上市公司环境信息披露水平影响因素研究*——以76家重污染行业为例

燕山大学经济管理学院 王佳 刘禹彤

上市公司环境信息披露水平影响因素研究*
——以76家重污染行业为例

燕山大学经济管理学院 王佳 刘禹彤

环境信息披露是政府和公众对企业进行经济监督和环境保护的有效手段。本文以2011-2015年深沪上市的76家重污染行业为研究对象，首先验证了公司的盈利能力、国有资产比例、公司规模、独立董事比例、审计机构的权威性、政府重视程度是影响环境信息披露水平的重要因素。并在此基础上结合公司治理、财务指标和外部监督，构建了多元线性回归模型，分析了各影响因素的影响力水平。最后针对研究结果，提出了提高环境信息披露水平的建议。

环境信息披露 影响因素 重污染行业

一、引言

当前我国企业经济发展迅速，环境问题却凸显出来，已受到各界利益相关者关注。企业作为经济发展的主体，不能光顾着追求经济获利能力，而应承担起一定的社会责任，以达到社会财富的最大化。为此，相关企业尤其是重污染企业应该客观公正地披露环境信息，使外部环境成本内部化，减少社会负担，从而实现企业生产经营活动的资源消耗与环保的良性互动，进而更持续稳定的发展。环境信息披露一方面是环境会计的重要内容，另一方面也是政府和公众对企业进行经济监督和环境保护的有效手段。

当前，环境污染问题不容乐观，环境会计也越来越受关注，对环境信息披露的要求也在不断提高。Walker H,Sisto L D,McBain D（2008）指出，在外部监管不足时，企业不太主动披露环境信息。随着经济社会发展，来自包括政府、社会公众、环保团体、新闻媒体等各方面的的监督，日益形成了督促企业环境信息披露的外部压力。Freedman（2010）对影响环境信息披露水平的因素进行分析研究，指出其披露水平和企业的行业、市场业绩、公司规模有关。Huang（2010）指出，排名靠前的会计师事务所审计的企业，对披露环境信息有更高的积极性。王霞、徐晓东、王宸（2013）研究表明，政府施加的压力和声誉的内在激励会很大程度上影响环境信息披露的水平，另外债权人的监督、高管的两职分离情况也会对其产生影响，但影响不显著。沈洪涛、冯杰（2012）指出，政府部门的作用强度显著影响环境信息披露的水平，同时也增强了舆论监督作用。唐久芳、李启平（2011）指出上市公司的盈利能力、偿债能力和公司规模会对环境信息披露的水平产生显著正相关影响；公司的成长能力、负债情况与其关系不显著。另外，行业为重污染的行业更愿意披露环境会计信息。熊家财（2015）认为公司规模大、盈利能力强、国有控股比例高的公司更愿意披露环境会计信息。钱红光、赵曦（2013）指出，国有控股企业披露水平更高。国有控股企业是国家的支撑，有更多的资源和获利能力，也要考虑自身形象，顾及到更多的责任。

通过梳理国内外研究文献可以看出，目前国内外对环境信息披露水平影响因素的研究不尽相同。本文以深、沪地区重污染行业76家A股上市公司为研究对象，从其年报数据中深入分析环境信息的披露情况，并建立回归模型，对其影响因素进行研究。

二、研究设计

（一）假设提出本文从内部和外部因素选取6个变量，作为解释变量，同时提出以下假设：

H1：获利能力与环境信息披露水平呈正相关

本文用每股净资产同比增长率来衡量企业获利能力。公司的获利能力代表公司经营活动的成果，获利能力越强，其经营活动所产生的影响会越大，更易引起社会和政府的关注。企业面临形势和环境，将披露更多环境信息。

H2：公司规模与环境信息披露水平呈正相关

本文在度量企业规模时，将用资产的自然对数来计量。规模越大的上市公司越倾向于披露更全面的信息，这其中包括环境会计信息，并且也愿意主动承担社会责任，因为这样更能体现公司价值，获得利益相关者的信任。

H3：国有控股比例与环境信息披露水平呈正相关

国有及国有控股的企业在我国经济中占有主体地位，发挥了主导作用。国有企业能很大程度上带动国民经济增长、推动技术的进步、促进就业，最重要的是在履行社会责任各方面也会做出很大贡献。国有企业因为其特殊的社会地位，将更加受到社会大众的监督。

H4：独立董事比例与环境信息披露水平呈正相关

独立董事指其职务与公司不存在利害关系或不在公司内，可以为公司的决策作独立判断的董事成员。独立董事的存在提高了决策的质量，优化了公司结构，他们的决策会更客观，有利于企业的发展。故推断，独立董事比例高的企业，披露水平越高。

