企业环境责任信息披露制度绩效及其影响因素实证研究

赵 萱,张列柯,郑开放

(西南大学经济管理学院,重庆市400715)

企业环境责任信息披露制度绩效及其影响因素实证研究

赵 萱,张列柯,郑开放

(西南大学经济管理学院,重庆市400715)

采用2006－2013年重污染行业4 712家上市公司的大样本数据,建立企业环境信息披露制度绩效评价体系,统计分析了我国环境信息披露制度绩效现状;然后通过实证检验认为:企业环境信息披露制度不存在明显的时间滞后效应;最后从公司特征、外部制度环境和公司治理三个方面,对企业环境信息披露制度绩效及其影响因素进行了实证检验。研究发现,公司规模、盈利能力、环境责任信息披露制度、市场化进程、国有股权性质、独立董事比例、监事会规模、高管学历、高管年龄超过平均年龄的比重与环境信息披露制度绩效显著正相关,而董事长和总经理两职分离对企业环境信息披露制度绩效没有显著影响。公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的作用会受到外部市场环境的影响,经济发展水平较高的地区,公司治理因素对企业环境责任信息披露制度绩效的促进作用更强。

环境信息披露;制度绩效;影响因素;企业;公司

一、引 言

改革开放三十多年快速发展的中国社会经济,其可持续发展正面临高能耗、高污染的严峻挑战。在我国转变经济增长方式、大力发展低碳经济的大趋势下,企业环境责任信息越来越受到投资者、政府和社会公众的关注。近年来,随着社会环保意识逐渐增强,披露环境责任信息的企业越来越多,以重污染行业为例,据统计资料显示,2006—2013年,我国披露了环境责任信息的上市公司由237家逐年递增至810家,上市公司环境责任信息披露率也由38．98%逐年提升至81．98%。为规范和引导企业环境信息披露,全国人大常务委员会、国务院、环境保护部、国资委、证监会等政府部门相继制定了若干法规。其中,2008年上交所发布的《上海证券交易所上市公司环境信息披露指引》(监管[2008]18号)和国家环保部发布的《关于加强上市公司环保监管工作的指导意见》(环发[2008]24号),是指导和规范我国企业进行环境责任信息披露的正式法律规制,这两份文件开启了我国企业环境信息披露制度的正式建立。至今,企业环境责任信息披露制度实施七年有余,2008年建立的企业环境责任信息披露制度是否存在时滞效应?制度实施后,企业环境责任信息披露制度绩效是否有显著改善?哪些因素对企业环境责任信息披露制度绩效有显著影响?

本文以重污染行业上市公司为研究对象,试图对上述问题进行探索研究。本文通过建立企业环境责任信息披露制度评价体系,首先对我国企业环境信息披露制度绩效现状进行了统计分析,然

后实证分析了2008年正式建立的企业环境责任信息披露制度是否存在时滞效应;最后采用2006－2013年的大样本数据,从公司特征、公司治理和外部市场环境三个方面对我国企业环境责任信息披露制度绩效影响因素进行实证分析,并检验公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的影响是否受到外部环境的制约。以期为企业环境责任信息披露制度绩效的研究做出一点有益的补充,为提升企业环境信息披露制度绩效建言献策。

二、文献回顾

目前,国内外学者对企业环境责任信息披露制度绩效影响因素进行了大量实证研究,但由于选取样本时间跨度和行业性质等的不一致及采用的计量方法的不同,得出的具体结论也不尽相同,归纳来讲,影响企业环境信息披露的因素基本上可分为公司特征、公司治理和公司外部环境三方面。

