環境信息披露對上市公司價值影響的實證研究
——以醫藥制造業為例

劉卓然

（懷化學院 中小企業財務管理研究所， 湖南 懷化 418000）

環境信息披露對上市公司價值影響的實證研究
——以醫藥制造業為例

劉卓然

（懷化學院 中小企業財務管理研究所， 湖南 懷化 418000）

本文將以滬深股市93家上市醫藥制造企業作為研究對象，選用SPSS22.0統計軟件分析環境信息披露對醫藥制造企業價值的影響。通過運用因子分析從十條環境信息中提取四個公共因子，隨后利用公共因子與醫藥制造企業價值進行T檢驗和多元線性回歸分析。從而得出結論，環保投資及費用，環境收入，環境事件、環境管理與企業價值成正相關關系。文中對此研究結論的原因，進行進一步討論。

環境信息披露；上市公司企業價值；醫藥制造業；因子分析；多元線性回歸分析

中共十八屆五中全會提出，至2030年通過預防、減排、回收利用和再利用，最大限度的減少污染，實現更可持續的生產和消費模式。醫藥制造業污染物排放量大，污染嚴重，雖然我國對行業實施《制藥工業水污染物排放標準》予以管理，但仍存在諸多不足。因而本文將立足于企業本質“以利潤最大化”的角度進行實證研究，反映環境信息披露與醫藥制造企業價值的相關關系。

一、研究假設

通過參考相關文獻，不管環境信息披露出于何種目的以及利益相關者，企業都傾向通過履行社會責任，樹立良好形象，從而引起股東權益的增加。因此，提出本文的研究假設：

H1：環保投資及費用與企業價值正相關

H2：環境收入與企業價值正相關

H3：環境事件類及其他與企業價值正相關

H4：環境管理與企業價值成正相關

二、研究方法

1、樣本選取

隨機選取2015年滬深股市上市公司共93家醫藥制造業企業作為研究對象。抽取原則如下：（1）ST、PT公司的相關數據將會對統計結果產生不利影響，因此剔除。（2）2015年度的新上市公司，由于不能較完整披露該全年度信息，予以剔除。

2、變量的計量

（1）企業環境信息披露的計量?；?3家醫藥制造業企業2015年年度報告數據，選取10個環境信息指標為計分基礎，對研究對象進行打分，打分原則為定性描述計1分，既有定性又有定量描述的計2分，最后進行匯總，所得總數除以20為該上市公司環境信息披露指數。具體指標條目如表1所示：

表1　環境信息條目表Table1 List of environmental information items

（2）企業價值的計量。對所選取的醫藥制造業企業價值的衡量方法采用Tobin Q值，代表企業的市場價值與企業重置成本的比率。其計算方法為：

Tobin Q=企業總資本的市場價值/企業總資本的重置成本=（股權的市場價值+負債的賬面價值）/總資產的賬面價值

股權的市場價值=A股收盤價xA股流通股數+B股收盤價×人民幣外匯牌價xB股流通股數+（總股數一A股流通股數一B股流通股數）×每股凈資產

本文所使用的方法與李正（2006）、蔣麟鳳（2010）、唐久芳等（2011）等的計算方法相同。

3、模型構建

本文構建下列模型來考察分析環境信息披露和企業價值的內在關系，其模型如下所示：

其中Y1、Y2、…、Y p為p個因變量，是均值為零、標準差為1的標準化變量，X1、X2、…、Xm為m個自變量，m小于p。其中ε為特殊因子，表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當于多元回歸分析中的殘差部分，表示成矩陣形式為：

三、實證分析與結果

1、因子分析及主成分提取

（1）適用性檢驗。為了綜合反映某些變量共同特性的少數公共因子變量，這里提出原有變量之間要具有比較強的相關性，因此，在作因子分析之前，需要先對其適用性進行檢驗。

表3　KMO 和 Bartlett 的檢驗Table3 KMO and Bartlett's Test

從表3中得知KMO檢驗和Bartlett球度檢驗結果。其中KMO值為0.615，根據統計學家Kaiser給出的標準，KMO＞0.5，因此適合做因子分析。Bartlett球度檢驗給出的相伴概率為0.013，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球度檢驗的零檢驗，認為適合于因子分析，以上數據通過檢驗。

（2） 提取公共因子。根據數據顯示，十個因子（環保投資、環保借款、排污費、或有事項、環保撥款與補貼、政策影響、三廢收入與稅收減免、其他環境支出、廠區內的綠化費與企業環境問題有關的其他信息）之間相關系數在0.4-0.8之間，具有相關性，可提取公共因子。

