張彥明，陸冠延，付會霞，董淑蘭

（1.東北石油大學 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 大慶163318；2.嘉興學院 商學院，浙江 嘉興314001）

近年來我國披露環(huán)境信息的企業(yè)越來越多，但是信息披露質量卻整體偏低。能源企業(yè)作為污染物排放的主體，承擔著生態(tài)保護的主要責任。我國正處于社會主義市場經(jīng)濟的轉型升級時期，各地區(qū)市場化程度差異性較大。在市場化程度較高的地區(qū)，市場機制、法律環(huán)境和監(jiān)管機制相對完善，公眾的環(huán)保意識更強，對生態(tài)保護的要求更高，可能會通過“用腳投票”的方式促使能源企業(yè)按照相應的規(guī)范披露環(huán)境信息，并保證信息質量，進而對企業(yè)價值產(chǎn)生影響；而在市場化程度較低的地區(qū)，這種關系則可能不明顯。

鑒于此，本文以2010—2019 年我國能源行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，采用內容分析法度量環(huán)境信息披露質量，實證檢驗了環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響，考察了市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值關系的調節(jié)作用，并進一步利用中介效應模型分析了環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響機制。

1 理論分析與研究假設

1.1 環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值

Richardson A J、Welker M和Hutchinson I R提出，環(huán)境信息披露質量影響企業(yè)價值的機制是市場過程效應、現(xiàn)金流量效應和折現(xiàn)率效應，決定企業(yè)價值的關鍵因素包括權益資本成本和預期現(xiàn)金流量［1］。

提高環(huán)境信息披露質量能夠降低權益資本成本。Le X Q、Nguyen N T 和Le THV 提出，環(huán)境信息披露質量與權益資本成本顯著負相關，說明上市公司可以從環(huán)境保護和規(guī)范披露環(huán)境信息中獲益［2］。Fonseka M、Rajapakes T、Tian G 等研究發(fā)現(xiàn)，與水力發(fā)電、太陽能和風能等能源企業(yè)相比，天然氣、火力發(fā)電、石油石化等能源企業(yè)的環(huán)境信息披露質量與權益資本成本之間負相關關系更顯著［3］。佟孟華、許東彥、鄭添文研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息披露可通過增加企業(yè)信息透明度和增強企業(yè)社會責任履行，降低投資者的風險預期，進而使得權益資本成本降低［4］。

提高環(huán)境信息披露質量可提高預期現(xiàn)金流量。De Sena Costa、Ingrid Lais、Correia等研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息披露質量與企業(yè)未來現(xiàn)金流之間存在著顯著的正相關關系［5］；Attig N、Cleary S W、Ghoul S E 等認為，提高環(huán)境信息披露質量能夠減少市場摩擦，降低代理成本和合規(guī)性成本，從而提高企業(yè)進入資本市場的概率，降低投資現(xiàn)金流敏感性，進而影響到企業(yè)的預期現(xiàn)金流量［6］。

另外，張彥明、徐苗苗、付會霞等［7］，杜子平和李根柱［8］基于信號傳遞理論，提出企業(yè)披露環(huán)境信息質量的提升不僅具有經(jīng)濟效應，即通過權益資本成本和預期現(xiàn)金流量兩個方面提升企業(yè)價值，同時還具有社會認同效應；王素娟提出當面臨較強的產(chǎn)品市場競爭時，企業(yè)會加強經(jīng)營管理，提高環(huán)境信息披露的質量來增強企業(yè)品牌效應，提升市場份額，進而促進企業(yè)價值的增加［9］?；诖耍岢黾僭O1：H1——環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值呈正相關。

