目前我國上市公司環境會計信息披露大部分屬于自愿性信息披露。本文就試圖在自愿性信息披露的研究框架下，通過檢驗我國上市公司的治理結構與環境會計信息披露之間的關系，為認識決定上市公司環境會計信息披露的影響因素提供一些證據，并有針對性地提出一些政策性建議。
一、文獻回顧
(一)國外文獻 國外環境會計信息披露已深入到各行業和各個相關領域，對其的研究也很多。在實證研究方面，主要集中在關于公司規模、負債程度、公司績效與環境會計信息披露的關系上。一般來說，相對于規模較小的公司而言，規模較大的公司需要籌集更多的外部資金。因此，為了獲得投資者的青睞，大公司有動力更多地披露環境會計信息，以減少由于信息不對稱而產生的代理成本。Lang和lundhokm(1993)的實證結論支持了這一結論：上市公司的規模與環境信息披露水平正相關。最近的Eng，L.L和mak，Y.T(2003)的實證研究也發現，規模越大的公司趨向于更高的自愿性環境信息披露水平。Matsuo(2001)調查了1999年度872家日本上市公司，回應的219家公司中142家發布了環境報告，其中98家公司披露了環境會計信息，他得到結論認為公司規模越大環境信息披露水平越高。在負債程度與環境信息披露的研究方面，Ferguson，Lam(2002)的研究結果發現，隨著公司資本結構中負債程度的提高，公司財務失敗的風險將大大提高，公司為了增強股東和債權人的信任，會自愿提供更多的環境信息以及時反映公司的財務狀況。然而Eng.L.L和mak.Y.T(2003)的實證研究卻發現二者存在顯著的負相關關系。在公司績效與環境信息披露的相關性研究方面：Belkaoui(1976)通過實證研究發現，公司績效與環境信息披露水平呈正相關關系；然而，Freedman和Jaggi(1982)等通過研究卻得出截然相反的結論，公司績效與環境信息披露水平呈負相關關系。在公司治理結構與環境會計信息披露的相關性研究方面，國外主要以規范研究居多。
(二)國內文獻 國內湯亞莉等(2006)通過實證研究發現規模較大、盈利能力較好的上市公司會更多地披露環境會計信息。張俊瑞等(2008)的研究發現公司規模、資產負債率及盈利能力與環境會計信息披露呈正相關關系。上述研究集中在公司財務狀況對我國上市公司環境會計信息披露的影響。從公司治理結構來看，對自愿性信息披露產生影響的公司治理結構因素大致包括董事會中獨立董事比例、董事長是否兼任總經理、是否設立審計委員會、流通股比例、董事持股人數比例等。李晚金等(2008)通過實證研究發現獨立董事比例與董事長是否兼任總經理對公司環境會計信息披露沒有顯著影響，但缺乏對我國環境會計信息披露決定因素的研究。
二、研究設計
(一)理論分析與研究假設的提出 (1)獨立董事人數比例。獨立董事可被視為一個監控經理層行為的工具，從而董事會中獨立董事的比例越大，監控經理層的機會主義行為就越有效，經理層進行自愿披露的意愿就越高。Forker(1992)[9]發現較高的獨立董事比例能提高財務信息的監控作用并減少經理層隱瞞信息的必要。另外，考慮到獨立董事身份獨立，更能站在投資者的立場上對上市公司應披露的信息發表權威意見，從而更有可能影響上市公司信息披露決策，使其傾向于更多的自愿披露。在我國，中國證監會于2001年在《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》中作出了如下規定：在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中至少應當包括三分之一獨立董事。考慮到上市公司為了讓董事會中獨立董事比例達到中國證監會要求而可能采取兩種不同的方式：降低董事會總人數或增加獨立董事人數，因此，我們采取獨立董事所占比例指標來研究其是否對上市公司自愿披露有影響。
假設1：董事會中獨立董事人數所占比重越大。環境會計自愿性信息披露水平越離
