“雙碳”目標(biāo)下企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響研究
——基于電力企業(yè)實(shí)證分析

■沈劍飛 李婧婕

一、引言

20 世紀(jì)歐洲工業(yè)革命給環(huán)境造成的惡劣后果使各國放棄一味尋求經(jīng)濟(jì)發(fā)展而忽視環(huán)境的老路。我國在實(shí)現(xiàn)科技與經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，對(duì)氣候問題也更加重視，并將環(huán)境保護(hù)和綠色轉(zhuǎn)型的重要性上升到前所未有高度。中國作為負(fù)責(zé)任的大國，在全球環(huán)保問題上一直保持積極應(yīng)對(duì)態(tài)度。黨的十八大報(bào)告把中國特色社會(huì)主義生態(tài)文明建設(shè)歸入“五位一體”的發(fā)展總布局，并提出“綠色發(fā)展觀”，即要發(fā)展經(jīng)濟(jì)，必須環(huán)保先行。中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)在第九次會(huì)議中提出應(yīng)對(duì)氣候變化實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰、碳中和”的“雙碳”目標(biāo)。這一系列的政策方針體現(xiàn)出我國對(duì)環(huán)境氣候保護(hù)的重視和貫徹落實(shí)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)的決心。然而，要完成生態(tài)文明及工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)美麗中國的愿景，關(guān)鍵還要依靠作為經(jīng)濟(jì)動(dòng)力和支柱的微觀企業(yè)。企業(yè)與環(huán)境、政府同為命運(yùn)共同體，應(yīng)積極挑起環(huán)保重任，推動(dòng)可持續(xù)發(fā)展?；诖?，企業(yè)應(yīng)該，也必須向第三方機(jī)構(gòu)進(jìn)行高質(zhì)量的環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露[1]。

環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露是指公司管理層以年報(bào)、社會(huì)責(zé)任報(bào)告等披露方式向外界說明公司生產(chǎn)經(jīng)營過程中的環(huán)境戰(zhàn)略和實(shí)施的環(huán)保排污手段及措施[2]。根據(jù)企業(yè)的環(huán)境報(bào)告，政府可以出臺(tái)更有針對(duì)性的環(huán)保法律政策，從而更好地保護(hù)生態(tài)環(huán)境。此外，企業(yè)公開發(fā)布環(huán)境會(huì)計(jì)信息報(bào)告，不僅可以幫助社會(huì)各界了解公司生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)對(duì)環(huán)境氣候的影響，便于信息使用者高效決策，也可以督促企業(yè)履行環(huán)保義務(wù)，鼓勵(lì)企業(yè)提高低碳生產(chǎn)水平，響應(yīng)低碳經(jīng)濟(jì)的時(shí)代要求[3]。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，環(huán)境會(huì)計(jì)研究最初多為理論研究，研究方向?yàn)榄h(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的現(xiàn)狀、分行業(yè)研究其現(xiàn)存問題、影響企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)披露的因素等，如Hamilton[4]、Lieberman 等[5]、沈洪濤等[6]。近幾年，環(huán)境會(huì)計(jì)披露的實(shí)證研究數(shù)量日益增長，但由于研究角度和樣本的差異，國內(nèi)外對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系還未有定論。這也說明兩者的關(guān)系相當(dāng)復(fù)雜，應(yīng)該在研究過程中限制樣本范圍，同時(shí)還要考慮企業(yè)性質(zhì)、樣本地區(qū)環(huán)境規(guī)制力度、時(shí)間滯后效應(yīng)等影響。此外，由于各地政府對(duì)環(huán)境保護(hù)的重視程度及政策力度不同，環(huán)境規(guī)制具有區(qū)域異質(zhì)性，這也會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)差異，在研究時(shí)要注意剔除其影響。

