高管股權激勵的環境治理效應：“名副其實”抑或“虛有其表”＊
——基于我國A 股高污染企業的經驗證據

王 京，范明珠，林 慧

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

一、引言

改革開放以來，我國經濟發展迅速。然而，長期的粗放式經濟發展模式積累了嚴重的生態環境問題，對我國經濟發展質量和居民生活安全造成了系統性沖擊，開展全方位的環境治理已經刻不容緩。在此背景下，“十四五”時期成為我國推動減污降碳協同增效、實現生態環境質量改善由量變到質變的關鍵時期，黨的二十大報告更是將“人與自然和諧共生的現代化”上升為“中國式現代化”的內涵之一，進一步明確了新時代中國生態文明建設的戰略任務。需要指出的是，環境污染的系統性意味著環境治理需要政府、企業和社會公眾的共同參與，而企業作為環境污染治理和生態保護最重要的責任主體，其環境導向是我國綠色經濟發展和環境質量改善的關鍵。有鑒于此，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發的《關于構建現代環境治理體系的指導意見》進一步明確了企業在現代環境治理體系中的主體地位。作為環境污染與環境治理的關鍵主體，企業的環保態度及投資選擇是我國打贏污染防治攻堅戰的重要影響因素。然而，考慮到環境資源的公共物品屬性與環境污染的負外部性特征，以及當前企業環境違法成本相較于環境治理的機會成本更低的現實（權小鋒等，2018），具有自利行為導向的企業普遍表現出較低的環保意愿，這導致我國環境治理投入總額難以滿足環保資金缺口的問題仍未得到根本性緩解。

企業作為一系列利益相關者的締約體，其環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者的約束（王云等，2017；謝東明，2020），也受管理層等內部利益相關者的影響。作為財務決策的主要制定者和實際執行人，高管的環保態度和利益導向差異會導致企業不同的環境治理投入內容（履行環境治理責任的實質性投入和轉嫁環境治理責任的轉移性投入），產生積極或消極的環境治理效果（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）；而環境治理投入大、周期長、難以產生經濟利益的財務特性和我國當前環境違規成本偏低的現實（權小鋒等，2018），也為管理層的消極環保行為提供了動機和空間。因此，除外部行政化、市場化等政策工具外，內部激勵機制也是影響管理層環境治理選擇的一種途徑。這意味著股權激勵可能成為影響高管環境治理效應的重要激勵機制。然而，目前關于企業環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環保投入的整體水平（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），較少有文獻從投入的異質性角度探究不同類型的環保投入是否會受到差異性影響；此外，現有文獻對股權激勵與環境信息披露、ESG 表現的關系主要從信息披露視角進行討論（Aboody 和Kasznik，2000），從投資視角關注高管股權激勵與企業實際環境治理投入關系的研究較少，值得進一步挖掘。

有鑒于此，本文基于環境治理投入內容的不同功能與動機，將環境治理投入分為轉移性環境治理投入與實質性環境治理投入，結合內外部治理機制考察高管股權激勵的環境治理效應?？紤]到高污染行業的典型性，本文選取2009—2020 年我國高污染行業A 股上市企業為樣本，研究結果表明：首先，高管股權激勵會抑制企業轉移性環境治理投入，增加其實質性環境治理投入，提高高污染企業環保積極性；其次，高管股權激勵通過提高企業經營效率和抑制管理層短視影響其轉移性與實質性環境治理投入；最后，環境規制、市場競爭、媒體壓力和分析師關注等外部治理因素均會強化高管股權激勵與轉移性環境治理投入的負向關系，促進高管股權激勵與實質性環境治理投入的正向關系，提高高管股權激勵的環境治理效應。

與已有研究相比，本文可能的貢獻在于：首先，本文跳出已有文獻關于企業環境治理投入同質性的研究習慣，不再從環保投入整體水平出發探究其影響因素，而是在對不同類型環境治理投入進行手工搜集和整理的基礎上，從投資動機異質性角度分析了高管股權激勵對企業轉移性與實質性環境治理投入的影響，為企業環境治理研究提供了一個更為新穎且細致的視角；其次，本文探究了高管股權激勵影響企業異質性環保投入的作用路徑，從效率和治理層面刻畫了高管股權激勵影響企業環境治理行為的機理；最后，不同于以往研究更多地關注股權激勵如何作用于高度綜合和抽象的環境信息披露，本文直接探討了高管股權激勵對環境治理投入的影響，不僅從財務管理領域豐富了企業環境治理領域的研究文獻，而且為企業內外部治理機制與環保投資決策優化提供了經驗證據，也為我國決策部門環境治理政策的完善與深化提供了決策參考，對于我國高質量發展目標的實現具有一定啟示價值。

