“雙碳”目標下企業環境會計信息披露質量對企業價值的影響研究
——基于電力企業實證分析

■沈劍飛 李婧婕

一、引言

20 世紀歐洲工業革命給環境造成的惡劣后果使各國放棄一味尋求經濟發展而忽視環境的老路。我國在實現科技與經濟快速發展的同時，對氣候問題也更加重視，并將環境保護和綠色轉型的重要性上升到前所未有高度。中國作為負責任的大國，在全球環保問題上一直保持積極應對態度。黨的十八大報告把中國特色社會主義生態文明建設歸入“五位一體”的發展總布局，并提出“綠色發展觀”，即要發展經濟，必須環保先行。中央財經委員會在第九次會議中提出應對氣候變化實現“碳達峰、碳中和”的“雙碳”目標。這一系列的政策方針體現出我國對環境氣候保護的重視和貫徹落實可持續發展目標的決心。然而，要完成生態文明及工業綠色轉型，實現美麗中國的愿景，關鍵還要依靠作為經濟動力和支柱的微觀企業。企業與環境、政府同為命運共同體，應積極挑起環保重任，推動可持續發展?；诖耍髽I應該，也必須向第三方機構進行高質量的環境會計信息披露[1]。

環境會計信息披露是指公司管理層以年報、社會責任報告等披露方式向外界說明公司生產經營過程中的環境戰略和實施的環保排污手段及措施[2]。根據企業的環境報告，政府可以出臺更有針對性的環保法律政策，從而更好地保護生態環境。此外，企業公開發布環境會計信息報告，不僅可以幫助社會各界了解公司生產經營活動對環境氣候的影響，便于信息使用者高效決策，也可以督促企業履行環保義務，鼓勵企業提高低碳生產水平，響應低碳經濟的時代要求[3]。

梳理文獻發現，環境會計研究最初多為理論研究，研究方向為環境會計信息披露的現狀、分行業研究其現存問題、影響企業環境會計披露的因素等，如Hamilton[4]、Lieberman 等[5]、沈洪濤等[6]。近幾年，環境會計披露的實證研究數量日益增長，但由于研究角度和樣本的差異，國內外對環境會計信息披露與企業價值的關系還未有定論。這也說明兩者的關系相當復雜，應該在研究過程中限制樣本范圍，同時還要考慮企業性質、樣本地區環境規制力度、時間滯后效應等影響。此外，由于各地政府對環境保護的重視程度及政策力度不同，環境規制具有區域異質性，這也會導致研究結論出現差異，在研究時要注意剔除其影響。

綜上，本文以2014—2020年電力行業上市公司為樣本，構建面板數據，研究企業環境會計信息披露水平與企業價值的關系，以及環境規制對兩者關系的調節作用。首先，本文通過描述性統計，初步分析了變量間的關系。其次，通過相關性檢驗、VIF 檢驗，驗證各個變量不存在多重共線性，保證模型與數據可信合理。然后，建立企業環境會計信息披露評價指標體系作為衡量企業信息披露質量的指標。在對樣本進行多元回歸分析時，采用分樣本分組回歸方式，將樣本分為短期價值、長期價值下全樣本、分企業性質樣本。最后，驗證企業性質的異質性影響以及環境規制在其中的調節作用。

本文的邊際貢獻與創新之處主要在于：第一，將環境規制和股權性質的調節作用引入環境會計信息披露價值效應研究，拓寬了環境會計信息披露與企業價值之間關系的研究。第二，從短期企業價值和長期企業價值兩個維度分析環境會計信息披露與企業價值的關系，豐富了環境會計研究領域的研究方式，創新性地把對時間因素的考慮納入價值效應的研究過程。第三，本文結論有助于引導企業節能轉型，綠色生產，促進我國“雙碳”目標實現進程，加速推進生態文明建設事業。

