基于政治理论观论环境信息揭露程度与环境声誉关联性的研究

基于政治理论观论环境信息揭露程度与环境声誉关联性的研究

张江海

（中共福建省委党校，福建福州350001）

摘要：文章旨在探讨上市公司环境信息揭露的程度以及自愿性环境信息揭露程度与环境声誉之关系，透过内容分析法，量化企业的财务报告环境信息揭露内容，比较并分析其内涵，提出假说，并进行实证分析，得出结果：当公司承受越负面环境声誉时，将提供越多的自愿性环境信息揭露程度于财务报告中；当公司拥有越正面环境声誉时，将越增加管理者将其相对之管理绩效自愿性揭露于财务报告中。

关键词：环境信息；程度；环境声誉

一、前言

强调功利哲学的自由经济主义学者，认为企业自利行为可导致社会资源分配更有效率，进而极大化社会福利。但是有学者整合不同的研究领域，包括了人口生态的悲剧、集群行为的推理等，说明了企业不配合集群利益的不合理。而wood（1991）更认为自由经济主义的拥护者忽略了权利与公平、正义的问题，因此提出企业与社会相互依存的观点，奠定了企业的社会责任，使得企业社会责任会计的理论思潮愈趋成熟。[1]Gray（1995）认为社会政治理论导致了公司社会揭露的深度解析，该理论之基本观念在于企业与社会系相互依存，而社会对企业之正当行为与结果有确切之预期，社会政治理论依据切入之观点不同，更发展出政治经济理论、正当性理论与利害关系人理论，企业社会责任会计强调企业本应主动积极负起社会责任，此时会计扮演的沟通角色更显重要，事实上许多先进国家对所谓的环境会计已逐渐重视，认为环境会计应为社会责任报告重要的一环。而环境会计信息之自愿性揭露已无法满足社会之需，部份强制性揭露已成为现代环境会计发展之趋势。[2]许多先进国家，如丹麦、荷兰、美国、瑞典、挪威、澳洲及纽西兰，已针对环境信息有程度不等之强制揭露规定。国内对企业所从事之环境活动，无论于相关评等、财务性或非财务性资料的统计数据，皆缺欠完备之资料库，因此环境议题的研究，多以个案探讨或问卷调查之方式进行。[3]而如何衡量企业环境声誉，企业环境声誉与其环境揭露程度之间是否具关联性，更是值得关心的问题。

二、研究假说与方法

（一）研究假说

本研究以环境声誉替代环境绩效，依据社会政治学理论，以罚款与赔偿作为负面环境声誉之替代变数，形成本文研究假说为：

假说一：当公司承受越负面环境声誉时，将提供越多的自愿性环境信息揭露程度于财务报告中。

假说二：当公司拥有越正面环境声誉时，将越增加管理者将其相对之管理绩效自愿性揭露于财务报告中。

（二）研究方法

1.样本选取与资料收集

本研究以2012与2013年为研究期间，并采用混合资料（pooling data）以检视此期间上市公司的财务报告环境信息揭露程度，以及验证自愿性的环境信息揭露程度与环境声誉之关联性。研究以上市公司为研究对象，针对不同研究目的，有不同之样本筛选过程，终有不同之样本数，分述如下：

（1）探讨上市公司财务报告环境信息揭露程度

为探求上市公司财务报告环境信息揭露程度，本研究首先选取于2013年已上市，且于2014年仍未下市的公司，而后删除特殊产业（运输业、观光业、金融保险业、百货业与其它），取得财务报告的上市公司，共650家样本公司。

（2）探讨上市公司自愿性环境信息揭露程度与环境声誉之关联性

于探讨上市公司自愿性环境信息揭露程度与环境声誉之关联性时，本研究以前一阶段，即探讨上市公司环境信息揭露程度之样本公司为研究对象，但为避免影响测试结果，将再行删除相关变数资料（包括罚款与赔偿、环境支出预算、公司规模与上市年龄）遗漏不全的公司，共242家样本公司。

