環保督察制度對企業環境保護投資的影響

杜建軍 劉洪儒 吳浩源

摘要?為了應對日益嚴重的環境污染，并扭轉地方環境治理失靈的困境，2015年中央政府審議通過并印發了《環境保護督察方案（試行）》，明確建立環保督察工作制度。目前，鮮有研究探討環保督察制度對企業環保投資行為的影響。文章基于2008—2018年上市公司數據，運用雙重差分模型（DID）、工具變量（IV）和雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）等多種方法驗證了環保督察制度對企業環保投資行為的影響，并進一步檢驗了環保督察制度對企業環保投資影響的預期效應和滯后效應。研究結果表明：①環保督察制度促使重污染企業增加了環保投資水平。②環保督察制度對重污染企業環保投資的影響，存在預期效應，也存在滯后效應。環保督察制度實施的前一年預期效應顯著，實施的后一年滯后效應顯著。但隨著時間推移，環保督察制度對重污染企業環保投資的影響力度減弱。③環保督察制度對國有控股企業環保投資的影響程度大于民營控股企業，對大城市企業環保投資的影響程度大于其他城市企業。這意味著，要扭轉地方環境治理失靈的困境，需要繼續將環保督察制度作為中國環境治理的利器，強化與完善環保督察制度，提升其領導層級和權威。構建常態化的環保督察制度，同時完善環保督察法律法規體系，樹立環保督察制度的法律權威。另外，強化對中小城市的環保督察，督促地方政府加強對民營企業的環境監督。研究為進一步強化與實施環保督察制度提供了理論依據。

關鍵詞?環保督察制度;雙重差分模型;重污染企業;環境保護投資

中圖分類號?F272.3

文獻標識碼?A文章編號?1002-2104（2020）11-0151-09DOI：10.12062/cpre.20200423

進入21世紀以來，中國經濟發展取得了巨大成就，與此同時，環境污染卻愈來愈嚴重?！?018中國生態環境狀況公報》顯示，338個地級市空氣污染超標的比例高達64.2%，京津冀及周邊地區和汾渭平原優良天數比例僅分別為50.5%和54.3%，縣域面積中生態環境質量優和良的僅占44.7%。按照國際標準，中國大城市中只有不到1%的城市空氣質量可以達標[1]。日益嚴重的環境污染，不但持續威脅著廣大民眾的身心健康，也對中國社會經濟的可持續發展帶來嚴峻的挑戰。基于此，本文運用2008—2018年上市公司數據，系統考察了環保督察制度對企業環保投資的影響，為進一步強化與實施環保督察制度提供了有效的參考依據。

1?文獻綜述

為了應對日益嚴重的環境污染，中國采取了一系列環保監督措施。目前學者們對環保監督措施的研究主要集中在以下方面。①關于環保約談等環境監督措施的研究。石慶玲等[2]運用公開約談的25個城市數據研究發現，如果是因為空氣污染原因被約談，則約談對空氣污染有明顯的治理效果。吳建祖和王蓉娟[3]則利用中國283個地級市面板數據，研究得出環保約談能夠有效提高地方政府環境治理效率，約談當年效果最為明顯，之后逐年遞減。吳建南等[4]利用環保部約談的14個城市數據分析表明，環保約談對SO2濃度的改善效果明顯，對PM2.5的改善效果隨時間增長而顯現。Zhang等[5]則運用企業層面的環境統計數據，研究發現中央政府的環保監察促進了企業污染物減排。但也有研究指出，環保約談無法顯著加強環境監管，難以顯著改善環境質量[6]。②關于《環保法修訂案》（通稱新《環保法》）的研究。崔廣慧和姜英兵[7]運用上市公司數據考察了環境規制對企業環境治理行為的影響，得出新《環保法》實施并未提高企業環保投資的積極性。③關于設立環境法庭的研究。國外從1950年代開始就建立環保法庭，通過專門的環境資源審判法庭推進環境污染審判與界定，為權益補償及行政處罰提供依據[8-9]。范子英和趙仁杰[10]運用283個地級市面板數據評估了環保法庭設立對環境污染治理的影響，得出環保法庭有效降低了工業污染物的人均排放量及排放總量，能夠改善環境污染治理。Zhang等[11]則采用中國上市公司數據檢驗了環保法庭設立對企業環保投資的影響，得出環保法庭設立有助于促使重污染企業增加環保投資，能顯著改善城市環境質量。④其他環境規制措施對企業行為影響。Chen等[12]研究發現“十一五”規劃對水污染治理規定并未直接促進重排污企業增加環保投資額[13]。

