李 強, 宋嘉瑋

(中國礦業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 徐州 221116)

一、 引言

《南方周末》2009年首次披露“中國漂綠榜”，引起了市場廣泛關(guān)注，企業(yè)“漂綠”問題日益受到重視。與粉飾財務(wù)績效類似，“漂綠”是指企業(yè)通過選擇性地發(fā)布對自身有利的環(huán)境信息或者對環(huán)境事項進行策略性表述，以達到營造綠色形象的目的[1]。在我國當前環(huán)境信息披露模式下，企業(yè)對于公開披露環(huán)境信息擁有較大的自由裁量權(quán)，這為“漂綠”提供了生存空間。而且，隨著“漂綠”方式被越來越多的企業(yè)學(xué)習(xí)和模仿，已呈現(xiàn)出較為明顯的擴散跡象。因此，精準治理企業(yè)“漂綠”行為，理清其動因是關(guān)鍵。相關(guān)文獻從制度壓力、融資需求以及管理者個人特征等角度研究了企業(yè)“漂綠”行為的影響因素[2-3]，但較少關(guān)注不同業(yè)績反饋后果對于企業(yè)“漂綠”策略的影響。

企業(yè)行為理論認為，決策者在決策過程中的參考點選擇對于后續(xù)行為決策有著重要影響，這一參考點在組織層面體現(xiàn)為企業(yè)經(jīng)營的期望水平，即決策者通過評估實際經(jīng)營業(yè)績與期望水平的差距來決定企業(yè)后續(xù)的行為選擇[4]。當實際經(jīng)營業(yè)績未達預(yù)期，即企業(yè)處于業(yè)績期望落差狀態(tài)時，更傾向于采取冒險的方式。已有研究也發(fā)現(xiàn)，業(yè)績期望落差會觸發(fā)企業(yè)的投機動機，促使其通過盈余操縱、關(guān)聯(lián)交易等違規(guī)行為粉飾業(yè)績[5]。除上述財務(wù)投機行為之外，在業(yè)績期望落差壓力下，企業(yè)是否也會采取“策略性”的環(huán)境投機行為，比如在環(huán)境信息披露方面夸大或掩飾，目前尚缺乏針對企業(yè)“漂綠”行為的經(jīng)驗證據(jù)。

基于此，本文擬從企業(yè)行為理論和成本—收益理論出發(fā)，以我國2010—2019年A股重污染行業(yè)上市公司為樣本，實證檢驗業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的影響以及在不同情境下的異質(zhì)性。本文可能的貢獻主要包括：(1)基于業(yè)績期望落差這一市場情境視角的研究，豐富有關(guān)企業(yè)“漂綠”行為的動因研究，為理解企業(yè)“漂綠”行為的形成原因提供新解釋。已有文獻將企業(yè)“漂綠”行為的動因主要界定在合法性壓力、營銷需求等，忽視了業(yè)績反饋的潛在后果[2-3]。本文實證檢驗業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的誘發(fā)作用，并探究二者關(guān)系的傳導(dǎo)路徑，將拓展業(yè)績反饋后果在企業(yè)環(huán)境戰(zhàn)略領(lǐng)域的應(yīng)用范圍。(2)探究業(yè)績期望落差時間特征的異質(zhì)性調(diào)節(jié)作用，細化業(yè)績反饋的研究維度，進一步明確業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為影響的邊界條件，是對業(yè)績反饋有效性研究的有益補充。(3)區(qū)分不同類型環(huán)境規(guī)制及媒體監(jiān)督的差異化治理效應(yīng)，指出當前我國“漂綠”監(jiān)管工作的改進方向。

二、 文獻綜述

關(guān)于業(yè)績期望落差的經(jīng)濟后果，“窮則思變”與“窮則思騙”是兩種相互矛盾的觀點。部分研究文獻支持“窮則思變”觀點，認為業(yè)績期望落差會讓企業(yè)感知到未來損失前景[4]，這會激發(fā)組織內(nèi)部搜尋問題的動機，驅(qū)使經(jīng)理人調(diào)整資源配置狀況，通過實施組織變革[6]、加大研發(fā)創(chuàng)新力度[7]、轉(zhuǎn)變競合關(guān)系[8]、增強國際化程度[9-10]等積極變革行為來提升未來經(jīng)營績效。但以上研究難以解釋業(yè)績下行企業(yè)經(jīng)營違規(guī)行為頻發(fā)的現(xiàn)象。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績期望落差實際上會削弱企業(yè)的“道德產(chǎn)出”，“窮則思騙”與企業(yè)的逐利本性更為契合[11]。在業(yè)績困境下，各方壓力與質(zhì)疑觸發(fā)了企業(yè)的投機動機，促使其通過賄賂行為來維護與外部利益相關(guān)者的關(guān)系，或是通過粉飾業(yè)績、盈余操縱、關(guān)聯(lián)交易等違規(guī)行為快速扭轉(zhuǎn)業(yè)績[4-5]。可見，業(yè)績期望落差的存在有可能會加劇企業(yè)的冒險心態(tài)，導(dǎo)致投機行為產(chǎn)生。

