何 路

（福建師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州，350108）

董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響研究
——基于A股生物制藥類上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

何 路

（福建師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州，350108）

以2010—2014年我國(guó)A股生物制藥類上市公司為考察對(duì)象，實(shí)證檢驗(yàn)董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響機(jī)理。結(jié)果表明，董事會(huì)規(guī)模越大、持股董事比例越低、董事會(huì)報(bào)酬越多以及具有專業(yè)背景董事比例越高，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高；獨(dú)立董事比例和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)均不對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著影響。為促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升，生物制藥類上市公司可適當(dāng)擴(kuò)大董事會(huì)規(guī)模，降低持股董事比例，同時(shí)提高報(bào)酬待遇以選聘經(jīng)驗(yàn)更為豐富的董事，提高具有專業(yè)背景董事比例，改善董事會(huì)會(huì)議效率和董事會(huì)治理效率。

董事會(huì)特征；環(huán)境信息披露質(zhì)量；生物制藥類上市公司；回歸分析

一、引言

環(huán)境因其能為企業(yè)運(yùn)轉(zhuǎn)注入豐富養(yǎng)料進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)發(fā)展可被視為一項(xiàng)資源，[1]因此也具備了價(jià)值含量。[2]企業(yè)的效益狀況和可持續(xù)發(fā)展能力受環(huán)境質(zhì)量的制約。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)以犧牲環(huán)境利益為代價(jià)換取了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。環(huán)境問(wèn)題日趨嚴(yán)峻，環(huán)境質(zhì)量愈來(lái)愈差，企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展面臨嚴(yán)重威脅，引起企業(yè)利益相關(guān)者的重視。企業(yè)應(yīng)承擔(dān)起環(huán)境責(zé)任，積極履行環(huán)境責(zé)任有益于提升環(huán)境質(zhì)量，促進(jìn)其效益狀況的改善和實(shí)現(xiàn)生態(tài)可持續(xù)。因此，各利益相關(guān)方出于自身利益考慮，更加關(guān)注企業(yè)開(kāi)展環(huán)境保護(hù)、清潔生產(chǎn)以及節(jié)能減排等環(huán)境責(zé)任履行情況，要求企業(yè)對(duì)外提供環(huán)境信息。為滿足利益相關(guān)者的環(huán)境信息需求，企業(yè)的管理者將環(huán)境責(zé)任管理納入到管理活動(dòng)中并使用環(huán)境會(huì)計(jì)系統(tǒng)作為主要的管理工具。在環(huán)境會(huì)計(jì)系統(tǒng)中，企業(yè)對(duì)環(huán)境污染、環(huán)境治理、環(huán)境開(kāi)發(fā)成本和費(fèi)用以及環(huán)境效益等進(jìn)行確認(rèn)和計(jì)量，生成環(huán)境會(huì)計(jì)信息，最終通過(guò)年報(bào)或社會(huì)責(zé)任報(bào)告等載體對(duì)外披露。利益相關(guān)者則可借助此類環(huán)境信息報(bào)告了解企業(yè)的環(huán)境信息。由于企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高，越能向外界釋放環(huán)境績(jī)效優(yōu)、權(quán)益資本成本低以及債務(wù)融資成本低等利好信號(hào)，[3-6]利益相關(guān)者要求企業(yè)披露更多的環(huán)境信息以便分析企業(yè)的未來(lái)發(fā)展?jié)摿蜕鷳B(tài)可持續(xù)性進(jìn)而做出經(jīng)濟(jì)決策。

