王 壘，曲 晶，劉新民，3

1 中國海洋大學 經濟學院，山東 青島 266100 2 山東科技大學 經濟管理學院，山東 青島 266590 3 青島農業(yè)大學 管理學院, 山東 青島 266109

引言

隨著資源消耗和環(huán)境惡化加重，企業(yè)環(huán)境信息披露成為研究的熱點話題。盡管中國環(huán)境信息披露制度和懲罰措施在不斷完善，但證監(jiān)會對企業(yè)環(huán)境信息披露的要求相對模糊，披露質量無法準確測量并缺乏統(tǒng)一標準，需要從企業(yè)自身出發(fā)找到改善環(huán)境信息披露質量的影響因素，為證監(jiān)會制定制度提供依據(jù)，以有效引導企業(yè)積極履行社會責任。

機構投資者作為資本市場上制衡大股東的重要力量，對緩解信息不對稱、促進企業(yè)信息披露發(fā)揮著舉足輕重的作用[1]。同時，基于信號傳遞理論，環(huán)境信息披露水平的提高有利于提升企業(yè)價值[2]，機構投資者參與企業(yè)環(huán)境信息披露的監(jiān)督治理，最終也將獲取更大收益。目前關于機構投資者的研究大多是從單個企業(yè)角度出發(fā)，探討機構投資者性質和持股比例對所投資企業(yè)治理行為的影響，但機構投資者為分散風險往往采取“一對多”的投資組合策略[3]?；谟邢拮⒁饫碚摚诓煌耐顿Y組合權重下，異質機構投資者參與監(jiān)督治理的注意力和動機也可能存在差異，忽略投資組合會導致無法準確描述異質機構投資者對企業(yè)環(huán)境信息披露的治理效應。

本研究基于投資組合視角，探究與企業(yè)存在潛在業(yè)務聯(lián)系的異質機構投資者對環(huán)境信息披露的差異治理效果，回答異質機構投資者能否作為改善高污染企業(yè)環(huán)境信息披露的動力問題。研究結果有助于從企業(yè)環(huán)境信息披露角度厘清異質機構投資者的公司治理作用，進一步提高企業(yè)環(huán)境信息披露質量，打開機構投資者參與環(huán)境信息披露治理的黑箱，為證監(jiān)會引導異質機構投資者積極參與制定治理和促進企業(yè)環(huán)境信息披露的準則提供理論依據(jù)。

1 相關研究評述

隨著經濟的高速增長，資源消耗和環(huán)境惡化加重，企業(yè)在為社會創(chuàng)造財富的同時，作為主要的能源消耗者和環(huán)境破壞者，企業(yè)經營活動產生的環(huán)境影響和其環(huán)境行為有關信息的披露受到監(jiān)管部門、公眾及利益相關者的關注，被要求對環(huán)境負責[4]。環(huán)境信息從披露方式和披露內容上看屬于自愿性非財務信息，一方面，由于自愿性信息相對獨立，能更好地緩解內外部信息不對稱，增加企業(yè)的透明程度[2]；另一方面，隨著利益相關者對企業(yè)信息需求的轉變，越來越重視非財務信息的披露[5]。目前國內外學者主要針對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響因素[6]、不同治理主體的治理效果[7-8]以及環(huán)境信息披露對企業(yè)的影響[9-10]展開研究。研究表明，在政府、媒體、公眾等外部利益相關者監(jiān)督下，企業(yè)努力提高環(huán)境信息披露水平[7]，以提升外部聲譽；同時內部管理層能力對提高企業(yè)環(huán)境信息披露水平至關重要[8]，但在某些情況下，管理者為追求自身利益最大化，傾向于與大股東合謀減少環(huán)境等不利信息的披露，嚴重損害了中小股東的利益[11]。

近幾年，以基金、QFII、保險、銀行、信托和券商等金融機構為代表的機構投資者發(fā)展迅速，機構投資者作為制衡大股東、制約控制型董事會的重要力量[12-13]，在中國資本市場上對緩解信息不對稱發(fā)揮著舉足輕重的作用。相對于個人投資者等中小股東，機構投資者憑借自身資源和信息優(yōu)勢，能有效發(fā)揮積極的監(jiān)督治理作用，約束管理層并抑制大股東的隧道行為，改善公司治理，提高信息披露水平。但已有關于機構投資者能否改善企業(yè)信息披露的研究存在爭議，主要原因是機構投資者自身性質特點的差異性[12]，不同類型的機構投資者參與公司治理的意愿不同[14]，既存在促進效應，也存在抑制效應[15]，進而對企業(yè)信息披露質量的影響效果存在差異。研究表明，壓力敏感型與壓力抵制型機構投資者對企業(yè)信息披露的影響存在差異[16]；相對于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者有利于改善企業(yè)信息披露[1]。

從決策有用性動機出發(fā)，環(huán)境信息披露可以避免未來環(huán)境監(jiān)管成本對現(xiàn)金流量的不利影響。基于信號理論，環(huán)境信息披露質量的改善緩解了信息不對稱，有利于提高財務績效[10]、降低股權融資成本[17]、增加預期現(xiàn)金流量[18]等，從而提升企業(yè)價值。因此，機構投資者參與企業(yè)環(huán)境信息披露治理，在督促企業(yè)履行社會責任的同時，也獲取了更大收益。研究表明，環(huán)境績效的改善有利于提高企業(yè)股票投資回報率，因而機構投資者更傾向于持股環(huán)境信息披露和環(huán)境績效較好的企業(yè)[19]。

目前，關于機構投資者的研究仍停留在其性質和持股比例的層面，而機構投資者為分散風險往往采取投資組合策略，即出現(xiàn)“一對多”投資組合情況，每個企業(yè)在機構投資者投資組合中的比重一定程度上體現(xiàn)了機構投資者的治理意愿[20]?；谫Y源稀缺理論和有限注意理論，在資源和注意力有限的前提下，機構投資者更有意愿參與治理投資組合權重較大的企業(yè)。FICH et al.[3]研究表明，投資組合權重較大的監(jiān)督型機構投資者可以促進企業(yè)并購活動的完成并降低收購方收益；汪玉蘭等[21]在此基礎上證明監(jiān)督型機構投資者抑制了企業(yè)盈余管理行為。此外，投資組合理論表明，分散投資有利于分散風險，即投資組合集中度越低越能提高企業(yè)承擔風險的能力[22]，但EKHOLM et al.[23]和李青原等[24]從最終控制人角度發(fā)現(xiàn)，最終控制人投資組合集中度越高越有利于公司治理，進而提高股票投資回報率。

