内部控制影响了企业环境绩效吗？——来自中国重污染行业上市企业的经验证据

徐 凯，鲁 冰,孙俊奇,鲁 融

(1.中国人民大学 商学院，北京 100872；2.哈尔滨工业大学 深圳研究生院，广东 深圳 518055；3.安徽财经大学 会计学院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

环境保护是当今世界经济和社会发展所倡导的主旋律，企业环境绩效作为环境保护链条的重要一环，一直受到政府部门和社会公众的关注。近年来，我国频频爆发如紫金矿业污染、康桥血铅毒害、持续雾霾天气等严重污染事件，凸显了制约我国迈向新型工业化国家的环保瓶颈问题。因此，研究企业环境绩效制约因素从而监督企业社会责任担当问题，具有必要性、迫切性和重要的现实意义。

已有研究论证了企业环境绩效与信息披露、财务绩效、经济绩效呈正相关关系(Clarkson，2006；林汉川、王莉、王分棉，2007；Thomas，2008；吕峻、焦淑艳，2011[1])，表明企业具有提高环境绩效的内在动力，企业治理层具有提高环境绩效的动机。然而，通过内部控制途径提高企业绩效是较为直接和有效的方式，内部控制质量的高低直接影响到企业经营的合法合规、运行效率和经济绩效，因此内部控制对企业环境绩效起到监督作用应有其合理之处。[2-8]遗憾的是，鲜有文献研究内部控制在提高企业环境绩效中所发挥的作用。

本文关注的问题是：第一，内部控制是否能有效提高企业环境绩效；第二，不同产权性质企业的内部控制对环境绩效的影响作用是否具有差异性；第三，审计委员会独立性对内部控制监督企业环境绩效的作用有何影响。本文以2007年—2011年我国沪深两市重污染行业上市企业为研究样本，探讨内部控制、审计委员会对企业环境绩效的影响效应。研究发现：内部控制质量越高，环境绩效越好；从企业最终控制人性质角度，发现国有企业内部控制质量与环境绩效无显著关系，而民营企业内部控制能有效提高环境绩效；在分析上市企业治理层面对内部控制影响的基础上，发现民营企业审计委员会独立性越强，则内部控制更能有效提高企业环境绩效。

本文贡献主要体现在以下方面：一是拓展了企业环境绩效的影响因素研究。现有文献主要关注了企业环境绩效的部分影响因素(Liu和Anbumozhi，2009；Wang和Juslin，2009；Ye Zhang，2011；Meng等，2012；Yin和Zhang，2012；Zeng等，2012)，而本文发现内部控制同样是影响企业环境绩效的重要因素；二是研究了产权性质对于上市公司内部控制质量的影响，丰富了关于产权性质影响会计财务问题的研究，同时也进一步探讨了产权性质和内部控制如何共同影响环境绩效；三是验证了审计委员会独立性对企业内部控制和环境绩效之间关系的影响，为从内部控制角度提高企业环境绩效提供了更为广泛的证据。

二、理论分析与研究假设

(一)内部控制质量与环境绩效

企业环境绩效的学术定义是一个争议话题。绩效往往和期望的实现程度相联系，环境绩效一般被定义为企业为了满足利益相关者有关环境责任期望的程度(Ruf等，1998；Carroll，2000)。随着对企业环境绩效认识的深入，学术界普遍接受Judge和Douglas(1998)提出的概念：环境绩效是企业在满足和超出社会预期方面产生的效益，企业不仅要对立法机构和执法部门负责，还要对环境利益相关者负责。这使得对环境绩效涵义的理解扩展为企业对未来可能涉及环境问题所作出的前瞻性准备。