二、理論分析與研究假設

（一）環境會計信息披露質量對企業價值的影響

國內學者目前普遍認為，公司社會責任指對待員工的責任、對待客戶的責任、對待環境的責任以及社會公益責任[7]。公司對環境的重視程度反映在其信息披露的質量上，即信息披露報告能夠反映一個公司社會責任感的強弱[8]。戴維斯與布洛姆斯特斯的研究表明，企業決策者會采取行動保護和改善社會福利，前提是與他們利益相統一[9]。劉俊海[10]指出公司的社會責任包括公司最大程度為股東謀利以及創造除股東利益之外的其他社會價值。張淑惠等[11]則假定了企業價值由投資人對企業的評價來決定，并指出投資人不僅是經濟人，也是社會人。據此可以推斷，公司將環境會計信息向第三方披露會產生兩種效益：社會認同效益和經濟收益效益[12]。前者是因為，根據信號傳遞理論，披露自身環境信息的企業能向社會傳遞一種積極履行環保義務的正面信號，緩解了企業與投資者之間的信息不對稱問題，減少投資者對企業風險的預判，增加了外界對企業的認同，降低了企業的融資成本。根據資源依賴理論，經濟收益效益是指政府作為資源分配中的絕對主導，是企業的一項重要外部資源。作為我國的基礎行業，電力企業更應積極響應“雙碳”目標，配合支持政府工作，發揮行業表率作用，從而得到來自政府的資源和財政補貼。根據資本市場有效理論，在如今弱勢有效的國內資本市場，高水平信息披露降低了投資人的信息搜尋及決策成本，企業更容易吸收投資，提高了其股票價格。因此，兩種效益都能起到提高企業長遠價值和股票價格的效果。

然而，環境信息披露對企業的積極影響具有跨期性和滯后性。首先，現實資本市場并不是理想狀態的，存在“噪聲”干擾。由于我國資本市場的弱有效性，公眾接收信息存在時差，信息使用者獲取企業環境信息需要一定的時間。因此，從企業履行披露義務到轉化為企業會計利潤的過程可能需要很長時間。此外，從企業短期經營成果的角度來考慮，企業進行環境會計信息披露帶來的是更多的成本投入，比如技術研發、設備購置成本、環保資產和環境信息披露負責人員管理費用、資金成本的投入等[13]，這些現金流出的增加會直接導致企業當期營業利潤下降，而此時企業披露環境信息帶來的良性市場反饋還并未反映在經營成果上。因此，企業當期對外披露環境會計信息的結果可能綜合表現為企業盈利指標不理想，投資者接收到企業盈利能力下降的信號，短期來看，表現為企業價值的降低。據此，本文提出以下假設：

H1：環境會計信息披露質量對企業價值的正面影響有滯后性，對企業長期價值有正向作用，對短期價值有負向作用。

由于我國社會主義市場經濟體制的國情，國有企業和非國有企業存在明顯差異，因而按企業所有權性質進行分組研究很有必要。電力行業是國民經濟的命脈，其行業中多為國有控股企業。國家控股的性質決定了其將面臨債務軟約束問題[14]，這使得企業隱形信用額度很高，因此在向銀行融資時，國有企業的門檻較低。此外，國有企業在日常運營中，比非國有企業有更大的容錯率和更穩定的經營基礎，經營風險較低。外部投資者不會過多關注其信息披露質量，企業價值對于信息披露質量的敏感度較低[15]。而非國有企業為了提高其信用額度，降低債務門檻，就必須尋求披露更詳盡環境會計信息作為途徑。同時，披露更多信息也能獲得外界信任，從而提高企業績效水平和價值。這也就導致非國有企業的企業價值變動對環境信息披露質量更加敏感。此外，從投資者反應程度分析，蘇蕊芯等[16]指出如果企業性質不同，其履行社會責任的動機存在很大差別。相比國有企業需要履行政治目標，非國有企業更多的是為了尋求利益，有更大的自主性，因此也能吸引更多投資者注意，引起市場更強的反饋，從而取得更大價值效應。據此，本文提出以下假設：

