徐莉萍,劉 寧

(湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410079)

一、引 言

宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展需要政府環(huán)境規(guī)制來防止生態(tài)環(huán)境惡化，更需要微觀企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展來落實，而微觀企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展離不開高水平信息披露質(zhì)量。2014年4月全國人大常委會修訂通過自2015年1月起實施行的《中華人民共和國環(huán)境保護法》，隨后，2015年7月環(huán)境保護部通過《環(huán)境保護公眾參與辦法》，2016年12月全國人大常委會通過自2018年1月起施行、2018年10月修改的《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》，標志著中國實際已基本形成一套政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會組織和公眾共同參與的環(huán)境規(guī)制體系。環(huán)境規(guī)制包括顯性與隱性環(huán)境規(guī)制兩類。其中，顯性環(huán)境規(guī)制是指政府及監(jiān)管部門頒發(fā)的法律、法規(guī)及市場激勵等有形措施；隱性環(huán)境規(guī)制是指環(huán)境非政府組織(ENGO)和公眾內(nèi)在的、無形的環(huán)保意識和認知。宏觀環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)信息披露行為的影響取決于重污染企業(yè)的響應(yīng)策略，重污染企業(yè)信息披露直接策略是環(huán)境信息披露，間接策略是盈余信息披露。

已有關(guān)于環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟后果的研究大都圍繞宏觀政府和中觀產(chǎn)業(yè)區(qū)域?qū)用嬲归_，針對宏觀環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)行為的交叉研究大都聚焦在企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)遷移、企業(yè)環(huán)保投資、企業(yè)環(huán)境信息披露等方面，鮮有文獻從微觀企業(yè)盈余信息披露間接策略展開考察，且結(jié)論也未能達成一致。例如張曉東(2008)的研究認為，顯性環(huán)境規(guī)制帶來的政治成本變化促使企業(yè)選擇向下操縱盈余。但楊野等(2020)認為，新環(huán)保實施后，重污染企業(yè)選擇向上操縱盈余?，F(xiàn)有關(guān)于企業(yè)盈余信息質(zhì)量影響因素的研究，主要圍繞外部環(huán)境、決策個體和企業(yè)整體三個層面展開：在外部環(huán)境層面，大多側(cè)重于法律、政府干預(yù)及社會文化等對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的影響，較少涉及環(huán)境規(guī)制這一外部環(huán)境的分析。在決策個體層面，聚焦于高管的自然屬性(年齡、性別、專業(yè)知識、工作經(jīng)驗等)方面的研究。在企業(yè)整體層面，現(xiàn)有研究大多將企業(yè)盈余信息質(zhì)量視為企業(yè)獨立決策的結(jié)果，忽略了行為的傳染性對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的影響。傳染效應(yīng)指的是企業(yè)財務(wù)決策行為在同行業(yè)企業(yè)間的擴散現(xiàn)象。現(xiàn)有文獻已從企業(yè)財務(wù)違規(guī)行為、審計行為決策、企業(yè)社會責任行為決策、并購決策、投融資決策及財務(wù)報告決策等方面對傳染效應(yīng)的存在和影響因素展開了研究。企業(yè)財務(wù)決策中普遍存在傳染效應(yīng)現(xiàn)象，如盈余管理通過連鎖董事產(chǎn)生傳染效應(yīng)，盈余管理行為在同行業(yè)、同地區(qū)間存在傳染效應(yīng)。

綜觀已有研究，關(guān)注環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的影響的文獻較少，并缺乏對異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制的深入研究。企業(yè)盈余信息質(zhì)量不會僅僅靜態(tài)地受到環(huán)境規(guī)制的影響，也會動態(tài)地受到同行業(yè)企業(yè)間盈余信息質(zhì)量的傳染。為此，本文基于傳染效應(yīng)視角，實證檢驗顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的影響，以期補充和拓展企業(yè)盈余信息質(zhì)量的相關(guān)研究，為企業(yè)盈余信息質(zhì)量的監(jiān)管提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)傳染效應(yīng)視角下，顯性環(huán)境規(guī)制與企業(yè)盈余信息質(zhì)量

