媒体监督、高管过度自信与企业环境投资

□黄莲琴 范舒琴 何蔓莉

[福州大学 福州 350108]

引言

“十四五”规划提出生态文明建设实现新进步的发展目标，并指出推动绿色发展，促进人与自然和谐共生。企业作为环境污染的主要制造者，理应担负起预防和治理环境污染、保护生态环境的责任，使碳达峰、碳中和目标能够有效落地。但是，生态环境作为公共产品具有明显的外部性特征，导致环境治污成本基本上由社会承担，使大部分企业缺乏环保投资、环境治理的积极性。因此，如何促使企业主动治理污染、有效提高环境投资水平成为亟待解决的现实问题。近年来，为了加快对资源与生态环境的保护和治理，政府相关部门加强了环境立法和监督惩罚力度，但环境规制在提高环境保护、绿色发展效率的同时[1]，也在一定程度上对负有环保主体责任的企业施加了外在压力。一些学者认为，媒体关注与监督能够有效促进环境规制力量的发挥[2]，促使企业增加环境投资、发挥环境治理的作用[3]，因此，借助媒体传播的舆论监督来影响企业环保行为亦成为非法律治理方式的有益补充。现有文献主要基于理性经济人假说，从政府环境规制和监管、市场环境、媒体报道、行业属性、产权性质、公司治理和高管特征等方面对企业环境投资的影响因素进行研究。但是，行为公司金融理论认为，人并非完全理性的。例如，过度自信就是一种普遍存在的非理性认知偏差，而该认知偏差在企业高层管理者中普遍存在。研究表明，高管过度自信对企业投资决策产生显著的影响[4～6]，而企业环境投资是企业战略投资决策的重要组成部分。那么，过度自信的高管对企业环境投资产生怎样的影响？媒体报道引致的舆论监督是否对高管过度自信与企业环境投资之间的关系产生调节作用？现有文献较少涉及。

基于此，本文以2008～2017年中国沪深A股上市公司为研究样本，考察了高管过度自信与企业环境投资之间的关系，并检验媒体监督的调节作用。相较于以往研究，本文的可能贡献在于：一是丰富了行为公司金融的研究内容。现有学者主要基于理性决策者的假设研究高管特征对环境投资的影响，本文聚焦于高管并非理性视角，考察高管过度自信认知偏差对企业环境投资的影响，拓宽了高管过度自信经济后果的研究范畴。二是弥补了企业环境投资的研究不足。媒体监督对高管过度自信与企业环境投资间关系的调节效应尚未有文献涉及，本文为此提供了相应的经验证据，丰富了环境投资影响因素的研究文献。

一、文献述评

限于本文的研究主题，从宏观、微观层面对企业环境投资的影响因素进行梳理。从宏观层面来看，学者主要考察了政府环境规制和监管、媒体报道、市场环境和产业属性等的影响。例如，在政府环境规制方面，Farzin和Kort研究表明，政府环境规制对企业环保相关的设备购置决策产生积极影响[7]，随着环境规制的增强，企业迫于环境压力而增加环保投资[8]；但是，高水平的环境规制会延迟企业的环保投资[9]。而有的学者研究发现，环境规制与企业环保投资之间呈现U型关系[10～11]、或倒U型关系[12]。在环境监管方面，学者认为，加强环境立法、设立环境法庭有利于提升企业环保投资水平[13～14]；企业为了降低环境处罚成本，倾向于主动进行环境投资[15]；地方环境监管和国家垂直监管均能促进重污染企业增加环保投资[16]；但是，高水平的环境监管并不一定会导致企业进行绿色投资[17]。在媒体报道、市场环境方面，王云等发现，媒体负面报道促进企业环保投资的提升，而环境规制增强了媒体报道的环境治理作用[3]；李强和田双双认为，市场竞争与环境规制对企业环保投资的作用具有互补性[12]，但是，省域环境竞争力越强企业环保投资越少[18]。从行业属性来看，唐国平等发现，与非重污染行业相比，重污染行业企业投入更多的环保资金[10]。

