政治关联对上市公司环境信息披露的影响研究

朱建文，贾天悦

(1.2.安徽财经大学 经济学院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

政治关联也称政治关系，广泛存在于世界各国，就中国而言，这种情况更为普遍和复杂。由于特殊的政体，我国企业中政治关联的来源渠道主要有以下两种：一是我国国有企业中与生俱来的政治关系；二是民营企业家主动与当地政府互动，谋求一定的政治地位。很多学者认为，政治关联在处理企业和政府的关系中扮演着重要角色，是企业与政府之间的润滑剂，通过这种特殊的“暧昧”关系，可以促进彼此的交流，不仅能为企业尤其是民企带来如政府补助、银行贷款等额外的经济收益和竞争优势，而且更容易使企业与政府在政策的制定和执行上达到某种程度的谅解或共识[1-2]。因此，政府所出台的种种环境保护政策是否会屈服于有政治关联的企业从而变得“徒有其表”，还是该类企业为取得政府持续性的信任和好感而使其“大行其道”，成为了国内外学者讨论的焦点，企业环境信息披露的好坏，也因政治关联的黑箱运作，增添了一种不确定性。

不同控制性质的企业中，政治关联对其作用效果又有何差别？政治关联是否可以弥补由于企业性质不同而产生的差异？针对这些问题，本文利用上海证券交易所上市的重污染行业公司进行了实证研究，该研究对于促进我国环境问题改善，提升环境信息披露质量具有重要的理论价值和现实意义。

二、文献回顾与研究假设

(一)政治关联与环境信息披露：合法性理论

合法性是企业获取资源权利的根本。因此，对企业来说，当经理认为某种特定的资源关系到公司的生存，他们就会采取各种战略，将该种资源合理化，以获得或维持其长久的使用权甚至所有权，这其中便存在企业家通过披露更多的环境信息为政治关联做正当性辩护的可能。我国目前缺乏良好的价格体系和完善的法律系统，政策管制失调的情况时常出现，这种较高的外部不确定性以及昂贵的交易成本使得处于经济转型中的企业更善于利用人际网络作为自身发展战略的一部分，而不是单纯地通过市场机制去开展战略联盟或获取资源；加之我国特殊的政治体制，生产资源的分配权仍由政府掌握。在这些因素的作用下，有政治背景的企业将会占据较大竞争优势，政治关联构成了我国上市公司所处制度环境的主要特征，成为企业持续经营和发展的重要保证机制[3]。反观国有企业“天然”的政治后盾，民营企业为增强在政府中的话语权，谋求政府的保护和政策上的支持，其对政治关联的需求则更显迫切，也因此被企业视为一项重要的“资源”。政治关联不同于腐败，在法律上具有合法性，但由于“寻租”现象的普遍存在，使其饱受非议，受到社会公众的大量关注。对此争议，民营企业家将比国企管理者表现出更强的敏感性。为了保护这种来之不易的“资源”不被贬值，民营企业会加强自我约束意识，并找寻一种能够将其“合法化”的有效途径，而环境信息披露则恰好符合该项要求。从信号传递理论分析，环境信息披露可以达到向外界传递“正能量”信号的意图，减少政治成本[4]。

可见，关联度越高的企业，越会在社会中释放更多积极的信号，利用环境信息的披露去获得社会对企业政治关联的认可；国有企业的所有权归属政府，多数官员的任免皆由国家决定，这种“理所应当”的政治关联能够得到社会大众的普遍理解和包容，使得国有企业所遭受到的外界压力会比民营企业小很多[5]。因此，国有企业并没有充分的动机去为其政治关联的正当性作辩解。基于上述分析，本文提出假设1和假设2。

H1：无论是国有企业还是民营企业，相对无政治关联的企业而言，有政治关联的企业其环境信息披露的水平更高，两者呈正相关。

H2：国有企业环境信息披露对政治关联的敏感度没有民营企业的高。

(二)企业控制权性质与环境信息披露：社会责任理论

美国学者谢尔顿首次将该理论引入公司治理中，提出“公司的社会责任”概念，并被学术界以及社会广泛采纳。该理论对传统股东利益最大化理论进行了修正，主公司应维护各方利益，包括员工、顾客、政府、社区、环境保护等经济、法律责任。

环境保护是企业不可推卸的责任。目前，在我国市场经济中占主导地位的依旧是具有国有性质的上市公司，它们在我国经济发展过程中有着中流砥柱的作用，而这种作用主要体现在政策导向和行为示范上。此外，考虑到国有企业在各类资源的获取，特别是在环境资源占用方面具有优势，相应地国有企业也应承担更多的环境信息披露责任[6]。基于上述分析，本文提出假设3。

