“双碳”目标下企业环境会计信息披露质量对企业价值的影响研究——基于电力企业实证分析

■沈剑飞 李婧婕

一、引言

20 世纪欧洲工业革命给环境造成的恶劣后果使各国放弃一味寻求经济发展而忽视环境的老路。我国在实现科技与经济快速发展的同时，对气候问题也更加重视，并将环境保护和绿色转型的重要性上升到前所未有高度。中国作为负责任的大国，在全球环保问题上一直保持积极应对态度。党的十八大报告把中国特色社会主义生态文明建设归入“五位一体”的发展总布局，并提出“绿色发展观”，即要发展经济，必须环保先行。中央财经委员会在第九次会议中提出应对气候变化实现“碳达峰、碳中和”的“双碳”目标。这一系列的政策方针体现出我国对环境气候保护的重视和贯彻落实可持续发展目标的决心。然而，要完成生态文明及工业绿色转型，实现美丽中国的愿景，关键还要依靠作为经济动力和支柱的微观企业。企业与环境、政府同为命运共同体，应积极挑起环保重任，推动可持续发展。基于此，企业应该，也必须向第三方机构进行高质量的环境会计信息披露[1]。

环境会计信息披露是指公司管理层以年报、社会责任报告等披露方式向外界说明公司生产经营过程中的环境战略和实施的环保排污手段及措施[2]。根据企业的环境报告，政府可以出台更有针对性的环保法律政策，从而更好地保护生态环境。此外，企业公开发布环境会计信息报告，不仅可以帮助社会各界了解公司生产经营活动对环境气候的影响，便于信息使用者高效决策，也可以督促企业履行环保义务，鼓励企业提高低碳生产水平，响应低碳经济的时代要求[3]。

梳理文献发现，环境会计研究最初多为理论研究，研究方向为环境会计信息披露的现状、分行业研究其现存问题、影响企业环境会计披露的因素等，如Hamilton[4]、Lieberman 等[5]、沈洪涛等[6]。近几年，环境会计披露的实证研究数量日益增长，但由于研究角度和样本的差异，国内外对环境会计信息披露与企业价值的关系还未有定论。这也说明两者的关系相当复杂，应该在研究过程中限制样本范围，同时还要考虑企业性质、样本地区环境规制力度、时间滞后效应等影响。此外，由于各地政府对环境保护的重视程度及政策力度不同，环境规制具有区域异质性，这也会导致研究结论出现差异，在研究时要注意剔除其影响。

综上，本文以2014—2020年电力行业上市公司为样本，构建面板数据，研究企业环境会计信息披露水平与企业价值的关系，以及环境规制对两者关系的调节作用。首先，本文通过描述性统计，初步分析了变量间的关系。其次，通过相关性检验、VIF 检验，验证各个变量不存在多重共线性，保证模型与数据可信合理。然后，建立企业环境会计信息披露评价指标体系作为衡量企业信息披露质量的指标。在对样本进行多元回归分析时，采用分样本分组回归方式，将样本分为短期价值、长期价值下全样本、分企业性质样本。最后，验证企业性质的异质性影响以及环境规制在其中的调节作用。

本文的边际贡献与创新之处主要在于：第一，将环境规制和股权性质的调节作用引入环境会计信息披露价值效应研究，拓宽了环境会计信息披露与企业价值之间关系的研究。第二，从短期企业价值和长期企业价值两个维度分析环境会计信息披露与企业价值的关系，丰富了环境会计研究领域的研究方式，创新性地把对时间因素的考虑纳入价值效应的研究过程。第三，本文结论有助于引导企业节能转型，绿色生产，促进我国“双碳”目标实现进程，加速推进生态文明建设事业。