H2：相比于國有企業，環境會計信息披露的價值效應對于非國有企業更顯著。

（二）環境規制對環境會計信息披露質量和企業價值的調節作用

庇古稅原理表明，環境資源由于具有外部性，通常需要政府強有力的立法監管干預，從而改善企業綠色投資和環保行為，解決環境污染問題。環境規制就是政府為了應對環境外部性所實行的政策、制度、手段。環境規制分為自愿型、命令型、市場型。我國環境規制發展初期為命令控制型，依靠政府“有形的手”調節企業與環境之間的關系，解決環境污染資源浪費的問題。進入21 世紀，SO2排放權交易政策使我國邁向市場型環境規制新階段[17]。2013年碳排放權交易機制的出臺表明我國市場激勵型環境規制已經走向成熟。根據組織合法性理論，企業可能會因為違反與利益相關者之間的顯性契約而被懲罰[18]。因此，盡管企業具有天生的逐利性，但是為了獲得利益相關者的支持，企業會服從政府約束，在制度規范下進行合法環保的生產經營活動。并且，杜建國等[19]的研究也證明環境規制會正向影響企業環境信息披露行為。此外，現有研究已經證明，企業生產經營行為會受到外部制度環境影響[20]，在強有力的法規和完善的制度監管環境下，企業績效增長得更快[21]。因此本文認為，環境規制能放大企業環境會計信息披露的價值效應。由于環境規制的區域異質性較強，處于政府強環境規制地區的企業更容易因為環境信息披露獲得有利的市場反饋，從而提升企業價值。據此，本文提出以下假設：

H3：環境規制在企業環境會計信息披露和企業價值的相關關系之中具有調節作用，并且在強環境規制的地區調節效應更顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2014—2020年滬深部分上市電力企業作為回歸樣本。電力行業具有行業特殊性，其日常生產經營對環境影響較大，并且多數企業一直都有對外發布社會責任報告的傳統。為保證數據的可比性和研究的有效性，剔除ST 與PT 類以及近兩年進行IPO的企業，剔除關鍵數據不完整的企業，最終選取51 家典型企業作為實證樣本。本文環境會計信息披露指數全部為手工整理，企業其余財務數據來自國泰安數據庫（CSMAR）和巨潮咨詢網。

（二）變量定義

1.解釋變量

（1）變量設計

本文解釋變量為企業環境會計信息披露質量，通過環境會計信息披露指數（EDI）來反映企業環境會計信息披露質量的高低，并選取10個評分項目構建一套測算標準[22]。這10個項目來自《上市公司環境會計信息披露指南》以及《環境信息公開辦法（試行）》（環保總局令第35號），再結合電力行業特點制定。在制定測算標準后，以此為基準運用內容分析法對樣本公司的年報、社會責任報告進行評分[23]。打分過程中將電力企業實際情況和測算標準對應，符合要求的項目加分，不符合則不加分。各企業項目評分除以項目總分和的結果即為環境會計信息披露指數。

由于內容分析法依賴主觀判斷，為了剔除人為打分的誤差影響，本文采取熵權法。通過設定調節系數進一步修正指標權重，然后利用各公司各年度環境會計信息披露指數得分與指標熵權相乘再加總，最終呈現更具有可信度的解釋變量。

（2）指數評價結果有效性驗證

本文采用克朗巴哈系數（Cronbach′s α）對企業環境會計信息披露指數結果進行信度水平測量。結果得出總體信度水平為0.75，說明各評分項目一致性較好。數據結果符合研究要求。

表1 環境會計信息披露指數評分表

2.被解釋變量

企業資產的時間價值、企業風險應對能力以及發展潛力可綜合概括為企業價值。公司價值可通過上市公司的年報數據展現。當前學術界有兩種指標闡述企業價值，分別為會計價值指標和市場價值指標[24]。會計指標有凈資產收益率（ROE）、總資產收益率（ROA）等。學術界多采用這一指標展開研究[17]。上述指標都以企業當期創造的利潤為基礎來比較企業盈利能力的高低，以此衡量企業價值高低。并且ROE、ROA 更多受到經營者短期行為影響，有助于本文衡量企業環境會計信息披露水平給企業短期內帶來的價值變化[25，26]。因此，本文選取ROE 作為主回歸代表企業價值的指標，在穩健性檢驗中采用ROA 代替。市場價值指標為企業長期價值衡量指標，本文選用托賓Q 值。托賓Q 值能準確地反映企業在資本市場上的股價和市值情況，較好地反映市場和投資者對于企業未來現金流折現情況的態度[27，28]，符合本文長期價值研究需要。

