趙 萱,張列柯,鄭開放

(西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,重慶市400715)

企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效及其影響因素實證研究

趙 萱,張列柯,鄭開放

(西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,重慶市400715)

采用2006－2013年重污染行業(yè)4 712家上市公司的大樣本數(shù)據(jù),建立企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效評價體系,統(tǒng)計分析了我國環(huán)境信息披露制度績效現(xiàn)狀;然后通過實證檢驗認(rèn)為:企業(yè)環(huán)境信息披露制度不存在明顯的時間滯后效應(yīng);最后從公司特征、外部制度環(huán)境和公司治理三個方面,對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效及其影響因素進(jìn)行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn),公司規(guī)模、盈利能力、環(huán)境責(zé)任信息披露制度、市場化進(jìn)程、國有股權(quán)性質(zhì)、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、高管學(xué)歷、高管年齡超過平均年齡的比重與環(huán)境信息披露制度績效顯著正相關(guān),而董事長和總經(jīng)理兩職分離對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效沒有顯著影響。公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的作用會受到外部市場環(huán)境的影響,經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),公司治理因素對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效的促進(jìn)作用更強。

環(huán)境信息披露;制度績效;影響因素;企業(yè);公司

一、引 言

改革開放三十多年快速發(fā)展的中國社會經(jīng)濟,其可持續(xù)發(fā)展正面臨高能耗、高污染的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。在我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式、大力發(fā)展低碳經(jīng)濟的大趨勢下,企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息越來越受到投資者、政府和社會公眾的關(guān)注。近年來,隨著社會環(huán)保意識逐漸增強,披露環(huán)境責(zé)任信息的企業(yè)越來越多,以重污染行業(yè)為例,據(jù)統(tǒng)計資料顯示,2006—2013年,我國披露了環(huán)境責(zé)任信息的上市公司由237家逐年遞增至810家,上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露率也由38．98%逐年提升至81．98%。為規(guī)范和引導(dǎo)企業(yè)環(huán)境信息披露,全國人大常務(wù)委員會、國務(wù)院、環(huán)境保護(hù)部、國資委、證監(jiān)會等政府部門相繼制定了若干法規(guī)。其中,2008年上交所發(fā)布的《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露指引》(監(jiān)管[2008]18號)和國家環(huán)保部發(fā)布的《關(guān)于加強上市公司環(huán)保監(jiān)管工作的指導(dǎo)意見》(環(huán)發(fā)[2008]24號),是指導(dǎo)和規(guī)范我國企業(yè)進(jìn)行環(huán)境責(zé)任信息披露的正式法律規(guī)制,這兩份文件開啟了我國企業(yè)環(huán)境信息披露制度的正式建立。至今,企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度實施七年有余,2008年建立的企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度是否存在時滯效應(yīng)?制度實施后,企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效是否有顯著改善?哪些因素對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效有顯著影響?

本文以重污染行業(yè)上市公司為研究對象,試圖對上述問題進(jìn)行探索研究。本文通過建立企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度評價體系,首先對我國企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效現(xiàn)狀進(jìn)行了統(tǒng)計分析,然

后實證分析了2008年正式建立的企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度是否存在時滯效應(yīng);最后采用2006－2013年的大樣本數(shù)據(jù),從公司特征、公司治理和外部市場環(huán)境三個方面對我國企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效影響因素進(jìn)行實證分析,并檢驗公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響是否受到外部環(huán)境的制約。以期為企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效的研究做出一點有益的補充,為提升企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效建言獻(xiàn)策。

二、文獻(xiàn)回顧

目前,國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效影響因素進(jìn)行了大量實證研究,但由于選取樣本時間跨度和行業(yè)性質(zhì)等的不一致及采用的計量方法的不同,得出的具體結(jié)論也不盡相同,歸納來講,影響企業(yè)環(huán)境信息披露的因素基本上可分為公司特征、公司治理和公司外部環(huán)境三方面。