二、理论分析与研究假设

（一）环境会计信息披露质量对企业价值的影响

国内学者目前普遍认为，公司社会责任指对待员工的责任、对待客户的责任、对待环境的责任以及社会公益责任[7]。公司对环境的重视程度反映在其信息披露的质量上，即信息披露报告能够反映一个公司社会责任感的强弱[8]。戴维斯与布洛姆斯特斯的研究表明，企业决策者会采取行动保护和改善社会福利，前提是与他们利益相统一[9]。刘俊海[10]指出公司的社会责任包括公司最大程度为股东谋利以及创造除股东利益之外的其他社会价值。张淑惠等[11]则假定了企业价值由投资人对企业的评价来决定，并指出投资人不仅是经济人，也是社会人。据此可以推断，公司将环境会计信息向第三方披露会产生两种效益：社会认同效益和经济收益效益[12]。前者是因为，根据信号传递理论，披露自身环境信息的企业能向社会传递一种积极履行环保义务的正面信号，缓解了企业与投资者之间的信息不对称问题，减少投资者对企业风险的预判，增加了外界对企业的认同，降低了企业的融资成本。根据资源依赖理论，经济收益效益是指政府作为资源分配中的绝对主导，是企业的一项重要外部资源。作为我国的基础行业，电力企业更应积极响应“双碳”目标，配合支持政府工作，发挥行业表率作用，从而得到来自政府的资源和财政补贴。根据资本市场有效理论，在如今弱势有效的国内资本市场，高水平信息披露降低了投资人的信息搜寻及决策成本，企业更容易吸收投资，提高了其股票价格。因此，两种效益都能起到提高企业长远价值和股票价格的效果。

然而，环境信息披露对企业的积极影响具有跨期性和滞后性。首先，现实资本市场并不是理想状态的，存在“噪声”干扰。由于我国资本市场的弱有效性，公众接收信息存在时差，信息使用者获取企业环境信息需要一定的时间。因此，从企业履行披露义务到转化为企业会计利润的过程可能需要很长时间。此外，从企业短期经营成果的角度来考虑，企业进行环境会计信息披露带来的是更多的成本投入，比如技术研发、设备购置成本、环保资产和环境信息披露负责人员管理费用、资金成本的投入等[13]，这些现金流出的增加会直接导致企业当期营业利润下降，而此时企业披露环境信息带来的良性市场反馈还并未反映在经营成果上。因此，企业当期对外披露环境会计信息的结果可能综合表现为企业盈利指标不理想，投资者接收到企业盈利能力下降的信号，短期来看，表现为企业价值的降低。据此，本文提出以下假设：

H1：环境会计信息披露质量对企业价值的正面影响有滞后性，对企业长期价值有正向作用，对短期价值有负向作用。

由于我国社会主义市场经济体制的国情，国有企业和非国有企业存在明显差异，因而按企业所有权性质进行分组研究很有必要。电力行业是国民经济的命脉，其行业中多为国有控股企业。国家控股的性质决定了其将面临债务软约束问题[14]，这使得企业隐形信用额度很高，因此在向银行融资时，国有企业的门槛较低。此外，国有企业在日常运营中，比非国有企业有更大的容错率和更稳定的经营基础，经营风险较低。外部投资者不会过多关注其信息披露质量，企业价值对于信息披露质量的敏感度较低[15]。而非国有企业为了提高其信用额度，降低债务门槛，就必须寻求披露更详尽环境会计信息作为途径。同时，披露更多信息也能获得外界信任，从而提高企业绩效水平和价值。这也就导致非国有企业的企业价值变动对环境信息披露质量更加敏感。此外，从投资者反应程度分析，苏蕊芯等[16]指出如果企业性质不同，其履行社会责任的动机存在很大差别。相比国有企业需要履行政治目标，非国有企业更多的是为了寻求利益，有更大的自主性，因此也能吸引更多投资者注意，引起市场更强的反馈，从而取得更大价值效应。据此，本文提出以下假设：