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]通过实证研究发现,公司规模越大,公司环境信息披露水平也就越高,公司规模对环境信息披露水平有显著的正向作用。Spicer[4]以造纸行业作为研究对象,采用非参数检验法检验了不同环境信息披露质量下企业的财务绩效,发现:环境信息披露质量较高的上市公司,其盈利能力越强,公司盈利能力与公司环境信息披露质量存在显著的正相关关系。Karim和Lacina等[5]采用美国上市公司的相关数据,实证检验了公司特征因素对公司环境信息披露的影响,研究结果发现:影响公司环境信息披露的公司特征因素中,公司盈利能力和公司规模因素是显著的,而公司绩效因素对公司环境信息披露的影响表现出很大的不确定性。国内学者汤亚莉和陈自力等[6]以沪深两市2001和2002年披露了环境信息的60家上市公司为研究样本,采用分组均值检验和多元回归分析方法,对环境信息披露水平的影响因素进行了实证检验,实证结果认为,公司规模和公司绩效均对环境信息披露水平有显著的正向影响。张俊瑞和郭慧婷[7]、唐久芳和李鹏飞[8]等通过实证研究也认为:资产规模较大的企业和盈利能力较好的企业更倾向于自愿披露环境信息。而何丽梅和侯涛[9]基于112家重污染上市公司2008年社会责任报告的实证分析认为:在可能影响环境绩效信息披露水平的公司特征因素中,仅有公司规模因素通过了显著性检验,其余因素如资产负债率、盈利能力和实际控制人性质等变量并没有通过显著性检验,对环境信息披露水平没有产生显著性影响。崔也光和马仙[10]通过对2012年100家社会责任指数成分股进行实证研究发现:公司规模、盈利能力、偿债能力与碳排放信息披露水平不存在显著相关关系,但公司成长性与碳排放信息披露水平负相关,且通过了显著性检验。

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数据,实证检验了公司治理因素对企业自愿性信息披露的影响,发现:独立董事所占比例越大的上市公司,独立董事越能充分发挥其监督公司管理层的能力,公司管理层越有压力和动力进行自愿性信息披露; CEO两职合一的公司自愿性信息披露水平要低于两职分离的公司。而企业披露环境信息正是企业自愿性信息披露的重要组成部分。但Simon,Kar Shun Wong等[12]的实证研究结论与Forder (1992)并不一致,认为:公司的独立董事比例对公司环境信息披露水平的影响并不显著。国内学者李晚金等[13]采用沪市201家上市公司2004－2006年的数据,对环境信息披露影响因素进行实证研究时发现:上市公司独立董事比例、董事长和总经理是否二职合一等公司治理因素并没有通过显著性检验,对企业环境信息披露的影响不显著。而李强和朱杨慧[14]采用煤炭行业22家上市公司2008－2012年的相关数据,实证检验了公司治理因素对企业环境信息披露质量的影响,研究结果发现:监事会规模、董事会规模和独立董事比例等公司治理变量分别在不同水平上通过了显著性检验,认为“有效的公司治理能明显改善环境信息披露质量”。

在外部环境方面,王建明[15]、毕茜和彭珏[16]、肖华和李建发[17]等从环境规制角度实证分析了制度压力对企业环境信息披露的影响,认为:制度压力对上市公司环境信息披露有显著影响,环境规制有利于提高企业环境信息披露质量。李强和朱杨慧[14]以我国煤炭行业上市公司为研究对象,以市场化进程和政策实施力度作为外部压力的替代变量,实证检验了外部压力与环境信息披露质

量之间的关系,回归分析结果发现,市场化进程和政策实施力度两个变量分别在不同的水平上通过了显著性检验,认为“外部压力对环境信息披露质量起到了积极的提升作用”。但以上的研究都没有对不同外部环境下,公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的作用差异进行实证研究。

在对我国2008年开始实施的企业环境信息披露制度的研究方面,卢馨和李建明[18]以442家沪市A股制造业上市公司为研究样本,统计分析了2007－2008年我国上市公司环境信息披露行为的变化,并认为“我国上市公司环境信息披露在《上市公司环境信息披露指引》出台后,披露的内容、披露方式均有了明显的改善”;毕茜和彭珏[16]通过实证研究认为“环境信息披露制度有助于企业环境信息披露水平的提高”,但都没有对企业环境责任信息披露制度是否存在时滞效应进行实证检验。

