股權(quán)融資成本與環(huán)境信息披露質(zhì)量關(guān)系研究

吳瑞敏 秦 軍，2

(1 南京郵電大學(xué)管理學(xué)院，南京 210003；2 綠色經(jīng)濟(jì)與資本運(yùn)營研究中心，南京 21003)

資金是企業(yè)生存和發(fā)展的關(guān)鍵，融資活動的成功可以為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的有序進(jìn)行提供充足的資金支持，為企業(yè)戰(zhàn)略的實(shí)施提供堅(jiān)實(shí)的支撐。然而很多企業(yè)在融資過程中面臨諸多約束，無法籌集企業(yè)運(yùn)營所需要的資金，致使企業(yè)錯(cuò)失良機(jī)，甚至因資金鏈斷裂破產(chǎn)倒閉。股權(quán)融資是企業(yè)獲取資金的重要的方式，如何降低資金取得的成本，是企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中需要密切關(guān)注的焦點(diǎn)問題。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 企業(yè)股權(quán)融資成本與環(huán)境信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)

Azeddin Tahir Tabani Arab提出環(huán)境信息披露對資本成本的降低具有增強(qiáng)作用，并通過代理機(jī)制實(shí)現(xiàn)信息成本的不對稱，使得投資者具有高效的金融市場環(huán)境意識[1]。Dhaliwal D等發(fā)現(xiàn)企業(yè)股權(quán)資本成本與環(huán)境信息披露質(zhì)量之間關(guān)系為負(fù)相關(guān)[2]。沈洪濤等發(fā)現(xiàn)“綠色金融”政策下的再籌資環(huán)保核查制度對環(huán)境信息與企業(yè)的權(quán)益資本成本之間負(fù)相關(guān)能夠起到顯著的增強(qiáng)作用[3]。蘇利平等發(fā)現(xiàn)企業(yè)權(quán)益成本的降低與企業(yè)所披露的環(huán)境信息質(zhì)量的增加具有顯著的相關(guān)性[4]。黃蓉等發(fā)現(xiàn)研究企業(yè)的融資約束與企業(yè)披露的環(huán)境信息質(zhì)量之間的關(guān)系是動態(tài)變化的，它們相互影響，并不是一個(gè)簡單的單向聯(lián)系，且在企業(yè)當(dāng)期融資約束比較高的情況下，企業(yè)會著重提高企業(yè)所披露的環(huán)境信息的質(zhì)量，由此實(shí)現(xiàn)企業(yè)下期的融資約束降低[5]。

1.2 企業(yè)股權(quán)融資成本與環(huán)境信息披露質(zhì)量正相關(guān)或者不相關(guān)

Richardson 等提出環(huán)境信息披露質(zhì)量的提高會增加股權(quán)融資成本[6]。Murray等基于對英國最大的100家公司的測試，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的股權(quán)融資成本、股價(jià)與企業(yè)的環(huán)境信息披露之間的關(guān)系每年都在變化，并且隨企業(yè)所選擇的披露方式的不同在正向和負(fù)向關(guān)系之間搖擺[7]。蔣麟鳳通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)提高環(huán)境信息的披露質(zhì)量后，未發(fā)生企業(yè)價(jià)值的增加和權(quán)益資本的降低[8]。張淑慧等發(fā)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值與披露環(huán)境信息的質(zhì)量同向變化，但是這種正向關(guān)系與企業(yè)的權(quán)益資本的降低相關(guān)性不高[9]。李力等通過對碳信息披露研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外公布的非財(cái)務(wù)性環(huán)境信息對企業(yè)獲得較低的股權(quán)融資成本沒有明顯的推動作用[10]。

2 研究假設(shè)

信息不對稱理論和委托者代理理論認(rèn)為投資者和企業(yè)的管理者在掌握信息的及時(shí)性、準(zhǔn)確性方面存在不同，且二者均以利益最大化為目標(biāo)，這勢必會引起二者之間的利益沖突。企業(yè)公開披露的信息越具體、透明度越高，就越能夠減弱二者之間的信息不對稱，減少問題的發(fā)生，降低投資風(fēng)險(xiǎn)，提高收益的穩(wěn)定性。這樣在股權(quán)融資的過程中，投資者對投資報(bào)酬率的總體要求較低，使得企業(yè)股權(quán)融資成本減少。

