李源

摘 要：環(huán)境會計信息披露在傳統的財務會計信息的基礎上，進一步向企業(yè)外部提供了企業(yè)在環(huán)境方面的信息和企業(yè)保護環(huán)境、承擔社會責任方面的行為。本文以滬深A股電熱上市公司2014年-2016年年報和獨立報告中披露的環(huán)境會計信息進行實證研究，探討環(huán)境信息披露與公司績效和內部治理之間的關系。研究發(fā)現，公司績效越好，環(huán)境信息披露質量越高。此外，環(huán)境信息披露水平和內部治理呈顯著的正相關關系。

關鍵詞：環(huán)境信息披露；公司績效；內部治理

一、引言

環(huán)境信息披露是指公司對外界披露自身活動對環(huán)境產生影響。上世紀70年代，環(huán)境會計開始成為會計科學的一個新分支。環(huán)境信息披露早期包含在企業(yè)社會責任報告之中，直到上世紀90年代，隨著官方和公眾的環(huán)保意識逐漸增強，對環(huán)境信息披露的要求也越來越高，公司才逐漸開始在自身的年度報告中與披露環(huán)境相關的信息，甚至單獨編制環(huán)境信息報告。

我國對環(huán)境會計的介紹和認識開始于20世紀90年代初期，經過20多年的長期發(fā)展，學術界對于環(huán)境信息披露的實證研究有了顯著的進步。但國內文獻對涉及內部審計對環(huán)境信息披露影響的關注較少。另外，環(huán)境信息披露與公司績效的關系依舊存在爭論。因此，本文將以中國的資本市場為背景，研究上市內部審計，公司績效和環(huán)境信息披露之間的關系。

二、文獻綜述

國外對于公司績效與環(huán)境信息披露的研究多為實證研究。其中，關于企業(yè)績效與環(huán)境信息披露的相關性研究，Anderson和Frankle（1980）、Belkaoui（1976）、Fry和Hock（1976）、Bowman（1978）以及Preston（1978）等學者發(fā)現，企業(yè)績效與環(huán)境信息披露水平顯著正相關。然而，Freedman和Jaggi（1982）、Ingram和Frazier（1980）等通過研究卻得出相反的結論，即二者關系為負相關。

國內對于公司績效和環(huán)境信息披露的關系研究隨著社會主義市場經濟的發(fā)展也有了逐漸完善的實證研究。其中，有的學者認為在中國這樣一個并不完善的資本市場中，公司績效和環(huán)境信息披露不存在顯著關系（李朝芳，2012），也有學者認為更好的業(yè)績能使公司在保護環(huán)境的活動投入更多，從而提供了公司披露環(huán)境信息的動機，因此這些學者認為公司績效和環(huán)境信息披露呈顯著的正相關關系（李晚金，匡小蘭，龔光明，2008；湯亞莉，陳自力，劉星，李文紅，2006）。

目前國內關于公司治理與環(huán)境信息披露已有豐富的研究成果。國內學者從股權結構、董事會規(guī)模、獨立董事比重、監(jiān)事會特點、經理層特點、董事長與總經理兩職合一等方面（郭秀珍，2013）論證了公司治理與環(huán)境信息披露的正相關關系。還有一些成果證明了董事會規(guī)模、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、股權集中度、高管持股比例等對環(huán)境信息披露水平的正相關關系（陽靜，張彥，2008；沈洪濤，2010）。王霞、徐曉東、王宸（2013）等也認為，企業(yè)的內部治理越好，就越有可能披露環(huán)境信息，從而環(huán)境信息披露的水平也就越高。

三、研究假設

1.公司績效與環(huán)境信息披露

信號理論說明，盈利能力較強的公司有動機將自身盈利能力強的信息向外界傳遞，并以此獲得較高的市場價值。公司的盈利狀況越好，投入到環(huán)境保護的活動中的資源就會越多，披露環(huán)境信息披露的質量和數量也會越高，利潤較高的公司環(huán)境信息披露水平要高于利潤較低的公司。因此，本文提出第一個假設：

假設1：公司績效與環(huán)境信息披露呈正相關關系。

2.內部審計與環(huán)境信息披露

審計委員會下屬董事會，由3-5名非執(zhí)行董事組成，主要職責是決定外部審計機構選擇、監(jiān)管內部審計情況、協助內外審計之間的聯系與交流、審核公司披露的財務報告、保證內部控制有效性。由于審計委員會成員多為獨立董事，在決策制訂過程中具有較強的獨立性、專業(yè)性和權威性，從而能夠改善公司財務信息質量。Forker（1992）研究表明審計委員會與公司信息披露正向相關。Simon（2001）發(fā)現審計委員會的設置改進了公司的信息質量。據此，本文提出第二個假設：

