环境信息披露与财务报告质量的倒U 型关系——高管激励的调节作用

王子锴， 郭吉涛

（齐鲁工业大学 （山东省科学院） 经济与管理学部， 山东 济南 250353）

0 引言

改革开放以来， 中国依托传统要素优势实现经济腾飞［1］。 然而粗放型的经济发展模式引发了自然资源枯竭、 污染排放超标等环境问题， 对经济可持续发展产生不利影响。 “十四五” 规划中明确提出 “坚持绿色发展引领， 以生态环境高水平促进经济高质量发展”。 在此情境下， 如何引导企业践行环境治理实践，实现从后端治理向前端治理的转移， 进而推动生态环境保护与经济协同发展， 是现阶段经济发展的核心问题。 企业作为我国经济的微观主体， 不仅承担着维护社会公众利益的重要责任， 也是我国经济绿色发展的重要推力。 环境信息披露作为企业与社会间沟通的桥梁， 不仅能够对企业的盈余管理行为进行约束， 提高财务报告信息质量［2］， 还能够借助市场监管机制将企业声誉、 市场收益等有机结合， 倒逼企业进行环境治理， 以期实现经济利益与环境效益的双赢［3］。 但相较于财务报告强制性披露的财务信息， 环境信息披露现处于自愿披露向强制性披露的转变阶段。 当前， 我国对于环境信息的披露范式未达成统一标准， 以致环境信息披露对财务报告质量存在何种影响尚不确定。 在此情境下， 企业可能会从维护自身声誉的角度出发，而不愿积极、 全面地披露环境信息［4-5］， 甚至会诱发财务操纵等一系列问题［2］， 降低财务报告质量。 因此，环境信息披露能否发挥应有的作用有待进一步探究。 厘清二者之间的关系， 能够为政府引导企业真实、 准确地进行环境信息披露、 促进企业绿色发展提供经验依据。

本文的边际贡献如下： （1） 目前国内外相关研究主要集中于环境信息披露与财务报告质量的线性关系上， 但对两者间的非线性关系还有待进一步考究， 即在不同的环境信息披露水平上， 对财务报告质量的影响可能表现出差异性， 本文在现有研究的基础上拓展了两者间的研究链条； （2） 本文将高管激励纳入两者之间关系的研究框架中， 明晰了影响环境信息披露经济效应发挥的内部因素， 为改善环境信息披露影响效果提供了有效途径； （3） 本研究不仅为政府识别企业披露环境信息的动机， 进而制定相应的监管制度提供思路， 同时也为投资者提高环境信息的识别与使用效率产生有益借鉴。

1 文献综述

环境信息披露作为环境合规监管体系中的重要一环， 受到了学术界的广泛关注。 然而， 现有学者对环境信息披露与财务报告质量的关系未达成一致观点。部分学者认为环境信息披露通过缓解信息不对称［6］、提高企业声誉［7］、 抑制盈余管理行为［2］等途径对财务报告质量产生正向影响。 从缓解信息不对称的角度来看， 国际会计和报告准则政府间专家工作组 （ISAR）的研究表明， 当企业披露其环境责任承担状况时， 会向投资者提供与企业价值相关的信息， 以减少与投资者间的信息不对称问题［8-9］。 这将有助于缓解企业内部和外部利益相关者之间的利益冲突， 减少信息不对称诱发的企业管理层的盈余管理行为［10］， 能够有效保证财务报告质量。 从提升企业声誉的角度出发， 环境信息披露不仅能够优化利益相关者对其的整体感知， 也能够为企业带来一定的经济效益［11］， 同时带有环保标签的企业会拥有更多的融资机会［12］。 然而， 也有学者研究发现， 部分企业进行环境信息披露并非出于环境责任的担当， 而是有利于企业自身价值的创造［13］。Hemingway 和 Maclagan［14］的研究认为， 企业主动披露环境信息是为了掩饰一些不端行为的影响。 企业承担环境责任， 履行环境信息披露义务是为管理层操纵的盈余管理行为提供空间。 胡俊南等［15］研究发现， 盈余管理与企业是否承担环境责任之间存在着显著正向关系， 即环境信息披露水平越高， 企业进行盈余管理的可能性越大， 对财务报告质量产生不利影响。 刘柏等［16］认为企业进行环境信息披露可能会被视作一种“投机取巧” 行为， 是企业重视政治形象情形下的一种选择。 常凯［17］则指出， 提高环境信息披露水平可能会增加企业的财务负担和营运风险， 进而诱发管理者的盈余管理行为， 粉饰报表信息以较好绩效的财务报告与其做风险对冲， 对财务报告质量产生不利影响。