利益相關(guān)者理論和社會責(zé)任理論則認(rèn)為，企業(yè)在追求財(cái)富最大化的過程中還要兼顧環(huán)境效益和社會效益。企業(yè)通過公布相關(guān)環(huán)境管理信息，利益相關(guān)者可以及時(shí)了解企業(yè)在環(huán)保方面花費(fèi)的時(shí)間、費(fèi)用和取得的相應(yīng)成就，正確的評估企業(yè)未來發(fā)展的潛力和社會責(zé)任的履行情況，進(jìn)而在企業(yè)籌集資金時(shí)要求較低的回報(bào)率。由此提出假設(shè)1：環(huán)境信息披露能夠降低企業(yè)的股權(quán)融資成本。

環(huán)境信息按照是否可以用貨幣形式進(jìn)行衡量可以大致劃分為兩種，即貨幣性的環(huán)境信息與非貨幣性的環(huán)境信息。貨幣性的環(huán)境信息是客觀的、具體的，投資者可以通過相關(guān)的數(shù)據(jù)得知企業(yè)過去的成果，并以此為基礎(chǔ)，預(yù)測企業(yè)環(huán)保活動的成本以及所帶來的環(huán)境績效，降低投資的風(fēng)險(xiǎn)。而非貨幣性的環(huán)境信息有很大的解釋空間，甚至有可能會誤導(dǎo)投資者，存在一定的風(fēng)險(xiǎn)。投資者可能會要求額外的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)，這樣在一定程度上會使得企業(yè)的股權(quán)融資成本呈上升趨勢。由此提出假設(shè)2：貨幣性環(huán)境信息對降低企業(yè)股權(quán)融資成本效果更顯著。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本的選擇和數(shù)據(jù)來源

3.1.1 樣本的選擇

本文的樣本數(shù)據(jù)來自滬深兩市A股2017—2020年間的重污染板塊上市公司，在數(shù)據(jù)處理過程中剔除ST、*ST類上市公司，當(dāng)年上市的樣本公司，數(shù)據(jù)不健全的樣本數(shù)據(jù)后，共得到269家重污染上市公司的歷年樣本分析數(shù)據(jù)。

3.1.2 數(shù)據(jù)來源

環(huán)境信息披露的數(shù)據(jù)通過企業(yè)對外公布的環(huán)境年度報(bào)告、社會責(zé)任年度報(bào)告以及企業(yè)可持續(xù)發(fā)展年度報(bào)告中數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總而得。股權(quán)融資成本和控制變量的數(shù)據(jù)，通過國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫獲得。通過Excel軟件對歷年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和匯總，使用SPSS.23軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)之間的關(guān)系對比分析。

3.2 變量的構(gòu)造

3.2.1 被解釋變量-股權(quán)融資成本(COC)

股權(quán)融資成本的核算方式多樣，可以采用CT模型、GLS模型、OJN模型及PEG模型等。PEG模型只需要當(dāng)年的股價(jià)和連續(xù)后兩年的預(yù)計(jì)每股收益即可，數(shù)據(jù)獲取易于執(zhí)行，而且更加切合我國的實(shí)際情況，準(zhǔn)確性、適用性更強(qiáng)，因此本文股權(quán)融資成本的衡量采用PEG模型。

(1)

其中，P0為公司對外發(fā)布報(bào)告當(dāng)年的股價(jià)，esp1,esp2分別為發(fā)布報(bào)告后的第一年和第二年該公司每股收益的預(yù)計(jì)值。

3.2.2 解釋變量-企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量指數(shù)(EDI)

