關(guān)健，闕弋

績效反饋、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)環(huán)境績效關(guān)系研究

關(guān)健，闕弋

(中南大學商學院，湖南長沙，410083)

以 2012—2017 年滬深 A股的上市公司為樣本，基于企業(yè)行為理論，對企業(yè)績效反饋和環(huán)境績效之間的關(guān)系進行了理論探討和實證檢驗，并探討了機構(gòu)投資者持股對主效應的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：當企業(yè)處在期望落差時，實際績效低于期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效水平越低；當企業(yè)處在期望順差時，實際績效高于期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效水平也越低。進一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股可以降低期望順差對環(huán)境績效的負向影響，但對期望落差與環(huán)境績效間的關(guān)系無顯著影響。

績效反饋；企業(yè)環(huán)境績效；機構(gòu)投資者持股

一、引言

隨著環(huán)境的不斷惡化，環(huán)境問題成為各界關(guān)注的熱點問題。企業(yè)作為環(huán)境污染的主要制造者，理應承擔環(huán)境保護義務，積極地參與環(huán)境治理，減少環(huán)境污染。然而，企業(yè)為追求經(jīng)濟利益而造成的環(huán)境污染問題依舊頻頻發(fā)生。據(jù)報道，我國近四成上市公司存在環(huán)境違規(guī)記錄，上市公司已然成為環(huán)境污染的重災區(qū)①。近年來，學術(shù)界對于企業(yè)環(huán)境治理的動因進行了諸多探索。其中，李怡娜和葉飛[1]、游達明等[2]從政府層面探究了環(huán)境管制的基礎性作用，Walls等[3]從企業(yè)層面探究了內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對環(huán)境績效的積極作用，吳德軍和黃丹丹[4]則從管理層個體特征的視角，研究發(fā)現(xiàn)女性高管與長期薪酬計劃對環(huán)境績效水平的提升作用。此外，Aerts和Cormier[5]指出外部媒體的追蹤報道也是提升企業(yè)環(huán)境績效的重要途徑。與其他影響因素相比，企業(yè)的環(huán)境管理對企業(yè)績效具有反作用[6]。因而部分學者開始關(guān)注企業(yè)經(jīng)濟績效對企業(yè)環(huán)保行為的影響，但由于考慮的是經(jīng)營績效本身，Murovec等[7]、胡元林和崔丹[2]認為企業(yè)經(jīng)濟績效對企業(yè)環(huán)境績效水平具有積極的促進作用，而Hitchens等[8]則認為二者不存在顯著的相關(guān)性，結(jié)論存在差異性?；诖?，本文試圖探討績效反饋對企業(yè)環(huán)境績效水平的影響，以期為企業(yè)環(huán)境績效的改善提供新思路。

此外，有效的監(jiān)督可以降低企業(yè)環(huán)境違規(guī)并督促企業(yè)提高環(huán)境管理水平，改善環(huán)境績效。作為企業(yè)重要的外部股東和利益相關(guān)者，機構(gòu)投資者公司治理和監(jiān)督上發(fā)揮著重要的作用。機構(gòu)投資者往往具有持股規(guī)模大、信息渠道多元化、專業(yè)的信息分析能力等特點，可以憑借信息優(yōu)勢和投票權(quán)監(jiān)督企業(yè)并對企業(yè)決策和行為產(chǎn)生影響。因而考慮機構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用對提高企業(yè)的環(huán)境治理效率具有重要意義。

基于以上分析，本文基于企業(yè)行為理論，以2012—2017 年滬深 A 股的上市公司為樣本，深入探究績效反饋影響企業(yè)環(huán)境績效的內(nèi)在機理，并進一步考慮機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用。本文的研究意義在于：第一，現(xiàn)有對環(huán)境績效的研究中，并未考慮到企業(yè)經(jīng)營績效的相對水平對環(huán)境績效的影響，本文將績效反饋納入企業(yè)環(huán)境績效的研究中，具體分析了企業(yè)處在期望順差和期望落差狀態(tài)下企業(yè)環(huán)境績效的變化，既豐富了企業(yè)環(huán)境績效前因變量的研究成果，也為企業(yè)管理者對期望績效與環(huán)境績效的權(quán)衡提供參考；第二，機構(gòu)投資者在公司治理領域中發(fā)揮著越來越重要的作用，本文通過考慮機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用，拓展了機構(gòu)投資者參與公司治理和環(huán)境治理的相關(guān)研究，為引導機構(gòu)投資者參與公司環(huán)境治理提供理論參考；第三，中國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、推進生態(tài)文明建設的特殊時期，本文通過分析績效反饋與環(huán)境績效間的關(guān)系，能夠為中國情境下的企業(yè)環(huán)境治理和環(huán)保實踐提供參考。