縱觀已有研究，關于機構投資者與環(huán)境信息披露的研究主要存在3個方面問題：①已有關于機構投資者監(jiān)督治理效果的研究多數(shù)針對其性質和持股比例，忽略了資源和注意力有限情況下機構投資者投資組合權重和投資組合集中度的重要性，無法準確描述機構投資者對公司治理的效果；②已有關于環(huán)境信息披露治理主體的研究大部分是管理層和政府等利益相關者，忽視了作為制衡大股東重要力量的機構投資者的治理效果，造成對提高環(huán)境信息披露的動因認識不足；③已有研究未考慮到機構投資者對企業(yè)信息披露等企業(yè)信息質量治理的傳導路徑，無法準確描述其參與公司治理的影響機理。因此，基于以上研究缺口，本研究按照機構投資者是否與所投資企業(yè)存在潛在業(yè)務聯(lián)系將其區(qū)分壓力抵制和壓力敏感兩種類型，從機構投資者投資組合權重和投資組合集中度兩個維度出發(fā)，研究異質機構投資者投資組合權重和異質機構投資者投資組合集中度對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響和傳導路徑，進一步厘清異質機構投資者在注意力有限前提下對企業(yè)的治理效應。

2 理論分析和研究假設

2.1 異質機構投資者投資組合權重與環(huán)境信息披露

環(huán)境信息作為自愿性、非財務性的社會責任信息，其披露可有效彌補財務信息無法完全揭示企業(yè)價值的不足，并降低信息不對稱程度和投資風險[25]，受到企業(yè)內外利益相關者的關注。與此同時，隨著機構投資者持股的不斷增加，憑借其資源和信息等優(yōu)勢在中國資本市場上扮演著舉足輕重的角色。基于代理成本理論，“用腳投票”的成本高于監(jiān)督成本，機構投資者往往利用自身優(yōu)勢對管理層進行監(jiān)督，減少股東與管理層之間的利益沖突[26]；并且機構投資者比個人等中小投資者持股較多且監(jiān)督治理能力較強[27]，機構投資者作為中小股東的代表，為更好履行受托責任，會更加努力監(jiān)督內部大股東，提高自愿性信息披露水平，以保護中小股東利益[28]。但機構投資者有可能與企業(yè)之間存在潛在業(yè)務聯(lián)系，形成“戰(zhàn)略聯(lián)盟”，通過與管理層合謀選擇對其掩蓋的環(huán)境信息“視而不見”[29]。

與發(fā)達國家不同，中國早期資本市場對機構投資者持股有雙10%的限制，使機構投資者投資較分散，有明顯“一對多”的投資特點，這對公司治理效果產生一定影響。已有研究更多關注機構投資者持股比例對信息披露的影響，默認持股相同、治理效果相同的假設前提，忽略了投資組合的重要性，但由于持股價值存在差異，機構投資者的參與治理意愿也有所區(qū)別?；谫Y源稀缺性理論，機構投資者的時間和能力有限，不可能把所有精力同時平均分配在所投資的全部企業(yè)，均實施積極的監(jiān)督，而是傾向于對投資組合權重較大的企業(yè)投入更多精力。與此同時，機構投資者參與治理意愿還受到其自身性質的影響，對于壓力抵制型機構投資者來說，其能較為客觀地對企業(yè)實施積極的監(jiān)督和治理[14]，促進企業(yè)披露環(huán)境信息，尤其是投資組合權重較大的企業(yè)，壓力抵制型機構投資者擁有更大動機并付出更多精力積極參與治理；對于壓力敏感型機構投資者來說，其利益很可能來源于與企業(yè)內部高管等建立的聯(lián)系，為防止受到證監(jiān)會等的懲罰而降低自身收益，可能傾向于減少對企業(yè)造成不利影響的環(huán)境信息的披露，并且，投資組合權重越大的企業(yè)與自身關聯(lián)更強，更不利于環(huán)境信息披露的改善?；谝陨戏治觯瑱C構投資者參與監(jiān)督治理的意愿可能受到其投資組合和自身性質的共同影響，進而對企業(yè)環(huán)境信息披露程度的影響有所差異。篩選出機構投資者投資組合權重前10%的企業(yè)，將每個企業(yè)所對應的機構投資者定義為監(jiān)督型機構投資者，在此基礎上，按機構投資者自身性質通過區(qū)分壓力抵制型和壓力敏感型機構投資者，即異質機構投資者，將相對應的監(jiān)督型機構投資者定義為壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者和壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者，即異質監(jiān)督型機構投資者。基于以上分析，本研究提出假設。

H1壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者與企業(yè)環(huán)境信息披露正相關，壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者與企業(yè)環(huán)境信息披露負相關。

2.2 異質機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露

從機構投資者投資特點出發(fā)，分散投資有利于規(guī)避非系統(tǒng)風險，傳統(tǒng)的資產定價理論認為多樣化的投資組合是投資者最優(yōu)的投資策略。然而，投資組合在降低風險的同時也導致機構投資者無法獲取最大收益，并且投資過于分散會提高其監(jiān)督和治理成本，降低管理的主動性，增加了無效投資的風險[30]，最終可能造成機構投資者“搭便車”，不利于公司治理?；谛畔?yōu)勢理論，機構投資者集中投資可以利用自身信息資源優(yōu)勢，實現(xiàn)自身價值在資本市場的最大化[31]。

從機構投資者注意力視角出發(fā)，傳統(tǒng)的有效市場理論認為投資者完全理性并具有無限的信息處理能力，而在互聯(lián)網時代，投資者在投資組合中面臨的問題往往不是信息稀缺，而是對信息的接收和處理能力不足。基于有限注意理論，由于參與公司治理的注意力和資本有限，機構投資者在投資組合中的資本配置也是其精力和注意力合理分配的過程，投資組合越分散，投資的企業(yè)越多，所需接收的信息量越大，注意力越分散。而機構投資者不可能將所有注意力和資本平均分配給投資組合中的各個企業(yè)，相比之下，他們更有意愿參與投資組合權重較大的公司治理，即機構投資者投資組合越集中，越能更好地將有限資源集中到某個或某幾個企業(yè)[23-24]，更全面地了解和掌握企業(yè)內部信息，以減少信息不對稱。與此同時，對于壓力抵制型機構投資者，集中投資更有利于集中資源和信息等優(yōu)勢，重點關注某個企業(yè)，積極發(fā)揮“用手投票”的作用，促進企業(yè)環(huán)境信息披露，降低信息不對稱程度。對于壓力敏感型機構投資者，投資組合集中度越高，同樣會集中精力關注某企業(yè)，但同時也更容易與管理層形成“戰(zhàn)略聯(lián)盟”，以私有收益最大化為原則，對企業(yè)掩蓋的環(huán)境信息“視而不見”[29]，不利于環(huán)境信息披露的改善。因此，本研究認為投資組合集中度較高的機構投資者，因其自身性質的不同，對企業(yè)環(huán)境信息披露的治理效果存在差異。基于以上分析，本研究提出假設。

