環保督察與企業信息披露
——來自上市公司的證據

黃北辰 聶 卓 席天揚

一、引言

政府對企業的監管是現代市場經濟制度的有機組成部分。監管的績效既取決于監管技術和規則，也受到微觀經濟主體的策略性應對的影響。以銀行業監管為例，金融監管部門對銀行表內業務有著嚴格的用途限制，但銀行可能通過把表內業務轉化為表外業務來規避監管。這種策略性應對加劇了金融風險(Cetorelli and Peristiani，2012；Gorton et al.，2010；Gennaioli et al.，2013)。

最新的文獻表明，企業對經濟活動的策略性信息披露是影響監管績效的重要因素。Cao et al.(2018)發現，上市公司在中央反腐巡視小組進駐公司所在省之后迅速減少了對負面信息的披露。Piotroski et al.(2015)發現，與地方政府有政治關聯的企業在黨代會前一年和地方領導晉升之前減少了對負面信息的披露。上述文獻都假設負面消息的流出是影響個股價格特異性殘差回報率的唯一因素，并通過計算上市公司股票月回報率的“崩盤統計量”構造公司負面信息的披露程度，來研究上市企業對于政府干預的策略性回應。

本文研究的對象是上市公司在中央環保督察期間的策略性信息披露行為。開始于2016年的中央生態環保督察是中國政府在環境領域首次大規模、全方位對地方黨委、政府、企業的共同監督行動(1)我國以往在環境方面的督察行動主要由地方的環保部門進行監督，比如2015年在全國很多地市進行的綜合督察行動。。其中，環保督察組對很多上市公司進行了現場檢查，對違規者處以懲罰(2)這樣的例子很多，比如：2016年環保督察期間，生態環境部發文《曲靖市委市政府官僚主義 上市公司環境污染觸目驚心》，其中提到，上市公司羅平鋅電存在嚴重污染環境的問題。2018年6月，督察組來到廣西貴港對上市公司國中水務旗下污水處理廠污泥去向開展調查，發現“貴港市污水處理廠運營單位和污泥處置單位相互勾結，多個環節存在造假行為，偽造臺賬、編造車輛運輸信息、違規處置污泥等手段花樣百出”。來源：華夏時報《北控水務環保爆雷：擴張速度過快 管理跟不上》見https://finance.sina.com.cn/stock/s/2019-06-15/doc-ihvhiews9025262.shtml(最后訪問日期：2020年7月22日)新京報 《超20公司環保“事發” 建新股份治污5年未完成》見http://m.gxfin.com/article/finance/zq/default/2018-07-02/4684603.html(最后訪問日期：2020年7月22日)。中央督察組在巡視中將群眾舉報視為“精準發現生態環境問題線索的‘金礦’(3)生態環境部《關于改革完善信訪投訴工作機制 推進解決群眾身邊突出生態環境問題的指導意見》http://www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk03/202001/t20200115_759543.html(最后訪問日期：2020年7月22日)”。

為了規避環保督察巡視中暴露企業在監管合規上的問題，一些企業減少信息披露、避免負面曝光以規避監管風險，許多公司在這一時期的公告比歷史同期顯著減少。以湖北省某材料上市企業F為例，在環保督察組進駐湖北省期間(2016年11月24日至12月30日)該企業只發布了1條股權質押的公司公告，但在2015年同期這家公司發布了16條公司公告，涉及股東大會、收購其他公司、變更募集資金用途、召開監事會與董事會會議等多方面內容。

本文借鑒公司金融學文獻，通過計算股價“崩盤統計量”來度量企業的負面信息披露(Chen et al.，2001；Piotroski et al.，2015；Cao et al.，2018)。利用廣義雙重差分分析，研究發現受到環保督察影響省份的上市公司相對于同一時期未受到督察影響的上市公司顯著地減少了信息披露。與此同時，上市公司的財務指標不受環保督察的顯著影響。企業信息披露對于環保督察的策略性反應在政治關聯強的民營上市企業中更加顯著。本文的發現揭示了公共政策的監管和金融市場的信息傳遞具有一定的聯動機制，也表明了國家治理能力是一個綜合的多維度變量。從監管部門的角度而言，完善上市公司信息披露制度與督促企業承擔環境社會責任兩方面不可割裂，需要齊頭并進。

