性别多样性会影响企业碳信息披露的水平吗？——基于A股上市公司的面板数据

杜湘红，张超楠

（湖南师范大学商学院，湖南长沙 410006）

一、引言

近年来，女性董事参与公司治理受到了学术界的诸多关注。西方许多国家甚至通过立法强制要求企业提高女性董事会的比例。如2003年12月，挪威议会通过了一个前所未有的法案，规定所有的上市公司在2005年7月前必须改组董事会（女性董事比例至少达到40%），凸显了女性董事对于公司治理的重要性①2003年挪威修订《挪威公共有限公司法案》（Norwegian Public Limited Company Act），成为第一个引入董事会性别配额制度的国家。。Kanter的关键众人理论与金盛华的“性别助长”理论认为，女性董事的存在有助于提高公司治理的效率［1］。近年来，女性董事参与公司治理的重要性已经得到广泛认同，但女性董事与企业履行社会责任方面的研究却较为匮乏，且女性董事与企业履行环保责任进行碳信息披露的关系的研究结论不一致。Bear、Post等探讨了董事会中女性董事数量对企业社会责任（CSR）评级的影响，他们发现董事会中女性董事人数对企业声誉起到正向作用［2-3］；Joecks、Setó-Pamies等分析了董事会结构多样性对企业社会责任的影响，认为女性董事可以在企业履行社会责任时发挥战略性作用，且女性董事比例越高，企业就会承担更多的社会责任［4-5］。Zhang等的研究表明，女性董事数量越多，企业社会责任绩效越高［6］。多数学者认为性别多样性对企业履行社会责任起到促进作用，然而进一步探析女性董事与企业碳信息披露水平关系的研究结论并不统一。如Liao等认为性别多样性（以董事会女董事的百分比衡量）与披露温室气体信息的倾向呈显著的正相关［7］；Ben-Amar等［8］也发现自愿披露气候变化的可能性和女性董事比例之间呈正相关，并且与Konrad［9］的研究结论一样找到了证据支持关键众人理论，即当女性董事人数超过3人时，企业自愿披露气候变化的可能性增加。然而，Prado-Lorenzo等在研究董事会结构多样性时，并未发现性别多样性与企业碳信息披露水平相关［10］。

近年来，碳信息披露水平与性别多样性的研究多集中于国外，国内的相关研究在制度层面、理论研究层面以及上市公司的治理实践方面均未予以充分的重视。鉴于此，本文从性别多样性角度出发，基于Kanter［1］与Konrad［9］的研究结论，采用第三方专业机构数据（和讯网上市公司社会责任评分专业机构）①http:／／stockdata.stock.hexun.com／zrbg／Plate.aspx？来衡量碳信息披露水平，并利用OLS模型和RE模型来研究性别多样性对于企业碳信息披露水平的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）女性董事与碳信息披露

关键众人理论最初由Kanter提出。在对群体互动过程的分析中，Kanter构建了4个不同类别组：U-niform组、Skewed组、Tilted组和Balanced组［1］。其中，Uniform组中所有成员具有相同性别特征；Skewed组是指多数群体（男性）控制少数群体（女性），同时亦掌控团体决策并影响团体文化；Titled组分布较少，少数群体（女性）可以通过盟友来掌控团体决策和影响团体文化；在Balanced组中，多数群体（男性）和少数群体（女性）变成潜在的小组，性别差异趋于不被重视，关注焦点转向男性和女性的知识和技能差异。总而言之，关键众人理论认为女性在一个群体中人数只有达到阈值或“临界值”时，小组成员关注的焦点将不再是性别差异而是女性带来的各种不同的知识和技能。因此，Kanter认为Skewed组较之于Uniform组和 Balanced组绩效较低［1］。

解释女性董事与碳信息披露水平关系的另一个理论是性别助长理论。金盛华等认为性别助长是指对于性意识发展成熟的人，异性的存在会导致特殊行为效率增加［11］。已有研究表明：女性在场时，男性更倾向于冒险；在异性存在的情况下，男性和女性的创造性思维均会被激发。另外，随着女性董事比例的提高，男性董事会更加积极地参与公司治理活动，这证实了“性别助长”效应的存在。谢永珍认为在公司治理活动中，女性董事更倾向于民主式和参与式的管理方式，这有助于女性董事有效实施监督，进而提升公司治理绩效［12］。因此，本文认为，异性的存在会促使男性董事更好地表现自己，履行社会责任，完善公司治理，提高企业对外进行碳信息披露的可能性。在此基础上，本文提出第一个假设：

H1：性别多样性对公司碳信息披露水平起到显著的“U型”作用，即起初性别多样性对企业碳信息披露起到消极作用；但当女性董事人数超过一定的临界值时，性别多样性对企业的碳信息披露水平就会起到积极作用。

