高管政治關聯、環境監管模式變遷與企業環保投資

唐 亮，陸璟楠，姜海鋒，薛九洋

（阜陽師范大學商學院，安徽阜陽 236037）

改革開放以來，我國城市化進程加速推進，經濟實力持續提升，消費市場不斷擴大，成為全球進出口貨物貿易第一大國和全球第二大經濟體。在經濟發展速度和經濟績效的“強激勵”下，一系列嚴重的自然資源浪費和嚴峻的生態環境污染事件時有發生，成為限制中國綠色發展、阻礙生態文明建設、威脅社會穩定的“攔路虎”〔1-2〕。黨的十八大以來，隨著政府的高度重視和社會公眾的廣泛關注，我國生態環境得到顯著改善，呈現穩中向好的態勢。生態環境保護是高質量發展的重要抓手〔3〕。黨的十九大報告進一步提出高度重視環境立法水平和執法力度，推動經濟綠色發展。同時，國家相繼出臺了《生態文明體制改革總體方案》《水污染防治法》《大氣污染防治法》《固體廢物污染環境防治法》和《海洋環境保護法》等一系列配套的政策法規，健全完善生態環境立法工作，提升環境督察執法水平，提高違法成本和懲罰力度，呼喚社會關切度，進一步提高企業環境責任主體意識〔4〕。

實行最嚴格的法律規章制度和不斷加大的環境執法力度對我國生態環境改善和綠色可持續發展產生了積極作用〔5〕。但是，目前我國污染排放和環境風險依然較高的生態環境狀況并沒有得到根本扭轉，個別企業違規排污造成的環境污染事件依舊層出不窮，從2010 年福建紫金礦業潰壩事件、2015 年河北邢臺新河地下水污染事件、2017 年騰格里沙漠污染事件到2019 年長江貨船水污染事件。由于我國環境監管主要采取屬地模式，環境保護和污染防治工作主要由屬地政府負責〔6〕。屬地政府的地方保護和環境污染的負外部性一定程度上制約了環境監管的力度和環境治理的效果〔7〕。特別是部分重污染企業不顧國家的明令法規，公然挑戰法律“紅線”，相關的地方黨委、政府和部門對此現象或視而不見，或小懲小戒，存在著執法不嚴、違法不究、監督不力等問題〔8〕。探尋原因，在晉升錦標賽和財政分權下，地方官員由于存在較大的晉升壓力和財政負擔，需要企業創造高納稅額增加地方財政收入，而企業也會因存在著生存需求而主動尋求或加深與政府的關系，進而利用政治關聯獲得一系列的優惠條件，由此政企合謀形成〔9-10〕。

一直以來，國家環境保護政策主要針對企業環境保護和污染治理的責任，造成了對地方政府環境責任監督與考核的缺位〔11〕，在一定程度上加速了政企合謀形成。中央也逐漸意識到這種政企合謀對生態環境治理造成的巨大阻礙。2015 年8 月，中共中央辦公廳和國務院辦公廳聯合印發《黨政領導干部生態環境損害責任追究辦法（試行）》，該文件明確指出各地方黨委和政府相關部門對本區域內的生態環境負全責，細化追責情形與形式，并強化約束的指標，加強“行為追責”力度，為持續推動生態文明建設提供了有效支撐和制度保障〔12〕。由“督企”向“督政”轉化的環境監管模式變遷是否能促使地方政府和企業真正重視環境保護，督促企業增加環保投資行為呢？這種影響關系是否會由于環境監管模式轉變產生變化呢？目前上述問題在現有文獻中還未得出一致結論。

本研究將重污染行業確定為主要研究對象，首先分析重污染企業高管政治關聯是否對企業環保投資行為產生影響，其次驗證環境監管模式的變遷對企業環保投資的影響機理，最后探討監管模式變遷是否對高管政治關聯與企業環保投資的關系具有調節作用。

1 理論分析與研究假設

根據資源依賴理論，組織的生存和發展離不開外部環境和資源的支持，資源需求方的行為受資源控制方影響，且資源愈重要、愈稀缺、愈不可替代，這種控制影響程度越大〔13〕。環保投資是一項兼顧經濟、環境和社會效益的特殊投資，需要大量的外部資源投入，而政治關聯作為政府與企業相互影響的紐帶，勢必對企業環境決策行為產生影響。

