生态问责制度对政商关系转型的影响分析
2020-11-02程宏伟胡栩铭
程宏伟 胡栩铭
摘要 生态文明建设的关键点在于探索行之有效的生态环境监管体制，力求规范企业污染并监督地方治理主体，打破政企环境套利空间，因此转变政商关系实现经济高质量发展是当前研究前沿重点。以2015—2018年中央环保督察组完成首轮31省区市巡视问责为契机，研究针对各省区市不同入驻时间采用多期双重差分法，以可能产生污染的行业上市公司为样本探讨了生态问责对政商关系产生的影响。研究结果显示：①地方政府在经历生态问责后发放政府补助时会更加谨慎，尤其减少软约束性补助，但不会降低对公司环保创新的扶持。②生态问责同时具备了强政治压力与环境规制执法的双重影响，细分研究发现其中生态问责的政治压力作用强于环境规制作用。③进一步的，企业政治联系中产权性质与聘用具有政治背景高管均会影响生态问责效力。相对于非国有企业，国有企业能够避免生态问责影响。因聘用具备政治背景的高管而获得的财政补贴在生态问责下难以保持。④地方对企业的高财政依赖会抵消生态问责效力，但在面对政治压力时地方财政影响无效。⑤对污染治理投资结构优劣不同的地区生态问责的作用存在着显著差异。该研究表明生态问责迫使地方政府将地区环境纳入维持政治稳定的考量，削弱了地方以往建立的政商关系，并约束地方的任意性行为，优化地方资源配置，开始树立新型政商关系。
关键词 生态问责;政府补助;环境规制;政治压力;政商关系
中图分类号 F205;F812.45
文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2020）09-0164-13 DOI：10.12062/cpre.20200416
以往研究中关于我国经济增长的主流观点之一是政企合谋通过牺牲环境等为代价换取经济发展[1-3]。利益会滋生地方政府与企业间的机会主义，致使资本裹挟生态，López和Mitra[4]就曾指出政企合谋会导致环境库兹涅茨曲线（EKC）的拐点提高。因此转变政府与企业合谋的经济发展方式，既是社会发展新阶段的根本要求，也是我国经济发展具备转型基础的现实需求。环境的破坏源于企业的不良生产运营，更源于政府对自然这个公共物品管理保护的不力。如果中央政府不能约束当地执政者就会造成事实上的“新自由环境主义”局面[5]，使得他们享有高度的自由和灵活性来管理自己的能源消耗，导致环保政策的执行效果无从保障。因此把责任归于当地政府和公司，所采取的行动将更有效率[6]。自2015年起我国逐渐以经济高质量发展为导向，以产业升级为契机，以技术创新为核心，以生态问责为手段，加大官员晋升考核的环保风险因素，试图对以往的政企合谋发展方式进行根本矫正，从而树立风清气正的新型政商关系。至2018年我国第一批中央环境保护督察“回头看”反馈共责令整改28 407家企业，罚款7.1亿元，约谈3 695人，问责6 219人，同时首次出现亚邦股份和辉丰股份两家上市公司因环保问题违规而被实施“ST”。地方政府与企业长期博弈中形成的环境经济利益关系，在面对生态问责的政治压力时不可避免地受到冲击，嵌入政治问责的高压执法使得环保问题成为上市公司必须重视的重要风险因素。基于中央环保督察组2015—2018年对全国31省区市开展的首轮巡视督察，选取上市公司样本，研究检验了生态问责下政治压力与执法强度对政商关系的影响及其影响因素。生态问责下政商关系是否会被削弱，代表了生态问责后企业与地方政府是否会谨慎对待利益结构中的环境问题。因此问责期间政商关系的转变直接反映了我国特有背景下生态问责从中央到地方政府再至企业的传导有效性，而政府补助资源配置的变化则体现了政府治理重心的改变。
1 制度背景及理论分析
1.1 生态问责制度背景
在我国“十一五”规划期间的环保规划研究中就有学者指出，在形成生态红线管理范式的同时，需要建立严格的绩效评估机制，以衡量地方政府对环境法律和政策的执行情况[7]。各级政府及有关机构之间需要加强生态管理合作，同时更要明确界定各级政府对资源和环境管理的责任[8]。2015年1月，被稱为“史上最严环保法”的新修《环境保护法》开始实施，同年《党政领导干部生态环境损害责任追究办法（试行）》印发施行，我国的生态文明建设开始迈入问责制度构建阶段，生态监管和环保执法体系得到重构。同年成立中共中央环境保护督查委员会，督察组于2015年年底入驻河北省，并于2018年完成首轮31省区市巡视工作。巡视期间接受群众举报，约谈、问责大量官员并对违规企业进行严厉处罚，为地方政府与企业带来了巨大的环境政治高压与执法强度。全文所提生态问责均指代2015年后中央环保督察组进驻地方开展系列工作的事件。
地方政府可能会因为财政分权、金融开放、竞争等因素导致环境规制失灵[9]。问责前的环保执行体系中以环保部为核心，地方环保厅、局根据企业排放指标监测控制企业环境污染，但存在的突出矛盾在于其人事财权受制于地方政府，缺失了独立性，使得环保部门执法力度存疑。同时地方政府与企业在考虑经济利益的导向下对环境进行的控制与补偿不足，由此产生了环境套利空间。随着生态问责制度的逐步确立，地方政府与企业的合谋空间被打破。环保部不再是问责制度的核心，生态问责体系下中央环保督察组依据地区综合环境质量直接追责地方政府，直接影响地方政府官员政治生涯，挤压了政企之间的合谋套利空间。