“漂綠”是多因素共同作用的產(chǎn)物，相關(guān)研究將動因歸納為：(1)基于合法性理論的政治動因。環(huán)境合法性是企業(yè)的一種戰(zhàn)略資源，有助于企業(yè)獲取外部支持[12]。雖然環(huán)境合法性取決于監(jiān)管部門對企業(yè)行為的判斷，但企業(yè)可以施加一定的策略影響[13]，從而誘發(fā)“漂綠”的主觀動機。而且，由于缺乏有效的規(guī)制措施以及監(jiān)管執(zhí)行不力，也為企業(yè)“漂綠”創(chuàng)造了客觀條件。眾多研究表明，當企業(yè)面臨的合法性壓力較大時，更傾向采取“漂綠”行為[14]。(2)基于印象管理理論的市場動因。由于良好的形象是一種無形資產(chǎn)，企業(yè)希望樹立“能夠滿足利益相關(guān)主體訴求的正面形象”[15]。因此，企業(yè)披露行為存在明顯的自我服務(wù)意圖，通過選擇性環(huán)境信息披露影響他人認知[16]。(3)基于新古典經(jīng)濟學(xué)理論的經(jīng)濟動因。新古典經(jīng)濟學(xué)認為，“漂綠”是企業(yè)追逐利潤最大化的選擇。通過“漂綠”能夠幫助企業(yè)貼上綠色標簽，誘導(dǎo)顧客[17]。而且，“漂綠”還有助于企業(yè)獲得生產(chǎn)經(jīng)營所需的經(jīng)濟資源[3]。由此可見，制度不完備、信息不對稱和公眾有限理性等因素為企業(yè)“漂綠”創(chuàng)造了機會，而經(jīng)濟利益進一步強化了“道德風險”，將機會主義傾向轉(zhuǎn)化為具體的“漂綠”行為[18]。

綜上所述，外部制度、公眾認知以及經(jīng)濟利益是影響企業(yè)“漂綠”行為的重要因素。由于業(yè)績期望落差會削弱企業(yè)的“道德產(chǎn)出”并加劇其逐利傾向，因此本文將進一步研究業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的影響。

三、 理論分析及假設(shè)提出

(一) 業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”行為

企業(yè)行為理論認為，經(jīng)營業(yè)績的絕對指標無法為有限理性的決策者評估企業(yè)表現(xiàn)提供清晰的標準[19]，因而決策者通常會預(yù)先設(shè)定一個心理上滿意的業(yè)績期望水平，然后依據(jù)實際業(yè)績是否達到預(yù)期界定狀態(tài)，將企業(yè)績效表現(xiàn)轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€易于評價的相對指標，以減輕自身認知負擔[10]。因此，業(yè)績期望水平往往客觀存在于企業(yè)內(nèi)部業(yè)績評估過程中，企業(yè)管理者通過評估實際業(yè)績與期望業(yè)績之間的差距來調(diào)整后續(xù)行為決策。當實際業(yè)績高于目標期望水平時，企業(yè)傾向于維持現(xiàn)狀；但低于目標期望水平即處于業(yè)績期望落差狀態(tài)時，企業(yè)則可能采取冒險方式解決問題，特別是在法制環(huán)境薄弱的情況下，消極的冒險投機式活動更符合業(yè)績期望落差企業(yè)的逐利本性。已有研究表明，企業(yè)處于業(yè)績困境狀態(tài)更容易誘發(fā)財務(wù)上的投機行為[5]，但隨著外部監(jiān)管的日趨嚴格，操縱財務(wù)信息披露的空間更加有限。相對而言，非財務(wù)信息由于在專有知識和辨識上的困難，仍具有較高的信息不對稱性，這為企業(yè)投機行為保留了一定可能[18]。環(huán)境信息作為一種非財務(wù)信息，備受利益相關(guān)者關(guān)注，但目前我國企業(yè)對外出具的環(huán)境報告或社會責任報告經(jīng)過第三方鑒證的比例較低，披露規(guī)則也不夠完善。本文認為，“漂綠”行為是業(yè)績期望落差企業(yè)基于成本—收益原則的策略性選擇。

