环境信息披露具有处罚效应吗？

姚圣　李诗依

摘 要：在环境信息日益受到关注的情况下，已经被查出违法违规的企业一般会采取两种完全不同的环境信息披露行为：一是披露更多的环境信息以挽回企业形象，二是披露较少的环境信息以免再次受到处罚。但究竟会采用哪种披露行为在现有文献中还没有得到有效的解决。选取2005—2006年和2009—2011年制造业上市公司为样本，以政策变更为研究背景，检验不同行业、不同产权性质企业在违法违规被查处后环境信息披露的差异。研究发现，相比于政策变更之前，违法违规的国有非重污染企业环境信息披露会增加，而国有重污染企业则会减少，该作用在监管距离较近时更加显著。

关键词：国有企业；违法违规行为；环境信息披露；政策变更

中图分类号：F205；F426 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2017）02-0068-08

一、引言

环境信息披露既是政府监管企业环境行为的重要手段（Brown et al.，2006）[1]，也是企业应对外部压力变化的一种工具，企业管理层通过调整环境信息披露的水平、内容与质量来应对外部公共压力（Brown et al.，1998[2]；Aerts et al.，2008[3]）。对于我国国有企业而言，涉及到违法违规行为并被处罚的企业，受到公众与媒体的关注程度较大，面临着较大的公共压力。在环境信息日益受到关注的情况下，环境信息披露就成为了应对外部压力的重要手段。然而，与其他的公共压力不同，受到处罚的企业在环境信息披露方面具有一定的选择性。一方面，企业管理层可以选择披露更多的环境信息来挽回“负面”形象；另一方面，由于环境信息的特殊性，披露越多的环境信息可能导致环境关注会更多，这样受到环境处罚的可能性会增加，因此，管理层也可能在被处罚之后选择披露较少的环境信息。实践中管理层具体会选择怎样的应对方式在现有文献中并未得到深入的研究。已有文献研究了违法违规行为与企业声誉（Diamond，1991）[4]、交叉上市（Siegel，2005）[5]、机构投资者持股（陆瑶 等，2012）[6]、政府游说捐款（Correia，2009[7]；Yu et al.，2012[8]）、監管主体（Dyck et al.，2010）[9]、内部控制（单华军，2010）[10]、高管薪酬（Johnson et al.，2009[11]；Burns et al.，2006[12]）和公司治理（冯旭南 等，2011[13]；蔡志岳 等，2007[14]）之间的关系。这些文献主要集中在对企业违法违规行为原因和结果的研究上，但在信息披露方面研究相对较少，更很少涉及到环境信息披露的研究。由于环境信息的可验证困难，管理层具有更大的选择性披露空间。虽然2008年颁布的《上市公司环境信息披露指引》对重污染企业的环境信息做出了要求，但从内容和标准来看，重污染企业仍然具有很大的自主选择权（沈洪涛 等，2010[15]）。因此，在不同的行业类型与产权性质下，企业环境信息披露表现出不同的选择性。王建明（2008）发现，面对外部压力，企业环境信息披露在不同行业之间差异明显[16]。毕茜 等（2012）也发现，面对外部压力，环境信息披露在不同产权性质企业之间差异显著[17]。然而这些文献并未涉及到企业的违法违规行为被处理的情境，忽视了这种特殊情境对企业管理层环境信息披露行为的具体影响。实际上，具有违法违规的企业在环境信息披露方面一般具有一定的选择性，可能会选择披露较多环境信息以掩盖已有违规行为，也可能选择披露较少环境信息以避免陷入更大的环境违规调查中。企业在不同法规背景、不同产权性质、不同行业与不同空间距离的情况下，在环境信息披露选择性方面存在着不同，这也是本文着力研究的主要内容。

本文选择2008年《环境信息公开办法》（后文简称《办法》）颁布实施作为分界点，以2005—2006年和2009—2011年我国制造业上市公司为样本，通过对环境政策变更前后的对比，检验不同性质的被处罚企业环境信息披露的表现差异。

本文可能的贡献在于：（1）以违法违规为视角，验证被处罚企业在环境信息披露上的差异，在一定程度上补充了现有文献。（2）区分不同制度背景、不同产权性质与不同行业，探索被处罚企业在环境信息披露方面的选择路径，为规范企业环境信息披露行为提供理论依据与经验证据。

