牛登云　楊松令　王志華

【摘要】環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展在短期內(nèi)可能存在一定矛盾， 如何兼顧各類環(huán)境規(guī)制工具的特征， 使其符合地方政府和企業(yè)的共同利益， 是環(huán)境規(guī)制領(lǐng)域值得思考的問題。將環(huán)境規(guī)制工具分為負向懲罰型和正向激勵型， 以2007 ～ 2019年我國A股實體上市公司為樣本， 檢驗不同類型環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)金融投資水平的影響， 系統(tǒng)研究宏觀環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)的作用機制和異質(zhì)性影響因素。研究發(fā)現(xiàn)， 負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)金融投資水平有正向影響， 正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具會抑制實體企業(yè)金融投資， 上述影響通過管理者的“鞭打快?！焙汀爸鬲勢p罰”激勵機制形成影響路徑， 融資約束、 搬遷成本、 污染程度和企業(yè)規(guī)模等因素對上述路徑存在異質(zhì)性作用。研究為地方政府和實體企業(yè)面對綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中的“陣痛”， 提供了有利于其長期發(fā)展的決策思路和政策參考。

【關(guān)鍵詞】環(huán)境規(guī)制工具；負向懲罰；正向激勵；實體企業(yè)；金融投資

【中圖分類號】F205；F272.3? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）04-0019-10

一、 引言

改革開放以來， 我國積極推進工業(yè)化、 城市化和現(xiàn)代化建設(shè)， 持續(xù)且穩(wěn)定的經(jīng)濟增長速度被稱為“中國經(jīng)濟奇跡”。但在經(jīng)濟高速發(fā)展的背后， 高投入、 低效率和粗放型的增長方式逐漸侵蝕著我國的“綠水青山”， 造成了較為嚴重的環(huán)境污染問題。對此， 國家出臺了一系列法律法規(guī)和相關(guān)政策進行環(huán)境規(guī)制。例如： 2015年實行的修訂后的《環(huán)境保護法》， 為建設(shè)“美麗中國”提供了基本法依據(jù)； 2020年3月中共中央、 國務(wù)院辦公廳提出的《關(guān)于構(gòu)建現(xiàn)代環(huán)境治理體系的指導(dǎo)意見》， 彰顯了新時代環(huán)境治理的頂層設(shè)計。一系列環(huán)境保護相關(guān)法律法規(guī)和政策的出臺， 表明我國從原來的粗放型發(fā)展模式向高效、 清潔發(fā)展方向轉(zhuǎn)變的信心和決心。

但不同類型環(huán)境規(guī)制工具發(fā)揮的作用存在差異?，F(xiàn)有研究大多將環(huán)境規(guī)制工具分為命令型、 公眾參與型和市場激勵型三類。其中， 命令型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具屬于“負向懲罰”手段， 主要通過罰款、 輿論壓力等方式， 要求企業(yè)在短期內(nèi)達到政府或公眾的排放要求。而市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具是“正向激勵”手段， 是政府通過減稅、 獎勵、 排放權(quán)交易等市場化方式主動引導(dǎo)企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)決策。由于環(huán)境規(guī)制給企業(yè)帶來轉(zhuǎn)型發(fā)展的壓力， 當(dāng)面對“負向懲罰”和“正向激勵”兩類不同的環(huán)境規(guī)制工具時， 管理者有可能通過金融投資渡過短期難關(guān)。鑒于此， 本文以2007 ～ 2019年我國A股實體上市公司為樣本， 檢驗了命令型、 公眾參與型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)金融投資水平的影響， 探討了不同類型環(huán)境規(guī)制工具對管理者金融投資偏好的作用機制， 以及融資約束、 搬遷成本、 污染程度和企業(yè)規(guī)模等因素對上述路徑的異質(zhì)性作用。

研究發(fā)現(xiàn)， 負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)金融投資水平有正向影響， 正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具則會抑制實體企業(yè)的金融投資。對管理者的“鞭打快?！焙汀爸鬲勢p罰”激勵機制是負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具作用于實體企業(yè)金融投資水平的直接路徑， 而正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具則主要通過緩解成本壓力、 獲得減稅和資金獎勵等方式發(fā)揮作用。此外， 不同類型企業(yè)對環(huán)境規(guī)制工具的敏感度不同， 故對上述鏈條會產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

本文的邊際貢獻在于： 在現(xiàn)實意義上， 為地方政府的環(huán)保政策選擇和企業(yè)的決策過程提供了可操作性建議。一方面， 在地方政府官員任期內(nèi)， 相關(guān)環(huán)境約束目標被納入“晉升錦標賽”， 使得他們需要高效、 快速地實現(xiàn)兩個短期相互矛盾的目標。這需要對不同污染程度、 不同類型企業(yè)“對癥下藥”， 本研究為地方政府的相關(guān)決策提供了理論依據(jù)和政策參考。另一方面， 對企業(yè)來說， 同樣面臨環(huán)保指標要求和持續(xù)經(jīng)營發(fā)展的矛盾， 本文也為股東和管理者面對綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中的“陣痛”提供了有利于其長期發(fā)展的決策思路。在理論意義上， 現(xiàn)有研究已關(guān)注到不同類型環(huán)境規(guī)制工具的差異化影響， 但從宏觀環(huán)境政策到微觀企業(yè)投資決策之間的傳導(dǎo)路徑研究尚存在缺失。本文從企業(yè)內(nèi)部角度探討了管理者在宏觀政策影響、 微觀企業(yè)決策中發(fā)揮的關(guān)鍵性作用， 豐富了環(huán)境規(guī)制和企業(yè)投資之間關(guān)系的理論研究成果。此外， 本文對公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具和實體企業(yè)金融投資水平的度量進行了創(chuàng)新， 保證了研究結(jié)論的可靠性和合理性。

