企业环境信息披露与权益资本成本——基于信息透明度和社会责任的中介效应分析

佟孟华，许东彦，郑添文

(东北财经大学 经济学院/经济计量与预测研究中心，辽宁 大连 116025)

一、问题的提出

近些年来，随着中国经济的不断发展，人民生活水平的日益提高，民众对于环境质量的要求也愈发严格。中国政府也更加关注环境问题。党的十八届五中全会提出绿色发展理念，推动低碳循环发展，加快能源技术创新，加大环境治理，逐步形成绿色发展方式和生活方式。同时，中国在企业环境方面的信息披露制度也在不断完善。2014年，中国废除了环保核查制度，将上市企业环保信息的监管全部由环境信息披露制度来实现。2015年，开始实施《中华人民共和国环境保护法》(简称“新《环保法》”)，要求“重点排污单位应当如实向社会公开其主要污染物的名称、排放方式、排放浓度和总量、超标排放情况，以及防治污染设施的建设和运行情况，接受社会监督” 。新《环保法》的实施将中国高污染行业上市企业的环境信息由自愿披露变为强制披露。随着公众和投资者对企业环境表现的不断关注，以及中国环境信息披露制度的不断完善，企业必须将环境信息披露纳入到企业治理机制中来，通过完善环境信息披露制度以缓解企业与利益相关者之间的冲突。因此，研究企业环境信息披露对于促进经济、社会和环境发展有着重要的理论和现实意义 。

已有研究从不同角度探讨企业环境信息披露的经济后果。吴红军等[1]从融资约束的角度对中国污染行业所有上市公司的环境信息披露水平进行实证分析发现，企业提高环境信息披露水平能够显著缓解融资约束。方颖和郭俊杰[2]则从市场反应的角度对企业环境事件进行分析发现，中国投资者对于企业的环境表现并不关心。除此之外，有的学者认为，企业的环境信息披露水平也会影响其权益资本成本。如沈洪涛等[3]与何玉等[4]的研究就表明了企业环境信息披露质量对权益资本成本有着积极的影响。而Clarkson等[5]认为，投资者完全可以从其他渠道获取企业的环境表现，所以投资者对于企业披露的信息并不作任何反应。

年报中不利于企业的环境信息属于年报的风险信息。新《环保法》出台后，对高污染企业环境信息披露的要求更加规范化和严格化，高污染企业披露的环境信息中风险信息占比逐年增加。年报风险信息的披露是否能产生有利的经济后果，国内外学者进行了大量的研究，但研究结果并不一致。如Chiu等[6]分析发现，美国上市企业年报风险信息的披露有助于降低债务融资成本，王雄元和高曦[7]研究中国的上市公司发现，企业年报中披露风险信息有助于降低企业的权益资本成本。而Kravet和Muslu[8]与Campbell等[9]则认为，年报中披露的风险信息会增加投资者的恐惧，丧失对公司的信心。Li[10]则证明了年报中风险信息增加时企业的权益资本成本会更高。

纵观现有关于企业环境信息披露的相关研究，除了得到的结论不一致外，已有研究的样本期均在2015年之前，而在2015年新《环保法》实施之后，在披露如此之多环境风险信息的情况下，高污染企业环境信息披露水平的提高是否还能够对权益资本成本产生正面影响？如果有影响，这种影响的传播渠道又是怎样的？ 在理论上，环境信息可能会通过信息透明度和企业社会责任影响企业权益资本成本。田利辉和王可第[11]与Hutton等[12]的研究均表明，企业会有选择地进行信息披露来影响企业的信息透明度和社会责任，而权小锋和吴世农[13]与Duarte等[14]的研究表明，信息透明度和企业社会责任又会影响企业的权益资本成本。随着信息透明度和企业社会责任水平的提高，权益资本成本也在不断地降低。因此，理论和实际情况均表明环境信息可能会通过信息透明度和企业社会责任影响企业权益资本成本，但是这一机制是否成立还需做进一步实证检验。

