环境信息披露对企业创新能力的影响研究——基于融资约束的中介效应

迟铮（副教授/博士）

（大连外国语大学商学院 辽宁 大连 116044）

一、引言

当前，创新不仅是企业获取和维持竞争优势的必然选择，也是推动国家技术进步和经济高质量发展的源泉动力。重大科技创新成果是关系到国家经济、国防等方面安全的国之重器，一定要依靠自主研发使之牢牢掌握在我们自己手中。企业是国民经济的细胞单位，同时也是国家的创新主体，企业层面创新成果的汇聚影响着国家整体的创新水平。因此，在新时代，如何进一步完善企业的制度环境以提升企业创新能力，已成为我国加快建设创新型国家进程中亟待解决的重要问题。

近年来，随着国家创新驱动发展战略的深入实施，越来越多的研究开始关注企业创新的动因。研究的结果表明，影响企业创新的因素来自于诸多方面，如宏观产业政策（黎文靖和郑曼妮，2016）、环境规制（齐绍洲等，2018；罗斌等，2020；王珍愚等，2021；李依等，2021）、政府补助（杨芷晴等，2019；郑飞等，2021）、融资约束（董有德和陈蓓，2021；钱雪松等，2021），以及企业信息披露（徐辉等，2020；张哲和葛顺奇，2021）等。已有研究在为促进企业创新建言献策的同时，也为后续研究提供了可资借鉴的理论和方法。但经文献梳理不难发现，已有研究中很少基于企业环境信息披露的视角来探索污染类企业创新能力的影响因素，而这一问题正是本文研究的核心。

不同于一般企业，污染类企业的创新活动具有更加显著的正外部性特征（原毅军和谢荣辉，2015），其披露的履行环境保护责任的信息也是企业外部利益相关者关注的信息。在当前“绿水青山就是金山银山”的绿色、可持续发展理念下，污染类企业能否通过技术研发来改变高能耗、高排放、高污染的生产方式和经营模式，能否在环境表现和履行环境保护责任方面交出一份让社会各界普遍满意的“答卷”，这不仅关系到企业的生存与发展，也会对我国实现经济发展和环境保护双赢的战略目标产生重要的影响。基于此，本文拟就污染类企业环境信息披露对企业创新能力的影响展开研究，即试图回答以下问题：第一，污染类企业提高环境信息披露质量是否对企业创新能力产生影响？第二，污染类企业环境信息披露是通过何种路径影响企业的创新能力？

二、理论分析与研究假设

（一）环境信息披露与企业创新能力

创造性破坏理论（Schumpeter，1942）认为，企业为获取超额利润并保持竞争力需淘汰落后的技术及生产体系，并通过自身不断的创新来实现企业的发展。创新能力是企业持续经营及保持竞争力的决定性要素。然而，在所有权与经营权分离的现代企业中，经理人追求自身利益最大化可能会损害股东的利益，从而产生代理问题（Jensen 和Meckling，1976）。也就是说，企业实际管理者会出于自利动机而瞒报企业的负面信息，从而使得企业风险无法及时地被企业的所有者感知，造成所有者的经济利益受损。尤其是创新产出的收益具有跨期性，企业也不便对外披露创新项目的关键信息，所披露的也仅仅是非关键的信息，这都会产生严重的信息不对称及代理问题，从而为管理者操纵研发活动以追求私利提供便利条件（徐辉等，2020）。内部控制虽然可以防范“内部人控制”下的“逆向选择”和“道德风险”，但内部控制自身存在重大缺陷，也不利于企业持续的增加创新投入。企业的创新行为与社会信任有密切关系，社会信任会帮助企业获取银行等金融机构所发放的商业信用贷款，解决企业在研发及创新活动中所需要的资金问题，从而帮助企业在经营过程中产生更多的发明专利（李双建等，2020）。而社会公众利益受损是源于社会公众环境知情权的缺失和企业的环境失信行为，从而导致失信于银行、投资者等利益相关者，企业的研发创新因为缺乏资金而处于停滞不前的状态（张哲和葛顺奇，2021）。可见，由于现代企业两权分离的特征，以及企业创新行为对社会资源的高度依赖性，亟需有效的信息披露机制来缓解企业与股东等外部利益相关者之间的代理冲突和信息不对称问题，进而推动企业的创新活动。