二、 文獻綜述

大量學(xué)者研究了環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展間的關(guān)系， 認為長期來看環(huán)境保護是促進經(jīng)濟發(fā)展的， 但從短期來看， 不恰當(dāng)環(huán)境規(guī)制工具的應(yīng)用可能會對地方經(jīng)濟增長和企業(yè)經(jīng)營決策產(chǎn)生負面影響（Zhang，2021）。同時， 在環(huán)境治理過程中， 還體現(xiàn)出地方政府“搭便車”傾向（高明等，2016）、 企業(yè)向“污染避難所”轉(zhuǎn)移（Becker和Henderson，2000）、 降低綠色創(chuàng)新質(zhì)量（陶鋒等，2021）等問題。

因此， 兼收并蓄的環(huán)境規(guī)制工具體系才是真正推動政府和企業(yè)共同發(fā)展的關(guān)鍵?，F(xiàn)有研究已關(guān)注到不同環(huán)境規(guī)制工具的異質(zhì)性作用， 但主要集中在技術(shù)創(chuàng)新、 產(chǎn)業(yè)競爭力等方面。Silvia等（2017）將環(huán)境規(guī)制工具分為市場型和非市場型兩類， 認為市場手段規(guī)制對企業(yè)的創(chuàng)新激勵作用更為顯著。Langpap和Shimshack（2010）發(fā)現(xiàn)公眾參與型規(guī)制工具在治理污染時同樣發(fā)揮了顯著作用。之后的研究大多將環(huán)境規(guī)制工具分為非市場型（命令控制型）、 市場型和公眾參與型三種類型。張國興等（2021）提出三種類型的環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用具有異質(zhì)性， 且各類工具之間的協(xié)同效應(yīng)不足。同時， 不同的環(huán)境規(guī)制工具也會對地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生截然不同的影響（成德寧和韋錦輝， 2019）， 這就要求政府在確定環(huán)境規(guī)制工具時要充分考慮作用機理和實施效果， 以避免適得其反。

環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)經(jīng)營和轉(zhuǎn)型發(fā)展造成的影響存在一定的差異性， 學(xué)術(shù)界對此并未達成一致看法。一類觀點認為存在“壓力機制”， 即環(huán)境規(guī)制會對企業(yè)造成一定的壓力， 帶來額外的環(huán)境治理成本， 致使企業(yè)成本上升（Zhang等，2018）、 研發(fā)停滯（周迪等，2022）、 投資減少（Silvia等，2017）等。此時， 企業(yè)通常尋求融資、 縮產(chǎn)等開源節(jié)流的方式度過壓力階段（馮志華，2021）， 或向環(huán)境規(guī)制標準較低的地區(qū)遷移， 形成“污染避難所”（沈坤榮和周力，2020）。另一類觀點認為存在“創(chuàng)新補償說”， 即環(huán)境規(guī)制下企業(yè)可能會加強技術(shù)創(chuàng)新、 提高生產(chǎn)效率， 以抵消環(huán)保支出的增加（謝喬昕，2021）。

但鮮有文獻深入分析不同環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)投資決策的異質(zhì)性影響。企業(yè)投資有金融投資和實業(yè)投資之分， 二者的相互轉(zhuǎn)化， 實質(zhì)上是企業(yè)資源配置方式的選擇和效率的改變（徐立和吳文鋒， 2021）。已有研究討論了環(huán)境規(guī)制是否會影響企業(yè)在投資方向上的選擇， 如蔡海靜等（2021）支持“壓力機制”， 認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)造成經(jīng)營壓力， 使其逐利動機更加明顯， 促使其提高金融投資水平。俞毛毛和馬妍妍（2021）得出相反的結(jié)論， 其支持“創(chuàng)新補償說”， 認為新《環(huán)境保護法》的出臺促使企業(yè)盡快轉(zhuǎn)型升級， 而研發(fā)水平的提高抑制了企業(yè)的金融投資水平。

綜合來看， 針對宏觀環(huán)境政策與微觀企業(yè)決策之間傳導(dǎo)路徑的研究結(jié)論仍存在差異， 多數(shù)研究僅集中在宏觀的技術(shù)創(chuàng)新、 地區(qū)經(jīng)濟增長、 產(chǎn)業(yè)競爭力等方面， 盡管已有文獻關(guān)注到環(huán)境政策對企業(yè)決策的影響通道， 但并未深入厘清不同環(huán)境規(guī)制工具對微觀企業(yè)投資決策的差異化作用機理， 這為本文的研究奠定了基礎(chǔ)。

