中央環(huán)保督察對企業(yè)社會責任的影響研究
——來自中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

曾 嘉

(1.井岡山大學 商學院，江西 吉安 343009；2．江西財經(jīng)大學 會計學院，江西 南昌 330013)

一、引言

近年來，環(huán)境問題的頻發(fā)越來越引起人們的重視，其實，從茹毛飲血的原始社會跨入文明社會的那一刻起，人類就一直重視保護自己賴以生存的生態(tài)環(huán)境，這在古人思想中可見一斑。如《荀子·天論》中所論：“天行有常，不為堯存，不為桀亡。應之以治則吉，應之以亂則兇?！边@其實就是“師法自然”的哲學思想。近些年，中國雖出臺了不少環(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)保意識淡薄，并未盡其心力，加之企業(yè)的本質屬性——趨利性，使其在收益和成本之間不斷權衡，而未考慮到企業(yè)高質量的可持續(xù)發(fā)展與其承擔社會責任之間的莫大關系。其次，地方政府作為環(huán)境規(guī)制的監(jiān)督主體，在環(huán)境博弈的過程中易受限于地方政府復雜的施政目標，使得環(huán)境規(guī)制難以取得良好效果(秋風，2010)[1]。當面對地方政府頻頻“失靈”的困境時，環(huán)境規(guī)制體系開始尋求變革，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”轉為“督政”，倒逼黨政落實環(huán)保責任，無論是在環(huán)境治理方面(涂正革等，2018)[2]，還是在企業(yè)績效提升上(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最嚴苛的環(huán)境制度，對整個社會乃至微觀企業(yè)的影響勢必是深遠的。這一制度是否會提高企業(yè)環(huán)保意識，從而提升企業(yè)整體的社會責任水平？目前，鮮有文獻對此進行研究。為此，本文以第一輪覆蓋期兩年的專項督察活動為對象，采用雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)探索中央環(huán)保督察對上市公司社會責任的影響。

二、理論分析與研究假設

隨著中國經(jīng)濟快速發(fā)展，公眾和中央政府對地方政府的環(huán)保工作提出了更高的要求。但目前中國環(huán)境治理屬于雙重領導，即橫向上地方環(huán)保部門的晉升流動和經(jīng)費劃撥等歸屬地方政府管轄，縱向上接受上級環(huán)保部門的領導[4]。在屬地化環(huán)境管理體制下，各級環(huán)保部門主要對本級黨政領導負責，導致中央環(huán)保目標和政策都必須依賴于地方政府[5-6]。因此要治理嚴峻的環(huán)境污染問題，必須敦促地方政府重視環(huán)境保護工作[7]。然而地方領導干部中存在以犧牲環(huán)境為代價換取當?shù)亟?jīng)濟增長的現(xiàn)象[8-9]。為扭轉地方環(huán)境治理失靈困境，2015年7月通過了《環(huán)境保護督察方案(試行)》，以中央政府的名義賦予環(huán)保督察更高權威，將地方黨政的環(huán)保責任作為重點監(jiān)督范圍。具體來看：首先，環(huán)保督察組代表中央高層對地方進行環(huán)保督察，強化了環(huán)境治理的權威性[10]；其次，環(huán)保督察組組長主要由省部級干部擔任，督察結束后，將重大問題上報中央，同時責令地方政府根據(jù)督察方案的相關要求擬定整改方案并報送國務院[10]；此外，組織部門和紀檢、監(jiān)察機關將督察結果作為地方黨政領導干部考核評價、調整任免、懲戒與追究刑事責任的依據(jù)，對地方黨政干部形成了強大的政治壓力[11]?？梢哉f，環(huán)保督察制度能夠扭轉地方政府以環(huán)境為代價追求經(jīng)濟增長的現(xiàn)象，督促地方政府加強環(huán)境治理。因此，一方面地方政府在強大的環(huán)保督察政治壓力下，通過稅收、市場管理和項目限批等措施督促重污染行業(yè)企業(yè)提升環(huán)保意識，加強環(huán)保投入，強化企業(yè)污染治理。另一方面根據(jù)資源依賴理論，企業(yè)之所以承擔社會責任，是為了與政府、投資者、債權人、員工、消費者等利益相關者保持良性關系，獲得良好的社會聲譽，進而增加企業(yè)有價值的資源(Branco和Rodrigues，2008；趙天驕等，2019；韓金紅和姜云燕，2020；肖繼輝等，2020)[12-15]。而由于我國獨特的社會制度特征，以及還未建立起一套商業(yè)和政府分開的機制，政府作為此種特定組織，掌握著更多的關系到企業(yè)生存與發(fā)展的資源處置權(逯東等，2015)[16]，政府資源對企業(yè)的作用不言而喻，具有地方政府政治關聯(lián)的企業(yè)更容易獲取長期穩(wěn)定的政府資源。因此，為了建立和維護政治關聯(lián)這一極具價值的無形資產(chǎn)，降低資源分配的不確定性，企業(yè)會竭盡全力與政府建立和保持良好的關系，這種關系又會作用到企業(yè)經(jīng)濟行為(賈明和張喆，2010；于蔚等，2012；李政毅等，2020；嚴由亮和徐細雄，2021)[17-20]，企業(yè)更多的會選擇配合政府各項政策的施行，以獲得政府的好感，增加企業(yè)有價值的資源和能力?？梢姡匚廴拘袠I(yè)企業(yè)會積極響應地方政府的政策，主動進行環(huán)保投資，以減少地方政府的環(huán)保壓力。短期來看，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[21]。但隨著環(huán)保督察制度的實施，中央政府對地方政府及企業(yè)的環(huán)保監(jiān)督規(guī)范化、長期化，重污染企業(yè)為了長期可持續(xù)發(fā)展，將理性地選擇環(huán)保投資，承擔社會責任。據(jù)此，提出如下假設：