二、理論分析及假設提出

(一) 績效反饋與企業(yè)環(huán)境績效

1. 期望落差與企業(yè)環(huán)境績效

根據(jù)企業(yè)行為理論可知，管理者是有限理性的，受自身認知水平、信息處理能力等的限制，無法獲得所有的決策信息并預測所有的決策結(jié)果，因而管理者在決策的過程中往往追求的不是“最優(yōu)”的結(jié)果，而是“最滿意”的結(jié)果[9]。基于此，企業(yè)行為理論提出了績效反饋的概念，認為管理者會設立一個“滿意”的期望績效，并以企業(yè)實際績效與期望績效的差距來判斷企業(yè)經(jīng)營狀況，進而做出適合企業(yè)經(jīng)營發(fā)展狀況的決策。具體而言，如果企業(yè)的實際績效小于期望績效(即期望落差)，則管理者認為企業(yè)處在失敗的狀態(tài)，會不滿意現(xiàn)狀。這種處境會驅(qū)使管理者 進行一系列冒險決策，如企業(yè)會實行戰(zhàn)略變 革[10?11]、研發(fā)創(chuàng)新[12]、并購[13]等行為，甚至鋌而走險，采取一些非法的經(jīng)濟活動，如違法犯罪、盈余操縱[14]等行為來提高績效。企業(yè)環(huán)境治理本身不能在短期內(nèi)提高經(jīng)營績效[15]，而環(huán)境績效的維持和改善需要消耗企業(yè)大量的資源，不利于企業(yè)在市場中的競爭，使得企業(yè)的環(huán)境績效與財務績效相互沖突[16?17]?；诖?，減少環(huán)境治理成本甚至違規(guī)排污無疑是一個好辦法。對于資源有限企業(yè)而言，當實際績效低于期望績效時，企業(yè)冗余資源往往會減少，資源約束壓力也會越大，管理者可能會對企業(yè)的資源配置做出較大的調(diào) 整[18]，增加研發(fā)投入[12]、營銷活動[19]等行為的資源配置，同時減少消耗資源但是無法短期提升績效的環(huán)境治理行為。此外，當企業(yè)實際績效低于期望績效時，管理者的職位和薪酬水平往往會受到威脅[20]，這使得管理者往往會為了自己的利益而追求短期績效的提升，增加了管理者降低環(huán)境治理成本的動機。綜上，本文提出如下假設：

H1：當企業(yè)處在期望落差時，企業(yè)實際績效低于期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。

根據(jù)企業(yè)行為理論，績效反饋主要包含兩種維度的反饋——歷史維度和行業(yè)維度。這兩種維度的績效反饋涉及不同的信息來源[21]。其中，歷史績效反饋的信息來自企業(yè)內(nèi)部，管理者可以通過企業(yè)過去的表現(xiàn)來評價企業(yè)現(xiàn)在的狀況，而行業(yè)績效反饋的信息來自外部行業(yè)，管理者比較競爭對手來判斷自己所處行業(yè)中的位置。基于此，本文根據(jù)歷史和行業(yè)維度提出假設：

H1a：當企業(yè)處在歷史期望落差時，企業(yè)實際績效低于歷史期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。

H1b：當企業(yè)處在行業(yè)期望落差時，企業(yè)實際績效低于行業(yè)期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。

2. 期望順差與企業(yè)環(huán)境績效

企業(yè)行為理論認為，當企業(yè)實際績效高于期望績效時(期望順差)，過去的成功會加強管理者對于現(xiàn)行策略和結(jié)構(gòu)的信心[22]，管理者滿足于現(xiàn)狀[23]，不愿意承擔變革[24?25]和創(chuàng)新[12]等活動帶來的風險。對于環(huán)境績效而言，這也可能導致管理者采取保守的態(tài)度，減少企業(yè)環(huán)境資源的投入，以規(guī)避過高的投入對績效的產(chǎn)生的不利影響。其次，當企業(yè)的實際績效高于期望績效時，其未來的期望會增加，企業(yè)未能實現(xiàn)該期望的可能性也會越高[26?27]，這就意味著管理者需要為了達到未來期望而背負更大的績效壓力。而與創(chuàng)新等活動相比而言，通過減少環(huán)境治理成本，甚至違規(guī)排污來提高績效要容易實現(xiàn)得多[28]。除此之外，企業(yè)的期望順差會導致管理者變得自負[29?30]。而自負的管理者會給公司帶來更多的負面行為[31]，他們通常認為自己具有卓越地解決問題的能力。因此，自負的管理者更加關(guān)注減少環(huán)境治理成本帶來的好處，而忽視其帶來的損失，進而增加企業(yè)降低環(huán)境績效的傾向。綜上，本文提出如下假設：

H2：當企業(yè)處在期望順差時，其實際績效高于期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。

與前文一致，本文從歷史和行業(yè)維度提出假設：

H2a：當企業(yè)處在歷史期望順差時，其實際績效高于歷史期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。

H2b：當企業(yè)處在行業(yè)期望順差時，其實際績效高于行業(yè)期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。

