中央環(huán)保督察對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響研究
——來(lái)自中國(guó)A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

曾 嘉

(1.井岡山大學(xué) 商學(xué)院，江西 吉安 343009；2．江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引言

近年來(lái)，環(huán)境問(wèn)題的頻發(fā)越來(lái)越引起人們的重視，其實(shí)，從茹毛飲血的原始社會(huì)跨入文明社會(huì)的那一刻起，人類(lèi)就一直重視保護(hù)自己賴(lài)以生存的生態(tài)環(huán)境，這在古人思想中可見(jiàn)一斑。如《荀子·天論》中所論：“天行有常，不為堯存，不為桀亡。應(yīng)之以治則吉，應(yīng)之以亂則兇。”這其實(shí)就是“師法自然”的哲學(xué)思想。近些年，中國(guó)雖出臺(tái)了不少環(huán)保政策以鞏固環(huán)境堡壘，但事與愿違的例子比比皆是。究其原因有二：首先，企業(yè)作為環(huán)保主要力量之一，整體的環(huán)保意識(shí)淡薄，并未盡其心力，加之企業(yè)的本質(zhì)屬性——趨利性，使其在收益和成本之間不斷權(quán)衡，而未考慮到企業(yè)高質(zhì)量的可持續(xù)發(fā)展與其承擔(dān)社會(huì)責(zé)任之間的莫大關(guān)系。其次，地方政府作為環(huán)境規(guī)制的監(jiān)督主體，在環(huán)境博弈的過(guò)程中易受限于地方政府復(fù)雜的施政目標(biāo)，使得環(huán)境規(guī)制難以取得良好效果(秋風(fēng)，2010)[1]。當(dāng)面對(duì)地方政府頻頻“失靈”的困境時(shí)，環(huán)境規(guī)制體系開(kāi)始尋求變革，作為更為深入的官員體制改革，中央環(huán)保督察制度將“督企”轉(zhuǎn)為“督政”，倒逼黨政落實(shí)環(huán)保責(zé)任，無(wú)論是在環(huán)境治理方面(涂正革等，2018)[2]，還是在企業(yè)績(jī)效提升上(諶仁俊等，2019)[3]都卓有成效。中央環(huán)保督察制度作為有史以來(lái)最嚴(yán)苛的環(huán)境制度，對(duì)整個(gè)社會(huì)乃至微觀企業(yè)的影響勢(shì)必是深遠(yuǎn)的。這一制度是否會(huì)提高企業(yè)環(huán)保意識(shí)，從而提升企業(yè)整體的社會(huì)責(zé)任水平？目前，鮮有文獻(xiàn)對(duì)此進(jìn)行研究。為此，本文以第一輪覆蓋期兩年的專(zhuān)項(xiàng)督察活動(dòng)為對(duì)象，采用雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)探索中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，公眾和中央政府對(duì)地方政府的環(huán)保工作提出了更高的要求。但目前中國(guó)環(huán)境治理屬于雙重領(lǐng)導(dǎo)，即橫向上地方環(huán)保部門(mén)的晉升流動(dòng)和經(jīng)費(fèi)劃撥等歸屬地方政府管轄，縱向上接受上級(jí)環(huán)保部門(mén)的領(lǐng)導(dǎo)[4]。在屬地化環(huán)境管理體制下，各級(jí)環(huán)保部門(mén)主要對(duì)本級(jí)黨政領(lǐng)導(dǎo)負(fù)責(zé)，導(dǎo)致中央環(huán)保目標(biāo)和政策都必須依賴(lài)于地方政府[5-6]。因此要治理嚴(yán)峻的環(huán)境污染問(wèn)題，必須敦促地方政府重視環(huán)境保護(hù)工作[7]。然而地方領(lǐng)導(dǎo)干部中存在以犧牲環(huán)境為代價(jià)換取當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的現(xiàn)象[8-9]。為扭轉(zhuǎn)地方環(huán)境治理失靈困境，2015年7月通過(guò)了《環(huán)境保護(hù)督察方案(試行)》，以中央政府的名義賦予環(huán)保督察更高權(quán)威，將地方黨政的環(huán)保責(zé)任作為重點(diǎn)監(jiān)督范圍。