二、理論分析與研究假說

近年來，隨著政府環境規制的日趨嚴格和社會公眾對環境問題的持續關注，企業的環境違規代價不斷提高，且環保表現不佳會對自身生產經營和市場聲譽產生較大沖擊。在政策與市場的雙重約束下，環境治理投入正成為企業投資管理的重要內容。作為企業經營管理決策的主要制定者和實際執行人，高管的環保態度和利益導向直接影響企業環境治理投入規模和內容（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）。在涉及多方利益博弈的環保決策中，企業的環境治理選擇必定是管理層在權衡環境違規與環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險的難度較大，因此其往往具有明顯的風險規避動機，對短期內難以獲得收益的高風險項目的投資積極性不高（Jensen 和Meckling，1976）。相應地，現代企業普遍存在的兩權分離特征也為管理層代理問題的產生提供了制度空間，使得其決策選擇更多地基于個體利益最大化而非企業長期發展，這意味著高管動機與選擇會影響企業環境治理決策。由于環境治理存在周期長、資金需求大和難以產生經濟利益等特性，對其投資可能會對企業短期經營業績產生一定程度的損害，從而影響高管薪酬契約的實現。因此，為規避自身利益受損的風險，企業高管進行環境治理的意愿較低，反而可能存在以犧牲環境為代價來追求自身利益最大化的動機（亞琨等，2022）。顯然，短期薪酬激勵模式會降低高管的環保積極性。

作為緩解委托代理問題的公司內部治理工具，股權激勵會影響高管的利益函數和風險承擔意愿，考慮到企業環境治理具有長期的市場效應和價值效應（Porter 和van der Linde，1995；唐國平等，2013；劉媛媛等，2021），通過股權激勵將高管收益與企業長期盈利能力掛鉤（Jensen 和Meckling，1976），可以促使高管為維護股價穩定性而更加關注企業長期發展能力和市場聲譽，從而緩解其環境治理積極性不高的問題。需要指出的是，企業環境治理投入的構成較為復雜，不同的投入內容代表著不同的環保態度和動機。與環保設備購買、技術改造和綠化費等具有環境治理功能的實質性投入相比，環保稅、資源稅、排污費和環境罰款等更像是企業為轉嫁自身環境治理責任而支付的代價（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022），這種轉移式投入實際上意味著企業并未履行自身環保責任，仍然會造成環境污染。隨著我國環境規制強度和環境信息披露要求不斷提高，企業（尤其是高污染企業）環境治理投入的類型、規模和治理效果等的信息披露更加充分和明確，使得高管環境治理決策過程中的環保態度與投資動機更容易被觀察到，這意味著僅從規模視角對企業環境治理投入進行整體性考察難以厘清企業真正的環境態度和治理導向。那么，高管股權激勵究竟會對企業環境治理行為產生何種影響呢？

根據股權激勵的長期效應，對高管進行股權激勵具有積極的環境導向，可以降低企業轉移性環境治理投入，增加其實質性環境治理投入。一方面，就高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入的關系而言，股權激勵能夠促使高管實現其個體利益與企業整體利益的趨同，有助于驅動其通過技術、管理等手段提高企業經營效率，實現節能減排（亞琨等，2022）。首先，技術效率提升帶來的污染物排放量下降可以降低企業的遵從成本，吸引具有綠色偏好的消費者購買產品，從而降低轉移性環境治理投入。其次，資源利用效率的提高有助于企業樹立良好的形象，提升其社會聲譽和品牌價值，也有利于企業滿足政府的環保達標要求，提升其獲得政府環境稅負優惠和綠色信貸的機會，為企業增加實質性環境治理投入提供支持。最后，生產效率的提高可以向外部傳遞出企業技術先進和發展前景良好的信息，而且使社會公眾對企業形成“資源節約”的良好印象，提高投資者的投資意愿，從而為企業實質性環境治理提供資源基礎。另一方面，股權激勵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，增加企業承擔社會責任的動機。首先，日趨嚴格的環境信息披露要求和環境規制制度導致企業為環境污染行為付出的代價迅速增加，資源消耗和污染物排放的高額稅負以及環境罰款不但增加了企業經營的資金壓力，而且會加劇其被環保部門責令停業整頓的風險，影響企業經營穩定性。其次，轉移性環境治理投入的本質是對環境污染治理責任轉嫁的補償，這種負面信息會向資本市場傳遞消極信號，從而影響投資者態度，損害企業估價。對企業高管而言，股權激勵實現了股東與管理層的收益共享和風險共擔，這意味著企業經營穩定性和股價表現會影響高管的個體利益。因此，股權激勵更像是“金手銬”，可以改善高管在環保投資決策過程中的短視問題，約束其轉移環保責任的機會主義行為，提高其環境治理的主動性。

綜上可知，就企業環境治理而言，對高管進行股權激勵不僅有助于提高企業生產與運營效率，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，提高其環保意愿，從經營效率與管理層治理兩方面提高資源利用效率，降低單位產品的能源消耗，從而降低轉移性環境治理投入，增加實質性環境治理投入。

