周 行（博士），馬妍妍（博士），劉 潔（教授）

一、引言

環(huán)境規(guī)制通過限制企業(yè)污染排放、激勵企業(yè)開展環(huán)保投資達(dá)到環(huán)境治理的目的。合理的環(huán)境政策能夠在改善環(huán)境的同時合理保障投資者回報，提升企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。然而環(huán)境監(jiān)管的過度強化可能會導(dǎo)致企業(yè)的資本成本過高，甚至?xí)苯油{企業(yè)的生存。權(quán)益資本成本一直是政府規(guī)制的核心參數(shù)①。環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)的影響表現(xiàn)為，政策實施后，落后產(chǎn)能企業(yè)盈利水平下降，對投資者吸引力減弱，而股東會減少對落后產(chǎn)能企業(yè)的資金投入，導(dǎo)致這類企業(yè)資本成本上升。目前我國的工業(yè)企業(yè)仍處于依靠要素投入、資本累積方式來拉動增長的階段，一旦要素投入尤其是資本要素的投入不足，其后續(xù)發(fā)展就很難維持。只有將資本成本維持在一個可接受的水平，才能吸引更多的資本。

京津冀城市群是我國北方經(jīng)濟(jì)最為活躍的地區(qū)，京津冀地區(qū)重污染企業(yè)的資本成本波動，必然會受到京津冀環(huán)境協(xié)同治理的直接影響。表面上，政府環(huán)境治理主要著眼于維護(hù)公眾福利，確保被規(guī)制企業(yè)履行社會責(zé)任，但如果投資者無法獲得適當(dāng)?shù)幕貓?，?dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展缺少投資拉動，社會福利的增速就會放緩。作為投資者的要求報酬率，重污染企業(yè)的資本成本應(yīng)如何變動，才能實現(xiàn)京津冀經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境治理的雙贏，是一個極具現(xiàn)實意義的問題。但遺憾的是，現(xiàn)有跨域規(guī)制合作的研究大都著眼于制度設(shè)計、職能分配等規(guī)范分析的范疇[1-3]，部分文獻(xiàn)從宏觀層面對合作機制的治理效果進(jìn)行了量化[4]，但從企業(yè)微觀層面研究環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)資本成本的文獻(xiàn)依然欠缺。

基于此，本文以京津冀地區(qū)A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，以重污染企業(yè)資本成本為切入點，采用雙重差分模型量化京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的政策效應(yīng)，并基于京津冀三地的地域差異進(jìn)行重污染企業(yè)權(quán)益資本成本變化的機制分析。本文的主要創(chuàng)新點在于：首先，以企業(yè)的權(quán)益資本成本為切入點，為現(xiàn)有跨域規(guī)制合作治理效應(yīng)的研究補充微觀層面的證據(jù)。其次，分析了環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制在京津冀三地企業(yè)中的差異化傳導(dǎo)路徑。在有關(guān)政策效應(yīng)的分析中，大多數(shù)研究都假設(shè)處于不同發(fā)展水平省份的處理組個體在政策沖擊中受到等價影響，但京津冀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不均衡，以及由此導(dǎo)致的三地企業(yè)行為偏好的差異，使得上述假設(shè)在現(xiàn)實中無法成立。本文進(jìn)一步研究了處于不同地區(qū)的重污染企業(yè)中環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制傳導(dǎo)的路徑差異，為探索京津冀協(xié)同治理背景下經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)保相容的均衡發(fā)展方式、進(jìn)一步完善協(xié)同治理機制提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）地方政府環(huán)境規(guī)制行為研究

環(huán)境治理成本與收益的不對等及地方利益的制約，共同造成了跨域生態(tài)治理的困局[5，6]。國內(nèi)相關(guān)研究也認(rèn)為地方利益分割導(dǎo)致地方政府在行為選擇上具有強烈的地方性偏好和短期性，環(huán)境規(guī)制也呈現(xiàn)出顯著的“逐底競爭”態(tài)勢[7-9]。地方政府想在維持本地生態(tài)穩(wěn)定的同時獲得“三高”投資帶來的經(jīng)濟(jì)效益，就更傾向于在行政邊界設(shè)廠，這樣以流動性和擴散性為特征的環(huán)境污染可能會從一個區(qū)域擴散到另一區(qū)域，產(chǎn)生“污染泄漏”現(xiàn)象[10]。

環(huán)境問題的日趨復(fù)雜及生態(tài)系統(tǒng)的整體性，使得局域生態(tài)環(huán)境問題逐漸超出行政區(qū)政府的治理意愿和能力，呈現(xiàn)“脫域化”特征[11]。雙邊或多邊的區(qū)域政府便開始尋求合作行政或聯(lián)合治理[12]。具體到京津冀生態(tài)治理研究上，其本身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與生態(tài)特征使三地在經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境治理上能夠形成很好的協(xié)同與互補。但是生態(tài)治理的公共物品屬性、地方政府整體治理目標(biāo)上的偏好差異，以及合作成員間影響力不均衡等因素也影響著首都經(jīng)濟(jì)圈地方政府間的生態(tài)治理協(xié)作[13，14]。

從制度設(shè)計、職能分配等規(guī)范分析的范疇，現(xiàn)有研究對地方政府的跨域合作規(guī)制進(jìn)行了具有解釋力的分析，卻少有文獻(xiàn)針對合作機制的治理效果進(jìn)行量化檢驗。事實上，政府跨域合作規(guī)制是對原有規(guī)制體制的調(diào)整與優(yōu)化，對政府跨域合作規(guī)制影響的量化分析具有更強的地域特征，所得結(jié)論也更具現(xiàn)實借鑒意義。

