霍璐琪

摘 要：本文選擇了2011-2016年連續(xù)披露CSR報(bào)告的環(huán)境敏感型行業(yè)上市公司為研究樣本，同時(shí)去掉公司總裁或總經(jīng)理、CEO缺失及ST和*ST公司，最終確定了163家上市公司樣本進(jìn)行實(shí)證分析。研究得出：董事會(huì)持股比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)環(huán)境信息披露水平都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。董事會(huì)規(guī)模、董事長和總經(jīng)理兩職合一與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但不顯著。獨(dú)立董事比例、董事會(huì)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系，但不顯著。

關(guān)鍵詞：董事會(huì)特征;環(huán)境信息;環(huán)境敏感型行業(yè)

0 引言

如今，環(huán)境污染問題迫在眉睫，阻礙著我國經(jīng)濟(jì)的快速可持續(xù)發(fā)展。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)高速增長，但高速增長的背后是環(huán)境利益的犧牲。霧霾、河流污染等環(huán)境問題層出不窮，給當(dāng)今社會(huì)帶來了極大危害，環(huán)境問題日益嚴(yán)重，企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展面臨著嚴(yán)重威脅。一個(gè)值得研究的方面是企業(yè)的環(huán)境信息披露水平受哪些因素的影響。其中，公司的治理結(jié)構(gòu)與其環(huán)境信息披露水平緊密相關(guān)，健全的公司治理結(jié)構(gòu)可以減少信息不對(duì)稱及機(jī)會(huì)主義行為的出現(xiàn)，以此加強(qiáng)企業(yè)的內(nèi)部控制。董事會(huì)作為環(huán)境信息披露事項(xiàng)的管理部門，其是公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 董事會(huì)規(guī)模與環(huán)境信息披露

董事會(huì)規(guī)模在董事監(jiān)督和控制管理水平的能力中發(fā)揮著重要作用，這也將對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露的監(jiān)督產(chǎn)生影響。劉茂平（2013）[1]、何璐（2017）[2]研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模越大，企業(yè)環(huán)境信息披露水平越高，即二者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。而Jensen（1993）以及 Lipton and Lorsch（1992）[3]認(rèn)為，人員龐大的董事會(huì)規(guī)模會(huì)造成企業(yè)管理效率的下降。人數(shù)越多，董事會(huì)成員之間就會(huì)越難達(dá)到一致意見，此外還可能會(huì)出現(xiàn)“搭便車”的現(xiàn)象。鄭若娟（2013）[4]、郭秀珍（2013）[5]等研究發(fā)現(xiàn)二者的相關(guān)性不顯著。而伊志宏等（2010）[6]、傅鴻震（2016）[7]的研究表明，董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)信息披露水平呈倒“U”型關(guān)系。本文認(rèn)為，當(dāng)董事會(huì)規(guī)模較大時(shí)，董事會(huì)成員之間的交流就會(huì)減少，成員之間的協(xié)作就會(huì)變少，董事會(huì)意見難以達(dá)成一致并且容易產(chǎn)生“搭便車”的行為;當(dāng)董事會(huì)規(guī)模較小時(shí)，董事會(huì)成員間的交流協(xié)作就會(huì)增加，對(duì)管理層的控制力增加，從而使企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量得到保證。得出假設(shè)1：董事會(huì)規(guī)模越小，企業(yè)環(huán)境信息披露水平越高。

1.2 獨(dú)立董事比例與環(huán)境信息披露

Forker（1992）[8]、Beasley （1996） [9]、Cheng 和 Courtenay（2006）、Sheila等人[10]研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事在董事會(huì)中的占比越大，企業(yè)內(nèi)部人操控環(huán)境信息披露的可能性就越小，企業(yè)的環(huán)境信息披露水平就越高;同時(shí)，國內(nèi)學(xué)者張潔梅（2013） [11]、魏杏芳（2013）[12]、傅鴻震（2016）[7]研究表明獨(dú)立董事比例與環(huán)境信息披露水平之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。本文認(rèn)為，為了確保企業(yè)董事會(huì)的獨(dú)立性，獨(dú)立董事制度是必不可少的。而其經(jīng)濟(jì)利益和企業(yè)經(jīng)理層不直接聯(lián)系，因此獨(dú)立董事的存在可以降低董事與經(jīng)理內(nèi)部勾結(jié)的可能性。得出假設(shè)2：獨(dú)立董事比例與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。

1.3 董事會(huì)持股比例與環(huán)境信息披露

股權(quán)激勵(lì)作為現(xiàn)代公司治理機(jī)制中一種重要的董事激勵(lì)機(jī)制被廣泛運(yùn)用。李恩柱，李明（2017）[13]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)持股比例對(duì)公司的信息披露水平產(chǎn)生了正向影響，但影響并不顯著。這可能是由于目前缺乏對(duì)董事的激勵(lì)，董事會(huì)持股比例極低以及不能有效發(fā)揮積極性，這反過來又影響了公司的信息披露水平。得出假設(shè)3：董事會(huì)持股比例與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。

