于連超，張衛(wèi)國，畢 茜，董晉亭

（西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715）

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)依靠傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素驅(qū)動(dòng)創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)增長的奇跡，但這種粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式難以持續(xù)，資源環(huán)境約束已接近瓶頸。中共十九大提出：“中國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動(dòng)力的關(guān)鍵期?！苯?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不再僅強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長的速度，更加注重經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和效益，需要政府協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)之間的關(guān)系。中共十九大進(jìn)一步指出：“必須樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念”，將生態(tài)文明建設(shè)推向了制高點(diǎn)。重污染企業(yè)環(huán)境治理作為生態(tài)文明建設(shè)的重要環(huán)節(jié)，是理論界和實(shí)務(wù)界共同關(guān)注的重點(diǎn)議題。企業(yè)環(huán)境信息披露作為外界了解企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)的重要渠道，不僅是發(fā)揮社會(huì)監(jiān)督的有效途徑，更是促進(jìn)企業(yè)環(huán)境治理的重要機(jī)制（Cormier等，2005；沈洪濤和馮杰，2012；畢茜等，2012）。鑒于此，如何更加有效地促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，引起了學(xué)者們的廣泛探討。

理論界對企業(yè)環(huán)境信息披露的解釋主要基于合法性理論、利益相關(guān)者理論、資源依賴?yán)碚摵妥栽感畔⑴独碚摚⊿uchman，1995；Porter和Der Linde，1995；Nienhüser，2008；Chiu和Wang，2015）。學(xué)者們基于上述理論對企業(yè)環(huán)境信息披露的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了大量探討，主要圍繞制度環(huán)境、利益相關(guān)者壓力、內(nèi)外治理環(huán)境、政治關(guān)聯(lián)、高管變更、環(huán)境表現(xiàn)、管理層能力等方面展開（Wilmshurst和Frost，2000；Lee，2010；Sutantoputra等，2012；沈洪濤和馮杰，2012；畢茜等，2012；Peters和Romi，2014；Cheng等，2017；鄭建明等，2017；陳璇和錢維，2018）?？梢姡ㄟ^營造良好的制度環(huán)境、施加更大的利益相關(guān)者壓力、完善企業(yè)內(nèi)外的治理機(jī)制等方式，可以有效促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，其中良好的制度環(huán)境是企業(yè)環(huán)境信息披露的核心驅(qū)動(dòng)力（Li等，2018；錢雪松和彭穎，2018）。制度環(huán)境不僅包括政府監(jiān)管制度、環(huán)境信息披露制度、社會(huì)責(zé)任制度、新《環(huán)保法》等政策因素，還包括地方環(huán)保官員變更引發(fā)的環(huán)境政策不確定性等體制因素，但現(xiàn)有文獻(xiàn)對此探討還不足。

在地方環(huán)境治理的權(quán)責(zé)劃分下，地方政府主要負(fù)責(zé)審批轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境政策，地方環(huán)保部門主要負(fù)責(zé)制定和執(zhí)行轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境政策。地方環(huán)保官員作為地方環(huán)保部門的主要責(zé)任人，在地方環(huán)保系統(tǒng)中具有絕對權(quán)威和影響力，其有能力采取環(huán)境政策來影響轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)環(huán)境行為（胡珺等，2019）。地方環(huán)保官員的政績考核與其環(huán)境治理績效直接掛鉤，地方環(huán)保官員也有動(dòng)力來干預(yù)企業(yè)環(huán)境行為?？梢姡胤江h(huán)保官員會(huì)對企業(yè)環(huán)境行為產(chǎn)生重要的影響。但不同環(huán)保官員對環(huán)境政策的偏好和選擇存在差異，當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員發(fā)生變更時(shí)，環(huán)境政策不確定性程度必然會(huì)隨之上升，從而影響企業(yè)環(huán)境信息披露。一方面，在晉升錦標(biāo)賽的理論下，地方環(huán)保官員變更可能致使環(huán)境政策更加嚴(yán)格，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露；另一方面，地方環(huán)保官員變更可能導(dǎo)致環(huán)境政策難以預(yù)測和出現(xiàn)斷層，進(jìn)而抑制企業(yè)環(huán)境信息披露。為此，本文基于環(huán)境政策不確定性的研究視角，探討地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，從地方環(huán)保官員變更這個(gè)體制因素視角拓展了企業(yè)環(huán)境信息披露的驅(qū)動(dòng)因素研究。已有研究較多地探討了環(huán)境政策本身對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響，但體制因素作為制度環(huán)境的重要組成部分，也會(huì)對企業(yè)環(huán)境信息披露產(chǎn)生重要的影響，而現(xiàn)有研究較為缺乏。因此，本文從環(huán)境政策不確定性的視角探討地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響，豐富了企業(yè)環(huán)境信息披露的驅(qū)動(dòng)因素研究。第二，進(jìn)一步驗(yàn)證了在企業(yè)環(huán)境行為中政府與市場的關(guān)系。現(xiàn)有文獻(xiàn)分別探討了政府干預(yù)與市場機(jī)制對企業(yè)環(huán)境行為的影響，本文借助地方環(huán)保官員變更的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，進(jìn)一步明晰了政府與市場在驅(qū)動(dòng)企業(yè)環(huán)境信息披露過程中的角色和定位。第三，從地理經(jīng)濟(jì)學(xué)視角豐富了企業(yè)環(huán)境信息披露的理論研究?，F(xiàn)有關(guān)于企業(yè)環(huán)境信息披露的動(dòng)因研究較少關(guān)注地理位置的影響，本文借助地理經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，探討了不同監(jiān)管距離下地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響，拓展了企業(yè)環(huán)境信息披露的理論研究。第四，從約束效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)兩方面考察了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響機(jī)制。已有研究雖然驗(yàn)證了地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境治理的影響，但忽略了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下影響機(jī)制的差異性，本文從地方環(huán)保官員變更所帶來的約束效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)出發(fā)，分析了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露影響機(jī)制的異質(zhì)性，在理論上深化了地方環(huán)保官員變更對微觀企業(yè)環(huán)境行為的影響研究。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