(2)審計委員會。審計委員會是董事會下屬的一個專門委員會，一般由3—5名非執行董事組成，主要職責是提議聘請或更換外部審計機構、監督公司的內部審計制度及其實施、負責內部審計與外部審計的溝通、審核公司的財務信息及其披露、審查公司的內部控制制度。最初建立于1940年，美國證券交易委員會(SEC)建議由董事會設置一個專門委員會，負責代表股東聘用注冊會計師，參與洽談審計范圍與合同，以強化注冊會計師的獨立性。由于上市公司設置的審計委員會，其成員以獨立董事居多，獨立于管理當局，在決策制訂過程中具有較強的獨立性、專業性和權威性，因此能夠改進公司財務信息的披露狀況。Forker(1992)研究發現審計委員會的設置與公司信息披露之間存在著一種弱正相關關系。Simon(2001)則發現審計委員會的設置改進了公司的信息披露行為。
假設2：設立審計委員會的上市公司。環境會計自愿性信息披露水平高
(3)董事持股人數比例。在上市公司中，董事會、監事會以及高管人員制定、決議公司會計信息的披露內容和方式，因此，管理層持股的多少自然會對自愿性信息披露產生影響。公司的董事會作為股東會的執行機構，對公司規章制度、經營方針等的制定有著非常大決策作用，而且根據我國《上市公司章程指引》的規定，董事會是管理公司信息披露事項的機構。因此，可以這樣說，董事會如何做出決策直接影響著上市公司信息披露的內容和方式。當董事會中相關利益人數增多時，可能由于共同的利益而形成了某種默契，會對董事會的決策產生很大影響。又由于人們總有利己傾向，總會做出有利于自己利益的決策，可能會故意隱瞞一些信息，導致信息披露不充分，增加信息的不對稱性，利用信息上的優勢獲取好處。Ruland等人(1990)的實證研究也表明管理層持股比例與自愿性信息披露水平成負相關關系。
假設3：董事持股人數比例越大。環境會計自愿性信息披露水平越低
(4)董事長是否兼任總經理。在上市公司中，經常會出現一個人同時擔任董事長和總經理的情況。有觀點認為，CEO兩職狀態的存在會干擾董事會的獨立性，以及損害董事會包括審議公司信息披露政策在內的監督和管理能力。這是因為CEO兩職狀態的存在表明在公司中存在一個人具有強大的個人支配力量，這種力量能損害董事會執行有效控制的能力。另外，委托代理理論也提倡董事長與總經理兩職分離，因為作為代理人的總經理不一定總是從股東的利益出發披露信息，因此需要單獨設立董事長以監督。如果兩職 合一，則總經理傾向于對外隱瞞不利的信息。Forker(1992)研究發現CEO兩職狀態與公司信息披露的質量之間存在明顯的負相關關系。Cadbury委員會的報告(1992)認為CEO兩職狀態問題對公司治理來說非常重要，并建議大公司應該由不同的人分別擔任董事長與CEO職務。正是由于CEO兩職狀態的存在會損害董事會的監管效果，降低公司信息的透明度，所以我們認為，CEO兩職狀態的存在會導致公司自愿性信息披露水平的下降。
假設4：如果蓬事長兼任總經理，環境會計自愿性信息披露水平低
(二)樣本選取與變量定義 (1)樣本的選取。根據國家環保局2003年制訂并下發的《關于對申請上市的企業和申請再融資的上市企業進行環境保護核查的規定》中對重污染行業的規定，結合各行業的一些環境指標(如廢物排放量、資源耗用等)，將造紙、印刷，石油、化學、橡膠、塑料，金屬、非金屬，醫藥、生物，采掘業，紡織、服裝、皮毛，電力、蒸汽及水的生產及供應業等污染較強的企業認定為重污染企業。本文選擇滬市制造業中的重污染行業(造紙、印刷，石油、化學、橡膠、塑料，金屬、非金屬，醫藥、生物，紡織、服裝、皮毛)2007年與2006年年報作為研究對象(不包括被ST、PT的公司)，對公司治理結構與環境會計信息披露的關系進行研究。(2)變量的定義。因變量——環境會計信息披露指數的設定。本文采用環境會計信息披露指數(Environmental Disclosure Index)來定義環境會計信息披露水平。