公司治理、环境绩效与环境信息披露——基于河南省制造业上市公司的经验证据

王希胜,常慧青

(华北水利水电大学 管理与经济学院，河南 郑州 450046)

环境污染已成为全球性问题。近年来，中国环境污染治理虽取得一定成效，但企业生产和居民生活过程中污染物排放量依然居高不下，用“先污染后治理”的观念来处理发展与环保的关系已经严重阻碍了社会的可持续发展。因此，国家越来越重视企业的社会责任履行情况，频繁出台有关文件来规范企业环境信息披露行为，以更好地协调经济发展与环境保护之间的相对平衡。企业环境信息披露已成为社会了解企业环保成效、制定环保政策以及预测环境变化的重要渠道，环境绩效也成为公众评判公司环保态度的常用指标。然而，有哪些因素会影响环境信息披露？环境信息披露能否真正反映企业实际环保态度？环境绩效能否体现企业环境信息披露？研究结果不尽相同。

我国上市公司大多采用经营权、监督权和决策权三者相互制约相互监督的公司治理结构。良好的公司治理有助于提高公司绩效并更多地关注自身社会责任履行情况，进而促进企业完善其环境信息披露[1-3]。企业大都存在委托代理问题，企业的所有者委托管理层来维持企业的正常经营，而管理层有时会不惜牺牲委托方的利益来谋求自身利益最大化。因而，代理双方对披露环境信息、履行环保义务、落实环保措施等方面可能持有不同的态度。社会经济和生态环境的协调发展是国家基于绿色发展理念的重大决策部署，正确处理经济发展与生态保护的关系，在追求利润最大化的同时兼顾资源节约和环境保护[4]。已有研究主要聚焦于董事会规模[5-6]、管理层激励[7]和股权特征[8]等内部治理角度来探究公司治理与环境信息披露之间的关系。相比于国外资本市场，中国上市公司呈现出股权较为集中的公司治理结构和相对复杂的代理问题[9]。我国大中型企业，特别是大型国有企业，均呈现出集中股权结构。该股权结构下，公司实际控制人通常不参与公司治理，但对公司决策具有重要影响。实际控制人除了拥有公司资源支配权以外，还通过关联交易[10-11]、为控股股东提供担保[12]等手段挖掘(tunneling)上市公司资源，侵占中小股东利益[13]。因此，中国上市公司实际控制人与中小股东之间的冲突越来越严重。基于此，本文试图将第一类代理问题(独立董事规模、股权制衡度)与第二类代理问题(实际控制人性质)结合，综合考虑研究公司治理与环境信息披露之间的关系。

近年来，中国政府大力倡导发展绿色经济，企业环境绩效已成为社会关注的热点。分析已有文献，将环境绩效度量指标划分为财务类指标(环保投入、绿化费、排污费、诉讼惩罚以及原材料、土地、水电等资源消耗量)和非财务类指标(环保方案实施、对环保法规的遵守等)[14]，也有学者通过建立环境绩效评价体系来探究环境绩效与环境信息披露之间的关系[15]。

梳理文献可知，有关环境绩效与环境信息披露的研究大致可分为三类：

第一类研究认为，环境绩效对环境信息披露存在正向影响。依据自愿性信息披露理论，企业为了改善环境绩效，会通过向外界披露详细的环境信息来传递其在环保方面所做的努力，并树立良好的社会责任形象[16]。如武剑锋等学者研究发现，重污染行业环境绩效与环境信息披露呈正相关，并且政治关联会抑制二者之间的正相关性[17]；Clarkson和Li Y参照全球报告《可持续发展报告指南》倡议制定内容分析指数，探究发现环境绩效较好的企业更愿意披露高质量的环境信息[18]。

第二类研究认为，环境绩效与环境信息披露存在反向关系。原因在于，社会有理由相信环境绩效差的企业是因其环境保护重视程度不够导致的，并且企业将来会面临较大的环境成本压力，迫于政府和公众压力，企业会披露更多的环境信息。由于信息存在不对称性，企业通过提供虚假的环境信息来减轻利益相关者压力，从而缓解政府和投资者因环境问题对公司产生财务绩效和经营成果等方面的担忧[19]。

第三类研究认为，环境绩效与环境信息披露之间不存在显著的线性关系。环境信息披露水平并非是区分环境绩效好环的良好指标，环境绩效较好和较差的企业相比于环境绩效处在中等水平的企业会披露更多的环境信息，这为研究新型市场环境信息披露与环境绩效之间的非线性关系提供了经验证据[20]。沈洪涛等学者突破基于单一视角下的线性关系研究，认为企业环境绩效与环境信息披露之间存在显著的“U”型关系，即环境绩效好的企业把披露更多的环境信息视为一种竞争优势，而环境绩效差的企业会将此作为一种维持其合法性形象的手段[21]。

