劉艷霞 祁懷錦 劉斯琴

(1．北京化工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100029；2．中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，北京 100081)

一、引言

我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展帶來了愈發(fā)嚴(yán)重的環(huán)境污染問題，并制約著經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的步伐。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)外部性理論，企業(yè)作為資源消耗者和環(huán)境污染制造者，在追求利潤最大化的同時(shí)實(shí)施負(fù)外部性活動會導(dǎo)致社會損失[1]。2017年證監(jiān)會和環(huán)保部提出《關(guān)于共同開展上市公司環(huán)境信息披露工作的合作協(xié)議》，督促上市公司切實(shí)履行環(huán)境信息披露義務(wù)，引導(dǎo)上市公司在落實(shí)環(huán)境保護(hù)責(zé)任中發(fā)揮示范引領(lǐng)作用。但我國上市公司普遍存在環(huán)保投資不足的現(xiàn)象[2]，因此探討和揭示企業(yè)環(huán)保投資不足背后的驅(qū)動因素，對推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

理論界關(guān)于企業(yè)環(huán)保投資驅(qū)動因素的研究主要從公司內(nèi)部因素和外部因素兩個(gè)方面展開探討。公司內(nèi)部因素有行業(yè)屬性、公司特征、公司治理結(jié)構(gòu)和高管特征等；外部因素有產(chǎn)品市場競爭、機(jī)構(gòu)投資者持股、媒體關(guān)注和環(huán)境規(guī)制等。大量研究發(fā)現(xiàn)，大部分管理者具有過度自信的心理特征[3]，即高估自身能力、產(chǎn)生自我認(rèn)知偏差，這種認(rèn)知偏差會導(dǎo)致管理者的決策偏離客觀事實(shí)，做出非理性決策。企業(yè)承擔(dān)環(huán)保責(zé)任可能是為了彌補(bǔ)社會負(fù)外部性的一種優(yōu)化資源配置手段[4]，也可能是企業(yè)環(huán)境成本內(nèi)部化，擴(kuò)大企業(yè)知名度的一種渠道。那么，管理者自信這一心理特質(zhì)是否會影響其承擔(dān)環(huán)保責(zé)任的動機(jī)，進(jìn)而是否會對企業(yè)環(huán)保投資決策產(chǎn)生影響？從現(xiàn)有研究來看，較少有文獻(xiàn)從管理層的個(gè)人特質(zhì)出發(fā)對環(huán)保投資展開研究。事實(shí)上，環(huán)保投資決策既受企業(yè)內(nèi)部因素影響，也受企業(yè)外部制度環(huán)境制約。我國資本市場自2010年開始引入融資融券制度，放松了賣空管制，使資本市場快速反映企業(yè)負(fù)面消息，這種震懾機(jī)制會在一定程度上對管理層行為發(fā)揮監(jiān)督與約束作用，進(jìn)而改善公司治理環(huán)境[5]。那么，我們不禁要問，融資融券制度的實(shí)施是否會通過影響企業(yè)環(huán)保投資而發(fā)揮公司治理效應(yīng)？已有文獻(xiàn)基本上集中于研究融資融券制度的直接公司治理效應(yīng)，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注融資融券制度對企業(yè)環(huán)保投資的影響。基于此，本文從融資融券制度出發(fā)，研究其在企業(yè)環(huán)保投資方面所發(fā)揮的治理效應(yīng)，且這一治理效應(yīng)不僅包括融資融券制度對環(huán)保投資所產(chǎn)生的直接作用，更重要的是，通過研究融資融券對管理者自信與環(huán)保投資之間關(guān)系的影響，檢驗(yàn)融資融券是否還會發(fā)揮間接的公司治理效應(yīng)。

本文可能存在的貢獻(xiàn)有：首先，以行為金融學(xué)理論為基礎(chǔ)，研究管理者認(rèn)知偏差如何影響企業(yè)環(huán)保投資。一方面，克服了以往研究僅用啞變量衡量管理者自信的不足，本文基于連續(xù)變量的視角，能夠詳細(xì)刻畫管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的影響；另一方面，有效結(jié)合了行為金融學(xué)理論和公司治理理論，拓展了管理者自信心理特質(zhì)的經(jīng)濟(jì)后果研究和企業(yè)環(huán)保決策影響因素方面的研究。其次，本文豐富了金融市場如何影響企業(yè)環(huán)保決策的相關(guān)研究。本文以融資融券制度為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考察了融資融券對企業(yè)環(huán)保投資的影響，發(fā)現(xiàn)融資融券制度能夠促使企業(yè)承擔(dān)更多環(huán)保責(zé)任，并且在一定程度上削弱了管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的負(fù)向影響，從而驗(yàn)證了融資融券制度的環(huán)境治理效應(yīng)。最后，本文的研究結(jié)果有助于政策制定者和監(jiān)管者更全面地了解企業(yè)環(huán)保投資不足現(xiàn)象背后可能的原因，為提高企業(yè)環(huán)保主觀能動性，加強(qiáng)企業(yè)履行環(huán)保責(zé)任，進(jìn)一步推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)提供理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

