王 京，范明珠，秦 宏

（中国海洋大学管理学院，山东 青岛 266100）

改革开放以来，中国经济发展迅速。然而，工业规模的高速扩张也使得经济活动对环境的负面影响加剧，对中国社会经济的可持续发展造成了冲击。《中国生态环境报告》（2018）指出，尽管中国生态环境质量近年来有所改善，但整体形势仍然严峻，环境污染和生态破坏事件频繁发生。有鉴于此，政府出台了一系列激励政策和保障措施，以期推动环境治理投资增加和环保监管制度完善。中国的环境治理投资最开始主要由政府及公共部门承担，但随着市场经济制度不断健全，企业作为污染物排放的重要主体，其环境治理责任的履行情况广受关注。事实上，作为市场经济的重要参与者，企业既是资源消耗和环境污染的主体，也是环境保护的关键参与者，在环境治理过程中发挥着至关重要的作用。

在此背景下，学者们探讨了政府、社会公众、竞争对手和管理层等利益相关者对企业环境治理行为的影响［1-9］，为企业环境治理问题的研究提供了重要文献基础。然而，现有研究也存在一些不足：首先，环境治理依赖企业的资源投入，仅以具有综合性和抽象性的环境信息及其披露状况来衡量企业环境治理质量，难以反映企业环境治理的实际投资方向和内容，也难以观察管理层环保态度与决策动机；其次，随着中国人力资本市场的完善和市场竞争压力的增大，管理层变动已成为企业管理与治理的重要手段，但现有研究多植根于“决策主体及偏好不变”的假定，对管理层变更的环境治理效应关注不足。事实上，管理者（尤其是CEO）的环保偏好和态度对企业环境治理行为具有重要影响，可能导致企业不同的环境成本内容（能够转嫁治理责任的强制性环境成本和具有治理功能的主动性环境成本）［9-11］。这也意味着一旦CEO 发生变更，企业的环境治理选择可能会产生变化，从而改变其环境成本内容和环保表现。

鉴于此，该研究基于对环境成本内容的分析，考察了CEO 变更对企业环境治理导向的影响。考虑到高污染行业的典型性，选取中国高污染行业A 股上市企业为样本，试图探讨以下三个问题。①CEO 变更对企业环境成本的影响如何？②CEO 变更以何种机制或路径影响企业环境成本？③在中国当前制度背景与企业治理环境下，政府补助和高管激励会对CEO 变更与企业环境成本的关系产生何种差异性影响？与已有研究相比，该研究可能的贡献在于：首先，不同于已有文献关于企业环境成本同质性的研究假定，该研究在对不同类型环境成本进行手工搜集和整理的基础上，从投资动机的异质性角度分析了CEO 变更对企业强制性与主动性环境成本的影响，为企业环境治理研究提供了一个新的视角。其次，通过对作用机制的考察，从业绩压力和风险承担层面刻画了CEO 变更影响企业环境治理行为的机理。最后，不同于以往研究对高度综合和抽象的环境信息披露的考察，该研究直接探讨了CEO 变更对环境成本的影响，不仅从财务管理领域丰富了企业ESG 领域的研究文献，而且为企业内外部治理机制与环保投资决策优化提供了经验证据。

1 文献回顾

1.1 企业环境成本的内容

环境的公共产品属性导致了其巨大的负外部性，使得市场主体环境污染的私人成本低于社会成本，从而诱发市场主体的消极环保行为，而环境治理成本内部化是缓解这一问题的重要对策。随着环境治理逐渐成为企业运营的重要组成部分，相关学者对环境成本的内容与功能进行了探讨。考虑到环境治理的复杂性与外部性特征，学者们主要从分布空间、生产环节与环保态度等视角对环境成本的构成内容进行了探讨。White 等［12］和王立彦［13］根据分布空间将环境成本划分为包含环保设备购买、污染物处理与排污费等的内部成本和企业遵从环境规制、承担不良环境后果的外部成本；冯巧根［14］和冯圆［15］则基于生产环节将环境成本归类为环境预防与处理成本以及采购、加工、回收和商品化过程中的相关支出；张琦等［9］、Tutore［10］和亚琨等［11］从企业环保态度出发将环境治理行为划分为积极行为与消极行为，并据此对环境成本进行了归类。权小锋等［16］进一步发现，在当前制度背景下，环境违法成本偏低的现实可能导致企业消极的环境治理倾向。