1.2 理论分析与研究假设
生态问责具有政治压力与环境规制的耦合性，因改变地方考核风险因素与资源分配方式而影响政商关系。
首先生态问责不同于以往的政治问责与反腐败相关研究。在经典文献中政治问责主要以契约理论[10]、委托代理理论[11]、代表理论[12]等作为理论基础，其核心概念在于政府需要就治理政策对民众进行回应[13-14]。反腐败的基本性质是对基于党政领导干部经济、政治、作风犯罪行为的惩戒，近年来众多学者已在刑事考量[15]、审计[16]、反腐成效[17]上进行了诸多探讨。虽然环境恶化某种程度上的确是一种政策失败的结果[18]，腐败会降低环境规制的严格性也已被证实[19]，但官员犯罪并非是生态问责的必要前提，生态问责的核心在于中央政府对地方政府生态治理能力、社会治理能力与地区执政能力的考察，对生态乱作为或不作为进行追责。因此值得关注的是，即便官员未曾腐败犯罪，其公共职权下的环境表现仍然对其政治生涯具有“一票否决”的影响。我国建立了由上至下的党政领导责任制，增加了地方政府的环保考核风险，使得当地政府对污染企业的环保执行力度得到有效保证。
其次，十九大指出社会主要矛盾由物质需求转变为社会需求与心理需求，需要着力于不平衡不充分问题，不良的政商关系便会导致政府资源分配的不平衡与不充分。我国经济发展方式的根本变革需要全面建立新型的“亲”“清”政商关系[20]，而官员政治生涯预期的改变与激励机制的重塑必然要求官员改变与企业的交往方式。与此同时地方GDP增量进入平缓时期，使得地方政府以牺牲环境换取的经济利益小于在生态问责下所面临的政治风险，政府面对企业的态度与投资行为或许将变得更为谨慎，政府补助资源的分配得到重新考量。
政商关系的变化与政府主导的产业发展方向在企业年报中体现于政府补助、税收优惠等指标，尤其是从政府补助总额、分项内容与性质等能够更加细致地进行解读。企业所享有的财政福利、优惠补贴始终是建立政治联系、达成隐性契约的最直接结果[21]。政府补助通常旨在提高社会效率，优化资源配置，但也可能会成为企业寻租的对象[22]。通过政府补助项目能够获知政府与企业的合作行为以及产业发展方向，从而进一步观察生态问责的执行效果。因此下文主要以政府补助作为研究生态问责下的政商关系变化的切入点。
在以往研究中，政府补助通常根据效率理论观与寻租理论观开展研究。效率理论正面观点认为政府补助作为国家优化资源配置的重要手段，能够有效避免企业落入僵尸困境[23]，促进企业创新[24];而负面观点则认为受到产业政策支持的企业政府补助越多其投资效率越低[25]，IPO公司政府补助越多其市场业绩越差[26]。寻租理论则主要结合政治联系进行讨论，由于政府补助没有严格律法标准，留给地方政府的自主空间大且界限模糊[21]，企业具有强动机与政府达成合谋以获取政治影响优势下的利益[27]，因此在企业拥有政治联系时寻租行为更容易发生。政治联系还会导致政府补助运作效率低下[28]。但政治问责能够减少寻租[29]与机会主义行为[30]，意味着政企之间的非合理联系在生态问责下也可能减少。综上，提出假设1。
H1：生态问责会使以往的政商关系被削弱。
进一步的，生态问责在向下传导的过程中既对企业执行了环境规制也对地方政府施加了政治压力。根据马克思主义政治经济学思想，政治力量的介入对避免资本垄断、维持生态稳定具有重要作用[31-32]。环保监督使得中央政府与地方政府之间形成了新的博弈模式，生态问责带来的政治压力由于主体明确有效纠正了“权责不一”现象[33]，促使政府提高其履责水平。另一方面，触发企业环境主动性的基本因素是环境动机[34]，这些动机主要体现为商业导向和可持续导向的动机[35]，分别强调经济绩效和道德法制要求。而中小企业考虑环境问题的主要动机是满足立法要求，道德责任其次[36]，可见环保执法才是规范污染终端的直接手段。因此执法力度与政治压力都可能会影响地方政企双方对待环境问题的处理方式。政治压力从根本上挤压了政企环境套利的空间，规范政府行为才是保障执法的前提。因此，提出假设2。
H2：生态问责中的政治压力对政商关系的影响强于环境规制执法的影响。
财政分权理论[37]认为地方政府竞争能够提高经济资源的配置效率[38]，但也会产生政府的无效率竞争和企业寻租行为[39]，为谋求经济绩效而枉顾生态损害。如果进一步讨论政府补助的性质，则政商关系中的寻租空间多通过任意性的政府补助与投资实现，步丹璐和王晓艳[40]就曾将政府补助分为硬约束类型和软约束类型，约束性弱的补助类目更容易被地方政府进行不合理操控，流向资源配置效率低但财政依赖度强的产业。因此环保督察带来的中央生态问责压力或许能适当地规范资源配置，并且约束财政分权下地方政府间的不当竞争。
