时间:2019-08-22 作者:裘益政,张茜茜 (浙江工商大学 财务与会计学院,杭州 310018) 作者简介:裘益政(1974—),男,浙江嵊州人,副教授,博士;
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摘要:
一、引言
环境绩效是指企业进行环境保护和治理环境污染等行为所取得的环境管理效果或效率。在积极建设“和谐社会”“美丽中国”的背景下,如何促进污染企业环境治理、改善环境绩效,成为理论界与实务界关注的热点问题。
高阶理论认为,管理者的价值观和认知与个人特征密切相关。高管的个人特征决定了高管在工作中的偏好,会影响企业战略选择,导致企业绩效差异(Hambrick和Mason,1984)。现有研究发现,高管年龄、任期、持股比例等个人特征对环境绩效存在显著影响:高管年龄越大,企业社会责任履行越好(Ruegger和King,1992;Forte,2004);企业环境绩效随着高管学历的提高而上升(Cacioppe等,2008;Slater和Dixon-Fowler,2010);高管的任期和持股比例与环境绩效也显著正相关(Simerly,2003;陈璇和淳伟德,2013)。性别差异是高管特征研究的重要部分。目前较少有研究涉及高管性别差异对环境绩效的影响。
从生理学、关怀伦理学和社会学的层面分析,女性高管具有三大特征,即风险厌恶、女性伦理与玻璃天花板,这些特征与企业环境绩效存在一定的内在关联。因此,本文基于2010~2015年中国重污染行业上市公司的样本,从“动机—能力—压力”三个维...
一、引言
环境绩效是指企业进行环境保护和治理环境污染等行为所取得的环境管理效果或效率。在积极建设“和谐社会”“美丽中国”的背景下,如何促进污染企业环境治理、改善环境绩效,成为理论界与实务界关注的热点问题。
高阶理论认为,管理者的价值观和认知与个人特征密切相关。高管的个人特征决定了高管在工作中的偏好,会影响企业战略选择,导致企业绩效差异(Hambrick和Mason,1984)。现有研究发现,高管年龄、任期、持股比例等个人特征对环境绩效存在显著影响:高管年龄越大,企业社会责任履行越好(Ruegger和King,1992;Forte,2004);企业环境绩效随着高管学历的提高而上升(Cacioppe等,2008;Slater和Dixon-Fowler,2010);高管的任期和持股比例与环境绩效也显著正相关(Simerly,2003;陈璇和淳伟德,2013)。性别差异是高管特征研究的重要部分。目前较少有研究涉及高管性别差异对环境绩效的影响。
从生理学、关怀伦理学和社会学的层面分析,女性高管具有三大特征,即风险厌恶、女性伦理与玻璃天花板,这些特征与企业环境绩效存在一定的内在关联。因此,本文基于2010~2015年中国重污染行业上市公司的样本,从“动机—能力—压力”三个维度研究女性高管与环境绩效之间的关系。研究发现,女性高管能显著提升企业环境绩效;女性高管职位越高,对企业环境绩效的提升效果越明显;来自企业外部的政府治理和媒体关注能显著增强女性高管与环境绩效的正相关关系。
本文可能的创新和贡献在于:(1)从高管性别差异研究了高管个人特征与环境绩效的关系,拓展了环境绩效影响因素的研究视角。(2)构建了“动机—能力—压力”三维度的分析框架,较为系统地研究了女性高管对环境绩效的影响。(3)丰富了环境管理会计与女性高管研究的相关文献,为女性经济学研究提供了经验证据支持。(4)为利益相关者探索环境绩效的提高提供了新的视角和途径,有助于企业从环保角度建立高效的高管选拔和激励机制,同时有助于环保监管部门的管理和监督、环保信息使用者对公司环境绩效的探析和预测。
二、理论分析与假设提出
(一)女性高管特征与环境绩效
相比于男性高管,女性高管具有风险厌恶、女性伦理和玻璃天花板三个方面的特征,这些特征可能会对环境绩效产生影响。
