性別多樣性會影響企業碳信息披露的水平嗎？
——基于A股上市公司的面板數據

杜湘紅，張超楠

（湖南師范大學商學院，湖南長沙 410006）

一、引言

近年來，女性董事參與公司治理受到了學術界的諸多關注。西方許多國家甚至通過立法強制要求企業提高女性董事會的比例。如2003年12月，挪威議會通過了一個前所未有的法案，規定所有的上市公司在2005年7月前必須改組董事會（女性董事比例至少達到40%），凸顯了女性董事對于公司治理的重要性①2003年挪威修訂《挪威公共有限公司法案》（Norwegian Public Limited Company Act），成為第一個引入董事會性別配額制度的國家。。Kanter的關鍵眾人理論與金盛華的“性別助長”理論認為，女性董事的存在有助于提高公司治理的效率［1］。近年來，女性董事參與公司治理的重要性已經得到廣泛認同，但女性董事與企業履行社會責任方面的研究卻較為匱乏，且女性董事與企業履行環保責任進行碳信息披露的關系的研究結論不一致。Bear、Post等探討了董事會中女性董事數量對企業社會責任（CSR）評級的影響，他們發現董事會中女性董事人數對企業聲譽起到正向作用［2-3］；Joecks、Setó-Pamies等分析了董事會結構多樣性對企業社會責任的影響，認為女性董事可以在企業履行社會責任時發揮戰略性作用，且女性董事比例越高，企業就會承擔更多的社會責任［4-5］。Zhang等的研究表明，女性董事數量越多，企業社會責任績效越高［6］。多數學者認為性別多樣性對企業履行社會責任起到促進作用，然而進一步探析女性董事與企業碳信息披露水平關系的研究結論并不統一。如Liao等認為性別多樣性（以董事會女董事的百分比衡量）與披露溫室氣體信息的傾向呈顯著的正相關［7］；Ben-Amar等［8］也發現自愿披露氣候變化的可能性和女性董事比例之間呈正相關，并且與Konrad［9］的研究結論一樣找到了證據支持關鍵眾人理論，即當女性董事人數超過3人時，企業自愿披露氣候變化的可能性增加。然而，Prado-Lorenzo等在研究董事會結構多樣性時，并未發現性別多樣性與企業碳信息披露水平相關［10］。

近年來，碳信息披露水平與性別多樣性的研究多集中于國外，國內的相關研究在制度層面、理論研究層面以及上市公司的治理實踐方面均未予以充分的重視。鑒于此，本文從性別多樣性角度出發，基于Kanter［1］與Konrad［9］的研究結論，采用第三方專業機構數據（和訊網上市公司社會責任評分專業機構）①http:／／stockdata.stock.hexun.com／zrbg／Plate.aspx？來衡量碳信息披露水平，并利用OLS模型和RE模型來研究性別多樣性對于企業碳信息披露水平的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）女性董事與碳信息披露

關鍵眾人理論最初由Kanter提出。在對群體互動過程的分析中，Kanter構建了4個不同類別組：U-niform組、Skewed組、Tilted組和Balanced組［1］。其中，Uniform組中所有成員具有相同性別特征；Skewed組是指多數群體（男性）控制少數群體（女性），同時亦掌控團體決策并影響團體文化；Titled組分布較少，少數群體（女性）可以通過盟友來掌控團體決策和影響團體文化；在Balanced組中，多數群體（男性）和少數群體（女性）變成潛在的小組，性別差異趨于不被重視，關注焦點轉向男性和女性的知識和技能差異。總而言之，關鍵眾人理論認為女性在一個群體中人數只有達到閾值或“臨界值”時，小組成員關注的焦點將不再是性別差異而是女性帶來的各種不同的知識和技能。因此，Kanter認為Skewed組較之于Uniform組和 Balanced組績效較低［1］。

