高管政治关联与企业环境信息披露——考虑外部因素的影响

（副教授）

一、引言

近年来，我国环境问题的日益严重引起了利益相关者对企业环境责任和环境信息披露行为的关注。企业环境信息披露是指企业把自身各种活动对环境产生影响的信息向社会公众披露（罗党论、赖再洪，2015）。已有研究发现，企业特征因素、外部监督因素等均会影响企业环境信息披露行为（王建明，2008；Clarkson等，2008；沈洪涛、冯杰，2012；毕茜等，2015），但是，研究结论并不统一。本文认为，已有研究存在矛盾的原因之一是对我国特殊的制度背景考虑不够。

在转型经济制度下，政府在经济活动中扮演着十分重要的角色，企业与政府之间往往保持着紧密的联系（唐松、孙铮，2014）。龙建辉（2010）指出，企业具有各种建立政治关联的动机，而且政治关联对企业的决策具有很大的影响。林润辉等（2015）研究发现，高管具有政治关联的企业承担了更多的社会责任。另外需要强调的是，高管政治关联的作用有可能受到外部因素的影响。一方面，我国各地区的市场化进程存在着很大差异。研究表明，市场化程度越高，法治化水平也越高，公司治理机制相对完善，对于管理层的机会主义行为能够形成有效的监督与约束（杨兴全等，2014）。另一方面，激烈的市场竞争能够提供更多有关管理层的信息，能够给管理层带来极大的外部压力（Giroud等，2011；谭云清等，2008），从而约束内部人的行为，对管理层进行监督（伊志宏等，2010）。那么，在我国企业热衷建立政治关联的情况下，高管政治关联是否会影响企业的环境信息披露行为？地区层面的市场化进程、行业层面的产品市场竞争是否会对前述二者之间的关系产生调节作用？已有文献并未做出明确解答。

基于此，本文以2010～2014年重污染行业上市公司为研究样本，实证检验高管政治关联与环境信息披露的相关性，并分别考察市场化进程和产品市场竞争的调节作用。本文的贡献主要在于：丰富了企业环境信息披露影响因素的研究。本文以我国特殊制度背景为基础，研究企业高管拥有的政治关联影响，结果表明企业会利用政治关联的“关系资源”逃避环境信息披露责任，说明我国企业环境信息披露存在机会主义行为。另外，本文还从地区和行业两个层面，分析市场化进程和产品市场竞争对高管政治关联与环境信息披露关系的外部调节效应，为更好地发挥外部治理机制的作用提供了依据。

二、文献回顾与假设提出

（一）高管政治关联与环境信息披露

我国政府掌握着关系企业生存和持续发展的资源分配的权力，与政府建立联系是企业所需的重要资源（李维安等，2015）。但是，政治关联背后可能隐藏着企业的自利动机。姚圣（2011）研究发现，有政治关联的企业基于企业机会主义行为特征往往会选择较少地或者较晚地披露环境信息。叶陈刚等（2016）也认为，企业会利用政治关联降低环境法规评价标准、逃避环境责任。具体而言，政治关联对企业环境信息披露的作用机制表现为：

首先，从企业角度看，具有政治关联的企业可以利用与当地政府的关系阻挠或拖延监管部门的调查（雷倩华等，2014）。武剑锋等（2015）指出，政治关联代表了一定程度的腐败和低效，是企业逃避环保投资和环境监管的手段。而且，政治关联可以被用于抵御或缓解政府的环境规制压力。于文超、何勤英（2014）认为，当环境规制政策对企业经营绩效产生负面影响时，政治联系能够弱化规制政策在企业层面的实施力度。可见，由于政治关联“关系资源”的存在，企业即使出现环境事故，也有能力隐瞒真相或者将环保惩罚降到最低。

其次，从政府角度看，政治关联使得政府与企业的利益趋于一致，政府有可能会主动降低针对有政治关联企业的环境管制要求。由此引发的后果是，企业对环境责任更加不重视。而且，沈洪涛、苏亮德（2012）研究发现，我国企业环境信息披露行为存在着羊群效应，具有示范性的某个企业对环境责任的漠视将会引发羊群效应，企业之间相互“模仿与学习”，进而造成整个行业的环境管理水平降低。