二、理论分析和假设提出

作为向社会公众传递信息的重要方式，环境信息披露已经成为企业维护组织合法性的有效手段（Neu et al.，1998）[18]。从信号传递理论来看，环境业绩较好的企业往往会披露更多的环境信息（Dawkins et al.，2011）[19]，从而达到吸引投资者，提高企业社会声誉的目的。但是由于环境信息具有可验证困难的特征，选择性地披露环境信息也逐渐成为企业管理层进行印象管理的方式。沈洪涛 等（2014）的研究发现，环境业绩良好和环境业绩较差的企业均倾向于披露较多的信息[20]。从我国重污染企业来看，环境信息披露仍然存在着数量增加、质量下降、报喜不报忧的选择性披露问题（沈洪涛 等，2010）[15]。随着我国法律制度和法制观念的不断深入和完善，企业的违法违规行为越来越受到公众的广泛关注并成为社会敏感问题，尤其对于在国家经济中起到支柱作用的国企来讲，违法违规行为往往会引起巨大的社会反应。由于更多地受到社会公众的关注，国有企业在违法违规问题上通常表现得更为敏感。已有研究表明，在社会责任和环境保护方面，国有企业面临的环境合法性压力远远大于民营企业，所以国有企业往往更愿意披露较多的环境信息（沈洪涛 等，2014）[20]。但是在进一步考虑企业所处的行业性质后，企业的环境信息披露表现可能会因环境敏感性程度的不同而产生差异（Aerts et al.，2009）[21]。一般说来，被处罚的重污染企业面临的环境合法性压力更大，环境信息的披露可能使得企业进一步陷入环保调查的风险。所以对于环境敏感型的重污染企业而言，通常会采取防御性的环境信息披露策略，从而减少敏感信息的披露，以期达到降低外部风险的目的。而对于环境非敏感型的非重污染企业而言，面临的政策要求并没有重污染企业那样严格。由于环境信息的非敏感性，国有非重污染企业在合法性压力面前，更有可能利用环境信息来强化公众形象，从而挽回因被处罚“倒掉”的形象。在此，本文提出假设1：

假设1：相比于《办法》颁布前，在《办法》颁布后，国有非重污染企业的违法行为与环境信息披露正相关；国有重污染企业的违法行为与环境信息披露负相关。

作为影响信息传递的重要因素，地理距离在企业特征方面提供了空间化的解释。已有研究表明，地理距离通过影响信息的获取，进而对企业的负债水平（Arena et al.，2012[22]）、银行贷款（Dass et al.，2011[23]）和股权资本成本（Loughran，2008[24]）产生影响。通常认为，近距离对于信息传递的抵减作用较小，利益相关者能够及时获取相关信息，所以对于企业来讲，往往更愿意利用信息来进行合法性管理。这样对于监管距离较近的国有非重污染企业来讲，更有可能表现为披露更多的非敏感信息，而对于监管距离较近的国有重污染企业来讲，则可能更多地表现为降低环境信息的披露。所以在此提出假设2：

假设2：相比于监管距离较远的国有企业，监管距离较近的国有企业，上述作用更为显著。

三、研究设计

（一）数据来源和样本选择

以2008年环境政策变化作为切人点①，选取2009—2011年数据作为政策变化后样本，2005—2006年数据②作为政策变化前样本。并依次对样本进行以下处理：（1）删除资产负债率超过90%的样本；（2）剔除缺失值；（3）剔除异常样本。最终共搜集到五年4 705个观测值。其中，财务数据均来自CSMAR数据库，缺失值用CCER进行补齐，违法违规数据则来自于DIB内部控制数据库，环境信息披露数据通过对企业年报进行手工搜集得到。

（二）变量定义及模型设计

对于环境信息披露指标，本文借鉴Wiseman（1982）[25]的方法，分别对企业环保的资本投入、税费优惠、污染物排放情况、ISO14001、改善措施、政策影响、贷款、法律诉讼、环保理念及目标和其他环保性收入支出等项目，按照货币性信息披露取3分、具体非货币性数量信息披露取2分、一般性文字描述取1分、未披露取0分的标准进行打分。

对于违法违规的衡量，本文通过对DIB案例数据库进行整理，参照蔡志岳 等（2007）[14]的方法，分别对是否违法违规和违法违规程度进行赋值。其中是否违法违规，当年违法取1，否则取0；违法违规程度的赋值标准分别是公开处罚取3分，公开谴责取2分，公开批评取1分，未违法则为0分。在解释变量中，所处行业是否重污染和最终控制人性质均为0～1哑变量。

对于控制变量，本文拟对环保部门对企业的监管距离进行分析，所以在此引入监管距离变量，具体为企业注册地与其监管者之间的驾车距离加1取自然对数。此外，本文还参照之前学者的研究，分别对是否披露社会责任报告（郑若娟，2013）[26]、股权集中度（Li et al.，2010）[27]、是否四大审计（Ahmad et al.，2003[28]；王霞 等，2013[29]）、独立董事人数（郑若娟，2013）[26]、企业规模（沈洪涛，2007）[30]、资产负债率（Liu et al.，2009）[31]、市场化指数（Liu et al.，2009）[31]、盈利能力（湯亚莉 等，2006[32]）和成长能力进行控制。具体如表1所示。