葉陳剛、王孜、武劍鋒等認為企業(yè)所披露的環(huán)境信息可以分為貨幣性環(huán)境信息和非貨幣性環(huán)境信息；貨幣性環(huán)境信息本質是財務性環(huán)境信息，與傳統(tǒng)財務信息的內涵和計量方法相同，而非貨幣性環(huán)境信息則有很多種表達方式，包括定性披露和定量披露［10］；李榮錦和翟星研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段非貨幣性信息的有效披露逐漸成為企業(yè)可持續(xù)價值創(chuàng)造的重要影響因素，是企業(yè)信息披露中不可替代的部分［11］；武劍鋒、葉陳剛、劉猛研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息同時兼具商品性和非商品性特征，貨幣性環(huán)境信息只能表達出企業(yè)環(huán)境責任履行情況的一小部分，而企業(yè)進行非貨幣性環(huán)境信息披露，則更有助于反映出企業(yè)的環(huán)境問題和環(huán)境風險，為投資者提供有效的反饋和指導，并使企業(yè)在政府和公眾中樹立良好形象［12］；Dhaliwal，D認為非貨幣性環(huán)境信息質量越高，投資者對企業(yè)的偏好程度就越高，有助于降低投資者預期的風險水平和投資回報率，提高股票的流動性，從而對企業(yè)價值產(chǎn)生影響［13］?；诖?，提出假設2：H2——相對于貨幣性環(huán)境信息，非貨幣性環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的正向影響更加顯著。

1.2 環(huán)境信息披露質量、市場化程度與企業(yè)價值

Cheng X、Tan Y、Liu J 研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度較低的地區(qū)，企業(yè)通過自愿披露信息獲取資源的驅動力不足，并且受到尋租成本的影響，因此往往選擇低披露水平策略；在市場化程度較高的地區(qū)，契約經(jīng)濟更加成熟，因此企業(yè)自愿披露信息的動機和意愿得到加強，往往傾向于選擇高披露水平策略［14］。Yang Y、Wen J、Li Y 等研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值呈正相關關系，環(huán)境信息披露質量對市場化程度更高的東部地區(qū)企業(yè)價值的影響更顯著，但對中部地區(qū)企業(yè)價值的影響不顯著［15］；李慧云和劉鏑研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度高的地區(qū)，政府對企業(yè)的干擾減少，關系型資源也隨之減少，信息透明度得到提高，市場會在企業(yè)進行環(huán)境信息披露時迅速做出反應，投資者也更加了解企業(yè)，進而有利于降低權益資本成本，提升企業(yè)價值［16］；游春暉研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所處地區(qū)市場化程度越高，環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的正向作用越強［17］。基于此，提出假設3：H3——市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的關系具有調節(jié)作用。即市場化程度較高的地區(qū)，環(huán)境信息披露質量越高，企業(yè)價值越高。

另外，彭玨和陳紅強［18］，王麗、李淑琴與李創(chuàng)［19］研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)面臨著來自政府、市場、公眾和媒體的外部治理壓力較大，必須承擔相應的環(huán)保責任，重視環(huán)境治理工作，積極披露環(huán)境信息，企業(yè)往往會選擇性地披露對自身有利的環(huán)境信息；李虹和原瀟倩研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度較高的地區(qū)，政府對市場的干預措施較少，行業(yè)內市場競爭較為公平，企業(yè)為提高自身環(huán)境方面的異質性，打造綠色名片和提高社會聲譽，往往更傾向于披露非貨幣性環(huán)境信息［20］?；诖耍岢黾僭O4：H4——相對于貨幣性環(huán)境信息，市場化程度對非貨幣性環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間關系的正向調節(jié)作用更強。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2019 年我國能源行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，并按照以下程序進行處理：首先，剔除樣本期內被ST、*ST的樣本觀測值；其次，剔除變量存在數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測值；第三，剔除樣本期內分析師預測數(shù)據(jù)缺失，或者feps2- feps1＜0 的樣本觀測值，得到615 個樣本數(shù)據(jù)。為了消除異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位進行了縮尾處理。

