企業環境會計信息披露影響因素研究

摘 要：本文以46家上市公司為研究樣本，基于2014年年報的數據，選取資產負債率、流通股比例、獨立董事比例、社會責任報告等11個解釋變量，通過多元線性回歸方法確定顯著影響企業環境會計信息披露的因素，進而提出優化企業環境會計信息披露的策略。

關鍵詞：環境會計信息；信息披露；回歸分析

一、變量設定及研究假設

1.被解釋變量

本文以環境會計信息披露水平指數（Environmental Disclosure Index，簡稱EDI）為被解釋變量，采用直接匯總法逐項對46家研究樣本2014年年報中的環境會計信息披露情況進行打分加總，得到環境會計信息披露水平指數，即被解釋變量Y。具體評分項目如表1所示。

2.解釋變量設定

本文選擇了11個變量作為影響環境會計信息披露水平的解釋變量，并提出了相應的假設。具體變量說明見表2。

3.研究假設

假設1：企業規模與環境會計信息披露水平正向相關。

為了在投資者、供應商、客戶、投資分析師等心中保持良好的公司形象，大企業必然會披露更多的環境會計信息。筆者將總資產的自然對數作為衡量企業規模的指標。

假設2：資產負債率與環境會計信息披露水平正向相關。

一般而言，企業資產負債率越高，債權人的保障程度越低。為了保證自身利益，債權人可能會要求公司披露更多的會計信息。企業要想獲取債權人的信任，必然要披露更多的環境會計信息。

假設3：盈利能力與環境會計信息披露水平正向相關。

盈利能力強的企業披露更多信息，既能獲得利益相關者的信任，也能夠正面傳遞企業承擔社會責任的信息。筆者以凈利率衡量公司盈利能力。

假設4：流通股比例與環境會計信息披露水平正向相關。

為了獲取更多股東的信賴，流通股比例越大，公司管理層會披露更多的環境會計信息。

假設5：外資股比例與環境會計信息披露水平正向相關。

面臨日益激烈的國際化競爭，企業為了提升國際競爭力紛紛吸引外資。為了獲得國外投資者的青睞，就需要更多地披露環境會計信息。

假設6：獨立董事比例與環境會計信息披露水平正向相關。

獨立董事的背景和學歷使得他們更傾向于代表投資者的利益，從而更有利于環境會計信息的披露。

假設7：政府環保補助獎勵與環境會計信息披露水平正向相關。

企業主動披露環境會計信息，才能獲得政府的補助或獎勵。筆者將該變量假定為虛擬變量，如果上市公司在年報期內獲得政府環保補助和獎勵，則取值1，否則取0。

假設8：企業所處地區發達程度與環境會計信息披露水平正向相關。

根據樣本企業的注冊地址，將該變量假定成虛擬變量。如果該上市公司注冊地屬于東部地區，則取值為0；屬于中部，則取值為1；屬于西部地區，則取值為2。

假設9：ISO14000環境管理體系認證與環境會計信息披露正向相關。

ISO14000環境管理體系通過規范組織環境行為，實現資源節約、環境改善，促進經濟持續、健康發展。筆者將該變量假定為虛擬變量，如果上市公司在年報期內或之前獲得了ISO14000環境體系認證則取值1，否則取0。

