高管政治关联、环境监管模式变迁与企业环保投资

唐 亮，陆璟楠，姜海锋，薛九洋

（阜阳师范大学商学院，安徽阜阳 236037）

改革开放以来，我国城市化进程加速推进，经济实力持续提升，消费市场不断扩大，成为全球进出口货物贸易第一大国和全球第二大经济体。在经济发展速度和经济绩效的“强激励”下，一系列严重的自然资源浪费和严峻的生态环境污染事件时有发生，成为限制中国绿色发展、阻碍生态文明建设、威胁社会稳定的“拦路虎”〔1-2〕。党的十八大以来，随着政府的高度重视和社会公众的广泛关注，我国生态环境得到显著改善，呈现稳中向好的态势。生态环境保护是高质量发展的重要抓手〔3〕。党的十九大报告进一步提出高度重视环境立法水平和执法力度，推动经济绿色发展。同时，国家相继出台了《生态文明体制改革总体方案》《水污染防治法》《大气污染防治法》《固体废物污染环境防治法》和《海洋环境保护法》等一系列配套的政策法规，健全完善生态环境立法工作，提升环境督察执法水平，提高违法成本和惩罚力度，呼唤社会关切度，进一步提高企业环境责任主体意识〔4〕。

实行最严格的法律规章制度和不断加大的环境执法力度对我国生态环境改善和绿色可持续发展产生了积极作用〔5〕。但是，目前我国污染排放和环境风险依然较高的生态环境状况并没有得到根本扭转，个别企业违规排污造成的环境污染事件依旧层出不穷，从2010 年福建紫金矿业溃坝事件、2015 年河北邢台新河地下水污染事件、2017 年腾格里沙漠污染事件到2019 年长江货船水污染事件。由于我国环境监管主要采取属地模式，环境保护和污染防治工作主要由属地政府负责〔6〕。属地政府的地方保护和环境污染的负外部性一定程度上制约了环境监管的力度和环境治理的效果〔7〕。特别是部分重污染企业不顾国家的明令法规，公然挑战法律“红线”，相关的地方党委、政府和部门对此现象或视而不见，或小惩小戒，存在着执法不严、违法不究、监督不力等问题〔8〕。探寻原因，在晋升锦标赛和财政分权下，地方官员由于存在较大的晋升压力和财政负担，需要企业创造高纳税额增加地方财政收入，而企业也会因存在着生存需求而主动寻求或加深与政府的关系，进而利用政治关联获得一系列的优惠条件，由此政企合谋形成〔9-10〕。

一直以来，国家环境保护政策主要针对企业环境保护和污染治理的责任，造成了对地方政府环境责任监督与考核的缺位〔11〕，在一定程度上加速了政企合谋形成。中央也逐渐意识到这种政企合谋对生态环境治理造成的巨大阻碍。2015 年8 月，中共中央办公厅和国务院办公厅联合印发《党政领导干部生态环境损害责任追究办法（试行）》，该文件明确指出各地方党委和政府相关部门对本区域内的生态环境负全责，细化追责情形与形式，并强化约束的指标，加强“行为追责”力度，为持续推动生态文明建设提供了有效支撑和制度保障〔12〕。由“督企”向“督政”转化的环境监管模式变迁是否能促使地方政府和企业真正重视环境保护，督促企业增加环保投资行为呢？这种影响关系是否会由于环境监管模式转变产生变化呢？目前上述问题在现有文献中还未得出一致结论。

本研究将重污染行业确定为主要研究对象，首先分析重污染企业高管政治关联是否对企业环保投资行为产生影响，其次验证环境监管模式的变迁对企业环保投资的影响机理，最后探讨监管模式变迁是否对高管政治关联与企业环保投资的关系具有调节作用。

1 理论分析与研究假设

根据资源依赖理论，组织的生存和发展离不开外部环境和资源的支持，资源需求方的行为受资源控制方影响，且资源愈重要、愈稀缺、愈不可替代，这种控制影响程度越大〔13〕。环保投资是一项兼顾经济、环境和社会效益的特殊投资，需要大量的外部资源投入，而政治关联作为政府与企业相互影响的纽带，势必对企业环境决策行为产生影响。