（二）经济发展水平与碳信息披露

杜湘红等、王亚政等认为碳信息披露水平与经济发展水平密切相关，碳信息披露水平存在地区的差异，上海、江苏、浙江等发达地区的碳信息披露水平较高［13-14］，且环境规制亦对碳信息披露水平产生影响［15］。李长娥等的研究则表明区域经济发展水平会正向调节女性董事与公司创新投入的关系［16］。已有的研究表明：一方面，经济发展水平越高，环境规制越严格，越能引导和激励企业积极进行碳信息披露，企业也越能积极履行社会责任；另一方面，经济发展水平越高，女性就拥有更多的机会接触到各种资源，如教育资源、经济参与、就业和政治参与等，女性也越有可能拥有公司所需的人力资本，而且公司也可能更需要女性独特的知识、经历和价值。而在经济欠发达地区，人们的思想比较保守，受中国传统“男尊女卑”思想的影响较大，女性依然更多的是承担家庭责任而非社会经济责任，这就导致欠发达地区女性人力资本存量偏低，从而制约了女性董事对企业决策的参与程度，且不利于企业履行社会责任。基于此，本文提出第二个假设：

H2：受到经济发展水平的影响，相较于经济欠发达地区，经济发达地区性别多样性对于企业碳信息披露水平的影响更加显著。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

根据研究的内容和特点，以及研究数据的可得性和一致性，本文选择2011—2015年均披露了社会责任报告的A股上市公司为样本，剔除了ST公司、ST*公司、金融保险业、文化与传播业上市公司，并剔除了有极端值和财务数据缺失的样本，最终获得420个样本。公司碳信息披露水平主要是从和讯网手动搜集获得，对于女性董事的相关数据主要从国泰安数据库的人物特征模块获得，其他数据主要从国泰安数据库和锐思数据库获得。本文采用Eviews 8.0对主要数据进行统计分析。

（二）变量定义

1.被解释变量

在衡量碳排放信息披露水平时，大多数学者采用声誉评分法、指数法、内容分析法对公司社会责任报告和年报中披露的碳排放信息进行赋值评分。但是，由于个人设计的指标体系具有较强的主观性，而第三方机构对企业履行环保责任的评分会更具客观性和权威性，因此本文采用和讯网中社会责任报告测评体系中的环境责任得分来衡量企业碳排放信息的水平。其中，企业履行环境责任包括环保意识、环境管理体系认证、环保投入金额、排污种类数及节约能源种类5个方面，最高得分为30分，企业分数越高表明碳信息披露水平越高。

2.解释变量

基于前文的假设，本文的解释变量主要是性别多样性，并且使用3种方法来衡量性别多样性。衡量方法主要参考 Joecks［4］与 Ben-Amar［8］等人的研究。

首先，本文采用BLAU指数来衡量性别多样性，BLAU指数包含了测量多样性的4个最佳标准，Miller等人认为BLAU指数是一种理想的测量工具［17］，计算公式如下：

其中：k代表类别的数量，本文分为男性和女性两类，k＝2；S代表每种类别所代表的比例。BLAU指数是有界限的，BLAU指数最小等于0，说明性别具有同质性，即董事会成员要么全为男性，要么全为女性；BLAU最大等于0．5，说明具有最强的异质性，即董事会中女性董事人数与男性董事人数各占总人数的一半。

其次，基于关键众人理论，将董事会分为Uniform组、Skewed组和Balanced组，其中Uniform组女性董事个数为0（如果女性董事人数等于0，赋值为1，其他赋值为0）；Skewed组女性董事比例1%～20%（如果女性董事人数大于1人且女性董事比例小于20%赋值为1，其他赋值为0）；Balanced组女性董事比例大于20%（如果女性董事比例大于等于20%赋值为1，其他赋值为0）。

最后，本文引入NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6这6个虚拟变量，来检验女性董事对公司碳信息披露水平影响的临界值。

3.控制变量

依据 Joecks［4］、Ben-Amar［8］、崔也光［18］、赵选民等［19］的研究结论可知，公司特征、公司治理以及行业对于碳信息披露水平均产生重要影响。本文加入以下解释变量：公司规模、盈利能力、成长能力、营运能力、偿债能力、董事会规模、独立董事比例、CEO兼任董事会成员情况以及高污染行业虚拟变量，具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型的构建

本文对样本进行了Hausman检验，根据Hausman检验的结果可知，个体随机效应检验P＞5%，所以选择随机效应模型。因此，本文采用OLS模型和RE模型。本文构建的模型如下：