有学者指出对政府问责会导致官员的避责与不作为等消极行为[41-42]，也有地方政府在面临利益冲突与复杂生态压力时会采取临时性的短期措施[43-44]。环保督查会导致被监督地区企业减产，而企业的环保投资并未显著增加。这表明地方政府在被问责后可能会产生 “一刀切”行为，直接关停部分企业或减少政府支持，以不作为或少作为来避免 “多做多错”的风险[45]。相对于有明确法规标准与目的用途的补助，被问责的地方政府易于首先选择减少软约束性补助中的不合理部分。但中央环保巡视的目的不仅仅是打击政企环保套利，更重要的是优化地方环保治理的政治生态和执法环境。因此从提高资源效率、产业转型与长期发展的角度出发，即使总体上政商关系因生态问责而削弱，绿色创新型产业仍然应当得到保护与发展。综上，提出假设3。
H3a：生态问责会约束政府任意性行为减少软性补助。
H3b：生态问责会促进绿色创新型产业发展，增加环保创新类补助。
2 研究设计
2.1 研究模型
由于中央环境保护督察组入驻每个省区市的时间点不同，因此借鉴Beck等[46]采用多期双重差分法（Multiphase DID），构建以政府补助为因变量，生态问责为主要观察变量的基本模型（1）进行检验。
其中，Subsidy为企业获得的政府补助变量，Xp，t和Ei，t分别为一系列随时间变化的区域特征变量和公司特征变量，Ai与Bt分别表示公司和年份哑变量用来控制公司个体效应和年份固定效应。EAp，i·T是主要DID估计量，同时反映了i公司所在p地生态问责系列变量以及被问责的时间T。T是基于中央环境保护督察组分别进驻各省区市的时间哑变量，被问责之后的时期T取值为1，否则为0。
具体而言，为了验证假设H1，在基本模型基础上构建了如下的检测模型（2）：
模型（2）中定义EcoAccpi·T为是否接受生态问责，当中央环境保护督察组在t期入驻i企业所在地区p并开展督查并接收环境问题举报时，则当期及以后年度EcoAccpi·T为1，否则为0。控制的其他宏观变量和企业特征变量为：Pollu为p地区工业污染治理完成投资额，为了减少内生性与经济效应滞后性对数据进行滞后一期处理;Deficit为地区财政赤字變量，地方赤字越大则能够提供给公司的政府补助资源越少，定义为（财政支出-财政收入）/该地区当期GDP。Size为公司规模，定义为公司总资产取对数;Long为长期资本收益率，定义为（净利润+所得税费用+财务费用）/长期资本额;Capital为资本积累率，定义为（所有者权益合计本期期末值-所有者权益合计本期期初值）/所有者权益合计本期期初值）;BIr为营业收入增长率;Sustain为可持续增长率，定义为净资产收益率·收益留存率/（1-净资产收益率·收益留存率）;FA为固定资产占比;IA为无形资产占比;LEV为财务杠杆。
为了进一步检验假设H2，在模型（2）的基础上将生态问责分政治压力与环境规制执法力度进行检验，构建模型（3）如下：
EAs表示生态问责细分指标集合，其中包括政治压力EAnum为被问责官员数量，由i企业所在地区p被问责总人数取对数;EApunish为中央环境保护督察组入驻到反馈结果期间的立案处罚案件数，由i企业所在地区p环保督察期间立案处罚數取对数。
在考虑政府补助细分性质后构建模型（4）对H3进行检验，具体采用两种划分方式：一是借鉴步丹璐和王晓艳[40]将政府补助按照约束性强弱手工整理为硬约束类（Hard，指国家制订了法律法规明确补助条件、补助目的的政府补助）和软约束类（Soft，约束性较弱的补助，国家没有明确补助条件与补助目的）;二是依据上市公司年度报表附注中披露的政府补助项目明细、发放原因、发放主体判断补助目的，将用于环保、减排、节能、清洁生产、能源再生、生态修复、技术改造等相关的政府补助进行手工整理划分为环保创新类（GT），其余划分为其他用途补助（Other）。SUBs表示以上政府补助分类变量集合，如下：
2.2 研究样本与数据
采用2015—2018年4期A股上市公司为样本，并依据证监会上市公司行业分类结果与生态环境部上市公司环保核查行业分类名录综合考虑剔除文化传媒、服务业、金融业等，得到会产生污染的行业样本，剔除数据缺失值后追踪样本为9 035个，样本分布在除香港、澳门、台湾以外的31个省区市。时间窗口选择2015—2018年的原因在于我国自2015年起开始逐步搭建生态问责法治框架，中央环保督查组陆续进驻各省区市，于2018年年初结束31个省区市首轮巡视并反馈结果。涉及的公司财务报表数据以及非财务数据由CSMAR数据库、RESSET数据库收集。生态问责相关数据由生态环境部网站收集手工整理。相关区域经济数据通过国家统计局网站整理收集，相关环境数据通过中国环境统计年鉴整理收集。
3 实证检验分析
3.1 描述性统计和相关性检验
首先依据生态问责中各省区市所受的政治压力与环境规制执法力度绘制政府补助趋势图。如图1所示，上半图中生态问责后被问责官员数量越多，即政治压力越大的地区，所发放的政府补助均值越低;下半图中生态问责后被立案处罚数越多，即环境规制执法力度越大的地区，所发放的政府补助均值越低。生态问责后政府补助均值线性趋势随着政治压力与环境规制执法力度的增大而降低。
