实质性披露还是选择性披露：企业环境表现对环境信息披露质量的影响_编辑推荐

来源：《会计研究》2019年第3期，作者：朱炜孙雨兴汤倩

内容摘要：环境信息披露是企业向政府、社会公众传递企业履行环境保护责任情况的重要方式。企业公开的环境信息是对企业环境表现的实质性披露还是选择性披露，决定了企业环境信息披露的质量。本文以2012-2016年深沪两市A股重污染行业上市公司为样本，从披露载体和披露方式两个维度衡量环境信息披露质量，探究企业环境表现对环境信息披露质量的影响。实证结果表明：企业环境表现与环境信息定性披露呈负相关，与单独披露程度和定量披露呈正相关；外部环境管制压力相较于内在企业声誉动力对企业环境表现与环境信息披露质量之间的关系具有更显著的促进作用；环境管制的促进作用对国有企业更显著，而提高企业声誉的激励作用对非国有企业更显著。本文进一步研究还发现：高质量的实质性环境信息披露能够降低企业风险，促进企业可持续发展。

关键词：环境表现环境信息披露环境管制企业声誉

一、引言

   改革开放40年来，中国经济高速增长，取得了举世瞩目的成就。但经济高速增长的同时也带来了环境污染等众多环境问题，并成为制约中国经济社会可持续发展的严重障碍。西方国家自20世纪70年代不再仅仅依赖法律管制和市场工具，而是将环境信息披露政策作为治理环境污染的重要政策工具。环境信息披露政策要求企业披露其环境管理的结果，也就是说，企业应对其环境表现做出如实的表达与呈现。关于环境表现与环境信息披露之间的关系，在理论上有不同的研究视角，也形成了不同的观点和经验研究结论。基于社会政治理论视角，合法性理论和利益相关者理论认为，环境表现差的企业更有动机披露环境信息，以提高合法性，改变利益相关者对其实际环境表现的看法，企业环境表现与环境信息披露之间存在负相关关系。基于经济学理论视角，自愿披露理论认为，环境表现好的企业为了与环境表现差的企业相区别，更有动机提高环境信息披露水平，企业环境表现与环境信息披露之间存在正相关关系。从实证研究结论看，环境表现与环境信息披露存在负相关关系（Cho和Patten，2007）、正相关关系（Clarkson等，2008）、没有关系（Wiseman，1982）和U型关系（Ling和Mowen，2013；沈洪涛等，2014）。
   Clarkson等（2008）认为，环境表现与环境信息披露之间关系的实证研究结论不一致的原因之一是现有文献采用了不同的环境信息披露指标体系。从环境信息披露指标体系的“内容”标准看，Wiseman（1982）侧重企业环境活动的财务后果，由于环境表现差的企业风险较大，会在年报中披露更多的与环境活动相关财务信息，其可能比环境表现好的企业获得更高的披露得分；Patten（2002）侧重企业环境活动的描述性信息，同样也会使环境表现差的企业比环境表现好的企业获得更高的披露得分；Clarkson等（2008）根据全球报告倡议指南（GRI）制定环境信息披露指标，侧重保护环境承诺的客观环境信息，遵循GRI的企业将获得更高的披露得分；沈洪涛等（2014）除了用数量化和文字性信息衡量环境信息披露质量，还用披露内容的文字行数衡量披露数量，环境表现差的企业可能因披露更多文字性信息在披露数量方面得分较高，而环境表现好的企业可能得分较低。从环境信息披露指标体系的“类别”标准看，Cho和Patten（2007）关注非诉讼相关的环境信息，并将其分为货币性披露和非货币性披露两类信息；Clarkson等（2008）根据GRI将环境信息分为硬/客观披露和软/主观披露两类信息；沈洪涛等（2014）将环境信息分为数量和质量两类信息，数量信息选取与披露内容相关的文字行数计量，质量信息选取信息的显著性、数量性与时间性计量。从环境信息披露指标体系的“载体”标准看，Wiseman（1982）、Patten（2002）、Cho和Patten（2007）以及沈洪涛等（2014）从年度报告中获取环境信息披露数据；Clarkson等（2008）从社会责任报告或网站中获取环境信息披露数据。
