張慧+趙偉

【摘要】文章以我國上市公司為樣本，采用多元回歸模型分析上市公司碳信息自愿性披露內(nèi)部動(dòng)因。結(jié)論表明：上市公司盈利能力、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例和公司規(guī)模與碳信息披露正相關(guān)；發(fā)展能力與碳會(huì)計(jì)信息正相關(guān)，但不顯著。文章對(duì)提高碳信息披露的自愿性和規(guī)范性提出了相關(guān)建議。

【關(guān)鍵詞】低碳經(jīng)濟(jì) 碳信息披露 多元回歸分析

一、碳信息披露動(dòng)因研究文獻(xiàn)回顧

對(duì)公司而言，內(nèi)部動(dòng)因是碳信息自愿性披露的關(guān)鍵動(dòng)因，主要包括公司董事會(huì)的規(guī)模、獨(dú)立董事比例、公司規(guī)模、盈利能力、發(fā)展能力等。Lipton和Lorsch（1992）指出，雖然董事會(huì)的監(jiān)督能力隨著董事成員增加而提高，但并不能抵銷由此帶來的決策遲疑和拖拉等問題的成本，因此建議把董事會(huì)規(guī)模限制在10人以內(nèi)。Forker （1992）、汪煒（2005）等人證實(shí)，獨(dú)立董事比例與公司的自愿性披露呈正相關(guān)。同時(shí)，公司規(guī)模越大的公司更加愿意為塑造良好的社會(huì)形象和信譽(yù)采取有效手段，而編制信息是成本較低的手段。公司的業(yè)績(jī)對(duì)碳信息自愿性披露影響觀點(diǎn)不一，有學(xué)者認(rèn)為，盈利能力與環(huán)境信息披露水平負(fù)相關(guān)（Ingram 和Frazier；Freedman 和Jaggi）；有學(xué)者認(rèn)為盈利能力與環(huán)境信息披露無關(guān)（Cowen ，1987；Hackston 和Milne；朱金鳳和喬引華；鐘偉強(qiáng)和張?zhí)煳鳎?006）。

二、研究假設(shè)和變量定義

（一）研究假設(shè)

假設(shè)1：上市公司盈利能力越強(qiáng)，越傾向于自愿披露碳信息。

假設(shè)2：上市公司發(fā)展能力越強(qiáng)，越傾向于披露碳信息。

假設(shè)3：上市公司規(guī)模越大，公司更傾向于披露碳會(huì)計(jì)信息。

假設(shè)4：上市公司董事會(huì)規(guī)模越大，越傾向于少披露碳會(huì)計(jì)信息。

假設(shè)5：上市公司獨(dú)立董事比例越大，越傾向于披露碳會(huì)計(jì)信息。

（二）研究變量選擇和定義

1.被解釋變量。由于上市公司對(duì)碳信息披露和碳會(huì)計(jì)信息披露情況不盡相同，筆者參考環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的研究方法，將各上市公司披露的信息歸入碳信息和碳會(huì)計(jì)信息的不同類別，不考慮上市公司披露信息的主觀因素，相同項(xiàng)目相同權(quán)重的賦值方法，各項(xiàng)目的分值均為1，即披露了取1，沒有披露取0，最終加總得到該指數(shù)。評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)分為可量化信息7條和不可量化信息9條。其中，可量化信息包括公司因發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的表彰與獎(jiǎng)勵(lì)、已取得節(jié)能減排成果、參加低碳發(fā)展情況、參與碳排放權(quán)交易、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的技術(shù)投入和研究成果、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的投入與支出、碳信息自愿性披露對(duì)企業(yè)的影響；不可量化信息包括公司受到的相關(guān)政策與法律制約、履行規(guī)定的聲明和回應(yīng)、節(jié)能減排的說明、承諾、目標(biāo)和指標(biāo)、開展低碳經(jīng)濟(jì)短期和長(zhǎng)期戰(zhàn)略、生產(chǎn)經(jīng)營達(dá)到國家低碳標(biāo)準(zhǔn)的說明、面臨的環(huán)境惡化風(fēng)險(xiǎn)、節(jié)能減排目標(biāo)完成情況評(píng)述。

