環(huán)境信息披露對企業(yè)財務績效的影響——基于滬深A股化工行業(yè)上市公司的經驗分析

謝宜章，唐辛宜，吳菁琳

環(huán)境信息披露對企業(yè)財務績效的影響——基于滬深A股化工行業(yè)上市公司的經驗分析

謝宜章*，唐辛宜，吳菁琳

（湖南農業(yè)大學 商學院，湖南 長沙 410128）

基于2016—2020年滬深A股198家化工行業(yè)上市公司平衡面板數據，運用因子分析法測算企業(yè)財務績效綜合數值，探討環(huán)境信息披露對化工行業(yè)上市公司財務績效的影響路徑與傳導機制，實證檢驗環(huán)境信息披露與其財務績效的關系。研究發(fā)現：化工行業(yè)上市公司環(huán)境信息披露與財務績效呈正相關關系，高質量的環(huán)境信息披露有益于提升財務績效；相較于非國有上市公司而言，國有上市公司的環(huán)境信息披露對財務績效的正向促進作用更顯著。

化工行業(yè)；因子分析法；環(huán)境信息披露；財務績效

一、問題的提出

“十四五”時期，我國生態(tài)文明建設進入以降碳為重點戰(zhàn)略方向、推動減污降碳協同增效、促進經濟社會發(fā)展全面綠色轉型、實現生態(tài)環(huán)境質量改善由量變到質變的關鍵時期。目前，我國環(huán)境保護治理進入新階段，環(huán)境信息披露作為降低企業(yè)與利益相關者之間信息不對稱的有效手段[1]，是否可以賦予其經濟價值，提高企業(yè)對于環(huán)境保護的主動性是值得關注的議題?；ば袠I(yè)上市公司作為主要自然資源消費者和污染物排放源，頻繁工業(yè)化生產造成的化工污染使我國在環(huán)境保護上面臨巨大挑戰(zhàn)[2]。企業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護之間的不協調問題，成為我國在環(huán)境治理中面臨的主要矛盾[3]。探討環(huán)境信息披露與財務績效相關性有利于解決公司這一主要矛盾，企業(yè)在規(guī)范自身環(huán)境信息披露行為的同時能減少管理層因追逐利益最大化對披露信息的抵觸，從而為市場監(jiān)督管理提供準確的環(huán)境信息，激發(fā)市場對綠色環(huán)境資源的配置整合作用，促進先進技術的研發(fā)應用和環(huán)境污染治理市場的發(fā)展[4]。因此，在倡導綠色發(fā)展的背景下，研究環(huán)境信息披露如何影響企業(yè)財務績效，成為環(huán)境會計研究者重點關注的問題。

環(huán)境信息披露作為評估企業(yè)環(huán)境治理好壞的重要依據，逐漸成為學界關注的焦點。一方面，國內外學者分別從不同角度對環(huán)境信息披露理論進行研究：基于宏觀視角下，考察環(huán)境信息披露方式、動機、影響因素等[5,6]；基于微觀視角下，考察環(huán)境信息披露對企業(yè)風險、企業(yè)特征、企業(yè)治理、高管意識等方面的影響[7-10]。上市公司管理層為了緩解內外壓力而通常有選擇性地披露內部環(huán)境信息，從而使得披露的內容具有一定的缺陷[11]。除了強制性披露內容外，上市公司傾向于選擇披露正面環(huán)境信息提升公司社會聲譽[12]，搭建與利益相關者之間的友好“橋梁”，拓寬內部融資渠道，從而緩解可能因環(huán)保補償產生的經營風險[13]。在披露形式上，主要以年度報告和社會責任報告為主，采用定性與定量相結合模式進行披露[14]。目前在披露形式上沒有任何一種占有絕對優(yōu)勢，公司可根據自身性質選擇披露形式[15]。另一方面，關于上市公司環(huán)境信息披露對財務績效的影響，已有文獻主要從上市公司內部治理與外部壓力兩個方面展開。對于公司內部治理方面而言，環(huán)境信息披露能向市場傳遞積極的信號，環(huán)境信息披露程度越高的公司，內部的籌資成本越低[16]。環(huán)境信息披露能夠降低企業(yè)信息不對稱問題，增強投資者信心，進而緩解企業(yè)融資約束問題[17]。同時，環(huán)境信息披露也能夠顯著抑制環(huán)境資源錯配，提升資源使用率，對企業(yè)的財務績效有積極影響作用[18]。對于外部壓力方面而言，公共壓力、社會聲譽尤其是品牌聲譽等因素會影響環(huán)境信息披露的決策[19]。全面披露環(huán)境信息可以更好地體現上市公司的社會責任感，加強公司與利益相關者之間的信息交流[20]，減輕利益相關者對公司財務績效下滑的心理預期[21]，提升公司形象，對降低公司成本、增加收益具有積極意義。