(二) 機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用

對于機構(gòu)投資者而言，隨著機構(gòu)投資者持股比例上升，拋售自由度降低，采用“用腳投票”的交易成本較大、效率較低[30]。為此，機構(gòu)投資者更傾向于主動參與公司治理[32]，關(guān)注企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力和長遠發(fā)展前景[33]。環(huán)境績效的提升可以提升競爭優(yōu)勢，提高企業(yè)的長期財務績效[34]，而環(huán)境績效的下降可能導致企業(yè)的合法性危機，受到來自政府和公眾的懲罰，不利于企業(yè)的長遠發(fā)展。這使得持股比例較高的機構(gòu)投資者會更加關(guān)心企業(yè)的環(huán)境問題[35?36]，強調(diào)可持續(xù)發(fā)展和長期績效。同時，機構(gòu)投資者擁有多元化的信息渠道、豐富的管理經(jīng)驗和專業(yè)的分析師團隊，能有效搜尋、甄別和處理信息[37]，因此機構(gòu)投資者具有信息優(yōu)勢，這也使得機構(gòu)投資者能夠有效地參與到公司治理與監(jiān)督中，及早地發(fā)現(xiàn)企業(yè)的環(huán)境問題并督促管理者進行改正。此外，由于外部股東的身份，機構(gòu)投資者可以在資本市場中有效地傳遞信息，從而幫助企業(yè)提高信息披露質(zhì)量[38]，降低信息不對稱性程度[39?40]，使得企業(yè)的環(huán)境問題更容易受到公眾和相關(guān)監(jiān)管機構(gòu)的監(jiān)督。在其面臨期望落差和順差所帶來的績效壓力時，考慮壓縮環(huán)保成本的傾向會降低。綜上，本文提出如下假設：

H3：當企業(yè)處在期望落差時，機構(gòu)投資者持股會降低期望落差對環(huán)境績效的負向影響。

H4：當企業(yè)處在期望順差時，機構(gòu)投資者持股會降低期望順差對環(huán)境績效的負向影響。

三、研究設計

(一) 樣本和數(shù)據(jù)

隨著2011年底《“十二五”全國環(huán)境保護法規(guī)和環(huán)境經(jīng)濟政策建設規(guī)劃》等環(huán)境監(jiān)管文件的頒布，環(huán)境監(jiān)管力度進一步加強，同時考慮到2018年《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》的實施，排污費改環(huán)保稅，排污的征收標準發(fā)生改變，因此本文以2012—2017年滬深 A 股上市企業(yè)為研究對象。本文對樣本進行如下處理：(1)剔除數(shù)據(jù)不全的公司；(2)剔除財務狀況異常的 ST、PT 企業(yè)，因為這些樣本已經(jīng)喪失了最基本的經(jīng)營能力；(3)為規(guī)避異常值的影響，對主要連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。最后得到241家上市企業(yè)、1153個有效數(shù)據(jù)。

(二) 關(guān)鍵變量定義

1. 因變量

本文采用企業(yè)環(huán)境績效(EPIN)作為因變量。國外的研究常用CEP(經(jīng)濟優(yōu)先權(quán)委員會)指數(shù)[41]或是來源于美國TRI(有毒物質(zhì)排放清單)數(shù)據(jù)庫中有毒化學物質(zhì)的排放數(shù)據(jù)[42?43]來衡量企業(yè)的環(huán)境績效。但是國內(nèi)并沒有較成熟的排放數(shù)據(jù)庫資料，而企業(yè)的排污費是相關(guān)部門根據(jù)企業(yè)排放污染物的種類、數(shù)量、濃度來征收的，在一定程度上反映了企業(yè)污染物的綜合排放量和企業(yè)對周圍環(huán)境的破壞程度。因此，本文借鑒前人對中國企業(yè)環(huán)境績效的研究[34,44]，以營業(yè)收入的自然對數(shù)和排污費的自然對數(shù)之比來進行衡量企業(yè)對環(huán)境的影響，其基本測量公式見式(1)：

EPIN=ln(營業(yè)收入)/ln(排污費) (1)

其值越高，表明企業(yè)對污染控制的越好，其環(huán)境績效也越好。

2. 自變量

根據(jù)企業(yè)行為理論，績效反饋主要包含兩種維度的反饋——歷史績效反饋和行業(yè)績效反饋。基于前人的研究[41,45]，本文使用如下方法來衡量績效反饋，并使用總資產(chǎn)回報率(ROA)來衡量績效。

(1)歷史績效反饋(P,t?1?A,t?1)。

歷史績效反饋用?1時期的實際績效與歷史期望績效之間的差距來表示。P,t?1代表企業(yè)第?1期的實際績效。A,t?1代表企業(yè)第?1期的歷史期望績效，具體計算公式如下：

A,t?1=(1?1)P,t?2+1A,t?2(2)

上式中1為權(quán)重，介于[0，1]之間，考慮到不同的權(quán)重設定會影響A,t?1的計算結(jié)果，本文使用不同權(quán)重計算的A,t?1來進行穩(wěn)健性檢驗，研究結(jié)論均無顯著差異，因此本文基于前人的研究[42,45]，僅匯報了1=0.4時的檢驗結(jié)果。P,t?2則是?2期企業(yè)的實際績效。

因此，企業(yè)的歷史績效反饋等于企業(yè)的實際績效P,t?1與企業(yè)的歷史期望績效A,t?1的差距。本文使用期望落差和期望順差來表示兩種可能的反饋結(jié)果，當P,t?1?A,t?1<0，令1=1，反之，當P,t?1?A,t?1>0，令1=0，則歷史期望落差=1(P,t?1?A,t?1)，歷史期望順差=(1?1)(P,t?1?A,t?1)。

(2)行業(yè)績效反饋(P,t?1?IE,t?1)。

行業(yè)績效反饋用?1時期的實際績效與行業(yè)期望績效之間的差距來表示。P,t?1代表企業(yè)第?1期的實際績效。IE,t?1代表企業(yè)在?1期的行業(yè)期望績效，其計算公式如下：

IE,t?1=(1?1)IP,t?2+1IE,t?2(3)