环境信息披露作为一种有效的企业信息披露机制，可以增强企业环境信息的透明度，以及企业与利益相关者之间的信息沟通（Inoue，2016），缓解信息不对称问题（杨张萌和彭效冉，2023），不仅有助于潜在的投资者了解企业环境责任受托履行情况及未来发展规划，形成对企业价值的合理评估并做出有效的决策（Hamilton，1995），还可以产生对信息披露方的潜在监督作用，迫使企业的实际管理者收敛其用占据信息资源优势而攫取外部投资者利益的行为，进而缓解利益冲突、降低代理成本和提高盈余质量。由于社会公众评估与判断企业环境风险的主要信息来源是环境信息，所以高质量的环境信息披露也是企业获得外部利益相关者认可的重要途径。例如，环境绩效良好的企业往往会通过环境信息“告白”行为来获得投资者的认可（沈洪涛等，2014）；为了获得、维持或修复合法性地位并争取获得利益相关者的理解、支持和信任，企业大都会通过披露对自身有利的环境信息来塑造良好形象和释放“利好”信号，从而为企业创新战略的顺利实施创造条件（赵晶和孟维烜，2016）。此外，企业环境信息披露还具有信息增量效应，高质量的环境信息既可以改善利益相关者对企业的整体评价，使企业获得利益相关者的支持，又有助于银行等利益相关者督促企业制定合理的研发方案，规范研发行为，提高研发资金利用效率，降低研发失败风险，进而提升企业创新能力（Ball et al，2018；徐辉等，2020）。综上，本文提出研究假设1：

H1：环境信息披露有助于污染类企业提升创新能力。

（二）环境信息披露、融资约束与企业创新能力

企业开展创新活动，离不开研发资金的投入（Aghion和Howitt，1992）。资金是企业的“血液”，也是支撑企业研发创新的物资基础。债务融资和股权融资是企业所需资金的主要来源。根据优序融资理论（Myers 和Majluf，1984），我国污染类企业在面临融资选择时，进行外源融资的首选是债务性融资而非股权融资，从而避免向外界传递出企业经营情况不甚理想的信号。当“融资难”和“融资贵”已成为污染类企业普遍存在的“老大难”问题时，能否缓解债务融资约束显然是影响企业尤其是污染类企业研发和创新活动的关键（钱雪松等，2021）。

污染类企业面临较大的债务融资约束可能源于以下两个原因：一是污染类企业所面临的绿色信贷政策的融资惩罚效应。我国污染防治攻坚战的全面打响标志着对污染类企业的管控变得更加严格。国家出台的绿色信贷政策更是要求金融机构严格控制向重污染企业发放贷款，信贷投放的对象应优先保证符合环保法律法规和政策的企业。绿色信贷政策意味着属于绿色信贷政策“融资惩罚”对象的污染类企业，会较难获得信贷资金的支持。二是行业特质给金融机构等债权人所带来的高风险感知。行业特质是影响债权人风险感知的重要因素，若债权人的风险感知较高，则债务人不易获得信贷资金，其融资能力也会随之大大降低。由于污染类企业固有的环境问题往往会引发业绩下滑风险、坏账风险和环境诉讼风险，而债权人出于对这些潜在风险的担忧，在与污染类企业签订的信贷合同中会加入更多限制性条款或提高对方债务成本从而保护自身利益。因此，环境信息披露能否帮助污染类企业提高声誉度，并降低债权人的风险感知来缓解融资约束，无疑是影响企业创新成败的重中之重。

污染类企业的环境信息披露，不但传递了企业环境管理的成效和不足等实际情况，也展示了企业敢于承担自身应承担的环境保护责任的态度和实力，更是直接体现了污染类企业对利益相关者所拥有的环境知情权和参与权的充分尊重。污染类企业让公众最担忧的是环境风险，而通过环境信息披露，可以让公众了解节能减排、污染防治和环保投资等信息，可以大大缓解企业与信贷方的信息不对称问题（El Ghoul et al，2011；黄蓉和何宇婷，2020），有助于有社会责任感的债权人对债务人的风险水平和偿债能力做出合理的判定，从而有利于进一步降低债权人对债务人的风险感知，以及企业的债务融资成本（Zhao et al，2014）。而且企业积极的“绿色善意”表现也有利于维护其声誉，改善投资者对企业的认知，从而降低企业的股权融资成本（Botosan，1997），使企业也更容易在资本市场获得融资（Clarkson et al，2004；许罡，2020），进而有充足的资金用于研发与创新（部莉珺等，2023；张允萌，2021）。可见，污染类企业环境信息披露可以通过缓解融资约束来提升企业创新能力。综上，本文提出研究假设2：