綜上，本文以2014—2020年電力行業(yè)上市公司為樣本，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，研究企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，以及環(huán)境規(guī)制對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。首先，本文通過描述性統(tǒng)計(jì)，初步分析了變量間的關(guān)系。其次，通過相關(guān)性檢驗(yàn)、VIF 檢驗(yàn)，驗(yàn)證各個(gè)變量不存在多重共線性，保證模型與數(shù)據(jù)可信合理。然后，建立企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露評(píng)價(jià)指標(biāo)體系作為衡量企業(yè)信息披露質(zhì)量的指標(biāo)。在對(duì)樣本進(jìn)行多元回歸分析時(shí)，采用分樣本分組回歸方式，將樣本分為短期價(jià)值、長期價(jià)值下全樣本、分企業(yè)性質(zhì)樣本。最后，驗(yàn)證企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性影響以及環(huán)境規(guī)制在其中的調(diào)節(jié)作用。

本文的邊際貢獻(xiàn)與創(chuàng)新之處主要在于：第一，將環(huán)境規(guī)制和股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用引入環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露價(jià)值效應(yīng)研究，拓寬了環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值之間關(guān)系的研究。第二，從短期企業(yè)價(jià)值和長期企業(yè)價(jià)值兩個(gè)維度分析環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，豐富了環(huán)境會(huì)計(jì)研究領(lǐng)域的研究方式，創(chuàng)新性地把對(duì)時(shí)間因素的考慮納入價(jià)值效應(yīng)的研究過程。第三，本文結(jié)論有助于引導(dǎo)企業(yè)節(jié)能轉(zhuǎn)型，綠色生產(chǎn)，促進(jìn)我國“雙碳”目標(biāo)實(shí)現(xiàn)進(jìn)程，加速推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)事業(yè)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響

國內(nèi)學(xué)者目前普遍認(rèn)為，公司社會(huì)責(zé)任指對(duì)待員工的責(zé)任、對(duì)待客戶的責(zé)任、對(duì)待環(huán)境的責(zé)任以及社會(huì)公益責(zé)任[7]。公司對(duì)環(huán)境的重視程度反映在其信息披露的質(zhì)量上，即信息披露報(bào)告能夠反映一個(gè)公司社會(huì)責(zé)任感的強(qiáng)弱[8]。戴維斯與布洛姆斯特斯的研究表明，企業(yè)決策者會(huì)采取行動(dòng)保護(hù)和改善社會(huì)福利，前提是與他們利益相統(tǒng)一[9]。劉俊海[10]指出公司的社會(huì)責(zé)任包括公司最大程度為股東謀利以及創(chuàng)造除股東利益之外的其他社會(huì)價(jià)值。張淑惠等[11]則假定了企業(yè)價(jià)值由投資人對(duì)企業(yè)的評(píng)價(jià)來決定，并指出投資人不僅是經(jīng)濟(jì)人，也是社會(huì)人。據(jù)此可以推斷，公司將環(huán)境會(huì)計(jì)信息向第三方披露會(huì)產(chǎn)生兩種效益：社會(huì)認(rèn)同效益和經(jīng)濟(jì)收益效益[12]。前者是因?yàn)?，根?jù)信號(hào)傳遞理論，披露自身環(huán)境信息的企業(yè)能向社會(huì)傳遞一種積極履行環(huán)保義務(wù)的正面信號(hào)，緩解了企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱問題，減少投資者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)判，增加了外界對(duì)企業(yè)的認(rèn)同，降低了企業(yè)的融資成本。根據(jù)資源依賴?yán)碚摚?jīng)濟(jì)收益效益是指政府作為資源分配中的絕對(duì)主導(dǎo)，是企業(yè)的一項(xiàng)重要外部資源。作為我國的基礎(chǔ)行業(yè)，電力企業(yè)更應(yīng)積極響應(yīng)“雙碳”目標(biāo)，配合支持政府工作，發(fā)揮行業(yè)表率作用，從而得到來自政府的資源和財(cái)政補(bǔ)貼。根據(jù)資本市場(chǎng)有效理論，在如今弱勢(shì)有效的國內(nèi)資本市場(chǎng)，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(yè)更容易吸收投資，提高了其股票價(jià)格。因此，兩種效益都能起到提高企業(yè)長遠(yuǎn)價(jià)值和股票價(jià)格的效果。