   为了有效治理环境污染问题，我国政府从法律法规等具体规制体系入手综合施策，实施环境管制，环境信息披露便是近年来嵌入环境规制体系之中的重要内容。2007年，国家环境保护总局发布《环境信息公开办法（试行）》要求超标排污严重的企业披露相关环境信息。2015年1月开始实施的《中华人民共和国环境保护法》（以下简称新《环保法》）要求重点排污单位应当如实向社会公开其环境信息。2015年4月中共中央国务院发布的《关于加快推进生态文明建设的意见》要求健全环境信息公开制度；同年9月发布的《生态文明体制改革总体方案》要求建立上市公司环保信息强制性披露机制。党的十九大报告再次强调建立环境信息强制性制度。可见，完善环境信息披露制度成为贯彻保护环境基本国策、建设生态文明制度体系的重要制度之一。为了更好地规范企业环境信息披露，我国政府对环境信息披露的要求已由“自愿”向“强制”转变，环境信息披露的主体由超标排污严重的企业到重点排污单位，环境信息披露要求的法规层级从部门规章上升为国家的基本法律和基本国策，环境信息已成为企业公开信息的重要组成部分。
   目前，我国企业环境信息披露的相关规制政策已强制要求重点排污单位披露其环境信息，并鼓励其他企业自愿披露环境信息。从披露载体看，只对深交所“深证100指数”公司和上交所“上证公司治理板块”公司、境内外同时上市公司及金融类公司强制要求披露包括环境信息的社会责任报告；从披露方式看，并未明确要求环境信息应采用定性还是定量方式予以披露。即使披露是强制性的，如果披露虚假信息的预期成本较低，企业也可能会隐瞒真实信息。因此，无论是强制性披露还是自愿性披露，企业披露的环境信息是对环境表现的如实反映（即实质性披露），还是有所隐瞒（即选择性披露）[本文所称“如实反映”，即实质性披露，是指企业对所有环境表现进行了真实的环境信息披露；“有所隐瞒”，即选择性披露，是指企业披露的环境信息只是对部分环境表现进行了披露。下文主要使用“实质性披露”和“选择性披露”的表述。]，决定了企业环境信息披露的质量。正如Clarkson等（2008）指出的，环境信息披露研究应将调查的重点从简单的披露水平转到包含特定类型的披露。企业环境信息披露载体（单独披露）和方式（定性披露和定量披露）的不同选择有着不同的信息含义。我们说一个企业环境信息披露质量高，主要是指这个企业能够在社会责任报告或者公开的独立环境报告、可持续发展报告单独披露环境信息，而不是仅在财务报告中进行混合披露；而且这个企业所披露的环境信息多是可观测和可验证的定量信息，而不是仅披露较难界定和检验的定性信息。企业环境信息披露质量的高低必然受外部压力与内在动力的双重影响：一方面，来自于政府环境管制的外部压力可以有效提高企业环境信息披露水平；另一方面，来自于提高企业声誉、树立“绿色形象”的内在动力，不仅 “环保标签”可以吸引消费者从而带来经济利益，而且高质量的环境信息披露可以降低企业风险。
   本文以2012-2016年沪深两市A股重污染行业上市公司为样本，检验了企业环境表现与环境信息披露载体和方式之间的关系以及环境管制（外部压力）与企业声誉（内在动力）对企业环境表现与环境信息披露载体和方式之间关系的调节作用；进一步，按照产权性质分组，分析了外部压力和内在动力的调节作用在国有企业和非国有企业之间的异质性；最后，通过检验环境信息披露质量对企业风险的影响，证实了本文对环境信息披露质量分类的可靠性和合理性。本文的研究贡献在于：（1）将环境信息披露质量从披露载体（单独披露程度）和披露方式（定性披露和定量披露）两个维度，分别检验企业环境表现与环境信息单独披露程度、定性披露和定量披露之间的关系；（2）本文以环境管制作为企业环境信息披露的外部压力，企业声誉作为企业环境信息披露的内在动力，研究外部压力和内在动力对环境表现与环境信息披露质量关系的调节作用；（3）研究了国有企业和非国有企业在外部环境管制压力和内部声誉动力驱动下的环境信息披露质量。

