数字技术赋能企业提升环境信息披露质量实证研究

曹翠珍,张 越,郭金花

(1.山西财经大学 工商管理学院,山西 太原 030006;2.晋中信息学院 经济与管理学院,山西 太谷 030800)

一、引言

“双碳”目标的提出将绿色低碳发展提到了前所未有的战略高度。企业作为践行“双碳”目标的重要主体,其环境治理情况的好坏将直接关系到“双碳”目标的实现。特别是重污染企业在引发环境污染问题中扮演着重要的角色[1]。2008年中国正式实施了《环境信息公开办法(试行)》,强调企业需要公开年度环保目标、资源消耗总量、环境保护与环境技术发展投资等信息;同年,上海证券交易所也发布了《上海证券交易所上市公司环境信息披露指引》以引导和规范上市公司的环境信息披露。提升环境信息披露水平作为推进企业环境治理的重要方面,有助于帮助企业评估自身的环境绩效,不断增强企业环境保护意识,激励其从事绿色技术创新等活动,从微观层面为推进“双碳”目标的实现提供支持。实践中,众多因环境污染而引发的严重生态危机和环境质量问题频繁发生,根据《中国上市公司环境责任信息披露评价报告(2020年度)》显示,虽然上市公司的整体披露水平有所提升,但仍存在部分企业刻意隐瞒点名通报和环境处罚等负面信息的问题,“报喜不报忧”的现象仍频繁发生,环境信息缺口已成为制约企业绿色发展的瓶颈[2]。

现有研究主要从微观和宏观两个视角探讨影响环境信息披露质量的因素。微观视角主要包括企业规模、产权性质、盈利能力、公司治理、高管特征等,已有研究发现,国有企业和股权分散度较高的企业的环境信息披露水平更高[3],大规模企业也会更主动地披露环境信息[4]。而宏观视角则主要集中在制度法规、社会压力、行业竞争等方面,来自环保部门、证监会以及地方各级政府部门的社会压力会影响企业的环境信息披露水平[5],且与环境相关的强制报告指引的出台会促使企业提升披露环境信息的数量与质量[6]。在大数据信息时代背景下,以“ABCD”为代表的新一代数字的快速崛起,为企业的转型升级注入了新的活力,并对企业信息披露的内容、方式及渠道等产生深刻影响。部分学者发现数字技术的应用在提高信息透明度方面发挥了积极作用,数字技术的运用可以赋能企业更高效地处理和输出信息,从而使外部市场主体可以获取到企业更全面准确的生产经营情况信息,缓解了市场双方的信息不对称[7-8]。正是由于内外部较高程度的信息不对称使企业在环境信息披露的内容上存在很大的操作空间,为了向市场传达利好信息、塑造正面的社会形象并从中获利,企业只公布积极的环境信息而刻意隐瞒不利信息。因此,数字技术的应用将有利于提升环境信息披露质量。

重污染型企业作为工业污染的来源,受到了众多利益相关者的关注,通过行使股东或债权人权力、政策规制、正式与非正式会谈、商业合作等方式,这些利益相关者会促使企业进行绿色技术创新和提高环境绩效表现[9]。数字技术的出现重塑了企业内部的管理流程[10],促进了不同环节、不同部门之间的信息流通,提高了资源的配置及利用效率,帮助企业实现更高效的生产管理[11-12],为企业尤其是重污染企业的绿色化转型注入了新的活力。然而,企业进行数字化转型与实现绿色低碳发展都需要大量的资金支持,这意味着在资源有限的前提下,对数字技术的投入可能会挤占原有的环保建设投资,使重污染企业无法保障环保事业的持续推进,由此导致的不理想的环境绩效表现将会削弱其主动披露环境信息的意愿。且为了缓解资金压力,企业会有意隐瞒不利的环境信息,以向投资者传递利好信号,获得外部融资。因此,数字技术应用对环境信息披露质量的作用效果,在一定程度上取决于企业的融资水平。数字普惠金融的出现突破了传统金融结构的限制,拓宽了金融产品和服务的触及范围[13],缓解了企业的融资压力进而助推了传统工业企业技术创新[14],其发展可能会对缓解企业内部数字技术投入与环保建设投资间的资源抢夺问题,发挥数字技术对环境信息披露质量的促进作用,改善环境信息缺失现状产生重要影响。所以,本文主要关注以下问题,即在提倡数字化转型与绿色低碳发展的当前,数字技术的应用究竟能否改善企业环境信息缺失的现状?数字普惠金融的发展能否助推数字技术对提升企业环境信息披露质量的促进作用的充分发挥?