然而，環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)的積極影響具有跨期性和滯后性。首先，現(xiàn)實(shí)資本市場(chǎng)并不是理想狀態(tài)的，存在“噪聲”干擾。由于我國資本市場(chǎng)的弱有效性，公眾接收信息存在時(shí)差，信息使用者獲取企業(yè)環(huán)境信息需要一定的時(shí)間。因此，從企業(yè)履行披露義務(wù)到轉(zhuǎn)化為企業(yè)會(huì)計(jì)利潤的過程可能需要很長時(shí)間。此外，從企業(yè)短期經(jīng)營成果的角度來考慮，企業(yè)進(jìn)行環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露帶來的是更多的成本投入，比如技術(shù)研發(fā)、設(shè)備購置成本、環(huán)保資產(chǎn)和環(huán)境信息披露負(fù)責(zé)人員管理費(fèi)用、資金成本的投入等[13]，這些現(xiàn)金流出的增加會(huì)直接導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期營業(yè)利潤下降，而此時(shí)企業(yè)披露環(huán)境信息帶來的良性市場(chǎng)反饋還并未反映在經(jīng)營成果上。因此，企業(yè)當(dāng)期對(duì)外披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息的結(jié)果可能綜合表現(xiàn)為企業(yè)盈利指標(biāo)不理想，投資者接收到企業(yè)盈利能力下降的信號(hào)，短期來看，表現(xiàn)為企業(yè)價(jià)值的降低。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值的正面影響有滯后性，對(duì)企業(yè)長期價(jià)值有正向作用，對(duì)短期價(jià)值有負(fù)向作用。

由于我國社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的國情，國有企業(yè)和非國有企業(yè)存在明顯差異，因而按企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組研究很有必要。電力行業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的命脈，其行業(yè)中多為國有控股企業(yè)。國家控股的性質(zhì)決定了其將面臨債務(wù)軟約束問題[14]，這使得企業(yè)隱形信用額度很高，因此在向銀行融資時(shí)，國有企業(yè)的門檻較低。此外，國有企業(yè)在日常運(yùn)營中，比非國有企業(yè)有更大的容錯(cuò)率和更穩(wěn)定的經(jīng)營基礎(chǔ)，經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較低。外部投資者不會(huì)過多關(guān)注其信息披露質(zhì)量，企業(yè)價(jià)值對(duì)于信息披露質(zhì)量的敏感度較低[15]。而非國有企業(yè)為了提高其信用額度，降低債務(wù)門檻，就必須尋求披露更詳盡環(huán)境會(huì)計(jì)信息作為途徑。同時(shí)，披露更多信息也能獲得外界信任，從而提高企業(yè)績效水平和價(jià)值。這也就導(dǎo)致非國有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值變動(dòng)對(duì)環(huán)境信息披露質(zhì)量更加敏感。此外，從投資者反應(yīng)程度分析，蘇蕊芯等[16]指出如果企業(yè)性質(zhì)不同，其履行社會(huì)責(zé)任的動(dòng)機(jī)存在很大差別。相比國有企業(yè)需要履行政治目標(biāo)，非國有企業(yè)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(chǎng)更強(qiáng)的反饋，從而取得更大價(jià)值效應(yīng)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2：相比于國有企業(yè)，環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的價(jià)值效應(yīng)對(duì)于非國有企業(yè)更顯著。

（二）環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量和企業(yè)價(jià)值的調(diào)節(jié)作用