假設2：內部審計與環(huán)境信息披露呈正相關關系。

3.董事長與總經理二職合一與環(huán)境信息披露

有觀點認為，兩職合一的CEO會損害董事會獨立性和董事會對公司日常經營情況的監(jiān)管。因為兩職合一的CEO在公司中存在強大的支配能力，這種能力會損害董事會控制的執(zhí)行效果。同時，代理理論認為董事長與總經理的職能應當分開，董事長應單獨設置，以保證公司的信息質量。在兩職合一的情況下，總經理有動機和能力隱瞞不利信息。Forker（1992）的研究表明，兩職合一損害監(jiān)管效果，兩職合一與環(huán)境信息披露顯著負相關。據此，本文提出第三個假設：

假設3：董事長與總經理兩職合一損害公司的環(huán)境信息披露水平。

4.獨立董事與環(huán)境信息披露

獨立董事有監(jiān)督經理人員行為的職能，他們能夠使公司自愿披露更多信息。Forker（1992）的研究顯示，獨立董事比例越高，財務信息披露質量就會越好，經理人員隱瞞信息得到的利益會越少。獨立董事可以監(jiān)控管理人員行為，因此獨立董事的比例越高，對管理人員的監(jiān)控就越有效，管理人員自愿披露的傾向就越強，披露的環(huán)境信息將因此增加。據此，本文提出第四個假設：

假設4：獨立董事人數和環(huán)境信息披露呈正相關關系。

四、研究設計

1.樣本選擇

環(huán)境信息一般存在于企業(yè)的年報之中，有些企業(yè)也有披露環(huán)境信息的單獨文件，因此探討公司環(huán)境信息披露時需要同時考慮年報和獨立的社會責任報告。本文以滬深A股電熱上市公司2014年-2016年年報和獨立報告中披露的環(huán)境會計信息進行實證研究，探討環(huán)境信息披露與公司績效和內部審計之間的關系。關于環(huán)境信息披露和治理結構的信息從巨潮資訊網上手工收集整理，公司績效的相關信息來自國泰安數據庫。由于本文考察的環(huán)境信息披露要求樣本符合持續(xù)經營假設，因此樣本剔除了環(huán)境信息披露可能不合要求的ST、PT公司。

2.變量定義

本文將環(huán)境信息披露指數作為因變量，本文采用環(huán)境會計信息披露指數（Environmental Disclosure Index）對公司的環(huán)境信息披露水平進行測量。依照2007年國家環(huán)境保護總局發(fā)布的《環(huán)境信息公開辦法（試行）》的條款，考慮我國上市公司環(huán)境信息披露的實際情況，上市公司的環(huán)境信息披露應由15個項目組成：企業(yè)環(huán)境保護政策、年度目標及成效；企業(yè)年度所耗用資源合計；企業(yè)環(huán)境投資和環(huán)保技術研發(fā)狀況；與環(huán)境保護部門自愿簽訂的環(huán)境改善協議；企業(yè)社會責任的履責狀況；環(huán)境治理支出與補助；違反環(huán)保法規(guī)導致的罰款；環(huán)保或有負債；三廢收入與稅收減免；環(huán)保部門的日常支出、環(huán)保人員薪酬情況；排污費、綠化費總額；環(huán)境設施折舊與攤銷；環(huán)境政策對企業(yè)目前和未來財務狀況的影響；年內改善社區(qū)環(huán)境的活動統計；相關的環(huán)保認證與環(huán)保獎勵。在各個項目的分值設定中，把所有信息的權重都作為1。當公司披露某條信息時，因變量取1，未披露則取0。環(huán)境信息披露指數按如下方式計算：環(huán)境信息披露指數（EDI）=實際披露數/最佳披露數。本文研究的自變量為公司績效、內部審計制度、董事長和總經理是否二職合一和獨立董事人數。同時引入財務杠桿和公司規(guī)模作為控制變量。

3.模型構建

為了探討治理結構如何影響公司的環(huán)境會計信息披露水平，依照本文之前所提出的假設，設計以下回歸模型：

EDI=γ0+γ1ROE+γ2AC+γ3TDU+γ4IDR+γ5LRV+γ6SIZE+λ

五、實證檢驗及結果分析

1.描述性統計

表1顯示了描述性統計的結果。從上表中我們可以看出，自環(huán)境信息披露這一概念在中國大陸被提出開始，到相關理論和實證研究的逐步發(fā)展，再到國家頒布了環(huán)境信息披露的相關法律法規(guī)，盡管和發(fā)達國家還有不小的差距，但是企業(yè)的環(huán)境信息披露制度已經有了一個比較規(guī)范的披露模式。因此，環(huán)境信息披露指數一直處在一個比較穩(wěn)定的狀態(tài)，沒有太大的變異數。

