李南海

【摘要】作為綜合反映企業(yè)經(jīng)營能力的自由現(xiàn)金流量，其會受信息披露的市場效應(yīng)影響。運用2015～2018年A股中小板上市公司樣本數(shù)據(jù)，分析環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)境信息披露和硬披露環(huán)境信息顯著增加了環(huán)境信息披露所在年份自由現(xiàn)金流量，軟披露環(huán)境信息不顯著影響環(huán)境信息披露所在年份自由現(xiàn)金流量。進一步分析表明，環(huán)境信息披露和硬披露環(huán)境信息對自由現(xiàn)金流量的顯著影響只體現(xiàn)在低碳試點省份和實際控制人非國有的樣本公司。上述結(jié)果可為環(huán)境信息披露經(jīng)濟后果提供自自由現(xiàn)金流量方面的微觀證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】環(huán)境信息披露；自由現(xiàn)金流量；低碳試點省份；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

【中圖分類號】F230【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994（2020）02-0083-9

【基金項目】江西省高校人文社會科學(xué)重點研究基地項目“文化傳統(tǒng)對公司治理的影響”（項目編號：JD17037）；江西財經(jīng)大學(xué)研究生創(chuàng)新項目“兩職結(jié)構(gòu)改變對企業(yè)現(xiàn)金流量的影響”（項目編號：YC2017-B048）

一、引言

環(huán)境庫茲涅茨曲線理論認為，環(huán)境污染排放量與經(jīng)濟增長水平之間在長期內(nèi)存在倒U型關(guān)系：當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，環(huán)境污染排放量隨經(jīng)濟發(fā)展而增加；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，環(huán)境污染排放量隨經(jīng)濟增長而下降[1]。在我國，隨著經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，經(jīng)濟增長與環(huán)境保護之間的相關(guān)性逐漸接近庫茲涅茨曲線拐點頂點[2]。持續(xù)經(jīng)濟增長激發(fā)了社會公眾對美好生活環(huán)境的追求，在環(huán)境保護和環(huán)境治理已成為國家戰(zhàn)略的當(dāng)下，環(huán)境信息披露所面臨的社會壓力越來越大，環(huán)境信息披露對公司治理的影響日益顯著，已成為公司治理的重要組成部分。及時全面披露環(huán)境信息，可有效緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，通過影響投資者對企業(yè)的未來期望來影響公司證券流動性、信息中介關(guān)注度和資本成本[3]，最終影響企業(yè)經(jīng)營績效。

生存與發(fā)展是實現(xiàn)企業(yè)財務(wù)管理目標的基礎(chǔ)，但維系企業(yè)日常運營過程中的原材料采購、職工工資福利發(fā)放、股東股利和債務(wù)利息支付、各項稅費繳納以及各項風(fēng)險應(yīng)對等，均依賴于企業(yè)創(chuàng)造的自由現(xiàn)金流量。充足的自由現(xiàn)金流量可節(jié)約交易成本、增加財務(wù)彈性和滿足企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整需要，使企業(yè)在市場競爭中處于優(yōu)勢地位[4]，擁有一定水平的自由現(xiàn)金流量是企業(yè)持續(xù)生存與發(fā)展的前提。

自由現(xiàn)金流量是評估企業(yè)經(jīng)營狀況的重要財務(wù)指標，但環(huán)境信息構(gòu)成和環(huán)境信息影響自由現(xiàn)金流量傳導(dǎo)路徑的復(fù)雜性，使環(huán)境信息披露既可能增加自由現(xiàn)金流量[5，6]，也可能降低自由現(xiàn)金流量[7]。當(dāng)前，學(xué)術(shù)界關(guān)于環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的影響的理論研究文獻尚未取得共識?？紤]到環(huán)境信息披露經(jīng)濟后果影響了企業(yè)進行環(huán)境信息披露的積極性和主動性，需要進一步探究環(huán)境信息披露對企業(yè)自由現(xiàn)金流量的影響，深入分析環(huán)境信息披露對企業(yè)的經(jīng)濟后果造成的影響，促使企業(yè)積極主動地披露環(huán)境信息。