解釋女性董事與碳信息披露水平關系的另一個理論是性別助長理論。金盛華等認為性別助長是指對于性意識發展成熟的人，異性的存在會導致特殊行為效率增加［11］。已有研究表明：女性在場時，男性更傾向于冒險；在異性存在的情況下，男性和女性的創造性思維均會被激發。另外，隨著女性董事比例的提高，男性董事會更加積極地參與公司治理活動，這證實了“性別助長”效應的存在。謝永珍認為在公司治理活動中，女性董事更傾向于民主式和參與式的管理方式，這有助于女性董事有效實施監督，進而提升公司治理績效［12］。因此，本文認為，異性的存在會促使男性董事更好地表現自己，履行社會責任，完善公司治理，提高企業對外進行碳信息披露的可能性。在此基礎上，本文提出第一個假設：

H1：性別多樣性對公司碳信息披露水平起到顯著的“U型”作用，即起初性別多樣性對企業碳信息披露起到消極作用；但當女性董事人數超過一定的臨界值時，性別多樣性對企業的碳信息披露水平就會起到積極作用。

（二）經濟發展水平與碳信息披露

杜湘紅等、王亞政等認為碳信息披露水平與經濟發展水平密切相關，碳信息披露水平存在地區的差異，上海、江蘇、浙江等發達地區的碳信息披露水平較高［13-14］，且環境規制亦對碳信息披露水平產生影響［15］。李長娥等的研究則表明區域經濟發展水平會正向調節女性董事與公司創新投入的關系［16］。已有的研究表明：一方面，經濟發展水平越高，環境規制越嚴格，越能引導和激勵企業積極進行碳信息披露，企業也越能積極履行社會責任；另一方面，經濟發展水平越高，女性就擁有更多的機會接觸到各種資源，如教育資源、經濟參與、就業和政治參與等，女性也越有可能擁有公司所需的人力資本，而且公司也可能更需要女性獨特的知識、經歷和價值。而在經濟欠發達地區，人們的思想比較保守，受中國傳統“男尊女卑”思想的影響較大，女性依然更多的是承擔家庭責任而非社會經濟責任，這就導致欠發達地區女性人力資本存量偏低，從而制約了女性董事對企業決策的參與程度，且不利于企業履行社會責任。基于此，本文提出第二個假設：

H2：受到經濟發展水平的影響，相較于經濟欠發達地區，經濟發達地區性別多樣性對于企業碳信息披露水平的影響更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

根據研究的內容和特點，以及研究數據的可得性和一致性，本文選擇2011—2015年均披露了社會責任報告的A股上市公司為樣本，剔除了ST公司、ST*公司、金融保險業、文化與傳播業上市公司，并剔除了有極端值和財務數據缺失的樣本，最終獲得420個樣本。公司碳信息披露水平主要是從和訊網手動搜集獲得，對于女性董事的相關數據主要從國泰安數據庫的人物特征模塊獲得，其他數據主要從國泰安數據庫和銳思數據庫獲得。本文采用Eviews 8.0對主要數據進行統計分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

在衡量碳排放信息披露水平時，大多數學者采用聲譽評分法、指數法、內容分析法對公司社會責任報告和年報中披露的碳排放信息進行賦值評分。但是，由于個人設計的指標體系具有較強的主觀性，而第三方機構對企業履行環保責任的評分會更具客觀性和權威性，因此本文采用和訊網中社會責任報告測評體系中的環境責任得分來衡量企業碳排放信息的水平。其中，企業履行環境責任包括環保意識、環境管理體系認證、環保投入金額、排污種類數及節約能源種類5個方面，最高得分為30分，企業分數越高表明碳信息披露水平越高。

2.解釋變量

基于前文的假設，本文的解釋變量主要是性別多樣性，并且使用3種方法來衡量性別多樣性。衡量方法主要參考 Joecks［4］與 Ben-Amar［8］等人的研究。

首先，本文采用BLAU指數來衡量性別多樣性，BLAU指數包含了測量多樣性的4個最佳標準，Miller等人認為BLAU指數是一種理想的測量工具［17］，計算公式如下：

