水風(fēng)險、機構(gòu)投資者調(diào)研與債務(wù)融資成本

伍海泉 葉慧 謝琦 周志方

【摘 要】 在水資源危機加劇的背景下，與水資源相關(guān)的風(fēng)險已成為整個社會所面臨的最大威脅之一，企業(yè)如何應(yīng)對水風(fēng)險已成為當前關(guān)注的焦點?；?014—2019年A股高水敏感行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，實證檢驗了水風(fēng)險對債務(wù)融資成本的影響機理及機構(gòu)投資者調(diào)研的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：企業(yè)水風(fēng)險與債務(wù)融資成本正相關(guān);機構(gòu)投資者調(diào)研能夠削弱企業(yè)水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的正相關(guān)關(guān)系。區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，水風(fēng)險對債務(wù)融資成本的正向影響在非國有企業(yè)中更顯著;機構(gòu)投資者調(diào)研的負向調(diào)節(jié)作用僅在非國有企業(yè)中顯著。上述發(fā)現(xiàn)豐富了水風(fēng)險和債務(wù)融資成本的研究成果，對于探索水風(fēng)險和機構(gòu)投資者調(diào)研影響債務(wù)融資成本的作用機理以及加強企業(yè)水風(fēng)險管理等具有積極理論意義和實踐價值。

【關(guān)鍵詞】 水風(fēng)險; 機構(gòu)投資者調(diào)研; 債務(wù)融資成本; 產(chǎn)權(quán)性質(zhì); 信息不對稱

【中圖分類號】 F205 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2022）09-0010-08

一、前言

水作為一項可供生產(chǎn)資源，在人類社會的歷史進程中不可或缺。因此，嚴格的水資源管理對可持續(xù)發(fā)展尤為重要[1]。企業(yè)，尤其是高水敏感行業(yè)的企業(yè)，作為淡水使用大戶和水質(zhì)污染的罪魁禍首，在水資源危機發(fā)生時，會對其生產(chǎn)、聲譽和財務(wù)等方面造成負面影響[2]。隨著水資源危機不斷加劇，投資者、政府部門以及消費者對企業(yè)的水風(fēng)險應(yīng)對和水資源管理表現(xiàn)出較強的關(guān)注，企業(yè)不得不協(xié)調(diào)這些利益相關(guān)方的訴求[3]。因此，許多企業(yè)已經(jīng)從被動應(yīng)對轉(zhuǎn)向主動型和創(chuàng)新型的環(huán)境行為，力求解決環(huán)境效率低下的問題。企業(yè)通過制定和實施前瞻型水風(fēng)險管理戰(zhàn)略可以為其帶來差異化或成本化競爭優(yōu)勢，進而塑造差別環(huán)境友好形象并獲得“綠色創(chuàng)新”補償，降低其債務(wù)融資成本。

水風(fēng)險，即由水資源危機誘發(fā)的相關(guān)不確定因素，通常被劃分物理水量風(fēng)險、物理水質(zhì)風(fēng)險及監(jiān)管、信譽風(fēng)險三個指標。水資源作為共享的公共資源，企業(yè)部門的活動可能對其他用戶產(chǎn)生負外部效應(yīng)。因此，社會責(zé)任和供應(yīng)鏈視角成為學(xué)者們研究企業(yè)水風(fēng)險的重點。此外，學(xué)術(shù)界還從影響因素[4]、公眾態(tài)度[5]和信息披露[6]等視角展開水風(fēng)險研究。盡管企業(yè)水風(fēng)險和水資源管理已經(jīng)成為熱門話題，但相關(guān)研究仍然處于起步階段，尚未有研究定量考察資本市場對水風(fēng)險的反應(yīng)，以及機構(gòu)投資者調(diào)研在其中的傳導(dǎo)路徑。