綜上所述，以往文獻關于環(huán)境信息披露與財務績效相關性的研究還存在局限。一是環(huán)境信息作為衡量企業(yè)環(huán)境效益的重要指標，評分標準普遍用于全部行業(yè)，少有研究考慮化工行業(yè)環(huán)境信息披露的特殊性；二是環(huán)境信息披露與財務績效相關性研究未考慮各行業(yè)以及各企業(yè)間的差異化，少有文獻考慮上市公司的異質性特征?；ば袠I(yè)上市公司作為環(huán)境治理的關鍵執(zhí)行者，研究其環(huán)境信息披露與財務績效的相關性，對國家環(huán)境治理理論創(chuàng)新和實踐具有重要意義。鑒于此，筆者擬基于2016—2020年滬深兩市A股化工行業(yè)上市公司的相關數據，對上市公司環(huán)境信息披露程度進行衡量，采用因子分析法計算財務績效測度值，實證研究環(huán)境信息披露與財務績效的相關性，為上市公司進一步推進環(huán)境信息披露制度提供理論支持。

二、理論基礎與研究假設

企業(yè)環(huán)境信息公開透明化程度低、披露制度不規(guī)范等問題層出不窮[22]。而關于環(huán)境信息披露狀況也并不十分理想，企業(yè)環(huán)境信息披露水平總體較低[23]。環(huán)境信息披露影響企業(yè)財務績效的機制分析可以從內、外兩個角度來分析。

就外部市場而言：一方面，根據市場信號傳遞理論和信息不對稱理論，外部投資者所收集的企業(yè)環(huán)境信息通常會少于企業(yè)內部所掌握的[3]，由于信息不對稱的存在，管理層的環(huán)境信息披露作為一種信號傳遞機制，能夠幫助利益相關者進行決策[24]，透明度高的信息披露會對投資者的心理預期產生積極影響，激發(fā)投資者的偏好心理[25]。另一方面，由于環(huán)保項目投入大、周期長，短期內難以見效，企業(yè)分離所有權和經營權會導致經營者轉向投資回報率高的項目[26]，以此提升短期財務績效；但目前國內環(huán)境保護管理趨向規(guī)范化，企業(yè)為了響應國家污染減排政策號召，積極開展綠色經營生產活動[27]，環(huán)境信息透明化和公開化會降低信息獲取的不確定性，有效減少代理成本的產生[28]，提升企業(yè)財務績效。

就內部管理而言：企業(yè)主動披露完整的環(huán)境信息，不但能夠積累較好的社會聲譽與品牌形象，形成無形資產，給投資者傳遞利好信息，影響投資者決策，具有短期價值效應，而且也優(yōu)化了資源配置，生產資源的重新整合和管理能力升級可以提高能源使用率，降低生產運營成本（如能源消耗、廢棄物處理成本、環(huán)境治理與恢復成本、排污費用等環(huán)境成本），獲取新的市場機會和競爭優(yōu)勢，提高產品市場競爭力，實現可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。因此，企業(yè)應該把環(huán)境信息披露納入日常經營管理之中，通過年報和社會責任報的披露形式，將信息傳遞給客戶和投資者，明確對環(huán)境保護與治理的態(tài)度，強化大眾信心。

