吕靓欣

（东北大学 工商管理学院，辽宁 沈阳 110169）

一、引言

推动生态文明建设，是关乎中华民族永续发展和构建人类命运共同体的重大时代课题。中国政府高度重视环境问题，党的十八大强调生态文明建设，着力将绿水青山变成金山银山作为顶层设计、“十三五”规划首次将“绿色”纳入“五位一体”总体布局、“十四五”规划承诺实现“双碳”目标愿景，标志着生态文明建设已被提升至前所未有的高度，凸显出促进绿色低碳循环发展的现实重要性与紧迫性。企业作为主要的自然资源消耗与污染物排放主体，是绿色治理的关键行动者［1］。如何助推企业自觉履行环境信息披露责任，已成为学术界和政府监管部门关注的热点话题。

董事会作为公司治理、内部控制的核心机制，其职责范围不断扩大，不仅承担监督公司管理、政策准则实施及保护股东利益的职责，还肩负满足所有利益相关者诉求，寻求经济、社会和环境平衡，实现经济与社会目标的使命［2］。例如，董事会通过改善公司资源配置及制定环境战略使所有利益相关方受益［3］。鉴于董事会的重要性，现有研究多探讨董事会组成，如董事会独立性、性别多样性、董事会规模、人口统计特征等对企业环境信息披露的影响［3-4］，鲜有文献论及新兴经济体中董事会连锁关系是否影响企业环境信息披露。董事会连锁关系为各组织间知识和资源共享提供了一种准合作安排［5］，可能会对企业环境信息披露产生重要影响。Lu等［5］发现，董事会连锁关系提供了实现知识转移和能力发展的信息与资源共享途径，有助于企业应对温室气体减排挑战。Sun 等［6］证实，董事会连锁关系作为一种沟通机制，促进了企业社会责任报告实践的传播。那么，董事会连锁关系是否影响企业环境信息披露？如是，其影响企业环境信息披露的边界条件是什么？

本文以2008—2019 年沪深A 股上市公司为样本，探讨董事会连锁关系与企业环境信息披露之间的关联效应。可能贡献在于：第一，对严重威胁人类生存与发展的气候变化的持续关注彰显出环境问题的重要性与紧迫性，通过信息披露进行环境治理是环境规制的重要方式［7］。然而，环境信息披露大多被视为更广泛披露概念的一小部分，被纳入仅包含有限环境信息的企业社会披露（CSD）或“ESG”之中［8］，关注企业环境信息披露本身的研究相对较少［8］，限制了研究深度［9］。对此，本文尝试关注环境信息披露的细节，从微观董事会连锁关系视角探究如何提升企业环境信息披露水平，以期为中国经济与生态高质量融合发展建言献策。第二，丰富并推进了董事会连锁关系经济后果研究。以往文献就董事会连锁关系对企业债务成本、社会责任报告披露、CSR 绩效与环境绩效、董事会监督效果等方面的影响展开了深入探讨［5-6，10-14］，但鲜有研究其如何影响企业环境信息披露，本文对此进行了有益补充。第三，丰富了对企业环境信息披露影响因素的研究。现有文献大多从董事会内部特征视角考察董事会对企业环境信息披露的影响［3-4，15］，忽视了董事会与外部社会网络关系的潜在力量。本文从董事会连锁关系这一外部社会网络关系角度对此进行拓展，也为企业环境信息披露影响因素的后续研究提供了新方向。第四，以往研究大都基于重污染行业展开分析，以使研究更具现实意义与针对性，但研究结果对其他行业缺乏普适性［16］。随着环保意识提升、舆论和监管压力增加及新政策指引的颁布，非重污染行业上市公司通过社会责任信息等形式披露环境信息的数量越来越多，仅囿于重污染行业开展研究会忽视在其他行业中对环境信息披露体系建立的重要影响［17］。因此，本文聚焦于所有行业上市公司，以期增强研究结论的普适性。

二、理论基础与研究假设

当一名董事在两家或多家公司董事会任职时，便会形成董事会连锁关系。董事会成员不仅由上至下垂直影响本公司，还会影响（或被影响）其任职的其他公司董事会。换言之，董事会成员的影响力可向其他董事会扩散，反过来也会受到其他董事会的价值观、思维方式、行动等的影响［5］。现有研究证实，董事会连锁关系能够为企业提供低成本获取信息［18］、知识［19］和市场情报［20］的便捷渠道，对提高决策质量、降低决策成本大有裨益［6］。与这些信息、情报和知识相关的企业实践更有可能被模仿，再通过董事会连锁关系被传播［6］。据此，本文尝试探究董事会连锁关系对企业环境信息披露实践是否具有传播效应。

