王 京，范明珠，林 慧

（1.中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100；2.廈門大學(xué) 管理學(xué)院，福建 廈門 361005）

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。然而，長期的粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式積累了嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境問題，對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和居民生活安全造成了系統(tǒng)性沖擊，開展全方位的環(huán)境治理已經(jīng)刻不容緩。在此背景下，“十四五”時(shí)期成為我國推動減污降碳協(xié)同增效、實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量改善由量變到質(zhì)變的關(guān)鍵時(shí)期，黨的二十大報(bào)告更是將“人與自然和諧共生的現(xiàn)代化”上升為“中國式現(xiàn)代化”的內(nèi)涵之一，進(jìn)一步明確了新時(shí)代中國生態(tài)文明建設(shè)的戰(zhàn)略任務(wù)。需要指出的是，環(huán)境污染的系統(tǒng)性意味著環(huán)境治理需要政府、企業(yè)和社會公眾的共同參與，而企業(yè)作為環(huán)境污染治理和生態(tài)保護(hù)最重要的責(zé)任主體，其環(huán)境導(dǎo)向是我國綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量改善的關(guān)鍵。有鑒于此，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于構(gòu)建現(xiàn)代環(huán)境治理體系的指導(dǎo)意見》進(jìn)一步明確了企業(yè)在現(xiàn)代環(huán)境治理體系中的主體地位。作為環(huán)境污染與環(huán)境治理的關(guān)鍵主體，企業(yè)的環(huán)保態(tài)度及投資選擇是我國打贏污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)的重要影響因素。然而，考慮到環(huán)境資源的公共物品屬性與環(huán)境污染的負(fù)外部性特征，以及當(dāng)前企業(yè)環(huán)境違法成本相較于環(huán)境治理的機(jī)會成本更低的現(xiàn)實(shí)（權(quán)小鋒等，2018），具有自利行為導(dǎo)向的企業(yè)普遍表現(xiàn)出較低的環(huán)保意愿，這導(dǎo)致我國環(huán)境治理投入總額難以滿足環(huán)保資金缺口的問題仍未得到根本性緩解。

企業(yè)作為一系列利益相關(guān)者的締約體，其環(huán)境治理行為不僅會受政府、媒體及社會公眾等外部利益相關(guān)者的約束（王云等，2017；謝東明，2020），也受管理層等內(nèi)部利益相關(guān)者的影響。作為財(cái)務(wù)決策的主要制定者和實(shí)際執(zhí)行人，高管的環(huán)保態(tài)度和利益導(dǎo)向差異會導(dǎo)致企業(yè)不同的環(huán)境治理投入內(nèi)容（履行環(huán)境治理責(zé)任的實(shí)質(zhì)性投入和轉(zhuǎn)嫁環(huán)境治理責(zé)任的轉(zhuǎn)移性投入），產(chǎn)生積極或消極的環(huán)境治理效果（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）；而環(huán)境治理投入大、周期長、難以產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益的財(cái)務(wù)特性和我國當(dāng)前環(huán)境違規(guī)成本偏低的現(xiàn)實(shí)（權(quán)小鋒等，2018），也為管理層的消極環(huán)保行為提供了動機(jī)和空間。因此，除外部行政化、市場化等政策工具外，內(nèi)部激勵(lì)機(jī)制也是影響管理層環(huán)境治理選擇的一種途徑。這意味著股權(quán)激勵(lì)可能成為影響高管環(huán)境治理效應(yīng)的重要激勵(lì)機(jī)制。然而，目前關(guān)于企業(yè)環(huán)境投入的影響因素研究大多探究的是各因素如何影響企業(yè)環(huán)保投入的整體水平（Porter 和van der Linde，1995；唐國平等，2013；沈洪濤和周艷坤，2017；劉悅和周默涵，2018；李虹和趙青雯，2020），較少有文獻(xiàn)從投入的異質(zhì)性角度探究不同類型的環(huán)保投入是否會受到差異性影響；此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)對股權(quán)激勵(lì)與環(huán)境信息披露、ESG 表現(xiàn)的關(guān)系主要從信息披露視角進(jìn)行討論（Aboody 和Kasznik，2000），從投資視角關(guān)注高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)際環(huán)境治理投入關(guān)系的研究較少，值得進(jìn)一步挖掘。

有鑒于此，本文基于環(huán)境治理投入內(nèi)容的不同功能與動機(jī)，將環(huán)境治理投入分為轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入，結(jié)合內(nèi)外部治理機(jī)制考察高管股權(quán)激勵(lì)的環(huán)境治理效應(yīng)?？紤]到高污染行業(yè)的典型性，本文選取2009—2020 年我國高污染行業(yè)A 股上市企業(yè)為樣本，研究結(jié)果表明：首先，高管股權(quán)激勵(lì)會抑制企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入，增加其實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入，提高高污染企業(yè)環(huán)保積極性；其次，高管股權(quán)激勵(lì)通過提高企業(yè)經(jīng)營效率和抑制管理層短視影響其轉(zhuǎn)移性與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入；最后，環(huán)境規(guī)制、市場競爭、媒體壓力和分析師關(guān)注等外部治理因素均會強(qiáng)化高管股權(quán)激勵(lì)與轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的負(fù)向關(guān)系，促進(jìn)高管股權(quán)激勵(lì)與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的正向關(guān)系，提高高管股權(quán)激勵(lì)的環(huán)境治理效應(yīng)。

與已有研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：首先，本文跳出已有文獻(xiàn)關(guān)于企業(yè)環(huán)境治理投入同質(zhì)性的研究習(xí)慣，不再從環(huán)保投入整體水平出發(fā)探究其影響因素，而是在對不同類型環(huán)境治理投入進(jìn)行手工搜集和整理的基礎(chǔ)上，從投資動機(jī)異質(zhì)性角度分析了高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)轉(zhuǎn)移性與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的影響，為企業(yè)環(huán)境治理研究提供了一個(gè)更為新穎且細(xì)致的視角；其次，本文探究了高管股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)異質(zhì)性環(huán)保投入的作用路徑，從效率和治理層面刻畫了高管股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)環(huán)境治理行為的機(jī)理；最后，不同于以往研究更多地關(guān)注股權(quán)激勵(lì)如何作用于高度綜合和抽象的環(huán)境信息披露，本文直接探討了高管股權(quán)激勵(lì)對環(huán)境治理投入的影響，不僅從財(cái)務(wù)管理領(lǐng)域豐富了企業(yè)環(huán)境治理領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，而且為企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制與環(huán)保投資決策優(yōu)化提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也為我國決策部門環(huán)境治理政策的完善與深化提供了決策參考，對于我國高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)具有一定啟示價(jià)值。

