媒體監督、高管過度自信與企業環境投資

□黃蓮琴 范舒琴 何蔓莉

[福州大學 福州 350108]

引言

“十四五”規劃提出生態文明建設實現新進步的發展目標，并指出推動綠色發展，促進人與自然和諧共生。企業作為環境污染的主要制造者，理應擔負起預防和治理環境污染、保護生態環境的責任，使碳達峰、碳中和目標能夠有效落地。但是，生態環境作為公共產品具有明顯的外部性特征，導致環境治污成本基本上由社會承擔，使大部分企業缺乏環保投資、環境治理的積極性。因此，如何促使企業主動治理污染、有效提高環境投資水平成為亟待解決的現實問題。近年來，為了加快對資源與生態環境的保護和治理，政府相關部門加強了環境立法和監督懲罰力度，但環境規制在提高環境保護、綠色發展效率的同時[1]，也在一定程度上對負有環保主體責任的企業施加了外在壓力。一些學者認為，媒體關注與監督能夠有效促進環境規制力量的發揮[2]，促使企業增加環境投資、發揮環境治理的作用[3]，因此，借助媒體傳播的輿論監督來影響企業環保行為亦成為非法律治理方式的有益補充。現有文獻主要基于理性經濟人假說，從政府環境規制和監管、市場環境、媒體報道、行業屬性、產權性質、公司治理和高管特征等方面對企業環境投資的影響因素進行研究。但是，行為公司金融理論認為，人并非完全理性的。例如，過度自信就是一種普遍存在的非理性認知偏差，而該認知偏差在企業高層管理者中普遍存在。研究表明，高管過度自信對企業投資決策產生顯著的影響[4～6]，而企業環境投資是企業戰略投資決策的重要組成部分。那么，過度自信的高管對企業環境投資產生怎樣的影響？媒體報道引致的輿論監督是否對高管過度自信與企業環境投資之間的關系產生調節作用？現有文獻較少涉及。

基于此，本文以2008～2017年中國滬深A股上市公司為研究樣本，考察了高管過度自信與企業環境投資之間的關系，并檢驗媒體監督的調節作用。相較于以往研究，本文的可能貢獻在于：一是豐富了行為公司金融的研究內容。現有學者主要基于理性決策者的假設研究高管特征對環境投資的影響，本文聚焦于高管并非理性視角，考察高管過度自信認知偏差對企業環境投資的影響，拓寬了高管過度自信經濟后果的研究范疇。二是彌補了企業環境投資的研究不足。媒體監督對高管過度自信與企業環境投資間關系的調節效應尚未有文獻涉及，本文為此提供了相應的經驗證據，豐富了環境投資影響因素的研究文獻。

一、文獻述評

限于本文的研究主題，從宏觀、微觀層面對企業環境投資的影響因素進行梳理。從宏觀層面來看，學者主要考察了政府環境規制和監管、媒體報道、市場環境和產業屬性等的影響。例如，在政府環境規制方面，Farzin和Kort研究表明，政府環境規制對企業環保相關的設備購置決策產生積極影響[7]，隨著環境規制的增強，企業迫于環境壓力而增加環保投資[8]；但是，高水平的環境規制會延遲企業的環保投資[9]。而有的學者研究發現，環境規制與企業環保投資之間呈現U型關系[10～11]、或倒U型關系[12]。在環境監管方面，學者認為，加強環境立法、設立環境法庭有利于提升企業環保投資水平[13～14]；企業為了降低環境處罰成本，傾向于主動進行環境投資[15]；地方環境監管和國家垂直監管均能促進重污染企業增加環保投資[16]；但是，高水平的環境監管并不一定會導致企業進行綠色投資[17]。在媒體報道、市場環境方面，王云等發現，媒體負面報道促進企業環保投資的提升，而環境規制增強了媒體報道的環境治理作用[3]；李強和田雙雙認為，市場競爭與環境規制對企業環保投資的作用具有互補性[12]，但是，省域環境競爭力越強企業環保投資越少[18]。從行業屬性來看，唐國平等發現，與非重污染行業相比，重污染行業企業投入更多的環保資金[10]。