基于上述分析，提出以下研究假設：

H1：環(huán)境信息披露對企業(yè)財務績效具有正向促進作用

圖1 環(huán)境信息披露對財務績效影響的機理分析

不同產權性質的環(huán)境信息披露要求存在較大差異，對企業(yè)財務績效的促進作用也不能一概而論。

根據合法性理論，企業(yè)通過履行社會責任進行環(huán)境信息披露是內部經營管理的一種手段，它展示出自身形象，使得企業(yè)對于利益相關者群體行為合法化[29]。企業(yè)日常行為是否合法取決于社會公眾對其內部經營管理的認知度，而環(huán)境信息披露這種行為正是社會清晰了解企業(yè)的有效方式，尤其是自愿性環(huán)境信息披露行為能夠使得行為合法化[30]。相對于非國有控股企業(yè)而言，國有控股企業(yè)享有更多政府補貼，同時受國家政策約束更多，公眾對其關注度更高，國有控股企業(yè)被賦予更多社會責任，因此在追求經濟利益時更要積極響應國家環(huán)境保護政策，提高環(huán)境信息披露程度。從信號傳遞理論來看，國有控股企業(yè)通過環(huán)境信息披露能向市場傳遞積極信號，利用政府幫扶政策獲取投資者信心，在融資時也可以擁有更多有利條件；因此對于國有企業(yè)來說，主動積極披露環(huán)境信息有助于緩解融資壓力，有效提升財務績效。

基于上述分析，提出以下研究假設：

H2：相較于非國有控股企業(yè)而言，國有控股企業(yè)的環(huán)境信息披露對財務績效的正向促進作用更顯著

圖2 國有控股上市公司環(huán)境信息披露對財務績效影響的機理分析

三、變量與模型選擇

（一）樣本及數據來源

企業(yè)環(huán)境信息披露來源于2016—2020年公司年度報告以及社會責任報告具體環(huán)境事項的披露情況，在此基礎上對其進行手工收集整理。企業(yè)年度報告以及社會責任報告由巨潮資訊網和上海證券交易所官方網站提供，所需財務指標數據、控制值變量數據均來自國泰安數據庫。

（二）變量說明及模型選取

1．被解釋變量說明

財務績效借鑒杜邦分析體系，從償債、盈利、營運、成長四個方面分別選取對應的財務比率指標，利用因子分析法測度值衡量公司財務績效。

對于償債能力指標的選取，資產負債率（1）體現企業(yè)總資產中通過負債籌集的資金比例，反映企業(yè)長期償債的能力，資產負債率過高會弱化企業(yè)償還能力；流動比率（2）為流動資產與流動負債的比值，體現了企業(yè)可在短期內轉變?yōu)楝F金的流動資產償還到期流動負債的能力，反映企業(yè)短期償債的能力，流動比率越高，說明企業(yè)短期償債能力越強。

對于盈利能力指標的選取，凈資產收益率（3）以凈利潤占平均凈資產的比重表示，代表企業(yè)各項財務及其管理活動的效率；凈資產收益率越高，企業(yè)盈利能力越強。同時考慮了環(huán)境信息披露可能會影響化工行業(yè)上市公司當期費用這一因素，還選擇了營業(yè)凈利率（4）來表示盈利能力，以凈利潤占營業(yè)總收入比重衡量。

對于營運能力指標的選取，結合化工行業(yè)財務特點以及一般學者的觀點選擇了總資產周轉率（5）和流動資產周轉率（6）反映營運能力，分別以銷售收入與總資產的比值和營業(yè)收入凈額占平均流動資產總額比重表示。

對于成長能力指標的選取，選取營業(yè)收入增長率（7）反映企業(yè)營業(yè)收入的增減變動情況。營業(yè)收入增長率越高，表明企業(yè)市場前景越好。同時考慮化工行業(yè)上市公司購進環(huán)保處理設備可能導致利潤總額的變化，還選取利潤總額增長率（8）衡量企業(yè)的成長能力，反映了當期利潤增加額占上年利潤總額的比重。

2.解釋變量說明

環(huán)境信息披露指數的評價計算基于2010年9月14日環(huán)境保護部出臺的《上市公司環(huán)境信息披露指南（征求意見稿）》[31]及對早期國內外學者研究的探討。在方法上結合了內容分析法和指數分析法，在內容上增加污染排放濃度、種類、數量項目，對上市公司披露的11項環(huán)境信息進行賦值打分，使其更加貼合化工行業(yè)的特征。披露內容如若有圖表、文字等詳細記載計2分，僅金額記載計1分，未披露計0分。最終得出的總分表示為環(huán)境信息披露指數（）即解釋變量上市公司環(huán)境信息披露，公司披露總體得分分值越高，說明公司披露的環(huán)境信息越發(fā)詳細，公司披露程度越高。