学者当前对公司治理、环境绩效与环境信息披露三者关系的研究可分为以下几点：

首先，环境信息披露研究对象多为全国范围内某行业特征，区域性研究较少。本文以河南省上市公司为研究样本，有助于区域环境信息披露理论的发展，对于河南省政府部门制定相关政策具有一定的启示意义和参考价值。

其次，已有研究对环境绩效以及环境信息披露水平评价方法过于单一，多数学者采用内容分析法来构建环境绩效评价体系[22-24]，并且在建立环境信息披露评价体系时，均把环境绩效评价作为评价体系的一部分，但环境绩效也会显著影响环境信息披露，且二者之间存在怎样的关系，相关研究尚未得出统一结论。鉴于此，本文尝试在已有的评价体系基础上将环境绩效等内容剥离出来，构建新的环境信息披露体系，丰富了环境信息披露评价方法。

最后，已有研究在探讨公司治理与环境信息披露之间的关系时，往往集中于公司内部治理特征：董事会规模、薪酬水平、持股比例、高管团队特征、管理层激励机制、党组织治理[25-28]。鉴于此，本文依据对公司治理的参与程度，从股权制衡度、独立董事规模以及实际控制人性质三个角度考察公司治理对环境信息披露的影响。加入实际控制人性质这一变量，有助于丰富和发展集中股权结构下大股东与中小股东之间利益侵占行为的研究。

一、理论分析与研究假设

(一)公司治理与环境信息披露

传统公司代理理论认为，企业存续期间的主要内部矛盾是管理层与企业所有者之间的利益冲突。分散股权结构下，股东缺乏监管动机，监管效率低下，从而为管理者谋取个人利益创造条件，难以实现股东利益最大化[29]。在委托代理契约关系中，契约双方的信息不对称导致委托方和代理方利益目标存在冲突，即产生公司第一类代理问题。此外，现代公司还存在第二类代理问题，即大股东与中小股东之间的利益冲突[30-31]，股东之间由于存在利益侵占效应[32]和激励相容效应[33]，集中股权结构下，占优势地位的大股东经常和中小股东因为利益产生冲突。就中国上市公司而言，这两类代理问题往往同时出现，公司治理的目的是通过合理的治理机制来缓解委托代理问题和利益侵害等问题。鉴于此，本文从三个维度来研究公司治理与环境信息披露的关系。

第一，股权制衡度。股权制衡是指通过内部牵制，公司控制权由几个大股东分享，任何一个股东都无法单独进行战略决策，从而保证公司股权的适度集中。股权制衡度越高，越能有效提高经理人经营效率、提升企业价值，同时防止大股东的隧道行为，减少其对公司的利益侵害[34]。股权制衡已成为一种新的公司治理机制。较高的股权制衡度能有效减少公司治理问题，提高经营绩效，从而披露更加完整真实的公司信息。廖小菲和宴维莎认为，股权的适度集中有利于加强股东对管理层的监管，促进上市公司积极披露其环境信息[35]。由此，提出假设：

假设1 股权制衡度与环境信息披露呈显著正相关。

第二，独立董事规模。公司独立董事在协调管理层与股东之间利益冲突方面担任着不同的角色。一是监督角色[36]，旨在减少公司内部与外部信息不对称问题；二是咨询角色，独立董事由于具备良好的外部关系网络，能够为公司提供更多的外部信息与资源，从而帮助公司做出准确的判断。刘佟和李强认为，现代公司治理中，多元化的独立董事向市场传递出高效率的公司治理机制，使企业的外在价值和社会声望有所提高[37]。独立董事规模越大，越能督促企业积极履行社会责任。由此，提出假设：

假设2 独立董事规模与环境信息披露呈显著正相关。

第三，实际控制人性质。研究发现，实际控制人性质会影响环境信息披露[38]。以终极产权论研究发现，不同政治背景的实际控制人会影响公司的战略决策，进而影响其市场表现和行为导向，而我国多数上市公司是由政府控制[39]。近年来，国家大力发展低碳经济，倡导绿色发展理念。相比于非国有控股企业，国有控股企业会获取国家更多环保资源。政府作为企业的实际控制人，会发挥其表率作用披露更加完整、高质量的环境信息。因此，提出假设：

