本文采用2011~2018年发生环保约谈城市和上市公司数据,运用双重差分方法,从企业环保投入视角来考察环保约谈的微观效果及地区制度环境异质性的影响。研究发现:环保约谈促进了当地企业的环保投入水平,且这种正向影响在国有企业中更为显著,此结论在多种稳健性检验后依然成立。进一步研究发现,在法制环境较好、市场化水平较高以及经济发展程度较高的地区企业中,环保约谈对企业环保投入的正向影响更显著。本文研究丰富了环保约谈在微观企业层面效果的相关研究,为政府进一步完善环保约谈制度提供决策参考。 Based on the panel the data of cities and listed companies where environmental protection inter-views took place from 2011 to 2018; this paper empirically examine the microcosmic effect of en-vironmental protection interview from the angle of enterprise environmental investment and the moderating effect of regional institutional environment through difference-in-differences method. The results show that cities where environmental protection interviews take place, the level of environmental protection investment of listed companies is higher, and this positive influence is more significant in state-owned enterprises. The above logic has been corroborated and strengthened after a series of robustness tests. Furthermore, in the regional enterprises with better legal environment, higher degree of marketization and higher level of economic development, the environmental protection interview has a more significant positive impact on the environmental protection investment of enterprises. This study enriches the relevant research on the economic consequences of environmental protection interview and also provides reference for the government to optimize the environmental protection interview system.
本文采用2011~2018年发生环保约谈城市和上市公司数据,运用双重差分方法,从企业环保投入视角来考察环保约谈的微观效果及地区制度环境异质性的影响。研究发现:环保约谈促进了当地企业的环保投入水平,且这种正向影响在国有企业中更为显著,此结论在多种稳健性检验后依然成立。进一步研究发现,在法制环境较好、市场化水平较高以及经济发展程度较高的地区企业中,环保约谈对企业环保投入的正向影响更显著。本文研究丰富了环保约谈在微观企业层面效果的相关研究,为政府进一步完善环保约谈制度提供决策参考。
环保约谈,企业环保投入,双重差分方法,制度环境
Jing Wang, Jun Nie
School of Public Administration, Chongqing University, Chongqing
Received: Sep. 21st, 2020; accepted: Oct. 16th, 2020; published: Oct. 23rd, 2020
Based on the panel the data of cities and listed companies where environmental protection interviews took place from 2011 to 2018; this paper empirically examine the microcosmic effect of environmental protection interview from the angle of enterprise environmental investment and the moderating effect of regional institutional environment through difference-in-differences method. The results show that cities where environmental protection interviews take place, the level of environmental protection investment of listed companies is higher, and this positive influence is more significant in state-owned enterprises. The above logic has been corroborated and strengthened after a series of robustness tests. Furthermore, in the regional enterprises with better legal environment, higher degree of marketization and higher level of economic development, the environmental protection interview has a more significant positive impact on the environmental protection investment of enterprises. This study enriches the relevant research on the economic consequences of environmental protection interview and also provides reference for the government to optimize the environmental protection interview system.
Keywords:Environment Protection Interview, Enterprise Environmental Protection Investment, Difference-in-Differences Method, Institutional Environment
Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc.
This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0).