以上文獻討論了環境法庭、實施《環保法修訂案》、環保約談等環保監督對環境治理及企業環保投資的影響，而有關環保督察制度對企業環保投資的影響現有文獻并未涉及。因此基于以上學術和現實背景，本文梳理了環保督察制度實施的制度背景，探討了環保督察制度對企業環保投資影響的預期效應和滯后效應。與現有文獻相比，主要存在以下四個方面的差異和貢獻。①首次基于中國上市企業翔實的數據，研究了環保督察制度對企業環保投資的影響，對現有文獻具有補充作用;②為了深化對環保督察制度實施影響效應的考察，本文還探討了環保督察制度對企業環保投資影響的預期效應和滯后效應;③選取了企業所在城市天氣污染天數的滯后一期作為環保督察制度的工具變量，進行二階段最小二乘法（2SLS）估計，較好地處理了環保督察制度的內生性問題;④進一步檢驗了環保督察制度對不同產權性質企業和不同類型城市企業環保投資的影響，為對不同類型的城市和不同產權性質的企業采用不同力度的環保督察措施提供了政策依據。因此，本研究豐富了環保督察制度經濟后果的考察。

2?制度背景與理論假說

2.1?制度背景

隨著社會經濟發展，民眾和中央政府對地方政府的環保工作提出了更高要求。但目前中國環境治理實行雙重領導，在橫向上地方環保部門的晉升流動和經費劃撥等歸屬地方政府管轄;在縱向上接受上級環保部門的領導[3]。在屬地化環境管理體制下，各級環保部門主要對本級黨政領導負責，導致中央環保目標和政策都必須依賴于地方政府[14-15]。因此要治理嚴峻的環境污染問題，必須敦促地方政府和官員加強對環保工作的重視[2]。然而地方黨政官員中存在以犧牲環境為代價換取當地的經濟增長的現象[16-17]。而中央對地方政府的環境垂直監管能夠解決環保政策執行中的障礙，提高中國環境治理水平[3]。

實際上中國環保監督體系早已開始建立，但在2014年之前是以“督企”為核心，然而地方環保部門由于人事、財務受制于地方政府，環保執法不得不讓位于地方經濟增長，造成地方環境治理失靈。為扭轉地方環境治理失靈困境，2015年7月中央全面深化改革領導小組第十四次會議通過了《環境保護督察方案（試行）》，隨后由中共中央辦公廳、國務院辦公廳予以印發，明確建立環保督察工作制度，強化了環境保護“黨政同責”的要求，嚴格落實環保主體責任，完善領導干部目標責任考核制度，追究領導責任和監管責任?！董h境保護督察方案（試行）》以中央政府的名義賦予環保督察以更高權威，將地方黨委與政府的環保責任作為重點監督范圍。環保督察制度成為中國環境管理轉型與制度建設的重要核心內容。

2.2?環保督察制度與企業環保投資

環保督察超越了科層制的運作邏輯，是中央督促地方履行環保職責的重要手段，成為扭轉地方環境治理不作為的一把利器[18]。①從層級來看，中央環保督察組是中央政府成立的環境治理工作領導小組，代表中央高層對地方政府及黨政干部進行環保督察，環保督察提升至前所未有的政治高度[18]。②從人員組成來看，中央環保督察組組長主要由全國人大、全國政協各專門委員會主任等省部級干部擔任。在督察結束后，督察組將重大問題上報中央，同時責令地方政府根據督察要求擬定整改方案并報送國務院[18]。③從責任追究來看，組織部門和紀檢監察部門將督察結果作為地方黨政領導干部考核、升遷、懲戒與追究刑事責任的依據，對地方黨政干部形成了強大的政治壓力。環保部門則聯合公安機關對單位或個人的環境違法行為，追究相應的行政責任或刑事責任[19]。環保督察制度實施以來，中央環境保護督察組已分四批對30個?。ㄗ灾螀^、直轄市）進行環保督察，前三批環保督察共立案處罰17 187件，拘留1 125人，約談12 864人，問責1 114人[20]。通過以上分析可以看出，環保督察制度可以扭轉地方政府以環境為代價追求經濟增長的現象，督促地方政府加強環境治理。

