電力行業(yè)碳會計信息披露的影響因素研究
——基于上市公司的實證檢驗

趙二寧

(安徽理工大學 財務(wù)處，安徽 淮南 232001)

為應(yīng)對日益嚴峻的氣候危機，2013年我國開始陸續(xù)啟動碳排放交易市場；2017年，我國碳排放權(quán)交易體系開始建立，約占全國碳排放量1/3的電力行業(yè)企業(yè)被率先納入；2020年，我國設(shè)立碳達峰、碳中和“3060”目標，開啟了低碳新時代并成為社會轉(zhuǎn)型的巨大動力。建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系已是大勢所趨，高質(zhì)量的碳會計信息披露有助于推動我國綠色發(fā)展邁上新臺階。但與西方國家相比，我國的碳會計信息披露起步較晚，主動性低且質(zhì)量較差，不利于“雙碳”目標的實現(xiàn)，因此找出其中的影響因素進而提高披露質(zhì)量，具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

在碳會計信息披露載體方面，James Guthrie等發(fā)現(xiàn)，年報只是用于披露的載體之一，那些已經(jīng)在獨立的環(huán)境報告或者網(wǎng)站上進行披露的企業(yè)很少會在年報上再次披露[1]。Fabricia Silva da ROSA等觀察發(fā)現(xiàn)，更多的巴西企業(yè)會選擇通過年度報進行披露[2]。楊方蕾研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司主要以董事會報告和社會責任報告為披露載體，同時越來越多的企業(yè)傾向于選擇后者[3]。

在碳會計信息披露質(zhì)量方面，Le Luo等用碳信息披露項目(CDP)衡量碳披露水平，結(jié)果表明碳披露與績效之間顯著性正相關(guān)[4]。劉捷先通過問卷調(diào)查并建立碳信息披露質(zhì)量評價體系后發(fā)現(xiàn)，不同行業(yè)間的披露質(zhì)量差別很大，披露質(zhì)量與數(shù)量不相對稱[5]。葉陳剛將碳信息披露分成了非貨幣性碳信息披露和貨幣性碳信息披露并構(gòu)造了外部治理綜合指數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國重污染上市公司的碳會計信息披露質(zhì)量較為平均[6]。李力構(gòu)建了企業(yè)碳會計信息披露質(zhì)量評價體系，發(fā)現(xiàn)我國上市企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量需整體提高[7]。

在研究對象和影響因素方面，LiLi Eng等通過對158家新加坡上市公司進行研究后發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與碳會計信息披露的可能性成正比[8]。Elizabeth Stanny以美國標準普爾500指數(shù)公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模擴大不利于碳會計信息披露質(zhì)量的提升[9]。唐成林以上交所的840家工業(yè)上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的高管政治關(guān)聯(lián)會正向影響碳會計信息的公開程度[10]。羅云芳通過調(diào)查77家林業(yè)企業(yè)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模、運營能力、管理層持股比例、區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境和交叉上市情況會明顯正向影響企業(yè)碳會計信息的披露質(zhì)量[11]。蔣琰等重點關(guān)注重污染企業(yè)，發(fā)現(xiàn)新環(huán)境法的修訂實施具有規(guī)制效應(yīng)有利于提高重污染企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量[12]。呂峻等人以造紙業(yè)和建材業(yè)上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模與碳會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)，獲得ISO14001認證對其有顯著的積極影響[13]。李秀玉等選取上海證券交易所會責任指數(shù)成分股(100指)的企業(yè)作為研究對象，發(fā)現(xiàn)高管在高碳行業(yè)的任職經(jīng)歷能提高企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量[14]。

在文獻回顧的基礎(chǔ)上，本研究從以下3個方面作出嘗試：(1)以率先納入交易體系的電力行業(yè)上市公司為研究對象，研究區(qū)間為2015—2019年，通過對比更好地分析碳排放權(quán)交易體系建設(shè)對碳會計信息披露質(zhì)量的影響；(2)由于CDP中國報告不理想，研究選擇上市公司年報、社會責任報告和環(huán)境報告3種載體，并分析我國上市公司碳會計信息披露的載體選擇傾向；(3)參照李力的做法，通過構(gòu)建碳會計信息披露指數(shù)對樣本公司的碳會計信息披露質(zhì)量進行打分、評價。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)以往資料的整理，本研究將從公司規(guī)模、企業(yè)績效、內(nèi)部管理、ISO14001審核認證和碳排放權(quán)交易試點等幾個方面提出假設(shè)。