鑒于此，本文以2014—2019年高水敏感行業(yè)的A股主板上市公司為樣本，實證檢驗企業(yè)水風(fēng)險對債務(wù)融資成本的影響以及機構(gòu)投資者調(diào)研的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并考慮產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的差異。相對于以往研究，本文的主要貢獻在于：（1）以往的研究側(cè)重于財務(wù)風(fēng)險對企業(yè)的影響，而本文從非財務(wù)風(fēng)險的角度出發(fā)，具體探索水風(fēng)險對債務(wù)融資成本帶來的影響，豐富和拓展了非財務(wù)風(fēng)險的研究視角，啟發(fā)企業(yè)制定主動型水風(fēng)險管理模式，以獲得先發(fā)優(yōu)勢，進而提升資本市場好感;（2）現(xiàn)有研究僅從理論上梳理了水風(fēng)險的影響因素，以及其對企業(yè)社會責(zé)任履行和信息披露等的影響[4-6]，尚未定量研究水風(fēng)險的經(jīng)濟后果，本文在前人研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建上市公司水風(fēng)險量表以定量測度企業(yè)水風(fēng)險，探究其對企業(yè)債務(wù)融資的影響，有助于提高企業(yè)的系統(tǒng)性水風(fēng)險管理意識，并促使企業(yè)致力于“綠化”市場形象;（3）現(xiàn)有研究大多從機構(gòu)投資者持股的角度研究其對公司的直接治理效應(yīng)，鮮有文獻研究機構(gòu)投資者調(diào)研行為對公司治理的影響，本文基于調(diào)研行為而非持股比例檢驗機構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)效應(yīng)，進一步豐富了機構(gòu)投資者治理效應(yīng)的研究領(lǐng)域。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）水風(fēng)險與債務(wù)融資成本

隨著社會對清潔生產(chǎn)的需求以及日益嚴格的環(huán)境監(jiān)管，企業(yè)風(fēng)險管理也從早期的財務(wù)風(fēng)險、信用風(fēng)險轉(zhuǎn)移到環(huán)境風(fēng)險層面[4]。企業(yè)通過實施主動型環(huán)境差異化戰(zhàn)略，可有效地降低企業(yè)可分散風(fēng)險，努力獲得資本市場的青睞?，F(xiàn)有研究較多集中于碳風(fēng)險對企業(yè)的影響作用。

水風(fēng)險作為環(huán)境風(fēng)險的重要組成部分，不僅來源于企業(yè)可利用水資源的減少，還源于企業(yè)因污水排放、虛假水信息披露等有悖于環(huán)境負責(zé)行為而引發(fā)的信譽風(fēng)險?；谛盘柪碚?，在當前企業(yè)水風(fēng)險意識淡薄的情況下，積極的水風(fēng)險管理將幫助企業(yè)占據(jù)先發(fā)優(yōu)勢[7]。具體而言，企業(yè)的積極水風(fēng)險應(yīng)對措施將降低環(huán)境風(fēng)險，進而改善自身非系統(tǒng)風(fēng)險，這種由親環(huán)境信號獲得的額外競爭優(yōu)勢將驅(qū)動更低的債務(wù)融資成本。

信息不對稱理論認為，內(nèi)部利益相關(guān)者因掌握的信息數(shù)量較多和信息質(zhì)量較好而處于有利位置，債權(quán)人等外部利益相關(guān)者則處于不利位置[8]。在貸款行為發(fā)生前，管理層會選擇性地發(fā)布信息以規(guī)避環(huán)境失責(zé)信息的負面影響，外部債權(quán)人作為信息劣勢方會要求企業(yè)以高額的風(fēng)險溢價為這種信息不對稱買單，債務(wù)融資和內(nèi)部融資的資本成本差異就此產(chǎn)生[9]。此外，借貸活動迫使債權(quán)人共同承擔(dān)高水敏感企業(yè)的水風(fēng)險，因而債權(quán)人希望企業(yè)盡可能地采取措施以降低水風(fēng)險。然而，在貸款行為發(fā)生后，企業(yè)可能投資收益可觀的高水風(fēng)險項目，為避免承擔(dān)高水風(fēng)險項目的失敗，債權(quán)人將會通過增加貸款利率或者增加限制條款來防止企業(yè)進行投機性的高水風(fēng)險活動。因此，事前信息不對稱催生的逆向選擇和事后信息不對稱產(chǎn)生的道德風(fēng)險均會導(dǎo)致債務(wù)融資成本的增加?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)1。