基于傳染效應(yīng)，動態(tài)地研究顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量影響的研究較少，學(xué)者們更多地關(guān)注顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的靜態(tài)影響。根據(jù)政治成本理論，企業(yè)因潛在不利的反壟斷、關(guān)稅補貼等政策在內(nèi)的政府管制或政治活動會增加企業(yè)的預(yù)期成本，這些政策管制會影響企業(yè)會計信息披露決策，企業(yè)通常會基于政治成本動機操縱和調(diào)整盈余來規(guī)避政府和公眾的監(jiān)督，以期獲得政府與公眾的支持。已有研究已經(jīng)證實政治成本會誘發(fā)盈余操縱行為，導(dǎo)致企業(yè)盈余信息質(zhì)量降低。十九屆四中全會以來，政府及監(jiān)管部門堅決實施嚴格的生態(tài)文明制度體系，釋放了顯性環(huán)境規(guī)制強度不斷升級的信號，重污染企業(yè)作為環(huán)境污染的主要肇事者，其政治成本日漸增長。因此，當重污染企業(yè)面臨顯性環(huán)境規(guī)制的壓力時，重污染企業(yè)管理者會傾向于增加盈余信息披露的噪聲，降低企業(yè)盈余信息質(zhì)量，從而緩解高政治可見性帶來的監(jiān)管壓力。

企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策不僅僅靜態(tài)地受到外部顯性環(huán)境規(guī)制的影響，還動態(tài)地受到同行業(yè)企業(yè)間盈余信息質(zhì)量的傳染。一方面，重污染企業(yè)管理者在盈余信息質(zhì)量決策時一般會綜合考慮盈余信息獲取的便捷性及相關(guān)性，更傾向于選擇與自身企業(yè)處于同一行業(yè)生命周期的企業(yè)盈余信息質(zhì)量策略；另一方面，同行業(yè)企業(yè)之間的盈余信息傳遞工具豐富，通過正式或非正式的渠道獲取企業(yè)盈余信息，同行業(yè)企業(yè)之間的盈余信息流動更為通暢。

基于信息理論，重污染企業(yè)管理者在作出盈余信息決策時，需要消耗企業(yè)的人力和物力資源參照和分析信息。為減少信息成本并且提高盈余信息質(zhì)量決策的效率，重污染企業(yè)傾向于選擇同行業(yè)企業(yè)的盈余信息質(zhì)量決策作為借鑒。當重污染企業(yè)管理層發(fā)現(xiàn)同行業(yè)企業(yè)面臨顯性環(huán)境規(guī)制時，其會傾向于進行盈余操縱。在企業(yè)同期的盈利狀態(tài)明顯低于同行業(yè)平均水平的情況下，管理層將產(chǎn)生較強的模仿動機來避免向利益相關(guān)者傳達企業(yè)經(jīng)營決策失誤的信號。Banerjee等(1992)的研究表明，管理層會在權(quán)衡獲取盈余關(guān)鍵信息成本和采取盈余操縱行為的處罰成本后，基于僥幸心理選擇盈余操縱行為來飲鴆止渴。此外，管理層能力和聲譽等方面也是促使重污染企業(yè)在面臨顯性環(huán)境規(guī)制進行盈余操縱后格外關(guān)注同行業(yè)企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策的重要因素。由于經(jīng)驗不足和能力有限，重污染企業(yè)管理層可能無法分辨同行業(yè)企業(yè)盈余信息質(zhì)量的決策是否有助于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展；在惰性動機的驅(qū)動下，在面臨顯性環(huán)境規(guī)制進行盈余操縱后，更容易受到傳染效應(yīng)的動態(tài)影響。根據(jù)競爭理論，為了維持在同行業(yè)企業(yè)中的相對競爭優(yōu)勢，重污染企業(yè)管理層會對同行業(yè)企業(yè)面臨顯性環(huán)境規(guī)制時進行盈余操縱的行為進行競爭性模仿。因此，傳染效應(yīng)能增強顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的削弱作用。為此，提出研究假設(shè)H1。

在其他條件不變的情況下，傳染效應(yīng)會增強顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的削弱作用。