根據(jù)本文的研究內(nèi)容，我們主要從管理者自信、企業(yè)環(huán)保投資的影響因素以及融資融券制度三個(gè)方面進(jìn)行文獻(xiàn)回顧。

(一)管理者自信

以往文獻(xiàn)主要聚焦于管理者過度自信的研究，本文則是研究管理者自信。管理者自信程度是在管理者過度自信二元變量上的連續(xù)化。因此，管理者過度自信依然是本文研究管理者自信程度的重要理論來源。Roll首次將管理者過度自信特征引入公司金融研究領(lǐng)域[3]，此后理論界對管理者過度自信展開了激烈論證，并持有不同觀點(diǎn)。有的學(xué)者認(rèn)為管理者過度自信是一種消極的心理特質(zhì)，對企業(yè)經(jīng)營活動具有負(fù)向影響。例如，Hayward和Hambrick研究發(fā)現(xiàn)管理者狂妄自大的自信驅(qū)動更多并購行為，且在并購活動中支付更高溢價(jià)，有損股東利益[6]。余明桂等研究發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者提高了企業(yè)負(fù)債水平，同時(shí)還提高了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[7]。姜付秀等研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與企業(yè)投資水平、現(xiàn)金流敏感性均呈顯著正相關(guān)關(guān)系[8]。有研究從成本粘性角度發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者通常會高估未來現(xiàn)金流入、低估未來風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致公司較高的成本粘性[9]。根據(jù)“非理性人”假設(shè)，過度自信的管理者更傾向于及時(shí)、頻繁地發(fā)布企業(yè)盈利預(yù)測信息，但其準(zhǔn)確度較低[10]。

(二)企業(yè)環(huán)保投資的影響因素

有關(guān)企業(yè)環(huán)保投資影響因素的研究，理論界從不同的視角得出了不同的結(jié)論。公司內(nèi)部影響因素方面，唐國平等認(rèn)為相比于非重污染企業(yè)，重污染企業(yè)會投入更大規(guī)模的環(huán)保資金[2]。唐國平和李龍會以重污染企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)公司大股東和管理層普遍缺乏環(huán)境治理與環(huán)保投資積極性，而且在環(huán)保投資決策方面表現(xiàn)出惡意串通以盡可能減少環(huán)保支出[11]。李虹等認(rèn)為，管理層能力與企業(yè)環(huán)保投資規(guī)模呈“U”型關(guān)系[12]。還有學(xué)者從管理者認(rèn)知視角進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)管理者環(huán)保意識高的企業(yè)更傾向于實(shí)行前瞻型環(huán)境戰(zhàn)略[13]。還有文獻(xiàn)從公司特征[14]、公司治理結(jié)構(gòu)[15]和高管特征方面[12]探討其對環(huán)保投資的影響。外部影響因素方面，Leiter等發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)保投資具有促進(jìn)作用[16]，而唐國平等研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)環(huán)保投資規(guī)模之間存在非線性關(guān)系[2]。王云等研究表明，媒體關(guān)注會顯著提升環(huán)保投資力度，即媒體關(guān)注能夠發(fā)揮環(huán)境治理效應(yīng)[17]。但較少有文獻(xiàn)關(guān)注管理者自信心理特質(zhì)如何影響企業(yè)環(huán)保投資，是促進(jìn)作用還是抑制作用，理論界尚未給出明確答案?；诖?，本文以管理者自信心理特質(zhì)為切入點(diǎn)，探究其對企業(yè)環(huán)保投資的影響。

(三)融資融券制度

融資融券制度的實(shí)施意味著投資者可以對納入融資融券標(biāo)的的股票進(jìn)行賣空，因此投資者會更加關(guān)注企業(yè)負(fù)面信息的披露，即通過賣空交易將企業(yè)負(fù)面消息更加及時(shí)地反映到股票價(jià)格中[18]。因此，融資融券制度對企業(yè)具有良好的外部監(jiān)督作用[19]，能夠緩解公司代理問題，發(fā)揮公司治理效應(yīng)[22]。在企業(yè)環(huán)境信息披露方面，鄭建明等以重污染企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)融資融券制度作為一種有效的外部監(jiān)督機(jī)制提高了重污染企業(yè)環(huán)境信息披露的質(zhì)量[20]。融資融券作為一種外部治理機(jī)制，不僅影響企業(yè)環(huán)保信息的披露質(zhì)量，同時(shí)也可能會影響企業(yè)在環(huán)保方面的投資決策。基于此，本文探究融資融券制度是否在企業(yè)環(huán)保投資方面發(fā)揮治理效應(yīng)，進(jìn)而是否會影響管理者自信與企業(yè)環(huán)保投資之間的關(guān)系。