http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
我国环境政策的执行主要依靠地方政府 [
针对这一议题,部分学者对此展开了细致地探讨。国内学者研究发现,环保约谈对提高政府环境治理效率 [
基于此,本文采用2011~2018年发生环保约谈城市和上市公司数据,利用双重差分方法,考察了环保约谈对企业环保投入的影响。研究发现,环保约谈能够促进被约谈城市企业环保投入,在发生环保约谈的城市,其上市公司的环保投入水平更高,且在国有企业中更为显著。进一步发现,地区的法制环境、市场化水平和经济发展程度都会调节环保约谈与企业环保投入的关系,具体表现为在法制环境较好、市场化水平较高和经济发展程度高的地区企业中,环保约谈对企业环保投入的正向影响更显著。
本文贡献可能体现在以下两个方面:第一,本文从微观企业层面检验了环保约谈制度的执行效果,一定程度上丰富了环境政策对企业环境行为的相关研究。已有研究较多的探讨了环保约谈制度对于空气质量和地方环境治理效率两个方面的影响,但是对于微观企业层面关注较少。本文从企业微观层面的来检验环保约谈对于企业环保投入的影响,更为细致的探讨了环保约谈制度在企业层面的执行效果,为进一步完善环保约谈制度提供了一定的经验证据。第二,本文较为全面的考察了地区制度环境(法制环境、市场化水平和经济发展程度)对环保约谈与企业环保投入异质性影响。已有研究注重研究企业的产权性质对于环境规制与企业环境治理行为的影响,较少关注不同制度环境的影响作用。考察地区不同制度环境对环保约谈与企业环境的异质性影响,有利于进一步考察政策执行与企业环境行为的影响因素,对政府进行环境治理发展具有一定的实践意义。
本文剩余部分的安排如下:第二部分是制度背景与理论假说;第三部分是研究设计部分;第四部分是实证分析部分;第五部分研究结论与启示。
(一) 环保约谈制度设立的背景
环保约谈制度作为一种行政监督和行政问责制度,是行政约谈制度在环保领域的具体运用,属于非强制性的行政行为。环保约谈制最初重点在于“督企”,即对造成污染问题的企业进行约谈问责。在此过程中,由于政策执行过程中较多关注企业的治污责任,忽视了政府为了经济发展放松对污染企业的治理,而缺乏对地方政府的问责和追责,导致环境治理效果并不显著 [
(二) 理论分析与研究假说
1) 环保约谈与企业环保投入。本文认为环保约谈能够促进企业的环保投入。根据制度理论,组织需要不断适应法律和规制的要求,并按照社会期望的方式形式,以便获得合法性及维护获得资源的渠道 [
假说1:环保约谈能够促进被约谈城市企业的环保投入。
2) 产权性质、环保约谈与企业环保投入。在我国,国有企业的实际控制人为政府,国有企业和民营企业与政府之间的关系存在天然差异 [
假说2:相较于非国有企业,环保约谈对企业环保投入的促进作用在国有企业中更明显。
3) 地区法制环境、环保约谈与企业环保投入。地区法制环境作为影响企业决策行为的重要因素,影响着企业的社会责任实践 [
假说3:相较于法制环境较差的地区,环保约谈对企业环保投入的促进作用在法制环境较好地区的企业中更明显。
4) 市场化水平、环保约谈与企业环保投入。市场化水平的提高能够推动地区绿色水平的提升 [
假说4:相较于市场化水平较低的地区,环保约谈对企业环保投入的促进作用在市场化水平较高地区的企业中更明显。
5) 地区经济发展程度、环保约谈与企业环保投入。地区的经济发展水平的差异会对企业的环境表现产生影响 [
假说5:相较于经济发展程度较低的地区,环保约谈对企业环保投入的促进作用在经济发展程度较高地区的企业中更明显。
(一) 样本选取
在2014年至2016年期间,被约谈的共有31个城市,包含河南省、河北省、山东省等17个省份。其中,衡阳市、长春市,哈尔滨市、张掖市以及河北省的邢台市尧县、任县等6个城市环保约谈内容与污水废气无关;承德市、驻马店市、保定市以及资阳市等14个城市没有上市公司或者有上市公司但是没有公开的环保投入数据。因此,本文选取了安阳市、昆明市、沧州市、临沂市、无锡市、马鞍山市、郑州市、德州市、安庆市、济宁市和咸阳市共11个城市,涉及5个省份的上市公司作为研究对象。为了便于比较环保约谈新政实施效果,再加之数据的可获得性,本文将2014~2016年发生的环保约谈作为准自然事件,选择2011~2018年中国沪深A股工业上市公司为研究对象,最终选取的是2011~2018年间A股上市公司作为研究样本,共1072个数据作为本文研究对象。