综上可知，尽管现有研究对环境成本内容与功能的认知存在差异，但相关学者大都认为环境成本可以从主动的环境治理投资与强制的环境污染补偿两个视角进行划分［6］。可以发现，由于内容和功能的差异，两类环境成本对企业环境治理的作用并不一致。主动性环境成本更多地反映了企业环境治理的主动性和积极性。而强制性环境成本与其说是企业环境治理与保护的投入，不如说是其为转嫁自身环保责任付出的代价，本质上仍对环境造成污染。

1.2 CEO特征与企业环境治理的关系

管理者作为企业财务决策的主要制定者和实际执行人，对企业环保投资行为具有关键性影响。因此，学者们［9，17-24］对CEO 特征与企业环境治理行为的关系进行了考察。已有文献发现，CEO 显性特征（年龄、任期、学历与性别）和隐性特征（经历、环保意识、环境感知与社会网络）均会导致其不同的决策偏好、风险态度和规制服从程度，从而影响企业环境信息披露质量和环境绩效表现。而且，由于环境治理难以产生显性的经济收益，部分研究重点考察了管理层激励的作用，发现高管激励的方式和水平差异会导致企业不同的环境治理行为，薪酬激励可能加剧代理问题，会对企业环境信息等非财务信息的披露产生消极影响［18］；而股权激励则更可能促使管理层关注企业长期利益，从而提高环境信息披露质量［8］。

综上可知，相关学者从管理者特征和激励方式等层面为CEO 与企业环境治理关系的研究提供了文献基础。然而，相关研究并未探讨CEO 变更对企业环境治理行为的影响。考虑到管理者个体偏好与企业决策的关系，CEO 变更可能导致企业环保偏好和投资方向的调整，这也为该研究提供了探索空间。

2 理论分析与假设提出

现代契约理论认为，企业是一系列契约的集合，其生产经营不仅要满足股东需求，而且要考虑其他利益相关者的要求。因此，企业管理者不仅是股东的代理人，同样也是利益相关者的受托人，其决策应综合考虑所有利益相关者的多样化诉求［25］。而考虑到政府、社区和公众等外部利益相关者目标导向的复杂性，企业需要积极承担社会责任。这意味着作为社会责任构成要素的环境治理理应成为管理者决策的重要内容之一。合规性理论认为，企业履行环保责任可以保证自身行为与社会目标的一致性，提高经营活动的合法性。事实上，环保责任履行不仅提高了企业的合规性，而且有助于其获取特定资源，从而提升自身竞争优势［26］。

当前，环境治理已成为企业财务决策的重要组成部分。根据计划行为理论，管理者个体偏好和态度对企业行为具有重大影响。而CEO 作为企业投资决策的主要制定者和实际执行人［27］，其环保偏好和决策动机显然会影响企业的环境治理行为。在现代企业制度下，两权分离导致的潜在代理冲突容易诱发管理者的自利行为；由于企业社会责任投资的回报周期长、不确定性高［28］，容易导致企业高管出于薪酬契约或风险规避动机削减乃至拒绝相关项目。当作为代理人的管理者与内外部利益相关者的战略目标产生较大冲突时，利益相关者有动机通过变更管理者来维护自身利益和战略目标［29］。然而，尽管管理者变更的本质和目的是突破企业发展阻力、维护股东及其他利益相关者的利益，但这一变动同样意味着企业资源的重新配置和网络关系的重构［30］。对管理者而言，个体之间的认知和偏好差异往往导致其不同的决策选择。因此，无论何种形式的管理者变更，都将影响企业战略决策的制订与执行，从而影响其社会责任履行［29］。