(一)企業(yè)規(guī)模與碳會計信息披露質(zhì)量

企業(yè)社會責任理論認為，企業(yè)應(yīng)該在追求盈利的同時主動承擔對環(huán)境的責任。企業(yè)的規(guī)模應(yīng)該和其占用的社會資源、帶來的碳排放量成正比。作為高碳排放、高污染的電力行業(yè)，其在享有社會資源的同時，必須肩負起節(jié)能減排的重任。隨著社會公眾對企業(yè)溫室氣體排放量的日漸關(guān)注，大型電力企業(yè)會通過披露更多的碳會計信息來樹立企業(yè)的環(huán)保形象并謀求更長遠的發(fā)展。因此，提出以下假設(shè)：

H1：企業(yè)規(guī)模與碳會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

(二)企業(yè)績效與碳會計信息披露質(zhì)量

信號傳遞理論認為，資本市場上具有信息優(yōu)勢的一方可以通過語言或行動向信息劣勢方傳遞信息。企業(yè)的績效越好，企業(yè)的管理層越傾向于進行碳會計信息披露，通過向外界傳遞企業(yè)注重低碳環(huán)保、綠色發(fā)展的信息來增加社會公眾的購買意愿，進而提高企業(yè)的價值。因此，提出以下假設(shè)：

H2：企業(yè)績效與碳會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

(三)內(nèi)部管理與碳會計信息披露質(zhì)量

1.企業(yè)股權(quán)集中度與碳會計信息披露質(zhì)量。委托代理理論認為，為了實現(xiàn)自身薪酬最大化，企業(yè)代理人會主動進行碳會計信息的披露。而控股股東為了降低代理成本提高公司的經(jīng)濟利益，往往會選擇減少碳會計信息的披露。因此，企業(yè)股權(quán)的過于集中不利于代理人進行碳會計信息披露。故而提出以下假設(shè)：

H3：企業(yè)股權(quán)集中度與碳會計信息披露質(zhì)量負相關(guān)。

2.企業(yè)董事會規(guī)模與碳會計信息披露質(zhì)量。利益相關(guān)者理論認為，企業(yè)董事會人數(shù)越多，注重節(jié)能減排、低碳環(huán)保的利益相關(guān)者也就越多，對碳會計信息披露的訴求也會越高，這會促使企業(yè)進行碳會計信息披露并提高披露質(zhì)量。因此，提出以下假設(shè)：

H4：企業(yè)董事會規(guī)模與碳會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

3.獨立董事比例與碳會計信息披露質(zhì)量。合法性理論認為，合法經(jīng)營是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的根本前提，企業(yè)的獨立董事主要由相關(guān)專家擔任，對國家的政策法規(guī)更為熟知，能夠獨立于企業(yè)的經(jīng)濟行為和利益監(jiān)督企業(yè)管理的合法性，促進企業(yè)進行碳會計信息披露。因此，提出以下假設(shè)：

H5：獨立董事比例與碳會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

(四)碳排放權(quán)交易試點與碳會計信息披露質(zhì)量

全國碳排放權(quán)交易體系的建立會推動企業(yè)進行低碳管理降低碳排放量，并通過企業(yè)年報或社會責任報告等形式進行碳會計信息披露。據(jù)此推斷，處于碳排放權(quán)交易試點的企業(yè)會比其他企業(yè)更注重碳會計信息的披露。因此，提出以下假設(shè)：

H6：處于碳排放權(quán)交易試點城市與碳會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本研究以我國證監(jiān)會2012版行業(yè)分類中的電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)共138家上市公司為研究對象，研究區(qū)間為我國的碳排放權(quán)交易體系建設(shè)前后的2015—2019年。剔除ST、*ST公司及數(shù)據(jù)缺失較多的公司樣本，最終得到503個樣本值。研究數(shù)據(jù)主要來源于巨潮資訊網(wǎng)、證券交易所和國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，手工搜集。