已有研究表明，規(guī)模較大公司因其環(huán)境信息披露受社會關(guān)注程度較高，因此規(guī)模較大公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量較高。但環(huán)境治理和環(huán)境保護不能僅依賴于規(guī)模較大公司，眾多中小企業(yè)對所在地區(qū)生態(tài)環(huán)境的影響同樣不能忽視。只有各類企業(yè)主體共同參與環(huán)境保護和環(huán)境治理，才能改善自然生態(tài)環(huán)境，中小企業(yè)的環(huán)境信息披露同樣值得關(guān)注?；诖耍晕覈?015 ～ 2017年A股411家中小板上市公司平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，采用內(nèi)容分析法度量企業(yè)環(huán)境信息披露水平，實證檢驗環(huán)境信息披露水平對自由現(xiàn)金流量的影響。

環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的影響已被社會不同群體廣泛關(guān)注。相比主板上市公司和重點污染行業(yè)企業(yè)，中小板上市公司環(huán)境信息披露與公司治理之間的關(guān)系同樣值得關(guān)注。環(huán)境信息披露影響自由現(xiàn)金流量的研究拓展了環(huán)境信息披露經(jīng)濟后果研究范疇，可為環(huán)境信息披露監(jiān)管政策的制定提供來自中小板上市公司的參考依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)上市就是企業(yè)引入外部投資者，從非公眾公司向公眾公司轉(zhuǎn)變的過程[8]。由于外部投資者和管理層之間存在信息不對稱，上市公司需定期向外部投資者披露反映公司業(yè)績和經(jīng)營狀況的財務(wù)報告等，以幫助其進行投資決策。外部投資者依據(jù)上市公司披露的信息進行各項投資決策，影響了企業(yè)運營績效，使上市公司披露的會計信息具有不同的經(jīng)濟后果[9]。與其他會計信息披露一樣，環(huán)境信息披露同樣存在經(jīng)濟后果，作為綜合反映企業(yè)經(jīng)營能力的自由現(xiàn)金流量，同樣受到企業(yè)環(huán)境信息披露影響。

Jensen[10]將自由現(xiàn)金流量視為企業(yè)在滿足所有具有正凈現(xiàn)值投資項目所需資金后剩余的現(xiàn)金流量。由于市場上凈現(xiàn)值為正的投資項目有限，同時受企業(yè)經(jīng)營特征影響，企業(yè)投資凈現(xiàn)值為正項目所支出現(xiàn)金流量處于相對穩(wěn)定水平，自由現(xiàn)金流量主要來源于企業(yè)經(jīng)營過程中所創(chuàng)造的現(xiàn)金流入量。因此，研究環(huán)境信息披露對企業(yè)自由現(xiàn)金流量的影響，主要從環(huán)境信息披露對企業(yè)經(jīng)營管理過程的影響的角度切入。

首先，通過環(huán)境信息披露，企業(yè)向利益相關(guān)者報告了企業(yè)履行環(huán)境責(zé)任的情況，向政府監(jiān)管部門表明企業(yè)在環(huán)境表現(xiàn)方面愿意積極配合監(jiān)管政策的態(tài)度。同時，環(huán)境信息披露有助于減少企業(yè)在環(huán)境表現(xiàn)方面所面臨的潛在訴訟，節(jié)約現(xiàn)金支出進而增加自由現(xiàn)金流量。其次，通過環(huán)境信息披露可以展現(xiàn)企業(yè)在環(huán)境保護和環(huán)境治理方面取得的積極成績，有助于獲取來自政府的環(huán)保獎勵或政府綠色采購政策支持，從而增加自由現(xiàn)金流量。再次，環(huán)境信息披露向社會傳遞了企業(yè)積極履行環(huán)境責(zé)任的信號，迎合了某些環(huán)保型消費者的偏好，使部分環(huán)保型消費者愿意以較高價格購買產(chǎn)品，增加了產(chǎn)品市場預(yù)期需求進而增加了自由現(xiàn)金流量。最后，企業(yè)因披露較高質(zhì)量環(huán)境信息而塑造了環(huán)保型企業(yè)形象，迎合了某些環(huán)保型投資者的偏好，使投資者愿意以較低資本成本對企業(yè)進行投資。同時，較高環(huán)境信息披露水平還有助于企業(yè)獲得各項綠色信貸支持，節(jié)約了資本成本，從而增加了自由現(xiàn)金流量。綜上所述，本文提出假設(shè)1：

