环境信息披露对企业绩效的影响研究——基于重污染行业的经验证据

郭毓东,洪 扬

(湖南工业大学 经济与贸易学院,湖南 株洲 412007)

随着我国生态文明建设的持续推进,“有序推动绿色低碳发展”已然成为国民经济的主要任务之一,“绿色发展”理念贯穿于市场经济发展的各个领域。我国“十四五”规划指出,要加快发展方式绿色转型,坚持生态优先、绿色发展,推进资源总量管理、科学配置、全面节约、循环利用,协同推进经济高质量发展和生态环境高水平保护。我国经济高质量发展既需要国家政策的支持,又需要资本市场上每个企业的共同努力。如何发挥自身作用为经济社会高质量发展作出贡献,已经是我国企业必须面对的重要课题。

近年来,为引导企业披露高质量的环境信息,我国不断修改完善现有环境信息披露法律法规。2022年年初《企业环境信息依法披露格式准则》出台,该准则根据《环境信息依法披露制度改革方案》及《企业环境信息依法披露管理办法》的相关规定,对企业环境信息披露的内容和形式进行规范和完善。可见,国家十分重视企业的环境信息披露行为。依法披露高水平的环境信息将是推进企业绿色转型、促进企业绿色经济高质量发展的关键。然而,根据相关研究可知,我国企业的环境信息披露质量较低,就算是对环境最为敏感的重污染企业,其环境信息披露水平也较低。企业以追求利润最大化为目标,是否会积极主动披露环境信息在很大程度上取决于环境信息披露能否促进企业绩效增长。那么,影响企业有效利用环境信息披露提高企业绩效的因素有哪些呢?本研究主要从企业内部能力因素的视角出发,研究管理层能力和绿色创新能力在信息披露与企业绩效之间发挥的作用。一方面,环境信息作为企业的内部信息,受到管理层决策的影响,而管理层决策是否有效又受到管理层能力强弱的影响。成琼文等[1]研究发现,增强管理层能力有助于提高环境信息披露水平,进而促进企业价值提升。另一方面,环境信息披露作为企业降低环境风险和投资风险的主要方式,影响投资者的投资决策和效率,决定企业是否有充足的资金开展绿色创新活动。同时,赵树宽等[2]研究指出,企业提高绿色创新水平能够促进企业绩效提升。基于此,研究环境信息披露对企业绩效的影响及管理层能力、绿色创新能力在其中发挥的作用具有重要的现实意义。

综上所述,本研究以重污染企业为样本,采用双向固定效应模型实证检验环境信息披露对企业绩效的影响及作用机制,其边际贡献有以下几点:一是以管理层能力为调节变量,论证了其在环境信息披露与企业绩效关系中起到的调节作用,延伸了绿色发展的研究范畴,为促进企业绿色经济高质量发展提供了新视角;二是以绿色创新能力为中介变量,验证了其在环境信息披露与企业绩效关系中所发挥的中介效应,丰富了现有研究仅以融资约束、商誉、投资者关注等作为中介变量展开分析的理论框架;三是已有研究缺少深入分析环境信息披露对企业绩效的激励作用在异质性主体中的表现,因而本研究从企业内部特征和外部制度环境两个维度入手,以产权性质和地区市场化水平为分组依据,论证了环境信息披露对企业绩效作用的异质性,并为发挥环境信息披露的积极效应提供针对性建议。

一、理论分析与研究假设

(一)环境信息披露与企业绩效

目前,学术界对环境信息披露与企业绩效的关系存在着不一致的看法,但论证两者之间所存在的正向关系占据主流。首先,根据信息不对称理论,企业与投资者之间掌握的信息是不对等的,企业提高环境信息透明度有助于投资者了解企业的环境治理情况,弱化信息不对称的影响,增强投资者的信心[3]。其次,基于信号传递理论,企业披露高质量的环境信息能够向利益相关者传递其积极承担环境责任的良好信号,进而有利于提升企业的社会形象[4]。合法性理论认为,高水平的环境信息披露能够改善外部利益相关者对企业的认知,进而有助于维护企业的合法形象[5]。再次,声誉理论指出,企业为了获得良好的社会声誉,会主动披露高质量的环境信息,以提高其市场竞争力[6]。最后,王丽萍等[7]认为,企业披露高水平的环境信息可以反映出企业具有较强的环境管理和环境风险应对能力,可以有效发挥环境信息披露内在的经济效应。高质量的环境信息披露是企业优质的无形资产,能够搭建企业与投资者间的沟通桥梁,赢得投资者的青睐,吸引更多资本投入,增强研发创新能力,进而提高企业绩效[8]。