3.調節變量

本文調節變量為環境規制和企業股權性質，分別用PITI 和State 表示。本文選取公眾環境研究中心和自然資源保護協會聯合開發的“污染源監管信息公開指數”（PITI 指數）作為衡量某地政府環境規制的指標。該指數主要用于考察各城市環保部門的環境信息公開現狀，考察項目包括日常超標違規記錄發布、在線監測信息公開、信訪投訴等9 個大項，被學者廣泛用于研究環境規制情況[24]，符合本文研究需要。

4.控制變量

本文選取企業規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、資產周轉率（TAT）、固定資產比率（PPE）、資產收益率（ROA）五個指標作為控制變量。

為更直觀展示上述各變量，表2 對其定義及衡量方法進行了匯總。

表2 變量定義匯總表

（三）模型構建

根據前文研究假設和變量的設計，本文使用廣義最小二乘法回歸模型進行實證研究。

對于假設1，為了驗證環境會計信息披露質量與企業短期價值之間關系，構建回歸方程（1）如下：

為了驗證環境會計信息披露質量與企業長期價值之間關系，構建回歸方程（2）如下：

對于假設2，為了驗證企業股權性質對于環境會計信息披露質量的價值效應的調節作用，本文在模型中加入企業股權性質與環境會計信息披露質量的交叉項，構建回歸方程（3）、（4）如下：

對于假設3，為了驗證環境規制對企業環境會計信息披露質量和企業價值之間關系的調節作用，本文在模型中加入環境規制和環境會計信息披露質量的交叉項，構建回歸方程（5）、（6）如下：

四、實證分析

（一）描述性統計

為了全面了解樣本數據的特征，本文對樣本數據進行描述性統計分析，結果如表3 所示?？梢钥吹?，被解釋變量TobinQ 值最大為5.983，最小僅為0.765，且標準差較大，達到0.637，說明各企業的TobinQ 值有較大不同，企業價值差異顯著。中位數1.107 小于均值1.346，數據呈現右偏趨勢。一般水平值大于1，說明電力企業的市值普遍大于其重置成本，企業市場價值普遍未被低估。ROE和ROA兩項的最大值與最小值相差均不明顯，標準差也都在0.03 左右，說明電力企業間短期盈利能力差別不大。解釋變量環境會計信息披露指數的最大值與最小值相差甚遠，個別企業披露水平極高，達到了0.9，但有的企業只有0.2，說明目前我國各企業的環境信息披露質量參差不齊。雖然最大值與最小值差異較大，但是數據分布很平均，這從側面反映出電力行業環保意識和披露能力相較其他行業更強。環境規制PITI的最大值為80.8，最小值為12.2，說明各地區環境規制水平顯著不同，不同地區政府政策強度、政策內容差異較大，區域異質性明顯。而其余變量值之間差距也十分顯著，這表明電力行業各企業的生產運營水平存在很大不同。

表3 變量的描述性統計

（二）相關性分析

根據表4 的結果可知，被解釋變量與主變量間顯著相關，且變量間不存在共線性問題。企業環境會計信息披露指數和企業短期價值ROE、ROA都在10%水平上負相關，初步驗證假設H1。企業環境會計信息披露指數和企業長期價值負相關，可能是因為企業價值除了解釋變量之外還受到其他企業因素影響，因此應進行控制變量回歸。此外，調節變量PITI 也和被解釋變量存在較顯著的相關關系，可進行調節效應分析。其余變量都和被解釋變量在不同程度上相關，說明模型構建合理。

表4 變量的相關性分析

（三）回歸分析

為了解決模型中的異方差問題，本文使用異方差-穩健標準誤對模型進行White 異方差檢驗及修正。因為變量中數量級差別大，為避免影響研究結果對部分數據進行了預處理。同時利用方差膨脹因子（VIF）判斷所有VIF 值均小于1.5，變量間基本無多重共線性問題。