H1：限定其他條件，環(huán)境信息披露水平與自由現(xiàn)金流量正相關(guān)。

企業(yè)披露的環(huán)境信息既包括難以量化的文字信息，也包括可驗證的量化信息。雖然通過環(huán)境信息披露度量方法可將文字性環(huán)境信息進行量化并納入統(tǒng)一構(gòu)建的環(huán)境信息披露指標體系，但經(jīng)過量化的非財務(wù)性環(huán)境信息與無需經(jīng)過量化的財務(wù)性環(huán)境信息在可靠性等方面所體現(xiàn)出來的差異，使不同環(huán)境信息對利益相關(guān)者進行投資決策產(chǎn)生了不同的影響[11]。為更好地分析環(huán)境信息披露質(zhì)量對利益相關(guān)者的影響，Clarkson等[12]將易于相互模仿的描述性環(huán)境信息稱為“軟披露環(huán)境信息”，將不易相互模仿、量化和驗證的環(huán)境信息稱為“硬披露環(huán)境信息”。與軟披露環(huán)境信息傳達語義不清不同，硬披露環(huán)境信息所傳達的涵義更為明確具體，向利益相關(guān)者所傳達的信號更為清晰，對自由現(xiàn)金流量影響更為顯著。由此提出假設(shè)2：

H2：限定其他條件，相比軟披露環(huán)境信息，硬披露環(huán)境信息對自由現(xiàn)金流量的影響更為顯著。

三、研究設(shè)計與樣本選擇

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

以我國2015 ～ 2017年中小板上市公司為初始樣本，同時觀察樣本公司環(huán)境信息披露所在年份的自由現(xiàn)金流量，最終選取樣本研究期間為2015 ～ 2018年。依據(jù)事先設(shè)計好的上市公司環(huán)境信息披露指數(shù)結(jié)構(gòu)表對樣本公司環(huán)境信息披露水平進行度量。此外，借鑒已有研究刪除如下樣本：當(dāng)年被ST或？ST的上市公司；2015年之后IPO上市公司；同時發(fā)行H股或B股上市公司；數(shù)據(jù)缺失上市公司。最終獲取411家樣本公司連續(xù)3年平衡面板數(shù)據(jù)，共計1233個觀察值。

通過對中小板上市公司年度財務(wù)報告、年度社會責(zé)任報告、年度環(huán)境責(zé)任書以及年度可持續(xù)發(fā)展報告中所披露環(huán)境信息進行逐項查詢，依據(jù)顯著性、時間性和量化性三個維度對樣本公司披露的環(huán)境信息進行度量，獲取樣本公司的環(huán)境信息披露水平指數(shù)。樣本公司各年度報告來自巨潮資訊網(wǎng)，其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取與計算

1.環(huán)境信息披露水平（EDI）、硬披露環(huán)境信息水平（EDIy）和軟披露環(huán)境信息水平（EDIr）。現(xiàn)有研究主要采用內(nèi)容分析法對企業(yè)環(huán)境信息披露水平進行度量。所謂內(nèi)容分析法，就是通過事先設(shè)計好環(huán)境信息披露指數(shù)結(jié)構(gòu)表對樣本公司年度財務(wù)報告或社會責(zé)任報告等進行文本分析，確定各樣本公司最終環(huán)境信息披露水平。本文同樣采用內(nèi)容分析法，參照國家環(huán)?？偩?007年發(fā)布的《環(huán)境信息公開辦法》，結(jié)合企業(yè)年度報告和社會責(zé)任報告等披露的環(huán)境信息，設(shè)計了包含15項內(nèi)容的環(huán)境信息披露指數(shù)結(jié)構(gòu)表，用以度量企業(yè)環(huán)境信息披露水平。環(huán)境信息披露結(jié)構(gòu)指數(shù)具體涉及以下內(nèi)容：環(huán)保方面的風(fēng)險、機遇及應(yīng)對戰(zhàn)略；環(huán)保機構(gòu)組織設(shè)置情況；環(huán)保政策執(zhí)行情況；環(huán)保措施；污染物排放量；環(huán)保方面資金投入；周圍環(huán)境治理情況；環(huán)境事故情況；獲取政府環(huán)保專項資金補助情況；環(huán)保社會榮譽；獲取政府環(huán)保專項資金獎勵情況；環(huán)保排污費；是否因環(huán)保問題而受到處罰；環(huán)保項目建設(shè)或環(huán)保設(shè)施運行情況；環(huán)保技術(shù)研究或環(huán)保新產(chǎn)品開發(fā)情況。

