環境信息披露具有處罰效應嗎？

姚圣　李詩依

摘 要：在環境信息日益受到關注的情況下，已經被查出違法違規的企業一般會采取兩種完全不同的環境信息披露行為：一是披露更多的環境信息以挽回企業形象，二是披露較少的環境信息以免再次受到處罰。但究竟會采用哪種披露行為在現有文獻中還沒有得到有效的解決。選取2005—2006年和2009—2011年制造業上市公司為樣本，以政策變更為研究背景，檢驗不同行業、不同產權性質企業在違法違規被查處后環境信息披露的差異。研究發現，相比于政策變更之前，違法違規的國有非重污染企業環境信息披露會增加，而國有重污染企業則會減少，該作用在監管距離較近時更加顯著。

關鍵詞：國有企業；違法違規行為；環境信息披露；政策變更

中圖分類號：F205；F426 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2017）02-0068-08

一、引言

環境信息披露既是政府監管企業環境行為的重要手段（Brown et al.，2006）[1]，也是企業應對外部壓力變化的一種工具，企業管理層通過調整環境信息披露的水平、內容與質量來應對外部公共壓力（Brown et al.，1998[2]；Aerts et al.，2008[3]）。對于我國國有企業而言，涉及到違法違規行為并被處罰的企業，受到公眾與媒體的關注程度較大，面臨著較大的公共壓力。在環境信息日益受到關注的情況下，環境信息披露就成為了應對外部壓力的重要手段。然而，與其他的公共壓力不同，受到處罰的企業在環境信息披露方面具有一定的選擇性。一方面，企業管理層可以選擇披露更多的環境信息來挽回“負面”形象；另一方面，由于環境信息的特殊性，披露越多的環境信息可能導致環境關注會更多，這樣受到環境處罰的可能性會增加，因此，管理層也可能在被處罰之后選擇披露較少的環境信息。實踐中管理層具體會選擇怎樣的應對方式在現有文獻中并未得到深入的研究。已有文獻研究了違法違規行為與企業聲譽（Diamond，1991）[4]、交叉上市（Siegel，2005）[5]、機構投資者持股（陸瑤 等，2012）[6]、政府游說捐款（Correia，2009[7]；Yu et al.，2012[8]）、監管主體（Dyck et al.，2010）[9]、內部控制（單華軍，2010）[10]、高管薪酬（Johnson et al.，2009[11]；Burns et al.，2006[12]）和公司治理（馮旭南 等，2011[13]；蔡志岳 等，2007[14]）之間的關系。這些文獻主要集中在對企業違法違規行為原因和結果的研究上，但在信息披露方面研究相對較少，更很少涉及到環境信息披露的研究。由于環境信息的可驗證困難，管理層具有更大的選擇性披露空間。雖然2008年頒布的《上市公司環境信息披露指引》對重污染企業的環境信息做出了要求，但從內容和標準來看，重污染企業仍然具有很大的自主選擇權（沈洪濤 等，2010[15]）。因此，在不同的行業類型與產權性質下，企業環境信息披露表現出不同的選擇性。王建明（2008）發現，面對外部壓力，企業環境信息披露在不同行業之間差異明顯[16]。畢茜 等（2012）也發現，面對外部壓力，環境信息披露在不同產權性質企業之間差異顯著[17]。然而這些文獻并未涉及到企業的違法違規行為被處理的情境，忽視了這種特殊情境對企業管理層環境信息披露行為的具體影響。實際上，具有違法違規的企業在環境信息披露方面一般具有一定的選擇性，可能會選擇披露較多環境信息以掩蓋已有違規行為，也可能選擇披露較少環境信息以避免陷入更大的環境違規調查中。企業在不同法規背景、不同產權性質、不同行業與不同空間距離的情況下，在環境信息披露選擇性方面存在著不同，這也是本文著力研究的主要內容。