高层梯队理论认为， 高管在采取一项行动之前，会综合考虑以往经验和项目价值等因素后作出决策，对企业的长远发展产生重大影响［18］。 Cheng 等［19］研究发现， 高管激励水平越高的企业， 相应的环境信息披露水平也越高。 高管控制权增强了会计信息可靠性，有助于提升企业披露信息的质量［20］。 然而， 也有部分学者对此持有不同的观点， 叶陈刚等［21］认为具有政治关联的企业为了追求短期利益可能会忽视环境问题，不利于环境信息披露水平的提升。 高管激励通常与企业经营绩效相关联， 使得高管有动机从事盈余管理行为。 周晓惠等［22］研究发现， 高管薪酬与企业业绩挂钩， 薪酬越高越有助于抑制高管的盈余管理行为。 这是由于高管激励通常与企业的绩效相关联， 高管为了获取更高水平的激励而采取盈余管理等方式 “粉饰”报表以期提升企业利润。 当激励水平达到高管预期时，才会加强内部控制， 降低由盈余管理给企业带来的潜在风险［2］。 然而， 当达不到预期激励目标时， 会增加高管盈余管理行为的可能性， 将环境信息披露作为掩饰盈余管理行为的工具就成为了一种选择。

纵观上述结论， 现有研究已经发现由于环境信息披露水平受到诸多因素的影响， 致使其与财务报告质量间的关系是多维复杂的。 然而， 目前学者们主要聚焦于探究二者间的线性关系， 而并未立足这些视角进一步对二者之间的非线性关系进行考察。 同时， 高管薪酬作为缓解管理层利益最大化和企业价值最大化目标冲突的重要手段， 势必会对两者间的关系产生重要影响。 因此， 本文聚焦于探究两者间存在的非线性关系， 并探讨高管激励在这一过程中发挥的作用。

2 理论分析与研究假设

2.1 环境信息披露与财务报告质量

利益相关者理论认为， 当企业所实行的环保政策、投入和目标的共享解释能与利益相关者的期望不谋而同时， 环境信息披露能够有效地缓解来自内外部多重利益相关者的压力， 提升利益相关者的认同度， 同时避免财务报告质量受到影响［23］。 然而当这种共享的解释与利益相关者的期望背道而驰时， 企业可能会将其作为谋取私利的工具， 用于掩饰不负责任的盈余管理行为， 将会在很大程度上损害财务报告质量［24］。

当企业的环境信息披露水平较低时， 由于披露的履约成本低， 企业更愿意从事环境信息披露行为， 并将其作为缓解外部政策压力的工具， 以提升企业声誉，减少企业所面临的负面效应， 进而提升业绩。 具有环境危机意识的企业， 在注重环境问题的同时也会倾向于保守的会计操作， 能够有效地降低潜在盈余管理行为发生的可能性， 提升财务报告质量［25-26］。 与此相反， 当企业环境信息披露处于较高水平时， 企业为了维持这一水平需要大量资金投入， 而环境信息披露所带来的收益无法直接作用于企业生产经营过程中， 需要被利益相关者感知后才能获取收益。 因此具有较高环境信息披露水平的企业会相应的增加环境信息披露的投入成本， 使得企业利润下降。 基于委托代理理论，高管薪酬与企业绩效高度关联， 因此可能会诱发高管的盈余管理行为以满足高管的薪酬要求， 进而降低财务报告质量［27］。 管理者通过盈余管理行为， 粉饰报表成本、 业绩等方式， 维持企业的 “良好” 经营假象，导致信息对于利益相关者的有用性也得不到保证， 信息不对称问题加剧， 违背了环境信息披露的初衷， 这会使得财务报告质量降低。 基于此， 本文提出如下假设：