庇古稅原理表明，環(huán)境資源由于具有外部性，通常需要政府強(qiáng)有力的立法監(jiān)管干預(yù)，從而改善企業(yè)綠色投資和環(huán)保行為，解決環(huán)境污染問題。環(huán)境規(guī)制就是政府為了應(yīng)對(duì)環(huán)境外部性所實(shí)行的政策、制度、手段。環(huán)境規(guī)制分為自愿型、命令型、市場(chǎng)型。我國環(huán)境規(guī)制發(fā)展初期為命令控制型，依靠政府“有形的手”調(diào)節(jié)企業(yè)與環(huán)境之間的關(guān)系，解決環(huán)境污染資源浪費(fèi)的問題。進(jìn)入21 世紀(jì)，SO2排放權(quán)交易政策使我國邁向市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制新階段[17]。2013年碳排放權(quán)交易機(jī)制的出臺(tái)表明我國市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制已經(jīng)走向成熟。根據(jù)組織合法性理論，企業(yè)可能會(huì)因?yàn)檫`反與利益相關(guān)者之間的顯性契約而被懲罰[18]。因此，盡管企業(yè)具有天生的逐利性，但是為了獲得利益相關(guān)者的支持，企業(yè)會(huì)服從政府約束，在制度規(guī)范下進(jìn)行合法環(huán)保的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)。并且，杜建國等[19]的研究也證明環(huán)境規(guī)制會(huì)正向影響企業(yè)環(huán)境信息披露行為。此外，現(xiàn)有研究已經(jīng)證明，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營行為會(huì)受到外部制度環(huán)境影響[20]，在強(qiáng)有力的法規(guī)和完善的制度監(jiān)管環(huán)境下，企業(yè)績效增長得更快[21]。因此本文認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制能放大企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的價(jià)值效應(yīng)。由于環(huán)境規(guī)制的區(qū)域異質(zhì)性較強(qiáng)，處于政府強(qiáng)環(huán)境規(guī)制地區(qū)的企業(yè)更容易因?yàn)榄h(huán)境信息披露獲得有利的市場(chǎng)反饋，從而提升企業(yè)價(jià)值。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：環(huán)境規(guī)制在企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露和企業(yè)價(jià)值的相關(guān)關(guān)系之中具有調(diào)節(jié)作用，并且在強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的地區(qū)調(diào)節(jié)效應(yīng)更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2020年滬深部分上市電力企業(yè)作為回歸樣本。電力行業(yè)具有行業(yè)特殊性，其日常生產(chǎn)經(jīng)營對(duì)環(huán)境影響較大，并且多數(shù)企業(yè)一直都有對(duì)外發(fā)布社會(huì)責(zé)任報(bào)告的傳統(tǒng)。為保證數(shù)據(jù)的可比性和研究的有效性，剔除ST 與PT 類以及近兩年進(jìn)行IPO的企業(yè)，剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)不完整的企業(yè)，最終選取51 家典型企業(yè)作為實(shí)證樣本。本文環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)全部為手工整理，企業(yè)其余財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和巨潮咨詢網(wǎng)。

（二）變量定義

1.解釋變量

（1）變量設(shè)計(jì)

本文解釋變量為企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，通過環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)（EDI）來反映企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的高低，并選取10個(gè)評(píng)分項(xiàng)目構(gòu)建一套測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)[22]。這10個(gè)項(xiàng)目來自《上市公司環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指南》以及《環(huán)境信息公開辦法（試行）》（環(huán)?？偩至畹?5號(hào)），再結(jié)合電力行業(yè)特點(diǎn)制定。在制定測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)后，以此為基準(zhǔn)運(yùn)用內(nèi)容分析法對(duì)樣本公司的年報(bào)、社會(huì)責(zé)任報(bào)告進(jìn)行評(píng)分[23]。打分過程中將電力企業(yè)實(shí)際情況和測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)對(duì)應(yīng)，符合要求的項(xiàng)目加分，不符合則不加分。各企業(yè)項(xiàng)目評(píng)分除以項(xiàng)目總分和的結(jié)果即為環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)。

由于內(nèi)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(quán)法。通過設(shè)定調(diào)節(jié)系數(shù)進(jìn)一步修正指標(biāo)權(quán)重，然后利用各公司各年度環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)得分與指標(biāo)熵權(quán)相乘再加總，最終呈現(xiàn)更具有可信度的解釋變量。

（2）指數(shù)評(píng)價(jià)結(jié)果有效性驗(yàn)證

本文采用克朗巴哈系數(shù)（Cronbach′s α）對(duì)企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)結(jié)果進(jìn)行信度水平測(cè)量。結(jié)果得出總體信度水平為0.75，說明各評(píng)分項(xiàng)目一致性較好。數(shù)據(jù)結(jié)果符合研究要求。