根據2007年國家環境保護總局《環境信息公開辦法(試行)》的規定，結合我國上市公司環境會計信息披露的現狀，認為我國上市公司環境會計自愿性信息披露應當包括15個條目：企業環境保護方針、年度環境保護目標及成效；企業年度資源消耗總量；企業環保投資和環境技術開發情況；與環保部門簽訂的改善環境行為的自愿協議；企業履行社會責任的情況；環保撥款與補貼；因違反環保法規被罰款；環境或有負債；三廢收入與稅收減免；環境機構及人員的常規性費用、環保管理人員工資；企業支付的排污費、綠化費；環保設施的折舊費、攤銷費；環保措施對目前企業的資本支出和損益的影響以及對未來的影響；當年致力于社區環境改善的主要活動；相關環境認證與獎勵。在條目分值的設定中，本文將每條信息的權重均看作1(假定定量和定性信息對投資者具有相同的作用)。當公司披露上述的某一條信息時，因變量取1，否則取0。環境會計信息披露指數的計算公式為：環境會計信息披露指數(EDI)=實際披露條目數÷最佳披露條目數。其他研究變量。本研究中，環境會計信息披露的自變量包括獨立董事人數比例、審計委員會、董事持股人數比例、董事長是否兼任總經理，同時將公司規模、負債程度、盈利能力作為控制變量，如(表1)所示。
(三)模型構建 為更深入地分析決定環境會計信息披露的公司治理結構因素，依據前面提出的研究假設，構建如下多元回歸模型：
EDI=b0+b1RIDPR+b2AC+b3DH+b4CEO+b5ICSIZE+b6DEBT+b7PROFIT+8
本文采用了逐步回歸(Stepwise regression)的方法，以尋找在一定的顯著性水平下影響上市公司環境會計信息披露的因素，最終得出的回歸模型如下：
EDI=b0+b1AC+b2DH+b3CEO+b4ICSIZE+b4PROFIT+ε
三、實證結果分析
(一)描述性統計分析 (表2)列示了所有自變量和因變量的統計特征數據，自變量也包括虛擬變量審計委員會、CEO兩職合一兩個變量。對于虛擬變量而言，均值沒有任何數量大小的意義，僅僅說明具有某一性質或屬性的樣本公司占所有樣本公司的比例。如董事長是否兼任總經理的均值為0.89，說明在所有樣本公司中有89％的公司董事長和總經理分別由不同的人擔任，而其余11％的公司董事長和總經理兩職合一；審計委員會的均值為0.67，說明在所有樣本公司中有67％的公司設立了審計委員會，而其余33％的公司沒有設立審計委員會。同時，從(表2)中也可以看出，環境會計信息披露指數的均值為0.2374(相當于披露信息條目數3.5205)，這說明我國上市公司環境會計信息披露項目數量偏少，環境會計信息披露的總體水平偏低。環境會計信息披露指數的最低值為0(一條信息條目也沒披露)，但最高值也僅為0.53(披露了8條信息條目)，這也說明了我國上市公司提供的環境會計信息參差不齊，很難滿足信息使用者的需求。董事會中獨立董事的比例為0.3506，達到證監會《共于上市公司簡歷獨立董事制度的指導意見》(2001)的規定：在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中至少包括三分之一的獨立董事。
(二)多變量回歸檢驗參照(表3)可以對回歸方程的顯著性及其解釋能力做出分析。首先，由于F=20.259(Sig=0.000)，因此回歸方程在顯著性水平為0.01的假設上通過了檢驗；其次，(表3)中的Adi.R2=0.303，即所得的回歸模型對因變量環境會計信息披露指數的解釋力為30.3％，說明模型2中變量具有很強的解釋力，但還有其他影響公司環境會計信息披露的因素有待探尋。另外，我們在回歸結果中還對各個變量的方差膨脹因子(VIF)進行了計算，從計算的結果看，公司規模所對應的膨脹因子最大，其值為1.169，而我們通常認為當VIF值超過10時，變量間才有可能存在嚴重的多重共線性。