
党的二十大报告明确指出“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”,与此同时,在全国生态环境保护大会上,习近平总书记强调“正确协调经济高质量发展和环境高水平保护的关系”,在决胜全面建成小康社会的同时,我国进入了全面推进美丽中国建设的关键时期。以往粗放式的发展模式背离了可持续发展理念,生态环境的破坏阻碍我国经济高质量发展。党和政府作为环境治理领域的核心领导者,在环境公共品供给和分配方面具有明显优势,应当担负起促进经济与生态环境协调发展的重任(石庆玲等,2017)。近几年,党和政府尝试颁布防治计划、修订法律法规、制定规章政策以应对我国的生态环境问题,如碳排放权交易(贾智杰等,2023)、《大气污染防治行动计划》(罗知和李浩然,2018)、环保约谈(于芝麦,2021)、环保税征收(刘金科和肖翊阳,2022)。但是,由于我国实行行政分权管理模式,这些制度政策在具体执行过程中可能面临一定挑战,导致在部分地区的落实效果不如预期。在行政分权管理模式下,地方政府掌握一定权力自主处理地方事务问题,是环境规制政策的真正实施者和监督者。当高污染企业的盈利活动能够为地方政府贡献更多财政收入、促进当地经济增长时,处于政绩压力下的地方政府可能对企业的污染行为选择“睁一只眼闭一睁眼”,甚至制定保护性政策吸引更多高污染高能耗企业进入。因此,在地方政府庇护下,企业以侥幸心理触碰法律红线的情况屡见不鲜,例如国轩高科控股公司宜春科丰新材料有限公司2023年因通过逃避监管等方式排放水污染物,给当地居民造成巨大困扰。
为解决地方政府“偏离失控”问题,2016年国务院生态环境部开始实施生态环保督察。中央环保督察制度是我国环境治理领域的重大创新,与其他常规环境规制政策不同,该制度重点监督地方党委和政府的环境保护工作,并将督察结果作为地方官员政绩考核和晋升的主要依据,通过精准施压、责任倒逼的方式重新塑造当地政府自觉整治环境问题,实现了环境监管从“督企”到“督政”的转变。至2022年6月,国务院生态环境部已完成对31个省(区、市)的两轮全覆盖工作,两轮督察共受理群众环境举报问题28.7万件,已基本办结或阶段性办结28.6万件,该制度的实施有力解决了一大批长期未决的生态环境问题。督察组除进驻省(区、市)外,还会对其他部门进行环境监管,例如在第二轮环保督察过程中对新疆生产建设兵团、两个国务院部门以及6家中央企业(以下简称央企)开展了环保督察工作。考虑到以“督政”为主的进驻省(区、市)的督察是中央通过向地方政府施压,间接督察地方企业,而督察组进驻单户央企能够对企业起到直接监督作用,为了区分这两种督察形式,本文在下文中将进驻省(区、市)的督察称为“中央地方环保督察”,将进驻单户央企的督察称为“中央企业环保督察”。
目前诸多文献已从不同视角探究中央地方环保督察的运作逻辑和治理效果,研究发现中央地方环保督察有助于激励企业绿色创新(雷星晖等,2022;Cheng和Yu,2023)、提高企业绩效(谌仁俊等,2019)、促进制造企业转型升级(赵海峰等,2022)。但是基于省份视角的研究可能存在以下不足:第一,以省份为整体的度量方式笼统认为该省份内所有企业都接受环保督察,对于同群企业之间缺乏区分。由于同省份企业之间存在显著的可比性(王岭等,2019),因此,以省份为视角定义环保督察较为粗糙。第二,以省份为整体的度量方式治理效果混杂因素较多,涉及督察组、举报群众、地方政府、企业多方因素,且整个督察过程从进驻到整改报告需要经历18个月左右的时间,导致环保督察的时间跨度界定不清晰、从地方政府传导到微观企业链条较长。而本文从单户央企视角研究中央环保督察制度的治理成效,精准分离被环保督察的企业并确定环保督察的时间,以期弥补已有文献的不足。
当央企面临环保督察时,股票市场作为企业价值的重要反映,能否为政策制定者和投资者提供重要信息?当企业对环保督察所导致的短期成本和长期利益进行权衡时,又会作出怎样的反馈?本文为投资者如何解读和反应这一针对性环境规制和企业自身如何推动绿色发展提供了有效检验场景。实证研究发现,被环保督察的央企上市公司在进驻公告日附近的市场反应显著为负,并且这种负市场反应在高污染高能耗企业以及未通过环境认证企业中更为明显;中央企业环保督察后,央企上市公司的环境绩效和经济绩效均明显有所改善,这一积极作用主要体现在央企集团控制力较大、高管在央企集团纵向兼任以及属于“双百企业”的央企上市公司中;机制分析发现,中央企业环保督察分别通过加大环保投入力度、提高资源利用率的方式改善企业的环境绩效和经济绩效;中央企业环保督察存在显著的治理溢出效应,不仅有助于改善央企上市公司的环境绩效和经济绩效,对于同行业非督察企业也能够产生一定示范效应。
本文可能的边际贡献在于:第一,以往文献主要集中讨论中央环保督察制度的生成逻辑和运行机制,主要研究中央地方环保督察的治理成效以及未来发展方向(姜雅婷和杜焱强,2023;Qian等,2023),尚未有学者考察中央企业环保督察是否会对我国股票市场产生影响,中央企业环保督察的市场反应不仅仅是对企业行为的反映,也是市场对风险评估的集中体现。因此,本文通过弥补这一研究空白,丰富了环境规制的信息含量研究和股价市场反应的影响因素研究。第二,不同于以往文献采用督查组进驻省份年份作为变量(王鸿儒等,2021),本文聚焦于督察组进驻央企这一具体场景,精准确定环保督察冲击对象,并准确把握环保督察的时间节点,较好克服已有文献中环保督察变量定义过于宽泛、时间跨度界定不清晰的不足,使得研究在提高变量定义准确性的同时,丰富了中央环保督察制度治理效果研究的层次和维度。第三,与传统集中于宏观视角考察中央环保督察制度对空间关联地区环境污染的影响不同(周沂等,2021),本文考察中央企业环保督察是否对同行业非督察企业产生治理溢出效应,丰富了中央环保督察制度治理效果和治理溢出效应的相关研究。第四,本文具有较强的现实意义。本文结论证实中央环保督察制度在“督企”方面的正面作用,为新一轮加强环保监督检查和问责机制,实现高质量发展目标下生态环境保护以及生态文明建设提供参考。
二、制度背景与文献综述(一)制度背景