综上所述，本文主要研究高污染企业环境信息披露能否降低权益资本成本和如何影响权益资本成本两个问题。为了解决这两个问题，本文将中国上市企业中属于高污染行业的企业作为研究样本，研究发现：首先，高污染企业环境信息披露水平的提高，能够有效降低企业权益资本成本。其次，信息透明度和企业社会责任在环境信息披露与权益资本成本的关系中起中介作用。

本文可能的增量贡献有：首先，考察了环境信息影响权益资本成本的信息透明机制和社会责任机制。不同于已有大量文献仅在理论上对环境信息披露对权益资本成本影响机制进行的分析，本文首次从信息透明度机制和企业社会责任机制角度，对环境信息披露与权益资本成本之间的关系进行实证研究。其次，将新《环保法》实施以后的时间纳入到样本期间。已有大量文献主要选择的样本期间均在2015年以前，但是新《环保法》实施以后，高污染企业环境信息披露的内容和结构发生了重大变化，企业环境信息披露与权益资本成本的关系是否有新的变化，这是本文的研究重点。最后，本文丰富了企业环境信息披露与权益资本成本有显著负相关的证据。这一结论可以成为高污染企业披露环境信息的动机，也是对已有文献的一个补充。

二、理论机制与研究假设

(一)环境信息披露与权益资本成本的关系

理论上，企业的环境信息披露可以有效地降低权益资本成本。信息传递理论[15]认为，企业权益资本成本产生的根源在于信息不对称。因为对于披露较少信息的企业，投资者可能会认为企业存在隐藏相关信息的行为，从而在对其进行投资时会索取较高的风险溢价。企业作为信息的掌握者，应当主动将信息披露出去，以减少投资者的猜疑或者不信任。在国内外的相关实证研究中，大多数学者也发现企业增加对环境信息披露能够有效降低其权益资本成本。Clarkson等[5]率先提出使用内容分析法对企业环境信息披露水平进行衡量，随后，Marshall等[16]参照此方法实证分析了环境信息披露质量与权益资本成本之间的关系，发现企业环境信息披露质量越高，其权益资本成本越低，而这一现象在环境敏感型行业中最为明显。Aerts等[17]以西欧部分国家上市公司为样本研究发现，高质量的环境信息披露能够有效增加分析师对未来收益的预测，从而降低企业的权益资本成本。沈洪涛等[3]以重污染企业为样本，实证分析了环境信息披露质量对权益资本成本的影响，以及相关环保政策在其中的调节作用，发现环境信息披露能够显著降低企业的权益资本成本，而相关环保政策及政府对政策的实施能力显著影响环境信息披露与权益资本成本之间的关系。袁洋[18]同样以重污染行业为研究样本，也发现环境信息披露对权益资本成本的积极影响。而吴红军[19]则以化工行业的上市企业为研究样本，发现企业的环境信息披露与环境表现正相关，并在此基础上得出环境信息披露能够有效地降低企业权益资本成本的结论。然而，Clarkson等[20]的研究发现，企业自愿披露环境信息与J-F(Janis-Fadner)系数正相关，且权益资本成本并不受环境信息披露质量的影响。

由于在新《环保法》实施之前，高污染企业的环境信息均为自愿披露，企业会有选择地披露对自己有利的信息，利好消息当然能引起市场的良好反应。但在新《环保法》实施之后，高污染企业必须披露污染物的名称、排放方式、排放浓度和总量、超标排放情况等对企业不利的信息。这些不利信息是否能引起市场良好的反应，还需本文做进一步验证。基于此，笔者提出如下假设：