在公司特征因素方面,Dierkes和Coppock[1]、L．L．Eng和Y．T．Mak[2]、Gao和Heravi等[3]通過實證研究發(fā)現(xiàn),公司規(guī)模越大,公司環(huán)境信息披露水平也就越高,公司規(guī)模對環(huán)境信息披露水平有顯著的正向作用。Spicer[4]以造紙行業(yè)作為研究對象,采用非參數(shù)檢驗法檢驗了不同環(huán)境信息披露質(zhì)量下企業(yè)的財務(wù)績效,發(fā)現(xiàn):環(huán)境信息披露質(zhì)量較高的上市公司,其盈利能力越強,公司盈利能力與公司環(huán)境信息披露質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Karim和Lacina等[5]采用美國上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù),實證檢驗了公司特征因素對公司環(huán)境信息披露的影響,研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):影響公司環(huán)境信息披露的公司特征因素中,公司盈利能力和公司規(guī)模因素是顯著的,而公司績效因素對公司環(huán)境信息披露的影響表現(xiàn)出很大的不確定性。國內(nèi)學(xué)者湯亞莉和陳自力等[6]以滬深兩市2001和2002年披露了環(huán)境信息的60家上市公司為研究樣本,采用分組均值檢驗和多元回歸分析方法,對環(huán)境信息披露水平的影響因素進(jìn)行了實證檢驗,實證結(jié)果認(rèn)為,公司規(guī)模和公司績效均對環(huán)境信息披露水平有顯著的正向影響。張俊瑞和郭慧婷[7]、唐久芳和李鵬飛[8]等通過實證研究也認(rèn)為:資產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)和盈利能力較好的企業(yè)更傾向于自愿披露環(huán)境信息。而何麗梅和侯濤[9]基于112家重污染上市公司2008年社會責(zé)任報告的實證分析認(rèn)為:在可能影響環(huán)境績效信息披露水平的公司特征因素中,僅有公司規(guī)模因素通過了顯著性檢驗,其余因素如資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力和實際控制人性質(zhì)等變量并沒有通過顯著性檢驗,對環(huán)境信息披露水平?jīng)]有產(chǎn)生顯著性影響。崔也光和馬仙[10]通過對2012年100家社會責(zé)任指數(shù)成分股進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn):公司規(guī)模、盈利能力、償債能力與碳排放信息披露水平不存在顯著相關(guān)關(guān)系,但公司成長性與碳排放信息披露水平負(fù)相關(guān),且通過了顯著性檢驗。

在公司治理因素方面,Forker[11]采用加拿大80家大型上市公司自愿性信息披露的數(shù)據(jù),實證檢驗了公司治理因素對企業(yè)自愿性信息披露的影響,發(fā)現(xiàn):獨立董事所占比例越大的上市公司,獨立董事越能充分發(fā)揮其監(jiān)督公司管理層的能力,公司管理層越有壓力和動力進(jìn)行自愿性信息披露; CEO兩職合一的公司自愿性信息披露水平要低于兩職分離的公司。而企業(yè)披露環(huán)境信息正是企業(yè)自愿性信息披露的重要組成部分。但Simon,Kar Shun Wong等[12]的實證研究結(jié)論與Forder (1992)并不一致,認(rèn)為:公司的獨立董事比例對公司環(huán)境信息披露水平的影響并不顯著。國內(nèi)學(xué)者李晚金等[13]采用滬市201家上市公司2004－2006年的數(shù)據(jù),對環(huán)境信息披露影響因素進(jìn)行實證研究時發(fā)現(xiàn):上市公司獨立董事比例、董事長和總經(jīng)理是否二職合一等公司治理因素并沒有通過顯著性檢驗,對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響不顯著。而李強和朱楊慧[14]采用煤炭行業(yè)22家上市公司2008－2012年的相關(guān)數(shù)據(jù),實證檢驗了公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響,研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):監(jiān)事會規(guī)模、董事會規(guī)模和獨立董事比例等公司治理變量分別在不同水平上通過了顯著性檢驗,認(rèn)為“有效的公司治理能明顯改善環(huán)境信息披露質(zhì)量”。

在外部環(huán)境方面,王建明[15]、畢茜和彭玨[16]、肖華和李建發(fā)[17]等從環(huán)境規(guī)制角度實證分析了制度壓力對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響,認(rèn)為:制度壓力對上市公司環(huán)境信息披露有顯著影響,環(huán)境規(guī)制有利于提高企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。李強和朱楊慧[14]以我國煤炭行業(yè)上市公司為研究對象,以市場化進(jìn)程和政策實施力度作為外部壓力的替代變量,實證檢驗了外部壓力與環(huán)境信息披露質(zhì)

量之間的關(guān)系,回歸分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),市場化進(jìn)程和政策實施力度兩個變量分別在不同的水平上通過了顯著性檢驗,認(rèn)為“外部壓力對環(huán)境信息披露質(zhì)量起到了積極的提升作用”。但以上的研究都沒有對不同外部環(huán)境下,公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的作用差異進(jìn)行實證研究。

在對我國2008年開始實施的企業(yè)環(huán)境信息披露制度的研究方面,盧馨和李建明[18]以442家滬市A股制造業(yè)上市公司為研究樣本,統(tǒng)計分析了2007－2008年我國上市公司環(huán)境信息披露行為的變化,并認(rèn)為“我國上市公司環(huán)境信息披露在《上市公司環(huán)境信息披露指引》出臺后,披露的內(nèi)容、披露方式均有了明顯的改善”;畢茜和彭玨[16]通過實證研究認(rèn)為“環(huán)境信息披露制度有助于企業(yè)環(huán)境信息披露水平的提高”,但都沒有對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度是否存在時滯效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗。

