一、引言
改革開放 30 年來，我國經濟飛速發展，但同時企業生產經營活動帶來的環境污染問題亦愈發嚴重，大量污染物排放引起的水體污染和大氣污染已嚴重制約了我國經濟的健康發展。2010 年發生的紫金礦業污水泄漏事故和中金嶺南的鉈泄漏“污染門”這兩起重大污染事故徹底激發了社會公眾對環保問題的重視。2013 年十八大提出“美麗中國”政策，進一步推動了我國政府對上市公司環境治理方面的監管。此外，近年來我國媒體對環保污染事件的曝光力度也顯著增強。
2013年 3 月 21 日，有媒體報道在貴州百靈安順制藥廠附近中藥渣遍布整個村莊，部分地點藥渣堆積高度甚至達一米以上，給周圍環境造成嚴重污染，甚至使當地村民不敢種植莊稼。
報道之后，盡管貴州百靈迅速申請停牌，并緊接著發布發放股利等利好消息，仍無法阻止投資者對其預期的下調。4月上旬，貴州百靈股價從17.74下跌到15.05，跌幅累計達15.16%，緊接著4月17日，又有媒體報道稱酒鬼酒水源地遭受嚴重污染，并指出用于釀造酒鬼酒的泉水是奔涌過一灘灘的垃圾堆之后才流入酒廠用于釀酒，這一報道引起軒然大波。
盡管當日晚間，酒鬼酒便發布微博聲稱公司用水符合國家標準，后又發布澄清公告，但公司股價仍從次日起便呈現下跌趨勢，當日下跌 3.9%，在之后 8 個連續交易日內，累計跌幅達19.94%。
當上市公司因發生污染事故而使股價大幅下跌時，毫無疑問將對投資者造成重大打擊，不利于資本市場的持續平穩運行。因此我國目前除了證監會對企業IPO 采取嚴格審核制外，環保部歷年來亦陸續出臺一系列環保核查方面的規定。如 2003 年，環保部出臺文件《關于對申請上市的企業和申請再融資的上市企業進行環境保護核查的通知》（環發[2003]101號），明確指出重污染行業申請上市或再融資時需進行環保核查。2008 年，環保部在《上市公司環境保護核查行業分類管理名錄》（環辦函[2008]373 號）中再次明確了對重污染行業的界定。根據證監會規定，未出具環保核查意見或核查未通過的公司，無法申請上市或再融資。2010 年，環保部制定的《上市公司環境信息披露指南》（征求意見稿）中明確要求重污染行業上市公司應定期披露環境信息，并且當出現突發環境事件或遭受重大處罰時，應發布臨時環境報告。
目前，隨著政府機構對企業環保治理的監管程度的加深，投資者亦逐漸將企業在環境治理方面的表現納入評估企業市值的標準中。因此，Karpof 等（2005）、Blanco（2009）發現企業一旦發生重大污染事故并被曝光，必將對企業形象造成極為負面的影響，投資者或許從此不愿再持有該企業股票，從而影響企業未來現金流。同時，Klassen 和 McLaughlin（1996）發現在環境治理方面表現優異而受嘉獎的公司其市值將憑此提高。
因此在不存在內幕消息的前提下，上市公司一旦發生污染事故并遭到媒體曝光，或受環保部門處罰，投資者便將迅速下調預期，使其股價下跌。但同時，我們也意識到，企業若存在較高的政治關聯，其在發生污染事故后，可及時向地方政府尋租，從而延緩甚至隱瞞該事故，撫平股價沖擊，對企業價值起到一定保護作用。
如環保部于2011年6月13日發布對酒鋼宏興暫停環保核查的通知，使得該公司定向增發被叫停，然而這一重大消息一直被隱瞞至25日才公告，披露后未出現明顯的股價下跌，事后媒體發現該公司董事曾在政府機構擔任要職。
對此，本文以2010~2012年三年內上市公司發生的88起環境污染事故為樣本，采用事件研究法，計算CAR值并進行實證檢驗發現：（1） 上市公司發生的污染事故需經媒體曝光才能引起資本市場中投資者的足夠關注，從而對其股價產生顯著負面影響；（2） 我國資本市場能自發地對發生環境污染事故的上市公司起到懲罰作用，但這種懲罰僅僅是一種短期效應，從長遠看仍需要政府部門采取行政措施；（3） 發生環境污染事故將對公司股票累計異常收益率產生負面影響，但同時政治關聯可以緩沖污染事故對公司股票累計異常收益率的負面影響。