然而，也有學者認為，作為理性經濟人的大股東和管理層普遍缺乏環境治理與環保投資的積極性，二者可能“合謀”逃避自身的環境治理責任（唐國平和李龍會，2013）。施行股權激勵后，高管兼具“股東”身份，可能更容易與大股東形成利益共同體，影響企業環境治理決策。就高管股權激勵與轉移性環境治理投入而言，從壕溝效應來看，股權激勵增加了高管的控制力和信息優勢，提高了其為謀取私利進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，考慮到環境污染的外部性，當以盈利為目的的企業進行污染性生產活動的經濟利益高于其環境違法成本時，出于追求企業業績和個體私利的目的，高管可能忽視環境治理責任，放任其在生產活動中污染環境，從而導致轉移性環境治理投入增加（亞琨等，2022）。其次，由于環境治理投入大、周期長和難以產生經濟利益等財務特性，當環境污染的預防和治理成本高于其收益或高于支付的稅費乃至罰款等違規成本時，將導致企業利益長期受損（權小鋒等，2018），這同樣可能降低享有股權激勵的高管的環境治理意愿，使得其在環境治理過程中更愿意進行轉移性投入而非實質性投入。此外，新興加轉軌的特殊發展階段導致我國資本市場的監管與信息披露制度還有待完善，使得市場有時無法對企業環境污染事件及其違規處罰等負面信息做出及時、充分的反應，這也在一定程度上誘發了高管以消耗資源和污染環境為代價追求經濟利益，從而向資本市場釋放企業高盈利信號的動機。

此時，對高管進行股權激勵增強了其對企業決策的控制能力，反而為其機會主義行為提供了空間，從而導致企業經營效率下降，環境治理積極性降低；而且，考慮到環境的公共產品屬性，企業環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”的高管的環境治理意愿，反而不利于企業降低資源消耗和污染物排放水平，最終導致企業更多地通過轉移性環境治理投入轉嫁自身環保責任?？梢园l現，高管股權激勵也可能導致企業消極的環境治理選擇。

綜上可知，高管股權激勵對企業環境治理投入的影響較為復雜?；谝陨侠碚摲治?，本文提出如下競爭性假設考察高管股權激勵的環境治理效應：

H1a（積極環境治理效應）：高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入負相關。

H1b（積極環境治理效應）：高管股權激勵與企業實質性環境治理投入正相關。

H2a（消極環境治理效應）：高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入正相關。

H2b（消極環境治理效應）：高管股權激勵與企業實質性環境治理投入負相關。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源。本文選取2009—2020 年我國滬深兩市A股重污染行業上市企業作為研究樣本，①參照證監會2012 年發布的《上市公司行業分類指引》和《上市公司環保核查行業分類管理名錄》（環辦函〔2008〕373 號），并對照2010 年環保部公布的《上市公司環境信息披露指南》（征求意見稿），本文將隸屬于火電、鋼鐵、采礦業、電解鋁、水泥、煤炭、冶金、石化、化工、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、制革和紡織16 個重污染行業的上市企業定義為重污染行業企業。并基于如下原則對樣本數據進行了篩選：（1）剔除環境治理投入的明細數據缺失或含糊不清的企業；（2）鑒于ST類企業財務結構及經營目標的特殊性，剔除該類企業；（3）為控制破產和并購重組等問題的影響，剔除資產負債率大于1 及營業收入增長率超過200%的樣本；（4）為降低異常值的干擾，對所有連續變量進行了上下1%分位的Winsorize處理，最終得到2 685 個樣本觀測值。其中，轉移性環境治理投入的觀測值為2 081 個，實質性環境治理投入的觀測值為1 606 個。本文根據樣本企業的年度財務報告及社會責任報告手工搜集和整理了不同類型環境治理投入的相關數據。此外，各年度區域環境污染治理投資相關數據來自《中國環境統計年鑒》，其他財務數據主要來自國泰安（CSMAR）數據庫。

（二）變量定義。

1.企業環境治理投入。根據相關研究可以發現，盡管存在“成本觀”與“費用觀”的認知差異，多數學者認為企業存在不同類型的環境治理投入（White 和Savage，1995；王立彥，1998；崔也光等，2019），且其代表了企業的不同環保態度與動機（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）。借鑒已有研究思路，本文對企業環境治理投入進行了細分，將環境稅、資源稅、排污費、資源補償費和環境罰款等歸類為轉移性環境治理投入；將環保設備購買、環保技術引進與改造投資、企業綠化費及生態環保投入等歸類為實質性環境治理投入（Tutore，2010；Calza 等，2016；亞琨等，2022）。①本文基于國務院發布的高耗能高污染行業目錄和證監會公布的行業名錄對照確定樣本企業，并從其年度財務報告附注、企業社會責任報告中篩選環保、技改、環保設備、環境修復、綠化、資源稅、排污費和環境罰款等關于環境治理內容的相關數據，最后根據其實際環境治理功能將其劃分為轉移性環境治理投入和實質性環境治理投入?？紤]到規模效應的影響，本文分別用轉移性環境治理投入總額與實質性環境治理投入總額占總資產的比重來衡量企業的異質性環境治理投入水平。②盡管轉移性環境治理投入的相關科目內容可能受到2018 年度環境保護費改稅政策的影響，但該變動屬于轉移性環境治理投入內部構成內容核算規范和計量科目的調整，并不會改變其強制性特征和企業對環境治理的態度。

