陳元藝

(北京理工大學(xué)珠海學(xué)院 會計與金融學(xué)院，廣東 珠海 519088)

0 引 言

生態(tài)環(huán)境是人類賴以生存和發(fā)展的基礎(chǔ)。習(xí)近平總書記指出“要像保護(hù)眼睛一樣保護(hù)生態(tài)環(huán)境，像對待生命一樣對待生態(tài)環(huán)境”。隨著國家及社會對環(huán)保的重視程度不斷加強(qiáng)，越來越多企業(yè)重視環(huán)境保護(hù)問題?！碍h(huán)境安全與生產(chǎn)安全同等重要”“綠色發(fā)展”“環(huán)保至上”“環(huán)境保護(hù)和諧發(fā)展”“生態(tài)礦山”“和諧共生”，這些體現(xiàn)公司環(huán)保理念的陳述摘自我國部分上市公司在年度財務(wù)報告、社會責(zé)任報告、環(huán)境報告等公開載體上披露的信息，那么這些環(huán)保理念是“空喊口號”還是“實(shí)踐有效”？鑒于環(huán)保的重要性，近年來環(huán)保治理的相關(guān)研究逐漸增多，總的來說環(huán)保治理的工學(xué)、農(nóng)學(xué)等方面的研究圍繞環(huán)保材料、工程項(xiàng)目、技術(shù)方法等方面，而管理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、法學(xué)及交叉學(xué)科主要圍繞環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[1]9-13、政策[2]34-42、法規(guī)制度[3]54-62、生態(tài)及環(huán)境治理[4]4-14、全球環(huán)境治理[5]92-112等較為宏觀的角度進(jìn)行研究，從公司這一微觀角度分析環(huán)保治理主要從治理績效、治理成本、環(huán)境績效等方面進(jìn)行研究[6]40-43，從環(huán)保理念的角度尤其是定量分析環(huán)保理念的角度研究企業(yè)環(huán)保治理的研究較少。從信息決策機(jī)制來看，環(huán)境信息具有重要的決策作用[7]26-33+98。關(guān)于環(huán)境信息披露的研究主要涵蓋信息披露質(zhì)量指標(biāo)設(shè)計與評價[8]、影響因素[9]19-23、股東及高管視角[10]、環(huán)境管制[11]83-89+96等方面，從環(huán)保理念量化分析的角度研究環(huán)境信息披露的較少，因此本文從環(huán)保理念、治理與環(huán)境信息披露的關(guān)系及其影響路徑進(jìn)行研究。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 環(huán)保理念與環(huán)境信息披露

從環(huán)境信息披露的動機(jī)來看，主要在于遵守法規(guī)及制度、外部輿論壓力、滿足市場及履約需求等。[12]企業(yè)對于環(huán)境信息披露除了遵守法規(guī)的要求，額外的披露可視為企業(yè)實(shí)現(xiàn)更高層次價值的體現(xiàn)，這樣的披露行為顯然受企業(yè)環(huán)保理念的內(nèi)在驅(qū)動。[13]從信號傳遞理論來看，企業(yè)披露質(zhì)量更多的環(huán)境信息傳遞出企業(yè)經(jīng)營管理者更加重視環(huán)境保護(hù)和治理的環(huán)保理念信息。[14]19-28基于前述分析，提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1：企業(yè)環(huán)保理念與環(huán)境信息披露質(zhì)量存在正相關(guān)關(guān)系