二、理论分析与研究假设

（一）环境表现与环境信息披露质量
   前已述及，现有研究基于社会政治理论与经济学理论对环境表现与环境信息披露之间的关系得出了不同的结论，这种差异产生的主要原因在于现有研究对环境信息披露的衡量侧重对披露内容得分的简单加总，得分越高就认定其环境信息披露水平越高进而认为披露质量越高。环境表现差的企业通过披露较多的定性信息也能得到较高的得分，从而造成环境信息披露较差的企业环境信息披露质量高的假象。事实上，这种“高质量”披露并不是实质性披露，而是选择性披露，高质量的自愿披露应能够为决策制定提供包括精确性、相关性和有用性的全面信息。由于企业环境信息的替代来源有限，因此信息含量高的环境披露具有重要价值。高质量的环境信息披露有利于投资者做出决策并减少不确定性，从而提高公司估值。从披露载体看，社会责任报告“通过提供准确可靠数据和整体表现创建了透明报告”（Ballou等，2006）；“独立的企业社会责任报告可为投资者提供增量有用的信息，以评估企业长期可持续性”（Dhaliwal等，2011）。因此，通过独立的社会责任报告、环境报告或可持续发展报告单独披露环境信息，其信息披露质量更高（Hassan和Guo，2017）。从披露方式看，经济性定量数据相对客观、精确，更能体现企业环境管理的投入和成本，而空泛的定性信息常被企业作为应对外部压力的策略（吕明晗，2018）。
   企业环境信息披露水平高并不意味着信息披露质量高。Meng等（2014）的实证研究结果也表明，尚无法简单地通过中国目前笼统的环境信息披露水平区分企业环境表现的优劣。自愿披露文献表明，企业倾向于选择报道好消息，而不披露坏消息，可能会采用盈余管理减轻坏消息的不利影响。根据自愿披露理论和信号传递理论，环境表现好的企业出于将自己与表现不佳者相区别的动机，会倾向于披露可核实和难以模仿的环境信息，以提高信息的可信度和准确性，其环境信息披露质量会更高；环境表现差的企业更倾向于披露模糊的无法轻易验证的信息。根据合法性理论，当环境表现差的企业其合法性受到威胁时，更可能报告不易验证的低质量环境信息。因此，独立报告相较混合报告，披露的环境信息更具完整性和有用性；同时，定量信息相较定性信息，披露的环境信息更准确、可核实且难以模仿。基于以上分析，本文提出以下假设：
   H1：企业环境表现与环境信息披露质量之间存在正相关关系；
   H1a：环境表现好的企业更倾向于独立披露环境信息；
   H1b：环境表现差的企业更倾向于披露定性环境信息；
   H1c：环境表现好的企业更倾向于披露定量环境信息。
（二）企业环境表现、环境管制与环境信息披露质量