表1 環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)評(píng)分表

2.被解釋變量

企業(yè)資產(chǎn)的時(shí)間價(jià)值、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力以及發(fā)展?jié)摿删C合概括為企業(yè)價(jià)值。公司價(jià)值可通過上市公司的年報(bào)數(shù)據(jù)展現(xiàn)。當(dāng)前學(xué)術(shù)界有兩種指標(biāo)闡述企業(yè)價(jià)值，分別為會(huì)計(jì)價(jià)值指標(biāo)和市場(chǎng)價(jià)值指標(biāo)[24]。會(huì)計(jì)指標(biāo)有凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)收益率（ROA）等。學(xué)術(shù)界多采用這一指標(biāo)展開研究[17]。上述指標(biāo)都以企業(yè)當(dāng)期創(chuàng)造的利潤為基礎(chǔ)來比較企業(yè)盈利能力的高低，以此衡量企業(yè)價(jià)值高低。并且ROE、ROA 更多受到經(jīng)營者短期行為影響，有助于本文衡量企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平給企業(yè)短期內(nèi)帶來的價(jià)值變化[25，26]。因此，本文選取ROE 作為主回歸代表企業(yè)價(jià)值的指標(biāo)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用ROA 代替。市場(chǎng)價(jià)值指標(biāo)為企業(yè)長期價(jià)值衡量指標(biāo)，本文選用托賓Q 值。托賓Q 值能準(zhǔn)確地反映企業(yè)在資本市場(chǎng)上的股價(jià)和市值情況，較好地反映市場(chǎng)和投資者對(duì)于企業(yè)未來現(xiàn)金流折現(xiàn)情況的態(tài)度[27，28]，符合本文長期價(jià)值研究需要。

3.調(diào)節(jié)變量

本文調(diào)節(jié)變量為環(huán)境規(guī)制和企業(yè)股權(quán)性質(zhì)，分別用PITI 和State 表示。本文選取公眾環(huán)境研究中心和自然資源保護(hù)協(xié)會(huì)聯(lián)合開發(fā)的“污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)”（PITI 指數(shù)）作為衡量某地政府環(huán)境規(guī)制的指標(biāo)。該指數(shù)主要用于考察各城市環(huán)保部門的環(huán)境信息公開現(xiàn)狀，考察項(xiàng)目包括日常超標(biāo)違規(guī)記錄發(fā)布、在線監(jiān)測(cè)信息公開、信訪投訴等9 個(gè)大項(xiàng)，被學(xué)者廣泛用于研究環(huán)境規(guī)制情況[24]，符合本文研究需要。

4.控制變量

本文選取企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、固定資產(chǎn)比率（PPE）、資產(chǎn)收益率（ROA）五個(gè)指標(biāo)作為控制變量。

為更直觀展示上述各變量，表2 對(duì)其定義及衡量方法進(jìn)行了匯總。

表2 變量定義匯總表

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)前文研究假設(shè)和變量的設(shè)計(jì)，本文使用廣義最小二乘法回歸模型進(jìn)行實(shí)證研究。

對(duì)于假設(shè)1，為了驗(yàn)證環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與企業(yè)短期價(jià)值之間關(guān)系，構(gòu)建回歸方程（1）如下：

為了驗(yàn)證環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與企業(yè)長期價(jià)值之間關(guān)系，構(gòu)建回歸方程（2）如下：

對(duì)于假設(shè)2，為了驗(yàn)證企業(yè)股權(quán)性質(zhì)對(duì)于環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的價(jià)值效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，本文在模型中加入企業(yè)股權(quán)性質(zhì)與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的交叉項(xiàng)，構(gòu)建回歸方程（3）、（4）如下：

對(duì)于假設(shè)3，為了驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量和企業(yè)價(jià)值之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文在模型中加入環(huán)境規(guī)制和環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的交叉項(xiàng)，構(gòu)建回歸方程（5）、（6）如下：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

為了全面了解樣本數(shù)據(jù)的特征，本文對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)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(biāo)準(zhǔn)差較大，達(dá)到0.637，說明各企業(yè)的TobinQ 值有較大不同，企業(yè)價(jià)值差異顯著。中位數(shù)1.107 小于均值1.346，數(shù)據(jù)呈現(xiàn)右偏趨勢(shì)。一般水平值大于1，說明電力企業(yè)的市值普遍大于其重置成本，企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值普遍未被低估。ROE和ROA兩項(xiàng)的最大值與最小值相差均不明顯，標(biāo)準(zhǔn)差也都在0.03 左右，說明電力企業(yè)間短期盈利能力差別不大。解釋變量環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)的最大值與最小值相差甚遠(yuǎn)，個(gè)別企業(yè)披露水平極高，達(dá)到了0.9，但有的企業(yè)只有0.2，說明目前我國各企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量參差不齊。雖然最大值與最小值差異較大，但是數(shù)據(jù)分布很平均，這從側(cè)面反映出電力行業(yè)環(huán)保意識(shí)和披露能力相較其他行業(yè)更強(qiáng)。環(huán)境規(guī)制PITI的最大值為80.8，最小值為12.2，說明各地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平顯著不同，不同地區(qū)政府政策強(qiáng)度、政策內(nèi)容差異較大，區(qū)域異質(zhì)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(yè)各企業(yè)的生產(chǎn)運(yùn)營水平存在很大不同。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