1.2 環(huán)保理念、環(huán)保治理與環(huán)境信息披露

踐行環(huán)保理念有助于解決環(huán)境問題，環(huán)境意識對個人環(huán)境行為具有顯著影響。[15]企業(yè)由個體構(gòu)成，那么企業(yè)的環(huán)境保護(hù)及治理行為也受個人環(huán)保理念的影響，不僅體現(xiàn)在各種工程、項(xiàng)目的設(shè)計中[16]233-234，在企業(yè)的經(jīng)營管理方面也發(fā)揮著重要作用，如環(huán)保理念推動構(gòu)建綠色全產(chǎn)業(yè)鏈[17]101-113、用于評價企業(yè)財務(wù)績效[18]58-64。環(huán)保理念屬于思想、意識范疇，對企業(yè)的環(huán)境保護(hù)和治理行為活動具有反作用。如企業(yè)環(huán)保理念越強(qiáng)且“實(shí)踐有效”，則其環(huán)保治理效果應(yīng)越好?；谇笆龇治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)H2：企業(yè)“實(shí)踐有效”的環(huán)保理念與企業(yè)環(huán)保治理效果存在正相關(guān)關(guān)系

企業(yè)環(huán)境信息披露的內(nèi)容包括企業(yè)環(huán)境活動方面的各種貨幣性信息以及非貨幣性信息。影響環(huán)境信息披露的因素眾多，包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理層行為、政府因素、環(huán)境績效、行業(yè)因素、公司規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度、公司治理及財務(wù)狀況等。環(huán)保治理是企業(yè)，尤其是重污染行業(yè)企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營、管理活動的一部分，亦會對環(huán)境信息披露產(chǎn)生影響。從社會心理學(xué)“自我展示”的視角來看，如果企業(yè)的環(huán)保治理效果越好，那么其越愿意對外展示更多企業(yè)環(huán)保方面的信息。自愿信息披露理論認(rèn)為，企業(yè)通過信息披露將自身與環(huán)境水平差的企業(yè)區(qū)分開來，有助于獲得政府補(bǔ)貼、減稅等優(yōu)惠政策?；谇笆龇治?，提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3：企業(yè)環(huán)保治理效果與環(huán)境信息披露質(zhì)量存在正相關(guān)關(guān)系

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取與界定

2.1.1 環(huán)保理念

以是否在上市公司年度財務(wù)報告、社會責(zé)任報告、環(huán)境報告載體中披露涵蓋公司環(huán)保理念、環(huán)境管理組織結(jié)構(gòu)、環(huán)境方針、循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、綠色發(fā)展等與環(huán)保相關(guān)的思想、觀念、觀點(diǎn)等內(nèi)容來衡量，已披露賦值為1，否則為0。

2.1.2 環(huán)保治理

環(huán)保治理包括環(huán)境保護(hù)和治理。以上市公司在年度財務(wù)報告、社會責(zé)任報告、環(huán)境報告中披露的廢氣減排治理、廢水減排治理、粉塵及煙塵治理、固廢利用與處置、噪聲與光污染及輻射治理、清潔生產(chǎn)實(shí)施情況的信息對披露項(xiàng)目評分加總作為環(huán)保治理指標(biāo)值。包括貨幣信息披露和非貨幣信息披露，定量描述(如中海油服2019年節(jié)能1 843.7噸標(biāo)煤)賦值2，定性描述賦值1，未描述賦值0。