地方政府在強大的環保督察政治壓力下，通過稅收、市場管理、項目限批和停水停電等措施督促重污染企業進行環保投資，強化污染治理。同時根據資源依賴理論，在資源依賴與政治行動中，企業若想獲得長期持續發展，需要塑造與政府的關系。因此重污染企業也會積極響應地方政府的政策，主動進行環保投資，以減少地方政府的環保壓力。短期來看，環保投資的私人成本高于私人收益，企業傾向于選擇暫停部分產生污染的生產活動[7]。但隨著環保督察制度的實施，中央政府對地方政府及企業的環保監督規范化、長期化，重污染企業為了長期可持續發展，將理性的選擇進行環保投資。姜英兵和崔廣慧[21]的研究也證實環境規制可促使企業加大環保投資。有鑒于此，本文提出有待檢驗的假說1。

假說1：環保督察制度通過督察地方黨政官員和企業，促使重污染企業增加環保投資。

中國環保監督制度經歷了從督企、督政到黨政同責的中央環保督察演變。2014年之前是以“督企”為核心的環境監督體系。至2008年12月華北等六大區域環境督查中心相繼成立，環保部門不斷強化對企業的監督強度。2014年原環境保護部出臺《環境保護部約談暫行辦法》和《綜合督查工作暫行辦法》，進入以“督政”為核心的環保綜合督查階段。2015年中央政府通過并印發《環境保護督察方案（試行）》，環保監督進入“黨政同責”的中央環保督察階段[19]?？梢姯h保監督制度應是一個不斷完善、強化的過程，因此重污染企業在不斷強化的環保壓力下，非常有可能預期到環保壓力還會持續強化，可能提前加大環保投資，故重污染企業環保投資對環保督察制度的實施可能有預期效應。另一方面，環保督察制度實施以后，因為環保投資金額大、期限長、短期收益小等特點，重污染企業有可能拖延環保投資行為，只有在環保督察壓力足夠大時，重污染企業才會進行環保投資。因此，環保督察制度的實施可能有滯后效應。有鑒于此，本文提出有待檢驗的假說2。

假說2：環保督察制度對重污染企業環保投資的影響，可能存在預期效應，也可能存在滯后效應。

3?模型、方法與數據

3.1?雙重差分模型

依據研究假說1，并基于準自然實驗的研究思路，在微觀層面檢驗中國環保督察制度這一“自上而下”的環保制度變革對企業環保投資的影響，本文構建雙重差分模型（differences-im-differences，DID），采用傳統的最小二乘法（ordinary least squares，OLS）估計方法考察環保督察制度對企業環保投資影響。

其中，被解釋變量ENINTdt表示企業d在t時期的環境保護投資，參照Zhang等[11]的研究，采用上市公司企業年報中與環境保護直接相關的總支出（如脫硫項目、脫銷項目、污水處理和除塵等項目）數據得到企業當年環境保護投資增加額數據，并用環境保護投資增加額除以當年總資產，進行標準化處理后得到最終使用的企業環保投資數據。Xdt為其它控制變量;α1是待估系數，Φd表示企業固定效應，φt表示時間固定效應，ηdt是隨機擾動項。

PINDdt是重污染企業虛擬變量，依據原環境保護部2008年制定的《上市公司環境保護核查行業分類管理名錄》，將上市公司的營業范圍中包含《上市公司環境保護核查行業分類管理名錄》規定類型內容的設定為重污染企業，是重污染企業則取1，否則取0。