   环境管制包括法律制度管制、行政监管以及行业监管等，它们相互作用共同影响企业环境信息披露。制度理论认为，组织通过遵守外部制度提升或保护其合法性，制度环境作为公共契约可以引导组织选择。现有研究发现，环境管制对改进环境信息披露具有显著的积极影响。Deegan和Rankin（1996）发现，环境信息披露水平的提高是公共压力增加的结果。毕茜等（2012）和王霞等（2013）研究发现，企业自愿披露信息的行为是企业应对外部压力的一种手段，企业为了应对公共压力，向利益相关方表明其合法性，会选择披露环境信息。当企业面临环境管制的外部压力时，为了降低环境风险和违法违规成本，提高企业市场价值，企业有动机改变反映环境表现的信息披露质量。环境表现好的企业会在环境管制压力下提高环境信息披露的可信度和准确性，以提高合法性；环境表现差的企业在环境管制压力下也会尽量提高披露质量，以降低环境表现不足的违法违规成本。企业承受的外部环境管制压力越大，说明企业环境信息披露受到的关注度越高，会使企业环境表现与环境信息披露之间的关系更加密切，企业将更详细地在独立报告中较多以定量方式披露环境信息，以向政府和社会公众等利益相关者传递企业环境表现良好的信号。因此，地区环境管制压力越大、环境表现越好的企业会越倾向于选择独立报告的形式披露环境信息，同时会通过增加具有实质性含义的定量环境信息，传递企业具有较高环境管理水平的信号；环境表现差的企业也会迫于环境管制压力尽可能多披露环境信息，但囿于企业自身环境管理水平，只能选择性地增加定性环境信息的披露。基于此，本文提出以下假设：
   H2：环境管制对企业环境表现与环境信息披露质量之间的关系具有正向调节作用。
（三）企业环境表现、企业声誉与环境信息披露质量
   随着环境保护理念越来越深入人心，政府及社会公众等利益相关者对企业环境责任的履行提出了更高的要求。环境信息披露作为一种沟通工具，在管理社会公众对企业环境表现的印象中具有潜在作用。资源基础理论认为，环境领域的卓越表现及其有效沟通可以通过良好声誉的积极影响为企业带来竞争优势。在信息不对称的情况下，企业往往会选择披露环境信息向市场传递企业环境管理良好的信号，从而达到提高企业声誉的目的。企业在环境保护方面所做的贡献已成企业声誉的重要组成部分。Deegan和Rankin（1996）认为，树立企业形象、防止声誉损失是企业选择披露环境信息的重要动因。实际上，高质量的信息披露传递了透明度的信号，并将提高企业声誉和社会形象。环境表现好的企业披露环境信息的主动性更高，通过提高环境信息的披露质量提升企业声誉带来经济利益；环境表现差的企业很可能会披露更多的环境信息，通过无法核实或定性信息改变利益相关方的观念和公众对其环境表现的看法。由此，提升声誉是企业提高环境信息披露质量的主要内在动力。与环境管制外部压力相同，企业声誉的内在动力对环境表现与环境信息披露质量之间的关系具有正向促进作用。因此，环境表现越好的企业越希望通过独立报告、定量信息提高披露质量，传递企业经营良好、履行社会责任较佳的信号，以提高企业声誉和社会认同感；环境表现差的企业也会试图通过混合披露并加大定性信息的披露维护企业形象。基于此，本文提出以下假设：
   H3：企业声誉对企业环境表现与环境信息披露质量之间的关系具有正向调节作用。