基于上述问题,本文采用文本分析法挖掘中国重污染行业上市公司2015—2019年企业年度报告披露的与数字技术应用相关的信息,通过构建固定效应模型和门槛面板模型,探究数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响以及数字普惠金融在二者关系间的门槛效应。可能的贡献如下:(1)在当前数字化转型与绿色低碳发展的双重背景下,关注企业数字化转型中数字技术应用层面对环境信息披露质量的影响,丰富了环境信息披露质量影响因素的研究;(2)将环境信息披露分为货币性和非货币性两个维度,实证检验了数字技术应用对二者的影响,从而更细致地刻画了数字技术应用与企业环境信息披露质量间的关系;(3)从融资约束视角出发,以数字普惠金融为门槛变量,深入剖析数字技术应用对企业环境信息披露质量的非线性作用机制,丰富了对数字技术应用、数字普惠金融与企业环境信息披露质量三者间内在逻辑的理论探索。

二、理论分析与研究假设

(一)数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响

数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响主要体现在放大信号传递效应和提升环境绩效表现两方面。在放大信号传递作用方面,环境信息披露对企业产生的积极影响主要以信号传递的方式实现。如高质量的环境信息披露可以提高投资者对企业内部环境治理情况的了解[15],改善外部利益相关者对企业的认知,从而降低企业的融资成本[16]。此外,社会责任的履行会影响企业的外部声誉,为其吸引更多高质量的人力资本,而且外界对企业的正面评价,更容易增强内部员工对企业的认同感与忠诚度[17-18],从而维持内部人员稳定、减少人才流失。数字技术的应用在提高企业挖掘和处理信息能力的同时也拓宽了利益相关方及社会公众获取企业信息的范围和渠道,使企业的经营管理情况更加透明化[19],此时良好的环境治理表现更有利于被诸如政府、投资者、消费者、员工等利益相关方识别和认可,环境信息披露的信号传递作用被强化,从而增强了企业提升环境信息披露质量的动机。此外,互联网技术的普及使公众的环境诉求得以在网上表达和传播,增强了公众的话语权和参与感[20],同时应用数字技术的企业会得到更多分析师的关注[21],这些都会使重污染企业面临的外部监督力度增大,从而迫使其主动提升环境信息的披露质量。

在促进企业环境绩效方面,数字技术互联互通的属性有利于形成多方参与的创新网络,为企业绿色技术创新等活动提供更好的资源保障,且数字技术的运用可以提高企业对市场变化的敏感性与反应速度[22],帮助其进行快速的产品迭代与升级,减少重复性和脱离市场实际需求的研发创新。此外,物联网等信息技术的应用可以帮助企业在显著提高产品生产效率的同时改善环境治理绩效[23]。因此,为了将自己与其他在环境保护方面表现较差的企业区别开来,数字化转型企业会披露更多的环境信息。综上所述,本文提出:

H1:数字技术应用会促进企业环境信息披露质量的提升。

(二)数字普惠金融助推企业利用数字技术提升环境信息披露质量

虽然数字技术在理论上能够激励企业提升环境信息的披露质量,但在现实的运营实践中,融资约束仍是企业投资面临的一个重要问题[24]。融资约束严重的企业可能会由于无法按时以合理的价格筹集所需资金而错过发展前景良好的投资项目,从而出现投资不足的问题[25]。对数字技术与环保建设的投入都具有投资大、周期长的特点,在资金有限的情况下,数字技术的引入可能会对环保建设投资产生挤出效应,并最终影响企业的环境绩效表现,降低管理层真实披露环境信息的意愿,从而抑制披露质量提升。与此同时,在融资约束的压力下,企业更有动机实施选择性披露行为以向外界传递企业较强的环境治理能力和良好的发展前景,帮助企业赢得投资者青睐,获取外部融资。此时,数字技术应用对企业环保建设投资的挤出效应会阻碍披露质量的提升。

