劉卓然

（懷化學(xué)院 中小企業(yè)財(cái)務(wù)管理研究所， 湖南 懷化 418000）

環(huán)境信息披露對上市公司價(jià)值影響的實(shí)證研究
——以醫(yī)藥制造業(yè)為例

劉卓然

（懷化學(xué)院 中小企業(yè)財(cái)務(wù)管理研究所， 湖南 懷化 418000）

本文將以滬深股市93家上市醫(yī)藥制造企業(yè)作為研究對象，選用SPSS22.0統(tǒng)計(jì)軟件分析環(huán)境信息披露對醫(yī)藥制造企業(yè)價(jià)值的影響。通過運(yùn)用因子分析從十條環(huán)境信息中提取四個(gè)公共因子，隨后利用公共因子與醫(yī)藥制造企業(yè)價(jià)值進(jìn)行T檢驗(yàn)和多元線性回歸分析。從而得出結(jié)論，環(huán)保投資及費(fèi)用，環(huán)境收入，環(huán)境事件、環(huán)境管理與企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)關(guān)系。文中對此研究結(jié)論的原因，進(jìn)行進(jìn)一步討論。

環(huán)境信息披露；上市公司企業(yè)價(jià)值；醫(yī)藥制造業(yè)；因子分析；多元線性回歸分析

中共十八屆五中全會提出，至2030年通過預(yù)防、減排、回收利用和再利用，最大限度的減少污染，實(shí)現(xiàn)更可持續(xù)的生產(chǎn)和消費(fèi)模式。醫(yī)藥制造業(yè)污染物排放量大，污染嚴(yán)重，雖然我國對行業(yè)實(shí)施《制藥工業(yè)水污染物排放標(biāo)準(zhǔn)》予以管理，但仍存在諸多不足。因而本文將立足于企業(yè)本質(zhì)“以利潤最大化”的角度進(jìn)行實(shí)證研究，反映環(huán)境信息披露與醫(yī)藥制造企業(yè)價(jià)值的相關(guān)關(guān)系。

一、研究假設(shè)

通過參考相關(guān)文獻(xiàn)，不管環(huán)境信息披露出于何種目的以及利益相關(guān)者，企業(yè)都傾向通過履行社會責(zé)任，樹立良好形象，從而引起股東權(quán)益的增加。因此，提出本文的研究假設(shè)：

H1：環(huán)保投資及費(fèi)用與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)

H2：環(huán)境收入與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)

H3：環(huán)境事件類及其他與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)

H4：環(huán)境管理與企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)

二、研究方法

1、樣本選取

隨機(jī)選取2015年滬深股市上市公司共93家醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)作為研究對象。抽取原則如下：（1）ST、PT公司的相關(guān)數(shù)據(jù)將會對統(tǒng)計(jì)結(jié)果產(chǎn)生不利影響，因此剔除。（2）2015年度的新上市公司，由于不能較完整披露該全年度信息，予以剔除。

2、變量的計(jì)量

（1）企業(yè)環(huán)境信息披露的計(jì)量?；?3家醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)2015年年度報(bào)告數(shù)據(jù)，選取10個(gè)環(huán)境信息指標(biāo)為計(jì)分基礎(chǔ)，對研究對象進(jìn)行打分，打分原則為定性描述計(jì)1分，既有定性又有定量描述的計(jì)2分，最后進(jìn)行匯總，所得總數(shù)除以20為該上市公司環(huán)境信息披露指數(shù)。具體指標(biāo)條目如表1所示：

表1　環(huán)境信息條目表Table1 List of environmental information items

（2）企業(yè)價(jià)值的計(jì)量。對所選取的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)價(jià)值的衡量方法采用Tobin Q值，代表企業(yè)的市場價(jià)值與企業(yè)重置成本的比率。其計(jì)算方法為：

Tobin Q=企業(yè)總資本的市場價(jià)值/企業(yè)總資本的重置成本=（股權(quán)的市場價(jià)值+負(fù)債的賬面價(jià)值）/總資產(chǎn)的賬面價(jià)值

