上市公司环境信息披露影响因素研究*——基于中国造纸业的数据

○浙江农林大学 俞梦婷 刘梅娟 蒋筱婷 罗晓玲 王佳庆

造纸业是我国重要的基础原材料产业，与国民经济发展密切相关。由于生产工艺特殊，使其污染范围广、污染毒素高。腾格里沙漠的“黑液”、潍坊地下水污染等恶性环境污染事件便是例证。2017年后，我国陆续实施了《中华人民共和国水污染防治法》和《排污许可证管理暂行规定》等一系列法律法规，高度重视重污染行业的排污问题。在环保意识越来越深入人心的情形之下，造纸企业显然要承担更重的环境责任义务和付出更多的环境成本，而环境信息披露则是造纸企业满足公众环境知情权重要途径。因此，本文搜集研究可能会影响造纸企业环境信息披露的因素，实证分析企业环境信息披露动因并提出相关建设性建议，从而反馈于政府相关部门及社会，保障造纸业环境信息披露质量，提高造纸企业社会责任意识。

一、文献回顾

(一)国外文献

国外学者对于环境信息披露的影响因素研究不尽相同，主要集中研究公司治理、外部压力等因素。Gray等(2001)对英国前100家公司年报中披露的社会和环境信息进行内容分析，发现企业规模、企业的盈利能力与环境信息披露成正比，即规模越大、盈利能力较强的公司倾向于在环境信息披露中披露更多信息。Clarkson等(2007)研究美国包括制造行业在内的五大污染行业191家企业的环境绩效与环境信息披露的关系，发现企业规模、杠杆比率、资本风险(加权)资产率等因素与环境信息披露有显著的正相关，而盈利能力和托宾Q的关系则并不显著。Shane、Spicer(1983)调查了证券价格变动与包括造纸业在内的四个敏感行业的环境绩效之间的关系，认为公司价值会对环境利坏信息的发布多寡产生负面影响。在外部因素方面，Aerts和Cormier(2008)提出了环境新闻稿对环境信息披露有显著和积极的影响，年度报告环境披露和环境新闻稿有互补作用。

(二)国内文献

与国外相比，我国大部分学者对公司的治理、组织结构和行业特征等内部驱动要素进行了实证分析。黄珺和周春娜(2012)对管理层方面展开研究，发现管理层的行为决策对环境信息披露产生很大的影响，想要提高企业环境信息披露的质量，就必须约束和引导管理层。傅鸿震(2014)基于2009—2013年重污染行业的样本数据，着重指出行业竞争属性对环境信息披露的影响，垄断性行业相比竞争性行业更愿意披露环境信息。王佳、刘禹彤(2017)研究包括造纸业等在内的76家重污染行业，对其年报披露内容采取赋值评分的方式表现环境信息披露水平，研究发现与企业的盈利能力、规模大小、国有控股比例等成正相关，与独立董事比例成负相关。外部压力也是重要的研究因素，外部压力主要包括政府监管、社会监督及媒体舆论等方面。沈洪涛、冯杰(2012)就舆论监管和政府监管提出舆论媒体的积极报道和政府的引导有利于营造一个环境信息公开的氛围，同时能调动社会公众参与的积极性。孔小妹(2018)选择15个重污染行业174家公司作为样本公司，构建环境信息披露水平与相关因素的模型，做回归分析后认为非负面媒体报道和政府监管都与环境信息披露成正相关。李荣锦、翟星(2018)指出公司治理对公共压力与环境信息披露相关性的调节效应，同时公共压力也对环境信息披露有正相关显著关系。

二、理论分析与研究假设

(一)企业规模

首先，大规模企业在为社会提供商品、侵占社会资源等方面都起着主导作用，它们往往会受到政府及社会各界的重点关注，因此大规模企业愿意披露更多的环境信息来减少社会舆论对企业经营造成的压力。其次，对外提供详尽的环境信息披露可以弥补投资双方信息不对称性，吸收外界资本使企业顺利融资，促进企业可持续发展。第三，规模大的企业在经营管理方面比小企业更规范，从而发生管理层隐瞒环境危机的风险概率相对较低。综上，本文提出假设1：

H1：企业规模越大，则环境信息披露水平就越高。

(二)盈利能力

企业的盈利能力强代表企业有充裕的资金投入到环保方面，而盈利能力差的企业可能会选择放弃负担高昂的环境成本。常雅娴(2019)认为企业拥有良好的盈利水平无疑有能力为环境成本买单，所以拥有剩余盈余的企业代理者会更愿意对环境信息进行披露。姚翠红和李恩恩(2016)也提出环境信息披露成本过高会导致企业不愿在环境信息披露方面作太多考虑。盈利能力越强的企业越会积极地承担社会责任，以期提高公司的正面形象来吸引外界投资，并且企业管理层也能得到利益相关者的信任，起到了一石二鸟的作用。总结来说，企业对环境信息的披露能够满足各个层面信息使用者的需求。综上，本文提出假设2：