本文在已有研究的基础上,从3个方面对企业环境责任信息披露制度绩效的研究进行了补充和探索:(1)建立环境责任信息披露制度绩效评价体系,对我国企业环境信息披露制度绩效现状进行统计分析,并实证检验2008年正式建立的企业环境责任信息披露制度是否存在时滞效应;(2)采用大样本数据,以2006－2013年的重污染行业上市公司为研究对象,对企业环境信息披露制度绩效的影响因素进行实证研究,更新了研究时序,长时期跨度的研究数据确保研究结论的稳健性;(3)本文不仅考察了公司特征、公司治理和外部市场环境对企业环境信息披露制度绩效的影响,还对公司治理因素对环境信息披露的影响是否受到外部市场环境的制约进行了实证检验。

三、理论分析与研究假设

(一)公司特征与环境信息披露

1.公司规模

一般而言,规模越大的上市公司,其经营行为对社会产生的影响也较大,更容易成为社会公众关注的焦点和政府监管的重点,受到政治监管和舆论监督方面的压力较大,更有动力进行披露环境责任信息,更愿意执行环境责任信息披露制度。同时,规模较大的上市公司也有充足的人力资源和财力资源,更有能力履行社会责任,而保护环境及进行环境责任信息披露是其履行社会责任的一个重要方面。国外大多数学者(Matsuo[19]、L．L．Eng和Y．T．mak[2]、Brammer和Pavelin[20])通过实证支持了这一结论:上市公司的规模与环境信息披露水平正相关。汤亚莉等[6]通过实证研究,发现披露了环境信息的中国上市公司的资产规模显著高于没有披露环境信息的中国上市公司的资产规模。因此认为,规模较大的上市公司会披露更多的环境信息。朱金凤和薛惠锋[21]、李晚金和匡小兰[13]以及沈洪涛[22]也得出类似的结论。

由此,本文提出如下假设:

假设1:公司规模与其环境责任信息披露制度绩效正相关。

2.经济表现

利益相关者三因素模型指出,经济表现因素影响着企业做出的任何决策,因此企业的环境信息披露也会受到企业经营绩效的影响。因为企业的管理层必须能够赚取利润维持其生产经营,之后才会去关注企业的社会责任和环境责任等。而从另一方面来讲,信息的搜集和披露需要成本,如果没有财务支持,就算管理层有披露环境信息的愿望,也很难实现。根据委托代理理论,在企业存在更多自由现金流时,公司管理人员为了取得个人私利而追求额外津贴及在职消费等。盈利能力较好的企业,其管理人员出于自身利益的考虑,更有可能在公司报告中披露更多更详细的环境信息,以此作为筹码索取更多的薪酬和更高的管理职位。Gray[23]的研究报告认为,公司特征对公司环境信息披露能够产生影响。目前多数学者的研究已经证实了公司盈利能力对公司环境信息披露有显著的正向影响。Belkaou和Karpik[24]、Hackston和Milne[25]、Tuwaijri等[26]、沈洪涛[22]的实证研究认为公司盈利能力和环境信息披露正相关。

由此,本文提出如下假设:

假设2:公司的经济表现与其环境责任信息披露制度绩效正相关

(二)外部环境与环境信息披露

1.企业环境责任信息披露制度

公共压力理论认为,企业对外披露环境信息主要是政府、客户、供应商、竞争对手、社区、公众、媒体等外部各利益相关者施加压力的结果。在企业外部利益相关者中,政府对企业的行为决策影响最大、最直接,因为政府制度和颁布的法律法规制度等可以直接作用于企业。因此,政府制定和颁布的关于企业环境责任信息披露方面的法规制度将对企业形成重要的压力,对企业环境责任信息披露产生直接影响。Cho and Patten[27]认为企业环境信息披露是公司在社会和政治环境中所承受公共压力的一个函数,而且这种公共压力来源于文化环境、政治环境和法律环境。肖华和张国清[28]通过对我国“松花江事件”前后公司环境信息披露的研究认为,公司环境信息披露“基本上可以解释为一种为生存正当性辩护的自利行为,是对公共压力作出的反应”。毕茜和彭珏[16]通过实证研究发现,2008年环境信息披露制度颁布后,上市公司环境信息披露水平有显著的提高,认为“环境信息披露制度有助于企业环境信息披露水平的提高”。