本文在已有研究的基礎(chǔ)上,從3個方面對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效的研究進(jìn)行了補充和探索:(1)建立環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效評價體系,對我國企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效現(xiàn)狀進(jìn)行統(tǒng)計分析,并實證檢驗2008年正式建立的企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度是否存在時滯效應(yīng);(2)采用大樣本數(shù)據(jù),以2006－2013年的重污染行業(yè)上市公司為研究對象,對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響因素進(jìn)行實證研究,更新了研究時序,長時期跨度的研究數(shù)據(jù)確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性;(3)本文不僅考察了公司特征、公司治理和外部市場環(huán)境對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響,還對公司治理因素對環(huán)境信息披露的影響是否受到外部市場環(huán)境的制約進(jìn)行了實證檢驗。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)公司特征與環(huán)境信息披露

1.公司規(guī)模

一般而言,規(guī)模越大的上市公司,其經(jīng)營行為對社會產(chǎn)生的影響也較大,更容易成為社會公眾關(guān)注的焦點和政府監(jiān)管的重點,受到政治監(jiān)管和輿論監(jiān)督方面的壓力較大,更有動力進(jìn)行披露環(huán)境責(zé)任信息,更愿意執(zhí)行環(huán)境責(zé)任信息披露制度。同時,規(guī)模較大的上市公司也有充足的人力資源和財力資源,更有能力履行社會責(zé)任,而保護(hù)環(huán)境及進(jìn)行環(huán)境責(zé)任信息披露是其履行社會責(zé)任的一個重要方面。國外大多數(shù)學(xué)者(Matsuo[19]、L．L．Eng和Y．T．mak[2]、Brammer和Pavelin[20])通過實證支持了這一結(jié)論:上市公司的規(guī)模與環(huán)境信息披露水平正相關(guān)。湯亞莉等[6]通過實證研究,發(fā)現(xiàn)披露了環(huán)境信息的中國上市公司的資產(chǎn)規(guī)模顯著高于沒有披露環(huán)境信息的中國上市公司的資產(chǎn)規(guī)模。因此認(rèn)為,規(guī)模較大的上市公司會披露更多的環(huán)境信息。朱金鳳和薛惠鋒[21]、李晚金和匡小蘭[13]以及沈洪濤[22]也得出類似的結(jié)論。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)1:公司規(guī)模與其環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

2.經(jīng)濟表現(xiàn)

利益相關(guān)者三因素模型指出,經(jīng)濟表現(xiàn)因素影響著企業(yè)做出的任何決策,因此企業(yè)的環(huán)境信息披露也會受到企業(yè)經(jīng)營績效的影響。因為企業(yè)的管理層必須能夠賺取利潤維持其生產(chǎn)經(jīng)營,之后才會去關(guān)注企業(yè)的社會責(zé)任和環(huán)境責(zé)任等。而從另一方面來講,信息的搜集和披露需要成本,如果沒有財務(wù)支持,就算管理層有披露環(huán)境信息的愿望,也很難實現(xiàn)。根據(jù)委托代理理論,在企業(yè)存在更多自由現(xiàn)金流時,公司管理人員為了取得個人私利而追求額外津貼及在職消費等。盈利能力較好的企業(yè),其管理人員出于自身利益的考慮,更有可能在公司報告中披露更多更詳細(xì)的環(huán)境信息,以此作為籌碼索取更多的薪酬和更高的管理職位。Gray[23]的研究報告認(rèn)為,公司特征對公司環(huán)境信息披露能夠產(chǎn)生影響。目前多數(shù)學(xué)者的研究已經(jīng)證實了公司盈利能力對公司環(huán)境信息披露有顯著的正向影響。Belkaou和Karpik[24]、Hackston和Milne[25]、Tuwaijri等[26]、沈洪濤[22]的實證研究認(rèn)為公司盈利能力和環(huán)境信息披露正相關(guān)。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)2:公司的經(jīng)濟表現(xiàn)與其環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)

(二)外部環(huán)境與環(huán)境信息披露

1.企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度

公共壓力理論認(rèn)為,企業(yè)對外披露環(huán)境信息主要是政府、客戶、供應(yīng)商、競爭對手、社區(qū)、公眾、媒體等外部各利益相關(guān)者施加壓力的結(jié)果。在企業(yè)外部利益相關(guān)者中,政府對企業(yè)的行為決策影響最大、最直接,因為政府制度和頒布的法律法規(guī)制度等可以直接作用于企業(yè)。因此,政府制定和頒布的關(guān)于企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露方面的法規(guī)制度將對企業(yè)形成重要的壓力,對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露產(chǎn)生直接影響。Cho and Patten[27]認(rèn)為企業(yè)環(huán)境信息披露是公司在社會和政治環(huán)境中所承受公共壓力的一個函數(shù),而且這種公共壓力來源于文化環(huán)境、政治環(huán)境和法律環(huán)境。肖華和張國清[28]通過對我國“松花江事件”前后公司環(huán)境信息披露的研究認(rèn)為,公司環(huán)境信息披露“基本上可以解釋為一種為生存正當(dāng)性辯護(hù)的自利行為,是對公共壓力作出的反應(yīng)”。畢茜和彭玨[16]通過實證研究發(fā)現(xiàn),2008年環(huán)境信息披露制度頒布后,上市公司環(huán)境信息披露水平有顯著的提高,認(rèn)為“環(huán)境信息披露制度有助于企業(yè)環(huán)境信息披露水平的提高”。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)3:制度環(huán)境差異與上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