本文余下部分的結構安排如下。第二節闡述相關文獻以及本研究和已有文獻的關系。第三節介紹環保督察有關的制度背景。第四節介紹本文實證分析的有關數據。第五節展示實證分析的方法和主要結果。第六節對于文章的發現進行總結并闡述政策含義。

二、文獻綜述

(一)公司信息披露

及時、透明的信息披露是金融市場健康發展的必要條件。信息披露能幫助投資者正確估計資產價值，增加市場流動性，減少企業外部融資成本，提高金融資源配置的效率(Healy and Palepu，2001；Bushman and Smith，2003)。

然而，對于中國股票市場的實證研究發現，公司壓制和操控信息披露的行為并不罕見。公司股價與大盤指數高度同步等一系列現象是上市公司信息披露不及時不完善的表現(Morck et al.，2000；Jin and Myers，2006)。例如，A股上市企業H在2019年因為拖延重大訴訟案件的披露受到證監會的口頭警告；上市企業M因為拖延披露2018年第四季度發生多次銷售退回的情況被證監會出具警示函。(4)2006年1月1日起施行的《證券法》規定，“發行人、上市公司或者其他信息披露義務人未按照規定披露信息，或者所披露的信息有虛假記載、誤導性陳述或者重大遺漏的，責令改正，給予警告，并處以三十萬元以上六十萬元以下的罰款。”相對較輕的處罰力度是中國上市公司隱瞞消息或虛假披露頻發的原因之一。

既有文獻從公司內部的委托-代理關系和規避輿論壓力兩個角度出發，為上市公司壓制和操控負面信息披露的行為提供了解釋。在委托-代理的模型中，公司的管理者為了個人利益，利用其相對于其他投資者的信息優勢減少信息披露。Jin and Myers(2006)指出，當管理層的職位比較脆弱時，管理層更可能對于某些利空消息進行“負面信息壓制”。Kim et al.(2011)基于美國企業數據指出擁有期權的管理層也更有“壞消息壓制”的激勵。Xu et al.(2014)基于中國國有企業樣本的研究指出管理者可能出于獲取超額津貼、獎金的動機，人為壓制負面信息的披露。孫淑偉等(2017)發現公司高管在收到負面消息后大量減持公司股份，但虧損公告在高管減持半年之后才向社會公布。

公司減少信息披露的另一種動機是規避輿論壓力。基于美國企業樣本，Ramanna and Roychowdhury(2010)指出，在眾議院進行選舉的兩個月內，公司會通過盈余管理、低報利潤等方式，減少公眾對于企業外包(outsourcing)的關注。Piotroski et al.(2015)發現，中國上市公司在地方政府換屆之前傾向于減少信息披露。Cao et al.(2018)研究表明，2013年中央紀委反腐巡視組進駐某省后，該省內上市公司減少了對于負面信息的披露。環保督察與反腐巡視均由中央部門主導，具有影響范圍廣、執行力度強的相似特征，其對企業微觀活動的影響也具有一定的可比性。

(二)企業對于監管的策略性反應

發展中國家在安全生產、環境保護、土地資源利用等領域的治理弊端，往往與實施監管的國家能力不足有關。李力行等(2018)發現增值稅實際稅負的增加與工業SO2等污染物排放強度正相關，這一現象來自于企業策略性排污和地方政府全面監督能力不足。在安全生產領域，從2001年到2003年，生產事故死亡人數年平均在13萬人以上(聶輝華、李金波，2006)。部分地方政府出于經濟利益放松安全標準是導致事故率提高的重要因素(聶輝華、李金波，2006；鐘笑寒，2007；Jia and Nie，2017)。小企業偷排被認為是導致中國水污染惡化的重要途徑(黃東婭、楊大力，2016)。

對監管績效的實證研究面臨著數據可得性的挑戰。因為企業對于監管的規避行為具有隱蔽性，大部分研究只能為這種行為提供間接的證據。例如，在以“政企合謀”視角研究監管問題的文獻中，常常以政企合謀成本的代理變量——主管官員是否曾在企業工作(龍碩、胡軍，2014)，主管官員在本地任期時間(郭峰、石慶玲，2017)——來度量合謀的程度。龍碩、胡軍(2014)指出當主政官員任期越長或曾經在企業工作，該地的空氣質量越差。這一方法盡管符合直覺，但并非直接度量企業對政府監督和監管的規避行為。