本文的貢獻主要體現在三個方面。第一，我國目前研究上市公司發生污染事故后資本市場反應方面的文獻仍然很少，本文搜集了 2010～2012 年三年內發生的 88 起環境污染事故，相比以往文獻，本文樣本跨度更大且更全面，從而結果更具有代表性，為污染事故的市場反應機制提供了經驗證據；第二，本文在探究環境污染事故對資本市場的沖擊反應時，細分各種類型分組檢驗，全面分析了事發后公司所受處罰類型、公司實際控制人背景、所在行業特征對事件窗口期內股票累計異常收益率的不同影響；第三，本文為上市公司隱含的政治關聯與其違規受罰時的市場反應之間的關系提供了更直接的證據。之前，許年行等（2013）發現違規處罰公告時，具有政治關聯的公司負向市場反應要大于不具有政治關聯的公司。然而我們基于 2003 年環保部頒布的《關于對申請上市的企業和申請再融資的上市企業進行環境保護核查的通知》文件對重污染行業公司申請上市和再融資提出的環保方面的要求，搜集了近三年來發生污染事故的上市公司樣本進行實證檢驗，發現具有政治關聯可以緩沖污染事故對公司股價的負面影響，因為政治關聯能夠削弱政府對其懲罰力度，緩沖污染事故對公司股價造成的沖擊，并在申請再融資時減少環保審核約束。故本文為檢驗政治關聯對企業價值的保護作用提供了直接證據。
二、文獻回顧與研究假設
迄今為止，國外學者已對企業發生污染事故、歷年環境信息披露質量以及資本市場反應之間的關系做了較全面的實證分析，如 Lanoie 等（1998）指出，監管機構可通過向投資者公開發布有關上市公司環境表現的評價信息來增強市場的自發監管，從而對上市公司的污染排放行為起到約束作用。Miles和Covin（2000）發現上市公司在環境治理方面的表現將通過影響公司聲譽形象來影響公司市值。
具體到各個國家資本市場對環境污染事故的反應，Laplante和Lanoie（1994）研究了加拿大股票市場對上市公司環保事故公告的反應，發現公司市值在環保案件結案并被處罰時才顯著降低，故相比美國在環保事故公開時市值立即降低而言，加拿大對環保的處罰力度仍較為松懈。Dasgupta等（2006）發現，在韓國，上市公司在違反環保監管條例而被公示后，其市場估值將立即出現明顯下滑。Nakao 等（2007）發現公司在環保方面的正面報道將對公司財務產生積極影響，反之亦然，但這種由環保表現帶來的積極或消極影響僅僅是暫時性的。Lundgren 和 Olsson（2010）以歐洲上市公司為樣本，亦發現負面環保事故將給公司市值帶來顯著損失。Lyon 和 Shimshack（2012）利用《新聞周刊》公布的美國前 500 強公司環境信息披露質量打分結果，發現排名在前 100 的公司其隨后的股票收益率回報相比后 400 名公司高出 0.6%～1.0%。
此外，盡管發展中國家目前的環保監管機制較為薄弱，但 Dasgupta 等（2001）指出，阿根廷、智利、墨西哥和菲律賓的資本市場均能夠對公司環境事故作出顯著反應，從而在環保監督方面扮演了重要角色。Gupta 和 Golda（r2005）發現，在印度的造紙、汽車、合金行業，環保表現評級將對公司股價造成明顯影響，即市場能自發懲罰環境業績表現較弱的公司。
目前我國學者對上市公司環保方面的研究主要集中在對其環保信息披露現狀及其影響因素的實證分析上，較早期如耿建新和焦若靜（2002）從與環保有關的會計信息披露角度入手分析我國上市公司環境信息披露現狀。近期，湯亞莉等（2006）從公司規模、公司績效角度，王建明（2008）從行業差異、外部監管角度實證分析了我國上市公司環境信息披露的影響因素。而對于上市公司發生環境污染事故后，資本市場會對該肇事企業及其同行業上市公司作出何種反應，我國學者的研究較少。目前如 Xu 等（2012）發現在我國，造成水源污染的環境事故產生的負面影響更為顯著，并且我國資本市場對污染事故做出的負面反應顯著低于其他國家。