本文選擇2008年《環境信息公開辦法》（后文簡稱《辦法》）頒布實施作為分界點，以2005—2006年和2009—2011年我國制造業上市公司為樣本，通過對環境政策變更前后的對比，檢驗不同性質的被處罰企業環境信息披露的表現差異。

本文可能的貢獻在于：（1）以違法違規為視角，驗證被處罰企業在環境信息披露上的差異，在一定程度上補充了現有文獻。（2）區分不同制度背景、不同產權性質與不同行業，探索被處罰企業在環境信息披露方面的選擇路徑，為規范企業環境信息披露行為提供理論依據與經驗證據。

二、理論分析和假設提出

作為向社會公眾傳遞信息的重要方式，環境信息披露已經成為企業維護組織合法性的有效手段（Neu et al.，1998）[18]。從信號傳遞理論來看，環境業績較好的企業往往會披露更多的環境信息（Dawkins et al.，2011）[19]，從而達到吸引投資者，提高企業社會聲譽的目的。但是由于環境信息具有可驗證困難的特征，選擇性地披露環境信息也逐漸成為企業管理層進行印象管理的方式。沈洪濤 等（2014）的研究發現，環境業績良好和環境業績較差的企業均傾向于披露較多的信息[20]。從我國重污染企業來看，環境信息披露仍然存在著數量增加、質量下降、報喜不報憂的選擇性披露問題（沈洪濤 等，2010）[15]。隨著我國法律制度和法制觀念的不斷深入和完善，企業的違法違規行為越來越受到公眾的廣泛關注并成為社會敏感問題，尤其對于在國家經濟中起到支柱作用的國企來講，違法違規行為往往會引起巨大的社會反應。由于更多地受到社會公眾的關注，國有企業在違法違規問題上通常表現得更為敏感。已有研究表明，在社會責任和環境保護方面，國有企業面臨的環境合法性壓力遠遠大于民營企業，所以國有企業往往更愿意披露較多的環境信息（沈洪濤 等，2014）[20]。但是在進一步考慮企業所處的行業性質后，企業的環境信息披露表現可能會因環境敏感性程度的不同而產生差異（Aerts et al.，2009）[21]。一般說來，被處罰的重污染企業面臨的環境合法性壓力更大，環境信息的披露可能使得企業進一步陷入環保調查的風險。所以對于環境敏感型的重污染企業而言，通常會采取防御性的環境信息披露策略，從而減少敏感信息的披露，以期達到降低外部風險的目的。而對于環境非敏感型的非重污染企業而言，面臨的政策要求并沒有重污染企業那樣嚴格。由于環境信息的非敏感性，國有非重污染企業在合法性壓力面前，更有可能利用環境信息來強化公眾形象，從而挽回因被處罰“倒掉”的形象。在此，本文提出假設1：

假設1：相比于《辦法》頒布前，在《辦法》頒布后，國有非重污染企業的違法行為與環境信息披露正相關；國有重污染企業的違法行為與環境信息披露負相關。

作為影響信息傳遞的重要因素，地理距離在企業特征方面提供了空間化的解釋。已有研究表明，地理距離通過影響信息的獲取，進而對企業的負債水平（Arena et al.，2012[22]）、銀行貸款（Dass et al.，2011[23]）和股權資本成本（Loughran，2008[24]）產生影響。通常認為，近距離對于信息傳遞的抵減作用較小，利益相關者能夠及時獲取相關信息，所以對于企業來講，往往更愿意利用信息來進行合法性管理。這樣對于監管距離較近的國有非重污染企業來講，更有可能表現為披露更多的非敏感信息，而對于監管距離較近的國有重污染企業來講，則可能更多地表現為降低環境信息的披露。所以在此提出假設2：