（二）重污染企業(yè)的資本成本研究

資本市場上，投資者根據(jù)潛在投資機會的風(fēng)險與收益預(yù)期進(jìn)行決策，篩選適宜的投資項目。作為理性投資者根據(jù)其投資風(fēng)險所要求的報酬率，資本成本始終是規(guī)制者與被規(guī)制者之間進(jìn)行博弈的主要對象。通過解決資金來源、助推新舊動能轉(zhuǎn)換等方式，資本市場成為促進(jìn)實體經(jīng)濟(jì)增長的一個重要著力點[15]。

在環(huán)境問題日益嚴(yán)峻的背景下，環(huán)境規(guī)制政策的影響逐漸成為企業(yè)與投資者決策中不可回避的問題[16]。例如，綠色信貸政策通過提高污染企業(yè)貸款的門檻，限制其規(guī)模與產(chǎn)能的擴大。排污限額與環(huán)保稅的征收不僅降低了重污染企業(yè)產(chǎn)量，而且縮減了企業(yè)的利潤[17]。而對于重污染企業(yè)來說，不論是被動地迫于生存壓力還是主動適應(yīng)政策變化，在環(huán)境規(guī)制壓力下都需要更新落后設(shè)備或轉(zhuǎn)變發(fā)展戰(zhàn)略，這種投資方向的轉(zhuǎn)變也必然影響企業(yè)的資本成本。因此，企業(yè)為了持續(xù)吸引資金甚至僅僅是避免關(guān)停，也會針對環(huán)境規(guī)制壓力采取補救措施，例如，增加污染治理投資以降低自身排污水平[18]、通過開展研發(fā)活動獲得綠色競爭能力[19，20]、積極披露環(huán)境信息[21]。對重污染企業(yè)來說，治理污染終歸是一項沒有直接收益甚至?xí)?yán)重影響短期盈利水平的活動，涉足新的技術(shù)開發(fā)或經(jīng)營領(lǐng)域也必然會給企業(yè)發(fā)展增加不確定性[22]。投資者會基于環(huán)境監(jiān)管壓力與對污染企業(yè)風(fēng)險的預(yù)判，而要求一個較高的風(fēng)險補償，導(dǎo)致重污染企業(yè)資本成本升高[15]。

相關(guān)研究通過研發(fā)、環(huán)保投資等企業(yè)活動的資本成本效應(yīng)，間接證明了環(huán)境規(guī)制對重污染企業(yè)資本成本的影響，但這些研究未納入環(huán)境治理跨域合作的影響。本文梳理了京津冀生態(tài)環(huán)境協(xié)同治理框架下重污染企業(yè)權(quán)益資本成本的變化問題，是對現(xiàn)有研究的有益補充。

三、理論分析與研究假說

（一）環(huán)境執(zhí)法與重污染企業(yè)資本成本

京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制會直接影響重污染企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，從而影響投資者的風(fēng)險感知與價值判斷，并體現(xiàn)在資本成本的變化上。政府出臺的環(huán)境治理政策加大了監(jiān)管風(fēng)險，企業(yè)由此要承擔(dān)監(jiān)管成本，從而影響未來的現(xiàn)金流和資產(chǎn)價格。Stroebel等[23]認(rèn)為未來企業(yè)和投資者面臨的主要氣候環(huán)境風(fēng)險來自于監(jiān)管風(fēng)險。在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立以前，孤立執(zhí)法伴隨著監(jiān)管盲區(qū)，地方政府往往難以對處于行政邊界的灰色區(qū)域形成有力的監(jiān)管與懲罰。部分企業(yè)為了獲得短期的低成本優(yōu)勢，仍有強烈的污染動機。污染企業(yè)的低成本、高利潤對部分社會責(zé)任感缺失的投資者具有很大的吸引力[15]。為了獲取更高的利潤，部分投資者就會傾向于投資污染企業(yè)，污染企業(yè)因此獲得了較低的資本成本。

隨著京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立，環(huán)境執(zhí)法力度逐年增大，政府對企業(yè)污染行為的檢測日趨嚴(yán)格。若污染行為被執(zhí)法者監(jiān)測到，企業(yè)會面臨高額的罰款。環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立，進(jìn)一步削弱了企業(yè)違規(guī)違法污染的動機，迫使企業(yè)從高耗能高污染的生產(chǎn)經(jīng)營方式向環(huán)境友好方式轉(zhuǎn)變[18]。對投資者來說，在環(huán)境問題日益嚴(yán)峻的背景下，重污染企業(yè)始終面臨著政策收緊、執(zhí)法力度進(jìn)一步加大的風(fēng)險。部分重污染企業(yè)向環(huán)境友好發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變必然涉及大額的資本投入，這種轉(zhuǎn)型的不確定性也會增加投資者的風(fēng)險要價?？梢姡h(huán)境隨著執(zhí)法聯(lián)動機制的建立，環(huán)境執(zhí)法力度進(jìn)一步加大，投資者會基于環(huán)境監(jiān)管壓力與對污染企業(yè)的風(fēng)險預(yù)期進(jìn)行決策調(diào)整，從而提高風(fēng)險要價，導(dǎo)致重污染企業(yè)資本成本升高。據(jù)此，提出假說1：

H1：隨著京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立、環(huán)境執(zhí)法力度加大，重污染企業(yè)的資本成本提高。