基于以上前人文獻中已得出的實證結論，我們認為，由于企業發生環境污染事故一方面將對周圍居民正常生活產生嚴重影響，引起公眾的憤慨與不滿，影響公司聲譽；同時發生污染事故之后，公司勢必需要付出額外資金、人力去整治污染并賠償損失，故對公司未來現金流也將產生負面影響。因此這對市場來說屬于一種利空消息，促使投資者下調對其未來價值的預期，做出“賣出”決定，故將在短期內使公司股價下挫。
由此我們提出假設H1。
H1：發生環境污染事故將對公司股票收益率產生負面影響。盡管Tenev等（2002）發現，相比香港和很多發達國家，實際上中國內地證券市場的法律條例要更嚴格。然而Berkowitz等（2003）指出，相比法律條例，執法有效性對促進經濟發展的作用更為重要。
對此，Allen等（2005）認為目前中國的執法水平仍遠低于世界平均水平。Fan 等（2007）、吳文鋒等（2009）發現，目前中國政府在經濟發展過程中起主導作用，因而企業與當地官員間存在政治關聯的現象屢見不鮮。劉慧龍等（2010）指出政治關聯一般通過具有政治背景的高管發揮作用。對企業來說，具備政治關聯能幫助其獲得更多資源，如潘越等（2009）發現民營企業的政治關聯對處于財務困境的企業獲取政府補助有積極影響。此外，Dombrovsky（2008）、Claessens等（2008）、胡旭陽（2006）和潘紅波等（2008）實證認為政治關聯能夠給企業帶來更低所得稅率、更優惠的銀行貸款、更多政府支援及補貼，從而有利于企業價值的提升。因此，衛武等（2006）認為企業為獲得政治競爭優勢，會積極建立自己的政治資源，通過向政府部門尋租攫取資源并降低未來不確定性，從而提高企業績效水平。
在對上市公司的環保監管方面，盡管如上文所述，環保部歷年來陸續出臺了數份文件對上市公司環境信息披露及環保核查提出要求，然而我們也意識到，環保審核如一個黑箱，具有政治關聯的企業能夠利用其與當地政府的交情來阻撓或拖延監管部門的調查，從而在申請上市或再融資時更易通過環保審核，此外當發生污染事故時，更易通過瞞報真相延遲披露來削減負面市場反應。許年行等（2013）發現監管部門對具有政治關聯的公司違規查處存在時滯效應，其懲罰周期顯著長于無政治關聯公司，從而政治關聯會影響市場監管的有效性。如紫金礦業的汀江重大污染事故發生后整整延遲9 天才公告披露，從其歷年年報披露的信息中，我們也發現該公司多位高管曾在當地政府部門任職。
因此，一旦企業發生污染事故，若其先前已與當地政府建立緊密聯系，就能迅速向當地政府尋租，同時當地政府官員出于自身利益考慮，亦會傾向于壓制關于事故的負面媒體報道。因此，Anderson（1999）認為當發生負面事件時，投資者會預料到這類公司因受當地政府保護從而處罰不會得到有效執行，造成市場反應顯著減小。陳信元等（2009）也同樣發現，當公司最終控制人為地方政府且公司所受懲罰判決來自當地政府管轄的法院時，其負向市場反應程度較小。
由此我們提出假設H2。
H2：政治關聯可以緩沖污染事故對公司股票收益率的負面影響。
三、研究設計
（一）數據來源
本文手工搜集了2010年1月1日至2012年12月31日三年內我國上市公司發生的環境污染事件。樣本來源包括搜索引擎、主流媒體網站及環保部或地方環保廳網站發布的通告等，然后剔除了污染曝光后短期內發生諸如資產重組等重大事件的樣本，最后得到68 個上市公司發生的 88 個污染事件樣本。
考慮到樣本穩健性，我們還根據“同行業同規?！钡脑瓌t為上述 88 個樣本分別配對未發生污染事故的上市公司樣本以做進一步對比分析，具體匹配原則為先整理得到與樣本公司屬于同行業（細分到二級代碼）的公司列表，再找到規模最接近（事故前一年末總資產差額最?。┑墓?，同時適當考慮杠桿值。我們最終得到的 88 個配對樣本，經 t 檢驗，與污染事故樣本之間規模和杠桿差異均不顯著。