假设3 实际控制人为国有性质的企业比非国有性质的企业披露更高质量的环境信息。

(二)环境绩效与环境信息披露

自愿性披露理论认为，上市公司在披露信息时，除了披露必须要对外公示的信息外，还会基于公司形象、投资者关系、回避诉讼风险等动机主动披露其他信息，并且该理论是建立在市场环境具有严格的信息披露制度基础之上的。依据该理论，环境绩效好的公司更愿意披露高质量的环境信息来向社会公众展示其在环保方面的努力程度，真实有效的环境信息能够减轻外部利益相关者与企业之间的信息不对称[40]。Al-Tuwaijri等学者就环境公开、环境绩效和经济绩效之间的相互关系进行了综合分析，发现“良好”的环境绩效与“良好”的经济绩效显著正相关[41]。另有学者通过使用更严格的研究设计测试基于经济学和自愿披露的社会政治理论的竞争来重新审视公司环境绩效与环境信息披露之间的关系，发现环境绩效与环境信息披露之间存在正相关关系[18]。因此，提出假设：

假设4 环境绩效与环境信息披露呈显著正相关。

二、研究设计

(一)样本选择与数据来源

制造业是我国支柱性产业，同时也是污染物的排放主体。据统计，我国80%左右的污染来自企业的生产经营活动[42]。部分制造业企业在进行生产加工作业时，会产生大量废弃物，这些废弃物若处理不当直接排放，会严重阻碍生态环境的可持续发展。河南省地处中原，已经完成了从传统农业大省到新兴工业大省的转变，正在向先进制造业强省迈进。目前河南省有64家制造业上市公司，占河南省上市公司总数的81%。2017年河南省政府颁布《河南省“十三五”生态环境保护规划》，确保2020年生态环境得到总体改善。2017年8月，环保部制定了《京津冀及周边地区2017年大气污染防治工作方案》，河南省众多城市被列入其中，《2018年全国生态环境质量简况》披露的环境空气质量较差的20个城市中，河南省占1/5。因此，以河南省制造业上市公司为研究样本，更具有区域性和代表性，同时对政府制定针对性政策具有启示意义。

从2005年开始，中国超越美国成为全球最大的碳排放国，且碳排放量持续增加。2009年中国首次在哥本哈根世界气候大会上郑重承诺：到2020年单位国内生产总值(GDP)二氧化碳排放比2005年下降40%～45%。选取哥本哈根气候大会以后的样本数据考察企业环境信息披露水平，具有一定的研究价值。此外，2010年中国证监会发布《上市公司环境信息披露指南(征求意见稿)》，考虑到上市公司数据的可比性与可获得性(上市公司披露信息均滞后一期)，本文选取2011—2018年河南省沪深A股制造业上市公司数据进行分析。剔除退市公司、数据严重缺失公司后，筛选得到53家样本公司共424个平行面板数据。环境信息披露、环境绩效等评分依据来自河南省上市公司年报、社会责任报告、可持续发展报告、环境报告以及《中国环境统计年鉴》，经整理而成；公司治理数据来自《中国统计年鉴》、Wind数据库以及巨潮资讯网。样本数据采用软件EVIEWS 8.0处理。

(二)变量定义

1.被解释变量

选取环境信息披露水平(EDI)为被解释变量。借鉴已有研究，从企业信息披露的及时性、准确性、可理解性和充分性四个方面为环境信息披露水平量化赋值[43]。具体做法是，根据量化方法按照指标说明对二级指标进行赋值，然后将二级指标各个项目所得分数累加，所得数值即为样本公司的环境信息披露水平。具体评价体系见表1。

2.解释变量

据前文的理论分析和研究假设，将股权制衡度(EB)、独立董事规模(IDS)、实际控制人性质(AC)和环境绩效(EPI)作为解释变量。将企业股东中前五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值作为股权制衡度；以董事会中独立董事人数所占比例来表示独立董事规模；实际控制人性质变量为虚拟变量，当实际控制人为国有时取值为1，非国有时取值为0。依据Henri和Journeault学者提出的衡量环境绩效关键的三个维度指标[44]，即环境法规、环保目标和政府奖惩，衡量环境绩效，将各变量得分加总即为环境绩效水平，详见表2。

表1 环境信息披露水平

表2 环境绩效水平

3.控制变量

资产负债率(LEV)用企业年末负债总额与期末总资产比值来衡量。一般认为，偿债能力越强，上市公司对外披露环境信息越多。盈利能力(ROE)是净利润与净资产的比值，由于存在信息不对称，收益较好的上市公司通常采用信息披露等手段向公众展现其优势。年度(YEAR)为虚拟变量，时间年份的变化也会影响环境信息披露。相关变量名称、符号及定义见表3。