由此,本文提出如下假设:

假设3:制度环境差异与上市公司环境责任信息披露制度绩效正相关。

2.市场化进程

根据环境库兹涅茨曲线研究,环境污染程度随着经济发展水平呈先升后降的倒U型曲线关系。在一国经济发展水平较低时,环境污染程度也较低;经济发展伴随着工业化进程的加快,环境日趋恶化,环境污染加剧;当经济发展水平达到某一临界点后,环境污染又由高趋低,环境质量逐步改善。在经济发展水平低时,社会整体收入水平低,对环境质量的需求也较少,为大力发展经济,工业化进程加剧了环境恶化;在经济发展水平较高时,社会的整体收入水平也有了很大提高,人们会更加关注生活质量和生活环境,会对生活的环境质量产生更高的需求,人们不仅愿意购买环境友好产品,从而引导企业进行环境保护,而且政府法制法规和社会媒体舆论也会不断强化企业进行环境保护和披露环境信息的压力。上市公司所在地为发达地区时,随着生活水平的提高,人们对环境质量的要求也更高,对公司进行环境保护形成压力也更大,相应对上市公司环境责任信息披露制度绩效的影响也更大。

由此,本文提出如下假设:

假设4:市场化进程与上市公司环境责任信息披露制度绩效正相关。

(三)公司治理与环境信息披露

1.股权性质

一股独大是我国上市公司股权结构的一大特点,本文根据上市公司控股股东的股权性质,将股权性质分为国有控股与非国有控股,重点分析国有控股性质的公司治理结构是否有利于环境制度的发挥。社会责任理论认为,企业在为其所有者最大限度地追逐利润的同时,还应当最大限度的承担社会责任。环境信息披露是企业履行社会责任的一个重要方面。与私有产权相比,由于国有股东其政治代表的特殊性,国有上市公司应当更加注重环境信息披露,履行社会责任。此外,从环境信息披露的公共压力视角分析,国有上市公司在环境信息披露责任履行方面,不仅受到来自一般性法规的压力,还会受到来自国资出台的《关于中央企业履行社会责任的意见》(2007)和《中央企业节能减排监督管理暂行办法》(2010)法规的压力,国有控股上市公司更有动力披露环境信息。

由此,本文提出如下假设:

假设5:上市公司的国有控股特征与环境责任信息披露制度绩效正相关。

2.董事会特征

本文通过独立董事、董事长和总经理是否两职分离两个方面反映董事会特征。设立独立董事的初衷是为了更好地完善公司治理结构,弥补监事会监督不力,增强董事会决策的独立性,更加关

注利益相关者的利益。一般认为,独立董事在董事会中所占的比例越大,越有利于独立董事制度发挥其保护企业外部利益相关者的利益的作用,有利于促进企业披露环境信息。代理理论认为,董事长和总经理两职分离,有助于防止代理人的“败德行为”和“逆向选择”,从而维护董事会监督的独立性和有效性。

由此,本文提出如下假设:

假设6－1:上市公司的独立董事比例与环境责任信息披露制度绩效正相关。

假设6－2:上市公司的董事长和总经理两职分离与环境责任信息披露制度绩效正相关。

3.监事会规模

企业环境信息披露的合法性理论认为,公司社会责任信息披露的动因是受合法性压力驱使的,是为了满足法律或相关规定以继续经营。Patten[29]和Gray等[30]的研究先后表明,公司进行社会责任信息披露的目的是为了表明自己的经营活动合法、不违反信息披露的相关法规。公司设立监事会是为了监督公司的日常经营管理活动以及对董事、经理等人员违反法律、章程的行为予以指正。监事会的设立有利于企业进行合规性管理,有利于加强环境信息披露以免受相关法律法规的惩罚。此外,随着社会环保意识的增强,社会公众等利益相关者会越来越关注企业的环保表现,监事会规模越大,越有利于其代表利益相关者的诉求,要求企业提高环境信息披露制度绩效。