ENPIdt是環保督察虛擬變量。盡管2015年7月中央政府才明確建立了環保督察制度。但2014年原環境保護部就出臺了《環境保護部約談暫行辦法》和《綜合督查工作暫行辦法》，規定約談可由環境保護部單獨實施或邀請組織部門、監察機關和其他有關部門共同實施，全面展開環保綜合督查。2014年原環境保護部對中國20多個地級市政府負責人進行督政約談;省級環保部門和六大區域環保督查中心也開展了綜合督查工作，對履行環保職責不力的市（縣、區）政府負責人公開約談，并采取移交紀檢監察部門和區域環評限批多種措施強化督查效力[19]。因此我們可以把2014年就全面開展的環保綜合督查看作是類環保督察制度沖擊。故我們將2014年及以后年份設為1，2014年以前年份設為0。

根據前文的思路并參考相關文獻，對控制變量Xdt做出如下選擇：①企業經營成本（CTdt）。企業成本上升將會減少利潤，可能會壓縮環保投資，因此把企業經營成本設定為控制變量。②企業凈利潤率（PRdt）。凈利潤率高的企業盈利能力更強，企業投資活動也更多[22]，因此我們將由凈利潤比總資產度量的企業凈利潤率設定為控制變量。③企業規模（ESdt）。企業規模越大越容易從銀行獲得貸款，利于企業進行環保投資，因此我們引入用總資產度量的企業規模。④企業負債率（DRdt）。負債率較高的企業一般會將很多利潤用于償還債務，造成用于環保投資的資金相對較少，因此我們引入用總負債比總資產度量的企業負債率。⑤經營性現金流（CFdt）。經營性現金流多說明企業現金充足，有更多的資金進行環保投資，因此我們引入用經營性現金流比總資產度量的經營性現金流。⑥成長能力（GAdt）。企業成長能力越強說明企業更傾向于積極進取，積極進行環保投資，因此我們引入由企業營業收入增長率度量的成長能力。⑦營運資本（CCdt）。企業保有較高的營運資本以規避風險[23]，營運資本占比越高的企業環保投資可能越低，因此我們引入用企業營運資本比總資產度量的營運資本。⑧第一大股東持股比例（BSdt）。第一大股東的性質，會影響企業環保投資，因此我們把第一大股東持股比例設定為影響企業環保投資的控制變量。

3.2?平行趨勢檢驗

雙重差分模型（DID）的使用需要滿足一定的假設條件：一是隨機性假設，環保督察制度的設立及實施是中央政府為更好地保護和改善環境，促進經濟社會可持續發展的一項重要制度。因此環保督察制度的實施對企業而言是相對外生的政策沖擊，滿足隨機性事件假設。二是平行趨勢假設，即實驗組和控制組樣本除政策沖擊不同外，其余各方面都應達到近乎相等或相似的程度[24]。借鑒Moser和Voena[25]的研究進行事前平行趨勢檢驗。

其中，YEARt表示年份2008—2018年，PRE2014t是虛擬變量，表示2014年之前為1，2014年及其之后為0。如果系數α1不顯著，說明事前是平行的;如果依然顯著，說明處理組和對照組的不滿足事前平行趨勢假設，在政策實施開始之前就有顯著不同的發展趨勢。

3.3?動態檢驗

在2014年之前環保部門一直在不斷強化對企業的環保監督。因此，2014年之前重污染企業面對不斷加大的環保壓力，可能就已經預期到環保監督力度將會愈加嚴厲，可能會提前調整環保投資活動。同時，環保督察制度對重污染企業環保投資活動的影響可能會有滯后性。所以，為了更準確地研究環保督察制度對重污染企業環保投資活動的影響，參照Bertrand和Mullainathan[26]及倪驍然和朱玉杰[23]的研究，構建回歸模型：

其中，環保督察制度虛擬變量ENPIdt≤2012表示2012年及之前年份為1，其他年份為0。ENPIdt=2013表示2013年為1，其他年份為0。ENPIdt=2014表示2014年為1，其他年份為0。ENPIdt=2015表示2015年為1，其他年份為0。ENPIdt≥2016表示2016年及之后年份為1，其他年份為0。