本文借鑒金融學文獻(Chen et al.，2001；Piotroski et al.，2015)，使用股價“崩盤統計量”的方法來度量企業對監管的規避。股價“崩盤統計量”可以直接度量公司的信息披露程度，刻畫企業的微觀行為。另外，股價“崩盤統計量”還適用于幾乎所有在二級市場流通的股票，避免了選擇性偏差。由于“崩盤統計量”對企業微觀行為的刻畫有全面、高頻的特點，它在近年的公司金融文獻中得到了廣泛的應用(Piotroski et al.，2015；Cao et al.，2018；孫淑偉等，2017)，但本文是首次將股價“崩盤統計量”用于環境監管領域的實證研究。

三、制度背景

在中國的治理體系中，地方政府是環境監管的主體(5)中國的《環境保護法》規定，“地方各級人民政府應當對本行政區域的環境負責” 。。但是，地方政府面臨著GDP增長(Li and Zhou，2005)、維持財政收入(陶然等，2009)等多維度任務，往往缺乏嚴格執行環境監管政策的激勵。黃瀅等(2016)指出，當第二產業占GDP比重較低時，環境規制強度隨工業占比的提高而降低。文獻指出在中國環境監管中存在地方政府與企業合謀的現象(聶輝華、蔣敏杰，2011；梁平漢、高楠，2014)。隨著人均收入的增長，人民群眾對生活環境的要求日益增長。在這一背景下，中央政府主導的環保督察是提升國家治理能力，協調環境保護和經濟發展的重要機制。

2015年7月，中央深化改革領導小組第十四次會議審議通過《環境保護督察方案(試行)》，明確建立環保督察機制。第一輪環保督察的時間為2015年12月31日至2017年9月15日，中央督察組分四批對全國31個省級行政單位進行了督察。具體時間可參見表1。每一批督察都同時在東部、中部、西部的省份中留下了足跡。

表1 第一輪中央生態環保督察時間表

中央生態環保督察組由環保部(生態環境部)牽頭組建。《環境保護督察方案(試行)》規定，督察組長由現職或近期退出領導崗位的省部級干部擔任，副組長由環保部現職副部級干部擔任。31個督察組分四批進駐到31個省級行政區“查企督政”。對每個省的督察行動一般歷時1個月，督察組先進駐省會搜集資料，再下沉到各地市進行現場走訪(6)第一財經網報導指出，2016年第一批環境保護督察期間，8個督察組共與195位省級領導、136位省級有關部門和地市黨政主要負責同志進行個別談話，走訪部門和單位155個，調閱各類資料2.3萬余份，對84個市(州、盟)開展下沉督察或補充督察，現場抽查各類點位1500多個，制作筆錄1680余份，梳理黨政領導干部生態環境損害責任追究問題100個。見 https://www.yicai.com/news/5164752.html (最后訪問日期：2020年7月18日)。對每個省的環保督察大約分為三個階段：第一階段是督察組進駐省會城市，“調閱省級黨委政府和有關部門的資料，走訪主要承擔環保職責的有關部門，同時受理信訪舉報”；第二階段是下沉到地級市督察，“下沉督察是針對督察準備和省級層面督察梳理出來的問題線索，下沉到部分地市進行調查取證核實。主要看這些問題是不是真的，責任在哪個方面。”第三階段是梳理分析歸檔，“一方面是對前兩個階段的工作進行梳理，形成一些基本的觀點和報告框架。同時根據需要，還可能對未下沉地市的突出問題進行取證，開展針對性的補充督察。”(7)中國新聞網《解碼中央環保督察：由查企為主轉變為督政為主》見http://www.chinanews.com/gn/2018/03-15/8468302.shtml (最后訪問日期：2020年7月18日)

環保督察的覆蓋領域廣泛，水污染、大氣污染、固體廢棄物污染、土壤污染、自然保護區的違規違建、落后產能都是督察的范圍。問責的對象不僅涵蓋環保系統，還包括基層社區和國土、林業、水利、住建、農業、城管、安監、工信、交通、公安、發改、旅游等各個與環保相關的部門。督察的重點是地方黨委與政府，但督察組對地方企業的違法違規行為也會進行問責。首次中央環保督察累計處罰2.9萬家企業，罰款約14.3億元(8)人民網《中央環保督察完成31省份全覆蓋 明年要殺回馬槍》見 http://politics.people.com.cn/n1/2017/1229/c1001-29734963.html(最后訪問日期：2020年7月18日)。

