傅鴻震

（閩南師范大學 管理學院，福建 漳州363000）

一、引言

隨著生態(tài)環(huán)境保護和可持續(xù)發(fā)展日益受到各國政府的重視，國內(nèi)外學者對環(huán)境信息披露的研究也日漸增多。已有的研究主要從環(huán)境信息披露的現(xiàn)狀、披露行為動因以及影響因素等幾個方面來展開，其中影響因素是當前環(huán)境信息披露研究的熱點主題。除了企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務杠桿、行業(yè)類別等企業(yè)特征因素會顯著影響環(huán)境信息披露水平之外（Alciatore和 Dee，2006；Cormier和 Magnan，2007；Brammer和Pavelin，2008；Clarkson等，2008；Zeng等，2012）［1-5］，近些年來的研究表明股權結構的治理機制也是影響企業(yè)環(huán)境信息披露的一個重要因素，但是有關股權結構作用的結論尚不一致。如Cormier等（2005）［6］、Brammer和Pavelin（2006）［7］研究發(fā)現(xiàn)相對于股權集中的企業(yè)而言，股權分散的企業(yè)披露更多的環(huán)境信息。而國內(nèi)學者楊熠等（2011）［8］、黃珺和周春娜（2012）［9］的研究結果則得出相反的結論，即股權集中度與環(huán)境信息披露水平顯著正相關。因此，股權結構與環(huán)境信息披露之間究竟是怎樣的關系尚需進一步加以驗證。

此外，已有文獻在股權結構與環(huán)境信息披露方面的研究主要集中于上市公司的直接控股股東，而很少把研究視野拓展至終極控制股東。然而，La Porta等 （1999）［10］、Claessens等 （2000）［11］、Faccio和Lang（2002）［12］、Gadhoum 等（2006）［13］的研究發(fā)現(xiàn)大多數(shù)國家上市公司的股權通常集中在終極控制股東手中，并且終極控制股東能夠在較大程度上影響上市公司的決策和行為。即使大眾持股的美國上市公司也存在終極控制股東現(xiàn)象 （Anderson 和 Reb，2003）［14］。La Porta 等（1999）［10］以現(xiàn)金流量權度量所有權，以投票權度量控制權，通過層層追溯企業(yè)控制鏈的方法來鑒別終極控制股東，以此刻畫企業(yè)的終極所有權結構，這一研究方法開創(chuàng)了一個新的研究范式，對后來研究公司治理的學者產(chǎn)生深遠的影響。肖作平（2010）［15］的研究表明中國上市公司的股權高度集中，大部分上市公司被終極控制股東控制，并且現(xiàn)金流量權與控制權分離現(xiàn)象比較普遍。此外，由于我國的中小股東法律保護不健全，以及終極控制股東一般能夠通過人事安排選定高管以實現(xiàn)其控制權，企業(yè)高管通常體現(xiàn)出終極控制股東的利益（王艷艷和于李勝，2011）［16］。因此，在我國上市公司的所有權集中、現(xiàn)金流量權與控制權分離普遍存在的情況下，中國上市公司股權結構容易出現(xiàn)的代理問題，已經(jīng)不是Jensen和 Meckling（1976）［17］所指出的管理者與股東之間的代理沖突，而是終極控制股東與小股東之間的代理沖突問題（肖作平，2010［15］；曾春華等，2013［18］）。

但是，先前基于股權結構視角的研究主要是從如何解決股東與管理層之間的委托代理問題來改善企業(yè)環(huán)境信息披露水平，而很少從終極所有權結構這個角度來探討股權結構對環(huán)境信息披露的影響，沒有追溯終極控制股東，也就沒有找準委托代理問題的根源，可能無法真正厘清股權結構與環(huán)境信息披露之間的關系。那么，終極控制股東的現(xiàn)金流量權、現(xiàn)金流量權和控制權的分離度以及終極控制股東類型是如何影響環(huán)境信息披露水平呢？這些問題有待理論分析和實證檢驗。