對企業社會責任的評分來自潤靈公益事業咨詢每年發布的《A 股上市公司社會責任報告藍皮書》。其他與樣本有關的數據如每日個股收益率、市場收益率、企業總資產規模、杠桿水平、總資產收益率、獨立董事比例等均來自CSMAR 數據庫。
（二）研究方法
1. 事件研究法。本文采用事件研究法（EventStudy）研究環境污染事件對資本市場的影響。事件研究法主要是基于有效市場假設，通過分析某一特定事件發生前后樣本股票收益率的變化來檢驗該事件對公司價值變動的影響，其中影響程度通過計算CAR值（累計股票異常收益率）來衡量。常用的事件研究法有以下三種：市場模型、均值調整法和市場調整法。Fama 等（1969）首先提出市場模型，模型假設股票期望收益率是市場組合收益率的線性函數，該方法之后被MacKinlay（1997）等多次應用于金融研究領域中。Teoh 和 Wong（1993）比較了分別根據市場模型和市場調整法計算的 CAR 值對盈余反應的影響，發現根據市場調整法計算的 CAR 值的回歸結果更具有解釋力。我國學者陳漢文和陳向民（2002）采用模擬抽樣的方法結合中國股票交易數據對上述三種模型進行實證比較，結果顯示市場模型在中國市場存在局限性。我們在實際數據處理過程中發現，因為市場模型需要選取較長的前期估計窗口（通常為150個交易日），但我們的樣本事件在一年內發生亦較為頻繁，某一樣本所選取的估計窗口中可能包含前一起環境污染事故信息，故此時所估計的β系數可靠性較低，存在一定誤差，故不采用市場模型。
此外，因均值調整法主要適用于證券價格變動同市場整體關聯性不大的情況，而我國目前不同公司股價變動同質性較大，故我們在本文中采用了市場調整法，具體步驟如下。
首先，確定事件日（Event Date）及事件窗口。
在本文中我們分別定義事件日為公司對環境污染事件的公告日、環保部門發布通告日或首次媒體曝光日三種類型。確定事件日后，本文以事件日為中心，選取事件前后交易日（剔除停牌時點）相等的對稱事件窗口（Event Window）。為確保穩健性及充分考慮事件發生后的短期沖擊和長期沖擊，本文分別選取長度為 3、5、7、11、21 交易日的事件窗口。例如，選定事件日為T0，則 3 交易日長度的事件窗口為 [T0-1，T0+1]。
其次，計算日超額收益率（AR），計算公式為：ARi,t=Ri,t-Rm,t，其中Ri,t為樣本股票i在第 t 日的考慮現金紅利再投資的日回報率，Rm,t為該日相應的流通股市值加權的市場收益率。
最后，計算累積異常收益率（CAR）并進行 t 檢驗?；?AR 值可得樣本公司 i 在事件窗口的股票CAR 值，即 CARi=∑ARi,t，然后通過對不同長度的事件窗口CAR值 t 檢驗來判斷資本市場對上市公司環境污染事件負面沖擊的反應。
2.樣本配對法。本文在進一步分析政治關聯對CAR 值的影響時，采用樣本配對的方法，設計 CHAR值（=配對樣本 CAR 值-污染樣本 CAR 值）來檢驗發生污染的公司若存在政治關聯，是否能縮小其與配對未發生污染公司之間 CAR 值的差距，從而保護企業價值。
（三）變量定義
1.政治關聯。我們借鑒 Li 等（2006）、劉慧龍等（2010）的做法，認為若發生污染事件前一年度該公司的董事長或總經理正在或曾經是政府官員（如擔任局長等職位），則判斷該公司具有政治關聯，定義啞變量PC=1，否則為 0。樣本公司的高管簡歷均通過 CSMAR 數據庫手工收集和整理。
2.行業變量。若樣本公司所處行業為重污染行業，則定義啞變量 industry=1，否則為 0。我們對重污染行業的界定標準主要依據 2010 年 9 月 14 日環保部發布的《關于<上市公司環境信息披露指南>（征求意見稿）公開征求意見的通知》中所規定的“本指南所指重污染行業包括火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業”，并結合證監會頒布的《上市公司行業分類指引》，將“重污染行業”定義為采掘業，食品、飲料業，紡織、服裝業，造紙、印刷業，石油、化學、塑膠、塑料，金屬、非金屬，醫藥、生物制品，電力、蒸汽及水的生產及供應業等行業。