三、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)作為市場的重要參與者，為消費(fèi)者提供產(chǎn)品和服務(wù)的同時(shí)不斷消耗資源，對環(huán)境造成不良影響，帶來社會負(fù)外部性，因此企業(yè)往往通過采取環(huán)境成本內(nèi)部化手段彌補(bǔ)負(fù)外部性。而且，隨著環(huán)境污染問題的日益凸顯，監(jiān)管部門要求上市公司履行環(huán)保責(zé)任，并及時(shí)披露環(huán)保信息，因此環(huán)保投資問題成為企業(yè)的重要決策內(nèi)容之一。企業(yè)購置低污染、低排放的環(huán)保設(shè)施以及后續(xù)治理污染需花費(fèi)大量經(jīng)濟(jì)資源，但是在短期內(nèi)難以為企業(yè)帶來直接的經(jīng)濟(jì)利益，因此企業(yè)會盡可能回避或減少環(huán)境治理方面的支出[21]。有學(xué)者認(rèn)為，從外部環(huán)境治理角度而言，企業(yè)承擔(dān)環(huán)保投資往往出于合規(guī)性動機(jī)。面臨環(huán)境監(jiān)管力度強(qiáng)化，企業(yè)會選擇遵守環(huán)境政策，積極履行環(huán)保責(zé)任[22]。還有部分學(xué)者從利益相關(guān)者理論角度分析企業(yè)環(huán)保行為的動機(jī)，認(rèn)為企業(yè)環(huán)保行為是一種獲取外部資源和大股東支持的有力工具，有助于降低企業(yè)面臨的環(huán)境處罰風(fēng)險(xiǎn)，提升企業(yè)社會公眾形象，有利于企業(yè)未來長期盈利能力，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)市場競爭力的提升[23]。

根據(jù)高階梯隊(duì)理論，戰(zhàn)略決策中的差異不是來源于信息的差別，而是在于管理者個(gè)人的認(rèn)知風(fēng)格和意識的不同，因此管理能力、個(gè)人特征、態(tài)度、價(jià)值觀念以及看待環(huán)境問題的信念和認(rèn)知都會影響企業(yè)戰(zhàn)略決策[13]。對于自信程度不同的管理者而言，其信念和認(rèn)知是存在差異的，隨著管理者自信程度的不斷上升，往往會高估自身所擁有的能力和知識，從而產(chǎn)生認(rèn)知偏差，影響決策質(zhì)量。首先，從合規(guī)性動機(jī)來看，自信程度較高的管理者會高估自身能力和認(rèn)知，即使在我國現(xiàn)階段較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制背景下，也會低估企業(yè)面臨的環(huán)境處罰風(fēng)險(xiǎn)、訴訟風(fēng)險(xiǎn)、被媒體曝光風(fēng)險(xiǎn)以及社會輿論壓力。因此，自信程度較高的管理者缺乏環(huán)境治理和環(huán)保投資的積極性，會盡可能回避或減少環(huán)境治理方面的支出。其次，從利益相關(guān)者理論分析，企業(yè)履行環(huán)保責(zé)任是為了將環(huán)境成本內(nèi)部化，抵消環(huán)境負(fù)外部性的一種重要手段[17]。而自信程度較高的管理者往往狂妄自大，高估企業(yè)現(xiàn)有的節(jié)能減排技術(shù)和能力，低估企業(yè)環(huán)境污染造成的負(fù)外部性，因此通過環(huán)境成本內(nèi)部化手段來抵消負(fù)外部性的動機(jī)不足。最后，從委托代理理論出發(fā)，環(huán)保投資是一項(xiàng)集環(huán)境效益、社會效益和經(jīng)濟(jì)效益為一體的特殊投資，環(huán)保投資的周期較長，企業(yè)額外開支較大，在短期內(nèi)難以為企業(yè)帶來直接的經(jīng)濟(jì)利益，從長期來看能夠提高企業(yè)資源利用效率，提升企業(yè)社會效益，有利于股東長期利益。但自信程度較高的管理者出于企業(yè)和自身聲譽(yù)的考慮，可能更在乎企業(yè)短期的經(jīng)濟(jì)業(yè)績，因此會高估企業(yè)進(jìn)行環(huán)保投資的短期機(jī)會成本，低估環(huán)保投資為企業(yè)帶來的長期社會效益和環(huán)境效益，進(jìn)而做出非理性的環(huán)保投資決策。基于以上理論推理，本文提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：在其他因素不變條件下，管理者自信對環(huán)保投資具有抑制作用。

上市公司之所以承擔(dān)環(huán)保責(zé)任，主要原因有以下兩個(gè)方面：一方面，在我國生態(tài)文明建設(shè)政策背景下，越來越多的投資者開始關(guān)注上市公司的環(huán)保信息，如果公司發(fā)生環(huán)境突發(fā)事件，不僅會嚴(yán)重?fù)p害企業(yè)形象和聲譽(yù)，同時(shí)資本市場也會迅速做出負(fù)面反應(yīng)，可能還牽扯到行政罰款或訴訟等，從而影響投資者對企業(yè)未來收益的預(yù)期，降低公司未來價(jià)值。另一方面，根據(jù)利益相關(guān)者理論和組織合法性理論，企業(yè)與利益相關(guān)者之間存在著隱性契約關(guān)系，當(dāng)企業(yè)違背契約要求時(shí)，其經(jīng)營的合法性就無法得到保障，進(jìn)而遭受更多社會輿論壓力和訴訟風(fēng)險(xiǎn)。Hart研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)環(huán)保投資和環(huán)境信息披露行為有助于降低企業(yè)面臨的訴訟風(fēng)險(xiǎn)[24]。上述兩個(gè)方面的原因事實(shí)上都可歸結(jié)為企業(yè)的信息傳遞，而放松賣空管制為企業(yè)提供了有效的市場監(jiān)督機(jī)制，賣空交易的信號傳遞機(jī)制能及時(shí)向市場傳遞企業(yè)的負(fù)面信息，進(jìn)而反映到股票價(jià)格中。顯然，融資融券制度放大了企業(yè)環(huán)保投資不足的市場反應(yīng)，融資融券標(biāo)的公司如果發(fā)生環(huán)境違規(guī)或被媒體曝光事件，違反與外部利益相關(guān)者之間的隱性契約關(guān)系，不僅會影響投資者對企業(yè)未來業(yè)績的預(yù)期，甚至關(guān)乎企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

