性別多樣性會(huì)影響企業(yè)碳信息披露的水平嗎？
——基于A股上市公司的面板數(shù)據(jù)

杜湘紅，張超楠

（湖南師范大學(xué)商學(xué)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(xué)術(shù)界的諸多關(guān)注。西方許多國家甚至通過立法強(qiáng)制要求企業(yè)提高女性董事會(huì)的比例。如2003年12月，挪威議會(huì)通過了一個(gè)前所未有的法案，規(guī)定所有的上市公司在2005年7月前必須改組董事會(huì)（女性董事比例至少達(dá)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(gè)引入董事會(huì)性別配額制度的國家。。Kanter的關(guān)鍵眾人理論與金盛華的“性別助長”理論認(rèn)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(jīng)得到廣泛認(rèn)同，但女性董事與企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任方面的研究卻較為匱乏，且女性董事與企業(yè)履行環(huán)保責(zé)任進(jìn)行碳信息披露的關(guān)系的研究結(jié)論不一致。Bear、Post等探討了董事會(huì)中女性董事數(shù)量對企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）評級的影響，他們發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中女性董事人數(shù)對企業(yè)聲譽(yù)起到正向作用［2-3］；Joecks、Setó-Pamies等分析了董事會(huì)結(jié)構(gòu)多樣性對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響，認(rèn)為女性董事可以在企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任時(shí)發(fā)揮戰(zhàn)略性作用，且女性董事比例越高，企業(yè)就會(huì)承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任［4-5］。Zhang等的研究表明，女性董事數(shù)量越多，企業(yè)社會(huì)責(zé)任績效越高［6］。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為性別多樣性對企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任起到促進(jìn)作用，然而進(jìn)一步探析女性董事與企業(yè)碳信息披露水平關(guān)系的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。如Liao等認(rèn)為性別多樣性（以董事會(huì)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(guān)［7］；Ben-Amar等［8］也發(fā)現(xiàn)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(guān)，并且與Konrad［9］的研究結(jié)論一樣找到了證據(jù)支持關(guān)鍵眾人理論，即當(dāng)女性董事人數(shù)超過3人時(shí)，企業(yè)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(huì)結(jié)構(gòu)多樣性時(shí)，并未發(fā)現(xiàn)性別多樣性與企業(yè)碳信息披露水平相關(guān)［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(nèi)的相關(guān)研究在制度層面、理論研究層面以及上市公司的治理實(shí)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(fā)，基于Kanter［1］與Konrad［9］的研究結(jié)論，采用第三方專業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)（和訊網(wǎng)上市公司社會(huì)責(zé)任評分專業(yè)機(jī)構(gòu)）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(yè)碳信息披露水平的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）女性董事與碳信息披露

關(guān)鍵眾人理論最初由Kanter提出。在對群體互動(dòng)過程的分析中，Kanter構(gòu)建了4個(gè)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(shù)群體（男性）控制少數(shù)群體（女性），同時(shí)亦掌控團(tuán)體決策并影響團(tuán)體文化；Titled組分布較少，少數(shù)群體（女性）可以通過盟友來掌控團(tuán)體決策和影響團(tuán)體文化；在Balanced組中，多數(shù)群體（男性）和少數(shù)群體（女性）變成潛在的小組，性別差異趨于不被重視，關(guān)注焦點(diǎn)轉(zhuǎn)向男性和女性的知識(shí)和技能差異?？偠灾?，關(guān)鍵眾人理論認(rèn)為女性在一個(gè)群體中人數(shù)只有達(dá)到閾值或“臨界值”時(shí)，小組成員關(guān)注的焦點(diǎn)將不再是性別差異而是女性帶來的各種不同的知識(shí)和技能。因此，Kanter認(rèn)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(guān)系的另一個(gè)理論是性別助長理論。金盛華等認(rèn)為性別助長是指對于性意識(shí)發(fā)展成熟的人，異性的存在會(huì)導(dǎo)致特殊行為效率增加［11］。已有研究表明：女性在場時(shí)，男性更傾向于冒險(xiǎn)；在異性存在的情況下，男性和女性的創(chuàng)造性思維均會(huì)被激發(fā)。另外，隨著女性董事比例的提高，男性董事會(huì)更加積極地參與公司治理活動(dòng)，這證實(shí)了“性別助長”效應(yīng)的存在。謝永珍認(rèn)為在公司治理活動(dòng)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(shí)施監(jiān)督，進(jìn)而提升公司治理績效［12］。因此，本文認(rèn)為，異性的存在會(huì)促使男性董事更好地表現(xiàn)自己，履行社會(huì)責(zé)任，完善公司治理，提高企業(yè)對外進(jìn)行碳信息披露的可能性。在此基礎(chǔ)上，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

