劉儒昞

一、引 言

近幾年來，紫金礦業(yè)和康菲石油污染泄露、廣西龍江鎘污染等一系列重大環(huán)境污染事件頻發(fā)，引發(fā)了人們對企業(yè)履行環(huán)境責(zé)任的高度關(guān)注，要求企業(yè)披露環(huán)境信息的呼聲越來越高，環(huán)境信息已經(jīng)逐漸成為投資者決策的重要考慮因素（周雯雯，2012）。與此同時，政府部門的環(huán)保監(jiān)管日益加強，2007年4月原國家環(huán)?？偩职l(fā)布了《環(huán)境信息公開辦法（試行）》、2008年5月上海證券交易所發(fā)布了《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露指引》、2010年9月環(huán)境保護部發(fā)布了《上市公司環(huán)境信息披露指南（征求意見稿）》，從2011年10月1日起實施的《企業(yè)環(huán)境報告書編制導(dǎo)則》，進一步詳細規(guī)范了企業(yè)環(huán)境報告書的編制。但是，我國上市公司的環(huán)境信息披露現(xiàn)狀并不樂觀，與歐美國家相比，我國進行環(huán)境信息披露的企業(yè)數(shù)相對較少（李海新，2012），披露環(huán)境信息的企業(yè)大多也是有選擇地披露，存在“避重就輕、報喜不報憂”的現(xiàn)象（黃珺，周春娜，2011），我國重污染行業(yè)上市公司中，參與披露環(huán)境信息的公司存在較為明顯的重數(shù)量、輕質(zhì)量的情況（沈洪濤和李余曉璐，2010）。

公司治理本質(zhì)上是提供一套內(nèi)部控制制度安排，來約束和制衡內(nèi)部人的私利動機，緩解代理沖突，進而提升企業(yè)的信息披露質(zhì)量。良好的公司治理能夠?qū)?nèi)部人實施有效的激勵和約束，從而減低他們對公司信息披露進行操縱的動機和可能性。國內(nèi)外已有很多文獻研究公司治理與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系，研究主要基于股權(quán)結(jié)構(gòu)（Karim，2006，楊熠，2011）與董事會特征（Simon，2001，沈洪濤，2010）等視角，并得出了一些有意義的研究結(jié)論。與此同時，伊志宏等（2010）發(fā)現(xiàn)，在公司內(nèi)部治理機制之外，還存在一些同樣可以制約內(nèi)部人的外部機制，例如產(chǎn)品市場競爭，激烈的市場競爭極大地影響了公司的內(nèi)源融資能力及盈利空間，為了以較低的成本獲取外部資金，公司管理者必須要向市場提供更多的信號以緩解與利益相關(guān)者之間存在的信息不對稱，并塑造一個良好的社會形象和市場形象。因此，產(chǎn)品市場競爭將對公司的信息披露產(chǎn)生一定的外部壓力，進而促進信息披露水平的提高。張正勇（2012）實證考察了產(chǎn)品市場競爭與社會責(zé)任信息披露之間的關(guān)系，認(rèn)為產(chǎn)品市場競爭主要通過與公司治理相互配合產(chǎn)生作用。那么，產(chǎn)品市場競爭與公司治理這兩種不同的機制在促進企業(yè)環(huán)境信息披露水平方面，具有怎樣的關(guān)系呢？學(xué)界現(xiàn)有的研究結(jié)論并沒有給出明確的答案。

本文選取我國重污染行業(yè)上市公司為研究對象，基于2010～2011年的數(shù)據(jù)，考察了產(chǎn)品市場競爭、公司治理與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系。實證研究結(jié)果表明，在我國重污染行業(yè)，公司治理結(jié)構(gòu)的合理安排能夠?qū)ζ髽I(yè)環(huán)境信息披露產(chǎn)生促進作用，研究并未發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場競爭與公司治理機制之間存在顯著的互補或替代的作用。本文的研究結(jié)論意味著，在我國當(dāng)前的制度背景下，要提高企業(yè)環(huán)境信息披露水平，保護利益相關(guān)者利益，有必要繼續(xù)完善上市公司治理結(jié)構(gòu)；同時，本研究也說明產(chǎn)品市場競爭并不能解釋重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境信息披露的動機。