根據(jù)表4 的結(jié)果可知，被解釋變量與主變量間顯著相關(guān)，且變量間不存在共線性問題。企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)和企業(yè)短期價(jià)值ROE、ROA都在10%水平上負(fù)相關(guān)，初步驗(yàn)證假設(shè)H1。企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)和企業(yè)長期價(jià)值負(fù)相關(guān)，可能是因?yàn)槠髽I(yè)價(jià)值除了解釋變量之外還受到其他企業(yè)因素影響，因此應(yīng)進(jìn)行控制變量回歸。此外，調(diào)節(jié)變量PITI 也和被解釋變量存在較顯著的相關(guān)關(guān)系，可進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。其余變量都和被解釋變量在不同程度上相關(guān)，說明模型構(gòu)建合理。

表4 變量的相關(guān)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(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)模型進(jìn)行White 異方差檢驗(yàn)及修正。因?yàn)樽兞恐袛?shù)量級(jí)差別大，為避免影響研究結(jié)果對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行了預(yù)處理。同時(shí)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(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響

對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)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(jié)果。觀察表5 可知，沒有控制變量參與時(shí)，（1）和（3）列的回歸結(jié)果和相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果一致，上文已經(jīng)闡述原因。（2）和（4）列中，企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平EDI 與企業(yè)短期價(jià)值ROE 在1%水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。根據(jù)張文彤[29]的研究理論，R2＞0.1時(shí)，自變量對(duì)因變量的解釋能力較強(qiáng)，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(yōu)化，即控制變量參與回歸后模型更加理想。同時(shí)，EDI與TobinQ值在1%顯著水平上呈正相關(guān)關(guān)系，R2值為0.396，調(diào)整R2值為0.385，說明環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平對(duì)企業(yè)長期價(jià)值呈正向影響，假設(shè)1得到驗(yàn)證。此外，表5結(jié)果說明資產(chǎn)負(fù)債率較大時(shí)，企業(yè)短期價(jià)值會(huì)變化，這與相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果基本相同。企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)長期價(jià)值起負(fù)向作用，主要由于電力行業(yè)具有特殊性，電力企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模大，企業(yè)重置成本普遍偏高，托賓Q值分母較大，企業(yè)價(jià)值因此降低。

表5 模型（1）與模型（2）的回歸結(jié)果

2.企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

由于電力行業(yè)的特殊性，企業(yè)股權(quán)性質(zhì)會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值和環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。為了進(jìn)一步探究企業(yè)性質(zhì)在價(jià)值效應(yīng)過程中的作用，本文根據(jù)51家上市公司第一大股東的性質(zhì)將其分為國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)，對(duì)模型進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表6所示。表6中（1）和（2）列為國有企業(yè)回歸結(jié)果，（3）和（4）列為非國有企業(yè)的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果與表5 的符號(hào)一致，不論是國有還是非國有企業(yè)，ROE與EDI都呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，TobinQ值與EDI呈正相關(guān)關(guān)系。這也再次證明了假設(shè)H1 的正確性。而對(duì)比國有企業(yè)和非國有企業(yè)的結(jié)果可以看出，不論是在顯著性還是系數(shù)絕對(duì)值大小上，非國有企業(yè)都要大于國有企業(yè)。說明EDI 值每變動(dòng)一個(gè)單位，非國有企業(yè)的ROE和TobinQ值的變動(dòng)都更大，且顯著性更強(qiáng)。這就說明非國有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露更加敏感。此外，在加入企業(yè)股權(quán)性質(zhì)與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)的交叉項(xiàng)作為調(diào)節(jié)變量后，結(jié)果如表6（5）和（6）列所示，調(diào)節(jié)變量系數(shù)均在10%水平上顯著為負(fù)，說明非國有企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響更顯著。假設(shè)H2得證。

