盈余管理与碳信息披露：公司治理结构的调节作用

摘 要： 企业是一国经济增长、扩张和创新变革的重要引擎，也是二氧化碳等温室气体排放的基本单元。当前，碳排放问题已成为人类社会可持续发展的全球性挑战，越来越多的投资者、监管机构等利益相关者纷纷要求企业既要重视经济效益，又要兼顾社会责任。文章选取2012年-2020年中国高碳排放行业上市公司为研究对象，探究盈余管理对碳信息披露的影响，以及公司治理结构对碳信息披露和盈余管理的调节作用。结果显示： ①盈余管理程度越大，碳信息披露越少；②董事会规模越大、董事会独立性越强，盈余管理对碳信息披露的反向促进作用会得到加强；③董事长兼任CEO、董事持股比例越高，盈余管理对碳信息披露的反向促进作用会得到削弱；④董事会会议频率不影响盈余管理对碳信息披露的反向促进作用。

关键词： 盈余管理；碳信息披露；公司治理结构

中图分类号： F 271；F 275；X 322

文献标志码： A

Earnings Management and Carbon Disclosure： The ModeratingRole of Corporate Governance Structure

Abstract： Enterprises are an important engine of economic growth， expansion and innovative change in a country， and they are also the basic unit of greenhouse gas emissions such as carbon dioxide. At present， carbon emissions have become a global challenge to the sustainable development of human society， and more and more investors， regulators and other stakeholders have demanded that enterprises should pay attention to both economic efficiency and social responsibility. The article selects listed companies in China's high-carbon emission industry from 2012 to 2020 as the research object to investigate the impact of surplus management on carbon disclosure， and the moderating effect of corporate governance structure on carbon disclosure and surplus management. The results show that： （1） the greater the degree of surplus management， the less carbon information disclosure; （2） the larger the size of the board of directors and the greater the independence of the board of directors， the inverse contribution of surplus management to carbon information disclosure will be strengthened; （3） the chairman of the board of directors also serves as the CEO， and the greater the proportion of director's shareholding， the inverse contribution of surplus management to carbon disclosure will be weakened; （4） the frequency of board of directors' meetings does not affect the inverse contribution of surplus management to carbon information disclosure. The frequency of board meeting does not affect the reverse promotion effect of surplus management on carbon information disclosure.

Key words： earnings management; carbon disclosure information; corporate governance structure

0 引言

党的二十大报告指出：“推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节。”随着低碳经济转型的推进，高质量碳信息披露的重要性日益凸显，碳信息披露已成为企业商业活动和社会责任的重要内容，许多企业纷纷借助碳信息披露保障其经营活动的合法性、确保利益相关者的利益。但由于目前我国尚未出台统一的碳信息披露标准，且公司治理结构呈现多元化与差异化，管理者通常出于个人效益考虑进行盈余管理活动，从而导致企业碳信息披露动力不足、质量不高。因此，本文基于上述背景，依据2012年—2020年中国高碳排放行业上市公司面板数据，采用动态面板的GMM估计方法，检验企业盈余管理、公司治理结构与碳信息披露三者之间的关系，以期寻求约束企业盈余管理活动、改善公司治理结构以加强企业碳信息披露质量的有效途径，从而推动经济高质量发展，助力实现“双碳”目标。

1 理论分析与研究假设

1.1 盈余管理与碳信息披露

当前，我国高度重视绿色低碳与节能减排问题，企业纷纷将碳信息披露视为提升公司竞争力的核心驱动力。根据利益相关者理论，管理者在制定决策时应充分考虑公司所有利益相关者的利益（赵晶、王明，2016），企业积极参与碳信息披露既能体现良好的公司治理实践，也能实现利益相关者的收益最大化（王明喜等，2019）。然而，部分管理者往往以牺牲股东利益为代价来实现他们的个人利益（林芳、冯丽丽，2012）。代理理论也认为，盈余管理的产生源于代理冲突，即股东和管理者之间利益的失调。管理者更倾向于调动组织资源实现个人利益最大化，而非致力于实现利益相关者的财富最大化。此类管理者为确保个人利益，在披露碳信息时可能会选择性地对相关信息进行控制或调整。因此，不同类型的环境信息披露与盈余管理之间往往存在负相关关系（王彩、李晓慧，2022）。