H2：相比于国有企业，环境会计信息披露的价值效应对于非国有企业更显著。

（二）环境规制对环境会计信息披露质量和企业价值的调节作用

庇古税原理表明，环境资源由于具有外部性，通常需要政府强有力的立法监管干预，从而改善企业绿色投资和环保行为，解决环境污染问题。环境规制就是政府为了应对环境外部性所实行的政策、制度、手段。环境规制分为自愿型、命令型、市场型。我国环境规制发展初期为命令控制型，依靠政府“有形的手”调节企业与环境之间的关系，解决环境污染资源浪费的问题。进入21 世纪，SO2排放权交易政策使我国迈向市场型环境规制新阶段[17]。2013年碳排放权交易机制的出台表明我国市场激励型环境规制已经走向成熟。根据组织合法性理论，企业可能会因为违反与利益相关者之间的显性契约而被惩罚[18]。因此，尽管企业具有天生的逐利性，但是为了获得利益相关者的支持，企业会服从政府约束，在制度规范下进行合法环保的生产经营活动。并且，杜建国等[19]的研究也证明环境规制会正向影响企业环境信息披露行为。此外，现有研究已经证明，企业生产经营行为会受到外部制度环境影响[20]，在强有力的法规和完善的制度监管环境下，企业绩效增长得更快[21]。因此本文认为，环境规制能放大企业环境会计信息披露的价值效应。由于环境规制的区域异质性较强，处于政府强环境规制地区的企业更容易因为环境信息披露获得有利的市场反馈，从而提升企业价值。据此，本文提出以下假设：

H3：环境规制在企业环境会计信息披露和企业价值的相关关系之中具有调节作用，并且在强环境规制的地区调节效应更显著。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2014—2020年沪深部分上市电力企业作为回归样本。电力行业具有行业特殊性，其日常生产经营对环境影响较大，并且多数企业一直都有对外发布社会责任报告的传统。为保证数据的可比性和研究的有效性，剔除ST 与PT 类以及近两年进行IPO的企业，剔除关键数据不完整的企业，最终选取51 家典型企业作为实证样本。本文环境会计信息披露指数全部为手工整理，企业其余财务数据来自国泰安数据库（CSMAR）和巨潮咨询网。

（二）变量定义

1.解释变量

（1）变量设计

本文解释变量为企业环境会计信息披露质量，通过环境会计信息披露指数（EDI）来反映企业环境会计信息披露质量的高低，并选取10个评分项目构建一套测算标准[22]。这10个项目来自《上市公司环境会计信息披露指南》以及《环境信息公开办法（试行）》（环保总局令第35号），再结合电力行业特点制定。在制定测算标准后，以此为基准运用内容分析法对样本公司的年报、社会责任报告进行评分[23]。打分过程中将电力企业实际情况和测算标准对应，符合要求的项目加分，不符合则不加分。各企业项目评分除以项目总分和的结果即为环境会计信息披露指数。

由于内容分析法依赖主观判断，为了剔除人为打分的误差影响，本文采取熵权法。通过设定调节系数进一步修正指标权重，然后利用各公司各年度环境会计信息披露指数得分与指标熵权相乘再加总，最终呈现更具有可信度的解释变量。

（2）指数评价结果有效性验证

本文采用克朗巴哈系数（Cronbach′s α）对企业环境会计信息披露指数结果进行信度水平测量。结果得出总体信度水平为0.75，说明各评分项目一致性较好。数据结果符合研究要求。

表1 环境会计信息披露指数评分表

2.被解释变量

企业资产的时间价值、企业风险应对能力以及发展潜力可综合概括为企业价值。公司价值可通过上市公司的年报数据展现。当前学术界有两种指标阐述企业价值，分别为会计价值指标和市场价值指标[24]。会计指标有净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）等。学术界多采用这一指标展开研究[17]。上述指标都以企业当期创造的利润为基础来比较企业盈利能力的高低，以此衡量企业价值高低。并且ROE、ROA 更多受到经营者短期行为影响，有助于本文衡量企业环境会计信息披露水平给企业短期内带来的价值变化[25，26]。因此，本文选取ROE 作为主回归代表企业价值的指标，在稳健性检验中采用ROA 代替。市场价值指标为企业长期价值衡量指标，本文选用托宾Q 值。托宾Q 值能准确地反映企业在资本市场上的股价和市值情况，较好地反映市场和投资者对于企业未来现金流折现情况的态度[27，28]，符合本文长期价值研究需要。