根据地区在一个时期是否受到生态问责，表1中的Panel A将地区内的公司分为被问责区组和未被问责区组进行组间差异检验。结果显示均值检验中未被问责当期省区市公司的政府补助（Subsidy）高于受到生态问责当期省区市的公司，均值在5%的水平上存在显著差异。Panel B列出了生态问责相关指标的描述性统计特征，均值均略高于中位数样本轻微右偏，并且被问责人数最多的省区市有1 613人，而最少的只有40人，可见各省区市受到的生态问责压力差距较大。此外，在Pearson相关分析中当地是否受到生态问责（EcoAcc）与企业当期获得的政府补助呈显著的负相关关系，因版面所限此处相关系数分析结果不予列示。以上结果初步判断被问责区组的政商关系弱于未被问责区组，但仍然存在众多可能的影响因素，需要在回归分析中进一步讨论。
3.2 基本分析
3.2.1 生态问责对政商关系的主要影响
根据H1的基本假设，按照模型（1）设定对政府补助和生态问责进行了面板数据多期双重差分的固定效应模型检验，表2中Panel A第（1）列列示了具体检验结果。变量EcoAcc·T的系数-0.102在1%水平显著，即地区受到中央巡视生态问责的影响后当地公司获得的政府补助会减少，表明政商关系一定程度上被生态问责所削弱。地方政府在中央环保督察组巡视后，总体上在给予企业补贴政策时表现得更加谨慎，如果地方存在不合理补助则意味着生态问责能够对当地政企合谋倾向起到抑制作用。
3.2.2 生态问责中政治压力与环境规制的效力差异
对生态问责细分特征的进一步检验结果如表2中Panel B所示。第（2）列列示了生态问责中的政治压力影响，被问责官员数量EAnum·T的系数为-0.019，在1%水平显著，表明中央生态问责给地方带来的政治压力越强，企业得到的财政补贴越少。第（3）列则列示了生态问责规制强度对政府补助影响的回归结果，立案处罚数EApunish·T的系数为-0.014在1%水平显著，表明中央环保督察组入驻期间对环保问题的执法力度与企业获得的政府补助存在显著的负相关关系，因此在生态问责下对生态问题的处罚力度越强，对环保要求越严格的地区，越不容易产生政企间的环保政策套利。比较发现，政治压力对政府补助的影响较强于环境规制的影响，支持了H2假设，表明适当辅以政治压力更有助于让地方政府推行环保措施。
3.2.3 不同性质类别政府补助影响研究
对政府补助进行分类检验后结果如表2中Panel C所示。从补助约束性强弱的划分来看，第（4）列结果表明生态问责对硬约束类补助（Hard）并没有显著影响，而第（5）列EcoAcc·T系数为-0.124在1%的水平显著，即在受到生态问责影响后的地区企业获得的软性政府补助（Soft）显著减少，说明地方政府在接受中央环保督察组巡视后对自身的任意性行为进行了约束，支持了H3a假设。Panel C还列示了生态问责对政府补助中不同用途的环保创新类补助（GT）与其他补助（Other）的影响检验结果。第（6）列结果表明用于支持环保创新的政府补助并没有发生显著改变，第（7）列EcoAcc·T系数为-0.141通过了1%的显著水平检验，即其他用途的政府补助显著减少。结果没有支持H3b假设，地方政府在生态问责后对其他类型的企业财政补贴发放更加谨慎，但并没有显著增加也没有显著减少对环保创新发展的扶持，在总体更少发放补助的情况下还是保持住了对企业环保创新发展的补贴。
3.3 稳健性检验
3.3.1 考虑地区与个体样本选择偏差：地区环境质量与公司研发基础
地区受到的问责处罚压力大也可能是由于该地区原本环境质量就差，因此样本的初始值可能存在偏差。为了消除各省区市环境质量差异带来的影响，引入地区空气污染Air（烟、粉尘排放量/t）与废水量Water（废水排放总量/万t）来控制各地区的环境质量基础，相关数据来源于国家统计局网站。由于当期问责处罚取决于过去的环境表现，因此将污染数据进行滞后一期处理。表3第（1）（2）列结果显示，在分别控制了地区环境空气污染和水污染后，EcoAcc·T检验系数依然显著，地区环境质量偏差并不影响生态问责对政府补助的影响。
此外，现有研究集中于验证政府补助促进企业创新 [24]，或通过缓解企业的外部融资约束等作用以实现创新可持续性[47]，却忽略了企业自身追求创新的积极程度与潜力同样会影响政府补助的获得。在生态问责的背景下，政府亟须调整产业战略，重污染与落后产能企业面临巨大压力亟须转型，这意味着积极进行技术升级的企业更容易获得财政补贴支持。因此设定企业研发投入金额取对数为Create变量进一步控制公司个体不同研发基础产生的影响。表3第（3）列结果显示有着良好研发基础的公司的确能够获得更多的政府补助，但控制公司研发基础后生态问责效力的实证结果依然稳健。
3.3.2 基于生态问责数据期间的扩展检验
我国自2015年开始逐步建立生态问责法治体系，但直至2015年底中央环保督察组才得以成立并首次进驻河北省（2015年12月31日至2016年2月4日对河北省开展了环境保护督察，并形成督察反馈意见），实质巡视督查主要集中在2016年之后。因此河北省的被问责时间也可以选择2016年作为起点，为保证结果稳健，以2016年后开始标记为不同时期被问责省份，2016年之前都标记为未被问责地区，进行检验后实证结果见表4第（1）列，结论依然存在。为避免因年度数据较短和样本缺失带来的偏差，自2015年向前补充1年至2014年和向前补充2年至2013年进行检验，结果分别列示在表4第（2）列和第（3）列，实证结果依然存在。