二、理論分析與研究假設

（一）現(xiàn)金流量權與環(huán)境信息披露

當終極控制股東擁有的現(xiàn)金流量權增多時，終極控制股東對企業(yè)價值最大化的意愿能夠隨之增強（La Porta等，1999）［10］，并減少掠奪小股東利益的行為傾向（Shleifer和 Vishny，1997）［19］。Claessens等（2002）［20］以來自東亞八個國家的1 301家上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流量權具有正向的激勵效應（Incentive Effect），企業(yè)價值隨現(xiàn)金流量權的增加而增加。在現(xiàn)金流量權正面激勵效應的作用下，能夠產(chǎn)生終極控制股東與企業(yè)的利益協(xié)同效應，現(xiàn)金流量權越多，終極控制股東與企業(yè)整體目標的一致程度就會越高［20］。擁有大量現(xiàn)金流量權的終極控制股東，具有強烈的動機把企業(yè)運營好，同時基于企業(yè)價值最大化的考慮，就會高度關注企業(yè)的長遠發(fā)展問題，從而在經(jīng)營過程不僅會主動考慮小股東、債權人等的顯性契約的利益述求，同時也會考慮公眾、社區(qū)等利益相關者基于隱形契約的合理利益訴求（Donaldson和 Dunfee，1994）［21］。這樣，隨著現(xiàn)金流量權的增加，終極控制股東就可能做出更加符合企業(yè)及小股東等外部利益相關者利益的經(jīng)營決策，減少以企業(yè)及小股東等利益損失為代價來謀取私利的短期投機行為，愿意在環(huán)境保護方面投入更多的資源，承擔起更多的環(huán)境責任，以減少發(fā)生環(huán)境事故給企業(yè)及小股東帶來價值損失風險的可能性。

此外，根據(jù)信號傳遞理論，為了減少關注企業(yè)環(huán)保表現(xiàn)的外部利益相關者與企業(yè)之間的信息不對稱問題，同時也為了避免被市場誤解為“檸檬”，擁有較多現(xiàn)金流量權的終極控制股東會要求企業(yè)主動對外披露環(huán)境信息，讓外部利益相關者能夠及時知悉企業(yè)積極承擔環(huán)境責任的情況，以便與其他環(huán)境責任表現(xiàn)差的企業(yè)有效區(qū)別開，從而為企業(yè)創(chuàng)造出更好的經(jīng)營環(huán)境，并從中獲得競爭優(yōu)勢。因此，隨著現(xiàn)金流量權的增加，終極控制股東與小股東之間的代理問題能夠隨之減少。Bebchuk等（2000）［22］的研究證實了終極控制股東與小股東之間的代理沖突隨現(xiàn)金流量權的增加而減少。向銳等（2012）［23］以2004-2007年的家族上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)家族上市公司現(xiàn)金流量權對信息披露質(zhì)量具有顯著正向的影響?；谝陨戏治觯疚恼J為，現(xiàn)金流量權越多，終極控制股東與小股東的代理成本越小，終極控制股東與企業(yè)長遠發(fā)展目標的一致性程度越高，從而能夠承擔起更多的環(huán)境責任，并披露更多的環(huán)境信息①本文隱含的邏輯是企業(yè)環(huán)境績效（即環(huán)境責任表現(xiàn)）與環(huán)境信息披露水平之間具有正相關關系，其依據(jù)主要來自于Al-Tuwaijri等（2004）［24］、Clarkson等（2008）［4］、何麗梅和馬靜夷（2011）［25］的研究結論，他們的研究均發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)境績效與環(huán)境信息披露呈現(xiàn)顯著的正相關性。。據(jù)此，提出如下假設。

