地方官員變更、經濟壓力與企業環保投資

■李 強，安藝文

一、引言

中共十九大報告明確提出，應構建起一個“政府為主導、企業為主體”的環境治理體系。企業是綠色治理的關鍵行動者，但是統計發現絕大多數企業環保投資規模處于低水平狀態。因此，如何驅動企業加大環保投資吸引了眾多學者的關注，相關文獻主要圍繞環境規制、公司治理以及高管特征等因素分析。立足于我國地方官員變更制度，從動態角度探討政企關系重構對企業環保投資影響的研究還有待深入。我國地方官員擁有著企業發展所需要的大批經濟與行政資源，且擁有對資源配置的裁量權。那么，若地方官員發生變更，企業為了重構政企關系，在環保投資方面會有怎樣的表現？在不同的經濟壓力下，地方官員變更引發的企業環保投資行為是否存在異質性？

基于上述問題，本文開展了相關研究：一是從地方官員變更引發的政企關系重構這一動態視角出發，將其與企業環保投資行為建立關聯。二是探究了新任官員所面臨的經濟壓力對企業環保投資影響的內在邏輯。三是實證檢驗了新任官員的年齡和來源等主觀特征對地方官員變更與企業環保投資關系的影響。

二、理論分析與研究假設

關于地方官員變更與企業環保投資之間的關系，本文從以下兩方面進行分析：

一方面，在政績驅動下，新任官員傾向于干預企業行為，從而影響環保投資。在我國現有體制下政治晉升激勵使得官員通過各種政策手段對企業決策進行干預以推動地區GDP的增長（唐國平和李龍會，2013）。然而官員的任期并不確定且面臨隨時被調職的情況，這種類似于“試用期”的模式導致新任官員在上任之初急于取得政績。因此，在發生官員更替后，新任官員有可能采用較為短視的政策刺激經濟，即擴張投資，且存在“重生產、輕環保”的投資偏好（陳德球和陳運森，2018）。在政策導向下，財政補貼、稅收優惠等政府扶持工具促使企業將有限的資金主要用于生產性投資，從而對環保投資造成“擠占”。

另一方面，企業為重建政企關系，會選擇迎合新任官員偏好，主動調整投資戰略。根據資源依賴理論，企業尋求與地方官員建立關系。若地方官員發生變更，企業與前任官員建立的政企關系網將失去效應。為獲取新任官員在資源配置方面的傾斜，企業努力構建新的政企關系網，而政治的“斷檔期”為其創造了絕佳機會（唐國平等，2013）。企業擁有政企關系網的標志通常是企業高管或是擁有控制權的股東曾在政府中有過工作經歷，也可以是企業家有一定的政治身份，例如人大代表、政協委員等。但是在面臨地方官員變更這一短暫的空檔期時，上述方式的局限性就凸顯出來，而通過一些長期計劃很難快速引起新任官員關注（王賢彬等，2009）。因此，企業更加偏向于迎合新任官員短期的政績訴求，以犧牲環保投資為代價增加生產性投資，從而博取新任官員的好感、達到盡快重構政企關系網的目的。

根據市場交換理論，政企關系的建立是二者資源的互換、滿足各自利益共同發展的過程。地方官員變更之初，企業與新任官員之間通過接觸、了解以及合作開始建立起簡單的關系網。隨著時間的推移，雙方了解程度加深，弱關系網逐漸轉化為強關系網。政企關系網由弱轉強的過程實際上是主體間增加信任程度的過程，而信任程度代表了自身愿意為對方承擔易損性風險的意愿，當政府與企業達到一定的信任程度，雙方會選擇降低交易成本（徐業坤和馬光源，2019；徐業坤等，2013）。隨著任期延長，地方官員會產生暫時性的熱情衰減，其上任之初對經濟政績的迫切需求將逐漸得到扭轉，干預企業推動GDP增長的動機也將減弱（陳德球和陳運森，2018）。因此，理性的新任官員會選擇及時止損，修正自己的執政方略，重新將環保作為工作重心之一。同時，由于新的政企關系網已經建立并趨于穩定，企業也會調整對地方官員刻意迎合的策略，最終的結果是政企雙方的隱性交易成本降低，企業環保投資恢復正常水平。

由此可見，企業環保投資受到地方官員變更的負面影響，但這種影響會隨著新任官員任期的延長而減弱。本文據此提出研究假設1：

H1：地方官員變更會顯著抑制企業的環保投資，但持續性較弱。

需要指出的是，盡管環境保護已經上升到國家發展戰略的高度，經濟政績依舊是地方官員較為重要的考核指標（楊海生等，2010）。根據“政治晉升錦標賽”理論，轄區GDP水平的高低會給新任官員帶來不同程度的經濟壓力：若轄區GDP水平相對落后，官員更需要突破前任政績縮小與鄰區的差距，進而產生更大的經濟壓力；同理，若轄區GDP水平相對靠前，官員就會有較小的經濟壓力（李虹等，2016）。

