【摘要】以2010 ～ 2017年滬深兩市污染性上市公司為樣本，從動機理論和代理理論的視角考察污染防治動機對企業(yè)的污染防治行為的影響機理，通過實證詮釋企業(yè)污染防治動機對污染防治效果的影響、同異質(zhì)性和路徑。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)污染防治動機對污染防治效果有積極的提升作用，該作用在地方政府環(huán)境治理意愿較強的區(qū)域更為明顯，但是在不同代理效率的企業(yè)之間卻無顯著差異，即無論何種代理效率的企業(yè)都傾向于合法性遵從環(huán)境規(guī)制。進一步考察作用路徑后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)層面污染防治動機激發(fā)并形成了員工層面污染防治動機，由此提升了企業(yè)整體的污染防治效果。

【關鍵詞】污染防治動機;代理行為;中介效應;環(huán)境規(guī)制

【中圖分類號】F279 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）08-0106-9

一、引言

環(huán)境問題已成為全球性的問題，伴隨著經(jīng)濟發(fā)展而來。中國也是如此，七十年來特別是改革開放四十年，經(jīng)濟發(fā)展取得了巨大成就，但環(huán)境也受到了嚴重破壞。這是企業(yè)過去疏于污染防治所致，需要制度約束和規(guī)范企業(yè)的行為[1] 。為此，我國加強了環(huán)境規(guī)制，相繼出臺、修訂了多項環(huán)境法律法規(guī)。2014年修訂了《中華人民共和國環(huán)境保護法》，2017年出臺了《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》等法規(guī)。這些法規(guī)的出臺與實施，促進了我國生態(tài)環(huán)境質(zhì)量持續(xù)提高。同時，習近平總書記指出，污染防治成效并不穩(wěn)固，生態(tài)文明建設正處于壓力疊加、負重前行的關鍵期[2] ，時有不和諧事件出現(xiàn)。如2019年江蘇響水“3·21”重大爆炸事故的發(fā)生[3] ，2018年3月多家單位因用霧炮車噴淋干擾環(huán)境監(jiān)測受到主管部門通報[4] ，2017年143家環(huán)評機構受到行政處理，其中環(huán)評文件質(zhì)量問題占到90%[5] 等。環(huán)境保護方面的問題層出不窮，這些均表明我國企業(yè)執(zhí)行法律的效率比較低[6] ，特別是在環(huán)境保護法律法規(guī)方面的執(zhí)行力度不夠，類似現(xiàn)象早已引起了學者的關注。學者們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在報告環(huán)境規(guī)制執(zhí)行情況時，在委托代理框架下存在委托人和代理人“合謀”造假行為[7] ，與環(huán)保部門之間存在排污博弈[8] 。這些博弈并不是個案，此類現(xiàn)象確實存在于我國經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實中。

企業(yè)污染防治動機如何影響污染防治效果？動機影響其效果的路徑是什么？這些是當前學者鮮有關注但又值得研究的問題。對于這些問題的研究，具有積極意義：一是進一步揭示企業(yè)污染防治行為的內(nèi)在運行機理;二是創(chuàng)新性地從企業(yè)內(nèi)在運行機理角度，探究企業(yè)污染防治動機的效果;三是為完善環(huán)境保護方面的法律法規(guī)與相關政策的制定與實施，分類監(jiān)管污染性企業(yè)，提供了參考依據(jù);四是為更好地發(fā)展經(jīng)理人市場提供了經(jīng)驗證據(jù)，以促進經(jīng)理人市場全面健康發(fā)展。

二、理論分析與研究假設

（一）動機理論及作用機理分析

20世紀70年代，韋納（Weiner）[9] 提出歸因效果論并構建了動機模型。該動機理論認為人們出現(xiàn)某種行為，總可以尋找它的原因和動機，為行為結果找到根源。據(jù)此，原因形成動機，動機影響行為，行為產(chǎn)生結果，即動機效果。受歸因效果論的影響，班杜拉（Bandura）[10] 提出了“自我效能理論”，認為個體擁有控制自身多方面能力的信念或知覺等意識，這種意識形成個體的行為動機，并影響個體行為。這些理論廣泛應用于企業(yè)社會責任的實踐中[11] 。企業(yè)污染防治也是如此。根據(jù)動機理論和自我效能理論，我國企業(yè)污染防治行為動機的作用機理是：在生態(tài)文明建設的背景下，政府環(huán)境規(guī)制是企業(yè)進行污染防治的直接原因，促使每個企業(yè)形成環(huán)保意識，但由于個體差異，不同企業(yè)的污染防治行為動機強度不同，從而引致不同的污染防治行為。具體表現(xiàn)為：自我效能強的企業(yè)，形成較強的污染防治行為動機，積極開展污染防治工作，取得優(yōu)良的環(huán)境績效，謀求在這一過程中提升企業(yè)價值，不再是對環(huán)境規(guī)制的簡單遵從;自我效能弱的企業(yè)，形成較弱的污染防治動機，采取應付環(huán)境規(guī)制的策略，剛好達標排放，即意向合法性遵從規(guī)制。由此看來，企業(yè)不同強度的污染防治動機對污染防治效果具有一定的影響差異。