從收益角度看，企業(yè)預(yù)期實施“漂綠”行為可以獲得合法性及營銷方面的好處，以達到回應(yīng)和緩解業(yè)績不達標問題的目的。(1)隨著社會公眾環(huán)保關(guān)注度的提升，環(huán)境表現(xiàn)已成為現(xiàn)代企業(yè)合法性的一個重要標志，部分企業(yè)通過環(huán)境信息進行印象管理，以獲得合法性地位。當經(jīng)營不利時，企業(yè)便試圖通過“漂綠”來迎合外界環(huán)境監(jiān)管的要求，甚至向外界傳達出“業(yè)績期望落差是由于企業(yè)在環(huán)境保護方面投入過高所致”的擾動性解釋。正如Dowell等指出的，企業(yè)社會責任表現(xiàn)對財務(wù)績效存在著一種“保險機制”，外界利益相關(guān)者通常會基于企業(yè)“綠色”表現(xiàn)降低對其較差財務(wù)績效的懲罰力度[20]。這一環(huán)境策略有利于企業(yè)從社會責任履行方面增強組織存在的合法性，淡化業(yè)績期望落差帶來的消極印象，進而與利益相關(guān)者維持良性的互動關(guān)系。(2)“漂綠”是企業(yè)綠色營銷的工具。當前消費者的綠色消費意識和需求均大幅增加，綠色供應(yīng)鏈模式逐漸被接受，上游企業(yè)的環(huán)保表現(xiàn)成為客戶購買決策的重要影響因素。Ghosh和Shah的研究認為，除了產(chǎn)品價格，供應(yīng)商的綠色投入對下游客戶的需求敏感性具有一定的影響，企業(yè)環(huán)境績效不佳將削弱客戶對其品牌的購買意愿[21]?！皞苇h(huán)境責任”策略往往能夠在短期內(nèi)提升產(chǎn)品的市場競爭力并刺激消費者的購買意愿，從而達到促進產(chǎn)品銷售目的。因此，在業(yè)績期望落差狀態(tài)下，企業(yè)更有可能加強綠色營銷，通過“漂綠”謀求業(yè)績改善。

從成本角度看，低成本是企業(yè)進行“漂綠”行為的重要誘因。一方面，相比于正常經(jīng)營的企業(yè)，處于業(yè)績期望落差的企業(yè)往往受制于“人窮志短”的困境，對真正實施環(huán)保戰(zhàn)略“心有余而力不足”[22]。由于“漂綠”難度及成本相對較小[14]，無須真金白銀投入?yún)s能夠快速實現(xiàn)企業(yè)環(huán)保方面的需求，與“真綠”產(chǎn)品相比，“漂綠”產(chǎn)品往往具有更低的成本和更高的獲利空間，因而在合規(guī)性“真綠”較為困難時，違規(guī)性“漂綠”成為業(yè)績期望落差企業(yè)的現(xiàn)實選擇。另一方面，處于業(yè)績困境的企業(yè)，其聲譽狀況往往較差，即使違規(guī)性投機活動被曝光，此類企業(yè)所承受的聲譽制裁成本也會低于那些聲譽和業(yè)績都很好的企業(yè)[23]。而且隨著業(yè)績期望落差擴大，因負面事件導(dǎo)致企業(yè)付出的邊際聲譽制裁成本逐漸降低，這誘使企業(yè)采取更為投機的方式，實施“漂綠”的程度增強。

可見，在成本與收益權(quán)衡下，企業(yè)的業(yè)績期望落差越大，“漂綠”越嚴重，據(jù)此本文提出如下假設(shè)。

H1：業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”程度正相關(guān)。

(二) 業(yè)績期望落差持續(xù)性的影響

業(yè)績期望落差作為一個復(fù)雜的概念，其具有多維度特征，除了當期業(yè)績未達預(yù)期的強度特征以外，還應(yīng)考慮業(yè)績期望落差的持續(xù)性困境。已有文獻普遍關(guān)注業(yè)績期望落差的強度特征[4-5，10]，但在實踐中，業(yè)績期望落差的時間持續(xù)性對企業(yè)行為決策的影響同樣不容忽視。

業(yè)績期望落差持續(xù)性是指在縱向的時間維度上企業(yè)業(yè)績連續(xù)多個經(jīng)營周期未達預(yù)期水平的狀況。當面臨偶發(fā)性的業(yè)績期望落差時，企業(yè)更可能通過外部歸因的方式，將經(jīng)營業(yè)績不達標的原因歸咎于經(jīng)濟波動、自然災(zāi)害等不可控因素，以緩解外部利益相關(guān)者對企業(yè)經(jīng)營不佳的質(zhì)疑。但如果企業(yè)多次、持續(xù)地遭遇業(yè)績期望落差，則會降低外部歸因的空間，表明業(yè)績困境更大概率是由企業(yè)自身經(jīng)營不善或決策失誤等內(nèi)部因素導(dǎo)致的[24]。因此，相較于短期的業(yè)績期望落差，持續(xù)性地遭遇業(yè)績困境往往被視為企業(yè)經(jīng)營能力不足的“可靠信號”，會從實質(zhì)上引起外部利益相關(guān)者對于企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力的質(zhì)疑，繼而影響其對企業(yè)的投資決策。為緩解這種信任危機，企業(yè)更可能從事“漂綠”機會主義活動，通過粉飾環(huán)境績效以掩蓋自身經(jīng)營不利的事實，干擾和誤導(dǎo)利益相關(guān)者決策。

此外，就環(huán)境戰(zhàn)略的實施能力而言，連續(xù)處于業(yè)績期望落差狀態(tài)往往導(dǎo)致企業(yè)陷入資源相對匱乏的窘境，企業(yè)持續(xù)經(jīng)營面臨較大的資金籌集與配置壓力。因此在有限資源約束下，企業(yè)會將經(jīng)濟資源更多地投入營利性生產(chǎn)活動中，而對于具有外部性的環(huán)境實踐更傾向采用“漂綠”方式。因此，本文提出如下假設(shè)。