具體來(lái)看：首先，環(huán)保督察組代表中央高層對(duì)地方進(jìn)行環(huán)保督察，強(qiáng)化了環(huán)境治理的權(quán)威性[10]；其次，環(huán)保督察組組長(zhǎng)主要由省部級(jí)干部擔(dān)任，督察結(jié)束后，將重大問(wèn)題上報(bào)中央，同時(shí)責(zé)令地方政府根據(jù)督察方案的相關(guān)要求擬定整改方案并報(bào)送國(guó)務(wù)院[10]；此外，組織部門(mén)和紀(jì)檢、監(jiān)察機(jī)關(guān)將督察結(jié)果作為地方黨政領(lǐng)導(dǎo)干部考核評(píng)價(jià)、調(diào)整任免、懲戒與追究刑事責(zé)任的依據(jù)，對(duì)地方黨政干部形成了強(qiáng)大的政治壓力[11]。可以說(shuō)，環(huán)保督察制度能夠扭轉(zhuǎn)地方政府以環(huán)境為代價(jià)追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的現(xiàn)象，督促地方政府加強(qiáng)環(huán)境治理。因此，一方面地方政府在強(qiáng)大的環(huán)保督察政治壓力下，通過(guò)稅收、市場(chǎng)管理和項(xiàng)目限批等措施督促重污染行業(yè)企業(yè)提升環(huán)保意識(shí)，加強(qiáng)環(huán)保投入，強(qiáng)化企業(yè)污染治理。另一方面根據(jù)資源依賴(lài)?yán)碚摚髽I(yè)之所以承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，是為了與政府、投資者、債權(quán)人、員工、消費(fèi)者等利益相關(guān)者保持良性關(guān)系，獲得良好的社會(huì)聲譽(yù)，進(jìn)而增加企業(yè)有價(jià)值的資源(Branco和Rodrigues，2008；趙天驕等，2019；韓金紅和姜云燕，2020；肖繼輝等，2020)[12-15]。而由于我國(guó)獨(dú)特的社會(huì)制度特征，以及還未建立起一套商業(yè)和政府分開(kāi)的機(jī)制，政府作為此種特定組織，掌握著更多的關(guān)系到企業(yè)生存與發(fā)展的資源處置權(quán)(逯東等，2015)[16]，政府資源對(duì)企業(yè)的作用不言而喻，具有地方政府政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更容易獲取長(zhǎng)期穩(wěn)定的政府資源。因此，為了建立和維護(hù)政治關(guān)聯(lián)這一極具價(jià)值的無(wú)形資產(chǎn)，降低資源分配的不確定性，企業(yè)會(huì)竭盡全力與政府建立和保持良好的關(guān)系，這種關(guān)系又會(huì)作用到企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為(賈明和張喆，2010；于蔚等，2012；李政毅等，2020；嚴(yán)由亮和徐細(xì)雄，2021)[17-20]，企業(yè)更多的會(huì)選擇配合政府各項(xiàng)政策的施行，以獲得政府的好感，增加企業(yè)有價(jià)值的資源和能力。可見(jiàn)，重污染行業(yè)企業(yè)會(huì)積極響應(yīng)地方政府的政策，主動(dòng)進(jìn)行環(huán)保投資，以減少地方政府的環(huán)保壓力。短期來(lái)看，企業(yè)環(huán)保所產(chǎn)生的私人成本高于私人收益，企業(yè)傾向于選擇暫停部分產(chǎn)生污染的生產(chǎn)活動(dòng)[21]。但隨著環(huán)保督察制度的實(shí)施，中央政府對(duì)地方政府及企業(yè)的環(huán)保監(jiān)督規(guī)范化、長(zhǎng)期化，重污染企業(yè)為了長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展，將理性地選擇環(huán)保投資，承擔(dān)社會(huì)責(zé)任。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1：中央環(huán)保督察可以顯著促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平的提升。