利益相关者理论认为，企业只有满足各利益相关群体的需要，才能保证健康发展。在政府环境规制日益严格和利益相关者对环境问题日益关注的背景下，环境绩效较差的企业不仅会受到政府环保部门的罚款惩戒、停产整顿等处罚，其生产能力扩大也会受到产业政策的限制(Poter，2006)，且环境绩效较差的企业还可能会受到信贷机构或监管机构的直接或间接地融资约束。这会对企业的发展产生消极影响，面临利益相关者的压力，甚至造成持续经营受到威胁。而当环境绩效较好时，环境绩效便成为企业竞争优势的潜在因素(Poter，1995)，企业可以凭借其良好的环境形象增加产品销量和市场份额，更容易获得新产品的环保许可，新产品可以更快抢占市场(McWilliams和Siegel，2001)。与此同时，随着科学技术的发展，环境投资成本将不断下降，环境绩效好的企业不仅会从节能环保技术改造中得到政府补贴奖励或减税退税，而且其生产能力和规模的扩大迎合了政府部门发展经济的需要，因此提高环境绩效有利于企业获得更多收益。

综上所述，企业环境绩效对经济绩效应具有促进作用(Sharfman，2008)，如企业把环境投入作为额外成本，只追求短期利润，无疑将会损害企业价值(Zbirecikli，2007)。因此，企业股东与治理层要获得持续发展，不仅要重视经济利益，也要重视与之相关的环境绩效(Orlitzky等，2011)。内部控制是实现公司治理的基础，有效的内部控制可以保证企业经济绩效与环境绩效的统一，进而有效提高环境绩效。主要原因包括以下四点：一是内部控制系统是实现包括环境绩效在内的组织目标的有效途径，是保证相关者利益的客观需要；二是内部控制系统要求企业严格遵守政策规定和法律法规，高质量的内部控制可以实现对企业环境绩效的有效监督；三是内部控制体系可以对企业环境绩效进行风险评估，继而采取有效控制活动规避环境绩效风险；四是内部控制系统能够有效保护组织资源，减少自然资源的浪费从而提高环境绩效。

除此之外，企业内部控制在事前防范和事后纠正两个层次能够有效提高环境绩效。首先，通过行为约束机制、惩罚机制以震慑某些管理者为增加企业短期业绩而减少环境绩效投入成本(Zbirecikli，2007)，从而降低企业违反环境法规而造成的风险；其次，通过监控和信息传导等功能，及时发现已经存在不良环境行为，并迅速并采取相应措施，预防其再次发生。鉴于此，本文提出假设：

H1:内部控制能有效提高企业环境绩效。

(二)实际控制人性质、内部控制质量与环境绩效

企业实际控制人在公司治理结构中处于核心地位，不同性质的实际控制人对企业治理结构与内部控制具有举足轻重影响。我国国有企业中，政府作为实际控制人，在管理层任命与绩效考核方面具有决定作用，从而其经营方式和经营目标往往体现政府意志和利益，扮演着政府“形象代言人”的角色(Shleifer和Vishny，1997)。相对于民营企业而言，国有控制企业受政府的干预程度更大，在履行企业环境责任过程中政府有能力向企业施压，承担了更多的环境责任，面临着更多的外部监管压力(崔秀梅、刘静，2009)。可以看出，国有上市企业对外部监管环境尤为敏感，对环境诉求与应对会更加积极和迅速，管理层会加大环保投入以提高企业环境绩效。国有企业的环境绩效普遍较高，进而内部控制提升企业环境绩效的空间也非常有限。据此推断，国有上市企业内部控制质量与环境绩效之间相关关系不明显。

与国有上市企业相比，民营上市企业提高环境绩效的动力在于控股股东和管理层获得潜在利益或遭受损失的多寡，存在着外在监管相对薄弱、代理成本更高、控股股东侵占动机更强等客观情况，企业环境绩效相对较差。由于良好的内部控制可以预防或减少管理层机会主义行为，进而影响企业环境绩效，因此内部控制对民营上市企业环境绩效的影响作用可能得到充分发挥。由此，本文提出如下假设：