三、 理論分析與假設(shè)提出

作為重要的外部治理因素， 宏觀環(huán)境規(guī)制工具在短期內(nèi)會直接影響企業(yè)的業(yè)績水平。一方面， 環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)的成本負擔(dān)， 嚴格、 強硬的環(huán)境政策會導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績下降（Jaffe和Palmer，997）。另一方面， 在持續(xù)的環(huán)境指標體系作用下， 管理者會通過改進生產(chǎn)工藝、 加大綠色創(chuàng)新投入等方式徹底改進生產(chǎn)方式， 以滿足日益嚴峻的環(huán)境規(guī)制要求（蔣為， 2015）， 但創(chuàng)新投入在短期內(nèi)仍可能形成業(yè)績壓力。因此， 無論是成本負擔(dān)還是創(chuàng)新投入， 均會削弱企業(yè)在實體領(lǐng)域的盈利狀況， 對管理者造成業(yè)績壓力， 從而推動短期金融投資決策的實施。

如前所述， 環(huán)境規(guī)制工具可分為負向懲罰型與正向激勵型兩類。在負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具中， 命令型環(huán)境規(guī)制工具通常是政府制定一系列排污上限和減排標準， 通過行政命令等非市場措施直接干預(yù)企業(yè)環(huán)境策略。公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具是通過非正式制度， 依靠輿論、 群眾上訪等形式監(jiān)督企業(yè)的污染治理過程?？梢钥闯觯?這些負向懲罰手段會提高企業(yè)的經(jīng)營和成本壓力， 出于保護私人收益的動機， 管理者會通過“短平快”的金融投資緩解業(yè)績壓力。而市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具作為正向激勵手段， 可以在資金等方面緩解企業(yè)在滿足環(huán)保要求過程中面對的成本壓力， 降低企業(yè)實業(yè)經(jīng)營收益率的損失。在環(huán)保決策得當(dāng)時， 企業(yè)甚至還可以獲得更多的減稅和資金獎勵， 這會對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生正面影響， 從而抑制管理者的短期金融投資傾向。

綜上所述， 命令型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具由于負向懲罰的作用， 會降低企業(yè)實業(yè)經(jīng)營收益率， 導(dǎo)致管理者為了應(yīng)對短期壓力而增強對金融投資的偏好， 提高企業(yè)的金融投資水平。而市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具由于正向激勵作用， 可以降低企業(yè)在環(huán)境治理過程中的成本壓力， 抑制管理者的短期金融投資傾向。據(jù)此， 本文提出以下假設(shè)：

H1： 負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具與實體企業(yè)金融投資水平呈正相關(guān)關(guān)系， 即命令型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具發(fā)揮的效力越強， 實體企業(yè)的金融投資水平越高。

H2： 正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具與實體企業(yè)金融投資水平呈負相關(guān)關(guān)系， 即市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具發(fā)揮的效力越強， 實體企業(yè)的金融投資水平越低。

進一步地， 實體企業(yè)管理者在不同類型環(huán)境規(guī)制工具的作用下調(diào)整投資決策的內(nèi)在機制有待檢驗。負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具在一定程度上會減少企業(yè)在實體領(lǐng)域的獲利， 管理者激勵契約中的“鞭打快?！焙汀爸鬲勢p罰”機制會通過影響其私人收益， 進而改變環(huán)境規(guī)制下企業(yè)實物投資和金融投資的偏好和比例。一方面， 管理者激勵性薪酬通常與企業(yè)的短期利潤呈正相關(guān)關(guān)系（Lin和Tomaskovic，2013）， 即實體企業(yè)會提高能帶來更高業(yè)績的管理者的薪酬水平， 形成“鞭打快牛”效應(yīng)。但由于委托代理雙方的目標函數(shù)不一致、 信息不對稱， 管理者在進行投資決策時擁有較大的自由裁量權(quán)。在負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具的作用下， 實業(yè)經(jīng)營成本的增加降低了實物投資收益率， 管理者為了得到“鞭打快?！豹剟?， 會通過“牽蘿補屋”進一步減少實物投資（Tosi等，2000）， 從而加大了短期收益更高的金融投資力度。另一方面， 企業(yè)對管理者的激勵存在“重獎輕罰”的現(xiàn)象（方軍雄，2011）。當(dāng)實體企業(yè)通過金融投資獲得高額收益時， 管理者會將其歸因于自身的努力。而當(dāng)金融投資獲得的收益對實體企業(yè)的利潤貢獻較小時， 管理者會將其歸咎于市場風(fēng)險等外部因素來逃避責(zé)任（杜勇等，2017）， 使自身利益受到的損害較小。綜上所述， 命令型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具通過“鞭打快牛”和“重獎輕罰”機制降低了管理者的私人收益， 管理者為了在實體經(jīng)營業(yè)績受損的情況下保證其私人收益的穩(wěn)定， 對金融投資的偏好增強， 從而提高了實體企業(yè)的金融投資水平。

與之相比， 正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具主要通過市場化方式調(diào)整企業(yè)的投資決策， 并不會對企業(yè)的實體經(jīng)營造成重大影響， 其可通過正向激勵手段緩解環(huán)境規(guī)制對管理者私人收益的損害， 減弱了管理者的短期金融投資傾向， 降低了實體企業(yè)的金融投資水平。據(jù)此， 本文提出以下假設(shè)：

