本文是一篇企業管理類的論文范文，文章題目是公司治理結構對環境會計信息披露的影響研究，文章選取公司治理結構中董事會規模、董監兩會的會議次數和獨立董事比例三個因素作為自變量，主要論述了關于環境信息披露的研究。下面是管理職稱論文發表范文及優秀的期刊推薦。

 　　摘要：環境會計信息披露既是宏觀經濟管理的需要，也是公司內部管理的需要。本文運用多元線性回歸的方法，分析公司治理結構因素對環境會計信息披露影響的相關問題。研究發現，董事會規模、董監兩會的會議次數和獨立董事比例是影響環境會計信息披露的重要因素。基于研究結果，本文有針對性地提出了政策性建議。

　　關鍵詞：管理職稱論文發表,公司治理結構,環境會計,信息披露

　　一、 引言

　　環境會計信息披露是環境會計的核心內容。企業披露的環境會計信息是利益相關者了解企業環境保護的主要途徑，也是公司內部管理的需要。公司治理結構指由所有者、董事會、監事會和高級執行人員組成的一種組織結構，他們分別履行了公司的戰略決策職能、監督職能和日常經營決策職能。本文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。

　　二、文獻回顧

　　關于環境會計信息披露的研究，國外起步較早，現已深入到各行業和各個相關領域。環境會計的研究始于20世紀70年代早期。以1971年比姆斯(F. A. Beams)發表的《控制污染的社會成本轉換研究》和1973年馬林(J. T. Martin)撰寫的《污染的會計問題》為代表，揭開了研究環境會計的序幕。幾十年來，國外許多學者對環境會計信息披露的主要影響因素進行了實證研究，主要影響方面可歸納為公司規模、資本結構、獨立董事比例與環境會計信息披露的關系上。在公司規模方面，Eng. L. L和mak. Y.T(2003)的實證研究發現，規模越大的公司趨向于更高的自愿性環境信息披露水平。而在資本結構方面，Ferguson(2002)的研究結果表明，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會計信息以及時反映公司的財務狀況。而 L .L. Eng& Y. T. Mak(2003)通過實證研究卻得出相反的結論：企業的環境會計信息披露水平與資本結構負相關。在獨立董事比例方面，Ho and Wong(2001)通過對香港的上市公司實證研究發現，獨立董事比例對環境會計信息披露情況的影響較為顯著。Simon & Karshun Wong(2001)認為環境會計信息披露水平與獨立董事比例正相關但不顯著。而 Eng & Mak(2003)通過研究得出截然不同的結論：環境會計信息披露與獨立董事比例負相關。

　　從20世紀90年代開始，我國開始對環境會計展開研究，其中以葛家澎教授的《90年代會計理論的一個新思潮――綠色會計理論》為代表。張俊瑞(2008)、李晚金(2008)、唐久芳和李鵬飛(2008)、陳冉(2009)、辛敏(2009)等人的研究發現，隨著公司規模的增大環境會計信息披露水平有所提高。在資本結構對環境會計信息披露水平的影響程度方面，范德玲、劉春林和殷楓(2004)認為影響我國上市公司環境會計信息披露的主要因素是公司規模、公司業績和公司所在地，研究發現資本結構對環境會計信息披露水平的影響并不顯著。在獨立董事比例方面，大部分學者認為環境會計信息披露水平與獨立董事比例正相關，但也有部分學者提出相反的觀點。

　　以上研究表明，國外有關環境會計研究已經取得較大的進展，但是與發達國家相比，我國學者對環境會計信息披露影響因素的研究主要集中在公司規模、盈利能力、資本結構等方面，沒有專門針對公司治理(主要包括董事會、監事會、股東和經營者)對其產生的影響。本文通過構建多元回歸模型研究董事會規模、董監兩會的會議次數、管理層持股人數比例與環境會計信息披露水平之間的關系，為環境會計信息披露的影響研究提供有益嘗試。

　　三、理論分析與研究假設

　　本文選取公司治理結構中董事會規模、董監兩會的會議次數和獨立董事比例三個因素作為自變量。因為這三個變量從董事、監事和管理者的角度描述了公司治理結構，能夠形象地代表公司治理的監督職能、決策職能和激勵職能。結合現有研究成果，從以下幾個方面提出研究假設，并進行實證分析。