本文對已有文獻的主要貢獻有以下兩點：第一，首次將產(chǎn)品市場競爭、公司治理與環(huán)境信息披露納入一個研究框架，對于深入剖析這三者之間的內(nèi)在關(guān)系和環(huán)境信息披露水平影響因素提供了可行思路；第二，本文以重污染行業(yè)上市公司為研究對象得出的研究結(jié)論，對于政府監(jiān)管部門制定和完善相關(guān)規(guī)定、進一步提高環(huán)境信息披露水平具有一定的政策含義。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分是文獻回顧與研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計；第四部分是實證檢驗與結(jié)果分析；最后是本文的研究結(jié)論及政策建議。

二、文獻回顧與假設(shè)提出

信息披露是解決公司內(nèi)外部之間信息不對稱、降低代理成本的重要機制。根據(jù)代理理論，兩權(quán)分離情形下，內(nèi)部人與外部人目標(biāo)不一致以及信息不對稱，會產(chǎn)生內(nèi)部人損害外部人利益的道德風(fēng)險問題。良好的公司治理能有效地解決上述代理問題?，F(xiàn)有研究在討論公司治理與環(huán)境信息披露關(guān)系時，主要關(guān)注的是股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征等方面。

La Porta（1999）認(rèn)為，不同國家在信息披露水平上的差異，很大程度上可以用公司股權(quán)結(jié)構(gòu)方面的差異來解釋，其中產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、大股東持股比例等是最為重要的因素。Keim（1978）和 Ullmann（1985）發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與公司社會責(zé)任和環(huán)境信息披露顯著負相關(guān)。Karim等（2006）通過研究企業(yè)年報和財務(wù)報表附注中的環(huán)境信息，發(fā)現(xiàn)外資股權(quán)比例較高的企業(yè)較少地披露環(huán)境信息，原因可能是因為環(huán)境信息內(nèi)容通常涉及比較敏感的領(lǐng)域。Brammer等（2006）發(fā)現(xiàn)，英國大型企業(yè)的股權(quán)越集中就越不愿意披露環(huán)境信息。Ghazali（2007）對馬來西亞上市公司進行實證研究發(fā)現(xiàn)，國有控股公司社會責(zé)任信息披露水平顯著高于非國有控股公司。國內(nèi)學(xué)者李正（2006）發(fā)現(xiàn)早期直接控股股東的性質(zhì)與環(huán)境信息披露沒有顯著的相關(guān)性。李晚金（2008）研究也發(fā)現(xiàn)直接控股股東股份性質(zhì)與環(huán)境信息披露沒有顯著的相關(guān)性，股權(quán)集中度對公司環(huán)境信息的披露也沒有顯著影響。但后來盧馨等（2010）卻發(fā)現(xiàn)公司所有權(quán)性質(zhì)對上市公司的環(huán)境信息披露行為具有顯著的影響。楊熠等（2011）以502家重污染行業(yè)上市公司為研究對象，選取2006-2008年度上市公司披露的環(huán)境信息，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)、第一大股東持股比例等公司治理因素對環(huán)境信息披露水平的提高影響非常顯著。