3.3.3 对税收返还与减免的考虑
虽然上文采用政府补助来反映政商关系，但企业的税收政策依然能够体现一定的政企联系，以往也有学者在研究政府补助时对部分税收返还进行了考虑[21]。因此在综合了税收返还与减免后对政府补助进行了调整形成变量Subsidy_T，如表4第（4）列所示，EcoAcc·T检验系数为-0.105，在1%的水平显著，表明实证结果依然存在。
3.3.4 关于政府补助变量的替换检验
借鉴方颖和郭俊杰[48]的研究，在反映政商关系时使用政府补助与营业收入的比值取对数形成变量Subsidy_re进行检验，检验结果见表4第（5）列，EcoAcc·T检验系数为-0.125，在1%的水平显著，结论依然稳健。
3.3.5 对政治压力指标不同度量方法的检验
在中央环保督察组进行巡视的过程中，先进行官员的约谈，而后对部分官员进行问责。因此除了以被问责人数衡量中央督察组巡视施加的政治压力，还可以约谈人数进行替代解释，实证结果依然存在。EAsummon为被约谈官员数量，由地区p被约谈总人数取对数，约谈官员数EAsummon 描述统计已列示在表1Planel B中。表4第（6）列结果显示EAsummon·T回归系数为-0.016通过1%的显著性检验，虽然约谈对于官员的政治压力不如直接问责大，但依然略强于环境规制的作用。
3.4 进一步分析
3.4.1 政治联系的源生基础：产权背景
根据以往的文献，民营、国有企业的政治关联对企业所获得的政府补助影响显著不同[28]。在考虑政治压力和违规成本时，企业不同的产权性质决定了不同政商关系的天然基础，其面对财政补贴时则具备不同的待遇与抗风险能力。我们将样本按照国有企业和非国有企业分为两组，进一步研究初始政治联系不同的企业在生态问责下受到的影响差异。如表5所示，第（1）列至第（3）列的国有企业组均不显著，表明生态问责并不会使其政府补助显著减少;若进一步将企业产权性质中的国有企业分为央企和地方国企，结果并无显著变化，此处检验结果不进行列示。而非国有企业组生态问责相关变量均显著负相关，EcoAcc·T系数为-0.103通过5%的显著性检验，EAnum·T变量系数为-0.019通过1%的显著性检验，EApunish·T系数为-0.013通过5%的显著性检验，这表明非国有企业在地区受到生态问责期间得到的政府補助显著下降。由此可见，相较于非国有企业，国有企业具有天然政治基础，同时主要为涉及国计民生的重要领域企业，大多能够得到优先保障与扶持，能够抵御生态问责对政商关系的冲击，不会显著影响所享受的补助政策。
3.4.2 主动建立政治联系：高管政治背景
除了企业自身产权性质有所影响外，企业也可选择聘用具备政治联系的高管以增强政商关系。因此为了进一步验证高管政治背景是否可能会对生态问责效力产生影响，设定高管政治背景Poli变量，并加入高管政治背景与生态问责变量的交乘项构成多期三重差分模型，详见模型（5）。Poli变量定义为公司高管曾任或现任政府官员或党员干部则取1，否则取0，高管当期建立的政治联系很可能需要一定时间才能为公司财政补贴带来好处，因此选择滞后一期的政治背景数据。具体回归结果见表6 。
由表6第（1）列可见，在没有聘用具有政治背景高管的公司（Poli=0），生态问责与政府补助的回归系数为-0.084，该系数在5%水平上显著。聘请了具有政治背景高管的公司（Poli=1）与没有聘请的公司斜率差异为-0.091，即交叉变量EcoAcc_Poli的回归系数，并且通过了10%水平显著性检验。对聘请了具有政治背景高管的公司（Poli=1）在地方被生态问责以后（EcoAcc=1）其回归系数为-0.175（-0.084-0.091）。这说明在生态问责下聘请了具有政治背景高管的公司获得的政府补助反而降低更多。同理细分到政治压力与执法强度上，表6第（2）列和第（3）列交叉变量EAnum_Poli、EApunish_Poli回归系数也在10%水平显著，也说明聘请了具有政治背景高管的公司面对生态问责下的高政治压力和执法强度，获得的政府补助相比于没有聘请具有政治背景高管的公司减少的更多。以上结果表明，企业通过建立政治联系而获得的财政补贴在生态问责中更容易失去，这也提供了政商关系在生态问责中被削弱的经验证据。
3.4.3 企业议价与谈判能力：地方财税依赖度
地方政府竞争的道路选择在生态文明建设下面临多重博弈。生态问责中的政治压力使得地方政府需要与企业保持距离并严格执法，但官员政绩竞争使得政府对大型企业尤为倚重。已有研究表明地方政府在干预企业的政府补助时也必然受制于地方财政状况[28]。大企业能够更好地贡献地方财政收入、解决就业问题，从而需要主动营造良好的营商环境并给予政策支持为企业提供发展空间。因此利用公司缴纳的所得税费用/当地GDP衡量地方政府对公司的财政依赖度，并将样本划分为高依赖组和低依赖组进行调节作用检验。如果财政依赖度超过样本年度中位数则定义为高财政依赖，否则定义为低财政依赖。具体结果见表7。