表3 变量及定义

(三)模型选择

做面板数据分析常见的模型有三种：混合估计模型、固定效应模型、随机效应模型。混合效应模型表示各个截面估计方程的截距和斜率项都是一样的，而随机效应模型和固定效应模型则认为回归方程估计结果在截距项和斜率项上是不同的，并且随机效应和固定效应模型最大的区别在于，随机效应模型认为误差项和解释变量不相关，固定效应模型则认为误差项和解释变量是相关的。为设定本研究的模型类别，对样本数据进行Hausman检验，发现P值大于0.05，接受原假设，采用随机效应模型，构建多元回归模型：

EDIit=β0+β1EBit+β2IDSit+β3ACit+β4EPIit+β6LEVit+β5ROEit+∑YEAR+εit。

(1)

式中：β0为常数项；βi(i=1，2，3，…，7)为解释变量和控制变量的回归系数；变量下标it为第i个样本单位在t年的值；εit为随机误差项。

三、实证分析

(一)描述性统计

统计结果见表4。选取的样本公司中环境信息披露水平(EDI)的最大值为33，最小值为0，平均值为5.648 9。依据表1所列示的环境信息披露水平评价体系可知，理想化评分为34分，表明河南省制造业上市公司实际履行环境信息披露制度的情况不太理想，企业披露环境信息的质量较差，且各企业披露情况差异巨大，政府还应进一步规范和监管上市公司环境信息公开情况。股权制衡度(EB)的平均值为1.740 6，标准差为0.712 6，说明样本企业总体股权制衡度水平较低，并且每个公司内部股权结构差距较大。独立董事规模(IDS)平均值为0.364 3，标准差为0.056 6，表明样本企业独立董事占比普遍较低，符合上市公司实际情况。实际控制人性质(AC)的平均值为0.442 0，说明所选取的河南省制造业上市公司实际控制人大部分为非国有控股，国有控股企业占44.20%左右。环境绩效(EPI)的最大值和最小值分别为4和-2，平均值为0.917 7，结合表2可知，企业环境绩效处于中等水平，仍需提高。盈利能力(ROE)的标准差较大，说明样本企业的盈利水平存在较大差异。

表4 描述性统计

(二)相关性分析

为确保回归模型的准确、有效，对解释变量与被解释变量之间做相关性检验，检验结果见表5。

表5 变量的Pearson相关系数

由表5变量的Pearson相关系数可知，实际控制人性质(AC)、环境绩效(EPI)与被解释变量环境信息披露水平(EDI)之间均在1%的水平上显著相关，被解释变量与股权制衡度(EB)在5%的水平上显著相关，说明这几个变量与环境信息披露水平存在较高程度的相关性，一定程度上验证了前文假设。由表5可知，相关系数绝对值均小于0.800 0，初步说明解释变量之间不存在严重的多重共线性。

为进一步探究解释变量之间是否存在多重共线性问题，本文在Pearson相关系数检验基础之上借助方差膨胀因子和容忍度进行分析，结果见表6。由表6可知，所有变量的方差膨胀因子均小于10.00，表明解释变量之间不存在严重的多重共线性。

表6 多重共线性问题诊断

(三)单位根检验

采用LLC方法对变量进行单位根检验发现，各统计量的P值均小于给定的置信水平1%，拒绝“存在单位根”的原假设，即认为各序列是平稳的，不存在单位根。

(四)回归分析

回归分析结果见表7。

表7 多元回归分析结果

股权制衡度(EB)与环境信息披露水平(EDI)的回归系数为0.349 6，P值为0.328 9，表明EB对EDI的影响不显著，验证结果与假设1不完全相符。这是因为本文采用前五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例之比来衡量股权制衡度，即股权制衡度越小的上市公司股权越集中，在股权较为集中的企业，大股东往往坚持股东利益最大化，他们倾向于获得稳定的长期收入，同时又要承担企业的大部分损失，在企业的信息披露等战略决策上更加谨慎。近些年，社会对环境问题的关注程度越来越高，政府对出现环境事故企业的处罚力度也不断加大。现阶段由于环境信息披露规范制度不够健全，企业为躲避严苛的环境处罚，会倾向于粗略地披露环境信息，从而使得股权制衡度对环境信息披露有一定的抑制作用。

独立董事规模(IDS)在5%的置信水平上与环境信息披露水平(EDI)显著负相关，这与假设2不相符。可能的原因是：

首先，由表4可知，采用的样本公司独立董事占比平均值为36.43%，相较于国外成熟资本市场中独立董事占比有较大差距。因此，独立董事虽然拥有一定的专业知识背景，但其在董事会中所占比例较小，不能充分发挥其咨询功能，并不会对董事会决策产生决定性影响，从而体现不出其对环境信息披露的正向影响。

