大股東退出威脅對環境信息披露質量的影響研究

王 靜，馬 靖，姜 明

（山東建筑大學 商學院，山東 濟南 250100）

一、引言

2021 年12 月生態環境部令第24 號公布《企業環境信息依法披露管理辦法》，辦法指出：“企業作為環境信息依法披露的責任主體，應當建立健全環境信息依法披露管理制度。”信息披露被視為企業價值創造的重要工具[1]，作為環境治理的重要機制之一，推動企業環境信息披露，不僅能夠提高企業信息透明度，緩解外部投資者與企業之間的信息不對稱，而且能夠給企業帶來顯著的經濟效益和生態效益[2]。雖然我國環境信息披露的相關法律規定不斷得到完善，但披露的正式制度仍然有所欠缺，管理層在環境信息披露方面擁有較大的自主選擇權，披露信息的質量缺乏可靠性[3]。這種選擇性的披露不僅使得企業外部利益相關者的利益得不到保障，而且損害了企業的長期價值。

已有關于企業環境信息披露影響因素的研究主要有：外部環境監管制度壓力[4]、媒體相關報道[5]、企業間的模仿性趨同[6]等外部壓力以及控股股東持股比例[7]、獨立董事比例[8]、高管特征[9]等內部治理因素，鮮有文獻單獨從企業外部大股東角度出發研究其對環境信息披露質量的影響。

作為企業重要的內部治理機制，大股東治理受到學者們的普遍關注。傳統的股東發聲機制認為，企業外部大股東可以通過爭奪董事會席位[10]、投票更換管理層[11]等“用手投票”的方式，約束管理層和控股股東的私利行為，實現對公司的有效治理。然而，我國股權高度集中的現象使得外部大股東很難通過積極干預的方式實現對公司的治理。我國股權分置改革和融資融券等制度的實施，在提高股票流動性的同時，也降低了大股東“用腳投票”的成本，當公司經營不利時，其通過“退出”方式實現公司治理的可能性增加。那么大股東能否通過退出威脅途徑約束管理者為謀取個人私利的環境信息披露行為成為本文主要的研究內容。

本文的主要研究貢獻在于:第一，從大股東治理的角度豐富了環境信息披露驅動因素的研究。現有關于股東對企業環境信息披露影響的研究是從控股股東股權性質、股權集中度等角度進行分析，并未涉及股東退出威脅路徑的治理效應。第二，豐富了大股東退出威脅經濟后果的研究。已有多位學者驗證了退出威脅對財務報告質量[12-13]、投資效率[14]、創新效率[15]、并購績效[16]等的治理效應，但還未涉及對環境信息這一非財務信息披露的研究，本文為大股東通過退出威脅發揮治理作用的研究提供新的證據。

二、理論分析與研究假設

我國上市公司存在較為嚴重的“一股獨大”現象，因此，雙重代理問題成為研究我國公司治理所要解決的突出問題[17]。一方面，所有權與控制權的分離使得管理層與股東的利益目標相悖，高管有動機和能力去操控包括環境信息在內的信息披露以掩蓋其自利行為[18]。另一方面，控股股東相較于其他外部大股東或者中小股東而言擁有更高的控制權和信息優勢，可能與管理層合謀，通過信息操縱[19]、關聯交易[20]、盈余管理[21]等方式實施“隧道挖掘行為”，進而使得其他股東蒙受損失。

控股股東之外的大股東相較于中小股東而言，持有更多股票，有強烈的動機收集企業內部信息。根據“退出威脅”理論，當大股東的利益因管理者或控股股東私利行為而受到侵占時，往往會選擇通過拋售股票減少個人損失，大股東作為知情交易者，其股票拋售行為會向市場釋放企業的股票價值被高估的信號。為了防范大股東退出導致的高管變更[22]及其他股東的追隨拋售引起股價下跌等給自身帶來的懲罰或財富損失，管理者和控股股東會更傾向于迎合外部大股東需求，雙重代理問題得到緩解，較低的代理成本能夠降低兩者運用信息披露的自主裁決權攫取私有收益的動機[23]，環境信息披露質量得以有效提升[24]，達到事前約束的治理效果。因此，本文提出以下假設：

H1：在其他條件不變的情況下，大股東退出威脅能夠提高企業環境信息披露質量。

已有研究表明，大股東參與公司治理的行為不僅會受到自身持股規模的影響，同樣還會受到股權制衡度的影響。一方面，當股權制衡度較高時，其他大股東更有可能通過積極發聲的方式參與公司的治理，從而減少控股股東與管理層攫取個人利益的行為；另一方面，當其他大股東與控股股東持股比例差距較大時，參與公司治理的能力和動機都顯著減弱，一旦擁有非公開信息的大股東出現不滿行為，其選擇“用腳投票”的可能性更大，即退出的可信度更高。為避免其他大股東“退出”導致的股價下跌，使自身利益受損，控股股東更有可能通過事前減少對其他大股東的利益侵占行為[25]，代理成本的降低使得環境信息披露質量得以提升。因此，本文提出以下假設：