在環保督察過程中，很多家大公司受到群眾舉報而遭到督察組的巡查。“中央第二環保督察組剛剛進駐寧夏回族自治區，就接到群眾投訴舉報，反映‘寧夏Y有限公司白天停產，晚上生產，環保設施未運行，污染物直接排入大氣污染環境’(9)生態環境部公告 http://www.mee.gov.cn/gkml/sthjbgw/qt/201806/t20180620_443451.htm(最后訪問日期：2020年7月18日)”。云南省某企業X，“曾因‘黃磷生產晝夜直排未經處理的含刺激性氣味的氣體’，多次被舉報，舉報材料在2016年7月22日被進駐云南的中央第七環保督察組交辦宣威市環保部門調查核實。(10)來源： http://www.ce.cn/cysc/ny/gdxw/201610/08/t20161008_16523952.shtml(最后訪問日期：2020年7月18日)；http://www.cb.com.cn/lingshouyuxiaofeipin/2017_0621/1188069.html(最后訪問日期：2020年7月18日)”王嶺等(2019)發現在中央環保督察組進駐到某省后，該省的空氣質量會明顯提升，間接反映了中央環保督察促使工業企業減少污染物排放。本文的實證結果則表明，中央環保督察導致上市公司主動減少信息披露。環保督察范圍廣、處罰嚴，給上市公司帶來了較大的不確定性。面對環保督察的高壓態勢，地方上市公司為穩妥起見，盡量“低調行事”，減少重大消息披露，達到降低公眾關注的目的。

四、數據與變量

(一)數據

本文使用2015年1月至2017年12月中國A股上市公司作為研究樣本，剔除了主要變量存在缺失值的樣本(彭俞超等，2018)。我們將所有連續變量進行了上下1%縮尾處理。樣本包括87876個企業-月份的觀測值。環保督察的時間表信息來自中國生態環境部官方網站，所有其他變量都來自國泰安數據庫(CSMAR)和萬得數據庫(Wind Dataset)。

(二)被解釋變量：公司信息披露指數

本文參照Chen et al.(2001)與Piotroski et al.(2015)，使用“崩盤統計量”(crash statistic)度量股價大規模的負向移動，以此評估負面信息的披露情況。在統計上，“崩盤統計量” 的本質是個股殘差回報率的三階矩的相反數(Ncskew)。構建這一指標一共需要2個步驟：先得出殘差回報率(日度)，再計算每個月的殘差回報率的負三階矩(月度)。其具體過程如下：

1.根據以下模型，計算得出某一只股票在t時間(年度、月度、周度皆可，本文采取月度)的“殘差回報率”，即以下回歸的殘差項：

DailyReturni,j,t=α+β1MarketChina,j,t+β2MarketChina,j-1,t+β3MarketChina,j-2,t+β4MarketUS,j,t+β5MarketUS,j-1,t+β6MarketUS,j-2,t+εijt

(1)

上述回歸方程中，DailyReturni,j,t是i股票在t年第j天的個股日回報率，MarketChina,j,t是第t年第j天的中國股票市場的價值加權回報率，MarketUS,j,t是第t年第j天的美國股票市場的價值加權回報率(value-weighted return)。我們從CSMAR數據庫與CRSP數據庫得到中國與美國股票市場回報率的數據。參照Allen et al.(2005)的研究，我們用美國股票市場收益率作為對全球股票市場收益率的代理變量，并控制滯后兩期以避免交易摩擦和任何不同步的交易效應的影響。

(2)

采用“崩盤統計量”度量公司信息披露情況的邏輯如下。方程(1)估計得到的“殘差回報率”，控制了大盤回報率等一系列變量，僅僅包含公司特異性的信息。每月的殘差回報率構成的離散分布的左偏程度對應更高的負回報率頻率，揭示更多的負面信息在當月流出。而在概率統計中，反映某一分布的左偏程度的統計量是三階中心矩——但偏度越大說明左偏程度越小。為了便于解讀，我們計算得到負偏度，作為公司信息披露程度的代理變量。

(三)解釋變量：環保督察啞變量

我們的核心解釋變量是，某省在某月是否經歷過中央環保督察。這一變量是根據中國環保部網站的公告手動記錄而得(11)數據來自生態環境部的“環境要聞”欄目中第一批環保督察組進駐的時間http://www.mee.gov.cn/ywdt/hjywnews/(最后訪問日期：2020年7月28日)。我們之所以選擇“進駐”作為時間點，是因為在“進駐”某一省份之前，中央環保督察組并沒有向媒體公布任何將對該省進行環保督察的信息。