表6 模型（3）與模型（4）分企業(yè)性質(zhì)回歸結(jié)果

3.環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

模型（5）、（6）在上文回歸方程中添加了環(huán)境規(guī)制和環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)的交叉項(xiàng)，以此檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)和企業(yè)價(jià)值之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。由于目前公布的污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)截至2019年，因此本文選取2014—2019年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表7 所示。從表7 可知，無論是全樣本回歸，還是分地區(qū)回歸，企業(yè)環(huán)境規(guī)制和環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)的交叉項(xiàng)回歸系數(shù)均為正，且分別在10%和5%的水平上顯著。由回歸結(jié)果可知，政府環(huán)境規(guī)制在環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響過程中起調(diào)節(jié)作用，即政府環(huán)境規(guī)制能夠放大環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平的價(jià)值效應(yīng)。假設(shè)H3 得到驗(yàn)證。除此之外，在分地區(qū)回歸結(jié)果中，不管被解釋變量是短期價(jià)值還是長期價(jià)值，東部地區(qū)的交叉項(xiàng)系數(shù)都要明顯大于中部和西部地區(qū)。這是因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)、技術(shù)更發(fā)達(dá)，政府環(huán)保意識(shí)和環(huán)境監(jiān)管制度更加完善，利益相關(guān)者環(huán)保意識(shí)更強(qiáng)，因此對(duì)企業(yè)的環(huán)保投入力度更加關(guān)注，市場(chǎng)對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露的反應(yīng)也更加敏感。而中、西部地區(qū)發(fā)展水平相對(duì)較低，當(dāng)?shù)卣咭园l(fā)展經(jīng)濟(jì)為主，環(huán)境規(guī)制水平落后于東部地區(qū)，因此調(diào)節(jié)作用相對(duì)較弱。

表7 模型（5）與模型（6）的回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

在弱勢(shì)有效的資本市場(chǎng)中，第三方信息獲取與企業(yè)實(shí)際狀況有時(shí)間差[30]，即環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的價(jià)值效應(yīng)具有滯后性。為了剔除這種內(nèi)生性對(duì)結(jié)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將EDI取值替換為2014—2019年企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)，企業(yè)價(jià)值取值年份替換為2015—2020年，計(jì)算方法同上文模型（1）、（2）、（5）、（6），檢驗(yàn)當(dāng)期環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平對(duì)下一期企業(yè)價(jià)值的影響以及環(huán)境規(guī)制在二者中的調(diào)節(jié)作用?；貧w結(jié)果如表8 所示。從表8（1）和（2）列可以看出，EDI對(duì)企業(yè)短期價(jià)值在10%的水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，對(duì)企業(yè)長期價(jià)值在10%的水平上呈正相關(guān)關(guān)系。這與前文回歸結(jié)果相同，再次證明H1假設(shè)的正確性。從（3）和（4）列可以看出，當(dāng)期環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)與環(huán)境規(guī)制的交叉項(xiàng)與企業(yè)價(jià)值在不同顯著水平上均呈正相關(guān)關(guān)系。H3假設(shè)得到印證，表明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表8 模型（1）、（2）、（5）、（6）的滯后性分析結(jié)果

2.替換變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文還通過替換被解釋變量的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于ROE、ROA 均可以代表企業(yè)盈利能力，即短期價(jià)值，因此本文將被解釋變量ROE 替換為ROA 進(jìn)行回歸分析，以驗(yàn)證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果如表9所示。從表9（1）至（3）列可知，在替換企業(yè)價(jià)值變量后，環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)與企業(yè)短期價(jià)值ROA 依然在1%、5%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文結(jié)論相同。并且由（2）、（3）列可知，非國有企業(yè)的環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露變量系數(shù)絕對(duì)值大于國有企業(yè)，說明環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的價(jià)值效應(yīng)對(duì)非國有企業(yè)比國有企業(yè)更顯著，印證假設(shè)H2。從表9（4）至（7）列可知，企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)與環(huán)境規(guī)制的交叉變量和企業(yè)價(jià)值ROA 分別在5%、10%的顯著性水平上呈正相關(guān)關(guān)系，印證假設(shè)H3。

