環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束的影響

楊榮美，滕冬梅

（蘭州財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，甘肅 蘭州 730101）

2021 年11 月1 日，習(xí)近平向《聯(lián)合國氣候變化框架公約》第二十六次締約方大會世界領(lǐng)導(dǎo)人峰會發(fā)表書面致辭指出，當(dāng)前，氣候變化不利影響日益顯現(xiàn)，全球行動緊迫性持續(xù)上升。中國積極作出自己的貢獻(xiàn)，2021 年發(fā)布《環(huán)境信息依法披露制度改革方案》，著重強(qiáng)調(diào)了環(huán)境會計信息披露及其質(zhì)量問題。環(huán)境問題具有艱巨性、長期性與復(fù)雜性的特點(diǎn)，與企業(yè)的經(jīng)濟(jì)行為有密切關(guān)系。因此，在當(dāng)前全球應(yīng)對氣候變化，積極采取措施的新形勢下，我國政府積極推動企業(yè)進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型、高質(zhì)量發(fā)展，其中，環(huán)境會計信息披露可以反映和監(jiān)督企業(yè)環(huán)境相關(guān)活動，是政府和投資者了解企業(yè)低碳高質(zhì)量發(fā)展的重要渠道。

環(huán)境會計信息披露是在自然資源逐漸惡化和重新審視傳統(tǒng)會計對環(huán)境因素適用程度的基礎(chǔ)上產(chǎn)生的，也是環(huán)境會計和實施可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的重要一環(huán)。以往研究表明，環(huán)境信息披露在一定程度上可以提升企業(yè)信息透明度［1］，不僅可以降低企業(yè)的權(quán)益資本成本［2］、債務(wù)成本［3］，而且對企業(yè)價值［4］、企業(yè)績效［5］都有一定的促進(jìn)作用，高質(zhì)量的實質(zhì)性環(huán)境信息披露能夠降低企業(yè)風(fēng)險進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展［6］。環(huán)境會計信息披露在一定程度上能夠促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新［7］、高質(zhì)量發(fā)展，不僅能夠提升企業(yè)全要素的生產(chǎn)率［8］，且在企業(yè)創(chuàng)新［9］、管理層治理［10］及綠色技術(shù)創(chuàng)新［11］對企業(yè)融資約束的緩釋效應(yīng)中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。我國關(guān)于環(huán)境會計信息披露的研究以定性研究為主，圍繞重污染行業(yè)和企業(yè)層面展開，聚焦環(huán)境會計信息披露影響、環(huán)境會計信息披露現(xiàn)狀、環(huán)境會計信息披露質(zhì)量等領(lǐng)域，而定量研究較少，少有文獻(xiàn)同時從環(huán)境會計信息披露及其質(zhì)量兩方面研究其對企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果。因此，我們從企業(yè)異質(zhì)性視角出發(fā)，探討企業(yè)環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對企業(yè)融資約束的影響，進(jìn)一步分析在企業(yè)內(nèi)部特征和外部制度環(huán)境下，環(huán)境會計信息披露對企業(yè)融資約束的影響，并將企業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略分為加強(qiáng)環(huán)境會計信息披露力度和提高企業(yè)會計穩(wěn)健性等內(nèi)外兩個維度。

一 理論分析與研究假設(shè)