地方政府進行與環保投資相關的決策時，不僅取決于環保的意愿和廣大群眾的環保需求，更取決于自身實力。當新任官員所在轄區的經濟壓力較大時，由于可支配財政資金較為緊缺，轄區企業得到的政府補貼、稅收優惠等就會與其他地區產生明顯差距。政府財政扶持在一定程度上影響企業環保投資的積極性（楊海生等，2010）。而且，新任官員在經濟壓力驅動下，其政績訴求將更加強烈，在分權體制下為保障本地企業獲得競爭優勢或者吸引外地企業，往往會選擇降低環保標準，導致環境監管出現“逐底競爭”現象。企業在面臨較為寬松的環境監管時表現為較低的環保投資意愿，進而更傾向于犧牲環保并擴張生產性投資的方式尋租以重建政企關系。相反，當新任官員所在轄區經濟壓力較小時，充足的資源使得官員能夠更加關注環保工作，以期望獲得經濟效益與環境效益的“雙贏”，有助于緩解地方官員變更對企業環保投資的不利影響。基于上述分析，本文提出研究假設2：

H2：在地方經濟壓力較大時，地方官員變更對企業環保投資的抑制作用更顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取及數據來源

本文使用的數據來自滬深兩市披露環保投資金額的A股上市公司，樣本期間為2008—2017年。樣本從2008年開始是因為：在2008年《上市公司環境信息披露指引》的頒布首次明確了重污染行業需要公布環境保護相關數據的規定。對初始數據做如下篩選：剔除*ST、ST等被特別處理的樣本公司；考慮到金融類企業的監管制度和報表結構的不同，剔除這類樣本公司；剔除因企業注冊地變更導致官員變更數據不匹配的樣本；剔除資產負債率大于1等財務數據異常的樣本；剔除主要變量數據存在缺失的樣本。最后獲得由3018個觀測值組成的樣本數據。

在此基礎上，還收集了兩組數據：一是企業環保投資數據。主要來源于企業公開披露的社會責任報告、環境報告以及可持續發展報告等。二是樣本公司注冊地的市委書記變更數據。來源于人民網與新華網等官方信息平臺。收集整理好樣本期間企業注冊所在地的市委書記信息后，并將企業數據與市委書記數據進行了匹配。其他數據均通過CSMAR和Wind數據庫獲取，并對所有連續型變量進行了上下1%分位的縮尾處理。

（二）變量定義

企業環保投資（EI）。參考張琦等（2019）做法，本文以公司當年環境資本支出加1的自然對數來衡量。其中，環境資本支出是由上市公司年報中披露的與環境保護有關的在建工程借方增加額加總計算，包括三廢治理與回收、環保設計與工程、節能減排、清潔生產、綠化工程等。在后文的穩健性檢驗中，借鑒唐國平等（2013）的思路，以企業資產總額為基礎對環保投資規模進行標準化處理。

地方官員變更（Turn）。參照戴亦一等（2014）采用市委書記變更作為政府換屆的衡量方式，在企業所在地發生市委書記變更的當年，對于1月1日—6月30日發生變更的，當年記為1，其他年份記為0；對于7月1日—12月31日發生變更的，下一年記為1，其他年份記為0。

控制變量。參考張琦等（2019），本文在對樣本公司的行業和年份進行控制的基礎上，選擇從企業基本特征與公司治理等層面上選取控制變量。包括：企業規模（Size）、產權性質（State）、財務杠桿（Lev）、經營業績（Roa）、現金持有水平（Cash）、企業成長性（Grow）、董事會規模（Board）、獨立董事比例（Outdir）、股權集中度（Large）、股權制衡度（Balan）、市場化程度（Market）、行業競爭程度（HHI）、行業（Ind）和年份（Year）控制變量。

經濟壓力（Press）。參照黎文靖和鄭曼妮（2016）的做法，引入衡量官員經濟壓力的分類變量Press，年度城市GDP增速小于樣本城市GDP增速的中位數賦值為1，反之賦值為0。具體的變量定義及主要變量的描述性統計見表1和表2。