H2壓力抵制型機構投資者投資組合集中度與企業(yè)環(huán)境信息披露正相關，壓力敏感型機構投資者投資組合集中度與企業(yè)環(huán)境信息披露負相關。

2.3 環(huán)境信息披露與企業(yè)價值

隨著環(huán)境不斷惡化，人們的環(huán)保意識不斷提升，作為主要的資源消耗者和環(huán)境破壞者，企業(yè)不能只考慮其經濟效益而忽視保護環(huán)境的社會責任。對企業(yè)來說，做好相應的環(huán)境保護工作，積極地披露環(huán)境信息、履行社會責任，能加深利益相關者對企業(yè)的認識和了解，提高聲譽和建立良好的社會形象。并且，基于信號理論，環(huán)境信息等自愿性非財務信息作為企業(yè)的無形資產，提高環(huán)境信息披露水平可釋放企業(yè)社會責任良好的信號，有效緩解企業(yè)內外信息不對稱程度，降低投資風險，得到投資者關注和青睞，獲得更多研發(fā)投入的支持，進而有利于提高財務績效[10]、降低股權融資成本[17]、增加預期現(xiàn)金流量[18]等，最終提升企業(yè)價值。與此同時，相對于定性化的非貨幣型環(huán)境信息披露指標，可定量化的貨幣型環(huán)境信息披露指標更能吸引注意力，為投資者和利益相關者決策提供更清晰的方向?；谝陨戏治?，本研究提出假設。

H3環(huán)境信息披露與企業(yè)價值正相關，且相對于非貨幣型環(huán)境信息，貨幣型環(huán)境信息更能促進企業(yè)價值提升。

基于以上分析，構建異質機構投資者投資組合對企業(yè)環(huán)境信息披露影響的概念模型，見圖1。

3 研究設計

3.1 研究變量

3.1.1 企業(yè)環(huán)境信息披露

企業(yè)環(huán)境信息是指與企業(yè)經營活動產生的環(huán)境影響和企業(yè)環(huán)境行為有關的信息，由于企業(yè)環(huán)境信息披露難以準確測量，本研究采用社會責任披露研究中最普遍的內容分析法對環(huán)境信息披露做出綜合評價。具體做法如下：①結合高污染行業(yè)上市企業(yè)披露的社會責任報告和年度報告，參考沈洪濤等[7,32]的研究，將企業(yè)環(huán)境信息披露的內容劃分為6項一級指標和17項二級指標，具體指標見表1。②將環(huán)境信息披露二級指標按照是否可定量化劃分為貨幣型環(huán)境信息披露指標和非貨幣型環(huán)境信息披露指標，并進行打分。對于貨幣型指標，若披露的環(huán)境相關信息只是文字描述取值為1，若既有文字描述又有可定量化信息取值為2，若未披露則取值為0；對于非貨幣型指標，按照披露的內容測量，若僅僅提及并未展開描述取值為1，若詳細描述取值為2，若未提及則

圖1 異質機構投資者投資組合對企業(yè)環(huán)境信息披露影響的概念模型Figure 1 Conceptual Model for the Influence of Heterogeneous Institutional Investor Portfolio on Corporate Environmental Information Disclosure

一級指標二級指標一級指標二級指標J1 企業(yè)污染物排放情況污染物的種類廢氣排放量廢水排放量污染物排放達標情況J4 環(huán)境管理與機構認證節(jié)能減排納入管理制度環(huán)境信息披露制度節(jié)能減排宣傳教育活動是否執(zhí)行所通過的認證J2 環(huán)境事故、違法現(xiàn)象重大環(huán)境問題的支出環(huán)保部門處罰 J5 企業(yè)環(huán)保收入、支出節(jié)能減排的收益環(huán)保撥款J3 企業(yè)環(huán)境保護目標、措施明確的節(jié)能減排目標或計劃日常辦公中的環(huán)保措施生產中的節(jié)能減排措施J6 其他節(jié)能減排榮譽低碳服務或產品

取值為0。③對選取的環(huán)境信息披露指標的得分分別進行匯總，得到企業(yè)環(huán)境信息披露水平、貨幣型環(huán)境信息披露水平和非貨幣型環(huán)境信息披露水平。并且，為了便于橫向比較，本研究將環(huán)境信息披露水平實際得分除以所有指標最高可能得分，將其定義為環(huán)境信息披露指數(shù)，即

(1)

其中，i為企業(yè)，t為年，j為環(huán)境信息披露二級指標，Scidi,j,t為i企業(yè)第t年j環(huán)境信息披露二級指標的得分。

3.1.2 異質機構投資者

機構投資者是包括基金、QFII、保險、銀行、信托、券商等在內的金融機構的總稱，由于自身性質和投資特點的不同，其參與公司治理的動機和能力存在差異。因此，本研究同時考慮機構投資者的異質性和“一對多”的投資組合特點對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響，探討異質機構投資者投資組合對企業(yè)環(huán)境信息披露治理效果的差異。具體做法如下：①在A股主板上市企業(yè)的前十大股東中，找到每個機構投資者投資的全部企業(yè)，構成機構投資者投資組合。②參考FICH et al.[3]的研究，計算每個機構投資者投資組合中各個企業(yè)的持股價值，并將其從大到小排列，持股價值在機構投資者投資組合中排名前10%的企業(yè)視為高投資組合權重的上市企業(yè)，該企業(yè)相對應的機構投資者定義為監(jiān)督型機構投資者[3,24]。③根據(jù)BRICKLEY et al.[33]和GARCA-MECA et al.[34]的研究，按照機構投資者是否與所投資企業(yè)存在潛在業(yè)務聯(lián)系，將基金、QFII和社?；鸬认鄬^獨立的機構定義為壓力抵制型機構投資者，相對應的監(jiān)督型機構投資者為壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者；將保險、銀行、信托和券商等相對非獨立的機構定義為壓力敏感型機構投資者，相對應的監(jiān)督型機構投資者為壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者。④計算每個企業(yè)中壓力抵制的和壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、每個企業(yè)的前十大股東中機構投資者比例以及監(jiān)督型機構投資者持股比例之和，將壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量占機構投資者數(shù)量比例、壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量占機構投資者數(shù)量比例、壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和、壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和作為異質監(jiān)督型機構投資者代理變量進行研究。

