董事会特征与环境信息披露研究_基于我国制造业上市公司的调查分析.doc

董事会特征与环境信息披露研究_基于我国制造业上市公司的调查分析综合 2010 年第 11 期（下）基于我国制造业上市公司的调查分析董事会特征与环境信息披露研究*胡立新 王 田 肖 田（北方工业大学经济管理学院 北京 100144）摘要：本文选取我国制造行业的 598 家上市公司作为研究对象，对其 2006 年至 2008 年年报和社会责任报告进行了分析，结果发现：董事会特征中的董事会规模、独立董事比例、董事会薪酬水平、董事会持股比例、董事会会议次数与环境信息披露行为的关系不显著，并提出了相关建议。关键词：董事会特征 环境信息披露 上市公司作者简介：胡立新（1966-），女，内蒙古赤峰人，北方工业大学经济管理学院副教授王 田（1985-），女，山东莱阳人，北方工业大学经济管理学院硕士研究生肖 田（1988-），男，湖南汉寿人，北方工业大学经济管理学院学生随着全球经济的快速发展，环境污染和生态失衡问题越来越严重，企业作为环境污染物的主要排放者更应该积极主动地参与污染的治理和生态环境的改善，认真履行企业所应承担的环境责任，而环境信息披露是企业环境活动的利益相关人了解企业环境状况的主要途径，逐渐成为一种有效的污染控制手段，但在实际操作中环境信息披露水平受哪些因素的影响，是一个非常值得研究的问题。公司治理结构与环境信息披露之间存在着一种密切的关系，完善的公司治理结构能够强化公司的内部控制，减少机会主义行为的出现并降低信息的不对称，是高质量环境信息披露的保障。董事会是公司治理结构的重要组成部分，是管理公司信息披露事项的机构，本文在环境信息披露日益受到关注的背景下，结合我国的实际情况，从实证角度来研究我国上市公司董事会特征对环境信息披露的影响，这对于提高环境信息披露水平有着十分重要的意义。一、文献综述（一）国外文献 国外的环境信息披露研究起源于20世纪40年代，很多学者对环境信息披露的相关问题进行了研究，研究范围广泛、程度深入，研究的方式和方法也呈现多样化的局面。在董事会特征方面，Fama等（1983）发现拥有较多外部董事的董事会能更有效地发挥监督作用，从而可以有效地限制管理层的机会主义行为，促使公司自愿的披露更多的环境信息；Molz（1988）发现董事长和总经理两职合一的公司，环境信息自愿披露水平明显低于董事长和总经理分任的公司，两职合一的公司中董事会更容易被经理人员控制，更倾向于不向外部人披露不利信息；Forke（r1992）发现二职合一与自愿披露环境信息水平之间存在着显著的负相关关系；董事会中独立董事的比例越大，监控经理层的机会主义行为就越有效，经理层自愿披露信息的意愿就越强，因而披露的环境信息也越多；Simon和Kar Shun Wong（2001）发现，独立董事比例与上市公司披露程度正相关，但不显著；设立审计委员会的公司自愿披露环境信息的程度更高，董事长与总经理兼任的公司环境信息自愿披露程度比相对较低，但不显著；Eng和Mak（2003）也发现独立董事比例与上市公司环境信息自愿披露水平负相关。（二）国内文献 我国对环境信息披露的研究起步比较晚，主要集中在理论方面的研究，关于公司治理结构中的董事会特征对环境信息披露影响的研究是最近几年才开始的。邹立（2008）发现董事会特征中的独立董事人数对环境信息披露影响显著，董事长与总经理两职合一对环境信息披露影响不显著；李晚金、匡小兰、龚光明（2008）发现我国上市公司环境信息披露水平整体情况很差，但在不断提高。实证研究结果表明，董事会特征中的董事长与总经理是否二职合一、及独立董事比例等因素对环境信息披露影响不显著。二、研究设计（一）理论分析 董事会特征与环境披露信息披露关系研究的基本理论主要包括：（1）代理理论。代理理论认为代理关系实际上就是一种“契约”，在这种契约下委托人聘请代理人代表自己来履行某些职责，并赋予代理人相应的权利。代理关系主要产生于现代企业当中，其中最典型的契约关系就是股东与管理当局之间的委托代理关系。