（二）重污染企業(yè)資本成本變動的機制分析

除投資者對宏觀政策的直接風(fēng)險感知以外，企業(yè)在政策影響下對自身生產(chǎn)經(jīng)營活動的調(diào)整，也會影響投資者在面對特定投資目標(biāo)時，針對目標(biāo)公司的個別風(fēng)險感知。這二者共同構(gòu)成了投資者的風(fēng)險判斷。因此，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立對于重污染企業(yè)資本成本的影響可以劃分為直接影響與間接影響兩個部分。前者來自于規(guī)制政策直接作用于重污染企業(yè)，導(dǎo)致重污染企業(yè)競爭力下降、融資成本增高。后者來自于環(huán)境監(jiān)管壓力下重污染企業(yè)對自身生產(chǎn)經(jīng)營活動的調(diào)整，是環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制通過企業(yè)微觀行為，進(jìn)而作用于資本成本所產(chǎn)生的間接影響。在間接效應(yīng)中，重污染企業(yè)對自身生產(chǎn)經(jīng)營活動的調(diào)整，往往與產(chǎn)能更新、研發(fā)等長期價值投資活動相關(guān)[20]。環(huán)境規(guī)制壓力迫使資源有限的企業(yè)在長期價值項目與短期收益項目間進(jìn)行取舍。

重污染企業(yè)的研發(fā)投資、環(huán)境治理投資是兩類最主要、最典型的長期價值投資活動。與短期項目相比，長期項目往往伴隨著更大的投資成本、更長的回報期限與更高的收益不確定性。投資者對長期投資的態(tài)度也更加審慎，會要求較高的風(fēng)險補償。隨著環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立，京津冀地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度顯著加大，當(dāng)?shù)刂匚廴酒髽I(yè)必須積極應(yīng)對，減輕乃至徹底消除污染。重污染企業(yè)通過環(huán)境治理支出購入新的技術(shù)設(shè)備，代替原有落后的高排放、高耗能的技術(shù)設(shè)備，可以直接達(dá)到節(jié)能減排的目的[15]。因此與開展研發(fā)活動相比，通過環(huán)境治理支出來實現(xiàn)落后技術(shù)的更新，是重污染企業(yè)在面臨環(huán)境規(guī)制壓力時一種更為直接的選擇。但是作為環(huán)境規(guī)制壓力下企業(yè)額外支付的合規(guī)成本，環(huán)境治理投資本身不會為企業(yè)帶來經(jīng)濟(jì)收益，反而會對生產(chǎn)盈利性投資進(jìn)行擠占[24]。而技術(shù)設(shè)備更新投入大、生產(chǎn)線改造成本高等情況，客觀上必然對企業(yè)短期盈利狀況產(chǎn)生不利影響。伴隨著重污染企業(yè)盈利不確定性的增加，投資者也會因此要求更高的風(fēng)險報酬，導(dǎo)致京津冀地區(qū)重污染企業(yè)資本成本升高。

對企業(yè)來講，重污染的生產(chǎn)方式意味著技術(shù)落后，但可能是成本低廉的生產(chǎn)方式；而轉(zhuǎn)型為低污染、無污染的現(xiàn)代化企業(yè)，既意味著巨額的資本投入，也需要高水平的技術(shù)研發(fā)。以“波特假說”為代表的觀點認(rèn)為，更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制雖然增加了企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的合規(guī)成本，但也促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新[19]，因為單個企業(yè)很難擁有關(guān)于環(huán)保創(chuàng)新技術(shù)的充分信息。在京津冀一體化發(fā)展過程中，政府間的轉(zhuǎn)移支付會為發(fā)展滯后地區(qū)企業(yè)提供環(huán)保技術(shù)引進(jìn)和創(chuàng)新所需信息，引導(dǎo)企業(yè)在最大化自身利益的同時，通過技術(shù)引進(jìn)與創(chuàng)新活動改變企業(yè)落后的生產(chǎn)經(jīng)營方式。但研發(fā)創(chuàng)新的周期長、不確定性高等特征，也會通過當(dāng)?shù)刂匚廴酒髽I(yè)資本成本的提高有所體現(xiàn)。據(jù)此，提出假說2a：

H2a：京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制促使重污染企業(yè)開展長期價值投資，從而對資本成本產(chǎn)生影響。

但也應(yīng)注意到，現(xiàn)實中一部分企業(yè)技術(shù)落后、資金不足，使得這部分企業(yè)不但污染嚴(yán)重而且難以通過技術(shù)更新實現(xiàn)環(huán)保目標(biāo)，從而傾向于將資金配置到門檻低、收益快、無污染的金融領(lǐng)域[25]。京津冀地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度加大時，這類企業(yè)只能通過低效率的末端治理被動地減少污染排放。但這種“先污染后治理”的模式存在嚴(yán)重的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)缺陷，并且無法滿足日益增加的環(huán)境規(guī)制與可持續(xù)發(fā)展要求的需要[26]。這就進(jìn)一步降低了企業(yè)承擔(dān)環(huán)境責(zé)任的意愿，使企業(yè)在關(guān)停部分高污染生產(chǎn)項目的同時，將資金配置到門檻低、收益快、無污染的金融領(lǐng)域，以彌補產(chǎn)能降低的利潤損失[27]。有研究表明，在金融業(yè)高盈利的背景下，實體經(jīng)濟(jì)都希望將部分資金投入類金融業(yè)務(wù)領(lǐng)域。對于普遍屬于資本密集型的重污染企業(yè)來說，企業(yè)有較強的動機涉足類金融業(yè)務(wù)。