H1：中央環(huán)保督察可以顯著促進企業(yè)社會責任履行水平的提升。

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”轉為“督政”，加之“黨政同責”和“一崗雙責”的嚴格落實，將督察結果與領導干部的考核掛鉤，足以強化對政府的約束力。而政府又掌握著關系到企業(yè)生存與發(fā)展的資源處置權，因此，具有地方政府政治關聯(lián)的企業(yè)更容易獲取長期穩(wěn)定的政府資源。因此，企業(yè)會竭盡全力與政府建立和保持良好的關系來建立和維護政治關聯(lián)這一極具價值的無形資產(chǎn)。另一方面，我國正處于經(jīng)濟轉型升級時期，企業(yè)面臨的風險主要包括政策風險和市場波動風險，政策風險可以通過政治關聯(lián)來規(guī)避，市場波動風險則可以通過加強企業(yè)的內部控制進行防御。企業(yè)在獲取政治關聯(lián)這種外部資源的同時，肯定會付出相應的風險與代價，這時候企業(yè)的內部控制就會發(fā)揮相應的作用，將企業(yè)面臨的風險控制在合理范圍之內(張志平和方紅星，2013)[22]。因此，企業(yè)的政治關聯(lián)能夠提高企業(yè)內部控制有效性(張敏等，2017)[23]。也有學者認為企業(yè)通過政治關聯(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助(李維安和邱艾超，2010)[24]，能夠彌補內部控制建設的成本(錢紅光和吳曉瑩，2018)[25]，進一步強化其內部控制建設的動機，進而提高內部控制質量。此外，從內部控制目標的研究來看，保證財務報告的可靠性是企業(yè)內部控制目標之一，而政治關聯(lián)又會影響到會計信息質量的穩(wěn)健性(杜興強等，2011)[26]，這就決定了政治關聯(lián)在內控建設過程中的功用?？梢姡侮P聯(lián)對企業(yè)的內部控制質量具有促進作用，是內部控制質量的重要影響因素。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聯(lián)的分析邏輯勢必會作用到企業(yè)內部控制質量。同時，內部控制又能夠對企業(yè)社會責任產(chǎn)生影響，內部控制質量越高，企業(yè)社會責任水平越高[27-30]。因此，內部控制在中央環(huán)保督察與企業(yè)社會責任之間形成一種傳導效應，即中央環(huán)保督察在直接影響企業(yè)社會責任的同時，還影響著內部控制，而內部控制又把這種影響傳遞給企業(yè)社會責任，三者之間的相關性很強。因此，本文引入中介變量，來研究內部控制在中央環(huán)保督察影響企業(yè)社會責任過程中所發(fā)揮的傳導作用。