H1：企業(yè)水風(fēng)險與債務(wù)融資成本正相關(guān)。

基于企業(yè)異質(zhì)性視角，水風(fēng)險對債務(wù)融資成本的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)下也會存在差異。相對于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)在產(chǎn)權(quán)保護、政治關(guān)聯(lián)以及融資優(yōu)惠等方面具有天然的優(yōu)勢[10]。由于非國有企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)程度相比于國有企業(yè)較弱，銀行審核其貸款申請時可能更加嚴苛，因而銀行對非國有企業(yè)的水風(fēng)險可能會更加重視。馮宗憲等[11]認為，國有企業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級中承擔(dān)更多的社會責(zé)任和產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行領(lǐng)先者角色，國有企業(yè)必然會利用擁有的政治資源和博弈能力，將環(huán)境規(guī)制對自身的影響降到最低甚至不受政策的影響。由此，本文提出假設(shè)2。

H2：相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在影響水風(fēng)險與債務(wù)融資成本關(guān)系更顯著。

（二）機構(gòu)投資者調(diào)研的調(diào)節(jié)效應(yīng)

機構(gòu)投資者作為企業(yè)利益相關(guān)者的一員，承擔(dān)著企業(yè)對外傳達水風(fēng)險與水信息的重要中介角色?；凇胺e極監(jiān)督”的觀點，Nofsinger et al. [12]認為，機構(gòu)投資者通過展開監(jiān)督和治理行動以及時糾正公司代理人的不當行為，壓縮管理層實施機會主義行為的空間。更有趣的是，基于“攫取”的觀點，Kim et al.[13]認為，機構(gòu)投資者與公司管理層利用分散小股東信息不對稱的劣勢而“同流合污”。機構(gòu)投資者能夠顯著影響公司治理效果，雖然影響結(jié)果好壞參半，但其積極影響占據(jù)“半壁江山”[14-15]。機構(gòu)投資者扮演的積極監(jiān)督角色已成為緩解委托代理問題和信息不對稱問題的重要途徑。一方面，外部利益相關(guān)者通過機構(gòu)投資者調(diào)研獲取的信息能夠更加合理地評價企業(yè)投融資項目，進而減少因逆向選擇造成企業(yè)融資能力削弱;另一方面，機構(gòu)投資者調(diào)研能進一步使管理層實施不當行為機會“縮水”，從而減少由于管理層道德風(fēng)險造成的融資約束。此外，Boubaker et al.[16]研究發(fā)現(xiàn)，無論從動力層面還是能力層面，機構(gòu)投資者對管理層和控股股東投資決策的監(jiān)督作用都比一般投資者更強，削弱由于委托代理和信息不對稱導(dǎo)致的水風(fēng)險對企業(yè)債務(wù)融資成本造成的負面影響。據(jù)此，提出假設(shè)3。

H3：機構(gòu)投資者調(diào)研能夠削弱水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的正相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)預(yù)算軟約束理論，與民營企業(yè)不同，國有企業(yè)發(fā)生虧損時，國家將對其提供補貼、進行貸款或者縮減稅收等各種“隱形保護”[17]。預(yù)算軟約束現(xiàn)象在我國國有企業(yè)中表現(xiàn)異常顯著，機構(gòu)投資者調(diào)研的調(diào)節(jié)效應(yīng)也會因企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而異[18]。對于國有企業(yè)而言，政府能夠在一定程度上幫助其緩解水風(fēng)險導(dǎo)致的財務(wù)困境，大大降低履約成本。這反過來使得債權(quán)人對企業(yè)債務(wù)契約的保障性要求降低，也會減少從債務(wù)違約角度的考量，進而使國有企業(yè)處于一個較為寬松的融資環(huán)境;而與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)與政府沒有“天然”的關(guān)聯(lián)，債權(quán)人更加關(guān)注機構(gòu)投資者調(diào)研在公司治理和水風(fēng)險方面的作用?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)4。

H4：相對于國有企業(yè)，機構(gòu)投資者調(diào)研對水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的影響在非國有企業(yè)中更為明顯。

基于上述理論分析和研究假設(shè)，提出本文的理論模型，如圖1所示。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