董事會結(jié)構(gòu)對企業(yè)環(huán)境信息披露也可能產(chǎn)生不同程度的影響。Fama和Jenson（1983）認(rèn)為董事會中獨立董事的比例較高，將越有利于監(jiān)督和限制經(jīng)營者的機會主義行為。由于獨立董事與企業(yè)存在較少的經(jīng)濟利益關(guān)系，因此更能夠站在外部利益相關(guān)者的立場上運用專業(yè)知識對企業(yè)應(yīng)披露的環(huán)境信息發(fā)表獨立意見，促使管理層披露更多的環(huán)境信息。Chganti，Mahajan和 Sharma（1985）認(rèn)為規(guī)模較大的董事會能發(fā)揮較好的功能，而規(guī)模較小的董事會功能發(fā)揮得不好，較大規(guī)模的董事會財務(wù)舞弊的成本越高，會計透明度也應(yīng)該越高，能夠加強對高管層環(huán)境信息披露行為的監(jiān)控。Brammer等（2006）發(fā)現(xiàn)，英國大型企業(yè)的中過多的獨立董事會降低公司環(huán)境信息披露水平，董事會結(jié)構(gòu)對企業(yè)環(huán)境信息披露也可能產(chǎn)生不同程度的影響。國內(nèi)學(xué)者王俊秋等（2006）研究發(fā)現(xiàn)董事長和總經(jīng)理兩職合一與信息披露質(zhì)量存在負相關(guān)關(guān)系。陽靜等（2008）發(fā)現(xiàn)獨立董事比例會顯著影響企業(yè)環(huán)境信息披露行為，公司希望通過環(huán)境信息披露對外傳遞公司穩(wěn)健經(jīng)營的信息，但李晚金等（2008）的結(jié)果卻與之相左。蔣麟鳳（2010）選取2008年242家滬深市上市公司作為研究樣本，實證分析結(jié)果表明，環(huán)境信息披露與高管持股比例顯著負相關(guān)，與企業(yè)規(guī)模顯著正相關(guān)。舒岳（2010）隨機抽取139家2008年度上交所上市A股公司為研究樣本，實證研究結(jié)果表明，獨立董事比例高、董事長不兼任總經(jīng)理的公司，其環(huán)境信息披露程度比較高，而治理結(jié)構(gòu)的其它因素并沒有對環(huán)境信息披露程度產(chǎn)生影響。沈洪濤（2010）通過研究發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模是改善環(huán)境信息披露水平的重要因素。王小紅等（2011）對陜西省上市公司環(huán)境會計信息披露程度進行了研究，發(fā)現(xiàn)獨立董事所占比例對陜西省上市公司環(huán)境會計信息披露影響為正相關(guān)。

以上研究表明，公司治理能夠在一定程度上對企業(yè)環(huán)境信息披露產(chǎn)生影響，但是不同治理機制的影響可能會存在一定的差異?；谝陨戏治?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：公司治理機制對企業(yè)環(huán)境信息披露水平有著顯著影響

Alchian（1950）認(rèn)為，在公司治理機制之外，來自產(chǎn)品市場的競爭壓力同樣可能在約束管理層方面產(chǎn)生積極的作用。Hart（1983）通過模型推導(dǎo)產(chǎn)品市場競爭對公司治理的影響后發(fā)現(xiàn)，市場競爭能夠促使企業(yè)披露更多的信息從而降低管理層偷懶的可能。Wilig、Schmidt（1987）認(rèn)為競爭與公司治理之間的關(guān)系是不確定的。Nickell（1996）通過對英國企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭與公司股東控制之間存在替代關(guān)系。Schmidt（1997）通過構(gòu)建多階段博弈模型分析發(fā)現(xiàn)，競爭的加劇可能迫使公司破產(chǎn)清算，管理者為避免公司清算往往會做出更大的努力來改善公司治理，進而提高企業(yè)的經(jīng)營效率。Parrino（1997）研究發(fā)現(xiàn)，由于產(chǎn)品市場競爭的存在，那些業(yè)績較差的企業(yè)管理層更容易被更換，并且產(chǎn)品市場競爭越激烈，被更換的概率就越大，進一步支持了產(chǎn)品市場競爭與公司治理之間存在替代效應(yīng)的結(jié)論。Scharfstein（1998）認(rèn)為Hart（1983）的結(jié)論取決于管理者對風(fēng)險的回避程度，他認(rèn)為管理者有著不同效用函數(shù)，通過研究Scharfstein得出了與Hart完全相反的結(jié)論，即競爭越激烈，管理者偷懶的程度越嚴(yán)重。Allen和Gale（2000）通過理論模型，分析了產(chǎn)品市場競爭與公司控制權(quán)市場之間的關(guān)系，結(jié)果表明產(chǎn)品市場競爭能夠取代公司控制權(quán)市場的作用，并能夠?qū)芾韺赢a(chǎn)生重要的激勵作用。Januszewski（2002）通過對德國企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的提高具有積極的正面影響，而公司股權(quán)集中度會對生產(chǎn)率的增長帶來消極作用。Griffith（2003）使用香港的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭程度的提高會帶來企業(yè)生產(chǎn)效率的提高，并且發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場競爭有助于減少企業(yè)的代理成本。Chou（2008）的研究認(rèn)為競爭可以作為公司治理機制的替代，競爭對公司治理的影響主要來自于企業(yè)對減少市場份額的擔(dān)憂。Giroud和Mueller（2011）通過構(gòu)建一個綜合公司治理指數(shù)，從整體上研究了競爭與公司治理的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)與競爭性行業(yè)相比，非競爭性行業(yè)的公司從良好的公司治理機制中受益更多。