制度因素作為企業(yè)環(huán)境信息披露的重要驅(qū)動(dòng)力，引起了學(xué)者們的廣泛探討，主要包括環(huán)境規(guī)制、政府監(jiān)管等正式制度與文化、價(jià)值取向等非正式制度兩方面。在Wilmshurst和 Frost（2000）構(gòu)建的合法性分析框架下，Lee（2010）、Li等（2018）探討了環(huán)境規(guī)制的影響；Cormier等（2005）、沈洪濤和馮杰（2012）研究了政府監(jiān)管的影響；畢茜等（2012）考察了環(huán)境信息披露制度的作用；錢雪松和彭穎（2018）探究了社會(huì)責(zé)任制度的作用；陳璇和錢維（2018）分析了新《環(huán)保法》實(shí)施的影響。除正式制度之外，畢茜等（2015）還考察了傳統(tǒng)文化的作用。以上研究均表明，良好的制度環(huán)境是驅(qū)動(dòng)企業(yè)環(huán)境信息披露的重要保障。但現(xiàn)有研究較多關(guān)注環(huán)境政策本身，而忽視了官員變更等體制因素。當(dāng)?shù)胤焦賳T發(fā)生變更，企業(yè)面臨的政策環(huán)境發(fā)生顯著變化時(shí)，這會(huì)深刻地影響企業(yè)行為（徐業(yè)坤和馬光源，2019）。Julio和Yook（2012）、陳艷艷和羅黨論（2012）、徐業(yè)坤等（2013）均發(fā)現(xiàn)，地方官員變更會(huì)影響企業(yè)投資，但未形成一致結(jié)論。徐業(yè)坤和馬光源（2019）發(fā)現(xiàn)，地方官員變更會(huì)導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)能過剩。姜彭等（2015）和Xu等（2016）發(fā)現(xiàn)，地方官員變更會(huì)提高企業(yè)現(xiàn)金持有水平。除此之外，地方官員變更還會(huì)對企業(yè)慈善捐贈(zèng)（戴亦一等，2014）、企業(yè)股利政策（雷光勇等，2015）、企業(yè)稅收規(guī)避（陳德球等，2016）等方面產(chǎn)生重要的影響。地方環(huán)保官員作為轄區(qū)內(nèi)環(huán)境政策的制定者和執(zhí)行者，其變更會(huì)引起環(huán)境政策不確定性提高，這會(huì)深刻地影響企業(yè)環(huán)境行為，但現(xiàn)有文獻(xiàn)對此探討還不足，尤其是企業(yè)環(huán)境信息披露行為。胡珺等（2019）發(fā)現(xiàn)，地方環(huán)保官員變更會(huì)有效地促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境治理。然而，地方環(huán)保官員變更是否會(huì)影響企業(yè)環(huán)境信息披露，這一問題對政府、債權(quán)人、股東等利益相關(guān)者的決策至關(guān)重要，但現(xiàn)有研究尚未給出明確的回答。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)環(huán)境信息披露的驅(qū)動(dòng)因素和地方官員變更的微觀影響已有一定的研究，但仍存在以下不足：第一，制度環(huán)境、利益相關(guān)者、治理機(jī)制、政治關(guān)聯(lián)等因素作為影響企業(yè)環(huán)境信息披露的重要因素，已有研究頗豐，但忽視了地方環(huán)保官員變更等體制因素的影響。地方環(huán)保官員變更會(huì)引起環(huán)境政策的不確定性提高，進(jìn)而如何影響企業(yè)環(huán)境信息披露，亟待進(jìn)一步研究。第二，地方環(huán)保官員作為轄區(qū)內(nèi)環(huán)境政策的制定者和執(zhí)行者，其變更會(huì)對企業(yè)環(huán)境行為產(chǎn)生重要的影響，但現(xiàn)有研究對此探討不足。企業(yè)環(huán)境信息披露作為外界獲取企業(yè)環(huán)境信息的重要渠道，是發(fā)揮社會(huì)公眾監(jiān)督和督促企業(yè)環(huán)境治理的重要手段。地方環(huán)保官員變更將如何影響企業(yè)環(huán)境信息披露，需要深入研究。第三，現(xiàn)有關(guān)于地方環(huán)保官員變更對微觀企業(yè)行為的影響機(jī)制研究，忽視了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性。產(chǎn)權(quán)制度作為中國重要的制度因素，決定著企業(yè)的資源稟賦、政企關(guān)系等諸多方面。因此，探討在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境行為的影響機(jī)制是否存在差異，將有助于更加深入地明晰產(chǎn)權(quán)制度在企業(yè)環(huán)境行為中發(fā)揮的作用。

（二）理論分析與研究假設(shè)

1. 地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露。政府與官員構(gòu)成的制度環(huán)境對企業(yè)行為具有重要影響（Shleifer和Vishny，1994）。在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過程中，政府會(huì)運(yùn)用產(chǎn)業(yè)政策、貨幣政策等干預(yù)手段來調(diào)控經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，微觀企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營在很大程度上會(huì)受到政府行為的影響，而政府行為本身是地方官員動(dòng)機(jī)的體現(xiàn)（周黎安，2007）。地方環(huán)保官員作為轄區(qū)環(huán)境治理的主要負(fù)責(zé)人，有能力在國家宏觀環(huán)境政策的基礎(chǔ)上制定和實(shí)施其轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境政策，有動(dòng)力為了完成考核和獲得晉升運(yùn)用更強(qiáng)的環(huán)境政策以改善轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境狀況。在中國式官員晉升的體系下，地方環(huán)保官員變更是一種常態(tài)。當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員變更時(shí)，轄區(qū)內(nèi)環(huán)境政策存在較大的不穩(wěn)定性，這會(huì)對企業(yè)環(huán)境行為產(chǎn)生重要的影響（胡珺等，2019）。地方環(huán)保官員治理環(huán)境的方式主要包括環(huán)境規(guī)制和環(huán)保補(bǔ)貼，其中：環(huán)境規(guī)制注重通過制定更嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)、強(qiáng)化政府環(huán)境監(jiān)管等措施來進(jìn)行約束；環(huán)保補(bǔ)貼則更加強(qiáng)調(diào)通過運(yùn)用經(jīng)濟(jì)措施進(jìn)行激勵(lì)（Zeng等，2012；沈洪濤等，2018）。因此，地方環(huán)保官員變更會(huì)通過環(huán)境規(guī)制和環(huán)保補(bǔ)貼來影響企業(yè)環(huán)境信息披露。一方面，在晉升錦標(biāo)賽的理論框架下，當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員發(fā)生變更，新任地方環(huán)保官員會(huì)運(yùn)用更強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制措施來提高企業(yè)環(huán)境合法性壓力，也會(huì)使用力度更大的環(huán)保補(bǔ)貼措施以降低企業(yè)環(huán)境披露成本，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露。另一方面，當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員發(fā)生變更，新任地方環(huán)保官員實(shí)施的環(huán)境政策可能難以預(yù)測，也可能出現(xiàn)斷層，進(jìn)而抑制企業(yè)環(huán)境信息披露。

