绿色文化、环境绩效与企业环境绩效信息披露

张长江，施宇宁，张龙平

(1.南京工业大学经济与管理学院，江苏 南京 211816；2.中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430073)

一、引 言

为全面应对环境问题，实现经济社会可持续发展，我国政府目前已出台多项规章制度促进环境保护，规范环境信息披露行为，以期从外部施压促进企业的环境信息公开。习近平总书记在十九大报告中也提出要开展生态文明建设，实行最严格的生态环境保护制度，完善生态环境管理体系。当前，我国的环境监管体系正快速发展。然而，面对同样的外部制度背景，企业间环境绩效信息披露的水平却不尽相同。Chaibong H(2000)认为制度理论包含强制性、规范性和文化-认知性三个要素，这三个要素是制度理论的基础和支柱[1]。其中，强制性要素是指由法律规定或政策限定的必须达到的任务，体现了法律的强制性特征；规范性要素是指整个社会中约定俗成的惯例性准则，是社会责任通过道德约束行为的一种体现；文化要素是指由分享共同的价值取向和认知观念，引导组织中成员的思想和行为，使其向着共同的方向行进。它决定了人们共同的价值观念和行为取向[2]。因此，本文试图从企业内部的文化视角入手，探讨引起环境绩效信息披露水平差异较大的原因。首先，研究绿色文化对环境绩效信息披露是否具有正向影响；其次，研究绿色文化能否调节环境绩效对环境绩效信息披露的影响。

二、文献综述

企业的环境绩效信息披露受内部和外部两种因素影响。外部因素大多来源于政府和市场，如外部制度压力[3]、政府监管和补助[4]、舆论压力[5]和产品市场竞争程度[6]等。同时，行业特征和行业平均披露水平也是影响企业环境信息披露的重要外部因素[7]。肖华(2016)和李银香(2017)的研究都表明，源自外部制度的强制性、规范性和感知模仿性压力能够显著影响企业的环境信息披露[8][9]。王霞等(2013)指出企业环境信息披露的概率和水平还会受到政府的关注压力和政治成本的影响[10]。姚圣和周敏(2017)的研究支持这一观点，他们发现，《环境信息公开办法》颁布后，企业更倾向于披露更多环境信息以期获得政府好感并得到更多的政府补助[11]。此外，由于不同行业所面临的社会和政府压力不同，不同行业间的企业环境信息披露水平也存在明显差异[12]。

内部因素主要涉及财务绩效、资本与融资、公司规模、公司治理和环境绩效等方面[13][14][15]。其中，关于企业环境绩效对环境绩效信息披露的影响研究最为完善，结论也最为丰富。诸多学者就环境绩效对环境绩效信息披露的影响做了深入研究。Wiseman(1982)等的研究发现，环境绩效和环境信息的披露之间不存在显著关系[16]。考虑到早期的研究样本量不是很充分，有一些学者在Wiseman的研究上做了一定的修正，并得出不同的结论，认为环境绩效会反向影响环境信息的披露水平[17][18]。但是，也有一些研究表明环境绩效与环境信息披露正相关[19][20][21]。Dawkins和Fraas(2010)研究了2007年Ceres碳披露项目中标准普尔(S&P)500家企业的样本，通过顺序回归发现，处于环境绩效两端的、较好和较差的公司相对于环境绩效中等的公司更倾向于披露更多的环境信息，即两者之间存在着“U型”相关关系[22]。Meng等(2014)和沈洪涛(2014)也都得出同样的结论[23][24]。

企业文化作为企业中个人观念和行为标准的聚合，体现了整个企业的文化价值观，能够深刻影响企业的环境信息披露行为，也是影响环境信息披露的内部因素之一[25][26]。Zarzeski(1996)利用7个工业化国家的财务信息数据研究其披露行为，发现文化因素和市场因素会共同影响企业的财务信息披露[27]。Hope(2003)通过分析39个国家1993～1995连续三年的数据，得出了同样的结论：文化因素是影响信息披露水平的重要变量之一[28]。肖华等(2013)指出当前我国企业环境绩效信息披露水平较低的原因就在于只关注强制性因素的影响，而忽视文化引导能力、认知压力过低对企业环境绩效信息披露水平的影响[29]。

