财佘通孔２０１５年第３Ｏ期 上市公司董事会特征对环境信息披露影响研究 ——以沪市电力公司为例 上海对外经贸大学王晓邬展霞 摘要：面对日益严峻的环境问题，投资者对企业的环境影响问题日益关注，环境信息披露是让外 界了解这些问题的主要途径，尤其是重污染电力行业。本文分析了上市公司董事会特征环境信息披 露的影响。研究发现，董事会的独立性与企业环境信息具有显著的正相关关系。加强企业环境信息披 露与环境保护的意识，董事会的责任重大。 关键词：环境信息披露 董事会特征 实证分析 一、引言 事会的规模超出７人或８人，董事会的运行的有效性会较 在可持续发展战略下，企业作为资源的主要消耗者、 弱，更容易被管理层所控制。由此可见，董事会的运行是否 环境污染物的主要排放者，理应担负起社会责任，尤其是 有效受董事会的规模的影响，间接地影响企业信息披露的 高能耗的电力行业，而环境信息的及时确认，计量与披露 情况。根据上文中的理论分析，这里针对董事会特征对环 应该是其自觉行动的对外反映。信息披露是公司的内部行 境信息披露的影响提出假设。本文主要选取沪市Ａ股２０１０ 为，公司治理结构对内部控制的监管与促进，会促进企业 年以电力为主营业的３３家上市公司为样本。从表１的统计 的环境保护行动，进而会影响企业环境信息的披露。一个 结果看，沪市电力公司的董事会规模平均为１２人。然而各 社会责任感强、功能完善的董事会能够督促管理层充分、 个公司之间的差异较大，规模最小的仅为７人，最大的则为 及时、准确地对企业的环境信息进行披露，重污染行业尤 ２１人。所占比重最大的是董事会有９人的公司，其占比为 其如此。关于董事会特征，Ｆａｍａ（１９８３）就研究发现，当公司 ２４．２５％。其中绝大部分公司的董事会规模为９～１５人，这一 拥有就多的外部的独立的董事会时，董事会就更能有效的 区间内的公司约为９３．９４％。因为董事会规模过大或过小都 起到监督的作用，从而能更好的监督管理层，促使其更自 会对其有效性产生不利影响，这里采用Ｌｉｎｐｔｏｎ和Ｌｏｒｓｃｈ以 愿的披露更多的环境信息；１９８８年Ｍｏｌｚ研究发现当公司的 及Ｊｅｎｓｅｎ的建议，董事会人数越接近８，企业环境信息披露 董事长和总经理两职合一时，公司较少的披露环境信息相 的质量越好。 比于两职未合一的公司。因为两职合一的公司经理较容易 假设１：沪市电力公司董事会的人数与８的差的绝对值 控制董事会，更倾向于不向外部人披露不利信息；Ｆｏｒｋｅｒ 与环境信息披露质量负相关 （１９９２）研究发现董事会中独立董事的比例越大，就更容易 表１ 董事会规模统计表 监督经理的机会主义，经理层就更愿意披露环境信息；李 董事会人数 公司数（个数） 在总样本中的比重ｆ％ ７ １ ３．Ｏ３ 晚金（２００８）研究发现，董事长与总经理是否两职合一及独 ９ ８ ２４．２５ 立董事比例等因素对环境信息披露影响不显著。魏杏芳 １０ ４ ｌ２．１２ １１ ５ １５．１５ （２０１３）研究表明独立董事比例、董事会会议频次与环境信 １２ ５ ｌ５．１５ 息披露水平存在显著地正相关关系；董事会规模、两职状 ｌ３ ３ ９．０９ １５ ６ ｌ８．１８ 态与环境信息披露水平存在不显著正相关关系。同时为了 ２ｌ １ ３．Ｏ３ 反映代表性行业的情形，本文以重污染行业的电力上市公 舍计 ３３ ｌｏ０ 司为例，分析了董事会特征对环境信息披露的影响，揭示 （二）董事会独立性与环境信息披露的关系董事会的 了我国现阶段环境信息披露存在的问题并提出相关建议。 成员有内部董事和外部董事（含独立董事）构成。独立董事 二、理论分析与研究假设 就是除经理人员特别是现任总经理、与公司有明显关系的 （一）董事会规模与环境信息披露的关系 董事会规 董事、退休的经理人员包括退休的总经理，以外的人担任 模指的是董事会中包含董事的人数。