企业环境信息披露水平、高管特征与真实盈余管理

王 凤，杨斯悦，刘 娜

(西北大学 经济与管理学院，陕西 西安 710069)

一、引 言

上市公司普遍存在盈余管理，比起应计盈余管理，真实盈余管理活动空间更大，隐蔽性更强，更易被监管方忽视。充分信息披露制度正是将各利益相关者纳入监督体系内的一种制度安排。除了强制性披露制度，还有非强制性的环境信息披露制度，即上市公司不仅仅报告财务信息，也应该披露包括环境保护、污染物排放、能源消耗等方面的非财务信息，便于广大投资者与利益相关者在获得充分、可靠信息的前提下做出决策。

已有研究认为环境信息披露制度可以起到约束盈余管理的作用。但在中国现有制度环境下，3 500多家上市公司不仅仅是地方政府展示业绩的资本，也是地方经济增长的主力军。上市公司高管更是人力资源市场上的佼佼者，驾驭着少有的经济资源，对财务与非财务信息披露有着一定程度的自由裁量权[1]。机会主义使得环境信息披露被工具性使用的可能性大大增加，高质量的环境信息披露可能隐藏着真实盈余管理的动机，对政府监管、资本市场有效运行以及投资者决策等带来负面影响。因此，本文采用广义高管界定，关注于企业的真实盈余管理，从总体上检验企业环境信息披露水平与真实盈余管理之间的相关性，进而阐释了高管特征对这二者间关系的调节作用，揭示企业环境信息披露水平对真实盈余管理的作用机理。

二、文献综述

(一)高管对环境信息披露水平的影响

自2008年以来，中国环境信息披露制度趋向于系统化、规范化。先后发布的《关于加强上市公司环境保护监督管理工作的指导意见》以及《上市公司环境信息披露指引》都要求上市公司及时披露与环境保护有关且对证券市场产生影响的信息，适用对象目前以重污染行业上市公司为主，并非针对全部上市公司的强制性披露制度，具体内容和标准等也未详细规定。因此，企业环境信息披露避重就轻、透明度不高，披露内容较少等问题使得该信息未能向市场传达准确信号，而且，企业为了自身利益更易进行策略性选择[2]。

高层梯队理论认为高管会根据其经验与价值观做出决策，对企业发展产生重要影响[3]。企业高管平均年龄越大，任期越长，董事会规模越大，高管具有政治背景人数越多，公司环境信息披露水平会越好[4-5]。也有完全相反的研究结论，认为具有政治关联的企业为了追求利益，放松了环境约束，从而抑制了企业环境信息披露[6]。

(二)高管对盈余管理产生的影响

公司高管亦会操纵盈余管理水平。周晓惠研究得出，高管年龄与受教育程度差异越大，越会提高企业应计盈余管理程度，而任期差异越大则会降低应计盈余管理程度[7]。公司高管有政治关联时，其会计信息质量较低[8]。高管薪酬往往与公司业绩挂钩，薪酬越高越能够降低企业应计盈余管理水平；董事会规模较大时，也会加强监管进而减少应计盈余管理，第一大股东持股比例越高，企业的应计盈余质量就越低[7]。

(三)环境信息披露与盈余管理二者关系

基于信号传递理论与利益相关者理论，不少学者验证了企业承担社会责任的“规范性观点”，证明了履行社会责任，向市场传达出积极正面的信号能够减少企业盈余管理。基于美国、中国、印度、日本等国家的数据研究，企业越是承担社会责任，真实盈余管理活动就越少，盈余质量较可靠，从而确保环境信息披露真实性[9-10]。另外，姚圣等研究发现，在2008年《环境信息公开办法》实施后，重污染上市公司的应计盈余管理程度越高时，会减少操纵环境信息披露[11]。

环境信息可能被企业工具性地使用，成为其进行印象管理的手段。社会责任表现较好的企业，越容易进行真实盈余管理，所以，企业披露非财务信息的一个动机是为了隐藏真实盈余管理[1]。根据美国数据研究表明，环境信息披露可以为公司降低潜在的监管成本，高水平环境信息披露的公司往往倾向于虚增盈余[12]。

