环境信息披露的影响因素研究

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摘要：以沪市的201家公司为样本，对上市公司近三年环境信息披露程度及其影响因素进行了实证研究。研究发现，我国上市公司近三年环境信息披露的总体状况很差，但披露水平在不断提高。实证分析还发现，公司规模、公司绩效、法人股比例是影响我国上市公司环境信息披露的重要因素，而资产负债率、直接控股股东性质、股权集中度、董事长与总经理是否二职合一及独立董事比例等因素对环境信息披露没有显著影响。

关键词：环境信息披露；社会责任；影响因素；公司特征

中图分类号：17230　文献标识码：A　文章编号：1003－7217(2008)03－0047－05

一、引言

环境信息披露是指把公司各种活动对环境产生影响的信息向外部社会公开。环境信息披露最早是作为企业社会责任报告的一个组成部分。在20世纪80年代中期，环境信息主要是体现在公司年度报告中的“管理分析与问题讨论”部分。进人20世纪90年代以后，随着环保意识日益被官方和公众接受并强化，对公司环境信息披露产生了更大的压力，所以大公司纷纷在年度报告中增加环境信息部分，甚至编制单独的环境报告。

伴随着环境信息披露实践的展开，西方会计学者对环境信息披露问题展开了深入的研究。从研究方法的角度来看，既有规范研究又有实证研究，而实证研究又以研究资产规模、公司绩效与环境信息披露之间关系的文章居多。在企业绩效与环境披露的相关性研究方面，Anderson和Frankle(1980)、Belkaoui(1976)、Bowman(1978)等学者通过实证研究发现，企业绩效与环境信息披露水平呈正相关关系。然而，Freedman和Jaggi(1982)、Ingram和Frazler(1980)等通过研究却得出截然相反的结论，企业绩效与环境信息披露水平呈负相关关系。在公司规模与环境披露的相关性研究方面，Dierkes和Coppock(1978)、Trotman和Bradley(1981)通过实证研究发现，公司规模与环境信息披露水平呈正相关关系。此外，西方学者的实证研究还发现，企业环境信息披露还受到公司所处行业、所有权和治理结构的影响。

我国对环境会计的介绍和认识开始于20世纪90年代初期，以规范研究的成果为主，实证研究成果比较少，即使是实证研究也仅限于一般性描述，研究力度不够。为此，本文希望通过对我国上市公司环境信息披露进行实证研究，展现我国上市公司环境信息披露的现状及影响因素，并有针对性地提出政策建议。

二、理论分析与研究假设

(一)企业绩效与环境信息披露

好的财务业绩使公司有更宽裕的资源投入到环境保护的活动中去，因此也更有可能披露环境信息。Frost(2000)对60家澳大利亚采掘业公司年报进行的实证研究表明，利润较高的公司环境信息披露水平要高于利润较低的公司。鉴于以上研究成果，本文提出如下假设：

H1：企业的环境信息披露水平与企业绩效正相关。

(二)企业规模与环境信息披露

公司的规模越大，就越有可能受到政府管制机构、环保团体、媒体、其他社会团体等的关注。因此：规模越大的公司，就更加可能披露环保责任方面的信息，表明自己是负责任的公司。Patten(1992)对美国公司年报中社会信息披露质量的研究证明了公司规模是重要的解释变量，较大的公司很可能比小公司受到更多的公众关注，而且，小公司也可能不需要通过年报或者其他正规渠道来同股东沟通有关社会责任信息。鉴于以上研究成果，本文提出如下假设：

H2：企业的环境信息披露水平与公司规模正相关。

(三)财务杠杆与环境信息披露

按照理论，财务杠杆越高的公司，股东－债权人一管理者之间的利益冲突越大，成本越高，因此需要披露的信息越多。公司社会责任理论也认为，公司与相关利益者之间保持良好的关系，有助于公司的经营稳定性：降低包括财务风险在内的公司风险。因此可以认为，财务风险高的公司更倾向于建立与债权人和其他相关利益者之间的良好关系，更有可能披露公司环境信息，且McGuire等(1988)、Orlitzky和Benjamin(2001)的研究也提供了这方面的经验证据。由此，提出如下研究假设：

H3：公司财务杠杆与公司环境信息披露正相关。

(四)股权性质与环境信息披露

国有经济是我国经济的主导，而这种主导作用更多地体现在方向指引与行为示范上。一般认为，与民营资本或者外资相比，国有资本承担的社会责任更大，更有可能披露环境信息。所以，提出如下假设：