1.環境會計信息披露質量對企業價值的影響

對模型（1）進行回歸，回歸結果如表5所示。（1）和（3）列為沒有控制變量參與的簡單回歸，（2）和（4）列為有控制變量參與的回歸結果。觀察表5 可知，沒有控制變量參與時，（1）和（3）列的回歸結果和相關性檢驗結果一致，上文已經闡述原因。（2）和（4）列中，企業環境會計信息披露水平EDI 與企業短期價值ROE 在1%水平上呈負相關關系。根據張文彤[29]的研究理論，R2＞0.1時，自變量對因變量的解釋能力較強，可以判定模型成立。此外，由于R2值顯著變大，說明模型擬合程度優化，即控制變量參與回歸后模型更加理想。同時，EDI與TobinQ值在1%顯著水平上呈正相關關系，R2值為0.396，調整R2值為0.385，說明環境會計信息披露水平對企業長期價值呈正向影響，假設1得到驗證。此外，表5結果說明資產負債率較大時，企業短期價值會變化，這與相關性檢驗結果基本相同。企業規模對企業長期價值起負向作用，主要由于電力行業具有特殊性，電力企業固定資產規模大，企業重置成本普遍偏高，托賓Q值分母較大，企業價值因此降低。

表5 模型（1）與模型（2）的回歸結果

2.企業股權性質的調節作用

由于電力行業的特殊性，企業股權性質會對企業價值和環境會計信息披露質量之間的關系產生影響。為了進一步探究企業性質在價值效應過程中的作用，本文根據51家上市公司第一大股東的性質將其分為國有控股企業和非國有控股企業，對模型進行分組回歸，回歸結果如表6所示。表6中（1）和（2）列為國有企業回歸結果，（3）和（4）列為非國有企業的回歸結果?；貧w結果與表5 的符號一致，不論是國有還是非國有企業，ROE與EDI都呈負相關關系，TobinQ值與EDI呈正相關關系。這也再次證明了假設H1 的正確性。而對比國有企業和非國有企業的結果可以看出，不論是在顯著性還是系數絕對值大小上，非國有企業都要大于國有企業。說明EDI 值每變動一個單位，非國有企業的ROE和TobinQ值的變動都更大，且顯著性更強。這就說明非國有企業的企業價值對環境會計信息披露更加敏感。此外，在加入企業股權性質與環境會計信息披露指數的交叉項作為調節變量后，結果如表6（5）和（6）列所示，調節變量系數均在10%水平上顯著為負，說明非國有企業環境會計信息披露質量對企業價值的影響更顯著。假設H2得證。

表6 模型（3）與模型（4）分企業性質回歸結果

3.環境規制的調節作用

模型（5）、（6）在上文回歸方程中添加了環境規制和環境會計信息披露指數的交叉項，以此檢驗環境規制對環境會計信息披露指數和企業價值之間關系的調節作用。由于目前公布的污染源監管信息公開指數截至2019年，因此本文選取2014—2019年樣本數據進行回歸，回歸結果如表7 所示。從表7 可知，無論是全樣本回歸，還是分地區回歸，企業環境規制和環境會計信息披露指數的交叉項回歸系數均為正，且分別在10%和5%的水平上顯著。由回歸結果可知，政府環境規制在環境會計信息披露水平對企業價值的影響過程中起調節作用，即政府環境規制能夠放大環境會計信息披露水平的價值效應。假設H3 得到驗證。除此之外，在分地區回歸結果中，不管被解釋變量是短期價值還是長期價值，東部地區的交叉項系數都要明顯大于中部和西部地區。這是因為東部地區經濟、技術更發達，政府環保意識和環境監管制度更加完善，利益相關者環保意識更強，因此對企業的環保投入力度更加關注，市場對企業環境信息披露的反應也更加敏感。而中、西部地區發展水平相對較低，當地政策以發展經濟為主，環境規制水平落后于東部地區，因此調節作用相對較弱。