2.高管股權激勵。為促使高管個體利益與企業長期發展目標的協同，股東通常采取授予股份的形式對企業高管進行長期激勵。借鑒已有文獻的研究思路（唐國平等，2013），本文采用高管持股數量占企業總股數的比例作為高管股權激勵的代理變量。③根據《中華人民共和國公司法》的規定，本文將企業總經理、副總經理、財務負責人、董事會秘書及公司章程中規定的其他管理人員納入企業高管的統計范疇。

3.控制變量。相關學者認為，企業環境治理決策會受內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：企業規模（Size），以企業資產總額的自然對數表示；債務結構（Maturity），以企業長期負債與短期負債之比表示；盈利能力（ROE），以企業凈資產收益率表示；資產結構（RTA），以企業有形資產與總資產之比表示；成長能力（Growth），以企業營業收入增長率表示；現金能力（Cash），以企業現金及現金等價物總額與總資產之比表示；周轉能力（Turn），以企業總資產周轉率表示；企業稅負（Tax），以企業實際所得稅與利潤總額之比表示；代理成本（Agency），以企業剔除相關環保支出后的管理費用與營業收入之比表示；市場競爭（Market），以企業銷售費用與營業收入之比表示；董事會規模（Bsize），以企業董事會人數的自然對數表示；董事會獨立性（IND），以企業獨立董事人數占比表示；產權性質（SOE），以企業實際控制人性質表示。此外，為控制行業屬性和宏觀經濟波動的影響，本文還設置了行業和年度虛擬變量。

（三）模型構建?；谝陨侠碚摲治?，本文構建如下回歸模型考察高管股權激勵與環境治理投入的關系：

模型（1）和模型（2）用于考察高管股權激勵對企業環境治理投入的影響。其中，MEI和VEI分別代表企業轉移性環境治理投入和實質性環境治理投入；MS代表高管股權激勵；Controls代表企業規模等控制變量；ε為模型的隨機誤差項。

四、回歸結果及分析

（一）描述性統計。由表1 可知，MEI均值為0.287，中位數為0.118，標準差為0.440；VEI均值為1.111，中位數為0.259，標準差為2.557。這表明我國企業的兩類環境治理投入均呈現出顯著的個體差異，且實質性環境治理投入個體差異更為明顯?？紤]到企業環境治理投入為放大100 倍后的統計值，這意味著盡管我國環境規制日趨嚴格，但企業環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，中位數為0，標準差為0.100，表明我國高污染企業實施高管股權激勵的情況整體上處于較低水平，薪酬激勵仍然是其主要的激勵機制。

表1 主要變量的描述性統計

（二）主要回歸結果分析。

1.基準回歸結果。表2 報告了基準回歸結果。模型（1）中MS的系數為-0.326，通過了1% 水平的顯著性檢驗，即高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入負相關，這表明股權激勵能夠抑制高管通過消極環境治理行為轉移自身環保責任。該結果支持了研究假設H1a，其具體經濟意義在于，高管股權激勵每增加1 個標準差，將使得企業轉移性環境治理投入降低3.260 個百分點，這相當于樣本均值的11.359%。相應地，模型（2）中MS的系數為1.630，通過了5%水平下的顯著性檢驗，即高管股權激勵與企業實質性環境治理投入正相關，這表明股權激勵能夠推動高管做出積極環境治理決策。該結果支持了研究假設H2a，其具體經濟意義在于，高管股權激勵每增加1 個標準差，將使得企業實質性環境治理投入增加16.300 個百分點，這相當于樣本均值的14.671%。綜上可知，高管股權激勵具有利益趨同效應，有助于企業形成積極的環保導向。

表2 高管股權激勵與企業環境治理投入關系

2.穩健性檢驗。

（1）關鍵變量替換。首先，環境治理投入的其他計算方法。本文使用企業營業收入控制規模效應的影響后重新對高管股權激勵與企業環境治理投入（MEIS等于轉移性環境治理投入/營業收入；VEIS等于實質性環境治理投入/營業收入）的關系進行了回歸分析。其次，高管股權激勵的其他計算方法?？紤]到我國高管股權激勵尚處于發展階段，其持股規模較小，本文采用高管持股數量取自然對數的方法對高管股權激勵指標進行計算后重新進行了回歸分析。最后，企業是否進行高管股權激勵的測度方法。本文根據中國證監會發布的《上市公司股權激勵管理辦法》（證監公司字[2005]151 號、中國證券監督管理委員會令第148 號）相關規定，①根據中國證監會發布的《上市公司股權激勵管理辦法》（試行）和中國證監會發布的《上市公司股權激勵管理辦法》（2018 年修訂）的要求，任何激勵對象通過股權激勵計劃獲授的股票累計不得超過企業股本總額的1%；如有超過，則需經股東大會特別決議批準。采用高管超額股權激勵的虛擬變量（Dumms，高管持股比例達到1%以上時取1，否則取0）重新進行了回歸分析。（2）改變樣本區間?？紤]到2018 年1 月1 日正式實行的《中華人民共和國環境保護稅法》帶來的環境規制和環保稅征管等方面的變化對企業環境治理行為的導向性影響，本文對《環境保護稅法》實行前后的樣本數據分組后進行了回歸分析。（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環境治理投入的資源、財務和治理因素等進行了控制，但企業經營與發展可能存在一些個性特征和慣性趨勢，為降低這些因素對回歸結果的影響，本文在回歸過程中進行了企業層面的聚類分析。主要回歸結果無實質性變化，說明本文的研究結論是穩健的。②限于篇幅，穩健性檢驗結果未予列出，詳見本文的工作論文版本。