數(shù)據(jù)主要來源：環(huán)境信息披露質量數(shù)據(jù)是從我國能源行業(yè)上市公司2010—2019 年公開披露的年報、可持續(xù)發(fā)展報告、社會責任報告和環(huán)境報告中手工收集獲得；市場化程度數(shù)據(jù)采用王小魯、樊綱在《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中披露的數(shù)據(jù)，并利用趨勢外推法預測2017—2019 年的數(shù)據(jù)；其他變量數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。本文采用Stata15 軟件對獲取的數(shù)據(jù)進行處理。

2.2 變量定義及說明

環(huán)境信息披露質量：內容分析法是度量環(huán)境信息披露質量的主流方法［21］。借鑒武劍鋒、葉陳剛、劉猛［12］的研究方法，以貨幣性維度對環(huán)境信息進行分類，構建環(huán)境信息披露指標體系來評價能源企業(yè)環(huán)境信息披露質量。其中，貨幣性環(huán)境信息主要來源于財務報告、財務報表附注和補充報表，非貨幣性環(huán)境信息主要來源于年報、社會責任報告、可持續(xù)發(fā)展報告和環(huán)境報告。貨幣性環(huán)境信息指標有6 個，非貨幣性環(huán)境信息指標有7 個，由于定量信息比定性信息更可靠、可參考性更高，所以同時進行定性和定量披露的指標賦值2 分，僅定性披露的指標賦值1 分，未披露的指標賦值為0 分，總體最優(yōu)得分為26分（表1）。

表1 環(huán)境信息披露指標體系

為了避免主觀性，對各指標賦予相同的權重，得到企業(yè)的環(huán)境信息披露指數(shù)。最優(yōu)披露質量總分為26分，貨幣性和非貨幣性環(huán)境信息的最優(yōu)披露質量總分分別為12 分和14 分。借鑒葉陳剛、王孜、武劍鋒等［10］的方法，環(huán)境信息披露指數(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)（EDINF）。計算公式為：

為了評估所構建的環(huán)境信息披露指標體系的客觀有效性，借鑒陳華、王海燕、荊新驗證指標體系有效性的研究方法，運用序列相關系數(shù)指標對研究樣本的評分結果進行信度分析［22］。利用隨機函數(shù)將615個研究樣本隨機劃分為15 個小樣本，并將這些小樣本隨機分配給15 個不同職業(yè)背景的受訪者，由其分別進行評分，最終整理得到一組總樣本的對比評分結果EDI（2）。信度分析結果見圖1。

圖1 信度分析

由圖1 可知，總樣本評分結果EDI（1）與對比評分結果EDI（2）的序列相關系數(shù)為0.952，表明信度分析一致性較好，所構建的環(huán)境信息披露指標體系的評分結果是較為可靠的。

企業(yè)價值：企業(yè)價值是指企業(yè)所有價值資產(chǎn)的市場評價，衡量企業(yè)價值最具代表性的市場指標是TobinQ值，即資產(chǎn)的市場價值與其重置成本的比值。計算公式為：

市場化程度：采用王小魯、樊綱、余靜文的各省份市場化總指數(shù)作為我國各地區(qū)市場化程度的衡量指標［23］。由 于 該 數(shù) 據(jù) 只 更 新 到 2016 年，缺 少2017—2019 年的數(shù)據(jù)，因此參考李虹和原瀟倩的研究方法，運用趨勢外推法推測出2017—2019 年各地區(qū)市場化程度的數(shù)據(jù)［20］。按照市場化程度中位數(shù)分類，低于中位數(shù)賦值為0，高于中位數(shù)賦值為1，以此來研究市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間關系的調節(jié)作用。

權益資本成本：權益資本成本是指企業(yè)獲取股權資本所付出的代價，即投資者所要求的回報率。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、方法的適用性和科學性等因素，本文使用Easton 提出的PEG 模型計算企業(yè)的權益資本成本［24］，以此來探討權益資本成本在環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響中是否存在中介效應。計算公式為：

