管理层激励与产品市场竞争和企业环境信息披露

谢 宁，龙均云

(湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007)

一、理论分析与假设

(一)管理层激励与企业环境信息披露

管理层激励通常根据不同的激励手段分为两种：管理层薪酬激励和管理层股权激励。

管理层薪酬激励是指企业以现金或等价资产的薪酬促使管理层和股东的目标在短期内趋同，以此维护企业利益。薪酬激励在管理层完成经营目标后直接发放，通常不再与后续经营状况挂钩，使管理层会更加倾向于低成本、高风险、高收入的短期经营行为。而环境信息披露作为一种社会责任，所表现出来的收益通常是长期、隐性且不稳定的。基于此，吴育辉和吴世农指出：出于自利行为，受到高薪激励的管理层会聚焦于短期利益，从而消极对待环境信息披露等长期性项目的投入[1]。李强和冯波通过实证分析进一步指出：薪酬激励与环境信息披露呈负相关，且重污染行业政府进行的市场干预较多，一定程度上削弱了薪酬激励机制的效果，形成了替代效应[2]。因此，本文提出假设1。

H1：管理层薪酬激励与企业环境信息披露质量呈负相关，即管理层薪酬激励将削弱企业环境信息披露质量。

管理层股权激励是指企业通过授予管理层本企业股权，使其拥有企业部分所有者身份，以期管理者将自身利益从本质上与股东趋同、减少股东和经营层之间存在的信息差。由于其股权价值与企业经营状况长期相关，此时管理层更愿意接受环境信息披露所带来的长期利益。朱春艳和罗炜指出：当代理成本较低时，企业经营者将更加主动地进行环境信息披露，且这类自发性披露质量普遍较高[3]。高冉也认为：在重污染行业中，股权激励将提高企业环境信息披露质量，使得经营者更加注重企业长期发展，以期实现利益最大化[4]。因此，本文提出假设2。

H2：管理层股权激励与企业环境信息披露质量呈正相关，即管理层股权激励将提高企业环境信息披露质量。

(二)产品市场竞争与企业环境信息披露

环境信息披露已成为企业市场竞争差异化战略中的重要一环。在此基础上，“绿色竞争优势”理论应运而生。李玉米和周霞提出“绿色创新模式”理念，即当国家政策大量倾向于绿色生态建设时，企业主动进行高质量的环境信息披露有助于建立企业尽职保护环境的良好形象，从而取得其他高污染竞争对手所不具备的“绿色竞争优势”[5]。王雄元等人研究发现，高竞争行业中的企业比低竞争企业更愿意主动披露企业环境信息，且质量也普遍较高，两者呈明显的正线性相关[6]。基于上述观点，本文提出假设3。

H3：产品市场竞争和企业社会责任信息披露质量呈正相关，即产品市场竞争越激烈，企业社会责任信息披露质量越好。

(三)管理层薪酬激励、产品市场竞争与企业环境信息披露

从我国实际经济环境来看，当企业面临的行业竞争压力较大时，尽管薪酬激励会抑制管理者披露环境信息的主动性，但也将迫使管理层不得不进行环境信息披露，以此来维护企业形象和应对政府对于环境保护的基本要求。而股权激励则会更加侧重于长期发展。管理层将通过主动披露高质量的环境信息来降低信息不对称程度，从而吸引更多的投资者。“绿色发展”理念本身就符合企业长期可持续发展战略，管理层顺应可持续发展的经营主旨，也会自发地进行环境信息披露。因此，特提出假设4。

H4a：产品市场竞争会弱化管理层薪酬激励与企业社会责任信息披露之间的负相关，即产品市场竞争越激烈，管理层薪酬激励与企业环境信息披露负相关越弱。

H4b：产品市场竞争会强化管理层股权激励与企业社会责任信息披露之间的正相关，即产品市场竞争越激烈，管理层股权激励与企业环境信息披露正相关越强。

二、研究设计

(一)样本选取与数据来源

重工业企业由于其经营特征，环境污染较严重，这类企业的环境信息披露行为和质量显得尤为重要。因此，本文选取2016—2019年沪深A股市场上市公司共346家企业作为样本数据，剔除ST、金融、数据样本缺失的企业并已处理明显异常数据，最终获得1384个观测数据。其中涉及的财务数据来源于CSMAR以及RESSET数据库，环境信息披露数据来自上交所和深交所门户网各公司年报及环境信息报告，其衡量指标通过项目评分法赋值计算取得。

(二)变量定义

1.被解释变量——企业环境信息披露

被解释变量为企业环境信息披露(EDI)，该数据将环境信息分为11项。其赋值标准为：若某项无具体报告则为0分、常规定性报告评1分、定量报告评2分、部分特定项目存在披露则评1分、未披露评0分，最后总分即为企业环境信息披露得分。且本评分项目最大得分为17分。