为解决地方政府环境保护失灵问题,2015年7月,中央深化领导改革小组第十四次会议审议通过《环境保护督察方案(试行)》,该制度将地方政府与企业同时纳入监管范围,中央环保督察制度应运而生。中央环保督察由国务院生态环境部牵头,通过建立督察小组的形式向各省(区、市)及其他部门开展工作,工作内容包括督察准备、督察进驻、下沉督察、督察报告、督察反馈以及落实整改6个程序环节,采用调阅资料、走访问询、现场抽查、受理举报等多样化方法对督察对象进行全方位环境监管。2016年1月,督查组在全国31个省(区、市)开展第一轮环保督察工作,2018年完成第一轮环保督察的全面覆盖,并分两批对20个省(区、市)开展“回头看”工作。随后,督察组分别在2019年、2023年全面开展第二轮、第三轮生态环保督察,这表明中央环保督察制度是我国推进生态文明建设的长效机制,该制度的建立促使企业自主走向绿色发展之路。相应历程如表1所示。
| 督察轮次 | 开始时间 | 结束时间 | 督察对象 | 治理成效 |
| 第一轮 | 2016.01 | 2017.09 | 31个省(区、市) | 立案处罚4万多家企业,罚款24.6亿元,行政或刑事拘留 |
| “回头看” | 2018.05 | 2018.08 | 20个省(区、市) | |
| 第二轮 | 2019.07 | 2022.06 | 31个省(区、市)、新疆生产建设兵团、两个国务院部门以及6家中央企业 | 对督察移交的158个责任追究问题共追责问责 |
| 第三轮 | 2023.11 | — | — | 截至2023年12月31日,已办结或阶段性办结群众举报 |
中央企业作为国民经济和建设发展的重要支柱,在生态环境保护中具有重要牵引和示范作用。在第二轮环保督察过程中,督查组除了进驻省(区、市)外,还对6家央企开展环保督察工作。与中央地方环保督察相比,中央企业环保督察的督察流程同样包括督察准备、督察进驻、下沉督察、督察报告、督察反馈以及落实整改6个程序环节,但督察侧重点和督察方式有所不同。中央地方环保督察按照“省级层面督察、下沉地市督察和梳理分析归档”三个阶段开展工作,侧重于对省份的全面综合考量,重点关注省级层面的政策制定、规划实施、监管体系建设等宏观方面问题。而中央企业环保督察按照“综合督察、重点督察、分析汇总”三个阶段开展工作,侧重于对企业主体责任落实情况的考量,重点关注企业环保管理体系是否健全、对下属企业环保监管是否到位等微观方面问题。除此之外,考虑到央企所属企业“点多面广”的特点,督查组除了采用常规的调阅资料、走访问询、现场抽查、受理举报等方法外,还会根据实际情况专门安排现场组开展机动式督察,以便更灵活、更高效地检查央企下属企业生态环境情况,确保督察工作的全面性和深入性。
将央企纳入督察范围,意味着新一轮督察的范围更广、目标更明确,向全社会传达出“环境治理不留任何死角,任何企业不要心存侥幸”的信号,对于完善生态环保督察体系,推动生态环保督察工作的纵深发展具有深远意义。中央企业环保督察相应历程如表2所示。
| 督察批次 | 央企名称 | 进驻公告时间 | 治理成效 |
| 第二轮第一批 | 中国五矿集团有限公司 | 2019.07.10 | 48项整改任务已完成41项,其余7项正加快推进 |
| 第二轮第一批 | 中国化工集团有限公司 | 2019.07.13 | 46项整改任务已完成41项,其余5项按计划推进 |
| 第二轮第二批 | 中国建材集团有限公司 | 2020.08.31 | 46项整改任务已完成34项,其余12项达到序时进度要求 |
| 第二轮第二批 | 中国铝业集团有限公司 | 2020.08.31 | 27项整改任务204条整改措施,已完成整改162条,整改完成率达到79%,共追责问责76人 |
| 第二轮第四批 | 中国黄金集团有限公司 | 2021.08.26 | 37项整改任务191条整改措施,已完成整改120条,整改完成率达到62.8%,共追责问责74人 |
| 第二轮第四批 | 中国有色矿业集团 有限公司 |
2021.08.26 | 22项整改任务已完成15项;184条整改措施,已完成159条,共追责问责89人 |
(二)文献综述
在资本市场中,中央地方环保督察及“回头看”能够对我国污染企业产生一定负面冲击,并且随着环保督察进程的不断深入,国有企业固有的“环保优待”预期将会被逐步打破(李全和张凯,2022)。而资本市场对负面环境信息的有效反应是环境规制政策取得治理成效的关键(方颖和郭俊杰,2018)。综合已有文献发现,中央地方环保督察有助于激励企业自我约束和自我调整,实现环境和经济效益双赢局面(李岩等,2021)。首先,在环境影响的宏观层面,已有文献从长短期视角验证了中央地方环保督察有利于改善我国的空气质量,显著降低我国城市的AQI、PM2.5、PM10(王岭等,2019),并且“回头看”工作能够对政企合谋产生有效震慑作用,在改善地方空气质量方面更明显(孙晓华等,2022)。中央地方环保督察存在显著治理溢出效应,有利于降低督察区域之外AQI和各类污染源的浓度(周沂等,2021)。在微观层面,现有文献集中于考察中央地方环保督察对企业污染物排放、环保投资、绿色创新等方面的影响,发现该制度的实施有助于抑制企业污染物排放(王鸿儒等,2021)、提高环保投资投入(Qian等,2023)、促进企业绿色创新(雷星晖等,2022;Cheng和Yu,2023)。
其次,在经济影响的宏观层面,李硕等(2022)研究发现中央地方环保督察能够产生一定的“筛选作用”,该制度的实施减少民营、高污染行业企业进入数量,促进投资规模较大、有环保投资能力的新建企业进入市场,从而使得行业集中度上升。在微观层面,现有文献认为中央地方环保督察能够通过创新驱动改善企业绩效,并且这种绩效提升作用在污染密集型企业中更明显(谌仁俊等,2019)。中央地方环保督察整体上通过市场化进程推动制造业企业转型升级,该制度与良好的市场环境之间具有一定相关性(赵海峰等,2022)。除此之外,部分学者还围绕企业全要素生产率、机构投资者持股以及企业纳税等方面进行分析,发现中央地方环保督察有助于提高企业全要素生产率(Wang等,2021),增加机构投资者持股比例(Li等,2023)、加强企业的纳税遵从(魏福成等,2023)。
已有研究充分肯定了中央地方环保督察对企业环境和经济效益方面的重要作用,但对于中央企业环保督察的治理效果缺乏必要讨论。同时,目前文献研究中央环保督察制度的治理溢出效应,集中于从宏观视角考察中央环保督察对空间关联地区环境污染的影响,而对微观企业环保督察的治理溢出效应尚未由学者进行研究。因此,本文尝试从新的视角考察中央环保督察制度的治理成效,不仅能够弥补现有研究空白,也为中央环保督察制度的制定与完善提供新的参考依据。