這就證明了回歸模型的變量中并不存在嚴重的多重共線性問題。關于模型中的控制變量，上市公司規模越大，環境會計信息披露水平越高，并且通過了顯著性檢驗(p=0.000)，這說明信號理論對我國上市公司環境會計信息披露行為具有一定的解釋力，上市公司的規模是影響環境會計信息披露的重要因素，規模越大的上市公司越有動力更多地披露信息以減少由于信息不對稱而產生的代理成本。上市公司的負債程度與環境會計信息披露水平沒有通過顯著性檢驗，這是因為我國上市公司債權人與股東對其利益的保護意識不強，現實中確實存在債權人對會計信息毫不關注的情況，而投資者則更看重公司的投機價值，不重視投資價值。湯亞莉等(2006)的研究也得出相同的結論。上市公司凈資產收益率越大，環境會計信息披露水平越高，并且通過了顯著性檢驗(p=0.001)。這說明績效較好的上市公司愿意更多地披露環境會計信息，以使市場正確評價其盈利水平，從而吸引更多的資本或避免“次品車”市場條件下的“價值折價”。
假設1 上市公司獨立董事人數比例越大，環境會計信息披露水平越高，但沒有通過顯著性檢驗。這表明在我國獨立董事在董事會中的比例不值得過分強調。假設2設立審計委員會的上市公司，環境會計信息披露水平高。與原假設相同，并且通過了顯著性檢驗(p=0.000)。這表明，目前我國上市公司審計委員會設立比例的逐年提高對環境會計信息披露起到了實質性的作用。這是因為上市公司設置的審計委員會，其成員以獨立董事居多，獨立于管理當局，不具有隱瞞信息的必要，因此，上市公司設置的審計委員會對公司 的環境會計信息披露起到了一定的促進作用。假設3董事持股人數比例越大，環境會計信息披露水平越低。與原假設相同，并且通過了顯著性檢驗(p=0.006)。這表明公司董事會管理著公司的信息披露問題，持有公司股票的董事們會因為有共同的利益而形成某種默契，進而影響了公司的信息披露。假設4如果董事長兼任總經理，環境會計信息披露水平低。與原假設相同，并且通過了顯著性檢驗(p=0.006)。這意味著我國證券監管部門應要求上市公司做到董事長和總經理不能由同一人擔任，以增強公司的透明度。
四、結論
(一)政策建議 首先，盡快推出《上市公司環境會計信息披露指引》。關于我國上市公司環境會計信息披露，雖然在《上市公司治理準則》等法律法規中有所涉及，但是都沒有形成一個完備的且操作性較強的相關法規體系，讓想披露信息的企業無所適從，同時給不愿進行信息披露的公司一個合理的法律空缺。所以，盡快推出《上市公司環境會計信息披露指引》，對上市公司環境會計自愿性信息披露狀況進行有效評價，改進財務報告過程中自愿性環境會計信息披露，以不斷強化公司治理和社會責任。其次，完善獨立董事制度建設，增強董事會的獨立地位。公司的治理結構是否健全與功能是否完善，在很大程度上取決于一個能否真正代表全體股東利益與公司整體利益并真正具有獨立地位的董事會，取決于能否形成以董事會為核心的完善的制衡機制。中國證監會早在2001年8月21日正式發布了《關于上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，硬性規定在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中應當至少包括三分之一的獨立董事。然而，事實上，上市公司常常通過減少董事會總人數來達到符合證監會對董事會中獨立董事比例的要求。因此，在不斷完善獨立董事制度，要求獨立董事在董事會中達到一定比例的同時，應注重對獨立董事人數的強調，同時更多地賦予獨立董事一定的信息披露決策權，不斷加強對獨立董事的激勵和監管，從而逐步改進我國上市公司的自愿性環境會計信息披露行為。另外，本文的研究表明持有本公司股票的董事人數比例越大，公司越傾向較少的信息披露。所以，增加獨立董事人數，提高董事會中獨立董事的比例正好可以改善這一現狀，促使公司更多地進行環境會計信息披露。