3.內生性問題。

（1）樣本選擇偏誤。盡管監管部門對高污染企業環境信息披露的要求日趨嚴格，但我國當前的企業環境信息披露制度尚不夠完善，企業的環境治理投入數據披露存在一定缺陷。而本文僅以具有強制性披露要求或有實質性環境治理投入數據的高污染企業作為研究對象，可能導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中位數）為工具變量（IV），采用 Heckman 兩階段法對回歸結果進行了修正。（2）互為因果的內生性問題。盡管高管股權激勵會對企業環境治理行為產生影響，但實踐中同樣可能存在所有者為提高高管環保積極性而對其實施股權激勵的情況，即高管股權激勵與企業環境治理投入之間可能存在互為因果的關系。有鑒于此，本文采取如下方法對這一問題進行了控制。首先，工具變量法。選取剔除企業自身高管股權激勵后的年度行業均值（IV1）和企業年齡（IV2）作為工具變量③弱相關檢驗的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檢驗；Sargan 檢驗值分別為0.023 和0.033，均未通過顯著性檢驗，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模型重新進行了回歸分析。其次，PSM+DID。本文根據樣本企業是否存在高管股權激勵進行分組（Treat為虛擬變量：若企業存在高管股權激勵取1，反之取0），并運用傾向得分匹配法（PSM）進行1∶1 近鄰匹配，結合中國證券監督管理委員會2016 年度修訂的《上市公司股權激勵管理辦法》（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）對內生性問題進行了進一步檢驗，并通過了平行趨勢檢驗與安慰劑檢驗。本文進行雙重差分檢驗的模型見模型（3），其中EI代表MEI與VEI。①由于企業個體特征等隨著時間而變化的不可觀測因素可能會對結果產生干擾，為排除這種擔憂，本文隨機設置實施股權激勵計劃的企業并重復抽樣1 000 次再進行安慰劑檢驗后，主假設的結果不復存在。平行趨勢檢驗與安慰劑檢驗的結果詳見本文的工作論文版本。表3 列示了內生性檢驗的結果，進一步增強了本文結論的穩健性。

表3 內生性檢驗的回歸結果

五、拓展性分析

（一）作用機制分析。

1.企業運營效率的作用機制。相關學者發現，股權激勵能夠削弱企業高管的機會主義動機，有助于提高企業的運營效率。事實上，股權激勵帶來的高管與股東的風險共擔和利益趨同既有助于緩解高管出于職位安全考慮而產生的風險規避動機，又有助于抑制其基于個體私利的短期行為（Jensen 和Meckling，1976），對企業運營效率提升具有積極作用。相應地，企業運營效率的提高會影響其環境治理表現：一方面，運營效率的提高在一定程度上反映了企業管理與技術效率的提升，有助于減少企業生產過程中單位產品資源消耗量和污染物排放量，降低其環境遵循和治理等方面的負擔，從而削減其轉移性環境治理投入；另一方面，企業運營效率的提高不但有助于緩解其資源錯配問題，提高資源配置效率，而且可以降低企業生產成本，提升其市場競爭能力和資金使用效率，為企業積極進行環境治理提供財務基礎。因此，本文認為，高管股權激勵能夠緩解代理問題，提升運營效率，從而降低其轉移性環境治理投入，提高其實質性環境治理投入。本文借鑒相關學者的研究思路與方法（魯曉東和連玉君，2012），選取全要素生產率（TFP）作為代理變量，①事實上，對高管進行股權激勵能帶來的效率改進可能是多方面的，不僅可能包含生產經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化。因此，本文選取通常用來衡量經濟組織各要素組合綜合生產率的全要素生產率作為運營效率的代理變量?？疾炝似髽I運營效率的作用機制。具體模型如下：

由表4 可知，在全樣本組里，模型（4）中MS的系數為0.191，通過了1%水平的顯著性檢驗；在轉移性環境治理投入組里，模型（4）中MS的系數為0.089，通過了5%水平的顯著性檢驗；在實質性環境治理投入組里，模型（4）中MS的系數為0.314，通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明高管股權激勵能夠提高企業運營效率，產生積極的環境治理效應。