對于以制造業(yè)為主的重污染企業(yè)而言，投資金融資產(chǎn)會擠出實體投資，使得企業(yè)收益更加依賴金融資產(chǎn)投資，而不是主業(yè)經(jīng)營，這從底層削弱了企業(yè)的創(chuàng)新能力[28]。已有研究顯示，實體企業(yè)的金融化會對企業(yè)價值產(chǎn)生消極影響[29]。而金融投資本身的高風(fēng)險性，也會直接提高財務(wù)風(fēng)險[30]、降低財務(wù)信息質(zhì)量[31]。這增加了企業(yè)的風(fēng)險，投資者會因此要求更高的風(fēng)險補償，導(dǎo)致企業(yè)資本成本增加。據(jù)此，提出假說2b：

H2b：京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制促使重污染企業(yè)提高金融化程度，從而對資本成本產(chǎn)生影響。

四、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

2015 年京津冀三地環(huán)保部門協(xié)商建立了環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制，首次正式啟動三地環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動工作，共同打擊跨區(qū)域、流域的環(huán)境違法行為。因此，本文選用2015 年京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立這一時間節(jié)點進(jìn)行準(zhǔn)自然實驗，評估合作執(zhí)法強度變化對企業(yè)資本成本的影響，以驗證H1。按照“上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄”與Wind 行業(yè)中心界定的上市公司主營業(yè)務(wù)，確定了包括煤炭、采礦、紡織、制革、造紙、石化、制藥、化工、冶金、火電等16 個行業(yè)的重污染企業(yè)為本文的處理組，其他企業(yè)為對照組。建立雙重差分模型如下：

其中：i、t、j、k 分別代表第i 家公司在第t 年j 行業(yè)k 地區(qū)的觀測值；被解釋變量Re 為采用剩余收益模型（GLS模型）估算的資本成本②。

Pollution和Govcop為解釋變量。Pollution是企業(yè)是否為重污染企業(yè)的虛擬變量，Pollution=1為重污染企業(yè)，否則為0。Govcop為時期虛擬變量，2015年及之后年份Govcop取值為1，否則取0。Controls是一組控制變量，包括：以總資產(chǎn)取對數(shù)衡量的企業(yè)規(guī)模（Size）、財務(wù)杠桿（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、現(xiàn)金占總資產(chǎn)比重（Cash）、營業(yè)收入增長率（Growth）、管理費用占銷售收入比重（Agency）、固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（Fixrat）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Tat）、賬面市值比（Bm）。時間固定效應(yīng)為Year，隨機誤差項為?。采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。

為驗證H2a 和H2b，本文借鑒溫忠麟、葉寶娟[34]的做法，采用逐步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗：

其中：Meditor 為以企業(yè)活動表示的中介變量，包括以企業(yè)開展研發(fā)投資、環(huán)境保護(hù)投資占總資產(chǎn)比重表示的企業(yè)長期價值投資變量（Lon_val），以及以金融化投資占總資產(chǎn)比重表示的金融化行為變量（Finbev）；變量下標(biāo)與其他變量含義同上文。

公式（2）～（4）描繪了中介效應(yīng)的因果鏈，公式（2）與公式（1）一致，c1為主效應(yīng)系數(shù)。在公式（4）中控制了中介變量的影響后，系數(shù)c1'仍然顯著，則說明對應(yīng)的企業(yè)活動中介作用成立，a1b1與c1的比值則為中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重。與上文保持一致，逐步檢驗面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文以2011～2020年京津冀地區(qū)的A股上市公司為樣本，剔除了資不抵債、總資產(chǎn)增長率大于1.5、連續(xù)三年虧損及數(shù)據(jù)異常與缺失樣本后，樣本量包括407家公司，共3031個觀測值。數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫。

樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。Pollution 均值為0.2009，說明京津冀地區(qū)大約有600 個重污染企業(yè)樣本觀測值，與實際相符。Re均值為0.0375，標(biāo)準(zhǔn)差為2.7396，說明京津冀地區(qū)各企業(yè)間的資本成本相差較大。上市公司其余財務(wù)特征變量的描述性統(tǒng)計情況與現(xiàn)有研究保持一致。

表1 描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）實證結(jié)果分析

表2 為公式（1）的回歸結(jié)果③。表2 列（1）～（3）分別為未加入控制變量、僅控制時間效應(yīng)、加入控制變量與時間效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示Govcop 系數(shù)均顯著為正，可見2015 年以后京津冀地區(qū)上市企業(yè)的資本成本都有所上升。交乘項Pollution×Govcop 系數(shù)均顯著為正，表明隨著京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立，當(dāng)?shù)刂匚廴酒髽I(yè)的資本成本進(jìn)一步上升，H1得以證實。

表2 雙重差分模型回歸

表3為長期價值投資中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，表2 列（3）已證實公式（2）中主效應(yīng)系數(shù)c1為1.0451，顯著為正，此處不再重復(fù)列示。表3列（1）、（2）為企業(yè)長期價值投資的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。雖然在控制了長期價值投資對資本成本的影響后，系數(shù)c1'仍然顯著為正，但環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與企業(yè)的長期價值投資為負(fù)相關(guān)關(guān)系，可見，企業(yè)長期價值投資的中介作用不成立，H2a未得以證實。

