環境規制“組合拳”與環保補貼績效

程博　方瑜茜

【摘要】政府環保補貼能否提高企業環保補貼績效不僅是一個有待檢驗的科學問題， 而且探究這一問題對深化環境治理、推動綠色發展、全力以赴支持打贏藍天保衛戰等方面具有重要的理論價值和現實指導意義。 鑒于此， 基于新《環保法》和《環境保護稅法》這兩個外生政策沖擊事件， 選取2011 ～ 2018年我國A股上市公司數據為研究樣本， 考察環境規制“組合拳”對環保補貼績效的影響。 研究發現： 政府環保補貼能夠顯著提升企業環保補貼績效; 單一的環境規制工具對環保補貼績效的提升作用有限， 而環境規制“組合拳”能夠對環保補貼績效提升起到顯著的促進作用。

【關鍵詞】環境規制;環保補貼;環保補貼績效;環保法;環境保護稅法

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）22-0028-10

一、引言

近年來， 以改善生態環境質量為核心， 各級政府推出了節能減排、區域環評限批、排污權交易等政策和制度以遏制環境惡化， 并大力推動綠色發展， 堅決打好藍天、碧水、凈土保衛戰。 生態環境部發布的《2018年中國生態環境狀況公報》顯示， 2018年我國地級市空氣質量達標的比例為35.8%（121個城市）， 空氣污染超標的比例為64.2%（217個城市）， 全國地表水Ⅰ ～ Ⅲ類比例為71%， 全國97.8%的省級及以上工業集聚區建成污水集中處理設施并安裝自動在線監控裝置， 神州大地的“顏值”和“氣質”持續提升， 環境治理成效較為明顯。

這些成績的取得與黨和國家及領導人的高度重視緊密相關， 更直接表現在我國環境法制體系建設之上。 一直以來， 協調經濟發展與環境保護是解決“溫飽”和“環保”兩大民生問題的關鍵。 黨和國家對環境保護高度重視， 十八大、十九大相繼提出了“大力推進生態文明建設”的戰略決策和生態文明建設的根本任務。 為了保護和改善環境， 習近平總書記曾多次提出“綠水青山就是金山銀山”的生態治理與綠色發展理念， 并且指出： “建設生態文明必須依靠制度， 依靠法治。 只有實行最嚴格的制度、最嚴密的法治， 方可為生態文明建設提供可靠保障。 ”

法制建設在環境治理與保護中具有基礎性的作用， 并會影響到其他制度效應的發揮[1-4] 。 具體到我國環境立法建設， 1989年12月26日， 中華人民共和國第七屆全國人民代表大會常務委員會第十一次會議通過了《環境保護法》（簡稱舊《環保法》）; 2014年4月24日， 中華人民共和國第十二屆全國人民代表大會常務委員會第八次會議通過了全面修訂的《環境保護法》（簡稱新《環保法》）; 繼新《環保法》出臺之后， 2016年12月25日， 中華人民共和國第十二屆全國人民代表大會常務委員會第二十五次會議又通過了《環境保護稅法》， 這標志著以新《環保法》為主體， 《環境保護稅法》等相關法律法規共同構筑的一個完整環境保護法制體系正式建立。 《環保法》的頒布使得環境治理“有法可依”， 通過開征環境保護稅， 充分體現“誰排污， 誰付費， 誰治理”的原則， 轉變各經濟主體的環保意識， 從被動治理向主動治理轉變， 倒逼企業進行節能減排， 進而遏制環境污染的蔓延， 大力推進生態文明建設。

事實上， 政府對企業節能減排、環境治理的補貼和獎勵是環境規制工具的重要內容之一， 其目的是激勵企業節能減排、污染防治和綠色生產。 如新《環保法》第十二條和《環境保護稅法》第二十四條均明確規定了對經濟主體的環境保護行為予以鼓勵和支持的政策。 以新《環保法》為主體的法規不僅在環境保護、監督管理、污染防治以及法律責任等方面作出了相關規定， 而且明確了各經濟主體的環境治理義務， 并且輔以適當的環保補貼措施激勵各經濟主體加大環境治理與保護力度。 但是， 環保補貼的科學性和有效性如何？ 是否真正起到了激勵作用， 即環保補貼的績效如何？ 不同環境規制工具對環保補貼的績效究竟有何影響？ 厘清上述問題不僅可以為環保補貼及環境相關政策制定提供理論依據， 而且可以豐富環境規制、環保補貼與環境治理互動關系方面的文獻， 同時對深化環境治理、推動綠色發展、全力以赴支持打贏藍天保衛戰等方面具有重要的理論價值和現實指導意義。