第一，地方環(huán)保官員變更可能會(huì)致使環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和環(huán)保補(bǔ)貼力度提高，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露。具體來說：其一，地方環(huán)保官員變更可能會(huì)致使環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高，引致環(huán)境合法性壓力提升，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，表現(xiàn)為“約束效應(yīng)”。Jaffe等（1995）與范慶泉等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對環(huán)境治理具有顯著的正向影響。與其他環(huán)境治理手段相比，提高環(huán)境保護(hù)的標(biāo)準(zhǔn)、加強(qiáng)政府環(huán)境監(jiān)管等行政干預(yù)手段的環(huán)境治理作用立竿見影，可有效地督促企業(yè)履行更多的環(huán)境責(zé)任（沈洪濤和馮杰，2012）。徐業(yè)坤和馬光源（2019）發(fā)現(xiàn)，官場競爭帶來了地方官員的短期化行為，官員變更加劇了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的產(chǎn)能過剩。同理，當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員發(fā)生變更時(shí)，官場競爭的壓力會(huì)強(qiáng)化環(huán)保官員的短期化行為，進(jìn)而使其更加偏好行政干預(yù)手段來進(jìn)行環(huán)境治理。這種行政干預(yù)會(huì)直接導(dǎo)致地方環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上升，進(jìn)而提高企業(yè)環(huán)境合法性壓力（于連超等，2019）。根據(jù)組織合法性理論，企業(yè)作為一個(gè)社會(huì)組織，需要符合由社會(huì)所構(gòu)建的規(guī)范、價(jià)值觀、規(guī)則等標(biāo)準(zhǔn)（Suchman，1995）。倘若企業(yè)不能滿足利益相關(guān)者的合法性要求，企業(yè)與社會(huì)之間的關(guān)系就會(huì)難以為繼，進(jìn)而威脅企業(yè)的生存和發(fā)展。企業(yè)環(huán)境合法性作為企業(yè)合法性的重要組成部分，關(guān)乎企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。企業(yè)環(huán)境信息披露作為企業(yè)向利益相關(guān)者傳遞其環(huán)境合法性的渠道，可有效地滿足利益相關(guān)者的環(huán)境合法性要求。當(dāng)企業(yè)更加充分、全面地披露環(huán)境信息，能有效地維護(hù)企業(yè)環(huán)境合法性地位，進(jìn)而獲得利益相關(guān)者的認(rèn)可（沈洪濤和馮杰，2012）。Lee（2010）、李強(qiáng)和馮波（2015）均發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高可有效地促進(jìn)企業(yè)履行環(huán)境責(zé)任，提高環(huán)境信息披露水平。因此，地方環(huán)保官員變更可通過發(fā)揮約束效應(yīng)來促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露。

其二，地方環(huán)保官員變更可能會(huì)致使環(huán)保補(bǔ)貼力度提升，引致環(huán)境信息披露成本下降，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，表現(xiàn)為“激勵(lì)效應(yīng)”。胡珺等（2019）發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境治理的過程中，地方環(huán)保官員運(yùn)用約束性措施的同時(shí)，還會(huì)運(yùn)用環(huán)保補(bǔ)貼等激勵(lì)性措施。大量研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)保補(bǔ)貼作為環(huán)境治理的重要手段，可有效地激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境治理（Toshimitsu，2010；沈洪濤等，2018）。當(dāng)企業(yè)履行環(huán)境責(zé)任所需要的調(diào)整成本較高時(shí)，如購買環(huán)保設(shè)備、進(jìn)行員工培訓(xùn)、研發(fā)環(huán)保工藝等，這會(huì)導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露的成本提高。當(dāng)政府環(huán)保補(bǔ)貼提高時(shí)，企業(yè)調(diào)整成本會(huì)隨之下降（李萬福和杜靜，2016），導(dǎo)致企業(yè)披露環(huán)境信息的成本下降，從而促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露。同時(shí)，當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員變更時(shí)，現(xiàn)有政企格局會(huì)發(fā)生變化。資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為，組織的生存需要充分利用周圍環(huán)境中的資源，并相互依存和相互作用（Nienhüser，2008）。在新的政企格局下，企業(yè)既有的政治資源及其相應(yīng)的資源優(yōu)勢會(huì)隨之減弱甚至消失（Xu等，2016）。為了獲取現(xiàn)任環(huán)保官員的好感和信任，企業(yè)有動(dòng)力構(gòu)建新的政企關(guān)系，以便在新一輪的環(huán)境資源博弈中獲得競爭優(yōu)勢（戴亦一等，2014）。企業(yè)通過環(huán)境信息披露，可向環(huán)保部門展示自身良好的環(huán)境行為與履行環(huán)境責(zé)任的社會(huì)責(zé)任感，進(jìn)而給新任地方環(huán)保官員留下良好的印象，從而有利于企業(yè)在新一輪的環(huán)保資源配置中獲得競爭優(yōu)勢，以獲取更多的政府環(huán)保資源，如環(huán)保補(bǔ)貼等?？梢?，地方環(huán)保官員變更帶來的政企關(guān)系變化，會(huì)促使企業(yè)提高環(huán)境信息披露來向環(huán)保部門傳遞企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行的積極信號，以便獲取更多的環(huán)保資源。