基于投資組合理論，分散投資的目的是分散非系統(tǒng)性風險，但基于有限注意理論，集中投資有利于集中資源和注意力參與公司治理。為此，參考劉行[35]和李青原等[24]對最終控制人投資組合集中度的研究，本研究引入壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度，將其定義為每個企業(yè)中持股最多、影響最大的異質監(jiān)督型機構投資者對該企業(yè)的持股價值占其總持股價值的比例。

3.1.3 企業(yè)價值

隨著利益相關者對企業(yè)需求不斷轉變，非財務信息逐漸成為各個投資者關注的重點。作為自愿性披露信息，環(huán)境信息披露水平的提升可有效緩解信息不對稱程度，增加企業(yè)透明度，有利于提升企業(yè)價值。參考李雪婷等[2]的研究，選取相對企業(yè)價值指標，采用托賓Q值作為企業(yè)價值的代理變量進行研究。

3.1.4 控制變量

參考王霞等[6]、沈洪濤等[32]和LI et al.[36]的研究，在企業(yè)財務特征方面，選取企業(yè)盈利能力、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)負債能力、企業(yè)成長機會作為控制變量；在企業(yè)股權特征方面，選取股權性質、股權集中度、股東數(shù)量作為控制變量；在企業(yè)董事會特征方面，選取獨立董事占比作為控制變量；此外，控制年份和行業(yè)啞變量。所有變量和具體定義見表2。

3.2 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

3.2.1 樣本選擇

隨著環(huán)境污染不斷加劇，證監(jiān)會多次修改和完善環(huán)境信息披露相關規(guī)定，強調中國上市企業(yè)需要進行環(huán)境信息披露，尤其是高污染企業(yè)。由于非高污染行業(yè)的環(huán)境污染相對較少，證監(jiān)會對其環(huán)境信息披露沒有采取強制要求，且非高污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境信息披露水平普遍較低、受外界因素影響波動較小，導致異質機構投資者持股集中度變化對其影響的相關性也較弱。為此，本研究收集了2013年至2017年深、滬兩市A股主板具有代表性的非高污染行業(yè)樣本，包括房地產業(yè)、租賃服務業(yè)、科學研究和技術服務業(yè)、衛(wèi)生和社會工作業(yè)、教育業(yè)、文化業(yè)、體育業(yè)、娛樂業(yè)等，共獲得5年1 579組非平衡面板數(shù)據(jù)，其中，2013年287組、2014年298組、2015年317組，2016年343組、2017年334組數(shù)據(jù)，對其進行描述性統(tǒng)計和雙重差分檢驗，以進一步驗證非高污染行業(yè)數(shù)據(jù)的特點。其中，非高污染行業(yè)樣本數(shù)據(jù)中因變量企業(yè)環(huán)境信息披露相關數(shù)據(jù)通過上海證券交易所和深圳證券交易所披露的社會責任報告以及巨潮資訊網發(fā)布的年度報告手工收集獲得，自變量異質機構投資者投資組合集中度數(shù)據(jù)通過CSMAR數(shù)據(jù)庫中相關數(shù)據(jù)進行人工統(tǒng)計獲得，控制變量數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(1)非高污染行業(yè)的描述性統(tǒng)計

為了直觀了解非高污染行業(yè)樣本數(shù)據(jù)的特點，對本研究主要被解釋變量和解釋變量進行描述性統(tǒng)計，結果見表3。由表3可知，非高污染企業(yè)環(huán)境信息披露水平均值低于1，方差為4.491，表明中國非高污染企業(yè)的環(huán)境信息披露水平普遍較低，僅有極少部分企業(yè)披露環(huán)境信息，尤其缺少貨幣型環(huán)境信息的披露，其信息披露水平均值僅為0.194。

(2)非高污染行業(yè)樣本的雙重差分檢驗

為了檢驗在非高污染行業(yè)中隨時間變動的異質機構投資者持股集中度的變化對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響，本研究使用雙重差分法進行檢驗。具體做法如下：①設置壓力抵制型和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度個體虛擬變量，將非高污染行業(yè)樣本中壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度按照均值分組，若高于均值，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度的虛擬變量DRin_c取值為1，壓力敏感型機構投資者投資組合集中度的虛擬變量DSin_c取值為1，否則DRin_c和DSin_c均取值為0；②引入時間虛擬變量Tim，Tim=1,2,3,4,5；③生成交互項DRin_c·Tim和DSin_c·Tim。表4給出非污染行業(yè)雙重差分檢驗結果，第2列和第3列分別給出壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度對企業(yè)環(huán)境信息披露水平的影響。由表4可知，在控制了時間效應和個體效應后，壓力抵制型和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度對環(huán)境信息披露水平的影響均不顯著，即非高污染行業(yè)環(huán)境信息披露水平的變化與異質機構投資者持股集中度相關性較弱，而環(huán)境信息披露水平受時間變化影響顯著，說明其變化是時間變化的結果。

表2 變量定義Table 2 Definition of Variables

表3 非高污染行業(yè)的描述性統(tǒng)計結果Table 3 Results for Descriptive Statistics of Non-high Pollution Industry

注：樣本量為1 579。

表4 非高污染行業(yè)的雙重差分檢驗結果Table 4 Test Results for Difference-in-difference of Non-high Pollution Industry

注：括號中的數(shù)據(jù)為t值；***為在1%水平上顯著，**為在5%水平上顯著。下同。

綜合表3和表4可知，由于非高污染行業(yè)的環(huán)境信息披露水平整體較低、變化較小，且其變化與時間顯著相關，與機構投資者持股集中度變化相關性不大，因此，將非高污染行業(yè)數(shù)據(jù)納入研究樣本分析異質機構投資者投資組合對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響具有一定干擾性。為此，本研究樣本的選取重點關注高污染行業(yè)的環(huán)境信息披露。

