姚圣 鄭詩瑤

【摘要】黨組織參與公司治理， 已成為我國公司治理結(jié)構(gòu)中的一個重要特征。 以2008 ～ 2019年滬深A(yù)股國有上市公司為樣本， 實證檢驗國有企業(yè)管理層權(quán)力、黨組織治理與環(huán)境信息披露的關(guān)系。 研究結(jié)果表明： 管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露具有負(fù)向影響; 黨組織參與公司治理時， 可以提高環(huán)境信息披露水平， 但是黨組織以進入監(jiān)事會的方式參與公司治理無法提升環(huán)境信息披露水平; 黨組織參與公司治理可以抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響， 在內(nèi)部控制質(zhì)量高和非重污染企業(yè)中這種抑制作用更加顯著。 研究對加強和完善黨組織在企業(yè)中的建設(shè)工作， 充分發(fā)揮黨組織對環(huán)境信息披露的促進作用具有借鑒意義。

【關(guān)鍵詞】管理層權(quán)力;黨組織治理;環(huán)境信息披露;國有企業(yè)

【中圖分類號】F275;X322? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）08-0079-8

一、引言

目前我國環(huán)境信息披露總體水平偏低， 企業(yè)在進行環(huán)境信息披露過程中存在“避重就輕、報喜不報憂”的現(xiàn)象， 選擇性披露行為大量存在[1] ， 這會對信息使用者造成誤導(dǎo)。 管理層權(quán)力是管理層實現(xiàn)自身意愿的能力， 已有很多文獻(xiàn)表明管理層權(quán)力過大會對企業(yè)造成不利影響， 管理層權(quán)力過大會使管理層傾向于進行薪酬操縱[2] 、誘發(fā)高管腐敗行為[3] 、不利于企業(yè)社會責(zé)任的履行[4] 等。 管理層對包括環(huán)境信息在內(nèi)的信息披露擁有較大的自由裁量權(quán)和決策權(quán)， 可以說我國環(huán)境信息披露的這種現(xiàn)狀與管理層權(quán)力不無關(guān)系。 尤其在國有企業(yè)面臨著所有者缺位， 董事長與總經(jīng)理由同一人兼任等控制權(quán)高度集中情形的前提下， 探討國有企業(yè)管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的影響具有一定的現(xiàn)實意義。

對企業(yè)來說， 配合政府實施環(huán)境政策是履行政治和社會責(zé)任， 而企業(yè)黨組織在這方面具有獨特優(yōu)勢， 可以通過加強社會監(jiān)督來遏制企業(yè)非社會責(zé)任行為[5] 。 企業(yè)進行環(huán)境信息披露是積極承擔(dān)社會責(zé)任的行為， 那么黨組織參與公司治理是否會對企業(yè)環(huán)境信息披露產(chǎn)生積極影響呢？ 黨組織參與公司治理能否抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響呢？ 基于上述背景， 本文針對管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的影響進行研究， 并基于黨組織治理的監(jiān)督視角， 研究黨組織參與公司治理對環(huán)境信息披露的影響以及其對管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間關(guān)系的影響。

本文以2008 ～ 2019年滬深A(yù)股國有上市公司為樣本， 實證檢驗了國有企業(yè)管理層權(quán)力、黨組織治理與環(huán)境信息披露的關(guān)系。 研究發(fā)現(xiàn)， 管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露具有負(fù)向影響， 黨組織治理對環(huán)境信息披露有正向影響并可抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響， 且這種抑制作用在內(nèi)部控制質(zhì)量高和非重污染企業(yè)中更顯著。 本文的主要貢獻(xiàn)包括：①構(gòu)建了管理層權(quán)力的綜合指標(biāo)， 以國有企業(yè)為樣本對管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系進行研究， 而以往管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的影響研究中， 對管理層權(quán)力主要采用分項指標(biāo)衡量。 ②以往有關(guān)黨組織治理與環(huán)境信息披露的研究選取的樣本為國有重污染或重污染上市公司， 本文選取了國有上市公司對兩者關(guān)系進行研究， 樣本量較大， 同時除檢驗黨組織治理與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系外， 還檢驗了黨組織治理在管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的影響