式中，R為權益資本成本；feps2為兩年后的預測每股收益；feps1為一年后的預測每股收益；p0為當期的每股價格。

預期現(xiàn)金流量：參考張淑惠、史玄玄、文雷［25］對預期現(xiàn)金流量的估計方法，用期初資產(chǎn)現(xiàn)金流來計量企業(yè)的預期現(xiàn)金流量，即預期現(xiàn)金流量＝每股自由現(xiàn)金流量/期初每股凈資產(chǎn)，以考察預期現(xiàn)金流量在環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響中是否存在中介效應。

控制變量：選定賬面市值比（BM）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（LEV）、盈利能力（ROA）、企業(yè)成長性（Growth）、產(chǎn)權性質（Gov）、股權集中度（HER）、股票換手率（TR）等變量作為控制變量，各變量具體定義詳見表2。

表2 變量定義

2.3 模型構建

為了控制環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值等變量之間可能存在的內生性，將環(huán)境信息披露質量的數(shù)據(jù)進行滯后一期處理。

基準模型：為檢驗環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響，參考任力和洪吉吉［26］的方法建立模型Ⅰ：

另外，在實證檢驗的過程中還將環(huán)境信息披露質量（EDI）分為貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDIF）和非貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDINF），分別與企業(yè)價值（TobinQ）進行回歸分析，以檢驗貨幣性環(huán)境信息披露質量與非貨幣環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值影響的差異。

調節(jié)效應模型：為檢驗市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間關系的調節(jié)作用，參考李慧云和劉鏑［16］的方法建立模型Ⅱ：

模型Ⅱ中，環(huán)境信息披露質量與市場化程度的交乘項（EDI × MD）回歸系數(shù)β2衡量了市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值關系的調節(jié)效應。若回歸系數(shù)β2顯著為正，則說明在市場化程度越高的地區(qū)，環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響越強，從而驗證了假設3。

中介效應模型：為了檢驗權益資本成本（R）和預期現(xiàn)金流量（ECF）在環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的影響中是否發(fā)揮中介效應，借鑒溫忠麟和葉寶娟［27］的方法，建立模型Ⅲ：

式中，Med代表中介變量，即權益資本成本（R）和預期現(xiàn)金流量（ECF）。

現(xiàn)在流行的中介效應檢驗方法一般有3 種：逐步法、Sobel法和Bootstrap 法。本文將采用逐步法和Bootstrap法來識別中介效應。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

對能源企業(yè)價值、環(huán)境信息披露質量、市場化程度等變量進行描述性統(tǒng)計分析，結果見表3。從表3可見：①TobinQ的均值為1.408，最大值和最小值分別為5.046、0.815。其中，TobinQ值最大的企業(yè)是百川能源（600681），最小的是陽泉煤業(yè)（600348），說明能源企業(yè)之間企業(yè)價值差距較大。②EDI 的均值為0.274，最大值和最小值分別為0.692、0。其中，EDI值最大的企業(yè)是華能國際（600011），最小的是陜西黑貓（601015），這反映出能源企業(yè)所披露的環(huán)境信息存在質量參差不齊的情況。中位數(shù)為0.231，比均值低，表明我國大多數(shù)能源企業(yè)環(huán)境信息披露質量并不高，企業(yè)管理者不重視甚至忽視公開披露環(huán)境信息對提升企業(yè)價值的重要作用。③EDIF 和EDINF的均值分別為0.269、0.279，相對于非貨幣性環(huán)境信息，貨幣性環(huán)境信息披露質量略低于環(huán)境信息披露質量的整體水平。④MD 的均值為0.437，表明各樣本企業(yè)所在地區(qū)市場化程度相對不高。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