2.管理層短視的作用機制。企業環境治理決策是管理層權衡個體、企業和社會利益的綜合結果?？紤]到環境的公共產品屬性，對其進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，由于環境治理投資規模大、周期長和難以產生顯性經濟收益的特性（亞琨等，2022），投入資源進行環境治理不僅會影響企業當期經營業績，而且會占用企業資金，沖擊其正常的生產和投資活動，這顯然會影響管理層的薪酬契約實現，從而誘發其環境治理“短視”。此外，盡管我國的環境規制日趨嚴格，但其違規成本偏低的現實仍然可能加劇管理層的機會主義行為（權小鋒等，2018），促使其選擇轉嫁自身環境治理責任而非積極進行環境治理。管理層的這種短視行為顯然會影響企業的環保決策，導致其更多地傾向于轉移性環境治理投入而非實質性環境治理投入。與之相對，對高管進行股權激勵則可以產生利益趨同效應，促使其從股東利益出發考慮企業可持續發展問題，從而抑制管理層短視，推動其真正重視企業環境表現，降低轉移性環境治理投入，增加實質性環境治理投入，提升企業市場聲譽和競爭能力。

有鑒于此，本文借鑒相關學者的研究思路（胡楠等，2021），對上市公司年報中管理層討論與分析（MD&A）的內容進行短期視域詞匯統計，②本文借鑒胡楠（2021）的研究思路，構建了能夠反映管理者“短期視域”的中文詞集，包括10 個種子詞和33 個擴充詞集。種子詞具體包括天內、數月、年內、盡快、立刻、馬上、契機、之際、壓力、考驗；擴充詞集具體包括日內、數天、隨即、即刻、在即、最晚、最遲、關頭、恰逢、來臨之際、前夕、適逢、遇上、正逢、之時、難度、困境、嚴峻考驗、雙重壓力、通脹壓力等33 個。選取短視詞頻占比作為管理層短視的代理變量（Myopia），考察了高管股權激勵對企業環境治理行為的作用機制。具體模型如下：

由表5 可知，在全樣本組里，模型（5）中MS的系數為-0.073，通過了1%水平的顯著性檢驗；在轉移性環境投入組里，模型（5）中MS的系數為-0.088，通過了1%水平的顯著性檢驗；在實質性環境治理投入組里，模型（5）中MS的系數為-0.078，通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明高管股權激勵能夠有效抑制管理層短視主義，產生積極的環境治理效應。

表5 作用機制的回歸結果——管理層短視

（二）異質性分析——外部治理環境的調節效應。

1.環境規制的調節效應。環境規制是影響企業環境治理行為的重要外部因素（王云等，2017）。政府環保和監管部門為規范和強化企業環境行為而出臺的各種法律法規，會使其產生合規經營的需求，導致企業更加主動地進行環保投資（王云等，2017）。然而，受歷史原因、資源稟賦和地方保護主義等影響，我國不同地區的環境政策和環境污染懲罰力度存在差異，這可能會對企業高管的環境治理決策產生不同的影響。隨著我國法治制度日趨完善，企業環保稅征收和環境罰款等強制性現金流出的執行標準更為統一和明確，這可能會壓縮高管對企業轉移性環境治理投入的操縱空間。因此，區域環境規制越嚴格，企業的環境遵從成本越高，管理層長期收益損失越大，對享有股權激勵的企業高管消極環境治理行為的約束越大。與之相對，由于實質性環境治理投入的積極環保效應，高管對環保設備購買、綠色技術研發與生態保護等內容的自由裁量權可能更大（唐國平等，2013）?？紤]到更嚴格的環境規制帶來的高昂環境遵從成本和經營風險，享有股權激勵的高管可能更有動機通過實質性環境治理投入來提高企業績效和市場形象。因此，本文認為，環境規制具有環境治理效應，可能加劇高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入之間的負向關系，促進高管股權激勵與企業實質性環境治理投入之間的正向關系。

有鑒于此，本文參照相關學者的研究思路（李小平等，2012），以區域環境規制強度（環境污染治理投入總額占GDP比重）的年度行業中位數為基準對不同環境規制程度下高管股權激勵與企業環境治理投入的關系進行了分組檢驗。由表6 可知，就轉移性環境治理投入而言，在強環境規制組中，MS的系數為–0.310；在弱環境規制組中，MS的系數為-0.288，二者均在1%水平上顯著，且存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為2.23，在1%的水平下顯著）。這表明環境規制對高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入的負向關系具有積極作用，可以放大高管股權激勵對企業消極環境治理行為的抑制作用。就實質性環境治理投入而言，在強環境規制組中，MS的系數為2.507，在10%水平上顯著；在弱環境規制組中，MS的系數為0.919，未通過顯著性檢驗，二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為1.43，在10%的水平下顯著）。這表明環境規制對高管股權激勵與企業實質性環境治理投入的正向關系具有積極作用，可以提升股權激勵帶來的高管環境治理積極性。綜上可知，環境規制對高管股權激勵與企業環境治理投入之間的關系具有促進作用。