由此,本文提出如下假设:

假设7:上市公司的监事会规模与环境责任信息披露制度绩效正相关。

4.高管特征

目前,国内很少有学者讨论高管特征与环境责任之间的关系,更少有人研究高管特征对环境责任信息披露制度作用的发挥。高管作为企业最重要的资源和决策者,其背景特征与公司合法性有着密切的联系。环境信息披露的合法性理论认为,企业进行环境信息披露是为了满足法律或相关规定以继续经营。一般而言,高管学历越高,年龄越大,通常越理性,也更愿意遵守规则,更认同企业环境责任信息披露制度。

由此,本文提出如下假设:

假设8－1:上市公司高管人员的学历与环境责任信息披露制度绩效正相关。

假设8－2:上市公司高管人员的年龄与环境责任信息披露制度绩效正相关。

(四)不同外部市场环境下公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的影响

公司的行为决策是外部环境与内部制度共同作用的结果,不同的外部市场环境下,公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的作用形式和作用程度可能会不同。一般而言,在经济发展水平较高的地区,法治化水平较高,企业面临的法规监管越严,公司管理层利用环境信息披露进行合规性管理的压力较大,公司治理因素对环境信息披露制度绩效的作用更强。其次,地区经济发达水平较高地区的公司管理层可能具有更强的社会环保意识,更愿意进行环境信息披露。另外,经济发达地区,政府对企业的经营决策干预较少,公司治理机制运行更加高效,公司管理层的行为决策更容易得到贯彻执行,良好的外部市场环境更有利于公司治理因素作用于企业环境信息披露制度绩效。

基于此,提出本文假设:

假设9:在经济发展水平较高的地区,公司治理因素对企业环境责任信息披露制度绩效的促进作用更显著。

四、研究设计

(一)变量的设计

本文采用“内容分析法”对上市公司环境信息披露内容进行打分得到每家企业的环境信息披露制度绩效总得分。本文的上市公司环境信息披露绩效评价指标体系共有9个一级指标,34个具体指标,具体如表1所示。打分总规则:每项指标无描述为0分,一般文字描述为1分,定量数据描述

为2分;在社会责任报告或者环境报告书中披露为2分,仅在年报中披露为1分;未进行环境审计为0分,进行环境审计为2分;最后,将每个公司的7项指标得分加总,得到单个样本公司的环境信息披露制度绩效总得分。

表1 上市公司环境信息披露内容表

表2 研究变量的说明

本文选取盈利能力、公司规模作为公司特征变量,以控股股东性质、独立董事比例、两职合一、监事会规模、高管硕士以上学历比例、高管年龄比例作为公司治理变量,以环境责任信息披露制度、地区经济发展水平作为外部制度环境,实证检验公司特征、公司治理和外部制度环境对企业环境信息披露制度绩效的影响。为了解决数据的可比性,本文在实证回归分析时将非虚拟变量进行了Z-score标准化处理。各个变量的衡量方法见表2。

(二)模型的构建

本文以企业环境信息披露制度绩效为被解释变量,以公司模型、经济表现、环境责任信息披露制度、市场化进程、控股股东性质(CTRL)、独立董事比例、两职分离、监事会规模、高管硕士以上比例和高管年龄比例作为解释变量,建立如下线性回归模型(1)来检验前文假设1—假设8。本文根据上市公司所在地区经济发展水平,将样本分为经济发达地区样本和欠发达地区样本,分别对两组样本进行最小二乘回归,通过比较分析两组样本变量系数大小方向和显著程度验证本文研究假设

9。所建模型如下:

(三)数据来源与样本的选取

本文选取了沪、深两市2006－2013年重污染行业上市公司为研究对象,重污染行业包括电力、酿酒、水泥、感光材料、化纤、化工、纺织、玻璃、钢铁、建材、农药化肥、生物制药、石油、塑料制造、服装鞋类、供水供气、煤炭、印制包装、食品、有色金属等20个行业。剔除数据残缺的上市公司,最终进入回归分析的上市公司数量2006－2013年分别为235家、333家、409家、497家、532家、644家、714家和808家,共4 172个样本。本文手工收集的环境信息披露数据均来自于巨潮资讯网上的上市公司年报和社会责任报告,所用公司特征、公司治理数据来自国泰安金融研究数据库,市场化进程数据来自樊纲、王小鲁[31]《中国市场化指数:各地区市场化相对进程2011年报告》编制的各地区市场化指数,由于市场化指数数据只到2009年,2010－2013年的数据采用趋势外推法推算而得。数据处理均由STATA12．0和SPSS16．0软件计算完成。

五、实证检验与分析

(一)企业环境信息披露制度绩效及制度时滞效应检验

1.企业环境信息披露制度绩效现状

根据表1上市公司环境信息披露内容,结合各年份的原始数据和打分原则,可以计算出各年份企业环境信息披露制度的综合绩效,2006－2013年综合绩效的描述性统计指标如表3所示。从表中可以看出,2006－2013年我国重污染行业披露环境责任信息的上市公司逐年递增,由237家增加到810家,增长了2倍多;上市公司环境责任信息披露率也逐年上升,由38．98%提升到81．98%,增长了一倍多,越来越多的企业关注到企业环境责任信息披露。

从企业环境信息披露制度综合绩效评价描述性统计指标来看,无论是综合绩效的均值和中位数,还是最小值和最大值,企业环境信息披露制度的综合绩效均呈明显的上升态势,表明环境信息披露制度实施效果逐年改善。但应当注意到,2013年企业环境信息披露制度的综合绩效均值仅为9．11,中位数为7,而环境信息披露制度绩效的最高可能得分为55,说明目前阶段我国企业环境责任信息披露制度绩效较低,有很大的提升空间;标准差也呈递增态势,表明我国企业之间的环境责任信息披露制度绩效差异越来越大。

表3 2006－2013年企业环境信息披露制度综合绩效评价描述性统计指标

2.2008年企业环境信息披露制度时滞效应检验

本文分别采用参数检验均值检验和非参数检验Wilcoxon符号秩检验两种检验方法对企业环境信息披露制度实施前后的配对样本组进行绩效差异显著性检验,以检验2008年我国正式实施的企业环境信息披露制度是否存在时滞效应。由于2008年是我国企业环境信息披露制度正式实施的第一年,因而2006年和2007年分别属于制度实施前一年和前两年,2009年和2010年分别属于制度实施后的第二年和第三年。本文设计了四组配对样本,分别是制度实施前两年(2006年)与制度实

施第一年(2008年)、制度实施前一年(2007年)与制度实施第一年(2008年)、制度实施前一年(2007年)与制度实施第二年(2009年)、制度实施前两年(2006－2007年)与制度实施后六年(2008－2013年)。各配对样本的检验结果经整理如下表4所示。从表中可以看出,各组配对样本数占各年总样本比例均在65%以上,表明配对样本能够反映相应年份制度实施前后绩效差异的总体情况。

第一配对组和第二配对组的结果显示,制度实施第一年的综合绩效高于制度实施前一年25．06%,高于制度实施前两年146．98%,且两组配对样本的均值T检验和Wilcoxon检验均在1%的水平上通过了显著性检验;第三配对组的结果显示,制度实施第二年的综合绩效显著高于制度实施前一年70．37%,且在1%的水平上通过了均值T检验和Wilcoxon检验;第四配对组的结果显示,制度实施后六年综合绩效高于制度实施前两年165．47%。2008年制度实施后信息披露制度综合绩效均显著大于制度实施前,说明2008年企业环境信息披露制度正式建立后,我国环境信息披露制度绩效有了显著改善,环境信息披露制度在改善环境信息披露制度绩效方面发挥了重要作用,但不存在明显的时间滞后效应。