H2：污染类企业可通过提高环境信息披露质量来缓解融资约束进而促进创新，即融资约束在环境信息披露对污染类企业创新能力的影响中具有部分中介效应。

三、研究设计

（一）变量选取与模型设定

1.变量选取。

（1）企业创新能力（INNO）。本文参考黎文靖和郑曼妮（2016）的研究，选用污染类企业当年的专利申请数量来衡量企业创新能力。这是因为企业当年的专利申请数量不易受其他因素干扰，可以较好地反映企业的创新产出能力。

（2）环境信息披露（EID）。本文参考毕茜等（2012）的研究，根据生态环境部、上海证券交易所对企业环境信息披露的形式和内容要求，从披露载体、环境管理、环境成本、环境负债、环境投资、环境业绩与环境治理、政府监管与机构认证等方面构建污染类企业环境信息披露指数来测度与评价企业环境信息披露水平。

（3）融资约束（FC）。本文借鉴Kaplan 和Zingales（1997）的研究来计算KZ指数，并以该指数衡量污染类企业所面临的融资约束。KZ 指数构建步骤如下：第一，按经营活动产生的现金流与期初的总资产之比（CFi，t∕At-1）、现金股利与期初的总资产之比（DIVi，t∕At-1）、持有的现金及现金等价物与期初的总资产之比（CASHi，t∕At-1）、资产负债率（DTAi，t）、托宾Q值（TQi，t）等五个指标对样本进行分类。如某一样本企业的经营活动产生的现金流与期初的总资产之比（CFi，t∕At-1）小于全样本的经营活动产生的现金流与期初的总资产之比（CFi，t∕At-1）中位数，则kz1 取值1，否则为0；同理，如某一样本企业的现金股利与期初的总资产之比（DIVi，t∕At-1）、持有的现金及现金等价物与期初的总资产之比（CASHi，t∕At-1）均小于全样本现金股利与期初的总资产之比（DIVi，t∕At-1）、持有的现金及现金等价物与期初的总资产之比（CASHi，t∕At-1）中位数，则kz2、kz3 均为1，否则取0；如某一样本企业的资产负债率（DTAi，t）大于全样本资产负债率（DTAi，t）的中位数，则kz4 取值1，否则取0；如某一样本企业的托宾Q值（TQi，t）大于全样本托宾Q值（TQi，t）中位数，则kz5取值1，否则为0。第二，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5来计算KZ指数。第三，将KZ指数作为被解释变量，经营活动产生的现金流与期初的总资产之比（CFi，t∕At-1）、现金股利与期初的总资产之比（DIVi，t∕At-1）、持有的现金及现金等价物与期初的总资产之比（CASHi，t∕At-1）、资产负债率（DTAi，t）、托宾Q 值（TQi，t）等为解释变量进行回归，从而得出各变量的回归系数，并将回归系数作为每个样本企业计算其某一年KZ指数的依据。

（4）控制变量（CONTROL）。本文控制了产权性质（STATE）等变量。控制变量如表1所示。

表1 变量及其定义表

2.模型设定。为检验环境信息披露（EID）对污染类企业创新能力（INNO）的影响，以及融资约束（FC）在两者关系中所发挥的中介效应，本文借鉴Baron和Kenny（1986）的研究分别构建模型如下：

其中，EIDi，t代表企业i在第t年的环境信息披露水平；FCi，t代表企业i 在第t 年的融资约束；INNOi，t代表企业i 在第t 年的创新能力；模型（1）用以检验环境信息披露（EID）对污染类企业创新能力（INNO）的影响，即检验假设1是否成立；模型（2）用以检验环境信息披露（EID）对融资约束（FC）的影响；模型（3）用以检验环境信息披露（EID）、融资约束（FC）对污染类企业创新能力（INNO）的影响，并根据模型（1）、模型（2）和模型（3）的回归结果来检验假设2 是否成立。