從微觀主體視角來看，學者主要從產權性質、綠色管理、公司治理和高管特征等對方面研究環境投資的影響因素。例如，在產權性質方面，唐國平和李龍會發現，國有公司的環保投資高于其他公司[19]；而李月娥等則認為，非國有公司環保投資規模高于國有公司[11]，這表明公司環境投資規模具有顯著的產權異質性。在綠色管理和公司治理方面，學者研究表明，企業倡導綠色文化、實施環境管理體系和股權激勵對環境投入具有促進作用[20～22]。但是，企業大股東和管理層普遍缺乏環保投資的積極性，股權制衡度、管理層持股比例對企業環保投資產生抑制作用[19]。在高管特征方面，Yacob等認為高管的綠色意識有助于企業提高環保投資[23]；張琦等表明，環境空氣新標準的實施，激發了地方官員的環境治理動機，具有公職經歷的高管會顯著提升企業的環境投資規模[24]，但管理層能力與企業環保投資之間呈U型關系[25]，其中高管政治關聯、自信對企業環保投資產生負面影響[26～27]。

綜上，現有文獻多從環境規制與監管、外部環境、產權性質、公司治理和高管特征等視角探討了企業環境投資的影響因素，但研究結論不一。就高管特征而言，學者主要基于理性經濟人視角，研究了高管激勵、公職經歷、能力、政治關聯與自信等對企業環境投資的影響，鮮有文獻從高管非理性視角進行探究，而過度自信是一種較為普遍的非理性行為。因此，本文擬對高管過度自信與企業環境投資之間的關系以及媒體監督對兩者的調節作用進行深入探討，不僅能豐富行為公司金融和環境投資的研究文獻，而且能為促進企業提高環境投資水平、積極參與綠色治理提供經驗證據。

二、研究假說的提出

過度自信是指人們在進行決策時對自身能力和知識面的高估而產生的一種心理偏差，這種非理性的心理偏差在高層管理者中表現尤為突出；過度自信的管理者傾向于高估自己的經營能力，低估風險，從而對企業的盈利能力持有較高的預期[28]；與一般管理者相比，過度自信的管理者會從事更多的投資[4,29]。企業環境投資主要包括環保技改項目投資、污染治理投入、環保設施改造、運行與管理及清潔生產等投入[3]。彭峰和李本東認為，將企業環境投資解釋為環境保護費用是不合適的；企業環境投資是投資的一種，但與一般投資所追求的經濟效益不同，企業環境投資所獲得的效益具有很強的綜合性，包括環境效益、經濟效益與社會效益[30]。加大環境投資有助于促進企業進行綠色技術改造和創新、提高資源利用率、防治污染使污染排放達到環境標準，既避免企業未來受到環境訴訟、罰款等法律或經濟懲處，保障股東的長期利益；又維護了生態平衡，為社會經濟的綠色可持續發展奠定基礎。企業環境投資雖然短期內為企業帶來的經濟效益不高，但是管理層的主觀意愿是企業進行綠色治理和環保投資的關鍵內生動力[31]；而高管過度自信具有高估收益、低估風險的特性[28]，即過度自信的高層管理者對企業未來經營持樂觀情緒，會高估環境投資所獲得的環境、社會和經濟效益，低估環境投資帶來的短期經營風險，從而主動增加企業環境投資規模，以期獲得更高的綜合效益，贏得利益相關者的長期支持。此外，Wallace和Baumeister認為，過度自信的管理者往往喜歡能盡情展現自我、獲得掌聲的場合[32]，他們擁有更強的自尊、信仰與自我成就滿足感；與物質激勵相比，受到外界的尊重、贊許等對其更具有激勵效應[33]。出于對自我提升和名譽的強烈渴望，過度自信的高管更可能期望通過環境投資、滿足利益相關者對企業履行環境責任的訴求，改善和提升區域環境質量，以塑造良好的公眾形象，擴大企業的知名度，以彰顯其能力，獲取相應的成就感。因此，高管過度自信會促使企業加大環境投資水平，保護生態環境。基于此，本文提出以下假設：