就CEO 变更与企业环境成本的关系而言，考虑到环境成本的异质性和中国当前的环保战略导向，CEO 变更的影响可能更为复杂。根据管理层防御理论，CEO 变更可能会提高企业环境治理的积极性。首先，从个体声誉与职位安全角度看，当企业环境表现较差时，不仅会影响继任CEO 的个人声誉，而且可能增加其被解雇的风险。因此，继任者有动机购买环保设备、进行技术改造投资，从而提高企业资源利用效率，降低排污水平，以主动进行环境保护而非转嫁环保责任的方式承担环境成本。其次，从外部环保压力和投资者利益的角度看，在中国当前的环保导向下，积极履行环境治理责任有助于企业达到环境规制要求，获取相关政策支持和投资者青睐。因此，继任CEO 可能会主动承担环境成本，降低对外排污水平，从而减少排污费和环境罚款等支出，实现股东与其他利益相关者的共赢。然而，从委托代理理论的视角分析，CEO 变更也可能会降低企业的环境治理表现。首先，当CEO 发生变更时，继任者往往具有短期内提高企业效益以获取董事会或投资者信任的动机［31］。这不但可能导致企业出现以牺牲环境绩效为代价的短期经营行为，从而使排污费、环境罚款等增加；而且可能促使其放弃对利润具有削减作用的环保设备的购买、技术改造和绿化费等主动性环境成本。其次，由于CEO 离任会影响企业与银行、供应商和监管部门等关系网络的稳定性，导致企业财务和经营安全性下降，继任者为维持和提高企业风险承担能力不得不将精力和资金集中于企业主营业务，这导致其缺乏主动进行环境治理的积极性，更多地以缴纳环保税、资源税、排污费乃至环境罚款等方式转嫁自身环保责任。综上可知，在不同制度背景和现实情境的综合影响下，CEO 变更可能使企业产生不同的环境治理选择，影响企业环境成本的内容和方向。基于以上理论分析，该研究提出如下竞争性假设H1a 和H1b。

H1a：在其他条件不变的情况下，若CEO 变更具有积极环境治理导向，则其会降低企业强制性环境成本，增加企业主动性环境成本。

H1b：在其他条件不变的情况下，若CEO 变更具有消极环境治理导向，则其会增加企业强制性环境成本，降低企业主动性环境成本。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

该研究选取2009—2020年中国A 股高污染行业上市企业为研究对象。在研究过程中遵循以下标准对样本数据进行了筛选。①剔除相关财务数据缺失和模糊不清的企业。②鉴于ST 类企业财务结构及经营目标的特殊性，剔除此类企业。③考虑到新上市企业在CEO 变更方面的特殊性，剔除此类企业。④为降低异常值的影响，该研究对所有连续变量进行上下1%分位的Winsorize处理，最终得到2 924 个样本观察值。其中，环境成本数据根据上市企业年度财务报告和社会责任报告相关明细科目手工整理所得，其他财务数据主要来自CSMAR数据库。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量：企业环境成本

前已述及，企业环境成本包含不同的内容。借鉴张琦等［9］、Tufore［10］和亚琨等［11］的研究思路，该研究根据企业的环保动机和目的将环境成本归类为强制性环境成本和主动性环境成本。其中，强制性环境成本主要包括企业的环保税、资源税、排污费和环境罚款等制度性或强制性投入；主动性环境成本主要包括企业的环保设备购买、技术改造和绿化费等主动性投入。考虑到规模效应的影响，分别以强制性环境成本总额和主动性环境成本总额占营业收入的比重作为代理变量。

3.2.2 解释变量：CEO变更

CEO 变更会影响企业战略变革和投资偏好。已有研究通常将CEO 定义为企业的总裁、首席执行官、总经理或兼任总经理的董事长等，并据此考察CEO 变更的问题。借鉴刘鑫等［32］、刘星等［33］和权小锋等［34］的研究方法，该研究以虚拟变量反映CEO 变更情况：若企业CEO 在当年度发生变更，取值为1；反之，则取值为0。此外，延续刘鑫等［32］的做法，如果企业CEO在一年内多次发生变更，则选取其最后一次变更的相关数据。需要指出的是，由于CEO 变更的时点差异对管理者决策效果可能存在时滞影响，当企业CEO 变更时间发生在当年度6 月30 日及之前时，将其归类为当年度发生变更；反之，则将其纳入至下一年度。

3.2.3 控制变量

已有研究表明，企业环境治理投资不仅受自身内部因素的影响，而且受外部行业与经济环境的影响［8-9，35-37］。因此，借鉴相关学者的研究成果，设置了企业规模、财务杠杆、盈利能力、资产结构、现金流量、代理成本、企业年龄、市场实力、公司治理和产权性质等控制变量。此外，为控制行业环境和宏观经济波动等的影响，还设置了行业与年度虚拟变量。各变量定义见表1。

表1 变量定义表

3.3 模型构建

根据上述理论分析，构建如下回归模型对研究假设进行检验：

模型（1）和模型（2）分别用于考察CEO 变更对强制性环境成本和主动性环境成本的影响。在模型中，CEC和VEC分别代表企业强制性环境成本和主动性环境成本，CEO_turnover代表CEO 变更，Control代表企业规模等控制变量，ε为模型的随机误差项。