為了進(jìn)一步研究環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制對企業(yè)資本成本的影響路徑，將長期價值投資細(xì)分為環(huán)保投資（Epinv）與研發(fā)投資（Rdrat）兩類，分別檢驗其中介效應(yīng)。表3 列（3）、（4）為環(huán)保投資中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與重污染企業(yè)的環(huán)保投資呈正相關(guān)關(guān)系，說明環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制確實提高了企業(yè)的環(huán)保投資水平；在控制了環(huán)保投資后，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間的正相關(guān)關(guān)系依然顯著，環(huán)保投資的中介效應(yīng)成立。列（5）、（6）為研發(fā)投資中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。雖然在控制了研發(fā)投資后，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間的正相關(guān)關(guān)系依然顯著，但環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與研發(fā)投資為負(fù)相關(guān)關(guān)系，研發(fā)投資未在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本間起到中介作用。說明在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制下，企業(yè)更傾向于將資金配置在環(huán)境效益更加直觀的環(huán)保投資上，這在一定程度上會擠壓收益不確定程度較高的研發(fā)投資。

表3 企業(yè)長期價值投資的中介效應(yīng)檢驗

表4 列（1）、（2）為企業(yè)金融化行為的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，a1為正顯著，說明環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制強化了部分企業(yè)的金融化行為，但企業(yè)金融化行為對資本成本的影響不顯著，H2b 未得以證實。這并不能推斷出金融化行為的中介作用不成立。為進(jìn)一步分析企業(yè)金融化行為的作用，本文按照投資期限將企業(yè)金融化行為分為長期金融投資（Lfinbev）與短期金融投資（Sfinbev）兩類，分別檢驗其中介效應(yīng)。

表4 列（3）、（4）為長期金融投資中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與重污染企業(yè)的長期金融投資呈正相關(guān)關(guān)系；在控制了長期金融投資后，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間的正相關(guān)關(guān)系依然顯著，表明長期金融投資的中介效應(yīng)成立。列（5）、（6）為短期金融投資中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。雖然在控制了短期金融投資后，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間的正相關(guān)關(guān)系依然顯著，但短期金融投資與資本成本呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，可見企業(yè)的短期金融投資在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間起到了遮掩作用。與長期金融投資對于資金的占用不同，使用閑置資金進(jìn)行短期金融資產(chǎn)配置是一種預(yù)防性儲蓄。在環(huán)境規(guī)制收緊、污染企業(yè)經(jīng)營不及預(yù)期的情形下，短期金融投資的收益可以改善企業(yè)的盈利狀況、抵御外部沖擊，在一定程度上有利于企業(yè)進(jìn)行外部融資[35]。由此說明與不確定程度較高的長期金融投資相比，在京津冀環(huán)境執(zhí)法強度增大的背景下，為彌補落后產(chǎn)能降低對盈利的短期影響，重污染企業(yè)也會傾向于將資金配置在短期收益項目上。

表4 企業(yè)金融化行為的中介效應(yīng)檢驗

綜上，京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立以后，面對執(zhí)法力度的增大，研發(fā)投資、環(huán)保投資、長期金融化投資與短期金融化投資共同構(gòu)成了重污染企業(yè)四類投資風(fēng)險不同、投資收益相異的應(yīng)對偏好。整體而言：環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立對三地企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動并未起到顯著的促進(jìn)作用；重污染企業(yè)資本成本的提升主要是由于環(huán)保投資與長期金融化投資提高所致；環(huán)境執(zhí)法壓力下，重污染企業(yè)會將部分資金配置到收益較快的短期金融化投資項目上，以緩解環(huán)境執(zhí)法強度增大帶來的資本成本上升壓力，企業(yè)的短期金融投資在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間起到了遮掩效應(yīng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 為驗證上述結(jié)論的穩(wěn)健性，針對公式（1）進(jìn)行如下檢驗。

第一，為減少個體差異對回歸結(jié)果的干擾，本文對重污染企業(yè)樣本進(jìn)行傾向得分匹配，采用最近鄰1∶1 可放回匹配，用匹配后的樣本對公式（1）進(jìn)行回歸。匹配指標(biāo)包括Controls 中所包含的公司特征變量與年份。匹配后大多數(shù)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于10%，滿足平衡假設(shè)。T 檢驗結(jié)果顯示，除企業(yè)規(guī)模因素（Size）外，處理組與控制組指標(biāo)差異匹配后均不顯著。觀測值位于共同取值范圍內(nèi)，滿足共同支撐假設(shè)，限于篇幅，平衡假設(shè)與共同支撐假設(shè)檢驗結(jié)果未予列示。采用匹配后樣本回歸的結(jié)果如表5列（1）～（3）所示。上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均與H1結(jié)論一致。

第二，更換資本成本估算方法，回歸結(jié)果見表5列（4）。采用基于市盈率（PE Ratio）和市盈增長比率（PEG Ratio）的PEG模型和MPEG模型估算資本成本[36]，取均值（Re_robust）來替換主回歸中GLS模型估算的資本成本。

第三，安慰劑檢驗結(jié)果如表5列（5）所示。假設(shè)環(huán)境聯(lián)動機制建立于2014年（Exp）或2016年（Lay），構(gòu)造對應(yīng)的政策沖擊指標(biāo)Pollution×Exp 與Pollution×Lay 加入公式（1）。結(jié)果顯示，Pollution×Exp與Pollution×Lay的系數(shù)均不顯著，安慰劑檢驗構(gòu)建的虛擬政策效應(yīng)不成立。

表5 雙重差分模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2. 針對公式（2）～（4）進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗。

第一，采用Sobel 檢驗法（H0：ab=0）[37]，驗證中介效應(yīng)結(jié)論的穩(wěn)健性。逐步檢驗法下，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重存在的前提是b 和c 的乘積項不顯著為0，但當(dāng)b和c有一個是統(tǒng)計不顯著時仍然可能出現(xiàn)乘積項顯著的情況，而逐步法可能會無法檢驗出這種情況。Sobel檢驗法（H0：ab=0）可以檢驗解釋變量和中介變量系數(shù)乘積項的顯著性。Sobel 檢驗結(jié)果見表3、表4 的最后兩行。本文Sobel 檢驗結(jié)果與逐步檢驗的結(jié)果基本保持一致。