假設1：高管過度自信與企業環境投資呈正相關。

媒體作為一種相對獨立的外部監督機制，已成為社會公眾了解企業合法性的重要信息媒介。隨著生態環境問題日趨受到重視，企業進行環保投資、履行環境責任已成為社會各界判斷其合法性時加以考量的關鍵信息。當企業出現環境污染等違規事件時，媒體曝光更易引發相關監管部門的介入，從而增加被曝光公司改正違規行為的可能性[34]。由于擔心受到行政處罰，企業勢必會采取相應措施進行補救，回應政府對企業承擔環境責任的訴求，以此向政府表達“知錯能改”的努力[35]。同時，企業的環境違規行為通過新聞媒體傳播最終反饋到資本市場上，從而觸發資本市場的“懲罰”機制；此時相關利益者會采取相應的行動對違規企業施壓，諸如投資者改變投資策略引起股價波動、供應商的客戶更換或消費者的購買行為變更等。面對此種合法性危機和輿論壓力，被媒體曝光的企業會積極尋求一些途徑向社會公眾和相關利益者傳遞正面信息，此時履行環境責任、進行相應的環境投資成為企業獲取組織合法性、緩和外部輿論壓力的有效手段。此外，媒體作為一種重要的信息傳播媒介，有助于緩解企業與社會公眾之間的信息不對稱，改變公眾對企業組織合法性的感知；而且媒體報道會形成一種“盯住效應”，即被報道的公司很可能在短時間內成為社會輿論關注的焦點；尤其是企業一旦出現類似環境污染等丑聞，會引發媒體的大量曝光和轉載，企業的聲譽損失將隨著媒體監督程度的上升而加大。因此，為了維護企業良好的聲譽，企業會選擇自覺承擔相應的環境責任，加大環境保護投入，以滿足社會公眾和利益相關者的期許，并對媒體的相關報道給予積極響應。鑒于此，本文提出以下假設：

假設2：媒體監督與企業環境投資呈正相關。

基于社會人的人性假設，現代管家理論認為，管理者并不是機會主義者，而是企業恪盡職守的“管家”。他們追求尊嚴和自我實現的滿足感，努力經營企業，兼顧各利益相關者的利益，以實現企業價值的最大化。對于過度自信的高層管理者而言，他們更具有企業家精神[36]，對公司前景抱有樂觀預期，傾向于增持本公司股票[4]，從而與公司的命運更緊密相關[33]。因此，過度自信的高層管理者更可能充當企業的“管家”，維護企業的形象和聲譽，為企業謀求長遠的發展。

媒體作為信息的傳播者和擴散者，可以有效緩解被報道企業與相關利益者之間的信息不對稱，引導社會輿論的導向，改變企業在利益相關者心中的形象。例如，媒體的積極報道有助于企業獲得公眾的認可和好感，塑造企業的正面形象和聲譽，能為企業帶來融資便利等好處；而媒體對企業的負面報道則極易引發公眾的不滿情緒，降低企業在公眾心目中的地位。因此，新聞媒體報道越多，意味著企業受到公眾的關注度和輿論監督越高，更有助于具有“管家”精神的過度自信管理者適時抓住機會，向外界傳遞企業履行環境責任的相關信息以獲取公眾的贊許和認可，維護企業的“聲譽資產”。同時，過度自信者常常力圖引起別人的關注，具有更強的表現欲，渴求更高的權力和名望[32]。因此，過度自信的管理者可能更注重自身的公眾形象，會借助媒體信息中介的功能，將其擔當企業“管家”和履行環境責任的形象進行宣傳和擴散，進而有效提高管理者的聲譽。因此，當企業受到更多的媒體報道與輿論監督時，過度自信的高層管理者出于提升社會公眾形象和聲譽的考慮，會積極主動承擔環保責任，加大環境投資力度，提高環境治理水平，保護和改善周圍環境，獲得環境效益之際，造福于社會，贏得各利益相關者的認同，促進環境、社會和經濟的和諧共生、協調發展。鑒于此。本文提出以下假設：