H2：業(yè)績期望落差持續(xù)時間越長，其對企業(yè)“漂綠”程度的影響越顯著。

四、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

2010年國家環(huán)保部發(fā)布了《上市公司環(huán)境信息披露指南(征求意見稿)》，將煤炭、采礦、紡織、制革、造紙、石化、制藥、化工、冶金等16個細分行業(yè)作為重污染行業(yè)，要求其定期披露環(huán)境信息。因此，本文選取2010—2019年滬深A(yù)股重污染行業(yè)的上市公司為初始樣本。按照以下條件進行樣本篩選：(1)剔除樣本期間被ST、*ST等特別處理的樣本；(2)剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失及財務(wù)狀況異常的樣本。最終得到4546個公司—年度觀測值。本文數(shù)據(jù)主要來源于以下途徑：(1)“漂綠”數(shù)據(jù)是通過對上市公司每年公開披露的年度報告、可持續(xù)發(fā)展報告、社會責任報告和環(huán)境報告書的環(huán)保專篇逐份進行研讀分析，手工搜集和計算得出；(2)財務(wù)數(shù)據(jù)及公司特征數(shù)據(jù)來源于CCER和CSMAR數(shù)據(jù)庫，環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)來自各年度《中國環(huán)境年鑒》，媒體報道數(shù)據(jù)來自巨靈財經(jīng)報刊數(shù)據(jù)庫。為了控制極端值的影響，對主要連續(xù)型變量在1%和99%的水平上進行了Winsorize處理。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量：“漂綠”程度(Gwl)。黃溶冰等認為，企業(yè)“漂綠”主要表現(xiàn)為選擇性地發(fā)布對自身有利的環(huán)境信息或通過策略性表述粉飾環(huán)境績效[1]。因此，本文將企業(yè)“漂綠”行為界定為選擇性披露(選擇性地報告環(huán)境事項)和表述性操縱(策略性表述粉飾環(huán)境績效)兩種方式。綜合《上市公司環(huán)境信息披露指引》(2008)和《上市公司環(huán)境信息披露指南(征求意見稿)》(2010)的規(guī)定，并借鑒黃溶冰等的做法[3]，將理想模式下重污染行業(yè)上市公司應(yīng)披露環(huán)境事項歸納為治理與結(jié)構(gòu)、流程與控制、輸入與輸出、守法與合規(guī)4個部分、20個細分事項，構(gòu)建“漂綠”指標的衡量體系。采用內(nèi)容分析法進行評分，依次確定20項“漂綠”指標衡量體系中企業(yè)應(yīng)披露而未披露事項數(shù)以及已披露事項中的象征性披露(1)象征性披露是指企業(yè)通過定性描述、綱領(lǐng)性陳述或者簡單照搬上年陳述等方式進行信息披露。舉例：“本公司對部分安全系統(tǒng)進行改造，工藝設(shè)備、技術(shù)改造及環(huán)境改造支出持續(xù)增加，生產(chǎn)環(huán)境顯著改善”。事項數(shù)和實質(zhì)性披露(2)實質(zhì)性披露是指企業(yè)通過定量描述、案例說明以及事實陳述等可驗證方式進行信息披露。舉例：“截至12月底，本公司已經(jīng)完成了……，年節(jié)電173.5萬kWh，全年減少二氧化碳排放量257.58萬噸”。事項數(shù)，并據(jù)此計算選擇性披露和表述性操縱程度：

選擇性披露程度(Gwls)=100×(1-已披露事項數(shù)/應(yīng)披露事項數(shù))

(1)

表述性操縱程度(Gwle)=100×(象征性披露事項數(shù)/已披露事項數(shù))

(2)

由于企業(yè)“漂綠”程度是選擇性披露和表述性操縱兩種方式累積的結(jié)果，本文利用二者的幾何平均數(shù)計算企業(yè)“漂綠”程度(Gwl)。Gwl分值越大表示“漂綠”程度越高。同時，為增強評分客觀性，本文對“漂綠”程度(Gwl)采用重測信度法和評分者信度法進行檢驗，結(jié)果表明是穩(wěn)定可靠的(3)重測信度和評分者信度分析的結(jié)果并未在正文列示。。

(3)

2. 解釋變量：業(yè)績期望落差水平(Per_gap)。指的是企業(yè)實際業(yè)績低于期望水平時實際業(yè)績與期望水平之差的絕對值。根據(jù)企業(yè)行為理論，企業(yè)會參照歷史業(yè)績和行業(yè)平均業(yè)績兩方面確定本年的期望業(yè)績[19]，進而根據(jù)實際業(yè)績來確定是否存在業(yè)績期望落差。本文參考王壘等的研究[25]，借助公式(4)進行計算：

(4)

Pi,t表示企業(yè)的實際業(yè)績，采用總資產(chǎn)回報率(ROA)衡量；Ai,t表示企業(yè)的期望業(yè)績，采用歷史和行業(yè)業(yè)績的線性組合計算得出，計算方式參考陳偉宏等的研究[22]：

Ai,t=α1HAi,t+a2SAi,t

(5)