近年來(lái)，為促進(jìn)環(huán)境信息公開(kāi)和完善企業(yè)環(huán)境信息披露，我國(guó)陸續(xù)出臺(tái)《環(huán)境信息公開(kāi)辦法（試行）》《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露指引》《中華人民共和國(guó)環(huán)境保護(hù)法》等一系列涉及環(huán)境信息披露的法律法規(guī)。此類正式制度雖日臻完善但仍存在漏洞，[7]且具有較為濃厚的自愿性和鼓勵(lì)性色彩，從而給企業(yè)管理層提供了博弈和操縱空間。企業(yè)管理層出于自身利益考慮，容易誘發(fā)“道德犯罪”，如利用自身權(quán)力粉飾環(huán)境信息報(bào)告以攫取私利、彰顯業(yè)績(jī)等。這易導(dǎo)致企業(yè)環(huán)境信息披露不及時(shí)、不充分，披露質(zhì)量大打折扣，對(duì)各利益相關(guān)方的決策行為造成困擾，尤其是給股東的投資決策帶來(lái)嚴(yán)重的負(fù)面影響。一旦出現(xiàn)決策失誤，股東與管理層之間的委托代理沖突將被激化。此時(shí)，董事會(huì)作為化解管理層與股東之間代理沖突的一種制度安排，[8]必然強(qiáng)化對(duì)管理層管理行為（如環(huán)境信息披露行為）的監(jiān)控和制約。[9]在董事會(huì)治理壓力下，管理層由于承擔(dān)較高的違約代價(jià),[10]必然收斂利益侵占行為，[11]在環(huán)境信息披露方面以股東利益為導(dǎo)向，即董事會(huì)能夠通過(guò)控制管理層主導(dǎo)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。因此，本文基于董事會(huì)特征視角研究企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響因素。

目前，針對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響因素問(wèn)題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者基本上從環(huán)境信息披露質(zhì)量的內(nèi)部影響因素（如公司特征、[12,13]高管特征、[14,15]公司治理結(jié)構(gòu)等[16,17]）和外部影響因素（如政策導(dǎo)向、[18,19]媒體關(guān)注度、[20-22]制度環(huán)境等[23-25]）兩個(gè)方面開(kāi)展研究，成果較為豐碩。專門(mén)針對(duì)董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量影響的系統(tǒng)性研究鮮有多見(jiàn)，且已有研究受所選樣本等因素的影響并未形成統(tǒng)一定論。胡立新等分析我國(guó)制造業(yè)上市公司的年報(bào)和社會(huì)責(zé)任報(bào)告，經(jīng)過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模對(duì)環(huán)境信息披露水平具有負(fù)作用，董事會(huì)薪酬水平和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)環(huán)境信息披露具有正向促進(jìn)作用，獨(dú)立董事人數(shù)和董事會(huì)持股比例不對(duì)環(huán)境信息披露水平產(chǎn)生顯著影響。[26]王曉和鄔展霞選取電力行業(yè)33家上市公司2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露具有顯著的正向影響。[27]傅鴻震將研究樣本設(shè)定為重污染行業(yè)上市公司，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模與環(huán)境信息披露水平呈倒“U”型關(guān)系，董事會(huì)獨(dú)立性、董事會(huì)持股比例、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職分離和女性董事均對(duì)環(huán)境信息披露水平產(chǎn)生正向影響，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)不顯著影響環(huán)境信息披露水平。[28]綜上所述，學(xué)者們對(duì)董事會(huì)特征與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的相關(guān)性研究仍存在一定的爭(zhēng)論和分歧。本文將利用上市公司數(shù)據(jù)對(duì)此進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)?？紤]到重污染行業(yè)對(duì)當(dāng)前環(huán)境持續(xù)惡化困境難辭其咎，此類公司受外界關(guān)注較多，公司治理層承受較大的輿論壓力，因此，從我國(guó)重污染行業(yè)獲取數(shù)據(jù)樣本。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，最終選取我國(guó)A股生物制藥類上市公司a2010年環(huán)保部發(fā)布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》（征求意見(jiàn)稿）將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等16類行業(yè)認(rèn)定為重污染行業(yè)。的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。圍繞董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的作用機(jī)理展開(kāi)研究，旨在從董事會(huì)治理角度為提升我國(guó)生物制藥類上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量提供理論支持和經(jīng)驗(yàn)參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