3．控制變量說明

考慮到不同企業(yè)之間規(guī)?；蛘吖芾斫Y構的差異，對可能影響結論的企業(yè)內部因素進行控制。因此，本研究選取企業(yè)規(guī)模（）、高管持股比例（）、獨立董事比例（）、企業(yè)性質（）以及流通股比例（）作為控制變量。企業(yè)規(guī)模用總資產取自然對數表示；高管持股比例以高管持股數占股本總數表示；獨立董事比例以獨立董事數量占董事總數的比例衡量；企業(yè)性質為二值變量，若為國有上市公司，取值為1，非國有上市公司取值為0；流通股比例代表股本總數中流通股的比例。

4．模型選取

借鑒徐保昌等[32]研究環(huán)境信息披露與財務績效兩者關系中運用的模型，考慮模型中忽略的不可觀測的個體效應，故建立變截距面板模型，同時在模型中加入年份虛擬變量控制年份，建立模型（1）如下：

四、實證研究及其結果分析

（一）財務績效因子分析

1．財務數據處理

（1）無量綱化處理。一般不同的樣本數據量綱會有所不同，數值大小存在差異。對數據進行無量綱化處理才能得到有效的財務績效測度結果。目前學術界普遍使用的無量綱化法是標準化法，即：

其中，、分別為指標的均值與標準差。經過標準化處理，指標均值為0，方差為1，消除量綱和數量級影響。

（2）正向化處理。參考謝忠秋[33]的方法進行正向化處理：原值減去標準值的絕對值取負數，即：

2．因子分析結果

在進行因子分析前需要對數據進行適用性檢驗。KMO統(tǒng)計量可用于比較變量間的簡單相關系數矩陣和偏相關系數，巴特利球形度可檢驗各變量間相關性，因此利用KMO檢驗和Bartlett檢驗結果判斷原有變量是否適合做因子分析。

表1 KMO和Bartlett檢驗

因子分析法的關鍵過程是總結出公因子，并確定其數量。本研究借助SPSS的主成分分析法，以提取特征值和累計方差貢獻為判斷標準選擇公因子，表2為各因子方差貢獻率和累計方差貢獻率。

表2 公因子特征值和貢獻率

從檢驗的結果可以看出，在選取的8個變量中，前四個特征值大于1，因此，提取4個公因子即可對問題作出較好解釋，并由此得到4個公因子的權重，最終計算得出化工行業(yè)上市公司財務績效測度值。

碎石圖直觀地展現了主因子的提取方式，結果如圖3所示。由碎石圖可見，圖中出現4個特征值大于1的主因子，因此判斷提取4個主因子能解釋大部分信息。

圖3 碎石圖

旋轉后成分及成分得分系數見表3。由此可知，貢獻率最高的因子是F1，貢獻率為22.482%?？傎Y產周轉率、流動資產周轉率是F1的主要影響因子，其載荷值分別為0.927和0.910，這兩個指標描述的是化工行業(yè)上市公司的營運能力；F2的貢獻率為21.670%，凈資產收益率和營業(yè)凈利率是F2的主要影響因子，其載荷值分別為0.941和0.929，用于描述化工行業(yè)上市公司的盈利能力；F3的貢獻率為20.119%，資產負債率和流動比率是F3的主要影響因子，其載荷值分別為-0.866和0.900，描述的是化工行業(yè)上市公司的償債能力。F4的貢獻率為15.725%，利潤總額增長率和營業(yè)收入增長率是F4的主要影響因子，其載荷值分別為0.775和0.799，以這兩個指標來描述化工行業(yè)上市公司的成長能力。通過上述歸納分析可得，提取的F1、F2、F3和F4因子與本研究衡量財務績效的四個維度劃分一致。

表3 旋轉后成分及成分得分系數矩陣

根據化工行業(yè)上市公司在每種能力層面上的得分情況，即可計算化工行業(yè)上市公司在營運能力、盈利能力、償債能力和成長能力四個方面的得分。

其中，F1反映化工行業(yè)上市公司營運能力，F2反映化工行業(yè)上市公司盈利能力，F3反映化工行業(yè)上市公司償債能力，F4反映化工行業(yè)上市公司成長能力。利用表3中數據可計算財務績效綜合得分，用表示，計算公式如下：

a=第個因子的方差貢獻率?解釋的累積方差貢獻率

=(1,2,3,4)，=(1,2,3,4)，=(1,2,3,4)