綜上所述，融資融券標(biāo)的公司一方面為了盡可能降低環(huán)境突發(fā)事件、訴訟風(fēng)險(xiǎn)和被媒體曝光等負(fù)面事件發(fā)生的可能性，另一方面試圖通過積極承擔(dān)環(huán)保責(zé)任，彌補(bǔ)給社會帶來的負(fù)外部性，以獲得社會公眾認(rèn)同，吸引更多投資者。因此，融資融券制度的實(shí)施能夠有效發(fā)揮外部環(huán)境治理作用，提升企業(yè)環(huán)保投資方面的主觀能動性，促進(jìn)企業(yè)積極履行環(huán)保責(zé)任。基于此，本文提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：在其他因素不變條件下，相比于非標(biāo)的企業(yè)，在融資融券引入后，標(biāo)的企業(yè)提高了環(huán)保投資水平。

根據(jù)上述分析可知，管理者自信會抑制企業(yè)環(huán)保投資，而融資融券制度的實(shí)施對公司具有良好的外部監(jiān)督作用，能夠在一定程度上緩解代理問題，從而彌補(bǔ)公司內(nèi)部治理缺陷。那么，融資融券制度是否會通過影響管理者自信與環(huán)保投資之間的關(guān)系而發(fā)揮公司治理效應(yīng)呢？首先，從合規(guī)性動機(jī)來看，資本市場引入融資融券制度，放大了企業(yè)環(huán)保投資不足帶來的市場反應(yīng)，如果管理者由于自信程度較高而導(dǎo)致企業(yè)環(huán)保投資不足，會引起社會公眾對企業(yè)環(huán)保行為的不滿，賣空交易者利用這一負(fù)面消息進(jìn)行賣空，反映到股價(jià)中。股價(jià)下跌對大股東造成的損失可能超過企業(yè)環(huán)保投資獲得的收益，大股東會基于成本收益原則，加強(qiáng)對管理層非理性行為的監(jiān)督，抑制其環(huán)保投資不足行為。其次，從委托代理理論出發(fā)，短期來看環(huán)保投資會增加企業(yè)額外開支，難以為企業(yè)帶來直接的經(jīng)濟(jì)利益；從長期來看能夠提高企業(yè)資源利用效率，提升企業(yè)社會效益，有利于股東長遠(yuǎn)利益。但是相比于股東，管理者更加注重短期的成本收益，出于自身利益的考慮可能會降低環(huán)保方面的投資。而融資融券制度作為一種外部監(jiān)督機(jī)制，在一定程度上能夠緩解股東與管理層之間的信息不對稱程度，相比于未被列入融資融券標(biāo)的公司，融資融券標(biāo)的公司對這些壞消息有更加敏感的市場反應(yīng)。因此，當(dāng)公司被列入為融資融券標(biāo)的公司時(shí)，企業(yè)環(huán)保投資不足將更可能面臨公司股價(jià)下跌壓力，這一事前威懾作用將促使企業(yè)管理者更加客觀理性地權(quán)衡環(huán)保投資的成本與收益，從而降低自身自信程度對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用?；谝陨戏治?，本文提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3：在其他因素不變條件下，融資融券制度會削弱管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

本文的數(shù)據(jù)來源如下：從滬深兩市A股上市公司2008～2017年公開發(fā)布的社會責(zé)任報(bào)告、可持續(xù)發(fā)展報(bào)告和環(huán)境責(zé)任報(bào)告書中手工收集企業(yè)環(huán)保投資數(shù)據(jù)，包括環(huán)保技改項(xiàng)目投資，污染治理投入，環(huán)保設(shè)施改造、運(yùn)行及管理，排污費(fèi)繳納以及清理生產(chǎn)等方面的投入。本文對樣本進(jìn)行如下篩選：(1)剔除金融保險(xiǎn)業(yè)上市公司；(2)剔除其他數(shù)據(jù)缺失的樣本公司，最終獲得514個(gè)樣本觀測值。為了排除異常值對實(shí)證結(jié)果的影響，本文對主要連續(xù)型變量在上下1%處進(jìn)行了縮尾處理。財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于RESEET和CSMAR數(shù)據(jù)庫，環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)從《中國環(huán)境年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲取。上述數(shù)據(jù)處理以及實(shí)證分析均采用Stata13.0軟件。