其次，独立董事通常身兼数职，有些可能是环保方面的专家，企业会降低环境信息披露水平来减少独立董事的监督与干预，从而更有效率地进行战略决策。

最后，我国部分上市公司往往并不看重独立董事的地位，独立董事只是空有虚名，造成部分上市公司虽然符合甚至超过规定的独立董事占比，但并不能充分发挥其独立性职能。

实际控制人性质(AC)在5%的置信水平上与环境信息披露水平(EDI)显著正相关，与假设3相符。作为国有控股企业的实际控制人，政府会要求企业承担较多的社会责任，企业披露的信息会更加完整透明。近年来，我国大力发展绿色经济，为达到国家的减排目标，国有控股企业会自愿披露更加完整的环境信息，而非国有控股企业则是被动地披露环境信息。因此，当企业实际控制人为国有性质时，环境信息披露水平较高。

环境绩效(EPI)在5%的显著性水平上与环境信息披露水平(EDI)显著正相关。企业会通过环境信息披露来获取政府和投资者提供的资源，如投资者会创立环保类基金来支持企业进行环境保护，政府会以补助的形式激励企业积极投身到环保中。良好的环境绩效使得企业通过披露更加完整有效的环境信息来获取这些资源，使得环境绩效与环境信息披露呈现出一致性，与假设4相符。

控制变量中，资产负债率(LEV)在1%的水平上对环境信息披露水平(EDI)影响显著。资产负债率低的企业，偿债能力较强，有充足的资金保证日常经营，环保责任较强的企业会将部分资金用于环境保护，会更加倾向于披露质量较高的环境信息。

四、结论与建议

以提高企业环境信息披露水平为出发点，依据2017年河南省生态环境厅制定的《河南省大气污染防治条例》等环保政策，选取河南省制造业53家2011—2018年上市公司数据为研究样本，分析检验公司治理、环境绩效与环境信息披露三者之间的关系。研究结论如下：

第一，根据样本公司年报和环境报告内容，并通过环境信息披露评分过程发现，2011—2018年河南省制造业上市公司环境信息披露水平呈逐渐上升趋势，可以看出社会各界越来越重视环境保护，但披露水平整体较低，且披露情况参差不齐。重污染行业披露的环境信息较多，但这些企业大多只选择定性地披露环境政策、理念等信息，上市公司环境信息披露制度有待完善。

第二，股权制衡度对企业环境信息披露的影响不显著，股权制衡度较低的企业为躲避严苛的环境处罚制度，倾向于粗略披露环境信息；独立董事规模一定程度上会抑制企业环境信息披露，降低披露质量，且独立董事规模较小的企业会健全环境信息披露制度，以较高的社会责任形象来吸取更多的独立董事参与；国有控股企业为承担社会责任，积极响应发展绿色经济的号召，会自愿履行环境信息披露义务。

第三，环境绩效与环境信息披露之间具有正向的促进作用。环境战略意识强的公司，利用环保声誉获取投资者以及政府提供的资源，环境信息披露水平较高。

依据本文研究结论，提出以下建议：

首先，企业应提高独立董事的独立性。一方面，企业应当考虑独立董事的专业性，充分发挥其咨询角色的作用，从而对公司事务做出准确有效的判断；另一方面，企业作为污染物排放的主体，独立董事应发挥其监督作用，督促企业积极承担污染防治责任，将可持续发展理念融入到公司治理中。

其次，以政府为实际控制人的上市公司，应充分发挥国有控股的带头作用，主动承担企业社会责任，披露准确完整的环境信息，促进市场环保活动更加透明化。

再次，政府应发挥保护生态环境和自然资源的职能，引导企业和社会公众增强环保意识，制定完善的环境信息披露准则，并严格要求企业披露诸如环保税、主要污染物排放量等可检验性环境信息，逐步减少企业被动披露环境信息这一消极现象。此外，政府还应积极引导上市公司自愿披露环境信息，出台更有效的环保激励政策，促使企业承担社会责任，从而使之真正成为社会福利的主体。

最后，国家有关部门应建立健全非财务信息披露制度。我国环境信息披露没有严格的标准与内容要求，中国证监会只是在上市公司年报中提及重污染行业环境信息披露的要求。因此，大部分上市公司对环境信息披露持可有可无的态度，且披露方式较为杂乱，有关部门应逐步完善环境会计准则，使上市公司非货币性环境信息披露向标准化改进。