2.1.3 環(huán)境信息披露

已有研究對于環(huán)境信息披露質(zhì)量的衡量，主要是以內(nèi)容分析法對各分項(xiàng)披露內(nèi)容分級評分，進(jìn)而按一定權(quán)重加總得出環(huán)境信息披露指數(shù)或者總評分值，而信息披露載體鮮有加入指標(biāo)體系。如果企業(yè)披露載體比較完整，比如既在年報中披露又在社會責(zé)任報告和環(huán)境報告中披露，一定程度上表明該企業(yè)環(huán)境信息披露相對較好。本文從環(huán)境信息披露的內(nèi)容和載體兩方面構(gòu)建指標(biāo)體系。披露內(nèi)容包括：環(huán)保目標(biāo)、環(huán)保管理制度、環(huán)保教育與培訓(xùn)、環(huán)保專項(xiàng)行動、環(huán)境事件應(yīng)急機(jī)制、環(huán)保榮譽(yù)或獎勵、“三同時”制度、污染物排放達(dá)標(biāo)情況、是否重點(diǎn)污染監(jiān)控單位、突發(fā)環(huán)境事故、環(huán)境違法事件、環(huán)境信訪案件、是否通過ISO14001認(rèn)證、是否通過ISO9001認(rèn)證情況，共計14項(xiàng)具體指標(biāo)，各項(xiàng)指標(biāo)已披露賦值1，未披露賦值0。在披露載體方面：由于上市公司目前披露環(huán)保相關(guān)內(nèi)容相對較多的主要是在年報、社會責(zé)任報告、環(huán)境報告里，因此本文分析的載體方面包括3項(xiàng)具體指標(biāo)，即上市公司年度財務(wù)報告及社會責(zé)任報告是否包含環(huán)境信息、是否單獨(dú)披露環(huán)境報告。各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重：采取將內(nèi)容方面14項(xiàng)指標(biāo)值和載體方面3項(xiàng)指標(biāo)值加總。內(nèi)容是本質(zhì)，因此內(nèi)容方面的指標(biāo)權(quán)重理應(yīng)更大，內(nèi)容方面權(quán)重達(dá)到82.35%。

2.1.4 控制變量

考慮到公司規(guī)模、盈利能力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、杠桿水平因素的影響[13]，為使分析更具有精確性和針對性，將以下變量作為控制變量。公司規(guī)模，以信息披露企業(yè)當(dāng)年年末的總資產(chǎn)金額取對數(shù)值(后文Size為取對數(shù)后的數(shù)值)；盈利能力，以企業(yè)當(dāng)年凈資產(chǎn)利潤率衡量；財務(wù)杠桿水平，以資產(chǎn)負(fù)債率來衡量；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，按是否國有企業(yè)度量。考慮到公司上市時間不同會使得公司經(jīng)驗(yàn)及面臨的監(jiān)管規(guī)定、市場及經(jīng)濟(jì)形勢等不同可能對環(huán)保理念、環(huán)保治理及環(huán)境信息披露的影響，因此也將公司上市時間作為控制變量，以上市年份到樣本所屬年份的時間長短衡量。

變量名稱及取值說明見表1。

表1 變量名稱及取值說明

2.2 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于采礦業(yè)對環(huán)境污染較大且采礦業(yè)屬于重污染行業(yè)，環(huán)境保護(hù)及環(huán)境信息披露相關(guān)監(jiān)管規(guī)范開始較早且較全，因此本文選擇采礦業(yè)作為實(shí)證分析對象。根據(jù)中國證監(jiān)會公布的上市公司行業(yè)分類結(jié)果(結(jié)合研究對象的截止時間，以2020年1月10日公布的結(jié)果進(jìn)行研究)，以深圳證券交易所與上海證券交易所公布的行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，考慮到數(shù)據(jù)時效性與完整性，剔除數(shù)據(jù)有缺失的樣本，最終選取采礦業(yè)78家公司2015年至2019年的390組樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)來源主要為國泰安數(shù)據(jù)庫、比率計算及缺失值部分?jǐn)?shù)據(jù)經(jīng)手工計算整理所得。

2.3 模型構(gòu)建

首先，針對前文提出的假設(shè)H1、假設(shè)H2和假設(shè)H3，分別構(gòu)建基本回歸模型，見(1)式至(3)式。其中α1～α3為常數(shù)項(xiàng)，β1～β6，γ1-γ6，ω1～ω6為自變量及控制變量的系數(shù)，μ1～μ3為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

EDIit=α3+ω1EPCit+ω2Sizeit+ω3ROEit+ω4Leverageit+ω5Ownershipit+ω6Timeit+μ3

(1)

EGit=α1+β1EPCit+β2Sizeit+β3ROEit+β4Leverageit+β5Ownershipit+β6Timeit+μ1

(2)