H3：国有企业的环境信息披露水平要优于民营企业。

很多文献表明，政府在经济转型时期，仍能够通过政治关联来实现对民营化企业的“远程遥控”，以致公司的财务业绩下滑。这种控制被解读成政府干预，支持了政治联系对企业的市场价值具有负面作用的观点。然而郭剑花的研究表明民营企业存在政治关联，会承担较多社会负担，受政府干预较多[7]。当政治关系处于较高水平时，政治家在控制民营企业后，为了获得员工和当地群众的支持，提高自身的政绩和声望，会竭力使之追逐政府目标，履行与国有企业相同规模的社会责任，比如雇员责任、捐赠责任、投资责任、环保责任等；另一方面企业的管理者为了享受低税率、财政补贴等优惠，会迎合地方政府需求[8]。于是，本文提出假设4。

H4：通过增加政治关联的强度可以缩小民营企业与国有企业在环境信息披露水平上的差距，即政治关联和控制权的性质两变量可相互替代。

三、研究设计

(一)变量选择与界定

1.被解释变量—环境信息披露指数(EDI)

2.政治关联的计量

文献显示，政治关联存在两种计量方式：一种采用0-1变量来衡量，其关注点在于企业是否存在政治关联，若高管中有人拥有政治背景，企业被赋值为1；反之，赋值为0；另一种方式则聚焦企业政治关系的程度，对其衡量时，又分为以下两类：一类称为比例法，政治关系的强弱用有政治背景的董事人数与董事会规模的比例表示，另一类称为指数法，即对公司每个高管现在或以前的政治经历按一定级别进行评分，公司政治关联指数便为所有高管个人行政级别得分的简单或加权汇总。鉴于本文的研究内容涉及对政治关联程度的讨论，且指数法又相对繁琐，因此，本文决定采用比例法。政治关联的计算公式为：高管中具有政治背景总人数/高管总人数。

3.企业控制权性质的计量

从控制权性质分析，企业分为国有企业和民营企业。本文规定，若企业由国家控股，则该值赋0，由民营企业控股，则为1。

4.控制变量的计量

根据研究目的，本文选择如下控制变量：ROA表示盈利能力，用净资产税后利润率表示；LEV表示财务杠杆，用资产负债率表示；GROW代表企业的成长性，用主营业务增长率表示；CR_5代表股权集中度，用前五大股东的持股比例之和表示；BOS为监事会规模，用企业监事会的人数表示。具体变量的正负性见表1。

表1 变量定义表

变量性质变量名称变量符号变量定义预期正负性被解释变量环境信息披露指数EDIEDIi=x-minmax-min解释变量政治关联PC高管中(曾)任人大代表、政协委员、共产党干部、政府官员、国有银行高管、政府主管的商业协会(副)会长、劳动模范的人数/高管总人数+控制权性质STATE国企为0,民企为1-控制变量财务杠杆LEV资产负债率+盈利能力ROA净资产税后利润率+企业的成长性GROW主营业务增长率+股权集中度CR_5前五大股东的持股比例之和+监事会规模BOS监事会人数+

(二)样本的选取和数据来源

样本选择考虑到了重污染行业的类型广泛性和上交所主要以大型企业为主的特点，在剔除ST、SST等财务异常的公司后，得到540家重污染行业的上市公司1039个数据样本。被解释变量环境信息披露指数(EDI)、解释变量控股权性质(STATE)和政治关联(PC)数据主要来自笔者针对上市公司社会责任报告等的整理分析，其余变量来自CSMAR数据库和CCER数据库。

四、实证分析

基于文中提出的四个研究假设，将环境信息披露(EDI)作为因变量，以政治关联、控制权性质、财务杠杆、盈利能力、企业的成长性、股权集中度、监事会规模作为自变量，构建如下多元统计回归模型：

EDIt=α0+β1×PCt+β2×STATEt+β3×PCt×STATEt+β4×BOSt+β5×ROE+β6×LEVt+β7×CR_5t+β8×GROWt+λt

其中，λt为干扰项，防止其他因素对回归结果的影响。

表2的结果显示了在全样本下，政治关联与企业性质对环境信息披露效果的影响。从模型(1)和模型(3)可知，政治关联的标准化系数分别为0.071和0.096，分别在1%和5%的水平上显著，反映出环境信息披露的质量与政治关联程度成正比。进一步说明，有政府背景的企业能显著促进自身环境信息披露的完善，支持了本文的研究假设1。在模型(2)和模型(3)中，企业性质变量系数的估计值分别为0.0462和0.044，都达到了1%的显著性水平，说明国有企业对环境保护的重视度高于民营企业，其信息披露质量也高于民营企业，支持了本文的研究假设3。为了讨论假设4的成立与否，本文在模型(3)中引入政治关联和企业性质的交互项，若高强度的政治关联能够缩小民营企业与国有企业在环境信息披露方面的差距即假设4成立，则这该交互项的系数应通过显著性检验，且符号为正；然而其实证结果表明，政治关联和企业性质的相互项没有达到10%以内的显著性水平，没有进入回归模型中，但由于其系数为正，因此在一定程度上说明，政府可以利用政治关联的形式，参与到民营企业的经营决策中，将政府意志转化为民营企业的行动指南，使民营企业“被迫”履行部分国有企业必须承担的社会责任或义务。