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(yè)碳信息披露起到消極作用；但當(dāng)女性董事人數(shù)超過一定的臨界值時(shí)，性別多樣性對企業(yè)的碳信息披露水平就會(huì)起到積極作用。

（二）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與碳信息披露

杜湘紅等、王亞政等認(rèn)為碳信息披露水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，碳信息披露水平存在地區(qū)的差異，上海、江蘇、浙江等發(fā)達(dá)地區(qū)的碳信息披露水平較高［13-14］，且環(huán)境規(guī)制亦對碳信息披露水平產(chǎn)生影響［15］。李長娥等的研究則表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)正向調(diào)節(jié)女性董事與公司創(chuàng)新投入的關(guān)系［16］。已有的研究表明：一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，越能引導(dǎo)和激勵(lì)企業(yè)積極進(jìn)行碳信息披露，企業(yè)也越能積極履行社會(huì)責(zé)任；另一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，女性就擁有更多的機(jī)會(huì)接觸到各種資源，如教育資源、經(jīng)濟(jì)參與、就業(yè)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(dú)特的知識(shí)、經(jīng)歷和價(jià)值。而在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，人們的思想比較保守，受中國傳統(tǒng)“男尊女卑”思想的影響較大，女性依然更多的是承擔(dān)家庭責(zé)任而非社會(huì)經(jīng)濟(jì)責(zé)任，這就導(dǎo)致欠發(fā)達(dá)地區(qū)女性人力資本存量偏低，從而制約了女性董事對企業(yè)決策的參與程度，且不利于企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任?；诖耍疚奶岢龅诙€(gè)假設(shè)：

H2：受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，相較于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)性別多樣性對于企業(yè)碳信息披露水平的影響更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究的內(nèi)容和特點(diǎn)，以及研究數(shù)據(jù)的可得性和一致性，本文選擇2011—2015年均披露了社會(huì)責(zé)任報(bào)告的A股上市公司為樣本，剔除了ST公司、ST*公司、金融保險(xiǎn)業(yè)、文化與傳播業(yè)上市公司，并剔除了有極端值和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得420個(gè)樣本。公司碳信息披露水平主要是從和訊網(wǎng)手動(dòng)搜集獲得，對于女性董事的相關(guān)數(shù)據(jù)主要從國泰安數(shù)據(jù)庫的人物特征模塊獲得，其他數(shù)據(jù)主要從國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫獲得。本文采用Eviews 8.0對主要數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)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(shí)，大多數(shù)學(xué)者采用聲譽(yù)評分法、指數(shù)法、內(nèi)容分析法對公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告和年報(bào)中披露的碳排放信息進(jìn)行賦值評分。但是，由于個(gè)人設(shè)計(jì)的指標(biāo)體系具有較強(qiáng)的主觀性，而第三方機(jī)構(gòu)對企業(yè)履行環(huán)保責(zé)任的評分會(huì)更具客觀性和權(quán)威性，因此本文采用和訊網(wǎng)中社會(huì)責(zé)任報(bào)告測評體系中的環(huán)境責(zé)任得分來衡量企業(yè)碳排放信息的水平。其中，企業(yè)履行環(huán)境責(zé)任包括環(huán)保意識(shí)、環(huán)境管理體系認(rèn)證、環(huán)保投入金額、排污種類數(shù)及節(jié)約能源種類5個(gè)方面，最高得分為30分，企業(yè)分?jǐn)?shù)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(shè)，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(shù)來衡量性別多樣性，BLAU指數(shù)包含了測量多樣性的4個(gè)最佳標(biāo)準(zhǔn)，Miller等人認(rèn)為BLAU指數(shù)是一種理想的測量工具［17］，計(jì)算公式如下：