其中：k代表類別的數量，本文分為男性和女性兩類，k＝2；S代表每種類別所代表的比例。BLAU指數是有界限的，BLAU指數最小等于0，說明性別具有同質性，即董事會成員要么全為男性，要么全為女性；BLAU最大等于0．5，說明具有最強的異質性，即董事會中女性董事人數與男性董事人數各占總人數的一半。

其次，基于關鍵眾人理論，將董事會分為Uniform組、Skewed組和Balanced組，其中Uniform組女性董事個數為0（如果女性董事人數等于0，賦值為1，其他賦值為0）；Skewed組女性董事比例1%～20%（如果女性董事人數大于1人且女性董事比例小于20%賦值為1，其他賦值為0）；Balanced組女性董事比例大于20%（如果女性董事比例大于等于20%賦值為1，其他賦值為0）。

最后，本文引入NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6這6個虛擬變量，來檢驗女性董事對公司碳信息披露水平影響的臨界值。

3.控制變量

依據 Joecks［4］、Ben-Amar［8］、崔也光［18］、趙選民等［19］的研究結論可知，公司特征、公司治理以及行業對于碳信息披露水平均產生重要影響。本文加入以下解釋變量：公司規模、盈利能力、成長能力、營運能力、償債能力、董事會規模、獨立董事比例、CEO兼任董事會成員情況以及高污染行業虛擬變量，具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型的構建

本文對樣本進行了Hausman檢驗，根據Hausman檢驗的結果可知，個體隨機效應檢驗P＞5%，所以選擇隨機效應模型。因此，本文采用OLS模型和RE模型。本文構建的模型如下：

其中：β0為方程的常數項，βi是各解釋變量及控制變量的待估系數，εi為殘差項，NBCommitteesi代表UNIFORM組、SKEWED組及 BALANCED組。NUMi代表 NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6這 6個虛擬變量。

四、實證分析

（一）描述性統計和相關性檢驗

表2反映了主要變量的描述性統計情況。結果如下：碳信息披露指數CDI的標準差為7．975，說明樣本差異性較大，平均值為8．275，表明整體碳信息披露水平偏低，有很大上升空間；樣本中凈資產收益率ROE、營業收入增長率GROW、營業收入周轉率CAT和資產負債率AS 4個變量的標準差較大，分別為25．375、118．039、578．710和18．302，說明樣本公司在盈利能力、成長能力、營運能力和償債能力方面存在一定差異，主要原因可能是樣本來自于不同的行業；樣本中公司規模SIZE標準差為1．494，可以發現樣本的總資產規模相差較小，基本處于相同規模；董事會規模BSIZE的平均值為22．360，說明樣本公司董事會規模一般較大；CEO兼任情況中，均值為0．874，可以得出企業存在一些兼任情況；BLAU指數均值為0．202，表明從整體來看性別多樣性在樣本中并不明顯。

此外，本文采用Pearson分析方法對變量之間的相關性進行檢驗，結果如表2所示。從表2中可以看出，BLAU指數與碳信息披露CDI在1%水平上顯著負相關，表明性別多樣性對碳信息披露水平具有顯著影響；此外，其他各個變量之間相關系數的絕對值都低于0．5，說明變量之間存在多重共線的可能性很小，不會對模型造成重大影響。