在代理关系下，股东无法观察到管理当局的一切经营行为，只能通过与管理当局签订契约来对管理当局进行约束和监督，但监督契约的执行需要花费费用，这些费用又会降低企业的利润，从而降低管理当局的报酬，因此管理当局就有动力将监督成本保持在较低的水平，管理当局通过向股东主动披露更多可靠的公司信息来降低监督成本。随着国家对环境问题的要求越来越严格，环境问题成为影响企业发展的一个重要因素，企业的委托人关注投入到企业的资源的利用情况及管理当局对环境受托责任的履行情况，管理当局通过向委托人披露更多的环境信息来降低代理成本，而且代理成本越高，管理当局自愿披露环境信息的动机就越强。（2）信息不对称理论。信息经济学研究表明，在现实生活中，每个人掌握的信息都具有不完全性和非对称性。信息不对称现象的存在容易引发逆向选择问题和道德风险。逆向选择会导致“劣币驱逐良币”现象的发生，这一现象发生在企业和投资者的环保投入上，就会导致环保投入高的企业由于不对外披露自身的环境投资情况，存在信息不对称，投资者则只会依据同行业的平均环保投入能获得的回报来考虑是否对企业投资。这样一来，许多环保投入和环境绩效高于平均水平的企业，投资者看不到投资应带来的环境改善，就会减少投101胡立新 王 田 肖 田：董事会特征与环境信息披露研究资，从而造成环保投入越来越少，环境绩效越来越差的恶性循环；道德风险是由于代理人处于信息优势一方，委托人处于信息劣势一方，代理人很可能会通过损害委托人利益的方式增进自身效用，达到自己的目的。企业资源的供给者与企业的管理当局之间是委托代理关系，资源供给者希望企业的管理当局在追求经济利益的同时，投入一定资源在环境保护上，使企业环境绩效达到最大化。但是，在信息不对称条件下，资源供给者无法观察到企业管理当局的全部行为，当存在道德风险时，企业管理当局将用于环境保护的资源挪用，导致企业的环境绩效降低，如果利益相关者察觉了这种行为，给企业带来的将会是失去产品市场和消费者，最终导致企业的经营业绩下滑。（二）研究假设 董事会是公司治理结构的重要组成部分，一个运行有效地董事会能够监督并控制管理层的经营管理活动，尽量减少可能出现的机会主义行为，降低信息不对称现象，促使经理层认真履行自己的管理职责，及时、充分、准确地向外披露企业的信息，从而影响企业披露信息的质量。（1）董事会规模与环境信息披露。我国公司法规定股份有限公司的董事会人数为5至19人。当企业的董事会规模过小时，董事会成员的专业范围会缩小，同时由于工作事务繁多，人数过少，导致董事会成员负荷过大，工作效率难免会下降，也就降低了对经营者的监督，势必会影响环境信息的披露水平；而另一方面，如果企业董事会的规模过大，也不利于董事会职能的发挥，这是因为组织理论认为大型组织在制定决策时往往要花费更多的时间，这样一来就会降低组织的工作效率，董事会规模过大，那么董事会成员在制定决策或解决问题时，意见种类多样，很难达成统一，必然会降低工作效率。国内外关于董事会对环境信息披露水平影响的研究很多，但是并没有统一的结论。有研究认为，较大的董事会规模，制定决策时沟通、交流都需要花费更多的时间，会降低董事会的有效性和监督能力，从而降低信息披露水平。本文认为，考虑到我国上市公司的规模普遍较小，人数较少的董事会更为高效精干。基于以上分析，提出如下假设：假设1：上市公司董事会规模与环境信息披露水平负相关（2）独立董事比例与环境信息披露。董事会主要由内部董事和独立董事构成，内部董事由于直接参与企业的经营管理，所以很难保证其独立性，而独立董事的设立正是为了增强董事会的独立性。正是由于独立董事的这种独立性，使其与企业的执行董事相比更具有客观性，对管理层的任免、高管人员的薪酬以及绩效评价等敏感问题，能够做出更客观、更公正的决策，从而更有效的对经营者实施监督，促使其披露更多的环境信息；另外，独立董事大多是学术界和企业界的知名人士，很看重个人的声誉，为了维护在人力资本市场上的信誉，他们会尽职尽责地监督管理者的行为，切实从企业的利益相关者角度考虑，鼓励企业多披露信息，在社会中树立企业良好的形象，同时也提升个人的声誉和价值。