其中：k代表類別的數(shù)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(shù)是有界限的，BLAU指數(shù)最小等于0，說明性別具有同質(zhì)性，即董事會(huì)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(qiáng)的異質(zhì)性，即董事會(huì)中女性董事人數(shù)與男性董事人數(shù)各占總?cè)藬?shù)的一半。

其次，基于關(guān)鍵眾人理論，將董事會(huì)分為Uniform組、Skewed組和Balanced組，其中Uniform組女性董事個(gè)數(shù)為0（如果女性董事人數(shù)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(shù)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(gè)虛擬變量，來檢驗(yàn)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(jù) Joecks［4］、Ben-Amar［8］、崔也光［18］、趙選民等［19］的研究結(jié)論可知，公司特征、公司治理以及行業(yè)對于碳信息披露水平均產(chǎn)生重要影響。本文加入以下解釋變量：公司規(guī)模、盈利能力、成長能力、營運(yùn)能力、償債能力、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、CEO兼任董事會(huì)成員情況以及高污染行業(yè)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(gòu)建

本文對樣本進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果可知，個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)P＞5%，所以選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。因此，本文采用OLS模型和RE模型。本文構(gòu)建的模型如下：

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

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性檢驗(yàn)

表2反映了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。結(jié)果如下：碳信息披露指數(shù)CDI的標(biāo)準(zhǔn)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(chǎn)收益率ROE、營業(yè)收入增長率GROW、營業(yè)收入周轉(zhuǎn)率CAT和資產(chǎn)負(fù)債率AS 4個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)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(yùn)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(yè)；樣本中公司規(guī)模SIZE標(biāo)準(zhǔn)差為1．494，可以發(fā)現(xiàn)樣本的總資產(chǎn)規(guī)模相差較小，基本處于相同規(guī)模；董事會(huì)規(guī)模BSIZE的平均值為22．360，說明樣本公司董事會(huì)規(guī)模一般較大；CEO兼任情況中，均值為0．874，可以得出企業(yè)存在一些兼任情況；BLAU指數(shù)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(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從表2中可以看出，BLAU指數(shù)與碳信息披露CDI在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，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(gè)變量之間相關(guān)系數(shù)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(huì)對模型造成重大影響。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)系數(shù)

（二）回歸分析

首先，本文以BLAU指數(shù)來衡量性別多樣性，將CDI和BLAU指數(shù)進(jìn)行OLS回歸和RE隨機(jī)效應(yīng)回歸。在此基礎(chǔ)上，本文加入BLAU指數(shù)平方項(xiàng)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。在RE模型Model 2中，BLAU指數(shù)與CDI指數(shù)在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-28．721 0，然而BLAU2與CDI指數(shù)在5%水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為54.383 8。這說明性別多樣性與CDI之間具有相關(guān)性，并且是非線性的、凹面的，這也就支持了本文的假設(shè)1。此外，如圖1所示，BLAU指數(shù)最小值約為0.27左右（相應(yīng)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(jù)，即當(dāng)女性董事超過一定比例時(shí)，董事會(huì)的表現(xiàn)會(huì)更多元化，從而有利于提高企業(yè)碳信息披露水平。企業(yè)盈利能力ROE指數(shù)與CDI在10%的水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為0．020 7，說明企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，越關(guān)注碳信息披露水平對公司的影響，更注重考慮利益相關(guān)者的利益，關(guān)注長期回報(bào)，注重可持續(xù)發(fā)展，這與溫素彬等的研究結(jié)論一致［20］。企業(yè)營運(yùn)能力CAT與CDI在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-0．002 8，說明企業(yè)在加快資產(chǎn)周轉(zhuǎn)的過程中可能忽視了碳信息排放問題。企業(yè)營運(yùn)能力CEO與CDI在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為1．991 5，說明企業(yè)的CEO兼任董事會(huì)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(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，他們兼任董事會(huì)成員會(huì)更加關(guān)注利益相關(guān)者的利益，從而會(huì)做出更有利于企業(yè)長期發(fā)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(shù)關(guān)系圖