為確保結(jié)果準確可靠，本文以2014—2019年高水敏感行業(yè)的A股主板上市公司為初始樣本，其中高水敏感行業(yè)根據(jù)企業(yè)水資源披露指南（Corporate Water Disclosure Guideline）的行業(yè)水風(fēng)險評級和中國《上市公司行業(yè)分類指引（2012）》確定。進一步剔除如下樣本：（1）ST和？觹ST公司;（2）年報或社會責(zé)任報告缺失的上市公司;（3）財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終得到343家上市公司作為研究樣本。樣本數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、IPE數(shù)據(jù)庫、和訊網(wǎng)和巨潮資訊網(wǎng)等，采用Nvivo11、Stata15.0等軟件對數(shù)據(jù)進行處理。

（二）變量測度

1.水風(fēng)險

本文在公眾環(huán)境研究中心研究報告[19]的基礎(chǔ)上，保留了其對水風(fēng)險的劃分方式和權(quán)重賦值，同時根據(jù)數(shù)據(jù)可獲取性進行適當?shù)恼{(diào)整，構(gòu)建了上市公司水風(fēng)險量表，進而對樣本公司的水風(fēng)險賦分。劃分方式上，將上市公司水風(fēng)險劃分為用水風(fēng)險、排水風(fēng)險和合規(guī)風(fēng)險;權(quán)重賦值上，參照公眾環(huán)境研究中心的做法，采用百分制，其中用水風(fēng)險、排水風(fēng)險和合規(guī)風(fēng)險分別為32、32和36。各項指標具體計算方法如表1所示，數(shù)值越大意味著企業(yè)面臨的水風(fēng)險越大。

水風(fēng)險的數(shù)據(jù)主要有三個來源：（1）關(guān)于水信息披露的數(shù)據(jù)（節(jié)水和污水減排的措施及成效），借鑒曾輝祥等[6]的做法，從巨潮網(wǎng)下載樣本企業(yè)的年度報告和社會責(zé)任報告，利用內(nèi)容分析法，結(jié)合Nvivo軟件和人工查詢統(tǒng)計打分得到;（2）水違規(guī)處罰的數(shù)據(jù)來源于公眾環(huán)境中心（IPE）數(shù)據(jù)庫;（3）污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）系數(shù)和其他條目則根據(jù)2017年公眾環(huán)境研究中心公布的《上市公司水風(fēng)險評價工具及涉煤上市公司水風(fēng)險評價報告》的附表和附圖整理搜集所得。

2.債務(wù)融資成本

債務(wù)評級或者到期收益率是國外常用的債務(wù)融資成本衡量方法，但我國當前尚未具備公信力較強的債務(wù)評級機制，且尚未對銀行或其他金融機構(gòu)借款、債券以及票據(jù)等債務(wù)分類提供債務(wù)利息。因此，本文借鑒倪娟等[20]測度債務(wù)融資成本的方法，以利息總支出與期初期末平均帶息債務(wù)總額的比值來衡量。

3.機構(gòu)投資者調(diào)研

參考李昊洋等[21]的做法，本文采用調(diào)研次數(shù)衡量機構(gòu)投資者調(diào)研，其中機構(gòu)投資者包括證券公司、基金公司、保險公司及合格的境外機構(gòu)投資者等。本文通過國泰安數(shù)據(jù)庫搜集整理投資者調(diào)研次數(shù)，缺失的觀測值則從上市公司年報中手工搜集獲得，具體搜集過程如下：定位到“報告期內(nèi)接待調(diào)研、溝通、采訪等活動登記表”（或相近表述），然后根據(jù)上市公司列明的接待時間和地點統(tǒng)計次數(shù)。

4.控制變量

參考Zhou et al.[10]和周楷唐等[22]的做法，本文選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、成長能力、企業(yè)年齡、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、董事會獨立性以及年度和行業(yè)等變量作為控制變量。所有變量的定義及測量方法如表2所示。

（三）模型設(shè)定

考慮到上市公司水風(fēng)險量表的部分數(shù)據(jù)通過披露的年度報告和社會責(zé)任報告搜集得到以及模型內(nèi)生性問題，本文參照Dhaliwal et al.[23]的研究，對核心解釋變量企業(yè)水風(fēng)險（WR）做了滯后一期處理，檢驗水風(fēng)險對債務(wù)融資成本影響的模型如下：