2.市場化進(jìn)程

根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線研究,環(huán)境污染程度隨著經(jīng)濟發(fā)展水平呈先升后降的倒U型曲線關(guān)系。在一國經(jīng)濟發(fā)展水平較低時,環(huán)境污染程度也較低;經(jīng)濟發(fā)展伴隨著工業(yè)化進(jìn)程的加快,環(huán)境日趨惡化,環(huán)境污染加劇;當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平達(dá)到某一臨界點后,環(huán)境污染又由高趨低,環(huán)境質(zhì)量逐步改善。在經(jīng)濟發(fā)展水平低時,社會整體收入水平低,對環(huán)境質(zhì)量的需求也較少,為大力發(fā)展經(jīng)濟,工業(yè)化進(jìn)程加劇了環(huán)境惡化;在經(jīng)濟發(fā)展水平較高時,社會的整體收入水平也有了很大提高,人們會更加關(guān)注生活質(zhì)量和生活環(huán)境,會對生活的環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生更高的需求,人們不僅愿意購買環(huán)境友好產(chǎn)品,從而引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境保護(hù),而且政府法制法規(guī)和社會媒體輿論也會不斷強化企業(yè)進(jìn)行環(huán)境保護(hù)和披露環(huán)境信息的壓力。上市公司所在地為發(fā)達(dá)地區(qū)時,隨著生活水平的提高,人們對環(huán)境質(zhì)量的要求也更高,對公司進(jìn)行環(huán)境保護(hù)形成壓力也更大,相應(yīng)對上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效的影響也更大。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)4:市場化進(jìn)程與上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

(三)公司治理與環(huán)境信息披露

1.股權(quán)性質(zhì)

一股獨大是我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的一大特點,本文根據(jù)上市公司控股股東的股權(quán)性質(zhì),將股權(quán)性質(zhì)分為國有控股與非國有控股,重點分析國有控股性質(zhì)的公司治理結(jié)構(gòu)是否有利于環(huán)境制度的發(fā)揮。社會責(zé)任理論認(rèn)為,企業(yè)在為其所有者最大限度地追逐利潤的同時,還應(yīng)當(dāng)最大限度的承擔(dān)社會責(zé)任。環(huán)境信息披露是企業(yè)履行社會責(zé)任的一個重要方面。與私有產(chǎn)權(quán)相比,由于國有股東其政治代表的特殊性,國有上市公司應(yīng)當(dāng)更加注重環(huán)境信息披露,履行社會責(zé)任。此外,從環(huán)境信息披露的公共壓力視角分析,國有上市公司在環(huán)境信息披露責(zé)任履行方面,不僅受到來自一般性法規(guī)的壓力,還會受到來自國資出臺的《關(guān)于中央企業(yè)履行社會責(zé)任的意見》(2007)和《中央企業(yè)節(jié)能減排監(jiān)督管理暫行辦法》(2010)法規(guī)的壓力,國有控股上市公司更有動力披露環(huán)境信息。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)5:上市公司的國有控股特征與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

2.董事會特征

本文通過獨立董事、董事長和總經(jīng)理是否兩職分離兩個方面反映董事會特征。設(shè)立獨立董事的初衷是為了更好地完善公司治理結(jié)構(gòu),彌補監(jiān)事會監(jiān)督不力,增強董事會決策的獨立性,更加關(guān)

注利益相關(guān)者的利益。一般認(rèn)為,獨立董事在董事會中所占的比例越大,越有利于獨立董事制度發(fā)揮其保護(hù)企業(yè)外部利益相關(guān)者的利益的作用,有利于促進(jìn)企業(yè)披露環(huán)境信息。代理理論認(rèn)為,董事長和總經(jīng)理兩職分離,有助于防止代理人的“敗德行為”和“逆向選擇”,從而維護(hù)董事會監(jiān)督的獨立性和有效性。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)6－1:上市公司的獨立董事比例與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

假設(shè)6－2:上市公司的董事長和總經(jīng)理兩職分離與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

3.監(jiān)事會規(guī)模

企業(yè)環(huán)境信息披露的合法性理論認(rèn)為,公司社會責(zé)任信息披露的動因是受合法性壓力驅(qū)使的,是為了滿足法律或相關(guān)規(guī)定以繼續(xù)經(jīng)營。Patten[29]和Gray等[30]的研究先后表明,公司進(jìn)行社會責(zé)任信息披露的目的是為了表明自己的經(jīng)營活動合法、不違反信息披露的相關(guān)法規(guī)。公司設(shè)立監(jiān)事會是為了監(jiān)督公司的日常經(jīng)營管理活動以及對董事、經(jīng)理等人員違反法律、章程的行為予以指正。監(jiān)事會的設(shè)立有利于企業(yè)進(jìn)行合規(guī)性管理,有利于加強環(huán)境信息披露以免受相關(guān)法律法規(guī)的懲罰。此外,隨著社會環(huán)保意識的增強,社會公眾等利益相關(guān)者會越來越關(guān)注企業(yè)的環(huán)保表現(xiàn),監(jiān)事會規(guī)模越大,越有利于其代表利益相關(guān)者的訴求,要求企業(yè)提高環(huán)境信息披露制度績效。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)7:上市公司的監(jiān)事會規(guī)模與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