(二)模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)，我們構(gòu)建以下實(shí)證回歸模型。模型(1)為檢驗(yàn)管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的影響，即檢驗(yàn)假設(shè)1，其中Eni表示企業(yè)環(huán)保投資，Confidence表示管理者自信程度。

Enii,t=α0+α1Confidencei,t+α2Govi,t+α3Asseti,t+α4Levi,t+α5Roai,t+α6Shrcri,t+α7Indepi,t+α8Agei,t+α9Duali,t+α10Soei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

我國資本市場2010年3月首次納入融資融券標(biāo)的的公司只有90家，2011年12月滬深兩市試點(diǎn)公司共有278家；2013年1月滬深兩市試點(diǎn)公司名單擴(kuò)至500家；2013年9月滬深兩市試點(diǎn)公司名單擴(kuò)至700家；直到2014年9月融資融券標(biāo)的公司數(shù)量已達(dá)到900家，這為本文提供了一個(gè)錯(cuò)層的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情境。本文借鑒Bertrand和Mullainathan在錯(cuò)層發(fā)生事件形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情境下所采用的雙重差分方法來估計(jì)融資融券制度對環(huán)保投資的影響[25]，構(gòu)建模型(2)檢驗(yàn)假設(shè)2，其中Treat表示如果公司i在t年屬于融資融券標(biāo)的取值為1，否則取值為0。

Enii,t=β0+β1Treati,t+β2Govi,t+β3Asseti,t+β4Levi,t+β5Roai,t+β6Shrcri,t+β7Indepi,t+β8Agei,t+β9Duali,t+β10Soei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)融資融券制度是否會調(diào)節(jié)管理者自信與環(huán)保投資之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了包含融資融券和管理者自信交乘項(xiàng)的回歸模型(3)，對假設(shè)3進(jìn)行檢驗(yàn)。

Enii,t=η0+η1Confidencei,t+η2Treati,t+η3Confidencei,t×Treati,t+η4Govi,t+η5Asseti,t+η6Levi,t+η7Roai,t+η8Shrcri,t+η9Indepi,t+η10Agei,t+η11Duali,t+α12Soei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

(三)變量定義

被解釋變量：環(huán)保投資(Eni)。企業(yè)環(huán)保投資是企業(yè)在環(huán)境保護(hù)方面投入的經(jīng)濟(jì)資源，是集經(jīng)濟(jì)效益、環(huán)境效益和社會效益于一體的特殊投資[26]。本文主要借鑒王云等、唐國平等的研究，從上市公司發(fā)布的社會責(zé)任報(bào)告、可持續(xù)發(fā)展報(bào)告和環(huán)境報(bào)告書中手工收集企業(yè)在環(huán)保技改項(xiàng)目投資，污染治理投入，環(huán)保設(shè)施改造、運(yùn)行及管理，排污費(fèi)繳納以及清潔生產(chǎn)等方面的資本性支出總額并取自然對數(shù)度量企業(yè)環(huán)保投資水平[17][2]。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用企業(yè)環(huán)保投資與平均總資產(chǎn)之比度量環(huán)保投資。

解釋變量：管理者自信程度(Confidence)。有關(guān)管理者自信的度量方法主要有以下幾種：(1)行業(yè)景氣指數(shù)[27]；(2)盈余預(yù)測偏誤率[28]；(3)高管相對薪酬[29]；(4)管理者持股變化[30]。本文采用盈余預(yù)測偏誤率度量管理者自信，同時(shí)以盈余預(yù)測偏誤率的中位數(shù)為準(zhǔn)，設(shè)定虛擬變量，大于中位數(shù)定義為過度自信取值為1，低于中位數(shù)取值為0。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用高管相對薪酬水平衡量管理者自信程度。

借鑒唐國平和李龍會、王云等的相關(guān)研究[11][17]，本文控制環(huán)境規(guī)制、企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)桿杠、盈利能力、股權(quán)集中度、董事會結(jié)構(gòu)、兩職兼任、所有權(quán)性質(zhì)、上市年限等的影響?？刂谱兞恐械沫h(huán)境規(guī)制主要借鑒李勝蘭等的研究[31]，以上市公司注冊地所在地區(qū)排污費(fèi)用與工業(yè)增加值的比值衡量環(huán)境規(guī)制①。本文根據(jù)環(huán)保部2010年公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》(征求意見稿)，將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等16類行業(yè)定義為重污染行業(yè)并取值為1，其他行業(yè)為非重污染行業(yè)取值為0。本文主要變量定義見表1。