假設1終極控制股東的現(xiàn)金流量權與環(huán)境信息披露水平正相關。

（二）兩權分離度與環(huán)境信息披露

Faccio和 Lang（2002）［12］認為終極控制股東大多通過金字塔結構、交叉持股、雙重股份等方式以較少的現(xiàn)金流量權，獲得超額的控制權，從而偏離了“一股一票”的原則，其結果導致現(xiàn)金流量權和控制權出現(xiàn)分離現(xiàn)象?，F(xiàn)金流量權和控制權的分離度（即兩權分離度）越大，終極控制股東與小股東代理沖突的問題越大，終極控制股東掠奪小股東利益的動機和能力也就會越強（Bebchuk等，2000）［22］。因為在兩權偏離的情況下，相對少的現(xiàn)金流量權意味著終極控制股東在企業(yè)不能正常運營或破產(chǎn)時僅僅損失較少的現(xiàn)金流，而相對大的控制權意味著終極控制股東掌控的企業(yè)超額現(xiàn)金儲備可供其支配，能夠從中獲取各種私人利益的機會（Du和 Dai，2005）［26］，換而言之，終極控制股東利用控制權掠奪小股東獲取的私人利益遠遠超過其隧道行為（Tunnelling）導致企業(yè)利益受損所應擔當?shù)某杀?。Dyck和Zingales（2004）［27］認為終極控制股東能夠通過控制權控制企業(yè)進而獲取大量的私人收益，如某些特權，甚至“掏空”企業(yè)的資源。雖然現(xiàn)金流量權具有正向激勵效應，但是控制權對終極控制股東具有負向的壕溝效應（Entrenchment Effect）［20］，當現(xiàn)金流量權發(fā)生偏離時，控制權高于現(xiàn)金流量權，控制權的壕溝效應就會大于現(xiàn)金流量權的激勵效應，并成為終極控制股東的決策及行為中起到主導作用的效應，促使終極控制股東利用手中的超額控制權攫取企業(yè)資源及掠奪小股東的利益。兩權分離度越大，控制權的壕溝效應越明顯，導致終極控制股東忽視外部利益相關者環(huán)保訴求的情況越嚴重，更不愿意把企業(yè)資源投入于經(jīng)濟效益見效慢的環(huán)保設備、環(huán)境污染治理等環(huán)保措施方面。因為企業(yè)只有長期持續(xù)地投入環(huán)境保護工作，才有可能給其帶來長遠的收益效應，這就需要企業(yè)每年在此花費許多資源，然而在信息不對稱的情況下，現(xiàn)金流量權與控制權的分離會導致終極控制股東更傾向于把本應投入在環(huán)保項目的資源花在其私人收益的活動中。

環(huán)境信息在大部分國家本來就屬于自愿披露的信息（沈洪濤等，2014）［28］，企業(yè)在披露環(huán)境信息內(nèi)容、數(shù)量等方面具有很大的酌定權，在現(xiàn)金流量權與控制權分離的情況下，終極控制股東控制下的企業(yè)就會更加不愿意對外披露環(huán)境信息。Fan和 Wong（2002）［29］研究發(fā)現(xiàn)在金字塔式的所有權結構下，現(xiàn)金流量權與控制權的偏離會降低企業(yè)的信息透明度。兩權出現(xiàn)分離時，終極控制股東為了能夠保證其隧道行為的隱蔽性和安全性，操縱和控制企業(yè)的信息披露就成為一種非常重要的手段，他們通常能夠通過控制權要求管理者嚴格控制對外披露信息，不讓外界了解其環(huán)境保護等方面的真實情況，這就會導致企業(yè)減少披露環(huán)境信息，進一步加劇企業(yè)和外部利益相關者的信息不對稱問題。馬忠和吳翔宇（2007）［30］的研究顯示，終極控制股東的兩權分離度越大，上市公司自愿性信息披露程度越低。向銳等（2012）［23］研究發(fā)現(xiàn)，兩權分離度越大，家族上市公司的信息披露質(zhì)量越差。王霞等（2013）［31］研究表明內(nèi)部治理的代理變量兩權分離度與環(huán)境信息披露水平顯著負相關?；谝陨戏治觯疚恼J為，兩權分離度對環(huán)境信息披露水平具有負向影響。據(jù)此，提出如下假設。