三、研究设计

（一）样本选择
   本文根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》（2008）认定的重污染行业[本文选取的重污染行业包括采掘业、纺织服装皮毛业、金属非金属业、石化塑胶业、食品饮料业、水电煤气业、生物医药业和造纸印刷业。]，选取2012-2016年深沪两市A股重污染行业的上市公司为初选样本，剔除ST公司以及研究变量缺失公司的数据后，得到831家公司的4008个年观测值。其中，披露环境信息的公司有624家，共2740个年观测值作为研究样本。环境信息披露数据通过查阅年度报告、社会责任报告、环境报告和可持续发展报告手工搜集取得；部分环境表现数据通过查阅年度报告和各省市环境保护厅（局）网站以及沪深两市的证券交易网站手工搜集取得；环境管制和社会监督数据来自《中国环境年鉴》环境管理统计表（2012-2016）；其他变量来自于CSMAR数据库。为避免极端值产生的误差，本文对连续变量按其分布两端的1%进行Winsor缩尾处理，数据处理由Stata14.0、SPSS19.0和Excel软件计算完成。
（二）变量定义
1.被解释变量
   本文的被解释变量是环境信息披露质量（EID）。内容分析法是国内外衡量企业环境信息披露的主流方法。现有指标体系虽然按不同类别对环境信息披露内容进行了细分，但侧重环境信息披露水平的评价，未基于环境信息披露质量设计指标体系。本文参照毕茜等（2012）和沈洪涛等（2014）的研究，以及新《环保法》对企业环境信息披露的要求，基于企业自身及利益相关者决策需求设计了涵盖企业环境管理（企业环境保护方针与理念、企业年度环境保护目标及实施情况、环境教育与培训、风险检测与应急预案），环保投入（企业环保节能的设备和工艺、企业环境保护投资、污染物防治设施的建立和运行情况），清洁生产，资源消耗（开发使用清洁能源、企业年度资源消耗），环保成果（生产环保产品、节能减排情况）和污染排放（主要污染物排放、污染物排放达标情况、企业废物处理情况）等6个方面的环境信息披露质量评价指标体系。进一步，将环境信息披露质量细分为披露载体和披露方式（定性披露和定量披露）两个维度。披露载体包括年度报告、社会责任报告、环境报告和可持续发展报告。若在社会责任报告或环境报告、可持续发展报告单独披露环境信息计2分；仅在年度报告但未单独披露环境信息计1分。披露方式分为定性披露和定量披露，若披露文字性环境信息，则认定为定性披露计1分；若披露数量化环境信息则认定为定量披露计2分。为检验环境信息披露质量评价的稳定性和可信度，本文参照毕茜等（2012）的做法，采用评分者间信度检验了不同评分者对评价指标体系理解的一致性。
2.解释变量
   美国经济优先委员会（1972）最早提出环境表现（CEP）的概念，并基于13个维度建立指标体系综合评价企业环境表现。目前，中国企业环境管理体系尚不够完善，统一量化的企业环境表现指标体系尚未建立，企业也未对外公布其环境管理的系统数据。在借鉴沈洪涛等（2014）、武恒光和王守海（2016）研究的基础上，本文结合2013年发布的《企业环境信息评价办法（试行）》[企业环境信用评价是指环保部门根据企业环境行为信息对企业环境行为进行的信用评价。企业环境行为是指企业在生产经营活动中遵守环保法律、法规、规章、规范性文件、环境标准和履行环保社会责任等方面的表现。]中企业环境信用评价细则，选取环保审批、ISO4001认证、环境友好型企业、因环境保护受到奖励或荣誉、通过清洁生产审核、未因环境问题受到行政处罚和无重大环境事故等7个指标衡量企业环境表现（各指标均计1分）。除ISO4001认证由具有企业管理咨询资质的民间机构出具外，其余指标皆来自政府环保部门。因此，本文选取的环境表现评价指标具有一定的客观性、代表性和可验证性，能够在一定程度上反映企业的环境管理水平。同时，本文运用层次分析法（AHP）计算各指标的权重。
   环境管制（Cases）主要是指带有强制性的环境治理手段，是企业环境信息披露外部压力的主要来源。我国上市公司的环境管制主要来自政府行政监督，地方政府的监管力度在较大程度上反映企业所承受的环境管制压力。本文借鉴王书斌和徐盈之（2015）对环境污染监管强度的衡量方法，以各地区当年受理环境行政处罚案件数作为环境管制的代理变量。企业声誉（Brand）是企业环境信息披露内在动力的主要源泉。中国声誉评价机制尚不够完善，不同学者采用不同方法衡量企业声誉。考虑到本文以重污染行业上市公司为样本，参照王霞等（2013）对企业声誉变量的定义，将企业产品是否拥有驰名或著名商标和名牌作为企业声誉的代理变量。
   3.控制变量
   借鉴沈洪涛（2014）和吕明晗等（2018）有关环境信息披露的研究，以及马本等（2017）对公众环境质量需求的研究，本文选取如下控制变量：公司规模（Size，期末总资产的自然对数），资产收益率（ROA，净利润/平均资产），财务杠杆（LEV，期末负债总额/期末资产总额），董事会规模（Bsize，董事会人数的自然对数），监事会规模（Jsize，监事会人数的自然对数），第一大股东持股比例（First，第一大股东持股占总股本的比例），高管薪酬（Salary，前三名高管薪酬的自然对数），是否两职合一（CEO_dum，两职合一为1，否为0），股权性质（State，国有为1，非国有为0），市场化指数（Market，参照樊纲2014市场化指数表），公众监督（Public，各地区年度电话、网络环境信访数的对数）以及年度（Year）和行业（Industry）虚拟变量。
（三）模型设计

本文构建模型（1）至模型（3）分别检验前文提出的研究假设H1至假设H3。

在研究过程中，将环境信息披露质量（EID）、披露载体（EID1）、定性披露（EID2）和定量披露（EID3）依次作为因变量进行检验，以从不同维度验证企业环境表现对环境信息披露质量的影响.