二、理論分析與研究假說

近年來，隨著政府環(huán)境規(guī)制的日趨嚴(yán)格和社會公眾對環(huán)境問題的持續(xù)關(guān)注，企業(yè)的環(huán)境違規(guī)代價(jià)不斷提高，且環(huán)保表現(xiàn)不佳會對自身生產(chǎn)經(jīng)營和市場聲譽(yù)產(chǎn)生較大沖擊。在政策與市場的雙重約束下，環(huán)境治理投入正成為企業(yè)投資管理的重要內(nèi)容。作為企業(yè)經(jīng)營管理決策的主要制定者和實(shí)際執(zhí)行人，高管的環(huán)保態(tài)度和利益導(dǎo)向直接影響企業(yè)環(huán)境治理投入規(guī)模和內(nèi)容（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）。在涉及多方利益博弈的環(huán)保決策中，企業(yè)的環(huán)境治理選擇必定是管理層在權(quán)衡環(huán)境違規(guī)與環(huán)境治理的成本和收益后決定的。與股東相比，高管通過分散化投資來降低自身風(fēng)險(xiǎn)的難度較大，因此其往往具有明顯的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避動機(jī)，對短期內(nèi)難以獲得收益的高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的投資積極性不高（Jensen 和Meckling，1976）。相應(yīng)地，現(xiàn)代企業(yè)普遍存在的兩權(quán)分離特征也為管理層代理問題的產(chǎn)生提供了制度空間，使得其決策選擇更多地基于個(gè)體利益最大化而非企業(yè)長期發(fā)展，這意味著高管動機(jī)與選擇會影響企業(yè)環(huán)境治理決策。由于環(huán)境治理存在周期長、資金需求大和難以產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益等特性，對其投資可能會對企業(yè)短期經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生一定程度的損害，從而影響高管薪酬契約的實(shí)現(xiàn)。因此，為規(guī)避自身利益受損的風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)高管進(jìn)行環(huán)境治理的意愿較低，反而可能存在以犧牲環(huán)境為代價(jià)來追求自身利益最大化的動機(jī)（亞琨等，2022）。顯然，短期薪酬激勵(lì)模式會降低高管的環(huán)保積極性。

作為緩解委托代理問題的公司內(nèi)部治理工具，股權(quán)激勵(lì)會影響高管的利益函數(shù)和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，考慮到企業(yè)環(huán)境治理具有長期的市場效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)（Porter 和van der Linde，1995；唐國平等，2013；劉媛媛等，2021），通過股權(quán)激勵(lì)將高管收益與企業(yè)長期盈利能力掛鉤（Jensen 和Meckling，1976），可以促使高管為維護(hù)股價(jià)穩(wěn)定性而更加關(guān)注企業(yè)長期發(fā)展能力和市場聲譽(yù)，從而緩解其環(huán)境治理積極性不高的問題。需要指出的是，企業(yè)環(huán)境治理投入的構(gòu)成較為復(fù)雜，不同的投入內(nèi)容代表著不同的環(huán)保態(tài)度和動機(jī)。與環(huán)保設(shè)備購買、技術(shù)改造和綠化費(fèi)等具有環(huán)境治理功能的實(shí)質(zhì)性投入相比，環(huán)保稅、資源稅、排污費(fèi)和環(huán)境罰款等更像是企業(yè)為轉(zhuǎn)嫁自身環(huán)境治理責(zé)任而支付的代價(jià)（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022），這種轉(zhuǎn)移式投入實(shí)際上意味著企業(yè)并未履行自身環(huán)保責(zé)任，仍然會造成環(huán)境污染。隨著我國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和環(huán)境信息披露要求不斷提高，企業(yè)（尤其是高污染企業(yè)）環(huán)境治理投入的類型、規(guī)模和治理效果等的信息披露更加充分和明確，使得高管環(huán)境治理決策過程中的環(huán)保態(tài)度與投資動機(jī)更容易被觀察到，這意味著僅從規(guī)模視角對企業(yè)環(huán)境治理投入進(jìn)行整體性考察難以厘清企業(yè)真正的環(huán)境態(tài)度和治理導(dǎo)向。那么，高管股權(quán)激勵(lì)究竟會對企業(yè)環(huán)境治理行為產(chǎn)生何種影響呢？

根據(jù)股權(quán)激勵(lì)的長期效應(yīng)，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)具有積極的環(huán)境導(dǎo)向，可以降低企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入，增加其實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入。一方面，就高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的關(guān)系而言，股權(quán)激勵(lì)能夠促使高管實(shí)現(xiàn)其個(gè)體利益與企業(yè)整體利益的趨同，有助于驅(qū)動其通過技術(shù)、管理等手段提高企業(yè)經(jīng)營效率，實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排（亞琨等，2022）。首先，技術(shù)效率提升帶來的污染物排放量下降可以降低企業(yè)的遵從成本，吸引具有綠色偏好的消費(fèi)者購買產(chǎn)品，從而降低轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入。其次，資源利用效率的提高有助于企業(yè)樹立良好的形象，提升其社會聲譽(yù)和品牌價(jià)值，也有利于企業(yè)滿足政府的環(huán)保達(dá)標(biāo)要求，提升其獲得政府環(huán)境稅負(fù)優(yōu)惠和綠色信貸的機(jī)會，為企業(yè)增加實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入提供支持。最后，生產(chǎn)效率的提高可以向外部傳遞出企業(yè)技術(shù)先進(jìn)和發(fā)展前景良好的信息，而且使社會公眾對企業(yè)形成“資源節(jié)約”的良好印象，提高投資者的投資意愿，從而為企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理提供資源基礎(chǔ)。另一方面，股權(quán)激勵(lì)可以降低高管的薪酬契約敏感程度（Dow 和Raposo，2005），緩解其自利傾向，增加企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的動機(jī)。首先，日趨嚴(yán)格的環(huán)境信息披露要求和環(huán)境規(guī)制制度導(dǎo)致企業(yè)為環(huán)境污染行為付出的代價(jià)迅速增加，資源消耗和污染物排放的高額稅負(fù)以及環(huán)境罰款不但增加了企業(yè)經(jīng)營的資金壓力，而且會加劇其被環(huán)保部門責(zé)令停業(yè)整頓的風(fēng)險(xiǎn)，影響企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定性。其次，轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的本質(zhì)是對環(huán)境污染治理責(zé)任轉(zhuǎn)嫁的補(bǔ)償，這種負(fù)面信息會向資本市場傳遞消極信號，從而影響投資者態(tài)度，損害企業(yè)估價(jià)。對企業(yè)高管而言，股權(quán)激勵(lì)實(shí)現(xiàn)了股東與管理層的收益共享和風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，這意味著企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定性和股價(jià)表現(xiàn)會影響高管的個(gè)體利益。因此，股權(quán)激勵(lì)更像是“金手銬”，可以改善高管在環(huán)保投資決策過程中的短視問題，約束其轉(zhuǎn)移環(huán)保責(zé)任的機(jī)會主義行為，提高其環(huán)境治理的主動性。