第三，董事長與總經理分設。公司的領導權結構(即董事長與總經理的人選是否分離)反映了公司董事會的獨立性和執行層創新自由的空間，是公司法人治理結構的重要方面。中國證監會把董事長與總經理兩職分任作為完善上市公司法人治理結構的重要措施。目前，在我國股份制企業和上市公司中，雖然大都采取董事長與總經理兩職分任，但很多只是走形式，普遍采用部分分任，其實質是沒有從根本上實現董事長與總經理兩職分任。因此，我們在董事長與總經理實行兩職分任上，不僅要注重量的推進，更要注重質的提高。第四，逐步建立董事會專門委員會。上市公司董事會應當按照股東大會的有關決議，設立戰略、審計、提名、薪酬與考核等專門委員會。專門委員會成員全部由董事組成，其中審計委員會、提名委員會、薪酬與考核委員會中獨立董事應當占多數并擔任召集人，審計委員會中至少應有一名獨立董事是會計專業人士。其目的是有效發揮董事會的監督和制衡作用，提高戰略決策、投資決策和信息披露決策的科學性。第五，鼓勵保護上市公司環境會計自愿性信息披露。為了防止環境會計自愿性信息披露可能引起的訴訟和其他問題，有關部門應對環境會計自愿性信息披露行為加以保護，既要保護投資者的合法利益，又不能打擊企業披露環境會計信息的積極性。在這一點上，美國為我們提供了較好的借鑒。美國sEc為了鼓勵企業披露盈利預測的信息，正在積極為預測信息建立安全港制度。安全港制度的出發點就是允許信息披露人在預測未來信息時出現誤差，因此，只要信息披露人是以誠實信用的態度，盡可能準確地披露了預測性信息，并及時進行修正，就不應當被追究責任，這就使披露人的正當權益受到了保護，使披露人更愿意披露公司的前瞻性信息。第六，加強對環境會計自愿性信息披露的市場監管。在鼓勵上市公司進行環境會計自愿性信息披露的同時，不能放松對其的管制，應當不斷強化環境會計信息披露的規范制度，保護投資者利益。在制定自愿性信息披露監管原則時，以下方面值得強調：第一，完整性。上市公司自愿披露的信息是否既包括“利好”信息，也包括“利差”信息；第二，系統性。上市公司是否從不同的角度，通過不同的信息披露來揭示同一個內容，是否形成了具有特色的自愿信息披露模式；第三，動態性。上市公司是否長期自愿披露某些信息，并不斷調整以提高信息的可靠性。最后，提高企業內部有關人員進行環境會計信息披露的素質。推行環境會計信息披露，要求會計人員和企業內部其他有關人員轉變觀念，更新知識，具備環境會計信息披露能力，這是環境會計信息披露走向現實的基礎性保證。會計人員應當通過后續教育和培訓不斷加強環境會計理論與方法，使其能夠勝任環境會計信息披露工作并履行職責；企業管理當局和其他有關人員也應充分認識到環境保護和環境會計信息披露的重要性，重視并積極支持、配合企業的環境會計信息披露。
(二)創新及局限 以公司治理結構與環境會計信息披露之間的關系作為研究對象。大多數學者對環境會計信息披露的研究集中在關于披露內容與方式的理論探討上，很少有學者對環境會計自愿性信息披露進行實證研究。本文通過實證方法來分析影響我國上市公司環境會計自愿性信息披露的公司治理結構因素，并為促進其在我國的發展提出建議，以期從一個新的角度來研究對策。在研究董事持股人數比例對環境會計自愿性信息披露指數的影響時，發現我國上市公司董事會中董事持股人數比例與環境會計信息披露指數負相關，并且通過了顯著性檢驗，這是本文研究發現的新現象。本文的研究還有許多不足之處，主要表現在：首先，我們僅僅局限于上市公司環境會計自愿性信息披露水平的研究，而對自愿性信息披露的及時性、效率與質量則沒有進行研究。其次，本研究檢驗了公司治理結構與環境會計信息披露之間的關系，但是公司治理結構只是解釋環境會計自愿性信息披露的—個方面，其他方面還包括：公司成長能力、公司所處地點、是否境外上市、事務所規模等，這些方面本文都沒有涉及。第三，本文只采用了制造業中重污染行業上市公司的資料，具有一定的局限性。