与上述研究结论不一致的是,部分学者[9-10]认为,环境信息披露会对企业绩效产生负向影响,提高环境信息披露水平需要消耗大量的企业资源,进而会压缩生产性投入,降低经营效率,不利于生产经营活动的开展。

从上述文献梳理中可以发现,现有研究结论多认为环境信息披露与企业绩效正相关。因此,环境信息披露是企业与投资者之间的沟通桥梁,也是企业塑造绿色形象和提高绿色声誉的最佳方式,在很大程度上推动了企业绿色经济高质量发展。另外,企业积极承担社会责任,能够保证其组织合法性,降低环境风险和投资风险,增强投资者的信心,进而有效发挥环境信息披露内在的经济效益。基于此,本研究提出以下假设:

H1:环境信息披露有助于促进企业绩效提升。

(二)环境信息披露、管理层能力与企业绩效

根据高层梯队理论,管理者的价值观、认知及经验会影响企业的发展方向和战略决策,也决定着其对企业信息披露的态度[11]。鲁清仿等[12]认为,在管理层能力较强的企业中,管理层拥有较强的经营管理和企业战略制定与执行能力,能够对企业的发展形势进行预测,及时处理企业存在的问题,降低企业面临的风险,向外部利益相关者反馈企业的真实情况,从而提高企业信息披露质量。范宝学等[13]指出,在能力强的管理层治理下,管理层会通过披露高质量的信息来缓解信息不对称带来的不利影响。此外,已有研究表明,管理层能力的增强将会促进企业环境信息披露水平的提高[14]。一方面,根据马斯洛需求层次理论,管理者会从低级到高级逐步实现自身需求[15]。在管理者能力较弱时,薪酬足以满足管理者较低级的自身需求。随着管理者能力的提升,管理者会追求实现较高级的自身需求,即追求社会声誉[16]。因此,管理者为了实现较高级的自身需求将会更加重视企业的环境责任履行和环境信息披露情况。另一方面,声誉理论认为,管理层能力越强,越重视自身的社会声誉,会建立健全内部控制系统,提高对内部信息的管理水平,进而有助于改善环境信息披露的质量[17]。同时,Jo等[18]指出,企业积极披露高水平的环境信息能够提高自身的社会声誉和形象,取得投资者的认可和支持,摆脱融资约束困境,进而为企业发展奠定充足的资金基础。因此,为了实现自身需求,提升企业声誉和形象,管理层能力越强的企业越注重环境治理及信息公开,进而促进企业绩效增长。基于以上分析,本研究提出以下假设:

H2:较强的管理层能力有助于强化环境信息披露对企业绩效的激励作用。

(三)环境信息披露、绿色创新能力与企业绩效

信息不对称理论认为,企业与投资者之间存在信息不对称问题,投资者往往掌握着较少的信息,无法有效评估企业的风险应对能力和可持续发展能力,因而承担着较大的风险[19]。重视环境信息披露水平的企业能够加强企业内外部沟通,有效降低企业的环境风险和投资风险,增强投资者的信心,缓解融资约束困境,进而获得更多的绿色创新资金支持。同时,随着外部制度压力的加大,企业要想披露符合制度规定的环境信息,就必然要进行有助于减少污染、节约资源的绿色技术创新,以此实现绿色生产和节能生产,降低环境成本与生产成本。企业持续进行绿色技术创新有助于提高其核心竞争力,有效增强自身在市场上的竞争优势,不断扩大市场份额,进而改善企业绩效。声誉理论认为,企业提高环境信息透明度能够提升绿色声誉和形象,赢得投资者的认同和资源支持,吸引更多的资本投资,进而提升绿色创新能力[20]。此外,梁运吉等[21]认为,企业积极承担社会责任能够促进企业与利益相关者之间的知识流动,实现企业内外部知识共享,帮助企业获得更多的绿色创新知识,为绿色创新活动奠定知识基础,激发绿色创新活力,获得绿色竞争优势,进而提升企业绩效。因此,本研究认为,环境信息披露可以通过企业绿色创新能力这一中介变量影响企业绩效。高水平的环境信息披露对绿色创新能力具有明显的促进作用,能够有效地提升企业绿色创新水平,最终促进企业绩效增长。根据以上讨论,本研究提出以下假设:

H3:绿色创新能力在环境信息披露对企业绩效的影响中发挥中介效应。

二、研究设计

(一)数据来源与处理

本研究选取2012—2021年重污染行业上市公司为样本,为保证数据的有效性,对研究样本进行了以下处理:剔除变量数据缺失、相关指标存在异常值及上市年份不足3年的公司;剔除*ST、ST及PT的上市公司;剔除银行、保险等金融类公司。最终筛选出3609个有效观测值。本研究的环境信息披露数据通过查阅企业披露的环境报告、可持续发展报告、社会责任报告、公司年报和国泰安数据库等手工收集获取,企业绿色专利数据取自CNRDS数据库,其他财务数据来源于CSMAR数据库。同时,为控制极端值的影响,本研究对样本的各指标数据按照1%标准进行Winsorize处理,数据处理软件为Stata 17.0。

(二)变量说明及指标刻画

1.被解释变量

企业绩效(ROA)。目前理论界对企业绩效的衡量方式主要有财务类指标和市场类指标两类。本研究采用财务类指标对企业绩效进行衡量,选取能够综合反映企业获利能力的总资产收益率作为主回归变量,同时选取净资产收益率用于稳健性检验。

2.解释变量

环境信息披露(EDI)。本研究参考李建军[22]的研究方法,采用“内容评分法”对环境信息披露进行定义。首先,将环境信息披露分为五大维度,包括30项披露指标。其中,对未披露环境相关信息的指标打0分,对定性披露环境相关信息的指标打1分,对定量披露环境相关信息的指标打2分,最高得分为42分。然后,根据评分规则对每家上市公司当年的环境信息披露进行打分,并进行标准化处理,即某上市公司当年环境信息披露=所有披露指标得分之和/最高得分。具体变量定义及评分规则见表1。

表1 环境信息披露各变量定义及评分规则

3.调节变量

管理层能力(MA)。本研究借助Demerjian等[23]和张路等[24]的研究方法,运用DEA-Tobit两阶段法测度管理层能力。

通过相关公式计算出行业内各个企业的生产效率(θ),相关模型1为

Maxθ=BI/(v1NIA+v2R&D+v3NFA+
v4S&A+v5GW+v6OC) ,

(1)

式(1)中:NIA为无形资产净额,R&D为研发支出,NFA为固定资产净额,S&A为销售费用和管理费用,GW为商誉,OC为营业成本,以上指标作为投入变量;BI为营业收入,作为产出变量。

企业生产效率会受到企业与管理层两个层面因素的共同影响。因此,建立Tobit模型,控制年度固定效应,并剔除企业层面的6个影响因素,然后计算模型的估计结果,得到模型的残差。以模型残差衡量管理层能力,残差越大表示管理层能力越强。相关模型2为

θ=β0+β1HHI+β2FCI+β3AGE+β4FCF+
β5MS+β7SIZE+∑YEAR+ε,

(2)

式(2)中:HHI代表多元化程度;FCI代表国际化程度;AGE代表公司成立年限;FCF代表公司自由现金流;MS代表公司占有的市场份额;SIZE代表公司规模;YEAR为年度哑变量;ε代表残差,即管理层能力。

4.中介变量

绿色创新能力(GI)。绿色专利数据可以较为准确地测度企业绿色创新活动产出的数量与质量。同时,考虑到专利授权具有明显的时滞性,而绿色专利申请数更能及时反映企业当年的绿色创新绩效。因此,本研究参考王旭等[25]的研究,以上市公司绿色专利申请数量来度量绿色创新能力,并对该指标加1取自然对数以消除量纲的影响。