有以下理由認為環保督察組進駐省內的時間不受上市公司信息披露行為的影響：中央政府希望借助環保督察“督促地方政府落實環保責任、傳導環保壓力”，把結果列入干部考核評價標準并向中組部移交。每一批環保督察的行程表是由國務院與生態環境部共同制定的，由國務院成立工作領導小組，具體的組織協調工作由生態環境部牽頭負責。因此可以認為這一決策過程不受地方政府和企業的干預。另外，中央環保督察組在進駐之前并沒有向媒體公布任何將對該省進行環保督察的信息，可以認為環保督察對絕大多數的企業都是一次無法預料到的外生沖擊。

(四)控制變量與中介變量

回歸中使用的控制變量包括：上市公司月度的資產回報率(ROA)、本期與前一期的周轉率、總市值的自然對數、Sigma值、上期負偏度系數、杠桿率。我們在機制檢驗中使用的分組變量有：上市企業是否具有政治聯系、公司接受的補貼數、公司的國民行業分類。以上變量的來源均為國泰安數據庫或者萬得數據庫，我們將在后文解釋這些變量的定義和生成過程。

(五)描述統計

樣本包括87876個“公司-月”的觀測值。信息披露指數為月度數據，均值是-0.44，信息披露指數越大，表示公司在當月的信息披露程度越高。資產回報率、營業收入增長率都是年度數據(即同一年每個月都是一樣的)。總市值、換手率、Sigma值都是月度數據。為避免極端值的影響，本文對所有連續變量都進行了上下1%縮尾。

分類特征中，41%的上市公司-月觀測值第一大股東屬于國有部門，73%的觀測值擁有董事、監事或高管在中央或省級政府、人大、政協任職。

表2 各主要變量描述性統計

五、基準結果與穩健性檢驗

(一)模型設定

Informationi,j,t=β0+β1Inspectionj,t+β2χi,t+τt+δi+εi,j,t

(3)

在回歸方程(3)中，下標i代表企業，j代表省份，t代表某年某月。Informationi,j,t是根據第四節中所討論的Chen et al.(2001)的方法使用股價回報率計算所得的信息披露指標。Inspectionj,t代表該上市公司所在省當月是否已經經歷了中央環保督察巡視組進駐(比如，環保督察在2016年5月發生，那么該省在2016年5月及之后的月份都賦值為1)；τt代表時間固定效應；δi代表企業固定效應；χi,t是公司水平的一組控制變量，包括一系列會影響公司股價負偏度系數的指標。

Hutton et al.(2011)指出股票周轉率與股價負偏度系數(Ncskew)明顯正相關，為了控制這一影響因素，本文加入了本期與前一期的周轉率來控制股票流動性的影響。總市值(自然對數)表示股票當月總市值的自然對數值。Sigma值是股票當月的日回報(剔除了市場大盤漲跌影響后的殘差回報率)的標準差(Cao et al.，2018)，被用以控制股票的風險。上期負偏度系數是前一期的負偏度系數，被用以控制高股價偏度的連續性。我們還控制了月度的回報率，從而更好地在排除公司日常表現后探究公司在環保督察期間負面信息披露的影響。此外，我們用公司該年的長期負債除以該年的資產總計作為公司杠桿率的代理變量(Stickney and McGee，1982；Porcano，1986)。周轉率是股票每個月被轉手買賣的頻率，可以度量股票流動性。ROA是該公司在該年的資產回報率。

本文采用廣義雙重差分模型。因為樣本中上市公司不存在跨省、跨行業的變動，所以企業固定效應δi包含了傳統的省份與行業固定效應。T統計量所使用的標準誤為聚類到省的穩健標準誤。

Inspection(環保督察政策啞變量)是我們主要關心的變量，根據上文的分析，環保督察時期公司抑制負面信息的激勵增加，而當月公司特質信息流入的減少將使得股票收益率呈現更為左偏的分布，即負偏度系數下降，因此我們預期Inspectionj,t的系數β1符號為負。