　　首先，公司董事會不僅是一個公司的決策機構，決定著公司的經營計劃、投資方案等，而且具有聘任和解聘公司總經理和財務負責人的權力。公司董事會規模越大越能有效地限制董事長“專政”行為的發生，也能更有效地避免股東對董事會和經理人的控制。而且董事會規模大的公司如果要進行財務舞弊，其成本也較高。所以，董事會規模較大的公司能夠有效地防止財務舞弊行為的發生。因此，董事會規模較大的公司傾向于披露更多的環境會計信息。由此提出假設1：

　　假設1：董事會規模大的上市公司，環境會計信息自愿性披露水平高。

　　其次，董事會和監事會的會議次數反映了董事會的勤勉程度和工作熱情。董事會和監事會召開會議的頻率越高，說明董事和監事越積極關心企業發展，對經理層的監督就越有效，公司就越有可能披露更多的環境會計信息。由此提出假設2：

　　假設2：董事會和監事會召開會議次數越多的上市公司，環境會計信息自愿性披露水平越高。

　　由于獨立董事身份的獨立性，并且在專業方面具有權威性，因此，他們能夠從投資者的角度出發，客觀有效地對執行董事的行為進行監督，并獨立地作出決策，從而影響公司的環境會計信息披露情況。由此得出假設3：

　　假設3：獨立董事比例越高的上市公司，環境會計信息自愿性披露水平越高。

　　四、研究設計

　　(一)樣本選取和數據來源

　　本文以食品行業的上市公司為研究對象，以滬深兩市2011-2013年在年報或獨立報告中披露了環境會計信息的食品行業上市公司為樣本進行實證分析，同時在樣本中剔除資料缺失數據和極端值，從而保證樣本數據的準確性和可比性，共取得264個研究樣本。

　　樣本公司的年度報告和社會責任報告來源于巨潮資訊網、樣本公司的官方網站以及企業可持續發展報告資源中心，財務指標來自于新浪財經網。被解釋變量通過給披露的內容條目進行打分計算得到。其中披露的條目通過搜集年報和社會責任報告匯總得到。 　　(二)變量的選取和定義(見表1)

　　本文借鑒國內外學者對環境會計信息披露內容的研究，并針對我國環境會計信息使用者對環境會計信息的需求情況進行分析，共得出15個方面，分別為：與企業有關的環境法規和政策;企業采取的環境措施及其策略;環境內部控制制度的設置和執行情況;環境保護和污染治理計劃;違反環保法規的罰款;企業對環境治理進行的投資;企業對廢品回收資源節約方面的信息;企業降低排放帶來的效益估計;企業獲得的環境治理方面的補貼與獎勵;環境設施的折舊費;環境機構人員的工資;或有環境負債;一個會計期間耗用自然資源數量;環境審計的實施和執行;污染物的排放情況和信息產生過程明確或有獨立認證機構的認證。將其設定為環境會計信息披露指數(Environmental Disclosure Index)，來反映環境會計信息披露水平，變量符號按照通用定義為變量EDI。本文通過分析年報中涉及的環境會計信息內容，歸納出相關條目，構建環境會計信息披露指數。當公司以定性或定量形式分別披露環境會計信息時，給予1分，當公司以定性與定量相結合的方式披露環境會計信息時，給予2分，當公司在相關披露中未披露任何環境會計信息時給予0分。

　　環境會計信息披露指數EDIi=∑EDIi/∑MEDIi (公式1)

　　EDIi表示所選樣本公司中第i家企業環境會計信息披露水平，∑EDIi表示樣本公司中第i家企業環境會計信息披露數目之和，∑MEDIi表示各條目滿分之和。本文中，環境會計信息披露的解釋變量包括董事會規模、董事會和監事會召開會議次數及獨立董事比例。如表1所示。

　　(三)模型構建

　　以環境會計信息披露指數為被解釋變量，相關影響因素為解釋變量，建立多元線性回歸模型：

　　Yi=c0+c1X1i+c2X2i+c3X3i+ζi (公式2)