5.控制变量

借鉴田昕加等[26]的研究,选取以下指标作为控制变量:流动比率(CR)、两职合一(DUAL)、偿债能力(LEV)、产权性质(SOE)、发展能力(GROWTH)、高管薪酬激励(COMP)、股权集中度(FIRST)、公司规模(SIZE)、独立董事比例(INDE)、行业(INDUSTRY)及年度(YEAR)。

具体变量说明见表2。

表2 变量说明

(三)模型设计

为检验环境信息披露对企业绩效的促进作用,构建模型3为

ROAit=β0+β1EDIit+Controlsit+
∑INDUSTRY+∑YEAR+εit。

(3)

为验证管理层能力对环境信息披露与企业绩效关系的调节效应,构建模型4为

ROAit=β0+β1EDIit+β2MAit+β3EDIit*MAit+
Controlsit+∑INDUSTRY+∑YEAR+εit。

(4)

为探究环境信息披露对企业绩效的作用机制,本研究参考温忠麟等[27]的研究,构建模型5和模型6为

GIit=β0+β1EDIit+Controlsit+
∑INDUSTRY+∑YEAR+εit,

(5)

ROAit=β0+β1EDIit+β2GIit+
Controlsit+∑INDUSTRY+∑YEAR+εit。

(6)

式(3)～式(6)中:i代表企业个体;t代表具体的年度;β代表各个变量的系数;Controls代表控制变量;εit代表随机扰动项;ROA代表企业绩效;EDI代表环境信息披露;MA代表管理层能力;GI代表绿色创新能力;INDUSTRY代表行业固定效应;YEAR代表年度固定效应。

三、实证结果

(一)描述性统计

表3为描述性统计结果,从中可知:企业绩效(ROA)的均值为0.0449,最大值为0.232,最小值为-0.148,说明样本公司之间企业绩效差异较大。环境信息披露(EDI)的均值为0.223,最大值为0.762,最小值为0,说明样本整体的环境信息披露水平较低,且样本公司之间环境信息披露水平参差不齐。管理层能力(MA)的均值为-0.0245,最大值为0.422,最小值为-0.333,说明样本公司的管理层能力总体不强,且不同公司之间的管理层能力相差较大。绿色创新能力(GI)的均值为0.477,最大值为3.829,最小值为0,说明不同公司间绿色创新能力相差较大。

表3 描述性统计

(二)相关性分析

表4为相关性分析检验结果。其中,环境信息披露(EDI)与企业绩效(ROA)显著正相关,说明环境信息披露能够促进企业绩效增长,初步验证了H1。其他关键变量方面,管理层能力(MA)与企业绩效(ROA)显著正相关,绿色创新能力(GI)与企业绩效(ROA)显著正相关,环境信息披露(EDI)与绿色创新能力(GI)显著正相关,这比较符合大多数学者的观点。此外,各变量之间的相关系数均小于0.7,说明不存在多重共线性问题。

表4 相关性分析

(三)环境信息披露与企业绩效的关系

表5为主效应与调节效应回归结果。根据表5第(1)列可知,环境信息披露(EDI)与企业绩效(ROA)的系数为正,说明提高环境信息披露水平能够促进企业绩效提升。H1得到实证支持,表明高水平的环境信息披露能够提高外部投资者对企业环境治理情况的了解程度,增强外部投资者的信心,吸引更多资金投入,进而促进企业绩效提升。

(四)管理层能力的调节效应

表5第(2)列为管理层能力的调节作用的回归结果,从中可知,环境信息披露与管理层能力的交乘项(EDI*MA)系数在1%的水平上显著为正,意味着管理层能力有助于强化环境信息披露对企业绩效的激励作用。H2得到验证,表明企业提高管理层能力有助于改善环境信息披露质量,提升绿色声誉和形象,赢得投资者的青睐,降低融资难度与成本,提高经营发展能力,进而促进企业绩效增长。