為更直觀地觀察2010—2019 年能源企業(yè)環(huán)境信息披露質量的變化趨勢，本文分別對EDI、EDIF、EDINF進行按年份描述性統(tǒng)計，結果見表4、表5。從表4 可見，2010—2019 年間環(huán)境信息披露質量（EDI）的均值從0.145 增加到0.458，說明能源企業(yè)環(huán)境信息披露質量整體上是逐年遞增的，能源企業(yè)開始逐漸增強自身的環(huán)境透明度。從表5 可見，2010—2019 年間貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDIF）的均值從0.142 增加到0.423，非貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDINF）的均值從0.148 增加到0.496。其中，2010—2019 年，EDIF 值增長最快的能源企業(yè)是華電國際（600027），從0.167 增加到0.75；而EDINF值增長最快的能源企業(yè)是上海電力（600021），從0.143增加到0.786。2010 年貨幣性和非貨幣性環(huán)境信息披露質量大致相當，隨著能源企業(yè)披露的非貨幣性環(huán)境信息增多，二者的披露質量漸漸拉開差距，到2019 年EDINF的均值比EDIF高0.073，非貨幣性環(huán)境信息披露質量的增長速度優(yōu)于貨幣性環(huán)境信息披露質量。主要原因是：一方面，環(huán)境信息具有“敘述性信息”特征，大部分信息難以使用傳統(tǒng)的財務方法進行計量，從而使得貨幣性環(huán)境信息披露質量的增速受到限制；另一方面，國家陸續(xù)出臺了一系列環(huán)保法規(guī)，社會公眾的環(huán)保意識逐漸增強，能源企業(yè)在追求組織存在合法性的同時，盡可能多地宣傳自身在環(huán)境保護措施、節(jié)約能源等方面所做的努力，因此近年來非貨幣性環(huán)境信息披露質量的發(fā)展速度優(yōu)于貨幣性環(huán)境信息。

表4 2010—2019年能源行業(yè)上市公司環(huán)境信息披露質量總體情況

表5 2010—2019年環(huán)境信息披露質量分類統(tǒng)計

3.2 相關性檢驗

從描述性統(tǒng)計來看，能源企業(yè)價值、環(huán)境信息披露質量、市場化程度等因素存在差異。為了進一步考察市場化程度、環(huán)境信息披露質量與能源企業(yè)價值之間的關系，本文進行了主要變量間的Pearson 相關性檢驗，結果見表6。由表6 可知，環(huán)境信息披露質量（EDI）、市場化程度（MD）與企業(yè)價值（TobinQ）均呈顯著負相關，符號同假設并不一致。主要原因是：一方面，根據(jù)Richardson A J、Welker M與Hutchinson I R［1］提出的市場過程效應可知，在短期內能源企業(yè)承擔社會責任，加大環(huán)境研發(fā)與投入，提高環(huán)境信息披露質量，并不能帶來良好的經(jīng)營績效，因此在短期內環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值是負相關的。另外，根據(jù)李文貴和余明桂［28］的研究可知，在市場化程度越高的地區(qū)，能源企業(yè)所面臨要素市場和產(chǎn)品市場的競爭越激烈，可以用來監(jiān)督能源企業(yè)管理層的市場信息也越充分，激烈的競爭能夠發(fā)揮信號傳遞的作用，使得能源企業(yè)的投資者更清楚地了解和掌握有關企業(yè)成本和管理層努力程度的信息，此時競爭成為能源企業(yè)監(jiān)督程序的替代機制，這將有效地促使能源企業(yè)的管理者提高企業(yè)自身研發(fā)創(chuàng)新及削減成本的積極性，放棄“短平快”的投資方式，更多地關注有利于企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展的投資方式，所以短期內市場化程度與企業(yè)價值也是負相關的。另一方面，相關性分析是不考慮時間因素的，而EDI、MD與TobinQ 的正相關關系在長期才體現(xiàn)出來，導致相關性分析出現(xiàn)與假設不一致的結果。

表6 各主要變量的相關系數(shù)矩陣

由于部分變量間相關性較強，因此對各模型進行VIF共線性診斷以檢測各個變量間是否存在多重共線性（表7）。從表7 可見，各解釋變量最大的VIF值均小于5，最小的Tolerance 值均遠大于0.1，因此所構建的多元回歸模型不存在嚴重多重共線性問題，可以進一步分析。