2.解释变量——管理层激励

管理层激励分为薪酬激励与股权激励。

将薪酬激励作为高管短期经营行为和结果激励的代理变量，同时参考李延喜等学者的研究方法，即以企业内高管薪酬(不含各类津贴)前三名之和的自然对数作为衡量指标[7]。

将股权激励作为高管长期经营行为和结果激励的代理变量。由于我国近年来高管持股现象愈发常见，因此本文中的股权激励指标舍弃以往常用的赋值型计算方法，改用高管持有现股数量与总股本之比作为衡量指标。

3.解释变量——产品市场竞争

在学术研究中，对于用何种指标来衡量产品市场竞争尚无定论，本文参考边宇[8]等的研究方案，选取赫芬达尔指数作为产品市场竞争的衡量指标。其指数数值越大，代表着行业内企业竞争越弱; 反之，代表竞争越激烈。具体计算方法为行业内的每家公司的总资产与行业总资产合计的比值的平方累加，具体公式如下：

(1)

其中，xi为单个公司的总资产，X为该公司所属行业的总资产合计，(Xi/X)即为该公司所占的行业市场份额。

4.控制变量

参考伊志宏等[9]的选择，综合选取股权集中度、管理层人数、资产负债率、企业规模、营收增长率、净资产收益率指标作为控制变量，并将企业所属行业及年度因素作为虚拟变量。其具体定义，如表1所示。

表1 变量定义表

本文实证模型设计具体有如下三步。

第一步，验证管理层薪酬激励和股权激励与企业环境信息披露之间的关系；第二步，验证产品市场竞争与企业环境信息披露之间的关系；第三步，验证产品市场竞争对管理层薪酬激励和股权激励对企业环境信息披露的影响。

根据上述第一步构建模型一和模型二。

EDI=a0+a1*SALARY+a2*HFD+a3*LEV+a4*SIZE+a5*GROWTH+a6*ROA+a7*EXE+∑IND+∑YEAR+ε

(模型一)

EDI=a0+a1*SHARE+a2*HFD+a3*LEV+a4*SIZE+a5*GROWTH+a6*ROA+a7*EXE+∑IND+∑YEAR+ε

(模型二)

根据上述第二步构建模型三。

EDI=a0+a1*HHI+a2*HFD+a3*LEV+a4*SIZE+a5*GROWTH+a6*ROA+a7*EXE+∑IND+∑YEAR+ε

(模型三)

另外，根据上述第三步，将其全部观测值以产品市场竞争为分组依据，按照其竞争激烈程度分为高竞争组和低竞争组，随后在模型一和模型二的基础上再次验证产品市场竞争对管理层薪酬激励以及股权激励与企业环境信息披露的影响。

三、实证分析

(一)描述性统计

相关变量的描述性统计结果如表2所示。对表中具体数值分析可知，企业环境信息披露(EDI)的相关数据表明，在重污染企业中，各企业环境信息披露的差距仍然较大，存在两极分化，且行业总体水平低于中位数，行业整体水平仍需提高。薪酬激励(SALARY)相关数值表明，企业高管层次薪酬差距较小，行业内高端管理人才收入水平波动不大。股权激励(SHARE)均值较小且最小值为0，表明仍有相当一部分企业未曾开展股权激励或者股权激励较少，而最大值达到持股80%以上，则可能是因为有些企业经营权和所有权未明确分离。产品市场竞争(HHI)相关数值表明，即使在重污染领域，各行业间竞争压力同样存在差异，但普遍较为激烈，这也符合前文对该领域的描述。余下6种控制变量之间差异也较为明显，说明在重污染行业中，企业发展形势都存在差异，这也符合实际市场情况。

表2 描述性统计结果表

(二)相关性分析

为检验各模型中是否存在多重共线性，现进行全部变量之间的相关性分析，其检验结果如表3所示。

表3 相关性分析结果

1.薪酬激励和股权激励

薪酬激励和股权激励与环境信息披露相关系数分别为-0.9521和0.0683，且两者均于1%置信水平上呈显著相关。该结果符合前文所述的假设1和假设2，即薪酬激励越高，环境信息披露质量越差；股权激励越高，环境信息披露质量越好。

2.产品市场竞争

产品市场竞争(HHI)与环境信息披露质量在1%水平上呈显著相关关系。HHI越小，表明市场竞争越激烈，其相关系数-0.8583表明两者之间存在正相关性，满足前文所述假设3。

3.薪酬激励和股权激励与赫芬达尔指数

薪酬激励和股权激励与产品市场竞争相关系数分别为0.9154和-0.0733，同样均在1%置信水平上呈显著相关，说明市场竞争越激烈，采用薪酬激励的企业将越少，而股权激励则越多。