从微观主体视角来看，学者主要从产权性质、绿色管理、公司治理和高管特征等对方面研究环境投资的影响因素。例如，在产权性质方面，唐国平和李龙会发现，国有公司的环保投资高于其他公司[19]；而李月娥等则认为，非国有公司环保投资规模高于国有公司[11]，这表明公司环境投资规模具有显著的产权异质性。在绿色管理和公司治理方面，学者研究表明，企业倡导绿色文化、实施环境管理体系和股权激励对环境投入具有促进作用[20～22]。但是，企业大股东和管理层普遍缺乏环保投资的积极性，股权制衡度、管理层持股比例对企业环保投资产生抑制作用[19]。在高管特征方面，Yacob等认为高管的绿色意识有助于企业提高环保投资[23]；张琦等表明，环境空气新标准的实施，激发了地方官员的环境治理动机，具有公职经历的高管会显著提升企业的环境投资规模[24]，但管理层能力与企业环保投资之间呈U型关系[25]，其中高管政治关联、自信对企业环保投资产生负面影响[26～27]。

综上，现有文献多从环境规制与监管、外部环境、产权性质、公司治理和高管特征等视角探讨了企业环境投资的影响因素，但研究结论不一。就高管特征而言，学者主要基于理性经济人视角，研究了高管激励、公职经历、能力、政治关联与自信等对企业环境投资的影响，鲜有文献从高管非理性视角进行探究，而过度自信是一种较为普遍的非理性行为。因此，本文拟对高管过度自信与企业环境投资之间的关系以及媒体监督对两者的调节作用进行深入探讨，不仅能丰富行为公司金融和环境投资的研究文献，而且能为促进企业提高环境投资水平、积极参与绿色治理提供经验证据。

二、研究假说的提出

过度自信是指人们在进行决策时对自身能力和知识面的高估而产生的一种心理偏差，这种非理性的心理偏差在高层管理者中表现尤为突出；过度自信的管理者倾向于高估自己的经营能力，低估风险，从而对企业的盈利能力持有较高的预期[28]；与一般管理者相比，过度自信的管理者会从事更多的投资[4,29]。企业环境投资主要包括环保技改项目投资、污染治理投入、环保设施改造、运行与管理及清洁生产等投入[3]。彭峰和李本东认为，将企业环境投资解释为环境保护费用是不合适的；企业环境投资是投资的一种，但与一般投资所追求的经济效益不同，企业环境投资所获得的效益具有很强的综合性，包括环境效益、经济效益与社会效益[30]。加大环境投资有助于促进企业进行绿色技术改造和创新、提高资源利用率、防治污染使污染排放达到环境标准，既避免企业未来受到环境诉讼、罚款等法律或经济惩处，保障股东的长期利益；又维护了生态平衡，为社会经济的绿色可持续发展奠定基础。企业环境投资虽然短期内为企业带来的经济效益不高，但是管理层的主观意愿是企业进行绿色治理和环保投资的关键内生动力[31]；而高管过度自信具有高估收益、低估风险的特性[28]，即过度自信的高层管理者对企业未来经营持乐观情绪，会高估环境投资所获得的环境、社会和经济效益，低估环境投资带来的短期经营风险，从而主动增加企业环境投资规模，以期获得更高的综合效益，赢得利益相关者的长期支持。此外，Wallace和Baumeister认为，过度自信的管理者往往喜欢能尽情展现自我、获得掌声的场合[32]，他们拥有更强的自尊、信仰与自我成就满足感；与物质激励相比，受到外界的尊重、赞许等对其更具有激励效应[33]。出于对自我提升和名誉的强烈渴望，过度自信的高管更可能期望通过环境投资、满足利益相关者对企业履行环境责任的诉求，改善和提升区域环境质量，以塑造良好的公众形象，扩大企业的知名度，以彰显其能力，获取相应的成就感。因此，高管过度自信会促使企业加大环境投资水平，保护生态环境。基于此，本文提出以下假设：

假设1：高管过度自信与企业环境投资呈正相关。

媒体作为一种相对独立的外部监督机制，已成为社会公众了解企业合法性的重要信息媒介。随着生态环境问题日趋受到重视，企业进行环保投资、履行环境责任已成为社会各界判断其合法性时加以考量的关键信息。当企业出现环境污染等违规事件时，媒体曝光更易引发相关监管部门的介入，从而增加被曝光公司改正违规行为的可能性[34]。由于担心受到行政处罚，企业势必会采取相应措施进行补救，回应政府对企业承担环境责任的诉求，以此向政府表达“知错能改”的努力[35]。同时，企业的环境违规行为通过新闻媒体传播最终反馈到资本市场上，从而触发资本市场的“惩罚”机制；此时相关利益者会采取相应的行动对违规企业施压，诸如投资者改变投资策略引起股价波动、供应商的客户更换或消费者的购买行为变更等。面对此种合法性危机和舆论压力，被媒体曝光的企业会积极寻求一些途径向社会公众和相关利益者传递正面信息，此时履行环境责任、进行相应的环境投资成为企业获取组织合法性、缓和外部舆论压力的有效手段。此外，媒体作为一种重要的信息传播媒介，有助于缓解企业与社会公众之间的信息不对称，改变公众对企业组织合法性的感知；而且媒体报道会形成一种“盯住效应”，即被报道的公司很可能在短时间内成为社会舆论关注的焦点；尤其是企业一旦出现类似环境污染等丑闻，会引发媒体的大量曝光和转载，企业的声誉损失将随着媒体监督程度的上升而加大。因此，为了维护企业良好的声誉，企业会选择自觉承担相应的环境责任，加大环境保护投入，以满足社会公众和利益相关者的期许，并对媒体的相关报道给予积极响应。鉴于此，本文提出以下假设：