上式中1為權(quán)重，介于[0，1]之間，考慮到不同的權(quán)重設定會影響IE,t?1的計算結(jié)果，本文使用不同權(quán)重計算的IE,t?1來進行穩(wěn)健性檢驗，研究結(jié)論均無顯著差異，因此本文基于前人的研究[10,46]，僅匯報了1=0.4時的檢驗結(jié)果。IP,t?2則是?2期內(nèi)行業(yè)中全部經(jīng)營績效的中位數(shù)。

因此，企業(yè)的行業(yè)績效反饋等于企業(yè)的實際績效P,t?1與企業(yè)的行業(yè)期望績效IE,t?1的差距。本文使用期望落差和期望順差來表示兩種可能的反饋結(jié)果，當P,t?1?IE,t?1<0，令2=1，反之，當P,t?1?IE,t?1>0，2=0，則行業(yè)期望落差=2(P,t?1?IE,t?1)，行業(yè)期望順差=(1?2)(P,t?1?IE,t?1)。

3. 調(diào)節(jié)變量

本文采用機構(gòu)投資者持股(INS?1)作為調(diào)節(jié)變量。機構(gòu)投資者持股比例等于機構(gòu)投資者持股數(shù)量合計除以總股本?？紤]到績效反饋、環(huán)境績效與機構(gòu)投資者持股可能會相互影響，存在內(nèi)生性問題，因此本文將機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)滯后一年。

4. 控制變量

參考HART等[43]，本文選取了以下變量作為控制變量：①公司規(guī)模()；②所有權(quán)性質(zhì)()；③獨立董事比例()；④股權(quán)集中度()；⑤資產(chǎn)負債率(LEV?1)；⑥分析師關(guān)注度(ANA?1)。此外，本文還設置了年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。

以上所有變量的定義參見表 1。

(三)模型設定

為了檢驗假設1a和假設2a，構(gòu)建回歸模 型(4)：

EPIN,t=0+11(P,t?1?A,t?1)+2(1?1)(P,t?1?A,t?1)+

3Control,t+(4)

為了檢驗假設1b和假設2b，構(gòu)建回歸模 型(5)：

EPIN,t=0+12(P,t?1?IE,t?1)+2(1?2)(P,t?1?IE,t?1)+

3Control,t+(5)

為了檢驗假設3和假設4，即研究機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用，本文在模型(4)和模型(5)的基礎上加入了機構(gòu)投資者持股與期望順差和期望落差的交互項，以構(gòu)建回歸模型(6)和(7)：

EPIN,t=0+11(P,t?1?A,t?1)+2(1?1)(P,t?1?A,t?1)+

3INS?1×1(P,t?1?A,t?1)+4INS?1×(1?1)(P,t?1?

A,t?1)+5Control,t+(6)

EPIN,t=0+11(P,t?1?IE,t?1)+2(1?1)(P,t?1?IE,t?1)+

3INS?1×2(P,t?1?IE,t?1)+4INS?1×(1?2)(P,t?1?

IE,t?1)+5Control,t+(7)

表1 變量定義

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一) 變量描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2列出了主要變量的描述性統(tǒng)計，其結(jié)果顯示，環(huán)境績效的標準差為0.181，最大值為3.284，最小值為1.178；對于績效反饋而言，歷史期望落差的最小值為?0.138，歷史期望順差的最大值為0.132，其標準差分別為0.027和0.021；行業(yè)期望落差的最小值為?0.133，行業(yè)期望順差的最大值為0.116，標準差分別為0.025和0.022。機構(gòu)投資者持股的最大值為0.795，最小值為0，標準差為0.221，這意味著不同企業(yè)間面臨的機構(gòu)投資者治理狀況存在著較大差異。

表3列出主要變量的相關(guān)性，其結(jié)果顯示，環(huán)境績效與行業(yè)期望落差的關(guān)系顯著為負，意味著行業(yè)期望落差越大，環(huán)境績效越好，這與我們的假設不一致，這可能是由于不同行業(yè)或者地區(qū)之間的排污水平、收入水平、監(jiān)管水平等之間有顯著差異造成的，二者之間的關(guān)系有待進一步的驗證。此外，變量間相關(guān)系數(shù)均小于0. 6。為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對所有進入回歸模型的變量進行方差膨脹因子(VIF)診斷，VIF值遠遠低于10，表明本文不存在嚴重的多重共線性問題。

(二) 回歸結(jié)果分析

由于利用面板數(shù)據(jù)進行回歸分析時，可能存在時間序列與截面相關(guān)以及異方差等問題，同時為了避免因遺漏變量而帶來的內(nèi)生性偏誤，本文選取雙向固定效應模型進行分析，并采用Driscoll-Kraay標準誤進行估計，以規(guī)避面板數(shù)據(jù)估計方法中低估標準誤差的問題[51]。