2.解釋變量。

（1）公司盈利能力。本文用期末凈資產(chǎn)收益率（ROE）來描述公司的盈利能力。凈資產(chǎn)收益率是公司稅后利潤與凈資產(chǎn)的百分比，反映股東權(quán)益水平和公司自有資本運(yùn)營效率。該指標(biāo)越高，說明投資者獲得收益越高。

（2）公司發(fā)展能力。本文用股東每股收益（EPS）來衡量公司發(fā)展能力。每股收益是綜合反映上市公司獲利能力的指標(biāo)，有助于預(yù)測(cè)公司未來的股利政策和股價(jià)走勢(shì)，對(duì)公司未來發(fā)展有指示作用。

（3）董事會(huì)規(guī)模（Bs）。本文用董事會(huì)中董事人數(shù)來表示董事會(huì)規(guī)模。

（4）獨(dú)立董事比例（Id）。本文用獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)中董事人數(shù)的比例來衡量。

（5）公司規(guī)模（Size）。通常上市公司規(guī)模大小用期末總資產(chǎn)金額、銷售額或者股票市值來衡量。比較三種衡量方式，股票市值受外部市場(chǎng)影響較大，波動(dòng)性較大；總資產(chǎn)和銷售收入屬于內(nèi)部變量，變化較為穩(wěn)定，本文用期末主營業(yè)務(wù)收入的對(duì)數(shù)衡量公司規(guī)模。

3.控制變量。本文用年份（Year）作為控制變量，研究它們對(duì)碳信息自愿性披露的影響。

三、樣本選擇、數(shù)據(jù)來源與構(gòu)建模型

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2013年財(cái)富網(wǎng)公布的我國500強(qiáng)企業(yè)中在滬深證券交易所上市的所有公司為研究起點(diǎn)，剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)的企業(yè)17家，退市或者停市和在中國香港、開曼群島等地上市的上市公司30家，最終取出134家樣本公司，以2008—2011年作為研究年度，共536個(gè)樣本觀測(cè)值。年度報(bào)告數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，社會(huì)責(zé)任報(bào)告信息來源于中國證監(jiān)會(huì)指定披露網(wǎng)站——巨潮資訊網(wǎng)和各企業(yè)官網(wǎng)社會(huì)責(zé)任欄目中列示的社會(huì)責(zé)任報(bào)告。

（二）構(gòu)建模型

本文采用多元回歸模型對(duì)我國上市公司碳信息自愿性披露的內(nèi)部動(dòng)因進(jìn)行檢驗(yàn)。被解釋變量和解釋變量之間是非線性關(guān)系。本文構(gòu)建的模型為：

其中，Y為公司碳信息自愿披露指數(shù)，α0表示常數(shù)項(xiàng)，αi表示各解釋變量的帶估計(jì)系數(shù)（i =1，2，？，10），t表示年份（t =2008，2009，2010，2011），ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）描述性分析

1.分行業(yè)的碳信息自愿性披露水平描述性統(tǒng)計(jì)分析。通過分析不同行業(yè)上市公司碳信息自愿性披露水平可知，各行業(yè)披露水平最小值均為0，最大值在8～15間波動(dòng)，且主要數(shù)據(jù)聚集在12左右，這說明同一行業(yè)內(nèi)部碳信息自愿性披露水平波動(dòng)很大，不同行業(yè)之間比較碳信息自愿性披露水平存在較大差異。從均值的表現(xiàn)可以看出，建筑業(yè)（4.212 96）、電力、煤氣及其水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（5.859 38）、制造業(yè)（4.212 96）、批發(fā)零售和貿(mào)易業(yè)（4.321 43）、廣播文化業(yè)（4.25）等行業(yè)的碳信息披露程度較高，高于全行業(yè)樣本（3.893 66）的平均和水平；采掘業(yè)（3.733 33）、交通運(yùn)輸業(yè)、倉儲(chǔ)業(yè)（3.653 85）和信息技術(shù)業(yè)（3.642 86）等行業(yè)的碳信息披露水平與全行業(yè)樣本的平均水平基本持平；農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)（2.6）、房地產(chǎn)業(yè)（2.428 57）、社會(huì)服務(wù)業(yè)（2.982 14）和綜合類等行業(yè)（1.035 71）的碳信息披露程度較低，低于全行業(yè)樣本平均水平。其中，大部分工業(yè)企業(yè)、信息技術(shù)和文化產(chǎn)業(yè)企業(yè)碳信息披露水平高于農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)企業(yè)。從標(biāo)準(zhǔn)差可以看出，各行業(yè)內(nèi)企業(yè)碳信息披露水平離散程度較高，且不同行業(yè)間標(biāo)準(zhǔn)差水平基本相同，說明各企業(yè)因?yàn)樽陨砟承┮蛩貒?yán)重影響了碳信息自愿性披露的水平。endprint