3.4?工具變量（IV）檢驗

實證策略最大威脅來自環保督察制度的決定可能不是外生的。環保督察制度與重污染企業環保投資之間也可能存在反向因果關系，同時因為數據的限制可能存在遺漏變量問題，這可能導致OLS估計產生一定的內生性問題，內生性將會使得OLS方法低估環保督察制度的真實效果。參考Moser和Voena[25]的研究，選用企業所在城市天氣污染天數的滯后一期作為環保督察制度的工具變量，進行2SLS估計。

其中，式（4）為一階段估計方程，工具變量PDAYdt-1表示企業d所在城市一年中天氣污染天數的滯后一期，我們采用365天減去企業所在城市每年空氣質量達到及好于二級的天數度量企業所在城市天氣污染天數。式（5）為二階段估計方程，各變量含義與式（1）相同。

本文選用企業所在城市天氣污染天數的滯后一期作為環保督察制度的工具變量。其主要理由是：第一，城市天氣污染情況是政府實施環保督察制度所考慮的重要因素之一，顯然城市天氣污染天數與實施環保督察制度正相關;第二，企業進行環保投資決策時主要考慮的是政府的環保監督力度，不會去過多考慮城市天氣污染情況，因此城市天氣污染天數不會直接影響企業環保投資決策;第三，采用企業所在城市天氣污染天數的滯后一期進一步弱化了城市天氣污染天數與企業環保投資決策的關系;第四，Morgan[27]提出只要和其他估計方法進行補充與比較，完全可以更大膽地去尋找并使用工具變量。因此，企業所在城市天氣污染天數的滯后一期是一個可以接受的工具變量。

3.5?數據來源與統計性描述

數據來源于國泰安CSMAR數據庫，依據研究需要，我們剔除企業性質無法確定的樣本企業，剔除了2008年以后上市的企業，搜集了上海和深圳證券交易所1 321個上市公司從2008—2018年的數據。表1對變量進行了描述性統計。

4?假說檢驗及結果討論

4.1?雙重差分模型

表2顯示了環保督察制度對企業環保投資的檢驗結果。被解釋變量為企業環保投資，主要解釋變量為重污染企業虛擬變量和環保督察制度虛擬變量的交乘項PINDdt×ENPIdt。模型（1）和（3）中，PINDdt×ENPIdt的估計系數在1%水平上顯著為正;在引入控制變量之后的模型（2）和（4）中，估計系數在5%水平上仍然顯著為正，只是引入控制變量之后估計系數變小，這表明環保督察制度的實施顯著促使重污染企業增加了環保投資水平?？赡苁且驗?014年之前原環境保護部對企業的直接約束與懲罰手段有限，而地方環保部門因為受制于地方政府保經濟增長的“大局”需要難以有所作為，難以對重污染企業形成真正的環保威懾。但從2014年開始類環保督察制度開始實施，中央政府加大對地方政府黨政領導的環保督察，環保督察結果影響到地方黨政領導干部的考核、升遷與懲戒，對地方政府黨政領導形成環保政治壓力，進而對重污染企業形成了真正的環保威懾，督促重污染企業加大了環保投資水平。因此，假說1得到驗證。

4.2?事前平行趨勢檢驗

DID使用最重要的前提就是實驗組和控制組樣本除政策沖擊不同外，其余各方面都應達到近乎相等或相似的程度，也即滿足平行趨勢假設。表3顯示了事前平行趨勢檢驗結果?？刂屏四攴莸墓潭ㄐ推髽I的固定效應后，絕大多數年份中無論是未引入控制變量之前的模型（1）和（3），還是引入控制變量之后的模型（2）和（4），其交乘項YEARt×PINDdt×PRE2014t的系數都不顯著，這表明環保督察制度實施之前，處理組和對照組基本滿足事前平行趨勢假設。