從國內(nèi)相關(guān)文獻來看，牛建波和李勝楠（2005）研究發(fā)現(xiàn)在股權(quán)結(jié)構(gòu)中度集中的公司里，競爭能夠?qū)@種股權(quán)對績效的不利影響形成一種制約作用，產(chǎn)品市場競爭與董事會治理（董事會規(guī)模、外部董事比例以及非領(lǐng)薪董事的比例）存在互補關(guān)系。牛建波和李維安（2007）以企業(yè)生產(chǎn)力作為判斷標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)現(xiàn)不同的公司治理機制與產(chǎn)品市場競爭之間存在不同的相互關(guān)系：股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理層激勵與產(chǎn)品市場競爭之間存在互補效應(yīng)，而董事會治理兼任董事長與產(chǎn)品市場競爭之間存在替代效應(yīng)。譚云清等（2008）推導(dǎo)出一個二階段模型，研究了產(chǎn)品市場競爭對管理者激勵的影響，并得出產(chǎn)品市場競爭對公司治理有效的結(jié)論，研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭程度與經(jīng)理人激勵之間存在顯著的互補關(guān)系，產(chǎn)品市場競爭程度越高，企業(yè)激勵水平越高，管理者努力水平越高，企業(yè)績效也越好。宋增基等（2009）研究發(fā)現(xiàn)，董事會治理與產(chǎn)品市場競爭具有顯著的替代效應(yīng)。姜付秀等（2009）對產(chǎn)品市場競爭與大股東治理、董事會治理和管理層激勵三種公司治理機制的關(guān)系進行了探討，認(rèn)為在約束管理層的在職消費、不當(dāng)開支等代理成本方面，當(dāng)產(chǎn)品市場企業(yè)數(shù)目較少、行業(yè)集中度較高時，可以利用部分監(jiān)督機制降低代理成本，例如董事會、獨立董事；隨著競爭的逐漸加劇，這些機制的監(jiān)督作用趨于消失，與產(chǎn)品市場競爭之間形成了完全的替代；而當(dāng)產(chǎn)品市場競爭到達最高水平時,大股東持股、獨立董事重新表現(xiàn)出積極的監(jiān)督作用，與產(chǎn)品市場競爭形成互補。伊志宏等（2010）從公司信息披露質(zhì)量角度研究了產(chǎn)品市場競爭與公司治理的關(guān)系，結(jié)果表明公司治理結(jié)構(gòu)的合理安排能夠?qū)π畔⑴懂a(chǎn)生促進作用，產(chǎn)品市場競爭與大股東持股比例、高管激勵之間具有互補關(guān)系，與董事會治理機制具有完全替代的關(guān)系。羅煒和朱春艷（2010）通過對中國上市公司自愿性信息披露情況的研究發(fā)現(xiàn)，上市公司所在的行業(yè)競爭越激烈，公司越主動披露更多的自愿性信息。張正勇（2012）研究認(rèn)為產(chǎn)品市場競爭主要通過與公司治理機制相互配合產(chǎn)生作用：產(chǎn)品市場競爭與非國有少數(shù)大股東持股比例、董事會治理之間具有互補關(guān)系，與大股東治理、高管激勵之間具有替代關(guān)系，但與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、監(jiān)事會規(guī)模兩職合一等之間的關(guān)系并不明確。