表4報告了績效反饋對企業(yè)環(huán)境績效影響的總體檢驗結(jié)果。M(1)為含有控制變量的基準模型；M(2) 顯示了基于歷史維度的績效反饋與企業(yè)環(huán)境績效的檢驗結(jié)果，其中歷史期望落差與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)為0.187，在5%水平上顯著相關(guān)，說明企業(yè)實際績效低于企業(yè)歷史期望績效的程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。歷史期望順差與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)為?0.409，在1%水平上顯著相關(guān)，說明企業(yè)實際績效高于企業(yè)歷史期望績效程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低，支持了本文假設1a和假設2a。M(4) 顯示了基于行業(yè)維度的績效反饋與企業(yè)環(huán)境績效的檢驗結(jié)果，其中行業(yè)期望落差與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)為0.263，在5%水平上顯著相關(guān)，說明企業(yè)實際績效低于企業(yè)行業(yè)期望績效程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低。行業(yè)期望順差與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)為?0.128，在1%水平上顯著相關(guān)，說明企業(yè)實際績效高于企業(yè)行業(yè)期望績效程度越大，企業(yè)環(huán)境績效越低，支持了本文假設1b和假設2b。M(3)和M(5) 顯示了機構(gòu)投資者持股與歷史和行業(yè)績效反饋的交互項的檢驗結(jié)果，其中機構(gòu)投資者持股和歷史期望順差的交互項與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)為1.364，在1%水平上顯著相關(guān)，機構(gòu)投資者持股和行業(yè)期望順差的交互項與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)為1.315，在1%水平上顯著相關(guān)，這表明機構(gòu)投資者持股可以降低期望順差與環(huán)境績效之間的負相關(guān)關(guān)系，假設4得到了支持。機構(gòu)投資者持股和歷史期望落差的交互項與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)以及機構(gòu)投資者持股和行業(yè)期望落差的交互項與環(huán)境績效的相關(guān)系數(shù)分別為?0.286和?0.228，但都不顯著，這表明機構(gòu)投資者持股無顯著調(diào)節(jié)作用，假設3沒有得到支持。這可能是由于不少中小股東存在“搭便車”的行為，當企業(yè)績效不佳時，機構(gòu)投資者更傾向于采取“用腳投票”的方式而賣出股票，因此無法有效發(fā)揮出公司治理和監(jiān)督的作用。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)表

注釋：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著相關(guān)

表4 績效反饋、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)環(huán)境績效關(guān)系的檢驗結(jié)果

注釋：a. 括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；b. *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著相關(guān)

(三) 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究還進行了穩(wěn)健性檢驗。

考慮到權(quán)重1的設定會影響到期望績效的計算結(jié)果，進而對檢驗結(jié)果產(chǎn)生影響，因此本文將1從0開始，每增加0.1來設定權(quán)重，并進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果與上文無顯著差異。表5和表6分別列出了1為0.3和0.7的檢驗結(jié)果，其中，當1=0.3時，假設1、假設2和假設4 得到了支持，而假設3沒有得到支持，檢驗結(jié)果與上文無顯著差異；當1=0.7時，假設2和假設4得到了支持，假設1得到了部分支持，假設3沒有得到支持，檢驗結(jié)果與上文無顯著差異，表明本文結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

注釋：a. 括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；b. *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著相關(guān)

表6 績效反饋、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)環(huán)境績效關(guān)系的檢驗結(jié)果(α1為0.7)

注釋：a. 括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；b. *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著相關(guān)

考慮到績效指標的選擇也會影響到期望績效，進而導致檢驗結(jié)果的差異，因此本文以凈資產(chǎn)收益率 ROE 作為企業(yè)績效的替代性指標重新對績效反饋進行測量。表7為重新檢驗的結(jié)果，其中假設1、假設2和假設4得到了支持，而假設3沒有得到支持，檢驗結(jié)果與上文無差異，因此本文結(jié)果具有較好的穩(wěn) 健性。

表7 績效反饋、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)環(huán)境績效關(guān)系的檢驗結(jié)果(更換測量指標)

注釋：a. 括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；b. *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著相關(guān)

考慮到樣本時間的選擇不同，也可能對結(jié)果產(chǎn)生偏差，因此本文使用2014—2017年的樣本重新進行分析，如表8所示，假設1、假設2得到了支持，假設4得到了部分支持，而假設3沒有得到支持，檢驗結(jié)果與上文無顯著差異，因此本文結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表8 績效反饋、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)環(huán)境績效關(guān)系的檢驗結(jié)果(更換樣本時間)

注釋：a. 括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；b. *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著相關(guān)

五、結(jié)語

本文基于企業(yè)行為理論考察了績效反饋對企業(yè)環(huán)境績效的影響。結(jié)果表明：(1)企業(yè)處于期望落差時，企業(yè)實際績效低于期望績效的程度越大，面對績效壓力以及資源能力的限制，企業(yè)的環(huán)保責任無法得到有效的履行，同時，當企業(yè)處于績效順差時，企業(yè)實際績效高于期望績效的程度越大，企業(yè)管理者又會缺乏增加環(huán)保投入的動機；(2)機構(gòu)投資者持股對期望順差與環(huán)境績效之間的關(guān)系起到了調(diào)節(jié)作用，隨著機構(gòu)投資者持股比例的增加，機構(gòu)投資者越能發(fā)揮公司治理和監(jiān)督的作用，降低期望順差對環(huán)境績效的負向影響。但機構(gòu)投資者持股對期望落差與環(huán)境績效之間的調(diào)節(jié)作用并不顯著。