从公司对当地财政的贡献上看，低依赖组的政府补助与EcoAcc·T、EAnum·T、EApunish·T的系数均在1%的水平上显著，而高依赖组除去政治压力（EAnum）外其他结果并不显著，表明低财政贡献的企业会受到生态问责对政商关系的影响，而纳税大户形成的政企财政联系在生态问责中能够避免被削弱。高依赖组EAnum·T系数为-0.016在5%水平显著，表明在面对中央政治压力时企业的地方财政贡献度高并不能抵消生态问责的影响。
3.4.4 地区污染治理投资结构的影响
政府补助资源配置的优劣取决于当地政府的投资能力，理论上工业污染治理完成投资额越高、投资结构越好的地区企业获得更多政府补助的可能越大。如果工业污染治理完成投资额不足则说明该地的环保投资结构不合理，地方政府也可能会为了多投资拉动经济增长的项目而挤占工业污染治理投资。为此，需要检验工业污染治理投资结构对生态问责与政府补助关系的调节作用，设定工业污染治理完成投资额与地方GDP的比值取对数表示地区污染治理投资结构，如果高于年度地区中位数则认为具备好的污染治理投资结构，否则为非优污染治理投资结构。具体回归结果见表8。在污染治理投资结构好的地区，企业获得的政府补助在生态问责之后并没有显著变化;在污染治理投资结构非优的地区政府补助与EcoAcc·T、EAnum·T、EApunish·T的回归系数均在1%的水平上显著为负，表明生态问责使得污染治理投资结构较为不好的地区对地方政府资源配置做出了调整，其政商关系在生态问责之后受到显著影响。
4 研究结论与启示
生态问责制度在党的十八大后得到系统性建设，在中央环保督查首轮巡视中大量违规企业受到处罚与关停，大量官员被问责，生态问责嵌入了严厉的政治压力，不可避免地影响地方政商关系。以2015—2018年中央环保督察组设立并陆续进驻各省区市之后的年度为研究期间，将生态问责相关变量作为研究对象，检验其对企业以获得政府补助为代表的政商关系的影响，可融合探索行政问责与环境规制的影响效应。以往的问责文献主要关注宏观的行政问责制度路径设计或政府责任审计[49-50]，而环境规制文献则分别讨论企业创新[51]、绩效[52]、环保投资[53]、违法成本[54]以及外部约束[55]等变量。近年来生态问责开始引起各界关注，但只有少数研究对生态问责进行了制度討论[56]。区别于以往研究，上文除了检验生态问责总体影响，还同时比较讨论了环保督查中政治压力与执法强度的影响，具体研究结果如下。
（1） 中央环保督察组进驻后，当地企业获得的政府补助显著减少，这意味着生态问责会削弱地方以往建立的政商关系，地方政府在发放政府补助时会更加谨慎。在生态问责的细分特征上，生态问责为地方政府带来的政治压力对企业获得政府补助的影响要强于生态问责中环保执法强度的影响。而具体到政府补助的细分性质，生态问责会使地方政府发放的软约束类的补助显著减少，对硬约束类的补助没有显著影响;同时对减少除环保创新用途以外的补助作用显著。表明生态问责并非绝对地抑制财政补贴、削弱政商关系，而是仅减少软约束补助的任意发放，并没有降低对企业环保创新的扶持。给出了我国政治体系能够自我约束、改善治理能力的新证据。
（2） 企业政治联系中由产权性质带来的源生政治基础会影响生态问责效力，国有企业能够避免生态问责对政府补助的影响，而非国有企业则不能。企业在生态问责中更容易失去因聘用具备政治背景的高管而建立政治联系所获得的财政补贴。
（3） 地方政府对企业的财税依赖度高，企业便能抵消生态问责对政商关系的削弱，而财税贡献小的企业则不能，但在政治压力下企业的高财税贡献并不能完全避免生态问责影响。
（4） 地区污染治理投资结构的好坏也影响着生态问责对政商关系的作用，对污染治理投资结构相对非优的地区政商关系受到影响较大，企业获得的政府补助显著减少，对政府资源的调整能够缓解工业污染治理投资被挤占的现象，体现了生态问责提升政府补助使用效率，矫正地方资源配置的作用，有利于提升地方政府投资能力。
研究的政策建议与现实意义是：①近年来生态文明建设取得了突破性的成果，其中与生态问责制度的完善实施密切相关。问责中政治压力的效力大于环境规制执法强度，表明环保政策由上到下的实施需要对地方政府施以必要的政治压力才能提高政策执行效率，这也符合Fahlquist[6]责任归于政府提升效率的研究观点。地方政府在经历生态问责后审批发放政府补助时会更加谨慎，有利于减少不合理政府补助，避免政企合谋，并不断优化自身的污染治理投资结构，提升投资能力。②国有企业与聘请具有政治背景高管的企业要完善自我监管，避免政治联系滥用。③企业要积极研发创新，努力减少对生态环境产生的负外部性，不断提高自身竞争力，避免受到政治不稳定而带来的风险，更避免因污染与产能落后淘汰而失利。④通过生态问责对政府补助影响的研究，探索了生态问责微观落实的基础。追责官员、处罚企业为已产生的严重污染付费只是手段而非目的，生态问责更核心的作用在于推进国家宏观制度与企业微观运作的连接，从而规范未来政府与企业的行为。生态问责是我国生态文明建设的重要制度探索，通过优化资源配置流向，引导未来企业发展方向，使政治治理与环境治理耦合从而提升政府治理能力实现高质量的可持续发展。
（编辑：李 琪）
参考文献
[1]梁平汉， 高楠. 人事变更、法制环境和地方环境污染[J]. 管理世界， 2014（6）： 65-78.