企业获得政治关联的主要途径为：其一，聘请相关具有政治背景的人员担当企业的董事、监事及高管等职位；其二，通过主动承担社会责任，例如积极使用环保设备、使用绿色能源、广泛参与当地社会建设等，保持与当地政府良好的交流，逐渐形成稳定的政企关联；其三，企业管理者通过自身努力使企业得到向上的发展，在积累一定的社会人脉和声望后获得党代表、人大代表、政协委员等政治身份。一旦企业高管取得了一定政治身份，其对党和政府的服从意识相对比较明显，意味着高管会为了获得政府的承认，而主动响应政府的号召，切实履行应承担的社会责任，肩负起企业对社会负有的环保责任，积极主动加大环保投入力度，切实服务于社会整体目标。何晓斌等〔14〕通过分析中国民营企业样本，基于企业管理者人大代表身份和企业基层党组织嵌入管理层两个方面分析企业政治关联，最终得出企业高管的政治关联能够通过缓解资源约束影响最终绩效结果。陈东等〔15〕认为高管的政治关联使得企业更容易引起社会公众和新闻媒体的广泛关注，特别是在企业社会责任方面承担更大压力，客观上推动企业增加环保投资。为了建立和维护良好的政治关联，企业会积极主动响应政府政策号召，通过高管政治关联属性，将政府环境政策内化为企业积极主动行为，为其自身带来“资源效应”〔16〕，综上分析，本研究提出假设1（H1）。

H1：限定其他条件，高管政治关联对企业环保投资具有正向影响。

在中国环境改革进程中，国家政策具有重要的指引作用。从我国有关环保政策的颁布进程来看，2008 年12 月华北等6 大区域环境督查中心相继成立，随后2014 年原环境保护部出台《环境保护部约谈暂行办法》和《环境保护部综合督查工作暂行办法》，至此环保督察对象正式由“督企”向“督政”为核心转变。2015 年中央全面深化改革领导小组通过并印发《环境保护督察方案（试行）》，环保监督进入“党政同责”的中央环保督察阶段〔17〕。

环境监管模式变迁的背后是科层制运作逻辑的改变，以“督政”为核心的环境监管模式是中央政府推动地方政府在环境保护方面积极履职尽责的重要手段。督察组组长由省部级高级干部担任，将环保督察提升至前所未有的政治高度，督察结果直接报送中央，并根据具体督察结果责令相关地方政府拟定一系列整改方案，层层压力下要求地方政府不得不重视本区域的环保问题〔18〕。环境监管模式的变迁实质上是一种强制性的环境规制，是中央政府对地方政府及其属地企业开展直接监督和问责的制度安排，将中央的环境决策部署最大程度地传导至地方政府，并通过地方政府施压于污染企业，最终改善企业的环保投资行为。在“督企”向“督政”监管模式的变迁下，由于特殊的企业性质和所属行业特征，重污染企业面临的压力尤其巨大，进一步影响了企业管理者的环保投资决策。当政府的环境规制越严格时，企业为了遵守法规往往会改变部分资金的用途，转而投资环境治理〔19〕。综上分析，本研究提出假设2（H2）。

H2：限定其他条件，环境监管模式变迁对企业环保投资具有正向影响。

环境监管模式变迁进一步加强了对地方政府生态环境治理责任的监督和考核，通过畅通绿色发展政策的传导机制，持续完善公司治理，进而提升企业环境保护行为〔20〕。环境具有负外部性的特征，环境监管模式变迁后，中央政府对于地方政府的环境治理水平提出更高的要求，而这种要求和压力也会进一步传导至企业。在社会环保意识不断增强的背景下，政府和社会公众的压力，使得越来越多的企业通过持续的绿色创新行为，获得创新补偿，并最终得到可持续发展。环境监管模式的变迁使得企业外部环境发生变化，势必会影响企业因政治关联而增加的环保投资水平。

从企业获得政治关联的目的分析，一方面如果企业是出于通过政治关联获得政府优惠政策，那么由于监管模式的变迁，地方政府面临中央环境政策刚性约束的压力，这种压力会削弱企业通过政治关联进行寻租的可能性，在一定程度上避免政企合谋的发生，会削弱政治关联对企业环保投资的促进作用。另一方面，环境监管模式变迁后，政府的环境监管压力增大，通过不正当的政治交易获得政府政策倾斜及相关的税收优惠力度和可能性会降低，也可能会抑制企业环保投资行为。因此，总的来说，环境监管模式的变迁会降低高管政治关联对企业环保投资的积极作用。综上分析，本研究提出假设3（H3）。

H3：限定其他条件，环境监管模式变迁会削弱高管政治关联对企业环保投资正向影响。

2 研究设计

2.1 样本选取样本主要选取我国2008—2020 年沪深A 股重污染上市企业公开数据，同时基于以下标准进行了相关的样本剔除：①删除ST、*ST、PT 类型公司；②删除主变量及相关控制变量缺失样本；③删除财务数据异常的样本。最终得到1 949 家公司的15 972 个有效观测值。根据环境保护部发布的《上市公司环境信息披露指南（征求意见稿）》，将“重污染行业”定义为B、C、D 类共计27 个行业，具体涵盖代码见表1。