假设一： 环境信息披露与财务报告质量之间存在着倒 “U” 型关系。

2.2 高管激励的调节作用

高管激励对环境信息披露发挥的作用， 会因环境信息披露水平的不同而有所差异。 当环境信息披露处于较低水平时， 通过提升激励水平， 会激发高管环境信息披露意愿以扩大企业声誉， 声誉的提高增加了资本流入的可能性， 为了维持声誉企业也会倾向采取保守的会计政策［26］， 能够有效降低盈余管理发生的概率， 有助于财务报告质量的提升。 但当企业的环境信息披露水平进一步提高时， 维持高水平的高管薪酬势必会使企业承担过高的经营成本， 导致企业外部压力增加， 从而加剧环境信息披露的风险效应。 为向外界呈现出企业业绩向好的信号， 高管可能会增加盈余管理行为掩饰企业成本过高的事实， 这将会进一步降低企业财务报告质量。 此外， 高管激励通过薪酬与绩效关联的方式， 使得高管对薪酬激励产生了依赖心理，造成了管理者的 “短视”［28-29］， 增加了盈余管理的可能性， 破坏了会计信息的可靠性， 使得财务报告质量降低。 管理层权力理论认为， 薪酬激励会导致代理成本增加， 使得高管自愿披露环境信息的意愿不强［30］。代理成本的增加， 会增强盈余管理的潜在可能， 损害了财务报告质量。 基于此， 本文提出如下假设：

假设二： 高管激励正向调节了环境信息披露与财务报告质量间的倒 “U” 型关系。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文的初始数据来源于2009—2020 年沪深A 股上市公司， 剔除股票标识含有ST、*ST 以及关键指标数据缺失严重的样本。 基于证监会2012 版行业分类， 剔除了金融业公司样本。 为消除极端值干扰， 对连续变量在1%以下和99%以上的数据进行了Winsorize 处理。变量数据均来自CSMAR 数据库。

3.2 变量定义

（1） 解释变量

本文将环境信息披露作为解释变量。 借鉴Ingam等［31］， Patten［32］的做法， 采用 “内容分析法” 来定量衡量环境信息披露， 选取披露载体、 环境管理、 环境负债、 环境业绩与环境治理、 政府监管五个维度， 下含14 个具体指标， 具体指标测度方法如表1 所示。 此外，对每一项指标进行赋值并加总， 得到环境信息披露得分（EID）； 将样本企业的环境信息披露得分除以该评分体系最大可能得分， 并通过标准化处理得到环境信息披露指数 （EIDIS）。 进一步本文参照毕茜等［33］的做法， 对评分对象采用信度检验， 检验不同评分者对不同评价指标体系理解的一致性。 对环境信息披露的得分进行信度检验， 通过信度检验得到的Cronbash's的值为0.888 6，高于0.8， 因此表明评分结果较为可信。

表1 企业环境信息披露指标

（2） 被解释变量

本文的被解释变量为财务报告质量， 将应计盈余管理水平 （DA） 作为财务报告质量的替换变量， 这是因为在企业外部利益相关者对企业经营业绩的关注度逐步增加的情况下， 管理者通常倾向于采取盈余管理来对经营业绩予以 “粉饰”［24］。 如果一个企业管理者进行了盈余管理行为， 那么会计信息的质量就会大打折扣， 因为经过了 “粉饰” 的财务报表给投资者提供的信息出现了偏差， 容易造成投资者的决策失误。 因此盈余管理水平能够凸显出财务报告中存在的问题，反映财务报告质量［34］。

本文参照 Dechow 等［35］的做法， 依据中国证监会2012 版行业分类， 首先构建模型 （1） 通过无截距的OLS 回归后取参数α0-α3； 再重设一个新模型 （2） 来估计出非操纵性应计数 （NDAt）， 等式右侧所有变量均除以At-1进行调整， 以保证不同规模的公司之间具有可比性； 进而通过模型 （3） 估计出操纵性应计数。最后， 结合 （2） （3） 两式， 可知 （1） 式中残差项 ɛt即为所求的DA。

其中，TAt表示得为第t期主营业务收入减去企业日常经营活动现金流的差值，At-1表示的是第t-1 期期末总资产，PPEt表示固定资产净值，ΔREVt表示的是营业收入的增量， 参数α0-α3的估计通过无截距的OLS 回归得到。 由于企业当期业绩下滑会导致盈余管理呈现负数， 因此本文拟采用绝对值来对不同企业的盈余管理水平进行衡量。 盈余管理水平越高， 财务信息可靠性越低， 财务报告质量越低， 反之亦然。

（3） 调节变量

高管激励 （Comp）。 本文参照任广乾等［36］的做法将薪酬激励作为高管激励的代理变量， 通过收集上市公司前三名高级管理人员薪酬并取自然对数来度量高管激励水平， 且未考虑股权激励等在职获得的隐性激励。 此外， 也有学者采用高管持股比例来作为高管激励的代理变量， 但我国上市公司高管持股比例普遍偏低， 在样本中并未显示出显著差异， 因此本文采用高管薪酬来作为高管激励的替换变量。