4 实证结果及分析

4.1 描述性统计

由表2 可知，CEC均值为0.234，中位数为0.078，标准差为0.394；VEC均值为0.693，中位数为0.127，标准差为1.820，表明样本企业的环境成本差异较大，且主动性环境成本的样本间差异更为明显，这说明样本期间内企业环境治理投资水平较低。CEO_turnover均值为0.210，中位数为0.000，标准差为0.407，表明约有21%的样本企业CEO 发生变更。此外，从主要控制变量来看，企业规模、财务杠杆、盈利能力、资产结构、企业年龄、市场实力、股权结构和董事会规模等总体差异明显，现金流量、代理成本和董事会独立性等的样本间差异相对较小。此外，样本企业中约有45.9%的企业实际控制人为国有性质。

表2 主要变量的描述性统计

4.2 基准回归结果

表3 报告了基准回归结果。由表3 可以发现，该模型（1）中，CEO_turnover的系数为0.040，通过了5%水平下的显著性检验，表明在控制了其他因素的影响后，CEO 变更与企业强制性环境成本正相关；这意味着CEO 变更会导致企业强制性环境成本增加。相应地，在模型（2）中，CEO_turnover的系数为-0.187，通过了10%水平下的显著性检验，表明在控制了其他因素的影响后，CEO 变更与企业主动性环境成本负相关；这意味着CEO 变更会导致企业主动性环境成本降低。该结果为研究假设H1b 提供了支持。综上，对高污染企业而言，CEO 变更会导致企业产生消极环保行为，更倾向于转嫁而非主动承担环境治理责任。

表3 基准回归结果表

4.3 稳健性检验

为了验证回归结果的可靠性，采用如下方法进行稳健性检验。①遗漏关键控制变量。在中国当前环保战略导向和领导干部政绩考核环保“一票否决”制的背景下，地方政府对企业的环保干预动机较强，可能推动与其关系密切的企业采取积极性的环境治理行为［9］。因此，将企业管理层政治关联（PC，虚拟变量：若企业董事长或总经理中任意一人现任或曾任政府官员则PC取1，反之取0）纳入控制变量后重新进行了回归分析。②关键变量替换。一般而言，企业营业收入数据更容易受管理层粉饰财务等行为的影响。资产规模和其运营能力是决定企业生产能力、资源利用效率和污染物排放水平的基础性要素，对企业环境成本具有重要影响。因此，选取企业资产总额控制规模效应的影响后重新对CEO变更与企业环境成本（CECI，计算方法为：强制性环境成本/资产总额；VECI，计算方法为：主动性环境成本/资产总额）的关系进行了回归分析。③更换回归方法。尽管在回归分析过程中对影响企业环境成本的资源、财务和治理因素等进行了控制，但企业经营过程中仍可能存在一些个性特征和惯性趋势，为降低这些因素对回归结果的影响，在回归过程中进行了企业层面的聚类处理。由表4 可知，主要回归结果无实质性变化，表明研究结论是稳健的。

表4 稳健性检验结果表

4.4 内生性问题

（1）样本选择偏误。尽管监管部门对高污染企业环境信息披露的要求日趋严格，但由于现行企业会计准则和相关环境规制制度并未对企业环境信息披露的规范性做出统一规定，因此，只选取了明确公布其强制性或主动性环境成本数据的高污染企业作为研究对象，这可能导致研究样本的选择存在偏差，为控制这一问题的影响，进一步采用了Heckman 两阶段法对回归结果进行修正。

（2）样本自选择。在中国当前的绿色发展理念和环保战略导向下，企业的环境治理表现可能会对管理层的职位安全产生冲击，导致企业CEO 发生变更，这可能导致研究样本存在自选择问题，为控制这一问题的影响，采用倾向得分匹配法（PSM），按照样本企业的CEO 是否变更进行分组，并进行1∶3 近邻匹配后重新对回归结果进行对照检验。

（3）互为因果的内生性问题。需要指出的是，尽管CEO 变更会对企业环境治理行为产生影响，但实践中同样可能存在由于企业环保失责而导致管理层变更的情况。即CEO 变更与企业环境治理表现之间可能存在互为因果的关系。鉴于此，采用工具变量法对这一问题进行了控制。为控制可能的内生性问题对研究结果的冲击，选取CEO 地区变更比例（IV1，计算方法为：样本企业CEO 变更次数/省际内同行业企业CEO 变更的总次数）及管理人员等市场供应情况（IV2，该指标取自市场化指数中要素市场发育程度的子构成要素）作为工具变量，采用2SLS 法对内生性问题的干扰进行考察。由表5 和表6 的回归结果可知，相关回归结果不存在严重的内生性问题。