2.回歸分析

利用stata12.0對變量進行了回歸，得出了以上結果。從表3可以看出，內部審計、董事長和總經理二職合一、獨立董事人數的結果在1%的水平上顯著，公司規(guī)模和財務杠桿在5%水平上顯著。因此，假設2、假設3以及假設4得到證實。另一方面，盡管結果顯示公司績效和環(huán)境信息披露水平呈正相關關系，但是結果并不顯著，因此，假設1并不成立。此外，變量的R2的值為0.9072，顯示了變量較高的準確性。

六、結論

根據上述分析，我們可以得到以下結論：（1）公司績效和企業(yè)的環(huán)境信息披露水平之間沒有顯著的正相關關系。（2）設立審計委員會、董事長和總經理兩職分離、增加獨立董事人數等改善公司內部治理的行為都有助于提高企業(yè)的環(huán)境信息披露水平。（3）較低的財務杠桿和較大的公司規(guī)模，都會導致較高的環(huán)境信息披露水平。（4）我國電熱上市公司的環(huán)境信息披露制度已經進入了一個相對比較完善并且穩(wěn)定的時期，在可以預見的未來里由于其制度化和規(guī)范化的推進，其后續(xù)變化可能會越來越小，會有較弱的波動性。

本文存在一定的局限性，主要有以下幾點：（1）樣本選擇不夠寬泛，本文僅選取了滬深A股電熱類上市公司作為樣本，沒有包含所有可能存在環(huán)境污染的企業(yè)。（2）本文僅選擇了上市公司作為樣本，未能討論其他企業(yè)的情況。（3）在計算環(huán)境信息披露指數時，沒有將定量和定性的信息分開具體討論并賦予不同的權重，計算結果可能有失偏頗。（4）本文僅選取了2014年-2016年三年的樣本進行回歸，時間跨度較小，可能會影響本文的研究結論。盡管這些缺陷對本文的根本性結論沒有重大影響，但本著學術嚴謹性的原則，應在之后的研究中不斷改進。

參考文獻：

[1]Anderson， J.， & Frankle， A.， 1980，“Voluntary social reporting：AnIso- Beta portfolio analysis”， Accounting Review，55，467～479.

[2]Belkaoui， A.， 1976，“Theimpact of the disclore of the environmen-tal effects of Organizational behavior on the market”，Financial Management， 5， 26～31.

[3]Freedman， M.， & Jaggi， B.， 1982， Pollution disclosures，pollution performance and economic per-formance.Omega， 10， 167～176.

[4]Ingram， R.， & Frazier， K.， 1980，“Environ-mental performance and corporate disclosure”， Journal of Accounting Research， 18， 614～622.

[5]李朝芳.地區(qū)經濟差異、企業(yè)組織變遷與環(huán)境會計信息披露--來自中國滬市污染行業(yè)2009年度的經驗數據.審計與經濟研究，2012，68-78.

[6]李晚金，匡小蘭，龔光明.環(huán)境信息披露的影響因素研究--基于滬市201家上市公司的實證研究.財經理論與實踐，2008，47-51.

[7]湯亞莉，陳自力，劉星，李文紅.我國上市公司環(huán)境信息披露狀況及影響因素的實證研究.管理世界，2006年第1期.

[8]郭秀珍.環(huán)境保護與企業(yè)環(huán)境會計信息披露--基于公司治理結構的上市公司經驗數據分析.財經問題研究，2013，116-121.

[9]沈洪濤，劉江宏.國外企業(yè)環(huán)境信息披露的特征、動因和作用.中國人口、資源與環(huán)境，2010，76-80.

[10]王霞，徐曉東，王宸.公共壓力、社會聲譽、內部治理與企業(yè)環(huán)境信息披露--來自中國制造業(yè)上市公司的證據.南開管理評論，2013，82-91.

[11]Forker，J.J.Corporate governance and diclosure quality.Accounting and Business Research，1992.

[12]Simon S.M.&Wong;， K.S. A study of the relationship between corporate governance structures and the extent of voluntary disclosure.Journal of International Accounting，Auditing&Taxation.2001.;

[13]蒙立元，李苗苗，張雅淘.公司治理結構與環(huán)境會計信息披露關系實證研究.財會通訊，2010，20-23.