根據(jù)以上分析，本文提出以下假設：

H2：內部控制是中央環(huán)保督察與企業(yè)社會責任的中介變量，在中央環(huán)保督察與企業(yè)社會責任之間發(fā)揮中介傳導效應。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)包括2014—2017年的中國A股上市公司數(shù)據(jù)及中央環(huán)保督察相關數(shù)據(jù)。其中，中央環(huán)保督察相關數(shù)據(jù)來自生態(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于貫徹落實中央環(huán)保督察反饋意見整改情況報告整理得到，企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)來源于潤靈環(huán)球責任評級(RKS)提供的企業(yè)社會責任報告評級數(shù)據(jù)，其他相關財務數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為使數(shù)據(jù)更具代表性，對樣本進行了如下篩選：(1)剔除金融、保險業(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個企業(yè)年度樣本數(shù)據(jù)。為減少異常值的影響，對本研究中涉及的主要連續(xù)變量進行1%和99%水平的Winsorize縮尾處理。處理分析軟件為STATA14. 0。

(二)計量模型

鑒于接受督察與否不受企業(yè)個體選擇的影響，督察具有較強的隨機性，因此，中央環(huán)保督察可以看作是一項準自然實驗。此外，中央環(huán)保督察并非同時對全國31個省份進行全面督察，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間不同，不滿足傳統(tǒng)的雙重差分法對政策實施相同時間點的要求。為識別上市公司社會責任履行水平在中央環(huán)保督察前后的變化，采用多期倍分法應對處理組政策實施時間點不同的問題。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)上市公司兩個組別，污染密集型行業(yè)②的識別參考諶仁俊等(2019)[3]的研究，并將接受重點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。構建基準回歸模型如下：

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

(1)

被解釋變量csr本文采用潤靈環(huán)球責任評級(RKS)提供的企業(yè)社會責任報告評級數(shù)據(jù)。評價總得分越高，表明企業(yè)社會責任履行水平越高。

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，當中央環(huán)保督察組開始對某省份展開督察時，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?？紤]到督察中“黨政同責”的長效機制，以及輿論監(jiān)督與社會監(jiān)督的作用，本文將結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)保督察對上市公司社會責任的作用效果。如果β1顯著為正，表明中央環(huán)保督察對上市公司社會責任履行水平的提升有積極作用；若β1顯著為負，則說明中央環(huán)保督察反而降低了上市公司社會責任的履行水平。

另外，參考企業(yè)社會責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)負債率、營業(yè)收入增長率、董事長和總經(jīng)理兼任情況、股權集中度、獨立董事比例、高管是否持股以及是否由國際四大會計師事務所審計。本文在模型中還控制企業(yè)固定效應和時間固定效應。此外，為區(qū)分中央環(huán)保督察期間與結束后的效應，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 主要變量定義及說明