第二，運用Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗。若Bootstrap方法獲得的中介效應(yīng)的置信區(qū)間不包含0，則認(rèn)為中介效應(yīng)在統(tǒng)計上顯著。為了與主回歸中面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型保持一致，在Bootstrap 檢驗中對各連續(xù)的變量序列取一階差分，設(shè)置抽樣次數(shù)為1000，選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法取樣。在90%的置信區(qū)間下，檢驗結(jié)果見表6，Bootstrap檢驗結(jié)果與上文一致。

表6 Bootstrap檢驗結(jié)果

六、進(jìn)一步研究：地區(qū)異質(zhì)性檢驗

大多數(shù)研究都假設(shè)處于不同發(fā)展水平省份的處理組個體在政策沖擊中受到了相同影響，但這在現(xiàn)實中并不總是成立。京津冀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與影響力的不均衡，導(dǎo)致三地政府治理目標(biāo)與企業(yè)行為偏好間存在差異。三地間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與污染流動都有明顯的方向性，整體呈現(xiàn)以京津為中心向河北輻射轉(zhuǎn)移的趨勢，因此環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制對于北京、天津污染企業(yè)與河北污染企業(yè)的影響很可能是不同的。在北京地區(qū)，由于近年來持續(xù)推進(jìn)疏解非首都功能，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與空間結(jié)構(gòu)已有所調(diào)整，環(huán)境治理也取得較大進(jìn)展。河北是京津幫扶轉(zhuǎn)移的對象，政府積極承接來自京津地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)能。當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在面臨著更大治理壓力的同時，也獲得了更多的資金與技術(shù)幫扶，更有動力開展環(huán)境治理投資。雖然環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制帶來了京津冀三地整體污染水平的降低，但對于不同地區(qū)的重污染企業(yè)，其微觀傳導(dǎo)路徑并不一樣。

據(jù)此，本文進(jìn)一步研究處于不同地區(qū)的重污染企業(yè)，其環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制傳導(dǎo)的路徑差異。將京津冀三地的樣本公司分為三組，分別進(jìn)行環(huán)保投資與金融化行為的中介效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果見表7～表9。由于研發(fā)投資的中介效應(yīng)在全樣本下不成立，這里不再對研發(fā)投資的中介效應(yīng)進(jìn)行分組檢驗。

表7～表9的列（1）分別列示了京津冀三地重污染企業(yè)資本成本在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制影響下的變化情況。交乘項Pollution×Gopgov 的系數(shù)均顯著為正，說明環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立對資本成本的提升作用在三地均有所體現(xiàn)。表7顯示，環(huán)保投資的中介效應(yīng)在北京地區(qū)企業(yè)不成立。面對環(huán)境執(zhí)法強度的增加，北京的重污染企業(yè)也末有明顯的金融化傾向。這與北京地區(qū)環(huán)保投資已趨于成熟，且多數(shù)重污染企業(yè)已經(jīng)轉(zhuǎn)移、污染減排壓力顯著下降的現(xiàn)實一致。

表7 地域差異下的中介效應(yīng)檢驗：北京地區(qū)

表8 顯示，在天津地區(qū)，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制對環(huán)保投資未起到顯著促進(jìn)作用，面對環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制下執(zhí)法強度的加大，天津地區(qū)的企業(yè)傾向于增加長期金融投資來獲得金融收益。綜合這兩個結(jié)果，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的金融化投資在一定程度上顯示出“實體擠出”的特點。

表8 地域差異下的中介效應(yīng)檢驗：天津地區(qū)

表9顯示，在河北地區(qū)，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制的建立對于企業(yè)環(huán)保投資具有顯著的促進(jìn)作用。這與河北地區(qū)污染比較嚴(yán)重、治理需求更加迫切的現(xiàn)實情況也是一致的。同時，長期金融投資的中介效應(yīng)與短期金融投資的遮掩效應(yīng)均成立，可見當(dāng)?shù)仄髽I(yè)傾向于通過短期金融投資的“蓄水池”效應(yīng)，來緩解環(huán)境執(zhí)法強度加大帶來的資本成本上升壓力，但長期金融投資對環(huán)保投資等長期價值投資的“實體擠出”效應(yīng)依然存在。

七、結(jié)論與政策建議

本文以2011～2020 年京津冀三地A股上市公司為樣本，通過雙重差分模型與中介效應(yīng)模型，研究了京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立對重污染企業(yè)資本成本的影響。結(jié)果表明，京津冀環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立以后，環(huán)境執(zhí)法力度增大，強化了投資者對于環(huán)境與監(jiān)管風(fēng)險的考量，客觀上造成了重污染企業(yè)資本成本的上升。這既包含了政策的直接影響，也包含了企業(yè)面對政策變化自身調(diào)控行為的間接影響。中介效應(yīng)分析結(jié)果表明，雖然在全樣本下，企業(yè)的長期價值投資與金融化行為的中介效應(yīng)不成立，但細(xì)分來看，企業(yè)的環(huán)保投資、長期金融投資在環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制與資本成本之間起到了中介作用，而短期金融投資起到遮掩作用。

表9地域差異下的中介效應(yīng)檢驗：河北地區(qū)