三、理论分析与研究假设(一)中央企业环保督察的市场反应
在我国股票市场中,投资者会根据市场上有价值的信息作出相应买卖决策,进而影响股票价格发生波动。因此,中央企业环保督察的市场反应不仅仅是投资者对企业行为的反映,也是市场对风险评估的集中体现。基于信号理论,企业的行为和政策能够向投资者传递信息,而中央企业环保督察作为一种政策干预,将对企业的市场表现产生影响。
一方面,中央企业环保督察加强了对企业环境合规行为的监管力度,企业为满足环境整改目标,需要付出高昂的环境治理成本,使自身面临较大资金压力。投资者为规避风险会减少对违规企业的投资行为,最终导致企业股票价格下跌。由于股权关系的存在,当某一央企环境治理存在问题被通报时,“上梁不正下梁歪”的心理效应会诱导投资者默认其控股上市公司也可能存在较大的环境问题,从而影响投资者信心,对负面环境信息作出相应的市场反应。同时,违规行为造成的法律合规风险和负面舆论均会影响控股上市公司的股票价格。另一方面,在母子公司研究的大量文献中,当母公司拥有较高声誉时,会为子公司带来更多社会资源和资金支持,子公司对母公司存在较强的资源依赖关系(Lamin,2013)。央企集团一旦被查出存在环境问题,那么各种优惠政策或补贴待遇会因声誉问题受到减损,其控股上市公司也会因与母公司存在资源依赖关系受到负面影响,最终影响企业的股票价格。基于此,本文提出第一个假设。
H1:在进驻公告日附近,被督察组进驻的央企上市公司存在显著负向市场反应。
(二)中央企业环保督察对企业环境绩效的影响
中央企业环保督察的实施对企业的环境绩效提升起到积极推动作用,特别是在环保合规性方面。基于制度理论,企业的行为往往受到外部制度环境的影响,中央企业环保督察作为一种外部环境制度,能够激励企业提高环境绩效。
一方面,中央环保督察制度的法治化和常态化提高了企业环保的主动性,企业为满足环境整改目标,必将积极履行环境治理的社会责任,将绿色低碳发展作为经营管理的一项重要举措,通过加大环保投入、改进治污技术、降低能源消耗等方式优化产品服务,向公众展示企业对环境负责的态度,增强社会对企业的信任,从而改进企业的环境绩效。另一方面,中央企业在推动经济社会发展,落实国家重大战略中要发挥主力军作用。在环境整改过程中,国有企业通常比民营企业对环保约谈的反馈更加积极(沈洪涛和周艳坤,2017)。因此,当央企集团自身被环境规制后,会推动下属企业积极响应国家号召,率先完成相关环保问题整改和绿色转型,成为环境治理领域的标杆企业。基于此,本文提出第二个假设。
H2:中央企业环保督察将显著提高央企上市公司的环境绩效。
(三)中央企业环保督察对企业经济绩效的影响
中央企业环保督察不仅关注企业的环境表现,也对其经济绩效产生深远影响。基于资源基础理论,企业通过优化资源配置和管理,能够在环境合规的同时实现经济效益的提升。
一方面,与以往常规的环境规制政策不同,中央环保督察制度的独特之处在于督察组被赋予极高的权威,有权对违规企业的环境污染行为实行明码标价,征收罚款,企业无法对自身的环境问题进行模糊或隐瞒。在生态环境部提出“以督察促发展”、严控“两高”项目盲目上马和去产能“回头看”的进一步要求下
H3:中央企业环保督察将显著提高央企上市公司的经济绩效。
四、进驻公告日附近的市场反应(一)样本选取
督察组自2019—2021年共对6家中央企业开展环保督察工作,6家中央企业共控股36家上市公司,表3列示了中央企业及其所对应上市公司的具体分布。本文以36家央企上市公司为研究对象,考察进驻公告日附近的市场反应。
| 央企名称 | 进驻公告发布时间 | 上市公司数量 |
| 中国五矿集团有限公司 | 2019.07.10 | 6 |
| 中国化工集团有限公司 | 2019.07.13 | 7 |
| 中国建材集团有限公司 | 2020.08.31 | 12 |
| 中国铝业集团有限公司 | 2020.08.31 | 6 |
| 中国黄金集团有限公司 | 2021.08.26 | 3 |
| 中国有色矿业集团有限公司 | 2021.08.26 | 2 |
(二)市场反应的度量
考虑到政府部门发布公告、出台政策的时间通常为下午下班时间(李小波和吴溪,2013),并且部分进驻公告的发布日期为周五或周末。因此,本文以进驻公告日后的首个交易日作为事件日(T=0),选取[−1,1]、[−2,2]、[−3,3]作为事件窗口,选取[−200,−20]作为估计窗口,采用风险调整超额收益率法计算央企上市公司在进驻公告日附近的平均超额收益率(AR)和累计超额收益率(CAR)。
(三)市场反应的检验结果与分析
表4报告了进驻公告日附近的市场反应,Panel A为平均超额收益率(AR),Panel B为平均累计超额收益(CAR)。可以看出,AR和CAR的均值和中位数在事件窗口内大多为负,多数企业的AR和CAR小于0,事件日当天和第二天有较为强烈的负市场反应
| Panel A 平均超额收益率(AR) | |||||
| 事件窗口 | 均值 | 中位数 | 负值比例 | T | Z |
| −3 | − | − | 63.89% | −0.702 | −1.634 |
| −2 | − | − | 52.78% | −0.340 | 0.079 |
| −1 | − | 47.22% | −0.447 | 0.613 | |
| 0 | − | − | 72.22% | −2.807*** | −2.796*** |
| 1 | − | − | 69.44% | −3.127*** | −2.891*** |
| 2 | 50% | 0.060 | 0.440 | ||
| 3 | − | − | 55.56% | −0.795 | −1.194 |
| Panel B 平均累计超额收益率(CAR) | |||||
| 事件窗口 | 均值 | 中位数 | 负值比例 | T | Z |
| [−1,1] | − | − | 75% | −1.649 | −2.372** |
| [−2,2] | − | − | 63.89% | −1.231 | −1.430 |
| [−3,3] | − | − | 69.44% | −1.538 | −2.435** |