借鑒葉陳剛等[11]的問題研究方法，以是否貨幣化為標(biāo)準(zhǔn)，將環(huán)境信息分為貨幣性環(huán)境信息與非貨幣性環(huán)境信息兩種，以文字形式披露的指標(biāo)賦值為1，沒有披露的指標(biāo)賦值為0，以文字和數(shù)值形式結(jié)合披露的指標(biāo)賦值為2。貨幣型環(huán)境信息包括環(huán)境污染征收的排污費(fèi)環(huán)保稅、發(fā)生重大環(huán)境事故時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)處理費(fèi)用支出、環(huán)保項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)性費(fèi)用支出或環(huán)境貸款、減少環(huán)境污染的收益、廢物綜合利用收入以及環(huán)境保護(hù)補(bǔ)助撥款的劃撥費(fèi)用的減免；非貨幣化環(huán)境信息包括制定環(huán)境信息披露制度、環(huán)境保護(hù)目標(biāo)、環(huán)境保護(hù)措施的執(zhí)行情況與取得成果以及是否嚴(yán)格執(zhí)行所通過的環(huán)境認(rèn)證、節(jié)約能源的環(huán)保措施及改善成果、對外排放污染物種類及數(shù)量達(dá)標(biāo)控制情況以及是否有獨(dú)立社會責(zé)任類評估報(bào)告，若有則賦值為2，否則為0。企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量指數(shù)(EDI)、貨幣性環(huán)境信息披露指數(shù)(EDIF)和非貨幣性環(huán)境信息披露指數(shù)(NEDIF)的計(jì)算公式分別為：

(2)

(3)

(4)

3.2.3 控制變量

控制變量選取為公司規(guī)模(SIZE)、董事會規(guī)模(BSIZE)、獨(dú)立執(zhí)行董事比例(BCTIND)、兩職合一(DUAL)、第一大股東持股比例(TOPI)、股權(quán)性質(zhì)(STATE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、流動資產(chǎn)與收入比(EOA)、總資產(chǎn)凈利潤率(ROTA)、資本保值增值率(ROCA)和換手率(TURNOVER)。變量定義與說明見表1。

表1 變量定義與說明表

3.3 模型構(gòu)建

股權(quán)融資成本與企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，以及貨幣型與非貨幣性兩種類型的披露信息對于股權(quán)融資成本的影響將通過模型(5)、模型(6)和模型(7)來進(jìn)行驗(yàn)證：

COC1=?0+?1EDI+?2SIZE+?3BSIZE+?4BCTIND+?5DUAL+?6TOPI+?7STATE+?8LEV+?9EOA+?10ROTA+?11ROCA+?12TURNOVER

(5)

COC2=?0+?1EDIF+?2SIZE+?3BSIZE+?4BCTIND+?5DUAL+?6TOPI+?7STATE+?8LEV+?9EOA+?10ROTA+?11ROCA+?12TURNOVER

(6)

COC3=?0+?1NEDIF+?2SIZE+?3BSIZE+?4BCTIND+?5DUAL+?6TOPI+?7STATE+?8LEV+?9EOA+?10ROTA+?11ROCA+?12TURNOVER

(7)

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)以及相關(guān)性分析

4.1.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

樣本的描述性統(tǒng)計(jì)的分析結(jié)果如表2所示。COC股權(quán)融資成本的平均值為0.098，最大值為0.323,最小值為0，不同企業(yè)COC差異較大。EDI、EDIF、NEDIF的最大值、最小值和均值分別為0.923、0.917、0.929；0.039、0、0；0.446、0.420、0.468，企業(yè)在對外披露環(huán)境信息的內(nèi)容和形式差距較大。但就單一企業(yè)近幾年的數(shù)據(jù)來看，企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量的變動不大，且變動都是正向變化，環(huán)境信息披露質(zhì)量逐年提高。SIZE的最大值為25.66，最小值為20.233，且標(biāo)準(zhǔn)差為1.276，公司經(jīng)營規(guī)模不同。DUAL絕大部分?jǐn)?shù)值都為2，兩職合一的情況相對較少。企業(yè)的董事會成員人數(shù)不多，規(guī)模也很小，TOPI相對較高，BCTIND相對較小，起到的監(jiān)察作用不大。LEV平均值為0.373，中位數(shù)為0.347，既能較大程度的利用企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿，使得資金的綜合使用管理效率達(dá)到最大化，同時(shí)又能保證企業(yè)償還借款的能力。EOA平均值為0.983，流動資金較為充裕，經(jīng)營能力良好。ROTA和ROCA數(shù)據(jù)顯示，樣本公司獲得營業(yè)利潤的能力較強(qiáng)，發(fā)展前景廣闊。TURNOVER顯示樣本企業(yè)的流動性較低并不活躍。整體來看數(shù)據(jù)分布較為集中，未出現(xiàn)較大波動，樣本的選擇有一定的合理性。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4.1.2 變量間相關(guān)性分析

