董事会特征与环境信息披露水平

霍璐琪

摘 要：本文选择了2011-2016年连续披露CSR报告的环境敏感型行业上市公司为研究样本，同时去掉公司总裁或总经理、CEO缺失及ST和*ST公司，最终确定了163家上市公司样本进行实证分析。研究得出：董事会持股比例、董事会会议次数与企业环境信息披露水平都存在显著的正相关关系。董事会规模、董事长和总经理两职合一与企业环境信息披露水平呈负相关关系，但不显著。独立董事比例、董事会激励与企业环境信息披露水平呈正相关关系，但不显著。

关键词：董事会特征;环境信息;环境敏感型行业

0 引言

如今，环境污染问题迫在眉睫，阻碍着我国经济的快速可持续发展。改革开放以来，我国经济高速增长，但高速增长的背后是环境利益的牺牲。雾霾、河流污染等环境问题层出不穷，给当今社会带来了极大危害，环境问题日益严重，企业的持续健康发展面临着严重威胁。一个值得研究的方面是企业的环境信息披露水平受哪些因素的影响。其中，公司的治理结构与其环境信息披露水平紧密相关，健全的公司治理结构可以减少信息不对称及机会主义行为的出现，以此加强企业的内部控制。董事会作为环境信息披露事项的管理部门，其是公司治理结构的重要组成部分。

1 文献回顾与研究假设

1.1 董事会规模与环境信息披露

董事会规模在董事监督和控制管理水平的能力中发挥着重要作用，这也将对企业环境信息披露的监督产生影响。刘茂平（2013）[1]、何璐（2017）[2]研究发现董事会规模越大，企业环境信息披露水平越高，即二者之间存在显著的正相关关系。而Jensen（1993）以及 Lipton and Lorsch（1992）[3]认为，人员庞大的董事会规模会造成企业管理效率的下降。人数越多，董事会成员之间就会越难达到一致意见，此外还可能会出现“搭便车”的现象。郑若娟（2013）[4]、郭秀珍（2013）[5]等研究发现二者的相关性不显著。而伊志宏等（2010）[6]、傅鸿震（2016）[7]的研究表明，董事会规模与企业信息披露水平呈倒“U”型关系。本文认为，当董事会规模较大时，董事会成员之间的交流就会减少，成员之间的协作就会变少，董事会意见难以达成一致并且容易产生“搭便车”的行为;当董事会规模较小时，董事会成员间的交流协作就会增加，对管理层的控制力增加，从而使企业环境信息披露质量得到保证。得出假设1：董事会规模越小，企业环境信息披露水平越高。

1.2 独立董事比例与环境信息披露

Forker（1992）[8]、Beasley （1996） [9]、Cheng 和 Courtenay（2006）、Sheila等人[10]研究发现独立董事在董事会中的占比越大，企业内部人操控环境信息披露的可能性就越小，企业的环境信息披露水平就越高;同时，国内学者张洁梅（2013） [11]、魏杏芳（2013）[12]、傅鸿震（2016）[7]研究表明独立董事比例与环境信息披露水平之间存在显著的正相关关系。本文认为，为了确保企业董事会的独立性，独立董事制度是必不可少的。而其经济利益和企业经理层不直接联系，因此独立董事的存在可以降低董事与经理内部勾结的可能性。得出假设2：独立董事比例与企业环境信息披露水平呈正相关关系。

1.3 董事会持股比例与环境信息披露

股权激励作为现代公司治理机制中一种重要的董事激励机制被广泛运用。李恩柱，李明（2017）[13]研究发现，董事会持股比例对公司的信息披露水平产生了正向影响，但影响并不显着。这可能是由于目前缺乏对董事的激励，董事会持股比例极低以及不能有效发挥积极性，这反过来又影响了公司的信息披露水平。得出假设3：董事会持股比例与企业环境信息披露水平呈正相关关系。

1.4 董事会领导结构与企业环境信息披露

Forker（1992）[9]发现：CEO 两职合一的公司自愿性信息披露水平要低于两职分离的公司;国内学者傅鸿震（2016）[8]通过研究董事会特征对环境信息披露的影响发现，董事长与总经理的两职分离会促进企业的环境信息披露水平。本文认为，董事长和总经理两职分离会减少高管之间的合谋，提高企业的监管强度，从而提高企业的环境信息披露水平。得出假设4：董事长与总经理的两职合一会对企业环境信息披露水平产生负向影响。