H2a: 国有上市企业中，内部控制质量与企业环境绩效之间关系不显著。

H2b: 民营上市企业中，内部控制质量与企业环境绩效之间关系显著正相关。

(三)审计委员会特征、内部控制质量与环境绩效

我国经理市场不发达，上市企业中普遍存在着大股东控制及利益侵占现象(Jiang等，2010)。[9]民营上市企业中，股东与管理层之间的代理成本更高，管理层损害股东利益的动机更强，可能直接对投资者造成更大损失。科学制定和良好运行的内部控制体系是制约管理层侵害行为的有效途径，而审计委员会则是内部控制运行的监督者之一(Verschoor，2002)。审计委员会主要通过两种方式对企业内部控制实施影响：一是通过内部审计的中介作用发挥影响；二是通过内部审计与外部审计的联合作用对内部控制实施影响。在内部审计或外部审计指出内部控制缺陷后，审计委员会通过评估管理层内部控制缺陷的解决程度，进而了解企业内部控制状况(Gendron等，2004)。

已有研究发现：审计委员会监督职能的发挥直接关系到企业内部控制水平的高低(Scarbrough等，1998)；管理层为了获得更多的代理成本，往往通过降低审计委员会的独立性的方式，来影响审计委员会对管理层的监控作用(Bebchuk和Fried，2004)。尤其是在民营上市公司中，管理层代理成本更高，审计委员会的独立性更会直接会对企业内部控制质量产生重要影响(Krishnan，2005)。因此，独立性成为保证审计委员会履行职责的前提条件(吴玉心，2003)，审计委员会在履行职能过程中应公正客观地做出评价、提出问题、敦促整改，而丧失独立性的极端表现是审计委员会集体失声缄默。结合假设2推断，当民营上市企业审计委员会独立性更高时，内部控制作用更为有效，进而内部控制质量越高，企业环境绩效越高。藉此，本文提出假设：

H3: 民营上市企业中，审计委员会独立性更高时，内部控制更能有效提高环境绩效。

三、研究设计

(一)模型设计

根据本文假设，在何丽梅和马静夷(2011)、吕峻和焦淑艳(2011)研究的基础上，构建以下模型：

Log(CEPit)=β0+β1ICit+β2Saleit+β3Sizeit+β4ROEit+β5Levit+β6Areait+Year+Industry+εit

(1)

本文采用分组方式对假设2和假设3进行检验。其中，在假设2的检验中把所有权性质分为国有上市企业和民营上市企业两组(李青原、陈超、赵曌，2010)进行检验；在假设3检验中，按照三分位数分组区分审计委员会独立性高低。

(二)变量定义

1.解释变量

国外已有文献主要使用CEP指数或基于美国 TRI 数据库的具体污染排放数据来衡量企业环境绩效，由于我国没有此类指数和数据库，参照吕峻、焦淑艳(2011)的做法，本文以企业是否因环境问题受到曝光处罚来衡量环境绩效。数据搜集过程包含以下三个方面：首先，从国泰安CSMAR数据库查找企业是否有环境违规行为；其次，在企业门户网站和年报中查找是否存在环境问题；然后，在国家环保部、工信部、财政部、证监会等相关部委门户网站上查找企业是否存在环境违规行为；最后，在地方环保部门门户网站查找企业是否有环境违规行为。此外，进一步使用网页搜索引擎查找其它网页，若网页显示企业有环境问题，则继续进行比较鉴别以验证信息真实性。据此，对没有受到环境处罚的企业环境绩效赋值为0；对因环境问题受到投诉罚款、停产整顿、公众谴责、新闻曝光等处罚曝光的企业赋值为1。

2.主要被解释变量

内部控制质量(IC)是本文的关键被解释变量。内部控制由企业管理层(治理层)实施，为实现控制目标提供合理保证。外部人员获取企业内控信息非常困难，但企业内控目标的实现水平可以直接衡量。考虑到我国财政部关于内部控制总体目标的定义1，借鉴张旺峰等(2011)[10]对于内部控制质量衡量方式，共选择25个指标对5个内部控制目标进行衡量，通过因子分析提取10个具有代表性的公因子(累计解释的方差比例为86%)，并最终计算出各上市公司内部控制目标实现水平的总得分(IC)，以此作为内部控制质量的替代变量。