内生金融理论指出,区域金融发展水平会对本地区企业的融资约束程度产生重要影响。数字普惠金融将传统普惠金融与新一代信息技术深度融合,一方面能够扩大融资群体普惠覆盖范围、拓宽融资渠道[26]。另一方面也可以通过筛选客户和更好地评估信用度来降低金融中介成本,最终提高生产力[27]。当数字普惠金融的发展水平较低时,传统金融结构存在的地域限制、资金供求双方信息不对称等问题,降低了金融资源配置效率,造成市场资金供需的不均衡,企业面临的融资约束较大。童盼等通过研究发现当融资约束较高时,企业会优先考虑回报周期短、收益较高的投资活动[28]。因此,缺乏外来资金的注入将会导致数字技术投入挤占重污染企业原有的环保建设投资,使重污染企业放弃短期财务绩效偏低的自愿性环保投资,导致短期内环保投资不足、绿色创新项目停滞,进而降低了其披露环境信息的积极性。同时,为了缓解融资压力,企业甚至会将环境信息披露作为用来获取外部融资的策略性手段,通过选择性地披露环境信息以向市场传递利好信号,降低融资成本。此外,资金的限制也使企业难以实现高水平的数字化,而表面的、低层次的数字技术应用无法有效赋能企业实现在创新与生产过程中的资源节约和环境改善。因此,当数字普惠金融的发展水平较低时,数字技术应用对环保建设投资的挤出效应将占主导位置,对企业的环境信息披露质量将产生负面影响。

随着数字普惠金融的不断发展企业的融资约束压力逐渐得到缓解,数字技术投入对环保建设投资的挤出效应随之减小,使企业能够在进行数字化转型的同时兼顾环保事业的推进,即数字技术应用对环境信息披露质量的负向作用逐渐弱化。当数字普惠金融发展到较高水平后,企业有充裕的资金深入推进数字技术的应用,并充分发挥数字技术对绿色创新与绿色生产的赋能作用,实现节能减排,从而提高企业的披露意愿。此外,金融资源配置效率的大幅提高、信息技术的使用及第三方信用数据库的建立使金融机构能够及时掌握企业的经营和财务情况,极大程度地降低了信息不对称,此时为了获得外部融资企业必须提供更真实、全面的环境信息。基于上述分析,本文提出:

H2:数字普惠金融在数字技术应用赋能企业环境信息披露质量提升中发挥了助推作用,数字技术应用对企业环境信息披露质量的促进作用在较高的数字普惠金融发展水平下更显著。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2015—2019年中国重污染行业上市公司作为样本企业。数据整理过程中剔除了数据不连续、数据缺失严重、ST和*ST公司以及其他异常样本,最终得到463家上市公司,共2 315个有效样本。环境信息披露数据来自公司年报、企业社会责任报告等各类已公开报告;企业数字技术应用水平来自对样本企业年报中20个代表性关键词出现频率的手工搜索;数字普惠金融数据来源于北京大学数字金融研究中心发布的数字普惠金融指数。其他数据均来自CSMAR数据库。

(二)模型设定

为控制个体效应,本文采用固定效应模型来研究数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响,基准模型设定如下:

EDIi,t=α0+α1Digiti,t+α2∑Controli,t+εi,t

(1)

其中,i和t分别表示第i家上市公司和第t年度,α为回归系数,ε为模型随机干扰项。回归中的被解释变量为企业环境信息披露质量(EDI),核心解释变量为数字技术应用(Digit),Control为控制变量。