CODi，t=α0+α1WRi，t-1+βControli，t+εi，t ?（1）

為了研究機構(gòu)投資者調(diào)研在企業(yè)水風(fēng)險對債務(wù)融資成本影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型1的基礎(chǔ)上引入機構(gòu)投資者調(diào)研以及企業(yè)水風(fēng)險與機構(gòu)投資者調(diào)研的交乘項，構(gòu)建模型2進行檢驗：

CODi，t=α0+α1WRi，t-1+α2CVi，t+α3WRi，t-1CVi，t+βCo-ntroli，t+εi，t ? ? ? ? ? ?（2）

模型中的變量定義及測度與表2一致，其中i表示企業(yè)，t和t-1表示年度，εi，t表示誤差項。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3統(tǒng)計結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本的均值為5.789，最小值和最大值分別為1.013和32.602，表明樣本的債務(wù)融資成本異質(zhì)性顯著;企業(yè)水風(fēng)險方面，最小值17.8與上市公司水風(fēng)險量表的最低值相等，說明部分企業(yè)已經(jīng)具備應(yīng)對水風(fēng)險的意識和能力，但中位數(shù)和最大值分別為45.4和90.8，表明我國企業(yè)水風(fēng)險整體處于中等偏高水平，且部分企業(yè)水風(fēng)險形勢嚴峻;機構(gòu)投資者調(diào)研的均值、最小值和最大值分別為8.994、0和99，說明存在顯著差異;其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果詳見表3，此處不再一一贅述。

（二）假設(shè)檢驗

1.水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的回歸檢驗

為了驗證企業(yè)水風(fēng)險能否引起債務(wù)融資成本的上升（H1），對模型1進行了回歸分析，回歸結(jié)果如表4中全樣本組所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)水風(fēng)險（WRt-1）與債務(wù)融資成本（COD）的回歸系數(shù)為0.024且在1%的水平上顯著，說明水風(fēng)險每增加一個單位，債務(wù)融資成本將隨之增加0.024個單位，和企業(yè)水風(fēng)險與債務(wù)融資成本正相關(guān)的研究假設(shè)一致，因此H1得到支持。

為了檢驗H2，將樣本按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組進一步進行回歸，回歸結(jié)果分別如表4國有組和非國有組所示。結(jié)果顯示，無論是國有組還是非國有組，水風(fēng)險與債務(wù)融資成本均顯著正相關(guān)，進一步支持了研究H1。其中，國有企業(yè)的水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的回歸系數(shù)為0.018且在5%的水平上顯著，而非國有企業(yè)的水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的回歸系數(shù)為0.034且在1%的水平上顯著，說明水風(fēng)險對非國有企業(yè)債務(wù)融資成本的影響更顯著，支持了H2。

2.機構(gòu)投資者調(diào)研的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本文對模型2進行了回歸分析，以檢驗機構(gòu)投資者調(diào)研在能否調(diào)節(jié)企業(yè)水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的關(guān)系，回歸結(jié)果詳見表5全樣本列。檢驗結(jié)果顯示，企業(yè)水風(fēng)險與債務(wù)融資成本顯著正相關(guān)（p=0.026，t=3.05），國企組與非國企組的水風(fēng)險（WRt-1）回歸系數(shù)分別為0.027在5%的水平上顯著和0.031在1%的水平上顯著，H1和H2得到進一步驗證。而對于模型2主要關(guān)注的交乘項系數(shù)，結(jié)果顯示W(wǎng)Rt-1×CV為負且在5%的水平上顯著（p=-0.001，t=-2.15），表明機構(gòu)投資者調(diào)研在水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的正相關(guān)關(guān)系中具有顯著的削弱作用，H3得到驗證。

為了進一步檢驗H4機構(gòu)投資者調(diào)研調(diào)節(jié)效應(yīng)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中的差異，繼續(xù)將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組進一步進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果如表5國有組和非國有組所示。機構(gòu)投資者調(diào)研僅能影響非國有企業(yè)中水風(fēng)險與債務(wù)融資成本的關(guān)系（p=-0.003，t=-5.23），充分說明非國有企業(yè)更需要依靠機構(gòu)投資者調(diào)研來緩解企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對稱，降低水風(fēng)險帶來的債務(wù)融資成本。