本文所用的数据来源包括:1) 环保投入数据取自上市公司年报在建工程科目的明细项中,与环境保护直接相关的支出,如脱硫项目、脱销项目、污水处理、废气、除尘、节能等项目数据进行加总;2) 样本企业中上市公司的其他数据均来自CSMAR数据库。为了控制极端值的影响,本文对于所有连续变量进行了上下各1%分位数的Winsorze处理。
(二) 估计模型和变量
1. 平衡性检验结果(表1)
本文将被约谈地区所在城市上市公司作为处理组,同省份未被约谈的其他城市的上市公司采用倾向得分匹配法为其匹配对照组。为了保证倾向得分匹配结果的准确性,本文参考Shipman等的方法进行平衡性检验 [
变量 | 处理 | 均值 | 偏差率(%) | 偏差降低比率(%) | T-test | ||
---|---|---|---|---|---|---|---|
处理组 | 对照组 | t | P > |t| | ||||
soe | 匹配前 | 0.398 | 0.495 | −19.4 | 100.0 | −2.11 | 0.035 |
匹配后 | 0.401 | 0.401 | 0.0 | −0.00 | 1.000 | ||
size | 匹配前 | 22.705 | 22.508 | 16.9 | 29.8 | 1.91 | 0.057 |
匹配后 | 22.689 | 22.551 | 11.8 | −0.97 | 0.334 | ||
flow | 匹配前 | 0.559 | 0.474 | 11.8 | 23.0 | 1.33 | 0.184 |
匹配后 | 0.557 | 0.491 | 9.1 | 0.75 | 0.457 | ||
age | 匹配前 | 12.587 | 11.133 | 23.2 | 93.0 | 2.56 | 0.011 |
匹配后 | 12.526 | 12.423 | 1.6 | 0.13 | 0.895 | ||
first | 匹配前 | 39.243 | 36.189 | 20.2 | 98.1 | 2.25 | 0.025 |
匹配后 | 39.197 | 39.255 | −0.4 | −0.03 | 0.976 | ||
leve | 匹配前 | 0.464 | 0.501 | −17.6 | 66.4 | −1.95 | 0.052 |
匹配后 | 0.463 | 0.450 | 5.9 | 0.50 | 0.617 | ||
roa | 匹配前 | 0.047 | 0.052 | −3.5 | −15.4 | −0.39 | 0.699 |
匹配后 | 0.049 | 0.043 | 4.0 | 0.36 | 0.719 | ||
board | 匹配前 | 2.116 | 2.154 | −22.0 | 63.8 | −2.48 | 0.013 |
匹配后 | 2.117 | 2.103 | 8.0 | 0.65 | 0.518 | ||
cash | 匹配前 | 7.039 | 7.107 | −10.1 | 86.6 | −1.13 | 0.258 |
匹配后 | 7.042 | 7.033 | 1.4 | 0.11 | 0.912 |
表1. 平衡性检验结果
2. 模型设定
本研究中的被约谈城市时间并不一致,这样被约谈城市的上市公司在时间上也存在差异,所以采用更广泛的DID,即根据约谈时间设置虚拟变量talk,城市被约谈前talk = 0,约谈当年及以后talk = 1。通过构造双向固定效应计量模型来实现双重差分,本文检验环保约谈制度政策净效应的模型设定如下 [
epi i t = β 0 + β 1 talk i t + α x i t + r t + u i + ε i t (1)
其中,epi为企业环保投入数量,i代表各个城市的上市公司,t代表年份。talkit为政策虚拟变量,反映某个约谈城市上市公司i在t年被约谈,在政策冲击不是一个同一时间点的DID中,不再有统一的政策实施年份,而是允许每个城市都有自己的政策实施年份。X为相应模型的控制变量,控制一些对于影响企业环保投入的相关变量。β为常数项,β1为模型系数,度量了环保约谈对企业环保投入的净影响,提高为正,反之为负;rt代表时间固定效应;ui代表各城市的个体固定效应;εit估计干扰项。其中的控制变量包括总资产收益率、资产负债率、企业年龄、经营现金流量、股权集中度、企业规模、董事会规模等。
3. 变量定义
1) 被解释变量:企业环保投入(epi)。本文参考沈洪涛(2017)、王云(2017)的研究,环保投入水平用环保投入取自然对数表示 [
2) 解释变量:根据约谈时间对约谈城市的上市公司设置虚拟变量talk,城市被约谈前talk = 0,约谈当年及以后talk = 1。