3.控制变量

本文控制了以下影响企业环境绩效的因素变量：(1)销售额(Sale)，代表企业的产出能力，当产出能力较强时，企业拥有宽裕的资金，有能力增加更多的环保投入；(2)企业规模(Size)对企业环境行为具有重要影响，根据Hossain等(1995)的研究，企业的环境投资行为虽然会增加成本，但相对于规模较小的企业来说，通过规模经济会使规模较大的企业能够以更小的成本改善环境绩效，由此本文预测规模大的企业环境绩效比规模小的企业好一些；(3)企业业绩(ROE)对环境绩效有很大影响，企业收益率与环境绩效之间显著正相关(Stanwick，1998)，同时，在日趋严格的环境规制下，财务绩效好的企业有能力和动力改善环境绩效(Ullman，1985)；(4)资产负债率(Lev)，企业的长期负债代表了资金紧张程度，当资产负债率较高时，企业可能会投入更多的资源到经营层面，以便于回笼资金而解决资金流转问题，从而一定程度上影响环境投入；(5)区域(Area)，已有研究表明经济欠发达地区社会公众的环境意识和维权意识相对较弱(吕峻、焦淑艳，2011)，据此本文将企业注册地作为环境绩效的控制变量，从经济发展水平和行政级别的角度划分为两类注册地域：一是注册地在经济发达地区及沿海城市的企业，赋值为1；二是其他区域的企业，赋值为0；(6)行业(Industry)和年度(Year)，企业所属行业决定了污染物产出水平，对企业环境成本造成重要影响(Rennings等，2003)，同时由于法律法规及环境污染监控逐年变化，时间对环境绩效也具有一定的影响，因此本文将行业和年度作为控制变量。

表1 变量表

变量名称变量符号变量定义环境绩效CEP见主要变量部分内部控制IC见主要变量部分产权性质Center国有为1,否则为0.审计委员会独立性INP审计委员会中独立董事的比例。企业销售Sale企业销售额与资产总额比例。企业规模Size企业资产总额的自然对数。企业绩效ROE净资产收益率。企业财务杠杆Lev资产负债率。企业区域Area企业注册地为沿海发达城市为1,否则为0。年度变量Year观测值数据本年度为1,否则为0。行业变量Industry观测值数据本行业为1,否则为0。

(三)样本选取

本文以2007年—2011年间沪深两市重污染行业企业2为初始研究样本，并按照以下规则进行样本筛选：一是剔除数据缺失企业；二是为克服极端值影响，对连续变量进行双侧共计1%的缩尾(Winsorize)处理，最终得到2 307个样本。除环境绩效数据来自于手工搜集外，其他数据来自国泰安CSMAR数据库。同时，本文依据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》分类，借鉴已有文献的做法(廖冠民、吴溪，2013)，[11]将16类重污染行业按照制造业所属二级分类和采掘业与能源业一级分类分成8个行业，样本分布如表2所示。

表2 样本行业分布表

行业名称样本数行业占总样本比重(%)采掘业1476.37食品、饮料24310.53纺织业1948.41造纸、印刷934.03石油、化学、塑胶、塑料56824.62电子50.22金属、非金属43618.90医药、生物制品36915.99电力、煤气及水的生产和供应业25210.92合计2 307100.00

四、实证分析

(一)描述性统计

对本文模型中各变量进行描述性统计，可知被解释变量企业环境绩效均值为0.122，中位数为0，最大值为1，最小值为0，可见超过12%的企业存在环境违规现象，不同企业的环境绩效存在较大差异；内部控制质量指数均值为0.015，中位数为0.122，最大值为1.082，最小值为-0.074，分布较为均衡，基本符合正态分布。从描述意义来看，各个企业的环境绩效不同，内部控制质量也具有一定的差距，本文的研究恰好为解释环境绩效提供了一个新途径，即利用环境绩效数据做回归分析具有可行性。此外，其他控制变量如企业规模、业绩、偿债能力、所属区域、销售收入等变量分布都比较均衡，适合做回归分析。

