摘要：本文以滬深兩市74家公司為樣本，對(duì)上市公司環(huán)境信息披露程度及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司環(huán)境信息披露的總體狀況較差，但披露水平在不斷提高。實(shí)證分析還發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡度、凈資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模是影響我國(guó)上市公司環(huán)境信息披露的重要因素，而是否通過(guò)ISO環(huán)境管理體系認(rèn)證和獨(dú)立董事比例對(duì)環(huán)境信息披露沒有顯著影響。
關(guān)鍵詞：可持續(xù)發(fā)展 環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露 影響因素
一、引言
本文通過(guò)對(duì)我國(guó)滬深兩市紡織業(yè)、印染業(yè)、造紙業(yè)、制藥業(yè)和火電行業(yè)五個(gè)重污染行業(yè)公司2010年年報(bào)和社會(huì)責(zé)任報(bào)告中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和非財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，探究我國(guó)上市公司環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的影響因素。本文期望通過(guò)研究獲得影響企業(yè)披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息的關(guān)鍵因素，并對(duì)改善我國(guó)上市公司環(huán)境信息披露提出政策建議。
二、文獻(xiàn)綜述
自20世紀(jì)80年代以來(lái)，國(guó)外學(xué)術(shù)界對(duì)環(huán)境信息披露進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，但得出的結(jié)論并不一致。Gray等人的研究顯示，規(guī)模大和盈利能力強(qiáng)的公司會(huì)披露更多的環(huán)境與社會(huì)責(zé)任信息；而Cowen、Ferreri等卻發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模和行業(yè)類型是主要因素，與盈利能力無(wú)關(guān)。就公司規(guī)模而言，Trotman和Bradley通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與環(huán)境信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系；而Lynn指出公司規(guī)模和社會(huì)責(zé)任與環(huán)境信息披露水平不具有相關(guān)性。
相比之下，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界有關(guān)環(huán)境信息披露的實(shí)證研究開始較晚研究較少。湯亞莉、陳自力等（2006）通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，上市公司規(guī)模越大，披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息的傾向越高。喬旭東（2003）等研究發(fā)現(xiàn)公司績(jī)效與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露顯著正相關(guān)。張俊瑞、郭慧婷等（2008）的研究表明資產(chǎn)負(fù)債率越高，披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息的傾向越高。李晚金、匡小蘭、龔光明（2008）通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，法人股比例對(duì)披露水平產(chǎn)生重要的影響，而直接控股股東的性質(zhì)、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否二職合一、股權(quán)集中度及獨(dú)立董事比例的影響效果不顯著。蒙立元、李苗苗、張雅陶（2010）通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)持股人數(shù)比例、董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理是影響環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的重要因素，而獨(dú)立董事比例則對(duì)披露沒有顯著影響。樊繼潤(rùn)（2011）的實(shí)證研究結(jié)果證明董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性、審計(jì)委員會(huì)的設(shè)置與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平顯著正相關(guān)。
由上述研究成果可以看出，我國(guó)環(huán)境會(huì)計(jì)的研究起步較晚，對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的研究尚不成熟，實(shí)證研究方面的相關(guān)文獻(xiàn)相對(duì)較少，只是最近幾年才引起學(xué)者的關(guān)注。學(xué)者們對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露影響因素的研究結(jié)果差異分歧較大，為了進(jìn)一步弄清各因素是否影響環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平，以及怎樣影響，本文在借鑒他人研究的基礎(chǔ)上，研究獨(dú)立董事比例、股權(quán)制衡度、公司規(guī)模、盈利水平及是否通過(guò)ISO14001環(huán)境認(rèn)證五個(gè)因素對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的影響。
本文的主要貢獻(xiàn)一方面在于在其他學(xué)者利用環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露指數(shù)實(shí)證研究環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的影響因素的情況下，本文另辟蹊徑，利用Logistic模型研究，拓展了環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的研究領(lǐng)域，另一方面本文引入新的因素股權(quán)制衡度和是否通過(guò)ISO環(huán)境管理認(rèn)證作為解釋變量，研究其對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的影響是否顯著，這對(duì)深化我國(guó)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露制度具有一定的借鑒意義。