（二）多層面污染防治動機及其效果

政府對企業(yè)環(huán)境污染的監(jiān)督、檢查等環(huán)境規(guī)制措施，是企業(yè)污染防治行為的直接動力，形成企業(yè)的污染防治行為動機。其影響企業(yè)環(huán)境績效的路徑是：環(huán)境規(guī)制是企業(yè)制定環(huán)境友好型戰(zhàn)略的唯一最重要的外部動力[12] ，促進了企業(yè)污染防治動機的形成，最終對企業(yè)行為的影響就表現(xiàn)為企業(yè)的污染防治活動[13] ，進而影響環(huán)境績效，產(chǎn)生動機效果。具體來說，企業(yè)污染防治動機表現(xiàn)為，通過環(huán)保設備購置、環(huán)保技術研發(fā)創(chuàng)新等活動實現(xiàn)節(jié)能減排目標，即分別從“生產(chǎn)末端減排”技術和“生產(chǎn)過程減排”技術著手安排創(chuàng)新活動[14] 。一般來說，在政府層面環(huán)境治理的主導下，企業(yè)環(huán)境行為包含兩個層面[15] ：其一是企業(yè)層面的環(huán)境行為，其二是員工層面的環(huán)境行為。各自的行為表現(xiàn)及關注點有所不同，這些均是污染防治動機的外在表現(xiàn)。

1. 企業(yè)層面污染防治動機。企業(yè)層面環(huán)保行為產(chǎn)生的動機和根源是環(huán)境規(guī)制，具體來說，企業(yè)從執(zhí)法部門和新聞媒體報道獲取環(huán)境處罰的威懾信息，如其他企業(yè)處罰案例等，感受到威懾從而形成自覺遵法守規(guī)的意識，進而產(chǎn)生污染防治動機。企業(yè)層面這種污染防治動機是為了避免受罰而采取的行動和手段，具體表現(xiàn)為減排設施的投資[16] 和減排技術的投資[17] ，這些均促進了節(jié)能減排和污染防治[18] 。基于上述分析，本文提出如下假設。

假設1：在控制其他因素的情況下，基于企業(yè)層面的污染防治動機外在表現(xiàn)越明顯，污染防治力度越大，越能提升企業(yè)污染防治效果，企業(yè)環(huán)境績效越好。

2. 地方政府層面污染防治動機。地方政府實施環(huán)境治理政策，結果具有“雙刃劍”效應：一是通過環(huán)保政策宣傳和強制性環(huán)境規(guī)制實施，督促企業(yè)降低污染排放量，提高區(qū)域環(huán)境質(zhì)量;二是實施環(huán)境治理政策后，因征收污染性企業(yè)的環(huán)境稅或排污費，引致企業(yè)成本上升，影響企業(yè)經(jīng)營績效，進而影響當?shù)氐呢斦愂铡Ｓ捎谄髽I(yè)污染防治支出上升、產(chǎn)出規(guī)模下降，將有一批微利企業(yè)因無法負擔環(huán)保成本而遭到市場淘汰[19] ，從而導致地區(qū)實體企業(yè)數(shù)量減少，進而影響當?shù)孛裆途蜆I(yè)，引發(fā)社會問題。地方政府在實施環(huán)境治理政策時，需要兼顧污染治理和民生就業(yè)，不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、財政收支平衡狀況、財政負擔狀況、人口數(shù)量、環(huán)境污染情況等有所差別，地方政府在落實國家相關法律制度的時候也會考慮地區(qū)實際情況出現(xiàn)選擇性執(zhí)法行為。

威懾理論認為，對違規(guī)者的督查概率和處罰力度均能產(chǎn)生相匹配的威懾效應，督查概率和處罰力度若有一方發(fā)生下降，都會直接削弱政策的威懾效應[20] 。具體到環(huán)境規(guī)制政策，從督查概率角度來講，穩(wěn)增長促就業(yè)的要求、執(zhí)法資源的稀缺性、抽查替代全面檢查之擇機落實，這些因素均降低環(huán)境規(guī)制政策的威懾效應，進而影響到企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應效果。從懲罰力度來看，地方政府處罰違規(guī)排放企業(yè)，有的企業(yè)被要求停業(yè)整頓甚至被取締，或是將企業(yè)遷入環(huán)境規(guī)制程度較弱的地區(qū)，這給當?shù)孛裆蜆I(yè)帶來負面影響，從而對地方政府造成壓力。因此，在當前經(jīng)濟下行壓力背景下，地方政府利用自身裁量權對污染企業(yè)實施違規(guī)處罰時，會兼顧地方穩(wěn)增長促就業(yè)的現(xiàn)實情況，從而影響環(huán)境規(guī)制的威懾效應。由于不同地區(qū)發(fā)達程度不同，政府治理水平也不一樣，地方財政對企業(yè)的依賴程度也不同，這些差異均會影響地方政府的執(zhí)法力度和執(zhí)法范圍，進而影響企業(yè)的污染防治動機及其效果。地方政府對于環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行力度越大，代表政府越重視環(huán)保問題，違反環(huán)境規(guī)制的懲罰成本越高，由此傳導給企業(yè)的壓力越大，企業(yè)污染防治動機越強烈，從而提升了企業(yè)的污染防治效果?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O。