表3是对模型中各个变量的Pearson和Spearman相关系数分析，内部控制质量与环境绩效的Pearson相关系数为-0.117，Spearman系数为-0.081，均在0.05的水平下显著，企业终极控制人性质与环境绩效的Pearson相关系数均为-0.048，均在0.05的水平下显著，从侧面说明国有上市企业的社会责任或者监管力度更强一些，环境绩效更好。审计委员会独立性INP与环境绩效CEP的相关系数为0.024，Spearman系数为0.023，均不显著，二者之间的关系并不显著，具体检验二者关系需要考虑到其他因素的影响，需要进一步的相关分析。此外，表中可以看出各个控制变量之间相关系数绝对值小于0.3，表明各个控制变量没有严重的共线性。

表3 相关系数矩阵 (N=2307)

变量CEPICCenterINPSaleSizeROELevCEP-0.081▲-0.048△0.0230.065▲0.120▲0.064▲0.047△IC-0.117▲-0.0100.031-0.332▲-0.095▲-0.592▲0.264▲Center-0.048△0.010-0.0330.051△0.291▲-0.037*0.266▲INP0.0240.010-0.0260.018-0.018-0.018-0.015Sale0.055▲-0.327▲0.038*0.0210.0230.183▲0.039*Size0.138▲-0.076▲0.300▲-0.010.0240.161▲0.342▲ROE0.070▲-0.588▲-0.037*0.0050.102▲0.149▲-0.224▲Lev0.051△0.267▲0.272▲-0.0080.038*0.331▲-0.280▲Area0.002-0.063▲0.0070.012-0.0220.042△0.030-0.065▲

注：*，△，▲分别表示在10%，5%，1%水平下显著，上三角为Spearman相关系数，下三角为Pearson相关系数。

(二)多元回归分析

表4中被解释变量为环境绩效CEP时，第一列内部控制质量IC系数为-1.328，Z值为-3.096，在0.01的水平下显著。这说明在企业内部控制质量较差时，企业管理层有更多的机会减少环境投入，从而面临较高的环境风险，此时企业的环境绩效就会变得较差。这是由于有效的企业内部控制首先通过行为约束和惩罚机制以震慑可能潜在的管理者减少环境绩效投入行为，从而降低环境事故发生的概率。[12]此外，可以通过监控及信息传导等功能，发现已经存在的不良环境行为，并预防类似行为的再次发生。

第二列民营上市企业组中，内部控制质量IC系数为-2.157，Z值为-3.896，在0.01的水平下显著，表明民营上市企业内部控制能有效提高企业环境绩效。而第三列国有上市企业组中，内部控制质量IC系数为1.086，Z值为1.296，并不显著，表明国有上市企业内部控制质量与环境绩效的相关性并不明显。这是因为随着政府对环境规制的日益严格和社会大众对环保的日益重视，国有上市企业的经营方式和经营目标往往体现着政府利益和意志，扮演着政府“形象代言人”的角色。[13]除了业绩目标外，还有多重的政治目标，管理层会更加主动提高企业环境绩效，以至于国有上市企业的环境绩效普遍较高，从而使内部控制提升环境绩效的作用有限。而民营上市企业并没有面临较为严重的监管压力，管理层与利益相关者利益更加不一致，代理成本会更高，企业的环境绩效普遍较低，从而使得内部控制质量能充分发挥提高企业环境绩效的作用，内部控制质量能有效提高企业的环境绩效。