假設3：媒體監督對高管過度自信與企業環境投資間的關系具有正向調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

2008年，上海證券交易所發布《上市公司環境信息披露指引》，要求從事火力發電、鋼鐵、水泥、電解鋁、礦產開發等對環境影響較大的行業上市公司，應當公開披露環境信息并重點說明公司在環保投資和環境技術開發等情況。因此，本文選取2008～2017年披露社會責任報告、可持續發展報告或環境報告書且在報告中明確公布相關環境投入的我國A股上市公司為初選樣本，剔除ST和*ST公司、金融保險類公司、環保行業公司、資產負債率大于1或小于0的公司及財務數據不全的公司，最終獲得1 156個樣本觀測值。

研究數據來源于：（1）企業環境投資的數據，手工收集整理于企業社會責任報告、可持續發展報告或環境報告書；（2）環境規制強度的地區工業污染治理投資額與地區工業生產總值數據來自《中國統計年鑒》；（3）其他財務數據來源于國泰安數據庫、萬德數據庫與銳思數據庫。為了避免極端值的影響，本文對連續變量在1%和99%分位數水平上進行了Winsorize處理。

（二）模型構建與變量界定

為檢驗上述假說1，本文構建如下回歸模型（1）：

模型（1）中，被解釋變量EPIit為第i公司t期的環境投資，用公司環境投資總額/營業收入來度量。

解釋變量Conit為第i公司t期的高管過度自信。借鑒孫光國和趙健宇的做法[37]，采用高管持股變化作為高管過度自信的衡量指標，即排除紅股和業績股后，如果高管當年的持股數量高于上一年度，初步判定為高管具有過度自信的傾向；由于高層管理者持股可能受多種因素的影響，在前述基礎上再根據林慧婷和王茂林的研究[38]，若上一年度基本每股收益增長率為負，而當年高管持股數量依然增加，則認定為過度自信樣本，Con取值為1，反之為0。

Controlit為控制變量，參考前人的研究文獻，選取了環境規制強度（ER）、市場化進程（MI）、產權性質（STATE）、公司規模（SIZE）、上市年限（AGE）、投資機會（TQ）、盈利能力（ROE）、財務桿桿（LEV）、現金持有水平（CASH）、股權集中度（TOP）、獨立董事比例（OUTDIR）、行業屬性（HPI）及年度啞變量（YEAR）等13個變量。

為檢驗上述假說2，本文構建如下回歸模型（2）：

模型（2）中，被解釋變量為企業環境投資（EPIit）；解釋變量Mediait為第i公司t期的媒體監督，以媒體報道數作為媒體監督的替代變量。借鑒李培功和沈藝峰[34]、逯東等[39]的做法，將媒體監督分為三類，即網絡媒體監督（NMedia）、政策導向媒體監督（PMedia）和市場導向媒體監督（MMedia），其中，網絡媒體監督代表新媒體監督，而政策導向、市場導向媒體監督代表傳統媒體監督。下文將三類媒體監督分別放入模型（3）中進行檢驗，以反映新媒體和傳統媒體的影響力。三類媒體監督的具體界定如下：（1）通過“百度新聞搜索引擎”查找到的新聞報道條數，將其界定為網絡媒體監督程度；（2）通過中國知網（CNKI）《中國重要報紙全文數據庫》手工收集八份重要報紙的媒體報道。將《中國證券報》《證券日報》《證券時報》和《上海證券報》等四份報紙劃分為政策導向媒體；而將《中國經營報》《經濟觀察報》《21世紀經濟報道》和《第一財經日報》等四份報紙劃分為市場導向媒體。鑒于新聞普遍存在被轉載的現象，而轉載的次數越多，也表明該新聞受到的媒體監督程度越高，因此，本文未剔除被轉載的新聞。以上媒體均按全文中包含上市公司簡稱或全稱的內容分年度進行檢索，輸出每家公司的報道數量，將（媒體報道數+1）取自然對數來度量每家公司的年度媒體監督程度。Controlit為控制變量，同模型（1）。