（三）內(nèi)生性控制和穩(wěn)健性檢驗

雖然本文盡可能控制了其他變量對債務(wù)融資成本的影響，但是不排除可能由于遺漏某些控制變量引起內(nèi)生性問題。考慮到債務(wù)融資成本很可能受到自身過去水平的影響，借鑒Hoje et al.[24]的做法，引入債務(wù)融資成本的滯后項作為控制變量再次進行回歸?；貧w結(jié)果如表6所示，t-1期的債務(wù)融資成本與t期的債務(wù)融資成本顯著正相關(guān)，其他部分回歸結(jié)果與前文結(jié)論基本保持一致，說明設(shè)定的模型不存在內(nèi)生性問題。

為了確保模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。首先，本文采用縮小樣本量的方式，對制造業(yè)282家公司的全樣本組、國有企業(yè)組、非國有企業(yè)組分別進行了主效應(yīng)檢驗（H1）和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗（H3），檢驗結(jié)果如表7所示，均與前文的結(jié)論保持一致。其次，考慮到僅選取制造業(yè)有可能遺漏掉了行業(yè)因素的影響，本文采用替代變量法進一步檢驗。本文借鑒范小云等[25]的做法，以（利息支出+手續(xù)費+其他財務(wù)費用）/期初期末平均帶息負債作為債務(wù)融資成本的代理變量重新回歸，回歸結(jié)果如表8所示，主要結(jié)論與前文仍然保持一致。

五、結(jié)論與啟示

基于代理理論和信息不對稱理論，本文以2014—2019年高水敏感行業(yè)的上市公司為研究對象，實證檢驗了水風(fēng)險與企業(yè)債務(wù)融資成本的關(guān)系，以及機構(gòu)投資者調(diào)研對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）水風(fēng)險會導(dǎo)致債務(wù)融資成本上升，且這種關(guān)系在非國有企業(yè)中更為顯著;（2）機構(gòu)投資者調(diào)研能緩解信息不對稱性，削弱水風(fēng)險對債務(wù)融資成本的影響;（3）機構(gòu)投資者調(diào)研的調(diào)節(jié)效應(yīng)因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而異，相對于國有企業(yè)，機構(gòu)投資者調(diào)研能顯著緩解非國有企業(yè)因水風(fēng)險帶來的融資約束困境，并提高其債務(wù)融資能力。

同樣，本文的研究發(fā)現(xiàn)對水風(fēng)險管理具有重要的政策啟示與實踐意義：（1）隨著水資源需求的增加和氣候變化導(dǎo)致的淡水日益稀缺等問題的出現(xiàn)，企業(yè)務(wù)必識別水風(fēng)險和強化水資源管理，主動披露水風(fēng)險相關(guān)問題和應(yīng)對計劃，就水資源管理和水風(fēng)險應(yīng)對等問題與利益相關(guān)者加強溝通交流，以降低水風(fēng)險和提升債務(wù)融資能力，最終實現(xiàn)可持續(xù)經(jīng)營。（2）盡管不少企業(yè)意識到水資源危機誘發(fā)的水風(fēng)險可能影響生產(chǎn)經(jīng)營，但是我國仍舊只有少部分企業(yè)對外披露水資源消耗總量及排放情況和水風(fēng)險應(yīng)對計劃。因此，政府部門有必要施展“看得見的手”引導(dǎo)和規(guī)范企業(yè)水資源管理和水風(fēng)險應(yīng)對，以緩解水資源危機對社會經(jīng)濟的負面影響，進而維護整個社會經(jīng)濟的穩(wěn)定健康。（3）就第三方（機構(gòu)投資者及會計師事務(wù)所等）而言，應(yīng)充分關(guān)注與機構(gòu)有業(yè)務(wù)往來的企業(yè)的水風(fēng)險和水資源管理，避免因遺漏水風(fēng)險導(dǎo)致審計或投資業(yè)務(wù)出錯，造成不可挽回的損失。

【參考文獻】

[1] NAINGGOLAN D，et al.Water quality management and climate change mitigation：cost-effectiveness of joint implementation in the baltic sea region[J].Ecological Economics，2018，144：12-26.