三、研究設(shè)計(jì)
（一）研究假設(shè)
1.任何組織通過(guò)ISO14001認(rèn)證后可證明該組織在環(huán)境管理方面達(dá)到了國(guó)際水平，有助于企業(yè)樹立良好的社會(huì)形象，促使企業(yè)在其生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)、服務(wù)及其他活動(dòng)中考慮其對(duì)環(huán)境的影響，減少環(huán)境負(fù)荷，增強(qiáng)企業(yè)員工的環(huán)保意識(shí)。所以提出假設(shè)1：上市公司通過(guò)ISO14001環(huán)境管理體系認(rèn)證與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露正相關(guān)。
2.獨(dú)立董事的設(shè)立是為防止信息不對(duì)稱引起的管理層有意隱瞞信息披露的“道德風(fēng)險(xiǎn)”的一個(gè)重要工具。Forker（1992）認(rèn)為，董事會(huì)中獨(dú)立非執(zhí)行董事的比例越高，就越能加強(qiáng)對(duì)財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的監(jiān)控，從而董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例越大，監(jiān)控經(jīng)理層的機(jī)會(huì)主義行為就越有效，披露的環(huán)境信息也越多。所以提出假設(shè)2：上市公司獨(dú)立董事的比例與環(huán)境信息披露水平正相關(guān)。
3.相對(duì)于規(guī)模較小的企業(yè)而言，規(guī)模較大的企業(yè)需要籌集更多的外部資金。為了獲得投資者的青睞，較大的公司愿意披露更多的信息，以減少由于信息不對(duì)稱而產(chǎn)生的代理成本，從而獲得公眾的支持。由此，提出假設(shè)3：公司規(guī)模與環(huán)境信息披露正相關(guān)。
4.契約理論認(rèn)為，高盈利公司的管理者更有積極性對(duì)外披露信息。由此，提出假設(shè)4：公司盈利能力與自愿性環(huán)境信息披露正相關(guān)。
5.Shleifer and Vishney （1986）主張股權(quán)制衡程度高的公司具有更高的經(jīng)營(yíng)績(jī)效；劉星、劉偉（2007）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡有助于改善公司治理，其他大股東對(duì)控股股東的制衡能力越大，公司價(jià)值越高。因此，提出假設(shè)5：股權(quán)制衡度與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露正相關(guān)。
?。ǘ颖具x擇與數(shù)據(jù)來(lái)源
本文以紡織業(yè)、印染業(yè)、造紙業(yè)、制藥業(yè)和火電行業(yè)五個(gè)重污染行業(yè)2010年滬深兩市A股上市公司為研究對(duì)象，并按照下列標(biāo)準(zhǔn)加以篩選：（1）剔除當(dāng)年IPO的公司，因?yàn)檫@類公司的當(dāng)年會(huì)計(jì)盈余與其他年份的差異較大；（2）剔除ST和*ST公司，因?yàn)檫@些公司已連續(xù)虧損兩年以上，面臨著退市危險(xiǎn)，若將其納入研究樣本，可能會(huì)影響研究結(jié)論的可靠性和一致性；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過(guò)篩選，最終得到74家樣本公司。本文的數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)、巨潮資訊網(wǎng)以及手工收集。
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當(dāng)被解釋變量為0/1二值變量時(shí)，無(wú)法直接采用一般的多元線性回歸模型建模，需采用Logistic回歸。因此本文構(gòu)建了Logstic模型來(lái)研究環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的影響因素：
LogitP =ln［■］=a0+β1 ISO+β2IDR+β3 EQU +β4 ROE +β5 FSIZE +β6 TRADABLE +β7 GROP+β8 LEV
其中，P為環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的概率，P 取值越大，說(shuō)明可能披露概率越大；反之，越低；a0、βi分別表示常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)。
四、實(shí)證分析
?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計(jì)分析
由表2可以看出披露值的均值是0.7297，因披露值是0/1二值變量，則該均值說(shuō)明我們所研究的行業(yè)的上市公司披露了環(huán)境會(huì)計(jì)信息。樣本中有8.11%的公司通過(guò)了ISO環(huán)境管理認(rèn)證，標(biāo)準(zhǔn)差為0.27482，說(shuō)明分布比較集中，且峰度大于0，說(shuō)明正態(tài)分布較陡峭。各公司獨(dú)立董事所占比例的平均水平為36.78%，偏度小于0，說(shuō)明左偏即長(zhǎng)尾拖在左邊。第二到第五大股東持股比例與第一大股東持股比例之比的平均值為56.62%。公司盈利水平凈資產(chǎn)收益率最大值為40%，最小值-15%，盈利能力差距較大。表示公司規(guī)模的總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)的均值為12.4747，標(biāo)準(zhǔn)差為1.16380，說(shuō)明分布比較集中，且峰度大于0，說(shuō)明正態(tài)分布比較陡峭。
?。ǘ㎜ogistic回歸結(jié)果分析