為檢驗上述假說3，本文構建如下回歸模型（3）：

模型（3）中，被解釋變量為企業環境投資（EPIit）；解釋變量為高管過度自信（Conit）、媒體監督（Mediait）及其兩者的交乘項（Conit×Mediait），以考察媒體監督對高管過度自信與企業環境投資之間關系的調節作用。

以上各模型中的α、β、δ和γ為各變量的估計系數，εit為隨機誤差項。控制變量的符號、含義與計算方法如表1所示。

表1 控制變量的含義

四、實證檢驗結果分析

（一）研究變量的描述性統計分析

表2列示了研究變量的描述性統計，圖1繪制了2008～2017年樣本公司環境投資情況。從中可知，十年間上市公司環境投資總額呈現上升的趨勢；但是，公司環境投資（EPI）的相對值（環境投資總額/營業收入）的均值僅為0.9%，說明上市公司環境投資水平偏低；從其年度分布來看，呈現波動下降的趨勢；其中位數（0.32%）低于均值，表明大多數樣本企業的環境投資遠低于平均水平；其標準差大于均值和中位數，且從其最小值與最大值來看，說明樣本公司間環境投資差異大，且存在較大的個體差異。高管過度自信（Con）的均值為0.102 1，說明樣本企業中高管過度自信的比例為10.21%。從媒體監督程度來看，網絡媒體監督（NMedia）、政策導向媒體監督（PMedia）和市場導向媒體監督（MMedia）的均值分別為4.308 6、2.319 5和1.288 1，即網絡媒體的報道量最高，市場導向媒體監督程度最低；從其極值和標準差來看，各樣本公司被媒體報道的數量差異較大。

圖1 2008～2017年樣本公司環境投資情況

表2 研究變量的描述性統計結果

（二）研究變量的相關性檢驗

表3給出了主要研究變量的Pearson相關系數。從中可知，政策導向媒體監督（PMedia）和市場導向媒體監督（MMedia）之間的相關系數為0.693，可能源于同一家公司事件存在被兩類媒體同時轉載的現象，但兩類媒體監督并不存在于同一回歸模型中；其他研究變量之間的相關系數絕對值均低于0.5。通過計算進入每一個回歸模型變量的方差膨脹因子（VIF）均小于2.12，表明本文的研究變量之間不存在多重共線性問題。

從表3可知，高管過度自信（Con）與企業環境投資（EPI）之間的相關系數顯著為正，網絡媒體監督（NMedia）、政策導向媒體監督（PMedia）與環境投資（EPI）間的相關系數為正，而市場導向媒體監督（MMedia）與環境投資（EPI）間的相關系數為負，但均不顯著。由于相關性檢驗僅考察兩者變量之間的關系，未考察其他因素的影響，因此，變量之間的關系有待于下文的回歸檢驗結果。

表3 主要研究變量的相關系數表

（三）回歸結果分析

表4中的第（1）列報告了回歸模型（1）的估計結果。由F值的結果可知，模型回歸結果是顯著有效的；adj.R2的值為0.133 0，顯示模型的擬合效果尚可。高管過度自信（Con）的系數為0.004 3，且在1%的水平顯著，即過度自信的高層管理者會進行更多的環境投資，假設1得到驗證。

表4中的第（2）～（4）列報告了回歸模型（2）的估計結果。從中可知，三個模型的擬合效果尚可，模型回歸結果均是顯著有效的。網絡媒體監督（NMedia）、政策導向媒體監督（PMedia）和市場導向媒體監督（MMedia）的系數分別為0.003 4、0.002 6和0.002 2，且均在1%的水平顯著。表明網絡媒體、傳統媒體監督均能有效地促進企業加大環境投資水平，假設2得到驗證。