此外，企业环境信息披露与盈余管理之间的关系受到诸多因素的调节作用。Martinez等研究发现，利益相关者和投资者保护等制度因素可以显著调节这二者之间的关系[13]；Sun等在英国的调研结果显示，董事会、监事会等内部治理因素会影响环境信息披露与应计盈余管理之间关系[14]。

综上，由于研究样本、衡量指标以及情境因素的差异使得上述实证研究结论不一。国内不乏企业社会责任信息披露对盈余管理影响的实证研究，然而，具体到环境信息披露与真实盈余管理关系的研究较少。现有研究多是从静态视角考察了当期环境信息披露对当期盈余管理的影响，鉴于信息披露需要经历从信息发布、信息传递再到信息接受的过程，环境信息披露可能存在滞后期效应，有必要深入探究这种动态影响[15]。而且，高管特征对环境信息披露与盈余管理均存在显著影响，可以进一步研究高管特征在这二者间的调节作用。基于此，本文以重污染行业上市公司为研究样本，考虑到信息传递的滞后效应，探究样本企业是否会运用环境信息披露掩盖真实盈余管理；并在此基础上引入政治关联、薪酬水平、高管规模等高管特征变量，研究高管对这二者间关系的调节效应。

本文从研究内容，丰富了上市公司环境信息披露与真实盈余管理的研究文献，揭示了环境信息披露易被企业机会主义使用进而降低盈余质量的可能，且这种关系又受到高管特征变量的影响。从研究方法，建立多元动态回归模型，采用双向固定效应回归方法解释环境信息披露水平对真实盈余管理的影响存在滞后效应，并进一步检验了调节效应，运用多种方法进行了内生性和稳健性检验，揭示了环境信息披露水平、高管特征与真实盈余管理三者之间的相关性。

三、理论分析与研究假设

(一)企业环境信息披露与真实盈余管理

企业生产经营活动带来的生态环境影响及其内部环境管理等信息很难从企业对外披露的财务报告中获知，而环境信息披露报告就成为外界了解并评判企业环境绩效的重要依据。根据信号传递理论，披露高质量的环境信息会向市场传递企业拥有较好的生产管理效益的信号，树立良好的社会形象，进而赢得社会公众的信赖，企业会更加诚实守信，自觉减少真实盈余管理[10]。然而，面对较大的产业转型升级压力或是不严格的监管制度环境，企业也可能有意提高环境信息披露质量，给投资人一种积极履行环境保护责任的印象，转移投资人和监管者的注意力，进而忽略了企业的盈余管理行为，而且，由于应计盈余管理的风险较大，真实盈余管理与正常生产经营活动难以区分，隐蔽性极强，故企业更易进行真实盈余管理活动。考虑到一方面企业环境信息的披露与使用有延迟现象，正式与非正式渠道的传递效果可能存在滞后影响；另一方面，利益相关方接受信息后做出的反应会影响高管是否进行盈余管理的决策，换言之，高管会根据市场反应适时进行盈余管理，这很大可能发生在环境信息披露后的时间段。故环境信息披露对滞后一期甚至几期的盈余管理都有影响。

假设1：控制其他因素下，企业环境信息披露水平与真实盈余管理之间存在正相关关系，且存在滞后效应。

(二)高管特征的调节作用

高管个人特征诸如性别、年龄、受教育程度等影响其个人认知和判断力[5]。此外，分别代表个人社会资源、收入水平以及内部监督的高管政治关联、高管薪酬以及高管规模等特征也不可忽视。有政府任职背景的高管会利用职权之便给企业争取优惠政策及其他稀缺资源，也会帮助企业第一时间了解政策动向，甚至捕捉政策漏洞，使其有更多的调整空间来披露高质量环境信息。同时，资本市场动机、契约动机以及监管动机都可能促使高管操纵盈余。政治关联对企业盈余管理具有一定的庇护作用，当盈余操纵被政府发现时，企业面临的诉讼风险或者违规处罚都较小，高管会倚仗这种社会资源加剧企业机会主义行为，据此提出假设2a[16]。