假设1：高污染企业环境信息披露质量的提高有利于降低其权益资本成本。

(二)环境信息披露、信息透明度与权益资本成本的关系

根据信号传递理论[15]，企业与投资者之间信息不对称是彼此交易成本产生的主要原因。在与投资者的关系中，企业既是信息的拥有者，也是信息的传递者，有着天然的信息优势。王霞等[21]的研究表明，企业可以有选择地进行环境信息披露，选择较少地披露污染物排放、环境诉讼等信息以规避相关的环境风险。企业这种自利的信息披露方式是以增加投资者不确定性和牺牲股东利益为代价的。Hemingway 和Maclagan[22]的研究表明，企业会通过粉饰所披露的信息，以掩盖自身的问题。沈洪涛等[23]也表示，由于企业掌握信息披露的主动权，所以企业有可能会有选择地进行信息披露，采取报喜不报忧的策略来误导投资者。而在新《环保法》实施以后，企业对于环境信息的披露难以进行粉饰，必须披露对企业来说不好的环境信息。企业披露大量的环境信息提高了企业的信息透明度，降低了企业与投资者之间的信息不对称。而汪炜和蒋高峰[24]通过理论推导和实证检验的方法也论证了企业环境信息披露和信息透明度的提高能够有效地降低企业的权益资本成本。

综上，高污染企业披露丰富的环境信息能够有效地提高其信息透明度，缓解企业与投资者之间的信息不对称，进而影响投资者的预期风险，降低权益资本成本。基于此，笔者提出如下假设：

假设2:在高污染企业环境信息披露对权益资本成本的影响中，信息透明度起部分中介作用。

(三)环境信息披露、企业社会责任与权益资本成本的关系

企业披露的环境信息更多地代表了企业一定的价值取向和社会责任，体现了与利益相关者之间的纽带关系。就代理理论而言，企业管理者如若确实注重股东利益，则会承担相应的社会责任，披露更多的信息，以畅通企业与利益相关者的信息渠道，降低信息不对称程度。就合法性而言，企业与社会公众存在着隐性契约，即企业的存在要获得公众的认可，如若企业的行为不被公众接受，则企业的生存就会受到威胁。所以企业披露更多的环境信息有助于获得大众的认可，体现了更高的社会责任和合法性。而高社会责任的企业有着更低的道德风险。有研究表明，拥有较高社会责任的企业有着良好的财务绩效和较低的不确定性。如Iatridis[25]发现，企业环境信息披露水平会使投资者相信企业具有较高的管理水平，投资者会将企业环境信息披露水平看做是企业的无形资产。Kim等[26]则发现，承担较多社会责任的企业有着较少的盈余管理。

综上，高污染企业披露高质量的环境信息是其合法性和社会责任的体现。而社会责任的提高能够增强公众对企业的认同感，也是其公司治理水平的保证，进而会使投资者对企业有较好的预期，降低权益资本成本。基于此，笔者提出如下假设：

假设3:在高污染企业环境信息披露对权益资本成本的影响中，社会责任起部分中介作用。

三、研究设计

(一)基准模型

为了验证假设1，本文给出如下基准模型：

(1)

其中，下标i为企业，t为年份，k为控制变量的序号。Capc为权益资本成本，Edl为环境信息披露。X为控制变量，分别为环境不确定性(Eu)、市净率(Pb)、流动性(Liq)、企业规模(Size)、财务风险(Lev)、企业成长性(Gro)和净资产收益率(Roa)。P、Id和Year分别为省份、企业和年份固定效应，εit为随机扰动项。由于样本企业均为高污染行业，所以实证部分并未控制行业固定效应。在式(1)中，若变量Edl系数符号显著为负，表明企业环境信息披露质量的提高会降低企业的权益资本成本；若符号显著为正，则表明企业环境信息披露质量的提高会增加企业的权益资本成本。

(二)中介效应模型

为了识别环境信息披露影响权益资本成本的具体渠道，本文采用温忠麟和叶宝娟[27]中介效应分析方法，建立以下模型来识别是否存在中介效应，分别如式(2)—式(4)所示。其中，Medit代表中介变量，即信息透明度(DAit)和企业社会责任(CSRit)。