1.4 董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)與企業(yè)環(huán)境信息披露

Forker（1992）[9]發(fā)現(xiàn)：CEO 兩職合一的公司自愿性信息披露水平要低于兩職分離的公司;國內(nèi)學(xué)者傅鴻震（2016）[8]通過研究董事會(huì)特征對(duì)環(huán)境信息披露的影響發(fā)現(xiàn)，董事長與總經(jīng)理的兩職分離會(huì)促進(jìn)企業(yè)的環(huán)境信息披露水平。本文認(rèn)為，董事長和總經(jīng)理兩職分離會(huì)減少高管之間的合謀，提高企業(yè)的監(jiān)管強(qiáng)度，從而提高企業(yè)的環(huán)境信息披露水平。得出假設(shè)4：董事長與總經(jīng)理的兩職合一會(huì)對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露水平產(chǎn)生負(fù)向影響。

1.5 董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與環(huán)境信息披露

Lipton 和 Lorsch（1992）[3]、伊志宏等（2011）[7]、魏杏芳（2013）[12]認(rèn)為越多次數(shù)的董事會(huì)會(huì)議，越是有助于其成員及時(shí)發(fā)現(xiàn)管理層的不稱職行為，因此董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有正向促進(jìn)作用。本文認(rèn)為，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，董事會(huì)的熱情、勤勉和盡職調(diào)查水平越高，有利于企業(yè)的環(huán)境信息披露。得出假設(shè)5：較高的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)能夠加強(qiáng)企業(yè)環(huán)境信息披露水平。

1.6 董事會(huì)激勵(lì)與環(huán)境信息披露

對(duì)董事進(jìn)行適當(dāng)?shù)男匠昙?lì)會(huì)鼓勵(lì)他們認(rèn)真履行自己應(yīng)盡的責(zé)任，積極監(jiān)督檢查管理層及經(jīng)理層的活動(dòng)，以此提高企業(yè)的環(huán)境信息披露水平。得出假設(shè)6：適當(dāng)?shù)亩聲?huì)激勵(lì)能夠促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露水平。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本與數(shù)據(jù)

本文選取研究對(duì)象設(shè)定為2011-2016年中國環(huán)境敏感型行業(yè)965家上市公司的面板數(shù)據(jù)。按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：（1）選擇2011-2016年連續(xù)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的公司;（2）剔除公司總裁或總經(jīng)理、CEO缺失的公司;（3）剔除ST和*ST公司。最終確定了163家上市公司的978個(gè)樣本觀測(cè)值。其中，本文使用的反映企業(yè)環(huán)境信息披露的指標(biāo)和變量來源于社會(huì)責(zé)任報(bào)告、WIND數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.1.1 上市公司環(huán)境信息披露水平

我國的環(huán)境信息披露在內(nèi)容、格式或披露方法上尚未統(tǒng)一。從以往的研究來看，上市公司環(huán)境信息披露水平主要基于年度報(bào)告信息，通過對(duì)公司的環(huán)境信息披露內(nèi)容進(jìn)行分類和賦值來衡量。為了區(qū)分環(huán)境敏感行業(yè)上市公司發(fā)布的環(huán)境責(zé)任信息和其他社會(huì)責(zé)任信息，考慮到各種相關(guān)文件的研究結(jié)果和國際公認(rèn)的GRI《可持續(xù)發(fā)展指南》G4中環(huán)境信息披露的要求，在此基礎(chǔ)上，建立了1個(gè)目標(biāo)層和4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)層共19個(gè)指標(biāo)的評(píng)價(jià)體系，根據(jù)環(huán)境信息披露的詳盡程度，采用中位數(shù)衡量法將指標(biāo)層指數(shù)設(shè)定為0分、1分和2分，并且將隸屬于同一個(gè)準(zhǔn)則層的指標(biāo)層指標(biāo)得分進(jìn)行相加。為了保證研究的科學(xué)性，避免一個(gè)專家的主觀性，采用15位專家的群決策的方式，通過對(duì)準(zhǔn)則層的兩兩指標(biāo)進(jìn)行比較，采用李克特五等級(jí)量表模式，得出判斷矩陣群，檢驗(yàn)其一致性并計(jì)算權(quán)重。最后我們以15位專家權(quán)重的眾數(shù)作為準(zhǔn)則層指標(biāo)的權(quán)重Wi（i=1，2，3，4），4個(gè)準(zhǔn)則層指標(biāo)權(quán)重依次是0.1、0.13、0.34和0.43。

2.1.2 解釋變量

董事會(huì)規(guī)模（BSIZE），全體董事會(huì)成員數(shù)量。

獨(dú)立董事比例（IDP），其在董事會(huì)中所占比重。

董事會(huì)持股比例（DSHARE），董事會(huì)成員持有的股數(shù)占公司總股數(shù)的比重。

董事長和CEO是否兩職兼任（DUAL），虛擬變量，董事長與總經(jīng)理兩職兼任為1，否則為2。

董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（TIMES），公司一年內(nèi)召開的會(huì)議次數(shù)。