假設2：地方政府環(huán)境治理意愿越強，越有利于增強企業(yè)的污染防治動機，從而提升企業(yè)的污染防治效果。

3. 代理人層面污染防治動機。當前，污染性企業(yè)受到了國家嚴格的環(huán)境政策規(guī)制，企業(yè)管理層以股東利益為導向做出環(huán)保決策，避免企業(yè)因環(huán)境污染問題受到處罰或取締，從而助推企業(yè)污染防治行為的落實。根據(jù)代理理論，企業(yè)污染防治僅涉及股東與管理層之間的第一類代理問題和代理成本[21] ，即代理效率的問題。來自我國實體經(jīng)濟的經(jīng)驗證據(jù)表明，高效率的代理行為促進了公司績效的提升[22] 。在2012年以前，我國各項環(huán)境保護制度尚不健全，地方政府往往更加重視企業(yè)的經(jīng)營績效，整體而言對于企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度并不高，企業(yè)經(jīng)理人在履行受托責任時，也往往更加重視財務績效，疏于污染防治問題，導致企業(yè)過去的污染防治決策與代理行為的不匹配。2012年11月黨的十八大提出建設美麗中國，把生態(tài)文明建設放在突出地位，自此開始，我國的環(huán)境規(guī)制越來越嚴格，經(jīng)理人不得不正視國家的環(huán)保要求，主動優(yōu)化代理行為，積極采取各種環(huán)保措施，助推企業(yè)層面污染防治行為的落實和污染防治效果的提升，以保障企業(yè)的正常經(jīng)營活動不會受到環(huán)境規(guī)制的阻礙，進而為企業(yè)創(chuàng)造更好的生存和發(fā)展環(huán)境。代理效率越高的企業(yè)，經(jīng)理人能力越強，與企業(yè)所有者利益越趨于一致，在較為嚴格的環(huán)境規(guī)制下，經(jīng)理人有較強的動機，充分利用自身的管理手段調(diào)配企業(yè)各項資源，主動提升污染防治效率。同時，代理效率越高的企業(yè)，盈利能力越強，經(jīng)營壓力越小，企業(yè)履行環(huán)保責任的能力也越強。經(jīng)理人通過優(yōu)化公司治理和經(jīng)營行為，促進企業(yè)污染防治效果的提升，降低企業(yè)的違規(guī)風險，通過積極的環(huán)保行動，為企業(yè)樹立良好的外界形象，贏得投資者的青睞，爭取更多的政府環(huán)保補貼，提升企業(yè)經(jīng)營效果?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

假設3：高效率的代理行為增強了企業(yè)污染防治動機，促進了企業(yè)污染防治效果的提升。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

黨的十八大提出建設美麗中國后，我國環(huán)境規(guī)制明顯增強，本文選取2011 ～ 2017年滬深兩市污染性上市公司作為研究樣本，并對樣本企業(yè)進行了如下篩選處理：①剔除了金融、保險行業(yè)的企業(yè)樣本;②剔除了?ST和ST類型的企業(yè)樣本;③剔除了數(shù)據(jù)缺失或不全的企業(yè)樣本;④對所有的連續(xù)型變量在1%和99%的分位數(shù)上進行了縮尾處理。最后共得到5689個觀察樣本。

本文樣本企業(yè)的數(shù)據(jù)來源于以下途徑：①企業(yè)污染防治行為、環(huán)境績效等方面的變量數(shù)據(jù)取自巨潮網(wǎng)站公布的企業(yè)環(huán)境報告、年度報告、社會責任報告等，通過手工搜集的方式從這些報告中獲取相關數(shù)據(jù)并加以計算整理;②其他變量數(shù)據(jù)取自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。企業(yè)的污染防治行為是其動機的外在表現(xiàn)，本文將動機類變量提前一期處理，剩余的變量數(shù)據(jù)均為當年度的數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文選取的被解釋變量為企業(yè)污染防治效果，具體表現(xiàn)形式為企業(yè)環(huán)境績效。本文在考慮構建企業(yè)污染防治動機效果的度量方法時，參考了以往文獻關于企業(yè)環(huán)境績效的度量方法。通過檢索發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有度量企業(yè)環(huán)境績效的研究方法比較多樣，在該問題上學者們尚未達成一致意見。較多文獻采用環(huán)境獎勵、單位能耗、總營業(yè)收入的自然對數(shù)與排污費的自然對數(shù)之比等指標，度量環(huán)境績效。之所以在企業(yè)環(huán)境績效度量方面出現(xiàn)了多樣化的指標，與當前企業(yè)環(huán)境信息披露多樣化，不同企業(yè)之間的環(huán)境會計信息缺乏可比性的狀況相關?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性，本文借鑒吳德軍等[23] 的方法，用企業(yè)環(huán)境獎勵評級考察企業(yè)污染防治動機及其效果，對企業(yè)環(huán)境績效進行評分，得分越高，表示企業(yè)污染防治效果越好。企業(yè)環(huán)境績效優(yōu)良且獲得獎勵的賦值為3，獲得多個不同級別的獎勵時分數(shù)可以累加，以體現(xiàn)其異質(zhì)性;企業(yè)環(huán)境績效領先于行業(yè)平均水平但未獲獎的賦值為2;環(huán)境績效合格達標的賦值為1。此外，借鑒劉德銀[24] 的方法，構建連續(xù)數(shù)據(jù)變量作為企業(yè)環(huán)境績效的替換度量指標，以污染物（SO2）的許可排放量/實際排放量的比值度量企業(yè)環(huán)境績效，用于后文的穩(wěn)健性檢驗。