(2)

(3)

(4)

现在流行的中介效应检验方法一般有三种：逐步法、Sobel法和Bootstrap法。本文采用逐步法和Sobel法来进行中介效应识别。

(三)样本选取和数据来源

根据2008年国家颁布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》(环办函〔2008〕373 号)，本文从上市公司中选取属于高污染行业的企业作为研究样本。(1)参考中国证券监督管理委员会2012年修订的《上市公司行业分类指引》，本文选取的高污染行业为：B06、B08、B09、B11；C13、C14、C15、C16、C17、C19、C20、C22、C23、C25、C26、C27、C28、C29、C30、C31、C32、C33、C34、C35、C37、C38、C39、C40、C41；D44、D45；E50；F51、F52；I65；K70；M73、M74；S90。样本的时间跨度为2013—2017年，剔除缺失值后最终获得478家2 390个企业年度数据。其中，环境信息披露(Edl)指标数据是利用内容分析法，通过人工配合机器的方式获得。其他指标数据从Wind、CSMAR 和RESSET获得。

(四)变量选取和计算

1.因变量：权益资本成本(CapC)

同时，本文将采用Ohlson和Juettner-Nauroth[30]提出的OJN模型来替换PEG方法计算权益资本成本，从而进行稳健性检验。OJN模型与PEG程序一样都属于事前预测，且均由股利折现模型演化而来，对权益资本成本的估算相比其他方法具有优势。

2.自变量：环境信息披露(Edl)

借鉴Clarkson等[5]、沈洪涛等[3]与吴红军等[1]的方法，本文采用内容分析法，通过人工配合机器方式来获取企业的环境信息披露得分，作为衡量环境信息披露的指标。打分规则是：根据表1对企业年报中披露的环境信息进行归类，并根据披露信息的详细程度给予不同的分值。每个条目披露则得1分，若披露信息含有具体数据或者与同行、以往数据进行比较的，均在1分的基础上累加。每个条目最多3分，多次披露的，只进行一次给分，分值为本条目下所有披露内容的最高得分。

表1 打分表

本文之所以选择企业年报作为环境信息披露水平得分的来源，一是因为年报是市场投资者投资时主要的参考资料，在年报中披露的内容具有代表性。二是年报是企业披露信息的主要渠道，并且信息质量要高于其他独立报告。

3.中介变量：信息透明度(DA)和企业社会责任(CSR)

参考权小锋和吴世农[13]的研究，本文先使用Jones 模型估计可操控性总应计利润；再计算前三期可操控性总应计利润的绝对值之和，将其作为信息透明度指标的度量。对于企业社会责任的衡量，本文使用第三方机构润灵环球责任评级(RKS)对企业社会责任评分值作为社会责任指标值。

4.控制变量

本文选取已有研究大多采用的影响企业权益资本成本的变量作为控制变量。包括环境不确定性(Eu)，用(近五年销售收入残差的标准差/五年平均销售收入)/行业中位数表示。财务风险(Lev)，用企业的资产负债率=(负债总额/资产总额)×100%表示。流动性(Liq)，用股票换手率的自然对数表示。市净率(Pb)，用每股股价与每股净资产的比率表示。总资产收益率(Roa)，用净利润/期初期末平均总资产表示。企业规模(Size)，用总资产的自然对数表示。成长性(Gro)，用营业收入年增长率表示。 本文选用省份(P)、企业(Id)和年份(Year)作为控制地区、个体和时间的虚拟变量。表2给出了变量的描述性统计分析结果。

表2 变量的描述性统计分析结果(N=2 395)

由表2可知，高污染企业环境信息披露的最大值为41，最小值为0，均值为10.516，标准差为6.271，这说明高污染企业之间的环境信息披露还是存在较大差异的，并且有部分高污染企业在新《环保法》实施之前存在不披露环境信息的情况。同样的，高污染企业社会责任、财务风险和成长性等企业特征变量也有较大的差异。而对于关键变量权益资本成本、信息透明度以及环境不确定性、市净率、流动性等变量的差异相对较小。