表7 各解釋變量的方差膨脹因子的最大值和容忍度的最小值

3.3 回歸分析

對環(huán)境信息披露質量、市場化程度、企業(yè)價值進行多元線性回歸分析，具體回歸結果見表8。

首先，進行環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值關系的檢驗。運用模型Ⅰ檢驗環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間的關系，回歸結果如表8 的Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ列所示。由回歸結果可知，企業(yè)價值（TobinQ）與環(huán)境信息披露質量（EDI）、貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDIF）、非貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDINF）的回歸系數(shù)分別為0.147、0.011、0.175，但是只有EDI、EDINF通過顯著性檢驗，說明環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值顯著正相關，能源企業(yè)較高質量地披露環(huán)境信息能夠促進企業(yè)價值的提升。相比于貨幣性環(huán)境信息，非貨幣性環(huán)境信息披露質量對企業(yè)的正向影響更加顯著，實證結果為H1和H2提供了有力的支持。

其次，進行市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值關系調節(jié)作用的檢驗。運用模型Ⅱ檢驗市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值關系的調節(jié)作用，回歸結果如表8 的Ⅳ列所示。由回歸結果可知，環(huán)境信息披露質量（EDI）與企業(yè)價值（TobinQ）在5%的顯著性水平下呈正相關關系，回歸系數(shù)為0.154。與此同時，市場化程度與環(huán)境信息披露質量的交乘項（EDI× MD）的回歸系數(shù)為0.217，與企業(yè)價值（TobinQ）在5%的顯著性水平下呈正相關關系，表明市場化程度有助于增強環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間的正相關關系，起正向調節(jié)作用，為H3提供了有力支持。這表明市場化程度越高的地區(qū)，政府監(jiān)管和治理機制越完善，社會公眾環(huán)保意識和追求高質量生活的意愿越強，公眾及媒體越能發(fā)揮其監(jiān)督作用，從而促使能源企業(yè)重視環(huán)境治理，加大環(huán)境投入，提高自身環(huán)境信息披露質量，實現(xiàn)節(jié)能減排與綠色高質量發(fā)展。

表8 環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的回歸結果以及市場化程度的調節(jié)作用

第三，進行不同市場化程度下環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的分組回歸檢驗。由于調節(jié)變量市場化程度（MD）是類別變量，解釋變量環(huán)境信息披露質量（EDI）是連續(xù)變量，借鑒溫忠麟、張雷、侯杰泰［29］檢驗調節(jié)變量的研究方法，運用分組回歸進一步檢驗市場化程度的調節(jié)效應。按照能源企業(yè)所在地區(qū)市場化程度（MD）的取值進行分組，MD ＝1 為市場化程度較高組，MD ＝0 為市場化程度較低組，運用模型Ⅰ分別進行回歸。與此同時，驗證在不同市場化程度的地區(qū)，貨幣性環(huán)境信息披露質量、非貨幣性環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值關系的差異，回歸結果見表9。由回歸結果可知，在市場化程度較高組，企業(yè)價值（TobinQ）與環(huán)境信息披露質量（EDI）、貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDIF）、非貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDINF）的回歸系數(shù)分別為0. 501、0. 246、0.371，且都通過了顯著性檢驗；而在市場化程度較低組，TobinQ 與EDI、EDIF、EDINF 的回歸系數(shù)均不顯著。這進一步驗證了市場化程度這一變量對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的關系具有顯著的調節(jié)效應，即市場化程度較高的地區(qū)，市場交易規(guī)則和監(jiān)管體系更加完善、傳導機制更加透明，能源企業(yè)公開披露環(huán)境信息時，市場能夠迅速反應，消費者和投資者也更加了解企業(yè)的實際情況，從而有助于企業(yè)價值的提升。在市場化程度較低的地區(qū)，市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的調節(jié)作用則并不顯著。