Hansen所提出的门槛面板回归模型可依据数据本身特点识别结构突变产生的非线性门槛特征,内生性地搜索门槛变量中的临界值,放松了严格线性限制,如余东华等通过构建门槛模型探究了环境规制、技能溢价与制造业国际竞争力三者之间的非线性关系[29]。因此,本文采用Hansen的门槛面板回归模型,将数字普惠金融作为门槛变量,进一步探究数字技术应用对企业环境信息披露质量的非线性影响[30],模型设定如下:

EDIi,t=β0+β1Digiti,tI(DIFI≤φ1)+β2Digiti,tI(φ1φn)+β∑Controli,t+εi,t+μi

(2)

其中,μi为个体效应,I(·)为示性函数,当括号内条件成立时,取值为1,否则取0。若φ1=φ2=φ3=…=φn,数字普惠金融在数字技术应用与企业环境信息披露质量之间表现为单门槛效应;若φ1≠φ2=φ3=…=φn,表现为双重门槛效应;若φ1≠φ2≠φ3=…=φn,则表现为三重门槛效应,以此类推。

(三)变量选取

1.被解释变量

企业环境信息披露质量(EDI)。按照是否货币化从货币性环境信息披露和非货币性环境信息披露两方面衡量企业环境信息披露质量。对于货币性环境信息披露,主要涉及排污费及环保税、重大环境问题应急支出等六项指标,其中定量描述赋值为1,定量和定性结合披露赋值为2,未披露则赋值为0。对于非货币性环境信息披露,则主要包括披露制度、环境管理目标等七项指标,其中仅提及并未详细描述赋值为1,进一步展开描述赋值为2,未披露则赋值为0。分别汇总上述指标得分加权汇总,得到企业环境信息披露质量总得分。

2.核心解释变量

数字技术应用(Digit)。吴非等提出从上市公司年报中涉及“数字技术”“数字技术应用”的词频统计角度来刻画企业的数字技术应用水平程度,具有一定的科学性和可行性[8]。首先,本文基于Python的爬虫功能搜集并提取了上交所和深交所全部样本公司年度报告的所有文本内容。其次,参考陈庆江等的研究,确定企业数字技术应用水平的特征词库,具体包括的关键词如下:“信息化”“网络化”“数字化”“智能化”“智慧化”“信息技术”“数字技术”“互联网”“物联网”“云计算”“大数据”“人工智能”“数字资源”“数字资产”“电子商务”“虚拟社区”“智慧制造”“智能制造”“数字平台”“数字转型”[32]。最后,通过Python对提取的年报文本根据上述关键词进行搜索、匹配与词频统计,并对词频总和加1后进行对数化处理,得到刻画企业数字技术应用水平的代理指标。

3.门槛变量

数字普惠金融(DIFI)。本文选取由蚂蚁金服与北京大学数字金融研究中心联合发布的数字普惠金融指数来衡量中国各区域数字普惠金融的发展水平,并将宏观层面的地市级数字普惠金融指数与微观层面的样本企业办公地址进行匹配,同时将DIFI指数除以100以解决变量间数值差异过大的问题。

4.控制变量

本文控制了可能会影响企业环境信息披露质量的公司财务、公司治理和宏观制度层面三方面的影响因素。具体变量的测度如表1所示。

表1 变量含义及计算方法

四、基准回归结果及分析

(一)描述性统计及相关性分析

表2为各变量的描述性统计。其中,企业环境信息披露质量(EDI)的均值为1.628,最大值与最小值分别为3.714和0,说明中国重污染行业上市公司总体环境信息披露水平偏低,披露质量参差不齐。样本企业数字技术应用水平的均值为1.935,最大值为5.429,最小值为0,二者相差5.429。上述数据特征表明重污染行业企业间的数字化转型进程存在一定差距,有些企业已经实现了较高程度的数字化,而有些企业仍处于起步阶段。数字普惠金融(DIFI)的均值为2.853,最小值与最大值分别为1.864和4.103,说明区域间数字金融发展水平存在较大差异,均值与最大值的差值表明部分区域的数字普惠金融已较为发达。