委托代理理論認(rèn)為， 企業(yè)所有者與管理層都是理性的“經(jīng)濟人”， 二者目標(biāo)效用函數(shù)的不同會導(dǎo)致雙方目標(biāo)出現(xiàn)不一致的情況， 再加上不完美薪酬契約的存在使得對高管的激勵不足， 管理層有動機去追求私人收益; 同時由于信息不對稱的存在， 股東面臨著很可能無法發(fā)現(xiàn)管理層機會主義行為的“道德風(fēng)險”， 這又為高管人員利用權(quán)力獲取私有收益提供了空間。 管理層權(quán)力理論認(rèn)為， 在公司治理不足時， 隨著管理層影響力和決策力的不斷增大， 管理層很可能損害公司利益以謀得自身利益。 目前的文獻(xiàn)表明一方面管理層可利用自身權(quán)力為自身謀得貨幣上的利益， 如為自己謀取超額薪酬[6] ; 另一方面， 管理層可能利用自身權(quán)力影響公司決策， 如利用自身權(quán)力減少現(xiàn)金股利發(fā)放[7] 。 管理層提高企業(yè)的環(huán)境信息披露水平有利于樹立良好的企業(yè)形象， 向外界傳達(dá)利好信息， 這符合股東的利益， 但根據(jù)代理理論和信息不對稱理論， 管理層有動機、有條件為了自身利益隱瞞對自己不利的環(huán)境信息。 實際上管理層權(quán)力越大， 獲取的私有收益越高[2] ， 其對環(huán)境信息披露的操縱能力越強， 越有可能濫用權(quán)力選擇性地披露環(huán)境信息， 使環(huán)境信息披露水平降低。 基于此， 提出如下假設(shè)：

H1：管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露具有負(fù)向影響。

（二）黨組織治理對環(huán)境信息披露的影響

Chang和Wong[8] 指出， 中國上市公司面臨的政治干預(yù)主要源于控股股東、政府部門和企業(yè)基層黨組織三個方面。 企業(yè)基層黨組織的政治干預(yù)方式與外部政府部門有所不同， 企業(yè)基層黨組織直接內(nèi)嵌到企業(yè)內(nèi)部發(fā)揮政治核心職能， 對企業(yè)的影響更為直接。 已有研究表明， 控股股東及政府監(jiān)管都對環(huán)境信息披露具有積極影響。 黃珺和周春娜[1] 發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與環(huán)境信息披露正相關(guān)。 Zeng等[9] 發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家（如中國）的政府管制能改善企業(yè)的環(huán)境信息披露行為。 王建明[10] 以環(huán)境監(jiān)管法規(guī)數(shù)量作為外部制度壓力的代理變量， 發(fā)現(xiàn)環(huán)境制度壓力會促進企業(yè)進行環(huán)境信息披露。 據(jù)此推測， 作為政治干預(yù)因素之一的企業(yè)基層黨組織， 也會對環(huán)境信息披露產(chǎn)生積極作用。 基于此， 提出如下假設(shè)：

H2：黨組織參與公司治理對環(huán)境信息披露具有正向影響。

（三）黨組織治理對管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間關(guān)系的影響

首先， 黨組織在企業(yè)中的主要職能是監(jiān)督和制衡[11] ， 可彌補企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的不完善及外部監(jiān)督機制的不足， 會對管理層自利動機形成壓力， 抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響。 其次， 由于“黨管干部”原則， 公司一定級別以上的人事任免權(quán)實際上由黨組織掌控[12] ， “黨管干部”原則一定程度上制約著管理者的機會主義行為， 這保障了黨組織有能力對管理層做出的環(huán)境信息披露等決策實施有效監(jiān)管。 最后， 黨組織作為利益相關(guān)者之一， 對協(xié)同其他利益相關(guān)者開展社會責(zé)任工作等具有獨特的領(lǐng)導(dǎo)和保障作用， 當(dāng)管理層因個人私利忽視履行社會責(zé)任時， 其會遏制因管理層權(quán)力過大而產(chǎn)生的機會主義行為， 維護利益相關(guān)者的整體利益， 使利益相關(guān)者對環(huán)境信息的需求得到滿足。 基于此， 提出如下假設(shè)：