1.5 董事会会议次数与环境信息披露

Lipton 和 Lorsch（1992）[3]、伊志宏等（2011）[7]、魏杏芳（2013）[12]认为越多次数的董事会会议，越是有助于其成员及时发现管理层的不称职行为，因此董事会会议次数对企业环境信息披露质量具有正向促进作用。本文认为，董事会会议次数越多，董事会的热情、勤勉和尽职调查水平越高，有利于企业的环境信息披露。得出假设5：较高的董事会会议次数能够加强企业环境信息披露水平。

1.6 董事会激励与环境信息披露

对董事进行适当的薪酬激励会鼓励他们认真履行自己应尽的责任，积极监督检查管理层及经理层的活动，以此提高企业的环境信息披露水平。得出假设6：适当的董事会激励能够促进企业环境信息披露水平。

2 研究设计

2.1 样本与数据

本文选取研究对象设定为2011-2016年中国环境敏感型行业965家上市公司的面板数据。按以下标准进行筛选：（1）选择2011-2016年连续披露社会责任报告的公司;（2）剔除公司总裁或总经理、CEO缺失的公司;（3）剔除ST和*ST公司。最终确定了163家上市公司的978个样本观测值。其中，本文使用的反映企业环境信息披露的指标和变量来源于社会责任报告、WIND數据库和CSMAR数据库。

2.1.1 上市公司环境信息披露水平

我国的环境信息披露在内容、格式或披露方法上尚未统一。从以往的研究来看，上市公司环境信息披露水平主要基于年度报告信息，通过对公司的环境信息披露内容进行分类和赋值来衡量。为了区分环境敏感行业上市公司发布的环境责任信息和其他社会责任信息，考虑到各种相关文件的研究结果和国际公认的GRI《可持续发展指南》G4中环境信息披露的要求，在此基础上，建立了1个目标层和4个标准层共19个指标的评价体系，根据环境信息披露的详尽程度，采用中位数衡量法将指标层指数设定为0分、1分和2分，并且将隶属于同一个准则层的指标层指标得分进行相加。为了保证研究的科学性，避免一个专家的主观性，采用15位专家的群决策的方式，通过对准则层的两两指标进行比较，采用李克特五等级量表模式，得出判断矩阵群，检验其一致性并计算权重。最后我们以15位专家权重的众数作为准则层指标的权重Wi（i=1，2，3，4），4个准则层指标权重依次是0.1、0.13、0.34和0.43。

2.1.2 解释变量

董事会规模（BSIZE），全体董事会成员数量。

独立董事比例（IDP），其在董事会中所占比重。

董事会持股比例（DSHARE），董事会成员持有的股数占公司总股数的比重。

董事长和CEO是否两职兼任（DUAL），虚拟变量，董事长与总经理两职兼任为1，否则为2。

董事会会议次数（TIMES），公司一年内召开的会议次数。

董事会激励（SALARY），年末排名前三的董事平均薪酬。

（3）控制变量

公司规模（SIZE），公司年末总资产的自然对数。

偿债能力（LEV），企业总负债与总资产的比。

盈利能力（ROE），企业净利润与股东权益余额的比。

成长性（GROW），企业主营业务收入的增长率。

投资价值（TQ），托宾 Q= 公司市场价格 / 公司重置成本 =（年末流通市值+非流通股份占净资产的金额+长期负债合计+短期负债合计）/ 年末总资产

2.2 模型构建

对本文的研究假设建立相应的回归模型，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个年度） ;α为截距项;βi为回归系数。

3 实证分析

3.1 描述性统计分析

董事会规模的均值和方差分别为9.62和 2.07，表明其规模在9人左右，而且各自间的差距较大;由独立董事比例的均值和方差得到董事会中独立董事占比约为36.71%，表明我国环境敏感型行业独立董事在董事会中所占的比例达到三分之一及以上;董事会会议次的标准差、最小值和最大值分别为4.18、2和37 ，说明研究样本公司每年召开的董事会会议次数有显著的差異;董事会激励的标准差为9.29，说明研究样本公司董事会激励存在显著的差异。