（一）董事会连锁关系与企业环境信息披露

董事会连锁关系对企业环境信息披露的影响主要体现在两个方面：一是董事会连锁关系会增加公司的同构压力；二是董事会连锁关系有助于提高董事会决策质量。

第一，根据模仿压力观，企业披露环境信息以应对外部制度压力和市场压力。研究表明，制度力量在渗透至组织边界时会发生变化［21］，而董事会是将组织与其制度背景有效结合的关键治理主体［22］。作为组织决策者，董事会面临的制度环境具有异质性，其在不同制度环境中积累的知识和经验也会导致对制度压力感知的差异。然而，受信息可得性限制，企业无法从同行的活动中学习，董事会连锁关系则为企业间相互学习、信息交换提供了有效渠道，可能会促进焦点企业模仿连锁企业的战略行为［23-24］。具体而言，董事会连锁关系为企业提供了应对外部压力的环境信息披露报告方面的经验。焦点公司董事会成员在其他公司董事会任职时会接触到其他公司的社会行为，这不仅为其判断企业社会责任战略的效益提供了参照，还直接施加了同构压力［22］。因此，在制度层面，环境信息披露可被视为对文化认知和规范性冲击压力的回应［25-26］。在组织层面，市场竞争也会影响企业社会行为［6］，即适度竞争能够鼓励企业以满足社会期望的方式行事［27］。

第二，根据沟通机制观，董事会连锁关系为企业提供了发布或披露企业环境实践的多元信息、情报、知识，有助于提高董事会决策质量。一方面，董事会连锁构建的企业间网络关系提供了比市场上更全面、准确、更具实操性和时效性的内部信息［28］（诸如有关环境标准、实践、法规、技术和社会期望等应对环境挑战方面的复杂分散的信息）［13，29］，促进了企业对社会责任的反思［24］，丰富了董事会成员在环境/企业社会责任披露方面的专业知识［6，26］，并推动企业将环境管理纳入战略领域［30］，提高企业环境信息披露水平。另一方面，董事会连锁关系通过扩大相关企业高管、董事和利益相关者网络促进了社会资本集聚，提高了董事会在环境问题方面的决策价值［13］。连锁董事直接参与不同董事会的决策过程，提高了自身灵活分析能力，为其了解社会复杂问题提供了契机，如管理者和监管机构的决策及环境措施的实施，并就企业合法性和声誉向管理层提供针对性咨询建议，这有利于增强董事会内部咨询和控制能力，从而提升企业环境信息披露水平。综上，本文提出假设1。

H1：董事会连锁关系数量越多，企业环境信息披露水平越高。

（二）同行业/跨行业董事会连锁关系与企业环境信息披露

根据新制度理论，不确定性导致了组织决策的模仿同构［31］。组织间模仿和实践的传播体现了组织学习的过程［32］，企业不仅从自身经验中学习，还要从类似制度背景下运营的同行及合作伙伴的经验中学习［22］，董事会连锁关系为相互关联的公司提供了传递治理和战略行为信息与实践的重要渠道［22］。因此，与同行业其他公司建立董事会连锁关系将有机会学习行业最佳实践［5］。同行业的连锁董事可增强董事会对特定行业知识和技能的运用能力，提高对环境问题决策的有效性，并通过同行协调，将资源配置给有利于整个行业的项目［5］，从而共同应对环境问题的挑战以改善环境绩效。此外，拥有不同行业背景、培训和工作经验的董事会成员能够提供有价值的非冗余信息，具备不同情境下的灵活分析能力［13］，更能在环境问题相关讨论中发表不同观点和意见，激发非传统思维［5］，鼓励公司紧跟环境责任履行较好企业的步伐，推动自身企业高质量发展。同时，跨行业董事会连锁关系有利于从连锁企业获取新知识、情报和信息［5］，促进对优秀企业实践的模仿与传播（如企业社会责任报告等）［6］，提高董事会决策的创造力。据此，本文提出假设2。