2. 解釋變量?！皠訖C”屬于意識形態(tài)類，無法直接計量。因此，本文以意識形態(tài)類的“動機”的外在表現(xiàn)——污染防治的客觀活動作為替代變量。

（1）企業(yè)層面實施污染防治動機。企業(yè)展開污染防治的活動是其動機的外在表現(xiàn)，對于污染性企業(yè)而言，主要表現(xiàn)為購建環(huán)保設施的資本支出。因此，以年度環(huán)保設施的購建支出作為企業(yè)污染防治的衡量指標。手工搜集在建工程中已完工并轉(zhuǎn)入固定資產(chǎn)的環(huán)保設施數(shù)據(jù)，并對環(huán)保設施的資本支出取自然對數(shù)，作為企業(yè)層面的污染防治動機的度量指標。

（2）員工層面實施污染防治動機。員工層面的污染防治行為是其動機的外在表現(xiàn)，是企業(yè)層面污染防治的一種延伸和展現(xiàn)，具體表現(xiàn)為員工對企業(yè)購進的污染防治設備的精心操作和對企業(yè)現(xiàn)有污染防治技術的改進與創(chuàng)新，具有層次性。本文參考吳德軍等[23] 的方法，手工收集員工的環(huán)境治理行為的相關數(shù)據(jù)，并對其進行層次分類、整理，根據(jù)其表現(xiàn)和貢獻按等級賦值，最后將各項得分加總作為員工層面污染防治動機的代理變量。具體做法是，員工學習了環(huán)保設備操作技術知識賦值為1，因為技術知識是提升污染防治能力的基礎[25] 。污染防治技術創(chuàng)新是提升防治能力的關鍵，根據(jù)March[26] 的創(chuàng)新分類方法，將污染防治技術創(chuàng)新分為兩類：一類是挖掘性、草根性的微創(chuàng)新，如員工提出了未取得專利權的節(jié)能金點子、方法改進措施等，賦值為2;另一類是探索性的創(chuàng)新，員工研發(fā)出取得了專利權的環(huán)保產(chǎn)品、節(jié)能降耗減排技術，賦值為3。

（3）地方政府環(huán)境治理意愿。由前述理論分析可發(fā)現(xiàn)，地方政府環(huán)境治理意愿是地方政府基于該地區(qū)社會、經(jīng)濟、人口、生態(tài)發(fā)展狀況，在環(huán)境治理方面所表現(xiàn)出的一種主觀意愿，不能夠用國家和地方政府頒布的環(huán)境法規(guī)的數(shù)量來表征，考察的重點在于當?shù)胤€(wěn)增長促就業(yè)為首要目標的經(jīng)濟發(fā)展以及地方財政收支不平衡現(xiàn)狀給予地方政府的壓力。如蔡貴龍等[27] 就是用財政收支之差等經(jīng)濟指標作為地方政府放權意愿的代理變量。鑒于此，結合數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用企業(yè)所在地級市域內(nèi)的人均GDP作為地方政府環(huán)境治理意愿的代理變量。具體計算方法是，以地級市域內(nèi)的上年度GDP除以人口數(shù)，再將比值取對數(shù)。該數(shù)值越大，說明該地經(jīng)濟發(fā)展水平越高，地方政府的經(jīng)濟壓力相對較小，環(huán)境治理意愿也就越強烈。

（4）代理行為。對于代理行為的計量，學者們通常采用的方法有兩種，即銷售管理費用率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率[28] 。本文經(jīng)過比較分析，僅采用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理效率的表征變量。不選擇銷售管理費用表征代理效率的理由在于，管理費用存在較多“噪音”。管理費用除包含排污費外，還包含了辦公費、業(yè)務招待費、管理人員工資福利費、管理用的固定資產(chǎn)折舊等。相較而言，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理行為的替代變量，更加具有可靠性，能更直接地衡量代理效率，更好地體現(xiàn)代理行為對企業(yè)環(huán)境績效的作用。一般而言，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高的企業(yè)，代理人的能力越強，代理行為效率越高，高效率的代理行為會促進企業(yè)環(huán)境責任的落實，企業(yè)的環(huán)境績效表現(xiàn)也會更好。

3. 控制變量。除前述變量外，其他因素也會影響企業(yè)環(huán)境績效，本文在借鑒相關文獻后，選取了一系列控制變量。

具體變量定義及其度量方法見表1。

（三）模型設計

為了驗證前述假設，在借鑒現(xiàn)有研究成果[29-31] ?的基礎上，構建如下模型。

1. 構建模型（1），檢驗假設1。模型中的變量含義見表1，controls代表所有控制變量。

mccepsi=α0+α1mactci-1+α∑controls+ε （1）

2. 構建模型（2），檢驗假設2。在構建模型時，為了避免參與交互的變量和交互項產(chǎn)生共線性問題，對參與交互的企業(yè)層面污染防治動機（mactc）變量和地方政府環(huán)境治理意愿（wgeg）變量進行了對中處理[31] ，即先求出變量與其平均值的差，分別形成新變量mactm和wgegm，然后再使用新的交互項mactm×wgegm代入模型。

mccepsi=β0+β1mactmi-1+β2wgegmi-1+

β3mactmi-1×wgegmi-1+β∑controls+ε （2）

3. 構建模型（3），以檢驗假設3。對參與交互的企業(yè)層面污染防治動機（mactc）變量和代理行為（ageneffi）變量進行了對中處理，分別形成新變量mactcm和ageneffim，然后再將交互項mactcm×ageneffim代入模型。