由表3可以看出假設(shè)1上市公司通過(guò)ISO14001環(huán)境管理體系認(rèn)證與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露正相關(guān)沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這可能是因?yàn)槲覈?guó)有關(guān)環(huán)境方面的政策法規(guī)等監(jiān)管制度還不夠完善，監(jiān)督力度還不夠。假設(shè)2獨(dú)立董事所占比例與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平正相關(guān)沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明，獨(dú)立董事在環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露方面的作用不明顯。假設(shè)3股權(quán)制衡度與環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平正相關(guān)通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn)。我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡程度高的公司具有更高的環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露水平。從總體情況來(lái)看，我國(guó)上市公司的外部大股東發(fā)揮向控股股東和管理層提供有效監(jiān)督進(jìn)而改善公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的職能。假設(shè)4代表盈利水平的凈資產(chǎn)收益率對(duì)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露有一定正向影響。說(shuō)明在市場(chǎng)有效、公司治理機(jī)制完善、公司盈利能力較好的情況下，為了維護(hù)并進(jìn)一步提高自身利益, 公司管理者會(huì)偏好于完全的信息披露。所以，凈資產(chǎn)收益率越高，公司盈利能力越好，公司越有可能披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息。假設(shè)5上市公司規(guī)模與其環(huán)境信息披露水平正相關(guān)。該假設(shè)通過(guò)了檢驗(yàn)，而且是在顯著性水平為 0.05 的條件下通過(guò)了檢驗(yàn)。由此可見，本文在假設(shè)階段提出的觀點(diǎn)是可以被接受的，即規(guī)模較大的公司更容易受到政府和公眾的關(guān)注，導(dǎo)致了外界對(duì)其信息披露有著更高的要求；而且當(dāng)公司的規(guī)模越大時(shí)，其對(duì)外部資金的需求也越大，由此大公司有更大的動(dòng)力來(lái)披露相關(guān)信息（包括環(huán)境信息），以維護(hù)公司良好的企業(yè)形象，最終達(dá)到融資的目的。
因?yàn)閘ogistic回歸不提供標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)，給自變量相對(duì)作用的比較帶來(lái)了不便，所以本文通過(guò)如下計(jì)算公式給出標(biāo)準(zhǔn)化logistic 回歸系數(shù)：
β=（bi×si）/（π/■）≈（bi×si）/1.8138
其中βi為第i 個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)；bi為第i 個(gè)自變量的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，ISO、獨(dú)立董事比例、股權(quán)制衡度、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為20.296、5.965、0.506、0.919、0.928、3.246（見表4）。si為第i個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)差，5個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.27482、0.08288、0.51396、0.08325、1.16380 （見表2）；π/■實(shí)際是標(biāo)準(zhǔn)logistic分布的標(biāo)準(zhǔn)差，近似等于1.8138。代入上述公式，得ISO、獨(dú)立董事比例、股權(quán)制衡度、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化logistic回歸系數(shù)分別約為3.075、0.273、0.143、0.042和0.595。
五、結(jié)論
根據(jù)上述分析，可以得出以下結(jié)論：（1）盡管我國(guó)上市公司披露的環(huán)境信息呈逐年增長(zhǎng)趨勢(shì)，但總體水平仍然很低。（2）公司規(guī)模大、盈利能力好的上市公司會(huì)披露更多的環(huán)境信息，說(shuō)明規(guī)模大、盈利能力強(qiáng)的企業(yè)承擔(dān)了更多的社會(huì)環(huán)境保護(hù)的責(zé)任。（3）由于缺乏具體的強(qiáng)制性披露規(guī)范，總體上企業(yè)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露情況不甚理想，已披露公司所披露信息主要局限于非財(cái)務(wù)方面。本研究結(jié)論反映了在現(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，完全依靠企業(yè)的自愿動(dòng)機(jī)來(lái)披露環(huán)境會(huì)計(jì)信息尚不可行，強(qiáng)化法定環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露十分必要。因此為了實(shí)現(xiàn)高水準(zhǔn)的信息披露，首先要提高企業(yè)的環(huán)保意識(shí)；同時(shí)，應(yīng)制定環(huán)境信息披露的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、重視環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)，因?yàn)橥ㄟ^(guò)環(huán)境質(zhì)量的評(píng)價(jià)，可弄清區(qū)域環(huán)境污染變化發(fā)展的規(guī)律，從而制定區(qū)域環(huán)境系統(tǒng)工程方案，使環(huán)境在演變過(guò)程中保持較好的生態(tài)平衡，還應(yīng)規(guī)范上市公司環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的形式與內(nèi)容，加強(qiáng)環(huán)境會(huì)計(jì)信息披露的政府監(jiān)管，提高上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，真正促進(jìn)上市公司和我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。J
?。ㄗⅲ罕疚南到逃康诹叩葘W(xué)校特色專業(yè)建設(shè)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：TS11882，研究期限：2010年5月——2012年12月；天津市普通高等學(xué)校品牌專業(yè)建設(shè)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：2010年度第147號(hào)）
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