根據(jù)設(shè)定的企業(yè)環(huán)境信息披露指數(shù)結(jié)構(gòu)表，依據(jù)顯著性、時間性和量化性三個維度對樣本公司環(huán)境信息披露狀況進行評分。三維度的具體判斷如下：顯著性方面，在年報非財務(wù)部分披露記為1分，在年報財務(wù)部分或社會責(zé)任報告中披露記為2分，同時符合前述三項條件中至少兩項記為3分；時間性方面，針對現(xiàn)在環(huán)境信息披露記為1分，針對未來環(huán)境信息披露記為2分，現(xiàn)在與過去環(huán)境信息對比披露記為3分；量化性方面，披露環(huán)境信息只有定性描述而沒有定量描述記為1分，披露環(huán)境信息只有數(shù)字化而非貨幣化的定量描述記為2分，披露環(huán)境信息同時有數(shù)字化信息和貨幣化信息記為3分。環(huán)境信息披露顯著性、時間性和量化性三個維度得分相加即為樣本公司環(huán)境信息披露水平的最終量化得分。

同時依據(jù)環(huán)境信息披露的可靠性和驗證性，將污染物排放量、環(huán)保方面資金投入、環(huán)境事故情況、獲取政府環(huán)保專項資金補助情況、環(huán)保社會榮譽、獲取政府環(huán)保專項資金獎勵情況、環(huán)保排污費以及因環(huán)保問題而受到處罰等可靠性較高和驗證性較強的環(huán)境信息視為硬披露環(huán)境信息，將其他環(huán)境信息視為軟披露環(huán)境信息，分別計算各樣本公司硬披露環(huán)境信息和軟披露環(huán)境信息得分。

2.自由現(xiàn)金流量的度量（FCF）。自由現(xiàn)金流量概念的提出促進了對自由現(xiàn)金流量理論的研究，但卻未提出自由現(xiàn)金流量度量方法[13]。由于投資項目收益無法事先確定且無法區(qū)分凈現(xiàn)值為正的投資項目，難以按照Jensen[10]提出的自由現(xiàn)金流量定義對自由現(xiàn)金流量進行度量，只能通過某些代理指標進行近似估計。Lehn等[14]、Richardson等[15]先后提出了度量自由現(xiàn)金流量的近似估計方法。

Lehn等[14]用“折舊前營業(yè)收入-企業(yè)所得稅-總利息-普通股和優(yōu)先股股利”表示自由現(xiàn)金流量，具有一定合理性和操作性，為自由現(xiàn)金流量研究提供了可供參考的計量方法。但自由現(xiàn)金流量LehnPoulsen度量法沒有考慮資本性支出，與Jensen[10]對自由現(xiàn)金流量的定義相去甚遠。由此，漢科爾、李凡特[16]提出了考慮資本性支出并與Jensen[10]自由現(xiàn)金流量定義相符的自由現(xiàn)金流量度量法，將自由現(xiàn)金流量視為經(jīng)營現(xiàn)金凈流量與資本性支出之差。

實際上，由于企業(yè)資本性支出并不一定是凈現(xiàn)值為正的資本性支出，依據(jù)Hackel-Livnat法計算的自由現(xiàn)金流量可能小于Jensen[10]定義的自由現(xiàn)金流量。因此，考慮到對自由現(xiàn)金流量進行度量依賴于各種公開會計信息，Richardson[15]將自由現(xiàn)金流量視為“企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生凈現(xiàn)金流量-維持資產(chǎn)必要性投資-預(yù)期新增投資”。依據(jù)Richardson法計算的自由現(xiàn)金流量與Jensen[10]定義的自由現(xiàn)金流量思路相符，為此，本文采用Richardson法對自由現(xiàn)金流量進行度量，即：自由現(xiàn)金流量=經(jīng)營活動產(chǎn)生凈現(xiàn)金流量-折舊攤銷-預(yù)期投資。由此，借鑒Richardson[15]、陳運森和謝德仁[17]的方法，設(shè)立模型（1）測算公司預(yù)期投資水平：