其中，HAi,t代表企業(yè)的歷史期望績效，由企業(yè)前三年實際業(yè)績(ROA)擬合得出，代表企業(yè)正常經(jīng)營狀況下應(yīng)達到的業(yè)績期望水平；SAi,t表示行業(yè)期望績效，采用企業(yè)所在行業(yè)除本企業(yè)以外所有企業(yè)的平均績效；α1表示權(quán)重，本文匯報α1=0.5的結(jié)果。

3. 分組變量：業(yè)績期望落差持續(xù)性(Cons)。參考Lehman等的做法[26]，采用期望落差連續(xù)發(fā)生的期數(shù)衡量。當連續(xù)兩期及以上出現(xiàn)業(yè)績期望落差時，Cons取值為1，否則為0。

4. 控制變量。參考黃溶冰等、朱煒等的研究[1，16]，選取的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(Profit)、成長性(Growth)、獨董比例(Indir)、董事會規(guī)模(Board)、兩職合一(Dual)、股權(quán)集中度(Con)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)，另外控制行業(yè)、年度和省份效應(yīng)。變量定義見表1。

表1 變量定義

(三) 模型構(gòu)建

為檢驗業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的影響，構(gòu)建如下模型：

Gwli,t+1=α0+α1Per_gapi,t+α2CVsi,t+1+∑Industry+∑Year+∑Province+ei,t

(6)

其中，下標i、t分別表示企業(yè)i和年度t；Gwl為被解釋變量企業(yè)“漂綠”程度；Per_gap為解釋變量業(yè)績期望落差水平；CVs表示一系列控制變量。解釋變量、控制變量相對于被解釋變量滯后一期。

五、 實證結(jié)果和分析

(一) 描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本企業(yè)“漂綠”程度(Gwl)均值為58.873，并且25%分位數(shù)和75%分位數(shù)分別為46.410和72.457，標準差為20.496，表明不同企業(yè)之間的“漂綠”程度差異較大。業(yè)績期望落差(Per_gap)均值為0.014，最大值0.130，說明樣本企業(yè)實際業(yè)績低于期望業(yè)績較為明顯。其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有研究不存在顯著差異[3，5]，表明樣本選擇的可靠性。其中，董事長和總經(jīng)理兼任的企業(yè)占有一定比例，為22.6%；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)的均值表明國有企業(yè)占40.2%。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

此外，本文對主要變量進行了Pearson相關(guān)性檢驗(4)限于篇幅，未列示相關(guān)性檢驗表格，留存?zhèn)渌?。，檢驗結(jié)果表明業(yè)績期望落差水平(Per_gap)與企業(yè)“漂綠”程度(Gwl)的相關(guān)系數(shù)在5%水平上顯著為正，初步支持本文假設(shè)1，并且各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.7，方差膨脹因子(VIF)均小于2.5，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

(二) 多元回歸分析

1. 業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”行為關(guān)系的回歸結(jié)果

本文采用OLS方法對前文構(gòu)建的模型進行回歸分析，同時考慮穩(wěn)健標準誤以緩解異方差問題。表3列(1)報告了模型(6)的回歸結(jié)果。業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)為正且通過5%的顯著性檢驗，表明業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”程度顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到支持。從經(jīng)濟意義上看，業(yè)績期望落差水平每上升一個標準差，企業(yè)“漂綠”程度將增加1.818個百分點(37.271/20.496)。究其原因，對于實際業(yè)績未達期望業(yè)績的企業(yè)，“漂綠”不僅意味著較低的實施成本和曝光成本，還能幫助企業(yè)樹立綠色形象、增加消費者關(guān)注，因此在成本與收益的權(quán)衡下，這類企業(yè)傾向于實施投機性的“漂綠”行為。

表3 業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”行為關(guān)系的回歸結(jié)果

根據(jù)前文的變量定義，企業(yè)“漂綠”行為可以細分為選擇性披露(Gwls)和表述性操縱(Gwle)兩種，故本文進一步探討業(yè)績期望落差對于不同“漂綠”方式的差異化影響，回歸結(jié)果見表3列(2)和列(3)。選擇性披露(Gwls)的回歸系數(shù)顯著為正，表述性操縱(Gwle)的回歸系數(shù)為正但不顯著，表明業(yè)績期望落差會導(dǎo)致企業(yè)環(huán)境信息的選擇性披露程度顯著上升，但對于表述性操縱并不會造成明顯影響?？赡艿脑蚴俏覈斍叭狈τ行У沫h(huán)境信息披露規(guī)范，企業(yè)在實施過程中擁有較大的自由裁量權(quán)，其更愿意通過選擇性披露的方式對自身環(huán)境負面事件進行隱瞞，以避免遭受外界質(zhì)疑。而且相較于表述性操縱，選擇性披露行為更難以被外界感知?？梢?，“報喜不報憂”的“漂綠”方式是業(yè)績期望落差企業(yè)的“策略性”選擇。