以上研究表明，不同的公司治理機制與產(chǎn)品市場競爭之間存在不同的內(nèi)在關(guān)系，在對會計信息披露質(zhì)量的影響上，有些治理機制可能與產(chǎn)品市場競爭之間存在替代關(guān)系，而另外一些治理機制可能與產(chǎn)品市場競爭之間存在互補關(guān)系?；谝陨戏治?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響上，公司治理機制和產(chǎn)品市場競爭之間存在一定的替代或互補關(guān)系

三、研究設(shè)計

（一）主要變量定義

1、產(chǎn)品市場競爭。借鑒張正勇（2012）的做法，采用赫芬達爾—赫希曼指數(shù)（Herfindahl-Hirschman Index,簡稱HHI指數(shù)）度量產(chǎn)品市場競爭強度。具體做法是：用每個公司營業(yè)收入除以該行業(yè)所有公司當(dāng)年營業(yè)收入總和得到百分比，再將百分比的平方按照行業(yè)每年進行加總。

2、公司治理

借鑒伊志宏（2010）和張正勇（2012）的研究方法，本文對公司治理的考察選擇從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征與高管激勵等三個具體方面進行。

（1）股權(quán)結(jié)構(gòu)。由于我國上市公司普遍存在國有股一股獨大、股份過度集中的股權(quán)特征，借鑒伊志宏（2010）、沈洪濤（2010）、張正勇（2012）的研究，本文重點考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）與控股股東持股比例（First）兩個變量。

（2）董事會特征。借鑒伊志宏（2010）、沈洪濤（2010）、張正勇（2012）的研究，本文考察的董事會特征主要包括董事會規(guī)模（Board）、監(jiān)事會規(guī)模（SpvBoard）、獨立董事比例（Indirector）、董事會活躍度（Meet）以及兩職合一（Dual）五個變量。

（3）高管激勵。借鑒伊志宏（2010）、張正勇（2012）的研究，本文從董事會持股比例（Bshare）、高管持股比例（Mshare）和高管薪酬（Salary）等三個方面考察。

3、環(huán)境信息披露

現(xiàn)有研究大多采用王建明（2008）的方法構(gòu)建環(huán)境信息披露指數(shù)來度量企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，考慮到環(huán)境信息披露指數(shù)的構(gòu)建有一定的主觀性，并且現(xiàn)有一些社會評級機構(gòu)，如潤靈環(huán)球責(zé)任評級（http://www.rksratings.com）等，提供的環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)通常具有較好的公正性和客觀性，本文采用潤靈環(huán)球責(zé)任評級的數(shù)據(jù)作為環(huán)境信息披露質(zhì)量的度量。

潤靈環(huán)球責(zé)任評級（Rankins CSR Ratings,RKS）2009年12月6日批準(zhǔn)2010年1月1日起執(zhí)行的《RKS企業(yè)社會責(zé)任報告評級系統(tǒng)評級手冊》（MCT 2010_1.1版）從 Macrocosm—整體性、Content—內(nèi)容性、Technique—技術(shù)性三個零級指標(biāo)出發(fā)，分別設(shè)立16個一級指標(biāo)和70個二級指標(biāo)對企業(yè)社會責(zé)任進行全面評價。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用潤靈環(huán)球責(zé)任評級（Rankins CSR Ratings,RKS）發(fā)布的《A股上市公司社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)庫2010》中的社會責(zé)任評級得分中內(nèi)容性評價得分（C值）作為衡量企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的指標(biāo)。