假設2現(xiàn)金流量權和控制權的分離度與環(huán)境信息披露水平負相關。

（三）終極控制股東的類型與環(huán)境信息披露

來源于政治經(jīng)濟學的合法性理論是環(huán)境信息披露研究的一個很重要的理論依據(jù)（Cormier和 Magnan，2013）［32］，環(huán)境合法性常被用于解釋企業(yè)披露環(huán)境信息的行為動因（Brown和Deegan，1998；Cho 和 Patten，2007；Aerts 和C）［33-35］。Bansal和 Clelland（2004）［36］認為環(huán)境合法性指社會公眾對企業(yè)的環(huán)境績效表現(xiàn)是令人滿意的、適當或恰當?shù)恼w認知及評價。終極控制股東類型不同的上市公司面臨著不同程度的環(huán)境合法性壓力。相對于民營等非國有上市公司，國有控股的上市公司顯然面臨著更大的環(huán)境合法性壓力。首先，由于我國上市公司云集著眾多國有大中型企業(yè)，它們是國民經(jīng)濟的支柱，對國民經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮著重要作用，社會公眾非常關注這些國有企業(yè)的社會責任形象，對其環(huán)境責任表現(xiàn)具有很高的期望。其次，政府在環(huán)境污染治理與環(huán)境保護方面一直起到引導和管制的作用，受到政府直接監(jiān)管的國有上市公司自然需要承擔更多的環(huán)境責任。再次，國有控股的上市公司享受國家政府更多的資金及政策支持，理應積極響應政府監(jiān)管部門有關環(huán)境保護或社會責任的政策及法規(guī)要求。近些年來，政府監(jiān)管部門陸續(xù)出臺了一些有關環(huán)境保護及環(huán)境信息披露的法規(guī)及政策，其中有些規(guī)范性文件專門指向國有企業(yè)，如2007年12月，國資委發(fā)布了《關于中央企業(yè)履行社會責任的指導意見》，其中對資源節(jié)約和環(huán)境保護有相應的責任要求；2010年3月，國資委發(fā)布了《中央企業(yè)節(jié)能減排監(jiān)督管理暫行辦法》，要求中央企業(yè)制訂節(jié)能減排專項規(guī)劃，落實節(jié)能減排責任。因此，在政府監(jiān)管部門的規(guī)范性文件以及社會公眾高度關注等形成的更大環(huán)境合法性壓力的作用下，終極控制股東是國有的上市公司通常比非國有上市公司具有更高的環(huán)保意識，更愿意把資源用于環(huán)境保護，其環(huán)境責任表現(xiàn)也就有可能更好。同時，為了緩解外界施加的環(huán)境合法性壓力，國有控股的上市公司通常會選擇主動披露環(huán)境信息，以改善內(nèi)外部之間的信息不對稱問題，影響社會公眾等外部利益相關者對企業(yè)環(huán)境責任表現(xiàn)的認知，樹立起積極保護環(huán)境的良好企業(yè)公民形象。彭玨等（2014）［37］的實證研究發(fā)現(xiàn)國有終極控股的上市公司環(huán)境信息披露水平顯著高于非國有終極控股的上市公司?；谝陨戏治?，本文認為，終極控制股東為國有的上市公司，具有更高的環(huán)境信息披露水平。據(jù)此，提出如下假設。

假設3終極控制股東為國有的上市公司，其環(huán)境信息披露水平高于終極控制股東為非國有的上市公司。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

重污染行業(yè)面臨更嚴格的管制、更多的媒體關注以及利益相關者施加的日益增長的環(huán)保壓力，通常會披露更多的環(huán)境信息（Deegan和Gordon，1996；Albertini，2014）［38，39］。我國目前有關環(huán)保監(jiān)管規(guī)定主要面向重污染行業(yè)，特別是重污染行業(yè)的上市公司，因此重污染行業(yè)適合作為研究對象。已有研究多數(shù)選擇公司年報為載體分析環(huán)境信息披露水平，然而公司年報不同于獨立的環(huán)境報告，其披露的環(huán)境信息非常有限。因此，公司年報難以有效地反映出企業(yè)環(huán)境信息披露的真實水平，本文選擇包含環(huán)境責任的企業(yè)社會責任報告作為環(huán)境信息披露水平編碼分析的載體，可以相對準確地反映出樣本公司的環(huán)境信息披露水平，同時近年來逐年增多的上市公司發(fā)布社會責任報告，其樣本數(shù)量也能夠滿足實證研究的大樣本量要求。此外，2008年2月，原國家環(huán)境保護總局（現(xiàn)為“國家環(huán)境保護部”）頒布《關于加強上市公司環(huán)境保護監(jiān)督管理工作的指導意見》文件，以及2008年5月1日開始實施的《環(huán)境信息公開辦法（試行）》文件明確地規(guī)定了有關鼓勵企業(yè)公開環(huán)境信息的要求，這些規(guī)范文件可能會積極促進上市公司的環(huán)境信息披露行為。

基于以上考慮，本文選擇2009-2013年來自重污染行業(yè)的所有發(fā)布企業(yè)社會責任報告的深滬主板上市公司作為原始研究樣本①根據(jù)中國證監(jiān)會的行業(yè)分類標準，本文將2008年原國家環(huán)境保護總局公布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》中界定的重污染行業(yè)合并成八類，即采掘業(yè)、食品飲料、紡織服裝皮毛、造紙印刷、石化塑膠、金屬非金屬業(yè)、醫(yī)藥生物制品、水電煤生產(chǎn)及供電業(yè)。，然后根據(jù)如下原則進行篩選：（1）剔除ST、PT類的上市公司；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司；（3）剔除控制權低于10%閾值的公司；（4）剔除無終極控制股東的公司。基于上述的原則，最終獲得203家重污染行業(yè)上市公司2009-2013年的非平衡面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，共計723個觀測值，其中2009年53個觀測值，2010年145個觀測值，2011年171個觀測值，2012年及2013年均為177個觀測值。