H2：企业盈利能力越强，那么环境信息披露就会越多。

(三)负债能力

从企业债权人的角度出发，一个企业是否值得债权人借款在于其偿债能力，企业的资产负债率越低，也就意味着财务风险越小。造纸业是重污染行业，环境问题的发生很大程度会对企业的财务状况产生负面影响，而债权人一般也会倾向于选择贷款安全程度高的企业进行继续投资。向春华(2010)提出，债权人在面对财务杠杆比例高的企业时，会要求企业披露更多的信息来判断企业财务状况是否健康，而企业积极披露会计信息的态度表明愿意接受各方利益相关者的监督，增强彼此之间的信任。综上，本文提出假设3：

H3：企业负债程度越高会更愿意披露环境信息。

(四)股权结构

股权结构的不同对环境信息披露的影响大致可以分为两种，一种是国有控股企业比非国有控股企业环境信息披露水平高，国有控股比例高的企业更多反映的是政府的指示，执行政府颁布的法令，对于其他企业来说起到领头的作用，因此国有企业会以身作则地履行社会义务；另一种则认为国有企业代表人是政府官员，无论是在作出决策或是监督管理者方面都欠缺专业素养，可能造成经营风险的升高，相反，非国有企业的高层管理者因受企业内部和市场的监督，企业治理效力显著，因此非国有企业环境信息披露质量更高。本文同意第一种观点，认为国有股比例高的企业是国家经济政策的指向标，在国家高举保护环境的大旗时，国有企业应该是积极响应国家号召的一批企业，有义务引领其他企业为生态建设作出贡献。综上，本文提出假设4：

H4：国有控股企业环境信息披露水平比非国有控股企业高。

(五)政府环保投入

政府对环境问题的重视程度在于其对环保的投入的多少，投入补助越多也就意味着政府对企业的环保监督越严格。同时政府通过采取这种措施不仅可以帮扶企业的环保建设，还能鼓励企业切实履行社会义务。站在企业的角度，政府的监管压力会让企业选择披露更多的环境信息。2018年我国开始实行《环境信息公开办法(试行)》，其中明确要求政府有责任监督并公开企业的环境信息披露情况。企业在政府的监管下，会在一定程度上约束自身的行为，以免被政府“挂牌”导致名誉受损。综上，本文提出假设5：

H5：政府环保投入越多，则企业的环境信息披露质量越好。

(六)社会监督水平

社会监督机构受政府与公众的委托，有义务监督企业的环境信息披露情况，督促企业背负环境责任。社会监督机构公布的信息会让企业对舆论有敏感性，促进企业自觉提高环境信息披露水平，这些信息同样也是给社会公众的交代，增加公众对企业信赖程度。综上，本文提出假设6：

H6：社会监督水平越高，则企业迫于压力会披露更多环境信息。

三、研究设计

(一)样本选择及数据来源

由于解释变量政府环保投入的限制(国家统计局网站尚未公布2018年环保投入数据)，本文选取了2013—2017年沪深两市造纸业上市公司为研究对象。为避免异常数据影响本次研究的有效性，剔除当年带有ST和*ST 的上市公司、2013年以后上市的公司以及五年里数据大量缺失或是不连续的上市公司。最终得到样本公司26家，共计130个观察值。

环境信息披露水平EDI是通过手工整理巨潮资讯网中各个上市企业年度财报、环境报告书和社会责任报告等披露项目而获得。政府环保投入数据来自国家统计局网站。社会监督水平是依据中国注册会计师协会对会计师事务所排名获得。其他相关财务数据获取自国泰安数据库。实证分析采用STATA15.1软件处理数据。

(二)变量定义

1.被解释变量。本文的被解释变量是环境信息披露水平EDI。目前国内并没有权威的环境信息披露水平数据，本文结合《环境信息公开办法(试行)》的环境信息公开范围内容和学者的研究经验，划分环保方针、环保管理、污染情况及环保绩效四个方面进行评分，目标得分经过加权汇总后计算得出。因为评分主观性较大，加权汇总能在一定程度上避免主管性造成的数据失效的后果。加权公式如下：

(1)

加权公式中EDIi表示第i家造纸业上市公司的环境信息披露水平；EDIij指第i家造纸业上市公司的第j项环境信息披露项目所获得的评分数据；MEDI是所有环境信息披露项目所能获得的最高分相加的总和12分。