（一）環(huán)境會計信息披露與融資約束

環(huán)境會計信息披露作為反映和監(jiān)督企業(yè)環(huán)境相關(guān)活動的重要手段，也是政府和投資者了解企業(yè)社會責(zé)任的重要渠道［12］。何晶晶通過文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)披露環(huán)境會計信息是基于外部壓力與企業(yè)價值［13］。一方面，從外部壓力分析，排除政府及監(jiān)管部門對企業(yè)的約束外，資本市場的支持將更能促進(jìn)企業(yè)綠色、低碳、高質(zhì)量發(fā)展，自愿披露更高質(zhì)量的環(huán)境會計信息。企業(yè)若存在信息不對稱、經(jīng)濟(jì)困難、企業(yè)聲譽(yù)差等問題，較難從外部或者內(nèi)部進(jìn)行融資，因此產(chǎn)生融資約束。2012 年中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會對綠色信貸做了規(guī)范，綠色信貸的出臺，推動了企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，激發(fā)企業(yè)內(nèi)在轉(zhuǎn)型動力，而環(huán)境會計信息披露是以國內(nèi)銀行為主的金融機(jī)構(gòu)在企業(yè)綠色信貸時參考的重要部分，所以高質(zhì)量的環(huán)境會計信息披露增加了企業(yè)獲得綠色信貸的可能性，緩解了企業(yè)的融資約束壓力。周于靖等認(rèn)為綠色聲譽(yù)不僅是環(huán)境信息披露的替代信息傳遞機(jī)制，還是金融機(jī)構(gòu)綠色信貸決策的重要依據(jù)，綠色聲譽(yù)好的企業(yè)可以獲得更多的貸款［14］。Alessi et al.發(fā)現(xiàn)，在歐洲市場上，聲譽(yù)好的綠色企業(yè)表現(xiàn)優(yōu)于棕色企業(yè)，因此，環(huán)境會計信息披露能夠降低企業(yè)外部融資成本，提高市場股票流動性，緩解融資約束［15］。另一方面，從企業(yè)價值層面分析，在“零碳中國”倡議背景下，環(huán)境會計信息披露作為企業(yè)社會責(zé)任報告的重要組成部分，是政府、投資者及其他利益相關(guān)者重點(diǎn)關(guān)注的信息，是企業(yè)進(jìn)行融資約束的重要影響因素?；谝陨戏治?，我們提出假設(shè)1：環(huán)境會計信息披露有助于緩釋融資約束。

（二）會計穩(wěn)健性與融資約束

會計穩(wěn)健性是企業(yè)會計信息質(zhì)量的重要體現(xiàn)。Basu 研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性通過低估企業(yè)凈資產(chǎn)而有效緩解管理層與股東及債權(quán)人之間的代理沖突，有助于企業(yè)獲取外部投資人的信賴而緩解融資約束［16］。張金鑫等基于四種計量模型度量樣本公司的會計穩(wěn)健性水平發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性的提高有助于緩解企業(yè)的融資約束［17］。根據(jù)市場理論，李連軍等采用現(xiàn)金流敏感性模型，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健的貨幣政策有助于緩解企業(yè)的融資約束［18］。提高會計穩(wěn)健性能夠有效地降低股權(quán)融資成本，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投資，且通過調(diào)節(jié)環(huán)境不確定性緩解企業(yè)融資約束。會計穩(wěn)健性要求企業(yè)采用謹(jǐn)慎的態(tài)度，不高估資產(chǎn)，不低估負(fù)債，因此企業(yè)會計穩(wěn)健性的提高能夠降低企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，增加利益相關(guān)者的信任，提升企業(yè)聲譽(yù)，獲得更大的投資可能性。基于以上分析，我們提出假設(shè)2：會計穩(wěn)健性有助于緩釋融資約束。

（三）環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性與融資約束

盡管環(huán)境會計信息披露與會計穩(wěn)健性的提高都能在一定程度上降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱、提升信息透明度［19］，吸引投資，緩解企業(yè)融資約束壓力，但是基于資源約束視角分析發(fā)現(xiàn)，外部融資的資源是有限的，不可能無限制地進(jìn)行疊加融資。會計穩(wěn)健性是政府規(guī)定的會計準(zhǔn)則之一，而環(huán)境會計信息披露則并不具有強(qiáng)制性的規(guī)范標(biāo)準(zhǔn)，所以當(dāng)企業(yè)會計穩(wěn)健性較高時，企業(yè)披露環(huán)境會計信息所吸引來的資源可能較為有限，甚至?xí)娲糠謺嫹€(wěn)健性的資源?；诖?，我們提出假設(shè)3：環(huán)境會計信息披露與會計穩(wěn)健性在企業(yè)的融資約束緩釋效應(yīng)中存在替代效應(yīng)。