假設2：相比于監管距離較遠的國有企業，監管距離較近的國有企業，上述作用更為顯著。

三、研究設計

（一）數據來源和樣本選擇

以2008年環境政策變化作為切人點①，選取2009—2011年數據作為政策變化后樣本，2005—2006年數據②作為政策變化前樣本。并依次對樣本進行以下處理：（1）刪除資產負債率超過90%的樣本；（2）剔除缺失值；（3）剔除異常樣本。最終共搜集到五年4 705個觀測值。其中，財務數據均來自CSMAR數據庫，缺失值用CCER進行補齊，違法違規數據則來自于DIB內部控制數據庫，環境信息披露數據通過對企業年報進行手工搜集得到。

（二）變量定義及模型設計

對于環境信息披露指標，本文借鑒Wiseman（1982）[25]的方法，分別對企業環保的資本投入、稅費優惠、污染物排放情況、ISO14001、改善措施、政策影響、貸款、法律訴訟、環保理念及目標和其他環保性收入支出等項目，按照貨幣性信息披露取3分、具體非貨幣性數量信息披露取2分、一般性文字描述取1分、未披露取0分的標準進行打分。

對于違法違規的衡量，本文通過對DIB案例數據庫進行整理，參照蔡志岳 等（2007）[14]的方法，分別對是否違法違規和違法違規程度進行賦值。其中是否違法違規，當年違法取1，否則取0；違法違規程度的賦值標準分別是公開處罰取3分，公開譴責取2分，公開批評取1分，未違法則為0分。在解釋變量中，所處行業是否重污染和最終控制人性質均為0～1啞變量。

對于控制變量，本文擬對環保部門對企業的監管距離進行分析，所以在此引入監管距離變量，具體為企業注冊地與其監管者之間的駕車距離加1取自然對數。此外，本文還參照之前學者的研究，分別對是否披露社會責任報告（鄭若娟，2013）[26]、股權集中度（Li et al.，2010）[27]、是否四大審計（Ahmad et al.，2003[28]；王霞 等，2013[29]）、獨立董事人數（鄭若娟，2013）[26]、企業規模（沈洪濤，2007）[30]、資產負債率（Liu et al.，2009）[31]、市場化指數（Liu et al.，2009）[31]、盈利能力（湯亞莉 等，2006[32]）和成長能力進行控制。具體如表1所示。

為了驗證研究假設，本文構建模型（1）。在模型（1）中，我們重點關注a4～a7的系數以驗證研究假設。a4代表非重污染行業中，未違法的國有企業與環境信息披露的關系；a5代表重污染行業中，未違法的國有企業與環境信息披露的關系；a6則代表非重污染行業中，相比于未違法企業，違法的國有企業與環境信息披露的關系；a7則代表重污染行業中，相比于未違法企業，違法的國有企業與環境信息披露的關系。

EID=α0+α1Foccur+α2Pollution+α3Fouccr×Pollution+α4SOE+α5SOE×Pollution+α6SOE×Foccur+α7Pollution×SOE×Foccur+α8Location+α9CSR_dum+α10Herfi5+α11Big4+α12Independent+α13Size+α14LEV+α15Market_idx+α16ROE+α17Growth+α18■Yeari+ε模型（1）

（三）變量描述性統計及相關性分析

表2報告了全樣本的變量描述性統計。結果發現，在政策頒布之前，EID的均值為2.35，中值為1；而頒布之后，EID的均值則為4.94，中值為4。可見從總體來講，2008年《辦法》的頒布對企業的環境信息披露具有提高作用。而Foccur在《辦法》頒布之前的均值為0.07，在頒布后的均值則為0.14；Fdegree在《辦法》頒布之前的均值為0.15，在頒布后的均值為0.31。從《辦法》頒布前后來看，違法違規有所增加，這與我國法制和處罰機制不斷完善有著密切的關系。Pollution和SOE在頒布前均值分別為0.4和0.64，在頒布后則分別為0.52和0.41，這表明在《辦法》頒布后，我國重污染企業比重有所增加，但國有性質企業的比重則有所降低。