假设2：媒体监督与企业环境投资呈正相关。

基于社会人的人性假设，现代管家理论认为，管理者并不是机会主义者，而是企业恪尽职守的“管家”。他们追求尊严和自我实现的满足感，努力经营企业，兼顾各利益相关者的利益，以实现企业价值的最大化。对于过度自信的高层管理者而言，他们更具有企业家精神[36]，对公司前景抱有乐观预期，倾向于增持本公司股票[4]，从而与公司的命运更紧密相关[33]。因此，过度自信的高层管理者更可能充当企业的“管家”，维护企业的形象和声誉，为企业谋求长远的发展。

媒体作为信息的传播者和扩散者，可以有效缓解被报道企业与相关利益者之间的信息不对称，引导社会舆论的导向，改变企业在利益相关者心中的形象。例如，媒体的积极报道有助于企业获得公众的认可和好感，塑造企业的正面形象和声誉，能为企业带来融资便利等好处；而媒体对企业的负面报道则极易引发公众的不满情绪，降低企业在公众心目中的地位。因此，新闻媒体报道越多，意味着企业受到公众的关注度和舆论监督越高，更有助于具有“管家”精神的过度自信管理者适时抓住机会，向外界传递企业履行环境责任的相关信息以获取公众的赞许和认可，维护企业的“声誉资产”。同时，过度自信者常常力图引起别人的关注，具有更强的表现欲，渴求更高的权力和名望[32]。因此，过度自信的管理者可能更注重自身的公众形象，会借助媒体信息中介的功能，将其担当企业“管家”和履行环境责任的形象进行宣传和扩散，进而有效提高管理者的声誉。因此，当企业受到更多的媒体报道与舆论监督时，过度自信的高层管理者出于提升社会公众形象和声誉的考虑，会积极主动承担环保责任，加大环境投资力度，提高环境治理水平，保护和改善周围环境，获得环境效益之际，造福于社会，赢得各利益相关者的认同，促进环境、社会和经济的和谐共生、协调发展。鉴于此。本文提出以下假设：

假设3：媒体监督对高管过度自信与企业环境投资间的关系具有正向调节作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

2008年，上海证券交易所发布《上市公司环境信息披露指引》，要求从事火力发电、钢铁、水泥、电解铝、矿产开发等对环境影响较大的行业上市公司，应当公开披露环境信息并重点说明公司在环保投资和环境技术开发等情况。因此，本文选取2008～2017年披露社会责任报告、可持续发展报告或环境报告书且在报告中明确公布相关环境投入的我国A股上市公司为初选样本，剔除ST和*ST公司、金融保险类公司、环保行业公司、资产负债率大于1或小于0的公司及财务数据不全的公司，最终获得1 156个样本观测值。

研究数据来源于：（1）企业环境投资的数据，手工收集整理于企业社会责任报告、可持续发展报告或环境报告书；（2）环境规制强度的地区工业污染治理投资额与地区工业生产总值数据来自《中国统计年鉴》；（3）其他财务数据来源于国泰安数据库、万德数据库与锐思数据库。为了避免极端值的影响，本文对连续变量在1%和99%分位数水平上进行了Winsorize处理。

（二）模型构建与变量界定

为检验上述假说1，本文构建如下回归模型（1）：

模型（1）中，被解释变量EPIit为第i公司t期的环境投资，用公司环境投资总额/营业收入来度量。

解释变量Conit为第i公司t期的高管过度自信。借鉴孙光国和赵健宇的做法[37]，采用高管持股变化作为高管过度自信的衡量指标，即排除红股和业绩股后，如果高管当年的持股数量高于上一年度，初步判定为高管具有过度自信的倾向；由于高层管理者持股可能受多种因素的影响，在前述基础上再根据林慧婷和王茂林的研究[38]，若上一年度基本每股收益增长率为负，而当年高管持股数量依然增加，则认定为过度自信样本，Con取值为1，反之为0。