在模型（1）中：資本性支出INV=[（期末固定資產(chǎn)+期末在建工程+期末無形資產(chǎn)+期末長期投資）-（期初固定資產(chǎn)+期初在建工程+期初無形資產(chǎn)+期初長期投資）]/期末總資產(chǎn)；Growth為年度營業(yè)收入增長率；cash為以期末貨幣資金/期末總資產(chǎn)度量的現(xiàn)金持有水平；size為用期末總資產(chǎn)自然對數(shù)表示的公司規(guī)模；lev為期末資產(chǎn)負債水平；age為上市年限；Ret為經(jīng)過市場調(diào)整的股票年收益率。通過模型（1）進行多元回歸而獲取模型擬合值并減去模型殘差值即為企業(yè)預(yù)期投資水平，通過自由現(xiàn)金流量的Richardson度量法獲得自由現(xiàn)金流量水平。

3.其他變量和模型設(shè)計。為了更好地檢驗環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的影響，在多元回歸模型中加入了其他可能影響企業(yè)自由現(xiàn)金流量的控制變量。具體控制變量包括：公司規(guī)模，即總資產(chǎn)自然對數(shù)（size）；資產(chǎn)負債水平（lev），即總負債/總資產(chǎn)；資產(chǎn)收益率（ROA），即凈利潤/總資產(chǎn)；管理層代理成本（AD），即管理費用/營業(yè)收入；股權(quán)制衡程度（second），即第二至第五大股東持股比例之和/第一大股東持股比例；董事會規(guī)模（Board），即董事會總?cè)藬?shù)自然對數(shù)；獨立董事比例（indep），即獨立董事人數(shù)/董事會總?cè)藬?shù)；機構(gòu)投資者持股比例（hold），即機構(gòu)投資者實際持股比例。此外，本文還控制了行業(yè)（ind）和年份（year）。

其中，EDI、EDIy和EDIr分別為企業(yè)環(huán)境信息披露水平、硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境信息水平。解釋變量FCF為企業(yè)滯后一期自由現(xiàn)金流量（即環(huán)境信息披露年份自由現(xiàn)金流量），用自由現(xiàn)金流量/期末總資產(chǎn)進行度量。為消除極端值對回歸模型的影響，對上述模型中各連續(xù)變量在1%水平下進行縮尾處理。

上述模型涉及的變量定義見表1。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為樣本公司環(huán)境信息披露水平分年度描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以看出，我國中小板上市公司環(huán)境信息披露水平均值從2015年的0.173逐年提高到2017年的0.209，硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境信息水平的均值也在提高，這符合我國綠色經(jīng)濟發(fā)展趨勢和環(huán)境信息披露監(jiān)管政策。此外，樣本公司硬披露環(huán)境信息水平在不同年度均低于軟披露環(huán)境信息水平，說明上市公司更傾向于環(huán)境信息軟披露，側(cè)重于通過環(huán)境信息披露對企業(yè)進行印象管理。軟披露環(huán)境信息水平高于硬披露環(huán)境信息披露水平，降低了環(huán)境信息披露水平，從而降低了依據(jù)所披露環(huán)境信息披進行投資決策的意義和價值。