股權(quán)的市場價(jià)值=A股收盤價(jià)xA股流通股數(shù)+B股收盤價(jià)×人民幣外匯牌價(jià)xB股流通股數(shù)+（總股數(shù)一A股流通股數(shù)一B股流通股數(shù)）×每股凈資產(chǎn)

本文所使用的方法與李正（2006）、蔣麟鳳（2010）、唐久芳等（2011）等的計(jì)算方法相同。

3、模型構(gòu)建

本文構(gòu)建下列模型來考察分析環(huán)境信息披露和企業(yè)價(jià)值的內(nèi)在關(guān)系，其模型如下所示：

其中Y1、Y2、…、Y p為p個(gè)因變量，是均值為零、標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)化變量，X1、X2、…、Xm為m個(gè)自變量，m小于p。其中ε為特殊因子，表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當(dāng)于多元回歸分析中的殘差部分，表示成矩陣形式為：

三、實(shí)證分析與結(jié)果

1、因子分析及主成分提取

（1）適用性檢驗(yàn)。為了綜合反映某些變量共同特性的少數(shù)公共因子變量，這里提出原有變量之間要具有比較強(qiáng)的相關(guān)性，因此，在作因子分析之前，需要先對其適用性進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3　KMO 和 Bartlett 的檢驗(yàn)Table3 KMO and Bartlett's Test

從表3中得知KMO檢驗(yàn)和Bartlett球度檢驗(yàn)結(jié)果。其中KMO值為0.615，根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)家Kaiser給出的標(biāo)準(zhǔn)，KMO＞0.5，因此適合做因子分析。Bartlett球度檢驗(yàn)給出的相伴概率為0.013，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球度檢驗(yàn)的零檢驗(yàn)，認(rèn)為適合于因子分析，以上數(shù)據(jù)通過檢驗(yàn)。

（2） 提取公共因子。根據(jù)數(shù)據(jù)顯示，十個(gè)因子（環(huán)保投資、環(huán)保借款、排污費(fèi)、或有事項(xiàng)、環(huán)保撥款與補(bǔ)貼、政策影響、三廢收入與稅收減免、其他環(huán)境支出、廠區(qū)內(nèi)的綠化費(fèi)與企業(yè)環(huán)境問題有關(guān)的其他信息）之間相關(guān)系數(shù)在0.4-0.8之間，具有相關(guān)性，可提取公共因子。

表4　解釋的總方差Table4 Total Variance Explained

提取方法：主成份分析。

通過因子分析，從表4中描述的因子解情況顯示前四個(gè)因子方差貢獻(xiàn)累計(jì)超過80%，能夠?qū)⒃兞康拇蟛糠中畔⑦M(jìn)行反映，因此提取前四個(gè)。

（3）因子變量的命名

表5　旋轉(zhuǎn)成份矩陣aTable5 Rotated Component Matrixa

根據(jù)表5旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，可以看出因子F1，在環(huán)保借款，三廢收入與稅收減免和其他環(huán)境支出上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為0.723，0.761和0.658，因此可將因子F1視為環(huán)境投資及費(fèi)用因子；因子F2在環(huán)保投資和企業(yè)環(huán)境問題有關(guān)的其他信息上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)為0.537和0.793，因此將F2視為環(huán)境事件因子；因子F3在環(huán)保撥款與補(bǔ)貼與廠區(qū)內(nèi)的綠化費(fèi)上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為0.753和0.891，因此可將其視為環(huán)境收入因子；因子F4在排污費(fèi)和政策影響上為最大載荷，相關(guān)系數(shù)為0.796和0.508，因此可將因子F4視為環(huán)境管理因子。由于4個(gè)因子在或有事項(xiàng)上的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，因此剔除或有事項(xiàng)進(jìn)入方程。

2、線性回歸方程

（1）模型擬合度檢驗(yàn)（表7）。從表7中結(jié)果顯示R=0.444，判定系數(shù)R2=0.197，調(diào)整的判定系數(shù)R2=0.108，回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差S=2.652，所以該多元回歸方程是可以接受的。模型的F值為2.209，其伴隨概率P=0.018＜0.05，可認(rèn)為變量Tobin Q與環(huán)境管理， 環(huán)保投資及費(fèi)用， 環(huán)境事件， 環(huán)境收入之間的線性回歸關(guān)系顯著。同時(shí)可以看到，DW檢驗(yàn)值為2.042，接近于2，說明殘差是相互獨(dú)立的，即殘差無線性關(guān)系，回歸方程能夠充分說明被解釋變量的變化規(guī)律，不存在遺漏了較為重要的解釋變量，也不存在取值滯后性等問題。