表6 異質性分析——環境規制與市場競爭地位的回歸結果

2.市場競爭的調節效應。盡管高管股權激勵會提高其環境治理積極性，但市場競爭地位可能對其與企業環境治理投入的關系產生影響：首先，從盈利能力視角看，激烈的市場競爭可能會對企業主營業務造成沖擊，不僅影響其短期市場占有率，而且影響其盈利的穩定性，這可能迫使高管將主要資源和精力集中于應對競爭對手的競爭壓力。其次，從職位安全視角看，產品市場波動會影響企業的經營穩定性，這可能影響股東對高管能力的評價，威脅其談判能力和個體聲譽，同樣會導致高管更加關注企業核心業務。即當市場競爭地位較低時，高管更有可能在環境治理問題上進行策略性妥協，更傾向于滿足基本的合規經營需求，而非積極進行環境治理。因此，本文認為，市場競爭地位具有環境治理效應，可能加劇高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入之間的負向關系，促進高管股權激勵與企業實質性環境治理投入之間的正向關系。

有鑒于此，本文參照相關學者的研究思路，以勒納指數的年度行業中位數為基準對不同市場競爭壓力下高管股權激勵與企業環境治理投入的關系進行了分組檢驗。由表6 可知，就轉移性環境治理投入而言，在高市場競爭地位組中，MS的系數為-0.398，在1%水平上顯著；在低市場競爭地位組中，MS的系數為-0.123，未通過顯著性檢驗；二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為5.96，在1%的水平下顯著）。這表明市場競爭地位對高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入的負向關系具有積極作用，可以放大高管股權激勵對企業消極環境治理行為的抑制作用。就實質性環境治理投入而言，在高市場競爭地位組中，MS的系數為1.961，在5%水平上顯著；在低市場競爭地位組中，MS的系數為0.501，未通過顯著性檢驗；二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為2.09，在1%的水平下顯著）。這表明市場競爭地位對高管股權激勵與企業實質性環境治理投入的正向關系具有積極影響，可以增強高管股權激勵對企業主動環境治理行為的促進作用。綜上可知，市場競爭地位對高管股權激勵與企業環境治理投入之間的關系具有促進作用。

3.媒體壓力的調節效應。企業經營的合法性依賴于社會公眾的評價，政府、媒體和其他社會組織等多渠道的監督可以增強企業的環境保護行為，而來自媒體的壓力不但是企業取得合法性的途徑，而且是其合法性危機的根源（Suchman，1995）?？紤]到負面報道對企業聲譽的重大沖擊，媒體壓力顯然會影響高管的環境治理選擇：媒體關于企業環境表現的負面評價不但可能導致其遭受環境監管部門的處罰，影響自身聲譽；而且可能降低政府、消費者和投資者對企業發展前景的預期，對企業價值產生不利影響。顯然，基于企業聲譽與長期發展的雙重目標，媒體壓力會迫使企業做出更為積極的環境治理選擇（王云等，2017）。因此，本文認為，媒體壓力具有環境治理效應，可能加劇高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入之間的負向關系，促進高管股權激勵與企業實質性環境治理投入之間的正向關系。

有鑒于此，本文參照相關學者的研究思路（潘愛玲等，2019），以媒體壓力（滯后一期媒體負面報道加1 的自然對數）的年度行業中位數為基準對不同媒體治理條件下高管股權激勵與企業環境治理投入的關系進行了分組檢驗。由表7 可知，就轉移性環境治理投入而言，在媒體壓力較大組中，MS的系數為–0.574，在1%水平上顯著；在媒體壓力較小組中，MS的系數為–0.135，未通過顯著性檢驗。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為2.14，在1%的水平上顯著）。這表明媒體壓力對高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入的負向關系具有積極作用，可以放大高管股權激勵對企業消極環境治理行為的抑制作用。就實質性環境治理投入而言，在媒體壓力較大組中，MS的系數為2.655，在5%水平上顯著；在媒體壓力較小組中，MS的系數為0.792，未通過顯著性檢驗。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為1.79，在5%的水平下顯著）。這表明媒體壓力對高管股權激勵與企業實質性環境治理投入的正向關系具有積極影響，可以增強高管股權激勵對企業主動環境治理行為的促進作用。綜上可知，媒體壓力對高管股權激勵與企業環境治理投入之間的關系具有促進作用。

表7 異質性分析——媒體壓力與分析師關注的回歸結果

4.分析師關注的調節效應。企業的“漂綠”行為和高管基于不同動機的選擇性信息披露往往會加劇企業環境信息的不對稱問題，進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，能夠顯著影響企業的社會責任績效，尤其是能夠降低企業不負社會責任的行為。事實上，分析師自身的專業知識和行業經驗有利于其發現企業財務報告中隱藏的問題，約束管理層的機會主義行為；同時會強化企業面臨的社會輿論壓力和聲譽壓力，可能迫使高管優化自身環境治理決策，通過更積極的環境治理行為向社會公眾證明和維護企業經營的合法性。因此，本文認為，分析師關注具有環境治理效應，可能加劇高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入之間的負向關系，促進高管股權激勵與企業實質性環境治理投入之間的正向關系。