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表3可以看出，自由現(xiàn)金流量均值為0.021，中位數(shù)為0.109，最大值為0.385，最小值為-0.681，說明我國中小板上市公司的自由現(xiàn)金流量水平整體較低。環(huán)境信息披露水平均值為0.196，中位數(shù)為0.163，最大值為0.704，最小值為0；硬披露環(huán)境信息水平均值為0.188，中位數(shù)為0.153，最大值為0.806，最小值為0；軟披露環(huán)境信息水平均值為0.206，中位數(shù)為0.190，最大值為0.746，最小值為0。上述結(jié)果說明，我國中小板上市公司更注重環(huán)境信息軟披露，環(huán)境信息披露偏向于對企業(yè)進行印象管理。控制變量方面，樣本公司規(guī)模均值為22.256，資產(chǎn)負債水平均值為0.405，股權(quán)制衡程度均值為2.543，獨立董事比例均值為0.375，代理成本均值為0.103，資產(chǎn)收益率均值為0.034，機構(gòu)投資者持股比例均值為0.378，董事會規(guī)模均值為2.103。

（二）環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的影響分析

1.相關(guān)性分析。表4為主要變量的相關(guān)系數(shù)。從表4可以看出，環(huán)境信息披露水平、硬披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量的Pearson相關(guān)關(guān)系在5%的水平上顯著，軟披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量的Pearson相關(guān)關(guān)系不顯著。環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量的Spearman相關(guān)關(guān)系在10%的水平上顯著，軟披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量Spearman的相關(guān)關(guān)系不顯著。相關(guān)性分析說明環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平顯著增加了自由現(xiàn)金流量，軟披露環(huán)境信息水平?jīng)]有顯著增加自由現(xiàn)金流量。控制變量中，公司規(guī)模、資產(chǎn)負債水平、機構(gòu)投資者持股比例和資產(chǎn)收益率顯著影響了自由現(xiàn)金流量，股權(quán)制衡和獨立董事比例不顯著影響自由現(xiàn)金流量。上述結(jié)果初步支持了假設(shè)1和假設(shè)2。

2.多元回歸分析。表5列示了環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量影響的多元回歸結(jié)果。

從表5第（1）列可以看出，環(huán)境信息披露在5%的水平上顯著增加了自由現(xiàn)金流量，表明我國中小板上市公司環(huán)境信息披露水平存在顯著經(jīng)濟后果，環(huán)境信息披露水平越高，自由現(xiàn)金流量水平越高?？刂谱兞恐校疽?guī)模和資產(chǎn)負債水平顯著降低了自由現(xiàn)金流量，獨立董事比例和機構(gòu)投資者持股比例以及資產(chǎn)收益率顯著增加了自由現(xiàn)金流量，股權(quán)制衡程度、董事會規(guī)模和代理成本不顯著影響自由現(xiàn)金流量。從具體經(jīng)濟意義來看，相比自由現(xiàn)金流量均值的0.021（見表3），環(huán)境信息披露水平指數(shù)每增加一個單位值，自由現(xiàn)金流量將增加總資產(chǎn)的1.49倍（0.0312/0.021）。環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的增加具有顯著意義，說明環(huán)境信息披露水平越高，自由現(xiàn)金流量水平越高，環(huán)境信息披露顯著增加了企業(yè)環(huán)境信息披露年份的自由現(xiàn)金流量。回歸檢驗結(jié)果支持了假設(shè)1。

表5第（2）列和第（3）列中硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的多元回歸檢驗結(jié)果表明，硬披露環(huán)境信息水平在5%的水平上顯著增加了自由現(xiàn)金流量，且硬披露環(huán)境信息對自由現(xiàn)金流量影響系數(shù)高于軟披露環(huán)境信息對自由現(xiàn)金流量影響系數(shù)。從具體經(jīng)濟意義來看，相比于自由現(xiàn)金流量均值的0.021，硬披露環(huán)境信息水平指數(shù)每增加一個單位值，自由現(xiàn)金流量將顯著總資產(chǎn)增加1.35倍（0.0285/0.021）。固定效應(yīng)模型的多元回歸結(jié)果表明，硬披露環(huán)境信息水平顯著增加了自由現(xiàn)金流量，軟披露環(huán)境信息水平不顯著增加自由現(xiàn)金流量；相比軟披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的增加程度，硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的增加程度更大?；貧w檢驗結(jié)果支持了假設(shè)2。