| 注:***、**、*表示在1%、5%、10%的水平上显著(双尾),下同。 | |||||
|
| 图 1 进驻公告日附近平均累计超额收益率(CAR)走势 |
(四)异质性分析
1.高污染高能耗行业
与非污染企业相比,中央环保督察通常对于高污染高能耗企业执行更严苛的环境监管和执法活动,企业为满足环境监管规定,需要付出额外高昂的环境治理成本,这些用于污染治理的非生产性活动支出会占挤企业在扩大生产方面的潜在投资,最终削弱企业的竞争优势和地位。因此,公众和投资者对高污染高能耗企业的环境保护提出较高要求。表5为区分行业类型的异质性分析结果
| Panel A 高污染高能耗行业(CAR) | |||||
| 事件窗口 | 均值 | 中位数 | 负值比例 | T | Z |
| [−1,1] | − | − | 80% | −2.671** | −2.315** |
| [−2,2] | − | − | 65% | −1.355 | −1.531 |
| [−3,3] | − | − | 80% | −3.026*** | −2.763*** |
| Panel B 低污染低能耗行业(CAR) | |||||
| 事件窗口 | 均值 | 中位数 | 负值比例 | T | Z |
| [−1,1] | − | − | 68.75% | −0.855 | −0.931 |
| [−2,2] | − | − | 62.5% | −0.742 | −0.517 |
| [−3,3] | − | − | 56.25% | −0.708 | −0.517 |
2.环境管理体系认证
环境管理体系认证的引入能够通过治理效应和信号效应增强企业在环保督察过程中的市场信誉,降低投资者的不确定性。首先,治理效应方面,环境管理体系认证为企业构建一套系统、科学的环境管理框架,企业严格按照认证标准的要求对生产运营过程的各个环节进行优化,有助于增强自身抵御风险的能力。其次,信息效应方面,环境管理体系认证是企业向市场传递积极环境信号的重要载体,企业能够以该认证为依托帮助投资者了解企业的环境战略和价值创造能力,从而提升企业在资本市场的形象和估值。因此,本文预期当企业存在负面环境信息时,通过环境管理体系认证的企业能凭借自身优势消除负面的市场反应。参考杨冕等(2022),根据企业是否通过ISO
| Panel A 未通过环境管理体系认证(CAR) | |||||
| 事件窗口 | 均值 | 中位数 | 负值比例 | T | Z |
| [−1,1] | − | − | 80% | −1.866* | −2.643*** |
| [−2,2] | − | − | 66.67% | −1.611 | −1.985** |
| [−3,3] | − | − | 73.33% | −2.047** | −3.013*** |
| Panel B 通过环境管理体系认证(CAR) | |||||
| 事件窗口 | 均值 | 中位数 | 负值比例 | T | Z |
| [−1,1] | − | 50% | 0.755 | 0.105 | |
| [−2,2] | 50% | 1.194 | 0.734 | ||
| [−3,3] | 50% | 1.056 | 0.734 | ||
(一)研究设计
1.样本选取与数据来源
在证实我国股票市场对中央企业环保督察存在负向市场反应后,本文进一步考察中央企业环保督察的治理成效,即督查组进驻央企后,其控股上市公司的环境绩效和经济绩效如何变化。本文选取2018—2022年A股央企上市公司作为研究对象。为保证回归结果的准确性,对初始样本数据进行如下筛选处理:(1)剔除金融行业数据;(2)剔除ST、ST*等被特殊处理的样本;(3)剔除所有变量缺失的数据;(4)对所有的连续性变量进行上下1%水平的缩尾(Winsorize)处理;经过处理,最终得到
2.模型设计与变量定义
为验证假设2和假设3,本文构建回归模型(1)。
| $ Y_{{it}} = \alpha_0 + \alpha_1TREATPOSTi{{t}} + CONTROLS + F{{i}}rm + Quarter + \varepsilon_{it} $ | (1) |
关于被解释变量,本文从环境绩效和经济绩效两大维度进行研究。首先,环境绩效方面,ESG成为企业传递绿色发展信号的重要途径(黄珺等,2023),ESG评分中“E”指标评分,主要从企业环境管理、能源与气候变化、水资源、原材料与废弃物等九个维度进行综合打分,能够较为全面衡量企业环境管理实践情况。因此,本文使用万得数据库(WIND)中的环境维度评分衡量环境绩效。其次,经济绩效方面,国资委于2010年开始在中央企业推行EVA绩效考核办法,与传统的绩效考核指标相比,EVA绩效考核办法能够避免企业利润的高估,准确衡量企业经济价值的变化(Stern等,1995)。同时,现有文献对经济绩效的衡量普遍采用常规绩效指标净资产收益率、总资产收益率。因此,本文使用净资产EVA收益率(EVAOE)和净资产收益率(ROE)作为经济绩效的衡量指标。
关于中央企业环保督察。中央企业被环保督察当季及以后季度取值为1,否则取0。以中国五矿集团有限公司为例,督查组于2019年7月10日进驻五矿集团开展环保督察工作,则其控股上市公司在2019年9月及以后季度取值为1,其他情况取值为0。
关于控制变量。参考沈洪涛和周艳坤(2017)、于芝麦(2021),设置如下控制变量:公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、营业收入增长率(GROWTH)、企业年龄(LISTAGE)、托宾Q值(TOBINQ)、现金持有量(CASH)、资本密集度(CAPITAL)、管理费用率(MF)、机构投资者持股比例(INS)、第一大股东持股比率(TOP_1)、独立董事占比(RID)、两权分离率(SEPER)、前三名高管薪酬总额(PAY_3)、董事监事规模(ASIZE)、内部控制有效性(EFF)、中央地方环保督察(PROV),并在此基础上控制公司、季度固定效应。变量详细定义如表7所示。
| 变量类型 | 变量名称 | 符号 | 变量定义 |
| 被解释变量 | 环境绩效 | ENV | “E”指标评分 |
| 经济绩效 | EVAOE | EVA/季度平均净资产 | |
| ROE | 季度末净利润/本季度股东权益平均余额 | ||