　　其中，c0為常數項，ζi 為隨機誤差項。本文通過SPSS 17.0對樣本數據進行回歸分析及檢測。

　　五、實證結果及分析

　　(一)描述性統計分析(見表2)

　　由變量的描述性統計結果可知，我國食品行業上市公司環境會計信息披露的均值為0.1994，最大值為0.56，最小值為0.03，極差為0.11690。說明我國食品行業上市公司環境會計信息披露水平較低，信息披露水平差異較大，披露最少的公司只披露一個環境會計信息項目，上市公司環境會計信息披露水平有待提高。上頁表2的統計結果不僅說明我國食品行業上市公司環境會計信息披露的平均水平，而且還揭示了所有解釋變量的均值情況。董事會規模的均值為 8.9394，獨立董事比例均值為 0.3750，說明我國食品行業上市公司獨立董事人數占董事會總人數的比例超過三分之一，能有效地監督執行董事的行為;董事會召開次數的均值為 8.2788，最大值為 38，最小值為4，說明我國食品行業上市公司董事會召開次數差異較大，一個會計年度內召開董事會次數最少的公司僅為4次。

　　(二)相關性分析(見表3)

　　為了避免解釋變量之間的相關性對多元回歸分析結果產生影響，在進行多元回歸分析之前要對解釋變量之間的相關性進行分析。表3數據顯示解釋變量之間的相關系數最高為0.228，說明解釋變量之間存在著一定的相關關系，但是Hossain等的研究結果顯示，解釋變量之間的相關系數只要小于0.8，這些解釋變量之間就不存在多重共線問題，也不會對多元回歸分析結果產生影響，因此本文模型中解釋變量之間不存在多重共線問題。

　　(三)多元線性回歸分析(見表4)

　　由表4可知，未標準化時，常數項系數為-0.860，t值對應的概率為0.000<0.05，說明方程的常數項顯著;董事會規模的t值為2.314，對應的概率P為0.022<0.05，故董事會規模都通過了t顯著性檢驗;獨立董事比例和監事會、董事會召開會議次數的t值分別為1.669和1.749，對應的概率P分別為0.097和0.082，在臨界值附近，說明獨立董事比例和監事會、董事會召開會議次數的變動也能在一定程度上解釋被解釋變量的變動。由此可以得出：董事會規模、監事會、董事會召開會議次數和獨立董事比例是食品行業上市公司環境會計信息披露水平較為重要的影響因素。

　　由上述分析結果可知，本文構建的多元線性回歸方程通過了諸多檢驗，因此可以得出多元線性回歸方程：

　　EDI=-0.860+0.016×SIZE+0.004×MEETINGS+0.248×RINDPR

　　六、研究結論

　　經過上述的回歸分析和實證研究，本文得出以下結論：(1)董事會規模在��=0.05水平上與環境會計信息披露水平顯著正相關，且通過了t顯著性檢驗，與假設1相同。董事會規模較大的公司，董事會和總經理被股東控制的風險較小，從而減少了財務舞弊行為的發生，因此董事會規模較大的公司披露更多的環境會計信息。(2)監事會、董事會召開次數與環境會計信息披露水平正相關，與假設2相同。監事會和董事會召開次數越多，說明監事會和董事會的工作熱情越高，監事會與董事會對總經理的監管力度也越強，因此監事會、董事會召開會議次數越多的公司傾向于披露更多的環境會計信息。(3)獨立董事比例與環境會計信息披露水平正相關，與假設3相同。說明獨立董事比例越高越能有效地監督執行董事的行為，從而有效地監督管理層披露更多的環境會計信息。

　　同時，根據上述研究結論本文認為，為了提高我國上市公司環境會計信息披露水平，可以從以下幾個方面進行完善：首先，制定環境會計準則，我國應制定專門的環境會計準則對環境會計信息披露內容和披露形式進行規范，使上市公司在進行環境會計信息披露時有章可循。其次，建立環境會計信息審計制度，為了避免環境會計信息披露的不充分和產生虛假信息，提高環境會計信息的可靠性，會計師事務所、國家審計機關等相關部門應建立環境會計信息審計制度，有效監督環境會計信息的形成過程，確保環境會計信息真實可靠。第三，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、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。J

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