通过对国内外文献的回顾可以发现，已有的环境绩效信息披露的影响因素研究已经相当丰富，尤其是环境绩效对环境绩效信息披露的影响研究。但是，少有学者从文化视角研究企业文化对环境绩效信息披露的直接影响。然而，企业文化作为组织成员共同认可并信奉的信念，可以决定组织成员间与组织外利益相关者间的往来方式，可以指导并管束企业的行为，是企业的核心竞争力之一。因此，从文化角度研究企业绿色文化在环境绩效和环境绩效信息披露间的作用是十分必要的。

三、理论基础及研究假设

(一)绿色文化与企业环境绩效信息披露

认知行为理论认为，认知(即观念、信仰、自我知觉)在情绪与行为之间承担着中介与协调的作用。认知可以解释和引导人的行为，这种影响是直接且显而易见的。根据班杜拉(1971)的交互决定论，行为、认知和环境是相互影响、相互关联，甚至相互决定的，这三个要素交互影响，共同呈现行为与认知的关系。

首先，行为和环境是相互依赖、相互决定的，环境可以促使那些潜在的倾向变成实际的行为，行为也可以通过其实际是否发生显示出哪些环境对其有决定性影响。也就是说，浸润在绿色文化熏陶之下的企业可以形成一种特定的文化环境，促进企业应用绿色经营，使企业进行环境绩效信息披露的行为倾向变为现实；而企业主动披露自身的环境绩效信息也会有助于企业构建绿色的文化环境。

其次，认知因素(即观念、信仰、自我知觉)和行为也是彼此交互的。Tsakumis(2007)通过分析文化认知对企业会计人员信息披露行为的影响，得出较开放的、低保守主义的会计人员会披露更多信息的结论[30]。因此，一个坚持以可持续发展理念作为文化价值观、绿色文化水平较高的企业，势必会在生产经营的同时考虑到对环境的保护和减负，并且更加愿意主动披露自身的环境信息，向社会传达其绿色、环保的信号。

最后，认知与环境的构建也是休戚相关的，企业中员工的不同观念和信仰也会刺激企业人文环境的构建，不同的企业文化环境又会反过来影响个人的认知。企业员工的绿色信念越强，越容易促使企业营造绿色文化的氛围。因此，我们提出假设1：

H1：绿色文化正向影响企业环境绩效信息披露水平。

(二)环境绩效与环境绩效信息披露

环境绩效和环境绩效信息披露有三大主要理论:自愿披露理论、合法性理论和利益相关者理论。自愿披露理论以信号传递理论的思想为核心，认为环境绩效和披露之间存在正相关关系；合法性理论则认为环境信息披露更像是一种用以提高信息透明度、使企业存在合法化的工具[31]，因此这种关系应该是负向的；而利益相关者理论则认为两者之间没有显著关系。Cormier等(2005)指出，企业可能会出于多方面原因而自愿披露其环境信息[32]。

根据Spence(1973)的信号传递理论，我们认为具有卓越环境绩效的企业将积极主动地通过自愿披露更多的环境信息让投资者等利益相关各方了解情况，向外界传递良好的信号，从而使自己与环境绩效差的企业区分开来。对于这些本身绩效优异的企业，自愿主动地披露更多有效的环境信息，可以帮助企业建立优良的声誉和社会形象，带来企业价值的增加和核心竞争力的提升，甚至还能通过环境保护的做法赢得政府的政策支持[33][34][35]。考虑到目前国内的环境奖励、碳交易机制、排污权交易机制和绿色信贷等环境激励机制盛行，政策支持在我国显得尤为重要。因此，这种公开的信息披露可能会导致公司在利润方面跑赢同行[36]。近年来，随着环境问题的关注度越来越高，各级环保部门的监测越来越到位，企业发布虚假环境信息的难度和惩罚力度不断加大。企业也越来越愿意主动披露更多的环境信息，向外界传递出相关的信号，来获取外界的好感，从而谋取相应的利益。