企業獲得政治關聯的主要途徑為：其一，聘請相關具有政治背景的人員擔當企業的董事、監事及高管等職位；其二，通過主動承擔社會責任，例如積極使用環保設備、使用綠色能源、廣泛參與當地社會建設等，保持與當地政府良好的交流，逐漸形成穩定的政企關聯；其三，企業管理者通過自身努力使企業得到向上的發展，在積累一定的社會人脈和聲望后獲得黨代表、人大代表、政協委員等政治身份。一旦企業高管取得了一定政治身份，其對黨和政府的服從意識相對比較明顯，意味著高管會為了獲得政府的承認，而主動響應政府的號召，切實履行應承擔的社會責任，肩負起企業對社會負有的環保責任，積極主動加大環保投入力度，切實服務于社會整體目標。何曉斌等〔14〕通過分析中國民營企業樣本，基于企業管理者人大代表身份和企業基層黨組織嵌入管理層兩個方面分析企業政治關聯，最終得出企業高管的政治關聯能夠通過緩解資源約束影響最終績效結果。陳東等〔15〕認為高管的政治關聯使得企業更容易引起社會公眾和新聞媒體的廣泛關注，特別是在企業社會責任方面承擔更大壓力，客觀上推動企業增加環保投資。為了建立和維護良好的政治關聯，企業會積極主動響應政府政策號召，通過高管政治關聯屬性，將政府環境政策內化為企業積極主動行為，為其自身帶來“資源效應”〔16〕，綜上分析，本研究提出假設1（H1）。

H1：限定其他條件，高管政治關聯對企業環保投資具有正向影響。

在中國環境改革進程中，國家政策具有重要的指引作用。從我國有關環保政策的頒布進程來看，2008 年12 月華北等6 大區域環境督查中心相繼成立，隨后2014 年原環境保護部出臺《環境保護部約談暫行辦法》和《環境保護部綜合督查工作暫行辦法》，至此環保督察對象正式由“督企”向“督政”為核心轉變。2015 年中央全面深化改革領導小組通過并印發《環境保護督察方案（試行）》，環保監督進入“黨政同責”的中央環保督察階段〔17〕。

環境監管模式變遷的背后是科層制運作邏輯的改變，以“督政”為核心的環境監管模式是中央政府推動地方政府在環境保護方面積極履職盡責的重要手段。督察組組長由省部級高級干部擔任，將環保督察提升至前所未有的政治高度，督察結果直接報送中央，并根據具體督察結果責令相關地方政府擬定一系列整改方案，層層壓力下要求地方政府不得不重視本區域的環保問題〔18〕。環境監管模式的變遷實質上是一種強制性的環境規制，是中央政府對地方政府及其屬地企業開展直接監督和問責的制度安排，將中央的環境決策部署最大程度地傳導至地方政府，并通過地方政府施壓于污染企業，最終改善企業的環保投資行為。在“督企”向“督政”監管模式的變遷下，由于特殊的企業性質和所屬行業特征，重污染企業面臨的壓力尤其巨大，進一步影響了企業管理者的環保投資決策。當政府的環境規制越嚴格時，企業為了遵守法規往往會改變部分資金的用途，轉而投資環境治理〔19〕。綜上分析，本研究提出假設2（H2）。

H2：限定其他條件，環境監管模式變遷對企業環保投資具有正向影響。

環境監管模式變遷進一步加強了對地方政府生態環境治理責任的監督和考核，通過暢通綠色發展政策的傳導機制，持續完善公司治理，進而提升企業環境保護行為〔20〕。環境具有負外部性的特征，環境監管模式變遷后，中央政府對于地方政府的環境治理水平提出更高的要求，而這種要求和壓力也會進一步傳導至企業。在社會環保意識不斷增強的背景下，政府和社會公眾的壓力，使得越來越多的企業通過持續的綠色創新行為，獲得創新補償，并最終得到可持續發展。環境監管模式的變遷使得企業外部環境發生變化，勢必會影響企業因政治關聯而增加的環保投資水平。

從企業獲得政治關聯的目的分析，一方面如果企業是出于通過政治關聯獲得政府優惠政策，那么由于監管模式的變遷，地方政府面臨中央環境政策剛性約束的壓力，這種壓力會削弱企業通過政治關聯進行尋租的可能性，在一定程度上避免政企合謀的發生，會削弱政治關聯對企業環保投資的促進作用。另一方面，環境監管模式變遷后，政府的環境監管壓力增大，通過不正當的政治交易獲得政府政策傾斜及相關的稅收優惠力度和可能性會降低，也可能會抑制企業環保投資行為。因此，總的來說，環境監管模式的變遷會降低高管政治關聯對企業環保投資的積極作用。綜上分析，本研究提出假設3（H3）。

H3：限定其他條件，環境監管模式變遷會削弱高管政治關聯對企業環保投資正向影響。

2 研究設計

2.1 樣本選取樣本主要選取我國2008—2020 年滬深A 股重污染上市企業公開數據，同時基于以下標準進行了相關的樣本剔除：①刪除ST、*ST、PT 類型公司；②刪除主變量及相關控制變量缺失樣本；③刪除財務數據異常的樣本。最終得到1 949 家公司的15 972 個有效觀測值。根據環境保護部發布的《上市公司環境信息披露指南（征求意見稿）》，將“重污染行業”定義為B、C、D 類共計27 個行業，具體涵蓋代碼見表1。