綜上可知，就企業(yè)環(huán)境治理而言，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)不僅有助于提高企業(yè)生產(chǎn)與運(yùn)營效率，而且可以緩解其代理問題，抑制高管在決策過程中的短視問題，提高其環(huán)保意愿，從經(jīng)營效率與管理層治理兩方面提高資源利用效率，降低單位產(chǎn)品的能源消耗，從而降低轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入，增加實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入。

然而，也有學(xué)者認(rèn)為，作為理性經(jīng)濟(jì)人的大股東和管理層普遍缺乏環(huán)境治理與環(huán)保投資的積極性，二者可能“合謀”逃避自身的環(huán)境治理責(zé)任（唐國平和李龍會，2013）。施行股權(quán)激勵(lì)后，高管兼具“股東”身份，可能更容易與大股東形成利益共同體，影響企業(yè)環(huán)境治理決策。就高管股權(quán)激勵(lì)與轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入而言，從壕溝效應(yīng)來看，股權(quán)激勵(lì)增加了高管的控制力和信息優(yōu)勢，提高了其為謀取私利進(jìn)行尋租及盈余管理等行為的可能性，反而容易加劇代理問題。首先，考慮到環(huán)境污染的外部性，當(dāng)以盈利為目的的企業(yè)進(jìn)行污染性生產(chǎn)活動的經(jīng)濟(jì)利益高于其環(huán)境違法成本時(shí)，出于追求企業(yè)業(yè)績和個(gè)體私利的目的，高管可能忽視環(huán)境治理責(zé)任，放任其在生產(chǎn)活動中污染環(huán)境，從而導(dǎo)致轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入增加（亞琨等，2022）。其次，由于環(huán)境治理投入大、周期長和難以產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益等財(cái)務(wù)特性，當(dāng)環(huán)境污染的預(yù)防和治理成本高于其收益或高于支付的稅費(fèi)乃至罰款等違規(guī)成本時(shí)，將導(dǎo)致企業(yè)利益長期受損（權(quán)小鋒等，2018），這同樣可能降低享有股權(quán)激勵(lì)的高管的環(huán)境治理意愿，使得其在環(huán)境治理過程中更愿意進(jìn)行轉(zhuǎn)移性投入而非實(shí)質(zhì)性投入。此外，新興加轉(zhuǎn)軌的特殊發(fā)展階段導(dǎo)致我國資本市場的監(jiān)管與信息披露制度還有待完善，使得市場有時(shí)無法對企業(yè)環(huán)境污染事件及其違規(guī)處罰等負(fù)面信息做出及時(shí)、充分的反應(yīng)，這也在一定程度上誘發(fā)了高管以消耗資源和污染環(huán)境為代價(jià)追求經(jīng)濟(jì)利益，從而向資本市場釋放企業(yè)高盈利信號的動機(jī)。

此時(shí)，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)增強(qiáng)了其對企業(yè)決策的控制能力，反而為其機(jī)會主義行為提供了空間，從而導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營效率下降，環(huán)境治理積極性降低；而且，考慮到環(huán)境的公共產(chǎn)品屬性，企業(yè)環(huán)保投入的私人收益可能低于社會收益，這可能會抑制作為“股東”的高管的環(huán)境治理意愿，反而不利于企業(yè)降低資源消耗和污染物排放水平，最終導(dǎo)致企業(yè)更多地通過轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入轉(zhuǎn)嫁自身環(huán)保責(zé)任。可以發(fā)現(xiàn)，高管股權(quán)激勵(lì)也可能導(dǎo)致企業(yè)消極的環(huán)境治理選擇。

綜上可知，高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)環(huán)境治理投入的影響較為復(fù)雜?；谝陨侠碚摲治?，本文提出如下競爭性假設(shè)考察高管股權(quán)激勵(lì)的環(huán)境治理效應(yīng)：

H1a（積極環(huán)境治理效應(yīng)）：高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入負(fù)相關(guān)。

H1b（積極環(huán)境治理效應(yīng)）：高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入正相關(guān)。

H2a（消極環(huán)境治理效應(yīng)）：高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入正相關(guān)。

H2b（消極環(huán)境治理效應(yīng)）：高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入負(fù)相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文選取2009—2020 年我國滬深兩市A股重污染行業(yè)上市企業(yè)作為研究樣本，①參照證監(jiān)會2012 年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》和《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》（環(huán)辦函〔2008〕373 號），并對照2010 年環(huán)保部公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》（征求意見稿），本文將隸屬于火電、鋼鐵、采礦業(yè)、電解鋁、水泥、煤炭、冶金、石化、化工、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、制革和紡織16 個(gè)重污染行業(yè)的上市企業(yè)定義為重污染行業(yè)企業(yè)。并基于如下原則對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選：（1）剔除環(huán)境治理投入的明細(xì)數(shù)據(jù)缺失或含糊不清的企業(yè)；（2）鑒于ST類企業(yè)財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)及經(jīng)營目標(biāo)的特殊性，剔除該類企業(yè)；（3）為控制破產(chǎn)和并購重組等問題的影響，剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1 及營業(yè)收入增長率超過200%的樣本；（4）為降低異常值的干擾，對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%分位的Winsorize處理，最終得到2 685 個(gè)樣本觀測值。其中，轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的觀測值為2 081 個(gè)，實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的觀測值為1 606 個(gè)。本文根據(jù)樣本企業(yè)的年度財(cái)務(wù)報(bào)告及社會責(zé)任報(bào)告手工搜集和整理了不同類型環(huán)境治理投入的相關(guān)數(shù)據(jù)。此外，各年度區(qū)域環(huán)境污染治理投資相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義。

1.企業(yè)環(huán)境治理投入。根據(jù)相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，盡管存在“成本觀”與“費(fèi)用觀”的認(rèn)知差異，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為企業(yè)存在不同類型的環(huán)境治理投入（White 和Savage，1995；王立彥，1998；崔也光等，2019），且其代表了企業(yè)的不同環(huán)保態(tài)度與動機(jī)（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）。借鑒已有研究思路，本文對企業(yè)環(huán)境治理投入進(jìn)行了細(xì)分，將環(huán)境稅、資源稅、排污費(fèi)、資源補(bǔ)償費(fèi)和環(huán)境罰款等歸類為轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入；將環(huán)保設(shè)備購買、環(huán)保技術(shù)引進(jìn)與改造投資、企業(yè)綠化費(fèi)及生態(tài)環(huán)保投入等歸類為實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）。①本文基于國務(wù)院發(fā)布的高耗能高污染行業(yè)目錄和證監(jiān)會公布的行業(yè)名錄對照確定樣本企業(yè)，并從其年度財(cái)務(wù)報(bào)告附注、企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告中篩選環(huán)保、技改、環(huán)保設(shè)備、環(huán)境修復(fù)、綠化、資源稅、排污費(fèi)和環(huán)境罰款等關(guān)于環(huán)境治理內(nèi)容的相關(guān)數(shù)據(jù)，最后根據(jù)其實(shí)際環(huán)境治理功能將其劃分為轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入和實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入?？紤]到規(guī)模效應(yīng)的影響，本文分別用轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入總額與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入總額占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)的異質(zhì)性環(huán)境治理投入水平。②盡管轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的相關(guān)科目內(nèi)容可能受到2018 年度環(huán)境保護(hù)費(fèi)改稅政策的影響，但該變動屬于轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入內(nèi)部構(gòu)成內(nèi)容核算規(guī)范和計(jì)量科目的調(diào)整，并不會改變其強(qiáng)制性特征和企業(yè)對環(huán)境治理的態(tài)度。