中央環(huán)保督察是官員體制改革的重要舉措，由傳統(tǒng)的“督企”轉(zhuǎn)為“督政”，加之“黨政同責(zé)”和“一崗雙責(zé)”的嚴(yán)格落實(shí)，將督察結(jié)果與領(lǐng)導(dǎo)干部的考核掛鉤，足以強(qiáng)化對(duì)政府的約束力。而政府又掌握著關(guān)系到企業(yè)生存與發(fā)展的資源處置權(quán)，因此，具有地方政府政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更容易獲取長(zhǎng)期穩(wěn)定的政府資源。因此，企業(yè)會(huì)竭盡全力與政府建立和保持良好的關(guān)系來(lái)建立和維護(hù)政治關(guān)聯(lián)這一極具價(jià)值的無(wú)形資產(chǎn)。另一方面，我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)時(shí)期，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)主要包括政策風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，政策風(fēng)險(xiǎn)可以通過(guò)政治關(guān)聯(lián)來(lái)規(guī)避，市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)則可以通過(guò)加強(qiáng)企業(yè)的內(nèi)部控制進(jìn)行防御。企業(yè)在獲取政治關(guān)聯(lián)這種外部資源的同時(shí)，肯定會(huì)付出相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)與代價(jià)，這時(shí)候企業(yè)的內(nèi)部控制就會(huì)發(fā)揮相應(yīng)的作用，將企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)控制在合理范圍之內(nèi)(張志平和方紅星，2013)[22]。因此，企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)能夠提高企業(yè)內(nèi)部控制有效性(張敏等，2017)[23]。也有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)通過(guò)政治關(guān)聯(lián)獲得的資源和利益，例如低成本融資，或者稅收減免等政府補(bǔ)助(李維安和邱艾超，2010)[24]，能夠彌補(bǔ)內(nèi)部控制建設(shè)的成本(錢(qián)紅光和吳曉瑩，2018)[25]，進(jìn)一步強(qiáng)化其內(nèi)部控制建設(shè)的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而提高內(nèi)部控制質(zhì)量。此外，從內(nèi)部控制目標(biāo)的研究來(lái)看，保證財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性是企業(yè)內(nèi)部控制目標(biāo)之一，而政治關(guān)聯(lián)又會(huì)影響到會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的穩(wěn)健性(杜興強(qiáng)等，2011)[26]，這就決定了政治關(guān)聯(lián)在內(nèi)控建設(shè)過(guò)程中的功用。可見(jiàn)，政治關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量具有促進(jìn)作用，是內(nèi)部控制質(zhì)量的重要影響因素。依據(jù)上文的分析，中央環(huán)保督察背景下產(chǎn)生的地方政府政治關(guān)聯(lián)的分析邏輯勢(shì)必會(huì)作用到企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。同時(shí)，內(nèi)部控制又能夠?qū)ζ髽I(yè)社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生影響，內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平越高[27-30]。因此，內(nèi)部控制在中央環(huán)保督察與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間形成一種傳導(dǎo)效應(yīng)，即中央環(huán)保督察在直接影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任的同時(shí)，還影響著內(nèi)部控制，而內(nèi)部控制又把這種影響傳遞給企業(yè)社會(huì)責(zé)任，三者之間的相關(guān)性很強(qiáng)。因此，本文引入中介變量，來(lái)研究?jī)?nèi)部控制在中央環(huán)保督察影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任過(guò)程中所發(fā)揮的傳導(dǎo)作用。