假设2a：高管政治关联会正向调节环境信息披露水平与真实盈余管理之间的关系，即当高管政治关联程度较高时，会增强二者间正相关关系。

高管控制权强化了高管新酬激励与会计稳健性之间的内在关系，有助于提升企业环境信息披露质量[17]。薪酬是上市公司盈余管理的一个重要诱因，高管为了获取更高薪酬会采取各种手段提高会计利润。当高管获得了预期的薪酬后，就会规避盈余管理的风险，积极参与公司治理，提高环境信息披露质量。反之，若高管对其薪酬水平不满意，即高管认为自己的薪酬水平较低或是与其劳动贡献不匹配时，会增加企业盈余管理的动机，利用环境信息披露掩盖真实盈余管理就成为了一种选择。据此提出假设2b。

假设2b：高管薪酬会负向调节环境信息披露水平与真实盈余管理之间的关系，即当高管薪酬较高时，会减弱二者间正相关关系。

高管规模代表了公司内部治理结构，也是公司内部权力制衡的重要机制之一。高管人数越多时，增加了各方的利益冲突，涉及到调整企业实际经营管理活动的真实盈余管理难以在诸多高管之间达成一致，高管之间权力相互牵制增大了合谋的难度。因此，当企业在环境信息披露水平较高时，高管规模会抑制真实盈余管理。据此提出假设2c。

假设2c：高管规模会负向调节环境信息披露水平与真实盈余管理之间的关系，即当高管规模较大时，会减弱二者间正相关关系。

四、研究设计

(一)样本选取与数据来源

依据《企业事业单位环境信息公开暂行办法》《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号-年度报告的内容与格式(2017年修订)》，当前重污染行业上市公司的环境信息披露水平明显较高[11]。依照证监会2012年发布的《上市公司行业分类指引》，重污染行业被界定为火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、建材、采矿、化工、石化、制药、轻工、纺织、制革等14个行业。本文选取了2008—2017年沪深两市A股398家重污染行业上市公司作为初始研究样本。为保证数据结果的可靠性，对原始数据做了如下处理：剔除了*ST、ST以及S*ST的上市公司；剔除了样本期间退市或业务转型为非重污染行业的公司；剔除了相关财务数据缺失的样本公司。为克服异常值影响，采用Winsorize方法对变量进行上下1%的缩尾处理，最终得到3 387个平衡面板数据。企业环境信息披露数据为本研究团队20余人通过阅读上市公司年报、社会责任报告以及可持续发展报告后手工搜集整理而得，其他研究数据来源于CSMAR数据库。数据处理采用软件STATA 15.1。

(二)变量定义与衡量

1.被解释变量

真实盈余管理(简称REM)是企业通过构建真实经营活动从销售操控、生产操控以及酌量性费用操控三个方面调整盈余的管理活动。本文选取应用范围较广的Roychowdhury模型考量真实盈余管理[18]。具体计算公式如下：

(1)

(2)

(3)

REMi，t=Ab_PRODi，t-Ab_CFOi，t-Ab_DISEXi，t

(4)

依据Roychowdhury模型，分别对公式(1)～(3)进行分年度分行业回归，得出的残差项绝对值分别代表销售操控额(Ab_CFOi，t)、生产操控额(Ab_PRODi，t)以及酌量性费用操控额(Ab_DISEXi，t)。借鉴Cohen数据处理方法，将Ab_CFOi，t、Ab_PRODi，t以及Ab_DISEXi，t带入公式(4)计算并取绝对值，得到真实盈余管理[19]。其中，CFOi，t表示当年经营活动现金流量净额，PRODi，t表示当年生产成本，为当年营业成本与存货变化之和，DISEXi，t表示酌量性费用，为销售费用和管理费用之和，Ai，t-1表示上一年年末资产总额，Si，t表示当年营业收入，Si，t-1为上一年的营业收入，ΔSi，t表示当年与上一年营业收入之差，ΔSi，t-1表示上一年与上两年营业收入的差额。