四、实证结果分析

在进行实证分析之前，首先对变量在1%和99%水平上进行了缩尾处理，以减小异常值对结果的影响。然后对变量进行标准化处理，以去除变量之间的量纲，使其可以进行系数之间大小的比较。

(一)基准模型回归结果分析

基准模型回归结果如表3所示，其中，列(1)和列(2)为采用最小二乘法(OLS)进行参数估计的回归结果。在列(1)中只加入了相应的控制变量。考虑到不同的高污染企业在不同时间、不同地区可能有所差异，列(2)通过加入虚拟变量的方式，对地区、时间和个体进行了控制，结果显示变量Edl的回归系数在10%的显著性水平下为负，表明环境信息披露(Edl)与权益资本成本(CapC)有显著的负向关系。列(3)和列(4)采用了面板双固定效应模型(FE)进行系数估计，从而进一步控制了企业文化和管理者能力等一系列不随时间变化的个体固定效应，以及国家经济形势和政策等一系列不随个体变化的时间固定效应。考虑到高污染企业所在地区的地方政府环境管制力度可能并不相同，本文在列(4)中同时控制了地区固定效应。从列(3)和列(4)的回归结果看，Edl的回归系数分别在5%和10%的显著性水平下为负，假设1得到初步验证。

表3 基准模型回归结果(N=2 390)

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著，括号内为标准误，下同。面板固定效应和随机效应的Hausman检验P值为0.008，所以本文选择固定效应模型。使用LM检验了样本的个体、时间和双固定效应模型，均在1%的水平上显著，所以本文采用了双固定效应模型。

(二)稳健性检验

由以上分析可以初步得出本文的主要结论，但是可能存在以下问题：首先，环境信息披露与权益资本成本之间存在互为因果关系。高污染企业有可能为了降低投资者预期收益，更多地进行环境信息披露。这一反向因果关系将导致本文的回归结果存在内生性问题。其次，环境信息披露的衡量可能出现测量误差问题。由于环境信息披露水平的得分是由人工打分得来，虽然在打分过程中本文尽量地采取相应措施减少打分人员的主观性判断，但终究不能完全避免。最后，新《环保法》之前的样本可能对实证结果有所干扰。2015年以后，在高污染企业披露大量污染物名称和数量等不利消息的情况下，投资者可能会提高对企业风险的预期，进而增加权益资本成本，即高污染企业环境信息披露与权益资本成本可能正相关。而2015年之前样本的加入可能弱化了环境信息披露对权益资本成本的影响，使得全样本分析结果不能正确展现2015年新《环保法》实施以后两者的关系。

首先，为了解决第一个问题，本文对环境信息披露(Edl)与权益资本成本(CapC)进行格兰杰因果检验，可以初步得出环境信息披露(Edl)与权益资本成本(CapC)彼此并没有双向因果关系。对于第二个问题，本文将环境信息披露根据得分划分为1—5五个等级，用企业环境信息披露等级(Rank)来代替原模型中的企业环境信息披露(Edl)。这样做既衡量了企业环境信息披露的异质性，又减少了打分过程中因主观判断而产生的测量误差。其次，采用面板双固定效应模型对全样本进行估计，检验结果如表4第2列所示，环境信息披露等级(Rank)的回归系数在5%的显著性水平下依然为负，实证结果表明高污染企业的环境信息披露能有效降低权益资本成本。最后，对于第三个问题，本文采用2015年新《环保法》实施之后的子样本数据再次进行回归，回归结果如表4第3列所示。结果显示Edl的回归系数在10%的显著性水平下为负，说明高污染企业的环境信息披露与权益资本成本依然存在显著的负向关系。