[2]袁凯华， 李后建. 政企合谋下的策略减排困境——来自工业废气层面的度量考察[J]. 中国人口·资源与环境，2015， 25（1）： 134-141.
[3]聂辉华， 李金波. 政企合谋与经济发展[J]. 经济学（季刊）， 2007， 6（1）： 75-90.
[4]LOPEZ R， MITRA S. Corruption， pollution， and the Kuznets Environment Curve[J]. Journal of environmental economics and management， 2000， 40（2）： 137-150.
[5]LO K. How authoritarian is the environmental governance of China？[J]. Environmental science & policy， 2015，54： 152-159.
[6]FAHLQUIST J N. Moral responsibility for environmental problems-individual or institutional？[J]. Journal of agricultural & environmental ethics， 2009， 22（2）： 109-124.
[7]LIU L， ZHANG B， BI J. Reforming China's multi-level environmental governance： lessons from the 11th Five-year Plan[J]. Environmental science & policy， 2012 ，21： 106-111.
[8]LY H，MA Z M，ZHANG L W. Redlines for the greening of China[J]. Environmental science & policy， 2013，33： 346-353.
[9]傅強， 马青， BAYANJARGAL S. 地方政府竞争与环境规制：基于区域开放的异质性研究[J]. 中国人口·资源与环境， 2016， 26（3）： 69-75.
[10]NUTLEY S， LEVITT R， SOLESBURY W， et al. Scrutinizing performance： how assessors reach judgements about public services[J]. Public administration， 2012， 90（4）： 869-885.
[11]STROM K. Delegation and accountability in parliamentary democracies[J]. European journal of political research， 2010， 37（3）： 261-289.
[12]FOX J， SHOTTS K W. Delegates or trustees？ a theory of political accountability[J]. The journal of politics， 2009， 71（4）： 1225-1237.
[13]ROMZEK B S， DUBNICK M J. Accountability in the public sector： lessons from the challenger tragedy[J]. Public administration review， 1987， 47（3）： 227-238.
[14]MULGAN R. ‘Accountability： an ever-expanding concept？[J]. Public administration， 2002， 78： 555-573.
[15]解冰， 康均心. 反腐败刑事制度的科学构建[J]. 管理世界， 2011（3）： 170-171.
[16]陈胜蓝， 马慧. 反腐败与审计定价[J]. 会计研究， 2018 （6）： 12-18.
[17]万广华， 吴一平. 制度建设与反腐败成效：基于跨期腐败程度变化的研究[J]. 管理世界， 2012（4）： 60-69.
[18]SINDEN A. In defense of absolutes： combating the politics of power in environmental law[J]. Iowa law review， 2005， 90（4）： 1405-1511.
[19]DAMANIA R， FREDRIKSSON P G， LIST J A. Trade liberalization， corruption， and environmental policy formation： theory and evidence[J]. Journal of environmental economics and management， 2003， 46（3）： 490-512.
[20]侯方宇， 杨瑞龙. 新型政商关系、产业政策与投资“潮涌现象”治理[J]. 中国工业经济， 2018（5）： 63-80.
[21]余明桂， 回雅甫， 潘紅波. 政治联系、寻租与地方政府财政补贴有效性[J]. 经济研究， 2010（3）： 65-77.
[22]步丹璐， 张晨宇， 王晓艳. 补助初衷与配置效率[J]. 会计研究， 2019（7）： 68-74.
[23]饶静， 万良勇. 政府补助、异质性与僵尸企业形成——基于A股上市公司的经验证据[J]. 会计研究， 2018（3）： 3-11.
[24]苏昕， 周升师. 双重环境规制、政府补助对企业创新产出的影响及调节[J]. 中国人口·资源与环境， 2019， 29（3）： 33-41.