（二）样本与数据来源

因《中华人民共和国环境保护法》与调整后的《上市环保核查制度》均在2014 年发布，所以本文选取2014—2021年沪深A 股污染类企业作为研究样本，这样做既与新时代的制度特点相契合，也可以避免外生的政策变量对被解释变量的冲击影响。本文以证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》来界定污染类企业的范围。主要变量中的企业创新能力（INNO）数据，主要来源于污染类企业上市公司年度报告的财务报表附注中企业当年所申请的专利数量，即将企业当年专利申请数量作为企业当年的创新能力度量指标。主要变量中的环境信息披露（EID）数据，主要以披露载体、环境管理、环境成本、环境负债、环境投资、环境业绩与环境治理、政府监管与机构认证等有关内容为依据，通过手工统计而获得的企业环境信息披露指数。融资约束（FC）是通过经营活动产生的现金流与期初的总资产之比、现金股利与期初的总资产之比、持有的现金及现金等价物与期初的总资产之比、资产负债率、托宾Q值等来计算从而获得KZ指数。本文在污染类企业原始样本的基础上剔除属于ST、*ST的样本企业，以及变量数据缺失的样本企业，共计获得3 432个年度观测值，以此来保证研究结论的可靠性。企业当年所申请的专利数量、企业第一大股东的性质、企业期末总资产额（At）、企业第一大股东的持股比例、企业前三位高管人员薪酬总数额、企业独立董事人数、企业董事会人数、净资产收益率（ROE）、经营活动产生的现金流（CFi，t）、公司期初总资产额（At-1）、现金股利（DIVi，t）、现金及现金等价物（CASHi，t）、资产负债率（DTAi，t）、托宾Q 值（TQi，t）等数据均从国泰安CSMAR数据库采集。披露载体、环境管理、环境成本、环境负债、环境投资、环境业绩与环境治理、政府监管与机构认证等内容取自企业社会责任报告、环境报告和可持续发展报告。

四、实证分析

（一）描述性统计

本文的变量描述性统计如表2所示。

表2 变量的描述性统计表

从表2可以看出，在主要变量当中，企业创新能力（INNO）的最大值为7.2528，最小值为0，均值为2.4944，表明样本中各企业每年申请专利的数量差距较大，各企业创新能力参差不齐；环境信息披露（EID）的最大值为0.9231，最小值为0，均值为0.4262，标准差为0.1915，表明大部分样本公司都能积极进行披露与本企业有关的环境信息；融资约束（FC）的最大值为7.2970，最小值为0.0001，均值为0.6822，表明各企业在融资方面受到约束的情况不尽相同，多数企业面临的融资约束较弱。

（二）主检验的回归分析

为验证假设1 和假设2，本文分别通过模型（1）、模型（2）和模型（3）来检验环境信息披露（EID）与企业创新能力（INNO）、环境信息披露（EID）与融资约束（FC）、环境信息披露（EID）及融资约束（FC）与企业创新能力（INNO）的关系。模型（1）、模型（2）和模型（3）的主检验回归分析结果如表3 所示。

表3 主检验回归结果表

表3 报告了主检验的回归结果。模型（1）的被解释变量是企业创新能力（INNO），解释变量是环境信息披露（EID）；模型（2）是以融资约束（FC）作为被解释变量，环境信息披露（EID）作为解释变量来检验环境信息披露（EID）对融资约束（FC）的影响；模型（3）是以企业创新能力（INNO）作为被解释变量，环境信息披露（EID）、融资约束（FC）作为解释变量来检验环境信息披露（EID）、融资约束（FC）对污染类企业创新能力（INNO）的影响。模型（1）的回归结果显示，环境信息披露（EID）与企业创新能力（INNO）在5%的水平上显著正相关，相关系数为0.359，即企业的环境信息披露水平（EID）越高，企业创新能力（INNO）会越强，假设1 得到验证。这表明，污染类企业环境信息披露对提升企业创新能力有着正向的推动作用。模型（2）的回归结果显示，环境信息披露（EID）与融资约束（FC）在10%的水平上显著负相关，相关系数为-0.063，这表明企业环境信息披露水平（EID）越高，企业面临的融资约束（FC）会越弱，即污染类企业的环境信息披露情况越好，越有利于缓解融资约束，使得企业较易获得资金支持。模型（3）的回归结果显示，环境信息披露（EID）与企业创新能力（INNO）在5%的水平上显著正相关，相关系数为0.354；融资约束（FC）与企业创新能力（INNO）在5%的水平上显著负相关，相关系数为-0.077，这表明融资约束（FC）越弱，越有利于提升污染类企业创新能力（INNO）。通过模型（1）、模型（2）和模型（3）的回归结果可知，在模型（3）中的环境信息披露（EID）的系数0.354 小于在模型（1）中的环境信息披露（EID）的系数0.359，且环境信息披露（EID）在模型（1）、模型（2）和模型（3）中均显著，显然，融资约束（FC）在环境信息披露（EID）与企业创新能力（INNO）之间的关系中发挥了部分中介效应，即假设2得到验证。这表明，污染类企业可以通过提升环境信息披露水平来缓解融资约束，进而为企业创新提供必要的资金支持。