| 解释变量 | 中央企业环保督察 | TREATPOST | 中央企业环保督察当季及以后季度取值为1,否则取0 |
| 控制变量 | 公司规模 | SIZE | 季度末总资产的自然对数 |
| 资产负债率 | LEV | 季度末负债总额/季度末资产总额 | |
| 营业收入增长率 | GROWTH | 本季度营业收入增长额/上季度营业收入 | |
| 企业年龄 | LISTAGE | 企业上市年龄的自然对数 | |
| 托宾Q值 | TOBINQ | 季度末市值+季度末负债总额 | |
| 现金持有量 | CASH | 季度末现金及现金等价物净额/季度末总资产 | |
| 资本密集度 | CAPTITAL | 季度末固定资产净额/季度末总资产 | |
| 管理费用率 | MF | 本季度管理费用/本季度营业收入 | |
| 机构投资者持股比例 | INS | 机构投资者本季度持有股数占比 | |
| 第一大股东持股比率 | TOP_1 | 第一大股东持有股数占比 | |
| 独立董事占比 | RID | 独立董事数量/董事会总人数 | |
| 两权分离率 | SEPER | 实际控制人控制权-实际控制人所有权 | |
| 高管薪酬 | PAY_3 | 前三名高管薪酬总额的自然对数 | |
| 董事监事规模 | ASIZE | 董事会和监事会人数的自然对数 | |
| 内部控制有效性 | EFF | 内部控制是否有效 | |
| 中央地方环保督察 | PROV | 中央地方环保督察当季及以后季度取值为1,否则取0 |
(二)实证结果分析
1.描述性统计
表8报告了变量的统计特征。由表8可知,在样本期内“E”指标评分(ENV)均值为2.189,中位数为1.670,最小值为0,最大值为10,企业环境绩效差距较大。净资产EVA收益率(EVAOE)的均值和中位数接近于0,说明在考虑股权和债务资本成本之后,样本企业的盈利情况正负各半;若使用净资产收益率(ROE)衡量经济绩效,均值为0.038,中位数为0.031,最小值为−0.354,最大值为0.289,盈利的样本企业要多于亏损的样本企业,企业经济绩效差距较大。中央企业环保督察(TREATPOST)均值为0.023,说明有2.3%的央企上市公司受中央企业环保督察的影响。
| 变量 | 观测值 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 |
| ENV | 2.189 | 2.109 | 0 | 1.670 | 10 | |
| EVAOE | −0.002 | 0.034 | −0.245 | −0.002 | 0.125 | |
| ROE | 0.038 | 0.060 | −0.354 | 0.031 | 0.289 | |
| TREATPOST | 0.023 | 0.149 | 0 | 0 | 1 | |
| SIZE | 23.51 | 1.713 | 20.36 | 23.39 | 28.26 | |
| LEV | 0.492 | 0.196 | 0.066 | 0.499 | 0.900 | |
| GROWTH | 0.166 | 0.681 | −0.896 | 0.044 | 4.763 | |
| LISTAGE | 3.097 | 0.381 | 1.609 | 3.219 | 3.526 | |
| TOBINQ | 1.752 | 1.091 | 0.794 | 1.356 | 8.595 | |
| CASH | 0.136 | 0.101 | 0.009 | 0.110 | 0.550 | |
| CAPTITAL | 6.098 | 7.595 | 0.458 | 3.512 | 59.16 | |
| MF | 0.061 | 0.049 | 0.005 | 0.049 | 0.404 | |
| INS | 0.088 | 0.122 | 0 | 0.044 | 0.671 | |
| TOP_1 | 0.395 | 0.139 | 0.122 | 0.395 | 0.797 | |
| RID | 0.381 | 0.068 | 0.300 | 0.364 | 0.667 | |
| SEPER | 0.054 | 0.082 | 0 | 0 | 0.360 | |
| PAY_3 | 14.89 | 0.569 | 13.46 | 14.84 | 16.90 | |
| ASIZE | 2.626 | 0.166 | 2.197 | 2.565 | 3.135 | |
| EFF | 0.388 | 0.487 | 0 | 0 | 1 | |
| PROV | 0.526 | 0.499 | 0 | 1 | 1 |
2.基准回归分析
表9报告了模型(1)的回归结果。列(1)(2)为环境绩效检验结果;列(3)至列(6)为经济绩效检验结果,列(1)(3)(5)仅加入公司、季度固定效应;列(2)(4)(6)进一步纳入所有控制变量。由列(1)(2)可知,TREATPOST回归系数显著为正,说明中央企业环保督察有助于改善央企上市公司的环境绩效。就经济意义而言,以列(2)为例,TREATPOST回归系数为0.665,说明央企被环保督察后,其控股上市公司的环境绩效提升0.665,相对于样本期间均值2.189而言,大约提升30.38%(0.665/2.189×100%),ENV从2.189分提升到2.854分,平均提升0.665分。由列(3)至列(6)可知,TREATPOST回归系数显著为正,说明中央企业环保督察有助于改善央企上市公司的经济绩效。就经济意义而言,以列(4)为例,TREATPOST回归系数为0.016,说明央企被环保督察后,其控股上市公司的经济绩效提升0.016,相对于样本期间均值−0.002而言,EVAOE从−0.2%提升到1.4%,平均提升1.6%。中央企业环保督察使央企上市公司净资产EVA收益率由负变为正,在扣除所有资本成本后仍能创造价值,为股东创造额外的经济利润。综合以上分析,中央企业环保督察有助于改善企业环境绩效和经济绩效,对于推动企业绿色高质量发展,实现环境效益与经济效益双赢具有重大意义。假设2和假设3得到验证。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