mccepsi=λ0+λ1mactmi-1+λ2ageneffimi+

λ3mactcmi-1×ageneffimi+λ∑controls+ε （3）

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)層面污染防治動機效果中位數(shù)為1，低于其平均值4.228，差異較大，表明多數(shù)企業(yè)污染防治效果不佳，污染物排放僅處于達標水平。初步驗證了大多數(shù)企業(yè)是意向合法性遵從環(huán)境規(guī)制，并未超越遵從環(huán)境規(guī)制。企業(yè)層面污染防治行為動機的中位數(shù)為7.541，與其平均值7.592差異較小，表明不同企業(yè)的企業(yè)層面污染防治動機具有趨同性。員工層面污染防治動機的中位數(shù)為1，低于其平均數(shù) 3.385，差異較大，表明半數(shù)以上企業(yè)未充分激發(fā)員工的污染防治動機，也初步表明了大多數(shù)企業(yè)并未超越遵從環(huán)境規(guī)制。代理行為替代變量資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的中位數(shù)為0.671，平均值為0.813，說明大多數(shù)企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率不高，結合標準差來看，企業(yè)間資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率相差較大?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計值在表2中做了披露，與其他學者研究較為一致，這些統(tǒng)計特征表明，本文所選取的樣本數(shù)據(jù)為接下來的實證檢驗提供了良好基礎。

（二）相關性分析

表3報告了變量的相關系數(shù)。企業(yè)層面污染防治動機與污染防治效果的相關系數(shù)顯著為正，員工層面污染防治動機與污染防治效果的相關系數(shù)顯著為正，代理行為的替代變量資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與動機效果的相關系數(shù)雖為正，但不顯著。這些初步表明企業(yè)層面污染防治動機提升了企業(yè)污染防治效果，但只是意向合法性遵從環(huán)境管制，因為反映代理行為的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與污染防治動機效果沒有顯著相關。此外，其他變量之間的相關系數(shù)大多顯著，且系數(shù)值普遍小于0.5，各自所對應的方差膨脹因子（VIF）小于 2，這說明解釋變量和控制變量之間不存在較嚴重的共線性問題。相關性分析結果初步表明，本文所選取的解釋變量和控制變量較為合理。

（三）實證結果分析

1. 回歸結果分析。本文采用了stata15軟件進行回歸分析，具體回歸結果如表4所示。因變量為mcceps的模型（1），企業(yè)污染防治動機的回歸系數(shù)為0.224，且在1%的水平上顯著，這表明企業(yè)的污染防治動機促進了污染防治效果的提升。驗證了假設1。也就是說，在國家生態(tài)文明建設的背景下，污染性企業(yè)在面對政府的環(huán)境規(guī)制時，在企業(yè)層面會形成不同程度的污染防治動機，程度的區(qū)別體現(xiàn)為不同企業(yè)在環(huán)保投資方面的投資額度差異，由此導致了不同企業(yè)在污染防治方面的行為差異。自我效能強的樣本企業(yè)，通過環(huán)保投資增強了自身的污染防治能力，繼而提升了環(huán)境績效，最終取得了良好的污染防治效果，從實證角度詮釋了“自我效能理論”。

表4中因變量為mcceps的模型（2），R2大于模型（1）所對應的R2，表明引入地方政府環(huán)境治理意愿變量和企業(yè)污染防治動機與地方政府環(huán)境治理意愿交互項后，模型擬合優(yōu)度有所提升。企業(yè)污染防治動機、地方政府環(huán)境治理意愿的回歸系數(shù)均顯著為正。此外，企業(yè)污染防治動機與地方政府環(huán)境治理意愿的交互項的回歸系數(shù)為0.258，且在5%水平上顯著。這表明，企業(yè)的污染防治動機對其污染防治效果具有顯著的正向提升效應，且隨著地方政府環(huán)境治理意愿的上升而顯著增強，交互項的傳導機制效應也得到了檢驗。假設2得證。具體來說，各地方政府環(huán)境治理意愿的異質(zhì)性，匹配于當?shù)仄髽I(yè)污染防治動機的差異性，說明地方政府對環(huán)境污染違規(guī)企業(yè)的督查概率和處罰力度均能產(chǎn)生與其執(zhí)行力度相匹配的威懾效應，這一結論驗證了威懾理論。

表4中解釋變量為mcceps的模型（3）檢驗結果顯示，其R2與模型（1）的R2相比，兩者數(shù)值較為接近。這表明，引入代理行為變量資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率及企業(yè)污染防治動機與代理行為的交互項后，模型的擬合優(yōu)度沒有發(fā)生太大變化。企業(yè)污染防治動機的回歸系數(shù)仍然顯著為正，代理行為、企業(yè)污染防治動機與代理行為交互項的回歸系數(shù)雖然也為正，但均不顯著。上述結果表明，不同企業(yè)的經(jīng)理人在意向合法性遵從環(huán)境規(guī)制方面，沒有出現(xiàn)顯著的動機和行為差異。也就是說，管理層的代理行為沒有顯著地增強企業(yè)污染防治動機，也沒有對污染防治效果發(fā)揮提升作用。假設3沒有得到證實。管理層的代理行為具有自身的偏好，對于環(huán)保責任的履行，僅偏愛于不違法不違規(guī)的及格水平，實證結果從側面證實了我國污染性上市公司管理層僅以企業(yè)經(jīng)營績效作為其唯一的目標導向，唯經(jīng)營業(yè)績論英雄的經(jīng)理人激勵機制沒有因為我國環(huán)境規(guī)制強度的增大而發(fā)生變化，企業(yè)社會責任仍然沒有成為經(jīng)理人職業(yè)能力考核的一項關鍵指標。經(jīng)理人履行受托責任時，疏于環(huán)境污染防治問題，從而引致了企業(yè)過去的污染防治行為與代理行為的不匹配，最終結果只能是企業(yè)合法意向性遵從環(huán)境管制，沒有達到國家預期的行業(yè)領先企業(yè)主動實施環(huán)保行為更多履行社會責任的效果。