(二)傳染效應(yīng)視角下，隱性環(huán)境規(guī)制與企業(yè)盈余信息質(zhì)量

隨著經(jīng)濟社會的高質(zhì)量發(fā)展，環(huán)保意識逐漸成為社會公眾認可的隱性社會規(guī)范。組織合法性理論認為，企業(yè)作為社會組織，倘若不能滿足隱性社會規(guī)范的要求，就難以生存與發(fā)展。為應(yīng)對隱性規(guī)范產(chǎn)生的公共壓力，獲得環(huán)境合法性的認同，企業(yè)會表現(xiàn)出更加積極的環(huán)境管理行為。關(guān)于組織合法性理論的研究主要包括制度學(xué)派和戰(zhàn)略學(xué)派。其中制度學(xué)派強調(diào)社會整體性，將企業(yè)合法性視為集體認知或意識，企業(yè)通過調(diào)整自身行為適應(yīng)制度環(huán)境從而獲得社會合法性地位。戰(zhàn)略學(xué)派強調(diào)管理者策略性，將企業(yè)合法性視為資源，合法性資源有利于企業(yè)獲得綠色高質(zhì)量發(fā)展的其他資源，企業(yè)通過遵守社會道德規(guī)范和社會價值觀，主動制定適應(yīng)、選擇和控制等不同戰(zhàn)略以獲取合法性資源。隨著公眾參與和ENGO參與等隱性環(huán)境規(guī)制的發(fā)展，重污染企業(yè)經(jīng)營發(fā)展面臨較大的環(huán)保合法性壓力，外部投資者要求支付較高的風險溢價，從而影響企業(yè)未來現(xiàn)金流和盈余的可持續(xù)性。因此，企業(yè)在面臨隱性環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的公共壓力時，為了獲得組織合法性的認同，更傾向于采取積極的盈余信息披露策略，以減輕過高的公眾關(guān)注帶來的市場壓力而使得企業(yè)面臨投資者的負面反應(yīng)。

企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策不僅僅靜態(tài)地受到外部隱性環(huán)境規(guī)制的影響，還動態(tài)地受到同行業(yè)企業(yè)間盈余信息質(zhì)量的傳染?；跈?quán)變理論，由于重污染企業(yè)外部環(huán)境和自身特征的差異性，重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策不能脫離重污染企業(yè)內(nèi)外部整體環(huán)境而孤立存在。重污染企業(yè)為了實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，需要樹立權(quán)變的理念，并結(jié)合自身特征適應(yīng)、利用外部環(huán)境，權(quán)變地進行企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策。重污染企業(yè)為了獲得或維持組織合法性，在盈余信息質(zhì)量決策時，也會受到同行業(yè)企業(yè)間盈余信息質(zhì)量傳染的影響，一旦同行業(yè)企業(yè)的盈余信息質(zhì)量決策對其產(chǎn)生足夠大的影響，這種特定的行為將會被制度化，使得重污染企業(yè)會權(quán)變地選擇與同行業(yè)其他重污染企業(yè)的盈余信息質(zhì)量決策保持一致，以適應(yīng)隱性環(huán)境規(guī)制變化帶來的不確定性。此外，社會公眾和ENGO獲取企業(yè)盈余信息質(zhì)量的信息渠道有限，只能通過與同行業(yè)企業(yè)進行對比分析后作出判斷，這就導(dǎo)致隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用會被傳染效應(yīng)削弱。

根據(jù)共生理論，重污染企業(yè)及利益相關(guān)者構(gòu)成企業(yè)盈余信息質(zhì)量的共生系統(tǒng)。重污染企業(yè)是多元利益相關(guān)者相互作用形成的共生體，利益相關(guān)者按照契約與重污染企業(yè)進行資源和信息交換并獲取回報，企業(yè)盈余信息質(zhì)量反映了企業(yè)利益相關(guān)者投入資本的經(jīng)營情況，因此，利益相關(guān)者和重污染企業(yè)形成了互惠共生的行為模式。隨著隱性環(huán)境規(guī)制的演化和發(fā)展，重污染企業(yè)與同行業(yè)企業(yè)之間會在價值利益鏈的驅(qū)動下形成共生協(xié)作的關(guān)系。重污染企業(yè)的盈余操縱行為和意愿受到?jīng)Q策壓力感知的影響，而同行業(yè)其他企業(yè)的盈余操縱行為及社會公眾和ENGO對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的期望構(gòu)成了其感知壓力的主要來源。同行業(yè)企業(yè)產(chǎn)生的規(guī)范性壓力和市場風險，將增加重污染企業(yè)盈余操縱意愿來實現(xiàn)組織的合法性。在此情況下，出于防御動機，在傳染效應(yīng)的影響下，個體重污染企業(yè)面臨隱性環(huán)境規(guī)制時，會傾向于模仿同行業(yè)其他企業(yè)的盈余信息質(zhì)量決策以保持共生協(xié)作關(guān)系。因此，傳染效應(yīng)會削弱隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用。據(jù)此，提出研究假設(shè)H2。

