鐘佳逸

【摘 ?要】論文假設(shè)擁有環(huán)保背景的高管會影響企業(yè)的環(huán)境決策，并使用中國滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了上述假設(shè)。結(jié)果表明，與沒有環(huán)保背景高管的企業(yè)相比，具有環(huán)保背景高管的企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量更高，此外，環(huán)保背景高管對環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升作用在非重污染企業(yè)中更為明顯。

【關(guān)鍵詞】高管特征；環(huán)境信息披露；環(huán)境會計

【中圖分類號】F275；F272.91；X322 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號】1673-1069（2024）04-0044-04

1 引言

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，資源也隨之大量消耗，環(huán)境問題的解決迫在眉睫。為此，政府積極頒布相關(guān)法律法規(guī)、政策文件以規(guī)范企業(yè)的環(huán)境信息披露，如2017年中國證券監(jiān)督管理委員會發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號——年度報告的內(nèi)容與格式》，該準(zhǔn)則進(jìn)一步對上市公司年報中的環(huán)境信息披露內(nèi)容提出了要求。然而目前我國環(huán)境信息披露質(zhì)量仍參差不齊，因此，研究如何提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。高管作為企業(yè)環(huán)境信息披露決策中的重要成員，其背景和經(jīng)歷可能在一定程度上影響披露質(zhì)量。因此，文章基于上市公司數(shù)據(jù)，研究環(huán)保背景高管對環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響，并提出相關(guān)建議以改善企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 環(huán)保背景高管與環(huán)境信息披露質(zhì)量

高管的特殊經(jīng)歷和個人特征會影響其個人認(rèn)知風(fēng)格，進(jìn)而導(dǎo)致管理者對公司決策問題的不同看法和選擇。因此管理者的特征，尤其是其不同的背景和經(jīng)驗(yàn)，會形成他們對環(huán)境問題的不同認(rèn)知，進(jìn)而影響高管披露環(huán)境信息的決策[1]。擁有環(huán)保背景的高管由于擁有相關(guān)環(huán)保經(jīng)歷，深知環(huán)境保護(hù)的重要性，因此，他們相較于沒有環(huán)保背景的高管更傾向于關(guān)心企業(yè)的環(huán)境保護(hù)問題。此外，擁有環(huán)保背景的高管更可能會激發(fā)個人的親社會動機(jī)，也更可能關(guān)心社會群體的福利，較沒有環(huán)保背景的高管更具保護(hù)環(huán)境的道德義務(wù)，所以他們更可能強(qiáng)化執(zhí)行企業(yè)的環(huán)保措施[2]?！熬葡阋才孪镒由睢保虼?，企業(yè)會通過改善環(huán)境信息披露質(zhì)量以傳遞積極信號[3]?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，環(huán)保背景高管會顯著提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。

2.2 環(huán)保背景高管、行業(yè)性質(zhì)與環(huán)境信息披露質(zhì)量

根據(jù)行業(yè)性質(zhì)，可以將企業(yè)劃分為重污染和非重污染企業(yè)[4]。具有環(huán)保背景的高管對污染程度不同的企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響可能會有所不同。重污染企業(yè)基于其本身的行業(yè)特點(diǎn)，往往較非重污染企業(yè)會受到來自政府和公眾的監(jiān)管[5]，因此，基于合法性理論，這類企業(yè)會更傾向于主動提升環(huán)境信息披露質(zhì)量以緩解合法性壓力[6]。而非重污染企業(yè)的合法性壓力一般較小，因此，高管個人特質(zhì)的發(fā)揮余地往往更大?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：在非重污染企業(yè)，環(huán)保背景高管對環(huán)境信息披露質(zhì)量的正向影響更強(qiáng)。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》于2015年頒布，因此，本文以2015-2022年滬深A(yù)股上市公司為樣本，研究樣本中剔除了ST、*ST和樣本缺失的上市公司，并對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%的縮尾處理，最終獲得22 925個有效觀測值。本文數(shù)據(jù)來源于以下途徑：企業(yè)高管環(huán)保背景數(shù)據(jù)來源于新浪財經(jīng)網(wǎng)站公布的個人簡歷信息，環(huán)境信息披露質(zhì)量以及其他變量數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3.2 變量定義

3.2.1 環(huán)境信息披露質(zhì)量

本文的被解釋變量是企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量（ln_EIDq），本文借鑒孔東民等[7]的做法，構(gòu)建環(huán)境信息披露質(zhì)量指數(shù)來衡量企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，具體的環(huán)境信息披露情況評分項目如表1所示。

表1 ?環(huán)境信息披露質(zhì)量評分表

3.2.2 環(huán)保背景高管

本文的解釋變量是環(huán)保背景高管（EP_Execu01）。本文參考王輝等[8]的研究，如果高管個人簡歷中包含“環(huán)境”“環(huán)保”“新能源”“清潔能源”“生態(tài)”“低碳”“可持續(xù)”“節(jié)能”“綠色”等關(guān)鍵詞，就認(rèn)定其具有環(huán)保背景。企業(yè)當(dāng)年度聘有環(huán)保背景高管賦值為1，否則賦值為0。

3.2.3 控制變量

本文參考Liu et al.[9]的做法，從公司治理水平、財務(wù)狀況、財務(wù)結(jié)果等角度選取了一系列控制變量，數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫?？刂谱兞堪óa(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Con）、公司規(guī)模（Size）、公司壽命（Age）、財務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（Roa）等。具體變量定義如表2所示。