（二）研究方法與模型設(shè)計

為了檢驗產(chǎn)品市場競爭、公司治理和環(huán)境信息披露質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)系，本文的實證檢驗包括兩個步驟：先檢驗公司治理與環(huán)境信息披露質(zhì)量的關(guān)系，再檢驗產(chǎn)品市場競爭與公司治理在提升環(huán)境信息披露質(zhì)量方面具有怎樣的關(guān)系。

為了檢驗公司治理與環(huán)境信息披露質(zhì)量的關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

EDI＝α＋β×Governance＋γ×ControlVariabes＋ε

其中，EDI企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，數(shù)值取自潤靈環(huán)球責(zé)任評級發(fā)布的企業(yè)社會責(zé)任報告中的內(nèi)容性評價得分（C值），Governance為公司治理變量，包括前文所述產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）、控股股東持股比例（First）、 董 事 會 規(guī) 模 （Board）、 監(jiān) 事 會 規(guī) 模（SpvBoard）、獨立董事比例（Indirector）、董事會活躍度（Meet）、兩職合一（Dual）、董事會持股比例（Bshare）、高管持股比例（Mshare）和高管薪酬（Salary）等多個方面；α為常數(shù)項，ε為殘差項。

ControlVariables為控制變量，本文借鑒伊志宏（2010）、沈洪濤（2010）、肖作平（2011）以及張正勇（2012）的研究，選取了企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營業(yè)績、負債水平、地區(qū)、年度以及審計師所在事務(wù)所規(guī)模等可能影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的因素。

表1列示了本文所使用變量的具體定義及計算方法。

表1 變量定義與計量表

為了實現(xiàn)第二步研究目標(biāo)，即檢驗產(chǎn)品市場競爭與公司治理在提升環(huán)境信息披露質(zhì)量方面具有怎樣的關(guān)系，基于上述模型本文對產(chǎn)品市場不同競爭環(huán)境下公司治理與環(huán)境信息披露質(zhì)量的關(guān)系進行驗證。具體做法是：如果樣本所在行業(yè)的HHI指數(shù)大于中位數(shù)，則將樣本劃分為低競爭組，否則劃分為高競爭組，再分別采取異質(zhì)選擇模型進行回歸，在比較回歸系數(shù)的基礎(chǔ)上得出相應(yīng)結(jié)論。

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010～2011年在上海和深圳證券交易所上市的所有重污染行業(yè)的A股上市公司作為研究樣本。重污染行業(yè)的選取主要依據(jù)《上市公司環(huán)境信息披露指南》，重污染行業(yè)包括火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)，具體按照《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》（環(huán)辦函〔2008〕373號）認(rèn)定。

研究所需要的其他數(shù)據(jù)來自于色諾芬數(shù)據(jù)庫，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來自潤靈環(huán)球責(zé)任評級（Rankins CSR Ratings,RKS） 對 2010、2011年企業(yè)社會責(zé)任報告的評級得分。該公司在這兩年分別對471家和518家A股上市公司社會責(zé)任進行評級打分，本文按以下標(biāo)準(zhǔn)對初始樣本做了剔除：（1）剔除金融類、非重污染行業(yè)類上市公司，（2）剔除ST和PT類公司，（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司樣本，最終形成了一個包含279個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。為避免極端值對模型估計的影響，采用winsorize方法對各個變量1%的最大最小值進行縮尾處理。

四、實證分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計

2010、2011兩年間樣本公司的環(huán)境信息披露評分分布情況如表2所示。從表2看到，樣本公司的環(huán)境信息披露評分2011年比2010年呈下降趨勢，其中31-40分值段樣本所占比例由12%下降到5%，0-10分值段樣本所占比例由2%上升到12.59%。