假設10：社會責任報告編制與環境會計信息披露水平正向相關。

社會責任報告是體現一個企業的社會責任感，提升企業形象的重要手段。該變量為虛擬變量，若上市公司發布了2014年度企業社會責任報告則取值為1，否則為0。

假設11：滬市上市企業的環境會計信息披露水平更高。

上海證券交易所完善的環境會計信息披露制度可以更好地約束上市公司的行為。

二、樣本選取與模型構建

1.樣本選取

重污染行業的環境會計信息披露狀況，可以代表現階段我國企業環境會計信息披露的整體水平。本文以滬市和深市A股火電行業46家公司為樣本，其中滬市24家，深市22家。

2.多元回歸模型的構建

本文運用SPSS軟件進行多元線性回歸，得出環境會計信息披露的顯著性影響因素。多元回歸模型如下：

三、實證分析

1.描述性統計分析

（1）連續性解釋變量描述性統計分析

表3 連續性解釋變量描述性統計分析表

根據表3的顯示結果，盈利能力的最大值為3.1530，最小值為-0.2678，均值為0.1646，標準差為0.4667，這表明，各個火電企業盈利能力差別較大。流通股比例均值僅為0.7965，這一數據表明我國上市公司中仍有一部分非流通股。非流通股的存在使得股權不能同股同權。因此，我國上市公司治理結構還需進一步完善。外資股比例最小值為0，最大值為0.4377，均值為0.0284，說明我國火電上市企業的外資股比例偏低。獨立董事的比例均值為0.3574，說明從整體水平來看，火電企業上市公司獨立董事的比例符合證監會規定。但是，最小值0.2308說明部分企業獨立董事制度仍需進一步完善。

（2）虛擬解釋變量描述性統計分析

表4 虛擬解釋變量描述性統計分析表

由于虛擬變量的極值統計沒有意義，因此只能利用均值分析來解釋虛擬變量的分布。政府環保補助獎勵的均值為0.83，說明政府給予了83%的樣本企業環保補助與獎勵，這體現了我國政府對火電行業環保的重視程度和投入力度是很大的。ISO14000認證的均值為0.02，說明只有2%的企業取得了ISO14000系列的認證，意味著我國火電行業在ISO14000系列認證方面幾乎是空白的，與國際先進水平差距甚遠。社會責任報告的均值為0.46，表明46%的企業編制了單獨的社會責任報告，仍有超過50%的企業沒有編制社會責任報告。這說明火電企業披露的主動性比較差，社會責任報告尚未完全得到企業管理層的重視。

（3）被解釋變量描述性統計分析

由表1可知，本文確定的環境信息披露指數EDI的最優值為33。根據表5可知，環境信息披露指數的最大值為31，最小值為1，均值為14.61。根據表6顯示，有25家企業的評分值低于平均值，占到了總數的54.35%。這說明，我國火電行業上市公司環境會計信息披露水平整體欠佳，而且企業間差別較大。

2.模型顯著性檢驗

根據表9可知，模型R=0.756，說明解釋變量與被解釋變量之間有相對較好的相關性。R2可以更好的體現模型的擬合優度。本文的R2=0.531，說明被解釋變量的變差中有53.1%是由解釋變量引起的，同時也說明還有可能具有解釋力的其他解釋變量沒有考慮到。方差分析中，F值為13.714，數值較大，通過了顯著性水平為0.01的假設檢驗，而且Sig值為0.00，拒絕回歸系數均為零的假設，說明回歸方程有意義。

3.相關性分析

為了剔除因解釋變量間顯著相關對回歸結果的影響，需要進行相關性檢驗。各變量之間的皮爾森相關系數如表7所示。

表7 相關系數矩陣

如表7所顯示，其中被解釋變量和解釋變量公司規模（X1）、資產負債率（X2）、社會責任報告（X10）在1%的水平上顯著正相關，與政府環保補助獎勵（X7）在0.5%水平上顯著正相關。但是，其他解釋變量與被解釋變量環境會計信息披露指數的相關性不顯著。同時，需要注意的是，某些解釋變量之間也顯著相關，如資產負債率（X2）和盈利能力（X3）顯著相關、政府環保補助獎勵（X7）與獨立董事比例（X6）和地區差異（X8）顯著相關、社會責任報告（X10）與上市地點（X11）顯著相關，因此，我們不能排除多重共線性的可能。

多重共線性的統計學判定標準是：自變量間的相關系數大于（含等于）0.5時就可能存在多重共線性問題。如表7所示，本文中所有解釋變量間的相關系數均小于0.5，最大的系數為0.441。因此，可以初步判斷存在多重共線性的可能性較小。但是，為了保證回歸結果的經濟意義，本文對多重共線性進行了進一步檢驗。

4.多重共線性檢驗

如果容忍度（Tolerance）小于0.1，或者方差膨脹因子超過10，說明變量間存在嚴重的多重共線性；如果方差膨脹因子趨近于1，容忍度大于0.5，說明變量間存在多重共線性的可能性很小。如表8所示，模型中方差膨脹因子（VIF）均大于0小于10且均在1左右，最大的才1.122；容忍度均大于0.5，且最低的容忍度水平為0.891。另外，估計系數的標準差（Std. Error）均比較小。綜上所述，較低的方差膨脹因子值和估計系數的標準差以及較高的容忍度水平說明本文所選樣本數符合多元回歸的基本假設和要求，自變量間不存在多重共線性問題。