第一,风险厌恶。女性高管的风险厌恶特征是指相比于男性高管,女性高管更厌恶风险,更为谨慎与保守。已有文献提供了两种可能的解释:一是女性的生理特点导致女性高管更倾向于风险规避,这种生理特点包括女性体内影响风险决策的单胺氧化酶水平要高于男性(Zuckerman,1994),女性承担母亲的角色(LaBorde Witt,1994)以及女性更长的寿命预期(Hersch和Viscusi,1996)。二是社会文化的差异导致女性高管更倾向于风险规避,如社会文化对男性与女性的责任与义务的定位不同,决定了男性需要承担更多的风险(祝继高等,2012)。已有不少财务类研究证实了女性高管的风险厌恶特征的存在:女性高管能显著降低企业风险(Martin等,2009),挑选投资风险更小的投资项目(Barber和Odean,1998),降低企业过度投资(李世刚,2013),采取更稳健的会计报告策略(Francis等,2015)。我国重污染企业履行环保责任受到法律约束与政府监管,若企业环境绩效低可能会面临法律和监管风险。具有风险厌恶特征的女性高管对环境违法风险更敏感,因此更可能履行环保责任,提升企业环境绩效。
第二,女性伦理。伦理学家卡罗尔·吉利根认为,性别差异会引致道德观念、道德逻辑推理以及伦理价值的不同。关怀伦理学着重探讨女性特有的、区别于男性的伦理行为特征。女性伦理特征通常有三个方面:一是女性更加注重理论与实际结合;二是女性更加强调同理心,更加重视同情和关怀的价值,在解决道德问题时更倾向于考虑当事人所处的环境和内心世界;三是女性批判以自我意识为核心的道德标准,重视对环境的积极反应(Grimshaw,1986)。现有文献为女性伦理特征提供了经验证据:Betz等(1989)发现,不同性别的高管对工作持有不同的价值观,男性更加重视金钱和权力,而女性则更关注同理心与和谐;Wang和Coffey(1992)、Manner(2010)、Ibrahim和Angelidis(2011)研究发现,女性高管在公司中有更强烈的社会责任导向,男性高管更注重公司绩效;Williams(2003)、杜兴强和冯文滔(2012)的研究发现,女性高管的存在会显著增加企业的慈善捐赠。在面对公司环境行为决策时,拥有更强社会责任感的女性高管,更能感受到企业环境污染给周边的社区和家庭所带来的痛苦,因此可能做出更加积极的反应。在上市公司中,女性高管拥有建议权、表决权甚至是决策权(Firth等,2007),她们可以凭借自身的知识和权力帮助公司更好地应对周边环境复杂性(Jia和Zhang,2011),提升企业环境绩效。
第三,玻璃天花板(Glass Ceiling)。纵观全球,女性管理者进入最高层领导职位的比率远不及男性,这意味着女性成长为高管的过程更艰辛,会面临比男性更多的障碍(Oakley,2000)。胡志鹏和闫淑敏(2014)认为突破玻璃天花板的关键是得到组织认可与支持。为得到组织的认可与支持,女性高管往往会倾注更多精力,Adams和Ferreira(2009)发现女性董事出席董事会会议的频率更高,加入董事会下设专门委员会的概率更大。那些由女性担任高层管理职务的组织,比清一色男性主管的组织运行状况更好。女性董事将有助于公司改变其企业文化,使公司变得更加友善和亲和,富有社会责任感,并运用其细腻的思维特性,帮助企业改善环境绩效。
基于上述分析,本文提出假设1:
H1:女性高管能显著提升企业的环境绩效。
(二)女性高管决策能力与环境绩效
高管的决策能力与其职位高低有密切的关系,管理者的职位越高,其权力越大,决策能力也越强。公司内与投资及运营有关的核心人员包括董事长、首席执行官(CEO)与财务总监(CFO)。20世纪60年代,随着市场经济发达国家的公司规模日渐扩大(主要是跨国公司的发展),公司内外部的信息交流日渐繁忙,影响了管理者对重大决策的快速反应和执行能力。为了防止决策层与执行层的脱节,CEO应运而生。CEO在继承原经理所有权力的基础上还享有部分属于董事会的权力(Moyer等,1996)。CFO作为CEO的下属,其职业生涯和薪酬契约会受CEO的影响(Feng等,2011)。Friedman(2012)认为CFO的决策也会受到董事会和CEO的影响。成为高管的女性CEO、CFO都能参与决策,对企业环境绩效产生一定影响,如果女性CEO能够同时任董事长,则其参与决策的能力是最强的,因为两职合一可以提供给经理人员更广泛的权力基础,增加了经理人员的自由裁量权,能更好地推行其做出的战略决策(于东智和谷立日,2002),对环境绩效的影响力也会更强。本文由此提出假设2:
H2:女性高管职位越高,其提升环境绩效的作用越明显。
(三)外部压力下的女性高管与环境绩效
企业环境行为的外部治理是公司外部的利益相关者为督促企业履行环保责任所做的制度安排以及实施的监督活动,这些外部利益相关者包括政府、媒体、社区、市场和公众等。外部治理对企业形成了无形的外部压力。本文从政府治理与媒体关注两个角度出发探究外部压力对女性高管与环境绩效关系的影响。
政府对企业环境行为的监管从两个角度出发:一是政府出台一系列法律法规,迫使企业满足合规性要求,违反则对其进行惩罚。Menguc等(2010)认为政府借助强制手段对企业污染物排放严格管制,行政处罚和刑事处罚并行,会使企业更多地履行环境责任,以规避政治和法律成本。二是政府为了鼓励企业的环保行为,对满足条件的企业实施优惠政策或财政补贴,鼓励企业主动进行环境保护。杜小伟(2013)研究发现,通过财政拨款、贷款优惠、税收补贴、排放权交易等经济手段可以对企业污染物处理和环境投入进行间接管制。Dawkins和Fraas(2011)认为政府相关鼓励政策可以引导企业清洁生产,提高对绿色经营的认同,并在此基础上提升企业环境绩效。政府对企业环境行为的监管一方面可以让更敏感的女性高管感知风险,另一方面可以激发女性伦理并使女性高管努力改进环境绩效。政府管制水平越高,这些女性特征对企业环境绩效的影响就会越强(Menguc等,2010)。
媒体关注对企业环境绩效的影响主要有三个渠道:一是声誉机制,媒体的负面报道很容易造成公司或高管声誉受损,对企业或高管而言,媒体的关注形成了一种外部约束。Dyck等(2008)通过研究发现,公司高管和董事会在媒体的舆论压力之下会更积极回应环境问题,履行环境责任。二是行政干预,媒体关注能够引发行政机构的介入。李培功和沈艺峰(2010)发现媒体对企业违规行为的报道越多,企业改正其行为的概率越高,报道形式和深度的不同也会对企业修正自身行为产生影响,更加负面的报道以及深度的报道可以更加显著地推动企业改正,行政干预会加强这种正相关性。三是市场压力,当媒体报道促使更多同行业企业实施环境保护行为,对不实施环保行为的企业会形成一种外部市场压力,进而促使其提升企业环境绩效。声誉受损、行政干预和市场压力都构成了外部风险因子,媒体关注强度越大,女性高管的风险感知越强,对企业环境绩效的提升作用就越明显。
因此,提出本文的第3个假设:
H3a:政府治理能加强女性高管与环境绩效之间的正相关关系。
H3b:媒体关注能加强女性高管与环境绩效之间的正相关关系。
三、研究设计
(一)变量定义
1.环境绩效
考虑到我国缺少企业微观层面的有害物质排放量数据,本文借鉴Klassen和McLaughlin(1996)用环境奖励或荣誉表征良好环境绩效、用环境危机或污染事件表征不良环境绩效的思想以及Henri和Journeault(2008)从环境法规、环保目标和政府奖励惩处三个维度来衡量环境绩效指标的思想,并参照武剑锋等(2015)、叶陈刚等(2016)的评价标准,制定了测度公司环境绩效的评分表,分别从环保目标、环境法规、政府惩处三个维度综合测量企业环境绩效,根据评分结果加总作为企业环境绩效(CEP)。环保目标维度:是否获得ISO14000环境管理标准认证且在使用期内,是1分,否0分;是否被评为国家环境友好型企业,是1分,否0分。环境法规维度:是否通过上市公司环保核查,是1分,否0分。政府惩处维度:是否因环境问题受到政府惩处,是-1分,否0分。