假设1 碳信息披露与盈余管理之间存在负相关关系。

1.2 公司治理结构的调节作用

公司治理结构作为一种制度安排，可调节企业所有利益相关者的利益关系。利益相关者理论的工具性视角指出，企业应在不牺牲组织目标的前提下积极参与具有社会责任的活动以平衡其他特定利益相关者的利益、提升股东价值（李心合、周灿，2022）。目前，具有公司治理结构典型特征的企业普遍将碳信息披露视为一种可满足利益相关者需求的公司治理机制并披露更多碳信息（周志方等，2020）。究其原因在于，一方面管理者能够更有效地利用公司治理机制，通过参与企业社会责任活动来协调利益相关者之间的利益冲突（赵天骄等，2018）；另一方面根据合法性理论，管理者有责任及时发现并采取强制措施填补合法性差距。公司治理机制可以通过促使管理者积极披露碳信息以缩小企业与社会之间的合法性差距（孙晓华等，2023）。因此，有效的公司治理结构能推动企业的碳信息披露并约束管理者从事盈余管理。

与利益相关者理论的观点相反，代理理论则认为管理者以盈利为首要目标，假使缺乏公司治理机制的有效监督，他们可能将个人利益置于利益相关者的利益之上试图从事盈余管理，且通过加强碳信息披露来掩盖他们进行盈余管理的行为（杨洁、石依婷，2023）。而有效的公司治理结构在约束管理者从事盈余管理的同时也会减少企业的碳信息披露（成琼文、刘凤，2022）。上述研究并未形成一致的结果，因此需要结合本文背景展开进一步研究。

假设2 公司治理结构调节了碳信息披露和盈余管理之间的关系。

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

考虑数据可得性以及统计口径的一致性，本文所选取的样本涵盖了2012—2020年我国高碳排放行业上市公司，盈余管理、公司治理结构和控制变量的数据来源于CSMAR数据库，碳信息披露数据为从和讯网手工搜集整理ESG报告或CSR报告所得。样本筛选过程为：制造业企业采用证监会二级代码进行分类，以C13、C14、C15等标注，其他行业企业则采用证监会一级代码进行分类，以A、B、C等标注，剔除代码少于10个且存在数据缺失的样本，样本分类如表1所示。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

本文的被解释变量为碳信息披露（CDI），通过内容分析法从碳排放的风险与机遇、碳排放量、碳减排目标、碳减排措施和碳减排绩效五个方面进行衡量（Choi et al.，2013），评分方法参照Lee（2017）的研究。

2.2.2 解释变量

盈余管理（EM）通过操控性应计利润（DA）、营运资金应计利润（WCA）和真实盈余管理（REM）三个代理变量进行度量。

①操控性应计利润（DA）使用修正Jones模型（Dechow et al.，1995）进行度量，具体计算公式如下：

依据修正Jones模型，分别将每个年份和行业的数据代入公式（1）进行线性回归，得到回归系数，然后将其代入公式（2），以计算非操控性应计利润（NDA），最后将NDA值代入公式（3），得到操控性应计利润（DA）。其中，TAit表示当年应计利润总额，Ai，t-1表示上一年年末资产总额，ΔREVit表示当年与上一年营业收入的差额，PPEit表示当年固定资产净值，εit表示回归模型的残差项，NDAit表示当年非操控性应计利润总额，ΔRECit表示当年与上一年应收账款的差额，DAit表示当年操控性应计利润总额。