表9 不同市場化程度下環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的回歸結果

從表9 的Ⅵ、Ⅶ列可知，非貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDINF）與企業(yè)價值（TobinQ）的回歸系數(shù)為0.371，并且在1%的水平下顯著，回歸系數(shù)和顯著性均高于貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDIF），表明相對于貨幣性環(huán)境信息，市場化程度對非貨幣性環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間關系的正向調節(jié)作用更強，為H4提供了有力的支持。這主要是因為在市場化程度較高的地區(qū)，能源企業(yè)提高自身環(huán)境透明度的外部性壓力較高，而對于環(huán)境信息，我國目前仍然以企業(yè)自愿披露為主，因此能源企業(yè)傾向于公開披露對自身有利的環(huán)境信息，以此來提高企業(yè)的社會聲譽，這反倒使得提高非貨幣性環(huán)境信息披露質量更能獲得消費者和投資者的青睞，從而提升企業(yè)價值。

第四，進行環(huán)境信息披露質量影響企業(yè)價值的作用機制檢驗。依據(jù)前文梳理的環(huán)境信息披露質量影響企業(yè)價值的兩種機制，即權益資本成本（R）和預期現(xiàn)金流量（ECF），因此利用中介效應模型Ⅲ分別檢驗權益資本成本（R）和預期現(xiàn)金流量（ECF）是否在環(huán)境信息披露質量影響企業(yè)價值中發(fā)揮中介效應，回歸結果見表10。從表10 可見：①環(huán)境信息披露質量通過權益資本成本影響企業(yè)價值的中介效應分析。由表10 的XI、XII、XIII 列可知，XI 列中環(huán)境信息披露質量（EDI）的回歸系數(shù)顯著為正，表明環(huán)境信息披露質量能夠提升能源企業(yè)價值；XII列中環(huán)境信息披露質量（EDI）的回歸系數(shù)顯著為負，說明環(huán)境信息披露質量與權益資本成本呈顯著負相關關系；XIII列中中介變量權益資本成本（R）的回歸系數(shù)顯著為負，環(huán)境信息披露質量（EDI）的回歸系數(shù)顯著為正，且相較于XI列中EDI的回歸系數(shù)下降了0.013，說明權益資本成本在環(huán)境信息披露質量對能源企業(yè)價值的影響中發(fā)揮了部分中介效應。Bootstrap 檢驗的置信區(qū)間為（0.0688，0.3373），不包含0，中介效應顯著，且為0.008。這主要是因為能源企業(yè)通過提高環(huán)境信息披露質量緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱問題，不僅有利于提高股票的流動性，降低交易成本，促進股票需求的增加，還有利于降低投資者對企業(yè)所預期的風險溢價水平，從而降低權益資本成本，進而對企業(yè)價值產(chǎn)生影響。②環(huán)境信息披露質量通過預期現(xiàn)金流量影響企業(yè)價值的中介效應分析。由表10 的XIV、XV、XVI 列可知，XIV 列中環(huán)境信息披露質量（EDI）的回歸系數(shù)顯著為正；XV 列中環(huán)境信息披露質量（EDI）的回歸系數(shù)為正，但是并不顯著；XVI列中中介變量預期現(xiàn)金流量（ECF）的回歸系數(shù)顯著為正，環(huán)境信息披露質量（EDI）的回歸系數(shù)也顯著為正，且相較于XIV 列中EDI 的回歸系數(shù)下降了0.005，依據(jù)溫忠麟和葉寶娟［27］的研究，此時應進行Bootstrap 檢驗。Bootstrap 檢驗的置信區(qū)間為（0.0670，0.3377），不包含0，中介效應顯著。由于XVI列中EDI 的回歸系數(shù)顯著為正，說明預期現(xiàn)金流量在環(huán)境信息披露質量對能源企業(yè)價值的影響中發(fā)揮了部分中介效應，且為0.0117。這主要是因為能源企業(yè)主動承擔環(huán)境責任，提高自身環(huán)境信息披露質量時，投資者認為該企業(yè)未來的監(jiān)管成本將會降低，消費者也會更偏好該企業(yè)的產(chǎn)品，從而增加了預期現(xiàn)金流量，促使企業(yè)價值增加。