根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：內(nèi)部控制是中央環(huán)保督察與企業(yè)社會(huì)責(zé)任的中介變量，在中央環(huán)保督察與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間發(fā)揮中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)包括2014—2017年的中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)及中央環(huán)保督察相關(guān)數(shù)據(jù)。其中，中央環(huán)保督察相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的中央環(huán)保督察組向各省份反饋督察情況以及各省份關(guān)于貫徹落實(shí)中央環(huán)保督察反饋意見(jiàn)整改情況報(bào)告整理得到，企業(yè)社會(huì)責(zé)任數(shù)據(jù)來(lái)源于潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)(RKS)提供的企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)，其他相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。為使數(shù)據(jù)更具代表性，對(duì)樣本進(jìn)行了如下篩選：(1)剔除金融、保險(xiǎn)業(yè)上市公司；(2)剔除交易狀態(tài)為ST、*ST的公司；(3)剔除主要變量缺失的公司。篩選后，本文最終獲得2562個(gè)企業(yè)年度樣本數(shù)據(jù)。為減少異常值的影響，對(duì)本研究中涉及的主要連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%水平的Winsorize縮尾處理。處理分析軟件為STATA14. 0。

(二)計(jì)量模型

鑒于接受督察與否不受企業(yè)個(gè)體選擇的影響，督察具有較強(qiáng)的隨機(jī)性，因此，中央環(huán)保督察可以看作是一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。此外，中央環(huán)保督察并非同時(shí)對(duì)全國(guó)31個(gè)省份進(jìn)行全面督察，而是從2016年至2017年分批次向各省份全覆蓋的督察行動(dòng)①，因此不同省份污染密集型行業(yè)上市公司接受督察的時(shí)間不同，不滿(mǎn)足傳統(tǒng)的雙重差分法對(duì)政策實(shí)施相同時(shí)間點(diǎn)的要求。為識(shí)別上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平在中央環(huán)保督察前后的變化，采用多期倍分法應(yīng)對(duì)處理組政策實(shí)施時(shí)間點(diǎn)不同的問(wèn)題。本文將上市公司劃分為污染密集型行業(yè)上市公司與其他行業(yè)上市公司兩個(gè)組別，污染密集型行業(yè)②的識(shí)別參考諶仁俊等(2019)[3]的研究，并將接受重點(diǎn)督察的污染密集型行業(yè)上市公司作為處理組，將其他行業(yè)上市公司作為控制組。構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型如下：

csr=β0+β1dummy+β2Controls+ΣFirm+ΣYear+ε

(1)

被解釋變量csr本文采用潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)(RKS)提供的企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)。評(píng)價(jià)總得分越高，表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平越高。

解釋變量dummy表示上市公司是否接受中央環(huán)保督察的虛擬變量，當(dāng)中央環(huán)保督察組開(kāi)始對(duì)某省份展開(kāi)督察時(shí)，該省份污染密集型行業(yè)的上市公司取值為1，否則取值為 0。考慮到督察中“黨政同責(zé)”的長(zhǎng)效機(jī)制，以及輿論監(jiān)督與社會(huì)監(jiān)督的作用，本文將結(jié)束督察后的省份所轄污染密集型行業(yè)上市公司也視為處理組，即dummy取值為1。dummy的系數(shù)β1反映中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的作用效果。如果β1顯著為正，表明中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平的提升有積極作用；若β1顯著為負(fù)，則說(shuō)明中央環(huán)保督察反而降低了上市公司社會(huì)責(zé)任的履行水平。

另外，參考企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平影響因素的研究[27,31]，本文選取如下控制變量Controls：企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兼任情況、股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比例、高管是否持股以及是否由國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)。本文在模型中還控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。此外，為區(qū)分中央環(huán)保督察期間與結(jié)束后的效應(yīng)，借鑒諶仁俊等(2019)[3]的研究，本文將虛擬變量dummy分解為虛擬變量dummy(dur)和dummy(fin)，前者表示是否正在接受中央環(huán)保督察，后者表示是否結(jié)束接受中央環(huán)保督察。具體變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義及說(shuō)明

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

從表2總樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析中可以看出，企業(yè)社會(huì)責(zé)任(csr)平均值為41.1876，最大值和最小值分別為87.9500和15.6521，表明上市公司社會(huì)責(zé)任水平還是存在較大差異；變量dummy的均值為0.1491，說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)中有14.91%已接受中央環(huán)保督察(包括結(jié)束督察后的省份所轄污染密集型行業(yè)上市公司樣本)；變量dummy(dur)的均值為0.0941，變量dummy(fin)的均值為0.0550，說(shuō)明上市公司中當(dāng)年正在接受中央環(huán)保督察的樣本占9.41%，當(dāng)年已結(jié)束接受中央環(huán)保督察的樣本占5.50%；此外，從控制變量來(lái)看，上市公司的總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)(lnsize)平均值為23.2100，資產(chǎn)負(fù)債率(lev)平均為0.4876，最高達(dá)到1.3518，最低為0.0091，說(shuō)明不同企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)水平懸殊，營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(growth)平均為0.1490，總體上，上市公司在規(guī)模、風(fēng)險(xiǎn)水平、發(fā)展能力等方面都存在明顯的差異；另外，僅有3.28%的上市公司當(dāng)年聘請(qǐng)了“國(guó)際四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)(auditor)；管理層機(jī)制方面，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兼任(tdu)占比為20.41% ，股權(quán)集中度(shrcr)平均值為58.35%，獨(dú)立董事比例(indep)平均為37.54% ，樣本中68.03% 的高管持股(msh)，與社會(huì)普遍認(rèn)知相似。