表4 内部控制质量与环境绩效

变量预测符号全样本民营国有IC?-1.328▲-2.157▲1.086(-3.096)(-3.896)(1.296)Sale--0.080-0.2090.226(-0.479)(-0.852)(0.873)Size+0.289▲0.0680.595▲(4.377)(0.587)(6.156)ROE-0.4750.8261.296(0.807)(0.831)(1.468)Lev+0.6041.627▲-0.570(1.405)(2.813)(-0.804)Area+0.1600.426-0.448(0.744)(1.386)(-1.358)常数项-9.521▲-5.108△-15.92▲(-6.433)(-2.042)(-7.285)Year控制控制控制Industry控制控制控制观察值2 3079181 389chi2337.3145.6239.2PseudoR20.1970.1940.249

注：*，△，▲分别表示在10%，5%，1%水平下显著。

表5中，检验民营企业审计委员会独立性为低、中、高三组时，被解释变量为环境绩效CEP时与内部控制质量的关系。第一列中，审计委员会较低的一组数据，内部控制质量IC的系数为0.084，Z值为0.089，并不显著；第二列表示审计委员会独立性中间区间一组中，内部控制质量IC的系数为-2.696，Z值为-1.522，也没有显著性；在第三列表示审计委员会独立性较高的一组中，内部控制质量IC的系数为-3.907，t值为-4.472，在0.01的水平下显著，表明当审计委员会成员更加独立时，内部控制更能有效发挥作用，内部控制质量越高，企业的环境绩效越高。这是由于独立性强的审计委员会能够有效监督管理层(Carcello，2003)，审计委员会独立性越强，对内部控制存在问题提出报告的可能性就越大(Krishnan，2005)，因此独立性成为保证审计委员会履行职责的前提条件，独立性高的审计委员会更能保护中小股东的利益、监督大股东和管理层的越权与合谋舞弊，从而防范逾越企业内部控制的行为，此时内部控制质量能有效提高环境绩效。[14]

表5 审计委员会独立性、内部控制质量与环境绩效

变量预测符号审计委员会独立性低审计委员会独立性中审计委员会独立性高IC?0.084-2.696-3.907▲(0.089)(-1.522)(-4.472)Sale--0.7240.510-0.108(-1.487)(0.710)(-0.278)Size+0.1100.3010.000 1(0.511)(1.084)(0.001)ROE-0.5901.9430.162(0.378)(0.610)(0.098)Lev+0.6100.1253.097▲(0.562)(0.081)(3.266)Area+0.980*-1.148-0.103(1.862)(-0.929)(-0.226)常数项-5.154-24.60-6.028(-1.165)(-0.021)(-1.418)Year控制控制控制Industry控制控制控制观察值243222453chi230.8754.31106.9Pseudo R20.1460.3670.277

注：*，△，▲分别表示在10%，5%，1%水平下显著。

(三)稳健性测试

为验证本文实证结果的可靠性，对构建模型(2)、模型(3)以及模型(4)上述研究结果进行稳健性测试：

Log(CEPit)=β0+β1ICit+β2Center+β3IC·Center+β4Saleit+β5Sizeit+β6ROEit+β7Levit+β8Areait+Year+Industry+εit

(2)

Log(CEPit)=β0+β1ICit+β2INP+β3IC·INP+β4Saleit+β5Sizeit+β6ROEit+β7Levit+β8Areait+Year+Industry+εit

(3)

Log(CEPit)=β0+β1ICit+β2Centerit+β3INPit+β4ICit·INPit+β5ICit·Centerit+β6ICit·Centerit·INPit+β7Saleit+β8Sizeit+β9ROEit+β10Levit+β11Areait+Year+Industry+εit

(4)