2012年，證監(jiān)會修訂的《證券公司客戶資產管理業(yè)務管理辦法》調整了資產管理的相關投資限制，取消了雙10%的限制，放寬了對證券等機構投資者的投資管制，使機構投資者投資組合特征更具有客觀性。因此，本研究選取2013年至2017年深、滬兩市A股主板高污染行業(yè)企業(yè)為樣本，參照中華人民共和國生態(tài)環(huán)境部公布的《上市企業(yè)環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》，將采掘業(yè)、有色金屬業(yè)、紡織服裝皮毛業(yè)、食品飲料業(yè)、造紙印刷業(yè)、水電煤業(yè)、石化塑料業(yè)、生物醫(yī)藥業(yè)等具有代表性的8類行業(yè)合并定義為高污染行業(yè)。在此基礎上，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到5年的非平衡面板數(shù)據(jù)共2 557組，其中，2013年492組，2014年510組，2015年526組，2016年520組，2017年509組。

3.2.2 數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)中，企業(yè)環(huán)境信息披露相關數(shù)據(jù)通過上海證券交易所和深圳證券交易所披露的社會責任報告以及巨潮資訊網發(fā)布的年度報告手工收集獲得，異質監(jiān)督型機構投資者和異質機構投資者投資組合集中度數(shù)據(jù)通過CSMAR數(shù)據(jù)庫中相關數(shù)據(jù)進行人工統(tǒng)計獲得，控制變量的數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3.3 計量模型設計

3.3.1 異質監(jiān)督型機構投資者與環(huán)境信息披露

基于資源稀缺理論，考慮到機構投資者自身性質和投資組合對環(huán)境信息披露的影響，本研究構建異質監(jiān)督型機構投資者對環(huán)境信息披露影響的計量模型，即

Eidi,t=α0+α1Insi,t+α2Roai,t+α3Sizi,t+α4Levi,t+

α5Groi,t+α6Stai,t+α7Firi,t+α8LnGi,t+α9Indi,t+

α10Yeai,t+α11Indui,t+εi,t

(2)

其中，Eid為企業(yè)環(huán)境信息披露，用環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)作為其代理變量；Ins為異質監(jiān)督型機構投資者，用壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量占機構投資者數(shù)量比例、壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和、壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量占機構投資者數(shù)量比例和壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和作為其代理變量；α0為常數(shù)項，α1～α11為回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項?；貧w模型采用異方差調整的固定效應回歸，消除了異方差對結果可能造成的偏差，并且有利于控制相關因素對結果產生的干擾，下同。

3.3.2 異質機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露

基于有限注意理論，考慮到異質機構投資者投資組合越集中越有利于促進企業(yè)環(huán)境信息披露，本研究構建異質機構投資者投資組合集中度對環(huán)境信息披露影響的計量模型，即

Eidi,t=β0+β1Ins_ci,t+β2Roai,t+β3Sizi,t+β4Levi,t+

β5Groi,t+β6Stai,t+β7Firi,t+β8LnGi,t+β9Indi,t+

β10Yeai,t+β11Indui,t+δi,t

(3)

其中，企業(yè)環(huán)境信息披露除了用環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)作為代理變量，本研究進一步考慮貨幣型環(huán)境信息披露水平和非貨幣型環(huán)境信息披露水平；Ins_c為異質機構投資者投資組合集中度，用壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度作為代理變量；β0為常數(shù)項，β1～β11為回歸系數(shù)，δ為隨機誤差項。

3.3.3 環(huán)境信息披露與企業(yè)價值

基于信號理論，環(huán)境信息披露的改善有利于緩解信息不對稱，進而提升企業(yè)價值。本研究構建了滯后1期的環(huán)境信息披露變量對企業(yè)價值影響的計量，即

Qi,t=γ0+γ1Eidi,t-1+γ2Roai,t+γ3Sizi,t+γ4Levi,t+

γ5Groi,t+γ6Stai,t+γ7Firi,t+γ8LnGi,t+γ9Indi,t+

γ10Yeai,t+γ11Indui,t+μi,t

(4)

其中，γ0為常數(shù)項，γ1～γ11為回歸系數(shù)，μ為隨機誤差項。

4 實證結果和分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表5給出主要被解釋變量和解釋變量的描述性統(tǒng)計結果。由表5可知，目前中國高污染行業(yè)企業(yè)對于環(huán)境信息的披露仍處于較低水平，不論是貨幣型環(huán)境信息披露還是非貨幣型環(huán)境信息的披露，仍有部分企業(yè)未披露任何環(huán)境信息，其最小值為0；監(jiān)督型機構投資者在前十大機構投資者股東中所占數(shù)量和比例不大，但壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和最大達到67.720%，壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和最大值甚至達到95.770%；此外，不同企業(yè)中異質機構投資者投資組合集中度存在差異，既有持股集中度為1的監(jiān)督型機構投資者，也有持股集中度為0的監(jiān)督型機構投資者。

表5 描述性統(tǒng)計結果Table 5 Results for Descriptive Statistics

注：樣本量為2 557。

4.2 相關性分析

表6給出環(huán)境信息披露水平與異質機構投資者相關變量之間的相關性檢驗結果。由表6可知，壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者的數(shù)量、比例、持股比例之和以及投資組合集中度均與環(huán)境信息披露水平顯著正相關，而壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者的數(shù)量、比例、持股比例之和以及投資組合集中度均與環(huán)境信息披露水平顯著負相關，這與理論分析和研究假設方向一致，研究存在合理性。

表6 主要變量相關性檢驗Table 6 Correlation Test of Main Variables

注：*為在10%水平上顯著，下同。

4.3 多元回歸分析

4.3.1 異質監(jiān)督型機構投資者與環(huán)境信息披露

根據(jù)(2)式，表7給出異質監(jiān)督型機構投資者與環(huán)境信息披露的回歸結果，A欄的第2列～第7列分別給出壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、比例、持股比例之和對環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)的回歸結果，B欄的第2列～第7列分別給出壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、比例、持股比例之和對環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)的回歸結果。由表7的A欄可知，壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、比例、持股之和與環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)顯著正相關；由B欄可知，壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量和比例與環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)顯著負相關。這表明機構投資者對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響受其自身性質和投資組合的共同影響，壓力抵制型機構投資者能客觀地對其投資組合中權重較大企業(yè)的環(huán)境信息披露做出積極、有效的監(jiān)督，而壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者為了自身利益不愿意改善企業(yè)環(huán)境信息披露。因此，H1得到驗證。