（三）研究模型

為檢驗研究假設1，即地方官員變更對企業環保投資的影響，構建模型（1）：

對于研究假設2，采用分組回歸的方法進行檢驗。

四、實證結果與分析

（一）地方官員變更與企業環保投資關系的回歸結果

本文采取OLS方法對模型（1）進行回歸。White檢驗發現模型存在異方差現象，選擇對城市代碼進行聚類分析（Cluster）處理異方差問題。回歸結果如表3所示。從第（1）列可以看出，地方官員變更（Turn）的回歸系數為-0.167，在5%水平上顯著，表明地方官員變更會導致轄區企業環保投資降低。其原因可能是，政治晉升造成新任官員形成重生產的投資偏好，并借助公共政策的“有形之手”推動社會資本呈現“重生產、輕環保”的趨勢。而且，企業為重建政企關系并在新一輪政治周期獲取政府資源傾斜，也會采用迎合新任官員偏好的方式尋租。

表1 變量定義表

為論證地方官員變更對企業環保投資的負向影響是否具有持續性，進一步檢驗地方官員變更對第二年企業環保投資的影響，回歸結果如表3第（2）列所示。可以看出，Turn的回歸系數為-0.132，但不顯著，說明地方官員變更對企業環保投資的抑制效應不存在持續性。在新任官員就職后的一段時期內，隨著政府與企業的接觸愈發頻繁，政企關系網逐漸實現由弱到強的過渡，趨于成熟穩定（徐業坤等，2013）。環保投資作為政企雙方建立關系網的隱性交易成本，將恢復到正常水平。

表2 主要變量的描述性統計

表3 回歸結果

綜上，地方官員變更對企業環保投資存在負向影響，但不具有持續性，支持假設1。此外，企業規模、行業競爭程度等控制變量的回歸結果與已有研究基本一致，符合理論預期。

（二）地區經濟壓力分組的回歸結果

在經濟壓力較小的樣本組，如表3第（3）列所示，Turn的回歸系數不顯著；在經濟壓力較大的樣本組，表3第（4）列結果顯示Turn的回歸系數為-0.293，在1%水平上顯著。而且組間差異也通過了顯著性檢驗，說明經濟壓力會強化地方官員變更對企業環保投資的抑制作用，即經濟壓力較大時，轄區企業環保投資受地方官員變更影響的敏感性更強，支持假設2。地方經濟壓力較大導致財政資金緊張，迫于政績考核的硬性要求，官員可能為了保障地區經濟增長放松了對環保工作的要求。在這種短視型政策導向下，企業更傾向于犧牲環保投資而增加生產性投資，從而重構新的政企關系。

（三）穩健性檢驗

第一，傾向得分匹配法（PSM）。對于可能出現的內生性問題，采用傾向得分匹配法來解決，在盡可能使企業外部和內部環境特征基本一致的情況下，觀察地方官員變更與未變更對企業環保投資的作用差異。參考徐業坤和馬光源（2019）的方法，對發生官員更替的樣本與未發生更替的樣本進行一對一匹配，針對匹配后的樣本進行回歸，結果見表4第（1）列。Turn的系數依舊在10%的水平下顯著為負，研究結論沒有變化。

表4 穩健性檢驗1

續表4

第二，剔除位于直轄市的樣本。考慮到直轄市的市委書記在職務級別和任期等各方面與其他地級市有所區別，因此這里將剔除了直轄市企業后的樣本重新回歸。如表4第（2）列所示，Turn的系數依然顯著為負，說明企業注冊地是否在直轄市對本文研究結論沒有影響。

第三，被解釋變量衡量方法的替換。參考胡珺等（2017）的研究，以環境資本支出×100/年末總資產表示企業環保投資規模，并將該變量命名為EIV，與解釋變量重新回歸，表5第（1）列顯示Turn的系數顯著為負。然后將第二年的EIV作為被解釋變量，表5第（2）列結果表明Turn的系數不顯著，說明地方官員變更當年對企業環保投資有抑制作用，但這種負向效應不會延續到第二年，與研究假設1一致。同樣對假設2進行檢驗，如表5第（3）、（4）列所示，Turn的回歸系數只在經濟壓力較大的樣本組顯著為負，且組間差異顯著，結論再次得到支持。

表5 穩健性檢驗2

續表5

五、進一步分析

政企關系網的重構方式可能會因企業自身特征和新任官員特征的不同而表現出差異性。另外，地區、行業、環保壓力的異質性背后代表著不同的經濟發展模式，同樣可能對政企關系重構產生影響。

（一）企業產權性質的影響

國有企業與民營企業在環保投資的動機方面可能存在差異。本文選擇分組回歸的方式，結果如表6的第（1）列所示。在國有企業樣本中，Turn的系數雖為負但并不顯著，而在民營企業樣本中Turn的系數顯著為負，且通過了組間差異性檢驗。這說明在國有企業，地方官員變更對環保投資的抑制效果會被弱化。其原因在于國有企業相對來說會承擔起更多的社會責任，政企關系重構的負面影響并不顯著。