表2 描述性统计

由表3可知,数字技术应用(Digit)和数字普惠金融(DIFI)与企业环境信息披露质量(EDI)的相关系数分别为0.060和0.261,且均在1%的水平上显著。除董事会独立性(IND)外,其余控制变量均与EDI显著相关,其中EDI与企业规模(Size)、净资产收益率(ROE)、资产负债水平(LEV)和产权性质(State)呈显著正相关,与现有学者的研究结论大体一致;而与股权制衡度(ZHD)和环境规制(Reg)呈显著负相关,其可能的原因是:重污染行业受到的公众关注与监督较大,通过选择性披露树立企业绿色形象更有益于各方股东的利益,因此股权制衡对大股东的约束作用无法有效发挥。对于环境规制与环境信息披露质量的负相关关系,可能的原因是:由于受到较大的政府监管与媒体关注,重污染行业企业尤其重视其外部声誉,随着环境规制强度的加大,为了规避因环保违规而产生的成本及对企业声誉的负面影响,重污染行业企业会进行选择性披露,隐瞒不利的环境信息。总体上看,各变量间的相关性系数均小于0.6,且VIF值均远小于5,表明不存在多重共线性问题。

表3 Pearson相关性分析

(二)数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响结果分析

为了探究数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响,本文采用固定效应模型进行估计,结果如表4列(1)所示,数字技术应用(Digit)的回归系数为0.093,且通过了1%水平的显著性检验,即数字技术应用与企业环境信息披露质量呈显著的正相关关系。由此,H1得到支持。

表4 基准回归结果

进一步地,本文按照披露的内容形式将企业环境信息披露分为非货币性环境信息披露和货币性环境信息披露两个维度。其中,非货币性环境信息是指关于公司污染控制流程、环保政策、目标及要求等的文字性描述信息,而货币性环境信息则是指与环境合规活动相关的资本支出、运营成本等可量化信息[33],二者间存在较大差异。因此,本文将分别探讨数字技术应用对企业环境信息披露质量两个维度的影响。

回归结果如表4列(2)和列(3)所示,数字技术应用(Digit)对货币性环境信息披露(EDIF)的回归系数为0.034,且通过了1%水平的显著性检验,二者之间呈显著的正相关关系;对非货币性环境信息披露(EDINF)的回归系数则为0.059,同样通过了1%水平的显著性检验,即相较于货币性环境信息披露,数字技术披露对非货币性维度的回归系数更大。可能的原因是:货币性信息披露更多地关注企业短期和过去的业绩,而非货币性信息披露涉及从客户和员工到供应商和政府等多个利益相关者[34-35],其所提供的丰富内容对投资者做出投资决策具有重要的参考价值,因此企业更倾向于借助数字技术来提升非货币性环境信息的披露质量,以维系和巩固与外部投资者的关系。

(三)内生性问题及稳健性检验

数字技术应用与企业环境信息披露质量间可能存在反向因果关系,为了缓解内生性问题的潜在影响,本文采用工具变量法进行检验。借鉴郭家堂等的做法[36],采用样本期之前,即采用2010—2014年间各省份互联网普及率数据作为工具变量。工具变量法第二阶段的回归结果如表5所示,Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%的水平上显著;Cragg-Donald WaldF统计量大于在10%的显著性水平上Stock-Yogo弱工具变量识别F检验的临界值,表明本文选取的工具变量是合理的。回归结果显示,数字技术应用的系数依然显著为正(1)根据Jiang的研究[37],工具变量法可能仅捕捉了样本中一部分个体的平均处理效应,而非全部个体的平均处理效应,从而导致估计系数放大。,说明本文的基本结论仍成立。