本文采用內(nèi)容分析法①內(nèi)容分析法是按照一定的規(guī)則，將傳播媒體的文本內(nèi)容系統(tǒng)地分配到各個指標中，并對其客觀地編碼賦值量化分析的一種方法。，逐家分析樣本公司的企業(yè)社會責任報告②企業(yè)社會責任報告里面通常會有一個標題為“環(huán)境保護與可持續(xù)發(fā)展”或“環(huán)境責任”的欄目專門介紹環(huán)境信息方面的內(nèi)容。，編碼獲得環(huán)境信息披露變量數(shù)據(jù)。樣本公司的企業(yè)社會責任報告來自中國證監(jiān)會指定信息披露網(wǎng)站“巨潮資訊網(wǎng)”。解釋變量及控制變量的數(shù)據(jù)來自深圳國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。為消除極端值的影響，本文運用Stata11.0對所有連續(xù)變量首尾1%的值進行Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為環(huán)境信息披露（EID）。在參考Zeng等（2012）［5］、黃珺和周春娜（2012）［9］、王霞等（2013）［31］相關文獻的基礎上，結合樣本公司的企業(yè)社會責任報告里有關環(huán)境信息披露的特點，本文將環(huán)境信息披露劃分為環(huán)境保護的理念、方針和目標、環(huán)保內(nèi)控制度設置和執(zhí)行、節(jié)能減排情況等十項內(nèi)容，其中三項為定性指標，七項為定量指標，詳見表1。已有研究主要運用內(nèi)容分析法對環(huán)境信息披露水平進行評分賦值，其評分賦值法大體上可以劃分為三類：一是“0-1”賦值法，如 Barth 等（1997）［40］、Brammer 和Pavelin（2008）［3］、Clarkson等（2008）［4］等，對樣本公司有披露某項環(huán)境信息就賦值1分，否則為0分；二是王建明（2008）［41］、畢茜等（2012）［42］、黃珺和周春娜（2012）［9］等，對量化或詳細描述的環(huán)境信息賦值2分，非量化或一般性描述賦值1分，無披露賦值0分；三是Cormier和 Magnan（2003）［43］、Al-Tuwaijri等 （2004）［24］、Zeng 等（2012）［5］等，對貨幣化或量化的環(huán)境信息賦值3分，專門性描述賦值2分，一般性描述賦值1分，無披露賦值0分。本文借鑒王建明（2008）［41］、黃珺和周春娜（2012）［9］的評分賦值法，具體賦值規(guī)則如表1所示，加總各披露項目內(nèi)容的賦值（得分）即為環(huán)境信息披露水平，樣本公司的環(huán)境信息披露水平的理論上最高分值為20分。

2.解釋變量

本文的解釋變量包括現(xiàn)金流量權、兩權分離度以及終極控制股東的類型。參考La Porta等（1999）［10］、Claessens等（2000）［11］的國際主流文獻對現(xiàn)金流量權和控制權的計算方法，現(xiàn)金流量權等于終極控制股東所持有的各條控制鏈條上的持股比例乘積之和，控制權等于各條控制鏈條上的最低持股比例之和。本文采用控制權減去現(xiàn)金流量權（SEP）度量兩權分離度。同時，為了辨別終極控制股東的控制權是否有效控制中間及最終環(huán)節(jié)，需要對控制權預先設定一個閾值，若控制權超過閾值，則表明終極控制股東有效控制了控制鏈上的公司及最終的公司。La Porta等（1999）［10］、Claessens等（2000）［11］的研究均分別采用了10%和20%的控制權閾值，而國內(nèi)文獻通常選定10%為控制權閾值，本文首先采用10%的閾值進行回歸分析，然后在穩(wěn)健性檢驗里采用20%的閾值。此外，本文采用虛擬變量度量終極控制股東的類型，終極控制股東是國有的上市公司，取值為1，否則為0。解釋變量的具體定義如表2所示。