在其他條件不變的情況下，傳染效應(yīng)會削弱隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)處理

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。借鑒相關(guān)文獻的做法，選擇2011—2017年滬深A(yù)股重污染上市公司作為研究樣本，原因在于：一方面，為了克服重污染企業(yè)披露諸如排污費、環(huán)保補助信息的選擇性傾向。2010年環(huán)境保護部發(fā)布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》首次規(guī)定，從2011年起，重污染行業(yè)上市公司應(yīng)當定期披露包括公司支付的排污費和獲得的環(huán)保補助金額在內(nèi)的環(huán)境信息。另一方面，為了有效減少政策干預(yù)帶來的研究噪聲。2016年12月全國人大常委會通過的自2018年1月起施行的《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》中將“排污費”變?yōu)椤碍h(huán)境稅”。新環(huán)保稅法在環(huán)保稅征管措施、征收標準等方面比2003年起實施的《排污費征收使用管理條例》更為嚴格。各省環(huán)境法規(guī)、執(zhí)法數(shù)據(jù)及環(huán)境信訪數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》及《中國統(tǒng)計年鑒》，排污費用和環(huán)境補貼金額來源于重污染企業(yè)年報附注，通過手工收集整理獲得，其他財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)處理。首先，根據(jù)以下標準對原始數(shù)據(jù)進行篩選：(1)剔除退市企業(yè)和ST類企業(yè)；(2)為了排除重污染企業(yè)信息披露自選擇問題和企業(yè)戰(zhàn)略差異形成的干擾，只保留排污費和環(huán)保補助都不為0的樣本，刪除排污費、環(huán)保補助及控制變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。其次，為了控制極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%的Winsorize縮尾處理。經(jīng)過上述篩選，共計3383個樣本。

(二)變量定義與度量

1.被解釋變量。借鑒王福勝和朱志標(2016)的研究，綜合盈余信息的可靠性和相關(guān)性特征，分別計算應(yīng)計質(zhì)量()、盈余平滑度()和盈余激進度()三個指標，并計算三個指標按百分位排序后取值的平均數(shù)，構(gòu)建企業(yè)盈余信息質(zhì)量指標()。

2.解釋變量。參考曾倩等(2020)的做法，首先，將環(huán)境規(guī)制分為顯性環(huán)境規(guī)制()和隱性環(huán)境規(guī)制()兩個維度，顯性環(huán)境規(guī)制分為約束型環(huán)境規(guī)制和激勵型環(huán)境規(guī)制。約束型環(huán)境規(guī)制包括立法強度()和執(zhí)法強度()，激勵型環(huán)境規(guī)制分為排污費()和環(huán)境補貼()。隱性環(huán)境規(guī)制包括公眾參與()和ENGO參與()。其次，運用修正后的熵值法分別分析顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制各指標間的關(guān)聯(lián)度進而決定其權(quán)重。最后，計算顯性環(huán)境規(guī)制的綜合得分，并對其規(guī)?；幚恚玫斤@性環(huán)境規(guī)制變量 ()。同理，按照上述思路計算得出隱性環(huán)境規(guī)制變量()。

3.調(diào)節(jié)變量。結(jié)合劉柏和盧家銳(2018)的研究，傳染效應(yīng)是指企業(yè)盈余信息質(zhì)量在同行業(yè)企業(yè)間的擴散現(xiàn)象，采用同一個二位數(shù)代碼的同行業(yè)同年度其他企業(yè)的盈余信息質(zhì)量平均值衡量(_)。