3.2 回归分析

3.2.1 变量之间的相关性分析

为了进一步研究董事会特征与环境信息披露之间的关系，对研究变量进行了Pearson相关分析，企业环境信息披露水平与董事会规模正相关，其与本文假设不符，其原因可能是文章所选样本行业的特殊性或是样本公司筛选方式所致;企业环境信息披露水平与董事会会议次数、董事会激励正相关，与本文研究假设相符;企业环境信息披露水平与独立董事比例负相关，但其结果不显著;企业环境信息披露水平与董事长与总经理两职合一正相关，与本文研究假设不符;企业环境信息披露水平与董事会持股比例负相关，与本文研究假设不符。研究变量之间的Pearson相关系数均小于0.5，表明变量之间不存在严重的多重共线性，即研究变量的选择是合理的。

3.2.2 回归分析

对研究变量进行相关性分析后对所构建的模型做回归分析。对模型进行筛选，即进行Hausman检验，得到结果所示p值为0.0001，表明应该使用固定效用模型，而非随机效应模型。得到结果所示F=1.30和P = 0.2166代表针对参数联合检验的F统计量和p值，表示参数整体上不显著。

由表1结果可知，董事会规模与企业环境信息披露水平负相关，与本文研究假设1相符，但结果不显著。独立董事比例对企业环境信息披露水平有正向的促进作用，其与假设2相符，但不显著。董事会持股比例与企业环境信息披露水平在10%的显著性水平上显著正相关，其与假设3相符。董事长和总经理两职合一与企业环境信息披露水平呈负相关关系，与假设4相符，但不显著。董事会会议次数对企业环境信息披露水平有显著的正向促进作用，与假设5相符。董事会激励与企业环境信息披露水平正相关，其与假设6相符，但不显著。

3.2.3 稳健性检验

考虑到样本中的极端值可能会影响模型的实证研究，对变量进行Winsorize（1% 分位数）缩尾处理，在此基础上对模型重新回归得到结果知回归结果与前文结论保持一致。

4 结论

本文选定环境敏感型行业163家上市公司的978个样本观测值，使用固定效应模型分析董事会特征与企业环境信息披露水平的关系。得出结论：（1）董事会持股比例、董事会会议次数与企业环境信息披露水平都存在显著的正相关关系。（2）董事会规模、董事长和总经理两职合一与企业环境信息披露水平呈负相关关系，但不显著。（3）独立董事比例、董事会激励与企业环境信息披露水平呈正相关关系，但不显著。

参考文献：

[1]刘茂平.公司治理与环境信息披露行为研究——以广东上市公司为例[J].暨南学报（哲学社会科学版），2013（9）：50-57.

[2]何璐.董事会特征对企业环境信息披露质量的影响研究——基于A股生物制药类上市公司的经验证据[J].福建江夏学院学报，2017（03）：0014-11.

[3]Lipton M，Lorsch J W.A Modest Proposal for Im-proved Corporate Goverance[J].Business Lawyer，1992，48（1）：59-77.

[4]郑若娟.中国重污染行业环境信息披露水平及其影响因素[J].经济管理，2013，35（ 7）：35-46.

[5]郭秀珍.环境保护与企业环境会计信息披露——基于公司治理结构的上市公司经验数据分析[J].财经问题研究，2013（5）：116-121.

[6]伊志宏，姜付秀，秦义虎.产品市场竞争、公司治理与信息披露质量[J].管理世界，2010（1）：133-142.

[7]傅鸿震.董事会特征对环境信息披露的影响研究[J].南京财经大学学报，2016，（6）：43-50.

[8]Forker J J.Corporate governance and disclosure quality.Accounting and Business Research，1992（22）：111-124.

[9]Beasley M S.An Empirical Analysis of the Relation between the Board of Director Composition and Financial Statement Fraud [J].The Accounting Review，1996，71（ 4）：443-465.

[10]Cheng ECM，Courtenay SM.Board Composition，Regulatory Regime and Voluntary Disclosure[J].The International Journal of Accounting，2006（41）：262-289.

[11]张洁梅.自愿性信息披露的影响因素——基于董事会治理视角[J].经济管理，2013，35（7）：154-160.

[12]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，2013，19.

[13]李恩柱，李明高.危行业董事会特征对信息披露的影响研究[J].会计之友，2017（21）：0051-04.