H4：国有股控股的上市公司与环境信息披露正相关。

(五)股权集中度与环境信息披露

目前，我国的环境会计信息披露还处于自愿披露阶段。为检验自愿环境信息披露程度与股权结构分布的关系，引入上市公司股权集中度指标即赫尔芬德指数，它等于上市公司前10位股东持股比例的平方和。赫尔芬德指数能准确区分前几位大股东持股比例的均衡情况，股权越集中，赫尔芬德指数越大；股权越分散，赫尔芬德指数越小。Haskins等(2000)的研究认为：欧美公司股权分散，数量众多的股东对信息披露的要求很高，公司自愿披露的程度就高；而亚洲公司股权相对集中，股东不像西方股东那样对报表披露要求苛刻，自愿披露程度就低。由此提出如下假设：

H5：股权越分散，环境信息披露要求越高。

(六)法人股比例与环境信息披露

我国是新兴资本市场，该市场的一个显著特征是将股票分为流通股和非流通股，且法人股是非流通股的主体。流通股的市场约束显然高于非流通股，因此，法人股越多，股票流动越难，市场约束越低，披露的环境信息越少。发行法人股的比例越低，流通股的比例相对越高，对公司改善治理的压力越大，所要求的公司透明度越高，因而对环境信息披露也会高些。于是有如下假设：

H6：发行法人股的比例越高，公司环境信息披露越低。

(七)董事长、总经理兼任与环境信息披露

理论提倡董事长与总经理两职分离，需要单独设立董事长以保证社会获取满意信息。如果二职合一，则总经理倾向于对外隐瞒不利的信息。Forker(1992)认为二职合一对监控质量造成了一定的威胁，二职合一与环境信息披露之间存在显著的负相关关系。鉴于以上研究，本文提出如下假设：

H7：董事长、总经理二职合一不利于企业环境信息披露。

(八)独立董事比例与环境信息披露

董事会中的独立董事被看作是监控经理人员行为的一种工具，他们将导致公司自愿披露更多的信息，包括企业的环境信息。Forker(1992)认为，董事会中独立非执行董事的比例越高，就越能加强对

财务信息披露质量的监控，并且会减少经理人员保留信息而获得的好处。独立董事可被视为一个监控经理层行为的工具，从而董事会中独立董事的比例越大，监控经理层的机会主义行为就越有效，经理层进行自愿披露的意愿就越强，因而披露的环境信息也越多。鉴于以上研究，本文提出如下假设：

H8：企业环境信息披露水平与独立董事比例正相关。

三、样本选择与变量定义

本文分行业选取2004年之前在沪市上市的201家A股上市公司，这些样本公司来自电力、蒸汽、热水，纺织，金属冶炼及压延加工业，化学，旅游业，煤气生产和供应业，煤炭，皮革，生物制品业，石油和天然气，塑料橡胶业，医药，金属矿采选业，造纸，自来水等20个可能存在污染或者从事绿色生产的行业。通过对这201家样本公司2004～2006年年度公告中相关会计信息的阅读和数据采集，得到了基本的样本数据资料(资料来源：上交所网站、国泰安数据库)。选择样本公司年度公告作为数据来源的原因是，无论对机构投资还是个人投资者来说，年度公告都是一个最容易获得信息的资源，也是成本最低的信息资源。

本研究涉及的变量及其含义见表1。表1中的变量，除“信息披露指数”外，一般均可直接取得或通过简单计算得到。关于“信息披露指数”变量，本文在前人研究基础上，结合我国企业环境信息披露特点和数据采集的可行性，从以下11个方面来衡量企业环境信息披露的数量和质量，包括环保投资、环保借款、绿化费、排污费、其他环境支出、ISO14001环境认证、环保拨款与补贴、三废收入与税收减免、政策影响、或有事项、其他共11个指标。指标分值设计未涉及权重的问题，避免了人为的主观因素。以上每个指标分定性和定量描述信息，主要是以信息使用者的信息需求为宗旨，并假定定性和定量信息对投资者具有相同的作用。每个指标采用0、0.5、1评分标准，指标信息不披露评分为0，指标信息披露但不充分评分为0.5，指标信息充分披露评分为1，每个指标最高得分为2。对每个公司的11项指标分数进行加总，就得到各个公司的环境信息披露的实际得分，然后将企业的环境信息披露实际得分除以环境信息披露的最大可能得分(各样本公司的环境信息披露的最大可能得分均为22分)，就得到企业环境信息披露指数。计算公式如下：