(二)變量設(shè)計

1.被解釋變量。本研究的被解釋變量為碳會計信息披露質(zhì)量(CID)，通過構(gòu)建相關(guān)評級體系對樣本公司的碳會計信息披露質(zhì)量進行打分。如表1所示，本研究共選取了11個指標，其中非貨幣型指標6個，貨幣型指標5個，運用內(nèi)容分析法對表中每個項目逐一進行打分。為了避免主觀性，本研究對表中的項目賦予同一權(quán)重，最后得出碳會計信息披露質(zhì)量指數(shù)。具體的計算公式為：

上式中，CIDi是指第i家企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量；ΣCIDPi是指第i家企業(yè)所有披露項目的分值之和；MCID是指所有披露項目的最高得分之和，由表1可知，本研究的MCID為16分。

表1 碳會計信息披露質(zhì)量評分表

2.解釋變量。根據(jù)上文提出的6個假設(shè)，分別選出企業(yè)規(guī)模、企業(yè)績效、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、獨立董事比例和碳排放權(quán)交易試點城市6個變量作為解釋變量。其中，企業(yè)規(guī)模(SIZE)用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示；企業(yè)績效用Tobin’s Q值即公司市場價值對其資產(chǎn)重置成本的比率來表示；用第一大股東的持股比例來表示股權(quán)集中度(FIRST)；董事會規(guī)模(BSIZE)取董事會人數(shù)的自然對數(shù)；獨立董事比例(PID)取獨立董事人數(shù)與董事會人數(shù)的比；如果上市公司處于碳排放權(quán)交易試點城市則賦值為1，否則賦值為0。

3.控制變量。為了控制其他因素對實證結(jié)果的影響，本研究選取資產(chǎn)質(zhì)量狀況(ATO)、經(jīng)營增長狀況(CAG)和ISO14001認證(ISO14001)作為控制變量。具體指標如表2所示。

表2 變量定義及說明

(三)模型構(gòu)建

在確定所有變量之后，根據(jù)研究假設(shè)構(gòu)建多元線性回歸模型：

CID=α0+α1SIZE+α2Tobin’s Q+α3FIRST+α4BSIZE+α5PID+α6CITY+α7ATO+α8CAG+α9ISO14001+ξi,t，其中，α0是與所有變量無關(guān)的常數(shù)項，ξi,t是服從標準正態(tài)分布N(0，1)的隨機變量。

四、實證結(jié)果及分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量的描述性統(tǒng)計。從表3可以看出，2015年的CID平均值為0.281，2016年為0.306，2017年為0.313，2018年為0.333，2019年為0.362，呈逐年上升的趨勢，說明電力行業(yè)上市公司的碳會計披露質(zhì)量整體向好，排放權(quán)交易體系的建設(shè)對碳會計披露平均質(zhì)量的提升有推動作用。從最值來看，最大值和最小值兩者差異明顯。以2019年為例，CID的最大值為0.813，最小值只有0.125，兩者相差0.688，各上市企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量參差不齊，差距明顯。而各年的均值都明顯低于該年的最大值，說明大部分上市公司的碳信息披露意識還需繼續(xù)提高。

表3 被解釋變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.其他變量的描述性統(tǒng)計。從表4可以看出，公司規(guī)模(SIZE)的最小值為18.370，最大值為26.748，均值為23.156，標準差為1.545，說明選取的樣本具有一定的代表性；企業(yè)績效(Tobin’s Q值)的最大值為56.664，這表明樣本企業(yè)創(chuàng)造的價值要遠大于其投入的資產(chǎn)的成本，參與節(jié)能減排、投入低碳科研資金能帶來超額回報。而均值1.884說明電力行業(yè)上市公司整體上是在為社會創(chuàng)造價值；股權(quán)集中度(FIRST)最小值為0.003，最大值為0.841，平均值0.387，離散度高，說明部分企業(yè)的股權(quán)比較集中；董事會規(guī)模(BSIZE)的均值為2.233，說明上市公司的董事會中等規(guī)模居多；獨立董事比例(PID)的均值為0.366，說明獨立董事在上市公司董事會的比例超過了1/3；碳排放權(quán)交易試點(CITY)的平均值為0.400，說明樣本公司處在碳排放權(quán)交易試點城市的數(shù)量沒有達到總數(shù)量的一半；另外，ISO14001的均值只有0.1，說明我國電力行業(yè)上市公司中只有10%的比例通過了ISO14001環(huán)境管理體系審核認證，其他公司在環(huán)境管理方面還需大幅度提升。