4.高管特征

目前,國內(nèi)很少有學(xué)者討論高管特征與環(huán)境責(zé)任之間的關(guān)系,更少有人研究高管特征對環(huán)境責(zé)任信息披露制度作用的發(fā)揮。高管作為企業(yè)最重要的資源和決策者,其背景特征與公司合法性有著密切的聯(lián)系。環(huán)境信息披露的合法性理論認(rèn)為,企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露是為了滿足法律或相關(guān)規(guī)定以繼續(xù)經(jīng)營。一般而言,高管學(xué)歷越高,年齡越大,通常越理性,也更愿意遵守規(guī)則,更認(rèn)同企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度。

由此,本文提出如下假設(shè):

假設(shè)8－1:上市公司高管人員的學(xué)歷與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

假設(shè)8－2:上市公司高管人員的年齡與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān)。

(四)不同外部市場環(huán)境下公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響

公司的行為決策是外部環(huán)境與內(nèi)部制度共同作用的結(jié)果,不同的外部市場環(huán)境下,公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的作用形式和作用程度可能會不同。一般而言,在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),法治化水平較高,企業(yè)面臨的法規(guī)監(jiān)管越嚴(yán),公司管理層利用環(huán)境信息披露進(jìn)行合規(guī)性管理的壓力較大,公司治理因素對環(huán)境信息披露制度績效的作用更強。其次,地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達(dá)水平較高地區(qū)的公司管理層可能具有更強的社會環(huán)保意識,更愿意進(jìn)行環(huán)境信息披露。另外,經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū),政府對企業(yè)的經(jīng)營決策干預(yù)較少,公司治理機制運行更加高效,公司管理層的行為決策更容易得到貫徹執(zhí)行,良好的外部市場環(huán)境更有利于公司治理因素作用于企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效。

基于此,提出本文假設(shè):

假設(shè)9:在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),公司治理因素對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效的促進(jìn)作用更顯著。

四、研究設(shè)計

(一)變量的設(shè)計

本文采用“內(nèi)容分析法”對上市公司環(huán)境信息披露內(nèi)容進(jìn)行打分得到每家企業(yè)的環(huán)境信息披露制度績效總得分。本文的上市公司環(huán)境信息披露績效評價指標(biāo)體系共有9個一級指標(biāo),34個具體指標(biāo),具體如表1所示。打分總規(guī)則:每項指標(biāo)無描述為0分,一般文字描述為1分,定量數(shù)據(jù)描述

為2分;在社會責(zé)任報告或者環(huán)境報告書中披露為2分,僅在年報中披露為1分;未進(jìn)行環(huán)境審計為0分,進(jìn)行環(huán)境審計為2分;最后,將每個公司的7項指標(biāo)得分加總,得到單個樣本公司的環(huán)境信息披露制度績效總得分。

表1 上市公司環(huán)境信息披露內(nèi)容表

表2 研究變量的說明

本文選取盈利能力、公司規(guī)模作為公司特征變量,以控股股東性質(zhì)、獨立董事比例、兩職合一、監(jiān)事會規(guī)模、高管碩士以上學(xué)歷比例、高管年齡比例作為公司治理變量,以環(huán)境責(zé)任信息披露制度、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平作為外部制度環(huán)境,實證檢驗公司特征、公司治理和外部制度環(huán)境對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響。為了解決數(shù)據(jù)的可比性,本文在實證回歸分析時將非虛擬變量進(jìn)行了Z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理。各個變量的衡量方法見表2。

(二)模型的構(gòu)建

本文以企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效為被解釋變量,以公司模型、經(jīng)濟表現(xiàn)、環(huán)境責(zé)任信息披露制度、市場化進(jìn)程、控股股東性質(zhì)(CTRL)、獨立董事比例、兩職分離、監(jiān)事會規(guī)模、高管碩士以上比例和高管年齡比例作為解釋變量,建立如下線性回歸模型(1)來檢驗前文假設(shè)1—假設(shè)8。本文根據(jù)上市公司所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平,將樣本分為經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)樣本和欠發(fā)達(dá)地區(qū)樣本,分別對兩組樣本進(jìn)行最小二乘回歸,通過比較分析兩組樣本變量系數(shù)大小方向和顯著程度驗證本文研究假設(shè)

9。所建模型如下:

(三)數(shù)據(jù)來源與樣本的選取

本文選取了滬、深兩市2006－2013年重污染行業(yè)上市公司為研究對象,重污染行業(yè)包括電力、釀酒、水泥、感光材料、化纖、化工、紡織、玻璃、鋼鐵、建材、農(nóng)藥化肥、生物制藥、石油、塑料制造、服裝鞋類、供水供氣、煤炭、印制包裝、食品、有色金屬等20個行業(yè)。剔除數(shù)據(jù)殘缺的上市公司,最終進(jìn)入回歸分析的上市公司數(shù)量2006－2013年分別為235家、333家、409家、497家、532家、644家、714家和808家,共4 172個樣本。本文手工收集的環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)均來自于巨潮資訊網(wǎng)上的上市公司年報和社會責(zé)任報告,所用公司特征、公司治理數(shù)據(jù)來自國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫,市場化進(jìn)程數(shù)據(jù)來自樊綱、王小魯[31]《中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告》編制的各地區(qū)市場化指數(shù),由于市場化指數(shù)數(shù)據(jù)只到2009年,2010－2013年的數(shù)據(jù)采用趨勢外推法推算而得。數(shù)據(jù)處理均由STATA12．0和SPSS16．0軟件計算完成。

五、實證檢驗與分析

(一)企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效及制度時滯效應(yīng)檢驗

1.企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效現(xiàn)狀

根據(jù)表1上市公司環(huán)境信息披露內(nèi)容,結(jié)合各年份的原始數(shù)據(jù)和打分原則,可以計算出各年份企業(yè)環(huán)境信息披露制度的綜合績效,2006－2013年綜合績效的描述性統(tǒng)計指標(biāo)如表3所示。從表中可以看出,2006－2013年我國重污染行業(yè)披露環(huán)境責(zé)任信息的上市公司逐年遞增,由237家增加到810家,增長了2倍多;上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露率也逐年上升,由38．98%提升到81．98%,增長了一倍多,越來越多的企業(yè)關(guān)注到企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露。

從企業(yè)環(huán)境信息披露制度綜合績效評價描述性統(tǒng)計指標(biāo)來看,無論是綜合績效的均值和中位數(shù),還是最小值和最大值,企業(yè)環(huán)境信息披露制度的綜合績效均呈明顯的上升態(tài)勢,表明環(huán)境信息披露制度實施效果逐年改善。但應(yīng)當(dāng)注意到,2013年企業(yè)環(huán)境信息披露制度的綜合績效均值僅為9．11,中位數(shù)為7,而環(huán)境信息披露制度績效的最高可能得分為55,說明目前階段我國企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效較低,有很大的提升空間;標(biāo)準(zhǔn)差也呈遞增態(tài)勢,表明我國企業(yè)之間的環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效差異越來越大。

表3 2006－2013年企業(yè)環(huán)境信息披露制度綜合績效評價描述性統(tǒng)計指標(biāo)

2.2008年企業(yè)環(huán)境信息披露制度時滯效應(yīng)檢驗

本文分別采用參數(shù)檢驗均值檢驗和非參數(shù)檢驗Wilcoxon符號秩檢驗兩種檢驗方法對企業(yè)環(huán)境信息披露制度實施前后的配對樣本組進(jìn)行績效差異顯著性檢驗,以檢驗2008年我國正式實施的企業(yè)環(huán)境信息披露制度是否存在時滯效應(yīng)。由于2008年是我國企業(yè)環(huán)境信息披露制度正式實施的第一年,因而2006年和2007年分別屬于制度實施前一年和前兩年,2009年和2010年分別屬于制度實施后的第二年和第三年。本文設(shè)計了四組配對樣本,分別是制度實施前兩年(2006年)與制度實

施第一年(2008年)、制度實施前一年(2007年)與制度實施第一年(2008年)、制度實施前一年(2007年)與制度實施第二年(2009年)、制度實施前兩年(2006－2007年)與制度實施后六年(2008－2013年)。各配對樣本的檢驗結(jié)果經(jīng)整理如下表4所示。從表中可以看出,各組配對樣本數(shù)占各年總樣本比例均在65%以上,表明配對樣本能夠反映相應(yīng)年份制度實施前后績效差異的總體情況。

第一配對組和第二配對組的結(jié)果顯示,制度實施第一年的綜合績效高于制度實施前一年25．06%,高于制度實施前兩年146．98%,且兩組配對樣本的均值T檢驗和Wilcoxon檢驗均在1%的水平上通過了顯著性檢驗;第三配對組的結(jié)果顯示,制度實施第二年的綜合績效顯著高于制度實施前一年70．37%,且在1%的水平上通過了均值T檢驗和Wilcoxon檢驗;第四配對組的結(jié)果顯示,制度實施后六年綜合績效高于制度實施前兩年165．47%。2008年制度實施后信息披露制度綜合績效均顯著大于制度實施前,說明2008年企業(yè)環(huán)境信息披露制度正式建立后,我國環(huán)境信息披露制度績效有了顯著改善,環(huán)境信息披露制度在改善環(huán)境信息披露制度績效方面發(fā)揮了重要作用,但不存在明顯的時間滯后效應(yīng)。