| 环境绩效 | 经济绩效 | |||||
| ENV | ENV | EVAOE | EVAOE | ROE | ROE | |
| TREATPOST | 0.688** | 0.665* | 0.019*** | 0.016*** | 0.036*** | 0.029*** |
| (2.04) | (1.94) | (5.29) | (5.15) | (4.21) | (3.92) | |
| Control | NO | YES | NO | YES | NO | YES |
| 常数项 | 1.757*** | −18.870*** | 0.001 | −0.372*** | 0.018*** | −1.098*** |
| (22.55) | (−3.15) | (0.66) | (−2.86) | (5.83) | (−4.86) | |
| 观测值 | ||||||
| Firm | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| Quarter | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| Adj R2 | 0.041 | 0.064 | 0.029 | 0.207 | 0.168 | 0.272 |
| 注:***、**、*表示在1%、5%、10%的水平上显著,并在公司层面聚类(cluster)调整,下同。 | ||||||
3.稳健性检验
(1)堆叠双重差分法(Stacked DID)。为应对多时点双重差分模型估计偏误问题,本文使用堆叠双重差分法进行检验。回归结果显示,TREATPOST回归系数与基准回归结果基本一致,说明多时点双重差分模型的固有局限在本文研究设计中并不严重,研究结论可信。
(2)平行趋势检验。为检验多时点双重差分模型是否满足平行趋势假设,本文将样本期划分为14个时期(以季度为单位),将中央企业环保督察的前1季度作为基准期,TREATPOST被划分为13个时序哑变量,在其他变量保持不变的情况下重新回归。结果满足平行趋势假设。
(3)安慰剂检验。为确保中央企业环保督察的显著治理效果并不是由于其他随机因素所致,本文采取随机生成实验组和随机生成政策时间的方法进行安慰剂检验。具体而言,在样本企业中随机抽取36家企业作为“伪实验组”,并为“伪实验组”赋予一个随机政策时间,对模型(1)重新进行回归,重复上述操作
(4)调整变量测度。为避免回归结果由于核心变量的选择存在主观性所致,本文调整被解释变量的测度。首先,改变环境绩效测度。将环境绩效指标替换为ESG指标评分(ESG)和内容分析法下的环境绩效综合得分(EPI)
(5)前置被解释变量。考虑到中央企业环保督察对企业绩效的影响可能存在一定滞后性问题,本文将所有被解释变量前置一期重新回归。回归结果显示,TREATPOST的回归系数依旧显著为正,事实证明,中央企业环保督察确实有助于改善企业环境绩效和经济绩效。
(6)倾向得分匹配法(PSM)。为缓解被督察企业与未被督察企业之间可能存在的固有差异对研究结论所造成的内生性干扰,本文使用倾向得分匹配法进行检验。具体而言,将模型(1)中的控制变量作为匹配变量,采用1:1最近邻匹配(卡尺=0.01)的方法匹配样本
4.异质性分析
(1)基于央企集团控制权
当央企集团对上市公司拥有较大控制权时,意味着其在决策机制和资源调配方面具有更强的主导权(Chen等,2015)。央企集团对上市公司的强控制能够更高效地将环保政策和要求贯彻落实到子公司层面,在集团统一指挥下,加大环保投入力度,改进生产工艺以降低污染排放,提高资源利用效率。基于此,本文预期当央企集团对上市公司拥有更大控制权时,中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效作用更明显。
关于央企集团控制权。本文以50%为界定标准,具体而言,当央企集团拥有上市公司50%及以上控制权时,将上市公司定义为强控制上市公司(POWER1),否则将上市公司定义为弱控制上市公司(POWER2)。表10的列(1)至列(3)报告了异质性分析结果,列(1)为环境绩效检验结果,列(2)(3)为经济绩效检验结果。与POWER2的回归系数相比,POWER1的回归系数值更大,且通过组间系数差异检验,说明当央企集团对上市公司拥有更大控制权时,中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效作用更明显。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | (9) | |
| 央企集团控制权 | 高管纵向兼任 | 国企改革“双百行动” | |||||||
| 环境绩效 | 经济绩效 | 环境绩效 | 经济绩效 | 环境绩效 | 经济绩效 | ||||
| ENV | EVAOE | ROE | ENV | EVAOE | ROE | ENV | EVAOE | ROE | |
| POWER1 | 1.429*** | 0.024*** | 0.051*** | ||||||
| (3.51) | (4.73) | (5.23) | |||||||
| POWER2 | 0.470 | 0.014*** | 0.024*** | ||||||
| (1.18) | (4.14) | (2.84) | |||||||
| GROUP× TREATPOST |
0.032*** | 0.060*** | 0.684* | 1.479** | 0.008* | 0.030*** | |||
| (6.50) | (6.63) | (1.81) | (2.05) | (1.65) | (3.01) | ||||
| GROUP | −0.003 | −0.013 | −0.220 | 0.024 | 0.000 | 0.001 | |||
| (−0.66) | (−1.48) | (−0.76) | (0.10) | (0.03) | (0.19) | ||||
| TREATPOST | −0.015*** | −0.029*** | −0.006 | −0.082 | 0.010** | 0.010 | |||