表5 工具变量法检验结果

为保证估计结果的稳健性,本文采取了以下四组检验方式:其一,考虑到年报MD&A部分文本长度的差异,本文借鉴林乐等的研究[38],采用企业年报中数字技术应用相关词汇频数总和除以MD&A部分词频总数,并将该指标乘以10来衡量微观企业的数字技术应用(Digit)的水平,其他设定与基准模型均一致。其二,参考陈强远等的研究[39],部分控制变量存在极端值会影响结果的稳健性,由于本文控制变量中资产收益率(ROE)与财务杠杆率(LEV)的测算存在极端值,为了进一步验证前文结论,对企业的资产收益率与财务杠杆率进行了1%分位上双边缩尾处理,其他设定与基准模型均一致。其三,将自变量滞后一期重新进行回归,其他设定与基准模型均一致。其四,增加控制变量。企业内部的经营性现金流量与外部的社会公众监督强度会影响上市公司环境信息披露质量,因此本文在原有模型的基础上加入经营性现金流量(NC)和社会公众监督(PS)作为控制变量,其他设定与基准模型均一致。结果如表6所示,研究结果均与前文保持一致,结论稳健。

表6 基准回归稳健性检验结果

五、数字普惠金融作用分析

为检验数字普惠金融在数字技术应用影响企业环境信息披露质量过程中的作用,本文采用自举抽样检验法对数字普惠金融门槛效应的存在性进行检验,并对门槛值进行了500次抽样,结果如表7列(1)所示。可以看出,数字普惠金融通过了1%水平的双重门槛效应检验,门槛阈值分别为2.316和2.822,置信区间为[2.307,2.326]和[2.781,2.827]。回归结果表明,当DIFI≤2.316时,数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响系数为-0.126,并在1%的水平上显著,二者呈负相关关系。该结果表明,当数字普惠金融的发展水平较低时,融资约束成为进行数字化转型的重污染企业保持稳定环保建设投资的主要阻碍,此时数字技术应用的挤出效应占主导位置。当2.316

表7 数字普惠金融门槛模型回归结果

本文进一步探讨数字普惠金融的门槛效应在数字技术应用与企业环境信息披露质量两个维度关系间可能存在的差异。表7列(2)为数字普惠金融在数字技术应用与货币性环境信息披露质量关系间门槛效应的回归结果,数字普惠金融通过了1%水平的双重门槛效应检验,门槛阈值分别为2.619和2.993,置信区间分别为[2.590,2.631]和[2.977,3.011],当数字普惠金融发展水平超过第一门槛阈值时,数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响由负向转为正向。对货币性环境信息披露质量影响的回归结果进一步表明,在资源有限的前提下,企业对数字技术的投入会对环保建设投资产生挤出效应,只有当数字普惠金融发展到一定水平时,重污染企业才可以获得足够的资金支持其兼顾数字化转型与环境治理,有效发挥数字技术的促进作用。此外,该结果与对企业整体环境信息擂鼓质量的影响存在差异,可能的原因是:当融资约束得到初步缓解时,重污染行业企业的环保建设投资得到保证,企业在货币性环境信息部分指标上的表现好转,从而提高了披露意愿,从而使得数字技术对货币性环境信息披露质量的促进作用更早显现。表7列(3)为数字普惠金融在数字技术应用与非货币性环境信息披露质量关系间门槛效应的回归结果,数字普惠金融也通过了1%水平的双重门槛效应检验,两个门槛阈值分别为2.538和2.993,置信区间为[2.487,2.548]和[2.977,3.011],当数字普惠金融发展水平超过第一门槛阈值时,数字技术应用对企业环境信息披露质量的影响由负向转为正向,但与对货币性环境信息披露质量影响的回归结果相比,数字技术的促进作用虽然也在数字普惠金融的第二区间内就开始显现,但门槛阈值相对更小。其可能的原因是:在资源有限的前提下,数字技术投入对环保建设投资的挤出会直接影响企业在货币性环境信息披露上的表现,即货币性环境信息的披露质量对融资条件更为敏感,只有当数字普惠金融发展到更高水平时才能推动数字技术赋能作用的发挥。此外,数字普惠金融的不断发展,在缓解了企业融资约束的同时也提高了外部投资者及金融机构获取企业内部信息的能力。为了区别于其他竞争者,维系与投资者的合作关系,企业会充分发挥数字技术对环境治理的赋能作用,并投其所好更积极地披露非货币性环境信息。