表3 CDI與BLAU指數(shù)回歸結(jié)果

本文進(jìn)一步基于Kanter［1］的關(guān)鍵眾人理論，將樣本公司的董事會(huì)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(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示。在隨機(jī)效應(yīng)模型中，Uniform組相對于Skewed組在1%水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為3.819 6；另外Balanced組相對于Skewed組雖然顯著性不強(qiáng)，但是仍然呈正相關(guān)。不難得出，性別多樣性與CDI指標(biāo)相關(guān)，且為非線性，佐證了女性董事人數(shù)的臨界值應(yīng)該處于Balanced組。該結(jié)論驗(yàn)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(shí)的。其他變量與CDI指數(shù)的相關(guān)性基本與前述相同。

隨后，本文引入 NUM1、NUM2、NUM3、NUM4、NUM5、NUM6共6個(gè)虛擬變量來檢驗(yàn)女性董事對公司碳信息披露水平影響的臨界值，并分別進(jìn)行6個(gè)OLS回歸來檢驗(yàn)臨界值的存在，結(jié)果如表5所示。NUM1、NUM2、NUM3與 CDI指數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，系數(shù)分別為-1.039 9、-1.122 1、-1.295 3。負(fù)向相關(guān)關(guān)系的可能性隨著女性董事人數(shù)的增加不斷增強(qiáng)，這與Kanter［1］的關(guān)鍵眾人理論一致，即在未達(dá)到臨界值之前由于女性董事人數(shù)較少可能會(huì)被多數(shù)男性董事忽略，從而帶來負(fù)面影響，并且這樣的負(fù)面影響呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。同樣，NUM4、NUM5的系數(shù)分別為 -0.800 9、-0.480 7，當(dāng)女性董事人數(shù)超過3人時(shí)，性別多樣性對企業(yè)碳信息披露的負(fù)面影響出現(xiàn)遞減趨勢，這驗(yàn)證了關(guān)鍵眾人理論關(guān)于“魔法數(shù)字3”的結(jié)論。這說明隨著人數(shù)的增加，性別多樣性會(huì)提高企業(yè)碳信息披露的水平。而NUM6的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，系數(shù)為3.521 8，支持了本文的假設(shè)1。這就證實(shí)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(dá)到關(guān)鍵的30%時(shí)，才能對企業(yè)的碳信息披露水平發(fā)揮實(shí)質(zhì)性的促進(jìn)作用。因此，上述實(shí)驗(yàn)結(jié)果說明：當(dāng)女性董事人數(shù)超過3人時(shí)，性別多樣性削弱企業(yè)碳信息披露水平的負(fù)面影響，并且當(dāng)女性董事比例上升至關(guān)鍵的30%左右時(shí)，性別多樣性對于碳信息披露水平的影響會(huì)由負(fù)面轉(zhuǎn)為正面，這與Joecks等［4］的研究結(jié)論一致。上述研究再一次驗(yàn)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(shí)的。隨著女性董事人數(shù)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(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度，將樣本所在地區(qū)分為發(fā)達(dá)地區(qū)（江蘇、浙江、山東、廣東、北京、天津、上海、廈門）和欠發(fā)達(dá)地區(qū)，即將樣本分為兩個(gè)樣本進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示：個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)P＞5%，選擇隨機(jī)效應(yīng)，采用OLS模型和RE模型的檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。就發(fā)達(dá)地區(qū)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(qiáng)。這支持了本文的假設(shè)2，說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，女性可能由于擁有更多機(jī)會(huì)接觸到各種資源，而且公司也可能更需要女性獨(dú)特的知識(shí)、經(jīng)歷和價(jià)值，從而對企業(yè)的碳信息披露水平的影響更加顯著。然而，就欠發(fā)達(dá)地區(qū)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(fā)達(dá)地區(qū)可能受中國傳統(tǒng)“男尊女卑”思想的影響較大，思想比較保守，導(dǎo)致女性人力資本存量偏低，從而制約了女性董事對企業(yè)決策的參與程度，也不利于企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任。此外，發(fā)達(dá)地區(qū)的臨界值為0.29，處于U型結(jié)構(gòu)的右邊，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的臨界值為0.2，處于U型結(jié)構(gòu)左邊，說明發(fā)達(dá)地區(qū)性別多樣性會(huì)對企業(yè)碳信息披露起到實(shí)質(zhì)性的促進(jìn)作用，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)性別多樣性對于企業(yè)碳信息披露水平起到積極的促進(jìn)作用，但這種效應(yīng)與發(fā)達(dá)地區(qū)相比不夠顯著。