H5：政府重视程度与环境信息披露水平呈正相关

政府重视程度体现了其对相关政策的态度和倾向，如果政府对相关政策采取鼓励、激励和补贴，那么各企业从短期来讲为了生存，从长远来说为了获得良好的形象和声誉，将会更积极地响应政府的政策。

H6：审计机构的权威与会计师事务所与环境信息披露水平呈正相关

审计具有提高公司经营活动情况的透明度和年报可信程度的作用，而具体而言，其可信度由审计机构权威性决定。相应的公司选取权威性较高的审计机构，也就意味着选择了承担更大的社会责任即更加主动地披露更全面的信息。针对审计机构的权威性，本文采用的是虚拟变量，若审计机构为“四大”为1，否则为0。

（二）变量设计

（1）被解释变量。本文被解释变量用环境信息披露指数确认，对其年报披露的内容以赋值评分方式，对环境信息披露水平进行计量，评分标准见表1。

表1 信息披露的评分标准

环境信息披露指数，指对每个公司的各方面环境指标分数加和,得到实际得分,再除以最大得分值。即EDIk=∑EDIk/∑MEDIk*100。∑EDIk是第k家公司指标实际得分之和；∑MEDIk为最大得分值。

对于“信息披露指数”变量,采取内容分析法，全面考虑我国A股上市公司环境信息披露的特征及数据采集的可实施性,从10个方面度量披露水平：排污费、环保投资、借款、补贴、政策影响、绿化费、三废利得、税收优惠、环境认证、或有事项、其他。以上10个方面均从定量和定性角度分析，并认为二者具有相同的作用和影响。将这些指标得分之和为实际得分，再除以最大得分（20分），即为指数，见表1。

（2）解释变量。本文设置了6个自变量，见表2。其中的预期符号表示解释变量和被解释变量的相关性，“+”代表正相关，“-”代表负相关。其中，政府补助情况采用虚拟变量，获得补助为1，否则为0；同样，审计机构是具有权威性的“四大”为1，否则为0。

表2 变量定义表

（3）控制变量。上市公司重污染行业的选取依据为环保部2010年发布的《上市公司环境信息披露指南》认定的16个重污染行业有：建材、火电、制药、石化、煤炭、水泥、冶金、造纸、发酵、钢铁、纺织、采矿业、酿造、制革、电解铝及化工。本文以重污染行业及所披露上市公司数据来源的年度作为控制变量。

（三）样本选择与模型建立本文选取在深、沪证券交易所上市的重污染行业A股上市公司2011-2015年度的报表数据为研究样本，剔除ST、PT类财务异常、连续亏损及数据不全的上市公司。数据资料来自于万德数据库、国泰安数据库、新浪财经网，本文共选择76家公司。

为分析影响披露水平的因素，将披露指数作为被解释变量，以公司的获利能力、公司规模、国有资产比例等情况作为解释变量，建立模型如下：

三、实证结果分析

（一）描述性统计分析表3为所有变量的统计数据。从总体来看，披露指数不高，最低是0，最高为0.6，平均值0.0676，方差0.09，说明差距不大。每股净资产同比增长率最小值为-8090，最大值为2080.7，均值-85.6974。公司规模最低为19.54，最高为25.18，均值在22.0156，普遍在22左右。国有控股比例均值为0.0522，普遍不高。国有控股比例不低，均值为0.0522。独立董事比例最低为0，最高为0.62，平均水平适中为0.3674。政府补助水平适中，均值为0.4421。审计机构是“四大”这样具有权威性的事务所的企业较少，均在0.0763水平上。

表3 描述性统计分析

（二）相关性分析本文选取了6个解释变量，这些变量之间的存在的相关性将会影响回归的结果，故对其进行皮尔森分析，其相关性检验的结构见表4。表4中看出，公司规模、国有持股比例、政府补助、审计机构均与环境信息披露水平在5%或1%水平上显著相关，这说明本文的研究存在一定的基础和现实意义。皮尔森系数的绝对值均小于0.8.除个别数据有点偏高，整体绝大部分都在0.5以下，最低0.039，因此不存在严重的贡献问题。本文还采用了方差膨胀因子进一步进行分析，若VIF介于1至10之间则不存在共线性的问题。如表5，VIF均在1至2之间，表明各变量间不存在严重共线问题。

表4 皮尔森相关系数检验

（三）回归结果及分析对面板数据的多元回归结果进行分析（见表5、表6、表7），得出6个变量都通过显著性检验。回归模型的拟合优度R方为0.692，校正调整R方为0.687，表明解释能力及拟合优度较好。F值为139.810，sig=0. 000,其值小于0.01，表明模型线性关系总体显著。