5.回歸結果分析及結論

（1）回歸結果分析

表9中B代表回歸系數，T值是對回歸系數t檢驗的結果，sig值代表t檢驗的顯著性。從表10中最后一列可以看出，sig值均小于0.05，表明該模型得到每個解釋變量的回歸系數全部通過顯著性檢驗，解釋變量X1，X2，X7，X10可以有效預測被解釋變量Y的的變動。這與假設1、假設2、假設7和假設10的預期結論是一致的。其他變量由于未通過顯著性檢驗，說明這些變量不能有效地解釋企業環境信息披露。

假設1認為企業規模與環境會計信息披露水平正向相關，實證研究證實了這一假設，而且在0.01水平上高度顯著，說明企業規模是影響環境會計信息披露的重要因素。

假設2認為資產負債率與環境會計信息披露水平正向相關，實證研究也支持這一假設，而且在0.01水平上高度顯著，說明資產負債率也是影響環境會計信息披露的重要因素。

假設7認為政府環保補助獲獎勵與環境會計信息披露水平正向相關，實證研究也支持這一假設，而且在0.05水平上高度顯著，說明政府環保補助獎勵也是影響環境會計信息披露的重要因素。

假設10認為社會責任報告的編制與環境會計信息披露水平越高正向相關，實證結果也支持這一假設，而且在0.01水平上高度顯著，說明社會責任報告的編制也是影響環境會計信息披露的重要因素。

因此，得到最終的回歸方程：

即：公司規模每增加一個單位，環境會計信息披露水平會提高1.285個單位；資產負債率每提高一個單位，環境會計信息披露水平會相應提高0.2個單位；獲得政府環保補助獎勵的企業，環境會計信息披露水平會相比提高4.696個單位；發布社會責任報告的企業，環境會計信息披露水平會相比提高7.311個單位。

（2）結論

①企業環境會計信息披露水平整體偏低

根據研究結果，我國火電上市公司2014年環境會計信息披露指數的均值為14.61，最高分31分，最低分1分。這表明，現階段我國火電上市公司環境會計信息披露整體披露水平不高，企業間相差懸殊。

②環境會計信息披露水平受公司規模、資產負債率、政府獎補以及社會責任報告編制旳影響明顯

根據實證研究，公司規模、資產負債率、政府獎補以及社會責任報告編制與環境會計信息披露指數具有正向相關關系且影響顯著。企業規模、債權人的關注、政府的鼓勵以及行業協會的推動等一系列因素促進上市公司披露環境會計信息。

四、優化企業環境會計信息披露的策略

1.完善環境會計信息披露法律法規體系

國家應加快立法步伐，盡快制定出適合中國國情的環境會計信息披露法律、法規，如《環境會計信息披露法》，或者對現有的《會計法》進行修訂，加入有關環境會計信息披露的內容。

2.制定環境會計準則和會計制度

筆者認為應在現行財務會計體系的基礎上，制定環境會計準則，即在現行企業財務會計的基本框架下，對環境會計事項按照現有會計規范進行處理的方法。一方面，增加單獨揭示與環境有關的經營成果和財務狀況指標的表內新項目。另一方面，針對環境信息，可以制訂獨立的《企業會計準則--環境信息披露》，規范企業以貨幣計量的環境信息在財務報告附注中的披露。

3.提高公眾環保意識

提高公眾環保意識，是促進企業環境會計信息披露的重要手段之一。一方面，環保組織和社區利用新聞媒體向企業施加壓力，迫使企業改進環境會計信息披露。另一方面，對環境問題進行報道和宣傳，有助于提高全民的環境保護意識和環境危機感。環保理念深入人心之后，企業環境會計信息披露也將成為大勢所趨。

參考文獻：

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[3]董延安.西方發達國家環境會計信息披露比較與啟示[J].會計之友，2011，（9）：89-91.

作者簡介：閆麗萍（1980- ），女，河北保定，華北電力大學經濟管理系，研究方向：財務與會計