H3：黨組織參與公司治理會抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響。

內(nèi)部控制本質(zhì)上是對公司治理的風(fēng)險管理過程， 內(nèi)部控制制度的完善不僅有助于公司治理水平的提高， 還可以有效預(yù)防和遏制各種可能損害企業(yè)利益、聲譽和形象的風(fēng)險行為。 Frost[13] 研究指出， 完善的內(nèi)部控制可以從制度層面和執(zhí)行力度層面為高質(zhì)量的環(huán)境信息披露提供支持和保障。 Haleblian 和Finkelstein[14] 指出， 企業(yè)董事會和管理層可以通過改善內(nèi)部控制環(huán)境， 進而在保證企業(yè)經(jīng)營良好的同時促進企業(yè)社會責(zé)任的履行， 故黨組織進入董事會、監(jiān)事會及管理層遏制企業(yè)非社會責(zé)任行為很可能需要良好內(nèi)部控制的配合和保障。 基于此， 提出如下假設(shè)：

H3a：黨組織抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響的作用在內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)中更顯著。

重污染企業(yè)本身受到更大的監(jiān)管壓力[10] ， 且有強制性的環(huán)境信息披露要求[15] ， 因此與非重污染企業(yè)相比， 重污染企業(yè)管理層濫用自身權(quán)力不去披露環(huán)境信息的可能性更小， 同時重污染企業(yè)受到的外部監(jiān)管更完善， 替代了黨組織的作用， 所以黨組織抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露不利影響的作用在重污染企業(yè)中可能并不明顯。 由于非重污染企業(yè)環(huán)境信息披露受到的政府監(jiān)管較弱， 管理層利用自身權(quán)力操縱環(huán)境信息披露的可能性較大， 黨組織的監(jiān)管作用也能得到更好的體現(xiàn)。 基于此， 提出如下假設(shè)：

H3b：黨組織抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露不利影響的作用在非重污染企業(yè)中更顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本為2008 ～ 2019年滬深A(yù)股國有上市公司， 并進行如下篩選：①剔除當(dāng)年被ST的企業(yè); ②剔除已經(jīng)退市的企業(yè); ③剔除環(huán)保類企業(yè); ④剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。 最終得到10045個有效樣本， 并對所有連續(xù)變量都進行了上下1%的縮尾處理。 數(shù)據(jù)處理在Stata中進行。

本文的數(shù)據(jù)通過以下途徑獲得：①環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)為手工收集， 來源于公司年報與社會責(zé)任報告; ②管理層權(quán)力數(shù)據(jù)通過計算得到， 來源于國泰安數(shù)據(jù)庫; ③黨組織數(shù)據(jù)為手工收集， 來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、企業(yè)官網(wǎng)和相關(guān)新聞; ④控制變量數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量說明

1. 環(huán)境信息披露（EID）。 環(huán)境信息披露的度量采用項目評分法， 主要借鑒Zeng等[16] 的研究。 依據(jù)國家環(huán)境保護總局2007 年頒布的《環(huán)境信息公開辦法》相關(guān)規(guī)定和環(huán)境信息的評分項目分類標(biāo)準(zhǔn)， 將環(huán)境信息分為以下十項指標(biāo)：①環(huán)保投資和環(huán)境技術(shù)開發(fā); ②與環(huán)保有關(guān)的政府補助及稅收減免; ③污染物的排放及減輕情況; ④ISO環(huán)境體系認(rèn)證相關(guān)信息; ⑤生態(tài)環(huán)境改善措施; ⑥環(huán)保政策對企業(yè)的影響; ⑦有關(guān)環(huán)保的貸款; ⑧與環(huán)保有關(guān)的訴訟、賠償、罰款與獎勵; ⑨環(huán)保理念和目標(biāo); ⑩其他與環(huán)境有關(guān)的收支。 對每項指標(biāo)按照披露的詳盡程度進行打分， 計分標(biāo)準(zhǔn)如下：貨幣性信息描述打3分， 非貨幣性信息為具體描述的打2分， 非貨幣性信息為一般性描述的打1分， 未披露打0分。 然后將十項指標(biāo)的得分進行加總得到EID值， 分?jǐn)?shù)越高代表環(huán)境信息披露越好。