3.內(nèi)生性檢驗。環(huán)境信息披露與自由現(xiàn)金流量之間的回歸分析可能因遺漏了某些同時影響環(huán)境信息披露和自由現(xiàn)金流量的變量而導(dǎo)致環(huán)境信息披露與自由現(xiàn)金流量“偽相關(guān)”，即環(huán)境信息披露與自由現(xiàn)金流量之間可能存在內(nèi)生性問題。因本文采用滯后一期（即環(huán)境信息披露的年份）自由現(xiàn)金流量進行模型設(shè)計，滯后一期自由現(xiàn)金流量不可能影響前一期環(huán)境信息披露水平，故不存在自變量與因變量因反向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為此，借鑒吳超鵬等[18]的研究，采用控制遺漏變量法來減少環(huán)境信息披露與自由現(xiàn)金流量之間的內(nèi)生性問題。

作為半強制性披露的環(huán)境信息和基于組織合法性而披露的環(huán)境信息，環(huán)境信息披露的影響因素不僅包括公司治理結(jié)構(gòu)和財務(wù)結(jié)構(gòu)等[19]，還包括來自外部的公共壓力和社會輿論壓力等[20]。實際上，不同地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展水平、投資者法律保障程度以及市場化進程等存在差異，影響了該地區(qū)對環(huán)境信息披露的合法性期望和社會壓力，進而影響了環(huán)境信息披露水平。為此，借鑒吳超鵬等[18]的研究，在模型（2）、模型（3）和模型（4）中分別加入省份×年份（province×year）和行業(yè)×年份（industry×year）的固定效應(yīng)變量，重新進行固定效應(yīng)回歸檢驗。具體檢驗結(jié)果見表6。

從表6可以看出，在模型中加入省份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)后，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的影響均顯著為正，與表5的檢驗結(jié)果保持一致。同時，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量的相關(guān)性顯著增強，說明省份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)對自由現(xiàn)金流量有較強解釋力，表明在控制了隨時間變化的省份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)后，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的顯著增加作用不變。

同樣借鑒吳超鵬等[18]的研究，通過加入如下變量以降低遺漏變量對回歸模型的影響：第t年樣本公司i所在省份除樣本公司i以外所有樣本公司自由現(xiàn)金流量均值（FCFpy）；第t年樣本公司i所在行業(yè)除樣本公司i以外所有樣本公司自由現(xiàn)金流量均值（FCFiy）；第t年樣本公司i所在省份除樣本公司i以外所有樣本公司環(huán)境信息披露水平（硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境水平）均值（EDIpy）；第t年樣本公司i所在行業(yè)除樣本公司i以外所有樣本公司環(huán)境信息披露水平（硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境信息水平）均值（EDIiy）。引入上述變量構(gòu)建的具體模型如下：

表7各列分別報告了模型（5）、模型（6）和模型（7）的多元回歸檢驗結(jié)果。從表7可以看出，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的影響仍然顯著為正，軟披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的影響沒有達到10%的顯著性水平。表7檢驗結(jié)果與模型（2）、模型（3）和模型（4）多元回歸檢驗結(jié)果保持一致。

4.不同情形下環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量影響分析?？紤]到我國政府監(jiān)管部門在環(huán)境治理過程中的積極作用和我國國民經(jīng)濟的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)特征，從中小板上市公司注冊地所在省份是否為低碳試點省份和樣本公司實際控制人是否為國有兩種情況分別對環(huán)境信息披露與自由現(xiàn)金流量之間的關(guān)系做進一步分析。

（1）樣本公司注冊地是否為低碳試點省份。為了使地方政府對所轄地區(qū)環(huán)境保護更加重視，國務(wù)院發(fā)展改革委員會先后公布了第一批低碳試點省份和第二批低碳試點省份。相比未列入低碳試點省份，列入低碳試點的省份更重視所在地企業(yè)對環(huán)境責(zé)任的履行情況，企業(yè)環(huán)境信息披露中各利益相關(guān)者更關(guān)注企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行情況和企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，進而使得環(huán)境信息披露對自由現(xiàn)金流量的影響更顯著。為此，將樣本公司按注冊地是否屬于低碳試點省份分為兩組，分別對環(huán)境信息披露水平、硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量之間關(guān)系進行回歸分析。其中，是否屬于低碳試點省份數(shù)據(jù)來自國務(wù)院發(fā)展改革委員會官方網(wǎng)站。具體檢驗結(jié)果見表8。