董事會(huì)激勵(lì)（SALARY），年末排名前三的董事平均薪酬。

（3）控制變量

公司規(guī)模（SIZE），公司年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。

償債能力（LEV），企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)的比。

盈利能力（ROE），企業(yè)凈利潤與股東權(quán)益余額的比。

成長性（GROW），企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的增長率。

投資價(jià)值（TQ），托賓 Q= 公司市場(chǎng)價(jià)格 / 公司重置成本 =（年末流通市值+非流通股份占凈資產(chǎn)的金額+長期負(fù)債合計(jì)+短期負(fù)債合計(jì)）/ 年末總資產(chǎn)

2.2 模型構(gòu)建

對(duì)本文的研究假設(shè)建立相應(yīng)的回歸模型，如下： EID=α+β1DUALit+β2BSIZEit+β3TIMESit+β4IDPit+β5DSHAREit+β6SALARYit+β7SIZEit+β8LEVit+β9ROEit+β10GROWit+β11TQit+λ+?it? 式中，i = 1，2，…，N（ N =978） ;t = 2011，…，2016（共6個(gè)年度） ;α為截距項(xiàng);βi為回歸系數(shù)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

董事會(huì)規(guī)模的均值和方差分別為9.62和 2.07，表明其規(guī)模在9人左右，而且各自間的差距較大;由獨(dú)立董事比例的均值和方差得到董事會(huì)中獨(dú)立董事占比約為36.71%，表明我國環(huán)境敏感型行業(yè)獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占的比例達(dá)到三分之一及以上;董事會(huì)會(huì)議次的標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值分別為4.18、2和37 ，說明研究樣本公司每年召開的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)有顯著的差異;董事會(huì)激勵(lì)的標(biāo)準(zhǔn)差為9.29，說明研究樣本公司董事會(huì)激勵(lì)存在顯著的差異。

3.2 回歸分析

3.2.1 變量之間的相關(guān)性分析

為了進(jìn)一步研究董事會(huì)特征與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系，對(duì)研究變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)分析，企業(yè)環(huán)境信息披露水平與董事會(huì)規(guī)模正相關(guān)，其與本文假設(shè)不符，其原因可能是文章所選樣本行業(yè)的特殊性或是樣本公司篩選方式所致;企業(yè)環(huán)境信息披露水平與董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事會(huì)激勵(lì)正相關(guān)，與本文研究假設(shè)相符;企業(yè)環(huán)境信息披露水平與獨(dú)立董事比例負(fù)相關(guān)，但其結(jié)果不顯著;企業(yè)環(huán)境信息披露水平與董事長與總經(jīng)理兩職合一正相關(guān)，與本文研究假設(shè)不符;企業(yè)環(huán)境信息披露水平與董事會(huì)持股比例負(fù)相關(guān)，與本文研究假設(shè)不符。研究變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)均小于0.5，表明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，即研究變量的選擇是合理的。

3.2.2 回歸分析

對(duì)研究變量進(jìn)行相關(guān)性分析后對(duì)所構(gòu)建的模型做回歸分析。對(duì)模型進(jìn)行篩選，即進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，得到結(jié)果所示p值為0.0001，表明應(yīng)該使用固定效用模型，而非隨機(jī)效應(yīng)模型。得到結(jié)果所示F=1.30和P = 0.2166代表針對(duì)參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量和p值，表示參數(shù)整體上不顯著。

由表1結(jié)果可知，董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)環(huán)境信息披露水平負(fù)相關(guān)，與本文研究假設(shè)1相符，但結(jié)果不顯著。獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露水平有正向的促進(jìn)作用，其與假設(shè)2相符，但不顯著。董事會(huì)持股比例與企業(yè)環(huán)境信息披露水平在10%的顯著性水平上顯著正相關(guān)，其與假設(shè)3相符。董事長和總經(jīng)理兩職合一與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)4相符，但不顯著。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露水平有顯著的正向促進(jìn)作用，與假設(shè)5相符。董事會(huì)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境信息披露水平正相關(guān)，其與假設(shè)6相符，但不顯著。

3.2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到樣本中的極端值可能會(huì)影響模型的實(shí)證研究，對(duì)變量進(jìn)行Winsorize（1% 分位數(shù)）縮尾處理，在此基礎(chǔ)上對(duì)模型重新回歸得到結(jié)果知回歸結(jié)果與前文結(jié)論保持一致。

4 結(jié)論

本文選定環(huán)境敏感型行業(yè)163家上市公司的978個(gè)樣本觀測(cè)值，使用固定效應(yīng)模型分析董事會(huì)特征與企業(yè)環(huán)境信息披露水平的關(guān)系。得出結(jié)論：（1）董事會(huì)持股比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)環(huán)境信息披露水平都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。（2）董事會(huì)規(guī)模、董事長和總經(jīng)理兩職合一與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但不顯著。（3）獨(dú)立董事比例、董事會(huì)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系，但不顯著。

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