我国《公司法》第１１２ 的董事。独立董事代表的是社会公众的利益，体现的是公 条规定董事会成员为５—１９人，一般人数为奇数。董事会规 开、公正、公平的原则。董事会较高的独立性有助于其加强 模过大会较容易发生争论，缺乏凝聚力，导致缓慢的决策 对经理层的监管。由此，董事会的独立性强弱影响着董事 制定速度和监控成本的提高。董事会规模过小，会导致每 会的运行效果，从而对企业环境信息披露造成影响。表２为 个人的工作负担过重，工作效率下降，同样有损董事会的 董事会独立性分布表。我国在《关于在上市公司建立独立 有效性。Ｌｉｎｐｔｏｎ和Ｌｏｒｓｃｈ（１９９２）研究发现董事会的人数最 董事制度的指导意见》中规定：在２００６年６月３０日前，董事 多为１０个，最好为８个或９个。Ｊｅｎｓｅｎ（１９９３）研究也发现当董 会成员中应当至少包括２名独立董事；在２００３年６月３０日 ６９ 王晓邬展霞：上市公司董事会特征对环境信息披露影响研究 前，上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董 计算后得到。有关上市公司年报和社会责任报告方面的资 料与数据主要来源于上海证券交易所，公司董事会特征的 资料与数据主要来源于东方财富网。本文对搜集到的数据 运用ＥＸＣＥＬ２００３和Ｅｖｉｅｗｓ ３统计软件进行整理、分析。 事。从表２的统计结果看，沪市电力公司中有４家的独立董 事占比低于１／３，而正好达到１／３的有ｌ４家占总数的４２．４２％， 总体来看董事会独立性较弱。 假设２：沪市电力公司中独立董事的比例越高。企业环 （二）变量定义本文设定环境信息披露指数ＥＤＩ选择 境信息披露质量也越高 表２ 董事会独立性分布表 １／３以下 ４ ｌ２．１２ １／３ １４ ４２．４２ １／３以上 ｌ５ ４５．４６ 合计 ３３ １００ （三）董事会中的“两职合一”与环境信息披露的关系 “两职合一”指的是，董事会成员同时担任企业内经理层的 相关职务。董事会的主要职能是对经理层进行监管。而两 职合一，意味着自己监督自己，使企业的监督机制形同虚 设，难以避免对外隐瞒不利信息的情况出现。两职合一削 弱了董事会的监控功能，有损董事会运行的有效性，从而 影响到企业环境信息披露的质量。表３为董事会中的两职 合一比例分布表。根据表３的统计数据，沪市电力公司两职 合一比例的平均水平为１２．６２％。然而各个公司之间的差异 较大，有５家公司没有两职合一的情况，而两职合一比例最 大的为１／３有３家公司。所占比重最大的区间在５％～１０％有１２ 家公司，其占比为３６．３６％。 假设３：沪市电力公司两职合一比例与环境信息披露 质量负相关 表３ 两职合一比例分布表 两职合一比例（％） 公司数 比重ｆ％ ５ ｌ５．１５ ３－５ Ｏ ０ ５～１０ １２ ３６－３６ ｌ０～ｌ５ ５ １５．１５ １５～２Ｏ ６ １８．１８ ２０－２５ ２ ６．０６ ≥２５ ３ ９．１Ｏ 舍计 ３３ １００ 三、研究设计 （一）样本选择与数据来源 本文以我国上市公司年 报和社会责任报告作为环境信息披露的载体，鉴于数据的 时效性以及收集的便利性，选取了沪市Ａ股市场２０１０年的 主营业务为电力的上市公司作为本文研究的总体样本，另 外为了保证数据的有效性，尽可能消除非正常样本对本文 研究的影响，首先从总体样本公司中剔除掉ＳＴ、＊ＳＴ等财务 状况恶化的公司，其次在此基础上又剔除了某些材料、数 据不齐全的样本公司，最终整理得到３３家样本公司。本文 共提出了３个关于公司董事会特征对环境信息披露水平影 响的假设，另外构建了环境信息披露指数。