2.高管股權(quán)激勵(lì)。為促使高管個(gè)體利益與企業(yè)長期發(fā)展目標(biāo)的協(xié)同，股東通常采取授予股份的形式對企業(yè)高管進(jìn)行長期激勵(lì)。借鑒已有文獻(xiàn)的研究思路（唐國平等，2013），本文采用高管持股數(shù)量占企業(yè)總股數(shù)的比例作為高管股權(quán)激勵(lì)的代理變量。③根據(jù)《中華人民共和國公司法》的規(guī)定，本文將企業(yè)總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人、董事會秘書及公司章程中規(guī)定的其他管理人員納入企業(yè)高管的統(tǒng)計(jì)范疇。

3.控制變量。相關(guān)學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)環(huán)境治理決策會受內(nèi)外部多種因素的影響。借鑒其研究思路（唐國平等，2013；Calza 等，2016；亞琨等，2022），本文選取的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（Size），以企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)表示；債務(wù)結(jié)構(gòu)（Maturity），以企業(yè)長期負(fù)債與短期負(fù)債之比表示；盈利能力（ROE），以企業(yè)凈資產(chǎn)收益率表示；資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（RTA），以企業(yè)有形資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比表示；成長能力（Growth），以企業(yè)營業(yè)收入增長率表示；現(xiàn)金能力（Cash），以企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物總額與總資產(chǎn)之比表示；周轉(zhuǎn)能力（Turn），以企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率表示；企業(yè)稅負(fù)（Tax），以企業(yè)實(shí)際所得稅與利潤總額之比表示；代理成本（Agency），以企業(yè)剔除相關(guān)環(huán)保支出后的管理費(fèi)用與營業(yè)收入之比表示；市場競爭（Market），以企業(yè)銷售費(fèi)用與營業(yè)收入之比表示；董事會規(guī)模（Bsize），以企業(yè)董事會人數(shù)的自然對數(shù)表示；董事會獨(dú)立性（IND），以企業(yè)獨(dú)立董事人數(shù)占比表示；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE），以企業(yè)實(shí)際控制人性質(zhì)表示。此外，為控制行業(yè)屬性和宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響，本文還設(shè)置了行業(yè)和年度虛擬變量。

（三）模型構(gòu)建?；谝陨侠碚摲治?，本文構(gòu)建如下回歸模型考察高管股權(quán)激勵(lì)與環(huán)境治理投入的關(guān)系：

模型（1）和模型（2）用于考察高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)環(huán)境治理投入的影響。其中，MEI和VEI分別代表企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入和實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入；MS代表高管股權(quán)激勵(lì)；Controls代表企業(yè)規(guī)模等控制變量；ε為模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、回歸結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)。由表1 可知，MEI均值為0.287，中位數(shù)為0.118，標(biāo)準(zhǔn)差為0.440；VEI均值為1.111，中位數(shù)為0.259，標(biāo)準(zhǔn)差為2.557。這表明我國企業(yè)的兩類環(huán)境治理投入均呈現(xiàn)出顯著的個(gè)體差異，且實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入個(gè)體差異更為明顯?？紤]到企業(yè)環(huán)境治理投入為放大100 倍后的統(tǒng)計(jì)值，這意味著盡管我國環(huán)境規(guī)制日趨嚴(yán)格，但企業(yè)環(huán)保主動性仍存在明顯差別，尚存在較大提升空間。MS均值為0.037，中位數(shù)為0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.100，表明我國高污染企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵(lì)的情況整體上處于較低水平，薪酬激勵(lì)仍然是其主要的激勵(lì)機(jī)制。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）主要回歸結(jié)果分析。

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表2 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。模型（1）中MS的系數(shù)為-0.326，通過了1% 水平的顯著性檢驗(yàn)，即高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入負(fù)相關(guān)，這表明股權(quán)激勵(lì)能夠抑制高管通過消極環(huán)境治理行為轉(zhuǎn)移自身環(huán)保責(zé)任。該結(jié)果支持了研究假設(shè)H1a，其具體經(jīng)濟(jì)意義在于，高管股權(quán)激勵(lì)每增加1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將使得企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入降低3.260 個(gè)百分點(diǎn)，這相當(dāng)于樣本均值的11.359%。相應(yīng)地，模型（2）中MS的系數(shù)為1.630，通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，即高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入正相關(guān)，這表明股權(quán)激勵(lì)能夠推動高管做出積極環(huán)境治理決策。該結(jié)果支持了研究假設(shè)H2a，其具體經(jīng)濟(jì)意義在于，高管股權(quán)激勵(lì)每增加1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將使得企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入增加16.300 個(gè)百分點(diǎn)，這相當(dāng)于樣本均值的14.671%。綜上可知，高管股權(quán)激勵(lì)具有利益趨同效應(yīng)，有助于企業(yè)形成積極的環(huán)保導(dǎo)向。

表2 高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入關(guān)系

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）關(guān)鍵變量替換。首先，環(huán)境治理投入的其他計(jì)算方法。本文使用企業(yè)營業(yè)收入控制規(guī)模效應(yīng)的影響后重新對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入（MEIS等于轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入/營業(yè)收入；VEIS等于實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入/營業(yè)收入）的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析。其次，高管股權(quán)激勵(lì)的其他計(jì)算方法?？紤]到我國高管股權(quán)激勵(lì)尚處于發(fā)展階段，其持股規(guī)模較小，本文采用高管持股數(shù)量取自然對數(shù)的方法對高管股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)進(jìn)行計(jì)算后重新進(jìn)行了回歸分析。最后，企業(yè)是否進(jìn)行高管股權(quán)激勵(lì)的測度方法。本文根據(jù)中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》（證監(jiān)公司字[2005]151 號、中國證券監(jiān)督管理委員會令第148 號）相關(guān)規(guī)定，①根據(jù)中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》（試行）和中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》（2018 年修訂）的要求，任何激勵(lì)對象通過股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃獲授的股票累計(jì)不得超過企業(yè)股本總額的1%；如有超過，則需經(jīng)股東大會特別決議批準(zhǔn)。采用高管超額股權(quán)激勵(lì)的虛擬變量（Dumms，高管持股比例達(dá)到1%以上時(shí)取1，否則取0）重新進(jìn)行了回歸分析。（2）改變樣本區(qū)間?？紤]到2018 年1 月1 日正式實(shí)行的《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)稅法》帶來的環(huán)境規(guī)制和環(huán)保稅征管等方面的變化對企業(yè)環(huán)境治理行為的導(dǎo)向性影響，本文對《環(huán)境保護(hù)稅法》實(shí)行前后的樣本數(shù)據(jù)分組后進(jìn)行了回歸分析。（3）更換回歸方法。盡管本文在回歸分析過程中對可能影響企業(yè)環(huán)境治理投入的資源、財(cái)務(wù)和治理因素等進(jìn)行了控制，但企業(yè)經(jīng)營與發(fā)展可能存在一些個(gè)性特征和慣性趨勢，為降低這些因素對回歸結(jié)果的影響，本文在回歸過程中進(jìn)行了企業(yè)層面的聚類分析。主要回歸結(jié)果無實(shí)質(zhì)性變化，說明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。②限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未予列出，詳見本文的工作論文版本。