地域異質(zhì)性機制分析表明，由于京津冀三地原本的治理偏好及發(fā)展水平等存在差異，環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制影響不同地區(qū)企業(yè)資本成本的路徑也有顯著差異。三地的路徑差異顯示出三地環(huán)境治理與發(fā)展的不均衡，三地的協(xié)同化發(fā)展仍有進(jìn)一步優(yōu)化的潛力。隨著北京非首都功能的持續(xù)疏解，越來越多的在京重污染企業(yè)完成遷出。遺憾的是，與功能疏解相伴的轉(zhuǎn)移支付政策效果還沒有明確顯現(xiàn)。在京津冀一體化發(fā)展過程中，天津在承接北京產(chǎn)能轉(zhuǎn)移的同時，也承擔(dān)著向河北轉(zhuǎn)移支付的責(zé)任。但就目前的發(fā)展與研究狀況來看，尚未有顯著證據(jù)驗證天津向河北進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的實效。本文也從側(cè)面證明，天津地區(qū)的重污染企業(yè)自身仍存在“實體擠出”的問題。環(huán)境執(zhí)法聯(lián)動機制建立以后，河北地區(qū)重污染企業(yè)的環(huán)保投資與金融化行為均有所增加，中介效應(yīng)成立。作為北京產(chǎn)能轉(zhuǎn)移的主要承接對象，河北地區(qū)環(huán)境治理雖有成效，但長期效果尚不穩(wěn)定，研發(fā)能力依然滯后，長期金融投資的“實體擠出”問題依然顯著，對于承接的灰色產(chǎn)能的綠化不充分。

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：第一，加大環(huán)境執(zhí)法力度，關(guān)注資本成本變化的影響。通過政策影響，提升投資者對于環(huán)境責(zé)任的關(guān)注度并對企業(yè)進(jìn)行引導(dǎo)。進(jìn)一步完善企業(yè)環(huán)境信息披露制度，激勵企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露，樹立企業(yè)積極承擔(dān)環(huán)境社會責(zé)任的良好形象，以獲得投資者支持。第二，京津冀生態(tài)環(huán)境協(xié)同治理離不開企業(yè)主體地位的發(fā)揮，企業(yè)不只是被動轉(zhuǎn)移，更要主動參與到環(huán)境治理活動中。長期來看，環(huán)境治理不會局限于被動的末端治理，而是提前至前端的升級優(yōu)化，這離不開研發(fā)創(chuàng)新。對實體企業(yè)來說，長期金融投資對研發(fā)創(chuàng)新的擠壓必然有損企業(yè)的長期價值，因此要避免企業(yè)脫實向虛。第三，促進(jìn)三地高質(zhì)量協(xié)同發(fā)展。一方面發(fā)揮北京的輻射作用，繼續(xù)向津冀進(jìn)行產(chǎn)能轉(zhuǎn)移、支付轉(zhuǎn)移，相關(guān)的技術(shù)與資金支持要切實落地。另一方面，要加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)對接協(xié)作，理順三地產(chǎn)業(yè)發(fā)展鏈條，形成區(qū)域間產(chǎn)業(yè)合理分布和上下游聯(lián)動機制，避免同質(zhì)化發(fā)展。同時要提升天津在三地協(xié)同中的作用，將津冀由產(chǎn)業(yè)布局重疊導(dǎo)致的競爭關(guān)系，轉(zhuǎn)變?yōu)楦偤详P(guān)系。

【注 釋】

①不做特別說明，本文資本成本指的是權(quán)益資本成本。

②該模型能較好地估計企業(yè)的風(fēng)險溢價，是文獻(xiàn)中應(yīng)用最為廣泛的資本成本估算方法。借鑒Gebhardt等[32]、毛新述等[33]的研究方法，GLS模型估計權(quán)益資本成本的公式如下：

其中，roet是預(yù)期凈資產(chǎn)收益率，bps是每股凈資產(chǎn)，P0是股價。

③參考已有做法，采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，固定效應(yīng)模型已經(jīng)控制了不隨時間變化的個體效應(yīng)影響。Pollution 變量不隨時間變化，該變量的影響已通過固定效應(yīng)模型予以控制，在回歸結(jié)果中不再列示該變量系數(shù)。

【主要參考文獻(xiàn)】

［1］王喆，周凌一.京津冀生態(tài)環(huán)境協(xié)同治理研究——基于體制機制視角探討［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2015（7）：68～75.

［2］孫濤，溫雪梅.動態(tài)演化視角下區(qū)域環(huán)境治理的府際合作網(wǎng)絡(luò)研究——以京津冀大氣治理為例［J］.中國行政管理，2018（5）：83～89.

［3］魏娜，孟慶國.大氣污染跨域協(xié)同治理的機制考察與制度邏輯——基于京津冀的協(xié)同實踐［J］.中國軟科學(xué)，2018（10）：79～92.

［4］Cui M.，Yang Y.，Liu S.. Research on the Evaluation of Cross- regional Environmental Collaborative Governance Ability：Take the Beijing-Tianjin-Hebei Urban Agglomeration as an Example［J］.Educational Research and Reviews，2020（4）：47～52.

［5］Zhu S.，He C.，Liu Y.. Going Green or Going Away：Environmental Regulation，Economic Geography and Firms' Strategies in China's Pollution-intensive Industries［J］.Geoforum，2014（5）：53～65.

［6］Andrews R.，F(xiàn)erry L.，Skelcher C.，et al.. Corporatization in the Public Sector：Explaining the Growth of Local Government Companies［J］.Public Administration Review，2020（3）：483～493.

［7］Li G.，Guo F.，Di D.. Regional Competition，Environmental Decentralization，and Target Selection of Local Governments［J］.Science of the Total Environment，2021（2）：142536.