2.实证模型

首先，为验证本研究假说一与假说二，透过变数衡量后构建出如下所示之实证模型：

其中，VDisclosure代表公司自愿性环境信息揭露程度；UR代表因污染环境所遭受之罚款与赔偿；Budge代表公司对次年之环境支出预算；ISO代表认证取得与否；Size代表公司规模；Age代表公司上市年数；HSEN代表高环境敏感群之虚拟变数；LSEN代表低环境敏感群之虚拟变数；ε为回归模型之误差项；0α为常数项；1β、2β……7β为回归系数；t为样本期间。本研究关切的是模式中罚款与赔偿变数UR、环境支出预算Budge与ISO认证ISO的斜率1β、2β与3β。当1β显著为正时，则假说一成立，表示较差的环境声誉，将提供较多的自愿性环境信息揭露程度于财务报告中。当2β与3β显著为

正时，则假说二成立，表示较佳的环境声誉会增加管理者将其相对的绩效揭露于财务报告中。

机电一体化是电子机械工程学中的重要组成部分，涵盖了自动控制、机械技术等学科，对机电一体化技术来说，由各学科交叉与融合发展而成。在互联网与计算机等技术快速发展的今天，煤矿机械中也应用了很多现代化技术，提升了机械生产的效率，如通过引入微电子技术，可以实时监督与控制煤矿，并进行故障诊断等。[1]煤矿生产过程比较复杂，要求有良好的通风与供电条件，这就凸显了电子控制系统的重要性，关系着煤矿生产自动化水平的提升。随着煤矿现代化发展速度的加快，在煤矿生产中除了要应用机械与液压技术以外，还要引进机电一体化数控技术，确保煤矿生产效率进一步得到提升，从而获得更大的经济效益。

三、实证结果与分析

（一）上市公司财务报告的环境信息揭露程度

上市公司财务报告之环境信息报导家数与揭露程度。在经济影响方面，对信息项目“对未来污染控制设备支出之估计”、“污染改善对公司盈余之影响”与“污染改善对公司竞争地位之影响”有较多之报导。其中“对未来污染控制设备支出之估计”与“污染改善对公司盈余之影响”之报导，获得分数2之公司家数分别占有360家与183家，平均得分数分别为1.08与0.57，说明了此二项多为量化信息之揭露。而“污染改善对公司竞争地位之影响”获得分数1之公司家数占有102家，平均得分数为0.49，说明了该项多为非量化信息之揭露。

在诉讼方面，“过去与现在之罚款与赔偿”报导之公司家数为598家，高达样本公司92%，且皆为量化信息之揭露（可获得分数2）。而同为非自愿性环境信息揭露项目之“未来潜在之罚款与赔偿”，报导之公司家数仅为7%，且此些公司多揭露未来没有罚款与赔偿情事之量化信息，显示公司若处于未决争讼时，则倾向隐瞒该项信息。

在污染抑制方面，信息项目为“控制、安装、设施或过程处理之描述”者有较多之报导，报导之公司家数为199家，平均得分数为0.37。各信息项目之报导，多为非量化之信息揭露（可获得分数1），此结果回应了环保单位无法公布企业废弃物排放量数据之顾忌，即污染抑制是属企业的商业机密，涉及企业营运技术（包括防治污染设备种类）的外泄。因此，信息项目的敏感，使得公司揭露意愿不高。

在其他信息方面，“其他环境政策或公司对环境之关切”有较多的报导，报导家数为89家，平均得分数为0.11，且皆为非量化的环境信息揭露（可获得分数1）。此些公司多会说明其对环境保护的政策与口号，如“秉持保护环境永续经营之理念，持续投资改善”等。

非自愿性环境信息揭露总平均得分数为4.18（依据量表，最高可获得分数12），自愿性环境信息揭露总平均得分数为1.67（依据量表，最高可获得分数24），显示上市公司之环境信息揭露程度不佳，揭露信息多为不完整。此结果的可能原因在于环保单位与业界皆认为环境信息（尤其有关于企业废弃物排放量数据）是“商业机密”。另一原因在维护企业的商业机密，如企业了解其竞争者的废弃物排放量数据后，将与产值多寡作比较，并推估缴交予政府基金，如空污基金，因此，除了涉及企业技术外泄，包括防治污染设备种类，尚可能使主管机关的监督能力受到质疑。因此，基于上述理由，自愿性环境信息揭露程度的不完整，隐含着企业对额外信息的报导成本超过可能的利益所使然。唯环境信息之揭露，应从企业的社会责任角度切入，亦即企业应告诉相关利害关系人其如何耗损自然资源、如何减少耗损自然资源以及如何保护自然资源，毕竟自然资源非私有财，而将环境信息列为“商业机密”者，则过于似是而非了。[4]另一方面，上市公司对于非自愿性环境信息揭露程度的不完整，则说明了我国规范未具强制力，政府机关与专业团体（如查核人员）的监督角色未彰显的结果。[5]