4.3.2 異質機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露

根據(jù)(3)式，表8給出異質機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露的回歸結果，第2列～第5列分別給出壓力抵制型機構投資者投資組合集中度對環(huán)境信息披露水平、環(huán)境信息披露指數(shù)、貨幣型環(huán)境信息披露水平和非貨幣型環(huán)境信息披露水平的回歸結果，第6列～第9列分別給出壓力敏感型機構投資者投資組合集中度對環(huán)境信息披露水平、環(huán)境信息披露指數(shù)、貨幣型環(huán)境信息披露水平和非貨幣型環(huán)境信息披露水平的回歸結果。由表8的第2列～第5列可知，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)顯著正相關，具體表現(xiàn)為與貨幣型環(huán)境信息和非貨幣型環(huán)境信息的披露均顯著正相關；由表8的第6列～第9列可知，壓力敏感型機構投資者投資組合集中度與企業(yè)環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)顯著負相關，具體表現(xiàn)為與貨幣型環(huán)境信息和非貨幣性環(huán)境信息的披露均顯著負相關。這表明壓力抵制型機構投資者投資組合越集中，越有利于集中資源和注意力，發(fā)揮“用手投票”的作用，積極改善企業(yè)環(huán)境信息披露效果；但對于壓力敏感型機構投資者來說，持股越集中就越有可能與企業(yè)高管建立“戰(zhàn)略聯(lián)盟”，為避免受到證監(jiān)會處罰而掩蓋環(huán)境信息的披露。因此，H2得到驗證。

表7 異質監(jiān)督型機構投資者與環(huán)境信息披露的回歸結果Table 7 Regression Results for Heterogeneous Supervision Institutional Investors and Environmental Information Disclosure

續(xù)表7

變量EidlEidiEidlEidiEidlEidiB欄:壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者Sin_n-0.173??(-2.040)-0.005??(-2.040)Sin_p-1.084???(-2.870)-0.032???(-2.870)Sin_h-0.010(-1.130)0.0004(-1.130)Roa-0.121(-0.250)-0.004(-0.250)-0.105(-0.220)-0.003(-0.220)-0.150(-0.320)-0.004(-0.320)Siz1.473???(16.330)0.043???(16.330)1.449???(16.200)0.043???(16.200)1.453???(16.310)0.043???(16.310)Lev-0.087(-0.240)-0.003(-0.940)-0.072(-0.200)-0.002(-0.200)-0.109(-0.310)-0.003(-0.310)Gro-0.128??(-2.260)-0.004??(-2.260)-0.127??(-2.260)-0.004??(-2.260)-0.139??(-2.390)-0.004??(-2.390)Sta0.944???(3.970)0.028???(3.970)0.944???(3.990)0.028???(3.990)0.976???(4.120)0.029???(4.120)Fir0.023???(2.980)0.001???(2.980)0.022???(2.830)0.001???(2.830)0.025???(3.300)0.001???(3.300)LnG0.369???(2.800)0.011???(2.800)0.362???(2.760)0.011???(2.760)0.395???(3.060)0.012???(3.060)Ind-2.527(-1.350)-0.074(-1.350)-3.541(-1.350)-0.075(-1.350)-2.581(-1.370)-0.076(-1.370)Yea控制控制控制控制控制控制Indu控制控制控制控制控制控制常數(shù)項-30.503???(-16.160)-0.897???(-16.160)-29.763???(-15.440)-0.857???(-15.440)-30.520???(-16.140)-0.898???(-16.140)調整R20.2850.2850.2860.2860.2840.284

表8 異質機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露的回歸結果Table 8 Regression Results for Heterogeneous Institutional Investor Portfolio Concentration and Environmental Information Disclosure

4.3.3 環(huán)境信息披露與企業(yè)價值

根據(jù)(4)式，表9分別給出滯后1期的環(huán)境信息披露水平、環(huán)境信息披露指數(shù)、貨幣型環(huán)境信息披露水平和非貨幣型環(huán)境信息披露水平對企業(yè)價值的回歸結果。由表9可知，環(huán)境信息披露水平和環(huán)境信息披露指數(shù)與企業(yè)價值正相關，但并不顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，貨幣型環(huán)境信息披露水平與企業(yè)價值顯著正相關，即與非貨幣型環(huán)境信息相比，可定量化的貨幣型環(huán)境信息的披露水平越高越有利于發(fā)揮信號傳遞作用，減少信息不對稱程度，進而提升企業(yè)自身價值，有利于企業(yè)的發(fā)展。因此，H3得到驗證。

表9 環(huán)境信息披露與企業(yè)價值的回歸結果Table 9 Regression Results for Environmental Information Disclosure and Corporate Value

4.4 穩(wěn)健性檢驗

上述實證從機構投資者自身性質和投資組合兩個方面研究機構投資者對企業(yè)環(huán)境信息披露的治理效果，為驗證研究假設和結論的準確性，避免內生性和偶然性對結果造成的偏差，本研究通過雙重差分法(DID)、工具變量法(2SLS)、異質機構投資者治理的滯后效應檢驗等進行穩(wěn)健性檢驗。

4.4.1 雙重差分檢驗

隨著證監(jiān)會對企業(yè)環(huán)境信息披露的重視程度不斷加大，時間效應成為機構投資者影響企業(yè)環(huán)境信息披露水平不可忽視的內生因素。為此，本研究通過雙重差分進行內生性檢驗，以期消除時間效應和個體效應對研究結果造成的偏差。具體做法與3.2.1(2)中的方法相同。

表10給出壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度對企業(yè)環(huán)境信息披露水平的雙重差分回歸結果。由表10可知，DRin_c·Tim的回歸系數(shù)顯著為正，DSin_c·Tim的回歸系數(shù)顯著為負，表明在消除個體效應和時間效應后，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度仍然與環(huán)境信息披露顯著正相關，壓力敏感型機構投資者投資組合集中度仍然與環(huán)境信息披露顯著負相關。因此，上述僅壓力抵制型機構投資者集中投資能改善環(huán)境信息披露的結果得到驗證。