第二，地方環(huán)保官員變更可能還會(huì)導(dǎo)致環(huán)境政策難以預(yù)測和出現(xiàn)斷層，進(jìn)而抑制企業(yè)環(huán)境信息披露。具體來說：其一，地方環(huán)保官員變更會(huì)提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高的幅度難以捕捉。陳德球等（2016）發(fā)現(xiàn)，地方官員變更會(huì)提高企業(yè)稅收規(guī)避程度，表現(xiàn)出企業(yè)政策選擇更加保守。當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員變更時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升的不確定性會(huì)致使企業(yè)采取保守型策略，表現(xiàn)為企業(yè)推遲披露環(huán)境信息。同時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上升幅度的不確定性還會(huì)提高企業(yè)的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)。為了規(guī)避環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)可能會(huì)選擇推遲或減少環(huán)境信息披露。其二，地方環(huán)保官員變更會(huì)引起環(huán)境政策出現(xiàn)斷層。一方面，地方環(huán)保官員變更可能會(huì)導(dǎo)致職位出現(xiàn)空檔期（曹春方，2013）。在職位的空檔期內(nèi)，環(huán)境政策的制定和執(zhí)行效率均會(huì)下降，企業(yè)此時(shí)進(jìn)行政府尋租的成本會(huì)提高，相應(yīng)的尋租收益會(huì)下降。因此，理性的企業(yè)會(huì)選擇推遲披露環(huán)境信息以等待環(huán)境政策穩(wěn)定期的到來。另一方面，地方環(huán)保官員變更也會(huì)導(dǎo)致環(huán)境政策的不連續(xù)性和不確定性提高，進(jìn)而抑制企業(yè)環(huán)境信息披露。地方環(huán)保官員變更引發(fā)的環(huán)境政策不確定性會(huì)提高環(huán)境信息的不對稱程度，增加企業(yè)所面臨的政策性成本（徐業(yè)坤等，2013；An等，2016）。在不了解新環(huán)境政策的情況下，企業(yè)會(huì)選擇推遲披露環(huán)境信息以保持與外界之間的環(huán)境信息不對稱。當(dāng)環(huán)境政策相對穩(wěn)定時(shí)，企業(yè)才會(huì)選擇披露更多的環(huán)境信息。

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H1a：地方環(huán)保官員變更會(huì)促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露。

H1b：地方環(huán)保官員變更會(huì)抑制企業(yè)環(huán)境信息披露。

2. 市場化水平、地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露。市場化水平的高低，反映出政府與市場在資源配置中的作用。當(dāng)市場化水平較高時(shí)，市場主導(dǎo)資源配置；當(dāng)市場化水平較低時(shí)，政府主導(dǎo)資源配置（陳璇和錢維，2018）。當(dāng)市場化水平較低時(shí)，地方環(huán)保官員變更所發(fā)揮的約束效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)均會(huì)更強(qiáng)，進(jìn)而強(qiáng)化其對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響。具體來說：從約束效應(yīng)的角度，地方環(huán)保官員變更會(huì)提高企業(yè)環(huán)境合法性壓力，此時(shí)企業(yè)環(huán)境合法性在較大程度上由政府等非市場因素決定，這會(huì)促使企業(yè)通過披露更多的環(huán)境信息來獲得政府環(huán)境合法性的認(rèn)可，從而強(qiáng)化約束效應(yīng)對企業(yè)環(huán)境信息披露的促進(jìn)作用；從激勵(lì)效應(yīng)的角度，地方環(huán)保官員變更會(huì)引起環(huán)保資源的重新配置和整合（胡珺等，2019），此時(shí)企業(yè)環(huán)境資源配給在很大程度上由政府主導(dǎo)，這會(huì)激勵(lì)企業(yè)通過披露更多的環(huán)境信息來獲取更多的環(huán)保資源，從而加強(qiáng)激勵(lì)效應(yīng)對企業(yè)環(huán)境信息披露的促進(jìn)作用。同理，當(dāng)市場化水平較低時(shí)，地方環(huán)保官員變更所引致的環(huán)境政策難以預(yù)測，并且出現(xiàn)斷層的影響也會(huì)提升，進(jìn)而強(qiáng)化地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的負(fù)向影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：與市場化水平較高的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更對市場化水平較低的企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響更顯著。

H2b：與市場化水平較高的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更對市場化水平較低的企業(yè)環(huán)境信息披露的負(fù)向影響更顯著。

3. 監(jiān)管距離、地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露。根據(jù)地理經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，企業(yè)與環(huán)保部門之間的地理距離，與環(huán)保部門發(fā)揮監(jiān)管職能密切相關(guān)。于鵬和申慧慧（2018）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)證監(jiān)會(huì)的監(jiān)管距離越近時(shí)，企業(yè)盈余質(zhì)量越高。當(dāng)監(jiān)管距離越近時(shí)，既便于監(jiān)管部門進(jìn)行環(huán)境監(jiān)管，又有利于企業(yè)進(jìn)行尋租（張敏等，2018），這會(huì)提高地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響。一方面，環(huán)保部門對監(jiān)管距離較近企業(yè)的監(jiān)管成本較低，這會(huì)導(dǎo)致當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員變更帶來環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高時(shí)，監(jiān)管距離較近企業(yè)面臨的環(huán)境合法性壓力更大，進(jìn)而迫使其披露更多的環(huán)境信息以獲取環(huán)境合法性的社會(huì)認(rèn)可。另一方面，監(jiān)管距離較近的企業(yè)可進(jìn)行更多的尋租活動(dòng)和發(fā)現(xiàn)更多的尋租機(jī)會(huì)，其披露的環(huán)境信息可有效地傳遞給政府等利益相關(guān)者，更好地緩解政府與企業(yè)之間的信息不對稱（Agarwal和Hauswald，2010），這有利于其獲取更多的環(huán)保資源，激勵(lì)其披露更多的環(huán)境信息。同理，當(dāng)環(huán)保部門的監(jiān)管距離較遠(yuǎn)時(shí)，企業(yè)與環(huán)保部門的環(huán)境信息不對稱程度上升，環(huán)境政策預(yù)測的難度更高，環(huán)境政策出現(xiàn)斷層的概率更高，從而強(qiáng)化地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的負(fù)向影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3a：與監(jiān)管距離較遠(yuǎn)的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更對監(jiān)管距離較近的企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響更顯著。

H3b：與監(jiān)管距離較遠(yuǎn)的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更對監(jiān)管距離較近的企業(yè)環(huán)境信息披露的負(fù)向影響更顯著。

4. 環(huán)境績效、地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露。地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露之間的關(guān)系，還會(huì)受到企業(yè)環(huán)境績效的影響。當(dāng)企業(yè)環(huán)境績效較差時(shí)，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響更強(qiáng)。一方面，環(huán)境績效較差的企業(yè)是政府環(huán)境監(jiān)管的重點(diǎn)對象，在晉升的壓力下新任地方環(huán)保官員會(huì)提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，環(huán)境績效較差的企業(yè)會(huì)面臨更高的環(huán)境合法性壓力，進(jìn)而迫使其履行更多的環(huán)境責(zé)任，披露更多的環(huán)境信息以獲得環(huán)境合法性的認(rèn)可（Rockness，1985）。另一方面，環(huán)境績效較差的企業(yè)自身在環(huán)境責(zé)任履行方面存在不足和短板，導(dǎo)致其更有動(dòng)力進(jìn)行政府尋租以獲取更多的環(huán)保資源，進(jìn)而地方環(huán)保官員變更所發(fā)揮的激勵(lì)效應(yīng)更加顯著。同理，當(dāng)企業(yè)環(huán)境績效較差時(shí)，企業(yè)對環(huán)境政策難以預(yù)測或出現(xiàn)斷層會(huì)更加敏感，更傾向于少披露或不披露環(huán)境信息以等待環(huán)境政策穩(wěn)定期的到來，從而強(qiáng)化地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的負(fù)向影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