表4 媒體監督、高管過度自信與企業環境投資的回歸結果

表4中的第（5）～（7）列報告了回歸模型（3）的估計結果。從中可知，三個模型的擬合效果略有上升，模型回歸結果亦是顯著有效的。三個模型中的高管過度自信（Con）的系數均為正且顯著，三類媒體監督（NMedia、PMedia和MMedia）的系數也均為正且高度顯著，進一步支持了假設1、假設2。高管過度自信和三類媒體監督的交乘項（Con×NMedia、Con×PMedia和Con×MMedia）的系數分別為0.004 8、0.004 9和0.003 8，且均在1%的水平顯著，表明媒體監督對高管過度自信與環境投資之間的關系起正向調節作用，假設3得到驗證，即高管過度自信和媒體監督對企業環境投資水平的提升具有協同效應。

就控制變量而言，環境規制強度（ER）的系數顯著為正，即環境規制對企業環境投資具有積極的促進作用；行業屬性（HPI）的系數為正且高度顯著，這表明與非重污染企業相比，重污染企業投入更多的環保資金；市場化進程（MI）的系數顯著為負，表明處于低市場化進程地區的企業會進行更多的環境投資；公司規模（SIZE）、上市年限（AGE）、投資機會（TQ）、現金持有水平（CASH）、股權集中度（TOP）的系數顯著為負，表明公司規模越大、上市年限越久、投資機會越多、現金持有水平越高、第一大股東持股比例越高，樣本公司的環境投資越少；而公司盈利能力（ROE）的系數顯著為正，表明公司盈利能力越強的公司更有能力和意愿進行環境投資，以此來樹立積極履行環保責任的良好形象。

（四）穩健性檢驗

為了進一步探討研究結論的可靠性，本文從以下幾個方面進行穩健性檢驗。

1.滯后性檢驗

考慮到媒體監督、高管過度自信對企業環境投資影響的時滯性，即上一期的媒體監督、高管過度自信可能對本期的環境投資決策影響更大。因此，對模型中被解釋變量與解釋變量、控制變量考慮滯后一期的時期間隔，即將t期的企業環境投資作為被解釋變量，而將解釋變量和控制變量調整為t-1期，重新進行檢驗。回歸結果如表5所示。從中可知，第（1）列中的高管過度自信（Cont-1）的系數顯著為正；第（2）～（4）列中的三類媒體監督（NMediat-1、PMediat-1和MMediat-1）的系數為正且高度顯著；第（5）～（7）列中的高管過度自信和三類媒體監督的交乘項（Con×NMediat-1、Con×PMediat-1和Con×MMediat-1）的系數均為正且高度顯著，再次驗證了前文的研究假設1、假設2和假設3。

表5 媒體監督、高管過度自信與企業環境投資的回歸結果（滯后一期）

2.不同行業屬性的影響

不同行業面臨的政策監管和輿論壓力存在差異，對企業的環境投資策略可能產生不同影響。前文的研究亦表明，不同行業屬性（HPI）對企業環境投資的影響效應不同，因此，將研究樣本按行業屬性劃分為重污染樣本公司與非污染樣本公司，并分別進行檢驗，回歸結果如表6所示，其中，第（1）～（3）列是重污染樣本的回歸結果，第（4）～（6）列是非重污染樣本的回歸結果。從中可知，不同行業屬性下，模型中的高管過度自信（Con）、三類媒體監督（NMedia、PMedia和MMedia）及高管過度自信和三類媒體監督的交乘項（Con×NMedia、Con×PMedia和Con×MMedia）的系數均為正且顯著，再次驗證了前文的研究假設。