H3： 管理者激勵導(dǎo)致私人收益變動是環(huán)境規(guī)制工具影響實體企業(yè)金融投資的重要作用機制。

本文的作用機制邏輯鏈條如圖1所示。

四、 研究設(shè)計

（一）研究樣本及數(shù)據(jù)選擇

本研究的樣本限定為實體企業(yè)。根據(jù)勞動價值論， 金融業(yè)的收益來自于實體經(jīng)濟， 其自身并不創(chuàng)造價值； 同時， 房地產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出金融衍生品的投資特性， 其實體經(jīng)濟屬性體現(xiàn)在建筑業(yè)中。因此， 本文借鑒黃群慧（2017）的研究， 將實體企業(yè)界定為除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)中的企業(yè)。

本文選取2007 ～ 2019年我國滬、 深A(yù)股非金融業(yè)、 非房地產(chǎn)業(yè)上市公司年報數(shù)據(jù)進行研究， 原因在于： ①微觀樣本的長時間面板數(shù)據(jù)包含更多信息， 可以更準確地反映實際情況， 因此本文盡可能選擇較長的時間段構(gòu)建面板數(shù)據(jù)。②2007年， 我國企業(yè)會計準則對金融類資產(chǎn)的計量由成本模式轉(zhuǎn)變?yōu)楣蕛r值模式， 故本文將2007年作為研究起點。③盡管2020年上市公司數(shù)據(jù)較為完整， 但相關(guān)環(huán)境數(shù)據(jù)的缺失較為嚴重， 故本文將2019年確定為樣本結(jié)束時間。

根據(jù)研究需要， 本文剔除了ST、 ?ST和PT等被特殊處理的樣本以及存在數(shù)據(jù)缺失的樣本， 最終得到23268個有效樣本。研究所需數(shù)據(jù)根據(jù)國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和上市公司年度報表整理而得， 且為了控制極端值對模型的影響， 對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位上的Winsorize縮尾處理。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

為驗證H1和H2， 考查不同類型的環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)金融投資水平的影響， 本文構(gòu)建了固定效應(yīng)回歸模型（1）。

Fini，t=α0+α1GZp，t+∑α2Xi，t+∑α3Yp，t+εi，p，t （1）

同時， 為了驗證H3， 考查管理者激勵帶來的私人收益在上述關(guān)系中的機制作用， 本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型（2）和模型（3）。

Mholdi，t=β0+β1GZp，t+∑β2Xi，t+∑β3Yp，t+θi，p，t? ?（2）

Fini，t=γ0+γ1GZp，t+γ2Mholdi，t+∑γ3Xi，t+∑γ4Yp，t+?i，p，t? ? ? ? ? ?（3）

1. 被解釋變量： 實體企業(yè)金融投資水平。模型（1）中的Fini，t為實體企業(yè)金融投資水平的代理變量， 測度難點在于鑒別和剝離出有別于經(jīng)營性投資行為的投資于金融領(lǐng)域的資產(chǎn)。本文基于Penman-Nissim分析框架， 借鑒Demir（2009）、 楊松令等（2021）的研究， 通過金融類資產(chǎn)之和占總資產(chǎn)的比重來表征實體企業(yè)金融投資水平（Fini，t）。指標值越大， 表明在資產(chǎn)總量一定的情況下， 管理者對金融類資產(chǎn)的投資偏好越強， 實體企業(yè)的金融投資水平相應(yīng)越高。

2017年以來， 財政部先后發(fā)布或修訂了一系列會計準則， 對金融工具、 金融資產(chǎn)等相關(guān)內(nèi)容的列示和披露進行了規(guī)范和改革。鑒于此， 本文對Fini，t在2017年前后的計算公式進行了調(diào)整。2007 ～ 2017年的計算公式見式（4）， 2018年和2019年的計算公式見式（5）。

Fini，t=（交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資+可供出售金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)+其他金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)）/總資產(chǎn) （4）

Fini，t=（交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)+其他金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)＋債權(quán)投資+其他債權(quán)投資+其他權(quán)益工具投資+其他非流動金融資產(chǎn)）/總資產(chǎn)? （5）

具體來說， 2017年以前的會計準則將金融資產(chǎn)劃分為以公允價值計量且其變動計入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)、 持有至到期投資、 貸款和應(yīng)收款項、 可供出售金融資產(chǎn)四類?？紤]到貸款和應(yīng)收款項與實體企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動密切相關(guān)， 是輔助和維持主營業(yè)務(wù)開展的重要組成部分， 較難剝離出其中的金融類資產(chǎn)， 故出于保守性原則， 式（4）對金融類資產(chǎn)的測量剔除了貸款和應(yīng)收款項。同時， 根據(jù)2017年修訂的會計準則相關(guān)內(nèi)容， 式（5）將可供出售金融資產(chǎn)項目拆分為債權(quán)投資、 其他債權(quán)投資、 其他權(quán)益工具投資和其他非流動金融資產(chǎn)四項， 并將其納入金融類資產(chǎn)的范圍。此外， 由于投資性房地產(chǎn)、 信托產(chǎn)品等各類新興金融資產(chǎn)和衍生金融資產(chǎn)也存在金融類資產(chǎn)屬性， 能反映實體企業(yè)的金融投資偏好， 式（4）和式（5）均將其納入了金融類資產(chǎn)的研究范疇。

2. 解釋變量： 環(huán)境規(guī)制工具。模型（1）中的GZp，t為各地區(qū)各類型的環(huán)境規(guī)制工具， 包括命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）、 公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）和市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Inc）三類。p代表地區(qū)（通過企業(yè)注冊地進行匹配）， t代表時間。