另一方面，不同类型的企业在进行信息披露时面临的边际成本不同；企业信息披露的边际成本与其披露水平呈负向关系[37]。环境绩效较好的企业在各方面的表现都较为突出，其信息披露的边际成本也较低；而环境绩效较差的企业由于缺乏相应的经济实力，难以支付先进的排污技术设备，其信息披露的边际成本也就更高；因而，绩效差的企业将无力跟随绩效好的企业进行大量的环境信息披露。即环境绩效更好的企业将拥有更高的环境绩效信息披露水平；而环境绩效差企业的环境信息披露水平则较低。由此本文提出假设2：

H2：环境绩效对环境绩效信息披露水平的提高有正向的引导作用。

(三)绿色文化在环境绩效对环境绩效信息披露水平影响中的调节作用

企业的环境行为与环境绩效信息披露都是在特定的企业文化当中产生的，因此企业环境绩效和环境绩效信息披露水平与企业绿色文化之间有着千丝万缕的关系。而企业文化植根于企业中个人的价值观和思想理念当中，对整个企业的影响力是不容小觑的，尤其在增加工作积极性、传递企业价值观、拓宽知识经验共享范围等方面具有积极影响[38]。Joynt和Warner(1999)提出组织管理行为对文化的敏感度较高，易受到文化的影响，而应该建设怎样的文化环境来促使企业进行更有效的管理就是管理学研究者们所要考虑的重要问题[39]。

无视环境的企业文化容易导致企业对环境问题的漠视,保护环境的价值理念也得不到应有的重视。根据合法性理论，企业披露环境信息仅仅为了证明自己存在的“合法化”，那么环境绩效差的企业即使会为了挽回企业形象披露更多的信息，他们也更加倾向于“软披露”，即披露更多定性的模糊的非货币信息而非定量的清晰的货币信息。如果该企业缺乏环境意识、没有绿色的文化氛围，那么结果只会雪上加霜。相反，如果企业有绿色文化的支持，即使其当年的环境绩效再差，也会愿意向大众展示其近期的环境努力、传达其对环境保护的决心和信心。

企业可以通过加强对员工的绿色文化教育培训，树立企业环境价值观来强化企业内部绿色文化水平，从而进一步提升员工的环境认知。有研究指出，企业中的个人可以通过接受环境文化激励和绿色可持续价值观的影响，履行更多环境责任，从而实现企业的社会效益和自身的个人利益,并且愿意承担更多环境责任，在生产经营过程中更加注重绿色环保，增加企业的环境绩效，提高信息披露水平。由此本文提出假设3：

H3：绿色文化在环境绩效对环境绩效信息披露水平的影响中具有正向的调节作用。

四、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文根据2010年环保部公布的《上市公司环境信息披露指南》，选取重污染行业进行研究，以2012～2016年在沪深两证券交易所上市的16家重污染行业的A股上市公司作为研究样本。为达到面板数据要求，剔除未能连续5年披露环境绩效信息和财务数据不正常的公司，最后剩141家上市公司，共计705个样本。公司环境绩效信息披露数据手工收集自巨潮资讯网等网站；绿色文化数据手工收集自社会责任报告；上市公司财务数据和环境绩效数据均来自企业年报。

(二)变量定义

1．被解释变量

被解释变量为环境绩效信息披露水平(EPIDS)。本文采用环境绩效信息披露研究中最主要和最多被采用的内容分析法评价样本企业的环境绩效信息披露水平。根据中国社会科学院发布的《中国企业社会责任报告编写指南》中关于“环境绩效”的环境管理、节约资源能源和降污减排三方面内容，共计30项进行评价。本文需要对这30项分别评分，评分的规则是在企业社会责任报告中无描述的给0分，有描述的给1分。通过打分整理出每个企业每年的环境绩效信息披露得分。