随着我国独立董事制度的不断完善，独立董事对经理层的监督功能也会不断增强，公司环境信息披露水平也会不断提高。基于理论与实际相联系，本文认为在其他条件不变的情况下，我国上市公司独立董事人数越多，越容易发生环境信息披露行为。基于以上研究，提出如下假设:假设2：上市公司独立董事比例与环境信息披露水平正相关（3）董事激励水平与环境信息披露。董事并不是企业的所有者，所以追求的目标往往不会是企业价值最大化。只有让企业的董事有和企业共进退的观念，才能使他们认真履行职责，监督经理层的经营活动，从而提高经理层披露信息的含量。激励与约束机制是提高董事工作效率和忠诚度的重要方法。为了解决年薪制的缺陷，股票期权激励制度近几年发展起来。实际上股票期权就是让管理者占有公司的剩余索取权，从而对管理者产生激励作用，这样管理者从长期发展的角度选择有利于企业的经营战略，在实现自身利益的最大化的同时也实现企业价值最大化，从而减少机会主义行为，提高信息披露水平。基于以上分析，提出如下假设：假设3：上市公司董事会持股比例与环境信息披露水平正相关假设4：上市公司董事会薪酬水平与环境信息披露水平正相关（4）董事会会议次数与环境信息披露。董事会的决议主要通过召开董事会决定，所以在一定程度上董事会会议召开的次数可以反映出董事会的勤勉程度，是反映董事会运作效率的重要因素。董事会召开会议次数多，说明董事对企业的关心度高，勤勉度高，使管理层迫于压力更尽心于自己的工作，从而减少机会主义行为，披露更多的环境信息。基于以上分析，提出如下假设：假设5：上市公司董事会会议次数与环境信息披露水平正相关（三）样本选取与数据来源 本文选取上交所和深交所A股市场制造业上市公司2006年至2008年的年报以及社会责任报告作为研究总样本，并按如下顺序进行筛选：剔除被ST、*ST的上市公司；剔除材料、资料不全上市公司。最后得到598家样本公司，3年共1794个有效样本。我国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（）、深圳证券交易所（）、中国证监会（）；董事会特征方面的资料与数据主要来源于国泰安数据库以及巨潮资讯网（）。本文对搜集到的数据运用EXCEL2003和SPSS16.0统计软件进行整理、分析。（四）变量设定 本文实证研究中的变量包括被解释变量、解释变量和控制变量，其中被解释变量是环境信息披露指数，由于环境信息披露内容目前并没有统一的规定，本文主要借鉴国家环保总局环境信息公开办法（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（与企业有关的环境法规与政策、采取的环境措施及策略、环境保护和污染治理目标及计划、对未来环境状况的预测）；能源消耗信息（消耗自然资源的种类、消耗自然资源的数量、为降低能源消耗进行的技术改造）；污染物排放信息（排放污染物种类、排放污染物数量、排放量是否达标、为降低污染物排放量进行的技术改造）；环境责任信息（因环境问题引起的诉讼、因生产对环境造成的影响、缴纳的环保费用、环境问题对企业财务状况的影响）；环境保护信息（环境治理投资、当年环保目标实现的效果、获得的环保收入、获得的环保荣誉或奖励、与环保部门签订的环保协议、对员工进行环保知识培训、通过环境102综合 2010 年第 11 期（下）表 2 描述性统计200820072006N598598598Minimum000Maximum282115Mean0Std. Deviation5.3853.3112.711F20.138表 3 方差分析表ModelRegressionResidualTotalSum of Squares1644.36729216.56330860.930df617891794Mean Square328.87316.331Sig.000a. Predictors: CS，ID，MS，MC，MM，SIZEb. Dependent