3.调节变量

本文调节变量为环境规制和企业股权性质，分别用PITI 和State 表示。本文选取公众环境研究中心和自然资源保护协会联合开发的“污染源监管信息公开指数”（PITI 指数）作为衡量某地政府环境规制的指标。该指数主要用于考察各城市环保部门的环境信息公开现状，考察项目包括日常超标违规记录发布、在线监测信息公开、信访投诉等9 个大项，被学者广泛用于研究环境规制情况[24]，符合本文研究需要。

4.控制变量

本文选取企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、资产周转率（TAT）、固定资产比率（PPE）、资产收益率（ROA）五个指标作为控制变量。

为更直观展示上述各变量，表2 对其定义及衡量方法进行了汇总。

表2 变量定义汇总表

（三）模型构建

根据前文研究假设和变量的设计，本文使用广义最小二乘法回归模型进行实证研究。

对于假设1，为了验证环境会计信息披露质量与企业短期价值之间关系，构建回归方程（1）如下：

为了验证环境会计信息披露质量与企业长期价值之间关系，构建回归方程（2）如下：

对于假设2，为了验证企业股权性质对于环境会计信息披露质量的价值效应的调节作用，本文在模型中加入企业股权性质与环境会计信息披露质量的交叉项，构建回归方程（3）、（4）如下：

对于假设3，为了验证环境规制对企业环境会计信息披露质量和企业价值之间关系的调节作用，本文在模型中加入环境规制和环境会计信息披露质量的交叉项，构建回归方程（5）、（6）如下：

四、实证分析

（一）描述性统计

为了全面了解样本数据的特征，本文对样本数据进行描述性统计分析，结果如表3 所示。可以看到，被解释变量TobinQ 值最大为5.983，最小仅为0.765，且标准差较大，达到0.637，说明各企业的TobinQ 值有较大不同，企业价值差异显著。中位数1.107 小于均值1.346，数据呈现右偏趋势。一般水平值大于1，说明电力企业的市值普遍大于其重置成本，企业市场价值普遍未被低估。ROE和ROA两项的最大值与最小值相差均不明显，标准差也都在0.03 左右，说明电力企业间短期盈利能力差别不大。解释变量环境会计信息披露指数的最大值与最小值相差甚远，个别企业披露水平极高，达到了0.9，但有的企业只有0.2，说明目前我国各企业的环境信息披露质量参差不齐。虽然最大值与最小值差异较大，但是数据分布很平均，这从侧面反映出电力行业环保意识和披露能力相较其他行业更强。环境规制PITI的最大值为80.8，最小值为12.2，说明各地区环境规制水平显著不同，不同地区政府政策强度、政策内容差异较大，区域异质性明显。而其余变量值之间差距也十分显著，这表明电力行业各企业的生产运营水平存在很大不同。

表3 变量的描述性统计

（二）相关性分析

根据表4 的结果可知，被解释变量与主变量间显著相关，且变量间不存在共线性问题。企业环境会计信息披露指数和企业短期价值ROE、ROA都在10%水平上负相关，初步验证假设H1。企业环境会计信息披露指数和企业长期价值负相关，可能是因为企业价值除了解释变量之外还受到其他企业因素影响，因此应进行控制变量回归。此外，调节变量PITI 也和被解释变量存在较显著的相关关系，可进行调节效应分析。其余变量都和被解释变量在不同程度上相关，说明模型构建合理。

表4 变量的相关性分析

（三）回归分析

为了解决模型中的异方差问题，本文使用异方差-稳健标准误对模型进行White 异方差检验及修正。因为变量中数量级差别大，为避免影响研究结果对部分数据进行了预处理。同时利用方差膨胀因子（VIF）判断所有VIF 值均小于1.5，变量间基本无多重共线性问题。