| (−3.25) | (−3.23) | (−0.02) | (−0.14) | (2.03) | (0.80) | ||||
| Control | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| 常数项 | −18.488*** | −0.369*** | −1.088*** | −0.371*** | −1.095*** | −18.822*** | −18.059*** | −0.415*** | −1.150*** |
| (−3.08) | (−2.84) | (−4.84) | (−2.86) | (−4.90) | (−3.13) | (−2.95) | (−2.90) | (−4.97) | |
| diff | |||||||||
| 观测值 | |||||||||
| Firm | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| Quarter | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
| Adj R2 | 0.065 | 0.207 | 0.272 | 0.207 | 0.273 | 0.064 | 0.066 | 0.206 | 0.272 |
(2)基于高管纵向兼任
一方面,高管纵向兼任能够在央企集团和上市公司之间建立更为紧密的沟通渠道,将集团层面的政策和要求有效传达至上市公司(潘红波和韩芳芳,2016)。同时,由于兼任关系存在,央企集团能够增强对上市公司的战略管控,确保上市公司的发展方向与集团整体战略保持一致,在环境保护与经济发展之间找到平衡,实现企业可持续发展。另一方面,高管纵向兼任有助于实现资源的优化配置和协同效应。集团高管可以统筹协调集团内部资源,便于上市公司获取集团公司的资源支持和技术指导。基于此,本文预期,当上市公司高管纵向兼任时,中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效作用更明显。
关于高管纵向兼任。当上市公司董事或高管同时在央企集团担任高管职务时,视为高管纵向兼任,取值为1,否则取0。表10的列(4)至列(6)报告了异质性分析结果,列(4)为环境绩效检验结果,列(5)(6)为经济绩效检验结果。GROUP×TREATPOST交乘项系数均显著为正,说明当上市公司高管纵向兼任时,中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效作用更明显。
(3)基于国企改革“双百行动”
2018年3月国资委发布《关于开展“国企改革双百行动”企业遴选工作的通知》,其目的在于深入推进国有企业综合性改革,成为治理结构科学完善、经营机制灵活高效、党领导坚强有力、创新力和市场竞争力显著提升的国企改革尖兵。一方面,进入国企改革“双百行动”名单的上市公司,往往在治理结构、管理模式方面具有更大的灵活性和创新性,面对中央企业环保督察时能够迅速响应政策要求,积极调整经营策略,借助改革带来的新机制高效整合资源,推动绿色发展。另一方面,国资委严把“双百企业”准入门槛和改革质量,定期会对“双百企业”在改革突破、经营业绩、创新发展、社会责任等方面进行考核评估,上市公司在改革业绩考核和环保督察的双重压力下,聚焦环境改革关键领域,将资源合理分配到环保技术和应用方面,实现环境绩效和经济绩效的双提升。基于此,本文预期当上市公司属于“双百企业”时,中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效作用更明显。
关于“双百企业”。若上市公司当年位于双百企业名单中,取值为1,否则取0。表10的列(7)至列(9)报告了异质性分析结果,列(7)为环境绩效检验结果,列(8)(9)为经济绩效检验结果。GROUP×TREATPOST交乘项系数均显著为正,说明当上市公司属于“双百企业”时,中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效作用更明显。
5.机制检验
本文进一步考察中央企业环保督察改善企业环境绩效和经济绩效的作用机制。基于前述分析,严苛的环境监管和国有企业的特殊性质有助于提高企业环境整改的主动性,从而激励企业以增加环保投入的方式提高企业环境绩效。因此,本文预期中央企业环保督察可以通过加大环保投入力度的方式提高企业环境绩效。参考张琦等(2019),使用以营业收入进行标准化处理的管理费用明细表中与环境保护相关的费用(如绿化费、资源补偿费等)作为企业环保投入的代理变量(INPUT)。Mariadoss等(2014)认为企业人力、财力、物力的有效配置有助于提高内部资源使用效率,提高企业经济绩效。因此,本文预期中央企业环保督察通过提高企业资源利用率的方式提高企业经济绩效。参考沈坤荣等(2024),使用总资产周转率作为企业资源利用率的代理变量(TURN)。为了检验上述预期,本文构建模型(2):
| $ T{{U}}RN/INPUT_{{it}} = \beta_0 + \beta_1TREATPOST_{{it}} + CONTROLS + F{{irm}} + Quarter + \varepsilon_{it} $ | (2) |
表11报告了机制检验结果。列(1)为环境绩效作用机制的检验结果,列(2)为经济绩效作用机制检验结果。TREATPOST回归系数均显著为正,这一结果不仅具有高度的统计显著性,更在实践层面验证了中央企业环保督察的积极效应。
| (1) | (2) | |
| 环保投入 | 资源配置效率 | |
| INPUT | TURN | |
| TREATPOST | 0.094** | 0.160** |
| (2.29) | (2.36) | |
| Control | YES | YES |
| 常数项 | 5.181*** | −1.734 |
| (2.62) | (−1.23) | |
| 观测值 | ||
| Firm | YES | YES |
| Quarter | YES | YES |
| Adj R2 | 0.451 | 0.647 |
6.行业溢出效应检验
前文证实中央企业环保督察能够显著改善企业的环境绩效和经济绩效,那么这种正向治理效果是否会发生在同行业非督察企业,仍值得进一步研究。考虑到督察组分别在第一批、第二批和第四批督察中进驻中央企业,为避免回归结果受进驻省份的影响,本文将样本限制在第五批、第六批环保督察的省份