表1 上市企业环境信息披露项目指数评分表

2.解释变量。根据上文中所提出的六个假设，相应选取企业规模、盈利能力、负债水平、股权结构、政府环保投入和社会监督水平六个因素为解释变量。详情如表2所示。

表2 变量定义表

3.模型构建。根据上文所提出的假设和变量的设置，构建多元线性回归模型(2)：

EDIit=β0+β1SIZEit+β2ROEit+β3LEVit+β4STATEit+β5GOVit+β6DOSit+ε

(2)

方程中i代表造纸业上市公司；t表示年份；β0是回归方程的常量；ε为随机干扰项。

四、实证分析

(一)描述性统计

表3是主要变量的描述性统计表。从表中的统计数据可知，环境信息披露水平最小值为0，最大值为 0.916 666 7，标准差为 0.244 989 7，说明样本企业总体披露水平的差距还是非常大的。企业规模范围从最小值 20.127 07 到最大值 25.383 16，标准差为 1.026 301，可以看出选择的样本企业的规模有一定的差距。盈利能力的最小值为 -4.690 294，最大值是 0.929 56，说明造纸企业的盈利水平高低两极化严重，而平均值只有 0.016 520 3 则显示造纸业总体处于低水平盈利状态，部分企业严重亏损从而拉低整体盈利能力的平均值。资产负债率在 0.152 71—1.112 321 范围之间，均值只有 0.488 092 9，表明样本企业的偿债能力普遍较好，个别企业负债水平偏高、财务风险大。股权结构平均值为 0.384 615 4，说明选择的样本企业只有38%是国有企业。政府环保投入最小值是 10.860 48，最大值是 14.163 67，平均值为 12.871 23， 表明政府投入资金差距不大，各地政府对环保工作都很重视。社会监督水平均值为 0.623 076 9，说明62%左右的造纸企业聘请了排名前十的会计师事务所，这代表较高的社会监督水平。

表3 描述性统计表

从表4中明显可以看出，2013—2017年造纸业上市公司环境信息披露水平的最小值、最大值、平均值以及标准差都呈上升趋势，说明造纸业上市公司的整体环境信息披露水平在不断提高。这与我国近几年积极倡导生态文明建设，鼓励企业重视生态环境保护，不断完善环境披露相关的法律法规有关。但五年来环境信息披露水平增长缓慢，标准差也不断增大，反映了造纸业上市公司环境信息披露水平仍处于低水平状态，甚至部分企业选择不披露环境信息。

表4 被解释变量描述性统计表

(二)相关性分析

表5中相关性分析结果显示，企业规模与环境信息披露水平相关性系数为0.0020，二者在1%水平上相关性是显著的。资产负债率、净资产收益率与环境信息披露水平相关性不高并且是负相关。股权结构与环境信息披露水平在1%水平上显著相关，以此可以判断股权结构对环境信息披露产生了正面显著的影响。政府环保投入、社会监督水平与环境信息披露相关性虽然并不显著，但也显示假设5和假设6的初步成立。

表5 相关性分析表

(三)多元线性回归分析

进一步考虑多重共线性问题，对样本数据做VIF共线性检验。当方差膨胀因子小于10，容忍度大于0.1时，才可以认为不存在共线性。由表6可知，各解释变量的方差膨胀因子VIF值均远远小于10，因此该模型不存在共线性的问题，可进行下一步回归分析。

表6 共线性检验

表7结果表明，F检验的显著性Prob>F=0.0000，远远小于0.05，说明构建的回归方程显著性水准高。拟合优度是回归直线对观测值的拟合程度，一般来讲，拟合优度越接近于1，拟合程度越好；反之，则越差。调整后R的平方为0.2508，拟合优度较低，这可能与所选择的样本数据范围太小有关，或者回归方程中遗漏了其他一些对因变量有影响的变量。

表7 回归模型系数表

1.企业规模越大，环境信息披露水平越高。规模大的上市公司一般受到的外界关注度比规模小的公司高，这也就意味着企业受到的外部压力性也越大，企业会迫于社会监督的压力，不得不披露更多的环境信息。同时，企业也可以利用这种高质量的环境信息披露，减少外界对企业产生的误解，协调双方的紧张关系。对于企业来说，不仅能有效地降低双方因信息不对称而产生的代理成本，而且能吸引更多的投资者关注来提高企业自身的资本规模。

2.盈利能力的数据显示是显著负相关，与假设2的正相关预期并不相符。这可能是因为与盈利能力强的企业相比，盈利能力较差的企业更需要披露向好的环境信息来挽回企业在外界社会中的负面形象，增加投资者对企业的信赖程度。