Controlit为控制变量，参考前人的研究文献，选取了环境规制强度（ER）、市场化进程（MI）、产权性质（STATE）、公司规模（SIZE）、上市年限（AGE）、投资机会（TQ）、盈利能力（ROE）、财务杆杆（LEV）、现金持有水平（CASH）、股权集中度（TOP）、独立董事比例（OUTDIR）、行业属性（HPI）及年度哑变量（YEAR）等13个变量。

为检验上述假说2，本文构建如下回归模型（2）：

模型（2）中，被解释变量为企业环境投资（EPIit）；解释变量Mediait为第i公司t期的媒体监督，以媒体报道数作为媒体监督的替代变量。借鉴李培功和沈艺峰[34]、逯东等[39]的做法，将媒体监督分为三类，即网络媒体监督（NMedia）、政策导向媒体监督（PMedia）和市场导向媒体监督（MMedia），其中，网络媒体监督代表新媒体监督，而政策导向、市场导向媒体监督代表传统媒体监督。下文将三类媒体监督分别放入模型（3）中进行检验，以反映新媒体和传统媒体的影响力。三类媒体监督的具体界定如下：（1）通过“百度新闻搜索引擎”查找到的新闻报道条数，将其界定为网络媒体监督程度；（2）通过中国知网（CNKI）《中国重要报纸全文数据库》手工收集八份重要报纸的媒体报道。将《中国证券报》《证券日报》《证券时报》和《上海证券报》等四份报纸划分为政策导向媒体；而将《中国经营报》《经济观察报》《21世纪经济报道》和《第一财经日报》等四份报纸划分为市场导向媒体。鉴于新闻普遍存在被转载的现象，而转载的次数越多，也表明该新闻受到的媒体监督程度越高，因此，本文未剔除被转载的新闻。以上媒体均按全文中包含上市公司简称或全称的内容分年度进行检索，输出每家公司的报道数量，将（媒体报道数+1）取自然对数来度量每家公司的年度媒体监督程度。Controlit为控制变量，同模型（1）。

为检验上述假说3，本文构建如下回归模型（3）：

模型（3）中，被解释变量为企业环境投资（EPIit）；解释变量为高管过度自信（Conit）、媒体监督（Mediait）及其两者的交乘项（Conit×Mediait），以考察媒体监督对高管过度自信与企业环境投资之间关系的调节作用。

以上各模型中的α、β、δ和γ为各变量的估计系数，εit为随机误差项。控制变量的符号、含义与计算方法如表1所示。

表1 控制变量的含义

四、实证检验结果分析

（一）研究变量的描述性统计分析

表2列示了研究变量的描述性统计，图1绘制了2008～2017年样本公司环境投资情况。从中可知，十年间上市公司环境投资总额呈现上升的趋势；但是，公司环境投资（EPI）的相对值（环境投资总额/营业收入）的均值仅为0.9%，说明上市公司环境投资水平偏低；从其年度分布来看，呈现波动下降的趋势；其中位数（0.32%）低于均值，表明大多数样本企业的环境投资远低于平均水平；其标准差大于均值和中位数，且从其最小值与最大值来看，说明样本公司间环境投资差异大，且存在较大的个体差异。高管过度自信（Con）的均值为0.102 1，说明样本企业中高管过度自信的比例为10.21%。从媒体监督程度来看，网络媒体监督（NMedia）、政策导向媒体监督（PMedia）和市场导向媒体监督（MMedia）的均值分别为4.308 6、2.319 5和1.288 1，即网络媒体的报道量最高，市场导向媒体监督程度最低；从其极值和标准差来看，各样本公司被媒体报道的数量差异较大。

图1 2008～2017年样本公司环境投资情况

表2 研究变量的描述性统计结果

（二）研究变量的相关性检验

表3给出了主要研究变量的Pearson相关系数。从中可知，政策导向媒体监督（PMedia）和市场导向媒体监督（MMedia）之间的相关系数为0.693，可能源于同一家公司事件存在被两类媒体同时转载的现象，但两类媒体监督并不存在于同一回归模型中；其他研究变量之间的相关系数绝对值均低于0.5。通过计算进入每一个回归模型变量的方差膨胀因子（VIF）均小于2.12，表明本文的研究变量之间不存在多重共线性问题。