4.控制變量。結(jié)合相關(guān)研究，從企業(yè)特征、公司治理、高管特征等方面選取控制變量。各變量具體說明見表1。

(三)模型設(shè)定

為驗證H1和H2，構(gòu)建回歸模型(1)和模型(2)。為了減少潛在的內(nèi)生性的影響，將解釋變量即顯性環(huán)境規(guī)制與隱性環(huán)境規(guī)制滯后一期放入模型(1)和模型(2)中進行回歸。

,=+,-1×_+

,-1+_∑+

∑+∑+∑+

(1)

,=+,-1×_+

,-1+_∑+

∑+∑+∑+

(2)

表1 變量說明

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，被解釋變量盈余信息質(zhì)量()的平均值為51.111，標準差為15.942，最小值為21，最大值為79.667，中位數(shù)為51.333，說明樣本企業(yè)之間被解釋變量盈余信息質(zhì)量()存在較大的差異。解釋變量的顯性環(huán)境規(guī)制中立法強度()的均值為28.440，標準差為14.703；執(zhí)法強度()的均值為5503.488，標準差為4818.935，說明樣本企業(yè)之間的顯性環(huán)境規(guī)制中約束型環(huán)境規(guī)制差異較大。顯性環(huán)境規(guī)制中排污費()的中位數(shù)為0，說明繳納排污費的公司不足全樣本的一半；顯性環(huán)境規(guī)制中環(huán)境補貼()的中位數(shù)為0.002，說明多于半數(shù)的公司能夠獲得環(huán)境補貼，這與李青原和肖澤華(2020)的統(tǒng)計結(jié)果基本一致。隱性環(huán)境規(guī)制中公眾參與()的均值為7.194，ENGO參與()的均值為0.053，說明我國隱性環(huán)境規(guī)制主要以公眾參與為主。同時，同行業(yè)其他企業(yè)平均盈余信息質(zhì)量_的平均值為50.648，標準差為3.098，最小值為40.259，最大值為63.583，中位數(shù)為50.056。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)回歸結(jié)果分析

傳染效應(yīng)視角下，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量影響的實證檢驗結(jié)果見表3。其中列(1)表明，顯性環(huán)境規(guī)制()的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的盈余信息質(zhì)量起著負向的抑制作用，即顯性環(huán)境規(guī)制程度越高，企業(yè)的盈余信息質(zhì)量越差；列(2)表明，隱性環(huán)境規(guī)制()的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明隱性環(huán)境規(guī)制程度越高，企業(yè)的盈余信息質(zhì)量越好。列(3)將顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制放置于同一個模型進行回歸檢驗結(jié)果也和列(1)和列(2)保持一致。

傳染效應(yīng)影響顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量作用的結(jié)果見表3的列(4)，當控制年份、行業(yè)和省份固定效應(yīng)時，_×的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明傳染效應(yīng)增強了顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的削弱作用，H1得到驗證。同理，表3的列(5)顯示，傳染效應(yīng)削弱了隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用，_×的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明傳染效應(yīng)能夠負向調(diào)節(jié)隱性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的正向影響關(guān)系，H2得到驗證。

表3 傳染效應(yīng)視角下環(huán)境規(guī)制與企業(yè)盈余信息質(zhì)量

五、進一步分析

(一)異質(zhì)性檢驗

1.企業(yè)規(guī)模。根據(jù)企業(yè)規(guī)模的中位數(shù)將樣本分為大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)兩組，分別檢驗傳染效應(yīng)視角下異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的影響。表4的列(1)和列(2)報告了模型(1)的回歸結(jié)果：_×的回歸系數(shù)僅在大規(guī)模企業(yè)組中顯著，表明傳染效應(yīng)增強顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的削弱作用在大規(guī)模企業(yè)中更明顯。表4的列(3)和列(4)報告了模型(2)的回歸結(jié)果：_×的回歸系數(shù)僅在大規(guī)模企業(yè)中顯著，表明傳染效應(yīng)削弱隱性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用在大規(guī)模企業(yè)中更明顯。這是因為在規(guī)模比較大的企業(yè)中，高企業(yè)規(guī)模的重污染企業(yè)市場競爭也比較大，受到顯性和隱性環(huán)境規(guī)制的可見性壓力更大，大規(guī)模重污染企業(yè)更加注重參考同行業(yè)重污染企業(yè)的盈余信息策略來選擇本企業(yè)的盈余信息策略。