1.环境会计信息披露质量对企业价值的影响

对模型（1）进行回归，回归结果如表5所示。（1）和（3）列为没有控制变量参与的简单回归，（2）和（4）列为有控制变量参与的回归结果。观察表5 可知，没有控制变量参与时，（1）和（3）列的回归结果和相关性检验结果一致，上文已经阐述原因。（2）和（4）列中，企业环境会计信息披露水平EDI 与企业短期价值ROE 在1%水平上呈负相关关系。根据张文彤[29]的研究理论，R2＞0.1时，自变量对因变量的解释能力较强，可以判定模型成立。此外，由于R2值显著变大，说明模型拟合程度优化，即控制变量参与回归后模型更加理想。同时，EDI与TobinQ值在1%显著水平上呈正相关关系，R2值为0.396，调整R2值为0.385，说明环境会计信息披露水平对企业长期价值呈正向影响，假设1得到验证。此外，表5结果说明资产负债率较大时，企业短期价值会变化，这与相关性检验结果基本相同。企业规模对企业长期价值起负向作用，主要由于电力行业具有特殊性，电力企业固定资产规模大，企业重置成本普遍偏高，托宾Q值分母较大，企业价值因此降低。

表5 模型（1）与模型（2）的回归结果

2.企业股权性质的调节作用

由于电力行业的特殊性，企业股权性质会对企业价值和环境会计信息披露质量之间的关系产生影响。为了进一步探究企业性质在价值效应过程中的作用，本文根据51家上市公司第一大股东的性质将其分为国有控股企业和非国有控股企业，对模型进行分组回归，回归结果如表6所示。表6中（1）和（2）列为国有企业回归结果，（3）和（4）列为非国有企业的回归结果。回归结果与表5 的符号一致，不论是国有还是非国有企业，ROE与EDI都呈负相关关系，TobinQ值与EDI呈正相关关系。这也再次证明了假设H1 的正确性。而对比国有企业和非国有企业的结果可以看出，不论是在显著性还是系数绝对值大小上，非国有企业都要大于国有企业。说明EDI 值每变动一个单位，非国有企业的ROE和TobinQ值的变动都更大，且显著性更强。这就说明非国有企业的企业价值对环境会计信息披露更加敏感。此外，在加入企业股权性质与环境会计信息披露指数的交叉项作为调节变量后，结果如表6（5）和（6）列所示，调节变量系数均在10%水平上显著为负，说明非国有企业环境会计信息披露质量对企业价值的影响更显著。假设H2得证。

表6 模型（3）与模型（4）分企业性质回归结果

3.环境规制的调节作用

模型（5）、（6）在上文回归方程中添加了环境规制和环境会计信息披露指数的交叉项，以此检验环境规制对环境会计信息披露指数和企业价值之间关系的调节作用。由于目前公布的污染源监管信息公开指数截至2019年，因此本文选取2014—2019年样本数据进行回归，回归结果如表7 所示。从表7 可知，无论是全样本回归，还是分地区回归，企业环境规制和环境会计信息披露指数的交叉项回归系数均为正，且分别在10%和5%的水平上显著。由回归结果可知，政府环境规制在环境会计信息披露水平对企业价值的影响过程中起调节作用，即政府环境规制能够放大环境会计信息披露水平的价值效应。假设H3 得到验证。除此之外，在分地区回归结果中，不管被解释变量是短期价值还是长期价值，东部地区的交叉项系数都要明显大于中部和西部地区。这是因为东部地区经济、技术更发达，政府环保意识和环境监管制度更加完善，利益相关者环保意识更强，因此对企业的环保投入力度更加关注，市场对企业环境信息披露的反应也更加敏感。而中、西部地区发展水平相对较低，当地政策以发展经济为主，环境规制水平落后于东部地区，因此调节作用相对较弱。