表1 重污染行業代碼

主要的變量數據來源：（1）企業環保投資數據。主要來源于企業對外公布社會責任報告、上市公司年報附注等；（2）高管政治關聯數據?；趪┌矓祿熘懈吖軅€人資料文件的數據，查閱出各公司2008—2020 年間董事、監事和企業高層管理者的姓名和簡歷；（3）相關控制變量數據全部來源于國泰安數據庫，對主要的連續性變量進行1%的Winsorize 處理。本研究通過Excel 軟件進行數據的搜集與整理，使用Stata 15.0 軟件進行數據的相關性與回歸分析。

2.2 變量定義企業環保投資。借鑒劉媛媛等〔21〕的衡量方法，由于部分企業沒有披露環保投資額，存在環保投資額為0 的現象，因此采用企業環保投資額（以萬元為單位）加上1 的自然對數衡量。

高管政治關聯。借鑒蘇忠秦等〔22〕、施赟等〔23〕的做法，采用賦值法將高管政治關聯定義為上市公司董事、監事和高級管理人員的政治關聯得分之和。見表2。

表2 高管政治關聯定義

環境監管模式變遷。2014 年12 月，原環境保護部發布《環境保護部綜合督查工作暫行辦法》，標志著環境監管模式從“督企”到“督政”的轉變。因此環境監管模式變遷（POST）以2015 年為劃分節點，即2015 年及之后年度POST 取值為1，2015 年之前年度POST 取值為0。

借鑒毛新述等〔24〕、王鴻儒等〔25〕的研究結果，同時結合本研究目的，將第二產業比重、市場化程度、公司規模、上市時間、資產負債率、股權集中度、獨立董事占比、年度和行業列為控制變量。各變量具體定義見表3。

表3 變量匯總定義

2.3 模型構建基于文章提出的3 個研究假設，企業環保投資作為被解釋變量，高管政治關聯作為解釋變量，環境監管模式變遷作為調節變量，控制其他可能會影響企業環保投資的變量。

為驗證H1，提出模型（1）：

為驗證H2，提出模型（2）：

為驗證H3，提出模型（3）：

式中，α1～α12為系數項，ε 為誤差項。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計根據表4 描述性統計，2008—2020 年間共檢測出15 972 條樣本數據。從整體來看，上市公司企業環保投資（EPI）最大值為11.15，最小值為0.00，表明從整體來看我國企業環保投資數額參差不齊，從標準差僅為3.15 也可以看出大部分企業環保投資金額仍處于較低水平，自愿披露或主動增加環保投資金額的意識并不強烈?？傮w樣本的高管政治關聯（PC_P）標準差為3.36，平均值為1.71，可以發現重污染企業高管政治關聯存在較大的差異。環境監管模式變遷（POST）標準差為0.49，可以看出在2008—2020 年，整體樣本數據量分布較為均勻。從控制變量的結果來看，第二產業比重（SIR）、市場化程度（MARKET）、公司規模（SIZE）、上市時間（AGE）、股權集中度（TOP1）、獨立董事占比（INDR）的標準差均超過1.00，說明重污染企業間的公司治理體系、公司規模、當地經濟水平均存在明顯差距。

表4 描述性統計

3.2 相關性分析為了驗證變量之間是否存在多重共線性問題，采用皮爾遜相關系數法進行檢驗。由表5 可見，各變量相關系數皆小于0.500，因此排除變量之間可能存在多重相關性問題。分析數據發現：高管政治關聯（PC_P）與企業環保投資（EPI）在1%水平上顯著正相關，說明高管政治關聯會促進企業環保投入，初步驗證假設1。環境監管模式變遷（POST）與企業環保投資（EPI）的相關系數為0.023，顯示在1%水平上顯著正相關，初步驗證假設2。

表5 相關性分析

3.3 回歸分析選取2008—2020 年15 972 條樣本數據，通過F 檢驗與豪斯曼檢驗之后，最終確定使用固定效應模型進行所有的回歸分析，結果見表6。模型（1）檢驗的是高管政治關聯與企業環保投資之間的關系。結果顯示高管政治關聯回歸系數為0.035 9，且在1%水平上與企業環保投資顯著相關，表明高管政治關聯程度越深的企業更傾向于投入更多的環保投資，因此驗證了假設1。

表6 回歸分析結果

模型（2）檢驗的是環境監管模式變遷與企業環保投資之間的關系。結果顯示環境監管模式變遷回歸系數為0.707 4，且在1%水平上與企業環保投資顯著相關，表明環境監管模式的變遷對企業環保投資具有正向影響，因此假設2 得到驗證。