EDIit=α2+γ1EGit+γ2Sizeit+γ3ROEit+γ4Leverageit+γ5Ownershipit+γ6Timeit+μ2

(3)

其次，結(jié)合前文理論分析部分，環(huán)保理念通過對環(huán)保治理進(jìn)而對環(huán)境信息披露產(chǎn)生影響，存在中介效應(yīng)：“環(huán)保理念→環(huán)保治理→環(huán)境信息披露”。環(huán)保理念為自變量，環(huán)保治理為中介變量，環(huán)境信息披露為因變量。為檢驗(yàn)三者之間的中介效應(yīng)關(guān)系，分析環(huán)保理念對環(huán)境信息披露的影響路徑及影響程度，構(gòu)建包括(4)式至(6)式的中介效應(yīng)回歸模型：其中α4～α6為常數(shù)項(xiàng)，κ1～κ6，ρ1～ρ6，φ1～φ7為自變量及控制變量的系數(shù)，μ4～μ6為隨機(jī)擾動項(xiàng)。中介效應(yīng)模型具體包括3個回歸模型：(1)自變量環(huán)保理念(EPC)與因變量環(huán)境信息披露(EDI)構(gòu)建回歸模型；(2)自變量環(huán)保理念與中介變量環(huán)保治理(EG)構(gòu)建回歸模型；(3)自變量環(huán)保理念(EPC)和中介變量環(huán)保治理(EG)一起與因變量環(huán)境信息披露(EDI)構(gòu)建回歸模型。

EDIit=α4+κ1EPCit+κ2Sizeit+κ3ROEit+κ4Ownershipit+κ5Leverageit+κ6Timeit+μ4

(4)

EGit=α4+ρ1EPCit+ρ2Sizeit+ρ3ROEit+ρ4Ownershipit+ρ5Leverageit+ρ6Timeit+μ5

(5)

EDIit=α6+φ1EGit+φ2EPCit+φ3Sizeit+φ4ROEit+φ5Ownershipit+φ6Leverageit+φ7Timeit+μ6

(6)

3 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計指標(biāo)見表2。

表2 描述性統(tǒng)計指標(biāo)

從描述性統(tǒng)計分析指標(biāo)來看，環(huán)保理念平均值為0.562，表明有超過一半的采礦業(yè)上市公司在年度報告、社會責(zé)任報告、環(huán)境報告載體中披露公司環(huán)保相關(guān)思想、觀念、觀點(diǎn)等內(nèi)容，從信號傳遞理論來看，約一半上市公司有明確的環(huán)保理念，可見即便是在面臨更嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制的采礦業(yè)對環(huán)保的重視程度也還有待提升。環(huán)保治理的最大值為12，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為3.171，差異較大，平均值為3.697，中位數(shù)為4，一定程度上反映出大部分上市公司環(huán)保治理定量和定性披露水平都較低，進(jìn)一步反映出環(huán)保治理 “付出不足”的現(xiàn)象。環(huán)境信息披露從指標(biāo)值來看，17項(xiàng)具體指標(biāo)如果都披露總值應(yīng)為17，而平均值和中位數(shù)均未達(dá)到8，表明環(huán)境信息披露質(zhì)量還相對較低，披露程度尚不足半數(shù)。凈資產(chǎn)利潤率平均值為負(fù)，反映出受行業(yè)競爭、環(huán)保壓力、國際競爭等因素影響，近年采礦業(yè)上市公司業(yè)績相對較差。從390個樣本量來看，有96個樣本凈資產(chǎn)利潤率樣本值為負(fù)，占比24.62%，雖然虧損樣本數(shù)約為四分之一，但虧損幅度相對較大從而導(dǎo)致總平均值為負(fù)。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，平均值為0.615且中位數(shù)為1，反映出采礦業(yè)上市公司國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)相對較多，由于國家對國企監(jiān)管更嚴(yán)，國企對應(yīng)的樣本環(huán)保治理平均值為4.804，非國企的樣本環(huán)保治理平均值為1.927，可見環(huán)保治理效果差距較大。上市時間平均值為13.121，標(biāo)準(zhǔn)差相對較大，反映出采礦業(yè)作為“老牌”行業(yè)上市時間較早，那么從時間來看在環(huán)境信息披露方面應(yīng)是經(jīng)驗(yàn)相對更多，預(yù)期信息披露水平應(yīng)更高?？偟膩砜创蟛糠肿兞繕?biāo)準(zhǔn)差較小，表明樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性較好，回歸分析結(jié)果具有較高的可信度。