2.年度的碳信息自愿性披露水平描述性統(tǒng)計(jì)分析。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，全行業(yè)碳信息自愿性披露水平最大值從2008年的13增長(zhǎng)到2011年的15，總體呈上升趨勢(shì)，2011年有小幅下降。均值從2008年的2.597 01增長(zhǎng)到2011年的5.238 81，總體趨勢(shì)逐年上升，且標(biāo)準(zhǔn)差趨于穩(wěn)定（在4左右小幅波動(dòng)）。這說明我國上市公司碳信息自愿性披露水平不斷提高，企業(yè)碳信息披露意識(shí)不斷增強(qiáng)，且不同企業(yè)之間的差異性不斷縮小。

3.全部公司各變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)所有樣本上市公司的碳信息自愿性披露指數(shù)（CDI）分析獲知，最高的是15，相當(dāng)于披露了15條碳信息項(xiàng)目；最小值為0，相當(dāng)于沒有披露任何與環(huán)境相關(guān)的碳信息項(xiàng)目；平均值為3.89，相當(dāng)于披露了3.89條碳信息項(xiàng)目，表明我國上市公司碳信息自愿性披露水平總體較低，披露的與環(huán)境有關(guān)的碳信息項(xiàng)目偏少；最大值和最小值之間差距很多，說明我國上市公司間碳信息自愿性披露水平存在較大差異。同時(shí)，凈資產(chǎn)收益率最小值為-0.689 76，最大值為0.494 74，均值為0.115 84，標(biāo)準(zhǔn)差為0.105 69，全局為1.184 5，說明我國500強(qiáng)上市公司中抽取樣本的企業(yè)盈利能力還是比較強(qiáng)的。每股收益增長(zhǎng)率最小值為-216.25，最大值為64.544 22，均值為-0.394 74，標(biāo)準(zhǔn)差為12.249 58，全局為280.794 2，說明樣本上市公司的發(fā)展能力參差不齊，存在較大差異，不同公司之間發(fā)展能力差異巨大。營業(yè)收入的對(duì)數(shù)最小值為0.341 28，最大值為4.398 93，均值為2.087 67，標(biāo)準(zhǔn)差為0.621 29，全局為4.056 75，說明上市公司在營業(yè)收入上存在一定差異。董事會(huì)人數(shù)最小值為5，最大值為18，均值為9.84，標(biāo)準(zhǔn)差為0.062 59，全局為13，說明上市公司比較合理的董事會(huì)規(guī)模為9～10人，且普遍公司采用9～10人的董事會(huì)規(guī)模。董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)比例均值為0.369 18，中位數(shù)為0.333 33，說明大多獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)中董事人數(shù)的1/3以上，我國上市公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)越來越合理，且重視獨(dú)立董事的設(shè)置，公司管理更加科學(xué)合理。