董事會(huì)規(guī)模的大小代表公司董事會(huì)總?cè)藬?shù)的多少。根據(jù)組織行為學(xué)理論，董事會(huì)治理效率的高低受董事會(huì)規(guī)模大小的影響。當(dāng)董事會(huì)規(guī)模較大時(shí)，董事會(huì)成員的代表性較強(qiáng)，專業(yè)知識(shí)和治理經(jīng)驗(yàn)相互疊加、形成互補(bǔ)，有益于提高整體治理水平，使得董事能夠在集體決策中發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)，集思廣益，針對(duì)某一議題提出多樣化的解決方案，達(dá)成更加科學(xué)合理的決策共識(shí)，有利于提高對(duì)管理層的監(jiān)管效率。當(dāng)董事會(huì)規(guī)模較小時(shí)，董事會(huì)成員的專業(yè)性得不到保障，治理能力受限，同時(shí)人數(shù)較少使得董事會(huì)成員在事務(wù)繁重時(shí)承受較大的工作負(fù)荷，損害其工作效率，甚至出現(xiàn)被管理層反向操縱的局面，這勢(shì)必影響董事會(huì)的治理功能，喪失對(duì)管理層信息披露行為的有效監(jiān)督，導(dǎo)致企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量難以得到保證。綜上，本文認(rèn)為董事會(huì)規(guī)模越大，越有利于提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。這與Sheila等、劉茂平的觀點(diǎn)是一致的。[29,30]由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有正向影響。

（二）獨(dú)立董事比例與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

獨(dú)立董事制度是保證董事會(huì)獨(dú)立性的一種重要治理機(jī)制。由于獨(dú)立董事不與管理者的經(jīng)濟(jì)利益直接關(guān)聯(lián)，獨(dú)立董事的設(shè)立能夠有效減少董事與內(nèi)部經(jīng)理人合謀現(xiàn)象，提升董事會(huì)的獨(dú)立性。獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例越高，董事會(huì)的獨(dú)立性就越強(qiáng)，越能在監(jiān)控管理層行為、考核管理層績(jī)效以及任免管理者等重大決策方面表現(xiàn)出客觀性和公正性，這顯然有利于提升董事會(huì)對(duì)管理層的監(jiān)督效率，從而規(guī)范其環(huán)境信息披露行為。此外，考慮到獨(dú)立董事群體主要由知名專家學(xué)者和企業(yè)管理精英組成，他們基于維護(hù)個(gè)人聲譽(yù)和價(jià)值的需要，有意愿并且有能力憑借專業(yè)知識(shí)和豐富經(jīng)驗(yàn)對(duì)管理層施加有效監(jiān)管，通過(guò)盡職盡責(zé)彰顯自身信譽(yù)和能力。因此，在董事會(huì)獨(dú)立性較強(qiáng)時(shí)，管理層因承受較大壓力和代理代價(jià)而約束其機(jī)會(huì)主義行為，不得不向外界披露更多環(huán)境信息以順應(yīng)董事會(huì)意志。Cheng和Courtenay、 Sheila等的研究為此提供了經(jīng)驗(yàn)支持。[29,31]由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：獨(dú)立董事比例越高，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高。

（三）持股董事比例與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

持有股權(quán)的董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例反映董事會(huì)內(nèi)部的股權(quán)集中度。持股董事比例越高，單個(gè)董事相對(duì)持股比例就越低，董事會(huì)內(nèi)部的股權(quán)就越分散。由于股權(quán)與股東的目標(biāo)利益相掛鉤，因此隨著股權(quán)的分散，各持股董事的目標(biāo)利益函數(shù)將發(fā)生偏離，使得董事會(huì)內(nèi)部的個(gè)人利益與集體利益脫節(jié)。各董事對(duì)利益的主張產(chǎn)生分歧，在更多董事考慮自身利益的情況下，可能誘發(fā)“搭便車”行為，導(dǎo)致董事會(huì)的治理效率難以得到保證，無(wú)法真正有效監(jiān)控管理層的環(huán)境信息披露行為。此外，董事之間利益函數(shù)的偏離還可能引發(fā)董事的“道德風(fēng)險(xiǎn)”和逆向選擇行為，如與管理層合謀進(jìn)行環(huán)境信息舞弊以謀取私利等，這勢(shì)必對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量造成惡劣影響。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：持股董事比例越高，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越低。