3.控制變量

先前的研究表明，企業(yè)特征通常會顯著影響環(huán)境信息披露水平。在參考Alciatore和Dee（2006）［1］、Cormier和 Magnan（2007）［2］、Brammer和 Pavelin（2008）［3］、Clarkson 等（2008）［4］以及 Zeng等（2012）［5］相關研究的基礎上，本文選取企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務杠桿三個最常用的影響環(huán)境信息披露水平的企業(yè)特征因素作為控制變量。同時，本文還引入行業(yè)和時間兩個虛擬變量來控制時間和行業(yè)對環(huán)境信息披露水平可能帶來的影響。控制變量的具體定義及理論預期符號如表2所示。

表1 環(huán)境信息披露測量指標

表2 解釋變量和控制變量定義

（三）模型設定

根據(jù)前文理論分析，現(xiàn)金流量權、兩權分離度、終極控制股東的類型三個終極所有權結構代理變量會影響環(huán)境信息披露水平。為了詳細檢驗終極所有權結構對環(huán)境信息披露水平的影響，本文分兩大步驟進行。首先，把終極所有權結構的代理變量分別逐一放入回歸模型，然后再把終極所有權結構的三個代理變量同時放入回歸模型，最終構建出如下四個回歸模型。

其中，i＝1，…，N（N＝723）；t＝1，…，T（T＝5）；EID為環(huán)境信息披露水平，CFR為現(xiàn)金流量權，SEP為現(xiàn)金流量權和控制權的分離度，UCS為終極控制股東的類型，Controls為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務杠桿，IND和YEAR分別為行業(yè)及時間虛擬變量。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文研究變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示，從中可以看出，2009年至2013年，樣本公司環(huán)境信息披露的均值和中位數(shù)分別是7.053和7，標準差為3.077，說明總體上樣本公司環(huán)境信息披露水平較低，其披露程度尚屬于初級階段，自愿性披露意識不強，并且環(huán)境信息披露水平差異較大，最大值為15，而最小值才等于1?，F(xiàn)金流量權的均值和中位數(shù)分別是0.353和0.339，表明樣本公司的終極控制股東的現(xiàn)金流量權普遍高于Claessens等（2000）研究的東亞國家［11］，但普遍低于Faccio和Lang（2002）研究的西歐國家［12］。兩權分離度的均值和中位數(shù)分別為0.099和0.004，兩權分離度普遍高于西歐國家和其他東亞國家，說明樣本公司的現(xiàn)金流量權和控制權的分離度較大。另外，研究樣本中有74.7%的上市公司的終極控制股東為國有，說明國有控股的上市公司占多數(shù)。

（二）相關性分析

表4是研究變量之間的Pearson相關系數(shù)矩陣，從中可以看出，現(xiàn)金流量權、終極控制股東的類型、企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務杠桿與環(huán)境信息披露均具有顯著的正相關關系，而兩權分離度與環(huán)境信息披露在1%的水平上顯著負相關。總體上看來，變量之間的相關性分析初步支持了本文的研究假設，這就為后面的多元回歸分析奠定了基礎。

（三）多元回歸分析

根據(jù)前文設定的四個回歸模型，本文采用普通最小二乘法（OLS）進行回歸分析，回歸結果詳見表5。從表5可以看出，所有的回歸模型都通過了F檢驗，均在1%的水平上顯著，說明模型的擬合度較好。此外，通過方差膨脹因子（VIF）檢驗，發(fā)現(xiàn)所有回歸模型中研究變量的VIF的最大值為2.19，遠小于10，表明各模型的研究變量之間不存在多重共線性問題，同時相關數(shù)據(jù)也通過了Breusch-Pagan異方差檢驗，不存在異方差問題。調(diào)整后的R2在20.2%至23.5%之間，表明各模型的解釋能力較好，解釋變量和控制變量一起能在較大程度上解釋企業(yè)環(huán)境信息披露水平的變異性。

