謝瑞峰　張漫漫

摘要：環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露對(duì)企業(yè)價(jià)值是否產(chǎn)生影響，有正反兩方面的研究結(jié)果。本文以京津冀地區(qū)上市工業(yè)企業(yè)為研究樣本，通過回歸分析，驗(yàn)證了環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)與企業(yè)價(jià)值存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的假設(shè)不成立，并就此分析了原因，提出了改善環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：環(huán)境會(huì)計(jì) 信息披露 企業(yè)價(jià)值

一、 引言

近年來京津冀一體化的發(fā)展戰(zhàn)略在加速推進(jìn)，在促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的同時(shí)，面對(duì)突顯的環(huán)境問題，如霧霾頻繁出現(xiàn)，也需要跨區(qū)協(xié)作，改善環(huán)境質(zhì)量。2014年7月頒布的《京津冀地區(qū)生態(tài)保護(hù)整體方案》，為京津冀環(huán)保一體化的實(shí)施提供了政策上的指導(dǎo)和保障。企業(yè)作為市場(chǎng)上活躍的主體，要落實(shí)相關(guān)政策，通過企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)告和社會(huì)責(zé)任報(bào)告中披露相關(guān)的環(huán)境信息使利益相關(guān)者能對(duì)其進(jìn)行監(jiān)督評(píng)價(jià)，進(jìn)而為實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值做出相關(guān)決策。

環(huán)境會(huì)計(jì)研究始源于20世紀(jì)70年代的英國，以比蒙斯和馬林為代表的學(xué)者開始了環(huán)境會(huì)計(jì)理論和實(shí)務(wù)研究，并且出現(xiàn)了環(huán)境報(bào)告制度，用以監(jiān)督規(guī)范企業(yè)環(huán)境行為。Nola Buhr（2002）認(rèn)為：環(huán)境報(bào)告制度的創(chuàng)立，在很大程度上提高公司環(huán)境業(yè)績(jī)透明度。企業(yè)會(huì)計(jì)信息使用者也愿意通過環(huán)境報(bào)告，即環(huán)境信息的披露來樹立企業(yè)良好的社會(huì)形象，進(jìn)一步增強(qiáng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。Al-Tuwaijri（2004）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值與環(huán)境信息披露之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。由于各國的環(huán)境治理法規(guī)制度存在差異，各國的情況也有所差別，甚至存在一些相反的結(jié)果，Nilsson（2005）根據(jù)瑞典的企業(yè)在1998年至2000年當(dāng)中的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。Clarkson（2010）等以美國5個(gè)對(duì)二氧化硫排放量進(jìn)行披露的重污染企業(yè)作為研究對(duì)象，并沒有發(fā)現(xiàn)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平與企業(yè)價(jià)值之間具有顯著的相關(guān)性。

我國學(xué)者對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)的研究起步較晚，但起點(diǎn)較高，在國外研究基礎(chǔ)上從不同視角來研究環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，得到的結(jié)論也不相同，取得了豐碩的成果。林曉華、唐久芳（2011）采用 Logistic 模型從公司盈利能力、企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力和負(fù)債程度等四個(gè)方面研究上市公司環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的影響；楊璐璐、蘇巧玲（2013）以深市A股上市公司為研究對(duì)象，運(yùn)用回歸模型，檢驗(yàn)了環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值之間存在微弱的正相關(guān)關(guān)系；胡珍珍、高民芳（2014）則以陜西省上市公司為例分析二者之間的關(guān)系，認(rèn)為短期來看，環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露對(duì)企業(yè)價(jià)值沒有顯著影響，但長期來看，呈正相關(guān)關(guān)系；游春暉（2014）在二者關(guān)系上又引入了市場(chǎng)進(jìn)程這個(gè)因素，利用實(shí)證證明了市場(chǎng)化進(jìn)程越快，企業(yè)環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)價(jià)值的正面影響效果越顯著。

二、 理論依據(jù)與研究假設(shè)

環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露是包括政府、股東、債權(quán)人及社會(huì)公眾在內(nèi)的信息使用者了解企業(yè)環(huán)境處理情況和其影響的重要窗口。作為環(huán)境事項(xiàng)的直接參與者，企業(yè)應(yīng)當(dāng)履行其社會(huì)責(zé)任，對(duì)利益相關(guān)者提供環(huán)境會(huì)計(jì)方面的信息，接受社會(huì)各界的廣泛監(jiān)督，通過打造環(huán)境友好型企業(yè)，促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)環(huán)境效益和社會(huì)效益的共贏，從而提升企業(yè)的整體價(jià)值。