3) 调节变量:法律制度环境(law),借鉴本文借鉴王兰芳的做法,使用樊纲、王小鲁等报告的市场化指数中的“市场中介组织和法律制度环境”来衡量法制环境 [
4) 控制变量:本文以企业规模(size),产权性质(soe),企业年龄(age)现金持有量(cash),总资产收益率(roa)、资产负债率(leve)、资产负债率(roe)、董事会规模(board)和股权集中度(first)为控制变量。具体见表2:
变量符号 | 变量名 | 变量说明 |
---|---|---|
epi | 企业环保投入 | 用公司财务报表中“在建工程”附注中与环境保护有关的年度在建工程借方增加额的自然对数 |
talk | 环保约谈 | 虚拟变量,如果该城市被约谈,之前取值为0,约谈当年及之后取值为1 |
size | 企业规模 | 平均总资产的自然对数 |
soe | 企业性质 | 企业为国有企业,取值为1,否则取值为0 |
age | 企业年龄 | 公司已上市的年份数 |
roa | 总资产收益率 | 企业当年总资产收益率 |
leve | 资产负债率 | 企业当年资产负债率 |
flow | 经营现金流量 | 经营现金流量净额与平均总资产的比值 |
first | 股权集中度 | 第一大股东持股数量/企业股票发行总数 |
board | 董事会规模 | 董事会人数的自然对数 |
cash | 现金持有量 | 年末货币资金金额与平均总资产的比值 |
law | 法制环境 | 樊纲和王小鲁市场化指数中的“市场中介组织和法律制度环境”来衡量法制环境。 |
market | 市场化水平 | 《中国分省份市场化指数报告(2018)》中各地市场化指数评分来衡量各地区的市场化程度 |
city_GDP | 经济发展程度 | 城市人均GDP |
表2. 变量定义及说明
4. 技术路线图
下图1是本文的技术线图。
图1. 技术路线图
(一) 描述性统计
表3报告了主要变量的描述性统计结果,从统计结果可以看出,其中被解释变量环保投入(epi)的最小值为0,最大值为11.519,两者之间存在一定的差异为进一步验证提供了空间。其余的数据的标准差都比较小,表明数据波动较小。
变量 | 观测值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
---|---|---|---|---|---|
epi | 1072 | 5.796 | 3.405 | 0 | 11.519 |
talk | 1072 | 0.129 | 0.335 | 0 | 1 |
soe | 1072 | 0.482 | 0.5 | 0 | 1 |
size | 1072 | 22.533 | 1.134 | 20.246 | 25.705 |
age | 1072 | 11.32 | 6.254 | 1 | 24 |
flow | 1072 | 0.048 | 0.07 | −0.152 | 0.229 |
first | 1072 | 36.582 | 14.925 | 10.007 | 74.18 |
roa | 1072 | 0.052 | 0.15 | −1.013 | 0.335 |
cash | 1072 | 7.098 | 0.661 | 5.108 | 8.687 |
board | 1072 | 2.149 | 0.171 | 1.609 | 2.708 |
leve | 1072 | 0.496 | 0.209 | 0.056 | 0.952 |
law | 1072 | 8.102 | 4.59 | 1.84 | 16.12 |
market | 1072 | 7.986 | 1.6 | 4.49 | 9.95 |
city_GDP | 1072 | 11.193 | 0.510 | 10.042 | 12.068 |
表3. 描述性统计结果
(二) 实证检验
1. 基准回归结果。表4报告了环保约谈对企业环保投入的基准回归结果,模型(1)是未加入控制变量的估计结果,模型(2)是加入了控制变量的估计结果,估计结果表明,无论是否加入控制变量,环保约谈对于对企业环保投入的均为显著的正向影响,说明环保约谈显著提高地区的企业环保投入,验证了本文提出的研究假说1。
产权性质是企业最基本的微观制度安排,会制约宏观制度环境对企业行为的影响。为了检验环保约谈对于不同产权性质下的环保约谈对企业环保投入的影响是否存在差异,本文将国有企业和非国有企业分别进行分组回归。回归结果如表4所示:在国有企业中,回归系数为2.600,通过了显著性检验;在非国有企业中,回归系数为0.856,未通过了显著性检验,说明环保约谈提高了国有企业环保投入,验证了本文提出的研究假说2。