其中有关环境 信息披露指数方面的数据主要来源于３３家样本公司２０１０ 年的年报和社会责任报告，通过手工查阅汇总得到，董事 会特征方面的数据则主要来自东方财富网，并进行相关的 ７０ 沿用舒岳在《公司治理结构对环境信息披露影响的实证研 究》中评价方法并进行了适当的改动。这里把环境信息披 露的质量分为以下四个方面：（１）环境信息披露的相关性： 主要包括企业环境政策信息、企业环境责任信息、企业环 境保护信息。其中，空泛为１分，明确为２分，若明确指出政 策名称即为明确；（２）环境信息披露的具体性：主要包括企 业的能源消耗信息、污染物排放信息以及有关的财务信息 等定量的信息。若为定性则１分，定量为２分；（３）环境信息 披露的明晰性：要求明晰易读。明晰性主要参考环境信息 披露在年报的位置，其中在董事会报告１分，社会责任报告 １分。我们根据ｌ～３三个方面的质量为标准，逐个收集汇总 ３３家样本公司２００９年年报和社会责任报告中的环境信息， 以累加方式计分。各变量定义见表４。 表４ 变量定义 序号 变量表述 含义 取值 １ ＥＤＩ 环境信息披露指数 手工计分 ２ ＳＣＡＬＥ 董事会规模 Ｉ董事会人数一８１ ３ ＩＮＤ 董事会独立性 独立董事人数／董事会人数×１００ｏｋ ４ ０Ｔ 两职合一比例 两职合一人数／董事会人数Ｘ １００ｖ￣ ５ ＬＯＣ 公司地理位置 黄河以北记为１．以南记为０ ６ ＳＩＺＥ 公司规模 公司资产总额 ７ Ｒ０Ｅ 公司盈利能力 净利润／期末所有者权益Ｘ １００％ （三）模型构建 为了分析公司的董事会特征与环境 信息披露的相关关系，本文主要通过以下模型来论证： ＥＤＩ＝［３ｏ＋［３１ＳＣＡＬＥ＋［３２ＩＮＤ＋［３３ＯＴ＋Ｉ３４ＬＯＣ＋［３，ＳＩＺＥ＋［３６ＲＯＥ ＋￡ 四、实证分析 （一）变量描述性统计 从表５可以看出，所统计的样 本公司的环境信息披露最小值为０，均值为３．９１，说明环境 信息披露水平总体比较低，而且其中有两家企业在２０１０年 的年报和社会责任报告中没有披露环境信息。董事会人数 的均值为１１．６４，超过了Ｌｉｎｐｔｏｎ和Ｌｏｒｓｃｈ（１９９２）建议限制董 事会的人数为１０个的标准，说明董事会规模相对较大。独 立董事比例的平均水平是３６．６３％，仅比《关于在上市公司 建立独立董事制度的指导意见》规定的标准比例３３．３３％超 出３．３％。两职合一的平均比例是１２．６２％，样本公司中仅有５ 家没有出现两职合一的情况。这一统计结果跟魏杏芳 （２０１３）基于河北省上市公司数据得到的结果是一致的。 表５ 变量描述性统计结果 Ｎ Ｍｉｎ Ｍａｘ Ｍｅａｎ 环境信息披露指数 ３３ Ｏ ８ ３．９ｌ 董事会人数 ３３ ７ ２ｌ １１＿６４ 独立董事比例 ３３ ２６．６７％ ５３．８５％ ３６．６３％ 两职合一比例 ３３ ０．０Ｏ％ ３３－３３％ ｌ２．６２嚷 财佘通蕾ＩＬ。２０１５年第３Ｏ期 （二）共线性诊断 一般情况，当解释变量之间的相关 系数超过０．８时我们认为可能存在多重共线性，从表６中可 见，样本各解释变量之间的相关系数都低于０－８，所以，根据 数理统计原理，本文各解释变量之间不存在多重共线性问 表７ Ｍｅｔｈｏｄ：Ｌｅａｓｔ Ｓｑｕａｒｅ 变量线性回归统计结果 Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａｒｉａｂｌｅ：ＥＤＩ Ｄａｔｅ：Ｏ ｒ０５／１ １ Ｔｉｍｅ：ｌ８：１８ Ｓａｍｐｌｅ：１ ３３ Ｉｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ：３３ 题，可以确保统计结果准确性。 表６ Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ Ｍａｔｒｉｘ ＥＤＩ ＳＣＡＬＥ ＩＮＤ ０Ｔ Ｌ０Ｃ Ｓ１ＺＥ Ｒ０Ｅ ＥＤＩ ｌ ０．