其中， 對于命令型環(huán)境規(guī)制工具， 借鑒蔣伏心等（2013）、 任曉松等（2020）的做法， 通過工業(yè)廢水排放量、 工業(yè)SO2排放量和工業(yè)煙塵排放量等指標計算得出。具體計算步驟為： 第一步， 將上述三種污染物數(shù)據(jù)進行標準化處理； 第二步， 求每種污染物的權(quán)重； 第三步， 通過權(quán)重和標準化結(jié)果的乘積得到綜合指數(shù)（GZ-Com）。該指數(shù)為逆向指標， 其數(shù)值越小， 表明地區(qū)污染排放量越少， 強制管制措施越嚴格， 即命令型環(huán)境規(guī)制程度越高。研究所需數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》等。

對于公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具， 已有研究多運用各省市環(huán)境信訪件數(shù)來度量公眾參與型環(huán)境規(guī)制程度（蔡烏趕和李青青， 2019）， 但通過查找《中國環(huán)境年鑒》及其他渠道數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)， 該指標的統(tǒng)計截止于2015年?？紤]到人民代表大會制度體現(xiàn)了我國人民民主專政的國家性質(zhì)， 本文運用“環(huán)保部門承辦的人大建議數(shù)”來衡量公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）的效用。該指標數(shù)值越小， 表明公眾參與型環(huán)境規(guī)制程度越低。所需數(shù)據(jù)主要來源于《中國環(huán)境年鑒》等。

常見的市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具包括排污費、 可交易的排污許可證、 環(huán)保稅等（葉琴等，2018）。本文借鑒趙紅（2008）的研究， 用地區(qū)工業(yè)污染治理投資完成額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為衡量市場激勵型環(huán)境規(guī)制程度的指標（GZ-Inc）。該指標數(shù)值越小， 表明市場激勵型環(huán)境規(guī)制程度越低。研究所需數(shù)據(jù)主要來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》等。

3. 中介變量： 管理層持股。模型（2）和（3）中的Mholdi，t為代表管理層激勵的中介變量。不同環(huán)境規(guī)制工具可能通過管理層激勵影響其私人收益， 進而改變企業(yè)金融投資水平。管理層持股是激勵機制實施的有效手段， 管理層私人收益也會因為管理層是否持股形成較大差距。因此， 本文借鑒Malmendier和Tate（2015）的研究， 將管理層持股（Mholdi，t）作為中介變量考查環(huán)境規(guī)制工具與企業(yè)金融投資水平之間的作用機制。

4. 控制變量。在模型（1）、 （2）和（3）中， Xi，t代表以“企業(yè)—年度”構(gòu)建的微觀層面控制變量， Yp，t代表以“地區(qū)—年度”構(gòu)建的宏觀層面控制變量。其中， 對于微觀層面控制變量， 本文借鑒楊松令等（2019）、 蔡海靜等（2021）的研究， 從財務(wù)狀況、 公司治理特征、 公司基本信息三個方面進行選取。宏觀層面的控制變量， 主要包括地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP_P）、 地區(qū)固定資產(chǎn)投資（FA）、 地區(qū)房地產(chǎn)投資（HI）。此外， 為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性與準確性， 本文還分別控制了行業(yè)、 年度和地區(qū)固定效應(yīng)。詳細的變量定義見表1。

（三）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?， 實體企業(yè)金融投資水平（Fin）的均值為0.049， 但中位數(shù)僅為0.010， 表明有部分實體企業(yè)的金融投資水平較高， 甚至超過自身主業(yè)， 成為企業(yè)的主要利潤來源。命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）的均值為0.729， 標準差為0.607， 表明各地區(qū)各年度的樣本分布較為均衡。公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）的均值為302.755， 極小值（16）和極大值（861）間差距較大， 表明不同地區(qū)的公眾參與程度存在較大差異。市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Inc）的均值為0.001， 表明工業(yè)污染治理投資完成額占地方生產(chǎn)總值的0.1%。此外， 樣本企業(yè)財務(wù)杠桿（Lev）的均值為0.442， 總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）的均值為0.040， 凈資產(chǎn)收益率（ROE）的均值為0.065， 經(jīng)營凈現(xiàn)金流（CFO）的均值為0.050， 各財務(wù)指標在一定程度上表明樣本企業(yè)的財務(wù)狀況良好。同時， 樣本企業(yè)董事會規(guī)模（Board）的均值為8.859， 存在管理層持股（Mhold）的企業(yè)占比為72.9%， 有高校、 科研機構(gòu)任職經(jīng)歷高管的企業(yè)占比為90.3%， 各公司治理指標說明樣本企業(yè)的公司治理有較強的趨同性。其他宏觀控制變量與現(xiàn)實基本一致。

五、 實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸

表3報告了對H1和H2的檢驗結(jié)果， 即不同類型環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)金融投資水平的直接影響。其中， 第（1）、 （3）和（5）列為不添加控制變量、 未控制固定效應(yīng)的回歸結(jié)果， 第（2）、 （4）和（6）列為添加控制變量、 控制固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果?？梢钥闯?， 命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。由于該指標為逆向指標， 負相關(guān)關(guān)系表明命令型環(huán)境規(guī)制越嚴格， 實體企業(yè)的金融投資水平越高， 支持了H1。公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正， 表明非正式制度的監(jiān)督會給企業(yè)帶來經(jīng)營壓力， 進而提高企業(yè)的金融投資水平。兩類“負向懲罰”手段均對實體企業(yè)的金融投資水平表現(xiàn)出推動作用， 進一步支持了H1。此外， 市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Inc）的系數(shù)分別在1%和10%的水平上顯著為負， 表明“正向激勵”手段抑制了企業(yè)短期金融投資傾向， 降低了實體企業(yè)金融投資水平， 支持了H2。