表8回歸檢驗結(jié)果顯示，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的顯著增加作用只存在于低碳試點省份樣本組，且相比非低碳試點省份樣本組，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的增加作用更顯著。檢驗結(jié)果表明，列入低碳試點省份企業(yè)，因其環(huán)境信息披露受到地方政府和其他利益相關(guān)者更多關(guān)注，使得企業(yè)環(huán)境信息披露的積極經(jīng)濟后果更顯著，從而提高了環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的增加程度和顯著性程度。

（2）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。我國上市公司實際控制人存在差異，為此，將樣本公司實際控制人分為國有和非國有兩組，分別檢驗環(huán)境信息披露水平、硬披露環(huán)境信息水平和軟披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的影響。多元回歸檢驗結(jié)果見表9。

表9回歸檢驗結(jié)果顯示，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的顯著增加作用只體現(xiàn)在實際控制人為非國有樣本組中。相比實際控制人為國有樣本公司，實際控制人為非國有樣本公司環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的增加作用更顯著。多元回歸檢驗結(jié)果說明，相比實際控制人為國有樣本公司，實際控制人為非國有的中小板上市公司對資本市場反應(yīng)更為靈敏，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的影響更為顯著。

5.穩(wěn)健性檢驗。為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，采用如下方法進行穩(wěn)健性檢驗：①用“自由現(xiàn)金流量/期末總資產(chǎn)”度量企業(yè)自由現(xiàn)金流量并進行固定效應(yīng)模型回歸檢驗；②將上市公司環(huán)境信息披露水平分為十個等級，并分別賦值為1至10后進行固定效應(yīng)模型回歸檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前述檢驗結(jié)果保持一致。限于篇幅，在此不再贅述。

五、結(jié)論

以2015 ～ 2018年間的中小板上市公司為檢驗樣本，構(gòu)建企業(yè)環(huán)境信息披露指標，通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)：環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平顯著影響了樣本公司環(huán)境信息披露年份的自由現(xiàn)金流量，軟披露環(huán)境信息水平不顯著影響自由現(xiàn)金流量；環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平越高，自由現(xiàn)金流量水平越高。當(dāng)樣本公司注冊地為低碳試點省份時，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的顯著增加程度更高；當(dāng)樣本公司實際控制人為非國有企業(yè)時，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的顯著增加作用更顯著；樣本公司注冊地為非低碳試點省份和樣本公司實際控制人為國有時，環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平不顯著影響自由現(xiàn)金流量。通過加入行業(yè)固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)等方法針對遺漏變量進行內(nèi)生性檢驗，發(fā)現(xiàn)實證檢驗結(jié)果保持穩(wěn)健。

本文從自由現(xiàn)金流量視角探討了環(huán)境信息披露的經(jīng)濟后果，提供了環(huán)境信息披露影響自由現(xiàn)金流量的初始證據(jù)。首先，環(huán)境信息披露經(jīng)濟后果不僅包括環(huán)境信息披露對企業(yè)價值和權(quán)益資本成本的影響，還應(yīng)包括對自由現(xiàn)金流量等的影響。環(huán)境信息披露經(jīng)濟后果涉及眾多領(lǐng)域，后續(xù)研究可拓展至公司風(fēng)險和企業(yè)融資等領(lǐng)域。其次，自由現(xiàn)金流量是企業(yè)重要的財務(wù)指標，是企業(yè)生存和發(fā)展的基礎(chǔ)，但自由現(xiàn)金流量度量的難度使投資者難以判斷自由現(xiàn)金流量水平的高低。環(huán)境信息披露水平和硬披露環(huán)境信息水平對自由現(xiàn)金流量的積極影響，可使投資在進行投資者決策時，將環(huán)境信息披露作為投資決策的參考依據(jù)。最后，軟披露環(huán)境信息水平與自由現(xiàn)金流量之間不顯著相關(guān)，說明監(jiān)管部門可積極引導(dǎo)企業(yè)披露硬披露環(huán)境信息，提高環(huán)境信息披露質(zhì)量，促進環(huán)境信息披露在企業(yè)公司治理和資本市場中發(fā)揮積極作用。

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