从表3可知，高管过度自信（Con）与企业环境投资（EPI）之间的相关系数显著为正，网络媒体监督（NMedia）、政策导向媒体监督（PMedia）与环境投资（EPI）间的相关系数为正，而市场导向媒体监督（MMedia）与环境投资（EPI）间的相关系数为负，但均不显著。由于相关性检验仅考察两者变量之间的关系，未考察其他因素的影响，因此，变量之间的关系有待于下文的回归检验结果。

表3 主要研究变量的相关系数表

（三）回归结果分析

表4中的第（1）列报告了回归模型（1）的估计结果。由F值的结果可知，模型回归结果是显著有效的；adj.R2的值为0.133 0，显示模型的拟合效果尚可。高管过度自信（Con）的系数为0.004 3，且在1%的水平显著，即过度自信的高层管理者会进行更多的环境投资，假设1得到验证。

表4中的第（2）～（4）列报告了回归模型（2）的估计结果。从中可知，三个模型的拟合效果尚可，模型回归结果均是显著有效的。网络媒体监督（NMedia）、政策导向媒体监督（PMedia）和市场导向媒体监督（MMedia）的系数分别为0.003 4、0.002 6和0.002 2，且均在1%的水平显著。表明网络媒体、传统媒体监督均能有效地促进企业加大环境投资水平，假设2得到验证。

表4 媒体监督、高管过度自信与企业环境投资的回归结果

表4中的第（5）～（7）列报告了回归模型（3）的估计结果。从中可知，三个模型的拟合效果略有上升，模型回归结果亦是显著有效的。三个模型中的高管过度自信（Con）的系数均为正且显著，三类媒体监督（NMedia、PMedia和MMedia）的系数也均为正且高度显著，进一步支持了假设1、假设2。高管过度自信和三类媒体监督的交乘项（Con×NMedia、Con×PMedia和Con×MMedia）的系数分别为0.004 8、0.004 9和0.003 8，且均在1%的水平显著，表明媒体监督对高管过度自信与环境投资之间的关系起正向调节作用，假设3得到验证，即高管过度自信和媒体监督对企业环境投资水平的提升具有协同效应。

就控制变量而言，环境规制强度（ER）的系数显著为正，即环境规制对企业环境投资具有积极的促进作用；行业属性（HPI）的系数为正且高度显著，这表明与非重污染企业相比，重污染企业投入更多的环保资金；市场化进程（MI）的系数显著为负，表明处于低市场化进程地区的企业会进行更多的环境投资；公司规模（SIZE）、上市年限（AGE）、投资机会（TQ）、现金持有水平（CASH）、股权集中度（TOP）的系数显著为负，表明公司规模越大、上市年限越久、投资机会越多、现金持有水平越高、第一大股东持股比例越高，样本公司的环境投资越少；而公司盈利能力（ROE）的系数显著为正，表明公司盈利能力越强的公司更有能力和意愿进行环境投资，以此来树立积极履行环保责任的良好形象。

（四）稳健性检验

为了进一步探讨研究结论的可靠性，本文从以下几个方面进行稳健性检验。

1.滞后性检验

考虑到媒体监督、高管过度自信对企业环境投资影响的时滞性，即上一期的媒体监督、高管过度自信可能对本期的环境投资决策影响更大。因此，对模型中被解释变量与解释变量、控制变量考虑滞后一期的时期间隔，即将t期的企业环境投资作为被解释变量，而将解释变量和控制变量调整为t-1期，重新进行检验。回归结果如表5所示。从中可知，第（1）列中的高管过度自信（Cont-1）的系数显著为正；第（2）～（4）列中的三类媒体监督（NMediat-1、PMediat-1和MMediat-1）的系数为正且高度显著；第（5）～（7）列中的高管过度自信和三类媒体监督的交乘项（Con×NMediat-1、Con×PMediat-1和Con×MMediat-1）的系数均为正且高度显著，再次验证了前文的研究假设1、假设2和假设3。

表5 媒体监督、高管过度自信与企业环境投资的回归结果（滞后一期）

2.不同行业属性的影响

不同行业面临的政策监管和舆论压力存在差异，对企业的环境投资策略可能产生不同影响。前文的研究亦表明，不同行业属性（HPI）对企业环境投资的影响效应不同，因此，将研究样本按行业属性划分为重污染样本公司与非污染样本公司，并分别进行检验，回归结果如表6所示，其中，第（1）～（3）列是重污染样本的回归结果，第（4）～（6）列是非重污染样本的回归结果。从中可知，不同行业属性下，模型中的高管过度自信（Con）、三类媒体监督（NMedia、PMedia和MMedia）及高管过度自信和三类媒体监督的交乘项（Con×NMedia、Con×PMedia和Con×MMedia）的系数均为正且显著，再次验证了前文的研究假设。