②营运资金应计利润（WCA）使用DD模型（Dechow & Dichev，2002）进行度量，具体计算公式如下：

依据DD模型，将营运资金应计利润作为因变量，上一期、当期和下一期经营活动现金流作为自变量进行线性回归。其中，WCAit表示当年营运资本的变动，CFOit表示当年经营活动现金流净额，CFOi，t-1表示上一年经营活动现金流净额，CFOi，t+1表示下一年经营活动现金流净额，Ait表示当年年末资产总额，εit表示回归模型的残差项。

③真实盈余管理（REM）使用Roychowdhury模型（Roychowdhury，2006）进行度量，具体计算公式如下：

依据Roychowdhury模型，分别将每个年份和行业的数据代入公式（5）～（7）进行线性回归，得到各模型的回归残差，然后将其代入公式（8），得到真实盈余管理（REM）。其中CFOit表示当年经营活动现金流净额，PRODit表示当年营业成本与存货变动之和，DISEXPit表示当年销售费用与管理费用之和，REVit表示当年营业收入，ΔREVit表示当年与上一年营业收入的差额，ΔREVi，t-1表示上一年与上两年营业收入的差额，Ai，t-1表示上一年年末资产总额。

2.2.3 调节变量

本文借鉴严若森等（2018）的研究，将董事会规模（BS）、董事会独立性（BI）、董事长是否兼任CEO（CEO_dual）、董事持股（DSO）、董事会会议频率（BM）作为调节变量。

2.2.4 控制变量

本文参考吴文洋等（2022）的文献，将所有权性质（SOE）、盈利能力（ROA）、现金流波动性（CF_vol）、销售增长波动性（REV_vol）、公司规模（SIZE）、杠杆率（LEV）、CSR审计（CSR_ass）、CSR评分（CSR_score）作为控制变量，具体变量定义如表2所示。

2.3 模型设定

为了检验假设1，构建动态面板模型如下：

CDIit=β0i+β1CDIi，t-1+β2EMit+β3SOEit+β4ROAit+β5CF_volit+β6REV_volit+β7SIZEit+β8LEVit+β9CSR_assit+β10CSR_scoreit+μit（9）

其中，被解释变量CDIit表示当年碳信息披露水平，EMit表示一组解释变量，具体为操控性应计利润（DAit）、营运资金应计利润（WCAit）、真实盈余管理（REMit），其余控制变量SOEit、ROAit、CF_volit、REV_volit、SIZEit、LVEit、CSR_assit、CSR_scoreit所表示的含义和计算如表2所示，μit表示时点个体效应。

为了检验假设2，构建动态面板模型如下：

CDIit=β0i+β1CDIi，t-1+β2DAit+β3CGSit+β4CGSit*DAit+β5SOEit+β6ROAit+β7VF_volit+β8REV_volit+β9SIZEit+β10LEVit+β11CSR_assit+β12CSR_scoreit+μit（10）

其中，操控性应计利润（DAit）作为核心解释变量反映企业的盈余管理能力，CGSit表示一组调节变量，具体为董事会规模（BSit）、董事会独立性（BIit）、董事长是否兼任CEO（CEI_dualit）、董事持股（DSOit）、董事会会议频率（BMit），β4反映了公司治理结构与操控性应计利润之间的交互效应，即公司治理结构变量的变化在操控性应计利润变量对碳信息披露影响上产生的变化。

2.4 研究方法

在计量方法上，本文选用广义矩估计法（GMM）（Arellano & Bond，1991），广义矩估计法（GMM）可分为系统GMM方法（Generalized Method of Moments）和差分GMM方法（Difference Generalized Method of Moments），由于系统GMM方法（Generalized Method of Moments）比差分GMM方法（Difference Generalized Method of Moments）在解决内生性问题方面更具有优势，因此本文采用系统GMM 方法（Generalized Method of Moments）对动态面板数据模型进行估计。