其中：β0为方程的常数项，βi是各解释变量及控制变量的待估系数，εi为残差项，NBCommitteesi代表UNIFORM组、SKEWED组及 BALANCED组。NUMi代表 NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6这 6个虚拟变量。

四、实证分析

（一）描述性统计和相关性检验

表2反映了主要变量的描述性统计情况。结果如下：碳信息披露指数CDI的标准差为7．975，说明样本差异性较大，平均值为8．275，表明整体碳信息披露水平偏低，有很大上升空间；样本中净资产收益率ROE、营业收入增长率GROW、营业收入周转率CAT和资产负债率AS 4个变量的标准差较大，分别为25．375、118．039、578．710和18．302，说明样本公司在盈利能力、成长能力、营运能力和偿债能力方面存在一定差异，主要原因可能是样本来自于不同的行业；样本中公司规模SIZE标准差为1．494，可以发现样本的总资产规模相差较小，基本处于相同规模；董事会规模BSIZE的平均值为22．360，说明样本公司董事会规模一般较大；CEO兼任情况中，均值为0．874，可以得出企业存在一些兼任情况；BLAU指数均值为0．202，表明从整体来看性别多样性在样本中并不明显。

此外，本文采用Pearson分析方法对变量之间的相关性进行检验，结果如表2所示。从表2中可以看出，BLAU指数与碳信息披露CDI在1%水平上显著负相关，表明性别多样性对碳信息披露水平具有显著影响；此外，其他各个变量之间相关系数的绝对值都低于0．5，说明变量之间存在多重共线的可能性很小，不会对模型造成重大影响。

表2 描述性统计及相关系数

（二）回归分析

首先，本文以BLAU指数来衡量性别多样性，将CDI和BLAU指数进行OLS回归和RE随机效应回归。在此基础上，本文加入BLAU指数平方项进行回归，结果如表3所示。在RE模型Model 2中，BLAU指数与CDI指数在1%的水平上显著负相关，系数为-28．721 0，然而BLAU2与CDI指数在5%水平上显著正相关，系数为54.383 8。这说明性别多样性与CDI之间具有相关性，并且是非线性的、凹面的，这也就支持了本文的假设1。此外，如图1所示，BLAU指数最小值约为0.27左右（相应的女性董事比例约为30%），表明本文找到了女性“临界值”的证据，即当女性董事超过一定比例时，董事会的表现会更多元化，从而有利于提高企业碳信息披露水平。企业盈利能力ROE指数与CDI在10%的水平上显著正相关，系数为0．020 7，说明企业盈利能力越强，越关注碳信息披露水平对公司的影响，更注重考虑利益相关者的利益，关注长期回报，注重可持续发展，这与温素彬等的研究结论一致［20］。企业营运能力CAT与CDI在1%的水平上显著负相关，系数为-0．002 8，说明企业在加快资产周转的过程中可能忽视了碳信息排放问题。企业营运能力CEO与CDI在5%的水平上显著负相关，系数为1．991 5，说明企业的CEO兼任董事会成员有利于提高碳信息披露水平，可能原因是CEO作为高管人员，更了解企业的发展状况，他们兼任董事会成员会更加关注利益相关者的利益，从而会做出更有利于企业长期发展的决定。此外，其他变量对于碳信息披露水平无显著影响，可能是受样本和碳信息披露衡量方法的影响。

图1 CDI与BLAU指数关系图

表3 CDI与BLAU指数回归结果

本文进一步基于Kanter［1］的关键众人理论，将样本公司的董事会分为3组，分别为Uniform组（女性董事比例为0）、Skewed组（女性董事比例为1%～20%）和Balanced组（女性董事比例为20%以上），将Skewed组作为Uniform组和Balanced组的对照组进行回归，结果如表4所示。在随机效应模型中，Uniform组相对于Skewed组在1%水平上显著正相关，相关系数为3.819 6；另外Balanced组相对于Skewed组虽然显著性不强，但是仍然呈正相关。不难得出，性别多样性与CDI指标相关，且为非线性，佐证了女性董事人数的临界值应该处于Balanced组。该结论验证了性别多样性对碳信息披露水平起到“U型”作用不是暂时的。其他变量与CDI指数的相关性基本与前述相同。