表9 模型（1）、（2）、（3）替換變量回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文選取2014—2020年A 股51 家電力企業(yè)作為樣本，采用多元回歸模型實(shí)證研究了公司環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的價(jià)值效應(yīng)，以及企業(yè)股權(quán)性質(zhì)、地區(qū)環(huán)境規(guī)制在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果顯示，從短期來看，由于我國資本市場(chǎng)弱勢(shì)有效，信息披露的積極影響具有滯后性，加之短期內(nèi)信息披露會(huì)使成本增加，導(dǎo)致企業(yè)會(huì)計(jì)利潤減少，企業(yè)對(duì)外表現(xiàn)為短期價(jià)值下降；而從長期來看，企業(yè)提高環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平，可以為其帶來巨大的社會(huì)認(rèn)同效益以及經(jīng)濟(jì)效益，更易獲得投資者青睞，從而降低企業(yè)融資成本，提升企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值。并且由于企業(yè)性質(zhì)差異，非國有企業(yè)的自主披露動(dòng)機(jī)更強(qiáng)烈，能引起外界更大反響，因此對(duì)于環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的價(jià)值效應(yīng)更加敏感。此外，企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平和企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系，在短期內(nèi)和長期情況下均會(huì)受到地區(qū)環(huán)境規(guī)制的影響。環(huán)境規(guī)制水平會(huì)放大環(huán)境信息披露水平的價(jià)值效應(yīng)，且該放大效應(yīng)的大小與當(dāng)?shù)丨h(huán)境規(guī)制水平高低有關(guān)。

從企業(yè)角度來看，應(yīng)充分認(rèn)識(shí)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的作用機(jī)制，意識(shí)到積極對(duì)外報(bào)告環(huán)境會(huì)計(jì)信息對(duì)企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展來看是有正面價(jià)值的，因此在經(jīng)營中應(yīng)減少短視行為，放大長期價(jià)值效應(yīng)。具體來說，企業(yè)股東和管理層首先應(yīng)提高自身環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的意識(shí)，完善披露方式和披露內(nèi)容，使第三方外部信息需求者能更高效地獲取企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息。其次，企業(yè)應(yīng)加大環(huán)保投入，開展低碳生產(chǎn)。同時(shí)也要注重提高低碳環(huán)保技術(shù)水平，從技術(shù)層面進(jìn)行環(huán)保成本科學(xué)控制，從而獲得外界信任與支持，贏得良好的企業(yè)聲譽(yù)。此外，國有企業(yè)可利用自身資金雄厚、資源豐富的優(yōu)勢(shì)，創(chuàng)新披露機(jī)制，提高披露質(zhì)量，更好地發(fā)揮國企力量。

從政府角度來看，國內(nèi)目前環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露可比性不足，企業(yè)披露積極性、質(zhì)量有待提高，歸根結(jié)底是因?yàn)闆]有統(tǒng)一完善的環(huán)境規(guī)制。首先，政府應(yīng)借鑒歐美發(fā)達(dá)國家經(jīng)驗(yàn)，完善國內(nèi)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露制度，通過全面明晰的規(guī)章條文，明確披露格式模版。其次，政府應(yīng)認(rèn)識(shí)到企業(yè)尤其是非國有企業(yè)在“雙碳”目標(biāo)中的重要性，充分調(diào)動(dòng)企業(yè)積極性。最后，針對(duì)國有企業(yè)披露質(zhì)量差、價(jià)值效應(yīng)不顯著的現(xiàn)象，政府應(yīng)不斷引入市場(chǎng)機(jī)制，加強(qiáng)監(jiān)管力度，深入國企改革力度，以國企帶動(dòng)市場(chǎng)，以市場(chǎng)帶動(dòng)全社會(huì)。促進(jìn)企業(yè)自覺披露社會(huì)氣氛的養(yǎng)成，穩(wěn)步達(dá)成“碳達(dá)峰、碳中和”目標(biāo)?！?/p>