此外，我們所得到的樣本公司具體行業分布如表1所示。
由表1 可以看出，發生污染事件的上市公司來自14 個行業，其中采掘業、化工業、金屬與非金屬業發生頻率較高，三個行業發生污染事件占總量比達61.36%。我們還發現，有 81.82%的污染事故均發生在環保部指出的重污染行業中，進一步證明環保部門應加強對重污染行業上市公司環境監督和環保核查的必要性。
3.控制變量。此外，借鑒已有文獻并根據本文研究目的，我們選取以下控制變量。
首先，我們選擇公司規模、杠桿率、總資產收益率作為控制變量。相對而言，規模較大的企業被公眾關注的程度較高，一旦發生污染事故市場反應可能更為顯著。黃志忠和白云霞（2002）認為，雖然公司杠桿率對股票風險的影響不能確定，但一般人們認為公司借款比率越高，意味著其與政府及貸款銀行關系越密切，人們對其將更有信心，因此，較高的杠桿率將對股票收益帶來積極影響。
此外，公司總資產收益率（ROA）越高，意味著公司對資產利用率越高，經營狀況越好，越能有效削弱污染事故帶來的負面沖擊。
公司治理特征方面，我們選取獨立董事比例、董事長是否兼任總經理作為控制變量。Mitton（2002）從審計質量、外部監管嚴厲程度、兩職分離等方面評價公司內部治理結構，并對經歷東南亞危機的398個公司樣本實證，發現內部治理結構較完善的公司受危機的沖擊相對較小，從而市場表現更好。張宗新等（2007）發現上市公司股票市場表現與信息披露、兩職分離程度顯著正相關。因此，在本文中，我們把獨立董事比例與董事長和總經理是否兩職分離作為控制變量。各變量的詳細含義如表2所示。
（四）檢驗模型
根據前文，我們分別采用模型（1）、（2）來檢驗假設 1、假設 2。
假設 1：發生環境污染事故將對公司股票收益率產生負面影響。
假設2：政治關聯可以緩沖污染事故對公司股票收益率的負面影響。
其中，CAR 分別用 CAR1、CAR2、CAR3、CAR5、CAR10 表示。
四、研究結果及分析
（一）描述性統計
根據研究假設及變量定義，我們得到描述性統計如表3。
表3 顯示，根據最早曝光時間計算所得 CAR值在5 個長度不等的事件窗口均顯著為負，可見污染事故的發生將對上市公司股價迅速產生沖擊，如在事件窗口長度為3 時，我們樣本中的永安藥業（002 365）累計跌幅達 19.24%。但同時，我們也發現，一些上市公司即便發生污染事故，仍能獲得正的超額收益，我們認為，這一方面是媒體對該事故曝光力度不夠，從而未能引起投資者足夠重視，另一方面可能是上市公司在遭曝光后立即發布諸如業績預測上調、重大投資項目獲批等利好消息所致。
（二）CAR 值 t 檢驗結果
本文運用事件研究法計算得到CAR 值，并將事件日時點按媒體曝光、公司公告、政府公告三個類型分類，然后選取5 個長度不同的事件窗口對 CAR 值進行t 檢驗，結果如表 4 所示。
由表4 可以看出，以媒體出現最早相關報道的時點作為事件日，得到的CAR 值從第一個交易日到第十個交易日均顯著為負，由此可見，媒體曝光帶來的資本市場即期沖擊最大。從公司主動公告時點為事件日計算CAR 值，結果顯示，資本市場對負面事件公告有即期反應，這是因為當公司發布臨時公告時，股票交易系統會及時提示投資者這一最新公告，使投資者能迅速獲得信息。然而，當我們以政府處罰文件發布的時點計算 CAR 值時，在事件日后第五個交易日我們才得到顯著為負的 CAR 值，我們認為這可能是因為投資者很少會專門去環保部門網站查看公司的環保信息，所以處罰通告往往需要被媒體轉載后才能獲得公眾的關注，存在一定滯后性。
除按不同事件日時點分類計算 CAR 值外，我們還將計算所得 CAR 值按不同標準分組 t 檢驗?？紤]到以政府處罰發布日為事件日的市場反應并不明顯，故我們選取的事件日為媒體曝光日或公司公告日中的較前者，所得細分后的實證結果如表 5 所示。