2．解释变量

(1)绿色文化(GC)。由于企业文化的内涵和特征较为丰富，学界对企业文化至今没有一个公认的准确定义或衡量标准。本文参考温素彬(2010)的方法[40]，并在此基础上做了一定创新，提取公司企业社会责任报告中原文出现的绿色文化水平关键词，分别为：利益相关者、社会责任、可持续发展、环境保护、生物多样性、节能减排、循环经济、清洁生产、低碳经营和绿色生态。为保证数据获取的客观性，尽量避免由于人工收集带来的主观影响，这十个关键词必须在原文中明确出现，每出现一个关键词则该关键词赋值为1，每个关键词不重复赋值，绿色文化评分上限为10，下限为0。

(2)环境绩效(EP)。环境绩效的指标评价大致可以分为三类：一是经营性指标，二是管理绩效指标，三是两者结合的综合指标。国外研究大多采用单一维度的指标，或是政府和机构公布的数据，但有学者指出在相对单一的环境绩效指标中，考核企业在环保方面的资本支出可能更为精确[17]。国内研究中，有学者采用企业的环境资本支出来衡量环境绩效[41]；吕峻(2012)采用的是公司是否因过量排放受到处罚以及处罚类型作为衡量标准[42]；周晖和邓舒(2017)选择用WBSCD提出的生态效益指标作为代理变量[43]。由于我国目前没有较为完善的环境绩效指标体系，也缺乏相应的污染排放数据库，本文拟采用环境资本支出与年末总资产的百分比来衡量企业的环境绩效。环境资本支出和年末总资产数据来自企业年报。

3．控制变量

借鉴国内外学者对环境信息披露影响因素的实证研究，本研究将企业规模、财务杠杆、成长性、股权结构、控股股东性质以及盈利能力作为控制变量。表1对变量进行了说明。

表1 变量的定义

(三)模型设定

模型设定如下：

EPIDS=α+β1GC+β2SIZE+β3LEV+β4CG+β5CO+β6CSP+β7ROA+ε

(1)

EPIDS=α+β1EP+β2SIZE+β3LEV+β4CG+β5CO+β6CSP+β7ROA+ε

(2)

EPIDS=α+β1GC+β2EP+β3GC*EP+β4SIZE+β5LEV+β6CG+β7CO+

β8CSP+β9ROA+ε

(3)

模型(1)主要验证在企业环境绩效信息披露的过程中，绿色文化是否会起到显著作用，即检验假设1。模型(2)主要通过研究环境绩效对企业环境绩效信息披露的影响，来验证其对企业环境绩效信息披露是否有正向的引导作用。模型(3)验证绿色文化是否在环境绩效对环境绩效信息披露的影响中具有调节作用。

五、实证检验结果分析

(一)描述统计及相关性分析

各变量的描述性统计情况可见表2。其中，被解释变量环境绩效信息披露得分(EPIDS)中位数为7.000分，平均值为7.449分，表明目前多数企业的环境绩效信息披露水平尚可，但与满分仍有较大差距,仍应努力提高披露水平；另外，最大值与最小值的差异较大，分别为21.000分和0.000分，表明各企业间环境绩效信息披露水平差距较大，但不确定是否与行业水平相关。解释变量绿色文化(GC)的均值小于中位数，一个为6.779，另一个为7.000，表明目前企业对绿色文化的建设还不够完善，多数企业没能达到50%的标准。另一个解释变量环境绩效(EP)的均值为0.411，中位数为0.154，均值较大于中位数，这表明在16个重污染行业中多数企业的环境绩效水平较高，但最大值与最小值分别为9.070和0.0003，呈现出极大的差异，说明企业间环境绩效水平极不均衡，有部分企业亟需提高其环境绩效水平。此外，控制变量间也出现了较大差异，特别是企业成长性(CG)、股权结构(CO)和盈利能力(ROA)。

表2 描述性统计

表3 Pearson相关性分析

表3给出了变量间的Pearson相关系数与VIF值。从表3中可以看出被解释变量EPIDS与解释变量绿色文化GC和环境绩效EP之间存在显著的相关关系。EPIDS与EP的相关系数为0.1849，EPIDS与GC的相关系数为0.3716，即环境绩效信息披露与环境绩效和绿色文化正相关。同时，环境绩效信息披露与财务杠杆、股权结构和控股股东性质正相关；与企业成长性负相关；与企业规模和盈利能力的关系并不显著。

