业的选择倾向。

(四)环境信息披露对各行业信息不对称的作用差异分析

制造业中不同子行业之间存在一定差异,因而环境信息披露对信息不对称的治理作用在各个子行业中也有差别。假设3和假设4揭示了行业竞争程度和行业绿色度对信息披露治理作用的影响。为证实这两项假设,本文将制造业上市公司进行分组研究。首先在国泰安数据库(CSMAR)收集各行业的赫芬达尔—赫希曼指数(Herfindahl-Hirschman Index,HHI)数据。HHI是指一个行业中各市场竞争主体所占行业总收入或总资产百分比的平方和,用来计量市场份额的变化,即市场中厂商规模的集中度。HHI越高,说明市场集中度越高,则该市场的竞争程度就越加宽松。2017—2019年制造业总体HHI均值为0.28,其中最小值为医药制造业的0.03,最大值为废弃资源综合利用业的0.99,中位数为水的生产和制造业的0.197。根据各子行业平均HHI的中位数,将子行业分为高集中度和低集中度两类样本。使用中位数划分样本类别可以保证两类中的样本数量相差不大,避免样本容量异质性对分析结果造成干扰。分别对两类样本进行随机森林回归,结果如表5第1列和第2列所示。又根据各行业2017—2019年平均通过ISO认证企业占比的中位数,分为高绿色度和低绿色度两类样本,进行随机森林回归,结果如表5第3列和第4列所示。根据表5结果可以看出,在低集中度组中,环境信息披露得分的MDI为1.57,而高集中度组中MDI显著变小,仅为0.98。这说明随着市场竞争程度的提高,环境信息披露对企业经济绩效的贡献率在增加,验证了本文的假设3。低绿色度组的环境信息披露得分MDI为0.65,高绿色度组的环境信息披露得分MDI则增加到1.65,其贡献率显著高于低绿色度组。该结果可以表明,企业环境信息披露对企业绩效的正面作用与行业平均绿色度正相关,验证了本文的假设4。

表4 环境信息披露对企业经济绩效的作用机制验证

表5 环境信息披露作用的行业差异

六、结论与建议

随着中国人民生活水平的不断提高,消费者对于产品的需求已经逐渐从追求物美价廉上升为追求资源节约、环境友好的绿色产品。环境信息披露作为社会公众获取企业绿色生产信息的重要渠道,对于治理绿色市场信息不对称、消除“柠檬市场”效应有着重要的意义。

本研究以中国上市公司的环境信息披露制度为出发点,通过引入产品竞争市场模型的理论分析与基于随机森林回归方法的实证检验,以中国制造业上市公司为例,全面考察了环境信息披露制度对绿色市场信息不对称的治理作用及其在不同特征行业之间的差异。本研究发现,环境信息披露对于企业经济状况是比较重要的正面贡献要素,充分的环境信息披露能够给企业的经济状况带来积极影响;同时,环境信息披露制度确实起到了推广绿色企业和产品的作用,一定程度上证明了通过环境信息披露可以消除绿色产品市场的信息不对称问题。此外,在考虑交互作用后,发现环境信息披露对于企业ROA不仅有直接影响,也通过企业规模、资产负债率、资本密度、高管薪酬、持股情况等因素对企业经济状况产生影响。环境信息披露的治理作用在各个行业之间存在差异。随着市场竞争程度的提高,环境信息披露对企业经济状况的贡献率增加;随着行业平均绿色度的提高,环境信息披露对企业经济状况的贡献率增加。基于上述结论,本文提出以下政策建议:

一是加强信息披露规范性。充分信息披露制度是将各利益相关者纳入监督体系内的一种制度安排[26]。研究结果表明,只有真正合规的信息披露才能起到改善市场信息不对称的作用。国家有关部门应及时制定操作性强、具有一定强制性的披露准则与指南,规范企业环境信息披露行为,包括建立环境会计核算准则、统一环境信息披露标准等。可率先在部分生态文明示范区或绿色金融改革创新试验区探索强制披露试点,并通过纳入地方绿色金融考核奖惩系统以保障政策执行力。同时,加强正式管制压力,给予监管部门更多的调研权限,深入企业的投融资偏好、公司治理、产品创新、风险管理等各个环节,以克服环境信息披露的现实难点和障碍。

二是丰富信息披露应用场景。当前企业环境信息披露主要应用于社会责任报告、募集资金使用情况报告等特定文件,不易被公众接触和了解。要充分发挥环境信息披露的信号传递作用,贯通消费者了解绿色产品生产和关注企业环境表现的有效渠道:一方面应拓宽公众信息获取来源,通过加大对企业环境信息披露行为的宣传力度,合理合法推进多媒体和网络信息传播,并建立多利益主体定期对话机制等;另一方面必须建立有效的环境信息披露平台,通过开发专业环境统计与管理工具,建立环境信息大数据系统,实现信息的即时共享、精准管理。

三是提高信息披露可信度。可通过认证方式增强消费者对于企业绿色程度和环境信息披露状况的直观认识与信赖程度。政府应制定合理的认证标准与认证机构准入门槛,在此基础上可以适当为企业引荐第三方公证机构,进一步引导绿色认证业务的开展。此外,应不断修订和完善国家绿色产品标准,借鉴国际经验的同时探索符合国情的信息披露和绿色认证框架,提高中国绿色产品认证在国际社会的采信率,以增强企业进行绿色认证的积极性。