H4a：與環(huán)境績效較好的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更對環(huán)境績效較差的企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響更顯著。

H4b：與環(huán)境績效較好的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更對環(huán)境績效較差的企業(yè)環(huán)境信息披露的負(fù)向影響更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2008年《環(huán)境信息公開辦法（試行）》（國家環(huán)?？偩至畹?5號）和《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露指引》（監(jiān)管〔2008〕18號）相繼頒布和實(shí)施，自此企業(yè)環(huán)境信息披露制度正式建立。但考慮到2008年是企業(yè)按照《環(huán)境信息披露指引》披露環(huán)境信息的元年，企業(yè)環(huán)境信息披露的內(nèi)容和格式尚未統(tǒng)一，因此本文將研究樣本的初始年份設(shè)定為2009年。同時(shí)，現(xiàn)有法律法規(guī)強(qiáng)制要求重污染企業(yè)披露環(huán)境信息，對非重污染企業(yè)環(huán)境信息披露未進(jìn)行強(qiáng)制要求，因此本文選取2009-2017年中國滬深兩市A股重污染企業(yè)為研究對象。重污染企業(yè)的界定依據(jù)《上市公司環(huán)境信息披露指南》（征求意見稿）（2010），涵蓋火電、鋼鐵、水泥等在內(nèi)的16個(gè)行業(yè)。同時(shí)，本文對研究樣本進(jìn)行如下篩選：剔除樣本期間內(nèi)出現(xiàn)ST、*ST情形的樣本；剔除核心變量缺失且無法補(bǔ)齊的樣本。經(jīng)以上處理，本文共得到5 462個(gè)重污染企業(yè)樣本。本文數(shù)據(jù)來源如下：企業(yè)環(huán)境信息披露的數(shù)據(jù)是由筆者根據(jù)企業(yè)年度報(bào)告、社會(huì)責(zé)任報(bào)告等相關(guān)信息進(jìn)行打分得到，而且為了減輕主觀性帶來的誤差，由三人平行打分；地方環(huán)保官員變更及其相關(guān)特征的數(shù)據(jù)是由筆者根據(jù)各省份生態(tài)環(huán)境廳的官方網(wǎng)站和百度百科的相關(guān)人物簡歷搜集整理得到；市場化水平的數(shù)據(jù)是由筆者根據(jù)王小魯?shù)龋?019）編制的市場化指數(shù)整理得到；監(jiān)管距離的數(shù)據(jù)是由筆者使用Python3.7軟件獲取百度地圖有關(guān)上市公司注冊地及生態(tài)環(huán)境廳的經(jīng)緯度坐標(biāo)后計(jì)算得到；企業(yè)環(huán)境績效的數(shù)據(jù)是由筆者根據(jù)企業(yè)年度報(bào)告中的在建工程附注手工整理得到；其他變量的數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫。為了減輕極端值的影響，本文對連續(xù)變量

均進(jìn)行1%和99%分位數(shù)上的縮尾處理。本文數(shù)據(jù)處理與分析均使用Stata15完成。

（二）模型設(shè)定與變量衡量

為了檢驗(yàn)地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響，本文構(gòu)建如下實(shí)證模型：

其中，i代表企業(yè)個(gè)體；t代表時(shí)間年份；EID代表企業(yè)環(huán)境信息披露；EPOC代表地方環(huán)保官員變更；CVs代表所有的控制變量；μfirm代表個(gè)體固定效應(yīng)；μcombined代表行業(yè)和時(shí)間的聯(lián)合固定效應(yīng)。

為了檢驗(yàn)地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響是否存在市場化水平、監(jiān)管距離和環(huán)境績效的異質(zhì)性，本文分別根據(jù)上述因素進(jìn)行分組回歸，分組依據(jù)為中位數(shù)。

本文主要變量的定義與說明如下：

1. 企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）?，F(xiàn)有研究主要使用內(nèi)容分析法來衡量企業(yè)環(huán)境信息披露，如沈洪濤和馮杰（2012）、畢茜等（2012）、李強(qiáng)和馮波（2015）等。在既有研究的基礎(chǔ)上，本文借鑒畢茜等（2012）的評價(jià)體系，從披露載體、環(huán)境管理、環(huán)境成本、環(huán)境負(fù)債、環(huán)境投資、環(huán)境業(yè)績與環(huán)境治理、政府監(jiān)管與機(jī)構(gòu)認(rèn)證七個(gè)方面對企業(yè)環(huán)境信息披露進(jìn)行打分，打分規(guī)則如下：若沒有披露，賦值為0；若定性披露，賦值為1；若定量披露，賦值為2。為了增強(qiáng)指標(biāo)的可比性，本文使用最大最小歸一化法對企業(yè)環(huán)境信息披露進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2. 地方環(huán)保官員變更（EPOC）。本文對地方環(huán)保官員變更的衡量方法如下：若企業(yè)注冊地所在省份的環(huán)保官員發(fā)生變更，賦值為1；若企業(yè)注冊地所在省份的環(huán)保官員未發(fā)生變更，賦值為0?？紤]到地方環(huán)保官員變更的影響存在時(shí)滯效應(yīng)，因此若地方環(huán)保官員變更發(fā)生在一月至六月之間，則認(rèn)為環(huán)保官員變更發(fā)生在當(dāng)年；若地方環(huán)保官員變更發(fā)生在七月至十二月之間，則認(rèn)為環(huán)保官員變更發(fā)生在下一年。

3. 分組變量，主要包括市場化水平（ ML）、監(jiān)管距離（RD）、環(huán)境績效（EP）。借鑒王小魯?shù)龋?019）的研究方法，本文使用企業(yè)注冊地所在省份的市場化指數(shù)來衡量市場化水平。參考于鵬和申慧慧（2018）、張敏等（2018）的研究方法，本文使用企業(yè)注冊地與其所在省份生態(tài)環(huán)境廳之間的地理距離來衡量監(jiān)管距離，地理距離為坐標(biāo)之間的球面距離，單位為千米。借鑒沈洪濤等（2018）、胡珺等（2019）等的研究方法，本文使用企業(yè)環(huán)保投資來衡量企業(yè)環(huán)境績效，并加1取自然對數(shù)。