新《環保法》和《環境保護稅法》相繼出臺的時點為本文檢驗單一環境規制工具和組合環境規制工具提供了一個很好的契機。 基于此， 本文利用新《環保法》和《環境保護稅法》兩個外生政策沖擊事件， 選取2011 ～ 2018年我國A股上市公司數據為研究樣本， 探討環境規制對政府環保補貼績效的影響。 本文研究發現： ①政府環保補貼顯著提高了企業環保補貼績效， 政府環保補貼每增加1個標準差， 將使得企業環保補貼績效平均提高24.37%; ②相比于單一環境規制工具， 環境規制“組合拳”對環保補貼績效的提升更為有效， 與《環境保護稅法》出臺之前相比（新《環保法》已實施）， 《環境保護稅法》出臺之后（兩種工具并存）環保補貼績效增加了65.64%; ③上述結論在考慮工具變量回歸（IV）、雙重差分模型（DID）、改變變量度量、三重差分模型（DDD）設計的替代性假說排除等一系列穩健性測試之后依然穩健， 且不因是否為污染行業、所有權性質差異而改變。

本文的研究貢獻主要體現在以下三個方面： 首先， 現有環境治理相關的文獻大多側重于探討單一環境規制工具對企業環保補貼績效的影響[5-14] ， 較少涉及組合環境規制工具對企業環保補貼績效影響的考量， 而本研究結合新《環保法》和《環境保護稅法》兩個政策沖擊事件的時點差異， 嘗試從組合環境規制工具視角考察企業環保補貼績效， 可以有效彌補現有文獻的不足， 豐富和拓展企業環保補貼績效影響因素方面的文獻。 其次， 現有研究并沒有獲得足夠的微觀證據回應政府環保補貼提升了企業環保補貼績效， 而本文借助兩個外生的政策沖擊事件， 較好地識別了單一環境規制工具和組合環境規制工具對企業環保補貼績效的影響， 為政府環保補貼政策的科學性與有效性以及環境規制工具的制定提供了理論依據。 最后， 本研究不僅有助于更全面地認識政府環保補貼對企業轉型升級和實現綠色發展的作用， 而且對進一步完善環保補貼相關政策， 尤其是提升企業環保補貼績效的激勵作用提供了重要的啟示。

二、理論分析與研究假說

已有文獻表明， 法制建設在環境治理與保護中具有基礎性作用， 環境規制強度可以影響企業環保投資決策并有效地解釋企業環保投資行為差異[14-22] 。 與1989年出臺的舊《環保法》相比， 2014年出臺的新《環保法》被稱為“史上最嚴”的環境保護法， 不僅強化了對污染企業的懲治力度與各級政府的環境監管責任， 而且明確規定對經濟主體的環境保護行為予以鼓勵和支持， 充分體現了“大棒加胡蘿卜”獎罰并存的激勵政策。 2016年出臺的《環境保護稅法》則采用財政稅收手段將環境污染帶來的外部性問題轉化為排污者排污內部成本， 更加充分地體現了“誰污染， 誰付費， 誰治理”的激勵政策。

企業作為被規制的重要對象， 基于環境規制的壓力考量， 會控制或減少污染行為， 所以環境規制在一定程度上可以提高環境治理的積極性， 并促使企業加大環境治理力度。 然而， 由于生態資源是可以免費享受的公共產品， 具有外部性特征， 并且環境治理的短期收益遠遠小于成本， 從“理性經濟人”的角度出發， 企業增加環境治理投資的動力略顯不足。 因而， 采用“大棒加胡蘿卜”獎罰并存的激勵政策對環境治理可能更為有效。 舊《環保法》雖沒有對鼓勵和支持經濟主體的環境保護行為作出明確的規定， 但各級政府為了保護和改善生活環境與生態環境， 會對所在地經濟主體的節能減排行為予以一定的資金支持或補貼; 而新《環保法》則將這一激勵措施進行了明確規定， 如新《環保法》第十二條規定， 政府應當依法采取財政、稅收、價格、政府采購等方面的政策和措施對企事業單位節能減排予以鼓勵和支持; 隨后出臺的《環境保護稅法》第二十四條也相應地作出了規定， 政府應當鼓勵納稅人加大環境保護建設投入， 對納稅人用于污染物自動監測設備的投資予以資金和政策支持。

本文認為， 政府環保補貼至少在以下兩個方面對企業環保投資存在積極的推動效應。 一方面， 企業環保投資具有投資期限長、成本高、收益不確定等特點， 并不能使企業短期財務狀況產生“立竿見影”的改善效果[9，12] ; 環境規制將環境污染帶來的外部性問題轉化為排污者排污內部成本， 增加了企業當期成本， 無論是從成本角度還是從收益角度來看， 這都會削弱企業環保投資的意愿。 若政府給予一定的環保補貼， 不僅可以降低企業環境治理的邊際成本， 而且可以增加企業現金流和改善企業業績。 另一方面， 由于環境規制的約束， 迫使企業淘汰落后的設備、生產技術、工藝和生產方式， 促進企業轉型升級， 加大治污減排力度， 實現綠色生產和綠色發展。 若政府對企業環境保護給予一定獎勵或補貼， 則企業出于獲得政府提供的環保補貼、資金扶持等稀缺資源， 以及與地方政府建立良好互動關系， 為未來獲取政府資源贏得先機等目的， 有動機加大環保投資力度。 此外， 這也會向投資者、債權人、消費者等利益相關者傳遞綠色發展的信號， 贏得利益相關者的認可[23，24] 。