| $ Y_{{it}} = \alpha_0 + \alpha_1TREATPOST\_{\mathit{1}}_{{it}} + CONTROLS + F{{irm}} + Quarter + \varepsilon_{it} $ | (3) |
经济绩效检验结果显示
在中央环保督察制度保驾护航下,我国解决了一大批长期未决的生态环境问题,为建设“美丽中国”,实现经济高质量发展提供有力制度保障。现有针对中央环保督察制度的研究主要从督察压力下地方治理视角考察中央环保督察的治理成效问题,而对于中央企业环保督察的治理效果缺乏必要讨论。本文考察中央企业环保督察对我国股票市场的潜在影响,进一步选取2018—2022年A股央企上市公司为研究对象,从环境绩效和经济绩效视角评估中央企业环保督察的政策效应。研究发现,第一,当央企被环保督察后,其控股上市公司的股票市场存在显著负市场反应,并且这种负市场反应在高污染高能耗企业以及未通过环境认证企业中更为明显。第二,中央企业环保督察存在显著的治理效果,该政策的实施有助于改善企业的环境绩效和经济绩效,这一积极作用主要体现在央企集团控制权力较大、高管纵向兼任以及属于“双百企业”的央企上市公司中。第三,机制分析表明,中央企业环保督察分别通过加大环保投入力度和提高资源利用率的方式改善企业环境绩效和经济绩效。第四,中央企业环保督察存在显著的治理溢出效应,不仅有助于改善央企上市公司的环境绩效和经济绩效,对于同行业非督察企业也能够产生一定的示范效应。
本文的政策建议如下。(1)政府要进一步促进“督政”与“督企”工作齐头并进。督察组应继续保持对单户中央企业的督察工作,制定央企领导生态环境损害责任终身制,使下属企业在地方政府和央企集团双重问责下解决自身存在的生态环境问题。政府应该引导企业绿色创新与转型,进一步通过环保补贴、税收优惠以及提供技术支持等方式为企业开展绿色创新活动创造条件。(2)上市公司需要进一步优化产业结构,从源头上规避由于被环保督察及处罚造成的负面市场反应及低效,以环境规制为契机升级技术和设备,进一步提高企业核心竞争力。
| [1] | 黄珺, 汪玉荷, 韩菲菲, 等. ESG信息披露: 内涵辨析、评价方法与作用机制[J]. 外国经济与管理, 2023, 45(6): 3–18. |
| [2] | 贾智杰, 林伯强, 温师燕. 碳排放权交易试点与全要素生产率——兼论波特假说、技术溢出与污染天堂[J]. 经济学动态, 2023(3): 66–86. |
| [3] | 姜雅婷, 杜焱强. 中央生态环保督察如何生成地方生态环境治理成效?——基于岱海湖治理的长时段过程追踪[J]. 管理世界, 2023, 39(11): 133–151. |
| [4] | 雷星晖, 张金涛, 苏涛永, 等. 生态问责、媒体报道与企业绿色工艺创新——基于中央环保督察的准自然实验研究[J]. 外国经济与管理, 2022, 44(4): 51–64. |
| [5] | 刘金科, 肖翊阳. 中国环境保护税与绿色创新: 杠杆效应还是挤出效应?[J]. 经济研究, 2022, 57(1): 72–88. |
| [6] | 潘红波, 韩芳芳. 纵向兼任高管、产权性质与会计信息质量[J]. 会计研究, 2016(7): 19–26. |
| [7] | 沈洪涛, 周艳坤. 环境执法监督与企业环境绩效: 来自环保约谈的准自然实验证据[J]. 南开管理评论, 2017, 20(6): 73–82. |
| [8] | 沈坤荣, 乔刚, 林剑威. 智能制造政策与中国企业高质量发展[J]. 数量经济技术经济研究, 2024, 41(2): 5–25. |
| [9] | 杨冕, 王恩泽, 叶初升. 环境管理体系认证与中国制造业企业出口“增量提质”[J]. 中国工业经济, 2022(6): 155–173. |
| [10] | 于芝麦. 环保约谈、政府环保补助与企业绿色创新[J]. 外国经济与管理, 2021, 43(7): 22–37. |
| [11] | 张琦, 郑瑶, 孔东民. 地区环境治理压力、高管经历与企业环保投资——一项基于《环境空气质量标准(2012)》的准自然实验[J]. 经济研究, 2019, 54(6): 183–198. |
| [12] | Cheng Z H, Yu X J. Can central environmental protection inspection induce corporate green technology innovation?[J]. Journal of Cleaner Production, 2023, 387: 135902. |
| [13] | Li Q, Chen Y, Wan M F. The impact of central environmental inspection on institutional ownership: Evidence from Chinese listed firms[J]. Pacific-Basin Finance Journal, 2023, 77: 101934. |
| [14] | Qian X S, Ding H, Ding Z F. Governmental inspection and firm environmental protection expenditure: Evidence from China[J]. Economic Modelling, 2023, 123: 106284. |
| [15] | Wang H S, Yang G Q, Ouyang X, et al. Does central environmental inspection improves enterprise total factor productivity? The mediating effect of management efficiency and technological innovation[J]. Environmental Science and Pollution Research, 2021, 28(17): 21950–21963. |