2.解释变量

企业环境信息披露水平(简称CEID)采用内容分析法取值[20]。具体包括环保投资、企业资源管理信息系统、环保专利、定期披露环境报告、气候治理、资源效能、环保目标、环境认证、节能减排、三废治理、环保设施、环保培训、环保罚款、环保效益、环保奖励和其他环境支出等16项等权指标。其中，环保投资、企业资源管理信息系统、环保专利以及定期披露环境报告等4项均为0-1打分制，即环境报告中这四项如果有披露则打分1，哪一项没有披露则那项打分0。其余12项按照未披露、一般性披露、详细性披露和定量披露四个维度，分别赋值为0、1、2、3分。基于中国企业环境信息披露的内容缺乏具体数据信息，所以本文依据企业对环境信息的文字描述详细程度进行打分，描述内容越多越详细，则表明企业环境信息披露的质量越高。未披露打分0；一般性披露表示文字描述在三行以内的，打分1；详细性披露表示文字描述在三行以上的，打分2；有数值信息则为定量披露，也是最为详细的环境信息披露，打分3。这样，每个具体指标的最小值是0，最大值是3，各项取值求和得出每个企业的CEID总分。

3.调节变量

政治关联(简称PC)采用高管中存在政治关联的人数来衡量，高管若曾任或现任政协委员、政府官员或者人大代表则证明其有政治关联。为保证政治关联数据的准确性，本研究首先根据上市公司年报中高管社会背景披露情况确定数值，对于未明确披露政治身份的样本，进一步查询该上市公司所在省、市和区县的人大或政协委员名单来比对，最后与CSMAR数据库中的高管资料核对，以保证获取可靠数据。

高管薪酬(简称COMP)采用高管货币薪酬考量，未考虑股权薪酬或在职消费等隐性薪酬，采用年报中薪酬数额最高的前三名高管薪酬总额取自然对数来衡量。

高管规模(简称TM)采用董事、高管及监事的总数衡量，规模较大的高管层更有可能包含较多的高级管理和专业技术人才，内部监管更加规范。

4.控制变量

为控制影响真实盈余管理的其他因素，本文借鉴周晓惠等研究，将两职合一、股权集中度、高管年龄、受教育程度、高管任期、企业规模、偿债能力、盈利能力、公司成长性、是否四大会计师事务所审计、所有权性质等作为控制变量[7]。所有变量具体定义见表1。

表1 变量定义表

(三)模型设计

为了检验假设1，即企业是否会通过环境信息披露掩盖真实盈余管理以及是否存在滞后效应，构建模型(5)如下：

REMit=α0+α1CEIDi，t-j+α2PCit+α3COMPit+α4TMit+α5DUALit+α6FIRSTit+α7AGEit+α8EDUit+α9TENUREit+α10SIZEit+α11LEVit+α12ROAit+α13GROWTHit+α14BIGit+α15STATEit+ΣYEAR+ΣINDUSTRY+εit

(5)

参考已有研究，滞后项选择到滞后两期就能满足信息的完整性[15]。因此，在模型(5)中，j取0、1和2，“t”、“t-1”及“t-2”分别代表当期、滞后一期与滞后两期。ΣYEAR和ΣINDUSTRY表示控制了年份和行业固定效应。

为了检验假设2a至假设2c，即验证高管对环境信息披露水平与真实盈余管理关系的调节作用，构建模型(6)～(9)如下：

REMit=β0+β1CEIDit+β2CEIDit*PCit+β3PCit+β4COMPit+β5TMit+β6DUALit+β7FIRSTit+β8AGEit+β9EDUit+β10TENUREit+β11SIZEit+β12LEVit+β13ROAit+β14GROWTHit+β15BIGit+β16STATEit+ΣYEAR+ΣINDUSTRY+εit