表2 總體描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)中央環(huán)保督察與上市公司社會(huì)責(zé)任的回歸分析

1.基準(zhǔn)回歸分析

本文根據(jù)模型(1)的多期倍分法，首先給出中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的整體效應(yīng)結(jié)果如表3所示。其中，第(1)列結(jié)果顯示，在控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)、不加入任何控制變量的情況下，dummy的系數(shù)在10%水平上顯著為正(t=0.686)；第(2)列結(jié)果顯示，在進(jìn)一步加入控制變量后，dummy的系數(shù)在5%水平上顯著為正(t=0.605)，說(shuō)明中央環(huán)保督察存在對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的促進(jìn)作用；從第(3)列可以看出，在控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)、不加入任何控制變量的情況下，dummy(fin)的系數(shù)在5%的水平上顯著為正(t=1.068)，且系數(shù)大于dummy(dur)的回歸系數(shù)；第(4)列結(jié)果顯示，在進(jìn)一步加入控制變量后，dummy(fin)的系數(shù)仍在5%的水平上顯著為正(t=0.941)，且系數(shù)大于dummy(dur)的回歸系數(shù)，說(shuō)明在督察結(jié)束后上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平展現(xiàn)出更強(qiáng)的改善效應(yīng)，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的主動(dòng)性更高，這可能由于企業(yè)具有的累積學(xué)習(xí)效應(yīng)[32]，使政策表現(xiàn)出積極的滯后效應(yīng)。因此，無(wú)論采用何種方式均可得出中央環(huán)保督察在整體上顯著提升實(shí)施地區(qū)污染密集型行業(yè)上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平的結(jié)論。

表3 中央環(huán)保督察與上市公司社會(huì)責(zé)任的回歸結(jié)果

在控制變量中，lnsize的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大社會(huì)責(zé)任水平越高；lev的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)更傾向于減少社會(huì)責(zé)任投入，可能是因?yàn)樨?fù)債較高的企業(yè)容易出現(xiàn)債權(quán)人限制資金用途的現(xiàn)象，加上企業(yè)面臨著負(fù)債所帶來(lái)的盈利壓力，增加社會(huì)責(zé)任投入將減少企業(yè)當(dāng)期利潤(rùn)，使得企業(yè)經(jīng)營(yíng)者不太愿意承擔(dān)社會(huì)責(zé)任；tdu的系數(shù)顯著為負(fù)，表明存在董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理的企業(yè)，社會(huì)責(zé)任履行水平越低；shrcr、msh和auditor的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明企業(yè)股權(quán)集中度越高、高管持股或者被國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)的企業(yè)，整體的社會(huì)責(zé)任意識(shí)更強(qiáng)。

2.平行趨勢(shì)假設(shè)

一方面為檢驗(yàn)中央環(huán)保督察與上市公司社會(huì)責(zé)任的基準(zhǔn)回歸是否滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假設(shè)，另一方面為驗(yàn)證中央環(huán)保督察對(duì)上市公司各年社會(huì)責(zé)任履行水平的影響效果，同時(shí)緩解內(nèi)生性問(wèn)題，參考Bertrand和Mullainathan(2003)[33]的做法，構(gòu)建跨期動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型(2)：

csr=β0+β1tpost_2+β2tpost_1+β3tpost0+β4tpost1+β5Controls+ΣYear+ΣFirm+ε

(2)

其中，tpost_2、tpost_1、tpost0、tpost1均為虛擬變量，表示政策執(zhí)行前各期對(duì)應(yīng)的交互項(xiàng)，如tpost_2表示政策發(fā)生前2年的虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項(xiàng)；通過(guò)比較回歸系數(shù)β1-β4，觀察中央環(huán)保督察對(duì)督察后上市公司各年社會(huì)責(zé)任履行水平的影響效果。控制變量同模型(1)。