2. 分組回歸結(jié)果

根據(jù)業(yè)績期望落差時間維度特征，本文將樣本分組并按照模型(6)回歸，以檢驗落差持續(xù)性在業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”行為之間發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。由表4的分組回歸結(jié)果可知，在持續(xù)性較強(Cons=1)的樣本中，業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，而在持續(xù)性較弱(Cons=0)的樣本中，業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)為正但并不顯著。結(jié)果表明持續(xù)時間越長，業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的誘致作用越顯著，假設(shè)2得到支持。持續(xù)性的業(yè)績期望落差通常會加劇外部利益相關(guān)者對于企業(yè)經(jīng)營狀況的不滿、惡化企業(yè)資源狀況，導(dǎo)致企業(yè)更有動機依靠“漂綠”掩飾經(jīng)營績效的不足。

表4 分組回歸結(jié)果

(三) 內(nèi)生性檢驗(5)限于篇幅，未列示內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗表格，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

1. 傾向得分匹配。參考杜勇等的做法[27]，本文將樣本劃分處理組(有業(yè)績期望落差)與控制組(無業(yè)績期望落差)，并對處理組與控制組進行最近鄰(1∶1)匹配，將匹配后的樣本再次進行回歸。結(jié)果表明，考慮樣本選擇偏誤問題后，本文結(jié)論不變。

2. 兩階段最小二乘法。首先，在第一階段采用Logistic回歸方法，利用企業(yè)特征變量對是否存在業(yè)績期望落差的虛擬變量進行回歸，得到企業(yè)是否存在業(yè)績期望落差的預(yù)測值，然后使用該預(yù)測值作為解釋變量重新進行回歸，結(jié)果仍支持本文結(jié)論。

3. 工具變量法。參考連燕玲等的研究[28]，選取滯后兩期的業(yè)績期望落差(LPer_gap)作為工具變量?；貧w結(jié)果表明，考慮反向因果和遺漏變量問題后，本文結(jié)論依舊穩(wěn)健。

4. 增加控制變量。增加了制度環(huán)境、市場競爭程度、冗余資源、風險承擔、業(yè)績期望順差等可能的遺漏變量[23，29]。增加控制變量后，本文結(jié)論不變。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1. 替換業(yè)績期望落差衡量方式。(1)參考王壘等的做法[25]，改變期望業(yè)績的權(quán)重系數(shù)，將α1分別賦值為0.3、0.4、0.6、0.7；(2)采用企業(yè)實際業(yè)績低于分析師預(yù)測業(yè)績差距(負向截尾)的絕對值衡量業(yè)績期望落差水平。

2. 重新界定業(yè)績期望落差持續(xù)性。按照企業(yè)是否連續(xù)三期及以上出現(xiàn)業(yè)績期望落差，進行分組回歸。

以上穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均與預(yù)期一致，表明本文結(jié)論具有可靠性。

六、 進一步分析

(一) 作用機制分析

由理論分析可知，業(yè)績期望落差會導(dǎo)致企業(yè)資源狀況惡化，而且加劇了企業(yè)的機會主義傾向，本文從融資約束和管理層短視兩方面驗證業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的作用路徑。

借鑒溫忠麟和葉寶娟的方法[30]，本文構(gòu)建如下中介機制檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

Gwli,t+1=α0+α1Per_gapi,t+a2GVsi,t+∑Industry+∑Year+∑Province+ei,t

(7)

Interi,t=γ0+γ1Per_gapi,t+γ2CVsi,t+∑Industry+∑Year+∑Province+ei,t

(8)

Gwli,t+1=μ0+μ1Per_gapi,t+μ2Interi,t+m3CVsi,t+∑Industry+∑Year+∑Province+ei,t

(9)

其中，Inter為中介變量，依次代表融資約束(FC)和管理層短視(Short)。具體檢驗步驟為：采用模型(7)檢驗業(yè)績期望落差(Per_gap)對企業(yè)“漂綠”(Gwl)的影響；若系數(shù)α1顯著，則采用模型(8)檢驗業(yè)績期望落差(Per_gap)對中介變量(Inter)的影響；若系數(shù)γ1顯著，則將業(yè)績期望落差(Per_gap)與中介變量(Inter)同時納入模型(9)進行分析；若系數(shù)μ2顯著且μ1不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)；若系數(shù)μ1、μ2均顯著，且μ1相對于α1顯著性有所下降，表明存在部分中介效應(yīng)。

1. 融資約束的中介作用

已有研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績狀況是影響企業(yè)融資能力的重要因素[31]。在相對窘迫的資金狀況下，企業(yè)更可能在環(huán)境實踐方面“漂綠”。本文參考杜勇等的做法[27]，采用SA指數(shù)絕對值衡量企業(yè)融資約束(FC)，該值越大表示融資約束越嚴重。

中介檢驗結(jié)果如表5所示，在列(1)中，業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，列(2)業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明業(yè)績期望落差會惡化企業(yè)融資狀況；列(3)中，融資約束(FC)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，數(shù)值及顯著性相較于列(1)有所降低。本文還進行了Sobel檢驗，Z值為2.34，且在5%水平上顯著。以上結(jié)果表明融資約束在業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”行為之間發(fā)揮了部分中介作用。