表10 環(huán)境信息披露質量影響企業(yè)價值的作用機制檢驗

3.4 穩(wěn)健性分析

為了檢驗實證結果的可靠性，參考唐國平、李龍會、吳德軍等［30］的方法，即從全樣本中隨機抽取三分之一再次進行同樣的回歸檢驗，結果見表11。從表11 可見，環(huán)境信息披露質量（EDI）、貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDIF）、非貨幣性環(huán)境信息披露質量（EDINF）、環(huán)境信息披露質量與市場化程度的交乘項（EDI× MD）等關鍵變量的顯著性以及大小關系未發(fā)生變化，H1、H2、H3和H4均通過統(tǒng)計驗證，證明所構建的模型是穩(wěn)健的，實證結果是可靠的。

表11 穩(wěn)健性檢驗結果

4 結論及建議

4.1 結論

本文以我國能源行業(yè)上市公司2010—2019 年數(shù)據(jù)為樣本，利用內容分析法分析了企業(yè)環(huán)境信息披露質量，并討論了環(huán)境信息披露質量與能源企業(yè)價值之間的關系，得到以下主要結論：①能源企業(yè)環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值呈正相關關系；②非貨幣性環(huán)境信息披露質量對企業(yè)價值的正向影響更加顯著；③市場化程度對環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值的正相關關系具有增強作用；④市場化程度對非貨幣性環(huán)境信息披露質量與企業(yè)價值之間關系的正向調節(jié)作用更強；⑤環(huán)境信息披露質量能夠降低權益資本成本和提高預期現(xiàn)金流量，形成影響企業(yè)價值的傳導機制。

4.2 建議

基于上述結論，提出以下建議：①關注環(huán)境信息披露質量并提升環(huán)境聲譽。能源企業(yè)應重視環(huán)境信息的披露工作，建立健全環(huán)境信息管理體系，豐富環(huán)境信息披露的內容、方式及渠道等，規(guī)范貨幣性和非貨幣性環(huán)境信息披露，強化企業(yè)環(huán)境報告的編制責任，將保護環(huán)境、節(jié)能減排納入到企業(yè)戰(zhàn)略管理的高度，切實提高環(huán)境信息披露質量，提升環(huán)境聲譽，促進企業(yè)價值的提升。②因地制宜，實現(xiàn)經(jīng)濟價值與社會價值和諧統(tǒng)一。在市場化程度較低的地區(qū)，能源企業(yè)應摒棄蓄意隱瞞環(huán)境信息的行為方式，主動披露環(huán)境信息，履行環(huán)境保護責任，以維持企業(yè)合法化，減少或避免監(jiān)管處罰，保護企業(yè)利益，從而提升企業(yè)價值；在市場化程度較高的地區(qū)，政府的環(huán)境監(jiān)管水平、環(huán)保補助水平、社會公眾的環(huán)保意識和媒體監(jiān)督水平都較高，能源企業(yè)應及時公開環(huán)境信息，提高環(huán)境報告的可靠性、完整性、及時性、可理解性等，充分展現(xiàn)自身的環(huán)境責任意識，主動接受社會公眾、政府和媒體的監(jiān)督，努力實現(xiàn)能源企業(yè)的經(jīng)濟價值與社會價值的和諧統(tǒng)一。③減少信息不對稱，以降低權益資本成本。能源企業(yè)更應該積極利用履行環(huán)境責任，提高企業(yè)環(huán)境透明度，減少信息不對稱，降低權益資本成本，促進企業(yè)價值提升這一有效機制。④提高公眾認知度以增加預期現(xiàn)金流量。能源企業(yè)應當通過信息披露，樹立起良好的企業(yè)社會形象，加強自身在環(huán)保方面的異質性，增強企業(yè)品牌效應，提高公眾認知度，增加預期現(xiàn)金流量，從而不斷提升企業(yè)價值，實現(xiàn)經(jīng)濟效應和生態(tài)效應雙贏。