（2）線性回歸結(jié)果（表8）。表8顯示了回歸系數(shù)B1=1.079，B2=2.901，B3=5.226，B4=1.777，對應(yīng)的t檢驗(yàn)的P值分別為P1=0.014，P2=0.043，P3=0.021，P4=0.074，均小于0.05，所以可以為因變量Tobin Q與環(huán)保投資及費(fèi)用， 環(huán)境事件， 環(huán)境收入、環(huán)境管理之間存在線性回歸關(guān)系，則多重線性回歸模型為：

表7　模型匯總baTable7 MODEL SUMMERYa

表8　系數(shù)aTable8 Coefficientsa

四、研究結(jié)論

由回歸方程可得出結(jié)論：第一，環(huán)境收入與企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)關(guān)系，原假設(shè)成立。第二，企業(yè)環(huán)保投資與企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)關(guān)系，原假設(shè)成立；第三，企業(yè)環(huán)境事件與企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)關(guān)系，原假設(shè)成立；第三，環(huán)境管理與企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)，原假設(shè)成立。

針對以上結(jié)論做出分析：首先，醫(yī)藥制造企業(yè)可從稅收政策享受優(yōu)惠。醫(yī)藥制造企業(yè)大多以國家重點(diǎn)扶持的高新技術(shù)企業(yè)為主，其稅收減按15% 征收企業(yè)所得稅。除此之外，稅法規(guī)定生物藥品制造業(yè)可縮短固定資產(chǎn)折舊年限或采取加速折舊的方法計(jì)提折舊。以上兩項(xiàng)規(guī)定所享受的稅收優(yōu)惠，將對增加企業(yè)總資產(chǎn)的賬面價(jià)值，因而環(huán)境信息披露對企業(yè)價(jià)值成正相關(guān)關(guān)系。其次，企業(yè)對環(huán)境保護(hù)投資與費(fèi)用越多，其帶來的長期利益越好，企業(yè)對環(huán)境管理，“三廢”處理越關(guān)注，所帶來的優(yōu)惠政策越多，其企業(yè)價(jià)值越高。最后，企業(yè)環(huán)境信息對企業(yè)事件披露越多，說明企業(yè)有足夠的實(shí)力對環(huán)境設(shè)施建設(shè)與開發(fā)做開發(fā)，或者是環(huán)境信息披露體制十分健全。這意味著如果企業(yè)能夠成功地貫徹執(zhí)行各項(xiàng)環(huán)境管理措施，關(guān)心環(huán)境問題，將會幫助公司避免環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)，達(dá)到降低生產(chǎn)經(jīng)營成本和發(fā)掘新的潛在商業(yè)機(jī)會的效果。

［1］ 劉尚林，劉琳，環(huán)境信息披露影響企業(yè)價(jià)值的理論研究框架［J］.財(cái)會計(jì)月刊，2011，21期.

［2］ 梁杰，劉婷婷，張翼，段家菊，環(huán)境信息披露質(zhì)量與公司績效［J］.經(jīng)管研究，2011，08期.

［3］ 李正，企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性研究——來自滬市上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，02期.

［4］ 蔣麟鳳，企業(yè)價(jià)值與企業(yè)環(huán)境會計(jì)信息披露相關(guān)性研究［J］.會計(jì)之友，2010，02期.

［5］ 唐久芳，李啟平，企業(yè)財(cái)務(wù)狀況對環(huán)境信息披露影響的實(shí)證研究——以湖南上市公司為例［J］.珞珈管理評論，2011，01期.

（責(zé)任編輯：梁蒙蒙）

懷化學(xué)院校級課題，“武陵山片區(qū)中小企業(yè)管理會計(jì)體系構(gòu)建研究”，項(xiàng)目編號：HHUY2015-13；懷化學(xué)院中小企業(yè)財(cái)務(wù)管理研究所平臺成果