表5 内生性检验结果：样本选择偏误

表6 内生性检验结果：互为因果

5 拓展性分析

5.1 CEO变更影响企业环境成本的作用机制

CEO 变更会影响企业经营稳定性及社会关系网络，使继任高管面临业绩压力和经营风险。出于个体声誉和职位安全等考虑，继任高管可能存在短视行为，产生迎合动机和风险规避动机，导致其对环境治理的积极性不足。为此，从业绩压力和风险承担视角对CEO 变更影响企业环境成本的作用机制进行了考察。

5.1.1 迎合动机的作用机制分析：业绩压力

一般而言，继任CEO 往往存在迎合动机，倾向于通过短期业绩的快速提升来获取股东的信任［31］，以提高自身职位的安全性，这一动机有可能加剧继任者的短视行为。业绩压力越大，继任CEO 往往越关注企业短期经营业绩提升，这容易降低企业环境治理的积极性：一方面，短期经营业绩压力迫使继任CEO 将主要精力集中在提高市场占有率和产品利润上，可能导致其增加营销费用并扩大固定资产投资以实现规模效应，这不仅会导致对环境治理投入的资源挤占，而且会因为生产规模的扩大和对企业生产成本的控制而导致资源消耗和排污水平增加；另一方面，环境污染治理具有投入大、周期长和难以产生显性经济利益的财务特性，不但会挤占企业生产性投资，而且会降低企业短期利润水平，从而影响投资者对继任CEO 能力与绩效的评价。因此，该研究认为，继任CEO 对经营业绩的关注会导致企业强制性环境成本增加和主动性环境成本减少。

参考朱琳等［38］的研究思路，选取净利润增长率（EP，计算方法为：（当年度净利润-上一年度净利润）/上一年度净利润）作为业绩压力的代理变量，分组（以业绩压力的年度行业中位数为标准）考察了迎合动机的作用机制。

由表7 可知，就强制性环境成本而言，在高业绩压力组中，CEO_turnover的系数为0.064，通过了5%水平下的显著性检验；在低业绩压力组中，CEO_turnover的系数为0.014，未通过显著性检验。就主动性环境成本而言，在高业绩压力组中，CEO_turnover的系数为-0.327，通过了5%水平下的显著性检验；在低业绩压力组中，CEO_ turnover的系数为-0.018，未通过显著性检验。该结果验证了业绩压力的作用。即伴随着继任CEO 的对业绩压力的关注，企业的强制性环境成本会增加，而主动性环境成本会减少。这意味着CEO 变更产生的迎合动机确实会影响企业的环境治理积极性。

5.1.2 风险规避动机的作用机制分析：风险承担能力

由于无法像股东一样通过多样化投资分散自身风险，管理层在决策过程中往往会产生风险规避动机，继任高管出于职位安全的考虑，会存在风险规避行为。由于CEO 变更可能会影响企业与供应商、代理商和银行等关系网络的稳定性，从而加剧其经营和财务风险，这可能迫使继任CEO 在做出投资决策时更加关注自身风险承担能力与市场反应，从而对企业环保责任履行产生影响。一般而言，风险承担能力较低的企业抵御风险的压力更大，更有可能陷入经营困境，这可能迫使其继任CEO 主动通过环境治理建立良好的环保声誉，赢得消费者的偏好，获得利益相关者环境溢价，从而缓解经营压力；与之相对，较高的风险承担能力可以缓解CEO 变更导致的经营和财务压力，可能降低继任CEO 对环境治理的重视程度，甚至诱使其为提升资源控制能力和职位安全而扩大生产规模，这不但会挤占企业环境治理投资，而且会增加资源消耗和污染物排放规模。因此，该研究认为，继任高管对风险承担能力的关注会导致企业强制性环境成本的增加和主动性环境成本的削减。借鉴朱琳等［38］和余明桂［39-40］的研究思路和方法，选取风险承担能力（Risk，计算方法为：以3 年为一个观测时段，滚动计算经行业调整的ROA 的标准差；如公式（3）所示）作为风险承担能力代理变量，分组（以企业风险承担的年度行业中位数为标准）考察了风险规避动机的作用机制。