０８２９６８ ０．８５３４５９ －０．ＯＨ０８２４ Ｄ．４８ｌ８２６ ０．４０６ｌ６７ ０．０４ｏ０９１ ＳＣＡｌＪＥ ０．０８２９６８ １ －０．１０３４６ －０．１７８ｌ３ —０．１０１１７ －０．１７７４４ －０．０ｌ８７１ ＩＮＤ ０．８５３４５９ －０．１０３４￣ ｌ ０．０５６１３６ ０．４２５２３５ ０．４４２５４５ ０。２８４２３ 【）Ｔ －０．ｏｏ８２４ —０．１７８１３ ］．０５６ｌ３６ ｌ —Ｏ．１２７ｌ５ －０－２ｌ２０５ —０．１８２０ Ｌ０Ｃ ０．４８１８２６ —０．１０ｌ１７ ）．４２５２３５ －０．１２７１５ １ ０．４７２９３９ －０．０２４６ ＳＩＺＥ ０．４０６１６７ —０．１７７４４ ０．４４２５４５ －０．２１２０５ ０．４７２９３９ １ ０．１５７６４￣ ＲＯＥ ０．４０００９５ －０．Ｏ１８７５ ０．２８４２３ 一Ｏ．１８２０７ －０．０２４６ ０．１５７６４８ ｌ （三）回归分析 以样本公司环境信息披露指数为解 释变量进行回归分析，结果见表７。由表７的回归结果来看， 调整后的Ｒ 为０．７７６０３３，即方程的拟合优度为０．７７６０３３，表 明被解释变量即ＥＤＩ的变化中约有７７．６％的部分可以被解 释变量解释，这个比例还是比较高的，拟合优度较好。Ｆ检 验：给定显著性水平ａ＝０．０５，在Ｆ分布表中查得ｋ一１＝５和 ｎ—ｋ＝２７，贝０临界值Ｆ （５，２７）＝２．５７，由Ｅｖｉｅｗｓ ３得至ＵＦ＝１９． ４７９５６＞ （５，２７），回归方程的显著性水平远远大于ａ＝Ｏ．０５， 说明被解释变量和解释变量之问有显著的线性关系。ｔ检 验：当显著性水平ａ＝Ｏ．０５时，ｔ以（ｎ—ｋ）＝ｔｏｏ￣（３３—６）＝ （２７） ＝２．０５１８３，由表７的回归结果可见，解释变量和控制变量中 只有董事会独立性（ＩＮＤ）的的系数ｔ检验显著，说明董事会 独立性对环境信息披露质量有显著的影响，而且其ｔ检验值 为８．４５１２１ １，说明其与环境信息披露质量显著正相关。因此 三个假设中，只有假设二成立，而假设一和假设三皆不成 立。关于模型中的控制变量，在显著性水平ａ＝０．０５时，公司 的获利能力（ＲＯＥ）通过了ｔ检验。也就是说，公司的盈利能 力对环境信息披露质量有较显著的影响，而且由于其ｔ检验 值为一２．３７７６２９，说明公司盈利能力对其环境信息披露质量 有一定的负面影响。通过上面的分析，我们验证了董事会 特征与环境信息披露之问存在一定相关性。具体而言，独 立董事比例与环境信息披露水平存在显著的正相关关系； 董事会规模、丽职状态与环境信息披露水平存在不显著正 相关关系。 五、结论及建议 （一）研究结论 （１）环境信息披露的缺乏统一平台。虽然近年来上市 公司招股说明书中关于环境责任，污染原因、治理措施，通 过环境认证情况，污染治理费用等信息披露的比例增高。 但仍然没有独立的环境报告书，比较集中体现在企业年报 中的董事会报告、社会责任报告和公司招股说明书中。通 常社会责任报告中披露的环境信息比董事会报告中披露 的环境信息更为系统和详尽。有关财务影响信息，主要是 排污费、绿化费和环保方面的政府补助等散布在财务报表 Ｖａｒｉｂａｌｅ Ｃ０ｅｆｆｉｃｉｅｎｔ Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ ｔ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐｒｏｂ． ＳＣＡＬＥ ０．１４３９９５ ０．０７１４８５ ２．０ｌ４３４４ Ｏ．Ｏ５４４ 【ＮＤ ０．３２９ｌ５６ ０．０３８９４８ ８．４５ｌ２１ １ Ｏ．０Ｏｏｏ ０Ｔ －０．Ｏ１ １８３５ ０．