圖1顯示中央環(huán)保督察影響上市公司社會(huì)責(zé)任的事件分析結(jié)果。可以看到，在政策實(shí)施前的兩期，每個(gè)時(shí)期的虛擬變量系數(shù)均與0無(wú)顯著差異，說(shuō)明政策實(shí)施前污染密集型行業(yè)上市公司與其他上市公司相比，社會(huì)責(zé)任履行水平的差異在政策實(shí)施之前不隨時(shí)間發(fā)生顯著變化，滿(mǎn)足倍差法的平行趨勢(shì)假設(shè)。而在中央環(huán)保督察實(shí)施當(dāng)期以及之后一期，政策虛擬變量的系數(shù)顯著為正，表明中央環(huán)保督察行動(dòng)對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平具有促進(jìn)效應(yīng)，并且隨實(shí)施時(shí)間的推進(jìn)，正向效應(yīng)越強(qiáng)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

3.雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)

為進(jìn)一步解決內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)控制企業(yè)特征對(duì)社會(huì)責(zé)任的影響，本文采用雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)，以使研究結(jié)果更有說(shuō)服力，即采用傾向匹配得分(PSM)的方法對(duì)兩組樣本進(jìn)行篩選，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)行雙重差分估計(jì)(DID)。具體而言，匹配時(shí)，選取資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(growth)、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兼任情況(tdu)、股權(quán)集中度(shrcr)、獨(dú)立董事比例(indep)以及高管是否持股(msh)作為協(xié)變量，并按照同年度的公司進(jìn)行1∶1匹配，篩選了配對(duì)樣本690個(gè)，使用Logit估計(jì)得到處理組與控制組各樣本的傾向得分。在使用傾向得分匹配法(PSM)對(duì)處理組和控制組進(jìn)行匹配后，再使用雙重差分法(DID)評(píng)估中央環(huán)保督察對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的凈效應(yīng)。

圖2列示了匹配前后各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差(%bias)。從圖中可以看到，整體上，匹配后各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后明顯縮小。結(jié)合表4平衡性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，以企業(yè)社會(huì)責(zé)任為結(jié)果變量進(jìn)行匹配后(Matched)，處理組和對(duì)照組的標(biāo)準(zhǔn)化偏差基本小于5%。同時(shí)，匹配后各控制變量的t檢驗(yàn)結(jié)果及其對(duì)應(yīng)的p值顯示處理組和對(duì)照組之間不存在顯著性差異。因此，匹配后協(xié)變量的均值在處理組與對(duì)照組之間未出現(xiàn)顯著差異，不同變量在處理組與對(duì)照組的分布更加平衡，支持基于傾向得分匹配的雙重差分法的應(yīng)用。

圖2 PSM匹配效果

表4 平衡性檢驗(yàn)

續(xù)表

同時(shí)，在估計(jì)凈效應(yīng)之前，還需要進(jìn)行共同支撐檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)處理組和控制組之間是否有足夠大的共同支撐區(qū)域，以保證傾向得分匹配的有效性。從圖3可以看出，在匹配之前，處理組和對(duì)照組樣本傾向得分值的核密度分布存在較大的差異。在匹配之后，兩組樣本傾向得分值的核密度分布明顯趨于一致，這表明匹配后的樣本異質(zhì)性明顯減弱，基本上消除了樣本的選擇偏差，傾向得分匹配滿(mǎn)足了共同支撐假設(shè)。

圖3 匹配前后核密度分布對(duì)比圖

綜上，本文認(rèn)為匹配后，處理組和對(duì)照組的數(shù)據(jù)得到了較好的匹配。基于該傾向得分匹配樣本，本文進(jìn)行雙重差分分析，以期得到中央環(huán)保督察對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的凈效應(yīng)。表5列示了傾向得分匹配下的回歸結(jié)果，其中，第(1)列結(jié)果顯示，在控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)、不加入任何控制變量的情況下，政策干預(yù)之后與政策干預(yù)之前的雙重差分統(tǒng)計(jì)量dummy的系數(shù)在5%水平上顯著為正(t=0.956)；第(2)列結(jié)果顯示，在進(jìn)一步加入控制變量后，dummy的系數(shù)仍在5%水平上顯著為正(t=0.858)，表明中央環(huán)保督察政策會(huì)顯著地影響上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平，證實(shí)了本文觀點(diǎn)；從第(3)列可以看出，在控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)、不加入任何控制變量的情況下，dummy(fin)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正(t=1.491)，且系數(shù)大于dummy(dur)的回歸系數(shù)；第(4)列結(jié)果顯示，在進(jìn)一步加入控制變量后，dummy(fin)的系數(shù)在10%的水平上顯著為正(t=1.336)，且系數(shù)大于dummy(dur)的回歸系數(shù)，顯示出政策所具有的積極滯后效應(yīng)，與本文結(jié)論一致。