表5 作用機制檢驗結(jié)果

2. 管理層短視的中介作用

業(yè)績反饋理論認為，經(jīng)營業(yè)績未達預(yù)期可能意味著企業(yè)資源配置及生產(chǎn)經(jīng)營方面存在問題，這通常被歸結(jié)為管理層經(jīng)營決策及履責方面的不足[23]。本文認為業(yè)績期望落差會誘發(fā)企業(yè)管理層的短視傾向，從而加劇企業(yè)“漂綠”行為。參考王海明和曾德明的做法[32]，本文采用當期短期投資與期初總資產(chǎn)的比例衡量管理層短視(Short)，該值越大表示管理層短視越嚴重。

中介檢驗結(jié)果如表5所示，在列(1)中，業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，列(4)業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)管理層的短視行為；列(5)中，管理層短視(Short)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，業(yè)績期望落差(Per_gap)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，但數(shù)值及顯著性相較于列(1)有所降低。同時本文還進行了Sobel檢驗，Z值為2.00，且在5%水平上顯著。上述結(jié)果顯示，管理層短視在業(yè)績期望落差與企業(yè)“漂綠”行為之間發(fā)揮了部分中介作用，符合理論預(yù)期。

(二) 治理效應(yīng)分析

1. 環(huán)境規(guī)制的治理效應(yīng)

作為我國政府解決環(huán)境問題的重要手段之一，環(huán)境規(guī)制不可避免地影響企業(yè)的環(huán)境行為。由于不同類型的環(huán)境規(guī)制工具各具特點，本文參考吳磊等的研究[33]，將環(huán)境規(guī)制工具劃分為命令控制型、市場激勵型以及公眾參與型三種：(1)命令控制型環(huán)境規(guī)制被認為是法律效力最強的工具，主要通過有效落實各項環(huán)境法規(guī)和命令進而達到對企業(yè)環(huán)境活動進行強制約束。本文以企業(yè)是否被納入原國家環(huán)保部重點監(jiān)控名單衡量企業(yè)面臨的命令控制型環(huán)境規(guī)制強度，設(shè)置虛擬變量(OER)。當企業(yè)本年度被列入國家重點監(jiān)控企業(yè)名單時取值為1，否則為0。(2)市場激勵型環(huán)境規(guī)制是國家依據(jù)“污染者付費”這一原則制定的，主要是通過排污費征收或排污權(quán)交易等市場治理方式，提升企業(yè)降低污染的積極性。參考張江雪等的研究[34]，本文采用地區(qū)排污費收入與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為市場激勵型環(huán)境規(guī)制強度的衡量指標，并設(shè)置虛擬變量(Flwd)。若樣本企業(yè)所在地區(qū)的排污收入與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值超過當年中位數(shù)，F(xiàn)lwd取值為1，否則為0。(3)公眾參與型環(huán)境規(guī)制是社會公眾在維護環(huán)境利益的過程中通過合理利用自身環(huán)境監(jiān)督和訴訟權(quán)力，向政府監(jiān)管主體施加壓力從而實現(xiàn)對企業(yè)環(huán)境污染行為的治理。此種規(guī)制主要通過公眾信訪、投訴等途徑實現(xiàn)，選取各地區(qū)每年環(huán)境信訪及電話網(wǎng)絡(luò)投訴總數(shù)衡量公眾參與型環(huán)境規(guī)制強度，設(shè)置虛擬變量(Ep)。若樣本企業(yè)所在地區(qū)的環(huán)境信訪及電話網(wǎng)絡(luò)投訴總數(shù)超過當年中位數(shù)，Ep取值為1，否則為0。

表6列(1)至列(3)是三種環(huán)境規(guī)制工具治理效應(yīng)的回歸結(jié)果。業(yè)績期望落差與命令控制型環(huán)境規(guī)制的交互項(Per_gap×OER)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，而與市場激勵型環(huán)境規(guī)制、公眾參與型環(huán)境規(guī)制的交互項(Per_gap×Flwd、Per_gap×Ep)的回歸系數(shù)均不顯著，表明命令控制型環(huán)境規(guī)制工具能夠有效發(fā)揮對業(yè)績期望落差企業(yè)“漂綠”行為的監(jiān)管約束作用，但市場激勵型與公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具的效果不明顯?？赡艿慕忉屖?，我國當前環(huán)境治理領(lǐng)域的市場激勵機制存在失靈問題，公眾環(huán)境參與意識也較為薄弱[34]。企業(yè)履行環(huán)境責任更多是出于應(yīng)對命令控制型環(huán)境規(guī)制壓力、維護自身合法性所做出的反應(yīng)，如何提升市場激勵與公眾參與的有效性是當務(wù)之急。

表6 環(huán)境規(guī)制及媒體監(jiān)督的治理效應(yīng)

2. 媒體監(jiān)督的治理效應(yīng)

“漂綠”問題本質(zhì)上源自于利益相關(guān)者與企業(yè)之間綠色信息的不對稱[3]。媒體作為資本市場上重要的中介主體，通過增加環(huán)境信息供給量，有助于提升外部主體對于企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)的認知程度，切斷企業(yè)“漂綠”的投機路徑。考慮到不同類型的媒體監(jiān)督效應(yīng)存在著差異，本文嘗試探究不同地域的媒體監(jiān)督對業(yè)績期望落差企業(yè)“漂綠”行為治理效果的異質(zhì)性。參考楊玉龍等的研究[35]，根據(jù)媒體主辦單位所在地與上市公司注冊地是否為同一省份，將媒體監(jiān)督類型劃分為本地媒體監(jiān)督與異地媒體監(jiān)督，并分別設(shè)置虛擬變量Local(NonLocal)，若當年本地(異地)媒體對上市公司的報道數(shù)量超過當年中位數(shù)，Local(NonLocal)取值為1，否則為0。