綜上， 無論是基于成本與收益權衡， 還是基于獲取資源和傳遞信號的考量， “大棒加胡蘿卜”激勵政策都會提高企業參與環境治理的積極性。 基于上述分析， 提出如下研究假設：

H1： 其他條件保持不變， 政府環保補貼有助于提升企業環保補貼績效， 即政府環保補貼與企業環保補貼績效顯著正相關。

前已述及， 企業環保投資行為會受到環境規制的約束。 唐國平等[25] 發現， 在一定規制強度范圍內， 環境規制不但不會促進企業增加環保投資， 反而使得企業環保投資水平有所降低。 崔廣慧和姜英兵[12] 研究發現， 新《環保法》實施未能有效提高企業積極參與環境治理的意愿， 其原因在于： 新《環保法》的實施迫使企業采取基于合規動機的應急措施來緩解巨大的環境治理壓力， 由于資源支持不足， 會出現企業縮減生產規模的消極應對行為。 具體到環保補貼績效， 本文認為， 環境規制“組合拳”較單一環境規制工具對環保補貼績效的影響更大， 這是因為：

首先， 新《環保法》這一環境規制工具加大了企業的環境治理責任和政府環境監管責任， 給企業帶來巨大的環境壓力， 迫使其采取合規性環境行為， 但并沒有較好地將環境治理和環保補貼緊密掛鉤， 以至于激勵不足。 由于政府評估機構與企業之間的信息不對稱， 企業可能通過虛構環境治理事項， 夸大節能減排成本， 甚至將獲得的環保補貼更改用途， 用于其他收益高的投資項目， 導致環保補貼的激勵作用未能有效發揮[26，27] 。 同時， 由于資源的稀缺性， 企業為獲得環保補貼可能進行權力尋租， 使得政府環保補貼資金錯配， 從而扭曲了環保補貼激勵企業采取積極環境治理行為的初衷[28] 。 因而， 新《環保法》這一環境規制工具難以提升環保補貼績效。

其次， 繼新《環保法》頒布后出臺的《環境保護稅法》， 兩法并舉形成了一套環境規制“組合拳”， 并且《環境保護稅法》充分體現“誰污染， 誰付費， 誰治理”的原則， 采用財政稅收手段將環境污染成本內部化。 雖然環境問題的專業性和隱蔽性加劇了資金提供者與企業之間的信息不對稱， 但《環境保護稅法》采用財政稅收手段將環境污染帶來的外部性問題轉化為排污者排污內部成本， 政府可以從環保投資、稅收、治理效果等多個維度選擇補貼對象和確定補貼金額， 從而在一定程度上緩解政府與企業之間的信息不對稱。 同時， 政府提供的環保補貼不僅可以緩解企業融資約束， 而且具有質量甄別和信號傳遞作用， 能夠抑制企業尋租等不當行為[23，24，29] ， 進而減少環保資金錯配的現象， 最終提高環保補貼績效。 基于上述分析， 提出如下研究假設：

H2： 其他條件保持不變， 與單一的環境規制工具相比， 環境規制“組合拳”更能提升環保補貼績效。

三、研究設計

1. 模型設定與變量定義。 為了考察環境規制“組合拳”對政府環保補貼績效的影響， 本文設定如下待檢驗的模型：

模型中被解釋變量為ENV_Perf， 代表環保補貼績效， 參考Patten[30] 、黎文靖和路曉燕[31] 、胡珺等[32] 、程博等[11] 、張琦等[13] 的研究， 采用當年新增環境資本支出金額占企業總資產的比例度量環保補貼績效。 SUBSIDY為主要解釋變量， 代表政府環保補貼， 借鑒孔東民等[33] 的方法， 采用政府環保補貼金額占企業總資產的比例度量政府環保補貼。

POST為環境規制政策沖擊變量。 其中： POST1為新《環保法》實施的指示變量， 事件后（2015 ～ 2018年）POST1定義為1， 事件前（2011 ～ 2014年）POST1定義為0; POST2為《環境保護稅法》出臺的指示變量， 《環境保護稅法》出臺后（2017 ～ 2018年）POST2定義為1， 《環境保護稅法》出臺前（2015 ～ 2016年）POST2定義為0。 需要說明的是， 從環境保護的直接環境法制政策工具來看， POST2=0被認為是單一環境規制工具， 而POST2=1是在新《環保法》實施后， 可以視作新《環保法》和《環境保護稅法》的組合運用， 本文將其稱為環境規制“組合拳”。