表1 變量定義表

五、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2對本文主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。企業(yè)環(huán)保投資均值為17.168，標(biāo)準(zhǔn)差為2.162，最大值為25.215，最小值為9.848，說明我國上市公司環(huán)保投資有較大的上升空間，有待進(jìn)一步加大環(huán)保投資力度，環(huán)保投資數(shù)據(jù)接近于王云等的研究[17]。管理者自信程度均值為0.334，標(biāo)準(zhǔn)差為7.292，這在一定程度上說明了我國上市公司管理者自信存在較大差異；企業(yè)規(guī)模均值為23.596，標(biāo)準(zhǔn)差為1.397，表明企業(yè)規(guī)模存在一定差異；資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.559，標(biāo)準(zhǔn)差為0.169；所有權(quán)性質(zhì)均值為0.715，表明相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)占比較多。環(huán)境規(guī)制的均值為0.325，標(biāo)準(zhǔn)差為0.283，最大值為2.803，最小值為0.001，說明不同地區(qū)之間環(huán)境規(guī)制程度存在較大差異。此外，本文進(jìn)一步按照行業(yè)對環(huán)保投資進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)進(jìn)行環(huán)保投資的企業(yè)主要集中在制造業(yè)和采礦業(yè)，占全部樣本的近80%，電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)位居第三，制造業(yè)和采礦業(yè)環(huán)保投資的均值高于其他非重污染企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)表

(二)相關(guān)性分析與單變量分析

在多元回歸分析之前，本文對主要研究變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：管理者自信與企業(yè)環(huán)保投資之間的相關(guān)系數(shù)為-0.077，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著；環(huán)境規(guī)制與企業(yè)環(huán)保投資之間的相關(guān)系數(shù)為0.034；企業(yè)規(guī)模與環(huán)保投資的相關(guān)系數(shù)為0.489；企業(yè)盈利能力與環(huán)保投資的相關(guān)系數(shù)為-0.043。各變量之間的相關(guān)系數(shù)基本小于0.5，基本排除了回歸模型中各變量之間的多重共線性問題。

同時(shí)，將全樣本按是否納入融資融券標(biāo)的分為融資融券組和非融資融券組，對兩組樣本的環(huán)保投資進(jìn)行均值差異檢驗(yàn)和中位數(shù)差異檢驗(yàn)，融資融券組和非融資融券組的均值差異t值為5.513，中位數(shù)差異z值為5.546，均通過顯著性檢驗(yàn)，說明我國資本市場引入融資融券制度，促使企業(yè)提升了環(huán)保投資水平。限于篇幅，上述結(jié)果未列示在文章中。

(三)主回歸結(jié)果分析

為了檢驗(yàn)管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的影響，本文以管理者盈余預(yù)測偏誤率度量管理者自信程度，同時(shí)為了更加凸顯管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的影響，將管理者自信程度按其中位數(shù)分為是否過度自信啞變量(Confid_Dum)對模型(1)進(jìn)行回歸。結(jié)果如表3所示，第(1)列以管理者盈余預(yù)測偏誤率度量管理者自信，結(jié)果顯示管理者自信程度與環(huán)保投資之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.035，在5%水平上顯著。第(2)列以管理者是否過度自信的啞變量進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與企業(yè)環(huán)保投資之間同樣呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.317，在10%水平上顯著。上述結(jié)果說明，自信程度較高的管理者通常會高估企業(yè)現(xiàn)有的節(jié)能減排技術(shù)和能力，低估企業(yè)對環(huán)境造成的負(fù)外部性，因此通過環(huán)境成本內(nèi)部化手段來彌補(bǔ)負(fù)外部性的動機(jī)不足；再加上自信程度較高的管理者出于企業(yè)和自身聲譽(yù)的考慮，更加關(guān)注企業(yè)的短期經(jīng)濟(jì)業(yè)績，而忽略環(huán)保投資給企業(yè)帶來的長期績效，導(dǎo)致企業(yè)在環(huán)境治理和環(huán)保投資方面積極性不高，即管理者自信程度會抑制企業(yè)環(huán)保投資，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

表3 管理者自信對環(huán)保投資影響的回歸結(jié)果

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，本文對模型(2)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4第(1)列。Treat與環(huán)保投資之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.031，在5%水平上顯著，說明相比控制組樣本，納入融資融券標(biāo)的樣本在融資融券后提升了環(huán)保投資水平，驗(yàn)證了本文假設(shè)2，即融資融券制度的實(shí)施能夠提升企業(yè)環(huán)保投資的主觀能動性，發(fā)揮一定的公司外部治理效應(yīng)。進(jìn)一步考察融資融券制度對管理者自信與環(huán)保投資之間關(guān)系的影響，對模型(3)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4第(2)列，管理者自信和融資融券的交乘項(xiàng)與環(huán)保投資之間呈顯著正向關(guān)系，系數(shù)為0.053，且在10%水平上顯著，說明融資融券制度緩解了管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的負(fù)向影響，即融資融券制度發(fā)揮了環(huán)境治理效應(yīng)，促使企業(yè)承擔(dān)更多環(huán)保責(zé)任，驗(yàn)證了本文假設(shè)3。此外，按是否受融資融券制度影響劃分為融資融券組和非融資融券組分別進(jìn)行回歸，從表4第(3)和(4)列看出，在融資融券組中，管理者自信與企業(yè)環(huán)保投資之間不存在顯著關(guān)系，而在非融資融券組中，管理者自信與企業(yè)環(huán)保投資之間仍存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明融資融券作為外部監(jiān)督機(jī)制，能夠緩解管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用，假設(shè)3再次得以驗(yàn)證。