2.女性高管
女性高管(FEMALE)的衡量参照周泽将等(2016)的做法,采用三种方式,一是女性高管哑变量(FE_DUM),若公司存在女性高管赋值为1,否则为0;二是女性高管数量(FE_NUM),为公司高管中女性人数的总和;三是女性高管比例(FE_RAT),为公司女性高管人数与公司高管总人数之比。
3.女性高管职位
两职合一是指公司董事长兼任CEO,两职合一赋予了经理人员更广泛的权力基础,增加了经理人员的自由裁量权,使他们能更好地推行其做出的战略决策(于东智和谷立日,2002),而CEO作为决策层与执行层的桥梁也享有了部分属于董事会的权力(Moyer等,1996),CFO的职业生涯和薪酬契约均受CEO的影响(Feng等,2011),因此本文认为两职合一的女性高管决策能力高于女性CEO进而高于女性CFO。女性高管职位(FE_POSI)的衡量方式为,当公司董事长与CEO同为一人且是女性时,取值为3;当存在女性CEO时,取值为2;当存在女性CFO时取值为1;其他为0。
4.外部压力
政府治理(PITI):政府对企业环境行为的监管力度代表了政府对环境问题的态度和决心,参照沈洪涛和冯杰(2012)的做法,选取公众环境研究中心和自然资源保护协会发布的城市污染源监管信息公开指数。
媒体关注(Media):参照张琦和吕敏康(2015)的做法,采用百度新闻高级搜索,输入企业全称及限制时间后,显示的新闻条数作为对媒体关注度的量化,新闻条数越多,表明媒体对该公司的关注度越高。为保证数据服从正态化分布,对其进行了对数化处理。
5.控制变量
相比非国有企业,国有企业受到的政治压力和社会环境责任更大(岳阳,2013);规模越大的公司受到的媒体监督与社会公众的关注越高且越有足够的资源去提高环境绩效(武剑锋等,2015);债权人十分关注企业声誉,而突出的环境问题势必会影响企业声誉,资产负债率越高的企业其融资动机也越强烈,也越有动力去改善环境绩效(唐国平等,2013);一个公司对环境问题重视与否很大程度上取决于经济绩效的好坏(田翠香等,2009)。因此,本文将企业性质、公司规模、资产负债率、总资产净利率和营业收入增长率作为控制变量。此外,还控制了行业以及年度虚拟变量。
本文主要变量的具体定义如表1所示。
(二)样本选择与模型构建
1.样本选择
本文样本采用重污染行业上市公司2010~2015年的数据,关于重污染行业的界定,参考中国环境保护部2010年出台的《上市公司环境信息披露指南(征求意见稿)》,并根据证监会2012版《上市公司行业分类指引》将重污染行业细分为20类。剔除数据不全、代码前有字母以及其他异常样本,得到269家上市公司共1 614个有效样本。
本文自变量CEP的数据全部是手工搜集。企业是否获得ISO14000环境管理标准认证的数据来源于中国国家认证认可监督管理委员会CNCA官方网站;环境友好型企业与环保核查的数据来源于国家环保部和地方环保局网站;环境污染方面的数据来自公众环境研究中心官方网站;除上述网站外,还通过企业年报、社会责任报告对“ISO14000”“环境友好型”“环保”“处罚”等关键字进行检索,补充本文数据。政府治理的数据来源于公众环境研究中心和自然资源保护协会发布的城市污染源监管信息公开指数;媒体关注的数据来源于百度新闻的高级检索。女性高管与控制变量的数据来源于CSMAR数据库。
2.模型构建
为检验本文的研究假设,本文构建以下模型:模型(1)用于检验假设1,模型(2)用于检验假设2,模型(3)用于检验假设3。其中CEP为企业环境绩效;FEMALE为女性高管,文中主要有三种度量方式:女性高管数量FE_NUM、女性高管哑变量FE_DUM和女性高管比例FE_RAT;FE_POSI是女性高管职位;EXT为外部压力;Control为控制变量;下标i和t分别代表第i个公司和第t年;ε代表误差项。
四、实证分析
(一)描述性统计