(二)回归结果分析

各模型回归结果如表4。本研究通过使用面板数据模型，增加模型的自由度，进而降低了数据间多重共线性的可能。在进行模型的回归分析时，通过进行F检验和Hausman检验，发现固定效应模型更适合本模型。

从第一个模型可以看出绿色文化对企业环境绩效信息披露水平的影响是正面的，其标准化系数为0.3628且在1%的水平上显著，即绿色文化与环境绩效信息披露正相关。假设1得到验证。同时，企业的财务杠杆水平与控股股东性质在5%的水平上显著为正，表明环境绩效信息披露水平的提高与企业财务杠杆水平和控股股东性质正相关。财务杠杆系数为0.0961，表明环境绩效信息披露水平随着企业资产负债率的提高而提高，即负债率较高的企业可能更需要披露更多的信息来获得债权人和社会公众的信任；控股股东性质系数为0.0858，说明国有控股的企业环境绩效信息披露水平更好。企业成长性系数在10%的水平上显著为负，表明环境绩效信息披露水平与企业成长性负相关，但是影响较小且不明显。此外，企业规模、股权结构和盈利能力的系数并不显著，因而不能确定这些影响因素对环境绩效信息披露水平是否有影响。

在第二个模型中，环境绩效EP的标准化系数为0.1843在1%水平上显著，表明环境绩效是影响信息披露的一个重要因素，随着环境绩效的提升，企业的环境绩效信息披露水平也会提高。因此假设2成立。其他控制变量结果如前，没有太大差异。第三个模型是加入调节变量后的模型，其中调节变量EP*GC的标准化系数为0.5462在1%的水平上显著为正，表明绿色文化在环境绩效对环境绩效信息披露的影响中存在着正面的调节作用。

表4 标准化的模型回归结果

注：*** 、** 、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值。

(三)内生性与稳健性

1.内生性问题

为了检查模型是否有遗漏变量，我们进行了遗漏变量检验(ovtest)。检验结果表明前两个模型存在遗漏变量，即存在内生性；而模型三的显著性系数P值为0.3174，在5%的显著性水平上接受原假设，即表明模型三不存在遗漏变量。同时，为降低本文的内生性，运用工具变量两阶段最小二乘法。由于教育能够影响管理者的行为和价值观，高管受教育水平越高，表明其在长期的学习过程中不断接受道德伦理和环境保护等价值观念的熏陶，因此他们更容易树立起绿色文化的理念。而根据代理理论，人具有天然的偷懒和机会主义动机，为防止代理人的“败德行为”和“逆向选择”，需要一个有效的监督机制。两职合一意味着总经理要自己监督自己，而这往往会影响到一个企业的环境绩效。因此本文选择使用高管学历与两职合一作为工具变量，其中高管学历在中专及以下的赋值为1，大专赋值为2，本科赋值为3，硕士赋值为4，博士赋值为5；两职合一即董事长兼任CEO赋值为1，否则为0。

在第一阶段的回归中，选择高管学历与其他外生变量对绿色文化进行回归，结果显示高管学历的回归系数为0.1340，在5%的水平上显著正相关，因此高管学历可以作为绿色文化的工具变量；第二阶段的回归结果表明，环境绩效信息披露与绿色文化的回归系数为3.3762，在1%的水平上显著为正，即采用工具变量降低内生性问题后，绿色文化与企业环境绩效信息披露水平仍然显著正相关，结论同H1一致。同样，对假设2采用工具变量控制内生性，第二阶段回归结果表明，环境绩效与环境绩效信息披露系数为1.9155，在1%的水平上显著正相关，结论同H2一致。但其系数水平较之前显著增大，表明解释变量与被解释变量之间或许也存在内生性。