根據計算得出，解釋該模型的累積方差貢獻率為79.996%。

（二）描述性分析

對990個樣本數據進行描述性統(tǒng)計分析，結果如表4所示。

表4 描述性統(tǒng)計分析

樣本公司中財務績效測度值（）最大值為3.206，最小值為-4.541，較高財務績效與較低財務績效的上市公司均涵蓋其中，選取該樣本作為研究對象進行探討，其結果具有代表性。環(huán)境信息披露指數（）最大值為17，最小值為0，均值為6.609，說明樣本中化工行業(yè)上市公司環(huán)境信息披露差距較大，且總體的環(huán)境信息披露程度不高；由此可見，環(huán)境信息披露有待進一步提高。企業(yè)規(guī)模（）最大值為26.210，最小值為19.553，均值為22.371，化工行業(yè)上市公司整體規(guī)模較為平均。高管持股比例（）最大值為0.561，最小值為0.000，說明有樣本公司高管50%持股，而均值0.055反映出在化工行業(yè)上市公司中高管平均持股數較低。獨立董事比例（）在0.25～0.70之間，均值在0.372，說明化工行業(yè)上市公司普遍都有獨立董事參與決策事項，符合證監(jiān)會獨立董事三分之一以上要求，投資者與經營者之間權利有所制衡，公司的管理決策具有可靠性。企業(yè)性質（）的均值為0.361，說明化工行業(yè)非國有上市公司居多。流通股比例（）的最小值是0.122，最大值是1.000，平均水平為0.838。

（三）相關性分析

根據表5相關性分析結果可知，環(huán)境信息披露指數、企業(yè)規(guī)模、獨立董事比例、企業(yè)性質與財務績效的相關系數均通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明環(huán)境信息披露指數、企業(yè)規(guī)模、獨立董事比例、企業(yè)性質與財務績效有正相關關系。流通股比例與財務績效的相關系數為負，通過了5%水平上的顯著性檢驗，表明流通股比例與財務績效有負相關關系，即流通股比例越大，財務績效水平越低。而高管持股比例與財務績效水平之間不存在顯著的相關關系。

表5 相關性分析結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

（四）回歸結果分析

對模型進行Hausman檢驗，Chi-Sq統(tǒng)計量為44.73，伴隨概率值是0.0000，在1%的顯著性水平上拒絕原假設，即模型適用于固定效應，故最終采用固定效應模型。為了降低異方差和自相關性對模型回歸結果的影響，采用robust方法對固定效應模型進行回歸分析，結果如下：

表6 模型回歸分析結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

由表6回歸結果（1）可知，值為124.340，且在1%的水平上顯著，回歸結果聯合顯著，模型顯著有效。擬合優(yōu)度R為0.452，模型的擬合效果較好。

環(huán)境信息披露指數的回歸系數是0.0004，值為0.000，通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明環(huán)境信息披露對企業(yè)財務績效有顯著正向影響，環(huán)境信息披露程度的提高會促進企業(yè)財務績效的提升，驗證了H1。企業(yè)環(huán)境信息披露“含金量”越高，表明其承擔環(huán)境責任的能力越強，進而企業(yè)的社會聲譽得到提升，降低了內部融資成本，為管理層提供科學決策的有效依據，進而提升財務績效。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模、獨立董事比例、企業(yè)性質的回歸系數分別為0.005、0.770、0.169，均通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明企業(yè)規(guī)模擴大和獨立董事比例增加會提高企業(yè)財務績效，國有上市公司比非國有上市公司的企業(yè)財務績效更高。流通股比例的回歸系數是-0.2205，通過了5%水平上的顯著性檢驗，流通股比例對企業(yè)財務績效有顯著負向影響。高管持股比例對企業(yè)財務績效的影響并不顯著。