(6)

REMit=γ0+γ1CEIDit+γ2CEIDit*COMPit+γ3PCit+γ4COMPit+γ5TMit+γ6DUALit+γ7FIRSTit+γ8AGEit+γ9EDUit+γ10TENUREit+γ11SIZEit+γ12LEVit+γ13ROAit+γ14GROWTHit+γ15BIGit+γ16STATEit+ΣYEAR+ΣINDUSTRY+εit

(7)

REMit=δ0+δ1CEIDit+δ2CEIDit*TMit+δ3PCit+δ4COMPit+δ5TMit+δ6DUALit+δ7FIRSTit+δ8AGEit+δ9EDUit+δ10TENUREit+δ11SIZEit+δ12LEVit+δ13ROAit+δ14GROWTHit+δ15BIGit+δ16STATEit+ΣYEAR+ΣINDUSTRY+εit

(8)

REMit=θ0+θ1CEIDit+θ2CEIDit*COMPit+θ3CEIDit*TMit+θ4COMPit*TMit+θ5CEIDit*COMPit*TMit+θ6PCit+θ7COMPit+θ8TMit+θ9DUALit+θ10FIRSTit+θ11AGEit+θ12EDUit+θ13TENUREit+θ14SIZEit+θ15LEVit+θ16ROAit+θ17GROWTHit+θ18BIGit+θ19STATEit+ΣYEAR+ΣINDUSTRY+εit

(9)

五、实证结果

(一)描述性统计与相关性分析

根据表2描述性统计结果，可以看出：样本公司的平均真实盈余管理水平为0.122，标准差为0.197，最小值为0，最大值为2.529，说明样本公司普遍存在真实盈余管理行为，具有程度差异。CEID平均得分为12.129，最小值为0，最大值为34，标准差为6.366，样本整体的环境信息披露水平较低，且差异较大。高管中有政治关联的人数平均在3人左右，标准差为2.384，全样本中存在政治关联的企业达到344家，占比90.8%，说明上市公司高管政治关联情况普遍存在；前三大高管薪酬总额的平均值达到141.36万元，自然对数平均值为14.162，标准差为0.762，说明高管薪酬整体水平较高且差异较小。高管规模最大为52人，最少为4人，平均在20人左右，标准差为5.293，样本差异较大。此外，21.6%的样本公司存在两职合一现象，第一大股东持股比例平均为36.95%，高管平均年龄在49岁左右，平均受教育程度为大专，平均任期为40个月。此外，样本公司的企业规模、偿债能力、盈利能力与成长性总体上差异不大，7.4%的企业由四大会计师事务所审计，64.1%的企业为国有企业。

表2 变量的描述性统计表

主要变量间的Pearson相关性检验结果显示，企业环境信息披露水平、高管薪酬、高管规模、高管年龄以及高管任期与真实盈余管理显著负相关；政治关联、高管受教育程度与真实盈余管理相关但不显著。各变量间相关系数绝对值均小于0.5，方差膨胀因子VIF值平均为1.32，说明模型不存在多重共线性。

(二)回归结果

1.企业环境信息披露水平对真实盈余管理的影响

在模型(5)中分别以当期环境信息披露、滞后一期环境信息披露、滞后两期环境信息披露作为自变量进行回归分析，并控制了年份与行业固定效应进行数据处理，结果如表3所示。

表3 CEID与真实盈余管理关系的检验结果表

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的水平上显著，括号内代表t值，下同。

回归结果显示，当期CEID系数在1%水平上显著为正，说明环境信息披露水平越高，当期真实盈余管理程度就越高，假定环境信息披露水平提高一个单位，真实盈余管理程度将提高0.18%，因此，接受假设1。结果还发现，高管规模、高管任期、企业规模均与真实盈余管理显著负相关，说明高管总人数越多、高管任期越长、企业规模越大，真实盈余管理程度就越小；高管受教育程度、股权集中度、公司盈利能力等与真实盈余管理显著正相关，说明高管受教育程度越高、股权越集中、公司盈利能力越强，真实盈余管理程度就越大。