表4 融資融券對環(huán)保投資及管理者自信與環(huán)保投資之間關(guān)系影響的回歸結(jié)果

(四)行業(yè)屬性和環(huán)境規(guī)制的影響

以往文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)行業(yè)屬性會影響企業(yè)環(huán)保投資，相比于非重污染企業(yè)，重污染企業(yè)更傾向于內(nèi)部化環(huán)境成本，承擔(dān)更多的環(huán)保責(zé)任[2]。本文根據(jù)環(huán)保部2010年公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》(征求意見稿)，將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等16類行業(yè)定義為重污染行業(yè)，其他行業(yè)為非重污染行業(yè)。本文進(jìn)一步檢驗(yàn)在不同行業(yè)屬性中，上述關(guān)系是否存在差異。結(jié)果如表5所示，從第(2)列可以看出，在非重污染企業(yè)中，管理者自信與企業(yè)環(huán)保投資之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.039，且在5%水平上顯著，第(4)列中融資融券制度與環(huán)保投資之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為1.230，在1%水平上顯著；但在重污染企業(yè)中，管理者自信對環(huán)保投資的影響以及融資融券制度對環(huán)保投資的影響均不顯著，并且兩組系數(shù)差異均通過顯著性檢驗(yàn)。融資融券制度的調(diào)節(jié)作用(Confidence×Treat)在兩組中均未達(dá)到顯著性水平，這些結(jié)果表明相比于重污染企業(yè)，在非重污染企業(yè)中管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用以及融資融券制度的外部治理效應(yīng)更為顯著?？赡艿脑蚴?，我國對重污染企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于對非重污染企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，因此在重污染企業(yè)中環(huán)保投資水平受公司管理層和融資融券制度的影響可能較小。

表5 行業(yè)屬性的影響

環(huán)境規(guī)制是通過環(huán)境相關(guān)法律法規(guī)的頒布以及嚴(yán)格執(zhí)行來監(jiān)督和制止環(huán)境破壞行為，防范環(huán)境污染的有效手段。環(huán)境規(guī)制作為政府管控企業(yè)污染排放和環(huán)境治理行為的一項(xiàng)重要制度安排，顯然也是影響企業(yè)環(huán)保投資決策的主要因素。本文借鑒李勝蘭等的研究，按各地區(qū)排污費(fèi)與工業(yè)增加值的比值衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度[31]，并以環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將樣本分為強(qiáng)環(huán)境規(guī)制組和弱環(huán)境規(guī)制組，分析在兩種不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，上述關(guān)系是否存在差異。結(jié)果如表6所示，在弱環(huán)境規(guī)制組管理者自信與環(huán)保投資之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.035，且在10%水平上顯著；在強(qiáng)環(huán)境規(guī)制組中，管理者自信與環(huán)保投資之間不存在顯著關(guān)系，而且在這兩種環(huán)境規(guī)制下管理者自信的回歸系數(shù)差異通過了顯著性檢驗(yàn)，說明強(qiáng)環(huán)境規(guī)制弱化了管理者自信對環(huán)保投資的抑制作用。但是融資融券制度對環(huán)保投資的影響以及融資融券制度的調(diào)節(jié)效應(yīng)在不同的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下均未發(fā)現(xiàn)顯著差異?？赡艿脑蚴牵啾热谫Y融券制度，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)保投資能夠發(fā)揮更加直接的作用，其作用力度也相對較大，所以相比之下受到融資融券制度的影響較小。

表6 環(huán)境規(guī)制的影響

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證上述實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文主要從以下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.控制代理問題。企業(yè)環(huán)保投資屬于一種特殊的投資，在短期內(nèi)增加企業(yè)額外經(jīng)濟(jì)支出卻不能為企業(yè)帶來經(jīng)濟(jì)收益，但長期來看會增強(qiáng)企業(yè)資源利用效率，提高核心競爭力。顯然就企業(yè)環(huán)保投資而言，管理層和股東之間存在著潛在代理問題，管理層為達(dá)到短期晉升目標(biāo)，通過薪酬契約或在職消費(fèi)構(gòu)建商業(yè)帝國，從而減少環(huán)保投資，侵害股東長期利益。因此，本文進(jìn)一步控制代理效率和代理成本②，研究結(jié)論依然成立。

2.更換變量的度量方式。本文采用企業(yè)環(huán)保投資額與平均總資產(chǎn)之比度量企業(yè)環(huán)保投資，采用高管相對薪酬度量管理者自信，對上述關(guān)系再次進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果和主回歸基本保持一致。限于篇幅，上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列示在文章中。