最后，从成本角度看，政治寻租需要额外成本，导致企业压缩环境信息披露成本。Ball等（2000）认为，政治关联背后暗含着较高的关系维护成本，企业虽然能从政治关系中获得利益，但要支付相应的租金。由于政治关联的存在，企业需要将更多的精力用于聘请高管、支付更多薪酬、维系政治联系等方面，较高的政治关联维系成本给企业带来了巨大的成本压力。根据冗余资源理论，企业面临较大的成本压力时，将会更少地进行环境保护投入，在环境信息披露方面的表现也可能较差。

另外需要强调的是，刘志远、李海英（2010）指出，在经济转轨阶段，国有企业的产权性质本身就是一种替代性的保护机制，对政策的制定和执行必会产生深远的影响。在国有企业中，政治关联多为企业被动取得，企业与政府之间的关系更为密切（王成方等，2013），其政治关联的内生性和牢固性为企业更好地抵御政府环境管制提供了有利条件。此外，考虑到国有企业对当地经济的巨大贡献，地方政府对国有企业的环境管理相对放松。因此可以预期，相比民营企业，拥有天然政治关联的国有企业环境信息披露水平较低。综上，本文提出假设1：

假设1：高管政治关联与环境信息披露显著负相关，而且相比于民营企业，二者的负相关关系在国有企业更显著。

（二）外部因素的调节作用

良好的外部治理机制有利于对管理层的行为进行监督和制约，从而抑制管理层的寻租行为（谭庆美等，2015）。作为一个综合性指标，市场化水平能够衡量企业的外部经营环境。由于存在环境差异，我国各地区市场化水平明显不同（夏立军、陈信元，2007）。随着市场化的推进，政府职能不断向“服务型”转化，通过控制企业承担社会责任的动机减弱的同时，政府监管部门的独立性增强，有利于监管作用的发挥（杨兴全等，2014）。市场化水平较高的地区，具有以下特征：①市场受政府干预较少，关系型资源较少，法律制度更加完善（李慧云、刘镝，2016），企业的政治关联会受到一定程度的制约。在这些地区，社会信息透明度更高，公共关注与媒体监督力度更大，非法寻租手段（如贿赂）更容易被发现（戴亦一等，2014）。②公众环保意识较强，企业社会责任的履行水平也较高。肖作平、杨娇（2011）认为，良好的法律制度促使企业承担更多的社会责任。③经济比较发达，居民的收入水平较高，环保意识较强，企业面临的外部压力较大，其环境信息披露水平也较高（沈洪涛、冯杰，2012）。据此，本文提出假设2：

假设2：市场化水平的提高能够削弱高管政治关联对企业环境信息披露的负向作用。

竞争性的产品市场对管理层具有有效的监督机制，并有助于限制管理层的机会主义行为（肖作平，2005）。市场竞争较为激烈的行业，资源分配较为公平合理，政府的干预程度相对较低，政府执法行为相对公开透明，企业利用政治关联采取机会主义行为的空间相对较小。所以，激烈的行业竞争条件下，面对政府监管和公共关注的压力，企业利用政治关系逃避环境管制的手段受到制约，环境管理水平相对提高，进而愿意披露更多的环境信息。同时，基于合约理论和激励理论的研究发现，产品市场竞争强度的提高是解决所有者和管理者之间信息不对称及代理问题的一种有效手段（张正勇，2012）。行业竞争越激烈，消费者争夺战也越激烈，面对同行业竞争对手的监督和挑战的压力，企业信息隐瞒的可能性会降低，倾向于披露更多的环境信息（罗炜、朱春艳，2010）。据此，本文提出假设3：

假设3：产品市场竞争强度的提高能够削弱高管政治关联对企业环境信息披露的负向作用。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