不同類型媒體監(jiān)督治理作用的回歸結(jié)果見表6列(4)和列(5)。業(yè)績期望落差與本地媒體監(jiān)督交互項(Per_gap×local)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負，而與異地媒體監(jiān)督的交互項(Per_gap×nonlocal)的回歸系數(shù)并不顯著，這表明相對于異地媒體，本地媒體更好地發(fā)揮了對業(yè)績期望落差企業(yè)“漂綠”行為的監(jiān)管約束作用。一般而言，本地媒體天然地會對所在地企業(yè)的業(yè)績表現(xiàn)具有較高的關(guān)注度；而且相較于異地媒體更具有信息優(yōu)勢，更容易滲透進入當?shù)厣鲜泄镜纳鐣W(wǎng)絡(luò)獲取私有信息[35]，從而有能力甄別和監(jiān)督企業(yè)投機行為。因此，區(qū)位優(yōu)勢使得本地媒體對于業(yè)績期望落差企業(yè)的環(huán)境表現(xiàn)具有較為敏銳的洞察力，從而能對“漂綠”形成有效監(jiān)管。

七、 結(jié)論性評述

“漂綠”行為隨著被越來越多的企業(yè)學(xué)習(xí)和模仿，已成為我國生態(tài)文明建設(shè)的主要障礙。本文基于企業(yè)行為理論和成本—收益理論，分析業(yè)績期望落差對企業(yè)“漂綠”行為的影響機理，并以2010—2019年A股重污染行業(yè)上市公司為樣本進行實證檢驗。主要研究結(jié)論包括：業(yè)績期望落差會誘發(fā)企業(yè)“漂綠”行為，且“漂綠”形式主要表現(xiàn)為對環(huán)境實踐的選擇性披露；當業(yè)績期望落差持續(xù)時間越長時，其與企業(yè)“漂綠”程度之間的正向關(guān)系越顯著。機制檢驗表明，業(yè)績期望落差會惡化企業(yè)融資約束、加劇管理層短視，進而作用于“漂綠”行為。此外，不同類型的環(huán)境規(guī)制工具及媒體監(jiān)督對于業(yè)績期望落差企業(yè)“漂綠”行為的治理效果存在差異，其中，命令控制型環(huán)境規(guī)制及本地媒體監(jiān)督能夠有效發(fā)揮約束作用，但市場激勵型、公眾參與型環(huán)境規(guī)制以及異地媒體監(jiān)督的效果并不明顯。上述研究結(jié)論揭示了企業(yè)在業(yè)績期望落差這一特定情境下的偽環(huán)境責任履行狀態(tài)，驗證了消極的業(yè)績反饋結(jié)果對企業(yè)“漂綠”行為的誘致機制，也為當前屢禁不止且不斷擴散的企業(yè)“漂綠”現(xiàn)象提供了新的解釋。

本文建議：(1)加強對業(yè)績期望落差企業(yè)環(huán)境實踐的精準監(jiān)管。企業(yè)“漂綠”行為往往較為隱蔽，如何識別監(jiān)管對象一直是難題。由于經(jīng)營困境放大了企業(yè)通過“漂綠”回應(yīng)質(zhì)疑、轉(zhuǎn)移矛盾的動機，監(jiān)管部門應(yīng)將業(yè)績期望落差納入“漂綠”行為監(jiān)管的預(yù)警指標體系，重點關(guān)注持續(xù)出現(xiàn)業(yè)績期望落差的企業(yè)，精準防范業(yè)績下行壓力引發(fā)的“漂綠”行為。(2)以制度建設(shè)為抓手，規(guī)范企業(yè)環(huán)境信息披露行為。為壓縮企業(yè)環(huán)境信息“漂綠”空間，證監(jiān)會、環(huán)保部等應(yīng)盡快聯(lián)合出臺與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營特征相契合的環(huán)境信息披露實施細則，強制推行環(huán)境報告鑒證機制，遏制企業(yè)“報喜不報憂”“多言寡行”的機會主義傾向。(3)優(yōu)化環(huán)境規(guī)制及媒體監(jiān)督對企業(yè)“漂綠”行為的治理效果。一方面，政府監(jiān)管部門應(yīng)繼續(xù)完善不同類型環(huán)境規(guī)制工具的運行機制，特別是強化市場激勵手段對企業(yè)環(huán)?；顒拥囊龑?dǎo)作用，并不斷拓寬公眾參與環(huán)境治理的通道；另一方面，應(yīng)注重培育本地媒體力量，充分發(fā)揮本地媒體天然的信息優(yōu)勢，激勵其挖掘并曝光企業(yè)“漂綠”信息，與政府環(huán)境規(guī)制優(yōu)勢互補、形成合力。