3.內(nèi)生性問題。

（1）樣本選擇偏誤。盡管監(jiān)管部門對高污染企業(yè)環(huán)境信息披露的要求日趨嚴(yán)格，但我國當(dāng)前的企業(yè)環(huán)境信息披露制度尚不夠完善，企業(yè)的環(huán)境治理投入數(shù)據(jù)披露存在一定缺陷。而本文僅以具有強(qiáng)制性披露要求或有實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入數(shù)據(jù)的高污染企業(yè)作為研究對象，可能導(dǎo)致研究樣本的選擇存在偏差。為解決這一問題的影響，本文選取高管持股情況（高管持股比例的年度行業(yè)中位數(shù)）為工具變量（IV），采用 Heckman 兩階段法對回歸結(jié)果進(jìn)行了修正。（2）互為因果的內(nèi)生性問題。盡管高管股權(quán)激勵(lì)會對企業(yè)環(huán)境治理行為產(chǎn)生影響，但實(shí)踐中同樣可能存在所有者為提高高管環(huán)保積極性而對其實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況，即高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入之間可能存在互為因果的關(guān)系。有鑒于此，本文采取如下方法對這一問題進(jìn)行了控制。首先，工具變量法。選取剔除企業(yè)自身高管股權(quán)激勵(lì)后的年度行業(yè)均值（IV1）和企業(yè)年齡（IV2）作為工具變量③弱相關(guān)檢驗(yàn)的F 值分別為129.571 和54.508，均大于10，且在1%的水平下顯著，通過了工具變量的弱相關(guān)檢驗(yàn)；Sargan 檢驗(yàn)值分別為0.023 和0.033，均未通過顯著性檢驗(yàn)，說明工具變量不存在過度識別問題；這表明本文的工具變量是有效的。，采用2SLS模型重新進(jìn)行了回歸分析。其次，PSM+DID。本文根據(jù)樣本企業(yè)是否存在高管股權(quán)激勵(lì)進(jìn)行分組（Treat為虛擬變量：若企業(yè)存在高管股權(quán)激勵(lì)取1，反之取0），并運(yùn)用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行1∶1 近鄰匹配，結(jié)合中國證券監(jiān)督管理委員會2016 年度修訂的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》（Post，虛擬變量，2016 年及以后年度取1，反之取0）這一外生性政策事件，采用雙重差分模型（DID）對內(nèi)生性問題進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗(yàn)，并通過了平行趨勢檢驗(yàn)與安慰劑檢驗(yàn)。本文進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)的模型見模型（3），其中EI代表MEI與VEI。①由于企業(yè)個(gè)體特征等隨著時(shí)間而變化的不可觀測因素可能會對結(jié)果產(chǎn)生干擾，為排除這種擔(dān)憂，本文隨機(jī)設(shè)置實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)并重復(fù)抽樣1 000 次再進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)后，主假設(shè)的結(jié)果不復(fù)存在。平行趨勢檢驗(yàn)與安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果詳見本文的工作論文版本。表3 列示了內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果，進(jìn)一步增強(qiáng)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3 內(nèi)生性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

五、拓展性分析

（一）作用機(jī)制分析。

1.企業(yè)運(yùn)營效率的作用機(jī)制。相關(guān)學(xué)者發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)能夠削弱企業(yè)高管的機(jī)會主義動機(jī)，有助于提高企業(yè)的運(yùn)營效率。事實(shí)上，股權(quán)激勵(lì)帶來的高管與股東的風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)和利益趨同既有助于緩解高管出于職位安全考慮而產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避動機(jī)，又有助于抑制其基于個(gè)體私利的短期行為（Jensen 和Meckling，1976），對企業(yè)運(yùn)營效率提升具有積極作用。相應(yīng)地，企業(yè)運(yùn)營效率的提高會影響其環(huán)境治理表現(xiàn)：一方面，運(yùn)營效率的提高在一定程度上反映了企業(yè)管理與技術(shù)效率的提升，有助于減少企業(yè)生產(chǎn)過程中單位產(chǎn)品資源消耗量和污染物排放量，降低其環(huán)境遵循和治理等方面的負(fù)擔(dān)，從而削減其轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入；另一方面，企業(yè)運(yùn)營效率的提高不但有助于緩解其資源錯(cuò)配問題，提高資源配置效率，而且可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提升其市場競爭能力和資金使用效率，為企業(yè)積極進(jìn)行環(huán)境治理提供財(cái)務(wù)基礎(chǔ)。因此，本文認(rèn)為，高管股權(quán)激勵(lì)能夠緩解代理問題，提升運(yùn)營效率，從而降低其轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入，提高其實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入。本文借鑒相關(guān)學(xué)者的研究思路與方法（魯曉東和連玉君，2012），選取全要素生產(chǎn)率（TFP）作為代理變量，①事實(shí)上，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)能帶來的效率改進(jìn)可能是多方面的，不僅可能包含生產(chǎn)經(jīng)營過程中的效率提升，而且可能包括日常管理與公司治理等方面的效率優(yōu)化。因此，本文選取通常用來衡量經(jīng)濟(jì)組織各要素組合綜合生產(chǎn)率的全要素生產(chǎn)率作為運(yùn)營效率的代理變量?？疾炝似髽I(yè)運(yùn)營效率的作用機(jī)制。具體模型如下：

由表4 可知，在全樣本組里，模型（4）中MS的系數(shù)為0.191，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；在轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入組里，模型（4）中MS的系數(shù)為0.089，通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)；在實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入組里，模型（4）中MS的系數(shù)為0.314，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明高管股權(quán)激勵(lì)能夠提高企業(yè)運(yùn)營效率，產(chǎn)生積極的環(huán)境治理效應(yīng)。