2. 穩(wěn)健性檢驗。本文選擇另一污染防治效果動機變量mccepr[污染物（SO2）許可排放量/污染物實際排放量]作為被解釋變量，替代原來的污染防治效果變量企業(yè)環(huán)境績效評價等級賦值（mcceps），重新對模型（1） ～ （3）進行回歸，具體回歸結果如表4所示。替換變量指標后，被解釋變量為mccepr的模型的回歸結果與本文的實證結果基本一致。由此證明了本文研究結論的穩(wěn)健性。

3. 內(nèi)生性檢驗。本文在構建模型選取變量時，考慮到內(nèi)生性問題，將企業(yè)層面污染防治變量、地方政府環(huán)境治理意愿等變量數(shù)據(jù)取值提前一期，以緩解內(nèi)生性問題，其他變量數(shù)據(jù)取值于當期。除此之外，本文參考Heckman等提出的傾向得分匹配法（PSM），以避免“自我選擇偏誤”問題和內(nèi)生性問題。因此，本文以地方政府環(huán)境治理意愿的中位數(shù)為界進行分組，即分為地方政府環(huán)境治理意愿較高組和地方政府環(huán)境治理意愿較低組，通過傾向得分匹配法驗證不同強度的代理行為對污染防治動機效果（mcceps）的影響差異。分組后的地方政府環(huán)境治理意愿較高組作為實驗組，通過傾向得分匹配法從地方政府環(huán)境治理意愿較低組中選擇對照組，采用模型（1）進一步檢驗本文的假設2。

從表5匹配結果中可以看到，傾向得分匹配結果較好，企業(yè)污染防治動機效果依然呈現(xiàn)顯著差異，說明政府環(huán)境治理意愿能夠助推污染防治效果的提升，再次證明了假設2。

（四）進一步作用機制分析

環(huán)境規(guī)制是企業(yè)進行污染防治活動的根本原因，對環(huán)境規(guī)制的遵從，在企業(yè)層面形成了污染防治動機，并產(chǎn)生延伸的效果。員工是企業(yè)環(huán)保政策的具體執(zhí)行者[32] 。具體來說，企業(yè)層面污染防治動機由企業(yè)家和經(jīng)理人將環(huán)境規(guī)制要求融入員工考核機制和獎懲機制，激發(fā)并形成員工層面的污染防治動機，具體表現(xiàn)為對員工在污染防治技術方面取得的改革成就、節(jié)能金點子等給予獎勵。該舉措有利于企業(yè)改進環(huán)保技術，節(jié)約能源資源，進一步釋放和增強企業(yè)的污染防治能力，最終提升企業(yè)污染防治動機效果。從理論上分析，員工層面污染防治動機是企業(yè)層面污染防治動機與污染防治效果之間的中介變量，本文將對此中介機制進行檢驗。采用中介效應檢驗法[33] ，以考察企業(yè)層面污染防治動機發(fā)揮的作用及其作用路徑。具體中介效應檢驗模型設定如下：

mactei=θ0+θ1mactci-1+

θ∑controls+ε （4）

mci=γ0+γ1mactci-1+

γ2mactei+γ∑controls+ε （5）

具體考察步驟如下：首先，考察模型（1）中的回歸系數(shù)α1，若α1顯著，進行下一個步驟。其次，依次考察模型（4）的回歸系數(shù)θ1和模型（5）的回歸系數(shù)γ2，若均顯著，說明中介效應顯著。最后，考察模型（5）的回歸系數(shù)γ1，若其顯著，則表明直接效應存在，同時中介效應也存在;若其不顯著，則表明只存在中介效應。

模型（1）的回歸結果見前文表4，回歸結果表明企業(yè)污染防治動機對污染防治效果有正向促進作用。在此基礎上，對模型（4）和（5）回歸進行，回歸結果如表6所示。

由表6可知，模型（4）中企業(yè)層面污染防治動機（mactc）的回歸系數(shù)為0.123，且在1%水平上顯著，這說明企業(yè)層面的污染防治動機激發(fā)了員工層面的污染防治動機，驗證了上述中介機制的存在。模型（5）以mcceps和mccepr分別作為污染防治效果的被解釋變量，依次對企業(yè)層面污染防治動機和員工層面污染防治動機進行回歸?；貧w結果顯示，企業(yè)層面污染防治動機的回歸系數(shù)顯著，與表4中模型（1）的回歸結果相比，回歸系數(shù)均有所下降;同時員工層面污染防治動機變量的回歸系數(shù)均為正，在1%水平上顯著提升企業(yè)環(huán)保績效和污染防治效果。根據(jù)逐步回歸結果和中介效應檢驗結果可以得出結論，污染防治動機的直接效應和中介效應同時存在。具體來說，一是企業(yè)層面污染防治動機激發(fā)并形成員工層面的污染防治動機;二是通過員工層面污染防治能力的釋放，增強企業(yè)層面污染防治動機所形成的污染防治能力，共同提升企業(yè)污染防治效果。