3.2 回歸分析

3.2.1 基本回歸分析

(1)式至(3)式回歸結(jié)果見表3。從表3可知，F(xiàn)統(tǒng)計量對應(yīng)的P值均為0，通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明3個回歸模型整體是顯著的。當(dāng)環(huán)保理念(EPC)為自變量，環(huán)境信息披露(EDI)為因變量時，自變量系數(shù)為1.898 397，環(huán)保理念與環(huán)境信息披露在1%顯著性水平(T統(tǒng)計量對應(yīng)P值為0，小于0.01)上存在正相關(guān)關(guān)系，表明環(huán)保理念越強(qiáng)，其環(huán)境信息披露質(zhì)量越高，假設(shè)H1成立。當(dāng)環(huán)保理念(EPC)為自變量，環(huán)保治理(EG)為因變量時，自變量系數(shù)為1.402 372，環(huán)保理念與環(huán)保治理在1%顯著性水平(T統(tǒng)計量對應(yīng)的P值為0，小于0.01)上存在正相關(guān)關(guān)系，表明環(huán)保理念越強(qiáng)，環(huán)保治理效果越好，當(dāng)然此處的環(huán)保理念是指“實(shí)踐有效”的環(huán)保理念，因?yàn)椤翱蘸翱谔枴钡沫h(huán)保理念實(shí)踐指導(dǎo)價值并未得到良好發(fā)揮。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示在總共390的全樣本數(shù)據(jù)中有在相應(yīng)載體中披露環(huán)保理念的數(shù)量為219，相應(yīng)的環(huán)保治理指標(biāo)平均值為4.958 9；未披露的數(shù)量為171，相應(yīng)的環(huán)保治理指標(biāo)平均值為2.081 9，可見有披露環(huán)保理念的上市公司環(huán)保治理值更高，環(huán)保治理指標(biāo)平均值是未披露的兩倍多，一定程度上說明已披露的環(huán)保理念“實(shí)踐有效”。為進(jìn)一步分析已披露環(huán)保理念的有效程度，將219個樣本數(shù)據(jù)變量代入回歸模型(1)計算出環(huán)保治理相應(yīng)的擬合值，再將實(shí)際觀測值與擬合值比較得出：117個樣本數(shù)據(jù)(占比53.42%)的實(shí)際觀測值大于擬合值，這部分樣本的環(huán)保治理平均值為7.128 2，說明這部分樣本的環(huán)保理念實(shí)踐有效性相對較高且其環(huán)保治理效果也較好。有102個樣本數(shù)據(jù)的實(shí)際觀測值低于擬合值，這部分樣本的環(huán)保治理平均值為2.470 6，這一平均值與未披露環(huán)保理念的樣本對應(yīng)的環(huán)保治理平均值2.081 9接近，說明這部分已披露環(huán)保理念的樣本實(shí)際環(huán)保治理效果相對較低，與未披露的企業(yè)相差不大?？偟膩砜匆雅董h(huán)保理念“實(shí)踐有效”的樣本量占比53.42%，略超過一半。通過分析可得出“實(shí)踐有效”的環(huán)保理念與企業(yè)環(huán)保治理效果存在正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2成立。當(dāng)環(huán)保治理(EG)為自變量，環(huán)境信息披露(EDI)為因變量時，自變量系數(shù)為0.505 708，環(huán)保治理與環(huán)境信息披露在1%顯著性水平(T統(tǒng)計量對應(yīng)的P值為0，小于0.01)上存在正相關(guān)關(guān)系，表明環(huán)保治理效果越好，其環(huán)境信息披露質(zhì)量越高，假設(shè)H3成立。