表2为全样本的描述性统计。由表2中可知,样本公司的环境绩效(CEP)最大值为3,最小值为-1,标准差为0.711,均值为0.049,我国重污染行业上市公司的环境绩效有待改观。FE_DUM代表女性高管哑变量,重污染行业上市公司存在女性高管的企业均值为0.028;FE_NUM为企业女性高管的人数,最大值为11,均值为2.717,标准差为1.844;FE_RAT表示的是上市公司女性高管人数与公司高管总数之比,该比例的最小值为0,最大值为0.529,标准差为0.097,均值为0.138,可见女性高管在我国重污染行业上市公司中并不多见(仅占13.8%)。FE_POSI代表女性高管职位。PITI是各地方政府对企业环境行为的监管指数,最小值为8.300,最大值为85.300,标准差为15.670,均值为46.320,说明地区之间政府监管存在不平衡,企业受到的政府管制压力也因地区不同存在差异;Media是媒体关注的代理变量,最大值为9.315,最小值为0,均值为4.766,由此可知企业所受到的媒体监管压力也存在差异。
(二)相关性分析
表3报告了本文主要变量的Pearson相关系数,重污染行业上市公司的环境绩效CEP与女性高管哑变量FE_ DUM、女性高管数量FE_NUM、女性高管比例FE_RAT的相关系数均为正数且显著,初步验证了本文的假设1,即女性高管能显著提升企业的环境绩效。女性高管职位FE_ POSI与环境绩效CEP的相关系数为0.0342且显著,初步说明女性高管职位越高,企业的环境绩效越好。Media为媒体关注的代理变量,其与环境绩效CEP的相关系数为0.0310且显著,说明上市公司受到的媒体关注度越高,企业的环境绩效越好;PITI为政府治理的代理变量,其与环境绩效CEP的相关系数为0.0568且显著,说明政府治理与环境绩效呈显著的正相关关系。
(三)多元回归分析
表4为模型(1)的回归结果。如表4所示,女性高管哑变量FE_DUM与环境绩效CEP的回归系数为0.312,且在1%的水平上显著,说明有女性高管的企业环境绩效较高;女性高管数量FE_NUM与环境绩效CEP的回归系数为0.032,且在5%的水平上显著,证明了女性高管数量越多,企业环境绩效水平越高;女性高管比例FE_RAT与环境绩效CEP的回归系数为0.510,且在10%的水平上显著,证实了女性高管比例越高,企业环境绩效越好。三种衡量方式的实证结果都支持了本文的假设1。
考虑到女性高管和环境绩效之间可能存在内生性,本文采用了两阶段最小二乘法(2SLS)重新估计模型(1)。参照杜兴强等(2017)的做法,采用各行业女性工作人数比例(PFE)和人均GDP(PGDP)两个外生变量估计女性高管的比例(FE_RAT)。如表4中所示,在控制内生性问题后,女性高管与环境绩效仍呈显著的正相关关系。
表5为模型(2)的回归结果。首先,对女性高管类型分组回归,如表5中所示,女性高管“两职合一”(FE_BOTH)与环境绩效的回归系数为0.036,且在1%水平上显著;女性CEO(FE_CEO)与环境绩效的回归系数为0.300,且在5%的水平上显著;女性CFO(FE_CFO)与环境绩效呈显著的正相关关系,回归系数为0.097;其他女性高管(FE_ OTH)与环境绩效的回归系数为0.011,但不显著。说明女性高管“两职合一”、女性CEO和女性CFO能对环境绩效产生显著的影响。其次,对不同的女性高管职位进行赋值,列(1)实证结果表明女性高管职位FE_POSI与环境绩效的回归系数为0.122,且在5%的水平上显著,验证了本文的假设2,即随着女性高管职位的升高,女性高管的决策能力越强,其与环境绩效的正相关关系越显著。