根據Patten[30] 、黎文靖和路曉燕[31] 、胡珺等[32] 、程博等[11] 、張琦等[13] 等的研究， 本文選取產權性質（SOE）、企業規模（SIZE）、財務杠桿（LEV）、盈利能力（ROA）、成長能力（GROWTH）、上市年齡（AGE）、經營活動現金流（CASH）、股權集中度（TOP1）、兩職合一（DUAL）和獨立董事比例（INDEP）作為主要控制變量。 此外， 回歸模型中還控制了行業和年度固定效應。 主要變量定義見表1。

2. 樣本選取與數據來源。 本文借助新《環保法》和《環境保護稅法》兩個外生政策沖擊事件， 考察環境規制對環保補貼績效的影響。 根據模型設計需要， 選取2011 ～ 2018年為樣本期間， 研究對象為所有A股上市企業。 在此基礎上， 剔除金融類公司、ST、?ST公司以及核心數據缺失的樣本。 最終獲得20465個公司/年度觀測值。 其中： 環保補貼績效數據來源于公司年報附注中的“在建工程”項目， 手工收集整理脫硫項目、脫銷項目、污水處理、環保設計與節能、三廢回收以及與環保有關的技術改造等項目數據加總， 取得企業當年環保投資增加額數據; 政府環保補貼數據來源于公司年報附注中的“政府補助”項目， 手工收集整理企業獲得的環境污染物在線監測、煙氣脫硫、COD減排獎勵、廢水處理、環境治理等環保補貼數據。 新《環保法》和《環境保護稅法》實施與出臺時間根據生態環境部網站公布的相關政策文件確定， 其他財務數據來源于CSMAR和WIND金融數據庫。 為了減少離群值可能帶來的影響， 本文對所有連續變量進行1%的縮尾處理。

四、實證檢驗與結果分析

1. 描述性統計。 表2提供了主要變量的描述性統計結果， 可以看出： 環保補貼績效（ENV_Pref）的均值為0.079， 標準差為0.347， 最小值為0， 最大值為2.427， 表明不同企業的環保補貼績效差異較大; 政府環保補貼（SUBSIDY）的均值為0.032， 標準差為0.116， 最小值為0， 最大值為0.869， 表明不同企業的環保補貼也存在一定的差異。 其他變量也存在一定程度的差異。

2. 相關性分析。 通過觀察變量的Pearson相關系數發現， 政府環保補貼（SUBSIDY）與環保補貼績效（ENV_Perf）的相關系數為0.100， 且在1%的水平上顯著， 這說明從整體上來看， 政府環保補貼（SUBSIDY）與環保補貼績效（ENV_Perf）具有較好的同步性， 即政府環保補貼有助于提高企業環保補貼績效， 初步支持H1（限于篇幅， 相關系數表未列示）。

3. 基本回歸結果分析。 表3提供了環境規制“組合拳”對環保補貼績效影響的基本回歸結果。 其中， 第（1） ～ （4）列為考察新《環保法》政策沖擊對環保補貼績效影響的檢驗結果， 各列中環保補貼（SUBSIDY）的系數均在1%的水平上顯著為正， 表明政府環保補貼顯著提高了企業環保補貼績效， 支持了H1; 第（2）列中交互項POST×SUBSIDY的系數為正但不顯著（beta=0.002， t=0.024）， 這表明新《環保法》的實施并沒有顯著提高環保補貼績效。

由于樣本期間涵蓋了2017 ～ 2018年， 為了剔除2017 ～ 2018年《環境保護稅法》出臺的影響， 同時考慮事件前后樣本期限一致（即新《環保法》實施前后各2年）， 僅保留2013 ～ 2016年的樣本進行回歸檢驗， 檢驗結果詳見第（3）和（4）列。 由第（4）列的回歸結果可以看出， 交互項POST×SUBSIDY的系數為負但仍不顯著（beta=-0.048， t=-0.622）， 這表明在剔除《環境保護稅法》的影響后， 仍然沒有發現新《環保法》的實施改善了環保補貼績效。

第（5） ～ （6）列為考察新《環保法》和《環境保護稅法》兩個政策工具組合沖擊對環保補貼績效影響的檢驗結果。 可以發現， 各列中SUBSIDY的系數均在1%的水平上顯著為正， 同樣表明政府環保補貼會顯著提升企業環保補貼績效， 第（6）列中交互項POST×SUBSIDY的系數在5%的水平上顯著為正（beta=0.281， t=2.106）， 表明在新《環保法》實施后， 《環境保護稅法》的出臺顯著提高了環保補貼績效。

對于回歸結果的經濟意義， 以列（6）為例： 政府環保補貼（SUBSIDY）的系數為0.166， 這說明政府環保補貼每增加一個標準差， 將使得企業環保補貼績效平均提高24.37%（0.166×0.116÷0.079）; 交互項POST×SUBSIDY的系數為0.281， 與《環境保護稅法》出臺之前相比， 《環境保護稅法》出臺之后環保補貼績效增加了65.64%[（0.166+0.281）×0.116÷0.079]， 經濟意義同樣顯著。 以上檢驗結果并沒有發現新《環保法》這一單一環境規制工具顯著提升環保補貼績效的證據， 卻發現繼新《環保法》實施后， 《環境保護稅法》的出臺顯著提高了環保補貼績效， 這意味著環境規制“組合拳”對環保補貼績效的提升更為有效， 與H2的預期一致。