（二）中介效應(yīng)檢驗

管理層持股中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果如表4所示。其中， 第（1）、 （3）和（5）列是中介變量作為被解釋變量時的檢驗結(jié)果， 第（2）、 （4）和（6）列是中介效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果?？梢钥闯?， 中介效應(yīng)所有關(guān)鍵變量的系數(shù)均在1%、 5%和10%的水平上顯著。此外， 根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究可知， 命令型環(huán)境規(guī)制工具檢驗中的間接效應(yīng)與直接效應(yīng)符號相反（|ab/c|為0.002）， 出現(xiàn)效應(yīng)被遮掩的情況， 其他兩類環(huán)境規(guī)制工具檢驗中的間接效應(yīng)與直接效應(yīng)符號相同（ab/c分別為0.037和0.026）， 可認定為部分中介效應(yīng)。綜上， 中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果證實了不同類型環(huán)境規(guī)制工具會影響管理層私人收益， 導(dǎo)致其金融投資偏好發(fā)生變化， 進而影響實體企業(yè)的金融投資水平， 驗證了管理層持股在機制鏈條中的存在性。

（三）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

在面臨嚴格的環(huán)境政策時， 企業(yè)會根據(jù)融資約束程度和搬遷成本改變其研發(fā)、 投資等決策。一方面， 銀行會提高污染企業(yè)的貸款利率， 形成融資約束（Fan等，2021）， 提高了企業(yè)通過金融投資獲取短期收益的可能。另一方面， 由于環(huán)境治理存在“污染天堂假說”， 即高污染企業(yè)迫于所在地區(qū)嚴格的環(huán)境治理政策， 會集中搬遷至環(huán)保要求較低的地區(qū)， 形成“污染天堂”（Kellenberg，2009）， 因此搬遷成本可能會影響企業(yè)的投資決策。本文引入融資約束程度和搬遷成本兩個調(diào)節(jié)變量， 檢驗二者是否為影響基準回歸模型的關(guān)鍵因素。其中： 融資約束程度（KZ指數(shù)）的測度借鑒了Kaplan和Zingales（1997）的方法； 搬遷成本（CI）的度量借鑒了田成詩和韓振乙（2021）的做法， 通過企業(yè)固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來表征。調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果如表5所示。

由表5可以看出， 融資約束程度（KZ）與三類環(huán)境規(guī)制工具的交乘項系數(shù)均在5%以上水平上顯著。其中， GZ-Com×KZ項系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 表明融資約束增強了命令型環(huán)境規(guī)制工具對實體企業(yè)金融投資水平的推動作用。這是由于當(dāng)實體企業(yè)面臨融資約束時， 強制性的環(huán)境規(guī)制工具給企業(yè)帶來了巨大壓力， 導(dǎo)致企業(yè)傾向于尋求短期獲利， 從而提高了其金融投資水平。但融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)并未作用于所有負向懲罰手段， GZ-Pub×KZ項系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 表明融資約束并未增強公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具和實體企業(yè)金融投資水平之間的正向關(guān)系， 二者對實體企業(yè)金融投資水平增長的貢獻存在一定的替代作用。此外， GZ-Inc×KZ項系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 表明融資約束削弱了市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具與金融投資水平之間的負向關(guān)系， 即隨著融資約束程度的提高， 企業(yè)的現(xiàn)金流趨于緊張， 管理者會做出增加金融投資的決策， 從而導(dǎo)致實體企業(yè)金融投資水平提高。

搬遷成本（CI）和各類環(huán)境規(guī)制工具交乘項的檢驗結(jié)果與融資約束程度（KZ）的檢驗結(jié)果相似。由于“污染天堂”的存在， 當(dāng)面臨較大的環(huán)境規(guī)制壓力時， 企業(yè)傾向于將高污染業(yè)務(wù)集中搬遷至“污染天堂”， 但搬遷成本對現(xiàn)金流的影響會成為制約企業(yè)做出此類決策的重要因素。若搬遷成本較高， 管理者可能選擇短期金融投資來緩解環(huán)保壓力帶來的私人收益減少。由此可以看出，當(dāng) 搬遷成本較高時， 環(huán)境規(guī)制壓力越高， 實體企業(yè)的金融投資水平越高， 這與融資約束的影響機制類似。因此， 在面對不同環(huán)境規(guī)制工具時， 搬遷成本與融資約束發(fā)揮了異曲同工之效， 均是通過影響現(xiàn)金流來改變管理者的金融投資決策。