本文的主要貢獻如下：(1)豐富了企業(yè)行為理論中期望績效反饋的觀點。與研發(fā)、并購等市場行為不同的是，本文從非市場行為(環(huán)保責任)的角度，探究了績效反饋對企業(yè)環(huán)境績效的影響，拓寬了現(xiàn)有理論的研究邊界。(2)企業(yè)需要建立科學的環(huán)境管理體制。本文探究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)實際績效與期望績效的相對差距(順差或落差)都不利于企業(yè)環(huán)境績效水平的提升，因此，需要將環(huán)境績效納入管理者績效考核中，減少以企業(yè)短期經(jīng)營績效作為評價企業(yè)經(jīng)營狀況或管理者績效的參照標準，避免管理者因?qū)Χ唐诳冃У倪^分關(guān)注而阻礙企業(yè)在環(huán)境方面的資源投入，以期實現(xiàn)環(huán)保責任履行能力與履行動機之間的有效匹配。(3)政府應該大力支持并積極引導機構(gòu)投資者參與企業(yè)的環(huán)境治理。機構(gòu)投資者作為企業(yè)重要的利益相關(guān)者，有能力和義務督促企業(yè)提高其環(huán)境績效，因此，機構(gòu)投資者在公司治理和監(jiān)督中的作用理應得到充分發(fā)揮。

本文存在以下不足：第一，由于我國缺乏成熟的環(huán)境績效評價體系，因此本文參考前期學者的研究，采用排污費來間接地作為企業(yè)環(huán)境績效的衡量指標，盡管具有一定的合理性，但是排污費難以全面反映企業(yè)的環(huán)境績效，特別是自2018年以后，排污費改環(huán)保稅，可能會對研究結(jié)果產(chǎn)生一定影響。因此，在今后的研究中，可以量化更具有綜合性的環(huán)境績效指標。第二，由于數(shù)據(jù)披露的不足，本文的樣本數(shù)量有限。因此，隨著我國信息披露體系的日益完善，在今后的研究中可以增加研究樣本量，使得二者之間關(guān)系的準確性及普適性更高。第三，機構(gòu)投資者存在異質(zhì)性，不同類型的機構(gòu)投資者具有不同的投資策略、管理模式和資金規(guī)模，因此它們的公司治理能力和意愿也有所不同，所以未來的研究可以考慮機構(gòu)投資者的異質(zhì)性對環(huán)境績效的影響。

① 見http://cnenergy.org/hb/201501/t20150105_23465.html。

[1] 李怡娜, 葉飛. 制度壓力、綠色環(huán)保創(chuàng)新實踐與企業(yè)績效關(guān)系——基于新制度主義理論和生態(tài)現(xiàn)代化理論視角[J]. 科學學研究, 2011, 29(12): 1884?1894. LI Yina, YE Fei. Institutional pressures, environmental innovation practices and firm performance—An institutional theory and ecological modernization theory perspective[J]. Studies in Science of Science, 2011, 29(12): 1884?1894.

[2] 游達明, 張楊, 袁寶龍. 官員晉升錦標賽體制下環(huán)境規(guī)制、央地分權(quán)對環(huán)境污染的影響研究[J]. 中南大學學報(社會科學版), 2018, 24(3): 66?77. YOU Daming, ZHANG Yang, YUAN Baolong. Research about influence of environmental regulation and central-local decentralization policy on environmental pollution in the championship mechanism of official promotion[J]. Journal of Central South University (Social Sciences), 2018, 24(3): 66?77.

[3] WALLS J L, BERRONE P, PHAN P H. Corporate governance and environmental performance: is there really a link?[J]. Strategic Management Journal, 2012, 33(8): 885?913.

[4] 吳德軍, 黃丹丹. 高管特征與公司環(huán)境績效[J]. 中南財經(jīng)政法大學學報, 2013(5): 109?114. WU Dejun, HUANG Dandan. Executive characteristics and company environmental performance[J]. Journal of Zhongnan University of Economics and Law, 2013(5): 109?114.

[5] AERTS W, CORMIER D. Media legitimacy and corporate environmental communication[J]. Accounting, Organizations and Society, 2009, 34(1): 1?27.

[6] KLASSEN R D, MCLAUGHLIN C P. The impact of environmental management on firm performance[J]. Management Science, 1996, 42(8): 1199?1214.

[7] MUROVEC N, ERKER R S, Prodan I. Determinants of environmental investments: Testing the structural model[J]. Journal of Cleaner Production, 2012, 37: 265?277.

[8] HITCHENS D, CLAUSEN J, TRAINOR M, et al. Competitiveness, environmental performance and management of SMEs[J]. Greener Management International, 2003, 44(44): 45?57.

[9] CYERT R M, MARCH J G. A behavioral theory of the firm[M]. NJ: Prentice-Hall, 1963.

[10] 連燕玲, 賀小剛, 高皓. 業(yè)績期望差距與企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整——基于中國上市公司的實證研究[J]. 管理世界, 2014(11): 119?132. LIAN Yanling, HE Xiaogang, GAO Hao. The performance aspiration gap and the strategy adjustment:A case study based on China's listed companies[J]. Management World, 2014(11): 119?132.

[11] 郭蓉, 文巧甜. 成功、失敗和灰色地帶的抉擇: 業(yè)績反饋與企業(yè)適應性戰(zhàn)略變革[J]. 南開管理評論, 2017, 20(6): 28?41. GUO Rong, WEN Qiaotian. Success, failure and the grey zone: Performance feedback and firms’ adaptive strategic change[J]. Nankai Business Review, 2017, 20(6): 28?41.