由表6回歸結果（2）可知，值為103.580，解釋變量對被解釋變量在1%水平上是顯著的。擬合優(yōu)度2為0.457，表明擬合效果較好。

當考慮企業(yè)性質的調節(jié)效應后，環(huán)境信息披露指數的回歸系數仍然為正，在1%的置信水平上通過顯著性檢驗，提高環(huán)境信息披露程度會促進企業(yè)財務績效的提升。交互項×的系數與的系數同號，且通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明企業(yè)性質在環(huán)境信息披露影響財務績效過程中起到正向調節(jié)作用，相較于非國有上市公司而言，國有上市公司的環(huán)境信息披露對財務績效的正向促進作用更顯著，證實了H2。原因可能在于國有控股企業(yè)受到的環(huán)保監(jiān)測力度更大，因而環(huán)保意識更強。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗回歸結果的穩(wěn)健性及可靠性，采用滯后一期的自變量對模型重新回歸，檢驗環(huán)境信息披露對企業(yè)財務績效的正向影響結論是否穩(wěn)健?；貧w結果如下：

表7 穩(wěn)健性分析結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

由表7可得，模型（1）與模型（2）的穩(wěn)健性檢驗結果與基準回歸保持一致，各項結果均通過了穩(wěn)健性檢驗。滯后一期的環(huán)境信息披露對當年企業(yè)財務績效有顯著正向影響，前一年的環(huán)境信息披露程度的提高會促進當年企業(yè)財務績效的提升?？紤]企業(yè)性質的調節(jié)效應后，滯后一期的環(huán)境信息披露對當年企業(yè)財務績效有顯著正向影響，前一年的環(huán)境信息披露程度的提高會促進當年企業(yè)財務績效的提升；交互項×的系數為正，通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明相比于非國有控股企業(yè)，國有控股企業(yè)前一年的環(huán)境信息披露對當年財務績效的正向影響程度更大。

五、研究結論與啟示

本研究以化工行業(yè)上市公司2016—2020年的環(huán)境信息披露情況為主要觀測對象，檢驗企業(yè)環(huán)境信息披露對財務績效的影響，并區(qū)分不同產權性質下的影響效果，研究結論如下：盡管我國環(huán)境保護法律法規(guī)不斷完善，但上市公司環(huán)境信息披露整體仍處于較低水平，趨向于披露正面信息，負面信息的披露則處于被動狀態(tài)；上市公司環(huán)境信息披露對其財務績效具有正向促進作用；相較于非國有上市公司，國有控股企業(yè)環(huán)境信息披露對財務績效的正向促進作用更顯著。

基于上述研究結論，可以得到如下政策啟示。

（1）建立健全環(huán)境信息披露制度，發(fā)揮上市公司帶頭作用。目前我國企業(yè)環(huán)境信息披露整體處于較低水平，一方面是因為環(huán)境信息披露制度法規(guī)有待完善，另一方面是企業(yè)披露環(huán)境信息的自覺性不夠。從外部機制看，政府部門需完善頂層設計，建立環(huán)境信息披露監(jiān)管系統(tǒng)，構建完善的環(huán)境信息披露評級制度，加強環(huán)境信息披露管理，鼓勵上市企業(yè)主動披露環(huán)境信息和建立環(huán)境管理檔案，對企業(yè)環(huán)境信息披露予以科學評價。從內部機制看，環(huán)境信息披露與公司財務績效之間關系密切，上市公司應發(fā)揮帶頭作用，傳遞出企業(yè)積極承擔社會責任的良好形象，進而對財務績效的增長起到正向的驅動作用。

（2）對不同產權性質的企業(yè)實施差異化策略。由于產權性質在環(huán)境信息披露與企業(yè)財務績效的關系中具有正向調節(jié)作用，針對不同產權性質公司應實施差異化策略。對于國有控股企業(yè)而言，應制定全面完整的披露制度體系，形成良好披露市場環(huán)境，帶動非國有企業(yè)在響應和執(zhí)行國家環(huán)保政策方面的積極性。對于非國有控股企業(yè)而言，應積極引導相關投資者由唯利潤論的投資理念向環(huán)境績效與經營績效并重的綠色投資理念轉型，督促公司完善披露信息行為，強化市場競爭力。