表3 研究變量的描述性統(tǒng)計

表4 Pearson相關系數(shù)矩陣

從表5可見，在控制了企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務杠桿以及年度和行業(yè)的影響后，不論現(xiàn)金流量權是單獨進入回歸模型（即模型1），還是與兩權分離度以及終極控制股東的類型一起同時進入回歸模型中（即模型4），現(xiàn)金流量權的系數(shù)都是正的且均在1%的水平上顯著，即現(xiàn)金流量權顯著正向影響企業(yè)環(huán)境信息披露水平。因此，假設1得到了顯著支持。這就說明，隨著終極控制股東現(xiàn)金流量權的增加，終極控制股東更關注企業(yè)的長遠發(fā)展利益，能夠更好地抑制其謀取私人利益的機會主義行為，其控制下的企業(yè)也就能夠把更多的資源投入于環(huán)境保護，以減少未來的環(huán)境成本及負債，并披露更多的環(huán)境信息，以增加外部小股東和債權人對企業(yè)未來發(fā)展的信心，以及提升其他利益相關者對企業(yè)環(huán)保形象認知。

從表5可見，不論兩權分離度是單獨進入回歸模型中（即模型2），還是與現(xiàn)金流量權以及終極控制股東的類型一起同時進入回歸模型中（即模型4），兩權分離度的系數(shù)都是負的且至少在5%的水平上顯著，即終極控制股東的兩權分離度越大，企業(yè)的環(huán)境信息披露水平越低。因此，假設2得到了顯著支持。這就說明兩權分離度越大，終極控制股東忽視小股東等利益相關者的利益訴求情況越嚴重，更傾向于把企業(yè)資源轉(zhuǎn)為私人利益所用，其控制下企業(yè)就會減少把資源投入于收益回報周期較長的環(huán)境污染治理及其他環(huán)境保護項目，同時出于避免其掠奪行為被外界所知的可能性，終極控制股東能夠通過控制權讓企業(yè)盡量減少對外披露自愿性方面的信息，環(huán)境信息披露水平也就隨之降低。

從表5可見，不論終極控制股東類型是單獨進入回歸模型（即模型3），還是與現(xiàn)金流量權以及兩權分離度一起同時進入回歸模型中（即模型4），終極控制股東類型的系數(shù)都是正的且均在1%的水平上顯著，即相對于終極控制股東為非國有的上市公司而言，終極控制股東為國有的上市公司在環(huán)境信息披露方面做得更好。因此，假設3得到了顯著支持。這就說明在面臨著比非國有上市公司更大的環(huán)境合法性壓力的情況下，國有控股的上市公司會披露更多的環(huán)境信息，以維護其在環(huán)境保護方面的合法性地位。

此外，關于控制變量對環(huán)境信息披露的影響，表5的回歸結果顯示，企業(yè)規(guī)模、盈利能力在各模型中的回歸系數(shù)，均至少在5%的水平上顯著為正，說明企業(yè)規(guī)模、盈利能力都能顯著促進企業(yè)環(huán)境信息披露水平；而財務杠桿雖然在各模型中的系數(shù)均為正，但結果不顯著，與沈洪濤和馮杰（2012）［44］的研究結果一致，說明企業(yè)財務杠桿大小對環(huán)境信息披露水平的影響沒有明顯的差別。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了確保實證結果的穩(wěn)健性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗：（1）參考肖作平（2010）［15］、馮旭南和李心愉（2013）［45］的兩權分離度度量方法，對兩權分離度分別采用另外兩種度量方法，即控制權除以現(xiàn)金流量權（SEP1）、控制權與現(xiàn)金流量權之差再除以控制權（SEP2）①SEP1、SEP2的數(shù)值越大，均表示兩權分離度越高。，這兩個兩權分離度的代理變量分別替代SEP變量進行回歸，首先是分別與控制變量一起進入回歸模型（即表6的模型1、模型2），然后在控制相關變量的基礎上，再分別與現(xiàn)金流量權及終極控制股東類型一起同時進入回歸模型（即表6的模型3、模型4），從表6可以看出穩(wěn)健性檢驗結果與前文結論一致；（2）采用20%的控制權閾值，替代原先10%的控制權閾值，對前文重新做回歸分析，回歸結果詳見表7，發(fā)現(xiàn)最終結論也沒有發(fā)生實質(zhì)性變化。穩(wěn)健性檢驗結果表明，本文的研究結論具有一定的穩(wěn)定性。

五、研究結論與啟示

本文在理論推演終極所有權結構如何影響環(huán)境信息披露水平的基礎上，以2009-2013年發(fā)布社會責任報告的重污染行業(yè)的深滬主板上市公司構成的非平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，對終極所有權結構如何影響環(huán)境信息披露水平進行了實證檢驗，得出以下研究結論。