(二)基準回歸

表3匯報了基準回歸的結果。結果與預期一致，環保督察啞變量的系數為負，且在95%的置信度下顯著，幅度約4%個標準差。這一結果顯示督察組進駐導致該省內的上市公司減少負面信息的披露，因而公司當月股價特異性收益率的分布比其他時間更加明顯地右偏。

表3 基準回歸：中央環保督察與公司信息披露

(三)穩健性檢驗

為考察基準回歸的結果是否穩健，我們進行了如下的檢驗：在第2列中，由于年度控制變量(來自公司年報的變量)存在缺失，我們將年度控制變量去除，僅保留月度控制變量，所得結果仍然與基準回歸類似。在第3列中，我們將樣本替換為平衡面板樣本，即僅保留在2015年1月已經成立的上市公司，刪除那些在2015年1月之后成立的上市公司，回歸結果與基準回歸差別不大。

雙重差分法始終面臨這樣的挑戰：如果環保督察的時間和地點與其他事件高度重合，那么雙重差分法可能捕捉的是其他事件的影響。表5對非金融上市公司按照農業、工業、服務業分為三個子樣本分別回歸，發現環保督察沖擊效應僅僅存在于工業。由于環境污染主要來自于工業企業，雙重差分法發現的負相關關系僅存于工業企業中進一步佐證了企業策略性地減少負面信息披露的行為確實來自環保督察的影響。

表4 穩健性檢驗：中央環保督察與公司信息披露

表5 穩健性檢驗：中央環保督察與公司信息披露

(四)平行趨勢檢驗

雙重差分分析的識別必要條件是在沒有實驗發生的反事實情形下，被解釋變量在實驗組與對照組之間的差異應該是不隨時間變化的。在本文的情境中，這意味著所在省經歷了環保督察的公司與所在省沒有經歷環保督察的公司，在沒有經歷環保督察的反事實條件下不存在信息披露模式的差異。在實證中，往往通過事件分析法來佐證。具體而言，我們采用如下的回歸方程設定：

+β13χi,t+τt+δi+εi,j,t

(4)

圖1展示了事件分析法的結果。在環保督察之前，實驗組與對照組的差異沒有明顯的變化趨勢，滿足平行趨勢假定。同時，督察發生后公司減少信息披露的行為一直持續。這可能是因為雖然中央環保督察巡視僅為1個月，但很多省份在中央環保督察過后又進行了省級環保督察，因此督察帶來的壓力具有一定的持續性。

六、機制分析

(一)環保督察與經營表現

基準回歸發現上市公司會在督察組進駐之后減少負面消息的披露，但這種行為的動機尚不明確。本節對兩種可能的機制進行檢驗：首先，中央環保督察可能引發一系列地方整改措施，這對于企業意味著環境政策的高度不確定性，上市公司可能先暫停某些經營活動或對未來經營活動的籌劃，因此相應的信息披露減少。第二，由于環保督察本身帶有靈活性，督察組會根據群眾反映重點督察某些工業企業，這些企業可能為了避免社會輿論和督察組的注意而減少信息披露。我們的機制分析結果傾向于支持第二種可能性，即上市公司為了避免在這個敏感的時間段內引起社會公眾的注意而減少信息披露。

在邏輯上檢驗或排除第一種假說需要檢驗環保督察是否對上市公司的實際經營行為產生影響。有關上市公司的公開可用數據之中，僅有季度數據可得，但季度數據內容不如年度數據豐富，而且缺失值較多。因此，我們使用年度數據，并把相應的環保督察啞變量調整為年度變量。本文檢驗了環保督察對資產回報率(ROA)、凈資產收益率(ROE)、每股收益、銷售凈利率、資產負債率、研發支出比例、長期股權投資(自然對數)的影響。回歸顯示在環保督察進駐之后，上市公司的經營表現沒有發生顯著的變化，僅研發支出比例略有提升。根據這一實證結果，可以認為在環保督察組進駐之后，上市公司沒有顯著地發生實際經營行為的變化，負面消息披露減少是一種短期策略性反應。

表6 機制分析：中央環保督察和上市公司經營表現(年度數據)