2. 管理層權(quán)力（Power）。 目前， 學(xué)術(shù)界對管理層權(quán)力的衡量尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)， 但大部分文獻(xiàn)都綜合考慮董事長與總經(jīng)理兩職兼任、管理層持股比例等因素對管理層權(quán)力的影響。 參考趙息和許寧寧[17] 、郭宏等[18] 、吳先聰和管巍[19] 的做法， 本文選取了三個指標(biāo)加總?cè)∑骄祦砗饬抗芾韺訖?quán)力（Power）， 指標(biāo)選取如下：①兩職兼任情況。 董事長與總經(jīng)理由同一人擔(dān)任時取值為1， 否則為0。 ②管理層持股比例。 管理層持股比例大于同年份同行業(yè)樣本平均值時取值為1， 否則為0。 ③股權(quán)分散度。 當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例除以第二至第十大股東持股比例之和小于同年份同行業(yè)樣本平均值時取值為1， 否則為0。

3. 黨組織治理。 黨組織治理指標(biāo)借鑒了陳仕華和盧昌崇[20] 的度量方法， 采用黨委會成員是否是董事會、監(jiān)事會或管理層成員（Party）， 黨委會成員是否是董事會成員（Party_dir）， 黨委會成員是否是監(jiān)事會成員（Party_sup）， 黨委會成員是否是管理層成員（Party_mana）四個指標(biāo)來衡量， 如果是， 則取值為1， 否則為0。 黨組織數(shù)據(jù)收集程序如下：首先從國泰安數(shù)據(jù)庫查找該企業(yè)董事、監(jiān)事和高管人員的簡歷， 看其是否是企業(yè)黨委會成員; 其次通過查詢企業(yè)官網(wǎng)、搜索該企業(yè)涉及黨委會成員兼任信息的新聞對黨組織治理數(shù)據(jù)進行補充。

4. 控制變量。 選取公司規(guī)模（Size）等作為控制變量， 同時設(shè)置年度和行業(yè)虛擬變量。 變量定義及計算方法見表1。

（三）模型設(shè)計

為了驗證管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的影響， 建立模型（1）：

EID=a0+a1Power+a2Size+a3Debt+a4Grow+a5ROE+a6CF+a7Big4+a8CSR+a9Age+a10Exchange+Year+Industry+ε? （1）

其中：EID表示環(huán)境信息披露; Power表示管理層權(quán)力。

為了驗證黨組織治理對環(huán)境信息披露的影響， 建立模型（2）：

EID=a0+a1X+a2Size+a3Debt+a4Grow+a5ROE+a6CF+a7Big4+a8CSR+a9Age+a10Exchange+Year+

Industry+ε （2）

其中：EID表示環(huán)境信息披露; X為黨組織治理指標(biāo)， 包括Party、Party_dir、Party_sup、Party_mana。

為了驗證黨組織治理對管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間關(guān)系的影響， 建立模型（3）：

EID=a0+a1Power+a2Power×X+a3X+a4Size+a5Debt+a6Grow+a7ROE+a8CF+a9Big4+a10CSR+a11Age+a12Exchange+Year+Industry+ε （3）

其中：EID表示環(huán)境信息披露; Power表示管理層權(quán)力; X為黨組織治理指標(biāo)， 包括Party、Party_dir、Party_sup、Party_mana。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 EID均值為4.399， 最大值和最小值相差為21， 標(biāo)準(zhǔn)差為4.290， 這說明我國國有企業(yè)環(huán)境信息披露整體水平較低， 且企業(yè)之間的環(huán)境信息披露水平也差異較大。 Party、Party_dir 、Party_sup、Party_mana的均值分別為0.590、0.485、0.244、0.377， 表明有一半以上樣本的黨委會成員同時是董事會、監(jiān)事會及管理層成員， 48.5%樣本的黨委會成員是董事會成員， 黨委會成員是監(jiān)事會成員的樣本不足25%， 37.7%樣本的黨委會成員是管理層成員， 可以看出相較于進入監(jiān)事會， 黨委會成員進入董事會和管理層的情況更為普遍。