由表5 可以看出，上市公司發生污染事故遭曝光后，多數最終都將受到環保部門公告批評、勒令停產整治甚至罰款等實質處罰，然而仍有 17 起污染事故雖被媒體曝光但最后未受嚴懲。從表 5 的 t 檢驗可看出，即便是僅遭受媒體曝光最后未受實質懲罰的樣本組在曝光后第一個交易日（若公司申請停牌則自動默認為停牌后恢復交易日）內CAR 值便顯著為負，故從短期看，媒體曝光和政府監管具有一樣的效力，體現資本市場的有效性。然而當事故發生 5 個交易日后，僅被媒體曝光的分組CAR 值便不再顯著，但受實質處罰的樣本組在事故發生10 個交易日后CAR 值依然顯著為負，體現出被環保部處罰的組別的負面市場反應比僅被媒體曝光的更為激烈，故從長期看，要真正杜絕污染事故仍需要政府的威懾作用。
按肇事公司是否存在政治關聯分組，表 5 的分組 t 檢驗結果顯示具有政治關聯的上市公司在事發后CAR 值均不顯著，而無政治關聯的公司則恰恰相反，事發后次日CAR 值便顯著為負。從圖 2 也可以看出這一趨勢，這可能因為與政府交情密切的公司能在事發前預料到未來幾日內將被處罰，從而通過控制媒體或提前發布利好消息來更好的抵御負面事故對股價造成的沖擊。與之相反，缺乏政治關聯的公司，一般無法預先知道消息，一旦發生環境污染事故，往往被媒體推到風口浪尖上，使其股價受污染事故的沖擊而下挫。
由圖3 可知，在按上市公司實際控制人背景分類時，我們發現國企受到污染事故沖擊的影響較小，且對此反應較為遲緩。從表 5 可看到，直到事發后第3 個交易日資本市場才對國企背景的肇事公司有較顯著的反應，而到第 10 個交易日負面反應便消失，這一方面是因為相比民企，國企因其實際控制人為政府部門，從而潛在的政治關聯度更高，另一方面因為國企規模一般較民企大得多，在發生污染事故后能更及時發布利好消息來沖銷污染事故曝光帶來的負面影響。
此外，當我們對肇事公司所在行業進行分類時，發現非重污染行業相比重污染行業對環境污染信息的反應更為迅速及劇烈。我們認為，這是因為由于非重污染行業的污染事故一般較少，投資者在事發前對此類公司在環境治理方面的預期可能較為樂觀，一旦發生污染事故，媒體會對此類較罕見的事故予以更多報道，使市場反應更為迅速且劇烈。反之，重污染行業因本身發生污染事故的潛在風險較高，投資者對其股價的估值中本身已包含發生污染事故的預期，故在初始時反應并不顯著，當媒體開始深入報道其嚴重后果時，CAR 值才顯著為負。
（三）多元回歸分析
H1：發生環境污染事故將對公司股票收益率產生負面影響。
在上述多元回歸方程（1）中，我們發現，在控制年份變量后，發生污染事故（即result=1）將對上市公司CAR 值產生顯著為負的影響，無論事件窗口是3、5、7、11、21 時均不例外，這與我們之前所作的CAR值 t 檢驗結果相契合，證實發生環境污染事故確實將對公司形象產生負面影響，同時事故造成的損失也將對公司未來現金流產生負面影響，因此市場上會出現“賣出”信號使股價下跌，企業價值受損，故假設 1 成立。
H2：政治關聯可以緩沖污染事故對公司股票收益率的負面影響。
如表7所示，我們在對88個污染事故樣本按（2）式回歸，發現在控制年份變量后，PC 系數在事件窗口為3、7、11、21 時均顯著為正，即 PC=1 時，其對被解釋變量CAR 將產生顯著為正的影響，這與我們前文按是否存在政治關聯分組后的樣本t 檢驗結果一致，反映存在政治關聯能夠對發生污染事故的公司起到一定保護作用，使其股價免受沖擊，這種作用機制一方面可通過在懲罰曝光前預先發布利好消息實現，也可通過事發后對當地媒體施加壓力減少對公司不利報道實現，故假設2 成立。
（四）穩健性檢驗