(三)回归分析

1.管理层激励与企业环境信息披露回归分析

如表4模型一数据所示：薪酬激励与环境信息披露质量回归系数为-4.9135，并在1%的置信水平上呈显著负相关性，且调整R2为0.8532，说明模型具有较强的解释能力。该结果表明，管理层薪酬激励与环境信息披露呈负相关，符合假设1。薪酬激励促使管理层快速增加近期内的经营成果，因此，管理者会降低甚至放弃环境信息披露这类长期利益，从而达到降低成本，将更多资金投入短线投资中去的目的。股权激励与环境信息披露质量的回归性分析如表4模型二所示：两者之间回归系数为0.0354，并在5%的置信水平上呈显著正相关性。结果表明：高管受到股权激励会对环境信息披露质量产生积极的影响，支持研究假设2。

2.产品市场竞争与企业环境信息披露回归分析

产品市场竞争与环境信息披露质量的回归性分析如表4模型三所示：两者间回归系数为-25.5889，并在1%的置信水平上呈显著正相关性，表明产品市场竞争具有优化环境信息披露的功能，即行业竞争越激烈，企业越愿意主动披露高质量环境信息，以此获得国家政策红利，从而保证企业的长期发展，符合假设3。

表4 管理层激励、产品市场竞争与环境信息披露回归结果

3.管理层薪酬激励、产品市场竞争与企业环境信息披露回归分析

为进一步分析产品市场竞争对管理层两种激励方式和环境信息披露的关系的影响，将全样本按照赫芬达尔指数分为三组，取前后两数据组。由于赫芬达尔指数越小代表竞争越激烈，因此，将平均数值小的一组定义为高竞争组；反之，定义为低竞争组。

如表5所示，无论在高竞争组还是低竞争组，薪酬激励和环境信息披露均在1%置信水平上呈显著负相关，该结果与全样本回归结果一致。但从回归系数上进一步分析，薪酬激励在高竞争组回归系数为-2.6296，远低于低竞争组的-7.2045，这表明激烈的行业竞争会削弱薪酬激励对环境信息披露的负相关性，符合假设4a。但当管理者处于高压竞争环境时，若继续忽视环境信息披露，或将减少企业短期项目的利润，甚至影响企业正常经营。因此，在高竞争条件下，负相关性的削弱或许不是部分薪酬激励下的管理者开始重视环境信息披露，而是被动地开展披露工作。

表5 产品市场竞争调节作用的回归结果

此外，高竞争组股权激励和环境信息披露在1%的置信水平上呈正相关，其回归系数为0.0364；低竞争组数据则在10%的置信水平上呈正相关，回归系数为0.0227。分析结果符合假设4b。从现实意义上分析可得：在低竞争环境下，企业进行环境信息披露时更多的是考虑企业良好形象和响应国家政策。但在高竞争环境下，管理者则会更多地考虑通过环境信息披露来获取长期“绿色竞争优势”，使企业在激烈的市场竞争中先人一步，从而保障更长远的发展前景。

四、稳健性分析

为确保上述各模型实证分析的结果准确合理，进行以下稳健性检验：(1)将以总资产为计算口径的赫芬达尔指数(HHI)替换为以营业收入为计算口径的HHIC进行检验；(2)借鉴邓曦东的分组方式，以HHI的中位数为分组临界点，将样本分为高低两个竞争组，再次检验薪酬激励和股权激励与环境信息披露之间的关系，以及产品市场竞争对其关系影响的回归稳健性。

本文在通过上述两种方法进行检验后，所得出的实证结果与前文结论基本保持一致，再一次验证了管理层激励、产品市场竞争和环境信息披露之间四种假设的可靠性，从而使研究结果和数据更加稳健。

五、结论与建议

综上所述，管理层薪酬激励、股权激励和产品市场竞争均会对企业环境信息披露工作的开展和质量产生影响。本文对四者关系进行实证分析，得出以下四个结论：第一，薪酬激励会降低环境信息披露的质量和管理者披露的主动性；第二，股权激励会提高管理层对披露环境信息的主动性，且其质量普遍较高；第三，产品市场竞争会迫使企业重视环境信息披露，从而提高行业整体的环境信息披露工作质量；第四，在高压竞争环境下，薪酬激励与环境信息披露之间的负相关性会被削弱，而股权激励与环境信息披露之间的正相关性则会被加强。

重污染行业的环境信息披露工作在近年来一直受到政府的高度关注，以往粗放式的发展并不符合企业利益最大化的经营理念。因此，结合上述实证分析结果和实际情况，针对环境信息披露工作的发展提出以下三点建议：第一，重污染企业在考虑使用薪酬激励时，应综合考虑各因素间的协调作用，制定合规合理的奖惩措施以及环境信息披露工作要求，以期削弱薪酬激励和环境信息披露之间的负相关性；第二，更多地使用股权激励制度，使管理层有“自己的公司”的经营理念，从而充分发挥股权激励对环境信息披露工作的正向积极性；第三，高竞争压力行业中的企业应该更加主动地寻求长期发展方式，而不是为了应对眼下的竞争压力不惜损害长远利益，竭泽而渔式的经营方式势必走向毁灭。