（二）管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露的回歸結(jié)果

表3中的列（1）報告了管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露的回歸結(jié)果。 可見， 管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露在5%的水平上顯著為負(fù)， 說明管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露有不利影響， 驗證了H1。

（三）黨組織治理與環(huán)境信息披露的回歸結(jié)果

表3中列（2） ～ （5）報告了黨組織治理與環(huán)境信息披露的回歸結(jié)果， H2得到驗證。 黨委會成員是否同時是董事會、監(jiān)事會或管理層成員（Party）與環(huán)境信息披露（EID）在1%的水平上顯著為正， 說明黨組織參與公司治理能顯著提高企業(yè)環(huán)境信息披露水平; 黨委會成員是否是董事會成員（Party_dir）和黨委會成員是否是管理層成員（Party_mana）與環(huán)境信息披露（EID）均在1%的水平上顯著為正， 這說明黨組織參與董事會治理、管理層治理均能夠顯著提高公司環(huán)境信息披露水平; 黨委會成員是否是監(jiān)事會成員（Party_sup）與環(huán)境信息披露（EID）的相關(guān)性不顯著。 黨組織以進入董事會的方式參與公司治理可以提高環(huán)境信息披露水平的原因可能是：董事會作為企業(yè)的決策機構(gòu)， 其各項職能的發(fā)揮都直接或間接地對企業(yè)產(chǎn)生各種影響[21] ， 環(huán)境信息披露決策作為公司的重要決策之一， 董事會發(fā)揮著不可或缺的作用。 王元芳和馬連福[22] 認(rèn)為， 董事會與黨委會的目標(biāo)存在不一致的情況， 黨委會承擔(dān)著政治目標(biāo)與社會目標(biāo)， 董事會則更多地追求經(jīng)濟效益。 當(dāng)黨委會成員進入董事會參與決策時， 會將黨委會的政治目標(biāo)和社會目標(biāo)融入董事會決策中， 避免董事會僅站在經(jīng)濟利益角度進行決策從而出現(xiàn)與黨委會追求的目標(biāo)嚴(yán)重不吻合的情況， 使得企業(yè)更加重視環(huán)境責(zé)任， 環(huán)境信息披露水平得到提高。 黨組織以進入管理層的方式參與公司治理可以提高環(huán)境信息披露水平的原因可能是：當(dāng)黨組織參與管理層治理時， 此時管理者具有了黨委委員身份， 黨組織的監(jiān)督會限制管理層謀取自身利益的行為， 引導(dǎo)管理層積極披露環(huán)境信息， 對環(huán)境信息披露起到積極的推動作用。 黨組織以進入監(jiān)事會的方式參與公司治理無法提高環(huán)境信息披露水平的原因可能是：我國監(jiān)事制度很不完善， 監(jiān)事會監(jiān)督不力是一個不爭的事實[23] ， 黨組織以進入監(jiān)事會的方式參與治理， 其治理作用可能難以得到有效發(fā)揮。

（四）黨組織治理對管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間關(guān)系的影響的回歸結(jié)果

表4報告了黨組織治理對管理層權(quán)力與環(huán)境信息披露之間關(guān)系的影響的回歸結(jié)果。 管理層權(quán)力與黨組織治理交乘項Power×Party、Power×Party_dir、Power×Party_mana的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， 這說明黨組織參與公司治理能夠抑制管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響， H3得到了驗證。

采用迪博數(shù)據(jù)庫的內(nèi)部控制指數(shù)來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量。 按同行業(yè)同年份對內(nèi)部控制指數(shù)取中位數(shù)， 將內(nèi)部控制指數(shù)大于內(nèi)部控制指數(shù)中位數(shù)的樣本歸為內(nèi)部控制質(zhì)量高組， 否則為內(nèi)部控制質(zhì)量低組。 回歸結(jié)果如表5所示。 在內(nèi)部控制質(zhì)量高組， Power×Party、 Power×Party_dir、Power×Party_mana的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 在內(nèi)部控制質(zhì)量低組交乘項不顯著， H3a得到了驗證。