表5 模型汇总表

表6 多元回归结果分析

表7 回归模型显著性检验

获利能力与环境信息披露水平正相关，sig=0.044，5%水平上通过显著性检验，t=2.017为正，故接受原假设；回归系数为16.630，不考虑其他影响，每股净资产同比增长率每增加或减少1%，环境信息披露指数增加或减少16.63%。公司规模与环境信息披露水平正相关,sig为0.000，1%水平上通过了显著性检验，t=5.453为正，原假设被接受；回归系数0.014，不考虑其他影响，公司规模的自然对数每增加或减少1%，环境信息披露指数增加或减少0.01%。国有控股比例与环境信息披露水平正相关，sig=0.022，5%水平上通过显著性检验，t为2.306为正，接受原假设；回归系数为0.046，不考虑其他影响，公司国有控股比例每增加或减少1%，环境信息披露指数增加或减少0.05%。独立董事比例与环境信息披露水平负相关，sig=0.020，5%水平上通过显著性检验，t为-2.332为负，说明两者呈负相关，拒绝原假设；回归系数-0.107，不考虑其他影响，独立董事每增加或减少1%，环境信息披露指数减少或增加0.107%。政府重视程度与环境信息披露水平正相关，sig=0.000，1%水平上通过了显著性检验，t=24.683为正,接受原假设；回归系数为0.140，不考虑其他影响，独立董事每增加或减少1%，环境信息披露指数增加或减少0.14%。审计机构权威性与其正相关，sig=0. 002，1%水平上通过了显著性检验，t=3.076为正，接受原假设；回归系数为0.035，不考虑其他影响，独立董事每增加或减少1%，环境信息披露指数增加或减少0.04%。

四、结论与建议

（一）研究结论通过上文多元回归模型的建立与分析，可以得出如下结论：从财务指标看，公司的获利能力与披露水平正相关。盈利能力越强，企业越愿意将其财务状况及其他方面更全面的外对公布，以吸引更多外来投资者、债权人等相关利益者。从公司内部考虑，公司规模与披露水平正相关，规模越大越容易吸引外部利益相关者，企业为了长远的利益及良好的形象，将会更主动地披露更多的环境信息，来获得社会公众的认可。独立董事比例与披露水平呈显著负相关，得出的结论和假设不一致。其原因可能是目前我国企业独立董事运行机制及内部控制仍不完善，决策的科学性和客观性还有待提高，不能充分地保护中小股东。虽然大多数上市公司已配备独立董事并已执行，但独立董事制度毕竟是舶来品，在实际中也会存在不少问题，独立董事行权不积极，也影响实证数据及结果。另外，国有控股比例和其披露水平正相关，国有企业因地位特殊，应承担更多的责任，同时也能保持良好的形象，故会披露更多环境信息。政府的重视程度体现在相关补助等方面，在政府的支持下，企业面对披露环境信息的问题时会采取更积极的态度。这样既提升了公众形象又响应了政府政策。审计机构若为权威性较高的“四大”事务所，企业为应对压力会提高披露水平。

（二）相关建议针对上述结论，本文提出提高环境信息披露水平相关建议：首先，加大环保宣传力度，增强社会的关注意识和认可度，从而无形中增加了企业的外部舆论压力和社会责任意识。其次，优化公司治理结构，增强大股东和独立董事的环保意识和社会责任感，从企业的长远利益出发，实现经济效益和社会效益、财务绩效与环境绩效的统一和双赢。然后，加强政府环保补助和环境信息披露的激励制度，形成社会制衡机制，让企业意识到环保的重要性，并形成良性的循环，上升为企业行为的潜意识，有利于其可持续发展。最后，尽量选择“四大”会计师事务所来加大社会监督力度，以此提高披露水平。

*本文系河北省社会科学基金项目（项目编号：HB15GL020）、河北省自然科学基金项目（项目编号：G2014203269）、河北省社会科学发展研究课题（项目编号：2015050202）、2016年燕山大学基础研究专项课（项目编号：16SKY002）阶段性研究成果。

［1］王霞、徐晓东、王宸:《公共压力、社会声誉、内部治理与企业环境信息披露——来自中国制造上市公司的证据》，《南开管理评论》2009年第2期。

［2］沈洪涛、冯杰：《舆论监督、政府监管与企业环境信息披露》，《会计研究》2012年第2期。

［3］唐久芳、李启平：《企业财务状况对环境信息披露影响的实证研究——以湖南上市公司为例》，《珞珈管理评论》2011年第1期。

［4］熊家财：《我国上市公司环境会计信息披露现状与影响因素——来自重污染行业上市公司的经验证据》，《南方金融》2015年第12期。

［5］钱红光、赵曦：《基于重污染行业间的环境信息披露影响因素比较》，《经营管理者》2013年第12期。

［6］Walker H,Sisto L D,McBain D.Drivers and Barriers to Environmental Supply Chain Management Practices:Lessons from the Public and Private Sectors.Journal of Purchasing&Supply Management,2008.

［7］Freedman M.Global warming disclosure:impact of Kyoto protocol across countries.Journal of International Financial Management and Accounting,2010.

（编辑 刘姗）