（4） 控制变量

根据以往文献的研究， 本文控制变量包括资产负债率 （Lev）、 分析师关注度 （Incoverage）、 企业成长能力 （Growth）、 每股盈余 （Eps）、 股权性质 （Soe）、总资产增长率 （Tagr）， 具体定义见表2。

表2 变量类型

3.3 模型设定

采用模型 （4） 分别检验前文提出的研究假设，具体模型设定如下：

模型中被解释变量是财务报告质量 （DA）， 解释变量是企业环境信息披露水平 （EIDIS）。 采纳Hemingway和Maclagan［14］、Kim等［37］的做法， 将应计盈余管理水平作为财务报告质量的替代变量， 通过取绝对值的方式来规避由于盈余管理方向性问题对结果产生的影响。 模型中同时控制了年份效应 （Year） 和行业效应 （Industry）。

本文采用前三大高管激励总额的自然对数作为高管薪酬 （Comp） 的代理变量。 将高管激励分别与自变量、 自变量的平方项相乘代入模型 （4） 中， 得到模型 （5）， 以检验高管薪酬对主效应的调节作用。

4 实证结果

4.1 描述性统计

表3 报告了主要变量描述性统计情况。 环境信息披露 （EIDIS） 最小值为 0.000， 最大值为 68.180， 这表明我国不同企业间的环境信息披露水平相差较大。中位数为9.091 低于均值19.550， 说明大多数企业环境信息披露水平偏低， 对环境信息披露的重视程度还有待进一步加深。

表3 主要变量描述性统计

4.2 基准回归结果

环境信息披露影响财务报告质量的实证结果如表4 所示。 表4 结果显示， 环境信息披露的二次项系数为0.057， 且在5%的水平上正向显著， 一次项系数为-0.076， 并且在1%的水平上负向显著， 说明两者间存在着非线性关系。 通过计算并结合表3 描述性统计的结果发现， 曲线的拐点为 0.667， 在最大值68.180 与最小值0.000 之间， 曲线图像如图1 所示。上述结果表明， 环境信息披露与应计盈余管理水平是U 型关系， 而应计盈余管理水平越高， 财务报告信息质量越低， 因此环境信息披露与财务报告质量间呈现的为倒 “U” 型关系特征。 即对于企业而言， 环境信息披露水平存在着一个最优临界点， 当环境信息披露水平位于最优临界点0.667 左侧时， 环境信息披露能够显著抑制盈余管理水平， 财务报告质量越高； 当环境信息披露水平超过最优临界点0.667 之后， 环境信息披露显著促进了应计盈余管理水平， 财务报告质量越低。 假设一得到验证。

图1 基准回归结果

表4 环境信息披露对财务报告质量的影响分析

4.3 稳健性检验

（1） 替换被解释变量检验

前文中财务报表质量使用修正的Jones 模型计算的应计盈余管理水平来衡量， 在稳健性检验中， 本文将使用财务报表可靠性 （Weak） 来衡量企业的财务报告质量， 并代入模型进行检验。 若企业被出具了标准无保留意见， 则认为财务报告中的会计信息可信， 并将Weak赋值为 0， 其余为 1，Weak值为 1， 说明财务报表可信度不高。 回归结果如表5 所示。 从表5 中可以看出， 环境信息披露与财务报告质量的倒 “U” 型关系仍然显著。 因此， 实验结果稳健。

表5 替换被解释变量检验

（2） 内生性问题

为了缓解基准回归检验结果可能存在的内生性问题， 本文将被解释变量财务报告质量 （DA） 前置一期与环境信息披露的关系进行检验， 结果如表6 所示，被解释变量前置一期后， 环境信息披露与财务报告质量之间的倒 “U” 型关系依旧成立， 因此上述结论稳健。

表6 被解释变量前置一期检验

4.4 高管激励对直接效应的调节作用

为探究高管激励在环境信息披露影响财务报告质量过程中的调节作用， 本文使用模型 （5） 来检验高管激励对直接效应的调节作用， 检验结果如表7 所示。回归结果显示， 高管激励与环境信息披露一次项的交乘项 （EIDISi，t×Comp） 的系数显著为负， 高管激励与环境信息披露二次项的交乘项系数显著为正， 这说明高管激励使环境信息披露的倒 “U” 型曲线的上升与下降趋势更加得陡峭。 以上结果表明， 高管激励强化了环境信息披露对财务报告质量的影响。 当环境信息披露程度不超过临界点时， 高管激励强化了环境信息披露对财务报告质量提升的促进作用； 但当环境信息披露程度超过临界点之后， 高管激励则强化了环境信息披露对财务报告质量的抑制作用， 假设二得到验证。