(三)描述性統(tǒng)計

從表2總樣本描述性統(tǒng)計分析中可以看出，企業(yè)社會責任(csr)平均值為41.1876，最大值和最小值分別為87.9500和15.6521，表明上市公司社會責任水平還是存在較大差異；變量dummy的均值為0.1491，說明樣本數(shù)據(jù)中有14.91%已接受中央環(huán)保督察(包括結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，說明上市公司中當年正在接受中央環(huán)保督察的樣本占9.41%，當年已結束接受中央環(huán)保督察的樣本占5.50%；此外，從控制變量來看，上市公司的總資產(chǎn)自然對數(shù)(lnsize)平均值為23.2100，資產(chǎn)負債率(lev)平均為0.4876，最高達到1.3518，最低為0.0091，說明不同企業(yè)風險水平懸殊，營業(yè)收入增長率(growth)平均為0.1490，總體上，上市公司在規(guī)模、風險水平、發(fā)展能力等方面都存在明顯的差異；另外，僅有3.28%的上市公司當年聘請了“國際四大”會計師事務所審計(auditor)；管理層機制方面，董事長和總經(jīng)理兼任(tdu)占比為20.41% ，股權集中度(shrcr)平均值為58.35%，獨立董事比例(indep)平均為37.54% ，樣本中68.03% 的高管持股(msh)，與社會普遍認知相似。

表2 總體描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)中央環(huán)保督察與上市公司社會責任的回歸分析

1.基準回歸分析

本文根據(jù)模型(1)的多期倍分法，首先給出中央環(huán)保督察對上市公司社會責任的整體效應結果如表3所示。其中，第(1)列結果顯示，在控制企業(yè)固定效應和時間固定效應、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)列結果顯示，在進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)，說明中央環(huán)保督察存在對企業(yè)社會責任的促進作用；從第(3)列可以看出，在控制企業(yè)固定效應和時間固定效應、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)列結果顯示，在進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)，說明在督察結束后上市公司社會責任履行水平展現(xiàn)出更強的改善效應，企業(yè)承擔社會責任的主動性更高，這可能由于企業(yè)具有的累積學習效應[32]，使政策表現(xiàn)出積極的滯后效應。因此，無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施地區(qū)污染密集型行業(yè)上市公司社會責任履行水平的結論。

表3 中央環(huán)保督察與上市公司社會責任的回歸結果

在控制變量中，lnsize的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大社會責任水平越高；lev的系數(shù)顯著為負，說明資產(chǎn)負債率高的企業(yè)更傾向于減少社會責任投入，可能是因為負債較高的企業(yè)容易出現(xiàn)債權人限制資金用途的現(xiàn)象，加上企業(yè)面臨著負債所帶來的盈利壓力，增加社會責任投入將減少企業(yè)當期利潤，使得企業(yè)經(jīng)營者不太愿意承擔社會責任；tdu的系數(shù)顯著為負，表明存在董事長兼任總經(jīng)理的企業(yè)，社會責任履行水平越低；shrcr、msh和auditor的系數(shù)均顯著為正，說明企業(yè)股權集中度越高、高管持股或者被國際四大會計師事務所審計的企業(yè)，整體的社會責任意識更強。

2.平行趨勢假設

一方面為檢驗中央環(huán)保督察與上市公司社會責任的基準回歸是否滿足平行趨勢假設，另一方面為驗證中央環(huán)保督察對上市公司各年社會責任履行水平的影響效果，同時緩解內生性問題，參考Bertrand和Mullainathan(2003)[33]的做法，構建跨期動態(tài)效應模型(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)行前各期對應的交互項，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；通過比較回歸系數(shù)β1-β4，觀察中央環(huán)保督察對督察后上市公司各年社會責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責任的事件分析結果?？梢钥吹剑谡邔嵤┣暗膬善?，每個時期的虛擬變量系數(shù)均與0無顯著差異，說明政策實施前污染密集型行業(yè)上市公司與其他上市公司相比，社會責任履行水平的差異在政策實施之前不隨時間發(fā)生顯著變化，滿足倍差法的平行趨勢假設。而在中央環(huán)保督察實施當期以及之后一期，政策虛擬變量的系數(shù)顯著為正，表明中央環(huán)保督察行動對企業(yè)社會責任履行水平具有促進效應，并且隨實施時間的推進，正向效應越強。

圖1 平行趨勢檢驗

3.雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)