2.管理層短視的作用機(jī)制。企業(yè)環(huán)境治理決策是管理層權(quán)衡個(gè)體、企業(yè)和社會利益的綜合結(jié)果?？紤]到環(huán)境的公共產(chǎn)品屬性，對其進(jìn)行治理的社會收益往往高于私人收益，而社會成本則低于私人成本。而且，由于環(huán)境治理投資規(guī)模大、周期長和難以產(chǎn)生顯性經(jīng)濟(jì)收益的特性（亞琨等，2022），投入資源進(jìn)行環(huán)境治理不僅會影響企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營業(yè)績，而且會占用企業(yè)資金，沖擊其正常的生產(chǎn)和投資活動，這顯然會影響管理層的薪酬契約實(shí)現(xiàn)，從而誘發(fā)其環(huán)境治理“短視”。此外，盡管我國的環(huán)境規(guī)制日趨嚴(yán)格，但其違規(guī)成本偏低的現(xiàn)實(shí)仍然可能加劇管理層的機(jī)會主義行為（權(quán)小鋒等，2018），促使其選擇轉(zhuǎn)嫁自身環(huán)境治理責(zé)任而非積極進(jìn)行環(huán)境治理。管理層的這種短視行為顯然會影響企業(yè)的環(huán)保決策，導(dǎo)致其更多地傾向于轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入而非實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入。與之相對，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)則可以產(chǎn)生利益趨同效應(yīng)，促使其從股東利益出發(fā)考慮企業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題，從而抑制管理層短視，推動其真正重視企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)，降低轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入，增加實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入，提升企業(yè)市場聲譽(yù)和競爭能力。

有鑒于此，本文借鑒相關(guān)學(xué)者的研究思路（胡楠等，2021），對上市公司年報(bào)中管理層討論與分析（MD&A）的內(nèi)容進(jìn)行短期視域詞匯統(tǒng)計(jì)，②本文借鑒胡楠（2021）的研究思路，構(gòu)建了能夠反映管理者“短期視域”的中文詞集，包括10 個(gè)種子詞和33 個(gè)擴(kuò)充詞集。種子詞具體包括天內(nèi)、數(shù)月、年內(nèi)、盡快、立刻、馬上、契機(jī)、之際、壓力、考驗(yàn)；擴(kuò)充詞集具體包括日內(nèi)、數(shù)天、隨即、即刻、在即、最晚、最遲、關(guān)頭、恰逢、來臨之際、前夕、適逢、遇上、正逢、之時(shí)、難度、困境、嚴(yán)峻考驗(yàn)、雙重壓力、通脹壓力等33 個(gè)。選取短視詞頻占比作為管理層短視的代理變量（Myopia），考察了高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)環(huán)境治理行為的作用機(jī)制。具體模型如下：

由表5 可知，在全樣本組里，模型（5）中MS的系數(shù)為-0.073，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；在轉(zhuǎn)移性環(huán)境投入組里，模型（5）中MS的系數(shù)為-0.088，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；在實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入組里，模型（5）中MS的系數(shù)為-0.078，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明高管股權(quán)激勵(lì)能夠有效抑制管理層短視主義，產(chǎn)生積極的環(huán)境治理效應(yīng)。

表5 作用機(jī)制的回歸結(jié)果——管理層短視

（二）異質(zhì)性分析——外部治理環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制是影響企業(yè)環(huán)境治理行為的重要外部因素（王云等，2017）。政府環(huán)保和監(jiān)管部門為規(guī)范和強(qiáng)化企業(yè)環(huán)境行為而出臺的各種法律法規(guī)，會使其產(chǎn)生合規(guī)經(jīng)營的需求，導(dǎo)致企業(yè)更加主動地進(jìn)行環(huán)保投資（王云等，2017）。然而，受歷史原因、資源稟賦和地方保護(hù)主義等影響，我國不同地區(qū)的環(huán)境政策和環(huán)境污染懲罰力度存在差異，這可能會對企業(yè)高管的環(huán)境治理決策產(chǎn)生不同的影響。隨著我國法治制度日趨完善，企業(yè)環(huán)保稅征收和環(huán)境罰款等強(qiáng)制性現(xiàn)金流出的執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)更為統(tǒng)一和明確，這可能會壓縮高管對企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的操縱空間。因此，區(qū)域環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，企業(yè)的環(huán)境遵從成本越高，管理層長期收益損失越大，對享有股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)高管消極環(huán)境治理行為的約束越大。與之相對，由于實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的積極環(huán)保效應(yīng)，高管對環(huán)保設(shè)備購買、綠色技術(shù)研發(fā)與生態(tài)保護(hù)等內(nèi)容的自由裁量權(quán)可能更大（唐國平等，2013）?？紤]到更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制帶來的高昂環(huán)境遵從成本和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，享有股權(quán)激勵(lì)的高管可能更有動機(jī)通過實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入來提高企業(yè)績效和市場形象。因此，本文認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制具有環(huán)境治理效應(yīng)，可能加劇高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入之間的負(fù)向關(guān)系，促進(jìn)高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入之間的正向關(guān)系。

有鑒于此，本文參照相關(guān)學(xué)者的研究思路（李小平等，2012），以區(qū)域環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（環(huán)境污染治理投入總額占GDP比重）的年度行業(yè)中位數(shù)為基準(zhǔn)對不同環(huán)境規(guī)制程度下高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入的關(guān)系進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。由表6 可知，就轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入而言，在強(qiáng)環(huán)境規(guī)制組中，MS的系數(shù)為–0.310；在弱環(huán)境規(guī)制組中，MS的系數(shù)為-0.288，二者均在1%水平上顯著，且存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為2.23，在1%的水平下顯著）。這表明環(huán)境規(guī)制對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的負(fù)向關(guān)系具有積極作用，可以放大高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)消極環(huán)境治理行為的抑制作用。就實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入而言，在強(qiáng)環(huán)境規(guī)制組中，MS的系數(shù)為2.507，在10%水平上顯著；在弱環(huán)境規(guī)制組中，MS的系數(shù)為0.919，未通過顯著性檢驗(yàn)，二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為1.43，在10%的水平下顯著）。這表明環(huán)境規(guī)制對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的正向關(guān)系具有積極作用，可以提升股權(quán)激勵(lì)帶來的高管環(huán)境治理積極性。綜上可知，環(huán)境規(guī)制對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入之間的關(guān)系具有促進(jìn)作用。

