大股东退出威胁对环境信息披露质量的影响研究

王 静，马 靖，姜 明

（山东建筑大学 商学院，山东 济南 250100）

一、引言

2021 年12 月生态环境部令第24 号公布《企业环境信息依法披露管理办法》，办法指出：“企业作为环境信息依法披露的责任主体，应当建立健全环境信息依法披露管理制度。”信息披露被视为企业价值创造的重要工具[1]，作为环境治理的重要机制之一，推动企业环境信息披露，不仅能够提高企业信息透明度，缓解外部投资者与企业之间的信息不对称，而且能够给企业带来显著的经济效益和生态效益[2]。虽然我国环境信息披露的相关法律规定不断得到完善，但披露的正式制度仍然有所欠缺，管理层在环境信息披露方面拥有较大的自主选择权，披露信息的质量缺乏可靠性[3]。这种选择性的披露不仅使得企业外部利益相关者的利益得不到保障，而且损害了企业的长期价值。

已有关于企业环境信息披露影响因素的研究主要有：外部环境监管制度压力[4]、媒体相关报道[5]、企业间的模仿性趋同[6]等外部压力以及控股股东持股比例[7]、独立董事比例[8]、高管特征[9]等内部治理因素，鲜有文献单独从企业外部大股东角度出发研究其对环境信息披露质量的影响。

作为企业重要的内部治理机制，大股东治理受到学者们的普遍关注。传统的股东发声机制认为，企业外部大股东可以通过争夺董事会席位[10]、投票更换管理层[11]等“用手投票”的方式，约束管理层和控股股东的私利行为，实现对公司的有效治理。然而，我国股权高度集中的现象使得外部大股东很难通过积极干预的方式实现对公司的治理。我国股权分置改革和融资融券等制度的实施，在提高股票流动性的同时，也降低了大股东“用脚投票”的成本，当公司经营不利时，其通过“退出”方式实现公司治理的可能性增加。那么大股东能否通过退出威胁途径约束管理者为谋取个人私利的环境信息披露行为成为本文主要的研究内容。

本文的主要研究贡献在于:第一，从大股东治理的角度丰富了环境信息披露驱动因素的研究。现有关于股东对企业环境信息披露影响的研究是从控股股东股权性质、股权集中度等角度进行分析，并未涉及股东退出威胁路径的治理效应。第二，丰富了大股东退出威胁经济后果的研究。已有多位学者验证了退出威胁对财务报告质量[12-13]、投资效率[14]、创新效率[15]、并购绩效[16]等的治理效应，但还未涉及对环境信息这一非财务信息披露的研究，本文为大股东通过退出威胁发挥治理作用的研究提供新的证据。

二、理论分析与研究假设

我国上市公司存在较为严重的“一股独大”现象，因此，双重代理问题成为研究我国公司治理所要解决的突出问题[17]。一方面，所有权与控制权的分离使得管理层与股东的利益目标相悖，高管有动机和能力去操控包括环境信息在内的信息披露以掩盖其自利行为[18]。另一方面，控股股东相较于其他外部大股东或者中小股东而言拥有更高的控制权和信息优势，可能与管理层合谋，通过信息操纵[19]、关联交易[20]、盈余管理[21]等方式实施“隧道挖掘行为”，进而使得其他股东蒙受损失。

控股股东之外的大股东相较于中小股东而言，持有更多股票，有强烈的动机收集企业内部信息。根据“退出威胁”理论，当大股东的利益因管理者或控股股东私利行为而受到侵占时，往往会选择通过抛售股票减少个人损失，大股东作为知情交易者，其股票抛售行为会向市场释放企业的股票价值被高估的信号。为了防范大股东退出导致的高管变更[22]及其他股东的追随抛售引起股价下跌等给自身带来的惩罚或财富损失，管理者和控股股东会更倾向于迎合外部大股东需求，双重代理问题得到缓解，较低的代理成本能够降低两者运用信息披露的自主裁决权攫取私有收益的动机[23]，环境信息披露质量得以有效提升[24]，达到事前约束的治理效果。因此，本文提出以下假设：

H1：在其他条件不变的情况下，大股东退出威胁能够提高企业环境信息披露质量。

已有研究表明，大股东参与公司治理的行为不仅会受到自身持股规模的影响，同样还会受到股权制衡度的影响。一方面，当股权制衡度较高时，其他大股东更有可能通过积极发声的方式参与公司的治理，从而减少控股股东与管理层攫取个人利益的行为；另一方面，当其他大股东与控股股东持股比例差距较大时，参与公司治理的能力和动机都显著减弱，一旦拥有非公开信息的大股东出现不满行为，其选择“用脚投票”的可能性更大，即退出的可信度更高。为避免其他大股东“退出”导致的股价下跌，使自身利益受损，控股股东更有可能通过事前减少对其他大股东的利益侵占行为[25]，代理成本的降低使得环境信息披露质量得以提升。因此，本文提出以下假设：