模型（3）檢驗的是高管政治關聯、環境監管模式變遷與企業環保投資之間的調節關系。結果顯示高管政治關聯回歸系數為0.044 4，環境監管模式變遷回歸系數為0.727 3，兩者在1%水平上與企業環保投資顯著相關，驗證前文假設1 和假設3。同時，高管政治關聯與環境監管模式變遷的交乘項回歸系數為-0.029 6，在10%水平上與企業環保投資顯著相關，假設3 得到驗證。基于環境監管模式變遷視角下，高管政治關聯對企業環保投資的正向作用減弱。

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 替換相關變量衡量指標 分別借鑒杜建軍等〔26〕（2020）替換企業環保投資定義、借鑒林潤輝等〔27〕（2015）替換高管政治關聯定義。具體相關替換變量定義見表7。

表7 相關替換變量定義

由表8 模型（1）檢驗結果可以發現，高管政治關聯的回歸系數為0.051 3，在10%的顯著性水平上通過檢驗，假設1 得到驗證。表8 模型（2）中環境監管模式變遷的回歸系數為0.000 5，在5%的顯著性水平上通過檢驗，假設2 成立。

表8 穩健性檢驗

加入融資約束指標?？紤]到增加控制變量，在衡量企業盈利方面加入融資約束指標。借鑒Hadlock 等〔28〕將公司融資約束情況劃分為5 個等級，采用SA 指數計算方法定義融資約束，公式具體如下：

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

回歸結果前后基本一致，沒有明顯變化，具體見表8 模型（3），高管政治關聯能夠顯著地增加企業環保投資金額，其顯著性水平達1%，相關調節效應結果與前文假設3 相一致。綜上所述，替換相關變量后穩健性檢驗結果具有一定穩健性。

3.4.2 工具變量法 考慮到高管政治關聯與企業環保投資之間存在著雙向因果關系，例如環保投資較多的企業可能往往是自身高管政治關聯較深的企業，因而采用工具變量法。企業監事會規模（BSS）作為內部治理的關鍵指標，其組織成員主要包括股東代表和適當比例的公司職工代表，因此不會直接影響企業環保投資規模，但其規模的大小會直接影響高管政治關聯的程度。因此本研究選取企業監事會規模（BSS）作為工具變量。由表9 可得，高管政治關聯與企業環保投資保持正相關關系，均與前文假設1 相符。

表9 穩健性檢驗

4 研究結論與政策建議

企業是環境污染治理的重要主體，企業進行環保投資是國家綠色發展中的關鍵一環，正視新發展階段并重視環保投資對企業自身的可持續發展具有關鍵作用。本研究選取A 股市場企業數據，立足中國實情，實證檢驗高管政治關聯對企業環保投資的具體效應，并探討環境監管模式變遷對高管政治關聯與企業環保投資的調節作用，得出如下結論：（1）高管政治關聯對企業環保投資存在正向影響；（2）環境監管模式的變遷確實起到了促進企業提升環保投資的作用。在以“督政”為核心的環境監管模式下，中央將環境治理的決心和政策壓實到地方政府，使得當地相關部門重視本區域的生態環境，加大對重污染企業的監管措施和懲治力度；（3）環境監管模式的變遷對高管政治關聯與企業環保投資具有一定的調節作用。環境監管模式的變遷能夠抑制高管政治關聯對企業環保投資的正向促進作用，使企業通過增加環保投資獲得政企關聯的目的性減弱，從長遠角度來看有利于公平競爭市場環境的形成。

基于本研究的結論，為進一步提升企業環保責任意識和進行環保投資的積極性，提出如下建議：（1）從我國的國情出發，政府在資源分配中承擔著關鍵角色，企業可以通過隱形的政治關聯獲得資源，但也不排除一些企業存在著政治關聯負面化的傾向，逃避環保責任，或將政府撥款的環保投資資金挪作私用。因此，為使環保投資發揮積極的作用，政府需要進行源頭治理，將違規行為遏制在初期，避免長期負面化的高管政治關聯所引發的一系列不良后果。（2）環境治理具有私人成本大于收益的特征，因此企業環保投資普遍積極性不高，特別是在經濟轉型疊加新型冠狀病毒肺炎疫情的共同影響下，迫切需要政府通過產業政策和金融支持等方式進行積極引導，政府可以提供多元的綠色生產優惠政策，對積極參與環境治理的企業給予適當的補貼，幫助重污染企業在環境治理、節能減排、綠色循環技術等環保投資項目上提供便利條件。同時，鼓勵金融機構創新綠色信貸產品，引導社會資本助力企業綠色發展。（3）通過建立健全環境信息披露指引，在保障企業商業機密的前提下，合理引導企業在年報或社會責任報告中集中披露環保投資及相關明細信息，并建立相應的激勵機制對環保投資較為突出的企業進行獎勵。通過社會各界的共同努力，推動生態環境改善和綠色可持續發展。