五、穩健性檢驗

盡管前文的檢驗結果為環境規制“組合拳”提升環保補貼績效提供了一定的證據， 但仍需要考慮回歸模型可能存在的內生性。 比如， 那些本身環保投資較多的企業獲得的政府環保補貼可能更多， 且當這類企業面臨環境規制約束時， 表現出更為積極的環境行為。 為了保證研究結論的穩健性， 本文進一步采用工具變量回歸（IV）、雙重差分模型（DID）、改變變量度量、三重差分模型（DDD）設計的替代性假說排除等進行穩健性測試。

1. 工具變量回歸檢驗。 借鑒陳紅等[34] 的方法， 將分年分行業政府環保補貼的均值作為政府環保補貼的工具變量， 重新對前文模型（1）進行回歸， 結果如表4所示。

各列中SUBSIDY的系數均在1%的水平上顯著為正， H1仍然得到支持。 第（2）列中交互項POST×SUBSIDY的系數為正但不顯著（beta=0.155， t=0.464）， 第（4）列中交互項POST×SUBSIDY的系數為負但不顯著（beta=-0.565， t=-1.585）; 而第（6）列中交互項POST×SUBSIDY的系數在1%的水平上顯著為正（beta=2.652， t=4.195）。 以上檢驗結果再次表明， 與單一環境規制工具相比， 環境規制“組合拳”對環保補貼績效的提升更為明顯， 強有力地支持了H2。

2. 雙重差分模型檢驗。 為了進一步緩解模型中可能的內生性問題， 驗證環境規制工具對環保補貼績效的影響， 本文利用新《環保法》和《環境保護稅法》出臺這兩個準自然實驗外生事件， 借鑒Bertrand和Mullainathan[35，36] 、崔廣慧和姜英兵[12] 的研究設計， 構建如下雙重差分模型：

模型中TREAT表示是否獲得政府環保補貼， 對于有政府環保補貼的企業， TREAT定義為1， 否則TREAT定義為0。 其他變量的含義同模型（1）。 另外， 雙重差分模型估計的一個潛在前提條件是實驗組（有政府環保補貼的企業）與控制組（無政府環保補貼的企業）在政策沖擊事件之前具有同趨勢性。 因此， 在進行雙重差分估計之前， 本文以繪圖的形式直觀地呈現了實驗組和控制組環保補貼績效（ENV_Perf）的變化趨勢， 如圖1和圖2所示。

從圖中可以清晰地看出， 實驗組和控制組的環保補貼績效在政策沖擊之前的變化趨勢基本上是一致的， 而在政策沖擊之后存在顯著差異。 由此說明本文的平行趨勢假設基本得到滿足， 采用雙重差分模型進行實證檢驗是可行的。

表5提供了雙重差分模型的回歸結果。 可以看出， 各列中TREAT的系數均在1%的水平上顯著為正， 這說明相比于無政府環保補貼的企業， 有政府環保補貼的企業環保補貼績效更高， H1再次得到驗證。 第（1）和（2）列中交互項POST×TREAT的系數為負， 并沒有發現新《環保法》這一環境規制工具能夠提高環保補貼績效的直接證據; 而第（3）列中交互項POST×TREAT的系數在5%的水平上顯著為正（beta=0.033， t=2.184）， 這說明在新《環保法》實施后， 《環境保護稅法》的出臺顯著提高了環保補貼績效。 對于回歸結果的經濟意義， 交互項POST×TREAT的系數為0.033， 環保補貼績效（ENV_Perf）的均值為0.079， 這意味著環境規制“組合拳”使得有政府環保補貼的企業（相比于無政府環保補貼的企業）的環保補貼績效提升了約41.77%， H2依舊得到驗證。

3. 基于重污染行業的考察。 前文研究證實了環境規制“組合拳”較單一環境規制工具對環保補貼績效的促進作用更為明顯。 但不可忽視的是， 重污染企業作為環境的主要污染者， 較非重污染企業更易引起社會公眾和政府監管部門的關注， 以至于表現出較高環境資本支出水平， 并且可能獲取的環保補貼也會隨之增加， 若存在這一潛在的可能， 本文的結論只會出現在重污染企業之中。 鑒于此， 在模型（2）的基礎上， 引入交互項POST×TREAT×POLL構建三重差分模型（DDD）來識別這一潛在的影響。 其模型如下所示：