為進一步解決內生性問題，同時控制企業(yè)特征對社會責任的影響，本文采用雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)，以使研究結果更有說服力，即采用傾向匹配得分(PSM)的方法對兩組樣本進行篩選，然后在此基礎上進行雙重差分估計(DID)。具體而言，匹配時，選取資產(chǎn)負債率(lev)、營業(yè)收入增長率(growth)、董事長和總經(jīng)理兼任情況(tdu)、股權集中度(shrcr)、獨立董事比例(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行1∶1匹配，篩選了配對樣本690個，使用Logit估計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)對處理組和控制組進行匹配后，再使用雙重差分法(DID)評估中央環(huán)保督察對企業(yè)社會責任的凈效應。

圖2列示了匹配前后各變量的標準化偏差(%bias)。從圖中可以看到，整體上，匹配后各變量的標準化偏差在匹配后明顯縮小。結合表4平衡性檢驗結果來看，以企業(yè)社會責任為結果變量進行匹配后(Matched)，處理組和對照組的標準化偏差基本小于5%。同時，匹配后各控制變量的t檢驗結果及其對應的p值顯示處理組和對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照組之間未出現(xiàn)顯著差異，不同變量在處理組與對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用。

圖2 PSM匹配效果

表4 平衡性檢驗

續(xù)表

同時，在估計凈效應之前，還需要進行共同支撐檢驗，即檢驗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，傾向得分匹配滿足了共同支撐假設。

圖3 匹配前后核密度分布對比圖

綜上，本文認為匹配后，處理組和對照組的數(shù)據(jù)得到了較好的匹配?；谠搩A向得分匹配樣本，本文進行雙重差分分析，以期得到中央環(huán)保督察對企業(yè)社會責任的凈效應。表5列示了傾向得分匹配下的回歸結果，其中，第(1)列結果顯示，在控制企業(yè)固定效應和時間固定效應、不加入任何控制變量的情況下，政策干預之后與政策干預之前的雙重差分統(tǒng)計量dummy的系數(shù)在5%水平上顯著為正(t=0.956)；第(2)列結果顯示，在進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)保督察政策會顯著地影響上市公司社會責任履行水平，證實了本文觀點；從第(3)列可以看出，在控制企業(yè)固定效應和時間固定效應、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)列結果顯示，在進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，與本文結論一致。

表5 PSM-DID模型回歸結果

(二)穩(wěn)健性檢驗

關于中央環(huán)保督察對上市公司社會責任的影響，本文還進行了以下多種穩(wěn)健性檢驗來保證研究結果的可靠性。

1.安慰劑檢驗

上文設定的時間虛擬變量時間點為環(huán)境保護部(現(xiàn)為生態(tài)環(huán)境部)于2016年至2017年間組織的，對全國31個省份分批次展開的環(huán)保專項督察行動的時間。 因此本文采用提前政策干預時間點的方式，將針對不同批次督查行動的時間分別提前一年作為政策干預時間點，生成新的時間虛擬變量進行穩(wěn)健性檢驗。表6列(1)、列(2)顯示了提前政策干預時間點的分析結果，可以看到，中央環(huán)保督察對上市公司社會責任的正向影響不再顯著，檢驗回歸結果與基準回歸結果不一致，該結論支持政策實施時間的隨機性假設。

2.替換被解釋變量

檢驗被解釋變量企業(yè)社會責任指標選取是否會造成估計偏差，將潤靈社會責任指數(shù)從小到大均分成五等份，分別賦值1～5來重新衡量企業(yè)社會責任，檢驗后的結果如表6列(3)、列(4)所示，中央環(huán)保督察仍然表現(xiàn)出對上市公司社會責任的顯著正效應，與基準回歸結果保持一致，可見本文的研究結論仍成立，不依賴被解釋變量的選擇。

3.更換處理組

將沒有受政策影響的企業(yè)而假設其受到政策影響作為處理組，最終獲得2180個樣本，重新進行雙重差分分析，結果如表6列(5)、列(6)所示，可以看到，此時假定的中央環(huán)保督察對上市公司社會責任的正向影響不再顯著，檢驗回歸結果與基準回歸結果不一致，支持本文結論。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