[12] GREVE H R. A behavioral theory of R&D expenditures and innovations: Evidence from shipbuilding[J]. The Academy of Management Journal, 2003, 46(6): 685?702.

[13] IYER D N, MILLER K D. Performance feedback, slack, and the timing of acquisitions[J]. Academy of Management Journal, 2008, 51(4): 808?822.

[14] HARRIS J, BROMILEY P. Incentives to cheat: The influence of executive compensation and firm performance on financial misrepresentation[J]. Organization Science, 2007, 18(3): 350?367.

[15] DUANMU J, BU M, PITTMAN R. Does market competition dampen firms' environmental performance: Evidence from China[J]. Strategic Management Journal (John Wiley & Sons, Inc), 2018.

[16] WALLEY, WHITEHEAD. It's not easy being green[J]. Harvard Business Review, 1994, 72(3): 46?52.

[17] 李大元, 孫妍, 楊廣. 企業(yè)環(huán)境效益、能源效率與經(jīng)濟績效關(guān)系研究[J]. 管理評論, 2015, 27(5): 29?37. LI Dayuan, SUN Yan, YANG Guang. The relationships among corporate environmental performance, energy efficiency and economic performance[J]. Management Review, 2015, 27(5): 29?37.

[18] 王菁, 程博, 孫元欣. 期望績效反饋效果對企業(yè)研發(fā)和慈善捐贈行為的影響[J]. 管理世界, 2014(8): 115?133. WANG Jing, CHENG Bo, SUN Yuanxin. Impact of performance feedback on enterprise R&D and charitable donation behavior[J]. Management World, 2014(8): 115?133.

[19] 宋鐵波, 鐘熙, 陳偉宏, 等. 研發(fā)投入還是廣告投入?——績劣企業(yè)戰(zhàn)略性行為的選擇[J]. 研究與發(fā)展管理, 2018, 30(1): 12?21. SONG Tiebo, ZHONG Xi, CHEN Weihong et al. R&D investment or advertising investment? ——Choice of strategic behavior of firms in poor performance[J]. R&D Management, 2018, 30(1): 12?21.

[20] 葛菲, 連燕玲, 賀小剛. 消極反饋與高管變更: 基于上市公司的數(shù)據(jù)分析[J]. 經(jīng)濟管理, 2016, 38(1): 38?50. GE Fei, LIAN Yanling, HE Xiaogang. Negative feedback and TMT turnover: An empirical analysis of listed companies in China[J]. Economic Management, 2016, 38(1): 38?50.

[21] JOEL A C B, ROWLEY T J, SHIPILOV A V, et al. Dancing with strangers: Aspiration performance and the search for underwriting syndicate partners[J]. Administrative Science Quarterly, 2005, 50(4): 536?575.

[22] LEONARD-BARTON D. Core capabilities and core rigidities: A paradox in managing new product development[J]. Strategic Management Journal, 1992, 13: 111?125.

[23] GREVE H R. Performance, aspirations, and risky organizational change[J]. Administrative Science Quarterly, 1998, 43(1): 58?86.

[24] BOEKER W. Strategic change: The influence of managerial characteristics and organizational growth[J]. The Academy of Management Journal, 1997, 40(1): 152?170.

[25] 張遠飛, 賀小剛, 連燕玲. “富則思安”嗎?——基于中國民營上市公司的實證分析[J]. 管理世界, 2013(7): 130?144. ZHANG Yuanfei, HE Xiaogang, LIAN Yanling. Does wealth accumulation lead to strategy persistence?A case study based on China's private listed companies[J]. Management World, 2013(7): 130?144.

[26] MISHINA Y, DYKES B J, BLOCK E S, et al. Why 'good' firms do bad things: The effects of high aspirations, high expectations and prominence on the incidence of corporate illegality[J]. The Academy of Management Journal, 2010, 53(4): 701?722.

[27] LANT T K. Aspiration level adaptation: An empirical exploration[J]. Management Science, 1992, 38(5): 623?644.

[28] 賀小剛, 鄧浩, 吳詩雨, 等. 趕超壓力與公司的敗德行為——來自中國上市公司的數(shù)據(jù)分析[J]. 管理世界, 2015(9): 104?124. HE Xiaogang, DENG Hao, WU Shiyu, et al. Catch-up pressure and the company's defeat behavior—Data analysis from Chinese listed companies[J]. Management World, 2015(9): 104?124.

[29] HAMBRICK H D C. Explaining the premiums paid for large acquisitions: Evidence of CEO hubris[J]. Administrative Science Quarterly, 1997, 42(1): 103?127.

[30] ROLL R. The hubris hypothesis of corporate takeovers[J]. The Journal of Business, 1986, 59(2): 197?216.

[31] TANG Y, QIAN C, CHEN G. How CEO hubris affects corporate social (ir)responsibility[J]. Strategic Management Journal, 2015, 36(9): 1338?1357.

[32] DAVID P, KOCHHAR R. Barriers to effective corporate governance by institutional investors: Implications for theory and practice[J]. European Management Journal, 1996, 14(5): 457?466.

[33] OH W Y, CHANG Y K, MARTYNOV A. The effect of ownership structure on corporate social responsibility: Empirical evidence from Korea[J]. Journal of Business Ethics, 2011, 104(2): 283?297.