表3 回歸結(jié)果分析

(1)式至(3)式的控制變量中的凈資產(chǎn)利潤率(ROE)在3個模型中均未通過顯著性檢驗(yàn)(T統(tǒng)計量對應(yīng)的P值分別為0.876 8、0.915 5、0.883 8)，表明公司盈利能力與環(huán)境信息披露不存在顯著關(guān)系。由于在一個管制嚴(yán)格、標(biāo)準(zhǔn)化程度較高的行業(yè)，上市公司環(huán)境信息披露并不會因盈利水平不同而存在顯著差別。另外，上市時間(Time)在(2)式和(3)式中分別通過1%、5%顯著性水平檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)，表明企業(yè)上市時間與環(huán)保治理和環(huán)境信息披露存在一定程度的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與前文理論分析“時間越久經(jīng)驗(yàn)越豐富”相左，導(dǎo)致這種“后來者居上”的影響因素包括上市時間較短的企業(yè)更多遵照最新的準(zhǔn)則、規(guī)范且環(huán)保壓力更大等，因此環(huán)保治理和環(huán)境信息披露水平反而更高，因而存在“后發(fā)優(yōu)勢”。為驗(yàn)證(1)式至(3)式的回歸分析結(jié)果是否穩(wěn)健，采取改變變量時間(將樣本時間改為2016—2019年)、改變回歸方法(采用GLM回歸分析法)進(jìn)行檢驗(yàn)，穩(wěn)健性驗(yàn)證回歸結(jié)果(2016—2019年數(shù)據(jù))見表4，穩(wěn)健性驗(yàn)證回歸結(jié)果(GLM回歸法)見表5。

從穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果來看，自變量對應(yīng)的P值為0，均通過顯著性檢驗(yàn)，大部分控制變量的回歸結(jié)果與模型(1)式至(3)式一致，因此可認(rèn)為研究結(jié)論較為可靠。

3.2.2 中介效應(yīng)分析

中介作用分析結(jié)果見表6， 中介作用效應(yīng)量回歸結(jié)果見表7。

表4 穩(wěn)健性驗(yàn)證回歸結(jié)果(2016—2019年數(shù)據(jù))

表5 穩(wěn)健性驗(yàn)證回歸結(jié)果(GLM回歸法)