各變量之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)如表3所示，企業(yè)的COC與EDI、EDIF、NEDIF呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且都在0.01級別上顯著性明顯。此外，企業(yè)的COC與EDIF的皮爾遜系數(shù)的絕對值大于COC與NEDIF之間皮爾遜系數(shù)絕對值，說明貨幣性環(huán)境信息披露對于降低股權(quán)融資成本效果更為明顯。

表3 變量間皮爾遜系數(shù)相關(guān)性

4.1.3 多元線性回歸分析

對模型(5)、模型(6)和模型(7)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。COC與EDI的相關(guān)系數(shù)為-0.105，在0.05的水平上顯著，這表明企業(yè)披露的環(huán)境信息質(zhì)量指數(shù)越高，對于大幅度降低企業(yè)的股權(quán)融資成本效果越明顯，模型(5)得到驗(yàn)證。EDIF與COC的回歸系數(shù)為-0.130，在0.01的水平上顯著，非貨幣性環(huán)境信息披露質(zhì)量指數(shù)與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為-0.043，相關(guān)性不顯著，表明環(huán)境信息披露，對于企業(yè)股權(quán)融資成本的降低能夠起到推動作用，且貨幣性環(huán)境信息披露的作用更加明顯，具有突出顯著性，模型(6)和模型(7)得到驗(yàn)證。

表4 模型回歸結(jié)果

4.2 穩(wěn)健性分析

考慮到變量間的內(nèi)生關(guān)系問題的影響和測量結(jié)果的誤差性，使用OJ模型重新計(jì)算企業(yè)股權(quán)融資成本，并進(jìn)行線性回歸分析。COC與EDI的回歸系數(shù)為-0.096，在0.05的水平上顯著。COC與貨幣性環(huán)境信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為-0.135，在0.01的水平上顯著。COC與NEDIF的回歸系數(shù)為-0.043，未通過顯著性檢驗(yàn)，對比表4和表5的各項(xiàng)回歸檢驗(yàn)結(jié)果的數(shù)據(jù)，可以明顯發(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)和顯著性基本一致。因此本文的樣本數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表5 模型回歸結(jié)果

5 研究結(jié)論與政策建議

通過對2017—2020年間269家滬深兩市A股重污染行業(yè)的上市企業(yè)公司股權(quán)融資成本與環(huán)境信息披露質(zhì)量指數(shù)進(jìn)行對比分析，結(jié)果顯示若上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量指數(shù)有所提高，相應(yīng)的，股權(quán)融資成本將會隨之降低。貨幣性環(huán)境信息披露對企業(yè)股權(quán)融資成本的降低作用性更強(qiáng)。

作為環(huán)境信息披露的主體，企業(yè)應(yīng)該自覺提高環(huán)境信息披露的質(zhì)量。對外，在目前法規(guī)尚未完善的情況下，自覺提高環(huán)境披露的標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)布環(huán)境信息披露的公告，在進(jìn)行披露時(shí)，做到內(nèi)容完整、嚴(yán)謹(jǐn)，兼具貨幣性與非貨幣性環(huán)境信息、定性與定量信息，提高內(nèi)容的可比性與可理解性。對內(nèi)，在進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營活動時(shí)，企業(yè)應(yīng)該綜合自身各方面的發(fā)展情況，就企業(yè)目標(biāo)制定合理的戰(zhàn)略措施，提高產(chǎn)品質(zhì)量，增強(qiáng)產(chǎn)品異質(zhì)性與不可替代性，樹立品牌效應(yīng)，提高企業(yè)競爭力。同時(shí)，建立環(huán)保問題預(yù)警機(jī)制，實(shí)時(shí)進(jìn)行監(jiān)督。實(shí)現(xiàn)內(nèi)外兼修，達(dá)到公司生產(chǎn)經(jīng)營與生態(tài)環(huán)境保護(hù)相互促進(jìn)的良性循環(huán)。