模型中POLL表示是否為重污染企業， 參照劉運國和劉夢寧[37] 、胡珺等[32] 的研究， 根據環保部公布的《上市公司環境信息披露指南》， 結合證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》， 本文將研究樣本劃分為重污染企業（包括采掘業、紡織服務皮毛業、金屬非金屬業、生物醫藥業、石化塑膠業、造紙印刷業、水電煤氣業和食品飲料業）和非重污染企業， 對于重污染企業， POLL定義為1， 否則POLL定義為0。 其他變量的含義同模型（2）。

表6提供了三重差分模型的回歸結果。 可以看出， 各列中交互項POST×TREAT×POLL的系數并不顯著， 而TREAT的系數顯著為正， 交互項POST×TREAT的系數在第（2）列中顯著為正， 進一步驗證了H1和H2。 通過三重差分模型檢驗也未發現前文的結論在重污染企業和非重污染企業之間存在顯著差異（分組結果與之類似， 鑒于篇幅限制， 文中未列報）， 這在一定程度上排除了污染行業差異的替代性假說。

4. 基于產權性質的考察。 毋庸置疑， 相比于非國有企業， 國有企業與政府間保持著“天然”的密切關系， 受到的政府干預程度也相應較高， 除了完成既定經濟目標， 國有企業往往還承擔著大量的政策性目標（如擴大就業、維護穩定、財政負擔、環境治理等）[38-42] ; 與此同時， 政府也會對國有企業進行事前的保護或事后的補貼[43] ， 從而削弱了環保補貼激勵企業加大環境治理投入的動機， 若存在這一潛在的可能， 本文的結論只會出現在非國有企業之中。 類似前文， 在模型（2）的基礎上， 引入交互項POST×TREAT×SOE構建三重差分模型來識別這一潛在的影響。 其模型如下所示：

模型中變量定義同模型（2）。 表7提供了考慮產權性質的三重差分模型的回歸結果。 可以看出， 各列中交互項POST×TREAT×SOE的系數并不顯著， 而TREAT的系數依然顯著為正， 交互項POST×TREAT的系數在第（2）列中也依舊顯著為正， H1和H2進一步得到驗證。 通過三重差分模型檢驗也未發現前文的結論在國有企業和非國有企業之間存在顯著差異（分組結果與之類似， 鑒于篇幅限制， 文中未列報）， 這在一定程度上排除了所有權性質歧視的替代性假說。

5. 改變變量測量的檢驗。 穩健起見， 本文借鑒Patten[30] 、黎文靖和路曉燕[31] 、胡珺等[32] 、程博等[11] 的研究， 采用當年新增環境資本支出金額占企業主營業務收入的比例度量環保補貼績效， 檢驗結果如表8所示。 可以看出， 各列中SUBSIDY的系數均顯著為正， H1依舊得到支持。 第（2）和（4）列中交互項POST×SUBSIDY的系數為正但仍不顯著， 而第（6）列中交互項POST×SUBSIDY的系數在5%的水平上顯著為正（beta=0.666， t=2.071）。 以上檢驗結果依舊表明， 與單一環境規制工具相比， 環境規制“組合拳”對環保補貼績效的提升更為有效， 支持了H2。

進一步地， 依據前文模型（2）構建的雙重差分模型重新進行檢驗， 結果如表9所示。 可以看出， 各列中TREAT的系數均在1%的水平上顯著為正， 這說明相比于無政府環保補貼的企業， 有政府環保補貼的企業環保補貼績效更高; 第（1）和（2）列中交互項POST×TREAT的系數為負但不顯著， 而第（3）列中交互項POST×TREAT的系數顯著為正， 以上檢驗結果依舊強有力地支持了H1和H2。

六、結論與啟示

1. 結論。 法制建設在環境治理與保護中處于基礎性地位， 如何運用環境規制工具和制定科學有效的政府扶持措施激發企業環境治理動力是一個重要的研究課題。 本文借助新《環保法》和《環境保護稅法》兩個外生政策沖擊事件， 選取2011 ～ 2018年我國A股上市公司數據為研究樣本， 對環保補貼績效展開評價。 研究結果表明， 政府環保補貼顯著提高了企業環保補貼績效， 表征為政府環保補貼每增加1個標準差， 將使得企業環保補貼績效平均提高24.37%。 進一步研究表明， 單一的環境規制工具對環保補貼績效的提升作用十分有限， 而環境規制“組合拳”能夠對環保補貼績效提升起到顯著的促進作用， 從經濟意義來看， 相比于單一環境規制工具， 環境規制“組合拳”使環保補貼績效提升了65.64%。 以上結論在進行一系列穩健性檢驗后仍然成立， 并且不因是否為污染行業、所有權性質差異而改變。

本研究對政府環保補貼政策實施的效果進行了微觀解讀， 不僅豐富和拓展了環境治理及其績效影響因素等方面的文獻， 而且利用兩個外生的政策沖擊事件， 較好地識別了單一環境規制工具和組合環境規制工具對環保補貼績效的激勵效果， 其結論為環保補貼政策的科學性與有效性以及環境規制工具的制定提供了理論依據。