H2a：焦点公司同行业董事会连锁关系数量越多，企业环境信息披露水平越高；

H2b：焦点公司跨行业董事会连锁关系数量越多，企业环境信息披露水平越高。

三、实证研究设计

（一）样本选择与数据来源

国家环保局2008 年颁布了《环境信息公开办法（试行）》，要求公司应当按照自愿公开与强制性公开相结合原则，及时、准确地公开环境信息。本文以2008—2019 年沪深A 股上市公司为样本，并对初始样本进行如下筛选：①剔除研究期间被*ST、ST公司样本；②剔除金融、保险类公司样本；③剔除高管背景资料、财务数据和公司治理数据缺失样本。经筛选，最终获得2 386 家公司共20 335个公司-年度观测值（1）。公司治理和财务指标数据源自CSMAR 数据库，环境信息披露数据通过CSMAR 数据库“环境研究”子库手工搜集整理。为控制极端异常值影响，对所有连续变量采取首尾1%Winsorize 处理。

（二）变量测度

1.因变量：企业环境信息披露（EID）

借鉴已有研究［8，15，33-34］，本文依据环境信息是否涉及财务收支将其划分为财务类环境信息披露（EID_F）和非财务类环境信息披露（EID_NF）两类，具体项目见表1、表2 所列。项目评分规则：环境项目对应指标无描述计0 分，定性描述计1 分，定量描述计2 分。两者各自得分对应环境信息披露水平，两者得分之和表示企业总体环境信息披露水平（EID）。其中，对于披露载体指标，若仅发布年度报告但未单独披露环境信息为1 分，在社会责任报告或环境报告单独披露环境信息为2 分。

表1 财务类环境信息披露得分

表2 非财务类环境信息披露得分

2.自变量：董事会连锁关系（Interlock）

参考Lu 等［5］的研究，本文使用三种方式测量董事会连锁关系：①总连锁数量（Interlock），与其他沪深上市公司的连锁数量；②同行业连锁（In_Interlock），与具有相同行业代码的公司连锁的数量；③跨行业连锁（Out_Interlock），与不同行业代码的公司连锁的数量。

3.控制变量

参考已有研究，本文选择企业规模、资产负债率、企业成长性、盈利能力、股权集中度、董事会规模、董事会独立性、审计机构以及行业和年度虚拟变量作为控制变量。

各变量定义与测量见表3所列。

表3 变量定义与测度

（三）模型构建

为检验董事会连锁关系与企业环境信息披露间关系，构建如下计量回归模型：

其中：i为各个公司；t为年度；ln EIDit代表通过环境信息披露水平（EID）衡量的被解释变量；lnInterlockit为表征董事会连锁关系的解释变量；Xit为控制变量；εit为随机误差。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

表4报告了描述性统计结果。可以看出，企业环境信息披露（EID）均值为4.041 5，表明样本公司自愿披露环境信息的整体水平较低。EID 最小值为2.000 0，最大值26.000 0，说明不同企业间环境信息披露水平参差不齐。其中，标准化后的非财务类环境信息披露得分（EID_NF）均值为0.110 4（0.110 4=3.974 2/36），远高于标准化后财务类环境信息披露得分（EID_F）均值0.005 4（0.005 4=0.064 6/12），表明企业出于谋求合法性权益的动机，大多倾向披露非财务类环境信息，导致环境信息存在“滥竽充数”现象［34］，相比之下，具有“含金量”的财务类环境信息披露水平亟待提升。董事会连锁关系（Interlock）的均值、标准差、最小值和最大值分别为2.421 6、2.500 7、0.000 0和10.000 0，表明企业间董事会连锁关系数量差异悬殊。其中，同行业连锁（In_Interlock）均值为0.257 3，显著低于跨行业连锁（Out_Interlock）均值2.161 8，说明企业多与行业外企业董事会构建连锁关系。本文各变量方差膨胀因子（VIF）全部位于1.300 0～2.040 0 之间，说明回归模型不存在多重共线性问题干扰。