（二）相關(guān)性分析

本文利用Person相關(guān)系數(shù)對(duì)各解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性進(jìn)行分析。從分析結(jié)果來看：上市公司的凈資產(chǎn)收益率、董事會(huì)規(guī)模、營業(yè)收入的對(duì)數(shù)與碳信息自愿性披露指數(shù)呈正相關(guān)，且1%的水平上顯著相關(guān)，說明上市公司的盈利能力（凈資產(chǎn)收益率）、董事會(huì)規(guī)模和公司規(guī)模（營業(yè)收入的對(duì)數(shù)）越高，其碳信息自愿性披露水平越高。上市公司的每股收益增長(zhǎng)率與碳信息自愿性披露指數(shù)不相關(guān)，說明可能存在上市公司的發(fā)展能力（每股收益增長(zhǎng)率）與碳信息自愿性披露水平無關(guān)。上市公司的獨(dú)立董事比例與碳信息自愿性披露指數(shù)呈正相關(guān)，且在5%的水平上顯著相關(guān)，說明上市公司獨(dú)立董事所占比例越大，該公司的碳信息自愿性披露水平越高。為檢驗(yàn)共線性問題進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，解釋變量的容忍度均大于0.8，且方差膨脹因子均小于2 ，不存在多重共線性，應(yīng)該進(jìn)行多元線性回歸分析。

（三）多元線性回歸分析

本文采用Spss16.0專業(yè)分析軟件進(jìn)行多元線性回歸分析。首先，對(duì)多元回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)顯示回歸方程的相關(guān)系數(shù)R為0.535α、R方為0.286、修正的R方為0.28、標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差為3.486，說明本文研究的解釋變量對(duì)于被解釋變量有一定的影響，但是由于模型的相關(guān)性不強(qiáng)，說明還存在其他被解釋變量對(duì)碳信息自愿性披露水平有影響，而本文沒有考慮到這些變量，需要以后更加深入的研究。然后，對(duì)方程殘差統(tǒng)計(jì)量分析和方差分析結(jié)果顯示，擬合度指標(biāo)介于8～9，殘差的均值為0，說明方程整體的效果明顯；Sig值為0.000，說明該回歸模型的顯著性較高。最后，對(duì)模型中各解釋變量對(duì)被解釋變量的相關(guān)性及其相關(guān)程度的回歸統(tǒng)計(jì)分析，通過顯著性檢驗(yàn)?zāi)軌蜻M(jìn)入回歸模型的解釋變量分別是：盈利能力（ROE）、發(fā)展能力（EPS）、董事會(huì)規(guī)模（Bs）、獨(dú)立董事比例（Id）、公司規(guī)模（Size）。且各變量的符號(hào)均為正，其中發(fā)展能力系數(shù)也為正，但由于未通過顯著性檢驗(yàn)，說明公司發(fā)展能力與碳信息自愿性披露顯著性不強(qiáng)，我們得到模型的具體數(shù)值為：

綜上所述，上市公司盈利能力、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、上市公司規(guī)模與其碳信息自愿性披露水平呈正相關(guān)關(guān)系，上市公司發(fā)展能力與其碳信息自愿性披露指數(shù)不呈顯著性相關(guān)關(guān)系，具有較弱的正相關(guān)關(guān)系。本文的5個(gè)假設(shè)中，“假設(shè)4：上市公司董事會(huì)規(guī)模越大，越傾向于少披露碳會(huì)計(jì)信息”未能得到證實(shí)，但根據(jù)推論可以得出使得假設(shè)成立的條件。

五、政策建議

本文從公司內(nèi)部因素出發(fā)，研究公司碳信息自愿性披露驅(qū)動(dòng)因素，針對(duì)研究結(jié)果提出以下建議，以提高公司碳信息自愿性披露：

第一，國家立法和會(huì)計(jì)行業(yè)規(guī)章規(guī)范公司碳信息披露。由于上市公司的盈利能力與公司碳信息自愿性披露呈負(fù)相關(guān)，即隨著公司經(jīng)營能力的提高，公司的道德行為不會(huì)必然的提高，可能有下降的趨勢(shì)，可以通過將碳信息納入稅法征管和會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告范疇，強(qiáng)制規(guī)定企業(yè)披露碳信息，否則給予懲罰措施。第二，董事會(huì)規(guī)模應(yīng)控制在適當(dāng)?shù)姆秶畠?nèi)。雖然研究結(jié)果表明公司董事會(huì)規(guī)模與公司碳信息自愿性披露相關(guān)性不顯著，但是還存在較弱的負(fù)相關(guān)性，說明董事會(huì)規(guī)模過大不利于公司碳信息自愿性披露。第三，建立完善碳排放權(quán)交易市場(chǎng)和碳信息披露平臺(tái)。由于上市公司的發(fā)展能力和公司規(guī)模與公司碳信息自愿性披露呈顯著的正相關(guān)，即隨著公司發(fā)展規(guī)模不斷擴(kuò)大，越傾向于披露碳信息。因此建立和完善碳信息交易市場(chǎng)，在市場(chǎng)上監(jiān)督和規(guī)范上市公司碳信息排放和交易行為是必要的。endprint