表10 雙重差分回歸結果Table 10 Regression Results for Difference-in-difference

4.4.2 工具變量檢驗

回歸過程中遺漏重要解釋變量會對回歸結果產生內生性影響，為此，本研究利用工具變量法進行內生性檢驗?？紤]到治理能力，本研究認為每個壓力抵制的或壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者對上市企業(yè)的持股比例(Inst)為重要遺漏變量，參考汪玉蘭等[21]的研究，當企業(yè)中壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者持股比例Rin高于平均值時取值為1，否則取值為0；當企業(yè)中壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者持股比例Sin高于平均值時取值為1，否則取值為0。同時，選取壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和或壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者持股比例之和為其中一個工具變量?？紤]到機構投資者與所投資企業(yè)之間距離差距對監(jiān)督企業(yè)環(huán)境信息披露產生一定的影響，本研究引入虛擬變量Dis，當異質機構投資者與所投資企業(yè)在同一行政區(qū)域時Dis取值為1，否則取值為0。

表11分別給出壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度對企業(yè)環(huán)境信息披露的工具變量法回歸結果。由表11可知，在考慮遺漏變量對結果可能造成的偏差后，各主要回歸系數(shù)方向與前文一致，本研究結果依舊成立。

表11 工具變量法回歸結果Table 11 Regression Results for Instrumental Variable

4.4.3 其他穩(wěn)健性檢驗

一方面，考慮到異質機構投資者對環(huán)境信息披露的治理可能存在滯后效應，參考汪玉蘭等[21]的研究，將壓力抵制型機構投資者投資組合集中度和壓力敏感型機構投資者投資組合集中度的當期變量分別替換為滯后期變量進行回歸，結果與前文一致。另一方面，采用替換變量法進行穩(wěn)健性檢驗，將控制變量中測量盈利能力的資產收益率替換成每股收益、將測量股權集中度的第一大股東持股比例替換成前十大股東持股比例，重新進行上述回歸，結果仍然成立。由于篇幅限制，不再贅述。

5 影響機制檢驗和分析

上述研究表明，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度的提高可以改善企業(yè)環(huán)境信息披露，并且可以通過信號傳遞作用提升企業(yè)自身價值。然而，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度對企業(yè)環(huán)境信息披露的傳導機制尚不明確。一方面，機構投資者實地調研是其積極參與公司治理的方式之一，通過實地調研能夠緩解信息不對稱，防止管理層利用信息優(yōu)勢謀取私利[37]，提高企業(yè)信息披露質量[38]；另一方面，獨立董事因其獨立性在公司治理中扮演重要角色[39]，獨立董事的有效治理可以通過監(jiān)督董事會緩解信息不對稱，保護中小股東的利益。為此，本研究對機構投資者調研和獨立董事有效性在壓力抵制型機構投資者投資組合集中度對環(huán)境信息披露影響的過程中能否發(fā)揮中介傳導效應展開進一步研究。

5.1 基于機構投資者實地調研的中介效應檢驗

壓力抵制型機構投資者與上市企業(yè)之間不存在潛在業(yè)務聯(lián)系，持股越集中越有動機參與實地調研，并有可能影響和帶動其他機構投資者積極參與公司治理，進而改善企業(yè)自愿性環(huán)境信息披露；壓力抵制型機構投資者持股越分散，缺乏精力對某些企業(yè)進行有效監(jiān)督，參與治理和調研意愿較低，無法改善企業(yè)環(huán)境信息披露。鑒于此，本研究檢驗機構投資者實地調研的中介效應，通過手工收集2013年至2017年深圳證券交易所高污染行業(yè)上市企業(yè)機構投資者實地調研信息，統(tǒng)計每家上市企業(yè)調研機構數(shù)量和調研人員數(shù)量，參考溫忠麟等[40]對中介效應的檢驗步驟，(3)式即為中介效應檢驗的第一步，在(3)式的基礎上構建回歸模型，即

Visi,t=χ0+χ1Rin_ci,t+χ2Coni,t+χ3Yeai,t+

χ4Indui,t+νi,t

(5)

Eidli,t=φ0+φ1Rin_ci,t+φ2Visi,t+φ3Coni,t+

φ4Yeai,t+φ5Indui,t+ζi,t

(6)

其中，Vis為機構投資者實地調研，參考張勇等[41]的研究，選取機構投資者調研廣度(Vis_s)作為機構投資者實地調研代理變量，具體包括調研機構數(shù)量(Vis_i)和調研人員數(shù)量(Vis_p)，Vis_i為參與上市企業(yè)調研機構數(shù)量加1的自然對數(shù)，Vis_p為參與上市企業(yè)調研人員數(shù)量加1的自然對數(shù)，Vis_s為Vis_i與Vis_p之和；Con為所有控制變量；χ0和φ0為常數(shù)項，χ1～χ4、φ1～φ5為回歸系數(shù)，ν和ζ為隨機誤差項。(5)式和(6)式回歸結果見表12，表8給出中介效應檢驗第1步的結果，表12給出中介效應檢驗第2步和第3步的結果。結合表8和表12可知，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度與機構投資者調研顯著正相關，具體表現(xiàn)為增加了參與上市企業(yè)調研的機構數(shù)量和人員數(shù)量，對企業(yè)環(huán)境信息披露質量進行監(jiān)督，有利于改善企業(yè)環(huán)境信息披露效果。

表12 基于機構投資者實地調研的中介效應檢驗結果Table 12 Test Results for Mediating Effect Based on Institutional Investor′s Site Visit

5.2 基于獨立董事有效性的中介效應檢驗

壓力抵制型機構投資者往往積極采取“用手投票”方式對董事會進行監(jiān)督，其持股越集中越有動機和能力參與治理，同時可以監(jiān)督獨立董事發(fā)揮作用，提高獨立董事有效性。因此，本研究進一步檢驗獨立董事有效性的中介效應，以獨立董事平均薪酬和獨立董事參會次數(shù)作為獨立董事有效性的代理變量，在(3)式的基礎上構建回歸模型，即

Meai,t=φ0+φ1Rin_ci,t+φ2Coni,t+φ3Yeai,t+

φ4Indui,t+σi,t

(7)

Atti,t=η0+η1Rin_ci,t+η2Coni,t+η3Yeai,t+

η4Indui,t+θi,t

(8)

Eidli,t=κ0+κ1Rin_ci,t+κ2Meai,t+κ3Coni,t+

κ4Yeai,t+κ5Indui,t+ωi,t

(9)

Eidli,t=λ0+λ1Rin_ci,t+λ2Atti,t+λ3Coni,t+

λ4Yeai,t+λ5Indui,t+τi,t

(10)