重污染企業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)為國家環(huán)保總局公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》。 按是否為重污染企業(yè)進行分組回歸的結(jié)果如表6所示。 在非重污染企業(yè)中， Power×Party、 Power×Party_dir 、Power×Party_mana分別與環(huán)境信息披露（EID）在1%、10%、1%的水平上顯著正相關(guān)， 在重污染企業(yè)中交乘項不顯著， H3b得到了驗證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1. 將環(huán)境信息披露指標(biāo)（EID）分為軟信息披露（EID_soft）和硬信息披露（EID_hard）， 其中衡量環(huán)境信息披露的十項指標(biāo)中的ISO環(huán)境體系認(rèn)證相關(guān)信息、生態(tài)環(huán)境改善措施、環(huán)保理念和目標(biāo)三項歸為軟信息， 其他歸為硬信息， 分別進行回歸， 回歸結(jié)果如表7和表8所示。 可見， 黨組織治理對環(huán)境信息披露中的軟信息披露（EID_soft）和硬信息披露（EID_hard）均具有顯著正向作用， 但管理層權(quán)力僅對硬信息披露（EID_hard）具有顯著的不利影響， 且黨組織治理也僅對管理層權(quán)力對硬信息披露（EID_hard）的不利影響起顯著的抑制作用。 這可能是因為：一方面， 為了緩解政府環(huán)保監(jiān)管壓力以及滿足外部利益相關(guān)者的需求， 管理層會在不損害自身利益的前提下， 盡可能多地披露環(huán)境信息中可以傳達(dá)正面信息且易于描述的軟信息， 不愿意披露包括環(huán)保罰款等在內(nèi)的可能有損于管理層自身利益的硬信息; 另一方面， 環(huán)境表現(xiàn)差的企業(yè)傾向于只對環(huán)保理念和目標(biāo)等軟信息進行簡單的定性描述而不愿披露硬信息[24] ， 當(dāng)管理層權(quán)力過大， 這種傾向性無疑會更顯著， 由此導(dǎo)致管理層權(quán)力過大對硬信息披露（EID_hard）產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響而對軟信息披露（EID_soft）的負(fù)向影響不顯著， 且管理層權(quán)力對硬信息披露（EID_hard）產(chǎn)生不利影響的同時， 黨組織抑制管理層權(quán)力對硬信息披露（EID_hard）不利影響的正向作用也會凸顯出來。

2. 改變管理層權(quán)力的衡量方式， 參照盧銳[25] 的做法構(gòu)建管理層權(quán)力啞變量， 如果以上選取的三個指標(biāo)加總得分大于等于2， 則管理層權(quán)力（Power）取值為1， 否則為0。 回歸發(fā)現(xiàn)， 結(jié)果與前文基本保持一致。

3.為了避免反向因果關(guān)系， 將Power、Party、Party_dir、Party_sup、Party_mana均進行滯后一期處理， 回歸結(jié)果與前文保持一致。

五、結(jié)論與建議

本文以2008 ～ 2019年滬深A(yù)股國有上市公司為樣本， 研究了國有企業(yè)管理層權(quán)力、黨組織治理與環(huán)境信息披露之間的關(guān)系， 得到了以下研究結(jié)論：①國有企業(yè)管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露產(chǎn)生不利影響。 ②黨組織參與公司治理可以提高國有企業(yè)環(huán)境信息披露水平。 ③黨組織參與公司治理可以抑制國有企業(yè)管理層權(quán)力對環(huán)境信息披露的不利影響， 且在內(nèi)部控制質(zhì)量高和非重污染企業(yè)中抑制作用更加顯著。

基于上述研究結(jié)論， 提出如下建議：①本文研究結(jié)果表明， 黨組織治理對環(huán)境信息披露具有積極作用， 應(yīng)做好黨組織在企業(yè)中的建設(shè)工作， 將我國特有的黨組織參與公司治理優(yōu)勢充分發(fā)揮。 ②提倡黨委會成員進入企業(yè)董事會和管理層。 ③企業(yè)應(yīng)加強內(nèi)部控制建設(shè)， 提高內(nèi)部控制水平。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

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