根据上海证券交易所2008年发布的《上市公司环境信息披露指引》以及环境保护部2010年发布的《上市公司环境信息披露指南（征求意见稿）》，本文选取2010～2014年沪深两市A股重污染行业上市公司作为研究样本，同时剔除样本期间被ST、∗ST等特别处理的公司、数据缺失和资产负债率大于1等财务指标异常的公司。最终得到2556个有效样本观测值。

环境信息数据是从上海证券交易所和深圳证券交易所下载的上市公司公开披露的年报、社会责任报告、可持续发展报告和环境报告书中获取，并进行手工整理。高管政治关联数据主要是根据CSMAR数据库中披露的高管个人简历手工整理赋值，其他变量数据均来自于国泰安（CSMAR）和色诺芬（CCER）数据库。本文对主要连续型变量在1%与99%分位数上进行Winsorize处理，以减少因极端值存在对回归结果产生的影响。实证分析所采用的统计软件是Stata 14.0。

（二）变量定义

1.被解释变量。本文的被解释变量为环境信息披露质量（EDI）。参考毕茜等（2012）的研究，将环境信息分为环境管理、政府监管与机构认证、环境成本、环境负债、环境投入、环境业绩与环境治理等方面。具体赋值标准为：环境信息披露为定性描述赋值1分，为定量描述赋值2分，没有描述赋值0分。对于环境管理、政府监管与机构认证这两个特殊的项目，按样本公司是否披露进行赋值，披露赋值1分，否则赋值0分。在此基础上，将各样本公司环境信息披露质量得分除以最大的总得分，即可得出样本公司的环境信息披露质量指数（EDI）。此外，为了检验评分结果是否可靠，本文采用重测信度法和评分者信度法对其进行验证，得出评价结果可靠的结论。

2.解释变量。

（1）高管政治关联（PC）。参考苏忠秦等（2012）的研究，将高管政治关联定义为上市公司董事长和总经理的政治关联得分之和。具体衡量为：现任或曾在政府部门任职，担任人大代表、政协委员或在部队任职等被认为存在政治关联，赋值标准见表1。

表1 高管政治关联评价体系

（2）市场化水平（MAR）。根据王小鲁等（2017）的“中国各地区市场化指数”衡量市场化水平，在此基础上，为进一步区分市场化水平的高低，设置虚拟变量XMAR。当该地区市场化水平大于中位数时赋值为1，否则为0。

（3）产品市场竞争强度（HHI）。度量产品市场竞争强常用的方法主要有企业数量（Compe）、行业中最大的四家企业市场份额（CR4）和赫芬达尔—赫希曼指数（HHI）。本文借鉴伊志宏等（2010）的方法，采用HHI指数度量产品市场竞争强度，计算公式为HHI=Σ（Xi/X）2，其中，X=ΣXi，Xi为企业i的销售收入。HHI指数越小，说明产品市场竞争强度越大；反之，则说明产品市场竞争强度越小。为了进一步区分产品市场竞争强弱，设置虚拟变量XHHI，该指标小于中位数时赋值为1，否则为0。

3.控制变量。参考毕茜等（2012）、林润辉等（2015）的研究，本文从企业特征、财务状况、公司治理等方面选取控制变量，具体包括企业规模（Size）、产权性质（State）、资产负债率（Lev）、盈利能力（Roe）、高管持股比例（Mshare）、董事会规模（Bod）、独立董事占比（Ind）、监事会规模（Bss）和披露载体（Csr）等，另外还控制了年份（Year）变量。相关变量的定义如表2所示。