表2 2010-2011年環(huán)境信息披露評分分布情況

表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3是對所有變量的描述性統(tǒng)計。從表中可以看出，環(huán)境信息披露評分最高為35.90，最低為6.94，說明企業(yè)間環(huán)境信息披露水平相差較大，中位數(shù)小于均值，且均值偏低，說明樣本企業(yè)環(huán)境信息披露水平整體偏低。平均HHI指數(shù)為0.20，分布也比較離散，最高值為0.4，最低值為0.06。在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，樣本中國有企業(yè)所占比例高達68%，第一大股東持股比例平均為40.34%，最高達到76%，反映出在樣本企業(yè)中第一大股東持股比例較高、股權(quán)結(jié)構(gòu)比較集中、“一股獨大”現(xiàn)象明顯。董事會特征方面，樣本企業(yè)中董事會規(guī)模差異也比較大，最大值為11，最小值為3，從平均值和中位數(shù)來看，6到7人董事會是較為普遍的規(guī)模。獨立董事比例的均值為37%和中位數(shù)為35%，樣本企業(yè)在形式上已經(jīng)到達了證監(jiān)會“獨立董事比例要達到1/3”的要求，這也說明很多上市公司設(shè)置獨立董事這個職位的目的，可能僅僅是為了滿足法律法規(guī)的要求。監(jiān)事會平均規(guī)模為4人。約6%的樣本采用了董事長和總經(jīng)理兩職合一的職位設(shè)置模式。此外，約有18%的樣本企業(yè)聘用了國際“四大”會計師事務(wù)所。

（二）公司治理與環(huán)境信息披露

表4是公司治理與環(huán)境信息披露之間關(guān)系的檢驗結(jié)果。經(jīng)豪斯曼檢驗（Hausman Test）,本文采用隨機影響模型為樣本數(shù)據(jù)進行了回歸。

表4 公司治理與環(huán)境信息披露的關(guān)系檢驗

第（1）～（10）列是單獨引入各公司治理變量的回歸結(jié)果，第（11）列同時引入了所有公司治理變量。第（1）列結(jié)果顯示，在控制其他因素的前提下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)回歸系數(shù)為正但不顯著，沒有顯著證據(jù)表明樣本中國有控股上市公司的環(huán)境信息披露水平比非國有控股上市公司高高，這與李朝芳（2012）的研究結(jié)果是一致的。第（2）列考查了第一大股東持股比例，回歸系數(shù)顯著為正（在1%的水平上顯著），與楊熠等（2011）的研究結(jié)論相一致，說明對于重污染行業(yè)第一大股東持股比例上升有助于提高環(huán)境信息披露水平?？紤]到董事會規(guī)模可能存在的非單調(diào)作用（沈洪濤2010；張正勇2012），文中增加了對董事會規(guī)模平方項的檢驗，由第（3）列可知，董事會規(guī)模確實與公司環(huán)境信息披露之間呈現(xiàn)出倒U型的關(guān)系，但不顯著，這與沈洪濤等（2010）、張正勇（2012）的研究結(jié)論是一致的。由第（4）列中，監(jiān)事會規(guī)模與環(huán)境信息披露水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系但不顯著，說明監(jiān)事會對于促進公司環(huán)境信息披露水平具有一定的積極作用。第（5）列中獨立董事比例沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性，說明獨立董事比例與環(huán)境信息披露水平的關(guān)系并不明確。第（6）列董事會活躍度的系數(shù)為正但不顯著，表明董事會會議次數(shù)與企業(yè)環(huán)境信息披露水平的關(guān)系不明顯。第（7）列兩職合一狀況的系數(shù)為正但不顯著，表現(xiàn)出董事長與總經(jīng)理的職位安排與企業(yè)環(huán)境信息披露水平的關(guān)系不明顯，這與舒岳（2010）的研究結(jié)論不一致。第（8）～（10）列中董事會持股比例、高管持股比例與高管薪酬三個變量的回歸系數(shù)均不顯著，與舒岳（2010）的研究結(jié)論基本一致，表明上述三個公司治理變量對公司環(huán)境信息披露水平的影響不明確。第（11）列同時考查了所有的公司治理變量，回歸系數(shù)的符號和顯著性與變量單獨回歸基本一致。