2. 啟示。 本研究對于提升環保補貼績效和激勵企業環境治理方面具有重要的政策含義。

首先， 需要提高環保補貼政策的有效性和科學性。 政府部門應進一步完善企業環保補貼申請的審核、審批和監督機制。 如細化補貼發放標準， 將企業環保投資、治理績效與環保補貼緊密掛鉤， 并且對環保補貼資金的使用進行監督， 對企業環境治理行為進行持續跟蹤考察評估， 作為下一期環保補貼發放的參考依據。 同時， 優化環保補貼的操作流程， 提高發放補貼對象遴選、補貼金額確定等過程的透明度， 避免權力尋租行為的發生。

其次， 采取事前補貼和事后補貼相結合的方式。 對投資大、周期長的環境治理項目進行事前補貼， 以緩解企業資金壓力， 提高環境治理的意愿; 對于金額小、周期短的環境治理項目進行事后補貼， 根據評估機構的評估情況和治理效果綜合核定補貼， 減少企業的逆向選擇行為。

再次， 環保補貼力度應與環保技術產出效應掛鉤。 政府部門可以分類制定環保補貼標準， 對于環境治理基礎設施與技術的投資， 應加大補貼力度， 提高環保技術產出效應和示范效應。

最后， 提高企業環境信息披露的有用性， 拓展環境治理的融資渠道。 企業環境信息披露有助于緩解利益相關者與企業之間的信息不對稱， 監管部門可以考慮制定企業環境信息披露的標準， 規范企業環境信息披露， 提高企業環境信息披露的有用性， 切實發揮環保補貼對資本市場的認證效應和信號傳遞作用， 實現政府補貼與資本市場對綠色發展的雙輪驅動。 同時， 鼓勵銀行、保險、證券、基金等金融機構關注生態環境， 推出綠色金融產品， 解決企業因環境治理而導致的融資難問題。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 王少波，鄭建明.我國古代的環保法制及其對當代的啟示[ J].國際商務（對外經濟貿易大學學報），2007（6）：90 ～ 93.

[2] 李樹，陳剛.環境管制與生產率增長——以APPCL2000的修訂為例[ J].經濟研究，2013（1）：17 ～ 31.

[3] 梁平漢，高楠.人事變更、法制環境和地方環境污染[ J].管理世界，2014（6）：65 ～ 78.

[4] 范子英，趙仁杰.法治強化能夠促進污染治理嗎？——來自環保法庭設立的證據[ J].經濟研究，2019（3）：21 ～ 37.

[5] Leiter A. M.， Parolini A.， Winner H.. Environmental Regulation and Investment： Evidence from European Industry Data[ J].Ecological Economics，2010（4）：759 ～ 770.

[6] Zhang Q.， Yu Z.， Kong D. M.. The Real Effect of Legal Institutions： Environmental Courts and Firm Environmental Protection Expenditure[ J].Journal of Environmental Economics and Management，2019（11）：1 ～ 23.

[7] 沈洪濤，馮杰.輿論監督、政府監管與企業環境信息披露[ J].會計研究，2012（2）：72 ～ 78+97.

[8] 包群，邵敏，楊大利.環境管制抑制了污染排放嗎？[ J].經濟研究，2013（12）：42 ～ 54.

[9] 張濟建，于連超，畢茜，潘俊.媒體監督、環境規制與企業綠色投資[ J].上海財經大學學報，2016（5）：91 ～ 103.

[10] 吳建祖，王蓉娟.環保約談提高地方政府環境治理效率了嗎？——基于雙重差分方法的實證分析[ J].公共管理學報，2019（1）：54 ～ 65+172.

[11] 程博，許宇鵬，李小亮.公共壓力、企業國際化與企業環境治理[ J].統計研究，2018（9）：54 ～ 66.

[12] 崔廣慧，姜英兵.環境規制對企業環境治理行為的影響——基于新《環保法》的準自然實驗[ J].經濟管理，2019（10）：54 ～ 72.

[13] 張琦，鄭瑤，孔東民.地區環境治理壓力、高管經歷與企業環保投資—— 一項基于《環境空氣質量標準（2012）》的準自然實驗[ J].經濟研究，2019（6）：183 ～ 198.

[14] 翟華云，劉亞偉.環境司法專門化促進了企業環境治理嗎？ ——來自專門環境法庭設置的準自然實驗[ J].中國人口·資源與環境，2019（6）：138 ～ 147.

[15] Dasgupta S.， Laplante B.， Mamingi N.， Wang H.. Inspe-

tions， Pollution Prices， and Environmental Performance： Evidence from China[ J].Ecological Economics，2001（3）：487 ～ 498.

[16] Jackson G.， Apostolakou A.. Corporate Social Responsibility in Western Europe：An Institutional Mirror or Substitute？[ J].Journal of Business Ethics，2010（3）：371 ～ 394.