（四）異質(zhì)性檢驗

1. 重污染行業(yè)的異質(zhì)性檢驗。重污染行業(yè)所面臨的環(huán)保要求更高， 企業(yè)承擔(dān)的業(yè)績壓力也相應(yīng)更大。本文借鑒黎文靖和路曉燕（2015）的研究， 按照環(huán)保部在2010年公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》中的標準， 將樣本企業(yè)進行分組回歸， 檢驗結(jié)果如表6所示。其中， 火電（D44）、 鋼鐵（C31）、 水泥（C30）、 電解鋁（C32）、 煤炭（B06）、 冶金（C31/32）、 化工（C26）、 石化（C25）、 建材（C30）、 造紙（C22）、 釀造（C15）、 制藥（C27）、 發(fā)酵、 紡織（C17）、 制革（C19）和采礦業(yè)（B）等16類行業(yè)中的企業(yè)屬于重污染行業(yè)組， 其他行業(yè)中的企業(yè)為非重污染行業(yè)組。表6中第（1）、 （2）和（3）列為重污染行業(yè)組回歸結(jié)果， 第（4）、 （5）和（6）列為非重污染行業(yè)組回歸結(jié)果。

從第（1）和第（4）列的結(jié)果可以看出， 命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）在兩類子樣本中發(fā)揮的作用均較為顯著（p<0.05）， 表明強制性環(huán)境規(guī)制工具給管理者造成較大壓力， 導(dǎo)致了實體企業(yè)金融投資水平的上升。從第（2）和第（5）列的結(jié)果可以看出， 公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）在非重污染行業(yè)子樣本中發(fā)揮的作用更強（p<0.1）， 表明輿論等公眾監(jiān)督并不會對重污染企業(yè)的管理者造成較大壓力。從第（3）和第（6）列的結(jié)果可以看出， 市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Inc）在重污染行業(yè)子樣本中發(fā)揮的作用更強（p<0.01）， 但在非重污染行業(yè)子樣本中的回歸系數(shù)為正且不顯著。這表明重污染企業(yè)面臨較大的環(huán)保指標壓力和迫切的綠色創(chuàng)新需求， 稅收優(yōu)惠等正向激勵工具能促使其更加專注于工藝改進和綠色創(chuàng)新， 從而有效降低企業(yè)的金融投資水平。但對于非重污染企業(yè)來說， 其并沒有足夠的動力在獲得環(huán)境規(guī)制激勵后繼續(xù)致力于環(huán)保創(chuàng)新， 反而可能將部分激勵再用于金融投資， 導(dǎo)致本末倒置的情況出現(xiàn)。

2. 企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性檢驗。企業(yè)規(guī)模在一定程度上可以表征企業(yè)的風(fēng)險抵御能力。在面對嚴格的環(huán)境規(guī)制工具時， 大型企業(yè)往往更易消化環(huán)保政策帶來的業(yè)績壓力， 并借助環(huán)境規(guī)制工具自主轉(zhuǎn)型， 而中小企業(yè)則恰恰相反。本文借鑒鄧玉萍等（2021）的做法， 結(jié)合實體企業(yè)總資產(chǎn)的中位數(shù)， 將全樣本劃分為大型企業(yè)和中小型企業(yè)兩個子樣本進行分組檢驗（結(jié)果見表7）。其中， 第（1）、 （2）和（3）列為中小型企業(yè)（即企業(yè)規(guī)模小于中位數(shù)）子樣本的分組檢驗結(jié)果， 第（4）、 （5）和（6）列為大型企業(yè)（即企業(yè)規(guī)模大于中位數(shù)）子樣本的分組檢驗結(jié)果?？梢钥闯?， 相比于中小型企業(yè)， 命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）與金融投資水平（Fin）之間的關(guān)系在大型企業(yè)子樣本中消失， 但公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）發(fā)揮的作用仍在1%的水平上顯著為正。這說明盡管大型企業(yè)更易消化環(huán)保政策帶來的業(yè)績下滑壓力， 但公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具仍可能通過企業(yè)社會責(zé)任、 口碑等形式給管理層帶來更大的壓力， 從而造成實體企業(yè)金融投資水平的進一步提升。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性檢驗。本文運用兩階段最小二乘法（2SLS）進一步緩解潛在的內(nèi)生性問題。我國能源消費結(jié)構(gòu)仍然以煤炭和石油等初級能源產(chǎn)品為主， 清潔能源消費占比較小。初級能源產(chǎn)品的消費通常伴隨消耗大、 污染高、 熱值低等特征， 能源消費效率既能很好地與解釋變量環(huán)境規(guī)制工具（GZ）產(chǎn)生較強聯(lián)系， 又與被解釋變量的擾動項不存在相關(guān)關(guān)系。因此， 本文將能源消費效率（NY）作為工具變量， 通過各省能源消費量與GDP的比值來衡量， 檢驗結(jié)果見表8?？梢钥闯?， 該工具變量不存在弱工具變量和過度識別等問題。在第一階段中， 能源消費效率（NY）與命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）在1%的水平上顯著正相關(guān)， 表明工具變量對環(huán)境規(guī)制工具有較好的解釋能力。第二階段的回歸結(jié)果與主檢驗保持一致， 表明控制內(nèi)生性問題后研究結(jié)果依然穩(wěn)健。