1.針對行業配對樣本的穩健性測試。我們在回歸模型（2）中已發現政治關聯確實可以緩沖污染事故對公司股票收益率的負面影響。為進一步證實這一機制，如前文研究設計所述，我們設計CHAR 值（=配對樣本 CAR 值-污染樣本 CAR 值）建立回歸模型（3）進行檢驗，經測試 CHAR 值均在 95%水平上顯著為正，即發生污染事故公司 CAR 值顯著低于其配對樣本，這也再次證實了假設一。
式（3）的回歸結果顯示，在控制年份變量后，PC變量系數顯著為負，即存在政治關聯將減小相應事件窗口的配對CAR 值與污染樣本 CAR 值之間的差距，也就是說，存在政治關聯將減弱污染事故帶來的股價波動的負面效應，從而對該肇事企業價值起到保護作用。這也再次證實了假設 2。
2.針對遺漏變量的穩健性測試。Fan 等（2007）認為，公司所在的地區環境可能會同時影響高管政治關系的建立和公司業績表現。
因此，為了控制地區環境這個遺漏變量的內生性問題，本文在回歸方程中加上衡量地區發達程度的啞變量，再考察政治關系變量的符號是否依然顯著為正。參考 Wei 等（2005）的做法，我們把北京、天津、上海、浙江和廣東列為發達地區，如果上市公司的注冊地在這五個地方，則衡量地區發達程度的啞變量為 1，否則為 0。我們發現，在回歸方程（2）和（3）中加上該地區發達程度的啞變量，政治關系變量的符號依然顯著為正。
進一步，本文參考羅黨論和唐清泉（2009）的做法，用地區產權保護水平指數、政府干預指數和金融市場發展指數替代上市公司所在的地區環境，并把這三個變量加進回歸方程（2）和（3），發現結論依然不變，政治關系變量的符號依然顯著為正?？偟膩碚f，本文結果是穩健的。
五、研究結論及政策啟示
本文搜集了2010～2012年三年內上市公司發生的88起環境污染事故，采用事件研究法，通過計算事件窗口長度分別為3、5、7、11、21時股票累積異常收益率（CAR值）來衡量該污染事故對公司股價及企業價值產生的影響以及公司背后隱含的政治關聯所扮演的角色。
我們通過樣本分組t檢驗發現：（1）上市公司發生的污染事故需經媒體曝光才能引起資本市場中投資者的足夠關注，從而對其股價產生顯著負面影響，故媒體在這一過程中扮演了重要角色；（2） 我國資本市場能自發地對發生環境污染事故的上市公司起到懲罰作用，但這種懲罰僅僅是一種短期效應，從長遠看仍需要政府部門采取行政措施；（3）肇事公司背后若存在政治關聯，或公司屬于國企時能顯著削弱污染事故帶來的負向市場反應，使CAR值雖為負但不顯著。另外，相比非重污染行業企業，重污染行業企業發生污染事故后資本市場對其反應更為緩慢。
此外，我們還進一步利用配對樣本進行多元回歸分析并驗證了我們提出的兩個假設。首先，通過多元回歸方程（1）式，我們發現發生污染事故將對不同長度事件窗口內的股票累計異常收益率均產生顯著為負的影響，證實發生環境污染事故將使企業價值受損。其次，通過多元回歸方程（2）、（3）式，我們證實了政治關聯能在一定程度上起到有力的保護作用，從而削弱污染事故對公司股價和企業價值的負面影響。
本文的結果具有積極的政策指導意義。首先，基于發生污染事故將使公司股價下挫的檢驗結果，我們認為當環保部門加強對污染事故的懲罰和監管時，股東將更加重視對公司環境治理方面的監督。其次，我們發現資本市場對環保部門公告這一事件反應并不顯著，而對媒體曝光和公司公告時點反應顯著，因此我們建議，環保部門應鼓勵并督促媒體及時轉發環境核查結果及行政處罰決議，以加強懲罰效果。最后，因我們發現政治關聯可以顯著減弱污染事故造成的負向市場反應，故我們認為環保部門應提高獨立性和執法效率，做到公平、公正、公開，減少來自其他政府機構和各種社會政治關系的干預，以確保懲罰效力。
本文的局限。第一，本文事件均通過門戶網站、搜索引擎及環保部門網站搜集，有可能存在樣本搜集不全的情況，對結果造成一定偏差；第二，本文的研究僅局限于污染事故后資本市場的即期反應，未能探究事故發生之后公司增進環保意識、加強環保治理等后續改進措施能否對公司股價、業績產生積極影響以彌補之前污染事故對企業價值造成的損失。