4. 控制變量。借鑒沈洪濤和馮杰（2012）、畢茜等（2012）、Cheng等（2017）等學(xué)者的相關(guān)研究，本文控制如下變量：環(huán)保官員年齡（Age），即地方環(huán)保官員年齡的自然對數(shù)；環(huán)保官員性別（Gender），即當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員的性別為男性，賦值為1，否則取0；環(huán)保官員籍貫（Local），即當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員的籍貫與任職地一致，賦值為1，否則取0；環(huán)保官員學(xué)歷（Education），即當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員的學(xué)歷為碩士及以上，賦值為1，否則取0；企業(yè)規(guī)模（Size），即總資產(chǎn)的自然對數(shù)；財(cái)務(wù)杠桿（Lev），即總負(fù)債占總資產(chǎn)的比例；資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa），即凈利潤占總資產(chǎn)的比例；投資機(jī)會(huì)（TobinQ），即市場價(jià)值除以賬面價(jià)值；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State），即若企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有，賦值為1，否則取0；兩職合一（Dual），即若董事長與總經(jīng)理不為同一人，賦值為1，否則取0；董事會(huì)規(guī)模（Board），即董事會(huì)人數(shù)的自然對數(shù)；獨(dú)立董事比例（Id），即獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)人數(shù)的比例；兩權(quán)分離率（Sep），即實(shí)際控制人擁有上市公司所有權(quán)與控制權(quán)的持股比例之差；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP），即地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：千億元）；人口密度（Popdens），即地區(qū)年末常住人口除以地區(qū)陸地面積（單位：千人/平方公里）；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Inds），即地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比例（工業(yè)化率）；個(gè)體效應(yīng)（Firm），即個(gè)體固定效應(yīng)；聯(lián)合效應(yīng)（Combined），即行業(yè)和時(shí)間的聯(lián)合固定效應(yīng)，引入行業(yè)和時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的平均值為0.305，中位數(shù)為0.281，最小值為0.000，最大值為0.972，說明不同企業(yè)的環(huán)境信息披露水平存在明顯的差異，表現(xiàn)出兩極分化的趨勢。地方環(huán)保官員變更（EPOC）的平均值為0.174，說明約有17.4%的樣本存在地方環(huán)保官員變更的情況。環(huán)保官員年齡（Age）的平均值約為55歲（e^4.010），與中位數(shù)大致相同。環(huán)保官員性別（Gender）的平均值為0.937，表明約有93.7%樣本的地方環(huán)保官員為男性。環(huán)保官員籍貫（Local）的平均值為0.643，說明約有64.3%樣本的地方環(huán)保官員來源于當(dāng)?shù)亍－h(huán)保官員學(xué)歷（Education）的平均值為0.516，表明約有51.6%樣本的地方環(huán)保官員學(xué)歷為碩士及以上。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）均值差異性檢驗(yàn)

核心變量的均值差異性檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。地方環(huán)保官員變更組的企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）均值為0.416，地方環(huán)保官員未變更組的企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）均值為0.282，且地方環(huán)保官員變更組的企業(yè)環(huán)境信息披露均值比地方環(huán)保官員未變更組的企業(yè)高0.134，且在1%的水平上顯著，表明當(dāng)?shù)胤江h(huán)保官員發(fā)生變更，企業(yè)環(huán)境信息披露水平會(huì)隨之提高，初步驗(yàn)證了研究假設(shè)H1a。

表2 核心變量的均值差異性檢驗(yàn)

（三）相關(guān)性分析

核心變量的Pearson相關(guān)系數(shù)如表3所示。地方環(huán)保官員變更（EPOC）與企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的相關(guān)系數(shù)為0.128，且在1%的水平上顯著，說明地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露顯著正相關(guān)，進(jìn)一步驗(yàn)證了研究假設(shè)H1a。

（四）基本回歸分析

地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露的回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.137，且在1%的水平上顯著，說明地方環(huán)保官員變更會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，即與地方環(huán)保官員未變更的企業(yè)相比，地方環(huán)保官員變更的企業(yè)環(huán)境信息披露水平更高。因此，研究假設(shè)H1a得證。

考慮到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)在資源稟賦、政企關(guān)系等方面存在顯著差異，可能會(huì)對地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露之間的關(guān)系產(chǎn)生重要的影響，因此本文區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，在國有企業(yè)樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.121，且在5%的水平上顯著；在民營企業(yè)樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.145，且在1%的水平上顯著；民營企業(yè)的回歸系數(shù)比國有企業(yè)的回歸系數(shù)高0.024，但未通過顯著性檢驗(yàn)（P值=0.619）。結(jié)果表明，無論國有企業(yè)還是民營企業(yè)，地方環(huán)保官員變更均會(huì)顯著促進(jìn)其環(huán)境信息披露，即地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響不存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異。

表3 核心變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

表4 基本的回歸結(jié)果

（五）持續(xù)性分析

地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露具有顯著的正向影響，但這種正向影響是否具有持續(xù)性，為了回答這一問題，本文分別使用企業(yè)環(huán)境信息披露的t+1期、t+2期和t+3期作為被解釋變量進(jìn)行回歸。

表5 持續(xù)性分析的回歸結(jié)果

持續(xù)性分析的回歸結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對t+1期企業(yè)環(huán)境信息披露（EIDt+1）的回歸系數(shù)為0.118，且在1%的水平上顯著；地方環(huán)保官員變更（EPOC）對t+2期企業(yè)環(huán)境信息披露（EIDt+2）的回歸系數(shù)為0.084，且在5%的水平上顯著；地方環(huán)保官員變更（EPOC）對t+3期企業(yè)環(huán)境信息披露（EIDt+3）的回歸系數(shù)為0.035，未通過顯著性檢驗(yàn)?？梢?，在回歸系數(shù)的大小方面，地方環(huán)保官員變更對當(dāng)期、下一期、下兩期和下三期企業(yè)環(huán)境信息披露的回歸系數(shù)分別為0.137、0.118、0.084和0.035，表現(xiàn)出不斷降低的趨勢；在回歸系數(shù)的顯著性方面，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露回歸系數(shù)的顯著性主要表現(xiàn)在t期、t+1期和t+2期，在t+3期中并不顯著。因此，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響隨時(shí)間推移而降低，且主要表現(xiàn)在地方環(huán)保官員變更的當(dāng)期、下一期和下兩期中，在下三期中表現(xiàn)并不顯著。