[2] ZHANG L，et al.Mind the gap：is water disclosure a missing component of corporate social responsibility？[J].The British Accounting Review，2021，53（1）.

[3] ZENG H，et al.Water disclosure and firm risk：empirical evidence from highly water sensitive industries in China[J].Business Strategy and the Environment，2020，29（1）：17-38.

[4] BEN-AMAR W，CHELLI M .What drives voluntary corporate water disclosures？ The effect of country-level institutions[J].Business Strategy and the Environment，2018，27（8）：1609-1622.

[5] HOU C，et al.Impacts of regional water shortage information disclosure on public acceptance of recycled water—evidences from Chinas urban residents[J].Journal of Cleaner Production，2020，278.

[6] 曾輝祥，李世輝，肖序，等.水資源信息披露、媒體報道與企業(yè)風(fēng)險[J].會計研究，2018（4）：89-96.

[7] 周志方，陳佳純，曾輝祥.產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)水信息披露的影響研究——基于2010—2016年中國高水敏感性行業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2019（11）：70-86.

[8] AKERLOF G.The market for “Lemons”：quality uncertainty and the market mechanism[J].Quarterly Journal of Economics，1970，3：488-500.

[9] FAZZARI S，et al.Investment，financing decisions，and tax policy[J].American Economic Review，1988，2：200-205.

[10] ZHOU Z，et al.Carbon risk，cost of debt financing and the moderation effect of media attention：evidence from Chinese companies operating in high-carbon industries[J].Business Strategy and the Environment，2018，8：1131-1144.

[11] 馮宗憲，賈楠亭，程鑫.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[J].西安交通大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020，40（5）：77-86.

[12] NOFSINGER J R，et al.Institutional investors and corporate social responsibility[J].Journal of Corporate Finance，2019，58：700-725.

[13] KIM H D，et al.Short-term institutional investors and agency costs of debt[J].Journal of Business Research，2019，95：195-210.

[14] HARFORD J，et al.Do long-term investors improve corporate decision making？[J].Journal of Corporate Finance，2018，50：424-452.

[15] CRANE A D，et al.Institutional investor cliques and governance[J].Journal of Financial Economics，2019，1：175-197.

[16] BOUBAKER S，et al.Does institutional investor horizon influence US corporate financing decisions？[J].International Review of Financial Analysis，2019，63：382-394.

[17] MASKIN E S.Recent theoretical work on the soft budget constraint[J].American Economic Review，1999，89（2）：421-425.

[18] 王亮亮，潘俊，俞俊利.預(yù)算軟約束、債務(wù)契約與公司避稅[J].管理工程學(xué)報，2018，32（4）：95-100.

[19] 公眾環(huán)境研究中心.上市公司水風(fēng)險評價工具及涉煤上市公司水風(fēng)險評價報告[R].2017.

[20] 倪娟，孔令文.環(huán)境信息披露、銀行信貸決策與債務(wù)融資成本——來自我國滬深兩市A股重污染行業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟評論，2016（1）：147-156，160.

[21] 李昊洋，程小可，姚立杰.機構(gòu)投資者調(diào)研抑制了公司避稅行為嗎？——基于信息披露水平中介效應(yīng)的分析[J].會計研究，2018（9）：56-63.

[22] 周楷唐，麻志明，吳聯(lián)生.高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與公司債務(wù)融資成本[J].經(jīng)濟研究，2017（7）：171-185.

[23] DHALIWAL D S，et al.Voluntary nonfinancial disclosure and the cost of equity capital：the initiation of corporate social responsibility reporting[J].The Accounting Review，2011，86（1）：59-100.

[24] HOJE J O，et al.Does CSR reduce firm risk？ Evidence from controversial industry sectors[J].Journal of Business Ethics，2012，110（4）：441-456.

[25] 范小云，方才，何青.誰在推高企業(yè)債務(wù)融資成本——兼對政府融資的“資產(chǎn)組合效應(yīng)”的檢驗[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2017，38（1）：51-65.