滞后一期的回归结果表明：在1%显著性水平上CEID与下一年的真实盈余管理呈正相关关系，但是，滞后两期的固定效应模型未通过显著性检验。以上结果证实了环境信息披露水平对真实盈余管理的影响存在滞后效应。由于CEID在当期(CEID)和滞后一期(LCEID)都与真实盈余管理呈显著正相关关系，本文还尝试构建有限分布滞后模型，将当期和滞后一期CEID同时作为自变量进行回归，结果如表3最后一列。结果发现，在5%显著性水平上，当期CEID与真实盈余管理正相关，而滞后一期(LCEID)与真实盈余管理不存在显著相关性，可能的原因是滞后期时间选择、自由度缺失或存在多重共线性等。

2.高管特征的调节作用

如表4所示，在模型(5)基础上依次增加环境信息披露与高管政治关联、环境信息披露与高管薪酬、环境信息披露与高管规模的交乘项，来检验三个高管特征变量对环境信息披露和真实盈余管理关系的调节作用。

根据模型(6)的回归结果，高管政治关联与环境信息披露的交乘项(CEID*PC)系数在10%水平上显著为正，高管政治关联起到正向调节作用，接受假设2a。模型(7)结果显示，高管薪酬与环境信息披露的交乘项(CEID*COMP)系数在10%水平上显著为负，说明高管薪酬起到负向调节作用，接受假设2b。模型(8)回归结果发现，高管规模与环境信息披露的交乘项(CEID*TM)系数在1%水平上显著为负，说明高管规模起到负向调节作用，由此接受假设2c。由于高管薪酬、高管规模都具有负向调节作用，进一步将高管薪酬、高管规模与环境信息披露三者间的交乘项放入模型中，得到模型(9)，回归结果发现交乘项(CEID*COMP*TM)系数在10%水平上显著为负，说明当高管薪酬与高管规模交互影响时，即高管人数越多且薪酬越高时，越会削弱环境信息披露与真实盈余管理之间的正向关系。

表4 高管特征变量的调节作用表

(三)内生性与稳健性检验

1.内生性检验

考虑到企业环境信息披露的内生性本质，一方面企业环境信息披露会受到模型中其他变量的影响，真实盈余管理与环境信息披露存在互为因果的可能；另一方面，无法观测的因素也会影响模型稳定性。因此，本文采用工具变量法并运用两阶段最小二乘法解决内生性问题。借鉴叶陈刚等的方法，选取样本期初行业平均环境信息披露水平作为工具变量，与各样本公司的CEID高度相关，但与真实盈余管理的残差项相关性较小[6]。选取工具变量后，首先对模型进行DWH检验以验证是否存在内生性问题，检验结果在1%水平上显著拒绝了原假设(Hausman估计量为2.81，对应的p值为0.09)，回归方程可能存在内生性问题。随后运用2SLS进行回归来控制内生性偏误，回归结果如表5所示，工具变量均通过了识别不足LM、弱工具变量Wald以及过度识别Sargan检验，表明工具变量选择合理。

表5 两阶段最小二乘法回归结果表

两阶段最小二乘法回归结果显示，CEID回归系数在当期与滞后一期均显著为正，滞后两期不显著，与前述结论一致。调节效应中，交乘项CEID*PC与真实盈余管理显著正相关(p<0.05)，交乘项CEID*COMP系数显著为负(p<0.05)，高管规模与环境信息披露水平的交乘项CEID*TM系数显著为负(p<0.1)，交乘项CEID*COMP*TM系数在5%的水平上显著为负，支持了所有假设。因此，控制内生性后得到与前文一致的结果。