表1 重污染行业代码

主要的变量数据来源：（1）企业环保投资数据。主要来源于企业对外公布社会责任报告、上市公司年报附注等；（2）高管政治关联数据。基于国泰安数据库中高管个人资料文件的数据，查阅出各公司2008—2020 年间董事、监事和企业高层管理者的姓名和简历；（3）相关控制变量数据全部来源于国泰安数据库，对主要的连续性变量进行1%的Winsorize 处理。本研究通过Excel 软件进行数据的搜集与整理，使用Stata 15.0 软件进行数据的相关性与回归分析。

2.2 变量定义企业环保投资。借鉴刘媛媛等〔21〕的衡量方法，由于部分企业没有披露环保投资额，存在环保投资额为0 的现象，因此采用企业环保投资额（以万元为单位）加上1 的自然对数衡量。

高管政治关联。借鉴苏忠秦等〔22〕、施赟等〔23〕的做法，采用赋值法将高管政治关联定义为上市公司董事、监事和高级管理人员的政治关联得分之和。见表2。

表2 高管政治关联定义

环境监管模式变迁。2014 年12 月，原环境保护部发布《环境保护部综合督查工作暂行办法》，标志着环境监管模式从“督企”到“督政”的转变。因此环境监管模式变迁（POST）以2015 年为划分节点，即2015 年及之后年度POST 取值为1，2015 年之前年度POST 取值为0。

借鉴毛新述等〔24〕、王鸿儒等〔25〕的研究结果，同时结合本研究目的，将第二产业比重、市场化程度、公司规模、上市时间、资产负债率、股权集中度、独立董事占比、年度和行业列为控制变量。各变量具体定义见表3。

表3 变量汇总定义

2.3 模型构建基于文章提出的3 个研究假设，企业环保投资作为被解释变量，高管政治关联作为解释变量，环境监管模式变迁作为调节变量，控制其他可能会影响企业环保投资的变量。

为验证H1，提出模型（1）：

为验证H2，提出模型（2）：

为验证H3，提出模型（3）：

式中，α1～α12为系数项，ε 为误差项。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计根据表4 描述性统计，2008—2020 年间共检测出15 972 条样本数据。从整体来看，上市公司企业环保投资（EPI）最大值为11.15，最小值为0.00，表明从整体来看我国企业环保投资数额参差不齐，从标准差仅为3.15 也可以看出大部分企业环保投资金额仍处于较低水平，自愿披露或主动增加环保投资金额的意识并不强烈。总体样本的高管政治关联（PC_P）标准差为3.36，平均值为1.71，可以发现重污染企业高管政治关联存在较大的差异。环境监管模式变迁（POST）标准差为0.49，可以看出在2008—2020 年，整体样本数据量分布较为均匀。从控制变量的结果来看，第二产业比重（SIR）、市场化程度（MARKET）、公司规模（SIZE）、上市时间（AGE）、股权集中度（TOP1）、独立董事占比（INDR）的标准差均超过1.00，说明重污染企业间的公司治理体系、公司规模、当地经济水平均存在明显差距。

表4 描述性统计

3.2 相关性分析为了验证变量之间是否存在多重共线性问题，采用皮尔逊相关系数法进行检验。由表5 可见，各变量相关系数皆小于0.500，因此排除变量之间可能存在多重相关性问题。分析数据发现：高管政治关联（PC_P）与企业环保投资（EPI）在1%水平上显著正相关，说明高管政治关联会促进企业环保投入，初步验证假设1。环境监管模式变迁（POST）与企业环保投资（EPI）的相关系数为0.023，显示在1%水平上显著正相关，初步验证假设2。

表5 相关性分析

3.3 回归分析选取2008—2020 年15 972 条样本数据，通过F 检验与豪斯曼检验之后，最终确定使用固定效应模型进行所有的回归分析，结果见表6。模型（1）检验的是高管政治关联与企业环保投资之间的关系。结果显示高管政治关联回归系数为0.035 9，且在1%水平上与企业环保投资显著相关，表明高管政治关联程度越深的企业更倾向于投入更多的环保投资，因此验证了假设1。

表6 回归分析结果

模型（2）检验的是环境监管模式变迁与企业环保投资之间的关系。结果显示环境监管模式变迁回归系数为0.707 4，且在1%水平上与企业环保投资显著相关，表明环境监管模式的变迁对企业环保投资具有正向影响，因此假设2 得到验证。