为了进一步加强结果的稳健性，本文采用OJN方法再次计算权益资本成本(CapC)，然后使用基准模型对全样本进行回归。 OJN计算方法如式(5)所示。

(5)

其中，A=(γ-1+δ×epS1/P0)/2,γ-1为长期盈余增长率，一般在3%—5%之间，根据以往经验，本文在计算权益资本成本时将其设为5%；δ为公司股票前三年均股利支付率。其他符号意义与PEG方法相同。实证结果如表4第4列所示 。由表4可知，之前实证分析得到的结论依然成立。

表4 稳健性估计结果

注：控制时间、地区和个体固定效应，下同。

在排除两者互为因果的情况后，控制或者不控制一些企业异质性，更换变量以及变更样本期，本文均得到环境信息披露(Edl)与权益资本成本(CapC)有显著的负向关系，即高污染企业环境信息披露水平的提高有助于降低权益资本成本这一稳健的结论，假设1得到验证。

(三)中介效应检验结果分析

为了进一步分析高污染企业环境信息披露影响权益资本成本的中介渠道，本文再次利用高污染行业上市企业2013—2017年的年度数据，采用中介效应模型分别对信息透明度和企业社会责任的中介效应进行实证分析，结果如表5所示。由表5可知，列(3)中，高污染企业环境信息披露(Edl)对信息透明度(DA)的回归系数在10%的显著性水平下为正，表明企业环境信息披露的提高会增强企业的信息透明度，能有效缓解企业与投资者之间的信息不对称。列(1)—列(3)的回归结果，参照式(2)—式(4)，有λ=0.079，β=-0.047，c′=-0.097，均在10%的显著水平下显著，且λ×β与c′符号相同。根据中介效应分析的理论，信息透明度对环境信息披露有部分中介效应，且中介效应为0.038，验证了假设2。由列(4)可知，变量Edl和CSR对CapC的回归系数在5%的显著性水平下为负，说明高污染企业的环境信息披露和社会责任的提高有利于降低权益资本成本。而且在列(6)中Edl对CSR的回归系数在1%的显著性水平下为正，说明高污染企业环境信息披露的增加又能提高企业社会责任。再根据中介效应理论，由于λ、β和c′均在5%的显著性水平下显著，所以本文无需做Sobel检验，即可直接得出社会责任在高污染企业信息披露对权益资本成本的影响中起到部分中介效应，且中介效应为0.109，验证了假设3。

表5 信息透明度和企业社会责任中介效应模型回归结果(N=2 390)

五、结论与启示

本文在梳理环境信息披露与企业经济行为相关理论的基础上，以2013—2017年478家高污染行业的2 390个上市企业作为样本，使用内容分析法，通过人工配合机器的方式对企业年报进行分析，从而量化了企业环境信息披露，进而分析了环境信息披露与企业权益资本成本的关系。再使用混合面板模型、面板双固定效应等模型和变换变量等方式来缓解内生性问题，以及变更样本期进行回归分析后，本文得到了较为稳健的实证结果：高污染企业环境信息披露与权益资本成本之间有显著的负向关系，企业通过增加环境信息披露有效地降低企业的权益资本成本。进一步地，本文对环境信息披露与权益资本成本进行了中介效应分析，深入探讨了环境信息披露对权益资本成本影响的传导机制。通过研究发现：环境信息披露会通过提高信息透明度，缓解企业与投资者之间的信息不对称，降低投资者的预期风险，进而降低权益资本成本；环境信息披露也会通过提高企业社会责任，增强投资者对企业的信心，从而降低权益资本成本。

综上所述，本文的研究结论对信息披露政策的制定以及信息披露的主体都具有参考意义。相关部门可以考虑制定更详细的环境信息披露标准，降低企业在这方面的可操作性；高污染企业也大可放心地披露自身环境表现方面的信息，更自觉地进行信息披露，以减少企业、投资者和监管者之间的信息不对称程度，从而降低企业相关成本。