2.稳健性检验

为验证回归结果的稳健性，本文采用替代指标法，检验全部假设。环境信息披露水平赋值替换为比值法，即由各个项目求和后除以总分；高管政治关联替换为高管中有政治关联的人数占高管总人数的比值；高管薪酬替换为所有高管薪酬总额的自然对数值；独立董事总人数作为高管规模的替代指标。回归结果如表6所示，关键变量的显著性未发生变化，环境信息披露水平与真实盈余管理在当期与滞后一期均显著正相关，交乘项CEID*PC、CEID*COMP、CEID*TM与CEID*COMP*TM均通过了显著性检验，说明文中模型具有较好的稳健性。

表6 稳健性检验结果表

六、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文以2008-2017年沪深两市A股398家重污染行业上市公司为样本，对企业环境信息披露水平与真实盈余管理之间的关系以及高管特征的调节作用进行了研究，得出如下主要结论：

第一，上市公司环境信息披露可能被工具性地利用，掩盖企业真实盈余管理行为。样本数据说明企业环境信息披露水平与真实盈余管理存在显著正相关关系，这一影响明显作用于当期及滞后一期，即企业当年的环境信息披露水平越高，越有可能在当年以及下一年进行真实盈余管理。说明，非财务信息作为市场信号传递工具之一，由于非强制披露，政府监管力度不够等原因，可能更容易被企业操纵，成为企业操纵财务信息的一个工具。所以，各利益相关者和信息使用者更应该甄别使用非财务信息。

第二，高管调节了环境信息披露水平与真实盈余管理之间的关系。本文识别出高管政治关联、高管薪酬与高管层人数等特征变量的显著调节作用。高管政治关联会强化环境信息披露水平与真实盈余管理之间的正相关关系，高管越是具有政治背景，环境信息披露被工具性使用的可能性会加大，企业越有可能进行真实盈余管理，进而，通过财务报告披露的盈余质量可能被人为操纵。然而，高管薪酬与高管规模均具有相反的调节作用，即高管薪酬水平较高，高管层人数越多，会削弱环境信息披露水平与真实盈余管理之间的正相关关系，规避环境信息披露被工具性地利用，可能的原因是当高管薪酬水平达到了个人期望，高管通过虚增盈余实现个人利益的动机减少，且由于高管层人数较多，增加了操纵真实盈余管理的难度，从而，会弱化环境信息披露被利用的效应。

(二)政策建议

为提升环境信息披露水平，减少环境信息披露被工具性地利用，掩盖其真实盈余管理行为，进一步完善信息披露制度和公司内部治理制度，提出如下政策建议：

完善环境信息披露制度，增加强制性披露项目。证监会于2017年12月公布的上市公司信息披露内容里，仅把排污信息、防治污染设施的建设和运行情况等6种环境信息规定为重污染企业强制性披露项目，其余均属于自愿披露范围，易使企业为了自利目标而策略性地披露环境信息。所以，政府要细化具体项目的披露形式与内容，尽可能多地增加强制性披露项目，例如，要具体披露能源消耗程度的绝对数，污染物排放量的绝对数和相对数，新增节能环保固定资产项目投资额、环境违法情况及其罚款金额等。

逐步完善上市公司高管的监督机制。包括限制高管中有政治背景的人数比例，健全高管薪酬激励机制，适当扩大高管规模等。一方面要减少政府官员出任或是兼任上市公司高管的比例，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，减少企业对政治关系的依赖，营造公平的市场竞争机制和市场竞争环境；合理的高管薪酬激励约束机制与适当的高管人数能够对个人层面及企业层面的机会主义行为形成制约，因此可适度提高薪酬水平或是实施恰当的股权激励计划，将高管利益与企业长期绩效结合，减少企业进行真实盈余管理，保障广大投资者及利益相关者的利益。

本文采用内容分析法对定性指标进行定量化处理，主要从高管政治背景、高管薪酬、高管规模等特征研究了环境信息披露水平与真实盈余管理二者间关系的作用机理，未来的研究可以考虑高管层异质性因素，或是更多非高管层因素，从更多视角进行深入研究。