表3報告了在《辦法》頒布前后，不同性質企業的環境信息披露均值變化情況。具體而言，對于國有非重污染企業而言，《辦法》頒布之前，違法企業和未違法企業均為2.00，但在《辦法》頒布之后，違法企業和未違法企業則分別為4.20和3.69。而對于國有重污染企業而言，《辦法》頒布之前，違法企業和未違法企業分別為3.04和3.39，但在《辦法》頒布之后，違法企業和未違法企業則分別為6.76和8.17。可見在《辦法》頒布之前，國有企業違法和未違法企業的環境信息披露差異較小，但在《辦法》頒布之后，國有企業則因所處行業是否重污染而表現出明顯差異。具體而言，相比于未違法的企業，非重污染企業在發生違法行為時，環境信息披露往往增加；而重污染企業則恰恰相反。而上述效應在民營企業中卻并不明顯。進一步地，本文檢驗了《辦法》頒布后的國有企業在實施違法行為前后的環境信息披露差異，結果如表3中的差異檢驗所示。從均值T檢驗的結果來看，《辦法》頒布后，國有重污染企業在實施違法行為前后，其環境信息披露具有明顯差異，而國有非重污染企業則并沒有通過顯著性檢驗。

隨后，本文對樣本變量進行了相關性分析，在未顯示的相關性分析結果中，本文并未發現變量之間具有嚴重的多重共線性。

四、實證結果

（一）《辦法》頒布前后回歸分析

表4報告了《辦法》頒布前后的回歸結果，結果發現在《辦法》頒布后，Pollution和Pollution×SOE與EID在1%的范圍內顯著正相關，這表明在不發生違法違規行為時，國有性質能促進重污染企業披露更多的環境信息。SOE與EID在1%范圍內顯著負相關，SOE×Foccur與EID在5%范圍內顯著正相關則表明，對于非重污染的國有企業而言，相比于未違法的企業，違法企業往往披露更多的環境信息。Pollution×Foccur×SOE與EID在1%的范圍內顯著負相關則表明，對于重污染國有企業而言，相比于未違法的企業，違法企業往往披露較少的環境信息。而對于頒布前的樣本來講，上述作用則不顯著，進而證明了假設1。

（二）《辦法》頒布后監管距離的影響

為了進一步驗證《辦法》頒布后，國有企業的機會主義動機，本文以監管距離的中位數為標準，將樣本分為近距離樣本組（小于中位數）和遠距離樣本組（大于中位數）進行回歸分析。

表5報告了回歸結果，具體而言，近距離和遠距離企業的Pollution和Pollution×SOE均與EID在1%的范圍內顯著正相關，這表明在不發生違法違規行為時，國有性質能促進重污染企業披露更多的環境信息，且這一作用并不受到監管距離的影響。但在進一步考慮違法行為后，不同監管距離的企業具有較大差異。對于近距離企業而言，SOE與EID在1%的范圍內顯著負相關，SOE×Foccur則與EID在5%的范圍內顯著正相關，這就表明對于近距離的非重污染國有企業而言，相比于未違法的企業，違法企業往往披露更多的環境信息。而Pollution×SOE與EID在1%的范圍內顯著正相關，Pollution×Foccur×SOE與EID在1%的范圍內顯著負相關則表明，對于近距離的重污染國有企業而言，相比于未違法的企業，違法企業往往披露更少的環境信息。而上述作用在遠距離組則不顯著，所以監管距離對于企業利用環境信息進行合法性管理的行為具有影響作用，從而證明了假設2。

（三）穩健性檢驗

1. 考慮違法違規程度的分析。為了驗證本文結論的穩健性，本文借鑒蔡志岳 等（2007）[14]的研究方法，進一步考慮違法違規程度的影響。表6報告了考慮違法違規程度后的回歸結果，結果發現Pollution、Pollution×SOE、SOE×Fdegree均與EID在1%的范圍內顯著正相關，SOE和Pollution×SOE×Fdegree則與EID在1%的范圍內顯著負相關。其回歸結果與表4完全一致，從而進一步驗證了假設1。