表5 主效应与调节效应回归结果

(五)绿色创新能力的中介作用

表6为绿色创新能力的中介效应回归结果。根据表6第(2)列可知,环境信息披露(EDI)与绿色创新能力(GI)的系数为正,且通过了显著性检验,说明环境信息披露对绿色创新能力具有激励作用。表6第(3)列是为检验绿色创新能力的中介效应,在基准回归模型基础上加入绿色创新能力进行回归分析的回归结果,绿色创新能力的系数为正,且通过了1%的显著性检验,说明增强绿色创新能力能够提升企业绩效。同时,环境信息披露的系数在1%的水平上显著为正,且其回归系数相较于未加入中介变量之前有所降低,说明绿色创新能力发挥部分中介效应。实证结果支持了H3,表明企业需要积极提高环境信息透明度,不断提升环境信息披露对绿色创新能力的积极影响,促进企业绿色发展,进而实现经济效益与环境效益共赢。

表6 绿色创新能力的中介效应回归结果

四、异质性分析和稳健性检验

(一)异质性分析

参考相关研究文献,本研究分别从企业内部特征和外部制度环境两个方面入手,探究环境信息披露对企业绩效作用的异质性。其中,在企业内部特征方面选择产权性质作为分组变量,在外部制度环境方面选择地区市场化水平作为分组变量。

1.企业内部特征

考虑到企业所有权形式可能对环境信息披露与企业绩效的关系造成不同的影响,本研究将样本企业产权性质作为分组依据,分别对国有企业样本和非国有企业样本进行回归分析。表7为异质性检验结果。表7第(1)和第(2)列为产权性质分组回归结果,从中可以看出:在国有企业样本中,环境信息披露与企业绩效不相关;在非国有企业样本中,环境信息披露与企业绩效正相关,且通过了1%水平上的显著性检验,说明非国有企业提高环境信息披露水平有助于提升企业绩效。究其原因可能是,国有企业在政治关联上存在天然优势,能够获得更多的政府资源支持,而履行环境责任获得的资源对企业绩效的影响微不足道。另外,非国有企业受到的融资约束通常比国有企业大,非国有企业积极承担环境责任有助于提升绿色形象和声誉,赢得投资者的青睐,吸引更多资本投资,缓解融资约束,降低融资成本,进而促进企业绩效增长。因此,非国有企业环境信息披露对企业绩效的激励作用比国有企业更为显著。

2.外部制度环境

我国市场经济正处于发展和完善阶段,各个地区的政府政策支持、法制水平及经济环境可能不同,故环境信息披露对企业绩效的激励作用或许存在异质性。为了研究地区市场化水平的异质性影响,本研究借鉴王小鲁等[28]的研究,采用市场化指数测度企业所在地区的市场化水平,并以行业年度中位数为标准将全样本分为地区市场化水平高、地区市场化水平低两个子样本分别进行回归分析。表7第(3)和第(4)列为地区市场化水平分组回归结果,从中可知:地区市场化水平较高的企业,环境信息披露与企业绩效不相关;地区市场化水平较低的企业,环境信息披露的系数为正,且通过了1%的显著性检验,意味着地区市场化水平较低的企业披露高水平的环境信息有助于提升企业绩效。可能的原因是地区市场化水平较高,企业行为的同质性较为明显,即企业环境信息透明度普遍较高,但是对企业绩效的影响并不明显。地区市场化水平较低,企业行为的异质性较为明显,环境信息披露质量普遍较低。因此,企业积极履行环境责任和提高环境信息透明度会使其在环境信息披露水平较低的市场环境中崭露头角,大幅度提升企业的社会声誉和形象,提升投资者的信心,获得投资者的认可和资源支持,进而促进企业绩效提升。

表7 异质性检验结果

(二)稳健性检验

1.工具变量法

考虑到环境信息披露的内生性本质及其他不可观测因素对模型的稳定性造成不可控的影响,本研究参考奚宾等[29]的研究方法,运用两阶段最小二乘法(2SLS)进行内生性检验,将解释变量滞后一期作为工具变量。所选工具变量通过了弱工具变量F检验和识别不足检验,说明工具变量选择合理,实证结果如表8所示。核心变量的符号和显著性均未发生明显变化,实证结果符合预期。可见,本研究主要的分析结论较为可靠。

表8 2SLS检验结果

2.替换被解释变量

为了确保实证分析的可靠性,本研究运用替换被解释变量法重新进行回归分析。其中,净资产收益率是评估企业盈利能力的重要指标。本研究选用净资产收益率代替总资产报酬率表示企业绩效,对模型进行稳健性检验,检验结果如表9所示。关键变量的显著性和符号未发生明显变化,说明本研究主要的分析结论稳健可靠。