H2：当股权制衡度较低时，退出威胁越可信，其对公司环境信息披露质量的影响越显著。

分析师作为信息媒介和有效的外部监督力量，其关注度较高的上市公司更容易引起外部利益相关者的注意[26]。依据分析师监督假说，分析师可能会运用个人的专业知识、通过多种途径深入挖掘大股东退出背后隐藏的企业内部治理不善的信息，并将其如实反映至与企业相关的研究报告之中[27]，增加公司治理问题被投资者发现的概率，并将其反映到资本市场中，使得管理者蒙受声誉及利益损失[28]，进而促使他们约束自身的私利行为，加强环境信息披露管理。这种外部监督机制的存在，能够显著增强大股东退出威胁对提高企业环境信息披露质量的作用。基于此，本文提出以下假设：

H3：其他条件不变时，企业受到的分析师关注越高，退出威胁对公司环境信息披露质量的治理效果越好。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文以2009—2020 年所有A 股上市公司数据作为初始研究样本，在此基础上，剔除金融保险行业、剔除ST、*ST 的公司、剔除数据缺失的样本，最终得到2 710 家公司的17 033 个样本观测值。本文在国泰安数据库前十大股东信息的基础上，通过查阅年报对大股东信息进行补充并对一致行动人进行合并处理，融资融券标的证券信息来源于锐思数据库，其余数据均来自国泰安数据库。为消除极端值，对所有连续变量进行上下1%的Winsorize 缩尾处理。

（二）变量定义

1.被解释变量：环境信息披露质量

本文在借鉴王婉菁等（2021）[29]方法的基础上，构建环境信息披露质量评价指标体系，来衡量企业的环境信息披露质量（EDI），具体评价指标如表1 所示。其中，EDI 为上市公司各项环境披露信息条目得分之和与最优得分（37 分）的比值。

表1 环境信息披露质量评价指标体系

此外为了增强研究的稳健性，本文以标准化后的一级指标组合：充分性（EDI1）、充分性和显著性（EDI2）以及充分性和可靠性（EDI3）测量环境信息披露质量再进行基准回归模型检验。

2.解释变量：大股东退出威胁

本文借鉴Dou 等（2018）[12]的做法，以股票流动性（SL）与大股东竞争程度（BHC）的交乘项来衡量大股东退出威胁（NET）。其中Blocki，t）2，Blockk，i，t为i 公司第t 年由第k 个大股东的持股比例，Blocki，t为i 公司第t 年中所有大股东持股比例之和；SLi，t为股票流动性，采用流通股日均股票换手率作为其代理变量。

现有文献中对大股东的衡量标准有持股比例高于5%和10%两种。本文参考余怒涛等（2021）[13]的做法将持股比例超过5%的股东定义为大股东。同时，为提高结论的可信度，在稳健性检验中也将持股比例超过10%作为判断企业大股东的依据重新进行OLS 回归检验。

3.调节变量

（1）退出可信度。本文参考姜付秀等（2015）[25]的方法，计算出控股股东与大股东持股比例的差额，根据差额是否大于中位数衡量退出可信度（Differ），大于中位数取1，表示该企业大股东退出可能性较大，否则取0。

（2）分析师监督。本文用第t 年跟踪i 样本公司的分析师人数（团队）数量的自然对数衡量分析师对企业的外部监督程度。

4.控制变量

根据以往文献的研究，本文选取企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、成长性（Growth）、企业年龄（Age）、盈利能力（Roe）、董事会规模（Bsize）、独立董事比例（Dir）、实际控制人两权分离率（Sep）作为控制变量。此外，本文还控制了年度和行业固定效应。

（三）模型设计

为了检验H1，本文构建模型（1）来分析大股东退出威胁对企业环境信息披露质量的影响：

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

各变量的描述性统计结果，如表2 所示。Panel A列示了本文主要变量。整体而言企业环境信息披露质量不高。从大股东退出威胁来看，均值为-0.446，标准差为0.733，表明大股东退出威胁机制在样本企业中存在一定的差异。Panel B 按照大股东退出威胁的中位数将总体样本分为退出威胁程度低和退出威胁程度高的两个子样本，并对不同子样本的环境信息披露质量进行单变量均值差异检验，高NET 组和低NET 组的环境信息披露质量均值分别为0.172和0.123，中位数分别为0.108 和0.054，从均值差异的T 检验结果来看，高NET 组的环境信息披露质量在1%水平上显著高于低NET 组的环境信息披露质量，假设H1 得到初步验证。