二 研究設(shè)計與變量定義

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

我們選取中國A 股上市公司2012—2019 年數(shù)據(jù)為樣本，為保證數(shù)據(jù)的有效性，剔除以下三類公司數(shù)據(jù)：ST、*ST 和PT 公司；金融類、保險類公司；近一兩年上市公司和缺失數(shù)據(jù)的公司。經(jīng)過對樣本的篩選和對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的縮尾處理，剔除極端值后共得到4 952 個樣本觀測值，619 個研究樣本。通過建立相關(guān)的評價指標(biāo)對環(huán)境會計信息披露水平數(shù)據(jù)進(jìn)行手工整理，其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng)、企業(yè)年報。文章采用Excel 和Stata16 軟件處理數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1.融資約束（FC）：文章參照 Lamont et al.［20］和李文靜等［21］的研究，結(jié)合我國上市公司特點(diǎn)建立我國融資約束指數(shù)FC 的測度方法，通過經(jīng)營性凈現(xiàn)金流（CF）、現(xiàn)金股利（DIV）、現(xiàn)金持有/上期資產(chǎn)（CashH）、資產(chǎn)負(fù)債率 （LEV）、托賓Q值（TobinQ）五個指標(biāo)建立面板排序選擇模型進(jìn)行測算，得到融資約束指標(biāo)：

2.環(huán)境會計信息披露（DIEA）：DIEA 為虛擬變量，若公司在當(dāng)年的年報里或者社會責(zé)任報告里披露了相關(guān)的環(huán)境會計信息，則取值為1，否則取值為0。

3.環(huán)境會計信息披露質(zhì)量（DIEAQUA）：將環(huán)境績效、環(huán)境披露、環(huán)境投資三大指標(biāo)細(xì)化為二級指標(biāo)、三級指標(biāo)，再將三級指標(biāo)披露內(nèi)容進(jìn)行定量與定性分類處理，然后分別進(jìn)行賦值，最后得出的總分?jǐn)?shù)即為企業(yè)的環(huán)境會計信息披露質(zhì)量，總分越高，代表信息質(zhì)量越高，具體定義見表1。

表1 環(huán)境會計信息披露水平指標(biāo)構(gòu)建

4.會計穩(wěn)健性（C_SCORE）：在以往的研究中，關(guān)于會計穩(wěn)健性的度量有三種方式，文章在借鑒錢明等［19］之前研究的基礎(chǔ)上，采用C_SCORE 模型來度量企業(yè)的會計穩(wěn)健性，計算模型如下：

5. 控制變量：參照以往的研究，文章選取公司市值（LnValue）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、市賬比（BM）、凈資產(chǎn)報酬率（ROE）、企業(yè)成長性（Growth）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）、流動比率（CR）、前十大股東持股比例（CR10）、稅負(fù)（TAX）為變量，同時控制了年份和行業(yè)固定效應(yīng)，具體見表2。

表2 主要變量定義

（三）回歸模型設(shè)定

文章基于Hausman 檢驗驗證假設(shè)1、假設(shè)2及假設(shè)3，選用固定效應(yīng)面板模型，控制年份和行業(yè)的固定效應(yīng)，用模型（5）檢驗環(huán)境會計信息披露（DIEA）、會計穩(wěn)健性（C_SCORE）及二者交互效應(yīng)（DIEA×C_SCORE）對融資約束的影響，用模型（6）檢驗環(huán)境會計信息披露質(zhì)量（DIEAQUA）、會計穩(wěn)健性（C_SCORE）及二者交互效應(yīng)（DIEAQUA×C_SCORE）對融資約束的影響。此外，考慮到環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束的緩釋效應(yīng)在一定程度上可能存在滯后效應(yīng)，所以文章在穩(wěn)健性檢驗中對主要解釋變量做了滯后一期的回歸，保證結(jié)果的可靠性。

三 實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

由樣本主要變量的描述性統(tǒng)計可知（見表3），融資約束（FC）均值為22.860，最大值為29.240，最小值為14.300，中位數(shù)為22.840，說明被解釋變量分布不均衡。DIEA 均值為0.407，表示我國當(dāng)前企業(yè)DIEA 的數(shù)量在上升，而DIEAQUA 的均值為11.270，標(biāo)準(zhǔn)差為11.620，最大值為56.000，中位數(shù)為8.000，表示雖然國內(nèi)環(huán)境會計信息披露主體和項目都在增加，但我國企業(yè)環(huán)境會計信息披露質(zhì)量較低，有些公司披露內(nèi)容甚至不足一項，企業(yè)間差距較大。C_SCORE 標(biāo)準(zhǔn)差為1.531，最大值為12.370，最小值為-9.210，表示會計穩(wěn)健性分布不均且企業(yè)間差異較大，符合包翠華等［22］對企業(yè)會計穩(wěn)健性的研究。以上分析顯示，雖然我國環(huán)境會計信息披露企業(yè)數(shù)量在上升，但是環(huán)境會計信息披露質(zhì)量、會計穩(wěn)健性可能因企業(yè)內(nèi)部特征或外部制度環(huán)境等不同而存在較大差異，我們將在進(jìn)一步分析中進(jìn)行檢驗。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）多元回歸分析