[17] Kolk A.， Perego P.. Determinants of the Adoption of Sustainability Assurance Statements： An International Investigation[ J].Business Strategy and the Environment，2010（3）：182 ～ 198.

[18] Pagell M.， Wiengarten F.， Fynes B.. Institutional Effects and the Decision to Make Environmental Investments[ J].International Journal of Production Research，2013（2）：427 ～ 446.

[19] Hakkon K.， Kwangwoo P.， Doojin R.. Corporate Environmental Responsibility： A Legal Origins Perspective[ J].Journal of Business Ethics，2017（3）：381 ～ 402.

[20] 葛察忠，王金南，翁智雄，段顯明.環保督政約談制度探討[ J].環境保護，2015（12）：23 ～ 26.

[21] 王云，李延喜，馬壯，宋金波.媒體關注、環境規制與企業環保投資[ J].南開管理評論，2017（6）：83 ～ 94.

[22] 沈洪濤，周艷坤.環境執法監督與企業環境績效：來自環保約談的準自然實驗證據[ J].南開管理評論，2017（6）：73 ～ 82.

[23] Richardson A. J.， Welker M.. Social Disclosure， Financial Disclosure and the Cost of Equity Capital[ J].Accounting， Organizations and Society，20016（7-8）：597 ～ 616.

[24] 劉常建，許為賓，蔡蘭，張孝靜.環保壓力與重污染企業的銀行貸款契約——基于“PM2.5爆表”事件的經驗證據[ J].中國人口·資源與環境，2019（12）：121 ～ 130.

[25] 唐國平，李龍會，吳德軍.環境管制、行業屬性與企業環保投資[ J].會計研究，2013（6）：83 ～ 89+96.

[26] 周苗苗.淺析我國地方政府環保職能的缺失與完善[ J].法制與社會，2013（11）：134 ～ 135.

[27] 張彥博，李琪.政府環保補助與環境質量改進的相關性研究[ J].經濟縱橫，2013（9）：50 ～ 53.

[28] 范俊玉.我國環境治理中政府激勵不足原因分析及應對舉措[ J].中州學刊，2011（1）：115 ～ 119.

[29] Dhaliwal D. S.， Radhakrishnan S.， Tsang A.， et al.. Nonfinandal Disclosure and Analyst Forecast Accuracy： International Evidence on Corporate Social Responsibility Disclosure[ J].The Accounting Review，2012（3）：723 ～ 759.

[30] Patten D. M.. The Accuracy of Financial Report Projections of Future Environmental Capital Expenditures： A Research Note[ J].Accounting Organizations and Society，2004（5）：457 ～ 468.

[31] 黎文靖，路曉燕.機構投資者關注企業的環境績效嗎？——來自我國重污染行業上市公司的經驗證據[ J].金融研究，2015（12）：97 ～ 112.

[32] 胡珺，宋獻中，王紅建.非正式制度、家鄉認同與企業環境治理[ J].管理世界，2017（3）：76 ～ 94+188.

[33] 孔東民，劉莎莎，王亞男.市場競爭、產權與政府補貼[ J].經濟研究，2013（2）：55 ～ 67.

[34] 陳紅，納超洪，雨田木子，韓翔飛.內部控制與研發補貼績效研究[ J].管理世界，2018（12）：149 ～ 164.

[35] Bertrand M.， Mullainathan S.. Enjoying the Quiet Life？ Corporate Governance and Managerial Preferences[ J].Journal of Political Economy，2003（5）：1043 ～ 1075.

[36] Bertrand M.， Mullainathan S.. Are Emily and Greg More Employable than Lakisha and Jamal？ A Field Experiment on Labor Market Discrimination[ J].The American Economic Review，2004（4）：991 ～ 1013.

[37] 劉運國，劉夢寧.霧霾影響了重污染企業的盈余管理嗎？——基于政治成本假說的考察[ J].會計研究，2015（3）：26 ～ 33+94.

[38] Lin J. Y.， Tan G.. Policy Burdens， Accountability， and the Soft Budget Constraint[ J].The American Economic Review，1999（2）：426 ～ 431.

[39] Chen S.， Sun Z.， Tang S.， et al.. Government Intervention and Investment Efficiency： Evidence from China[ J].Journal of Corporate Finance，2010（2）：259 ～ 271.

[40] 林毅夫，李志赟.政策性負擔、道德風險與預算軟約束[ J].經濟研究，2004（2）：17 ～ 27.

[41] 劉瑞明，石磊.國有企業的雙重效率損失與經濟增長[ J].經濟研究，2010（1）：127 ～ 137.

[42] 唐松，孫錚.政治關聯、高管薪酬與企業未來經營績效[ J].管理世界，2014（5）：93 ～ 105+188.

[43] 楊德明，趙璨.超額雇員、媒體曝光率與公司價值——基于《勞動合同法》視角的研究[ J].會計研究，2016（4）：49 ～ 54+96.