为保证结果的稳健性,本文仍采取了上述四组方式进行检验,结果如表8所示,回归结果均与前述一致,结论稳健。

表8 数字普惠金融门槛效应稳健性检验结果

六、拓展性分析

产权性质不同、规模不同的企业面临的外部压力也不相同,国有企业和大企业更易受到来自政府、社会公众等利益相关者的关注,所以其趋向于披露更多的环境信息以获得他们的认可。与此同时,相较于非国有企业和小企业,国有企业和大企业在资产规模、现金流量、偿债能力等方面具有绝对优势,其所面临的融资约束压力也就相对较小[40]。因此,数字技术应用对非国有企业和小企业环境信息披露质量的影响可能会更加依赖于数字普惠金融对融资约束的缓释作用。为此,本文进一步探讨企业属性与企业规模对数字技术应用与企业环境信息披露质量间关系以及数字普惠金融门槛效应存在的影响。

(一)不考虑数字普惠金融门槛效应的异质性检验

本文将样本企业分为国有企业和非国有两组进行基准回归,以检验产权性质对数字技术应用与企业环境信息披露质量关系的影响,回归结果如表9列(1)和列(2)所示。结果表明:在国有企业组别中,数字技术应用(Digit)的回归系数为0.135,且通过了1%水平的显著性检验;而在非国有企业中数字技术应用的回归系数为0.054,且通过了5%水平的显著性检验。此外,为了检验是否存在组间系数差异,本文进一步进行了费舍尔组合检验(Fishers Permution test),结果表明:国有企业与非国有企业比较,存在统计意义上的差异。上述结果表明,不论是对国有企业还是非国有企业,数字技术应用均可显著促进企业环境信息披露质量的提升企业,但对国有企业的促进作用更大。可能的原因是:相较于非国有企业,国有企业受到的外部压力更大,因此更有动力借助数字技术推进绿色化,并将环境治理成果传递给外部公众,以此树立良好的企业形象,发挥表率作用。

为了检验企业规模对数字技术应用与企业环境信息披露质量二者间关系的影响,本文将样本企业分为大企业和小企业两类并分别进行回归,结果列于表9列(3)和列(4)。结果显示:在大企业组别中,数字技术应用(Digit)的回归系数为0.054,且通过了5%水平的显著性检验;而在小企业组别中,回归系数则为0.087,且通过了1%水平的显著性检验。此外,费舍尔组合检验结果表明,大企业与小企业比较,不存在统计意义上的差异。可能原因是:对于大企业而言,其更易受到来自外部利益相关者的关注,所以其趋向于提升环境信息披露质量,以缓解外部监督压力、维护形象。而小企业由于自身资源有限,在推进数字化与绿色化转型时更依赖于外部融资,为了向投资者传递正向信号获取融资,其也会积极借助数字技术提高环境信息。

(二)考虑数字普惠金融门槛效应的异质性检验

为进一步探讨企业属性与企业规模对数字普惠金融的门槛效应存在的影响,本文在不同样本下分别进行门槛面板模型回归。

在国有企业和非国有企业两类样本中,数字普惠金融门槛效应的回归结果如表9列(5)和列(6)所示,结果表明:在国有企业组别中,数字普惠金融通过了1%显著水平的双重门槛效应检验,门槛阈值分别为2.438和2.993,置信区间为[2.354,2.440]和[2.970,3.023]。由双重门槛的回归结果可知,在数字普惠金融的影响下,数字技术应用对国有企业环境信息披露质量的影响表现为由负向影响转向正向影响并逐渐强化的“U”型关系,数字普惠金融起到“助推器”的作用。在非国有企业组别中,数字普惠金融在数字技术应用与企业环境信息披露质量关系间也存在双重门槛效应,并在1%的水平下显著,门槛阈值分别为2.316和2.822,置信区间为[2.307,2.326]和[2.775,2.827]。由回归结果可知,随着数字普惠金融的发展,数字技术应用对非国有企业环境信息披露质量的影响经历了由负向影响到不显著再到正向影响的过程,数字普惠金融起到“助推器”的作用。由此可见,与国有企业相比,非国有企业受到融资约束的影响更大,其可能原因是:国有企业享有更多来自政府在政策及资源上的支持。相较而言,非国有企业没有来自政府的额外资助,对外部融资的依赖性相对较高,因此只有当数字普惠金融发展到更高水平时,数字技术对环境信息披露质量的促进作用才得以有效发挥。