3.更換樣本。相比于非試點(diǎn)公司，成為融資融券標(biāo)的公司自身財(cái)務(wù)狀況良好，可能本身就會承擔(dān)更多的環(huán)保責(zé)任，從而環(huán)保投資水平更高，即本文可能存在內(nèi)生性問題。為進(jìn)一步緩解上述內(nèi)生性問題，借鑒祁懷錦和劉艷霞的研究，選取滬深300指數(shù)中的融資融券標(biāo)的作為處理組，將其中非融資融券標(biāo)的作為對照組[19]，對研究假設(shè)2和假設(shè)3再次檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。表7第(1)列Treat與環(huán)保投資之間的回歸系數(shù)為1.934，且在5%水平上顯著，說明融資融券會促進(jìn)企業(yè)環(huán)保投資；第(2)列中Confidence×Treat的回歸系數(shù)為0.138，且在10%水平上顯著，說明融資融券會削弱管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用，以上結(jié)果均與主回歸的結(jié)果保持一致。

4.平衡趨勢假設(shè)檢驗(yàn)。本文采用雙重差分法(DID)，以融資融券制度實(shí)施作為外部政策沖擊，研究其對企業(yè)環(huán)保投資的影響，須滿足平衡趨勢假設(shè)，對此本文采用以下兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)：第一，融資融券制度2010年開始實(shí)施，保留2010年之前的樣本檢驗(yàn)處理組與控制組的環(huán)保投資水平差異，從表7的第(3)列看出Treat的回歸系數(shù)未達(dá)到顯著水平，表明在融資融券制度實(shí)施之前，試點(diǎn)公司和非試點(diǎn)公司的環(huán)保投資水平并沒有顯著差異，這說明處理組樣本和控制組樣本在融資融券制度實(shí)施之前具有平衡趨勢，滿足平衡趨勢假設(shè)。第二，分時(shí)段設(shè)置不同虛擬變量，分別將試點(diǎn)之前時(shí)段Post(-1)設(shè)為1，試點(diǎn)當(dāng)年P(guān)ost(0)設(shè)為1，試點(diǎn)當(dāng)年之后Post(+1)設(shè)為1，在模型中分別加入Post(-1)、Post(0)和Post(+1)檢驗(yàn)不同時(shí)間段試點(diǎn)公司與非試點(diǎn)公司的環(huán)保投資水平差異。從動態(tài)平衡趨勢檢驗(yàn)結(jié)果(表7第(4))列可以看出，試點(diǎn)之前兩組無顯著差異，試點(diǎn)當(dāng)年以及之后兩組企業(yè)環(huán)保投資存在顯著差異，即滿足平衡趨勢假設(shè)，為DID估計(jì)的有效性提供了支持。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、研究結(jié)論與討論

本文利用我國滬深兩市A股上市公司2008～2017年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，探討了管理者自信和融資融券制度對企業(yè)環(huán)保投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)：管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資具有抑制作用，融資融券制度不僅能夠促進(jìn)企業(yè)提高環(huán)保投資水平，而且還能夠緩解管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用，從而發(fā)揮環(huán)境治理效應(yīng)。橫截面分析顯示，管理者自信對企業(yè)環(huán)保投資的抑制作用在環(huán)境規(guī)制較弱和非重污染企業(yè)更為顯著，融資融券制度的環(huán)境治理效應(yīng)在非重污染企業(yè)更為顯著。上述結(jié)果在考慮代理問題、變換變量度量方式、變換樣本以及考慮可能的內(nèi)生性問題后依然成立。

基于以上研究結(jié)論，本文得到以下管理啟示：(1)自信的管理者往往會高估自身能力，低估企業(yè)面臨的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)，在環(huán)保投資方面缺乏積極性，這可能會影響企業(yè)社會效益和環(huán)境效益，進(jìn)而影響企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。因此，企業(yè)應(yīng)建立完善的決策機(jī)制，提高公司內(nèi)部治理效率，盡可能減少管理者的非理性行為。(2)融資融券制度作為一種外部治理機(jī)制，能夠約束管理者的非理性行為，緩解管理者自信對環(huán)保投資的抑制作用。因此，在我國新興資本市場中需要進(jìn)一步完善融資融券機(jī)制，有效防控金融風(fēng)險(xiǎn)，彌補(bǔ)公司內(nèi)部可能存在的治理缺陷，從根本上保護(hù)投資者的利益。(3)對監(jiān)管者而言，不能僅僅通過強(qiáng)制性手段要求企業(yè)承擔(dān)環(huán)保責(zé)任，還可以借助資本市場的外部治理機(jī)制促使企業(yè)提升承擔(dān)環(huán)保責(zé)任的主觀能動性，同時(shí)從企業(yè)管理層入手，對管理者不斷灌輸生態(tài)文明建設(shè)理念，提高管理者的環(huán)保意識和責(zé)任意識，促使管理者承擔(dān)更多的環(huán)保責(zé)任。

注釋：

①各地區(qū)排污費(fèi)用數(shù)據(jù)從《中國環(huán)境年鑒》中“各地區(qū)排污費(fèi)征收情況”中收集，各地區(qū)工業(yè)增加值數(shù)據(jù)從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中“各地區(qū)生產(chǎn)總值——分行業(yè)增加值”中獲取。

②代理效率采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量，即代理效率=營業(yè)收入/平均資產(chǎn)總額；代理成本采用銷售管理費(fèi)用率衡量，即代理成本=(銷售費(fèi)用+管理費(fèi)用)/主營業(yè)務(wù)收入。