（3）形成企業(yè)環(huán)境信息披露“質量—數量—內容”三維體系構建。我國企業(yè)的環(huán)境信息披露體系不應該是單一維度的衡量評價，而應采用多維度分析，形成在披露的質量、數量以及內容上有高度的集中統(tǒng)一。首先，質量上應注重披露信息的完整性和時效性，及時有效地對公眾發(fā)布環(huán)境信息，全部環(huán)境信息應公開透明化。其次，企業(yè)環(huán)境信息披露應該實現會計信息的可比性，且要有一定的評價標準，并能以一定的數據進行合理清晰的統(tǒng)計和分析。最后，內容上企業(yè)要有量化的標準或具體的指標系數進行環(huán)境信息披露質量評價，實現企業(yè)財務績效的可持續(xù)性提升。

[1] 黃慶華，胡江峰，陳習定．環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產率：兩難還是雙贏?[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2018，28(11)：140-149．

[2] 陶克濤，郭欣宇，孫娜．綠色治理視域下的企業(yè)環(huán)境信息披露與企業(yè)績效關系研究——基于中國67家重污染上市公司的證據[J]．中國軟科學，2020(2)：108-119．

[3] 趙陽，沈洪濤，周艷坤．環(huán)境信息不對稱、機構投資者實地調研與企業(yè)環(huán)境治理[J]．統(tǒng)計研究，2019，36(7)：104-118．

[4] 謝宜章，鄒丹，唐辛宜．不同類型環(huán)境規(guī)制、FDI與中國工業(yè)綠色發(fā)展——基于動態(tài)空間面板模型的實證檢驗[J]．財經理論與實踐，2021，42(4)：138-145．

[5] 李慧云，符少燕，高鵬．媒體關注、碳信息披露與企業(yè)價值[J]．統(tǒng)計研究，2016，33(9)：63-69．

[6] 沈洪濤，劉江宏．國外企業(yè)環(huán)境信息披露的特征、動因和作用[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2010，20(S1)：76-80．

[7] 朱煒，孫雨興，湯倩．實質性披露還是選擇性披露：企業(yè)環(huán)境表現對環(huán)境信息披露質量的影響[J]．會計研究，2019(3)：10-17．

[8] 尹建華，王森，弓麗棟．重污染企業(yè)環(huán)境績效與財務績效關系研究：企業(yè)特征與環(huán)境信息披露的聯合調節(jié)效應[J]．科研管理，2020，41(5)：202-212．

[9] FILBECK G，GORMAN R F．The relationship between the environmental and financial performance of public utilities[J]．Environmental and Resource Economics，2004，29(2)：137-157．

[10] 畢茜，彭玨，左永彥．環(huán)境信息披露制度、公司治理和環(huán)境信息披露[J]．會計研究，2012(7)：39-47+96．

[11] 陳璇，錢維．新《環(huán)保法》對企業(yè)環(huán)境信息披露質量的影響分析[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2018，28(12)：76-86．

[12] 王霞，徐曉東，王宸．公共壓力、社會聲譽、內部治理與企業(yè)環(huán)境信息披露——來自中國制造業(yè)上市公司的證據[J]．南開管理評論，2013，16(2)：82-91．

[13] TILLING M V，TILT C A．The edge of legitimacy：Voluntary social and environmental reporting in Rothmans' 1956‐1999 annual reports[J]．Accounting，Auditing & Accountability Journal，2010，23(1)：55-81．

[14] 霍敬裕，雅麗娜．跨區(qū)域環(huán)境信用協同監(jiān)管路徑研究——基于長三角上市公司環(huán)境信息披露表現的分析[J]．環(huán)境保護，2021，49(21)：59-63．

[15] KHLIF H，GUIDARA A，SOUISSI M．Corporate social and environmental disclosure and corporate performance：Evidence from South Africa and Morocco[J]．Journal of Accounting in Emerging Economies，2015，5(1)：51-69．

[16] 唐勇軍，馬文超，夏麗．環(huán)境信息披露質量、內控“水平”與企業(yè)價值——來自重污染行業(yè)上市公司的經驗證據[J]．會計研究，2021(7)：69-84．

[17] 吳紅軍，劉啟仁，吳世農．公司環(huán)保信息披露與融資約束[J]．世界經濟，2017，40(5)：124-147．

[18] 楊燁，謝建國．環(huán)境信息披露制度與中國企業(yè)出口國內附加值率[J]．經濟管理，2020，42(10)：39-58．

[19] 何文劍，程煜，汪峰，等．環(huán)境信息披露的微觀經濟效應：機制討論與經驗證據——基于《企業(yè)事業(yè)單位環(huán)境信息公開辦法》的準自然實驗[J]．產業(yè)經濟研究，2022(3)：72-85．