在大企业和小企业两类样本中,数字普惠金融门槛效应的回归结果列于表9列(7)和列(8),双重门槛的回归结果显示:大企业组别中,数字普惠金融通过了1%水平的双重门槛效应检验,门槛阈值分别为2.480和2.939,置信区间为[2.430,2.487]和[2.897,2.943],且在数字普惠金融的影响下,数字技术应用对大企业环境信息披露质量的影响经历了由负向影响向正向影响并逐渐强化的过程,数字普惠金融起到了“助推器”的作用。在小企业组别中,数字普惠金融也通过了1%水平的双重门槛效应检验,门槛阈值分别为2.303和2.827,置信区间为[2.299,2.314]和[2.793,2.828],且在数字普惠金融的影响下,数字技术应用对小企业环境信息披露质量的影响经历了由负向影响到不显著再到正向影响的过程,数字普惠金融也发挥了“助推器”作用。可能的原因是:大企业由于本身的资源优势而对外部融资条件的敏感性相对较低;而小企业较大的融资压力会阻碍数字技术对提升环境信息披露质量正向作用的发挥,良好的融资环境是其兼顾数字化转型和绿色发展的基础,可以助推数字技术赋能作用的发挥。

七、结论与启示

(一)研究结论

本文以2015—2019年中国重污染行业463家上市公司为研究对象,从融资约束视角切入,通过分析数字普惠金融在数字技术应用与企业环境信息披露质量间的门槛效应,揭示数字技术有效驱动环境信息披露质量提升的门槛边界。研究发现:第一,数字技术应用能显著促进企业环境信息披露质量的提升,且对非货币性环境信息的促进作用更大。第二,数字技术应用对企业环境信息披露质量提升的影响依赖于数字普惠金融发展,只有当数字普惠金融的发展水平超过第二门槛阈值时,促进作用才开始显现,即数字普惠金融可以起到“助推器”作用。此外,与对货币性披露门槛回归的结果相比,数字技术应用对非货币性披露的促进作用更早显现。第三,数字技术应用对企业环境信息披露质量的促进作用仅存在产权异质性,相较于非国有企业,数字技术应用对国有企业环境信息披露质量的促进作用更大。数字普惠金融的门槛效应则存在产权异质性和规模异质性,相较于国有企业与大企业,数字技术应用对非国有企业与小企业环境信息披露质量的促进作用更依赖于数字普惠金融的发展。

(二)政策启示

基于本文的研究结论可得到以下启示:第一,高层管理者应正确认识数字化与绿色化间的关系。企业的高层管理者要善于挖掘数字技术的巨大潜能,帮助企业实现绿色化转型,如利用数字技术企业可以加快内外部之间的信息交换,并根据市场动态实时调整生产要素的持有量,提高要素生产率,此外,内外部实时的信息交换也能帮助企业实现研发生产周期短、服务周期长的精准化创新,减少资源浪费。第二,大力发展数字普惠金融。本文的研究结果表明,融资约束的有效缓解将有助于企业实现数字化和绿色化的融合发展,充分发挥数字技术的赋能效应,这一点对于非国有企业更为明显。据此,应当加快新一代信息技术与传统金融的有机融合,降低金融服务门槛并延展其服务边界。此外,应重点关注对非国有企业的金融支持,设立相应的金融板块帮助其获得外部融资。第三,加强规范环境信息披露行为的相关法规及制度建设。鉴于现阶段企业对其所披露的环境信息,特别是对非货币性环境信息的披露仍存在较大的操作空间。中国生态环境部于2021年年末制定的环境信息披露准则,对披露的内容、方式等方面做出了明确规定,加快了企业环境信息披露的标准化、规范化、制度化进程。政府应积极贯彻落实该准则,对不遵守规定的企业予以相应处罚,提高企业的环境违规成本,遏制选择性披露行为的发生。