有鑒于此，本文參照相關學者的研究思路，以分析師關注（分析師當年企業研報數量加1 取自然對數）的年度行業中位數為基準對不同分析師關注程度下高管股權激勵與企業環境治理投入的關系進行了分組檢驗。由表7 可知，就轉移性環境治理投入而言，在高分析師關注組中，MS的系數為-0.343，在1%水平上顯著；在低分析師關注組中，MS的系數為-0.192，未通過顯著性檢驗。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為1.95，在1%的水平下顯著）。這表明分析師關注對高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入的負向關系具有積極作用，可以放大高管股權激勵對企業消極環境治理行為的抑制作用。就實質性環境治理投入而言，在高分析師關注組中，MS的系數為1.522，在10%水平上顯著；在低分析師關注組中，MS的系數為2.705，未通過顯著性檢驗。二者存在明顯的組間差異（Chow檢驗值為1.42，在10%的水平下顯著）。這表明分析師關注對高管股權激勵與企業實質性環境治理投入的正向關系具有積極影響，可以增強高管股權激勵對企業主動環境治理行為的促進作用。綜上可知，分析師關注對高管股權激勵與企業環境治理投入之間的關系具有促進作用。

（三）進一步討論——高管股權激勵與企業環境治理決策“改弦易轍”。需要指出的是，盡管本文分別驗證了高管股權激勵對企業不同類型環境治理投入的影響，但仍存在這樣一個困惑：當企業同時存在轉移性與實質性環境治理投入時，高管股權激勵是否會導致企業環境治理導向“改弦易轍”？即高管股權激勵是否會導致企業的轉移性環境治理投入向實質性環境治理投入“遷移”？本文認為，從利益趨同的視角看，無論是出于長期收益追求，還是出于個體聲譽與職位安全需求，高管股權激勵都有可能導致企業環境治理導向產生變化，更加傾向于積極進行環境治理。有鑒于此，本文構建了企業實質性環境治理投入相對占比這一變量（AT，實質性環境治理投入與環境治理投入總額之比）來考察這兩類環境治理投入之間的關系。由表8 可知，MS的系數為0.376，通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明高管股權激勵會導致企業實質性環境治理投入的相對比重增加，更傾向于積極進行環境治理。這進一步驗證了本文的研究假設。

表8 高管股權激勵與企業環境治理導向

六、結論及啟示

本文基于我國滬深兩市A 股高污染上市企業2009—2020 年度的統計數據，實證檢驗了高管股權激勵的環境治理效應，考察了高管股權激勵影響企業環境治理投入的作用機制，并基于我國制度背景與現實情境考察了外部治理環境對二者關系的異質性影響。研究發現：（1）高管股權激勵與企業轉移性環境治理投入負相關，與實質性環境治理投入正相關，即高管股權激勵提高了我國高污染企業的環境治理積極性；（2）高管股權激勵通過提高企業經營效率和抑制管理層短視影響其轉移性與實質性環境治理投入；（3）環境規制、市場競爭、媒體壓力和分析師關注等外部治理因素均會強化高管股權激勵與轉移性環境治理投入的負向關系，促進高管股權激勵與實質性環境治理投入的正向關系，提高高管股權激勵的環境治理效應。

基于以上研究結論，本文衍生出如下政策建議：首先，完善我國企業股權激勵制度。盡管股權激勵正快速成為我國企業高管激勵體系的重要組成部分，但其激勵深度和廣度尚有待深化。一方面，企業應重視股權激勵工具的運用，合理設計股權激勵機制，適當擴大股權激勵在高管激勵方案中的比重，真正形成高管自身利益與企業長遠發展協同的長效機制；另一方面，企業應完善股權激勵的評價指標，將環境績效納入高管股權激勵的評價體系，推動管理層關注企業環境治理。其次，細化環境治理考核指標?？紤]到消極環境治理行為與主動環境治理行為的不同環境后果，監管部門應細化環境治理考核指標的內容，通過更為明確的指標體系進一步對企業轉嫁自身環境治理責任的轉移代價與積極履行環保責任的環境治理投入進行區分，并據此考量企業的實際環境治理效果，制定相應的監管制度，引導企業真正樹立綠色發展理念，從源頭上進行環境污染防治，切實履行自身環保責任。再次，引導企業重視資源配置效率和技術創新效率。一方面，決策部門應積極培育和健全要素市場，促進資源充分流動；另一方面，決策部門應采取財政、金融和法律等手段完善技術創新支持體系和知識產權保護制度，為企業技術創新意愿提升提供制度基礎。此外，微觀企業應優化或重構自身生產流程，提升自身技術能力和運營水平，降低產品生產過程的資源消耗水平和污染物排放規模，通過提質增效實現經營績效與環境績效的協同。最后，提高外部治理能力，實現政府、利益相關者和企業等多元環境治理主體對環境問題的協同共治。一方面，應充分認識和發揮環境規制制度和市場競爭在約束企業環境行為方面的功能，推動監管部門完善法律法規與監管制度，優化市場競爭秩序，為提高微觀主體環境治理質量提供制度和市場約束；另一方面，應完善信息披露機制，重視非正式制度的作用，發揮媒體的治理和監督功能，強化證券分析師的獨立性，為企業環境行為監管提供新渠道。

* 作者感謝匿名審稿人的意見，以及團隊成員方家瑤、許開顏等富有成效的工作，文責自負。