表2 描述性統計及相關系數

（二）回歸分析

首先，本文以BLAU指數來衡量性別多樣性，將CDI和BLAU指數進行OLS回歸和RE隨機效應回歸。在此基礎上，本文加入BLAU指數平方項進行回歸，結果如表3所示。在RE模型Model 2中，BLAU指數與CDI指數在1%的水平上顯著負相關，系數為-28．721 0，然而BLAU2與CDI指數在5%水平上顯著正相關，系數為54.383 8。這說明性別多樣性與CDI之間具有相關性，并且是非線性的、凹面的，這也就支持了本文的假設1。此外，如圖1所示，BLAU指數最小值約為0.27左右（相應的女性董事比例約為30%），表明本文找到了女性“臨界值”的證據，即當女性董事超過一定比例時，董事會的表現會更多元化，從而有利于提高企業碳信息披露水平。企業盈利能力ROE指數與CDI在10%的水平上顯著正相關，系數為0．020 7，說明企業盈利能力越強，越關注碳信息披露水平對公司的影響，更注重考慮利益相關者的利益，關注長期回報，注重可持續發展，這與溫素彬等的研究結論一致［20］。企業營運能力CAT與CDI在1%的水平上顯著負相關，系數為-0．002 8，說明企業在加快資產周轉的過程中可能忽視了碳信息排放問題。企業營運能力CEO與CDI在5%的水平上顯著負相關，系數為1．991 5，說明企業的CEO兼任董事會成員有利于提高碳信息披露水平，可能原因是CEO作為高管人員，更了解企業的發展狀況，他們兼任董事會成員會更加關注利益相關者的利益，從而會做出更有利于企業長期發展的決定。此外，其他變量對于碳信息披露水平無顯著影響，可能是受樣本和碳信息披露衡量方法的影響。

圖1 CDI與BLAU指數關系圖

表3 CDI與BLAU指數回歸結果

本文進一步基于Kanter［1］的關鍵眾人理論，將樣本公司的董事會分為3組，分別為Uniform組（女性董事比例為0）、Skewed組（女性董事比例為1%～20%）和Balanced組（女性董事比例為20%以上），將Skewed組作為Uniform組和Balanced組的對照組進行回歸，結果如表4所示。在隨機效應模型中，Uniform組相對于Skewed組在1%水平上顯著正相關，相關系數為3.819 6；另外Balanced組相對于Skewed組雖然顯著性不強，但是仍然呈正相關。不難得出，性別多樣性與CDI指標相關，且為非線性，佐證了女性董事人數的臨界值應該處于Balanced組。該結論驗證了性別多樣性對碳信息披露水平起到“U型”作用不是暫時的。其他變量與CDI指數的相關性基本與前述相同。

隨后，本文引入 NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6共6個虛擬變量來檢驗女性董事對公司碳信息披露水平影響的臨界值，并分別進行6個OLS回歸來檢驗臨界值的存在，結果如表5所示。NUM1、NUM2、NUM3與 CDI指數呈現負相關，系數分別為-1.039 9、-1.122 1、-1.295 3。負向相關關系的可能性隨著女性董事人數的增加不斷增強，這與Kanter［1］的關鍵眾人理論一致，即在未達到臨界值之前由于女性董事人數較少可能會被多數男性董事忽略，從而帶來負面影響，并且這樣的負面影響呈現擴大趨勢。同樣，NUM4、NUM5的系數分別為 -0.800 9、-0.480 7，當女性董事人數超過3人時，性別多樣性對企業碳信息披露的負面影響出現遞減趨勢，這驗證了關鍵眾人理論關于“魔法數字3”的結論。這說明隨著人數的增加，性別多樣性會提高企業碳信息披露的水平。而NUM6的系數在5%的水平上顯著為正，系數為3.521 8，支持了本文的假設1。這就證實了女性董事對公司碳信息披露影響存在臨界值，即女性董事比例達到關鍵的30%時，才能對企業的碳信息披露水平發揮實質性的促進作用。因此，上述實驗結果說明：當女性董事人數超過3人時，性別多樣性削弱企業碳信息披露水平的負面影響，并且當女性董事比例上升至關鍵的30%左右時，性別多樣性對于碳信息披露水平的影響會由負面轉為正面，這與Joecks等［4］的研究結論一致。上述研究再一次驗證了性別多樣性對碳信息披露水平起到“U型”作用不是暫時的。隨著女性董事人數的增加，女性董事對碳信息披露的影響變得更加積極。