随后，本文引入 NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6共6个虚拟变量来检验女性董事对公司碳信息披露水平影响的临界值，并分别进行6个OLS回归来检验临界值的存在，结果如表5所示。NUM1、NUM2、NUM3与 CDI指数呈现负相关，系数分别为-1.039 9、-1.122 1、-1.295 3。负向相关关系的可能性随着女性董事人数的增加不断增强，这与Kanter［1］的关键众人理论一致，即在未达到临界值之前由于女性董事人数较少可能会被多数男性董事忽略，从而带来负面影响，并且这样的负面影响呈现扩大趋势。同样，NUM4、NUM5的系数分别为 -0.800 9、-0.480 7，当女性董事人数超过3人时，性别多样性对企业碳信息披露的负面影响出现递减趋势，这验证了关键众人理论关于“魔法数字3”的结论。这说明随着人数的增加，性别多样性会提高企业碳信息披露的水平。而NUM6的系数在5%的水平上显著为正，系数为3.521 8，支持了本文的假设1。这就证实了女性董事对公司碳信息披露影响存在临界值，即女性董事比例达到关键的30%时，才能对企业的碳信息披露水平发挥实质性的促进作用。因此，上述实验结果说明：当女性董事人数超过3人时，性别多样性削弱企业碳信息披露水平的负面影响，并且当女性董事比例上升至关键的30%左右时，性别多样性对于碳信息披露水平的影响会由负面转为正面，这与Joecks等［4］的研究结论一致。上述研究再一次验证了性别多样性对碳信息披露水平起到“U型”作用不是暂时的。随着女性董事人数的增加，女性董事对碳信息披露的影响变得更加积极。

最后，本文按照经济发达程度，将样本所在地区分为发达地区（江苏、浙江、山东、广东、北京、天津、上海、厦门）和欠发达地区，即将样本分为两个样本进行了Hausman检验，检验结果显示：个体随机效应检验P＞5%，选择随机效应，采用OLS模型和RE模型的检验结果如表6所示。就发达地区而言，性别多样性对碳信息披露仍然起到“U型”作用，并且显著性更强。这支持了本文的假设2，说明在经济发达地区，女性可能由于拥有更多机会接触到各种资源，而且公司也可能更需要女性独特的知识、经历和价值，从而对企业的碳信息披露水平的影响更加显著。然而，就欠发达地区而言，性别多样性对碳信息披露水平虽然起到了“U型”作用，但并不显著。这说明欠发达地区可能受中国传统“男尊女卑”思想的影响较大，思想比较保守，导致女性人力资本存量偏低，从而制约了女性董事对企业决策的参与程度，也不利于企业履行社会责任。此外，发达地区的临界值为0.29，处于U型结构的右边，欠发达地区的临界值为0.2，处于U型结构左边，说明发达地区性别多样性会对企业碳信息披露起到实质性的促进作用，而欠发达地区性别多样性对于企业碳信息披露水平起到积极的促进作用，但这种效应与发达地区相比不够显著。

表4 不同董事会规模下的回归结果

表5 不同女性董事人数下的回归结果

表6 不同地区CDI与BLAU指数的回归结果

（三）稳健性检验

为了保证研究结论的稳健性，本文将衡量性别多样性的数据替换为滞后一期的数据，从而控制反向因果关系，然后重新对数据进行回归分析，所得结果与文章已有结论基本一致。这说明本文所得的结论是稳健的，为节省篇幅，不再赘述。

五、结论与建议

本文以2011—2015年A股上市公司为样本，实证检验了性别多样性对于企业碳信息披露水平的影响，以及区域经济发展水平是否会发挥显著作用。研究发现：

第一，本文在采用BLAU指数法和关键众人理论分组法衡量性别多样性条件时发现，性别多样性对企业碳信息披露水平起到显著的“U型”作用。主要原因在于女性董事人数在未到达临界值前，性别特征可能成为董事之间的沟通障碍，降低团队合作效率，影响团队凝聚力，而基于集体合作基础上的碳信息披露也会受到影响。然而，当女性董事人数达到关键的30%时，女性董事的性别特征不再成为团队关注的焦点，拥有与男性不同领域的信息和经验的女性董事，可以增强董事会信息来源的多样性，增加团队之间的交流，促进企业碳信息披露决策方案的提出和制定，从而有助于提高碳信息披露的水平。

第二，相较于欠发达地区，发达地区经济发展水平较高，女性可能拥有更多、更平等的接受教育的机会。拥有较高素质和专业知识背景的女性董事参与公司治理，可以强化企业社会责任的履行，有利于企业碳信息披露相关决策的提出和制定，从而进一步提高碳信息披露的水平。

因此，针对上述结论，本文提出以下建议：首先，企业应该积极地承担碳信息披露的责任。企业履行碳信息披露责任是履行社会责任的重要体现。企业通过披露碳排放信息，可以向利益相关者传递企业积极履行环境责任的利好信息，从而提高企业的社会效益；此外，企业积极披露节能减排的成效，可以树立良好的社会形象，更可以在市场竞争中立于不败之地。其次，企业应该重点关注董事会性别结构问题，特别在经济发达地区的公司更应该关注董事会中女性董事的比例，从而有效地发挥女性董事的优势，为企业发展创造更大的价值。