表6 異質(zhì)性分析——環(huán)境規(guī)制與市場競爭地位的回歸結(jié)果

2.市場競爭的調(diào)節(jié)效應(yīng)。盡管高管股權(quán)激勵(lì)會提高其環(huán)境治理積極性，但市場競爭地位可能對其與企業(yè)環(huán)境治理投入的關(guān)系產(chǎn)生影響：首先，從盈利能力視角看，激烈的市場競爭可能會對企業(yè)主營業(yè)務(wù)造成沖擊，不僅影響其短期市場占有率，而且影響其盈利的穩(wěn)定性，這可能迫使高管將主要資源和精力集中于應(yīng)對競爭對手的競爭壓力。其次，從職位安全視角看，產(chǎn)品市場波動會影響企業(yè)的經(jīng)營穩(wěn)定性，這可能影響股東對高管能力的評價(jià)，威脅其談判能力和個(gè)體聲譽(yù)，同樣會導(dǎo)致高管更加關(guān)注企業(yè)核心業(yè)務(wù)。即當(dāng)市場競爭地位較低時(shí)，高管更有可能在環(huán)境治理問題上進(jìn)行策略性妥協(xié)，更傾向于滿足基本的合規(guī)經(jīng)營需求，而非積極進(jìn)行環(huán)境治理。因此，本文認(rèn)為，市場競爭地位具有環(huán)境治理效應(yīng)，可能加劇高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入之間的負(fù)向關(guān)系，促進(jìn)高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入之間的正向關(guān)系。

有鑒于此，本文參照相關(guān)學(xué)者的研究思路，以勒納指數(shù)的年度行業(yè)中位數(shù)為基準(zhǔn)對不同市場競爭壓力下高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入的關(guān)系進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。由表6 可知，就轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入而言，在高市場競爭地位組中，MS的系數(shù)為-0.398，在1%水平上顯著；在低市場競爭地位組中，MS的系數(shù)為-0.123，未通過顯著性檢驗(yàn)；二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為5.96，在1%的水平下顯著）。這表明市場競爭地位對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的負(fù)向關(guān)系具有積極作用，可以放大高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)消極環(huán)境治理行為的抑制作用。就實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入而言，在高市場競爭地位組中，MS的系數(shù)為1.961，在5%水平上顯著；在低市場競爭地位組中，MS的系數(shù)為0.501，未通過顯著性檢驗(yàn)；二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為2.09，在1%的水平下顯著）。這表明市場競爭地位對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的正向關(guān)系具有積極影響，可以增強(qiáng)高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)主動環(huán)境治理行為的促進(jìn)作用。綜上可知，市場競爭地位對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入之間的關(guān)系具有促進(jìn)作用。

3.媒體壓力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。企業(yè)經(jīng)營的合法性依賴于社會公眾的評價(jià)，政府、媒體和其他社會組織等多渠道的監(jiān)督可以增強(qiáng)企業(yè)的環(huán)境保護(hù)行為，而來自媒體的壓力不但是企業(yè)取得合法性的途徑，而且是其合法性危機(jī)的根源（Suchman，1995）?？紤]到負(fù)面報(bào)道對企業(yè)聲譽(yù)的重大沖擊，媒體壓力顯然會影響高管的環(huán)境治理選擇：媒體關(guān)于企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)的負(fù)面評價(jià)不但可能導(dǎo)致其遭受環(huán)境監(jiān)管部門的處罰，影響自身聲譽(yù)；而且可能降低政府、消費(fèi)者和投資者對企業(yè)發(fā)展前景的預(yù)期，對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生不利影響。顯然，基于企業(yè)聲譽(yù)與長期發(fā)展的雙重目標(biāo)，媒體壓力會迫使企業(yè)做出更為積極的環(huán)境治理選擇（王云等，2017）。因此，本文認(rèn)為，媒體壓力具有環(huán)境治理效應(yīng)，可能加劇高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入之間的負(fù)向關(guān)系，促進(jìn)高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入之間的正向關(guān)系。

有鑒于此，本文參照相關(guān)學(xué)者的研究思路（潘愛玲等，2019），以媒體壓力（滯后一期媒體負(fù)面報(bào)道加1 的自然對數(shù)）的年度行業(yè)中位數(shù)為基準(zhǔn)對不同媒體治理?xiàng)l件下高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入的關(guān)系進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。由表7 可知，就轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入而言，在媒體壓力較大組中，MS的系數(shù)為–0.574，在1%水平上顯著；在媒體壓力較小組中，MS的系數(shù)為–0.135，未通過顯著性檢驗(yàn)。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為2.14，在1%的水平上顯著）。這表明媒體壓力對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的負(fù)向關(guān)系具有積極作用，可以放大高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)消極環(huán)境治理行為的抑制作用。就實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入而言，在媒體壓力較大組中，MS的系數(shù)為2.655，在5%水平上顯著；在媒體壓力較小組中，MS的系數(shù)為0.792，未通過顯著性檢驗(yàn)。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為1.79，在5%的水平下顯著）。這表明媒體壓力對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的正向關(guān)系具有積極影響，可以增強(qiáng)高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)主動環(huán)境治理行為的促進(jìn)作用。綜上可知，媒體壓力對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入之間的關(guān)系具有促進(jìn)作用。

表7 異質(zhì)性分析——媒體壓力與分析師關(guān)注的回歸結(jié)果

4.分析師關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)。企業(yè)的“漂綠”行為和高管基于不同動機(jī)的選擇性信息披露往往會加劇企業(yè)環(huán)境信息的不對稱問題，進(jìn)而對投資者的投資決策形成干擾。分析師作為資本市場的重要參與者，能夠顯著影響企業(yè)的社會責(zé)任績效，尤其是能夠降低企業(yè)不負(fù)社會責(zé)任的行為。事實(shí)上，分析師自身的專業(yè)知識和行業(yè)經(jīng)驗(yàn)有利于其發(fā)現(xiàn)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告中隱藏的問題，約束管理層的機(jī)會主義行為；同時(shí)會強(qiáng)化企業(yè)面臨的社會輿論壓力和聲譽(yù)壓力，可能迫使高管優(yōu)化自身環(huán)境治理決策，通過更積極的環(huán)境治理行為向社會公眾證明和維護(hù)企業(yè)經(jīng)營的合法性。因此，本文認(rèn)為，分析師關(guān)注具有環(huán)境治理效應(yīng)，可能加劇高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入之間的負(fù)向關(guān)系，促進(jìn)高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入之間的正向關(guān)系。

有鑒于此，本文參照相關(guān)學(xué)者的研究思路，以分析師關(guān)注（分析師當(dāng)年企業(yè)研報(bào)數(shù)量加1 取自然對數(shù)）的年度行業(yè)中位數(shù)為基準(zhǔn)對不同分析師關(guān)注程度下高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入的關(guān)系進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。由表7 可知，就轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入而言，在高分析師關(guān)注組中，MS的系數(shù)為-0.343，在1%水平上顯著；在低分析師關(guān)注組中，MS的系數(shù)為-0.192，未通過顯著性檢驗(yàn)。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為1.95，在1%的水平下顯著）。這表明分析師關(guān)注對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的負(fù)向關(guān)系具有積極作用，可以放大高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)消極環(huán)境治理行為的抑制作用。就實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入而言，在高分析師關(guān)注組中，MS的系數(shù)為1.522，在10%水平上顯著；在低分析師關(guān)注組中，MS的系數(shù)為2.705，未通過顯著性檢驗(yàn)。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗(yàn)值為1.42，在10%的水平下顯著）。這表明分析師關(guān)注對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的正向關(guān)系具有積極影響，可以增強(qiáng)高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)主動環(huán)境治理行為的促進(jìn)作用。綜上可知，分析師關(guān)注對高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理投入之間的關(guān)系具有促進(jìn)作用。