社會(huì)責(zé)任理論表明，企業(yè)作為重要的社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活中的一員，具有雙重責(zé)任。一方面需要以盈利為目的，承擔(dān)經(jīng)濟(jì)義務(wù)；另一方面，需要承擔(dān)對(duì)利益相關(guān)者和環(huán)境方面的社會(huì)責(zé)任。社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)，必然導(dǎo)致企業(yè)付出額外的代價(jià)，承擔(dān)生產(chǎn)成本以外的相關(guān)成本。在環(huán)境信息披露的機(jī)制下，承擔(dān)的環(huán)境成本越多，披露的環(huán)境會(huì)計(jì)信息也越多，在取得環(huán)境效益的同時(shí)，也會(huì)降低企業(yè)的預(yù)期現(xiàn)金流，降低企業(yè)價(jià)值。

本文主要研究京津冀的工業(yè)企業(yè)，這些企業(yè)起步早，進(jìn)入成熟期，且相比現(xiàn)在的環(huán)保、高科技等新興產(chǎn)業(yè)，環(huán)境污染較為嚴(yán)重，披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息對(duì)其在社會(huì)群眾的印象沒有特別大的影響，所以可能會(huì)較少的披露信息，以減少負(fù)面影響。

綜上所述，得到假設(shè)：在其他條件不變情況下，環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值符合負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）變量

本文是對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露與企業(yè)價(jià)值的研究，設(shè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)（EDI）為自變量，用以衡量企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的程度，具體根據(jù)國家環(huán)保部門頒布的《環(huán)境信息公開辦法（試行）》中列示的9類企業(yè)自愿披露的環(huán)境信息項(xiàng)目和社會(huì)責(zé)任報(bào)告中的環(huán)保責(zé)任，共制定出五類項(xiàng)目，分別是：環(huán)保意識(shí)、環(huán)境管理體系認(rèn)證、環(huán)保投入金額、排污種類數(shù)、節(jié)約能源種類數(shù)。對(duì)企業(yè)年報(bào)中披露的這些項(xiàng)目進(jìn)行打分，各項(xiàng)目滿分為20分，最后將五項(xiàng)得分加總再除以100分，得到某個(gè)企業(yè)的環(huán)境信息披露指數(shù)。

設(shè)企業(yè)價(jià)值為被解釋變量，用托賓Q值進(jìn)行衡量，它表示企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值與企業(yè)重置成本的比率，該比率大于1時(shí)，說明企業(yè)價(jià)值高于投入資產(chǎn)的成本，投資者更欣賞該企業(yè)。此因變量也受到以下因素的影響，并且據(jù)此設(shè)計(jì)本文模型的控制變量：（1）企業(yè)的規(guī)模，用總資產(chǎn)（T）作為控制變量；（2）盈利能力，借助凈資產(chǎn)收益率（ROE）來表示；（3）營運(yùn)能力，用流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（CAT）表示；（4）償債能力，選擇資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）對(duì)其進(jìn)行反映；（5）發(fā)展能力，則選擇凈利潤增長率（NPGR）作為控制變量。

（二）樣本選取

本文選取京津冀三省市上市的工業(yè)企業(yè)作為研究對(duì)象，這是因?yàn)楣I(yè)企業(yè)相比服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)而言，對(duì)環(huán)境的污染更為嚴(yán)重，而且這些企業(yè)發(fā)展的時(shí)間較長，制度也較為完善，在環(huán)境治理中應(yīng)該承擔(dān)更多的責(zé)任，所以重點(diǎn)研究京津冀區(qū)域的工業(yè)企業(yè)。根據(jù)研究的需要和剔除相關(guān)數(shù)據(jù)的缺失，最終選取了2012年至2014年正常經(jīng)營的32家上市企業(yè)作為樣本。樣本的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫，而環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)是通過各研究對(duì)象的年報(bào)和社會(huì)責(zé)任報(bào)告中披露的相關(guān)信息手工整理得到。

（三）建立回歸模型

為證明上述的研究假設(shè)，根據(jù)設(shè)計(jì)的變量，構(gòu)建以下回歸模型：

TobinQi=α0+α1EDI+α2T+α3ROE+α4 CAT+α5 DAR+α6NPGR+ε

此公式中，α0是回歸模型中的常數(shù)項(xiàng)，α1至α6是各解釋變量的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

將32家企業(yè)三年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行整理后，利用SPSS軟件做描述性統(tǒng)計(jì)分析，如表1所示，樣本企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)均值為0.24，說明企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露程度總體上不高，且指數(shù)為0的樣本數(shù)占樣本總量的61.46%，說明有很大一部分企業(yè)不選擇披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息；EDI最大值為1，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.3256；凈資產(chǎn)收益率平均數(shù)為負(fù)數(shù)，且標(biāo)準(zhǔn)差較大，最小值達(dá)到-82.57%，說明有一些企業(yè)近年來的經(jīng)營情況不是很樂觀，盈利能力較差；資產(chǎn)負(fù)債率中平均值為0.59，標(biāo)準(zhǔn)差為0.24，說明樣本整體的資本結(jié)構(gòu)比較合理，差別不明顯；而對(duì)于表示發(fā)展能力的凈利潤增長率企業(yè)之間相差很大；而對(duì)于托賓Q值，平均數(shù)為2.29，最高值為11.08，標(biāo)準(zhǔn)差為1.82，說明整體來看企業(yè)價(jià)值大于重置成本，能為社會(huì)創(chuàng)造價(jià)值但企業(yè)間的價(jià)值差異顯著。