[34] 胡曲應. 上市公司環(huán)境績效與財務績效的相關(guān)性研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2012, 22(6): 23?32. HU Quying. Research on relationship between environmental performance and financial performance of Chinese listed companies[J]. Chinese Journal of Population Resources and Environment, 2012, 22(6): 23?32.

[35] 張正勇, 謝金. 機構(gòu)投資者關(guān)注企業(yè)的社會責任績效嗎?[J]. 南京財經(jīng)大學學報, 2018(2): 99?108. ZHANG Zhengyong, XIE Jin. Do institutional investors care the social responsibility performance of the corporate?[J]. Journal of Nanjing University of Finance and Economics, 2018(2): 99?108.

[36] 黎文靖, 路曉燕. 機構(gòu)投資者關(guān)注企業(yè)的環(huán)境績效嗎?——來自我國重污染行業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 金融研究, 2015(12): 97?112. LI Wenjing, LU Xiaoyan. Do institutional investors care firm environmental performance?evidence from the most polluting Chinese listed firms[J]. Journal of Financial Research, 2015(12): 97?112.

[37] 張蕊, 管考磊. 高管侵占型職務犯罪、機構(gòu)投資者與市場反應——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 會計研究, 2017(12): 52?58. ZHANG Rui, GUAN Kaolei. Senior executives' embezzlement crimes，institutional investors and market reaction—Empirical evidence from Chinese listed companies[J]. Accounting Research, 2017(12): 52?58.

[38] 譚勁松, 林雨晨. 機構(gòu)投資者對信息披露的治理效應——基于機構(gòu)調(diào)研行為的證據(jù)[J]. 南開管理評論, 2016, 19(5): 115?126. TAN Jinsong, LIN Yuchen. The governance role of institutional investors in information disclosure: Evidence from institutional investors’corporate visits[J]. Nankai Business Review, 2016, 19(5): 115?126.

[39] 陸瑤, 朱玉杰, 胡曉元. 機構(gòu)投資者持股與上市公司違規(guī)行為的實證研究[J]. 南開管理評論, 2012, 15(1): 13?23. LU Yao, ZHU Yujie, HU Xiaoyuan. Institutional shareholding and corporate fraud: Evidence from China[J]. Nankai Business Review, 2012, 15(1): 13?23.

[40] CORNETT M M, MARCUS A J, SAUDERS A, et al. The impact of institutional ownership on corporate operating performance[J]. Journal of Banking & Finance, 2007, 31(6): 1771?1794.

[41] SPICER B H. Investors, corporate social performance and information disclosure: An empirical study[J]. The Accounting Review, 1978, 53(1): 94?111.

[42] KING A A, LENOX M J. Does it really pay to be green? An empirical study of firm environmental and financial performance[J]. Journal of Industrial Ecology, 2001, 5(1): 105?116.

[43] HART S L, AHUJA G. Does it pay to be green? An empirical examination of the relationship between emission reduction and firm Performance[J]. Business Strategy & the Environment, 1996, 5(1): 30?37.

[44] 李平, 王玉乾. 我國上市公司高管薪酬與環(huán)境績效的關(guān)系研究[J]. 軟科學, 2015, 29(9): 85?90. LI Ping, WANG Yuqian. Research on the relationship between executive compensation and environmental performance of Chinese Listed Firms[J]. Soft Science, 2015, 29(9): 85?90.

[45] BROMILEY P. Testing a causal model of corporate risk taking and performance[J]. Academy of Management Journal, 1991, 34(1): 37?59.

[46] CHEN W. Determinants of firms′ backward and forward looking R&D search behavior[J]. Organization Science, 2008, 19(4): 609?622.

Research on the relationship between performance feedback, institutional investor shareholding and corporate environmental performance

GUAN Jian, QUE Yi

(School of Business, Central South University, Changsha 410083, China)

Based on the Behavioral Theory of the Firm, this article, by taking companies listed in Shanghai and Shenzhen A from 2012-2017 as samples, conducted theoretical and empirical tests on the relationship between performance feedback and environmental performance, and further explored the regulating role of institutional investor shareholdings on the main effect. The research results show that when the company is in the expectation loss gap, the greater the degree to which the actual performance is lower than the expected performance, the lower the corporate environmental performance level, and that when the company is in the expectation surplus gap, the greater the degree to which the actual performance of the enterprise is higher than the expected performance, the lower the corporate environmental performance level is. Further research finds that institutional investor shareholdings can reduce the negative impact of performance-aspiration surplus on environmental performance, but exert no significant regulating effect on the negative impact of expectation loss on environmental performance.

performance feedback; institutional investor shareholding; corporate environmental performance

2020?02?12；

2020?05?07

國家自然科學基金項目“企業(yè)超額盈利持續(xù)性中CEO效應度量和影響機制研究”(71872185)

關(guān)健，湖南長沙人，中南大學商學院教授，博士生導師，主要研究方向：戰(zhàn)略管理，聯(lián)系郵箱：guan_jian@csu.edu.cn；闕弋，湖南常德人，中南大學商學院碩士研究生，主要研究方向：戰(zhàn)略管理

10.11817/j.issn. 1672-3104. 2020.04.013

F272.3

A

1672-3104(2020)04?0124?15

[編輯: 譚曉萍]