表7 高管激励、 环境信息披露与财务报告质量

5 进一步分析

环境信息披露作为企业与社会信息沟通的桥梁，会受到外部市场竞争的影响， 致使主效应的U 型关系可能存在异质性。 为此， 本文进一步考察地区市场化差异程度对二者U 型关系的影响。 市场化程度数据来源于王小鲁等［38］的市场化指数系列报告中全国各省市场化指数， 由于该数据截至2018 年， 因此本文根据上一年指数加上前三年指数的平均数的方法确定2018—2020 年的市场化指数， 根据样本数据是否高于样本均值， 将样本划分为地区市场化程度较高与较低的两组子样本进行分组回归， 结果见表8 所示。

表8 地区市场化程度异质性检验

回归结果显示环境信息披露对于财务报告质量的倒 “U” 型关系在市场化程度高的地区高度显著， 表明市场化程度高的地区市场资源配置效率更高， 企业通过环境信息披露能够带来声誉的提高， 并且带有“环境标签” 的企业更容易获得政府 “环境补助”， 进而与环保投入增加而伴随提高的成本做冲减［39］。 环境信息披露与财务报告质量间的倒 “U” 型关系在市场化程度高的地区高度显著的原因在于市场化程度高的地区市场体制较为健全， 信息透明度普遍偏高， 投资者们对于信息质量赋予更多的关注， 对环境信息披露更加看重。 而在市场化程度低的地区， 环境信息披露对财务报告质量影响不显著的原因在于企业处于信息透明度不高的市场环境中， 即使有意识地倾向于进行环境信息披露， 也缺乏信号传导机制向投资者传递履行环境责任的正向信号， 就披露信息本身而言很难对于企业自身产生激励影响。

6 结论与政策建议

“十四五” 规划将生态文明建设推向了新的高度，国家对企业环境信息披露的水平也提出了更高的要求。本文在已有研究的基础上， 对企业在临界点两侧环境信息披露动机与对财务报告质量产生的差异性影响的原因进行理论分析， 并且通过实证研究发现两者之间存在倒 “U” 型关系， 高管激励强化了两者间的倒“U” 型关系。 进一步通过分析发现， 环境信息披露与财务报告质量间的倒 “U” 型关系在市场化程度更高地区的企业中， 作用效果更强。

基于上述结论， 相应的政策建议如下：

第一， 环境信息披露作为社会环境合规监管体系中的重要一环， 关系到企业的社会形象和声誉。 由于外部环境监管给企业带来的压力， 迫使企业增加环境投入， 或进行风险管理等措施， 增加了企业的成本，降低了披露信息的可靠性， 使得财务报告质量降低。因此， 企业应当加强内部治理体系建设， 强化高管问责机制， 形成良好的企业文化。 同时， 企业也应当依据外部监管体系制定的标准对企业污染的情况进行测度， 选择适当的战略， 做好环境成本管理， 而并非一味地为了通过披露履行环境责任信息博得投资者关注。面对节能减排工作的紧迫态势和蓄势待发的强制性披露政策， 企业应该主动出击， 做好应对准备。 企业应当高度重视环境信息披露义务， 建立一体化环境管理系统， 进而丰富环境信息披露的内涵， 强化环境报告编制责任的重要性， 并纳入绩效评估中。 通过环境信息披露来提升企业的社会形象， 吸引投资者关注， 进一步实现企业的经济利益与环境效益的双赢。

第二， 政府作为环境监管体系的主体， 要格外注重引导企业对相关管理人员的环境培训工作。 将环境考核体系纳入绩效评价， 鼓励企业真实、 主动地向公众披露环境信息。 但防范企业信息披露不完善、 披露伪信息等问题， 还应当考虑环境规制给企业带来的约束与激励效应。 激励效应主要体现在排污收费或征税制度、 排污权交易等方面， 环境税收优惠通过引导机制作用于企业， 目的是提高信息披露的积极性； 同时，排污收费等制度在制定时应当综合考虑企业环境表现状况、 环境投入等因素， 而不是一味依靠强迫命令进行监督。 政府应当加强对于环境报告中存在虚假陈述、行不副言的上市公司的监管力度， 并按照情形实施相应的惩戒措施， 以促进企业披露环境信息质量的提升。