表4 企業(yè)環(huán)境信息披露制度實施前后績效差異顯著性檢驗

(二)解釋變量的描述性統(tǒng)計分析

表5實證解釋變量的描述性統(tǒng)計顯示,環(huán)境信息披露制度均值為0．864,說明2008年及2008年后的樣本占比86．4%;市場化進(jìn)程均值為9．228,最小值為0．38,最大值為13．934,表明樣本公司所處的外部市場環(huán)境有較大差異;股權(quán)性質(zhì)均值0．537,中位數(shù)為1,表明樣本公司中國有控股公司占一半以上;樣本公司獨立董事比例均值為0．365,中位數(shù)為0．333,監(jiān)事會規(guī)模平均4人,大多數(shù)樣本公司監(jiān)事會規(guī)模為3人,基本達(dá)到證監(jiān)會的要求;兩職分離均值為0．806,由于此變量為虛擬變量,當(dāng)董事會和總經(jīng)理兩職分離時取值1,兩職合一時取值0,表明樣本公司股權(quán)較為分散,大部分樣本公司董事會和總經(jīng)理分別由兩人擔(dān)任;高管學(xué)歷平均值為0．193,中位數(shù)0．094,表明樣本公司中碩士學(xué)歷的高管較少,大部分高管的學(xué)歷在本科及本科以下,高管的學(xué)歷水平有待提升;高管學(xué)歷年齡均值為0．447,中位數(shù)為0．438,表明多數(shù)樣本公司高管相對較為年輕。

表5 解釋變量描述性統(tǒng)計

(三)回歸結(jié)果及分析

為了解決數(shù)據(jù)的可比性,本文在回歸分析時將模型中所有非虛擬變量進(jìn)行了Z－score標(biāo)準(zhǔn)化

處理。由于截面數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生異方差問題,本文采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差對模型(1)進(jìn)行最小二乘回歸時,以保證回歸結(jié)果的有效性。為了檢驗本文的研究假設(shè)1～假設(shè)8,本文分別以公司特征變量、外部環(huán)境變量和公司治理變量為解釋變量,驗證了企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響因素,結(jié)果見表6的回歸(1)～(3),回歸(4)是全變量下的回歸結(jié)果。在驗證研究假設(shè)9時,本文將樣本分為經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)樣本和經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)樣本分別進(jìn)行最小二乘回歸,通過對比分析公司治理變量的系數(shù)變化,檢驗外部市場環(huán)境對公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效作用的影響,回歸(5)、(7)表示經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)樣本回歸結(jié)果,回歸(6)和回歸(8)表示經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)樣本回歸結(jié)果。從回歸(4)、(7)、(8)的方差膨脹因子來看,方差膨脹因子均小于10,說明自變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題,將所有自變量納入回歸模型是合適的。

回歸(1)、(4)顯示,公司規(guī)模和每股收益均在1%的水平上,與環(huán)境信息披露制度績效顯著正相關(guān),說明公司環(huán)境信息披露水平會隨著公司規(guī)模和盈利能力的增加而顯著提高,本文假設(shè)1和假設(shè)2得到驗證?；貧w(2)、(4)顯示,環(huán)境信息披露制度在1%的水平上顯著,說明我國2008年頒布的企業(yè)環(huán)境信息披露制度對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效有顯著影響,制度頒布后,企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效有顯著提高,從而驗證了本文假設(shè)3;市場化進(jìn)程分別在10%和1%的水平上與環(huán)境信息披露制度績效顯著正相關(guān),說明環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效受到外部市場環(huán)境——上市公司所在地的市場化水平的顯著影響,從而驗證了假設(shè)4。回歸(3)、(4)顯示,影響環(huán)境信息披露制度績效的公司治理因素中,股權(quán)性質(zhì)CTRL均在1%的水平上與環(huán)境信息披露制度績效顯著正相關(guān),表明與非國有控股的公司相比,國有控股上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效更高,當(dāng)前國有控股上市公司在環(huán)境信息披露方面起著主導(dǎo)作用,假設(shè)5得到驗證;在回歸(3)中,獨立董事比例在5%的水平上通過了顯著性檢驗且相關(guān),假設(shè)6－1得到驗證,但在全變量回歸(4)中并沒有通過顯著性檢驗,說明獨立董事比例與環(huán)境信息披露制度績效的相關(guān)性并不穩(wěn)健;兩職分離變量均沒有通過顯著性檢驗,說明上市公司董事長和總經(jīng)理兩職分離對環(huán)境信息披露制度績效沒有顯著影響,假設(shè)6－2沒有得到驗證;監(jiān)事會規(guī)模均在1%的水平上通過了顯著性檢驗,且正相關(guān),說明監(jiān)事會規(guī)模越大越有助于環(huán)境信息披露制度績效,假設(shè)7得到驗證;高管學(xué)歷碩士以上比例和高管年齡比例均在1%的水平上通過了顯著性檢驗且正相關(guān),說明碩士以上學(xué)歷的高管多、高管的年齡超過平均年齡的比重高,有助于環(huán)境信息披露制度績效的提高,假設(shè)8－1和假設(shè)8－2得到驗證。