（三）產(chǎn)品市場競爭、公司治理與環(huán)境信息披露質(zhì)量

本文借鑒張正勇（2012）的做法，將樣本劃分為低競爭（HHI指數(shù)大于中位數(shù)）和高競爭（HHI指數(shù)小于中位數(shù)）兩組，并分別進行回歸，結(jié)果如表5所示。為了便于對比，表5同時列出了全樣本的回歸結(jié)果。

表5 產(chǎn)品市場競爭、公司治理與環(huán)境信息披露的關(guān)系檢驗

回歸結(jié)果顯示，在低競爭樣本中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、監(jiān)事會規(guī)模、獨立董事比例和董事活躍度的符號與全樣本回歸一致，但第一大股東持股比例不再顯著，董事會規(guī)模與環(huán)境信息披露水平?jīng)]有呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系。在高競爭樣本中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)系數(shù)仍然為正，第一大股東持股比例仍顯著為正（顯著性水平為10%），董事會規(guī)模與環(huán)境信息披露水平之間仍然呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系。

對比低競爭和高競爭行業(yè)的回歸結(jié)果，參考伊志宏（2010）、張正勇（2012）的研究結(jié)論，并未發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場競爭與公司治理之間形成有互補效應(yīng)或替代效應(yīng)。假設(shè)2被拒絕。

五、研究結(jié)論、啟示和局限

本文選用2010～2011年我國重污染行業(yè)上市公司作為樣本，實證檢驗了產(chǎn)品市場競爭、公司治理與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系，結(jié)果表明：我國重污染行業(yè)環(huán)境信息披露整體水平不高，不同公司間披露水平相差較大；公司治理結(jié)構(gòu)的合理安排在一定程度上能夠?qū)Νh(huán)境信息披露產(chǎn)生促進作用，但是產(chǎn)品市場競爭與不同公司治理機制之間的關(guān)系尚不明確。具體而言，第一大股東持股比例提升、董事會規(guī)模適度有利于提高企業(yè)環(huán)境信息披露水平，獨立董事比例、兩職合一、董事會持股比例、高管持股比例以及高管薪酬沒有表現(xiàn)出顯著的效應(yīng)。在重污染行業(yè)中，產(chǎn)品市場競爭與公司治理相互配合產(chǎn)生作用的關(guān)系并不明確，這與類似研究（伊志宏2010、張正勇2012）結(jié)論不同。表明產(chǎn)品市場競爭以及是否國有控股等均不能很好地解釋我國重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境信息披露的動機。

本文的啟示：為了實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，提高重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境信息披露水平，有必要繼續(xù)完善上市公司治理結(jié)構(gòu)，例如獨立董事制度，除了數(shù)量上要達到三分之一的要求外，更要保證獨立董事真正的獨立性，讓獨立董事起到獨立判斷和監(jiān)督的作用。再比如可以考慮在企業(yè)設(shè)置社會責(zé)任和環(huán)境委員會，專門負責(zé)社會責(zé)任和環(huán)境戰(zhàn)略的制定和監(jiān)管。

本文研究的局限：僅以2010、2011年279個觀測值為樣本，樣本時間較短、樣本量較少；本研究中對于環(huán)境信息披露水平的衡量采用的是潤靈國際的數(shù)據(jù)，本文并未對該數(shù)據(jù)的可靠性進行驗證，因此得出的結(jié)論是否具有推廣性有待進一步驗證。

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