表4　解釋的總方差Table4 Total Variance Explained

提取方法：主成份分析。

通過因子分析，從表4中描述的因子解情況顯示前四個因子方差貢獻累計超過80%，能夠將原變量的大部分信息進行反映，因此提取前四個。

（3）因子變量的命名

表5　旋轉成份矩陣aTable5 Rotated Component Matrixa

根據表5旋轉后的因子載荷矩陣，可以看出因子F1，在環保借款，三廢收入與稅收減免和其他環境支出上有最大載荷，相關系數分別為0.723，0.761和0.658，因此可將因子F1視為環境投資及費用因子；因子F2在環保投資和企業環境問題有關的其他信息上有最大載荷，相關系數為0.537和0.793，因此將F2視為環境事件因子；因子F3在環保撥款與補貼與廠區內的綠化費上有最大載荷，相關系數分別為0.753和0.891，因此可將其視為環境收入因子；因子F4在排污費和政策影響上為最大載荷，相關系數為0.796和0.508，因此可將因子F4視為環境管理因子。由于4個因子在或有事項上的相關系數均小于0.5，因此剔除或有事項進入方程。

2、線性回歸方程

（1）模型擬合度檢驗（表7）。從表7中結果顯示R=0.444，判定系數R2=0.197，調整的判定系數R2=0.108，回歸估計的標準誤差S=2.652，所以該多元回歸方程是可以接受的。模型的F值為2.209，其伴隨概率P=0.018＜0.05，可認為變量Tobin Q與環境管理， 環保投資及費用， 環境事件， 環境收入之間的線性回歸關系顯著。同時可以看到，DW檢驗值為2.042，接近于2，說明殘差是相互獨立的，即殘差無線性關系，回歸方程能夠充分說明被解釋變量的變化規律，不存在遺漏了較為重要的解釋變量，也不存在取值滯后性等問題。

（2）線性回歸結果（表8）。表8顯示了回歸系數B1=1.079，B2=2.901，B3=5.226，B4=1.777，對應的t檢驗的P值分別為P1=0.014，P2=0.043，P3=0.021，P4=0.074，均小于0.05，所以可以為因變量Tobin Q與環保投資及費用， 環境事件， 環境收入、環境管理之間存在線性回歸關系，則多重線性回歸模型為：

表7　模型匯總baTable7 MODEL SUMMERYa

表8　系數aTable8 Coefficientsa

四、研究結論

由回歸方程可得出結論：第一，環境收入與企業價值成正相關關系，原假設成立。第二，企業環保投資與企業價值成正相關關系，原假設成立；第三，企業環境事件與企業價值成正相關關系，原假設成立；第三，環境管理與企業價值成正相關，原假設成立。

針對以上結論做出分析：首先，醫藥制造企業可從稅收政策享受優惠。醫藥制造企業大多以國家重點扶持的高新技術企業為主，其稅收減按15% 征收企業所得稅。除此之外，稅法規定生物藥品制造業可縮短固定資產折舊年限或采取加速折舊的方法計提折舊。以上兩項規定所享受的稅收優惠，將對增加企業總資產的賬面價值，因而環境信息披露對企業價值成正相關關系。其次，企業對環境保護投資與費用越多，其帶來的長期利益越好，企業對環境管理，“三廢”處理越關注，所帶來的優惠政策越多，其企業價值越高。最后，企業環境信息對企業事件披露越多，說明企業有足夠的實力對環境設施建設與開發做開發，或者是環境信息披露體制十分健全。這意味著如果企業能夠成功地貫徹執行各項環境管理措施，關心環境問題，將會幫助公司避免環境風險，達到降低生產經營成本和發掘新的潛在商業機會的效果。

［1］ 劉尚林，劉琳，環境信息披露影響企業價值的理論研究框架［J］.財會計月刊，2011，21期.

［2］ 梁杰，劉婷婷，張翼，段家菊，環境信息披露質量與公司績效［J］.經管研究，2011，08期.

［3］ 李正，企業社會責任與企業價值的相關性研究——來自滬市上市公司的經驗證據［J］.中國工業經濟，2006，02期.

［4］ 蔣麟鳳，企業價值與企業環境會計信息披露相關性研究［J］.會計之友，2010，02期.

［5］ 唐久芳，李啟平，企業財務狀況對環境信息披露影響的實證研究——以湖南上市公司為例［J］.珞珈管理評論，2011，01期.

（責任編輯：梁蒙蒙）

懷化學院校級課題，“武陵山片區中小企業管理會計體系構建研究”，項目編號：HHUY2015-13；懷化學院中小企業財務管理研究所平臺成果