（四）董事會(huì)報(bào)酬與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

目前有關(guān)研究基本得出了董事會(huì)報(bào)酬與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量正相關(guān)的結(jié)論。[26,28]本文也認(rèn)為董事會(huì)報(bào)酬能促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升。第一，企業(yè)給予董事的報(bào)酬越高，對(duì)董事的正向激勵(lì)就越多，董事展現(xiàn)出更多治理熱情，從而強(qiáng)化對(duì)管理層的監(jiān)管，約束其環(huán)境信息舞弊行為。第二，董事會(huì)報(bào)酬越高，董事進(jìn)行“道德犯罪”的成本就越高。這是因?yàn)閷?shí)施“道德犯罪”后，一旦“罪行”被揭發(fā)，董事很可能丟掉待遇優(yōu)厚的工作。因此提高董事會(huì)報(bào)酬有利于防范董事可能出現(xiàn)的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為，使他們真正做到恪盡職守。第三，較高的報(bào)酬水平有利于企業(yè)招聘到專業(yè)性更強(qiáng)和工作經(jīng)驗(yàn)更為豐富的董事。隨著董事會(huì)整體專業(yè)能力和治理經(jīng)驗(yàn)的提升，治理力度顯著增強(qiáng)，能夠?qū)芾韺有纬蓮?qiáng)烈威懾，規(guī)范其環(huán)境信息披露行為。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：董事會(huì)報(bào)酬對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有正向影響。

（五）具有專業(yè)背景董事比例與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

會(huì)計(jì)信息披露是財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)理論框架的重要組成部分，也是企業(yè)內(nèi)部控制制度的重要內(nèi)容。董事需具備相應(yīng)的財(cái)務(wù)知識(shí)和管理知識(shí)才能實(shí)現(xiàn)對(duì)管理層環(huán)境信息披露行為的有效監(jiān)督。因此，本文將具有專業(yè)背景的董事界定為具有財(cái)務(wù)專業(yè)或管理類專業(yè)背景的董事。具有專業(yè)背景的董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例越大，董事會(huì)整體的專業(yè)性越強(qiáng)，經(jīng)驗(yàn)越豐富，對(duì)管理層信息舞弊行為的敏感度就越高，越能夠及時(shí)識(shí)別出管理層的環(huán)境信息披露違規(guī)行為并加以糾正，[32]保證環(huán)境信息披露質(zhì)量。此外，具有專業(yè)背景的董事能夠憑借其專業(yè)知識(shí)和管理經(jīng)驗(yàn)對(duì)管理者的績(jī)效給予專業(yè)化評(píng)價(jià)，管理者有動(dòng)機(jī)通過(guò)提高環(huán)境信息披露質(zhì)量彰顯其信譽(yù)和能力，從而贏得董事會(huì)的肯定。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：具有專業(yè)背景董事比例越大，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高。

（六）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

董事會(huì)會(huì)議是董事會(huì)成員進(jìn)行交流溝通、制定決策議案、表決通過(guò)重大決策和強(qiáng)化監(jiān)督職能的重要途徑。董事會(huì)召開(kāi)董事會(huì)會(huì)議的頻度反映董事會(huì)的工作勤勉程度。[33]年度內(nèi)召開(kāi)的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，表明董事會(huì)工作積極性高，勤勉度高，盡職盡責(zé)，有益于履行對(duì)管理層的監(jiān)督職能，提高治理效率。[34]管理層則迫于壓力約束其機(jī)會(huì)主義行為，切實(shí)履行環(huán)境責(zé)任，向外部信息使用者披露更多環(huán)境信息。實(shí)踐中，胡立新等的研究結(jié)果也表明董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有正向促進(jìn)作用。[26]由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