表7 模型（5）与模型（6）的回归结果

（四）稳健性检验

1.内生性检验

在弱势有效的资本市场中，第三方信息获取与企业实际状况有时间差[30]，即环境会计信息披露的价值效应具有滞后性。为了剔除这种内生性对结论的影响，本文通过替换解释变量和被解释变量取值年份作为工具变量的方式进行稳健性检验。将EDI取值替换为2014—2019年企业环境会计信息披露指数，企业价值取值年份替换为2015—2020年，计算方法同上文模型（1）、（2）、（5）、（6），检验当期环境会计信息披露水平对下一期企业价值的影响以及环境规制在二者中的调节作用。回归结果如表8 所示。从表8（1）和（2）列可以看出，EDI对企业短期价值在10%的水平上呈负相关关系，对企业长期价值在10%的水平上呈正相关关系。这与前文回归结果相同，再次证明H1假设的正确性。从（3）和（4）列可以看出，当期环境会计信息披露指数与环境规制的交叉项与企业价值在不同显著水平上均呈正相关关系。H3假设得到印证，表明本文结论具有稳健性。

表8 模型（1）、（2）、（5）、（6）的滞后性分析结果

2.替换变量稳健性检验

本文还通过替换被解释变量的方式进行稳健性检验。由于ROE、ROA 均可以代表企业盈利能力，即短期价值，因此本文将被解释变量ROE 替换为ROA 进行回归分析，以验证本文结论的稳健性，回归结果如表9所示。从表9（1）至（3）列可知，在替换企业价值变量后，环境会计信息披露指数与企业短期价值ROA 依然在1%、5%的显著性水平上呈负相关关系，与前文结论相同。并且由（2）、（3）列可知，非国有企业的环境会计信息披露变量系数绝对值大于国有企业，说明环境会计信息披露的价值效应对非国有企业比国有企业更显著，印证假设H2。从表9（4）至（7）列可知，企业环境会计信息披露指数与环境规制的交叉变量和企业价值ROA 分别在5%、10%的显著性水平上呈正相关关系，印证假设H3。

表9 模型（1）、（2）、（3）替换变量回归结果

五、结论与政策建议

本文选取2014—2020年A 股51 家电力企业作为样本，采用多元回归模型实证研究了公司环境会计信息披露质量的价值效应，以及企业股权性质、地区环境规制在其中的调节效应。结果显示，从短期来看，由于我国资本市场弱势有效，信息披露的积极影响具有滞后性，加之短期内信息披露会使成本增加，导致企业会计利润减少，企业对外表现为短期价值下降；而从长期来看，企业提高环境会计信息披露水平，可以为其带来巨大的社会认同效益以及经济效益，更易获得投资者青睐，从而降低企业融资成本，提升企业市场价值。并且由于企业性质差异，非国有企业的自主披露动机更强烈，能引起外界更大反响，因此对于环境会计信息披露的价值效应更加敏感。此外，企业环境会计信息披露水平和企业价值之间的关系，在短期内和长期情况下均会受到地区环境规制的影响。环境规制水平会放大环境信息披露水平的价值效应，且该放大效应的大小与当地环境规制水平高低有关。

从企业角度来看，应充分认识环境会计信息披露的作用机制，意识到积极对外报告环境会计信息对企业长远发展来看是有正面价值的，因此在经营中应减少短视行为，放大长期价值效应。具体来说，企业股东和管理层首先应提高自身环境会计信息披露的意识，完善披露方式和披露内容，使第三方外部信息需求者能更高效地获取企业环境会计信息。其次，企业应加大环保投入，开展低碳生产。同时也要注重提高低碳环保技术水平，从技术层面进行环保成本科学控制，从而获得外界信任与支持，赢得良好的企业声誉。此外，国有企业可利用自身资金雄厚、资源丰富的优势，创新披露机制，提高披露质量，更好地发挥国企力量。

从政府角度来看，国内目前环境会计信息披露可比性不足，企业披露积极性、质量有待提高，归根结底是因为没有统一完善的环境规制。首先，政府应借鉴欧美发达国家经验，完善国内环境会计信息披露制度，通过全面明晰的规章条文，明确披露格式模版。其次，政府应认识到企业尤其是非国有企业在“双碳”目标中的重要性，充分调动企业积极性。最后，针对国有企业披露质量差、价值效应不显著的现象，政府应不断引入市场机制，加强监管力度，深入国企改革力度，以国企带动市场，以市场带动全社会。促进企业自觉披露社会气氛的养成，稳步达成“碳达峰、碳中和”目标。■