（一）描述性统计
表1列示了主要变量的描述性统计结果。EID的最小值为2，最大值为23，说明不同企业环境信息披露质量差异较大。其中，EID1的均值为1.457，说明重污染行业较为重视环境信息的披露，较多企业选择篇幅比重较大和集中程度较高的载体单独披露环境信息。EID3的均值小于EID2的均值，且EID3的标准差大于EID2的标准差，说明如果不按披露方式分别评价环境信息披露质量，仅选择实质性含量较低的定性披露方式的企业，其环境信息披露质量得分也会较高，由此导致环境信息披露质量的衡量缺乏可靠性和准确性。CEP最小值为0.230，最大值为0.963，均值为0.528，说明不同企业的环境表现良莠不齐。此外，地区环境管制强度和企业声誉水平参差不齐，说明企业受到的外部压力和内在动力的程度不同，对企业环境表现与环境信息披露质量之间关系的影响程度也不同。
表1 主要变量的描述性统计

变量	样本数	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
EID	2,740	6.409	3.255	2	5	23
EID₁	2,740	1.457	0.498	1	1	2
EID₂	2,740	2.549	1.120	0	2	7
EID₃	2,740	2.403	3.287	0	0	20
CEP	2,740	0.528	0.0775	0.230	0.491	0.963
Cases	2,740	8.246	1.049	5.268	8.241	10.07
Brand	2,740	0.380	0.485	0	0	1

（二）回归分析
   1.环境表现与环境信息披露质量
   环境表现（CEP）与环境信息披露质量（EID）的回归结果如表2所示。CEP与EID、EID1和EID3均在1%水平下显著正相关，与EID2在1%水平下显著负相关。因此，假设H1、H1a、H1b、H1c均得到验证，即环境表现好的企业更可能选择篇幅比重较大和集中程度较高的社会责任报告、环境报告或可持续发展报告单独披露，且会更多地以更具实质性含量的定量方式披露环境信息，以增强其环境信息披露的可信度；环境表现差的企业更多地选择在年度报告中混合披露，且更多地选择披露定性环境信息，较少地披露定量环境信息，以“隐藏”其真实的环境表现。
表2                        环境表现与环境信息披露质量回归结果

变量	样本数	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
EID	2,740	6.409	3.255	2	5	23
EID₁	2,740	1.457	0.498	1	1	2
EID₂	2,740	2.549	1.120	0	2	7
EID₃	2,740	2.403	3.287	0	0	20
CEP	2,740	0.528	0.0775	0.230	0.491	0.963
Cases	2,740	8.246	1.049	5.268	8.241	10.07
Brand	2,740	0.380	0.485	0	0	1

   注：***代表1%水平下显著，**代表5%水平下显著，*代表10%水平下显著，括号内为t统计量；下同。
   2.环境表现、环境管制与环境信息披露质量
   如表3所示，环境表现与环境管制交互项（CEP×Cases）的系数代表了环境管制的调节作用。当被解释变量为EID、EID1和EID3时，交互项系数为正且在1%水平下显著，说明环境管制强度大的地区，环境表现好的企业会更倾向于选择独立报告披露，并会更多地披露实质性定量信息；当被解释变量为EID2时，交互项系数为负且在10%水平下显著，说明在环境管制压力越大，环境表现差的企业会更多地选择披露定性信息。上述结果说明假设H2成立，环境管制对环境表现与各类环境信息披露质量之间的关系具有显著的正向调节作用，即环境管制强度越大的地区，企业环境表现对环境信息披露质量的影响越显著。
表3                  环境表现、环境管制与环境信息披露质量回归结果