H2：當股權制衡度較低時，退出威脅越可信，其對公司環境信息披露質量的影響越顯著。

分析師作為信息媒介和有效的外部監督力量，其關注度較高的上市公司更容易引起外部利益相關者的注意[26]。依據分析師監督假說，分析師可能會運用個人的專業知識、通過多種途徑深入挖掘大股東退出背后隱藏的企業內部治理不善的信息，并將其如實反映至與企業相關的研究報告之中[27]，增加公司治理問題被投資者發現的概率，并將其反映到資本市場中，使得管理者蒙受聲譽及利益損失[28]，進而促使他們約束自身的私利行為，加強環境信息披露管理。這種外部監督機制的存在，能夠顯著增強大股東退出威脅對提高企業環境信息披露質量的作用。基于此，本文提出以下假設：

H3：其他條件不變時，企業受到的分析師關注越高，退出威脅對公司環境信息披露質量的治理效果越好。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文以2009—2020 年所有A 股上市公司數據作為初始研究樣本，在此基礎上，剔除金融保險行業、剔除ST、*ST 的公司、剔除數據缺失的樣本，最終得到2 710 家公司的17 033 個樣本觀測值。本文在國泰安數據庫前十大股東信息的基礎上，通過查閱年報對大股東信息進行補充并對一致行動人進行合并處理，融資融券標的證券信息來源于銳思數據庫，其余數據均來自國泰安數據庫。為消除極端值，對所有連續變量進行上下1%的Winsorize 縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：環境信息披露質量

本文在借鑒王婉菁等（2021）[29]方法的基礎上，構建環境信息披露質量評價指標體系，來衡量企業的環境信息披露質量（EDI），具體評價指標如表1 所示。其中，EDI 為上市公司各項環境披露信息條目得分之和與最優得分（37 分）的比值。

表1 環境信息披露質量評價指標體系

此外為了增強研究的穩健性，本文以標準化后的一級指標組合：充分性（EDI1）、充分性和顯著性（EDI2）以及充分性和可靠性（EDI3）測量環境信息披露質量再進行基準回歸模型檢驗。

2.解釋變量：大股東退出威脅

本文借鑒Dou 等（2018）[12]的做法，以股票流動性（SL）與大股東競爭程度（BHC）的交乘項來衡量大股東退出威脅（NET）。其中Blocki，t）2，Blockk，i，t為i 公司第t 年由第k 個大股東的持股比例，Blocki，t為i 公司第t 年中所有大股東持股比例之和；SLi，t為股票流動性，采用流通股日均股票換手率作為其代理變量。

現有文獻中對大股東的衡量標準有持股比例高于5%和10%兩種。本文參考余怒濤等（2021）[13]的做法將持股比例超過5%的股東定義為大股東。同時，為提高結論的可信度，在穩健性檢驗中也將持股比例超過10%作為判斷企業大股東的依據重新進行OLS 回歸檢驗。

3.調節變量

（1）退出可信度。本文參考姜付秀等（2015）[25]的方法，計算出控股股東與大股東持股比例的差額，根據差額是否大于中位數衡量退出可信度（Differ），大于中位數取1，表示該企業大股東退出可能性較大，否則取0。

（2）分析師監督。本文用第t 年跟蹤i 樣本公司的分析師人數（團隊）數量的自然對數衡量分析師對企業的外部監督程度。

4.控制變量

根據以往文獻的研究，本文選取企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、成長性（Growth）、企業年齡（Age）、盈利能力（Roe）、董事會規模（Bsize）、獨立董事比例（Dir）、實際控制人兩權分離率（Sep）作為控制變量。此外，本文還控制了年度和行業固定效應。

（三）模型設計

為了檢驗H1，本文構建模型（1）來分析大股東退出威脅對企業環境信息披露質量的影響：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

各變量的描述性統計結果，如表2 所示。Panel A列示了本文主要變量。整體而言企業環境信息披露質量不高。從大股東退出威脅來看，均值為-0.446，標準差為0.733，表明大股東退出威脅機制在樣本企業中存在一定的差異。Panel B 按照大股東退出威脅的中位數將總體樣本分為退出威脅程度低和退出威脅程度高的兩個子樣本，并對不同子樣本的環境信息披露質量進行單變量均值差異檢驗，高NET 組和低NET 組的環境信息披露質量均值分別為0.172和0.123，中位數分別為0.108 和0.054，從均值差異的T 檢驗結果來看，高NET 組的環境信息披露質量在1%水平上顯著高于低NET 組的環境信息披露質量，假設H1 得到初步驗證。