表2 变量定义

（三）模型构建

为了检验高管政治关联与环境信息披露质量之间的关系，建立回归模型（1）：

为了检验市场化水平对政治关联与环境信息披露质量之间关系的影响，建立回归模型（2）：

为了检验产品市场竞争强度对政治关联与环境信息披露质量之间关系的影响，建立回归模型（3）：

四、实证分析

（一）描述性统计

表3是主要变量的描述性统计结果。可以看出，环境信息披露质量（EDI）的最小值为0，最大值为0.980，且标准差较大，说明样本公司环境信息披露水平存在较为显著的个体差异。环境信息披露质量的均值只有0.191，大于中位数0.140，且远小于最大值，说明大部分样本公司的环境信息披露质量低于平均值，总体披露水平相对较低。高管政治关联（PC）均值为0.680，说明政治关联是样本公司高管所具有的一个不可忽视的显著特征。市场化水平（MAR）最大值为9.950，最小值为-0.3，表明我国各地区市场化水平存在较大差异。产品市场竞争强度（HHI）最大值为0.501，最小值为0.021，说明不同行业的市场竞争强度存在较大的差异，且HHI的中位数小于均值，表明大部分样本公司面临着较强的产品市场竞争。另外，产权性质（State）的均值为0.648，表明国有企业在样本中的占比接近2/3；独立董事占比（Ind）最小值只有0.182，说明个别企业并未达到独立董事占比1/3的要求。

表3 描述性统计

（二）相关性分析

各变量的Pearson相关系数如表4所示。高管政治关联（PC）与企业环境信息披露质量（EDI）的相关系数显著为正，与假设不符。由于相关性分析只是初步分析变量之间的相关性，所以研究假设是否成立仍需要进一步检验。此外，从表4还可以看出自变量之间的相关性系数均小于0.5，且变量的方差膨胀因子（VIF）均小于2，可以认为回归模型不存在严重的多重共线性问题。

（三）回归分析

1.高管政治关联与环境信息披露质量的相关性。为了验证假设1，本文采用最小二乘回归方法（OLS）对模型（1）进行回归。White检验发现，回归方程存在异方差问题，因此采用稳健标准误回归，具体结果如表5所示。从表5第（2）列可以看出，高管政治关联（PC）的回归系数在5%的水平上显著为负，说明高管政治关联对企业环境信息披露具有显著的负向影响，即高管政治关联程度较高的企业更倾向于披露较少的环境信息。因为企业可以利用政治关联逃避环保投资、环境监管，所以其缺乏积极披露环境信息的动力。而且，在国有企业的样本中，高管政治关联（PC）的回归系数为-0.009，在5%的水平上显著；在民营企业的样本中，高管政治关联（PC）的回归系数不显著，假设1得到支持。国有企业具有天然的政治联系，其政治关联是内生的、比较牢固，具有较强的抵御能力。相较而言，民营企业会主动寻求产权保护机制，建立起政治关联作为法律保护的替代机制来保护企业产权（潘红波等，2008）。民营企业建立政治关联更多的是为了获取经济利益，故民营企业政治关联对环境业绩和环境信息披露方面的影响可能较小。

此外，控制变量的回归结果显示，企业规模（Size）、产权性质（State）、监事会规模（Bss）与环境信息披露质量显著正相关，资产负债率（Lev）与环境信息披露质量显著负相关，与已有研究文献基本一致。

2.市场化水平对高管政治关联与企业环境信息披露质量的调节作用。模型（2）的回归结果如表6第（2）列所示。高管政治关联（PC）的回归系数在1%的水平上显著为负，交乘项（XMAR×PC）的回归系数在5%的水平上显著为正，表明高管政治关联与环境信息披露质量显著负相关，市场化水平弱化了高管政治关联与环境信息披露质量的负相关关系。高管政治关联对环境信息披露质量的影响受到市场化水平的制约，假设2得到验证。本文研究表明，在市场化水平较高的地区，法律体系较完善，公众环保意识较强，即使企业高管具有政治关联，在面对利益相关者的环保信息披露需求和政府监管压力时，企业依然需要提高环境信息披露质量。