（二）新任官員特征的影響

年齡影響地方官員的政治晉升激勵。一般而言，新任官員的年齡越接近退休，晉升概率越小；較為年輕的新任官員會獲得更大的晉升機會。本文將總樣本按繼任官員年齡的中位數分組，小于中位數的為年齡較小組，大于等于中位數的為年齡較大組，分組回歸結果如表6第（2）列所示。在年齡較小的樣本中Turn的系數顯著為負，而在年齡較大的樣本中Turn的系數不顯著，且通過了組間差異性檢驗。這說明新任官員年齡較小時，地方官員變更對企業環保投資的負向影響更大。究其原因，在相對年輕的官員上任后，較強烈的政績訴求促使他們開始實施新的經濟政策，從而用擴大投資的方式來完成GDP的考核指標，更有利于轄區企業迎合新任官員的偏好，為環保投資的不利影響埋下伏筆。

表6 企業產權性質與新任官員特征的影響

新任官員的來源也是政企關系重構必須考慮的因素。如果市委書記是從本地晉升的，那么該市委書記與轄區企業的政企關系網大部分得以沿用，官員變更對企業的影響程度較小。反之，若市委書記是從外地調任的，需要對轄區內的企業重新了解。本文以新任官員上一個職位工作地是否與當前工作地一致進行分組回歸，如表6第（3）列所示。在外地調任的樣本中Turn的系數顯著為負，而在本地晉升的樣本中Turn的系數不顯著，組間差異也通過顯著性檢驗。這說明外地調任的地方官員在上任當期，對企業環保投資的抑制效果更明顯。

（三）地區特征的影響

Nianhang et al.（2016）研究指出，以第二產業為主的地區，其粗放的經濟發展方式對環境的破壞最為嚴重。本文按第二產業產值占地區GDP比例的中位數，將樣本分為工業產值比重較大組與工業產值比重較小組，結果如表7第（1）組所示。在工業產值占比較大組中，Turn的系數顯著為負，而在工業產值占比較小組中Turn的系數不顯著，且通過了組間差異性檢驗。這說明在以工業為主的地區，地方官員變更對企業環保投資的負向影響更明顯。

（四）行業特征的影響

參考《中國統計年鑒》關于工業分類的標準，將樣本分為重工業組與輕工業組，分組回歸結果如表7第（2）組所示。在重工業組中Turn的系數顯著為負，而在輕工業組中Turn的系數不顯著，并且通過了組間差異性檢驗。這表明地方官員變更對重工業企業環保投資的抑制作用更強。重工業作為典型的能源密集型部門，高污染與高收益并存。在政企關系重構背景下，重工業企業為迎合新任地方官員發展經濟的短期目標，將資源更多的配置于經濟項目，減少了在環保方面的投資。

表7 地區特征、行業特征與環保壓力的影響

（五）環保壓力的影響

2013年12月頒布的《關于改進地方黨政領導班子和領導干部政績考核工作的通知》，將官員環境績效考核提升到至關重要的高度。本文以2013年為節點對樣本進行分組，2013年及以前為環保壓力較弱組，2013年以后為環保壓力較強組，回歸結果如表7第（3）組所示。在環保壓力較弱組中Turn的系數顯著為負，而在環保壓力較強組中Turn的系數不顯著，并且通過了組間差異性檢驗。這表明環保壓力的增加使得新任官員在發展經濟的同時也兼顧了環境保護，綠色GDP已逐漸成為全社會的共識。

六、結論與啟示

基于政企關系重構視角，實證檢驗了地方官員變更與企業環保投資的相關性。結果表明，地方官員變更導致企業環保投資顯著下降，這種抑制作用只存在于變更當期，且地方經濟壓力會強化二者的負相關性。并且，在民營企業、新任官員年齡較小或外地調任時，地方官員變更對企業環保投資的負面影響更顯著。此外，地區特征、行業特征和環保壓力也是不可忽視的調節因素。本文立足于我國制度背景，揭示了新任官員面臨的地方經濟壓力是其輕視環保的主要動因，企業環保投資下降成為政企關系重構的隱性成本。

本文的政策啟示在于：第一，進一步完善地方官員政績考評體系，適當提高環境績效的權重，從源頭上建立其干擾企業環保投資的“隔離墻”。同時，強化對地方政府補貼使用情況的監督，避免企業將環保方面的補貼挪用到產能擴張等其他用途。第二，加快轉變地方政府職能，尤其是要弱化地方政府直接干預企業行為的能力，減少企業對地方政府資源分配的依賴和權力尋租的空間。第三，塑造良好的外部環境，積極引導企業加大環保投資。對于重視環保的企業，政府可給予相應的減免稅、財政補貼等利好政策，媒體也應充分宣傳以提升企業形象，使企業認識到履行環境責任能夠獲得更好的發展機會，實現經濟與環境“雙贏”。