4.3?動態檢驗

重污染企業一方面可能會提前對環保督察制度的實施做出反應，也可能因為環保投資活動的調整需要時間，造成重污染企業環保投資活動的調整有滯后性。表4顯示了環保督察制度的實施對重污染企業環保投資的動態影響。無論是未引入控制變量的模型（1）和（3），還是引入控制變量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt≤2012的回歸系數都不顯著，即環保督察制度實施之前的2008—2012年，重污染企業并沒有提前對環保督察制度的實施做出反應，重污染企業對環保督察制度實施的預期效應不明顯?？赡艿慕忉屖牵?008—2012年環保部門主要是監督企業，沒有對重污染企業施加足夠的環保壓力，重污染企業也沒有預期到環保督察壓力的增大，因此并未增加環保投資水平。

無論是未引入控制變量的模型（1）和（3），還是引入控制變量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt=2013的回歸系數都顯著為正，即環保督察制度實施之前的2013年，重污染企業提前對環保督察制度的實施做出反應并調整其環保投資水平，重污染企業對環保督察制度實施的預期效應較為明顯。這可能是因為，2012年8月國務院頒布了《節能減排“十二五”規劃的通知》，重污染企業預期中央政府將會強化環保監督力度，提前做出反應并調整其環保投資水平。因此假說2重污染企業對環保督察制度的實施存在預期效應得到驗證。

無論是未引入控制變量的模型（1）和（3），還是引入控制變量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt=2014的回歸系數都不顯著，PINDdt×ENPIdt=2015的回歸系數都顯著為正。表明在環保督察制度實施的當年，重污染企業對環保督察制度實施沒有顯著反應;但在環保督察制度實施的第二年，重污染企業增加了環保投資水平，這顯示重污染企業的環保投資對環保督察制度實施的滯后效應較為明顯?？赡艿慕忉屖?，由于環保投資金額大，一方面重污染企業需要時間籌措資金，可能推遲環保投資;另一方面，環保督察制度實施的當年，環保督察壓力強度較小，重污染企業可能會拖延環保投資。但隨著環保督察壓力的持續增大，在環保督察制度實施的第2年，重污染企業開始增加環保投資水平。因此，假說2重污染企業環保投資對環保督察制度的實施存在滯后效應得到驗證。

無論是未引入控制變量的模型（1）和（3），還是引入控制變量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt≥2016的回歸系數都不顯著。表明在環保督察制度實施的第三年及之后，環保督察制度的實施對重污染企業環保投資的影響開始變得不明顯。這表明環保督察制度對重污染企業環保投資的影響具有短期性，隨著環保督察制度沖擊時間的推移，環保督察制度對重污染企業環保投資的影響減弱。

4.4?工具變量（IV）檢驗

重污染企業排污加重環境污染，從而可能會加快環保督察制度的實施，因此環保督察制度可能不完全是外生的。因此本文選用企業所在城市天氣污染天數的滯后一期作為環保督察制度的工具變量，再進行二階段最小二乘法（2SLS）估計。

表5報告了環保督察制度對企業環保投資的2SLS估計結果。無論是未引入控制變量的模型（1）和（3），還是引入控制變量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt的估計系數都在1%水平上顯著為正，但估計結果都大于表（3）中相應的OLS估計結果，這顯示內生性導致低估了環保督察制度對重污染企業環保投資的影響。因此，假說1進一步得到驗證。

4.5?穩健性檢驗

4.5.1?PSM-DID檢驗

重污染企業與非重污染企業的分組可能不一定能保證每個樣本有同等機會接受同一實驗處理。所以，采用雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）方法進一步處理，同時PSM-DID也可以進一步緩解內生性問題。

表6報告了雙重差分傾向得分匹配估計結果，模型（1）和模型（2）的回歸系數絕對值分別顯著為正，估計系數都顯著大于表3中對應模型的估計系數，可見，盡管由于上述問題導致低估了環保督察制度對重污染企環保投資的影響，但與表2相比，估計結果并未發生實質性變化。這表明表2的估計結果是穩健的。