2.年度的碳信息自愿性披露水平描述性統(tǒng)計(jì)分析。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，全行業(yè)碳信息自愿性披露水平最大值從2008年的13增長(zhǎng)到2011年的15，總體呈上升趨勢(shì)，2011年有小幅下降。均值從2008年的2.597 01增長(zhǎng)到2011年的5.238 81，總體趨勢(shì)逐年上升，且標(biāo)準(zhǔn)差趨于穩(wěn)定（在4左右小幅波動(dòng)）。這說明我國上市公司碳信息自愿性披露水平不斷提高，企業(yè)碳信息披露意識(shí)不斷增強(qiáng)，且不同企業(yè)之間的差異性不斷縮小。

3.全部公司各變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)所有樣本上市公司的碳信息自愿性披露指數(shù)（CDI）分析獲知，最高的是15，相當(dāng)于披露了15條碳信息項(xiàng)目；最小值為0，相當(dāng)于沒有披露任何與環(huán)境相關(guān)的碳信息項(xiàng)目；平均值為3.89，相當(dāng)于披露了3.89條碳信息項(xiàng)目，表明我國上市公司碳信息自愿性披露水平總體較低，披露的與環(huán)境有關(guān)的碳信息項(xiàng)目偏少；最大值和最小值之間差距很多，說明我國上市公司間碳信息自愿性披露水平存在較大差異。同時(shí)，凈資產(chǎn)收益率最小值為-0.689 76，最大值為0.494 74，均值為0.115 84，標(biāo)準(zhǔn)差為0.105 69，全局為1.184 5，說明我國500強(qiáng)上市公司中抽取樣本的企業(yè)盈利能力還是比較強(qiáng)的。每股收益增長(zhǎng)率最小值為-216.25，最大值為64.544 22，均值為-0.394 74，標(biāo)準(zhǔn)差為12.249 58，全局為280.794 2，說明樣本上市公司的發(fā)展能力參差不齊，存在較大差異，不同公司之間發(fā)展能力差異巨大。營業(yè)收入的對(duì)數(shù)最小值為0.341 28，最大值為4.398 93，均值為2.087 67，標(biāo)準(zhǔn)差為0.621 29，全局為4.056 75，說明上市公司在營業(yè)收入上存在一定差異。董事會(huì)人數(shù)最小值為5，最大值為18，均值為9.84，標(biāo)準(zhǔn)差為0.062 59，全局為13，說明上市公司比較合理的董事會(huì)規(guī)模為9～10人，且普遍公司采用9～10人的董事會(huì)規(guī)模。董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)比例均值為0.369 18，中位數(shù)為0.333 33，說明大多獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)中董事人數(shù)的1/3以上，我國上市公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)越來越合理，且重視獨(dú)立董事的設(shè)置，公司管理更加科學(xué)合理。

（二）相關(guān)性分析

本文利用Person相關(guān)系數(shù)對(duì)各解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性進(jìn)行分析。從分析結(jié)果來看：上市公司的凈資產(chǎn)收益率、董事會(huì)規(guī)模、營業(yè)收入的對(duì)數(shù)與碳信息自愿性披露指數(shù)呈正相關(guān)，且1%的水平上顯著相關(guān)，說明上市公司的盈利能力（凈資產(chǎn)收益率）、董事會(huì)規(guī)模和公司規(guī)模（營業(yè)收入的對(duì)數(shù)）越高，其碳信息自愿性披露水平越高。上市公司的每股收益增長(zhǎng)率與碳信息自愿性披露指數(shù)不相關(guān)，說明可能存在上市公司的發(fā)展能力（每股收益增長(zhǎng)率）與碳信息自愿性披露水平無關(guān)。上市公司的獨(dú)立董事比例與碳信息自愿性披露指數(shù)呈正相關(guān)，且在5%的水平上顯著相關(guān)，說明上市公司獨(dú)立董事所占比例越大，該公司的碳信息自愿性披露水平越高。為檢驗(yàn)共線性問題進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，解釋變量的容忍度均大于0.8，且方差膨脹因子均小于2 ，不存在多重共線性，應(yīng)該進(jìn)行多元線性回歸分析。