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

本文以2011 ～ 2017年污染性上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了污染性企業(yè)污染防治動機及其作用機制與效果。研究結果表明，在我國大力加強生態(tài)文明建設背景下，企業(yè)的污染防治動機對污染防治效果的提升發(fā)揮了積極的作用。①基于國家嚴格的環(huán)境規(guī)制形成的企業(yè)污染防治動機，有助于提升企業(yè)經(jīng)營活動過程中的污染防治效果。②企業(yè)污染防治動機對污染防治效果的提升作用，受到地方政府環(huán)境治理意愿的影響，在不同的地區(qū)具有異質(zhì)性。③企業(yè)污染防治動機是一種對環(huán)境規(guī)制的意向合法性遵從;經(jīng)理人高效率的代理行為只對企業(yè)經(jīng)營績效有提升作用，但是對于企業(yè)的環(huán)境績效沒有產(chǎn)生促進作用。④員工層面的污染防治動機是企業(yè)污染防治動機影響污染防治效果的中介路徑。

（二）研究啟示

1. 制定分類管制政策，有針對性地引導污染性企業(yè)有序排污，以提升生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。大多數(shù)企業(yè)的污染防治動機僅是為了達到環(huán)保最低標準和應付政府部門的檢查，是一種意向合法性遵從環(huán)境規(guī)制。針對重污染行業(yè)企業(yè)可以根據(jù)其實際經(jīng)營狀況和污染排放情況擇機提高污染物排放量標準，進一步強化企業(yè)的社會責任意識和主動承擔環(huán)保責任的動機，助推污染防治效果的提升，讓企業(yè)發(fā)揮建設生態(tài)文明社會主力軍的作用;對于少數(shù)積極開展污染防治的企業(yè)，如果其能超額完成污染物減排任務，則應考慮給予更多的政策優(yōu)惠和物質(zhì)獎勵，使其成為行業(yè)標桿，激發(fā)其他企業(yè)提升環(huán)保積極性，提升污染性企業(yè)的整體環(huán)境績效。

2. 因地制宜制定環(huán)境規(guī)制政策，既要強化地方政府生態(tài)保護意識，也要兼顧該地區(qū)的實際發(fā)展狀況。2019年豬疫后生豬生產(chǎn)供應不足，影響民生，是各地執(zhí)行一刀切的環(huán)境規(guī)制政策留下的后遺癥，需要吸取教訓。環(huán)境規(guī)制政策在制定時應充分考慮地域差異，針對我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不充分、不平衡的現(xiàn)狀，因地制宜地制定和實施既能穩(wěn)增長促民生，又有利于地區(qū)生態(tài)環(huán)境保護的環(huán)境規(guī)制政策。鼓勵政府官員和學者多深入地方調(diào)研，創(chuàng)新思路，把當?shù)靥厣鷳B(tài)經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護充分聯(lián)系起來，做到民生經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護兩不誤，地區(qū)環(huán)境保護政策合理了，才能使環(huán)境規(guī)制政策真正落地。

3. 完善經(jīng)理人市場。健全經(jīng)理人市場考核機制，改變唯經(jīng)營業(yè)績論成敗的單一考核機制，將企業(yè)環(huán)境績效作為經(jīng)理人業(yè)績評價的重要指標之一。只有對經(jīng)理人施加生態(tài)環(huán)境保護壓力，讓經(jīng)理人充分重視企業(yè)環(huán)保責任的履行，增強其主動節(jié)能減排的責任意識和污染防治動機，才有可能充分激發(fā)企業(yè)全體員工的潛力，共同創(chuàng)新防污治污手段、改進生產(chǎn)方法和技術，從企業(yè)內(nèi)部提升污染防治效率。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[ 1 ] ? Peter M. Clarkson， Yue ?Li， Matthew Pinnuck，Gordon D. Richardson. The valuation relevance of greenhouse gas emissions under the?European Union carbon emissions trading scheme[ J].European Accounting Review，2015（3）：551 ～ 580.

[ 2 ] ? 習近平.堅決打好污染防治攻堅戰(zhàn) 推動生態(tài)文明建設邁上新臺階[EB/OL].http：//www.xinhuanet.com/politics/leaders/2018-05/19/c_1122857595.htm，2018-05-19.

[ 3 ] ? 生態(tài)環(huán)境部.生態(tài)環(huán)境部繼續(xù)指導做好江蘇響水天嘉宜化工有限公司“3·21”特別重大爆炸事故應對工作[EB/OL].http：//www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk15/201903/t20190325_697175.html，2019-03-25.

[ 4 ] ? 生態(tài)環(huán)境部.2018年3月例行新聞發(fā)布會實錄[EB/OL].http：//www.mee.gov.cn/gkml/sthjbgw/qt/201803/t20180330_433330.htm.，2018-03-29.

[ 5 ] ? 生態(tài)環(huán)境部辦公廳文件.關于2017年度全國環(huán)評機構和環(huán)評工程師查處情況的通報[EB/OL].http：//www.mee.gov.cn/gkml/sthjbgw/

bgtwj/201804/t20180410_434168.htm，2018-04-10.