由表8 可知，就强制性环境成本而言，在高风险承担能力组中，CEO_turnover的系数为0.052，通过了10%水平下的显著性检验；在低风险承担能力组中，CEO_turnover的系数为0.011，未通过显著性检验。就主动性环境成本而言，在高风险承担能力组中，CEO_turnover的系数为-0.300，通过了5%水平下的显著性检验；在低风险承担能力组中，CEO_turnover的系数为-0.082，未通过显著性检验。该结果验证了风险规避的作用机制。即伴随着继任CEO 的风险规避态度，企业的强制性环境成本会增加，而主动性环境成本会减少。这意味着CEO 变更产生的风险规避动机确实会影响企业的环境治理积极性。

表8 CEO变更影响环境成本的作用机制：风险规避动机

5.2 异质性分析：政府补助与管理者薪酬的影响

5.2.1 政府补助的异质性影响

政府补助对企业社会责任履行和环境治理质量具有重要影响［41］。高污染企业响应政府的环境治理要求需要大量的资源投入，这会在很大程度上提高其经营成本，而环境治理的外部性特征会显著降低企业的投资积极性，这就需要政府提供相应的资源进行支持和交换，而政府补助是其中重要的组成部分［41］。对企业而言，政府补助往往具有双重功能：一方面，政府补助为企业提供了资金支持，不仅改善了企业的资源基础，而且实现了政府与企业的成本和风险“共担”，从而为企业社会责任履行提供资源支持。另一方面，获得政府补助本身代表着一种资质和背书，意味着企业具有良好的信誉和形象，这既可以向资本市场传递积极的信号，又能够激发企业提高环境治理质量的积极性。可以发现，政府补助会影响CEO 变更与企业环境成本的关系。基于以上分析，该研究认为，政府补助对CEO变更与环境成本的关系具有抑制作用。

为此，构建如下模型检验政府补助的调节效应：

在模型（4）中，Sub（计算方法为：Sub=ln（当年度政府补助金额+1））代表政府补助，其他变量与模型（1）和模型（2）保持一致。

由表9 可知，对强制性环境成本而言，CEO_turnover的系数为0.040，通过了5%水平下的显著性检验，CEO_turnover×Sub的系数为-2.193，通过了1%水平下的显著性检验；这表明政府补助对CEO 变更与强制性环境成本之间的正向关系具有抑制作用。相应地，对主动性环境成本而言，CEO_turnover的系数为-0.209，通过了5%水平下的显著性检验；CEO_turnover×Sub的系数为6.972，通过了10%水平下的显著性检验；这表明政府补助对CEO 变更与主动性环境成本之间的负向关系具有抑制作用。综上可知，政府补助具有抑制作用，可以缓解CEO 变更导致的企业增加强制性环境成本、削减主动性环境成本的消极环境治理行为。

表9 异质性影响的回归结果：政府补助与高管薪酬激励

5.2.2 高管薪酬激励的异质性影响

管理层是企业投资决策的主要参与者和实际执行人，其动机和选择对企业环境治理具有重要影响［42］。尽管股权激励已成为中国企业高管激励的重要手段，但薪酬激励仍然是企业最普遍的激励工具。然而，与股权激励不同，以会计盈余为基础的薪酬激励会导致管理层关注当期收益的实现程度，对有利于企业长期发展但难以在当期实现收益的项目投资积极性不高。可以发现，高管薪酬激励并不能缓解其在环境治理决策中的代理问题［42］。那么，在中国当前的环保要求下，高管薪酬激励会产生何种影响？一方面，日趋严格的环境规制制度迫使管理层不得不支出强制性环境成本以满足合规性经营的要求并维系自身职位安全；另一方面，对薪酬契约实现程度的关注会导致管理层更加不愿意支出主动性的环境成本。综上可知，高管薪酬激励会影响CEO 变更与企业环境成本的关系。基于以上分析认为，高管薪酬激励对CEO变更与环境成本的关系具有放大作用。