（三）多元線性回歸分析

本文采用Spss16.0專業(yè)分析軟件進(jìn)行多元線性回歸分析。首先，對(duì)多元回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)顯示回歸方程的相關(guān)系數(shù)R為0.535α、R方為0.286、修正的R方為0.28、標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差為3.486，說明本文研究的解釋變量對(duì)于被解釋變量有一定的影響，但是由于模型的相關(guān)性不強(qiáng)，說明還存在其他被解釋變量對(duì)碳信息自愿性披露水平有影響，而本文沒有考慮到這些變量，需要以后更加深入的研究。然后，對(duì)方程殘差統(tǒng)計(jì)量分析和方差分析結(jié)果顯示，擬合度指標(biāo)介于8～9，殘差的均值為0，說明方程整體的效果明顯；Sig值為0.000，說明該回歸模型的顯著性較高。最后，對(duì)模型中各解釋變量對(duì)被解釋變量的相關(guān)性及其相關(guān)程度的回歸統(tǒng)計(jì)分析，通過顯著性檢驗(yàn)?zāi)軌蜻M(jìn)入回歸模型的解釋變量分別是：盈利能力（ROE）、發(fā)展能力（EPS）、董事會(huì)規(guī)模（Bs）、獨(dú)立董事比例（Id）、公司規(guī)模（Size）。且各變量的符號(hào)均為正，其中發(fā)展能力系數(shù)也為正，但由于未通過顯著性檢驗(yàn)，說明公司發(fā)展能力與碳信息自愿性披露顯著性不強(qiáng)，我們得到模型的具體數(shù)值為：

綜上所述，上市公司盈利能力、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、上市公司規(guī)模與其碳信息自愿性披露水平呈正相關(guān)關(guān)系，上市公司發(fā)展能力與其碳信息自愿性披露指數(shù)不呈顯著性相關(guān)關(guān)系，具有較弱的正相關(guān)關(guān)系。本文的5個(gè)假設(shè)中，“假設(shè)4：上市公司董事會(huì)規(guī)模越大，越傾向于少披露碳會(huì)計(jì)信息”未能得到證實(shí)，但根據(jù)推論可以得出使得假設(shè)成立的條件。

五、政策建議

本文從公司內(nèi)部因素出發(fā)，研究公司碳信息自愿性披露驅(qū)動(dòng)因素，針對(duì)研究結(jié)果提出以下建議，以提高公司碳信息自愿性披露：

第一，國家立法和會(huì)計(jì)行業(yè)規(guī)章規(guī)范公司碳信息披露。由于上市公司的盈利能力與公司碳信息自愿性披露呈負(fù)相關(guān)，即隨著公司經(jīng)營能力的提高，公司的道德行為不會(huì)必然的提高，可能有下降的趨勢(shì)，可以通過將碳信息納入稅法征管和會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告范疇，強(qiáng)制規(guī)定企業(yè)披露碳信息，否則給予懲罰措施。第二，董事會(huì)規(guī)模應(yīng)控制在適當(dāng)?shù)姆秶畠?nèi)。雖然研究結(jié)果表明公司董事會(huì)規(guī)模與公司碳信息自愿性披露相關(guān)性不顯著，但是還存在較弱的負(fù)相關(guān)性，說明董事會(huì)規(guī)模過大不利于公司碳信息自愿性披露。第三，建立完善碳排放權(quán)交易市場(chǎng)和碳信息披露平臺(tái)。由于上市公司的發(fā)展能力和公司規(guī)模與公司碳信息自愿性披露呈顯著的正相關(guān)，即隨著公司發(fā)展規(guī)模不斷擴(kuò)大，越傾向于披露碳信息。因此建立和完善碳信息交易市場(chǎng)，在市場(chǎng)上監(jiān)督和規(guī)范上市公司碳信息排放和交易行為是必要的。endprint