表4 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性分析

2.環(huán)境不確定性。借鑒申慧慧等(2012)的方法，計算環(huán)境不確定性()。根據(jù)環(huán)境不確定性()的中位數(shù)，將樣本分為高環(huán)境不確定性和低環(huán)境不確定性兩組，分樣本的回歸結(jié)果如表5所示。在低環(huán)境不確定性的組別中，_×和_×的回歸系數(shù)均顯著為負，表明在低環(huán)境不確定性的情況下，傳染效應(yīng)增強顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的抑制作用、削弱隱性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用均更為明顯。這是因為，企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性增大，加劇了企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，降低了企業(yè)對外部市場交易環(huán)境要素的控制能力。高環(huán)境不確定性阻礙了重污染企業(yè)盈余信息的流動和傳遞，提高了同行業(yè)企業(yè)盈余信息的搜尋成本，進而遏制傳染效應(yīng)在異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制與重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量之間發(fā)揮作用。

表5 環(huán)境不確定性異質(zhì)性分析

3.盈余管理方向。按照方向和目的的不同，可以區(qū)分為向上的盈余管理和向下的盈余管理，盈余管理的方向可以提供盈余信息的機會主義或真實業(yè)績的信息。因此，面臨不同方向的盈余管理情況，傳染效應(yīng)影響異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量作用可能會存在差異。采用修正Jones模型，根據(jù)盈余管理方向?qū)⑷繕颖痉譃橄蛏嫌喙芾砗拖蛳掠喙芾韮山M分別進行回歸計算(見表6)。結(jié)果顯示，_×和_×的回歸系數(shù)在向下盈余管理組中在1%水平上顯著為負，而在向上盈余管理組中均不顯著，表明在向下盈余管理的情況下，傳染效應(yīng)增強顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的抑制作用、削弱隱性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用更為明顯。

(二)治理機制檢驗

1.內(nèi)部控制質(zhì)量。企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升能夠減少管理層的機會主義行為，降低企業(yè)盈余管理程度，提升企業(yè)盈余信息質(zhì)量。因此，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)盈余信息質(zhì)量具有一定的監(jiān)督作用。因為內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)，管理層的尋租空間減少，有效約束了管理層操縱盈余信息；同時，對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的傳染效應(yīng)具有一定的抑制作用。

根據(jù)以上分析，本文采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)的對數(shù)(ln)衡量重污染企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，ln指標越大，表明重污染企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。根據(jù)ln的中位數(shù)，將樣本分為高內(nèi)部控制組和低內(nèi)部控制組，然后進行分組回歸(見表7)。結(jié)果表明，在低內(nèi)部控制組，_×的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明內(nèi)部控制質(zhì)量作為重污染企業(yè)自我調(diào)節(jié)和約束的內(nèi)在治理機制，遏制了傳染效應(yīng)放大顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的抑制作用。

表6 盈余管理方向異質(zhì)性分析

2.社會信任。社會信任作為重要的非正式制度，能發(fā)揮顯著的公司治理機制。在社會信任程度較高的地區(qū)，會計信息透明度更高。首先，在社會信任程度較高的地區(qū)，企業(yè)管理層自我約束的傾向更為明顯，有助于降低盈余管理的動機，從而減少操縱盈余進行自利的行為，有助于提高企業(yè)盈余信息質(zhì)量。其次，在社會信任程度較高的地區(qū)，信息傳遞成本較低且更為通暢，一旦重污染企業(yè)盈余操縱的失信信息被傳播擴散導(dǎo)致企業(yè)聲譽嚴重受損，會成為制約重污染企業(yè)可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展的瓶頸。根據(jù)以上分析，參考陽鎮(zhèn)等(2021)的研究，采用《中國城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)CEI藍皮書》的地級市信任環(huán)境指數(shù)()衡量地區(qū)社會信任程度，并根據(jù)地級市信任程度的中位數(shù)將樣本分為高社會信任組和低社會信任組，分別檢驗社會信任的治理作用(見表8)。結(jié)果表明，在低社會信任組，_×的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明社會信任作為重污染企業(yè)外部軟約束治理機制，為遏制傳染效應(yīng)放大顯性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的削弱作用提供了外部監(jiān)督力量。