变量	EID （1）	EID₁ （2）	EID₂ （3）	EID₃ （4）
CEP	9.8032***	-0.3356	-1.5749	11.7138***
CEP	(3.4563)	(-0.5865)	(-1.1192)	(4.2892)
CEP×Cases	1.8298***	0.2527***	-0.3418*	1.9189***
CEP×Cases	(5.1495)	(3.5248)	(-1.9387)	(5.6084)
Cases	-0.8545***	-0.1608***	0.2233**	-0.9169***
Cases	(-4.3213)	(-4.0308)	(2.2757)	(-4.8159)
控制变量	控制	控制	控制	控制
年度/行业	控制	控制	控制	控制
N	2,740	2,740	2,740	2,740
R-sq	0.599	0.302	0.165	0.635

   3.环境表现、企业声誉与环境信息披露质量
   从表4可以看出，只有被解释变量为EID和EID3时，环境表现与企业声誉的交互项（CEP×Brand）系数为正且在1%水平下显著。回归结果说明，声誉的激励作用会促使企业更多地披露实质性环境信息，但对环境信息载体的单独披露程度和定性披露的影响较弱。与环境管制的调节作用对比可以看出，重污染行业上市公司环境信息披露质量受外部压力的影响大于内在动力的影响，企业在环境管制压力下会提高环境信息披露质量。但企业声誉暂时还不足以驱动企业全面提高环境信息披露质量，或者企业认为高质量披露环境信息的成本大于企业声誉所带来的收益。
表4                   环境表现、企业声誉与环境信息披露质量回归结果

变量	EID （1）	EID₁ （2）	EID₂ （3）	EID₃ （4）
CEP	22.2344***	1.4690***	-3.8985***	24.6639***
CEP	(30.2199)	(9.9097)	(-10.7075)	(34.8970)
CEP×Brand	3.7857***	0.2948	-0.5709	4.0618***
CEP×Brand	(3.3586)	(1.2981)	(-1.0234)	(3.7513)
Brand	-1.6061***	-0.0693	0.1133	-1.6501***
	(-2.6583)	(-0.5691)	(0.3791)	(-2.8432)
	(1.0704)	(-2.5153)	(0.7787)	(1.2407)
控制变量	控制	控制	控制	控制
年度/行业	控制	控制	控制	控制
N	2,740	2,740	2,740	2,740
R-sq	0.598	0.304	0.169	0.637

（三）分组分析
国有企业在我国国民经济中占据重要地位，尤其在重污染行业中占有较大比例。与非国有企业相比，国有企业在承担经济责任的同时要承担更多的社会责任，在环境管理和保护方面，国家和社会对国有企业有着更高的要求。但国有企业和非国有企业进行社会责任披露的动力来源有所不同，国有企业的动力大多来自政府规制和监管的压力，而非国有企业更多的受到自身利益和治理水平的驱动。本文将样本按照企业的产权性质分为国有企业和非国有企业，检验二者在外在环境管制压力和内在声誉动力驱动下的环境信息披露质量。回归结果表明，外在环境管制压力和企业声誉动力的驱动作用均可以在不同程度上强化环境表现与环境信息披露质量的关系，并在国有企业和非国有企业之间存在明显的异质性。国有企业在环境管制的压力下会全面提高其环境信息披露质量，而环境管制对非国有企业环境表现与环境信息披露质量之间关系的正向调节作用并不显著。相比之下，声誉的激励作用仅对非国有企业有效，与前文不区分产权性质的回归结果一致，企业声誉并不能全面提高企业环境信息披露质量，但可以促使环境表现好的企业披露更多的实质性内容。