1.叙述统计分析

自愿性环境信息揭露程度的平均数为2.3067分，依据研究量表的设计，自愿性环境信息揭露程度最高可获得24分，显示公司于自愿性环境信息揭露之程度均不高，即使实际最高得分亦仅有13分，为量表总分之一半。罚款与赔偿（ur）之平均数为0.0015，极大值亦仅为0.0518，显示样本公司之罚款与赔偿数皆不高，不及净营业收入之万分之一，其中可能原因是样本公司污染环境情况不严重，亦或是法规制定过于宽松。

2.多元回归分析

环境声誉变数对自愿性环境信息揭露程度的回归分析结果中，公司上市年数（age）与公司规模（size）皆达显著水准，表示已控制了公司间与公司上市年数及规模相关的各种非特定差异对自愿性环境信息揭露程度的影响。公司规模（size）之系数为正（4β为0.5920），与预期方向相符，显示公司规模越高则自愿性环境信息揭露程度越高。惟公司上市年数之系数为负（5β为-0.0242），与预期方向不符，即公司上市年数越少则自愿性环境信息揭露程度越高，可能之原因在于公司处于成长或成熟期时，将越加利用自愿性环境信息之揭露，以管理其环境声誉。于负面环境声誉方面，公司因污染环境所遭受之罚款与赔偿（ur）与自愿性环境信息揭露程度（vdisclosure）呈现显著正相关（1β=107.3286，p值<0.01），此结果支持假说一：当公司承受越负面的环境声誉时，将提供较多之自愿性环境信息揭露程度于财务报告中。于正面环境声誉方面，公司对次年的环境支出预算（budget）与iso认证取得，皆与自愿性环境信息揭露程度（vdisclosure）呈显著正相关（2β为0.4626，3β为0.5855，p值皆<0.05），此结果亦使假说二获得支持：当公司拥有越正面的环境声誉时，会增加管理者将其相对之管理绩效揭露于财务报告中。整体而言，实证模型具显著性（f值为14.18，p值<0.01，2r=17.30%）。

四、结论

本研究在于探讨上市公司财务报告的环境信息揭露程度，并以环境声誉与公司特性捕捉公司自愿性揭露环境信息的可能，以验证社会政治理论之观点。结果发现上市公司的环境信息揭露程度不佳，揭露信息多为不完整，且较多量化的信息并非自愿性报导。此结果的可能原因在于环保单位与业界皆认为环境信息是商业机密，额外信息的报导成本超过可能之利益所使然。

接着于控制公司特性后，负面环境声誉越大的公司，其自愿性环境信息揭露的程度越高，符合了社会政治理论之预测，而本研究将社会政治理论运用于解释环境信息揭露与环境声誉间的关系，亦可获得验证，故假说一成立。另外，于控制公司特性后，拥有正面环境声誉越大的公司，其自愿性环境信息揭露的程度越高，与本研究之预期一致，故假说二成立。

（注：本文系福建省政府公开测评指标体系研究项目，项目编号：2013B14）

参考文献：

[1]朱文娜.我国环境会计的信息披露问题[J].辽宁经济，2004，（2）.

[2]蔡荣芳,尹玲燕.试论环境会计信息披露[J].经济师，2004，（1）.

[3]孟丽丽.上市公司环境会计信息披露实证分析[J].计划与市场探索，2003，（9）.

[4]李洪光，孙忠强.我国环境会计信息披露模式研究[J].审计与经济研究，2002，（6）.

[5]罗梅.浅谈环境信息的披露与鉴证[J].中国注册会计师，2002，（4）.