表4 是模型（5）和模型（6）的回歸結(jié)果。第（1）列是融資約束與環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果，其中FC 與DIEA 的系數(shù)為-0.133，與會計穩(wěn)健性的系數(shù)為-0.000，均在1%水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)披露環(huán)境會計信息，會減少信息使用者內(nèi)部與外部之間的信息不對稱，提升企業(yè)聲譽(yù)和形象，同時企業(yè)會計穩(wěn)健性的提高，有助于增加投資者對企業(yè)的信賴程度，緩解企業(yè)融資約束，假設(shè)1 和假設(shè)2 得到驗證。第（2）列是融資約束與環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性及二者的交互項（DIEA×C_SCORE）的回歸結(jié)果，F(xiàn)C 與DIEA、C_SCORE 依然在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，但融資約束與交互項（DIEA×C_SCORE）在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明環(huán)境會計信息披露與會計穩(wěn)健性在企業(yè)的融資約束過程中存在替代效應(yīng)，假設(shè)1、假設(shè)2 及假設(shè)3 得到驗證。第（3）列是融資約束與環(huán)境會計信息披露質(zhì)量、會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果，環(huán)境會計信息披露質(zhì)量在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，會計穩(wěn)健性在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)環(huán)境會計信息披露質(zhì)量越高，社會責(zé)任感越強(qiáng)，融資壓力越小，假設(shè)1 和假設(shè)2 再次得到驗證。第（4）列是融資約束與環(huán)境會計信息披露質(zhì)量、會計穩(wěn)健性及二者的交互項（DIEAQUA×C_SCORE）的回歸結(jié)果，F(xiàn)C 與DIEA 在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)、與C_SCORE 在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，但融資約束與交互項（DIEAQUA×C_SCORE）在1% 的水平上顯著正相關(guān)，說明DIEAQUA 與C_SCORE 在企業(yè)的融資約束過程中也存在替代效應(yīng)，假設(shè)1、假設(shè)2 及假設(shè)3 再次得到驗證。

表4 全樣本回歸結(jié)果

四 進(jìn)一步分析與穩(wěn)健性檢驗

借鑒以往研究，我們分別從企業(yè)內(nèi)部特征和外部制度環(huán)境切入展開異質(zhì)性分析，研究環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性及二者的交互項（DIEA×C_SCORE 、DIEAQUA×C_SCORE）對融資約束的影響，其中內(nèi)部特征包括行業(yè)特征、環(huán)保屬性、內(nèi)部控制，外部環(huán)境包括地區(qū)差異化程度、市場化程度、競爭程度。

（一）企業(yè)內(nèi)部特征

首先，從企業(yè)所屬行業(yè)分類，將全部樣本分為制造業(yè)和非制造業(yè)；其次，從企業(yè)污染程度分類，按照《上市公司環(huán)境保護(hù)核查行業(yè)分類管理名錄》，將火電、鋼鐵、水泥等14 個行業(yè)的企業(yè)劃分為重污染企業(yè)，其他為非重污染企業(yè)；最后，按企業(yè)內(nèi)部控制高低分類，根據(jù)分組后的樣本進(jìn)行回歸，具體結(jié)果見表5。

表5 企業(yè)內(nèi)部特征的異質(zhì)性檢驗

續(xù)表

由表5 可知，環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束的緩釋效應(yīng)在制造業(yè)、非重污染、內(nèi)部控制低的企業(yè)較為顯著。在行業(yè)屬性中，DIEA 與FC在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；在環(huán)保屬性中，在非重污染企業(yè)中，DIEA 與FC 在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；在內(nèi)控屬性中，環(huán)境會計信息披露在內(nèi)部控制低的企業(yè)中在1%的水平上緩釋融資約束。在上述內(nèi)部特征分析中，交互項（DIEA×C_SCORE）顯著為正，說明環(huán)境會計信息披露在會計穩(wěn)健性對融資約束的緩釋效應(yīng)中存在替代效應(yīng)。