表5 終極所有權結構與環(huán)境信息披露的回歸結果

表6 兩權分離度替代變量的穩(wěn)健性檢驗

表7 控制權閾值為20%的穩(wěn)健性檢驗

（1）現(xiàn)金流量權與企業(yè)環(huán)境信息披露水平顯著正相關，說明隨著現(xiàn)金流量權的增加，終極控制股東與企業(yè)及小股東等的利益趨于一致，終極控制股東與小股東之間的代理成本隨之減少，終極控制股東響應外部利益相關者日益關注的環(huán)保訴求的意愿增強，從而能夠承擔起更多的環(huán)境責任，并積極對外披露環(huán)境信息；（2）現(xiàn)金流量權和控制權的分離度與環(huán)境信息披露水平顯著負相關，表明現(xiàn)金流量權和控制權的分離度越大，終極控制股東掠奪小股東利益的動機和能力越強，其控制下的企業(yè)在環(huán)境保護方面的資源投入越少，其環(huán)境信息披露水平越低；（3）終極控制股東類型對環(huán)境信息披露水平具有顯著的影響，終極控制股東為國有的上市公司的環(huán)境信息披露水平顯著高于非國有上市公司，表明相對于非國有上市公司而言，國有控股的上市公司在面臨更大的環(huán)境合法性壓力的情況下，能夠更好地響應政府監(jiān)管部門有關環(huán)境保護及環(huán)境信息披露的規(guī)范要求，履行更多的環(huán)境責任，并披露更多的環(huán)境信息。

本研究的理論意義主要體現(xiàn)在三個方面：第一，本文把研究視角從已有多數(shù)文獻的直接控股股東的股權結構擴展至終極所有權結構，為股權結構與環(huán)境信息披露之間關系研究提供了一個新的視角，并提供了有力的經(jīng)驗證據(jù)，在一定程度上豐富了此領域的實證研究成果；第二，本研究結果進一步驗證了Claessens等 （2002）、Faccio和Lang（2002）等的觀點，即現(xiàn)金流量權具有正面激勵效應，能夠起到激勵終極控制股東與企業(yè)利益協(xié)同的作用，使終極控制股東關注企業(yè)長期發(fā)展的利益而非短期的私人利益；現(xiàn)金流量權與控制權的分離則會產(chǎn)生終極控制股東與小股東之間的代理沖突問題，加劇終極控制股東侵占小股東利益的現(xiàn)象；第三，結合企業(yè)社會責任報告的特點，設計出適合采用內(nèi)容分析法的環(huán)境信息披露測量指標，為環(huán)境信息披露理論做出有益的補充。

基于上述研究結論，本文的政策啟示是政府監(jiān)管部門推進企業(yè)提高環(huán)境信息披露水平的過程，應當充分考慮終極所有權結構的因素對企業(yè)環(huán)境信息水平所帶來的影響情況，并采取相應的規(guī)范、約束及監(jiān)督措施。首先，監(jiān)管部門要重點監(jiān)管現(xiàn)金流量權與控制權有偏離的上市公司，從制度層面上要求其加強內(nèi)部制衡機制以及優(yōu)化股權結構，以減少兩權偏離度，改善企業(yè)內(nèi)部治理機制，同時需要加大對小股東的法律保護程度，完善相應的法制建設，增加終極控制股東侵占小股東利益的違規(guī)成本，從而改善企業(yè)的外部治理環(huán)境，以抑制終極控制股東的隧道行為。其次，應當肯定終極控制股東為國有的上市公司在環(huán)境信息披露方面所起到的積極作用，為了能進一步提升國有控股上市公司的環(huán)境信息披露水平，激發(fā)它們更好地做出表率作用，監(jiān)管部門應該制定出更深入、更具針對性的環(huán)境管制政策以及環(huán)境信息披露規(guī)范要求。最后，在加強非國有控股上市公司的環(huán)境信息披露監(jiān)管力度的同時，應該鼓勵非國有控股上市公司主動對外披露環(huán)境信息，對環(huán)境信息披露水平高的企業(yè)可考慮給予適當?shù)莫剟?。國外?jīng)驗表明，獎勵環(huán)境信息披露做得好的企業(yè)，可以有效促進企業(yè)完善環(huán)境信息披露內(nèi)容，并激發(fā)其他企業(yè)提升環(huán)境信息披露水平。

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