考虑到环境绩效信息披露与企业绿色文化互为因果可能产生的内生性问题，我们分别以企业绿色文化与企业环境绩效的滞后一期作为工具变量进行两阶段最小二乘法。选择该工具变量的原因在于：第一，企业绿色文化和企业环境绩效的滞后一期与当期绿色文化的水平和当期环境绩效成绩的相关性较大。研究发现，当期企业的绿色文化水平较高、环境绩效较好时，在无重大灾害事故情况下其滞后一期的水平轻易不会有较大变动，也会较高。第二，企业绿色文化与环境绩效的滞后一期与企业当前的环境绩效信息披露相关性较小。企业环境绩效信息披露一般受前期或当期的绿色文化水平及环境绩效影响较大。表5按顺序报告了降低内生性的工具变量估计结果，结果仍与本文实证结果相一致并较之前略小，表明本文确实存在一定的内生性问题，但在减轻内生性问题之后，企业绿色文化与企业环境绩效对企业环境绩效信息披露水平的影响仍显著为正。

表5 IV-2sls回归结果

2.稳健性检验

首先，在面板数据中几乎不需要考虑变量数据的多重共线性，但为了稳健性检验，本文仍然考察了变量间的VIF值来确保回归模型不存在多重共线性。其次，关于环境绩效的衡量，我们曾对环境绩效的水平实施对数处理，并再次进行回归，回归结果(表6)除具体数据有差异外，方向和显著性水平不变。最后，本文还对数据进行了序列相关检验，并对模型进行了修正(表7)，结果不变。基于论文篇幅考虑，在此省略了控制变量的回归结果。

表6 稳健性检验的回归结果1

表7 稳健性检验的回归结果2

六、结论与启示

企业环境绩效信息披露水平的高低既受到外部制度因素的强制施压，也会受到内部文化因素的默默引导。本文从企业内部视角入手，探讨了企业绿色文化与企业环境绩效对环境绩效信息披露的影响。研究发现：(1)企业环境绩效信息披露受绿色文化的正面影响。绿色文化水平较高的企业受文化氛围的引导，更愿意披露更多的环境信息，向社会传递其绿色环保的信号；(2)企业环境绩效对企业环境绩效信息披露同样有十分显著的正向作用。环境绩效较好的企业更倾向于披露更多的信息让投资者和其他利益相关者了解情况，从而使自己与环境绩效差的企业区分开来；(3)绿色文化可以促进环境绩效对环境绩效信息披露的正面影响，具有正向的调节作用。即企业的环境绩效较好时，绿色文化水平更高的一方会更愿意披露更多的环境信息。除此之外，研究还发现：企业环境绩效信息披露与财务杠杆水平和控股股东性质与在5%的水平上呈正相关关系；环境绩效信息披露水平与企业成长性负相关，但影响较小且不明显。而企业规模、股权结构和盈利能力对环境绩效信息披露的影响并不显著。

总而言之，本文丰富了企业绿色文化与环境绩效对企业环境绩效信息披露的影响研究，提供了绿色文化影响企业环境绩效信息披露机理的经验证据。本文的主要启示在于：第一，企业应该完善绿色文化建设，应该在企业内部形成与外部压力相适应的绿色文化环境，形成适应生态经济、可持续发展所要求的绿色价值观。通过绿色文化引导企业主动承担环境社会责任，并进一步提高企业的环境绩效信息披露水平。这是企业可持续发展的新要求，也是顺应国家“五位一体”布局对文化建设的要求。第二，企业应该努力提高自身的环境绩效水平，应该在日常的生产经营活动中选择前瞻型的环境战略，加大环境保护力度，通过开发绿色环保的新技术和新产品实现经济效益和环境效益的双重提升，并向社会分享更多环境信息。第三，政府也可以从外部向企业的环境信息披露施加压力。除了实行相应的环境规制外，政府还可以通过颁布新的环境信息披露指南或完善旧的可持续发展信息披露准则，使企业的环境信息披露有法可依、有规可循，从而引导企业自主披露环境信息。

但值得注意的是，本研究中的控制变量均为影响企业环境信息披露水平的常见内部因素，缺乏对外部因素的控制。不同地域的环境规制强度不同以及不同行业对环境友好的敏感程度不同均可能对企业的环境信息披露水平及质量造成影响，因此在控制变量的选择上仍存在一定的局限性，未来也需做进一步探索，以提升研究的系统性。