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1、环境信息披露的影响因素研究基于沪市201家上市公司的实证检验李晚金 匡小兰 （湖南大学会计学院 410079）【摘要】本文以沪市的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 公司特征一、引言世界范围内环境会计的研究始于20世纪70年代，
2、以1971年比蒙斯的控制污染的社会成本转换研究和1973年马林的污染的会计问题为代表。其后，西方各国会计理论界将环境问题与会计理论相结合，着重于研究环境会计和环境报告，并形成了此初步的理论框架。环境信息披露乃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
3、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 Frazier(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Cop
4、pock(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 (Waker and Howard,2002)、所有权和治理结构(Roberts 1992，)的影响。我国对环境会计的介绍和认识开始于2O世纪9O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（汤亚莉等，2006），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，并有针对性地提出改进政策建议。二
5、、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
6、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代理理论，财务杠杆越高的公司，股东-债权人-管理者之间的利益冲突越大，代理成本越高，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McG
7、uire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（李正，2006）。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，我们引人上市公司股权集中度指
8、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(2OOO)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
9、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代理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
10、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(Rosenstein and Wyatt，1990)，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(Leftwich et al.，1981；Fama and Jensen，1983)，因而披露的环境信息也越多。鉴于以
11、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年，2005年，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)。本文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
12、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（唐跃军,程新生. 2005；）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，从以下十一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、其他共十一个指标。指标分值设计未涉及权重的问题，避免了人为的主观因素。以上十一个指标中，每个指标分
13、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。对每个公司的十一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:EDIi=EDIi/MEDIi*100式中，EDIi为第i家上市公司环境信息披露指标实际得分之和；MEDIi为最佳披露信息条
14、目得分之和。表1 变量定义表变量类型变量符号变量名称含义及描述被解释变量Y环境信息披露指数环境信息披露水平解释变量实验变量SIZE公司规模公司资产总额的自然对数，代表公司规模EPS每股收益代表公司绩效LEV资产负债率代表公司财务杠杆NSH直接控股股东股份性质虚拟变量，若国有资本控股为1，否则为0H赫尔芬德指数前十大股东持股比例的平方和，代表公司股权集中度CSH法人股比例法人股与公司总股本比例DUA董事长与总经理兼任与否虚拟变量，二职分离取1，兼任取0IDR独立董事比例独立董事占全部董事的比例控制变量TIME时间数据来源的年度IND行业虚拟变量虚拟变量，污染行业为1，其他为0四、实证结果与分析（
15、一）描述性统计表2是关于201家样本公司20042006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年、2005年、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年、2005年、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。表2 环境信息披露指数描述性分析时间均值观察值标准差最小值最大值范围20045.08812014.6536018.181818.181820056.99902016.1798027.272727.272720069.11352018.6123031.818131.8181