表7 機制分析：政治關聯

(二)政治關聯

環保督察與以往環境治理機制的主要不同之處在于，督察對象主要是地方黨委與政府。各省市的環保督察整改方案通報了地方政府幫助不合規的企業辦理牌照、放松對企業的監管力度、幫助企業掩蓋污染等問題。具有政治關聯的企業在地方政企網絡中嵌入程度更高，相對于沒有政治關聯的企業受到的影響可能更大。一旦發現企業經營中存在著政企合謀的行為，關聯企業的經營可能會受到更嚴重的影響。同時，具有政治關聯的企業對于中央環保督察更具政策敏感度，也可能在信息披露策略上更積極地籌劃應對。我們根據政治關聯的強與弱(接受補貼的多與少)、是否為國企進行了分樣本的回歸。政治關聯強代表公司有董事、監事或高管曾經在省級或國家級政府/人大/政協任職，這一數據來源于國泰安數據庫。是否為國企的變量來自萬得數據庫中上市公司報表里顯示的實際控制人是否屬于國有部門。政府補貼是上市公司在2016年財務報表附注中“政府補助”披露的數字，來源于萬得數據庫。

分樣本回歸結果顯示，在環保督察期間減少信息披露的行為對于具有較強政治關聯的民營企業尤其顯著，而國企中無論是否存在政治關聯上述行為均不顯著。企業策略性的信息披露和政治關聯之間的這種相關性與以往的文獻的結論一致，例如Piotroski et al.(2015)發現全國黨代會之前具有強政治關聯的上市公司進一步減少了信息披露，Cao et al.(2018)基于地方反腐巡視督察的研究也有類似的發現。

七、結論

良序的市場經濟離不開透明的信息披露。微觀經濟主體信息披露的有效性，決定了價格能否準確地反映投資和消費的需求，引導經濟資源的配置。改革開放以來，市場經濟在中國取得了高速的發展，但金融市場信息披露卻一直缺乏完善的機制保障。金融領域的信息不透明增加了投資風險。同時，信息披露的透明度也會影響國家治理的各個不同領域。本文發現，環保督察巡視使得受督察省份的上市公司明顯減少了信息披露，而上市公司年報中的財務指標卻沒有顯著的變化。

以往文獻認為，地方政府基于提升經濟增長和財政收入目標選擇與企業合謀，放松對于環境監管的執行力度，是造成環境治理問題的重要原因(梁平漢、高楠，2014；郭峰、石慶玲，2017)。隨著我國逐漸成為中等收入國家，經濟結構逐漸優化，人民對于良好生態和環境的要求進一步提高。環保監督的制度化和企業環保標準的提升是一種普遍趨勢。這個趨勢也將推動地方政府和企業發展出一種基于成熟市場經濟制度的新型政企關系，減少企業對于政治聯系的依賴，提高企業合法、合規經營的力度。

同時，本文的實證研究結果也展現了監管政策可能對于微觀經濟主體造成監管者非意向性的結果。因此，政策制定者在制定監管決策時需要考慮到企業的策略性反應，特別是對于合規成本的轉嫁和信息的選擇性、策略性披露。在環保監督的制度語境下，本文的研究結論表明環保與金融監管部門可以進一步加強協作，完善信息共享，增強上市公司環境信息披露的及時性和透明度，推動構建現代化環境治理體系和良序金融市場的協同發展。

附錄1變量定義表

變量定義方式來源被解釋變量股價負偏度系數表示上市公司信息披露程度好壞的指標,本文采取月度的負偏度系數國泰安數據庫,(Chen et al.,2001)解釋變量環保督察某省接受中央環保督察巡視組進駐及之后,啞變量賦值為1,否則為0(月度數據)生態環境部公示的行程表營收增長率公司營業收入相比于上一年的增長率(年度數據)萬得數據庫資產回報率公司當年的回報與資產之比(年度數據)萬得數據庫杠桿率公司該年的長期負債除以該年的資產總計(年度數據)萬得數據庫周轉率公司股票每個月轉手買賣的頻率(月度數據)國泰安數據庫總市值(自然對數)本文采用流通市值,即可交易的流通股股數乘以當月股價得出的流通股票總價值(月度數據)國泰安數據庫波動率公司股票價格的波動程度(月度數據)萬得數據庫Sigma值公司股票日收益的月標準差(月度數據)國泰安數據庫回報率公司當月的月平均收益率(月度數據)國泰安數據庫分類變量:異質性分析政治關聯衡量公司是否有政治關聯的啞變量,如果該公司有董事、監事、高管曾在人大、政協或者黨政機關工作,則賦值為1國泰安數據庫政府補貼根據上市公司2016年財務報表附注中“政府補助”,若政府補助額度大于全國上市公司的中位數,則賦值為1國泰安數據庫