表2 變量的描述性統計

（二）回歸結果分析

本文根據模型（1），對大股東退出威脅與環境信息披露質量之間的關系進行多元OLS 回歸，回歸結果如表3 所示。

表3 回歸結果檢驗

由列（1）可知，NET 的回歸系數為0.005 2，且在5%水平下顯著；列（2）、列（3）、列（4）報告了以標準化后的一級指標組合測量企業環境信息披露質量后進行回歸的結果，回歸系數至少在5%水平下顯著為正。這表明大股東可以通過退出威脅提升企業的環境信息披露質量，驗證了本文假設1。

（三）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

（1）Heckman 兩階段模型。為避免樣本自選擇對研究結論的影響，本文采用Heckman 兩階段法進行檢驗。首先，將虛擬變量NET_D（高退出威脅取1，否則取0）作為被解釋變量；其次，在原有控制變量的基礎上加上同行業中大股東NET 均值作為解釋變量進行Probit 回歸，并將第一階段估計出的逆米爾斯比率（IMR）放入第二階段的模型中回歸。由表4列（1），Heckman 第二階段回歸結果中IMR 的回歸結果并不顯著，說明本文不存在樣本選擇偏誤，同時EDI 的回歸系數依然在1%的水平下顯著為正，說明本文關于大股東退出威脅與環境信息披露質量正相關的主要結論依然穩健。

（2）基于融資融券制度的雙重差分檢驗。本文采用股票流動性及大股東之間的競爭程度衡量退出威脅，可能存在嚴重的內生性問題。融資融券制度的實施具有外生性，且能夠顯著增強標的股票的流動性。因此，本文參考余怒濤等（2021）[13]的思路，基于我國融資融券制度實施的政策事件，采用雙重差分的方法排除內生性的干擾。由表4 列（2）可知，交乘項的系數為0.066 0 且在1%水平顯著，這表明被列入融資融券標的后的企業，相對于列為標的之前的樣本以及未被列為標的的企業而言，環境信息披露質量顯著提升，說明大股東退出威脅有效改善了企業環境信息披露質量，支持前文論斷。

表4 穩健性檢驗

2.其他穩健性檢驗

本文還通過更換自變量和因變量方式進行穩健性檢驗。一方面，將持股比例超過10%的外部股東視為大股東，重新計算退出威脅，替換原有自變量；另一方面，本文在參考王婉菁等（2021）[29]方法的基礎上，以各二級指標標準化評分的變異系數作為權重代替等權加總，重新衡量環境信息披露質量。上述穩健性檢驗的結果均支持本文的假設H1。

（四）調節效應分析

表5 列示退出可信度和分析師監督對大股東退出威脅與企業環境信息披露質量間關系的調節作用回歸結果。

表5 退出可信度、分析師關注的調節作用

由列（1）可知，退出威脅與退出可信度的交乘項（NET*Differ）系數為0.015 5，且在1%水平上顯著，表明退出可信度會促進退出威脅對企業環境信息披露質量的提升作用，即股東退出可能性越大，其通過退出威脅發揮的治理作用越強，假設H2 成立。列（2）結果顯示了分析師監督的調節作用回歸結果，其中退出威脅與分析師關注度的交乘項（NET*Analyst）系數為0.006 0，且在1%的水平下顯著，表明分析師監督程度越高的企業，越能夠增強退出威脅對企業環境信息披露質量的提升作用，假設H3 成立。

五、結論

本文選取2009—2020 年我國A 股上市公司的數據，基于大股東退出可信度和分析師關注度的調節作用，研究企業大股東退出威脅對環境信息披露質量的影響。研究結果表明：大股東退出威脅與環境信息披露質量正相關，環境信息披露質量會隨著退出威脅的提高而得到改善；引入調節變量后，退出可信度和分析師關注度均會對退出威脅與環境信息披露之間的關系起到正向調節作用，有助于增強大股東的治理效應。

本文所得研究結論可以為如何發揮大股東的治理效應、提高環境信息披露質量提供一些有益的啟示：（1）對大股東而言，應當積極尋找在被投資企業“發聲”的有效途徑，維護自身權益。（2）對企業而言，應當構建合理的股權結構，使大股東能夠通過多種途徑實現對企業的治理，提高企業信息透明度。（3）對國家而言，首先，應制定并落實企業環境信息披露的具體法律條款，減少管理層私利行為的操縱空間；其次，完善投資者保護制度，優化大股東退出威脅發揮治理作用的市場環境，推動企業綠色健康發展。