表2 变量的描述性统计

（二）回归结果分析

本文根据模型（1），对大股东退出威胁与环境信息披露质量之间的关系进行多元OLS 回归，回归结果如表3 所示。

表3 回归结果检验

由列（1）可知，NET 的回归系数为0.005 2，且在5%水平下显著；列（2）、列（3）、列（4）报告了以标准化后的一级指标组合测量企业环境信息披露质量后进行回归的结果，回归系数至少在5%水平下显著为正。这表明大股东可以通过退出威胁提升企业的环境信息披露质量，验证了本文假设1。

（三）稳健性检验

1.内生性检验

（1）Heckman 两阶段模型。为避免样本自选择对研究结论的影响，本文采用Heckman 两阶段法进行检验。首先，将虚拟变量NET_D（高退出威胁取1，否则取0）作为被解释变量；其次，在原有控制变量的基础上加上同行业中大股东NET 均值作为解释变量进行Probit 回归，并将第一阶段估计出的逆米尔斯比率（IMR）放入第二阶段的模型中回归。由表4列（1），Heckman 第二阶段回归结果中IMR 的回归结果并不显著，说明本文不存在样本选择偏误，同时EDI 的回归系数依然在1%的水平下显著为正，说明本文关于大股东退出威胁与环境信息披露质量正相关的主要结论依然稳健。

（2）基于融资融券制度的双重差分检验。本文采用股票流动性及大股东之间的竞争程度衡量退出威胁，可能存在严重的内生性问题。融资融券制度的实施具有外生性，且能够显著增强标的股票的流动性。因此，本文参考余怒涛等（2021）[13]的思路，基于我国融资融券制度实施的政策事件，采用双重差分的方法排除内生性的干扰。由表4 列（2）可知，交乘项的系数为0.066 0 且在1%水平显著，这表明被列入融资融券标的后的企业，相对于列为标的之前的样本以及未被列为标的的企业而言，环境信息披露质量显著提升，说明大股东退出威胁有效改善了企业环境信息披露质量，支持前文论断。

表4 稳健性检验

2.其他稳健性检验

本文还通过更换自变量和因变量方式进行稳健性检验。一方面，将持股比例超过10%的外部股东视为大股东，重新计算退出威胁，替换原有自变量；另一方面，本文在参考王婉菁等（2021）[29]方法的基础上，以各二级指标标准化评分的变异系数作为权重代替等权加总，重新衡量环境信息披露质量。上述稳健性检验的结果均支持本文的假设H1。

（四）调节效应分析

表5 列示退出可信度和分析师监督对大股东退出威胁与企业环境信息披露质量间关系的调节作用回归结果。

表5 退出可信度、分析师关注的调节作用

由列（1）可知，退出威胁与退出可信度的交乘项（NET*Differ）系数为0.015 5，且在1%水平上显著，表明退出可信度会促进退出威胁对企业环境信息披露质量的提升作用，即股东退出可能性越大，其通过退出威胁发挥的治理作用越强，假设H2 成立。列（2）结果显示了分析师监督的调节作用回归结果，其中退出威胁与分析师关注度的交乘项（NET*Analyst）系数为0.006 0，且在1%的水平下显著，表明分析师监督程度越高的企业，越能够增强退出威胁对企业环境信息披露质量的提升作用，假设H3 成立。

五、结论

本文选取2009—2020 年我国A 股上市公司的数据，基于大股东退出可信度和分析师关注度的调节作用，研究企业大股东退出威胁对环境信息披露质量的影响。研究结果表明：大股东退出威胁与环境信息披露质量正相关，环境信息披露质量会随着退出威胁的提高而得到改善；引入调节变量后，退出可信度和分析师关注度均会对退出威胁与环境信息披露之间的关系起到正向调节作用，有助于增强大股东的治理效应。

本文所得研究结论可以为如何发挥大股东的治理效应、提高环境信息披露质量提供一些有益的启示：（1）对大股东而言，应当积极寻找在被投资企业“发声”的有效途径，维护自身权益。（2）对企业而言，应当构建合理的股权结构，使大股东能够通过多种途径实现对企业的治理，提高企业信息透明度。（3）对国家而言，首先，应制定并落实企业环境信息披露的具体法律条款，减少管理层私利行为的操纵空间；其次，完善投资者保护制度，优化大股东退出威胁发挥治理作用的市场环境，推动企业绿色健康发展。