表7 模型（5）與模型（6）的回歸結果

（四）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

在弱勢有效的資本市場中，第三方信息獲取與企業實際狀況有時間差[30]，即環境會計信息披露的價值效應具有滯后性。為了剔除這種內生性對結論的影響，本文通過替換解釋變量和被解釋變量取值年份作為工具變量的方式進行穩健性檢驗。將EDI取值替換為2014—2019年企業環境會計信息披露指數，企業價值取值年份替換為2015—2020年，計算方法同上文模型（1）、（2）、（5）、（6），檢驗當期環境會計信息披露水平對下一期企業價值的影響以及環境規制在二者中的調節作用?；貧w結果如表8 所示。從表8（1）和（2）列可以看出，EDI對企業短期價值在10%的水平上呈負相關關系，對企業長期價值在10%的水平上呈正相關關系。這與前文回歸結果相同，再次證明H1假設的正確性。從（3）和（4）列可以看出，當期環境會計信息披露指數與環境規制的交叉項與企業價值在不同顯著水平上均呈正相關關系。H3假設得到印證，表明本文結論具有穩健性。

表8 模型（1）、（2）、（5）、（6）的滯后性分析結果

2.替換變量穩健性檢驗

本文還通過替換被解釋變量的方式進行穩健性檢驗。由于ROE、ROA 均可以代表企業盈利能力，即短期價值，因此本文將被解釋變量ROE 替換為ROA 進行回歸分析，以驗證本文結論的穩健性，回歸結果如表9所示。從表9（1）至（3）列可知，在替換企業價值變量后，環境會計信息披露指數與企業短期價值ROA 依然在1%、5%的顯著性水平上呈負相關關系，與前文結論相同。并且由（2）、（3）列可知，非國有企業的環境會計信息披露變量系數絕對值大于國有企業，說明環境會計信息披露的價值效應對非國有企業比國有企業更顯著，印證假設H2。從表9（4）至（7）列可知，企業環境會計信息披露指數與環境規制的交叉變量和企業價值ROA 分別在5%、10%的顯著性水平上呈正相關關系，印證假設H3。

表9 模型（1）、（2）、（3）替換變量回歸結果

五、結論與政策建議

本文選取2014—2020年A 股51 家電力企業作為樣本，采用多元回歸模型實證研究了公司環境會計信息披露質量的價值效應，以及企業股權性質、地區環境規制在其中的調節效應。結果顯示，從短期來看，由于我國資本市場弱勢有效，信息披露的積極影響具有滯后性，加之短期內信息披露會使成本增加，導致企業會計利潤減少，企業對外表現為短期價值下降；而從長期來看，企業提高環境會計信息披露水平，可以為其帶來巨大的社會認同效益以及經濟效益，更易獲得投資者青睞，從而降低企業融資成本，提升企業市場價值。并且由于企業性質差異，非國有企業的自主披露動機更強烈，能引起外界更大反響，因此對于環境會計信息披露的價值效應更加敏感。此外，企業環境會計信息披露水平和企業價值之間的關系，在短期內和長期情況下均會受到地區環境規制的影響。環境規制水平會放大環境信息披露水平的價值效應，且該放大效應的大小與當地環境規制水平高低有關。

從企業角度來看，應充分認識環境會計信息披露的作用機制，意識到積極對外報告環境會計信息對企業長遠發展來看是有正面價值的，因此在經營中應減少短視行為，放大長期價值效應。具體來說，企業股東和管理層首先應提高自身環境會計信息披露的意識，完善披露方式和披露內容，使第三方外部信息需求者能更高效地獲取企業環境會計信息。其次，企業應加大環保投入，開展低碳生產。同時也要注重提高低碳環保技術水平，從技術層面進行環保成本科學控制，從而獲得外界信任與支持，贏得良好的企業聲譽。此外，國有企業可利用自身資金雄厚、資源豐富的優勢，創新披露機制，提高披露質量，更好地發揮國企力量。

從政府角度來看，國內目前環境會計信息披露可比性不足，企業披露積極性、質量有待提高，歸根結底是因為沒有統一完善的環境規制。首先，政府應借鑒歐美發達國家經驗，完善國內環境會計信息披露制度，通過全面明晰的規章條文，明確披露格式模版。其次，政府應認識到企業尤其是非國有企業在“雙碳”目標中的重要性，充分調動企業積極性。最后，針對國有企業披露質量差、價值效應不顯著的現象，政府應不斷引入市場機制，加強監管力度，深入國企改革力度，以國企帶動市場，以市場帶動全社會。促進企業自覺披露社會氣氛的養成，穩步達成“碳達峰、碳中和”目標。■