將初始研究樣本設(shè)定為2010—2014年我國(guó)A股生物制藥類上市公司的面板數(shù)據(jù)，并對(duì)其按照一定標(biāo)準(zhǔn)加以篩選：（1）剔除ST、*ST、PT公司；（2）剔除在2010—2014年進(jìn)行企業(yè)并購(gòu)或重大資產(chǎn)重組的公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。最終獲得245個(gè)樣本觀測(cè)值。其中，反映企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的數(shù)據(jù)取自依據(jù)公司年報(bào)、獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告和可持續(xù)發(fā)展報(bào)告相關(guān)信息構(gòu)建的環(huán)境信息披露指標(biāo)體系；解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義

1．被解釋變量

環(huán)境信息披露指數(shù)（EDI）：以環(huán)境信息披露指數(shù)量化企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。使用內(nèi)容分析法對(duì)環(huán)境信息披露指數(shù)進(jìn)行計(jì)算。參照《環(huán)境信息公開(kāi)辦法（試行）》第三章第十九條列示的國(guó)家鼓勵(lì)企業(yè)自愿披露的9類環(huán)境信息，并借鑒前人研究中對(duì)環(huán)境信息披露內(nèi)容的界定，將公司年報(bào)、獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告及其可持續(xù)發(fā)展報(bào)告中披露的環(huán)境信息分為6大類：（1）環(huán)境管理；（2）環(huán)境負(fù)債；（3）政府監(jiān)督和機(jī)構(gòu)認(rèn)證；（4）環(huán)境投入；（5）環(huán)境成本；（6）環(huán)境業(yè)績(jī)與環(huán)境治理。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建本文的環(huán)境信息披露指標(biāo)體系。收集樣本公司披露的環(huán)境信息并賦值，其中賦值標(biāo)準(zhǔn)是“以貨幣或定量形式披露賦值為2，以非貨幣或定性形式披露賦值為1，未進(jìn)行披露則賦值為0”，6個(gè)項(xiàng)目的得分加總得到樣本公司的綜合得分，并進(jìn)行指數(shù)化處理（綜合得分/最佳得分），即獲得樣本公司的環(huán)境信息披露指數(shù)。

2．解釋變量

為檢驗(yàn)董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的作用機(jī)理，在理論分析與研究假設(shè)的基礎(chǔ)上設(shè)置以下董事會(huì)特征變量作為解釋變量：

（1）董事會(huì)規(guī)模（BSIZE）：選取公司年度末董事會(huì)總?cè)藬?shù)作為董事會(huì)規(guī)模的替代變量。

（2）獨(dú)立董事比例（IDP）：用獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例表示。

（3）持股董事比例（SHARE）：用董事會(huì)成員中持股董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例表示。

（4）董事會(huì)報(bào)酬（LNPAY）：取領(lǐng)取報(bào)酬的董事報(bào)酬平均值的自然對(duì)數(shù)作為董事會(huì)報(bào)酬的替代變量。

（5）具有專業(yè)背景董事比例（GROUND）：使用具有專業(yè)背景董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例作為具有專業(yè)背景董事比例的替代變量。

（6）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（TIMES）：選取公司年度內(nèi)召開(kāi)的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)作為董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的替代變量。

3．控制變量

借鑒現(xiàn)有研究成果，選擇以下變量作為控制變量：

（1）公司規(guī)模（SIZE）：規(guī)模較大的公司有較強(qiáng)的維護(hù)其社會(huì)影響力的意愿。為獲得投資者的認(rèn)同與支持，規(guī)模較大的公司傾向于披露更多環(huán)境信息以塑造良好的社會(huì)形象。[22]選取公司規(guī)模作為控制變量并使用公司期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)作為其替代變量。