[20] SARUMPAET S，NELWAN M L，DEWI D N．The value relevance of environmental performance：evidence from Indonesia[J]．Social Responsibility Journal，2017，13(1)：50-58．

[21] MONTABON F，SROUFE R，NARASIMHAN R．An examination of corporate reporting，environmental management practices and firm performance[J]．Journal of Operations Management，2007，25(5)：998-1014．

[22] 謝德仁，林樂．管理層語調能預示公司未來業(yè)績嗎？——基于我國上市公司年度業(yè)績說明會的文本分析[J]. 會計研究，2015(2)：20-27+93．

[23] 方健，徐麗群．信息共享、碳排放量與碳信息披露質量[J]．審計研究，2012(4)：105-112．

[24] 譚雪．行業(yè)競爭、產權性質與企業(yè)社會責任信息披露——基于信號傳遞理論的分析[J]．產業(yè)經濟研究，2017 (3)：15-28．

[25] 崔愷媛．上市企業(yè)環(huán)保信息披露與股票投資者社會環(huán)境偏好[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2017，27(4)：136-143．

[26] 蔣藝翅，姚樹潔．信息披露質量對企業(yè)創(chuàng)新的激勵與治理效應研究[J]．當代經濟科學，2022，44(2)：117-128．

[27] 閆志俊，張兵兵，胡榴榴．環(huán)境信息披露能提升全要素能源效率嗎？——來自城市污染源監(jiān)管信息公開的準自然實驗[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2022，32(6)：67-75．

[28] 戴悅，史夢鴿．企業(yè)環(huán)境信息披露對財務績效的影響效應——基于重污染行業(yè)上市公司的經驗證據[J]．生態(tài)經濟，2019，35(6)：162-169．

[29] 梅曉紅，葛揚，朱曉寧．環(huán)境合法性壓力對企業(yè)碳信息披露的影響機制研究[J]．軟科學，2020，34(8)：78-83．

[30] 蔣琰，王逸如，姜慧慧．新《環(huán)境保護法》、環(huán)境信息披露與價值效應[J]．中國經濟問題，2020(4)：32-46．

[31] 劉學之，常艷蕊，石展，等．上市公司環(huán)境信息披露調查研究——基于公司高管的訪談[J]．中國環(huán)境管理，2019，11(5)：47-52．

[32] 徐保昌，謝建國．排污征費如何影響企業(yè)生產率：來自中國制造業(yè)企業(yè)的證據[J]．世界經濟，2016，39(8)：143-168．

[33] 謝忠秋．統(tǒng)計綜合評價中無量綱化方法選擇的t檢驗思路[J]．統(tǒng)計與決策，2020，36(22)：32-36．

Impact of environmental information disclosure on corporate financial performance:An empirical study based on Shanghai and Shenzhen A-share chemical industry listed companies

XIE Yizhang*，TANG Xinyi，WU Jinglin

(School of Business, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China)

Based on the balanced panel data of 198 listed companies in the chemical industry in Shanghai and Shenzhen A-share from 2016 to 2020, the paper adopts factor analysis to measure the comprehensive value of the enterprise financial performance, explores the impact path and transmission mechanism of environmental information disclosure on the financial performance of listed Companies in the chemical industry and empirically examines the relationship between environmental information disclosure and the enterprises’ financial performance. The study finds that the level of environmental information disclosure of listed companies in the chemical industry is significantly positively correlated with their financial performance, and the high-quality environmental information disclosure is beneficial to improving their financial performance. Compared with non-state-owned listed companies, environmental information disclosure of state-owned listed companies has a more significant positive effect on financial performance.

chemical industry; factor analysis; environmental information disclosure level; financial performance

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.04.012

F32文獻標志碼：A文章編號：1009–2013(2022)04–0115–10

2022－04－29

國家社會科學基金項目（21CJY032）；湖南省自然科學基金項目（2020JJ5265）；湖南省社會科學成果評審委員會項目（XSP20YBC402）

謝宜章（1986—），男，湖南永州人，教授，博士生導師，主要研究方向為宏觀經濟管理與可持續(xù)發(fā)展。 *為通信作者。

責任編輯：曾凡盛