五、異質(zhì)性分析

（一）市場化水平較低VS市場化水平較高

市場化水平分組的回歸結(jié)果如表6所示。列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，在市場化水平較低的樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.144，且在1%的水平上顯著；在市場化水平較高的樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.058，未通過顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響主要體現(xiàn)在市場化水平較低的企業(yè)中，說明地方環(huán)保官員變更帶來的政府干預(yù)可有效地彌補(bǔ)市場機(jī)制的不足。因此，本文研究假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。

表6 異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果

（二）監(jiān)管距離較近VS監(jiān)管距離較遠(yuǎn)

監(jiān)管距離分組的回歸結(jié)果如表6所示。列（3）和列（4）的結(jié)果顯示，在監(jiān)管距離較近的樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.151，且在1%的水平上顯著；在監(jiān)管距離較遠(yuǎn)的樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.037，未通過顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響主要體現(xiàn)在監(jiān)管距離較近的企業(yè)中。因此，本文研究假設(shè)H3a得到驗(yàn)證。

（三）環(huán)境績效較差VS環(huán)境績效較好

環(huán)境績效分組的回歸結(jié)果如表6所示。列（5）和列（6）的結(jié)果顯示，在環(huán)境績效較差的樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.136，且在1%的水平上顯著；在環(huán)境績效較好的樣本中，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.041，未通過顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向影響主要體現(xiàn)在環(huán)境績效較差的企業(yè)中。因此，本文研究假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。

六、影響機(jī)制考察

正如理論分析所述，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響機(jī)制主要包括約束效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)兩方面。但考慮到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在資源稟賦、政企關(guān)系等方面存在顯著差異，因此本文區(qū)分國有企業(yè)和民營企業(yè)來考察其影響機(jī)制。

為了考察不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的影響機(jī)制，本文借鑒溫忠麟等（2004）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，構(gòu)建模型（2）和模型（3），采取三步法進(jìn)行分析。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的衡量借鑒李強(qiáng)和馮波（2015）的研究方法，并加以改進(jìn)，即環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERI）=工業(yè)環(huán)境污染治理投資額/工業(yè)增加值，數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，由筆者手工整理所得。環(huán)保補(bǔ)貼力度的衡量借鑒沈洪濤等（2018）的研究方法，即環(huán)保補(bǔ)貼力度（ES）=ln（1+企業(yè)環(huán)保方面的政府補(bǔ)助額）（單位：萬元），數(shù)據(jù)來源于《企業(yè)年度報(bào)告》的政府補(bǔ)助附注，由筆者手工整理所得。

（一）國有企業(yè)的影響機(jī)制：約束還是激勵(lì)？

地方環(huán)保官員變更對國有企業(yè)環(huán)境信息披露影響機(jī)制的回歸結(jié)果如表7所示。其中，列（1）和列（2）報(bào)告了約束效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（3）和列（4）報(bào)告了激勵(lì)效應(yīng)的回歸結(jié)果。

第一，約束效應(yīng)。模型（1）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對國有企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)顯著為正（如表4所示）。模型（2）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對國有企業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERI）的回歸系數(shù)為0.165，且在5%的水平上顯著。模型（3）的結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERI）對國有企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.021，且在1%的水平上顯著；地方環(huán)保官員變更（EPOC）對國有企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.103，且在5%的水平上顯著。同時(shí)，Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中介效應(yīng)顯著（Sobel Z值=3.25）?？梢?，約束效應(yīng)成立。

第二，激勵(lì)效應(yīng)。模型（1）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對國有企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)顯著為正（如表4所示）。模型（2）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對國有企業(yè)環(huán)保補(bǔ)貼力度（ES）的回歸系數(shù)為0.040，未通過顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中介效應(yīng)不顯著（Sobel Z值=1.03）?？梢?，激勵(lì)效應(yīng)不成立，可能的原因在于國有企業(yè)本身的資源稟賦和政治關(guān)聯(lián)較強(qiáng)，致使其在地方環(huán)保官員變更前后獲取環(huán)保資源的能力基本不變，進(jìn)而環(huán)保資源獲取對其環(huán)境信息披露的激勵(lì)作用不顯著。

表7 國有企業(yè)的影響機(jī)制：約束還是激勵(lì)？

綜上可知，地方環(huán)保官員變更主要通過發(fā)揮約束效應(yīng)促進(jìn)國有企業(yè)環(huán)境信息披露。

（二）民營企業(yè)的影響機(jī)制：約束還是激勵(lì)？

地方環(huán)保官員變更對民營企業(yè)環(huán)境信息披露影響機(jī)制的回歸結(jié)果如表8所示。其中，列（1）和列（2）報(bào)告了約束效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（3）和列（4）報(bào)告了激勵(lì)效應(yīng)的回歸結(jié)果。

第一，約束效應(yīng)。模型（1）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對民營企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)顯著為正（如表4所示）。模型（2）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對民營企業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERI）的回歸系數(shù)為0.432，且在1%的水平上顯著。模型（3）的結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERI）對民營企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.026，且在1%的水平上顯著；地方環(huán)保官員變更（EPOC）對民營企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.110，且在5%的水平上顯著。同時(shí)，Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中介效應(yīng)顯著（Sobel Z值=3.28）。可見，約束效應(yīng)成立。

第二，激勵(lì)效應(yīng)。模型（1）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對民營企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)顯著為正（如表4所示）。模型（2）的結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對民營企業(yè)環(huán)保補(bǔ)貼力度（ES）的回歸系數(shù)為0.073，且在5%的水平上顯著，說明地方環(huán)保官員變更會(huì)顯著提高民營企業(yè)環(huán)保補(bǔ)貼。模型（3）的結(jié)果顯示，環(huán)保補(bǔ)貼力度（ES）對民營企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.014，且在5%的水平上顯著；地方環(huán)保官員變更（EPOC）對民營企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.096，且在5%的水平上顯著。同時(shí)，Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中介效應(yīng)顯著（Sobel Z值=2.85）。可見，激勵(lì)效應(yīng)成立。

綜上，地方環(huán)保官員變更同時(shí)通過發(fā)揮約束效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)促進(jìn)民營企業(yè)環(huán)境信息披露。

表8 民營企業(yè)的影響機(jī)制：約束還是激勵(lì)？

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)①版面所限，檢驗(yàn)結(jié)果未列示，如有需要，可與作者聯(lián)系。