表5 PSM-DID模型回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

關(guān)于中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的影響，本文還進(jìn)行了以下多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)來(lái)保證研究結(jié)果的可靠性。

1.安慰劑檢驗(yàn)

上文設(shè)定的時(shí)間虛擬變量時(shí)間點(diǎn)為環(huán)境保護(hù)部(現(xiàn)為生態(tài)環(huán)境部)于2016年至2017年間組織的，對(duì)全國(guó)31個(gè)省份分批次展開(kāi)的環(huán)保專(zhuān)項(xiàng)督察行動(dòng)的時(shí)間。 因此本文采用提前政策干預(yù)時(shí)間點(diǎn)的方式，將針對(duì)不同批次督查行動(dòng)的時(shí)間分別提前一年作為政策干預(yù)時(shí)間點(diǎn)，生成新的時(shí)間虛擬變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6列(1)、列(2)顯示了提前政策干預(yù)時(shí)間點(diǎn)的分析結(jié)果，可以看到，中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的正向影響不再顯著，檢驗(yàn)回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果不一致，該結(jié)論支持政策實(shí)施時(shí)間的隨機(jī)性假設(shè)。

2.替換被解釋變量

檢驗(yàn)被解釋變量企業(yè)社會(huì)責(zé)任指標(biāo)選取是否會(huì)造成估計(jì)偏差，將潤(rùn)靈社會(huì)責(zé)任指數(shù)從小到大均分成五等份，分別賦值1～5來(lái)重新衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任，檢驗(yàn)后的結(jié)果如表6列(3)、列(4)所示，中央環(huán)保督察仍然表現(xiàn)出對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的顯著正效應(yīng)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，可見(jiàn)本文的研究結(jié)論仍成立，不依賴(lài)被解釋變量的選擇。

3.更換處理組

將沒(méi)有受政策影響的企業(yè)而假設(shè)其受到政策影響作為處理組，最終獲得2180個(gè)樣本，重新進(jìn)行雙重差分分析，結(jié)果如表6列(5)、列(6)所示，可以看到，此時(shí)假定的中央環(huán)保督察對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任的正向影響不再顯著，檢驗(yàn)回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果不一致，支持本文結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(三)機(jī)制檢驗(yàn)

為識(shí)別內(nèi)部控制機(jī)制，本文采用在機(jī)制分析中較為常用的中介效應(yīng)模型。聯(lián)合式(1)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

csr=β0+β1dummy+β2Controls+ΣFirm+ΣYear+ε

(3)

csr=ɑ0+ɑ1dummy+ɑ2ic+ɑ3Controls+ΣFirm+ΣYear+ε

(4)

ic=θ0+θ1dummy+θ2Controls’+ΣFirm+ΣYear+ε

(5)