表7 內(nèi)部控制治理機制的檢驗結(jié)果

表8 社會信任治理機制的檢驗結(jié)果

(三)區(qū)分環(huán)境規(guī)制類型的檢驗

1.顯性環(huán)境規(guī)制。將顯性環(huán)境規(guī)制細分為立法強度()、執(zhí)法強度()、排污費()、環(huán)境補貼()重新檢驗(見表9)。列(1)和列(4)表明，_×和_×的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為負，可以看出，傳染效應(yīng)增強顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的削弱作用，主要是通過立法強度和環(huán)境補貼兩類顯性環(huán)境規(guī)制。

2.隱性環(huán)境規(guī)制。將隱性環(huán)境規(guī)制細分為公眾參與()和ENGO參與()重新檢驗。表9的列(5)回歸結(jié)果表明，_×交乘項的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，表明傳染效應(yīng)削弱隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的提升作用，主要是通過公眾參與這一隱性環(huán)境規(guī)制。

表9 區(qū)分環(huán)境規(guī)制類型的檢驗

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

1.工具變量法。為了避免可能存在的內(nèi)生性問題對結(jié)果穩(wěn)健性的影響，參考史貝貝等(2019)的研究，選擇同省份同行業(yè)其他重污染企業(yè)面臨的顯性環(huán)境規(guī)制均值(1)作為顯性環(huán)境規(guī)制的工具變量，選擇城市的報紙種類數(shù)量除以當?shù)厝司鵊DP(2)作為隱性環(huán)境規(guī)制的工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)重新進行回歸。采用的工具變量滿足兩個基本條件：首先，顯性環(huán)境規(guī)制政策制定者之間會相互觀察和模仿，所以，同省份同行業(yè)其他重污染企業(yè)的顯性環(huán)境規(guī)制強度的均值，對重污染企業(yè)所面臨的顯性環(huán)境規(guī)制強度有著直接的影響，但不會直接作用于重污染企業(yè)的盈余信息質(zhì)量，因此，作為顯性環(huán)境規(guī)制的工具變量，滿足有效工具變量的相關(guān)性和外生性這兩大條件。其次，城市的報紙種類數(shù)量越多，說明該城市媒體披露、信息流動的水平越高，該城市的信息基礎(chǔ)設(shè)施則越完善，越能夠及時曝光社會公眾和ENGO的各類環(huán)境訴求，從而該城市隱性環(huán)境規(guī)制工具強度也越大。同時，某一城市的報紙種類數(shù)量與該城市的重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量并沒有其他的關(guān)系。

表10報告了工具變量的回歸結(jié)果。其中，列(1)和列(2)表明，在第一階段回歸分析中，工具變量1的估計系數(shù)在 1% 的水平上顯著為正，符合理論預(yù)期，并且值為24.89，表明不存在弱工具變量的可能；在第二階段回歸分析中，顯性環(huán)境規(guī)制與企業(yè)盈余信息質(zhì)量的系數(shù)在5%的水平上顯著為負。同理，列(3)和列(4)表明，在第一階段回歸分析中，工具變量2與隱性環(huán)境規(guī)制在1%的水平上顯著正相關(guān)；第二階段的估計結(jié)果顯示，隱性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明在控制內(nèi)生性問題后，基準回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表10 工具變量的回歸結(jié)果

2.傾向得分匹配法(PSM)。首先，按照行業(yè)時間均值區(qū)分企業(yè)面臨的顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制的強度，構(gòu)造實驗組和對照組樣本。其次，將企業(yè)特征、公司治理、高管特征等方面的控制變量作為企業(yè)特征變量，分別利用鄰近匹配進行1∶1和1∶2匹配，匹配后變量的標準化偏差均小于10%，而且所有變量的值均大于0.1，不拒絕實驗組和對照組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，表明匹配后的公司特征變量已無顯著差異。從表11的PSM匹配后的回歸結(jié)果來看，實證結(jié)果與上文主要結(jié)論一致，說明研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表11 PSM匹配后回歸結(jié)果