（二）外部制度環(huán)境

參照以往研究，為了最大程度區(qū)分經(jīng)濟(jì)差異水平，我們首先按照各省份人均GDP 對樣本進(jìn)行分組，將高于75 分位的企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)組，低于75 分位的企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)組；其次，依據(jù)《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中各省份市場化指數(shù)中位數(shù)，將高于中位數(shù)的企業(yè)劃分為市場化程度高的組，低于中位數(shù)的企業(yè)劃分為市場化程度低的組［23］；最后，為檢驗市場競爭程度，以資產(chǎn)對數(shù)赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)的中位數(shù)為分組依據(jù)，將樣本劃分為競爭程度高和競爭程度低兩組。將分組后的樣本進(jìn)行回歸，得到表6。由表6 可知，在不同外部制度環(huán)境下，環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束的緩釋效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)、市場化程度低、競爭程度高的企業(yè)較為顯著。

表6 外部制度環(huán)境的異質(zhì)性檢驗

續(xù)表

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證結(jié)論的可靠性，我們進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。首先，為避免出現(xiàn)樣本選擇偏差問題，文章采用傾向得分匹配法（PSM）將樣本1∶1 匹配，進(jìn)行平衡性檢驗，然后將匹配后的新樣本重新進(jìn)行回歸檢驗，結(jié)果如表7 中第（1）、第（2）列所示，環(huán)境會計信息披露、環(huán)境會計信息披露質(zhì)量及會計穩(wěn)健性均與融資約束顯著負(fù)相關(guān)，且交互項（DIEA×C_SCORE、DIEAQUA×C_SCORE）也在1%水平上顯著正相關(guān)，支持了主回歸結(jié)果。其次，為降低由內(nèi)生性造成的誤差，文章對主要解釋變量采取滯后一期回歸，結(jié)果如表7 第（3）、第（4）列所示，交互項系數(shù)顯著為正，依然支持主回歸結(jié)果。最后，文章采用FC 指數(shù)衡量融資約束水平，為保證研究結(jié)論的可靠性，采用 Hadlock et al.［24］的 SA 指數(shù)代替FC測度融資約束水平，回歸結(jié)果如表7 第（5）、第（6）列所示，環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束具有緩釋效應(yīng)，與主回歸結(jié)果一致，進(jìn)一步證明了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表

續(xù)表

五 結(jié)論

文章以2012—2019 年國內(nèi)A 股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究了環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束的緩釋效應(yīng)。實證檢驗結(jié)果表明，環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性可緩解企業(yè)融資約束的壓力，且二者交互效應(yīng)對融資約束的緩釋效應(yīng)具有替代效應(yīng)。進(jìn)一步從企業(yè)內(nèi)部特征和外部制度環(huán)境方面研究環(huán)境會計信息披露、會計穩(wěn)健性對融資約束影響時發(fā)現(xiàn)：第一，環(huán)境會計信息披露有助于緩解企業(yè)融資約束，這種緩釋效應(yīng)在制造業(yè)、非重污染、內(nèi)部控制低、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)、市場化程度低、競爭程度高的企業(yè)較為顯著；第二，會計穩(wěn)健性對融資約束具有緩釋效應(yīng)；第三，環(huán)境會計信息披露與會計穩(wěn)健性在企業(yè)融資約束緩釋效應(yīng)中存在替代效應(yīng)，這種替代效應(yīng)在制造業(yè)、非重污染、內(nèi)部控制低、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)、市場化程度低、競爭程度高的企業(yè)中較為顯著。

文章也存在不足之處：第一，未進(jìn)一步探討在披露環(huán)境會計信息的企業(yè)中，環(huán)境會計信息披露質(zhì)量對企業(yè)融資約束的緩釋效應(yīng)；第二，未從企業(yè)披露環(huán)境會計信息動機(jī)、高管政治背景等其他影響因素方面拓展分析，進(jìn)行深層次研究；第三，未將股權(quán)融資加入模型進(jìn)行全面研究。