（2）財(cái)務(wù)杠桿（LEV）：財(cái)務(wù)杠桿代表公司的負(fù)債程度。公司的負(fù)債程度越高，其對(duì)外融資和獲取現(xiàn)金流的難度越大。資金匱乏影響公司的環(huán)保投入和環(huán)境狀況的改善，進(jìn)而削弱公司對(duì)外提供環(huán)境信息的意愿。[22]選取財(cái)務(wù)杠桿作為控制變量并使用公司資產(chǎn)負(fù)債率作為其替代變量。

（3）營(yíng)運(yùn)能力（TAT）：營(yíng)運(yùn)能力反映公司利用資產(chǎn)的效率。公司利用資產(chǎn)效率的提高，有益于降低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、提升盈利能力。為獲得更多資金流，營(yíng)運(yùn)能力高的公司有動(dòng)機(jī)向外界披露更多環(huán)境信息以提升其社會(huì)聲望進(jìn)而獲得更多支持。[13]選取營(yíng)運(yùn)能力作為控制變量并使用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為其替代變量。

（三）實(shí)證模型

為檢驗(yàn)本文提出的相關(guān)假設(shè)，設(shè)置如下實(shí)證模型：

模型中，β0是常數(shù)項(xiàng)，βi表示回歸系數(shù)，εi表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

運(yùn)用SPSS20．0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和模型估計(jì)。

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1顯示的是環(huán)境信息披露指數(shù)分年份的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。環(huán)境信息披露指數(shù)的均值和中值在考察期間均呈上升趨勢(shì)，表明生物制藥類上市公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢(shì)。

表1 環(huán)境信息披露指數(shù)（EDI）的描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了各變量考察期間的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。環(huán)境信息披露指數(shù)的均值和中值分別為 0．126和0．1，表明生物制藥類上市公司環(huán)境信息披露的總體質(zhì)量較低。在解釋變量方面：（1）董事會(huì)規(guī)模的均值和為標(biāo)準(zhǔn)差分別為10．3184和2．3252，表明樣本公司的董事會(huì)規(guī)模平均在10人左右，且差異明顯；（2）獨(dú)立董事比例的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0．3773和0．0668，表明樣本公司董事會(huì)中獨(dú)立董事占比約為37．7%，且此情況的集中度較高；（3）持股董事比例的均值為0．1474，表明樣本公司董事會(huì)中持股董事人數(shù)占比約為14．7%；（4）董事會(huì)報(bào)酬的極小值和極大值分別為0和15．78，標(biāo)準(zhǔn)差為1．0824，表明樣本公司董事所領(lǐng)報(bào)酬差異明顯；（5）具有專業(yè)背景董事比例的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0．034和0．068，表明樣本公司董事會(huì)中具有專業(yè)背景董事占比的整體水平較低，且集中度較高；（6）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的極小值、極大值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2、21和3．218，說(shuō)明樣本公司每年召開(kāi)的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)差異顯著。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

為考察主要變量之間的關(guān)系，對(duì)所有變量進(jìn)行雙變量皮爾森相關(guān)性檢驗(yàn)，計(jì)算出變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如表3所示。董事會(huì)規(guī)模與環(huán)境信息披露指數(shù)在5%的顯著性水平上呈正相關(guān)關(guān)系，表明董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量正相關(guān)，假設(shè)1初步得到驗(yàn)證。持股董事比例與環(huán)境信息披露指數(shù)在1%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明持股董事比例與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)，結(jié)果初步驗(yàn)證了假設(shè)3。董事會(huì)報(bào)酬與環(huán)境信息披露指數(shù)在1%的顯著性水平上存在正相關(guān)關(guān)系，表明董事會(huì)報(bào)酬與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量正相關(guān)，假設(shè)4初步得到驗(yàn)證。所有變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0．4，初步表明模型的多重共線性并不嚴(yán)重。要精確判斷各變量之間的多重共線性，則需要進(jìn)行共線性診斷。

表3 變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)