在全样本分析后，本文将样本区分为国有企业样本和民营企业样本，从政治关联角度分析重污染行业在环境信息披露的影响差异。从表3的模型(4)和模型(5)可以看出，当上市公司属于国有性质时，政治关联对企业环境信息披露成正相关，但不显著(其系数为0.104，Sig=0.112)；当上市公司属于民营性质时，政治关联系数0.224，在5%水平上与企业环境信息披露呈显著正相关。上述结果表明对不同性质的上市公司，政治关联对环境信息披露发挥的效果也不尽相同，其中，政治关联在国企的影响力远没有在民营企业的大。这一实证结果支持了本文的研究假设2。

此外，全样本中，监事会规模以及股权集中度均在表2的三个模型中通过了显著性检验，与环境信息披露呈正相关，这说明监事会规模越大、股权集中的程度越高，上市企业整体披露的环境信息也越详细。对表3进行具体分析时，可以发现国有性质的公司，对环境信息披露起主要作用的是股权集中度、财务杠杆和企业成长性；民营性质的企业中，除政治关联、财务杠杆外，监事会的规模也是不可忽视的两个因素。

表2 全样本回归结果

变量被解释变量:EDI模型(1):全样本模型(2):全样本模型(3):全样本BSigBSigBSig(常量)0.3210.0000.328∗∗∗0.0000.332∗∗∗0.000PC0.071∗∗∗0.0100.096∗∗0.013STATE0.0462∗∗∗0.0000.044∗∗∗0.004PC×STATE0.0540.517BOS0.015∗∗∗0.0000.014∗∗0.0000.106∗∗0.015ROE0.0330.3640.0030.4010.0360.394LEV-0.1280.429-0.277∗0.090-0.286∗0.081CR_50.064∗∗∗0.0030.037∗0.0950.038∗∗∗0.000GROW-0.042∗∗∗0.009-0.045∗∗∗0.005-0.0450.005Adj.R20.1620.2630.240

注：*，**，***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

表3 国有企业与民营企业回归对比结果

变量被解释变量:EDI模型(4):国有模型(5):民营BSigBSig(常量)0.0000.925PC0.1040.1120.224∗∗0.037BOS0.1050.1150.251∗∗0.019ROE-0.0040.955-0.0260.814LEV0.120∗0.0670.267∗∗0.014CR_50.341∗∗∗0.0000.0310.771GROW0.173∗∗∗0.008-0.0980.349Adj.R20.1410.148

注：*，**，***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

为了验证上述结论的可靠性，本文进行了稳健性检验。对于政治关联的衡量，此处采用0-1表示法取代比例法，即有政治关联的企业为1，无政治关联的为0，将重新定义后的该变量代入原方程中，重复上述的研究内容，发现得出的结论与之前并没有发生改变，由于篇幅所限，在此不予以显示回归结果。

五、研究结论与启示

本文的实证结果表明，民营企业可以通过增加政治关联度来提高环境信息披露水平，而对国有企业，政治关联的作用不显著；国有企业的环境信息披露质量好于民营企业，但在一定程度上，这种差距会随着政治关联的强弱而发生不太显著的改变。

该结论认为政治关联对企业的环境信息披露具有重要的作用，改变了以前学者对其的“刻板印象”，帮助了人们重新思考对政治关联的认识和定义。鉴于本文的描述性统计分析，可以发现我国企业的环境信息披露的总体效果并不理想，加强企业的环境治理，改善信息的披露状况虽刻不容缓但任重而道远，需要集结政府、企业、社会的力量一同探索。因此在环境污染异常严峻的今天，该结论的提出可以给我国的环境管理提供一个新启发：政府应与企业建立一个类似政治关联的沟通机制，通过双方的互动交流，一方面企业家要求政府在研发、资金融通等方面提供必要的合理政策扶持；另一方面政府通过环境报告法规的颁布和实施，推动企业高度重视环境保护和环境信息披露，继而提高环境信息披露质量。总之，基于正确目标导向的政治关系，可以为地方政府和企业开创一个互利共赢的新局面。