表4 不同董事會(huì)規(guī)模下的回歸結(jié)果

表5 不同女性董事人數(shù)下的回歸結(jié)果

表6 不同地區(qū)CDI與BLAU指數(shù)的回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將衡量性別多樣性的數(shù)據(jù)替換為滯后一期的數(shù)據(jù)，從而控制反向因果關(guān)系，然后重新對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，所得結(jié)果與文章已有結(jié)論基本一致。這說明本文所得的結(jié)論是穩(wěn)健的，為節(jié)省篇幅，不再贅述。

五、結(jié)論與建議

本文以2011—2015年A股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了性別多樣性對于企業(yè)碳信息披露水平的影響，以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否會(huì)發(fā)揮顯著作用。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，本文在采用BLAU指數(shù)法和關(guān)鍵眾人理論分組法衡量性別多樣性條件時(shí)發(fā)現(xiàn)，性別多樣性對企業(yè)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(shù)在未到達(dá)臨界值前，性別特征可能成為董事之間的溝通障礙，降低團(tuán)隊(duì)合作效率，影響團(tuán)隊(duì)凝聚力，而基于集體合作基礎(chǔ)上的碳信息披露也會(huì)受到影響。然而，當(dāng)女性董事人數(shù)達(dá)到關(guān)鍵的30%時(shí)，女性董事的性別特征不再成為團(tuán)隊(duì)關(guān)注的焦點(diǎn)，擁有與男性不同領(lǐng)域的信息和經(jīng)驗(yàn)的女性董事，可以增強(qiáng)董事會(huì)信息來源的多樣性，增加團(tuán)隊(duì)之間的交流，促進(jìn)企業(yè)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(fā)達(dá)地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，女性可能擁有更多、更平等的接受教育的機(jī)會(huì)。擁有較高素質(zhì)和專業(yè)知識(shí)背景的女性董事參與公司治理，可以強(qiáng)化企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行，有利于企業(yè)碳信息披露相關(guān)決策的提出和制定，從而進(jìn)一步提高碳信息披露的水平。

因此，針對上述結(jié)論，本文提出以下建議：首先，企業(yè)應(yīng)該積極地承擔(dān)碳信息披露的責(zé)任。企業(yè)履行碳信息披露責(zé)任是履行社會(huì)責(zé)任的重要體現(xiàn)。企業(yè)通過披露碳排放信息，可以向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)積極履行環(huán)境責(zé)任的利好信息，從而提高企業(yè)的社會(huì)效益；此外，企業(yè)積極披露節(jié)能減排的成效，可以樹立良好的社會(huì)形象，更可以在市場競爭中立于不敗之地。其次，企業(yè)應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注董事會(huì)性別結(jié)構(gòu)問題，特別在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的公司更應(yīng)該關(guān)注董事會(huì)中女性董事的比例，從而有效地發(fā)揮女性董事的優(yōu)勢，為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造更大的價(jià)值。