表4 描述性统计结果

（二）基准回归结果

1.董事会连锁关系与企业环境信息披露

董事会连锁关系与企业环境信息披露的回归结果见表5所列。列（1）为仅包含控制变量的基准模型，列（2）为加入董事会连锁关系的主效应回归模型，列（3）（4）分别为引入行业内董事会连锁关系、行业外董事会连锁关系的回归模型。列（1）结果表明，本文选取的控制变量基本有效；列（2）结果显示，董事会连锁关系（Interlock）回归系数显著为正（β=0.017 5，p＜0.01），意味着董事会连锁关系数量越多，企业环境信息披露水平越高，H1得到验证；列（3）结果表明，焦点公司同行业董事会连锁关系数量（In_Interlock）与企业环境信息披露水平显著正相关（β=0.070 7，p＜0.01），H2a得到验证；列（4）结果表明，焦点公司跨行业董事会连锁关系数量（Out_Interlock）与企业环境信息披露水平正相关，但统计上不显著（β=0.010 0，p＞0.1），H2b未得到验证。

表5 董事会连锁关系与企业环境信息披露回归结果

2.董事会连锁关系与企业环境信息披露——环境信息披露细分指标

为深入揭示董事会连锁关系对企业环境信息披露水平的影响，本文分别将财务类环境信息披露（EID_F）和非财务类环境信息披露（EID_NF）作为被解释变量重新进行回归。表6结果表明，董事会连锁关系对非财务类环境信息披露影响更大（β=0.016 9，p＜0.01），对财务类环境信息披露的影响则不显著（β=0.001 4，p＞0.1）；同行业董事会连锁关系不仅促进企业非财务类环境信息披露（β=0.069 1，p＜0.01），还有利于提升财务类环境信息披露水平（β=0.013 6，p＜0.01）；跨行业董事会连锁关系对于财务类、非财务类环境信息披露的影响均不显著。

表6 环境信息披露的细分指标回归结果

续表6

3.稳健性检验

（1）滞后一期。为消除董事会连锁关系与企业环境信息披露间逆向因果关系，本文将董事会连锁关系滞后一期重新进行检验。表7 列（1）结果表明，本文研究结论较为稳健。

（2）工具变量法。为缓解可能产生的内生性问题，本文以剔除焦点公司董事会连锁关系数量后的行业—年度均值作为工具变量进行检验。同一行业、年份中董事会连锁关系可能存在一定相似性，但行业内其他公司的董事会连锁关系并不会对焦点公司的环境信息披露产生直接影响，以此作为工具变量可缓解董事会连锁关系与企业环境信息披露之间潜在的内生性问题。表7 列（2）结果显示，Interlock 系数在5%水平上显著为正，表明在采用工具变量法测试后研究结论依然成立。

（3）替换被解释变量。改变企业环境信息披露的衡量方式，分别采用企业环境信息披露得分与各个环境项目最高分之和（48分）的比值（EIDRatio）、润灵环球（RKS）数据库CSR 评级中的内容评估得分（Cvalue）作为衡量EID的指标进行检验。表7列（3）（4）结果表明，Interlock 系数显著为正，说明研究结论较为可靠。

（4）倾向得分匹配（PSM）。为解决模型误设导致的内生性问题，本文选择Firmsize、Leverage、Top1、Growth、BoardInd、Board、ROA一阶协变量及二阶协变量进行1∶1 倾向得分匹配。平衡性检验结果表明，经过匹配后，协变量在处理组与控制组间不存在显著差异。表7列（5）为匹配后的回归结果，Interlock 系数在1%水平上显著为正（β=0.098 6，p＜0.01），说明研究结果具有良好稳健性。

表7 稳健性检验结果

五、异质性检验

（一）管理层持股

代理理论认为，除非受到适当监督或激励，否则公司高管会追求自身利益而不考虑各利益相关者的利益［35］。因此，管理层持股可能有助于缓解管理层与股东利益不一致引发的代理问题。根据自利性动机及代理理论，当管理层持股比例较高时，其私人利益与公司整体利益趋同，更可能从公司长远、可持续发展角度制定战略决策。对此，本文以管理层持股比例（2）中位数为划分标准进行分组回归。表8 列（1）（2）结果表明，管理层持股比例低组解释变量系数不显著，持股比例高组系数显著为正，解释变量系数在两组间存在显著差异（经验P值为0.011 0）。这一结果表明，管理层持股可通过协调代理人与委托人的利益，在降低潜在代理冲突方面发挥重要作用［37］。当管理层利益与企业价值更加一致时，其机会主义行为减少，向董事会隐瞒重要信息的动机减弱，更加倾向从企业长远、可持续发展角度制定战略决策，强化了董事会连锁关系对企业环境信息披露水平（促进企业与利益相关者对话的一种合法性机制）的积极作用。