因此，构建如下模型检验高管薪酬激励的调节效应：

在模型（5）中，ME（计算方法为：ME=高管薪酬总额/营业收入）代表高管薪酬激励，其他变量与模型（1）和模型（2）保持一致。

由表9 可知，对强制性环境成本而言，CEO_turnover的系数为0.041，通过了5% 水平下的显著性检验，CEO_turnover×ME的系数为0.104，通过了1%水平下的显著性检验；这表明高管薪酬激励对CEO 变更与强制性环境成本之间的正向关系具有放大作用。相应地，对主动性环境成本而言，CEO_turnover的系数为-0.197，通过了10%水平下的显著性检验；CEO_turnover×ME的系数为-0.335，通过了10%水平下的显著性检验；这表明高管薪酬激励对CEO 变更与主动性环境成本之间的负向关系具有放大作用。综上可知，高管薪酬激励具有放大作用，可以加剧CEO 变更导致的企业增加强制性环境成本、削减主动性环境成本的消极环境治理行为。

5.3 进一步讨论：CEO 变更会导致企业对环境成本“移花接木”吗？

需要指出的是，尽管分别验证了CEO 变更对企业强制性与主动性环境成本的影响，但仍存在这样一个困惑：当企业同时存在强制性环境成本和主动性环境成本时，CEO 变更是否会导致环境成本投入的“移花接木”？即继任CEO 是否会出于业绩压力和职位安全等动机，利用环保信息披露不够透明、可操作性强等特点操纵和粉饰环保投资数据，在环境成本投入时，更多地投入强制性环境成本，甚至削减主动性环境成本规模，从而提高强制性环境成本的相对比重？这种“移花接木”行为增加了强制性环境成本的相对比重，实际上意味着企业选择了通过支付代价而进行环境污染的消极环保行为，不利于其提高自身环境治理质量，代表着CEO 变更对企业环境治理具有消极影响。基于以上分析，构建了企业环境成本结构的代理变量（VC，主动性环境成本/强制性环境治理成本/100），考察当企业同时存在强制性环境成本与主动性环境成本时CEO变更对企业环境治理导向的消极影响。

由表10 可知，CEO_turnover的系数为-0.219，通过了5%水平下的显著性检验，这说明CEO 变更确实会导致企业的环境治理出现“移花接木”行为，当企业进行环境成本投入时，继任CEO 更有可能削减主动性环境成本，增加强制性环境成本。该结果进一步支持了该研究的H1b。

表10 CEO变更与企业环境成本“移花接木”的回归结果

6 结论及建议

该研究以2009—2020年中国A 股高污染行业上市企业为研究对象进行了实证分析，从管理者环境治理动机的视角探讨了CEO 变更对企业环境成本的影响及其作用机制，并考察了政府补助与高管薪酬激励对二者关系的异质性影响。研究发现：①CEO 变更会增加企业强制性环境成本，降低企业主动性环境成本。②CEO 变更会产生迎合动机和风险规避动机，从而导致企业强制性（主动性）环境成本增加（减少），使企业产生消极性环境治理行为。③政府补助可以抑制CEO 变更与强制性（主动性）环境成本的正向（负向）关系；高管薪酬激励会放大CEO 变更与强制性（主动性）环境成本的正向（负向）关系。

基于上述研究结论，对应的政策性建议如下。

（1）细化企业环境信息披露指标。基于不同环境成本的内容细化企业环境信息披露指标能够缓解环境治理投资内容披露模糊的问题，不仅可以明确企业真实环境治理动机和态度，而且有助于提高环境治理效果评估的准确性，从而真正抑制企业在环境治理过程中避重就轻、转嫁责任的消极环保行为。

（2）推动企业环境治理决策制度化。良好的环境治理表现可以降低企业环境遵循成本并提升其市场声誉，有利于企业长期发展。因此，企业应形成和确立关于环境治理的投资、决策和监督制度，通过制度约束管理者环境治理行为，保证企业环境治理举措的可持续性，从而实现企业环境治理由“人治”到 “法治”的转变，避免环保决策执行随着管理层变更出现被动局面。

（3）完善管理层股权激励机制。有效的激励机制可以促进管理者个体目标与企业长期目标的趋同，在一定程度上缓解其环保决策过程中的自利动机。因此，企业应完善管理层激励体系，通过专门的股权激励方案设计将管理者利益函数与企业环保绩效相关联，切实改变其环保短视行为。

（4）推动政府提高资源支持力度。良好的资源支持不仅可以提高企业环境治理的积极性，而且对企业环境治理选择具有示范作用。因此，决策部门应积极采用政府补助、财税激励等措施为企业提供资源基础；并通过相关激励措施释放和传递信号，形成示范效应，提高企业环境治理的主动性。