表6 不同行業屬性下媒體監督、高管過度自信與企業環境投資的回歸結果

從不同類型的媒體監督來看，第（1）（4）列中的網絡媒體監督和高管過度自信的交乘項（Con×NMedia）的系數接近；而第（2）（5）列和第（3）（6）列中的政策導向媒體監督、市場導向媒體監督與高管過度自信的交乘項（Con×PMedia和Con×MMedia）的系數相較而言，非重污染樣本企業的交乘項系數均比重污染樣本高且更顯著；即與非重污染樣本相比，重污染樣本企業中，政策導向、市場導向媒體等傳統媒體監督對高管過度自信與企業環境投資之間的正向強化作用較低，這可能源于傳統媒體監督一般具有媒體報道的權威地位，其中，政策導向媒體往往代表相關監管部門的政策和關注傾向；而市場導向媒體的影響力位于財經類報紙的龍頭，也較易引起相關監管部門的注意。與非重污染企業相比，重污染企業因其行業特殊性一直是政府部門重點監管的對象，受到媒體的監督約束更大，即便進行環境投資也可能大多數是出于對監管政策的遵從，從而使高層管理者自主決策的空間受限，導致傳統媒體監督對高管過度自信與環境投資之間的調節作用減弱。

3.替換關鍵變量的表征指標

（1）替換企業環境投資的表征指標。以“企業環境投資總額/平均總資產”代替前文中以營業收入為基準計算的企業環境投資，重新對上文的研究假說進行檢驗，回歸結果與前文結論基本一致。（2）替換高管過度自信的表征指標，借鑒張藝瓊等的做法[40]，運用樂觀盈利預測來衡量高管過度自信。即在前文研究樣本的基礎上選擇披露季度盈利預測的公司作為研究對象，將滿足以下四種情形之一定義為樂觀盈利預測：預增，實際利潤增加幅度小于50%；略增，實際利潤減少；續盈或扭虧，實際虧損；略減，實際利潤減少超過50%。每年公司披露的季度盈利預測中，如果至少存在一次是樂觀預測情況，則視為過度自信樣本。重新對前文的假設1、假設3進行檢驗，回歸結果與前文結論一致，說明本文研究結論是穩健可靠的①。

五、結論與政策建議

本文以2008～2017年中國A股上市公司為研究樣本，考察了高管過度自信與企業環境投資之間的關系，并檢驗了媒體監督的調節作用。結果發現：（1）高管過度自信有利于提高企業環境投資水平；（2）媒體報道引致的輿論監督對企業環境投資具有顯著的正向作用，并能強化高管過度自信與企業環境投資之間的正相關性，即高管過度自信和媒體監督對企業環境投資水平的提升具有協同效應；（3）傳統媒體監督的調節作用因行業屬性的不同而具有異質性，即與非重污染行業相比，在重污染行業樣本中，傳統媒體監督對高管過度自信與企業環境投資間的正向調節作用減弱。

基于此，本文提出如下政策建議：（1）提高企業環境信息披露質量。環境信息的充分披露能揭示企業環境治理的綜合情況；監管部門除了完善環境信息披露制度、將更多上市公司納入強制披露范圍外，還應該引入獨立第三方對公司環境信息披露的準確性和完整性進行審計，以提高環境信息披露質量，明晰公司的環境治理狀況，促進公司加大環境投資力度。（2）保護生態環境是企業重要的社會責任，而前述樣本公司的環境投資水平偏低。因此，上市公司應主動增加環境投資，致力于綠色技術創新與改造，以實現綠色可持續發展。（3）媒體監督能促進企業加大環境投資。因此，要加強媒體行業自律，提高媒體公信力，鼓勵新聞媒體對企業的環境污染、違規行為做到“敢于報道、勇于報道、公正報道”，充分發揮媒體的監督和導向作用，促使企業重視綠色治理，增加環境投入，節能減排，保護生態環境。（4）培育高層管理者的自信心，對過度自信的高層管理者要積極引導；尤其是面臨更多監管壓力的重污染企業，應給予他們更多的信任和自主權，使其在環境投資決策中充分發揮作用，實施綠色低碳發展方式，促進碳達峰、碳中和目標的有效落地。

注釋

① 限于篇幅，穩健性檢驗部分未報告回歸結果，相關表格留存備索。