3 实证结果

3.1 描述性统计

根据表3的描述性统计结果可知，样本公司碳信息披露水平的平均值为0.168，标准差为0.18，说明样本公司整体的碳信息披露水平较低，且差异较小。操控性应计利润（DA）、营运资金应计利润（WCA）和真实盈余管理（REM）的平均值分别为0.036、0.024和0.096，说明样本公司普遍不从事盈余管理。董事会规模（BS）的平均值为10.668，标准差为1.98，说明样本公司董事会规模较为适中，且差异偏大。董事会独立性（BI）的平均值为3.912，标准差为0.72，说明样本公司董事会独立性符合公司法的规定，且差异较小。董事长兼任CEO情况（CEO_dual）的平均值为0.77，标准差为0.42，说明样本公司两职合一的情况较为普遍，且差异较小。董事持股（DSO）的平均值为17.796，标准差为4.668，说明样本公司管理层持股比例普遍不高，但差异较大。董事会会议频率（BM）的平均值为11.436，标准差为4.368，说明样本公司董事会召开较为频繁，但差异较大。产权性质（SOE）平均值为0.297，标准差为0.211，说明样本公司中国有企业占比为29.7%，非国有企业占比为70.3%，与我国资本市场现状较为相符，且差异较小，其他控制变量与以往研究也较为契合。

3.2 回归结果

3.2.1 盈余管理对碳信息披露的影响

动态面板系统GMM估计结果如表4所示，从表4第（1）～（3）列回归结果可以看出，盈余管理（EM）的三个代理变量操控性应计利润（DA）、营运资金应计利润（WCA）和真实盈余管理（REM）与碳信息披露（CDI）在回归模型中均在1%的水平上显著负相关（系数=-0.069，标准误=0.020，P值<0.01；系数=-0.076，标准误=0.023，P值<0.01；系数=-0.068，标准误=0.013，P值<0.01）。说明样本公司在会计决策中普遍趋于保守，通过提供透明和准确的财务信息以便更好地披露碳信息，从而减少外界对企业履行社会责任施加的压力。这与已有的研究结论一致，即具有较高水平碳信息披露的公司更有可能减少盈余管理行为，从而减少利益相关者之间的任何不对称信息差异。因此，假设1得以验证。

3.2.2 公司治理结构的调节作用

根据表4第（4）～（8）列的回归结果，董事会规模（BS）与操控性应计利润（DA）的交互项和董事会独立性（BI）与操控性应计利润（DA）的交互项均在1%的水平上显著正相关（系数=0.057，标准误=0.021，P值<0.01；系数=-0.164，标准误=0.065，P值<0.01）。董事长是否兼任CEO（CEO_dual）与操控性应计利润（DA）的交互项和董事持股（DSO）与操控性应计利润（DA）的交互项分别在1%和5%的水平上显著负相关（系数=-0.094，标准误=0.037，P值<0.01；系数=-0.019，标准误=0.010，P值<0.05）。董事会会议频率（BM）与操控性应计利润（DA）的交互项呈负相关但不显著（系数=-0.004，标准误=0.007，P值≥0.1）。这一结果从统计学上证实了公司治理结构对碳信息披露和盈余管理的调节作用，且与先前的研究结论一致。因此，假设2得以验证。

结果还发现，董事会规模（BS）、董事会独立性（BI）与碳信息披露（CDI）显著正相关，说明董事会成员、独立董事成员越多越有利于管理者作出披露碳信息的决策。董事长是否兼任CEO（CEO_dual）、董事持股（DSO）与碳信息披露（CDI）显著负相关，说明兼任董事长的CEO与向利益相关者披露碳信息较少，董事持股比例上升也会导致企业碳信息披露水平下降。董事会会议频率与碳信息披露并无显著关系。此外，所有权性质（SOE）、公司规模（SIZE）、CSR审计（CSR_ass）、CSR评分（CSR_score）与碳信息披露显著正相关，盈利能力（ROA）、现金流波动性（CF_vol）、销售增长波动性（REV_vol）、杠杆率（LEV）与碳信息披露之间无显著关系。