（三）稳健性检验

本文分别使用工具变量法和替换被解释变量法两种方法，对经过验证的假设1和假设2来进行检验并以此来克服模型的内生性问题。

1.工具变量法。本文首先将样本公司的社会责任指数（CSR）作为工具变量，加入模型（1）、模型（2）和模型（3）中，随后进行两阶段最小二乘法（2SLS）回归，以此来验证本文的实证结果。这样做的理由是，当企业履行社会责任情况较好时，会倾向于多披露诸如环境表现等信息，但这不会轻易改变其创新能力，即企业的社会责任指数（CSR）会影响企业的环境信息披露（EID），但不会直接影响企业的创新（INNO），因此，样本公司的社会责任指数（CSR）可以作为模型（1）、模型（2）和模型（3）的工具变量。企业的社会责任指数（CSR）取自润灵环球社会责任报告。加入工具变量的回归分析如表4所示。

表4 加入工具变量的回归分析表

由表4可知，环境信息披露（EID）在模型（1）和模型（3）中均显著为正，在模型（2）中的系数为-0.211，显著为负，融资约束（FC）在模型（3）中的系数为-0.07，显著为负，且模型（3）中的环境信息披露（EID）的系数2.910 小于模型（1）中的环境信息披露（EID）的系数2.924。显然，本文的假设1和假设2得到进一步的验证。

2.替换被解释变量法。为验证实证结果的可靠性，本文借鉴齐绍洲等（2018）的研究，采用企业被授权专利数作为企业创新的替代变量，并将模型（1）、模型（2）和模型（3）重新进行回归。表5 是替换被解释变量的回归结果分析表。环境信息披露（EID）的系数在模型（1）和模型（3）中均显著为正，在模型（2）中的系数为-0.117，显著为负，融资约束（FC）在模型（3）中的系数为-0.054，显著为负，且模型（3）中的环境信息披露（EID）的系数（0.351）小于在模型（1）中的环境信息披露（EID）系数（0.354）。本文的假设再次得到印证。

表5 替代被解释变量的回归分析表

五、结论与建议

本文的实证结果表明：（1）环境信息披露与污染类企业创新能力呈显著正相关关系，换言之，污染类企业提高环境信息披露质量有助于提升污染类企业创新能力；（2）融资约束在污染类企业环境信息披露对企业创新能力的影响关系中发挥部分中介效应，即污染类企业可通过提高环境信息披露质量来缓解融资约束进而促进创新。

根据上述研究结论，本文提出如下建议：（1）环境属于公共产品，应充分发挥政府“有形之手”对企业环境信息披露的监管职能，这既是进一步完善环境信息披露制度，督促污染类企业履行环境责任、提高环境信息披露质量的需要，也是推动企业实施创新驱动发展战略的重要举措。同时，污染类企业应格外重视舆论动态和公众环保诉求，要及时回应利益相关者关切的污染物和碳排放问题，并通过企业官方网站、微博、微信公众号等媒介来积极披露自愿履行环境保护责任的信息。该信息既应通过企业财务报表附注的形式加以体现，也应通过单独的企业社会责任报告或企业环境责任报告来进行披露。这不仅表明企业对利益相关者环保知情权的尊重，也能充分展示企业践行绿色低碳发展理念、努力承担社会责任的信心。（2）银行等金融机构应践行绿色金融理念，将绿色信贷支持范围涵盖污染类企业的研发项目，进而为企业的创新活动提供物质基础。相关部门也应出台相关的环境信息披露质量评价指标体系，以便于商业银行等机构来进行信贷审批决策。对于环境信息披露质量较低的企业，银行等金融机构应减少对其信贷支持力度，进而将信贷资金优先用于支持环境信息披露质量较高的企业，给予这类企业以优惠待遇，以此来发挥绿色信贷对于企业创新的激励作用并助力企业走绿色发展之路。（3）由于环境信息披露对污染类企业创新能力的提升效应在不同类型的企业间具有较明显的异质性特征，故应摒弃现行的企业环境信息披露“一刀切”做法，对于不同产权性质及类型的企业所承担的强制性披露环境信息的义务应加以区分。（4）“有为才能有位”，企业环境信息披露质量能否得到利益相关者的认可，关键在于企业在环保投资、污染防治方面的表现。因而，污染类企业发展中的当务之急是全面贯彻新发展理念，大力实施绿色转型战略，塑造良好的公众形象，这是企业获得社会资源以及创新发展不可或缺的条件。