［8］李勝.合法性追求、謀利性傾向與地方政府環(huán)境治理的策略性運作［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2020（12）：137～146.

［9］李珒.環(huán)境政策執(zhí)行偏差的破解——基于信號傳遞理論的解釋［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2020（12）：147～154.

［10］Lundberg J.. Spatial Interaction Model of Spillovers from Locally Provided Public Services［J］.Regional Studies，2006（6）：631～644.

［11］孟慶瑜，梁楓.京津冀生態(tài)環(huán)境協(xié)同治理的現(xiàn)實反思與制度完善［J］.河北法學(xué)，2018（2）：25～36.

［12］Kirk E.，Nabatchi T.，Balogh S.. An Integrative Framework for Collaborative Governance［J］.Journal of Public Administration Research and Theory，2012（1）：1～29.

［13］孫靜，馬海濤，王紅梅.財政分權(quán)、政策協(xié)同與大氣污染治理效率——基于京津冀及周邊地區(qū)城市群面板數(shù)據(jù)分析［J］.中國軟科學(xué)，2019（8）：154～165.

［14］胡志高，李光勤，曹建華.環(huán)境規(guī)制視角下的區(qū)域大氣污染聯(lián)合治理——分區(qū)方案設(shè)計、協(xié)同狀態(tài)評價及影響因素分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（5）：24～42.

［15］汪平，周行.重污染企業(yè)環(huán)境規(guī)制的權(quán)益資本成本效應(yīng)——基于PSM-DID與空間杜賓模型的研究［J］.廣東社會科學(xué)，2021（4）：46～56.

［16］Tang H.，Liu J.，Wu J.. The Impact of Command-and-Control Environmental Regulation on Enterprise Total Factor Productivity：A Quasi-natural Experiment Based on China's "Two Control Zone" Policy［J］.Journal of Cleaner Production，2020（254）：120011.

［17］關(guān)愛萍，孟宇.中國環(huán)保稅的經(jīng)濟(jì)增長紅利效應(yīng)研究——基于門檻特征與空間溢出視角［J］.開發(fā)研究，2019（4）：130～136.

［18］陳宇峰，馬延柏.綠色投資會改善企業(yè)的環(huán)境績效嗎——來自中國能源上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2021（5）：68～84.

［19］Porter M. E.，Vander L. C.. Toward a New Conception of the Environment-competitiveness Relationship［J］.Journal of Economic Perspectives，1995（4）：97～118.

［20］Hashmi R.，Alam K.. Dynamic Relationship among Environmental Regulation，Innovation，CO2 Emissions，Population，and Economic Growth in OECD Countries：A Panel Investigation［J］.Journal of Cleaner Production，2019（10）：1100～1109.

［21］Pedron A. P. B.，Macagnan C. B.，Simon D. S.，et al..Environmental Disclosure Effects on Returns and Market Value［J］.Environment，Development and Sustainability，2021（6）：4614～4633.

［22］許松濤，肖序.上市公司環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與融資約束［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2011（4）：146～150.

［23］Stroebel J.，Wurgler J.. What Do You Think about Climate Finance？［J］.Journal of Financial Economics，2021（2）：487～498.

［24］Weche J. P.. Does Green Corporate Investment Really Crowd Out Other Business Investment？［J］.Industrial and Corporate Change，2018（5）：1279～1295.

［25］汪海鳳，白雪潔，李爽.環(huán)境規(guī)制、不確定性與企業(yè)的短期化投資偏向——基于環(huán)境規(guī)制工具異質(zhì)性的比較分析［J］.財貿(mào)研究，2018（12）：80～93.

［26］林伯強，王喜枝，杜之利.環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)能源效率的影響——基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究［J］.廈門大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2021（4）：30～42.

［27］俞毛毛，馬妍妍.環(huán)境規(guī)制抑制了企業(yè)金融化行為么？——基于新《環(huán)保法》出臺的準(zhǔn)自然實驗［J］.北京理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021（2）：30～43.

［28］Orhangazi O.. Financialization and Capital Accumulation in the Non-financial Corporate Sector：A Theoretical and Empirical Investigation on the US Economy 1973-2003［J］.Cambridge Journal of Economics，2008（6）：32+863～886.

［29］戚聿東，張任之.金融資產(chǎn)配置對企業(yè)價值影響的實證研究［J］.財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2018（5）：3～52.

［30］黃賢環(huán)，吳秋生，王瑤.金融資產(chǎn)配置與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險：“未雨綢繆”還是“舍本逐末”［J］.財經(jīng)研究，2018（12）：100～112.

［31］白俊，劉園園，邱善運.金融資產(chǎn)配置與股價信息含量［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2019（11）：53～71.

［32］Gebhardt W.，Lee C.，Swaminathan B.. Towards an Implied Cost of Capital［J］.Journal of Accounting Research，2001（1）：76～139.

［33］毛新述，葉康濤，張頔.上市公司權(quán)益資本成本的測度與評價——基于我國證券市場的經(jīng)驗檢驗［J］.會計研究，2012（11）：12～22.

［34］溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731～745.

［35］Gehringer A.. Growth，Productivity and Capital Accumulation：The Effects of Financial Liberalization in the Case of European Integration［J］.International Review of Economics ＆ Finance，2013（4）：291～309.

［36］Easton P.. PE Ratios，PEG Ratios and Estimating the Implied Expected Rate of Return on Equity Capital［J］.Accounting Review，2004（1）：73～96.

［37］Sobel M. E.. Asymptotic Confidence Intervals for Indirect Effects in Structural Equation Models［J］.Sociological Methodology，1982（13）：290～312.