3.3 稳健性检验

3.3.1 Heckman 两阶段检验

为了解决样本自选择偏误问题，本文采用Hackman两阶段模型（Heckman，2013）进行回归，回归结果详见表5。

从表5第（1）～（3）列的回归结果可知，操控性应计利润（DA）、营运资金应计利润（WCA）和真实盈余管理（REM）与碳信息披露（CDI）在回归模型中均在1%的水平上显著负相关（系数=-0.067，标准误=0.020，P值<0.01；系数=-0.075，标准误=0.022，P值<0.01；系数=-0.061，标准误=0.012，P值<0.01）；在第（4）～（8）列的回归结果中，董事会规模（BS）与操控性应计利润（DA）的交互项和董事会独立性（BI）与操控性应计利润（DA）的交互项均在5%的水平上显著正相关（系数=0.056，标准误=0.024，P值<0.05；系数=-0.157，标准误=0.065，P值<0.05）。董事长是否兼任CEO（CEO_dual）与操控性应计利润（DA）的交互项和董事持股（DSO）与操控性应计利润（DA）的交互项均在5%的水平上显著负相关（系数=-0.080，标准误=0.039，P值<0.05；系数=-0.022，标准误=0.011，P值<0.05）。董事会会议频率（BM）与操控性应计利润（DA）的交互项呈负相关但不显著（系数=-0.003，标准误=0.010，P值≥0.1），说明研究结果不受样本选择的影响，证明了本文研究结论的稳健性。

3.3.2 固定效应模型

为了消除固定因素对研究结果产生的影响，本文采用固定效应模型作为替代模型进行回归，回归结果如表 6 所示。

从表6第（1）～（3）列的回归结果可知，操控性应计利润（DA）、营运资金应计利润（WCA）和真实盈余管理（REM）与碳信息披露（CDI）在回归模型中均在1%的水平上显著负相关（系数=-0.063，标准误=0.019，P值<0.01；系数=-0.070，标准误=0.02，P值<0.01；系数=-0.059，标准误=0.010，P值<0.01）；在第（4）～（8）列的回归结果中，董事会规模（BS）与操控性应计利润（DA）的交互项和董事会独立性（BI）与操控性应计利润（DA）的交互项均在5%的水平上显著正相关（系数=0.051，标准误=0.021，P值<0.05；系数=-0.152，标准误=0.059，P值<0.05）。董事长是否兼任CEO（CEO_dual）与操控性应计利润（DA）的交互项和董事持股（DSO）与操控性应计利润（DA）的交互项均在5%的水平上显著负相关（系数=-0.075，标准误=0.033，P值<0.05；系数=-0.017，标准误=0.008，P值<0.05）。董事会会议频率（BM）与操控性应计利润（DA）的交互项呈负相关但不显著（系数=-0.001，标准误=0.008，P值≥0.1），说明在考虑了某些固定因素后，本文的研究结论依然稳健。

4 结论

本文以2012年—2020年中国高碳排放行业上市公司为研究对象，检验了碳信息披露与盈余管理之间的负相关关系，且公司治理结构可调节碳信息披露和盈余管理之间的关系。研究结果显示：具有社会责任感的企业不太可能从事盈余管理，且能够向利益相关者披露更高质量的环境信息，碳信息披露与盈余管理之间存在明显的负相关关系。同时，董事会规模、董事会独立性、董事长是否兼任CEO和董事持股对碳信息披露具有显著影响，但董事会会议频率对碳信息披露则无影响，这表明公司治理结构能够有效调节碳信息披露与盈余管理之间的关系。

基于上述结论提出如下建议：一方面，由于董事会规模越大、董事会独立性越强则碳信息披露越多、盈余管理活动越少，企业应当注重董事会规模的拓展与董事会独立性的加强，通过引入独立董事成员等手段，积极影响企业的碳信息披露水平与盈余管理活动，从而在公司治理领域实现更为有效的监管与约束；另一方面，董事长与CEO两职合一及董事高比例持股容易激励管理者为谋取个人利益进行盈余管理活动，从而降低企业碳信息披露水平，企业应将董事长与CEO两职分离并减少董事持股。

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