变量 | 被解释变量 | |||
---|---|---|---|---|
(1) | (2) | 国有企业 | 非国有企业 | |
talk | 1.763*** | 1.812*** | 2.600*** | 0.856 |
(0.509) | (0.502) | (0.768) | (0.611) | |
soe | 0.976*** | − | − | |
(0.302) | ||||
size | 0.649*** | 0.108 | 0.410 | |
(0.134) | (0.237) | (0.253) | ||
flow | −2.923* | −4.802** | 1.553 | |
(1.590) | (2.264) | (2.151) | ||
age | −0.0313 | −0.0627 | −0.108** | |
(0.0278) | (0.0624) | (0.0520) | ||
first | −0.0109 | −0.0165 | 0.0126 | |
(0.0101) | (0.0161) | (0.0179) | ||
leve | −1.166* | 0.573 | −0.0192 | |
(0.649) | (1.022) | (1.104) | ||
roa | 1.101 | 1.415* | −0.933 | |
(0.693) | (0.728) | (1.242) | ||
board | 1.433** | 5.000*** | 0.367 | |
(0.702) | (1.312) | (1.167) | ||
cash | 0.335* | 0.257 | 0.420 | |
(0.171) | (0.249) | (0.257) | ||
Constant | 3.541*** | −14.58*** | −9.646* | −11.95** |
(0.897) | (3.307) | (5.393) | (5.927) | |
观测值 | 1072 | 1072 | 517 | 555 |
R-squared | 0.450 | 0.479 | 0.547 | 0.589 |
表4. 环保约谈对企业环保投入回归结果
注:括号内为t值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
2. 稳健性检验。(1) 反事实检验。借鉴已有研究,本文通过改变政策执行时间进行反事实检验 [
变量 | 被解释变量 | |
---|---|---|
提前2年 | 提前3年 | |
talk | 0.465 | −0.692 |
(0.689) | (1.019) | |
soe | 0.997*** | 0.977*** |
(0.308) | (0.308) | |
size | 0.631*** | 0.632*** |
(0.135) | (0.135) | |
flow | −3.327** | −3.342** |
(1.601) | (1.599) | |
age | −0.0315 | −0.0316 |
(0.0276) | (0.0275) | |
first | −0.00749 | −0.00748 |
(0.0104) | (0.0104) | |
leve | −1.272* | −1.268* |
(0.663) | (0.669) | |
roa | 1.059 | 1.075 |
(0.712) | (0.714) | |
board | 1.393* | 1.444** |
(0.729) | (0.725) | |
cash | 0.354** | 0.342* |
(0.175) | (0.175) | |
Constant | −14.99*** | −14.05*** |
(3.383) | (3.476) | |
观测值 | 1072 | 1072 |
R-squared | 0.467 | 0.467 |
表5. 反事实检验
注:括号内为t值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
(二) 滞后控制变量。考虑到所选变量与环保约谈制度之间可能会产生反向影响,为了降低潜在内生性问题,将所有控制变量滞后一期,重新进行回归,实证结果如表6所示。从中可以看出,系数符号和显著性与基准回归结果基本一致,再次验证了本文结论的稳健性。但是由于控制变量滞后一期,控制程度变弱,导致估计系数略微上升。
变量 | 被解释变量:企业环保投入 |
---|---|