[ 6 ] ? Lu Yi， Zhigang Tao. Contract enforcement and family control of business： Evidence from China[ J].Journal of Comparative Economics，2009（37）：597 ～ 609.

[ 7 ] ? 孟慶峰，李真，盛昭瀚，杜建國.企業(yè)環(huán)境行為影響因素研究現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢[ J].中國人口· 資源與環(huán)境，2010（9）：100 ～ 106.

[ 8 ] ? Wang H.，N. Mamingi，B. Laplante，S. Dasgupta. Incomplete enforcement of pollution regulation： Bargaining power of Chinese factories[ J].Environmental Resource Economics，2003（3）：245 ～ 262.

[ 9 ] ? Weiner B.. An attributaional analysis of achievement motivation[ J].Journal of Personality and Social Psychonogy，1970（15）：1 ～ 20.

[10] ? Bandura A.. Self-efficacy：Toward a unifying theory of behavioral change[ J].Psychological Review，1997（84）：191 ～ 215.

[11] ? 張同斌，張琦，范慶泉.政府環(huán)境規(guī)制下的企業(yè)治理動機與公眾參與外部性研究[ J].中國人口·資源與環(huán)境，2017（2）：36 ～ 43.

[12] ? Henriques I.，Sadorsky P.. The determinants of an environmentally responsive firm：An empirical approach[ J].Journal of Environmental?Economics and Management，1996（3）：381 ～ 395.

[13] ? Maria D. Lopez-Gamero， Jose ?F. Molina-Azorin，Enrique Claver Cortes. The potential of environmental regulation to change managerial?perception，environmental management，competitiveness and financial performance[ J].Journal of Cleaner Production，2010（18）：963 ～ 974.

[14] ? Hartl F. ?R.， Kort M. P.. Optimal input substitution of a firm facing an environmental constraint[ J].European Journal of Operational?Research，1997（2）：336 ～ 352.

[15] ? 王鳳，王愛琴.業(yè)環(huán)境行為研究新進展[ J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012（1）：124 ～ 128.

[16] ? Kagan A. R.， Gunningham N.，Thornton D.. Explaining corporate environmental performance： How does regulation matter[ J].Law &?Society Review，2003（1）：51 ～ 89.

[17] ? Jorgenson D. W.， Wilcoxen P. J.. Environmental regulation and US economic growth[ J].Rand Journal of Economics，1990（21）：314 ～ 340.

[18] ? 汪克亮，孟祥瑞，楊寶臣等.技術異質(zhì)下中國大氣污染排放效率的區(qū)域差異與影響因素[ J].中國人口·資源與環(huán)境，2017（1）：101 ～ 110.

[19] ? 李江龍，徐斌.“詛咒”還是“福音”：資源豐裕程度如何影響中國綠色經(jīng)濟增長？[ J].經(jīng)濟研究，2018（9）：151 ～ 165.

[20] ? Richardaposne R.. An economic approach to legal procedure and judicial administration[ J].Journal of Legal Studies，1973（2）：399 ～ 458.

[21] ? Jensen M. C.， Meckling W. H.. Theory of the firm：Managerial behavior，agency costs and ownership structure[ J].Journal of Financial?Economics，1976（4）：305 ～ 360.

[22] ? 徐壽福，徐龍炳.現(xiàn)金股利政策、代理成本與公司績效[ J].管理科學，2015（1）：96 ～ 108.

[23] ? 吳德軍，黃丹丹.高管特征與公司環(huán)境績效[ J].中南財經(jīng)政法大學學報，2013（5）：109 ～ 114.

[24] ? 劉德銀.企業(yè)環(huán)境績效綜合評價探討[ J].理論與改革，2007（1）：106 ～ 108.

[25] ? 郭會斌等.工匠精神的資本化機制——一個基于八家 “百年老店” 的多層次構型解釋[ J].南開管理評論，2018（2）：95 ～ 106.

[26] ? March J G.. Exploration and exploitation in organizational learning[ J].Organization Science，1991（1）：71 ～ 87.

[27] ? 蔡貴龍，鄭國堅，馬新嘯，盧銳.國有企業(yè)的政府放權意愿與混合所有制改革[ J].經(jīng)濟研究，2018（9）：99 ～ 114.

[28] ? 李壽喜.產(chǎn)權 、代理成本和代理效率[ J].經(jīng)濟研究，2007（1）：102 ～ 112.

[29] ? 胡珺，宋獻中，王紅建.非正式制度、家鄉(xiāng)認同與企業(yè)環(huán)境治理[ J].管理世界，2017（3）：76 ～ 93.

[30] ? Ronald L. Tinnermeier. Agricultural development in the third world[ M].Baltimore MD ：The Johns Hopkins University Press，1990：1 ～ 550.

[31] ? 唐國平，萬仁新.“工匠精神”提升了企業(yè)環(huán)境績效嗎[ J].山西財經(jīng)大學學報，2019（5）：81 ～ 93.

[32] ? Robertson L.，Barling J.. Greening organizations through leaders' influence on employees' proenvironmental behaviors[ J].Journal of Organi-zational Behavior，2013（2）：176 ～ 194.

[33] ? 方杰，溫忠麟.三類多層中介效應分析方法比較[ J].心理科學，2018（4）：962 ～ 967.