(三)機制檢驗

為識別內部控制機制，本文采用在機制分析中較為常用的中介效應模型。聯(lián)合式(1)，構建中介效應模型如下：

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是內部控制質量，其度量采用迪博風險管理數(shù)據(jù)庫中的內部控制指數(shù)，該指數(shù)包含了企業(yè)三大目標，能夠全面地衡量企業(yè)的內部控制質量，該指標越大，說明內部控制質量越好。此外，參考現(xiàn)有相關文獻[34-35]，模型(5)選取如下影響內部控制質量的控制變量Controls’：企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入增長率、董事長和總經(jīng)理兼任情況、股權集中度以及是否由國際四大會計師事務所審計。如果中央環(huán)保督察對內部控制和企業(yè)社會責任均存在顯著正向影響，即回歸系數(shù)β1，θ1顯著為正，同時在加入內部控制變量后，內部控制的回歸系數(shù)ɑ2顯著，中央環(huán)保督察對企業(yè)社會責任的回歸系數(shù)ɑ1顯著，且小于回歸系數(shù)β1，則說明中央環(huán)保督察對企業(yè)社會責任的影響存在內部控制方面的機制，但不是唯一影響機制，屬于部分中介效應；如果中央環(huán)保督察的回歸系數(shù)ɑ1不顯著，則說明中央環(huán)保督察對企業(yè)社會責任的影響存在內部控制機制，且是唯一影響機制，屬于完全中介效應；否則，不存在內部控制中介效應。本文在對中介效應模型進行分析時，另將內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。

機制檢驗結果如表7所示。從表中列(1)、列(3)、列(4)、列(6)可以看出，無論是哪種方式的檢驗，均顯示中央環(huán)保督察(dummy)對內部控制(ic)和企業(yè)社會責任(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)的內部控制質量越好，社會責任的履行水平越高。從列(2)和列(5)可以看到，在控制內部控制變量后，內部控制(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，且小于未控制內部控制變量時的回歸系數(shù)。因此，內部控制并非是中央環(huán)保督察影響上市公司社會責任的唯一作用機制，屬于部分中介效應，即中央環(huán)保督察可以通過影響企業(yè)內部控制來促進企業(yè)社會責任履行水平的提升。

表7 機制檢驗結果

五、研究結論

本文梳理了中央環(huán)保督察制度實施的制度背景，并提出了中央環(huán)保督察制度實施提高了企業(yè)社會責任履行水平的研究假設。然后運用雙重差分傾向得分匹配法、安慰劑檢驗等多種計量方法對研究假設進行驗證。本研究得出以下主要結論：中央環(huán)保督察能改善上市公司社會責任履行水平，且由于企業(yè)具有的累積學習效應，使得督察結束后上市公司社會責任履行水平展現(xiàn)出更強的改善效應，企業(yè)承擔社會責任的主動性更高，使政策表現(xiàn)出積極的滯后效應。因此，無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責任履行水平的結論。這一結果也得到平行趨勢檢驗、雙重差分傾向得分匹配回歸檢驗以及其他穩(wěn)健性檢驗的支持。

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，提高企業(yè)整體社會責任水平。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，不斷強化和完善中央環(huán)保督察制度，發(fā)揮其強制性作用。(2)構建中央環(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)境保護法》，樹立中央環(huán)保督察制度的法律權威。

注 釋：

①中央環(huán)保督察具體實施情況為：2016年對河北、內蒙古、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個省份展開督查；2017年對山西、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個省份展開督查。

②電力、熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(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)，農副食品加工業(yè)，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)等9個行業(yè)的上市公司標記為大氣污染密集型企業(yè)；造紙及紙制品業(yè)，紡織業(yè)，農副食品加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(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、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)，金屬制品業(yè)，煤炭開采和洗選業(yè)，電力、熱力生產(chǎn)和供應業(yè)，燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)，水的生產(chǎn)和供應業(yè)等19個行業(yè)的上市公司，標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。