表4相关性分析

3.产品市场竞争强度对高管政治关联与企业环境信息披露质量的调节作用。模型（3）的回归结果如表6第（3）列所示。高管政治关联（PC）的回归系数在5%的水平上显著为负，交乘项（XHHI×PC）的回归系数为正，但未通过显著性检验，表明产品市场竞争强度并没有抑制高管政治关联对企业环境信息披露的负向影响，实证结果不支持假设3。可能的原因是我国尚处于经济转型期，社会二元体制的割裂依然存在，公平竞争的市场经济制度还未完全建立（李四海等，2015），还未形成完全以市场为主导的资源配置体系，市场竞争行业准入限制也未完全放开，政府仍掌控大量的稀缺资源和行政审批权，有较大的自由裁量余地（于蔚等，2012）。所以，在激烈的竞争条件下，企业可能会利用政治关联采取一些机会主义行为应对竞争压力，此时，产品市场竞争的外部治理作用没有完全发挥出来。在这种背景下，需要建立公平有效的市场竞争机制，为产品生产经营活动创造一个公平的竞争环境，充分发挥市场竞争的外部治理作用。

表5 政治关联与企业环境信息披露质量相关性的回归结果

（四）稳健性检验

1.将高管政治关联滞后一期的稳健性检验。考虑到高管政治关联与环境信息披露之间可能存在内生性问题，本文将高管政治关联滞后一期，考察其对企业环境信息披露的影响。结果表明高管政治关联与环境信息披露之间呈显著负相关关系，国有企业的负相关性更显著。假设1再次得到支持。

2.改变政治关联评价方式的稳健性检验。借鉴刘慧龙等（2010）、吴文锋等（2008）的研究，将上市公司董事长和总经理现任或曾在政府部门任职以及担任人大代表、政协委员或在部队任职定义为政治关联并赋值为1，否则赋值为0。回归结果再次验证了假设1。

3.运用分组回归检验市场化水平作用的稳健性检验。

样本所在地市场化指数大于中位数的为高市场化水平组，低于中位数的为低市场化水平组，分别对两组样本进行回归。在市场化水平高的样本中，高管政治关联的回归系数不显著，但在市场化水平低的样本中，高管政治关联与环境信息披露在1%的水平上显著负相关。假设2再次得到支持。

表6 外部治理机制、政治关联与环境信息披露

4.改变产品市场竞争强度衡量方式的稳健性检验。借鉴伊志宏等（2010）的研究，采用行业内企业数目（Compe）衡量产品市场竞争强度，该值越大，说明竞争越激烈。为进一步区分产品市场竞争强弱，设置虚拟变量XCompe，行业内企业数目大于中位数时赋值为1，否则为0。回归结果与前文一致，产品市场竞争并不能产生显著的调节作用。

五、结论与启示

本文以2010～2014年重污染行业上市公司为研究样本，实证检验了高管政治关联对企业环境信息披露的影响，并从地区和行业两个层面，进一步研究了市场化水平和产品市场竞争强度两大外部因素对二者关系的调节作用。研究发现：我国企业环境信息披露水平总体偏低，且存在明显的个体差异；高管政治关联对企业环境信息披露有负向影响，政治关联程度越高的企业越不愿意进行环境信息披露，而且相比民营企业，二者的负相关关系在国有企业更显著；市场化水平的提高能够削弱高管政治关联对环境信息披露的负向影响，但产品市场竞争强度并没有发挥抑制作用。本文的研究表明，在经济转轨的背景下，我国企业缺乏披露环境信息的积极性，出于自利动机形成的政治关联不利于企业环境责任履行。

基于上述研究结果，本文提出以下建议：第一，政府应尽快建立企业环境信息披露制度，完善环境信息披露的法律法规。从2010年环保部出台《环境信息披露指南》到2015年新《环境保护法》的实施，针对环境问题我国采取了一系列措施，但是，我国企业环境信息披露仍存在着随意性大、主观性强的普遍特征。因此，加快制定统一的环境信息披露制度，规范企业的环境信息披露行为刻不容缓。第二，推进我国各地区市场化进程，深化市场经济改革，建设服务型政府，减少政府对市场的干预。简政放权与放管结合，让市场在资源配置中发挥更大的作用，引导企业的政治关联行为，减少对“关系”的依赖，让企业成为市场上真正的主人。第三，建立公平、有效的市场竞争机制，发挥市场竞争的作用。本文的研究表明，我国当前的产品市场竞争未能发挥预期的积极作用，需要进一步优化市场竞争环境，提高资源配置的公平性，使产品市场竞争能够“实至名归”。

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