4.5.2?安慰劑檢驗

即便前文已經證實處理組和對照組在環保督察制度實施之前趨勢相同，我們仍擔心是否同時發生了其他可能影響趨勢變化的政策，也即政策干預時點之后重污染企業環保投資趨勢的變化，可能是其他因素導致的。對此參照 Topalova[28]的做法，用事件發生之前的樣本進行安慰劑檢驗，將樣本區間限定在2008—2013年，虛擬設定環保督察實施年份為2011年，將2011年及其之后的環保督察變量設為1，2011年之前的設為0，重新對模型（1）回歸。

表7報告了安慰劑檢驗的估計結果，模型（1）和（2）的回歸系數都不顯著?？梢姡瑳]有其他因素影響環保督察制度實施之后重污染企業的環保投資，這表明表3的估計結果是穩健的。

5?進一步分析

5.1?不同產權性質企業檢驗

國有控股企業和民營控股企業的產權性質不同，在現行體制下國有控股企業的決策者本質上是政府官員，存在投資運營決策非理性化、內部風險控制機制難以落地等問題[29]，他們更注重響應政府政策和個人升遷;民營控股企業的決策者更注重企業利潤，因此國有控股企業和民營控股企業對環保督察制度實施的反應程度也會不同。按照第一大股東的性質將樣本分為國有控股企業和民營控股企業，其中前者共有8 745個樣本，后者共有5 786個樣本。

在表8雙重差分模型估計結果中，模型（1）的估計系數為47.483且顯著，模型（2）的估計系數為12.129且顯著。可以看出，環保督察制度對國有控股企業環保投資的影響程度大于民營控股企業。

5.2?不同城市企業檢驗

不同城市的環保意識和對環保的要求有所不同。與中小城市相比，大城市環保意識更強且對環保的要求更高更嚴，其對環保督察制度的執行力度可能更強。將樣本分為大城市企業樣本（包括省會城市、直轄市、5個計劃單列市及蘇州）和其他城市企業樣本，其中大城市企業樣本共有8 316個，其他城市企業樣本共有6 215個。

在表9雙重差分模型估計結果中，大城市企業模型（1）的估計系數為59.743且顯著，其他城市企業模型（2）的估計系數為21.318且顯著。因此可以看出，環保督察制度對大城市企業環保投資的影響程度大于其他城市企業。

6結論與啟示

本文梳理了環保督察制度實施的制度背景，并提出了環保督察制度實施促進了重污染企業環保投資的研究假說。然后運用雙重差分模型、工具變量估計和雙重差分傾向得分匹配估計等多種計量方法對研究假說進行驗證。本文研究得出以下主要結論：①適應中國科層體制的環保督察制度通過督察地方政府、黨政官員和企業，促使重污染企業增加了環保投資。②環保督察制度對重污染企業環保投資的影響，存在預期效應，也存在滯后效應。環保督察制度實施的前一年，重污染企業環保投資對環保督察制度實施的預期效應顯著。環保督察制度實施的后一年，重污染企業環保投資對環保督察制度實施的滯后效應也顯著。但是隨著時間推移，環保督察制度對重污染企業環保投資的影響力度減弱。③國有控股企業和民營控股企業對環保督察制度實施的反應程度不同，環保督察制度對國有控股企業環保投資的影響程度大于民營控股企業。不同城市的環保意識和對環保的要求有所不同，因此環保督察制度對大城市企業環保投資的影響程度大于其他城市企業。

以上結論的政策啟示是顯而易見的：①繼續強化與完善環保督察制度。適應中國科層體制的環保督察制度有助于督促重污染企業增加環保投資水平，改善環境治理，扭轉了傳統環保監督措施失靈的局面。因此要繼續將其作為中國環境治理的利器，提升其領導層級和權威，由更高一級的中央官員出任環保督察組組長。②構建常態化與法治化的環保督察制度。建立常態化的環保督察制度，保持對地方政府及重污染企業的持續性的環保督察壓力，杜絕地方政府及重污染企業以拖待變的僥幸應對策略。同時修改《環境保護法》，將環保督察制度納入《環境保護法》中，完善環保督察法律法規體系，提升環保督察問責和處罰措施的法治化，樹立環保督察制度的法律權威。③針對不同類型的城市，采用不同力度的環保督察措施，強化對中小城市的環保督察。督促地方政府加強對民營企業的環境監督。

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