2. 替換被解釋變量與解釋變量。實體企業(yè)在權(quán)益投資過程中獲得的應(yīng)收利息與應(yīng)收股利， 雖然并沒有實際到賬， 但根據(jù)權(quán)責(zé)發(fā)生制原則也可以納入金融類資產(chǎn)的研究范疇。本文借鑒張成思和鄭寧（2020）的做法， 將應(yīng)收利息與應(yīng)收股利也納入金融類資產(chǎn)的范疇， 形成新的實體企業(yè)金融投資水平指標（Fin2）進行穩(wěn)健性檢驗， 檢驗結(jié)果如表9中第（1）、 （2）和（3）列所示?？梢钥闯?， 被解釋變量替換為Fin2后， 與命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）、 公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）和市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Inc）分別在1%、 5%和10%的水平上顯著相關(guān)， 檢驗結(jié)果與主檢驗結(jié)果保持一致。

另外， 本文將解釋變量命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）中工業(yè)廢水、 工業(yè)SO2和工業(yè)煙塵三類污染物排放量通過熵值法降維， 構(gòu)建新的命令型環(huán)境規(guī)制工具指標（GZ-Com2）進行穩(wěn)健性檢驗， 檢驗結(jié)果如表9第（4）列所示?？梢钥闯觯?GZ-Com2與實體企業(yè)金融投資水平（Fin）在1%的水平上顯著負相關(guān)， 且系數(shù)和顯著性均大于原檢驗。替換被解釋變量和解釋變量后的檢驗結(jié)果與原檢驗均保持一致， 表明研究結(jié)論具有充分的解釋力度。

3. 縮小樣本量。相對于制造業(yè)企業(yè)， 非制造業(yè)企業(yè)面臨的環(huán)境規(guī)制關(guān)注度與力度均相對較弱。為驗證結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文借鑒黃群慧（2017）對實體企業(yè)概念界定的分層框架， 將實體企業(yè)的界定縮小至非制造業(yè)企業(yè)范疇， 以證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂）中制造業(yè)行業(yè)分類的第1位數(shù)字為行業(yè)控制標準， 縮小后樣本量為7763個， 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表10所示?？梢钥闯觯?在非制造業(yè)樣本中， 主檢驗的影響路徑在命令型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Com）和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Pub）中仍然成立， 顯著性水平均為5%。市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具（GZ-Inc）的檢驗結(jié)果仍然為負， 但并不顯著。這在一定程度上可以表明非制造業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制工具存在鈍感。

六、 結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論

不同類型的環(huán)境規(guī)制工具為改善我國環(huán)境問題發(fā)揮了巨大的作用， 但在實施過程中， 政府的“環(huán)境錦標賽”和企業(yè)“環(huán)保壓力”之間存在矛盾， 在環(huán)境規(guī)制工具和綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的綜合作用下， 管理層的投資決策和實體企業(yè)的金融投資水平均會相應(yīng)發(fā)生改變。本文對負向懲罰型環(huán)境規(guī)制工具、 正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具和企業(yè)金融投資水平之間的關(guān)系進行了實證檢驗， 并系統(tǒng)研究了不同類型環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)金融投資水平的內(nèi)在作用機制。

研究發(fā)現(xiàn)： 命令型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具具有“負向懲罰”特征， 在短期內(nèi)對企業(yè)的金融投資水平有正向推動作用； 市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具具有“正向激勵”特征， 可以抑制企業(yè)的金融投資， 使企業(yè)將更多資源投入綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展等實物投資領(lǐng)域。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示， 環(huán)境規(guī)制工具主要通過“鞭打快?！薄爸鬲勢p罰”、 緩解成本壓力、 獲得減稅和資金獎勵等激勵機制影響管理層私人收益， 進而對其金融投資偏好產(chǎn)生影響， 最終改變了實體企業(yè)的金融投資水平。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)， 融資約束程度和搬遷成本通過改變企業(yè)現(xiàn)金流來影響管理者的金融投資決策， 強化了命令型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具對金融投資水平的正向作用， 抑制了市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具對金融投資水平的負向作用。另外， 高污染行業(yè)企業(yè)對命令型環(huán)境規(guī)制工具更加敏感， 公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具在大型企業(yè)中發(fā)揮的作用更加顯著。

（二）啟示

基于上述研究結(jié)論， 本文對我國環(huán)境污染治理提出如下政策建議。首先， 對于污染程度較低的企業(yè)， 應(yīng)擴大市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具的運用場景和實踐力度。作為正向激勵型環(huán)境規(guī)制工具， 既可以減少企業(yè)對環(huán)保指標的抵觸情緒， 又可以避免“污染天堂”的產(chǎn)生。其次， 對于高污染行業(yè)中的大型企業(yè)， 可以加強命令型、 公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具的應(yīng)用。雖然嚴格的環(huán)境執(zhí)法、 環(huán)境指標體系會在一定程度上導(dǎo)致企業(yè)金融投資水平上升， 但“兩害相權(quán)取其輕”。對于大型高污染實體企業(yè)， 應(yīng)更加嚴厲地遏制和懲戒其環(huán)境違法行為， 提升環(huán)境治理水平， 為此可以通過金融投資渡過短期難關(guān)。最后， 企業(yè)在管理層激勵制度的設(shè)計上要注重長期性。管理層是企業(yè)的掌舵人， 在環(huán)境問題較為突出時， 應(yīng)將環(huán)保指標納入激勵機制， 使管理層能夠主動、 積極地配合地區(qū)環(huán)保政策， 實現(xiàn)綠色生產(chǎn)。

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（責(zé)任編輯·校對： 許春玲? 李小艷）

【基金項目】山西省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃專項課題（項目編號：2022YD125）