稳健性检验结果如表6所示。本文将审计委员会按照中位数分为独立性低与独立性高两组，在审计委员会独立性低的一组中，内部控制质量IC与环境绩效CEP的相关系数为0.262，Z值为0.296，二者关系并不显著；而在审计委员会独立性较高的一组中，内部控制质量IC与环境绩效CEP的相关系数为-4.076，Z值为-5.085，二者在0.01的水平下显著负相关，表明审计委员会独立性越高，内部控制越能有效提高企业环境绩效[15]。在表6中，第三列检验了在不同所有权性质下的环境绩效与内部控制的关系，Center的相关系数为-0.447，Z值为-2.768，二者在0.05的水平下显著负相关，表明国有上市企业环境绩效更高；IC·Center的相关系数为1.582，Z值为2.268，二者在0.05的水平下显著负相关，表明在民营上市企业中，内部控制更能发挥提高环境绩效的作用。在表6最后两列中，检验了审计独立性对内部控制与环境绩效关系的影响，在民营上市企业样本中，INP·IC 的相关系数为-15.22，Z值为-5.664；在全样本中，IC·Center·INP的相关系数为16.69，Z值为5.005，均显著相关，皆表明随着审计委员会独立性的增强，内部控制能更好地提高企业环境绩效。结果表明，本文研究结论基本不受影响。此外，本文还考察了各模型中自变量的VIF值，发现所有变量的VIF值都小于4，模型不存在严重的共线性问题。

五、结论与启示

企业作为微观经济主体，生态环境保护与其生存发展密不可分，企业环境绩效是社会公众关注的焦点之一。现有研究主要集中于对企业环境绩效与环境信息披露、财务绩效、经济绩效等相关性进行论证，对于从公司治理层面如何提高环境绩效鲜有研究。本文主要研究结论表明：内部控制能够有效提高企业的环境绩效，这种作用在民营企业中，尤其是在审计委员会独立性较高的民营上市企业中发挥的作用更为明显。

表6 稳健性检验

变量预测符号审计委员会独立性低审计委员会独立性高全样本民营全样本IC?0.262-4.076▲-1.963▲6.230▲7.398▲(0.296)(-5.085)(-3.786)(4.088)(4.995)Center--0.447▲-0.406△(-2.768)(-2.454)INP-0.1020.273(0.147)(0.626)IC·Center?1.582△-7.468▲(2.268)(-4.003)INP·IC?-15.22▲-16.48▲(-5.664)(-6.341)IC·Center· INP?16.69▲(5.005)Sale--0.4030.076-0.014-0.2630.065(-1.013)(0.211)(-0.081)(-0.993)(0.374)Size--0.0530.2320.354▲0.1210.384▲(-0.302)(1.393)(5.135)(1.037)(5.464)ROE+2.186-0.9070.6770.5730.872(1.427)(-0.650)(1.118)(0.626)(1.417)Lev+0.2402.480▲0.7001.535▲0.334(0.264)(3.078)(1.598)(2.581)(0.752)Area+0.776*-0.0610.1100.299-0.064(1.665)(-0.139)(0.506)(0.954)(-0.292)常数项-1.660-10.20▲-10.61▲-6.159△-11.92▲(-0.452)(-2.736)(-6.961)(-2.436)(-7.584)Year控制控制控制控制控制Industry控制控制控制控制控制观察值3565622,3079182,307chi238.35135.9352.2173.1379.5Pseudo R20.1420.2850.2060.2310.221

注：*，△，▲分别表示在10%，5%，1%水平下显著。

本文研究是对环境绩效和内部控制质量方面文献的重要补充，为内部控制是否能够有效提高企业环境绩效提供了一种可能性解释，有助于深化对终极控制人问题和审计委员会独立性的理解认识，研究结论具有较强的理论意义。从实践角度来看，企业应将内部控制质量作为提高环境绩效的有效途径，重视和发挥审计委员会作用，从而完善公司治理、约束管理层行为以提高企业环境绩效，促进企业发展、社会进步与可持续发展的和谐统一。

注释：

① 根据2008年财政部颁布的《企业内部控制基本规范》，内部控制总体目标概括为：合理保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整，提高经营效率和效果、促进企业实现发展战略。

② 2010年，环保部发布的《上市公司环境信息披露指南》(征求意见稿)中将重污染企业定义为火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类行业。

参考文献：

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