表4 其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

總體來說，本研究所選的樣本數(shù)據(jù)波動性不大，離散程度不高，具有較好的穩(wěn)定性，樣本選取較為合理。

(二)變量的相關(guān)性分析

為保證實證結(jié)果的可靠性，需要在回歸分析之前先進行Pearson相關(guān)性檢驗。由表5可以看出，解釋變量公司規(guī)模(SIZE)、企業(yè)績效(Tobin’s Q值)、股權(quán)集中度(FIRST)、董事會規(guī)模(BSIZE)和碳排放權(quán)交易城市(CITY)都與被解釋變量碳會計信息披露質(zhì)量(CID)在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明公司規(guī)模越大、企業(yè)績效越好，越會披露更多的碳會計信息；董事會規(guī)模越大，對企業(yè)進行碳會計信息披露質(zhì)量的推動作用就越大，而獨立董事比例(PID)與碳會計信息披露質(zhì)量(CID)在1%的水平上顯著負相關(guān)，說明獨立董事占比并沒有對企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量起到預(yù)期的推進作用。

表5 變量相關(guān)性分析表

同時可以看到，表5中各自變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)絕對值最大為0.556，低于共線標準0.8，可初步判斷各自變量之間基本上不存在多重共線性問題。

(三)變量的回歸分析與檢驗

由表6可知，本模型的R值為0.671，說明解釋變量和被解釋變量的線性關(guān)系較強，該模型可以接受。R2值為0.455，調(diào)整后的R方值為0.445，解釋能力較強，回歸模型擬合度良好。另外，F(xiàn)值等于43.197，顯著性為0.000，小于0.05，回歸方程顯著性強，可以建立回歸模型。

表6 回歸方程顯著性檢驗表

表7所示各自變量的容差分別為0.494、0.777、0.774、0.643、0.759、0.855、0.946、0.910、0.980，其中最小值為0.494，大于0.1的標準；VIF值最大為2.024，遠小于臨界值10，進一步驗證了各個自變量之間不存在多重共線性的情況，可以進行多元回歸分析。

表7 回歸系數(shù)與顯著性檢驗表

從表7可以看出，公司規(guī)模(SIZE)、企業(yè)績效(Tobin’s Q值)、董事會規(guī)模(BSIZE)、碳排放權(quán)交易城市(CITY)、ISO14001審核認證(ISO14001)與碳會計信息披露質(zhì)量(CID)均顯著正相關(guān)，其中企業(yè)規(guī)模(SIZE)的回歸系數(shù)為 0.049，說明企業(yè)規(guī)模(SIZE)每提高 1%，對應(yīng)的CID 就會提高4.9%，H1得到了驗證；企業(yè)績效(Tobin’s Q值)的回歸系數(shù)為0.005，說明企業(yè)績效提高相應(yīng)地也會提高公司碳會計信息的披露水平，H2得到了驗證；董事會規(guī)模(BSIZE)的回歸系數(shù)為0.121，說明董事會規(guī)模(BSIZE)越大越有利于企業(yè)碳會計信息的披露，H4得到驗證；碳排放權(quán)交易城市(CITY)的回歸系數(shù)為0.110，這表明處于碳排放權(quán)交易城市的公司注重碳會計信息的披露，全國碳排放權(quán)交易體系的建立對公司碳會計信息披露質(zhì)量的提升有著推動作用，H6得到驗證。另外，ISO14001審核認證的回歸系數(shù)為0.161，說明通過ISO14001環(huán)境管理體系認證的公司更傾向于通過更多的碳會計信息披露來樹立企業(yè)良好的形象。資產(chǎn)質(zhì)量狀況(ATO)在5%的水平上顯著正相關(guān)，說明公司資產(chǎn)質(zhì)量越高越有利于碳會計信息的披露。而股權(quán)集中度(FIRST)、獨立董事比例(PID)和經(jīng)營增長狀況(CAG)沒有通過檢驗，與碳會計信息披露質(zhì)量(CID)的線性關(guān)系不顯著，假設(shè)H3、H5與預(yù)期不一致。