表7報告了考慮違法違規程度和距離因素后的回歸結果。結果表明Pollution和Pollution×SOE與EID在1%的范圍內顯著正相關，SOE與EID在1%的范圍內顯著負相關，SOE×Fdegree與EID在5%的范圍內顯著正相關，Pollution×SOE×Fdegree與EID在5%的范圍內顯著負相關。結果與表5一致，從而進一步驗證了假設2。

2. 環境信息披露的重新衡量。在將EID變量替換為EID-dum啞變量后，即EID大于中位數取1，EID小于中位數取0，采用logistic回歸模型進行了穩健性檢驗。表8報告了穩健性檢驗的結果，結果發現研究結論與本文之前的結論完全一致。

（四）企業在違規面前的披露動機研究

根據之前的分析，當企業在違法違規時，重污染企業往往傾向于減少環境信息披露，而非重污染企業則傾向于增加環境信息披露。環境信息作為企業違法過程的重要表現，其必然在違法行為之前具有一定的特征表現。本文將Foccur作為因變量，上一年的EID作為自變量，即EIDt-1，對樣本進行了logistic回歸，具體結果如表9所示。

從結果來看，《辦法》頒布后SOE×EIDt-1的系數在10%的范圍內顯著正相關，Pollution×EIDt-1×SOE則在5%的范圍內顯著負相關。這就表明，相比于非重污染國有企業，重污染國有企業前一年的環境信息披露對當年違法違規行為具有顯著的降低作用。而在《辦法》頒布前的回歸結果則不顯著。綜合來看，環境信息對于國有重污染企業具有一定的監督作用，所以當國有重污染企業在實施違法行為時，其往往通過減少環境信息披露來降低外部監管，從而發現企業通過環境信息披露來管理自身合法性的動機。

五、結論及啟示

受機會主義動機的影響，具有違法違規行為企業的環境信息披露表現會因股權性質和行業特征而產生顯著差異。本文以政策變更為視角，選取2005—2006年和2009—2011年我國制造業上市公司五年的數據為樣本，探索在政策壓力面前，不同性質的國有企業在違法違規時環境信息披露的差異。結果發現，在《辦法》頒布后，國有非重污染企業在實施違法行為時，其環境信息披露顯著增加；國有重污染企業則披露減少。而在《辦法》頒布前，上述作用卻不顯著。在進一步考慮監管距離因素后，發現上述作用在監管距離較近時更顯著。

本文的研究結論為國有企業的合法性管理行為提供了經驗證據。由于受到更多社會公眾的關注，國有企業在承擔社會責任方面往往被賦予更多的壓力和期望。所以，在違法行為面前，不同的國有企業對于環境信息披露的表現具有巨大的差異。而由于對環境問題的非敏感性，國有非重污染企業更傾向披露環境信息來改善自身形象。但對于國有重污染企業而言，由于對環境問題更為敏感，往往采用減少環境信息披露的防御性策略，進而降低自身的環境風險。本文的啟示在于，《辦法》的頒布在提高企業整體環境信息披露數量的同時也加劇了企業利用環境信息進行合法性管理的動機，尤其對于違法違規的國有企業而言，環境信息披露可能更具選擇性，進而導致了環境信息披露質量的下降。所以進一步完善環境信息披露制度仍然具有很強的現實意義。其次，應當考慮信息傳遞的空間性，進一步加強對于近距離企業選擇性披露行為的監管，從而降低企業利用環境信息來進行選擇性披露的空間。

注釋：

①2007年，我國環保部頒布《環境信息公開辦法（試行）》，并于2008年開始實行，為了排除內生性影響，刪除2007和2008年度樣本。

②2004年違法違規數據缺失。

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責任編輯：曹華青