talk | 1.854*** |
(0.565) | |
L.soe | 1.085** |
(0.430) | |
L.size | 0.590*** |
(0.210) | |
L.flow | −4.787** |
(1.916) | |
L.First | −0.295 |
(0.921) | |
L.age | 0.00775 |
(0.0440) | |
L.leve | −1.353 |
(0.898) | |
L.roa | 0.754 |
(0.922) | |
L.board | −0.295 |
(0.921) | |
L.cash | 0.675*** |
(0.249) | |
Constant | −13.54*** |
(4.877) | |
观测值 | 763 |
R-squared | 0.508 |
表6. 滞后控制变量
注:括号内为t值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,L.为一期滞后算子。
(三) 异质性分析
1) 地区法制环境、环保约谈与企业环保投入。法制环境是影响上市公司的决策行为的重要因素,也是影响企业环保投入的重要因素,扩大环保投入是企业应对政府环境规制压力和法制环境的重要选择。为了检验环保约谈对于不同法制环境程度地区的企业环保投入的效果,本文区分法制环境高和法制环境低进行分组回归。回归结果如表7所示:在法制环境程度高的地方,回归系数为3.097,通过了显著性检验,在法制环境程度低的地方,回归系数为0.378,没有通过显著性检验。说明是法制环境程度较高的地区,环保约谈对于提高企业环保投入的效果更明显,验证了本文提出的研究假说3。
2) 地区市场化水平、环保约谈与企业环保投入。地区市场化水平影响着企业的环境责任表现,不同地区市场化水平的差异可能会对环保约谈与企业环保投入的关系具有调节作用。本文区分市场化程度较高和较低地区进行分组回归。回归结果如表7所示:在市场化程度较高的地方,回归系数为2.739,通过了显著性检验,在市场化程度较低的地方,回归系数为0.913,没有通过显著性检验。说明是法制环境较高的地区,环保约谈对于提高企业环保投入的效果更明显,验证了本文提出的研究假说4。
3) 地区经济发展程度、环保约谈与企业环保投入。环境保护和地区经济发展程度是密切相关的,由于资源禀赋和地理位置等因素的不同,我国地区经济发展程度存在明显差异,因此地区经济发展程度可能会对环保约谈与企业环保投入的关系具有调节作用。本文区分地区经济发展水平为较高和较低地区进行分组回归。回归结果如表7所示:在经济发展水平较高的地方,回归系数为2.650,通过了显著性检验,在经济发展水平较低的地方,回归系数为1.032,没有通过显著性检验。说明是经济发展水程度较高的地区,环保约谈对于提高企业环保投入的效果更明显,验证了本文提出的研究假说5。
变量 | 被解释变量:企业环保投入 | |||||
---|---|---|---|---|---|---|
法律制度环境 较高组 | 法律制度环境 较低组 | 市场化水平 较高组 | 市场化水平 较低组 | 经济发展程度 较高组 | 经济发展程度 较低组 | |
talk | 3.097*** | 0.378 | 2.739*** | 0.913 | 2.650*** | 1.032 |
(0.774) | (0.615) | (0.778) | (0.641) | (0.704) | (0.739) | |
soe | 0.730 | 0.874** | 0.908** | 0.864* | 0.142 | 1.085* |
(0.736) | (0.346) | (0.439) | (0.445) | (0.494) | (0.565) | |
size | 0.386 | 0.761*** | 0.398* | 0.961*** | 0.346 | 0.971*** |
(0.296) | (0.152) | (0.205) | (0.173) | (0.211) | (0.214) | |
flow | −5.389* | −0.316 | −4.608** | 0.986 | −3.754* | −0.169 |
(2.769) | (1.718) | (2.327) | (2.129) | (2.215) | (2.312) | |
age | −0.156** | 0.00586 | −0.0513 | 0.0424 | −0.0514 | 0.0762** |
(0.0655) | (0.0308) | (0.0406) | (0.0400) | (0.0415) | (0.0378) | |