3.滞后一期相关变量

考虑到环境信息披露、管理层能力、绿色创新能力对企业绩效的影响可能存在滞后效应及互为因果的关系,本研究将核心变量及相关控制变量滞后一期进行实证检验,检验结果如表10所示。所有核心变量的符号和显著性均未发生明显改变,实证结果与前文假设基本保持一致。因此,本研究主要的研究结论较为可靠。

五、结论及建议

本研究以2012—2021年重污染行业上市公司为样本,从企业内部能力因素的视角入手,研究了环境信息披露对企业绩效的影响,以及管理层能力和绿色创新能力作为中间变量在两者关系中所发挥的作用,同时对企业的异质性展开深入分析。研究发现:环境信息披露与企业绩效显著正相关;管理层能力的提高会加强环境信息披露对企业绩效的激励作用;绿色创新能力在环境信息披露对企业绩效的影响中起到部分中介效应;以产权性质和地区市场化水平分组检验发现,在不同企业内部特征和外部制度环境的影响下,主效应存在显著差异;相比于国企和地区市场化水平较高的企业,非国企和地区市场化水平较低的企业的环境信息披露对企业绩效的激励作用更为明显。

表10 滞后一期变量检验结果

基于以上研究结论,本研究提出几点建议。第一,目前,虽然披露环境信息的企业很多,但是整体披露水平较低,主要原因是我国环境信息披露的时间、内容、格式及发布渠道等尚未形成统一的规范,很多企业没有披露货币性环境信息,只是对非货币性环境信息进行简略的定性描述。因此,政府应修改完善环境信息披露法律体系,着重解决环境信息披露内容和形式不规范问题。同时,政府应制定并出台强制性环境信息披露政策,强制要求企业定期定量披露环境信息,进而切实提高企业整体的环境信息披露水平。此外,政府应构建环境数据共享机制,实时更新企业环境信息披露情况,并对蓄意隐瞒真实环境信息的企业予以一定行政处罚,以遏制企业的“漂绿”行为。第二,企业应优化管理层结构,构建简约高效的管理体制,实行扁平化和网格化管理,保证企业管理的敏捷、精确和高效,大幅降低企业信息传递成本,最大限度地发挥企业资源效能,持续提高企业经营效率。同时,企业应积极实施人才引进战略,吸引更多优秀的管理人才,并不断加大对管理层能力的考核力度,促进管理层能力的有效发挥,切实增强管理层能力对环境信息披露和企业绩效的激励作用。此外,管理层应主动提高自身的综合能力,树立绿色发展理念,提高绿色环保意识,引领企业实施可持续发展战略,驱动企业绿色经济高质量发展,助力国家碳达峰碳中和战略目标的实现。第三,在“双碳”目标背景下,企业可以通过积极提高环境信息披露水平、不断开展绿色创新活动来赢得外部利益相关者的资金支持,进而缓解融资困境。同时,企业应根据“双碳”目标构建绿色创新体制,树立绿色创新理念,坚持实施绿色创新战略,加大绿色研发力度,申请绿色创新专利,注重提高绿色低碳技术水平,加大节能减排技术创新力度,有效提升资源利用效率,持续增强企业核心竞争力,促进企业可持续发展,实现环境效益和经济效益双赢。第四,针对环境信息披露效应在不同企业内部特征和外部制度环境影响下的差异性表现,非国有企业应树立正确的环保经营理念,积极披露高水平的环境信息,有效发挥环境信息披露的积极效应,提升绿色形象和声誉,降低融资难度与成本,摆脱融资约束困境,推动企业高质量发展。地区市场化水平较低的企业应注重环境治理及信息公开,充分利用信号传递机制,提升企业社会形象和声誉,赢得投资者的认可和支持,驱动企业绿色发展。同时,企业应不断加大环保投入,开展低碳生产,并根据“双碳”战略制定相应的环保目标,积极组织开展环保教育与培训,让绿色低碳环保理念深入人心。此外,相关政府部门对于达到“绿色信贷”标准的绿色产业,应合理开放绿色专项资金供给渠道,直接满足企业的融资需求,助力企业实现绿色转型。