（三）回歸分析

表4報(bào)告了董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量影響的回歸結(jié)果。共線性診斷的結(jié)果顯示回歸方程中各自變量的方差膨脹因子（VIF）均小于1．3，進(jìn)一步表明模型的多重共線性并不嚴(yán)重，回歸模型的調(diào)整R2為0．265，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的p值小于0．01，表明回歸模型在1%的顯著性水平上顯著，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此認(rèn)為實(shí)證模型的回歸效果較好，可以進(jìn)行多元回歸分析。

從表4可知：（1）董事會(huì)規(guī)模的回歸系數(shù)為0．007，且在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正相關(guān)影響，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1。（2）獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量不具有顯著影響，假設(shè)2未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，樣本公司獨(dú)立董事比例均值在38%左右且集中度較高，絕大多數(shù)達(dá)到了證監(jiān)會(huì)規(guī)定的三分之一最低限度要求，因而難以反映獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的正向作用。（3）持股董事比例的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明董事會(huì)中持有股份的董事占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例越低，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高，假設(shè)3進(jìn)一步得到驗(yàn)證。（4）董事會(huì)報(bào)酬的回歸系數(shù)為0．016，且在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明董事會(huì)報(bào)酬對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正相關(guān)影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)4。（5）具有專業(yè)背景董事比例的回歸系數(shù)為0．219，且在5%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明董事會(huì)中具有專業(yè)背景的董事人數(shù)越多，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高，假設(shè)5得到驗(yàn)證。（6）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的回歸系數(shù)不具有顯著性，表明董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的多寡并不顯著影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，假設(shè)6未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？赡艿脑蚴?，對(duì)于生物制藥類公司，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的多少并不反映董事會(huì)的勤勉程度，而僅僅是一個(gè)“滅火裝置”,[33]具有有限的監(jiān)管和治理效率。

表4 董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

設(shè)置如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)以確保研究結(jié)論的可靠性：（1）考慮樣本中的極端值可能會(huì)影響模型的回歸結(jié)果，在對(duì)所有變量數(shù)據(jù)進(jìn)行 Winsorize（1% 分位數(shù)）縮尾的基礎(chǔ)上重新進(jìn)行回歸，結(jié)果與前文的結(jié)論保持一致；（2）考慮影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的因素眾多，擬在原有變量的基礎(chǔ)上，加入一些控制變量，重新檢驗(yàn)表4中顯著性董事會(huì)特征指標(biāo)是否仍對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著影響。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，盈利能力[16]（用凈資產(chǎn)收益率ROE作為替代變量）和企業(yè)成長(zhǎng)性[35]（用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率GROWTH作為替代變量）均會(huì)影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。因此，分別單獨(dú)將ROE和GROWTH兩個(gè)變量加入實(shí)證模型進(jìn)行回歸，然后同時(shí)引入ROE和GROWTH兩個(gè)變量再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。表5表明原顯著性指標(biāo)仍對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著影響，本文的其他結(jié)論也可從表5回歸結(jié)果得到驗(yàn)證。綜上，穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過(guò)，說(shuō)明本文研究結(jié)論具有一定的可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、結(jié)論、局限性與建議

本文以我國(guó)A股生物制藥類上市公司為考察對(duì)象，實(shí)證檢驗(yàn)董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響機(jī)理。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）我國(guó)生物制藥類上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量雖然總體偏低，但已顯現(xiàn)出逐年上升的良好態(tài)勢(shì)。（2）董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正相關(guān)影響，表明生物制藥類上市公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量隨著董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大而提升。（3）持股董事比例與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，表明生物制藥類上市公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量隨著持股董事比例的增加而提升。（4）董事會(huì)報(bào)酬對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正相關(guān)影響，表明生物制藥類上市公司的董事所領(lǐng)報(bào)酬越多，企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量越高。（5）具有專業(yè)背景董事比例對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正相關(guān)影響，表明我國(guó)生物制藥類上市公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量隨著具有專業(yè)背景董事比例的增加而提升。（6）獨(dú)立董事比例和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)均不對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著影響，表明生物制藥類上市公司獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)比例的大小和公司年度內(nèi)董事會(huì)會(huì)議頻度并不對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有促進(jìn)或抑制作用。