表4 企业环境信息披露制度实施前后绩效差异显著性检验

(二)解释变量的描述性统计分析

表5实证解释变量的描述性统计显示,环境信息披露制度均值为0．864,说明2008年及2008年后的样本占比86．4%;市场化进程均值为9．228,最小值为0．38,最大值为13．934,表明样本公司所处的外部市场环境有较大差异;股权性质均值0．537,中位数为1,表明样本公司中国有控股公司占一半以上;样本公司独立董事比例均值为0．365,中位数为0．333,监事会规模平均4人,大多数样本公司监事会规模为3人,基本达到证监会的要求;两职分离均值为0．806,由于此变量为虚拟变量,当董事会和总经理两职分离时取值1,两职合一时取值0,表明样本公司股权较为分散,大部分样本公司董事会和总经理分别由两人担任;高管学历平均值为0．193,中位数0．094,表明样本公司中硕士学历的高管较少,大部分高管的学历在本科及本科以下,高管的学历水平有待提升;高管学历年龄均值为0．447,中位数为0．438,表明多数样本公司高管相对较为年轻。

表5 解释变量描述性统计

(三)回归结果及分析

为了解决数据的可比性,本文在回归分析时将模型中所有非虚拟变量进行了Z－score标准化

处理。由于截面数据容易产生异方差问题,本文采用稳健标准差对模型(1)进行最小二乘回归时,以保证回归结果的有效性。为了检验本文的研究假设1～假设8,本文分别以公司特征变量、外部环境变量和公司治理变量为解释变量,验证了企业环境信息披露制度绩效的影响因素,结果见表6的回归(1)～(3),回归(4)是全变量下的回归结果。在验证研究假设9时,本文将样本分为经济发达地区样本和经济欠发达地区样本分别进行最小二乘回归,通过对比分析公司治理变量的系数变化,检验外部市场环境对公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效作用的影响,回归(5)、(7)表示经济欠发达地区样本回归结果,回归(6)和回归(8)表示经济发达地区样本回归结果。从回归(4)、(7)、(8)的方差膨胀因子来看,方差膨胀因子均小于10,说明自变量之间不存在严重的多重共线性问题,将所有自变量纳入回归模型是合适的。

回归(1)、(4)显示,公司规模和每股收益均在1%的水平上,与环境信息披露制度绩效显著正相关,说明公司环境信息披露水平会随着公司规模和盈利能力的增加而显著提高,本文假设1和假设2得到验证。回归(2)、(4)显示,环境信息披露制度在1%的水平上显著,说明我国2008年颁布的企业环境信息披露制度对企业环境信息披露制度绩效有显著影响,制度颁布后,企业环境信息披露制度绩效有显著提高,从而验证了本文假设3;市场化进程分别在10%和1%的水平上与环境信息披露制度绩效显著正相关,说明环境责任信息披露制度绩效受到外部市场环境——上市公司所在地的市场化水平的显著影响,从而验证了假设4。回归(3)、(4)显示,影响环境信息披露制度绩效的公司治理因素中,股权性质CTRL均在1%的水平上与环境信息披露制度绩效显著正相关,表明与非国有控股的公司相比,国有控股上市公司环境责任信息披露制度绩效更高,当前国有控股上市公司在环境信息披露方面起着主导作用,假设5得到验证;在回归(3)中,独立董事比例在5%的水平上通过了显著性检验且相关,假设6－1得到验证,但在全变量回归(4)中并没有通过显著性检验,说明独立董事比例与环境信息披露制度绩效的相关性并不稳健;两职分离变量均没有通过显著性检验,说明上市公司董事长和总经理两职分离对环境信息披露制度绩效没有显著影响,假设6－2没有得到验证;监事会规模均在1%的水平上通过了显著性检验,且正相关,说明监事会规模越大越有助于环境信息披露制度绩效,假设7得到验证;高管学历硕士以上比例和高管年龄比例均在1%的水平上通过了显著性检验且正相关,说明硕士以上学历的高管多、高管的年龄超过平均年龄的比重高,有助于环境信息披露制度绩效的提高,假设8－1和假设8－2得到验证。