(二)其他穩(wěn)健性檢驗

為了進一步保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，進行如下其他穩(wěn)健性檢驗：(1)控制遺漏變量。分別加入人均GDP()、市場化程度()、區(qū)域()作為控制變量。其中，區(qū)域()是啞變量，若重污染企業(yè)的注冊地位于東部地區(qū)，取值為1；否則，取值為0。市場化程度()來自樊綱等編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》，其中，各地區(qū)市場化進程2014年后的數(shù)據(jù)按照歷年平均增長幅度進行預(yù)測。(2)替換被解釋變量。選擇Jones(1991)提出的基本Jones 模型、陸建橋(1999)提出的無形資產(chǎn)Jones模型及Kothari等(2005)提出的收益匹配Jones模型，分別計算滯后三年的可操縱性應(yīng)計利潤絕對值之和，并構(gòu)建_、_和_，對被解釋變量企業(yè)盈余信息質(zhì)量的計量方法進行三種指標替換。(3)變更研究期間。由于中國于2014年4月24日通過了歷史上最嚴格的環(huán)境保護法，因此，將樣本區(qū)間從2011—2017年調(diào)整為2014—2017年，并再次進行回歸分析。(4)控制交叉固定效應(yīng)。為排除行業(yè)年度事件的影響和不同省份制度背景的影響，在模型(1)和模型(2)中分別控制了行業(yè)年度交叉的固定效應(yīng)和省份年度交叉的固定效應(yīng)。未報告的實證結(jié)果顯示與前文研究結(jié)論保持一致。

七、結(jié)論與啟示

以上研究發(fā)現(xiàn)：行業(yè)傳染效應(yīng)強化了顯性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的負向影響，削弱了隱性環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的正向影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)：對于規(guī)模較大、環(huán)境不確定性較低和向下盈余管理的企業(yè)，傳染效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用更為明顯；內(nèi)部控制質(zhì)量和社會信任能削弱傳染效應(yīng)的正向調(diào)節(jié)作用；立法強度、環(huán)境補貼和公眾參與是影響企業(yè)盈余信息質(zhì)量的主要環(huán)境規(guī)制。在采用工具變量法、傾向得分匹配法、控制遺漏變量、替換被解釋變量、變更研究期間、控制交叉固定效應(yīng)等穩(wěn)健性檢驗后，主要研究結(jié)論依然成立。

通過研究結(jié)論得到如下幾點啟示：第一，企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策會產(chǎn)生負外部性，引起企業(yè)盈余信息質(zhì)量決策的傳染效應(yīng)，因此，政府及監(jiān)管部門在制定環(huán)境規(guī)制時，不但要考慮顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的影響差異，還要考慮傳染效應(yīng)的影響，將行業(yè)因素納入環(huán)境規(guī)制制定考量范圍。此外，要加強顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制的協(xié)調(diào)和配合，靈活使用顯性環(huán)境規(guī)制和隱性環(huán)境規(guī)制，強化對重污染企業(yè)環(huán)境執(zhí)法和環(huán)境補貼的監(jiān)管，推進公眾參與水平的深化。第二，對不同企業(yè)規(guī)模和面臨不同環(huán)境不確定性程度的企業(yè)進行針對性的有扶有控，在促進重污染企業(yè)環(huán)境治理的同時，有效緩解顯性環(huán)境規(guī)制和傳染效應(yīng)對重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的負面影響。第三，政府應(yīng)激活內(nèi)部控制和社會信任對行業(yè)傳染效應(yīng)下顯性環(huán)境規(guī)制抑制重污染企業(yè)盈余信息質(zhì)量的治理機制，著力推進重污染企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的建設(shè)，著力推進社會信任對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的監(jiān)督作用。第四，政府及監(jiān)管部門在制定環(huán)境規(guī)制時，要充分考慮企業(yè)盈余信息質(zhì)量傳染效應(yīng)的外溢影響。在考慮傳染效應(yīng)影響環(huán)境規(guī)制對企業(yè)盈余信息質(zhì)量作用時，相對于向上盈余管理氛圍的重污染企業(yè)，應(yīng)更加關(guān)注向下盈余管理氛圍的重污染企業(yè)。