本文的局限性主要在于：（1）僅選取了49家公司五年共245個(gè)樣本觀測(cè)值，樣本量偏少，這可能導(dǎo)致對(duì)某些變量的回歸不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，回歸結(jié)果不顯著。（2）研究選擇的時(shí)間跨度僅有5年，無(wú)法反映各變量的長(zhǎng)期變化趨勢(shì)，也無(wú)法反映其受外界經(jīng)濟(jì)環(huán)境、法律環(huán)境和政策環(huán)境的影響狀況。（3）董事會(huì)特征變量與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，本文并未考慮滯后期的影響，未在實(shí)證研究中進(jìn)行檢驗(yàn)，在后續(xù)研究中筆者將對(duì)此過(guò)程加以完善。

為提升我國(guó)生物制藥類上市公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量以滿足利益相關(guān)者對(duì)環(huán)境信息的需求，本文基于相關(guān)研究結(jié)論，提出以下建議：（1）管理層應(yīng)增強(qiáng)環(huán)保意識(shí)和環(huán)境信息披露意識(shí)，以利益相關(guān)者的信息需求為導(dǎo)向，注重履行環(huán)境責(zé)任和提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。監(jiān)管部門(mén)應(yīng)建立和完善有關(guān)環(huán)境信息披露的法律法規(guī)，促進(jìn)環(huán)境信息披露由自愿性向強(qiáng)制性的轉(zhuǎn)換，提升生物制藥行業(yè)環(huán)境信息披露的整體水平。（2）在《公司法》允許的范圍內(nèi)適當(dāng)擴(kuò)大董事會(huì)規(guī)模，提升董事會(huì)的整體專業(yè)水平和治理經(jīng)驗(yàn)。（3）適當(dāng)縮減持股董事的比例，減少因董事會(huì)中持股董事人數(shù)過(guò)多導(dǎo)致的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇行為。（4）建立健全激勵(lì)機(jī)制，提高董事報(bào)酬待遇，吸引并聘用專業(yè)水平高、經(jīng)驗(yàn)更為豐富的董事。（5）選聘更多具有財(cái)務(wù)專業(yè)和管理類專業(yè)背景的董事，提高董事會(huì)的整體專業(yè)水平。（6）不應(yīng)一味地頻繁召開(kāi)董事會(huì)會(huì)議，不妨適當(dāng)降低會(huì)議頻度，將重點(diǎn)放在提高會(huì)議效率和董事會(huì)治理效率上。

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（責(zé)任編輯 王 瓏）

Abstract:Focusing on A-share biopharmaceutical listed companies from 2013 to 2014 as a primary study object,the paper examines the influence of board of director characteristics on the quality of environmental information disclosure．The results show that the larger the size of board,the lower the ratio of shareholding directors,the more the director remuneration and the higher the ratio of directors with professional background,then the higher the quality of environmental information disclosure．But the proportion of independent directors and the number of board meetings have no significant influence on the quality of environmental information disclosure．In order to improve the quality of environmental information disclosure,there are some suggestions for biopharmaceutical listed companies such as expanding the size of board moderately,reducing the ratio of shareholding directors,increasing director remuneration to recruit more experienced directors,increasing the ratio of directors with professional background,and putting emphasis on improving efficiency of board meetings and board governance．

Research on the Influence of Board of Director Characteristics on Quality of Environmental Information Disclosure:Based on Empirical Evidence from A-Share Biopharmaceutical Listed Companies

HE Lu

(School of Economics,Fujian Normal University,Fuzhou,350108,China)

board of director characteristics;quality of environmental information disclosure;biopharmaceutical listed companies;regression analysis

F276

A

2095-2082（2017）03-0014-11

2017-03-14

何 路（1991—），男，江蘇省徐州人，福建師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)碩士研究生。