（三）進(jìn)一步討論——高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理決策“改弦易轍”。需要指出的是，盡管本文分別驗(yàn)證了高管股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)不同類型環(huán)境治理投入的影響，但仍存在這樣一個(gè)困惑：當(dāng)企業(yè)同時(shí)存在轉(zhuǎn)移性與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入時(shí)，高管股權(quán)激勵(lì)是否會導(dǎo)致企業(yè)環(huán)境治理導(dǎo)向“改弦易轍”？即高管股權(quán)激勵(lì)是否會導(dǎo)致企業(yè)的轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入向?qū)嵸|(zhì)性環(huán)境治理投入“遷移”？本文認(rèn)為，從利益趨同的視角看，無論是出于長期收益追求，還是出于個(gè)體聲譽(yù)與職位安全需求，高管股權(quán)激勵(lì)都有可能導(dǎo)致企業(yè)環(huán)境治理導(dǎo)向產(chǎn)生變化，更加傾向于積極進(jìn)行環(huán)境治理。有鑒于此，本文構(gòu)建了企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入相對占比這一變量（AT，實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入與環(huán)境治理投入總額之比）來考察這兩類環(huán)境治理投入之間的關(guān)系。由表8 可知，MS的系數(shù)為0.376，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明高管股權(quán)激勵(lì)會導(dǎo)致企業(yè)實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的相對比重增加，更傾向于積極進(jìn)行環(huán)境治理。這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)。

表8 高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)環(huán)境治理導(dǎo)向

六、結(jié)論及啟示

本文基于我國滬深兩市A 股高污染上市企業(yè)2009—2020 年度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了高管股權(quán)激勵(lì)的環(huán)境治理效應(yīng)，考察了高管股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)環(huán)境治理投入的作用機(jī)制，并基于我國制度背景與現(xiàn)實(shí)情境考察了外部治理環(huán)境對二者關(guān)系的異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入負(fù)相關(guān)，與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入正相關(guān)，即高管股權(quán)激勵(lì)提高了我國高污染企業(yè)的環(huán)境治理積極性；（2）高管股權(quán)激勵(lì)通過提高企業(yè)經(jīng)營效率和抑制管理層短視影響其轉(zhuǎn)移性與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入；（3）環(huán)境規(guī)制、市場競爭、媒體壓力和分析師關(guān)注等外部治理因素均會強(qiáng)化高管股權(quán)激勵(lì)與轉(zhuǎn)移性環(huán)境治理投入的負(fù)向關(guān)系，促進(jìn)高管股權(quán)激勵(lì)與實(shí)質(zhì)性環(huán)境治理投入的正向關(guān)系，提高高管股權(quán)激勵(lì)的環(huán)境治理效應(yīng)。

基于以上研究結(jié)論，本文衍生出如下政策建議：首先，完善我國企業(yè)股權(quán)激勵(lì)制度。盡管股權(quán)激勵(lì)正快速成為我國企業(yè)高管激勵(lì)體系的重要組成部分，但其激勵(lì)深度和廣度尚有待深化。一方面，企業(yè)應(yīng)重視股權(quán)激勵(lì)工具的運(yùn)用，合理設(shè)計(jì)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制，適當(dāng)擴(kuò)大股權(quán)激勵(lì)在高管激勵(lì)方案中的比重，真正形成高管自身利益與企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展協(xié)同的長效機(jī)制；另一方面，企業(yè)應(yīng)完善股權(quán)激勵(lì)的評價(jià)指標(biāo)，將環(huán)境績效納入高管股權(quán)激勵(lì)的評價(jià)體系，推動管理層關(guān)注企業(yè)環(huán)境治理。其次，細(xì)化環(huán)境治理考核指標(biāo)?？紤]到消極環(huán)境治理行為與主動環(huán)境治理行為的不同環(huán)境后果，監(jiān)管部門應(yīng)細(xì)化環(huán)境治理考核指標(biāo)的內(nèi)容，通過更為明確的指標(biāo)體系進(jìn)一步對企業(yè)轉(zhuǎn)嫁自身環(huán)境治理責(zé)任的轉(zhuǎn)移代價(jià)與積極履行環(huán)保責(zé)任的環(huán)境治理投入進(jìn)行區(qū)分，并據(jù)此考量企業(yè)的實(shí)際環(huán)境治理效果，制定相應(yīng)的監(jiān)管制度，引導(dǎo)企業(yè)真正樹立綠色發(fā)展理念，從源頭上進(jìn)行環(huán)境污染防治，切實(shí)履行自身環(huán)保責(zé)任。再次，引導(dǎo)企業(yè)重視資源配置效率和技術(shù)創(chuàng)新效率。一方面，決策部門應(yīng)積極培育和健全要素市場，促進(jìn)資源充分流動；另一方面，決策部門應(yīng)采取財(cái)政、金融和法律等手段完善技術(shù)創(chuàng)新支持體系和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新意愿提升提供制度基礎(chǔ)。此外，微觀企業(yè)應(yīng)優(yōu)化或重構(gòu)自身生產(chǎn)流程，提升自身技術(shù)能力和運(yùn)營水平，降低產(chǎn)品生產(chǎn)過程的資源消耗水平和污染物排放規(guī)模，通過提質(zhì)增效實(shí)現(xiàn)經(jīng)營績效與環(huán)境績效的協(xié)同。最后，提高外部治理能力，實(shí)現(xiàn)政府、利益相關(guān)者和企業(yè)等多元環(huán)境治理主體對環(huán)境問題的協(xié)同共治。一方面，應(yīng)充分認(rèn)識和發(fā)揮環(huán)境規(guī)制制度和市場競爭在約束企業(yè)環(huán)境行為方面的功能，推動監(jiān)管部門完善法律法規(guī)與監(jiān)管制度，優(yōu)化市場競爭秩序，為提高微觀主體環(huán)境治理質(zhì)量提供制度和市場約束；另一方面，應(yīng)完善信息披露機(jī)制，重視非正式制度的作用，發(fā)揮媒體的治理和監(jiān)督功能，強(qiáng)化證券分析師的獨(dú)立性，為企業(yè)環(huán)境行為監(jiān)管提供新渠道。

* 作者感謝匿名審稿人的意見，以及團(tuán)隊(duì)成員方家瑤、許開顏等富有成效的工作，文責(zé)自負(fù)。