在经济欠发达地区样本回归(5)中,变量股权性质的系数为0．109且在5%的水平上显著,而在经济发达地区样本回归(6)中,变量股权性质的系数为0．222且在1%的水平上显著,后者远远大于前者;变量独立董事比例在回归(5)中系数为0．036,且没有通过显著性检验,而在回归(6)中系数为0．044,且在5%的水平上通过了显著性检验,后者远远大于前者;变量监事会规模在回归(5)中系数为0．021,且没有通过显著性检验,而在回归(6)中系数为0．117,且在1%的水平上通过了显著性检验,后者远远大于前者;高管硕士以上学历比重和高管年龄大比重在回归(5)中系数分别为0．083和0．154,且均在1%的水平上显著,而在回归(6)中系数分别为0．1和0．160,且均在1%的水平上显著,后者大于前者;仅有变量两职分离在回归(5)、(6)中均没有通过显著性检验。在控制了公司规模等其他变量后,回归(7)中仅有高管特征变量在1%的水平上通过了显著性检验,且与环境信息披露制度绩效正相关,而在回归(8)中,股权性质、监事会规模、高管年龄大比例和高管硕士以上学历比例均与环境信息披露制度绩效正相关,且在1%和10%的不同水平上显著,除高管硕士学历比重变量外,其余股权性质、监事会规模、高管年龄大比例公司治理变量系数均高于回归(7)。说明相对于经济欠发达地区的样本公司而言,在经济发达地区样本公司中,公司治理因素对提高企业环境信息披露制度绩效的作用更强,公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的作用会受到外部市场环境的影响。本文研究假设9得到验证。

表6 企业环境责任信息披露制度绩效影响因素回归结果

六、研究结论和政策建议

本文采用2006－2013年重污染行业4 172家上市公司的大样本数据,首先对我国企业环境责任信息披露现状进行了统计分析,认为:企业环境信息披露制度综合绩效均呈明显的上升态势,但目前阶段我国企业环境责任信息披露制度绩效仍较低,且企业之间的环境责任信息披露制度绩效差异越来越大。然后本文对2008年正式建立的环境信息披露制度是否存在滞后效应进行了检验,结果发现:2008年环境信息披露制度正式建立后,企业环境信息披露制度绩效有显著提高,但环境信息披露制度不存在滞后效应。最后本文从公司特征、外部制度环境和公司治理三个方面,对企业环境信息披露制度绩效的影响因素进行了实证检验。研究发现,在公司特征因素方面,环境信息披露制度绩效会随着公司规模和盈利能力的增加而显著提高;在外部制度环境方面,2008年实施的企业环境责任信息披露制度对制度绩效的提高有显著的促进作用,市场化进程与环境责任信息披露制度绩效显著正相关;在公司治理因素方面,国有股权性质、独立董事比例、监事会规模、高管学历、高管年龄超过平均年龄的比重与环境责任信息披露制度绩效正相关,而董事长和总经理两职分离对企业环境责任信息披露制度绩效没有显著影响。公司治理因素对企业环境信息披露制度绩效的作用会受到外部市场环境的影响,经济发展水平较高的地区,公司治理因素对企业环境责任信息披露制度绩效的促进作用更强。

基于以上结论,笔者认为应当通过国有控股的大型上市公司充分发挥其示范效应,引领我国企业整体环境信息披露制度绩效的提高;进一步推动公司治理水平,充分发挥公司治理对企业环境信息披露制度绩效的促进作用;进一步完善企业环境信息披露制度法规,规范企业环境信息披露,加强企业外部市场环境建设,实现内部治理机制与外部制度环境的良性互助,促进我国企业环境信息披露制度绩效的提高及经济的可持续发展。

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责任编辑 张颖超

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1673-9841(2015)03-0064-11

10．13718/j．cnki．xdsk．2015．03．009

2014-12-15

赵萱,西南大学经济管理学院,博士研究生。

国家社会科学基金项目“中国企业环境责任信息披露制度研究”(10XGL001),项目负责人:彭珏;中央高校基本科研项目“环境政策对我国金融运营的影响”(SWU1209194),项目负责人:赵萱。