在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)樣本回歸(5)中,變量股權(quán)性質(zhì)的系數(shù)為0．109且在5%的水平上顯著,而在經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)樣本回歸(6)中,變量股權(quán)性質(zhì)的系數(shù)為0．222且在1%的水平上顯著,后者遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前者;變量獨立董事比例在回歸(5)中系數(shù)為0．036,且沒有通過顯著性檢驗,而在回歸(6)中系數(shù)為0．044,且在5%的水平上通過了顯著性檢驗,后者遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前者;變量監(jiān)事會規(guī)模在回歸(5)中系數(shù)為0．021,且沒有通過顯著性檢驗,而在回歸(6)中系數(shù)為0．117,且在1%的水平上通過了顯著性檢驗,后者遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前者;高管碩士以上學(xué)歷比重和高管年齡大比重在回歸(5)中系數(shù)分別為0．083和0．154,且均在1%的水平上顯著,而在回歸(6)中系數(shù)分別為0．1和0．160,且均在1%的水平上顯著,后者大于前者;僅有變量兩職分離在回歸(5)、(6)中均沒有通過顯著性檢驗。在控制了公司規(guī)模等其他變量后,回歸(7)中僅有高管特征變量在1%的水平上通過了顯著性檢驗,且與環(huán)境信息披露制度績效正相關(guān),而在回歸(8)中,股權(quán)性質(zhì)、監(jiān)事會規(guī)模、高管年齡大比例和高管碩士以上學(xué)歷比例均與環(huán)境信息披露制度績效正相關(guān),且在1%和10%的不同水平上顯著,除高管碩士學(xué)歷比重變量外,其余股權(quán)性質(zhì)、監(jiān)事會規(guī)模、高管年齡大比例公司治理變量系數(shù)均高于回歸(7)。說明相對于經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)的樣本公司而言,在經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)樣本公司中,公司治理因素對提高企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的作用更強,公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的作用會受到外部市場環(huán)境的影響。本文研究假設(shè)9得到驗證。

表6 企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效影響因素回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論和政策建議

本文采用2006－2013年重污染行業(yè)4 172家上市公司的大樣本數(shù)據(jù),首先對我國企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露現(xiàn)狀進(jìn)行了統(tǒng)計分析,認(rèn)為:企業(yè)環(huán)境信息披露制度綜合績效均呈明顯的上升態(tài)勢,但目前階段我國企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效仍較低,且企業(yè)之間的環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效差異越來越大。然后本文對2008年正式建立的環(huán)境信息披露制度是否存在滯后效應(yīng)進(jìn)行了檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn):2008年環(huán)境信息披露制度正式建立后,企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效有顯著提高,但環(huán)境信息披露制度不存在滯后效應(yīng)。最后本文從公司特征、外部制度環(huán)境和公司治理三個方面,對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的影響因素進(jìn)行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn),在公司特征因素方面,環(huán)境信息披露制度績效會隨著公司規(guī)模和盈利能力的增加而顯著提高;在外部制度環(huán)境方面,2008年實施的企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度對制度績效的提高有顯著的促進(jìn)作用,市場化進(jìn)程與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效顯著正相關(guān);在公司治理因素方面,國有股權(quán)性質(zhì)、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、高管學(xué)歷、高管年齡超過平均年齡的比重與環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效正相關(guān),而董事長和總經(jīng)理兩職分離對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效沒有顯著影響。公司治理因素對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的作用會受到外部市場環(huán)境的影響,經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),公司治理因素對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度績效的促進(jìn)作用更強。

基于以上結(jié)論,筆者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)通過國有控股的大型上市公司充分發(fā)揮其示范效應(yīng),引領(lǐng)我國企業(yè)整體環(huán)境信息披露制度績效的提高;進(jìn)一步推動公司治理水平,充分發(fā)揮公司治理對企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的促進(jìn)作用;進(jìn)一步完善企業(yè)環(huán)境信息披露制度法規(guī),規(guī)范企業(yè)環(huán)境信息披露,加強企業(yè)外部市場環(huán)境建設(shè),實現(xiàn)內(nèi)部治理機制與外部制度環(huán)境的良性互助,促進(jìn)我國企業(yè)環(huán)境信息披露制度績效的提高及經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

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責(zé)任編輯 張穎超

X322

A

1673-9841(2015)03-0064-11

10．13718/j．cnki．xdsk．2015．03．009

2014-12-15

趙萱,西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,博士研究生。

國家社會科學(xué)基金項目“中國企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露制度研究”(10XGL001),項目負(fù)責(zé)人:彭玨;中央高?；究蒲许椖俊碍h(huán)境政策對我國金融運營的影響”(SWU1209194),項目負(fù)責(zé)人:趙萱。