為了驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，傾向得分匹配法。本文使用傾向得分匹配法來緩解內(nèi)生性問題，傾向得分匹配方法如下：本文將同一年度同一行業(yè)未發(fā)生環(huán)保官員變更的樣本與發(fā)生環(huán)保官員變更的樣本進(jìn)行1:1配對，匹配協(xié)變量為所有的控制變量，目的在于找到與發(fā)生環(huán)保官員變更的樣本盡可能相似的配對樣本。在配對樣本的基礎(chǔ)上，本文重新進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.129，通過顯著性檢驗(yàn)，說明地方環(huán)保官員變更會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，與本文研究結(jié)論一致。

第二，控制其他變量。在既有研究的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步控制企業(yè)成長性、第一大股東持股比例、企業(yè)盈虧性質(zhì)等變量。其中，企業(yè)成長性（Growth）是指企業(yè)營業(yè)收入的增長率；第一大股東持股比例（Large）是指企業(yè)第一大股東持股數(shù)量占股份總數(shù)的比例；企業(yè)盈虧性質(zhì)（Loss）是指若企業(yè)當(dāng)年發(fā)生虧損，賦值為1，否則為0。結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.135，通過顯著性檢驗(yàn)，說明地方環(huán)保官員變更會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，與本文研究結(jié)論一致。

第三，考慮新《環(huán)保法》的外生沖擊。為了驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)一步考察史上最嚴(yán)的《環(huán)保法》對地方環(huán)保官員變更與企業(yè)環(huán)境信息披露之間關(guān)系的影響。新《環(huán)保法》（NEPL）的變量定義如下：當(dāng)年度屬于新《環(huán)保法》實(shí)施的年份及以后年份，即2015年及以后年份，賦值為1，否則為0。結(jié)果顯示，當(dāng)新《環(huán)保法》未實(shí)施（NEPL=0）時(shí)，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.083，通過顯著性檢驗(yàn)，說明在新《環(huán)保法》實(shí)施前，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露具有顯著的促進(jìn)作用。地方環(huán)保官員變更與新《環(huán)保法》的交互項(xiàng)（EPOC×NEPL）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.057，通過顯著性檢驗(yàn)，說明當(dāng)新《環(huán)保法》實(shí)施后，地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的促進(jìn)作用更加顯著。因此，在考慮新《環(huán)保法》的外生沖擊后，本文的研究結(jié)論依然成立。

第四，更換企業(yè)環(huán)境信息披露的衡量方法。本文使用行業(yè)均值作為基準(zhǔn)對企業(yè)環(huán)境信息披露進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，目的在于增強(qiáng)該指標(biāo)的行業(yè)可比性。結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.154，通過顯著性檢驗(yàn)，說明地方環(huán)保官員變更會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，與本文研究結(jié)論一致。

第五，更換模型設(shè)定。考慮到標(biāo)準(zhǔn)化的企業(yè)環(huán)境信息披露存在明顯的界限，因此本文使用Tobit模型重新進(jìn)行估計(jì)，設(shè)定下限為0，上限為1。結(jié)果顯示，地方環(huán)保官員變更（EPOC）對企業(yè)環(huán)境信息披露（EID）的回歸系數(shù)為0.114，通過顯著性檢驗(yàn)，說明地方環(huán)保官員變更會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露，與本文研究結(jié)論一致。

八、結(jié)論與啟示

本文基于環(huán)境政策不確定性的研究視角，選取2009-2017年中國滬深兩市A股重污染企業(yè)為研究對象，實(shí)證檢驗(yàn)了地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響。首先，本文考察了地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響及其持續(xù)性，發(fā)現(xiàn)地方環(huán)保官員變更對企業(yè)環(huán)境信息披露具有顯著的正向影響，且這種正向影響在國有企業(yè)與民營企業(yè)中沒有明顯的差異，但隨著時(shí)間的推移，這種正向影響不斷下降。其次，本文分析了地方環(huán)保官員變更影響企業(yè)環(huán)境信息披露的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)上述正向影響主要表現(xiàn)在市場化水平較低、監(jiān)管距離較近以及環(huán)境績效較差的企業(yè)。最后，本文探索了地方環(huán)保官員變更影響企業(yè)環(huán)境信息披露的機(jī)制，發(fā)現(xiàn)上述正向影響的機(jī)制存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性，換言之，地方環(huán)保官員變更通過發(fā)揮約束效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)促進(jìn)民營企業(yè)環(huán)境信息披露，而僅通過發(fā)揮約束效應(yīng)促進(jìn)國有企業(yè)環(huán)境信息披露。

本文從地方環(huán)保官員變更的視角拓展了企業(yè)環(huán)境信息披露的驅(qū)動(dòng)因素研究，為政府相關(guān)部門督促企業(yè)承擔(dān)環(huán)境治理的主體責(zé)任提供了有益啟示。第一，健全地方環(huán)保官員的考核和輪換機(jī)制。地方環(huán)保官員的政績考核不應(yīng)僅注重整個(gè)任期的環(huán)境治理成果，還應(yīng)當(dāng)注重任期內(nèi)各個(gè)年度的環(huán)境治理成效，形成短期與長期相結(jié)合的政績考核評價(jià)體系。同時(shí)，政府還應(yīng)當(dāng)建立地方環(huán)保官員的定期輪換制度，輪換周期為三年至五年。第二，正確處理政府與市場在環(huán)境治理中的關(guān)系。政府應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮市場機(jī)制在環(huán)境治理中的作用，進(jìn)一步建立健全市場機(jī)制。同時(shí)，當(dāng)市場機(jī)制存在不足和缺陷時(shí)，政府應(yīng)當(dāng)充分利用政府干預(yù)的力量來彌補(bǔ)市場機(jī)制的不足和缺陷。第三，建立政府環(huán)境監(jiān)管的大數(shù)據(jù)平臺。盡管地理位置上的距離會(huì)弱化地方環(huán)保官員進(jìn)行環(huán)境治理干預(yù)的效果，但依托“互聯(lián)網(wǎng)+”的政府環(huán)境監(jiān)管可有效地縮短環(huán)保部門與企業(yè)之間的空間距離，因此政府應(yīng)當(dāng)建立政府環(huán)境監(jiān)管的大數(shù)據(jù)平臺，提高環(huán)境治理的效率和效果。第四，健全政府環(huán)保資源的分配機(jī)制。政府環(huán)保資源的分配應(yīng)當(dāng)破除國有企業(yè)與民營企業(yè)的產(chǎn)權(quán)界限，優(yōu)先滿足最需要且有能力進(jìn)行環(huán)境治理的企業(yè)，進(jìn)而提高環(huán)保資源的配置效率。