为了验证研究假设，本文构建模型（1）。在模型（1）中，我们重点关注a4～a7的系数以验证研究假设。a4代表非重污染行业中，未违法的国有企业与环境信息披露的关系；a5代表重污染行业中，未违法的国有企业与环境信息披露的关系；a6则代表非重污染行业中，相比于未违法企业，违法的国有企业与环境信息披露的关系；a7则代表重污染行业中，相比于未违法企业，违法的国有企业与环境信息披露的关系。

EID=α0+α1Foccur+α2Pollution+α3Fouccr×Pollution+α4SOE+α5SOE×Pollution+α6SOE×Foccur+α7Pollution×SOE×Foccur+α8Location+α9CSR_dum+α10Herfi5+α11Big4+α12Independent+α13Size+α14LEV+α15Market_idx+α16ROE+α17Growth+α18■Yeari+ε模型（1）

（三）变量描述性统计及相关性分析

表2报告了全样本的变量描述性统计。结果发现，在政策颁布之前，EID的均值为2.35，中值为1；而颁布之后，EID的均值则为4.94，中值为4。可见从总体来讲，2008年《办法》的颁布对企业的环境信息披露具有提高作用。而Foccur在《办法》颁布之前的均值为0.07，在颁布后的均值则为0.14；Fdegree在《办法》颁布之前的均值为0.15，在颁布后的均值为0.31。从《办法》颁布前后来看，违法违规有所增加，这与我国法制和处罚机制不断完善有着密切的关系。Pollution和SOE在颁布前均值分别为0.4和0.64，在颁布后则分别为0.52和0.41，这表明在《办法》颁布后，我国重污染企业比重有所增加，但国有性质企业的比重则有所降低。

表3报告了在《办法》颁布前后，不同性质企业的环境信息披露均值变化情况。具体而言，对于国有非重污染企业而言，《办法》颁布之前，违法企业和未违法企业均为2.00，但在《办法》颁布之后，违法企业和未违法企业则分别为4.20和3.69。而对于国有重污染企业而言，《办法》颁布之前，违法企业和未违法企业分别为3.04和3.39，但在《办法》颁布之后，违法企业和未违法企业则分别为6.76和8.17。可见在《办法》颁布之前，国有企业违法和未违法企业的环境信息披露差异较小，但在《办法》颁布之后，国有企业则因所处行业是否重污染而表现出明显差异。具体而言，相比于未违法的企业，非重污染企业在发生违法行为时，环境信息披露往往增加；而重污染企业则恰恰相反。而上述效应在民营企业中却并不明显。进一步地，本文检验了《办法》颁布后的国有企业在实施违法行为前后的环境信息披露差异，结果如表3中的差异检验所示。从均值T检验的结果来看，《办法》颁布后，国有重污染企业在实施违法行为前后，其环境信息披露具有明显差异，而国有非重污染企业则并没有通过显著性检验。

随后，本文对样本变量进行了相关性分析，在未显示的相关性分析结果中，本文并未发现变量之间具有严重的多重共线性。

四、实证结果

（一）《办法》颁布前后回归分析

表4报告了《办法》颁布前后的回归结果，结果发现在《办法》颁布后，Pollution和Pollution×SOE与EID在1%的范围内显著正相关，这表明在不发生违法违规行为时，国有性质能促进重污染企业披露更多的环境信息。SOE与EID在1%范围内显著负相关，SOE×Foccur与EID在5%范围内显著正相关则表明，对于非重污染的国有企业而言，相比于未违法的企业，违法企业往往披露更多的环境信息。Pollution×Foccur×SOE与EID在1%的范围内显著负相关则表明，对于重污染国有企业而言，相比于未违法的企业，违法企业往往披露较少的环境信息。而对于颁布前的样本来讲，上述作用则不显著，进而证明了假设1。

（二）《办法》颁布后监管距离的影响

为了进一步验证《办法》颁布后，国有企业的机会主义动机，本文以监管距离的中位数为标准，将样本分为近距离样本组（小于中位数）和远距离样本组（大于中位数）进行回归分析。