2.年度的碳信息自愿性披露水平描述性統(tǒng)計(jì)分析。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，全行業(yè)碳信息自愿性披露水平最大值從2008年的13增長(zhǎng)到2011年的15，總體呈上升趨勢(shì)，2011年有小幅下降。均值從2008年的2.597 01增長(zhǎng)到2011年的5.238 81，總體趨勢(shì)逐年上升，且標(biāo)準(zhǔn)差趨于穩(wěn)定（在4左右小幅波動(dòng)）。這說明我國上市公司碳信息自愿性披露水平不斷提高，企業(yè)碳信息披露意識(shí)不斷增強(qiáng)，且不同企業(yè)之間的差異性不斷縮小。

3.全部公司各變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)所有樣本上市公司的碳信息自愿性披露指數(shù)（CDI）分析獲知，最高的是15，相當(dāng)于披露了15條碳信息項(xiàng)目；最小值為0，相當(dāng)于沒有披露任何與環(huán)境相關(guān)的碳信息項(xiàng)目；平均值為3.89，相當(dāng)于披露了3.89條碳信息項(xiàng)目，表明我國上市公司碳信息自愿性披露水平總體較低，披露的與環(huán)境有關(guān)的碳信息項(xiàng)目偏少；最大值和最小值之間差距很多，說明我國上市公司間碳信息自愿性披露水平存在較大差異。同時(shí)，凈資產(chǎn)收益率最小值為-0.689 76，最大值為0.494 74，均值為0.115 84，標(biāo)準(zhǔn)差為0.105 69，全局為1.184 5，說明我國500強(qiáng)上市公司中抽取樣本的企業(yè)盈利能力還是比較強(qiáng)的。每股收益增長(zhǎng)率最小值為-216.25，最大值為64.544 22，均值為-0.394 74，標(biāo)準(zhǔn)差為12.249 58，全局為280.794 2，說明樣本上市公司的發(fā)展能力參差不齊，存在較大差異，不同公司之間發(fā)展能力差異巨大。營業(yè)收入的對(duì)數(shù)最小值為0.341 28，最大值為4.398 93，均值為2.087 67，標(biāo)準(zhǔn)差為0.621 29，全局為4.056 75，說明上市公司在營業(yè)收入上存在一定差異。董事會(huì)人數(shù)最小值為5，最大值為18，均值為9.84，標(biāo)準(zhǔn)差為0.062 59，全局為13，說明上市公司比較合理的董事會(huì)規(guī)模為9～10人，且普遍公司采用9～10人的董事會(huì)規(guī)模。董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)比例均值為0.369 18，中位數(shù)為0.333 33，說明大多獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)中董事人數(shù)的1/3以上，我國上市公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)越來越合理，且重視獨(dú)立董事的設(shè)置，公司管理更加科學(xué)合理。

（二）相關(guān)性分析

本文利用Person相關(guān)系數(shù)對(duì)各解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性進(jìn)行分析。從分析結(jié)果來看：上市公司的凈資產(chǎn)收益率、董事會(huì)規(guī)模、營業(yè)收入的對(duì)數(shù)與碳信息自愿性披露指數(shù)呈正相關(guān)，且1%的水平上顯著相關(guān)，說明上市公司的盈利能力（凈資產(chǎn)收益率）、董事會(huì)規(guī)模和公司規(guī)模（營業(yè)收入的對(duì)數(shù)）越高，其碳信息自愿性披露水平越高。上市公司的每股收益增長(zhǎng)率與碳信息自愿性披露指數(shù)不相關(guān)，說明可能存在上市公司的發(fā)展能力（每股收益增長(zhǎng)率）與碳信息自愿性披露水平無關(guān)。上市公司的獨(dú)立董事比例與碳信息自愿性披露指數(shù)呈正相關(guān)，且在5%的水平上顯著相關(guān)，說明上市公司獨(dú)立董事所占比例越大，該公司的碳信息自愿性披露水平越高。為檢驗(yàn)共線性問題進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，解釋變量的容忍度均大于0.8，且方差膨脹因子均小于2 ，不存在多重共線性，應(yīng)該進(jìn)行多元線性回歸分析。