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2是关于201家样本公司2004～2006年环境信息披露指数的描述性统计分析结果。统计数据显示2004～2006年和三年总的环境信息披露指数均值分别仅为5.0881％、6.9990％、9.1135％和7.0669％，说明我国企业环境信息披露水平非常低，但逐年呈现增长趋势，这主要是由于我国近几年颁布了一系列环境方面的法规法令，一些污染行业面临更多国家和社会的压力，从事环境保护的活动增加，相关的信息披露也有所增加。结合表3的均值检验结果还可以看出，各年的环境信息披露还具有显著的不平衡性，在5％的水平下各年度均值存在显著差异，各年度最大、最小值差距明显。2004～2006年和三年总的环境披露指数的标准差依次分别达到4.6536、6.1798、8.6123、6.8725，说明同一年度各企业披露环境信息的程度也存在很大的不平衡性。

(二)多变量回归检验

为了更深入地分析决定公司环境信息披露的影响因素，本文依据研究假设，将公司环境信息披露指数作为被解释变量，以公司规模、每股收益、资产负债率、直接控股股东股份性质、赫尔芬德指数、法人股比例、董事长与总经理兼任情况、独立董事比例等指标作为解释变量，同时以时间、行业虚拟变量作为控制变量，构建如下多元回归模型：

采用逐步回归(stepwise regression)的方法，以寻找在一定的显著性水平下影响上市公司环境信息披露的因素，最终得出的回归模型如下：

模型2的多元回归分析结果见表4。从表4来看，公司特征变量SIZE、EPS、IND、以及股权结构变量CSH和时间变量TIME系数在5％的水平上显著，且系数符号与假设预期相一致，这样假设H1、H2、H6分别得到证实。其他变量与环境信息披露不存在显著的相关性。模型2的整体线性拟合显著(F统计值在1％水平上显著)，解释变量之间的共线性较弱(容限度都大于0.1，膨胀因子均小于10)，回归模型的残差相互独立(D－W值接近于2)，从统计角度来看，模型2的效果较好。但是，调整后的R2仅为16.1％，说明模型2中的解释变量对被解释变量的解释能力有限，还有其它影响公司环境信息披露的因素有待探寻。

五、研究结论和政策建议

(一)研究结论

根据上述分析，可以得出以下结论：(1)尽管我国上市公司自愿披露的环境信息呈逐年增长趋势，但总体水平仍然很低。(2)公司规模大、盈利能力好的上市公司会披露更多的环境信息，说明规模大、盈利能力强的企业承担了更多的社会环境保护的责任。(3)公司的财务杠杆不影响公司环境信息披露，表明我国上市公司在自愿披露环境信息时并没有考虑到公司的风险以及债务的成本。虽然我国环保总局2003年了《关于对申请上市的企业和申请再融资的上市企业进行环境保护核查的通知》，但企业和金融机构在对待财务风险方面并没有把环境风险作为考虑因素。(4)受市场约束大的企业披露的环境信息多。过多的不流通法人股不利于企业接受市场约束和社会监督，这也从另一个角度说明我国提出的股市全流通目标是符合提高公司环境保护责任的。(5)直接控股股东股份性质与环境信息披露没有显著的相关性，可以看出我国国有资本并没有切实履行更多的环境保护责任，这可能与国有资本运营业绩考核中，环境管理的因素尚未纳入其业绩考核范围有关。(6)公司治理结构变量如股权的集中与否，董事长是否与总经理二职合一，独立董事比例等对公司环境信息的披露也没有显著影响，说明我国的公司治理更多地强调企业的经济目标而忽视企业的社会责任目标。

(二)政策建议

为尽快提高我国上市公司环境信息披露质量，提出如下建议：(1)应鼓励上市公司自愿披露公司环境信息。政府要实施一些环境经济政策鼓励企业进行环境保护活动或者进行绿色生产，对环境保护业绩良好的企业进行奖励，引导企业进行绿色生产，加大环境信息披露。(2)改变我国企业的治理结构，良好的治理结构有助于公司治理机制发挥有效性。(3)监管部门应该加强重污染行业的立法监管，例如采掘、化工、水利业等行业。近些年国家颁布了一系列的规范企业环境保护的法律法规，如《中华人民共和国清洁生产促进法》、《中华人民共和国环境影响评价法》、《关于对申请上市的企业和申请再融资的上市企业进行环境保护核查的通知》等，但是这些法律法规仅在总则中提及应建立必要的环境影响评价信息共享制度，或者主要限于对公司首次公开发行股票时环境信息披露的规范，而对于上市公司的定期报告很少有关于环境问题具体披露的要求，对于临时报告等其他形式的规定更是几乎不存在，所以需要颁布一些规范公司定期报告的法律法规，以规范公司日常的环境活动。(4)有关部门应该出台类似“企业环境信息披露指引”的规范。这样的指引会给企业的环境信息披露行为提供一定的可操作性指导和可行的建议。