０２２５２６ －０．５２５４０１ ０．６０３８ ＬＯＣ ０．４４９８７９ ０．４４７０４５ １．ｏ０６３４０ ０．３２３５ ５ＩＺＥ ９．２１ ４．２７ ０．２１５５５１ Ｏ．８３１０ Ｒ０Ｅ －０．０４１９１７ ０．０１７６３０ —２．３７７６２９ ０．０２５１ Ｃ －８．３７５０６８ １３１５０５９ －６．３６８５８７ Ｏ．Ｏ０００ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ Ｏ．８ｌ８０２６ Ｍｃａｎ ｄｅｏｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ３．９０９０９］ Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０．７７６０３３ Ｓ．Ｄ．ｄｅｏｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ２．２２７１５ Ｓ．Ｅ．ｏｆ ｒｅ￣ｒｅｓｓｉｏｎ １．Ｏ５４０Ｏ６ Ａｋａｉｋｅ ｉｎｆｏ ｃｒｉｔｅｒｉＯｎ ３．１２８９０ｔ Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ ２８．８８４１７ Ｓｃｈｗａｒｚ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ３．４４６３４， Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ －４４．６２６９４ Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ １９．４７９６￣ Ｄｕｒｂｉｎ—Ｗａｔｓｏｎ ｓｔａｒ ２．１３９３３７ Ｐｒｏｂ（Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ） ０．Ｏ０Ｏ０Ｄ（ 附注中。由于大多数企业的环境信息分布过于零散，查阅 起来十分不便，给信息的获取增加了难度。 （２）环境信息披露的内容缺乏统一规范。国家环保总 局《环境信息公开办法ｆ试行）》中的规定以及前人的研究成 果，将环境信息分为五大类２２项指标：环境政策信息、能源 消耗信息、污染物排放信息、环境责任信息、环境保护信息 等方面的情况，而财务信息方面基本只在排污费、环保方 面的政府补助、技术改造的设备投资上有所体现。有些企 业只披露以上三项。比较详细的会对能源消耗信息和污染 物排放信息有数据上的披露。其余的那些信息鲜少有企业 披露。 （二）相关建议 政府相关部门应制定关于环境信息 披露的相关制度，强制企业披露环境信息，对于不符合监 管要求的企业，政府可以采取相应的措施。董事会的规模 应控制在合理的范围内，使其处于最佳运行状态，更好的 起到监督的作用，监督管理层更好的披露环境信息；健全 董事会的独立董事机制，确保独立董事的提名和任命独立 于公司的管理层，提高独立董事的独立性和监管能力，从 而促使管理层更好的铺路环境信息。通过媒体效应向社会 各个阶层宣传环境保护以及和持续发展。调动社会公众的 积极性，促使社会公众更好的监督企业披露环境信息。 参考文献： ［１］胡立新、王田、肖田：《董事会特征与环境信息披露 研究》，《财会通￣Ｋ）２０１０年第３３期。 ［２］王永德、宋丽英、董淑兰：《环境信息披露影响因素 研究》，《财会月刊１２０１２年第６期。 ［３］李晚金、匡小兰、龚光明：《环境信息披露的影响因 素研究》，《财经理论与实践）２ｏｏ８年第３期。 ［４］魏杏芳：《董事会特征对环境信息披露影响的实证 研究》，《财经纵横）２０１３年第１９期。 （实习编辑彭文喜） ７１