（三）多元線性回歸分析

本文采用Spss16.0專業(yè)分析軟件進(jìn)行多元線性回歸分析。首先，對(duì)多元回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)顯示回歸方程的相關(guān)系數(shù)R為0.535α、R方為0.286、修正的R方為0.28、標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差為3.486，說明本文研究的解釋變量對(duì)于被解釋變量有一定的影響，但是由于模型的相關(guān)性不強(qiáng)，說明還存在其他被解釋變量對(duì)碳信息自愿性披露水平有影響，而本文沒有考慮到這些變量，需要以后更加深入的研究。然后，對(duì)方程殘差統(tǒng)計(jì)量分析和方差分析結(jié)果顯示，擬合度指標(biāo)介于8～9，殘差的均值為0，說明方程整體的效果明顯；Sig值為0.000，說明該回歸模型的顯著性較高。最后，對(duì)模型中各解釋變量對(duì)被解釋變量的相關(guān)性及其相關(guān)程度的回歸統(tǒng)計(jì)分析，通過顯著性檢驗(yàn)?zāi)軌蜻M(jìn)入回歸模型的解釋變量分別是：盈利能力（ROE）、發(fā)展能力（EPS）、董事會(huì)規(guī)模（Bs）、獨(dú)立董事比例（Id）、公司規(guī)模（Size）。且各變量的符號(hào)均為正，其中發(fā)展能力系數(shù)也為正，但由于未通過顯著性檢驗(yàn)，說明公司發(fā)展能力與碳信息自愿性披露顯著性不強(qiáng)，我們得到模型的具體數(shù)值為：

綜上所述，上市公司盈利能力、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、上市公司規(guī)模與其碳信息自愿性披露水平呈正相關(guān)關(guān)系，上市公司發(fā)展能力與其碳信息自愿性披露指數(shù)不呈顯著性相關(guān)關(guān)系，具有較弱的正相關(guān)關(guān)系。本文的5個(gè)假設(shè)中，“假設(shè)4：上市公司董事會(huì)規(guī)模越大，越傾向于少披露碳會(huì)計(jì)信息”未能得到證實(shí)，但根據(jù)推論可以得出使得假設(shè)成立的條件。

五、政策建議

本文從公司內(nèi)部因素出發(fā)，研究公司碳信息自愿性披露驅(qū)動(dòng)因素，針對(duì)研究結(jié)果提出以下建議，以提高公司碳信息自愿性披露：

第一，國家立法和會(huì)計(jì)行業(yè)規(guī)章規(guī)范公司碳信息披露。由于上市公司的盈利能力與公司碳信息自愿性披露呈負(fù)相關(guān)，即隨著公司經(jīng)營能力的提高，公司的道德行為不會(huì)必然的提高，可能有下降的趨勢(shì)，可以通過將碳信息納入稅法征管和會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告范疇，強(qiáng)制規(guī)定企業(yè)披露碳信息，否則給予懲罰措施。第二，董事會(huì)規(guī)模應(yīng)控制在適當(dāng)?shù)姆秶畠?nèi)。雖然研究結(jié)果表明公司董事會(huì)規(guī)模與公司碳信息自愿性披露相關(guān)性不顯著，但是還存在較弱的負(fù)相關(guān)性，說明董事會(huì)規(guī)模過大不利于公司碳信息自愿性披露。第三，建立完善碳排放權(quán)交易市場(chǎng)和碳信息披露平臺(tái)。由于上市公司的發(fā)展能力和公司規(guī)模與公司碳信息自愿性披露呈顯著的正相關(guān)，即隨著公司發(fā)展規(guī)模不斷擴(kuò)大，越傾向于披露碳信息。因此建立和完善碳信息交易市場(chǎng)，在市場(chǎng)上監(jiān)督和規(guī)范上市公司碳信息排放和交易行為是必要的。endprint