根據(jù)表6、表7的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果，(4)式中環(huán)保理念(EPC)回歸系數(shù)κ1值為1.898，即總效應(yīng)為1.898。(5)式中環(huán)保理念的回歸系數(shù)ρ1值為1.402，(6)式中環(huán)保治理(EG)的回歸系數(shù)φ1值為0.451，ρ1與φ1的乘積即為中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為0.633，占比33.346%，(6)式中環(huán)保理念的回歸系數(shù)φ2反映直接效應(yīng)值為1.265。95%BootCI表明通過Bootstrap抽樣計算得到的95%置信區(qū)間，0.061- 0.151的區(qū)間范圍不包括0，表明中介效應(yīng)顯著?；貧w系數(shù)κ1，ρ1，φ1，φ2都通過顯著性檢驗(yàn)(系數(shù)T統(tǒng)計量對應(yīng)的P值都為0，小于0.01)，ρ1與φ1的乘積0.633與φ2的值1.265同號，根據(jù)中介效應(yīng)回歸系數(shù)乘積法判斷方法結(jié)論為存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占比33.346%。通過中介效應(yīng)回歸結(jié)果反映出上市公司環(huán)保理念對環(huán)境信息披露既具有直接影響(直接效應(yīng)值為1.265)，同時也通過對環(huán)保治理的中介作用進(jìn)一步影響到環(huán)境信息披露(中介效應(yīng)值為0.633)，從統(tǒng)計量化分析的角度論證了前文對環(huán)保理念對環(huán)境信息披露作用路徑的理論分析。上市公司環(huán)保理念越強(qiáng)，環(huán)保管理及相關(guān)制度設(shè)計應(yīng)更完善，執(zhí)行也更有效，因此更傾向于采取量越多、質(zhì)越高的環(huán)境保護(hù)和治理行為，則其環(huán)保治理效果相對較好，環(huán)境信息披露水平相應(yīng)較高。如“蘭花科創(chuàng)”、“中國神華”環(huán)保理念指標(biāo)的年平均值分別為1、1，環(huán)保治理指標(biāo)的年平均值分別為6.6、8.4，環(huán)境信息披露指標(biāo)的年平均值分別為13.6、16.8。相較而言，“金瑞礦業(yè)”“興業(yè)礦業(yè)”環(huán)保理念指標(biāo)分別為0.2和0.4，環(huán)保治理指標(biāo)分別為5和1.6，環(huán)境信息披露指標(biāo)分別為6.2和4。從環(huán)保理念及環(huán)保治理、環(huán)境信息披露行為的驅(qū)動力來源看，更多來源于政府監(jiān)管等外部要素，如“蘭花科創(chuàng)”在5年樣本期間中有4年屬于重點(diǎn)污染監(jiān)控單位，“中國神華”有2年屬于重點(diǎn)污染監(jiān)控單位；“金瑞礦業(yè)”樣本期間都不屬于重點(diǎn)污染監(jiān)控單位，“興業(yè)礦業(yè)”有1年屬于重點(diǎn)污染監(jiān)控單位，一定程度上反映出外部監(jiān)管壓力產(chǎn)生的積極影響。

表6 中介作用分析結(jié)果(n=390)

表7 中介作用效應(yīng)量回歸結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

本文對企業(yè)環(huán)保理念的實(shí)踐有效性及對環(huán)境信息披露的影響進(jìn)行理論分析，并運(yùn)用我國采礦業(yè)上市公司樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)論主要包括三點(diǎn)：一是采礦業(yè)上市公司有117個樣本的環(huán)保理念“實(shí)踐有效”，占比53.42%，從相關(guān)指標(biāo)值來看對環(huán)保治理的指導(dǎo)作用與未披露的企業(yè)相差不大。二是環(huán)保理念、環(huán)保治理、環(huán)境信息披露之間存在正相關(guān)關(guān)系。三是環(huán)保理念對環(huán)境信息披露的影響路徑包括直接影響，以及通過環(huán)保治理中介作用進(jìn)而對環(huán)境信息披露的間接影響，統(tǒng)計分析結(jié)果顯示環(huán)保理念對環(huán)境信息披露影響的總效應(yīng)值為1.898，直接效應(yīng)值為1.265，中介效應(yīng)值為0.633，中介效應(yīng)占比33.346%，存在部分中介效應(yīng)。

根據(jù)研究結(jié)論提出以下建議：第一，政府在制定提升環(huán)保理念政策規(guī)定時除了對環(huán)保理念披露的內(nèi)容與形式要求之外，為增強(qiáng)企業(yè)環(huán)保理念的實(shí)踐有效性，在環(huán)保部門對環(huán)保治理的監(jiān)管方面強(qiáng)化環(huán)保理念的導(dǎo)向與嵌入。第二，政府在制定企業(yè)環(huán)境信息披露格式準(zhǔn)則、環(huán)境信息披露管理辦法時應(yīng)將披露內(nèi)容和披露載體綜合考慮。在制定環(huán)保治理相關(guān)規(guī)定及執(zhí)行監(jiān)管時應(yīng)考慮上述直接影響及中介效應(yīng)影響，促進(jìn)形成正向聯(lián)動影響機(jī)制。