根據(jù)上述回歸系數(shù)與顯著性檢驗表可以得出回歸方程如下：

CDI=0.049SIZE+0.005Tobin’sQ+

0.121BSIZE+0.110CITY+0.161ISO14001+

0.072ATO-1.142

(四)異方差性檢驗

為保證本研究所建模型的可信性，利用Eviews10軟件對模型進行異方差性White檢驗，檢驗結(jié)果見表8。

從表8可以看出，White異方差檢驗的顯著性水平P值等于0.255遠大于0.05，所以拒絕原同方差性假設(shè)。由此可以得出，本研究的回歸模型不存在異方差，具有可信性。

五、研究結(jié)論

本研究以率先納入碳排放權(quán)交易體系的電力行業(yè)為研究對象，以2015—2019年為研究區(qū)間，以138家上市公司數(shù)據(jù)為樣本，通過手工搜集上市公司年報、社會責任報告和環(huán)境報告3種載體上的相關(guān)數(shù)據(jù)，對樣本企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量進行了打分和評價，同時利用SPSS26.0軟件對企業(yè)碳會計信息披露質(zhì)量的影響因素進行了實證研究，并用Eviews10軟件對模型的可信性進行了檢驗，最后得出如下結(jié)論：

1.越來越多的企業(yè)開始關(guān)注綠色低碳發(fā)展并付出了行動，例如設(shè)立碳減排目標、制定碳會計信息披露制度、進行碳減排宣傳培訓、積極推進節(jié)能減排專項行動、主動對外披露企業(yè)的碳減排治理情況等。我國排放權(quán)交易體系的建立有助于企業(yè)進行碳會計信息披露，披露質(zhì)量逐年上升，但是披露水平參差不齊，企業(yè)間差距較大，整體質(zhì)量需繼續(xù)提升。

2.在各影響因素中，公司規(guī)模、企業(yè)績效、董事會規(guī)模、處于碳排放權(quán)交易城市都與企業(yè)碳會計信息披露質(zhì)量顯著性正相關(guān)。規(guī)模越大、企業(yè)績效越好的企業(yè)越注重碳會計信息質(zhì)量的提升，以順應(yīng)時代，持續(xù)創(chuàng)新，謀求更好的發(fā)展；董事會規(guī)模越大，利益相關(guān)者越多，碳會計信息披露質(zhì)量也會越高；處于碳排放權(quán)交易城市的企業(yè)進行碳會計信息披露的積極性會更高。另外，通過ISO14001審核認證和資產(chǎn)質(zhì)量狀況改善都有助于碳會計信息披露質(zhì)量的提升。鑒于此，研究建議我國企業(yè)可以通過擴大規(guī)模、提高企業(yè)績效、增加董事會人數(shù)、進行ISO14001審核認證等舉措來提升企業(yè)的碳會計信息披露質(zhì)量，我國政府也可以通過繼續(xù)擴大碳排放權(quán)交易試點的范圍來提高企業(yè)碳會計信息披露的積極性。

研究沒有找到企業(yè)股權(quán)過于集中會降低碳會計信息披露質(zhì)量、獨立董事比例與披露質(zhì)量正相關(guān)的有力支撐。究其原因，研究是在總結(jié)和借鑒其他學者的基礎(chǔ)上建立的披露質(zhì)量評價體系，在一定程度上會受到主觀性的影響，另外我國碳排放權(quán)交易體系建立的時間較短，電力行業(yè)可供選擇的樣本公司數(shù)量有限，可能會導致本研究的實證結(jié)果與現(xiàn)實存在一定的偏差。在今后的研究中，將擴大樣本公司的數(shù)量并拉長研究區(qū)間，以期能為企業(yè)提升自身碳會計信息披露質(zhì)量提供更有價值的建議。