表6 不同行业属性下媒体监督、高管过度自信与企业环境投资的回归结果

从不同类型的媒体监督来看，第（1）（4）列中的网络媒体监督和高管过度自信的交乘项（Con×NMedia）的系数接近；而第（2）（5）列和第（3）（6）列中的政策导向媒体监督、市场导向媒体监督与高管过度自信的交乘项（Con×PMedia和Con×MMedia）的系数相较而言，非重污染样本企业的交乘项系数均比重污染样本高且更显著；即与非重污染样本相比，重污染样本企业中，政策导向、市场导向媒体等传统媒体监督对高管过度自信与企业环境投资之间的正向强化作用较低，这可能源于传统媒体监督一般具有媒体报道的权威地位，其中，政策导向媒体往往代表相关监管部门的政策和关注倾向；而市场导向媒体的影响力位于财经类报纸的龙头，也较易引起相关监管部门的注意。与非重污染企业相比，重污染企业因其行业特殊性一直是政府部门重点监管的对象，受到媒体的监督约束更大，即便进行环境投资也可能大多数是出于对监管政策的遵从，从而使高层管理者自主决策的空间受限，导致传统媒体监督对高管过度自信与环境投资之间的调节作用减弱。

3.替换关键变量的表征指标

（1）替换企业环境投资的表征指标。以“企业环境投资总额/平均总资产”代替前文中以营业收入为基准计算的企业环境投资，重新对上文的研究假说进行检验，回归结果与前文结论基本一致。（2）替换高管过度自信的表征指标，借鉴张艺琼等的做法[40]，运用乐观盈利预测来衡量高管过度自信。即在前文研究样本的基础上选择披露季度盈利预测的公司作为研究对象，将满足以下四种情形之一定义为乐观盈利预测：预增，实际利润增加幅度小于50%；略增，实际利润减少；续盈或扭亏，实际亏损；略减，实际利润减少超过50%。每年公司披露的季度盈利预测中，如果至少存在一次是乐观预测情况，则视为过度自信样本。重新对前文的假设1、假设3进行检验，回归结果与前文结论一致，说明本文研究结论是稳健可靠的①。

五、结论与政策建议

本文以2008～2017年中国A股上市公司为研究样本，考察了高管过度自信与企业环境投资之间的关系，并检验了媒体监督的调节作用。结果发现：（1）高管过度自信有利于提高企业环境投资水平；（2）媒体报道引致的舆论监督对企业环境投资具有显著的正向作用，并能强化高管过度自信与企业环境投资之间的正相关性，即高管过度自信和媒体监督对企业环境投资水平的提升具有协同效应；（3）传统媒体监督的调节作用因行业属性的不同而具有异质性，即与非重污染行业相比，在重污染行业样本中，传统媒体监督对高管过度自信与企业环境投资间的正向调节作用减弱。

基于此，本文提出如下政策建议：（1）提高企业环境信息披露质量。环境信息的充分披露能揭示企业环境治理的综合情况；监管部门除了完善环境信息披露制度、将更多上市公司纳入强制披露范围外，还应该引入独立第三方对公司环境信息披露的准确性和完整性进行审计，以提高环境信息披露质量，明晰公司的环境治理状况，促进公司加大环境投资力度。（2）保护生态环境是企业重要的社会责任，而前述样本公司的环境投资水平偏低。因此，上市公司应主动增加环境投资，致力于绿色技术创新与改造，以实现绿色可持续发展。（3）媒体监督能促进企业加大环境投资。因此，要加强媒体行业自律，提高媒体公信力，鼓励新闻媒体对企业的环境污染、违规行为做到“敢于报道、勇于报道、公正报道”，充分发挥媒体的监督和导向作用，促使企业重视绿色治理，增加环境投入，节能减排，保护生态环境。（4）培育高层管理者的自信心，对过度自信的高层管理者要积极引导；尤其是面临更多监管压力的重污染企业，应给予他们更多的信任和自主权，使其在环境投资决策中充分发挥作用，实施绿色低碳发展方式，促进碳达峰、碳中和目标的有效落地。

注释

① 限于篇幅，稳健性检验部分未报告回归结果，相关表格留存备索。