其中，Mea為企業(yè)獨立董事平均薪酬，Att為企業(yè)獨立董事平均參會次數(shù)，參考鄭志剛等[39]的研究，劃分為非嚴格意義的參會次數(shù)(Att1)和嚴格意義的參會次數(shù)(Att2)，Att1為上市企業(yè)每個獨立董事應參會次數(shù)減去缺席次數(shù)的平均值，Att2為上市企業(yè)每個獨立董事應參會次數(shù)減去缺席次數(shù)再減去委托參會次數(shù)的平均值；φ0、η0、κ0和λ0為常數(shù)項，φ1～φ4、η1～η4、κ1～κ5和λ1～λ5為回歸系數(shù)，σ、θ、ω和τ為隨機誤差項。(7)式～(10)式的回歸結果見表13。由表8和表13可知，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度與獨立董事平均薪酬和獨立董事參會次數(shù)均顯著正相關，即壓力抵制型機構投資者投資組合的集中可以提高上市企業(yè)獨立董事的薪酬和獨立董事參會次數(shù)，提升獨立董事積極參與公司治理的意愿，從而改善企業(yè)獨立董事的有效性，進一步監(jiān)督企業(yè)環(huán)境信息的披露，以減少信息不對稱，保護中小股東利益。

綜上所述，壓力抵制型機構投資者投資組合越集中越會促進機構投資者參與調研和提高獨立董事治理的有效性，進而改善企業(yè)環(huán)境信息披露質量。

6 結論

隨著環(huán)境污染不斷加劇，企業(yè)環(huán)境信息披露受到利益相關者的關注，機構投資者作為資本市場的重要力量，對監(jiān)督企業(yè)履行社會責任發(fā)揮重要作用。在機構投資者“一對多”的投資現(xiàn)狀下，為探究機構投資者自身性質和投資組合對環(huán)境信息披露的共同影響，以及其參與監(jiān)督治理環(huán)境信息披露的動力，本研究借助2013年至2017年深、滬兩市A股主板高污染行業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)進行實證研究。研究結果表明，①機構投資者的參與治理意愿受其自身性質和投資組合的共同影響，從企業(yè)層面出發(fā)，壓力抵制的監(jiān)督型機構投資者數(shù)量、比例和持股之和與環(huán)境信息披露顯著正相關，但壓力敏感的監(jiān)督型機構投資者卻表現(xiàn)出相反的治理效果；②從異質機構投資者個體層面出發(fā)，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度與環(huán)境信息披露顯著正相關，投資組合理論認為分散投資有利于分散風險，但基于有限注意理論，壓力抵制型機構投資者注意力和資源有限，持股越集中越有精力和資本參與公司治理，改善企業(yè)環(huán)境信息披露，但壓力敏感型機構投資者投資組合越集中卻表現(xiàn)出相反的治理效果；③進一步基于信號理論探究企業(yè)環(huán)境信息披露的價值，環(huán)境信息披露的改善，尤其是貨幣型環(huán)境信息披露水平的提升可顯著提高企業(yè)價值，這為壓力抵制型機構投資者集中投資并參與監(jiān)督環(huán)境信息披露提供動力；④探討壓力抵制型機構投資者投資組合集中度對環(huán)境信息披露的傳導路徑，發(fā)現(xiàn)壓力抵制型機構投資者投資組合的集中可以通過影響和帶動企業(yè)機構投資者實地調研和提高獨立董事有效性進一步改善企業(yè)環(huán)境信息披露質量。因此，壓力抵制型機構投資者投資組合集中度是促進企業(yè)環(huán)境信息披露的重要動力。

表13 基于獨立董事有效性的中介效應檢驗結果Table 13 Test Results for Mediating Effect Based on the Effectiveness of Independent Directors

相對于已有研究，本研究的創(chuàng)新性工作主要體現(xiàn)在以下3個方面：①從投資組合視角豐富了機構投資者參與環(huán)境信息披露治理的研究。已有對于機構投資者的研究過多的關注其對單個企業(yè)持股比例的治理效應，忽視了機構投資者投資組合下的治理行為分析，本研究是基于資源稀缺理論和有限注意理論，從機構投資者投資組合視角檢驗投資組合權重和投資組合集中度對環(huán)境信息披露的治理效應，為機構投資者發(fā)揮積極的公司治理作用提供依據(jù)；②探討了異質機構投資者投資組合對企業(yè)環(huán)境信息披露影響的差異。已有關于機構投資者投資組合的研究僅僅把機構投資者作為一個整體，本研究根據(jù)是否與企業(yè)存在潛在業(yè)務聯(lián)系進一步區(qū)分壓力抵制型機構投資者和壓力敏感型機構投資者，分析異質機構投資者投資組合權重和投資組合集中度對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響效果，為證監(jiān)會推動機構投資者切實改善企業(yè)披露環(huán)境信息、履行社會責任提供依據(jù)；③挖掘了機構投資者投資組合的集中對改善企業(yè)環(huán)境信息披露的傳導路徑，發(fā)現(xiàn)機構實地調研和促進獨立董事有效性是壓力抵制型機構投資者積極介入環(huán)境信息披露治理的有效手段，打開了機構投資者參與環(huán)境信息披露治理的黑箱。

基于以上結論，本研究的啟示和建議如下：①對于企業(yè)，基于信號理論，環(huán)境信息披露，尤其是貨幣型環(huán)境信息的改善有利于降低企業(yè)信息不對稱程度，減少外部風險，提高外部聲譽，進而提升企業(yè)價值，因此企業(yè)在追求經濟效益的同時也需要適當履行企業(yè)社會責任，促進企業(yè)未來高效穩(wěn)定的發(fā)展；②對于機構投資者，尤其是壓力抵制型機構投資者，基于有限注意理論，為保證其對公司治理監(jiān)督力度，達到制衡大股東、保護自身利益的效果，應適當?shù)募型顿Y，減少無效投資；③對于證監(jiān)會，為確保企業(yè)積極履行社會責任信息，需調整資本市場結構，鼓勵機構投資者集中投資并積極參與實地調研活動，以促進機構投資者切實發(fā)揮積極的監(jiān)督治理作用。

本研究也存在一定不足，主要體現(xiàn)在：①由于年報等相關數(shù)據(jù)報表中只列示了中國上市企業(yè)前十大股東的持股比例，因此研究中未涉及不在前十大股東行列內卻擁有高持股集中度的機構投資者；②本研究樣本是較為成熟的深、滬兩市主板高污染行業(yè)數(shù)據(jù)，未考慮到中小板和創(chuàng)業(yè)板等企業(yè)的環(huán)境信息披露情況，未來研究可以分別考慮機構投資者投資組合在不同板塊市場中企業(yè)環(huán)境信息披露治理差異。