五、进一步分析

既有文献指出高质量的环境信息披露可以提高企业经营管理的透明度，帮助企业与利益相关者建立良好的信任关系，从而降低企业的总体风险和特殊风险（Benlemlih et al.,2018）。基于此，以单独报告为载体、较多的披露实质性环境信息可以传递环境管理良好的信号，从而能够降低企业风险；而选择性的定性信息披露因不易验证而不能反映企业真实环境表现，较难以降低企业风险。本文借鉴Benlemlih等（2018）的研究，构建模型（4）检验环境信息披露质量对企业风险的影响。现有研究大多采用收益波动性（Std_ROA）衡量企业风险，本文借鉴翟胜宝等（2014）的研究，将扣除年度行业平均值后的资产报酬率（ROA）在5年内（t-2年至t+2年）的标准差作为企业风险的代理变量。
考虑到年度报告、社会责任报告、环境报告和可持续发展报告的发布均存在时滞，本文将环境信息披露质量（EID）滞后一期回归。EID、EID1、EID2、EID3依次作为自变量进行检验。结果显示，当自变量为EID1和EID3时回归系数为负且分别在5%和10%水平下显著，当自变量为EID2时系数为正且在5%水平下显著。回归结果较好地支持了本文对企业环境信息披露质量分类的可靠性和合理性，以单独报告的形式披露更具客观性和可比性的定量环境信息才能降低企业风险，而片面地披露定性内容反而会加大利益相关者对企业真实环境管理水平的担忧。

六、稳健性检验

为确保结论的可靠性，本文进行了如下稳健性检验：（1）扩大样本量，检验整个重污染行业（包含未披露环境信息的企业）环境表现对环境信息披露质量的影响，以避免样本的自选择偏误；（2）本文选取的624家重污染行业上市公司中有96家公司属于上海证券交易所和深圳证券交易所强制出具社会责任报告的公司[自2008年起，上海证券交易所要求三类公司即“上证公司治理板块”公司、发行境外上市外资股的公司以及金融类公司须出具社会责任报告；深圳证券交易所要求“深证100指数”公司须出具社会责任报告。其中“上证公司治理板块”公司和“深证100指数”公司每年会做出调整。]。为了剔除制度因素对企业选择披露载体产生的影响，以自愿披露公司为样本重新对假设H1、假设H2、假设H3中环境表现对环境信息披露载体的影响进行回归分析；（3）将环境表现的滞后一期变量作为工具变量进行2SLS回归，并利用固定效应模型重新检验假设H1，以解决因反向相关关系和遗漏变量所导致的内生性问题；（4）按照企业环境表现是否高于该年度行业环境表现平均值，将样本分为实验组和控制组，按照核匹配方法进行倾向得分匹配（PSM），以证实环境表现好的企业与环境表现差的企业环境信息披露质量存在显著差异。上述回归结果显示，前文结论依然成立。

七、结论与启示

本文以2012-2016年沪深两市A股重污染行业上市公司为样本，研究了企业披露的环境信息是否高质量地反映企业环境表现。研究发现：（1）环境表现对环境信息披露质量有正向影响，环境表现好的企业会更多地通过独立报告披露实质性含量较多的定量信息，而环境表现差的企业会选择性地披露实质性含量较少的定性信息。（2）作为外部压力主要来源的环境管制强化了环境表现与环境信息披露质量之间的关系，而作为内在动力的企业声誉对环境表现与环境信息披露质量的促进作用较弱。这在一定程度上说明企业环境信息的披露更多地来自外部环境管制压力而非内在声誉动力，反映了企业主动披露环境信息的动力不足。（3）国有企业对政府环境管制更加敏感，在管制压力下倾向于全面提高其环境信息披露质量，而非国有企业更容易受到提升企业声誉的激励，在内在动力驱动下会披露更多的实质性环境信息。
环境信息已成为企业信息公开的重要内容，完善环境信息披露机制，应构建政府为主导、企业为主体、社会公众共同参与的环境治理体系。第一，政府应进一步加强对企业环境信息披露的引导和管理，完善环境信息披露相关法律法规，制定企业环境信息披露规范性标准，落实环境监管责任，扩大强制披露环境信息的企业范围，强制性要求企业出具独立的环境信息报告。第二，企业应强化包括环境保护在内的社会责任意识，树立新时代中国特色社会主义生态文明观，贯彻“绿水青山就是金山银山”的绿色发展理念，提升环境管理能力和水平，不断改善自身环境表现，如实向利益相关者传递企业环境表现，切实提高环境信息披露质量。第三，社会公众应强化环境保护参与意识，关注企业环境信息披露，准确辨识企业环境表现，积极参与环境保护行动和监督，推动形成绿色发展的生产和生活方式，共同建设美丽中国。

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