表6为模型(3)的实证检验结果。由表6列(1)、(2)、(3)可知,女性高管FE_DUM、FE_NUM、FE_RAT与环境绩效CEP的回归系数分别为0.338、0.016、0.563,且至少在10%的水平上显著;政府治理PITI与环境绩效CEP也呈显著的正相关关系;女性高管与政府治理的交乘项FE_ DUM×PITI、FE_NUM×PITI、FE_RAT×PITI与环境绩效CEP的回归系数分别为0.001、0.006、0.007,至少在5%的水平上显著。这说明政府治理能够加强女性高管与环境绩效的正相关关系,验证了本文的假设3a。由表6列(4)、(5)、(6)可知,女性高管FE_DUM、FE_NUM、FE_RAT与环境绩效CEP的回归系数分别为0.337、0.109、4.407,且均在1%的水平上显著;媒体关注Media与环境绩效CEP之间也呈显著的正相关关系;女性高管与媒体关注的交乘项FE_DUM×Media、FE_NUM×Media、FE_RAT×Media与环境绩效CEP的回归系数分别为0.005、0.025、0.954,且均在1%的水平上显著。这说明媒体关注能够加强女性高管与环境绩效的正相关关系,验证了本文的假设3b。
(四)稳健性检验
为了进一步检验结果的稳健性,本文借鉴Klassen和McLaughlin(1996),用上市公司获得的环境奖励来作为环境绩效的替代变量。参照吴德军和黄丹丹(2013),将企业所获得的环境奖励分别赋值:国际级奖励4分,国家级奖励3分,省级奖励2分,市级奖励1分,其他为0。企业的环境绩效CEP为该年获得的环境奖励之和,数据来源于企业社会责任报告。
表7为模型(1)和模型(2)的稳健性检验结果,由表中列(1)~(3)结果可知,FE_DUM、 FE_NUM、FE_RAT与环境绩效的回归系数均显著为正,进一步验证了本文的假设1,即女性高管能显著提高企业的环境绩效。如表中列(4)~(8)所示,FE_BOTH、FE_CEO与环境绩效CEP的回归系数显著为正;FE_CFO、FE_OTH与环境绩效CEP的回归系数不显著,验证了本文假设2。
表8为对女性高管、外部压力与环境绩效之间关系的稳健性检验结果,结论基本一致。
五、研究结论与启示
本文从“动机—能力—压力”三个维度综合研究了女性高管对环境绩效的影响。首先,从动机的角度分析了女性高管区别于男性高管的三大特征即风险厌恶、女性伦理和玻璃天花板,实证检验了女性高管对企业环境绩效的影响;其次,从能力的角度将女性高管分类(两职合一、女性CEO、女性CFO及其他女性高管),探讨了女性高管的职位与企业环境绩效的关系;最后,从外部压力的角度研究了政府治理以及媒体关注对女性高管与环境绩效关系的影响。本文以2010~2015年沪深两市重污染行业上市公司为样本的实证研究结果表明:(1)女性高管与环境绩效显著正相关,即上市公司的女性高管能显著提升企业的环境绩效;(2)女性高管的职位越高,越能提高企业环境绩效;(3)政府治理与媒体关注能显著加强女性高管与环境绩效之间的正相关关系。本文的研究肯定了女性高管对企业环境绩效提升的积极作用,揭示了其作用因女性高管职位不同而有所差异,进一步证实了外部压力对女性高管与环境绩效关系的调节作用。本文的研究为环境管理会计提供了一个新的视角,为女性经济学研究提供了一些经验数据。
本文研究的启示在于:(1)在当前的形势下,企业社会责任已经受到了社会各界的高度关注,也逐渐成为企业竞争优势新的增长点,而本文的研究结论表明女性高管对企业的社会责任活动产生了积极的影响,因此监管部门可以此为参考,在政策层面鼓励企业吸引更多的女性加入到高管团队中,促进企业社会责任的履行。(2)本文的研究结论表明女性高管的职位更高,其与环境绩效的关系越显著,因此当机构投资者在调研企业时,应适当关注企业女性高管在公司决策中的话语权。(3)本文的研究结论还表明环境绩效的提升需要内外部的双重治理,政府治理和媒体关注在企业履行环境责任时起到了重要的作用,因此要加强政府的治理作用,同时鼓励媒体对企业环境行为的广泛监督。
Heavily Polluting Industries
QIU Yi-zheng, ZHANG Xi-xi
(责任编辑 张雨吟)
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