first | 0.0688*** | −0.0251** | 0.0491*** | −0.0354** | 0.0174 | −0.0403** |
(0.0208) | (0.0113) | (0.0149) | (0.0148) | (0.0133) | (0.0182) | |
leve | 0.260 | −0.441 | −0.157 | −0.997 | −0.187 | −1.587 |
(1.316) | (0.753) | (0.999) | (0.952) | (0.906) | (0.993) | |
roa | 4.110** | 0.475 | 1.166 | 1.353 | 2.481** | 0.347 |
(1.608) | (0.703) | (0.913) | (1.054) | (1.150) | (0.830) | |
board | 2.482 | 2.444*** | 0.560 | 2.775*** | 1.793* | 2.376** |
(1.557) | (0.801) | (1.033) | (1.008) | (1.066) | (1.103) | |
cash | −0.0744 | 0.106 | 0.172 | 0.195 | 0.499** | 0.203 |
(0.268) | (0.217) | (0.218) | (0.271) | (0.226) | (0.243) | |
Constant | −8.842 | −17.92*** | −10.26** | −21.48*** | −11.66** | −24.94*** |
(7.022) | (3.667) | (4.096) | (4.156) | (5.464) | (5.104) | |
观测值 | 382 | 690 | 540 | 532 | 536 | 536 |
R-squared | 0.646 | 0.450 | 0.638 | 0.483 | 0.584 | 0.492 |
表7. 法制环境、经济发展与企业环保投入的影响
注:括号内为t值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
本文以2014年环保部推出的环保约谈作为外生事件进行准自然实验研究,以是否被约谈的来衡量环保约谈政策的效果,采用2011~2018年间中国工业上市公司数据,采用双重差分法分析了环保约谈对企业环保投入行为的影响,并进一步从影响政策的企业性质,地区制度环境等因素进行分析,在何种情境下环保约谈的效果更加显著。研究发现:1) 就整体而言,环保约谈有效的提高了被约谈地区的企业的环保投入。即与未被约谈地区企业相比,环保约谈显著地的促进了被环保约谈地区企业的环保投入,且在国有企业中促进效应更为明显。2) 在异质性方面,地区的制度环境会调节环保约谈与企业环保投入的关系。具体而言,相对于法制环境较差,市场化水平较低和经济发展程度较低的地区,环保约谈在法制环境较好、市场化水平较高和经济发展程度较高的地区,对其上市公司环保约谈的促进作用更明显。
本文的政策其启示在于:1) 继续深化环保约谈制度,加强地方政府的环保责任意识,提高政策执行的力度和有效性;约谈过程继续公开,加大社会监督力度,给予企业层面较大的政府和社会压力,有助于促进企业的长期环保投入这一可持续发展行为的发生,有利于解决环境政策执行困境,提升环境治理水平。2) 正确对待制度环境带来的环保约谈的差异化影响,对于不同制度环境的地区,采取差别化措施。善于利用制度环境(法制环境、市场化水平和经济发展程度)积极的为企业营造良好的企业营商环境,引导企业参与环保治理行动。制度环境与企业形成良好的互动,才能更好的促进政策的执行,形成促进企业进行环保投入的长效机制。
教育部人文社科基金项目“社会责任表现影响企业技术创新决策及经济后果的理论与实证研究”(批准号:19YJC630135)、重庆市研究生科研创新项目“政府推进企业社会责任政策的机制研究——基于政策工具与政策效果的实证分析”(批准号:CYS19025)。
王 静,聂 军. 制度环境、环保约谈与企业环保投入Institutional Environment, Environmental Protection Talks and Corporate Environmental Investment[J]. 环境保护前沿, 2020, 10(05): 679-692. https://doi.org/10.12677/AEP.2020.105084