（二）相關(guān)性分析

從表2中可以看出，環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)與托賓Q值為負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.138，顯著性（雙側(cè)）為0.18，表明二者關(guān)系不顯著，但存在負(fù)相關(guān)性。此外總資產(chǎn)T與企業(yè)價(jià)值也為負(fù)相關(guān)，顯著性為0.005，比較顯著；而流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率/資產(chǎn)負(fù)債率和凈利潤增長率與企業(yè)價(jià)值都為負(fù)相關(guān)但都不顯著，只有凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)價(jià)值為正相關(guān)關(guān)系，但顯著性為0.784不顯著。

保持其他變量不變，只研究環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)與托賓Q值的關(guān)系時(shí)，可以用偏相關(guān)來分析，把其他變量作為控制變量，如表3所示，EDI和TobinQ仍為負(fù)相關(guān)，顯著性為0.179。與本文研究假設(shè)相符。

由下頁表4對(duì)多重共線性診斷得知，解釋變量的容差在0.9以上，與1接近，同時(shí)方差膨脹因子（VIF）在1.1以下，也與1比較接近，說明多重共線性比較弱，重疊性低，對(duì)回歸分析不會(huì)產(chǎn)生影響。

（三）回歸分析

首先對(duì)整體的回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)（見表5），R2和調(diào)整的R2大于50%，說明方程能解釋因變量的大部分變異，表明構(gòu)建的模型的整體線性擬合較為顯著，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力較強(qiáng)。此外，sig為0，反映出線性回歸方程在顯著性水平為 0.05 的假設(shè)上通過檢驗(yàn)。表6中，EDI系數(shù)為-0.749，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化后的系數(shù)為-0.134，與托賓Q值為負(fù)相關(guān)，但其顯著性概率為0.19，大于0.1，未通過T檢驗(yàn)，原假設(shè)不成立，即環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露對(duì)企業(yè)價(jià)值沒有顯著影響，但是總資產(chǎn)和托賓Q值為負(fù)相關(guān)，并通過了T檢驗(yàn)，說明針對(duì)京津冀上市的32家工業(yè)企業(yè)來說，公司規(guī)模對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響顯著。

五、 研究結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

本文以2012年至2014年京津冀地區(qū)32家上市工業(yè)企業(yè)作為研究樣本，結(jié)果顯示：環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)作為自變量未通過檢驗(yàn)，與因變量托賓Q值不成負(fù)相關(guān)，研究假設(shè)不成立。究其原因，首先內(nèi)部原因可能是這些工業(yè)企業(yè)在傳統(tǒng)業(yè)務(wù)盈利能力減弱的時(shí)候，會(huì)轉(zhuǎn)變發(fā)展戰(zhàn)略，實(shí)行轉(zhuǎn)型，環(huán)境信息披露的意識(shí)得到增強(qiáng)，有利于加強(qiáng)自身的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，提高企業(yè)在社會(huì)公眾中的形象；其次京津冀一體化的發(fā)展戰(zhàn)略受到相關(guān)部門的重視，上升到國家戰(zhàn)略層面，對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露制度不斷完善，這些外部因素促使企業(yè)披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息，并受到政府部門的支持，企業(yè)價(jià)值也在提高。

六、 建議

為規(guī)范企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露和提升企業(yè)價(jià)值，可以考慮內(nèi)外兩個(gè)因素：從外部因素來看，政府部門應(yīng)完善環(huán)境信息披露相關(guān)的法律法規(guī)和對(duì)應(yīng)的獎(jiǎng)懲機(jī)制，彌補(bǔ)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在環(huán)境會(huì)計(jì)方面的不足，從環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的內(nèi)容、方法和以貨幣計(jì)量的核算上做出更為統(tǒng)一細(xì)化的規(guī)定，同時(shí)還要考慮各行業(yè)各地區(qū)的差異性，恰當(dāng)?shù)貙?duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息進(jìn)行反映。從內(nèi)部因素考慮，提高企業(yè)的環(huán)保意識(shí)，認(rèn)識(shí)到綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要性，堅(jiān)持走可持續(xù)發(fā)展道路，不能因眼前的利益而放棄的長遠(yuǎn)利益，同時(shí)作為信息的披露方要講誠信，實(shí)事求是反映企業(yè)狀況，為利益相關(guān)者提供真實(shí)客觀的環(huán)境會(huì)計(jì)信息，以利于其做出相關(guān)決策。J

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