3.企业负债能力通过了显著性检验，但是并不符合假设3的假定情况，两者呈负相关。说明造纸业上市公司可能并不重视环境风险对企业财务风险的影响。也可能是企业害怕披露过多的不良环境信息，会使得自身信用评级降低，进而导致银行借贷融资困难。

4.股权结构通过了显著性检验，假设4成立。国有企业更注重环境信息披露，积极响应国家号召，相比于非国有企业，国有企业有为其他企业树立榜样的作用。如果国有企业愿意以身作则，重视环保信息的披露，会鼓励其他民营企业披露环境信息。同时国有企业也是我国政策的风向标，预示着我国未来经济的发展方向，企业会以此为指示改善企业内部的环境制度。

5.政府环保投入未通过显著性检验，说明政府环保投入与环境信息披露并没有显著性的相关关系。这可能与造纸业上市公司身为重污染行业，其本身就很注重环境信息披露，所以政府的环保投入相对于其他因素来说就显得不太显著。此外，政府环保投入更多在于基础设施建设，对企业的环保影响往往是长期的，并不能在短时间内成效显著。

6.社会监督水平未通过显著性检验，说明社会监督水平与环境信息披露相关性并不显著。可能是民众对环境问题并不重视，参与监督企业的环境信息披露的责任感不强。或是因为我国对企业环境信息披露并非强制性，致使企业为了节省披露成本而选择少披露或是不披露，导致社会公众无渠道了解企业在环境保护方面的工作。

(四)稳健性检验分析

为了使回归的结果更具有可靠性，本文设计了营业总收入和产权比率这两个解释量进行了稳健性测试。

1.企业规模。在原模型中采用企业总资产的自然对数代表企业规模，现拟设计营业总收入的自然对数为企业规模指标，该指标用“GR”代表。

2.负债水平。将原模型的资产负债率替换为产权比率，表示企业的长期偿债能力，该指标用“AL”代表。产权比率是负债与股东权益的比率，能够反映企业财务结构的稳定性。

表8中显示，企业规模仍然呈显著相关，并且其他变量的相关关系也未发生重大变化。表9中显示，虽然产权比率仍然是负相关，但是盈利能力的指标相关性发生了变化，不过总体来看，这些变量的假设还是得到了验证。

表8 稳健性检验回归分析一

表9 稳健性检验回归分析二

五、结论与建议

(一)研究结论

本文深入研究2013—2017年沪深两市共26家造纸业上市公司环境信息披露情况，总结出六个影响因素，并对这些因素与环境信息披露的关系进行实证研究。得出以下结论：政府环保投入与社会监督水平未能通过显著性检验；企业的盈利能力和负债能力虽然显著相关，但是却背离了预期假设，盈利能力越高或者负债水平越高的企业环境信息披露水平反而越低；企业规模越大，企业就越有意识地披露更多的环境信息，同样国有企业也比非国有企业倾向于披露更多的信息。

(二)相关政策建议

1.逐步建立完善的法律体系，加大处罚力度。我国近年来陆续颁布了《环境信息公开办法(试行)》和《关于加强上市公司环境保护监督管理工作的指导意见》等一系列规范性指导文件，要求重污染行业上市公司发布环境报告、污染排放等环境信息，这有效地促进了企业加强环境信息披露。但是我国在立法上仍然存在不足，比如在环境信息披露的载体、内容、形式以及时间等方面都没有明确的法律法规规范，导致企业环境信息披露形式不统一、披露质量高低差距大。建议政府出台相关法律法规，强制企业披露环境信息，对违法、不披露的企业通报批评并做出严厉的处罚，进一步提高上市公司环境信息披露制度的可操作性，使得环境信息的披露普遍化、透明化。

2.增加上市公司的环保补助，对积极披露的企业给予奖励。上市企业自愿披露环境信息的少之又少，其中主要原因之一是企业环境信息披露需要投入的成本太高，部分企业不愿意付出披露成本。增加对上市公司的环保补助，可以在一定意义上减轻企业的负担，而对积极披露的企业适当嘉奖，比如授予环保称号等，能够切实帮助企业提高正面的影响力。这些措施既能鼓励企业自愿披露环境信息，又能有效规范企业的环保行为。

3.发挥舆论媒体、社会公众的监督作用。我国上市公司环境信息披露以自愿为主，因此极容易产生信息不对称的问题。企业不希望披露违法、诉讼等不利信息，外界无法全面了解企业的环保工作状况，也就无法起到真正的监督作用。因此，建议成立第三方的评级机构和由政府建立相关的网站，对企业环境信息披露作第三方鉴证，并在网站上发布专业评级信息等，让公众有一个可以信任的渠道获取环境信息披露资料，了解企业承担环境责任的工作情况，提高社会公众的监督作用。