模型（3）检验的是高管政治关联、环境监管模式变迁与企业环保投资之间的调节关系。结果显示高管政治关联回归系数为0.044 4，环境监管模式变迁回归系数为0.727 3，两者在1%水平上与企业环保投资显著相关，验证前文假设1 和假设3。同时，高管政治关联与环境监管模式变迁的交乘项回归系数为-0.029 6，在10%水平上与企业环保投资显著相关，假设3 得到验证。基于环境监管模式变迁视角下，高管政治关联对企业环保投资的正向作用减弱。

3.4 稳健性检验

3.4.1 替换相关变量衡量指标 分别借鉴杜建军等〔26〕（2020）替换企业环保投资定义、借鉴林润辉等〔27〕（2015）替换高管政治关联定义。具体相关替换变量定义见表7。

表7 相关替换变量定义

由表8 模型（1）检验结果可以发现，高管政治关联的回归系数为0.051 3，在10%的显著性水平上通过检验，假设1 得到验证。表8 模型（2）中环境监管模式变迁的回归系数为0.000 5，在5%的显著性水平上通过检验，假设2 成立。

表8 稳健性检验

加入融资约束指标。考虑到增加控制变量，在衡量企业盈利方面加入融资约束指标。借鉴Hadlock 等〔28〕将公司融资约束情况划分为5 个等级，采用SA 指数计算方法定义融资约束，公式具体如下：

SAindex=-0.737×SIZE+0.043×SIZE2-0.040×AGE。

回归结果前后基本一致，没有明显变化，具体见表8 模型（3），高管政治关联能够显著地增加企业环保投资金额，其显著性水平达1%，相关调节效应结果与前文假设3 相一致。综上所述，替换相关变量后稳健性检验结果具有一定稳健性。

3.4.2 工具变量法 考虑到高管政治关联与企业环保投资之间存在着双向因果关系，例如环保投资较多的企业可能往往是自身高管政治关联较深的企业，因而采用工具变量法。企业监事会规模（BSS）作为内部治理的关键指标，其组织成员主要包括股东代表和适当比例的公司职工代表，因此不会直接影响企业环保投资规模，但其规模的大小会直接影响高管政治关联的程度。因此本研究选取企业监事会规模（BSS）作为工具变量。由表9 可得，高管政治关联与企业环保投资保持正相关关系，均与前文假设1 相符。

表9 稳健性检验

4 研究结论与政策建议

企业是环境污染治理的重要主体，企业进行环保投资是国家绿色发展中的关键一环，正视新发展阶段并重视环保投资对企业自身的可持续发展具有关键作用。本研究选取A 股市场企业数据，立足中国实情，实证检验高管政治关联对企业环保投资的具体效应，并探讨环境监管模式变迁对高管政治关联与企业环保投资的调节作用，得出如下结论：（1）高管政治关联对企业环保投资存在正向影响；（2）环境监管模式的变迁确实起到了促进企业提升环保投资的作用。在以“督政”为核心的环境监管模式下，中央将环境治理的决心和政策压实到地方政府，使得当地相关部门重视本区域的生态环境，加大对重污染企业的监管措施和惩治力度；（3）环境监管模式的变迁对高管政治关联与企业环保投资具有一定的调节作用。环境监管模式的变迁能够抑制高管政治关联对企业环保投资的正向促进作用，使企业通过增加环保投资获得政企关联的目的性减弱，从长远角度来看有利于公平竞争市场环境的形成。

基于本研究的结论，为进一步提升企业环保责任意识和进行环保投资的积极性，提出如下建议：（1）从我国的国情出发，政府在资源分配中承担着关键角色，企业可以通过隐形的政治关联获得资源，但也不排除一些企业存在着政治关联负面化的倾向，逃避环保责任，或将政府拨款的环保投资资金挪作私用。因此，为使环保投资发挥积极的作用，政府需要进行源头治理，将违规行为遏制在初期，避免长期负面化的高管政治关联所引发的一系列不良后果。（2）环境治理具有私人成本大于收益的特征，因此企业环保投资普遍积极性不高，特别是在经济转型叠加新型冠状病毒肺炎疫情的共同影响下，迫切需要政府通过产业政策和金融支持等方式进行积极引导，政府可以提供多元的绿色生产优惠政策，对积极参与环境治理的企业给予适当的补贴，帮助重污染企业在环境治理、节能减排、绿色循环技术等环保投资项目上提供便利条件。同时，鼓励金融机构创新绿色信贷产品，引导社会资本助力企业绿色发展。（3）通过建立健全环境信息披露指引，在保障企业商业机密的前提下，合理引导企业在年报或社会责任报告中集中披露环保投资及相关明细信息，并建立相应的激励机制对环保投资较为突出的企业进行奖励。通过社会各界的共同努力，推动生态环境改善和绿色可持续发展。