表5报告了回归结果，具体而言，近距离和远距离企业的Pollution和Pollution×SOE均与EID在1%的范围内显著正相关，这表明在不发生违法违规行为时，国有性质能促进重污染企业披露更多的环境信息，且这一作用并不受到监管距离的影响。但在进一步考虑违法行为后，不同监管距离的企业具有较大差异。对于近距离企业而言，SOE与EID在1%的范围内显著负相关，SOE×Foccur则与EID在5%的范围内显著正相关，这就表明对于近距离的非重污染国有企业而言，相比于未违法的企业，违法企业往往披露更多的环境信息。而Pollution×SOE与EID在1%的范围内显著正相关，Pollution×Foccur×SOE与EID在1%的范围内显著负相关则表明，对于近距离的重污染国有企业而言，相比于未违法的企业，违法企业往往披露更少的环境信息。而上述作用在远距离组则不显著，所以监管距离对于企业利用环境信息进行合法性管理的行为具有影响作用，从而证明了假设2。

（三）稳健性检验

1. 考虑违法违规程度的分析。为了验证本文结论的稳健性，本文借鉴蔡志岳 等（2007）[14]的研究方法，进一步考虑违法违规程度的影响。表6报告了考虑违法违规程度后的回归结果，结果发现Pollution、Pollution×SOE、SOE×Fdegree均与EID在1%的范围内显著正相关，SOE和Pollution×SOE×Fdegree则与EID在1%的范围内显著负相关。其回归结果与表4完全一致，从而进一步验证了假设1。

表7报告了考虑违法违规程度和距离因素后的回归结果。结果表明Pollution和Pollution×SOE与EID在1%的范围内显著正相关，SOE与EID在1%的范围内显著负相关，SOE×Fdegree与EID在5%的范围内显著正相关，Pollution×SOE×Fdegree與EID在5%的范围内显著负相关。结果与表5一致，从而进一步验证了假设2。

2. 环境信息披露的重新衡量。在将EID变量替换为EID-dum哑变量后，即EID大于中位数取1，EID小于中位数取0，采用logistic回归模型进行了稳健性检验。表8报告了稳健性检验的结果，结果发现研究结论与本文之前的结论完全一致。

（四）企业在违规面前的披露动机研究

根据之前的分析，当企业在违法违规时，重污染企业往往倾向于减少环境信息披露，而非重污染企业则倾向于增加环境信息披露。环境信息作为企业违法过程的重要表现，其必然在违法行为之前具有一定的特征表现。本文将Foccur作为因变量，上一年的EID作为自变量，即EIDt-1，对样本进行了logistic回归，具体结果如表9所示。

从结果来看，《办法》颁布后SOE×EIDt-1的系数在10%的范围内显著正相关，Pollution×EIDt-1×SOE则在5%的范围内显著负相关。这就表明，相比于非重污染国有企业，重污染国有企业前一年的环境信息披露对当年违法违规行为具有显著的降低作用。而在《办法》颁布前的回归结果则不显著。综合来看，环境信息对于国有重污染企业具有一定的监督作用，所以当国有重污染企业在实施违法行为时，其往往通过减少环境信息披露来降低外部监管，从而发现企业通过环境信息披露来管理自身合法性的动机。

五、结论及启示

受机会主义动机的影响，具有违法违规行为企业的环境信息披露表现会因股权性质和行业特征而产生显著差异。本文以政策变更为视角，选取2005—2006年和2009—2011年我国制造业上市公司五年的数据为样本，探索在政策压力面前，不同性质的国有企业在违法违规时环境信息披露的差异。结果发现，在《办法》颁布后，国有非重污染企业在实施违法行为时，其环境信息披露显著增加；国有重污染企业则披露减少。而在《办法》颁布前，上述作用却不显著。在进一步考虑监管距离因素后，发现上述作用在监管距离较近时更显著。

本文的研究结论为国有企业的合法性管理行为提供了经验证据。由于受到更多社会公众的关注，国有企业在承担社会责任方面往往被赋予更多的压力和期望。所以，在违法行为面前，不同的国有企业对于环境信息披露的表现具有巨大的差异。而由于对环境问题的非敏感性，国有非重污染企业更倾向披露环境信息来改善自身形象。但对于国有重污染企业而言，由于对环境问题更为敏感，往往采用减少环境信息披露的防御性策略，进而降低自身的环境风险。本文的启示在于，《办法》的颁布在提高企业整体环境信息披露数量的同时也加剧了企业利用环境信息进行合法性管理的动机，尤其对于违法违规的国有企业而言，环境信息披露可能更具选择性，进而导致了环境信息披露质量的下降。所以进一步完善环境信息披露制度仍然具有很强的现实意义。其次，应当考虑信息传递的空间性，进一步加强对于近距离企业选择性披露行为的监管，从而降低企业利用环境信息来进行选择性披露的空间。

注释：

①2007年，我国环保部颁布《环境信息公开办法（试行）》，并于2008年开始实行，为了排除内生性影响，删除2007和2008年度样本。

②2004年违法违规数据缺失。

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责任编辑：曹华青