表2 ?變量定義表

3.3 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)高管環(huán)保背景對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的直接影響，本文構(gòu)建回歸模型如下：

ln_EIDq=β0+β1EP_Execu01i，t+β2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+ε

式中，i（i=1，2，…，N）表示不同的公司個體；t（t=1，2，…，T）表示年份；β表示變量的系數(shù)；Controls表示控制變量；∑Year和∑Ind分別表示時間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)；ε表示隨機(jī)誤差項。

3.4 實(shí)證檢驗(yàn)

3.4.1 描述性統(tǒng)計分析

表3報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，解釋變量環(huán)保背景高管的平均值為0.254，說明樣本公司中25.4%的公司聘有具備環(huán)保背景的高管。被解釋變量環(huán)境信息披露質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)差為0.912，說明上市公司之間的環(huán)境信息披露質(zhì)量存在差距。對于控制變量來說，獨(dú)立董事的均值為0.381，說明樣本公司大部分符合獨(dú)立董事比例需達(dá)到三分之一的規(guī)定。第一大股東持股比例的最大值為72.4%，平均值為33.2%，說明上市公司的股權(quán)集中度不同。財務(wù)杠桿的最大值和最小值差距較大，說明企業(yè)利用財務(wù)杠桿的水平完全不同。營業(yè)收入增長率的最小值為-0.334，最大值為1.533，均值為0.138，說明上市公司之間經(jīng)營差距較大，有的企業(yè)業(yè)績翻倍增長，而有的大幅下跌，從平均水平看，總體呈增長趨勢。盈利能力指標(biāo)在-0.335～0.203區(qū)間波動，平均值為0.033，與中位數(shù)0.036基本一致，說明企業(yè)盈利能力整體不強(qiáng)。公司年齡、公司規(guī)模和現(xiàn)金比率的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.946、1.218和1.212，說明樣本公司的年齡、規(guī)模和現(xiàn)金比率具有一定的差異，啞變量產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的平均值為0.320，說明有32%的樣本為國有企業(yè)。兩職合一的平均值為0.304，樣本企業(yè)中有30.4%的企業(yè)的董事長和總經(jīng)理為同一人。

表3 ?描述性統(tǒng)計表

3.4.2 相關(guān)性分析

如表4所示，環(huán)境信息披露質(zhì)量（ln_EIDq）與環(huán)保背景高管（EP_Execu01）在1%的水平上正相關(guān)，假設(shè)H1初步得到驗(yàn)證，且控制變量均與被解釋變量之間存在顯著的相關(guān)性，說明控制變量的選取具有一定的合理性。

3.4.3 多元線性回歸分析

回歸結(jié)果如表5所示，列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，無論是否考慮控制變量，環(huán)保背景高管（EP_Execu01）對環(huán)境信息披露質(zhì)量（ln_EIDq）影響的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。由此可以得出結(jié)論：上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量與其是否具有環(huán)保背景高管之間存在顯著正相關(guān)性。

表5 ?OLS回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值。下同。

3.4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過替換解釋變量來衡量模型的穩(wěn)定性，將環(huán)保背景高管的啞變量換為企業(yè)環(huán)保背景高管數(shù)量（lnEP）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。列（1）的結(jié)果顯示，不加入控制變量時lnEP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正；列（2）的結(jié)果顯示，在考慮控制變量后，回歸結(jié)果仍然顯著，說明模型具有一定的穩(wěn)健性。

表6 ?穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4.5 異質(zhì)性分析

表7報告了將所有樣本分為重污染和非重污染企業(yè)兩組后的回歸結(jié)果。其中，列（1）顯示，在非重污染企業(yè)中，EP_Execu01的t值為2.756，在1%的顯著性水平上顯著，而列（2）顯示在重污染企業(yè)中，EP_Execu01并沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這一研究結(jié)果說明，在非重污染企業(yè)中，環(huán)保背景高管可以顯著提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，而在重污染企業(yè)中，這一作用并不明顯。因此，本文的假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表7 ?異質(zhì)性檢驗(yàn)

4 研究結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本文基于我國上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，深入探討企業(yè)環(huán)保背景高管對環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響，主要得到以下結(jié)論：

第一，實(shí)證結(jié)果表明，環(huán)保背景高管的存在能夠促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升。相對于沒有環(huán)保背景的高管，環(huán)保背景高管可能更重視企業(yè)的環(huán)保工作，更具有保護(hù)環(huán)境的道德義務(wù)，因此也更傾向于積極地改善環(huán)境信息披露質(zhì)量。

第二，對樣本依據(jù)行業(yè)性質(zhì)進(jìn)行分組檢驗(yàn)后，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在非重污染企業(yè)中環(huán)保背景高管對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升作用更為顯著。這可能是因?yàn)榄h(huán)保背景高管在合法性壓力較小的非重污染企業(yè)有更大的發(fā)揮空間。

4.2 建議

第一，環(huán)保背景高管能夠提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，有利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)優(yōu)化人才選拔方式，積極引入具備環(huán)保背景的高管成員，構(gòu)建復(fù)合型團(tuán)隊，提升企業(yè)內(nèi)部的環(huán)保發(fā)展意識，加大環(huán)保投入力度，注重企業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。

第二，通過基于行業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性分析可知，不同污染程度的企業(yè)中環(huán)保背景高管對環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升作用有所差異。因此，政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對重污染企業(yè)環(huán)保工作的監(jiān)督，促使重污染企業(yè)重視環(huán)境保護(hù)，實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展。

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