最后，本文按照經濟發達程度，將樣本所在地區分為發達地區（江蘇、浙江、山東、廣東、北京、天津、上海、廈門）和欠發達地區，即將樣本分為兩個樣本進行了Hausman檢驗，檢驗結果顯示：個體隨機效應檢驗P＞5%，選擇隨機效應，采用OLS模型和RE模型的檢驗結果如表6所示。就發達地區而言，性別多樣性對碳信息披露仍然起到“U型”作用，并且顯著性更強。這支持了本文的假設2，說明在經濟發達地區，女性可能由于擁有更多機會接觸到各種資源，而且公司也可能更需要女性獨特的知識、經歷和價值，從而對企業的碳信息披露水平的影響更加顯著。然而，就欠發達地區而言，性別多樣性對碳信息披露水平雖然起到了“U型”作用，但并不顯著。這說明欠發達地區可能受中國傳統“男尊女卑”思想的影響較大，思想比較保守，導致女性人力資本存量偏低，從而制約了女性董事對企業決策的參與程度，也不利于企業履行社會責任。此外，發達地區的臨界值為0.29，處于U型結構的右邊，欠發達地區的臨界值為0.2，處于U型結構左邊，說明發達地區性別多樣性會對企業碳信息披露起到實質性的促進作用，而欠發達地區性別多樣性對于企業碳信息披露水平起到積極的促進作用，但這種效應與發達地區相比不夠顯著。

表4 不同董事會規模下的回歸結果

表5 不同女性董事人數下的回歸結果

表6 不同地區CDI與BLAU指數的回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了保證研究結論的穩健性，本文將衡量性別多樣性的數據替換為滯后一期的數據，從而控制反向因果關系，然后重新對數據進行回歸分析，所得結果與文章已有結論基本一致。這說明本文所得的結論是穩健的，為節省篇幅，不再贅述。

五、結論與建議

本文以2011—2015年A股上市公司為樣本，實證檢驗了性別多樣性對于企業碳信息披露水平的影響，以及區域經濟發展水平是否會發揮顯著作用。研究發現：

第一，本文在采用BLAU指數法和關鍵眾人理論分組法衡量性別多樣性條件時發現，性別多樣性對企業碳信息披露水平起到顯著的“U型”作用。主要原因在于女性董事人數在未到達臨界值前，性別特征可能成為董事之間的溝通障礙，降低團隊合作效率，影響團隊凝聚力，而基于集體合作基礎上的碳信息披露也會受到影響。然而，當女性董事人數達到關鍵的30%時，女性董事的性別特征不再成為團隊關注的焦點，擁有與男性不同領域的信息和經驗的女性董事，可以增強董事會信息來源的多樣性，增加團隊之間的交流，促進企業碳信息披露決策方案的提出和制定，從而有助于提高碳信息披露的水平。

第二，相較于欠發達地區，發達地區經濟發展水平較高，女性可能擁有更多、更平等的接受教育的機會。擁有較高素質和專業知識背景的女性董事參與公司治理，可以強化企業社會責任的履行，有利于企業碳信息披露相關決策的提出和制定，從而進一步提高碳信息披露的水平。

因此，針對上述結論，本文提出以下建議：首先，企業應該積極地承擔碳信息披露的責任。企業履行碳信息披露責任是履行社會責任的重要體現。企業通過披露碳排放信息，可以向利益相關者傳遞企業積極履行環境責任的利好信息，從而提高企業的社會效益；此外，企業積極披露節能減排的成效，可以樹立良好的社會形象，更可以在市場競爭中立于不敗之地。其次，企業應該重點關注董事會性別結構問題，特別在經濟發達地區的公司更應該關注董事會中女性董事的比例，從而有效地發揮女性董事的優勢，為企業發展創造更大的價值。