（二）市场发展进程

模仿压力观认为，企业的模仿行为由不确定性导致［36］。市场发展进程越完善的企业，面临的制度压力、市场压力越大，导致与法律法规相关的不确定性也更大，竞争不确定性增加［6］。对此，本文以樊纲等编制的市场化指数为度量标准，按照市场化指数的中位数对市场发展进程分组。表8 列（3）（4）结果显示，市场发展进程缓慢组系数不显著，市场发展进程完善组系数显著为正，且组间差异系数显著（经验P值为0.073 0）。可见，成熟市场的高不确定性和激烈竞争导致更多的模仿压力［37］，加速了企业环境信息披露实践通过董事会网络的传播，验证并拓展了模仿压力观。

（三）行业特征

借鉴Lu等［5］的研究，将企业分为对环境影响较大行业（重污染行业）和对环境影响较小行业（非重污染行业）。由表8列（5）（6）结果可知，非重污染行业组解释变量系数显著为正，重污染行业组系数不显著，且组间系数存在显著差异（经验P值为0.089 0）。可能因为，重污染行业法规约束、环保政策较多，强制限定了披露环境信息最低标准，削弱了董事会连锁关系对企业环境信息披露的传播效应。

表8 异质性检验回归结果

六、研究结论与启示

本文以2008—2019 年沪深A 股上市公司为样本，实证检验了董事会连锁关系对企业环境信息披露的影响。研究结果表明：董事会连锁关系对企业环境信息披露具有显著正向影响，随着董事会连锁关系数量的增多，企业环境信息披露水平明显提高，且披露的环境信息多为非财务类环境信息；同行业董事会连锁关系不仅推动企业披露非财务类环境信息，还提升了财务类环境信息披露水平；进一步研究发现，在管理层持股比例较高、市场发展进程较为完善及非重污染行业中，董事会连锁关系对企业环境信息披露水平的正向影响更加显著。

本文的管理启示在于：①企业在遴选董事会成员时要考虑与同行业存在董事会连锁关系的董事，这有利于企业共享环境实践方面的知识和经验。同时，在全面推动经济社会绿色转型背景下，企业可以将绿色发展融入公司治理，以生态优先、绿色发展为导向，及时、准确、完整地公开环境信息，在落实环境保护责任中发挥示范引领作用，推动企业高质量发展。②环境信息披露是缩小信息不对称差距的有效工具，亦是判断与评估一家公司潜在风险和未来机会的重要依据。投资者可在以往重点关注上市公司自身经营状况与发展前景基础上，结合董事会连锁关系识别、判断其是否为“绿色”企业，从而对董事会有效性、企业环境实践形成客观、全面的认知，帮助制定科学、合理的投资决策，切实保护自身利益。③政策制定者和监管者应当完善上市公司环境信息披露制度，设置强制性或自愿性披露要求和监管指南，鼓励公司自愿公开有利于生态保护、污染防治的环境信息，尤其是加强具有“含金量”的财务类环境信息的披露，加快实现绿色转型与可持续发展。

本文研究存在一定局限性。首先，研究样本仅限于作为公众关注焦点的上市公司，其在承担环境责任方面可能比非上市公司承受着更大压力。故有必要拓宽研究对象范围至非上市公司，以构建一套更具普遍性的理论机制。其次，环境信息披露与绿色技术创新是企业应对环境压力通常采取的两种战略，前者属于象征性战略，后者属于实质性战略。本文仅探索了董事会连锁关系对企业环境信息披露这一象征性战略的传播效应，未来研究可考察其对实质性环境战略的影响以及两种环境战略间的相互作用。最后，企业环境信息披露可能存在自愿性环境信息披露与非自愿性环境信息披露不同指标，未来可在指标设计中综合考虑这一特点，以构建更加精准的衡量体系。

注 释：

（1）根据中国证券监督管理委员会2012 年修订的《上市公司行业分类指引》，本文研究样本包括重污染行业代码分别是B06、B07、B08、B09、C17、C19、C22、C25、C26、C28、C29、C30、C31、C32、D44；重污染行业样本占全部样本的20.19%。

（2）管理层持股比例是指董事会和监事会以外的所有高管团队成员持有该公司股票数量占公司总股本的比例。