Variable：EDIVIF1.0011.0781.0561.0441.1461.027表 4 回归系数检查表Model(Constant)MCCSIDMSMMSIZEB2.595.000-.1692.1030.8430.0350.158标准误差.965.000.0482.174.0000.07.000Beta.026-.084.041t2.6891.138-3.509.9675.3775.3136.034Tolerance.999.928.947.957.873.974非标准化系数 标准化系数 Sig.007.255.000*.333.000*.000*.000*Collinearity Statistics质量认证情况）。通过查阅上市公司公布的年报和社会责任报告，对每家样本公司的22条环境信息披露条目逐条进行打分，打分的具体原则是：如果样本公司对某项环境信息进行了定量披露，得2分；如果只进行了定性描述，得1分；如果未披露，得0分，最后把22项信息条目的得分进行加总，得到每家样本公司的环境信息披露指数。在这里需要说明一下，本文没有给各项指标设定权重系数，主要是两个原因：一是权重系数的设定带有很强的主观性；二是本文的研究所面对的是所有环境信息使用者而不是特定的使用者，不同的使用者对信息有不同的偏好，侧重点不同。根据所提假设，将董事会人数、独立董事比例、董事会持股比例、董事会薪酬水平以及董事会会议次数设为解释变量。根据国内外学者的研究，公司环境信息披露还会受到公司规模的影响。Patten（1992）的研究发现，大公司准备信息的成本较低，从而会增加信息披露含量。因此，为了使研究结果更加准确，本文选取了公司规模作为控制变量。详见（表1）。（五）模型建立 根据实证研究的目标，本文建立一个多元线性回归方程，通过SPSS16.0软件对所收集得到的数据进行统计分析、多元线性回归分析和t检验，对公司董事会特征对环境信息披露水平的影响进行研究。建立回归模型如下：EDI=0+1CS+2ID+3MS+4MC+5MM+6SIZE其中：EDI为环境信息披露指数；0为回归方程的常数项；i为各解释变量及控制变量的待估系数（i=1，2，6）；为误差项的随机变量。三、实证结果分析（一）描述性统计 从（表2）可以看出，环境信息披露指数三年的平均值分别为4.4、5.13、7.24，可见我国企业环境信息披露水平还不高，但呈现逐年增长趋势，这主要是因为近几年来我国加强了对环境信息披露的监管，环保总局和证监会颁布了许多法律法规，从而促使环境信息披露有所增加；环境信息披露指数得分的最小值三年都是0分，说明每年都有企业没有披露环境信息，而最大值和最小值相差悬殊，说明企业之间对环境保护的重视程度不同，环境信息披露水平参差不齐。（二）回归分析 从（表3）看，F值为20.138在1%的水平上显著，说明因变量与自变量之间有显著的线性关系，回归效果不错，回归模型具有统计学意义。通过表4，可以看出各变量的容忍度都大于5，膨胀因子都小于2，说明各变量间不存在共线性问题，董事会规模、董事会薪酬水平和董事会会议次数的t检验值在1%的水平上显著，即通过了检验，董事会持股比例和独立董事比例与环境信息披露水平关系不显著，没有通过检验。另外，控制变量公司规模也通过检验，说明规模越大的企业越倾向于披露环境信息。四、结论与建议通过对影响环境信息披露水平的董事会特征进行回归分析，可以看出董事会规模与环境信息披露水平之间呈显著的负相关关系，说明过大的董事会规模确实会降低董事会效率，影响环境信息披露水平；董事会薪酬水平与环境信息披露之间呈显著的正相关关系，证实了假设4，说明目前在我国年薪制还是起到了一定激励作用，促使管理者更加尽职尽责；董事会会议次数也通过了检验，可见一个勤勉的董事会确实提高了监督效率；独立董事人数与环境信息披露水平没有显著关系，假设2没有通过检验，可见我国上市公司虽然引进了独立董事制度，但是在加强环境信息披露方面的效果并不显著；董事会持股比例也没有通过检验，这可能是由于我国目前的股权