[25]王克敏， 刘静， 李晓溪. 产业政策、政府支持与公司投资效率研究[J]. 管理世界， 2017（3）： 113-124， 145.
[26]王克敏， 杨国超， 刘静， 等. IPO资源争夺、政府补助与公司业绩研究[J]. 管理世界， 2015（9）： 147-157.
[27]HELLMAN J S， JONES G， KAUFMANN D. Seize the state， seize the day： state capture and influence in transition economies [J]. Policy research working paper， 2003， 31（4）： 751-773.
[28]潘越， 戴亦一， 李财喜. 政治关联与财务困境公司的政府补助——来自中国ST公司的经验证据[J]. 南开管理评论， 2009， 12（5）： 6-17.
[29]BENHABIB J， PRZEWORSKI A. Economic growth under political accountability[J]. International journal of economic theory， 2010， 6（1）： 77-95.
[30]ECKARDT S. Political accountability， fiscal conditions and local government performance-cross-sectional evidence from Indonesia[J]. Public administration and development， 2008， 28（1）： 1-17.
[31]约翰·贝拉米·福斯特， 张峰. 生态马克思主义政治经济学——从自由资本主义到垄断阶段的发展[J]. 马克思主义研究， 2012（5）： 97-104.
[32]刘伟. 在马克思主义与中国实践结合中发展中国特色社会主义政治经济学[J]. 经济研究， 2016（5）： 4-13.
[33]张凌云， 齐晔， 毛显强， 等. 从量考到质考：政府环保考核转型分析[J]. 中国人口·资源与环境， 2018， 28（10）： 108-114.
[34]BANSAL P， ROTH K. Why companies go green： a model of ecological responsiveness[J]. Academy of management journal， 2000， 43（4）： 717-736.
[35]GRAY R， BEBBINGTON J. Environmental accounting， managerialism and sustainability ： is the planet safe in the hands of business and accounting？[J]. Advances in environmental accounting and management，2000（1）： 1-44.
[36]DEY P K， PETRIDIS N E， PETRIDIS K， et al. Environmental management and corporate social responsibility practices of small and medium-sized enterprises[J]. Journal of cleaner production，2018，195： 687-702.
[37]XU C. The fundamental institutions of china's reforms and development[J]. Journal of economic literature， 2011， 49（4）： 1076-1151.
[38]周黎安. 中国地方官员的晋升锦标赛模式研究[J]. 经济研究， 2007（7）： 36-50.
[39]步丹璐， 黄杰. 企业寻租与政府的利益输送——基于京东的案例分析[J]. 中国工业经济， 2013（6）： 135-147.
[40]步丹璐， 王晓艳. 政府补助、软约束与薪酬差距[J]. 南开管理评论， 2014， 17（2）： 23-33.
[41]倪星， 王锐. 权责分立与基层避责：一种理论解释[J]. 中国社会科学， 2018， 269（5）： 117-136，207-208.
[42]金宇超， 靳庆鲁， 宣扬. “不作为”或“急于表现”：企业投资中的政治动机[J]. 经济研究， 2016（10）： 126-139.
[43]CHEN Y， JIN G Z ， KUMAR N， et al. The promise of Beijing： evaluating the impact of the 2008 olympic games on air quality [J]. Journal of environmental economics & management， 2013， 66（3）： 424-443.
[44]GHANEM D， ZHANG J. ‘Effortless perfection ： do Chinese cities manipulate air pollution data？[J]. Journal of environmental economics & management， 2014， 68（2）： 203-225.
[45]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.
[46]BECK T， LEVKOV R L. Big bad banks？ the winners and losers from bank deregulation in the united states[J]. The journal of finance， 2010， 65（5）： 1637-1667.
[47]李健， 杨蓓蓓， 潘镇. 政府补助、股权集中度与企业创新可持续性[J]. 中国软科学， 2016（6）： 180-192.
[48]方颖， 郭俊杰. 中国环境信息披露政策是否有效：基于资本市场反应的研究[J]. 经济研究， 2018， 53（10）： 160-176.
[49]李兆东. 环境机会主义、问责需求和环境审计[J]. 审计与经济研究， 2015， 30（2）： 33-42.
[50]马志娟， 韦小泉. 生态文明背景下政府环境责任审计与问责路径研究[J]. 审计研究， 2014（6）： 16-22.
[51]JAFFE A B， PALMER K. Environmental regulation and innovation： a panel data study[J]. Review of economics & statistics， 1997， 79（4）： 610-619.
[52]CLARKSON P M， RICHARDSON G D. The market valuation of environmental capital expenditures by pulp and paper companies[J]. Accounting review， 2004， 79（2）： 329-353.
[53]唐國平， 李龙会， 吴德军. 环境管制、行业属性与企业环保投资[J]. 会计研究， 2013（6）： 83-89.
[54]龙小宁， 万威. 环境规制、企业利润率与合规成本规模异质性[J]. 中国工业经济， 2017（6）： 155-174.
[55]马红， 侯贵生. 环保投入、融资约束与企业技术创新——基于长短期异质性影响的研究视角[J]. 证券市场导报， 2018（8）： 14-21.
[56]余敏江. 论生态治理中的中央与地方政府间利益协调[J]. 社会科学， 2011（9）： 23-32.