模型(4)和模型(5)中，ic是內(nèi)部控制質(zhì)量，其度量采用迪博風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)中的內(nèi)部控制指數(shù)，該指數(shù)包含了企業(yè)三大目標(biāo)，能夠全面地衡量企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，該指標(biāo)越大，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量越好。此外，參考現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)[34-35]，模型(5)選取如下影響內(nèi)部控制質(zhì)量的控制變量Controls’：企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兼任情況、股權(quán)集中度以及是否由國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)。如果中央環(huán)保督察對(duì)內(nèi)部控制和企業(yè)社會(huì)責(zé)任均存在顯著正向影響，即回歸系數(shù)β1，θ1顯著為正，同時(shí)在加入內(nèi)部控制變量后，內(nèi)部控制的回歸系數(shù)ɑ2顯著，中央環(huán)保督察對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的回歸系數(shù)ɑ1顯著，且小于回歸系數(shù)β1，則說(shuō)明中央環(huán)保督察對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響存在內(nèi)部控制方面的機(jī)制，但不是唯一影響機(jī)制，屬于部分中介效應(yīng)；如果中央環(huán)保督察的回歸系數(shù)ɑ1不顯著，則說(shuō)明中央環(huán)保督察對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響存在內(nèi)部控制機(jī)制，且是唯一影響機(jī)制，屬于完全中介效應(yīng)；否則，不存在內(nèi)部控制中介效應(yīng)。本文在對(duì)中介效應(yīng)模型進(jìn)行分析時(shí)，另將內(nèi)部控制從小到大均分成五等份并賦值1～5作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。從表中列(1)、列(3)、列(4)、列(6)可以看出，無(wú)論是哪種方式的檢驗(yàn)，均顯示中央環(huán)保督察(dummy)對(duì)內(nèi)部控制(ic)和企業(yè)社會(huì)責(zé)任(csr)的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，表明中央環(huán)保督察之后，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越好，社會(huì)責(zé)任的履行水平越高。從列(2)和列(5)可以看到，在控制內(nèi)部控制變量后，內(nèi)部控制(ic)的回歸系數(shù)均顯著為正，dummy的回歸系數(shù)均在5%的水平下顯著為正，且小于未控制內(nèi)部控制變量時(shí)的回歸系數(shù)。因此，內(nèi)部控制并非是中央環(huán)保督察影響上市公司社會(huì)責(zé)任的唯一作用機(jī)制，屬于部分中介效應(yīng)，即中央環(huán)保督察可以通過(guò)影響企業(yè)內(nèi)部控制來(lái)促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平的提升。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

五、研究結(jié)論

本文梳理了中央環(huán)保督察制度實(shí)施的制度背景，并提出了中央環(huán)保督察制度實(shí)施提高了企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平的研究假設(shè)。然后運(yùn)用雙重差分傾向得分匹配法、安慰劑檢驗(yàn)等多種計(jì)量方法對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。本研究得出以下主要結(jié)論：中央環(huán)保督察能改善上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平，且由于企業(yè)具有的累積學(xué)習(xí)效應(yīng)，使得督察結(jié)束后上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平展現(xiàn)出更強(qiáng)的改善效應(yīng)，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的主動(dòng)性更高，使政策表現(xiàn)出積極的滯后效應(yīng)。因此，無(wú)論采用何種方式均可得出中央環(huán)保督察在整體上顯著提升上市公司社會(huì)責(zé)任履行水平的結(jié)論。這一結(jié)果也得到平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、雙重差分傾向得分匹配回歸檢驗(yàn)以及其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)的支持。

本文的政策啟示：(1)完善中央環(huán)保督察制度。中央環(huán)保督察提升了重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境治理水平，有助于督促企業(yè)提升環(huán)保意識(shí)，提高企業(yè)整體社會(huì)責(zé)任水平。因此，要繼續(xù)將中央環(huán)保督察制度作為環(huán)境治理的利器，不斷強(qiáng)化和完善中央環(huán)保督察制度，發(fā)揮其強(qiáng)制性作用。(2)構(gòu)建中央環(huán)保督察制度的常態(tài)化與法治化。建立常態(tài)化的中央環(huán)保督察制度，形成對(duì)地方政府及重污染行業(yè)企業(yè)的持續(xù)性環(huán)保督察壓力，并進(jìn)一步完善環(huán)保督察法律法規(guī)體系，將中央環(huán)保督察制度納入《環(huán)境保護(hù)法》，樹(shù)立中央環(huán)保督察制度的法律權(quán)威。

注 釋?zhuān)?/p>

①中央環(huán)保督察具體實(shí)施情況為：2016年對(duì)河北、內(nèi)蒙古、黑龍江、江蘇、江西、河南、廣西、云南、寧夏、北京、上海、湖北、廣東、重慶、陜西、甘肅等16個(gè)省份展開(kāi)督查；2017年對(duì)山西、安徽、天津、湖南、福建、遼寧、貴州、吉林、浙江、山東、海南、四川、西藏、青海、新疆等15個(gè)省份展開(kāi)督查。

②電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)等9個(gè)行業(yè)的上市公司標(biāo)記為大氣污染密集型企業(yè)；造紙及紙制品業(yè)，紡織業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，酒、飲料和精制茶制造業(yè)，食品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，金屬制品業(yè)，煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)，電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等19個(gè)行業(yè)的上市公司，標(biāo)記為水污染密集型企業(yè)，一旦入選大氣污染密集型或水污染密集型企業(yè)，均屬于污染密集型上市公司。