環境司法改革能夠抑制企業“漂綠”行為嗎？

摘 要：環境資源審判工作是生態環境治理體系的重要一環，隨著各級法院環境司法專門化改革試點的穩步推進，環境資源審判庭成為推進區域環境司法完善與綠色發展的重要制度保障。基于環境資源審判庭在各個城市先后設立的準自然實驗，構建多期雙重差分模型，從企業環境信息披露角度考察環境司法改革的微觀經濟效應。研究發現，環境司法改革可以抑制高污染企業的“漂綠”行為，以內控制度為代表的風險治理機制以及以潛在訴訟風險、公民維權風險和行政處罰風險為代表的外部風險環境均在一定程度上促進了環境司法改革發揮作用。進一步的分析表明，環境司法改革會促進企業綠色發明專利和綠色實用新型專利的申請，同時提升綠色實用新型專利授權率。

關鍵詞：環境司法改革；企業“漂綠”；風險治理機制；外部風險環境

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1003-7543（2024）09-0047-20

黨的二十屆三中全會指出，必須健全生態環境治理體系，推進生態環境治理責任體系、監管體系、市場體系、法律法規政策體系建設。完善精準治污、科學治污、依法治污制度機制，加快完善落實綠水青山就是金山銀山理念的體制機制。企業作為市場經濟活動的主體，是首要的“污染源”，尤其是重污染行業企業過度消耗資源、嚴重破壞環境，這決定了企業污染治理在生態環境治理工作中的重要地位。環境信息披露是企業傳遞環境責任履行情況及加快綠色發展的載體，是利益相關者了解企業環境表現及綠色響應情況的渠道，在環境治理政策工具箱中變得越來越重要。2007年，國家環境保護總局公布《環境信息公開辦法（試行）》，標志著我國環境信息公開制度的正式建立。2010年，《上市公司環境信息披露指南》出臺，要求火電、鋼鐵、水泥、電解鋁等16類重污染行業上市公司發布年度環境報告。2021年，生態環境部公布了《企業環境信息依法披露管理辦法》，明確提及企業應當依法、及時、真實、準確、完整地披露環境信息，進一步強化了企業環境保護的主體責任。

面臨著環境信息披露和經營業績的雙重壓力，企業往往會選擇“漂綠（greenwashing）”這一偽社會責任行為［1］。所謂“漂綠”，是指企業通過積極的印象管理，使用象征性和模糊性的語言在環境信息的披露內容和披露深度上進行粉飾，而缺乏實際的行動支撐［2-3］。企業通過這種言行不一、言過其實的環境責任表現，形成一種企業與監管部門博弈的語言策略，本質上是一種低成本的聲譽構建機制［4］。隨著社會各界對環境治理和企業環境表現的關注，“漂綠”行為被越來越多的企業適應性學習［5］。

法治是環境污染治理的基礎。為了保障環境司法在環境保護領域實現良好且有效的作為，環境司法改革應運而生。環境司法改革是從環境需求的現實層面出發，以環境保護立法為前提，由各級法院提供強有力的司法保障。深入推進環境司法改革，是生態文明建設的助動力和基本保障，應充分發揮環境司法在推動環境法治建設和保障生態文明建設方面不可或缺的作用［6］。

中國環境司法的摸索創新是在法院內設立獨立的環境資源審判機構或組織，其中最具有代表性的是設立環境資源審判庭。截至2020年底，我國共有29個省份在高級人民法院設立了環境資源審判庭，并有185個市級法院設立了環境資源審判庭。隨著環境資源審判庭的發展推廣，審判環境案件的法則及訴訟保障體系得以不斷改進，審理的環境案件數量也在不斷增加。《中國環境資源審判（2020）》（白皮書）披露：全國所有法院共受理環境污染、生態破壞等各類環境資源案件20萬件以上，其中刑事案件占比15%，民事案件占比64%，行政案件占比21%；與此同時，受理了3 000件以上的環境公益訴訟案件。

在各級法院環境司法專門化改革試點穩步推進的背景下，環境資源審判庭逐漸走向正軌。環境司法改革實施所帶來的多方壓力，會對上市公司的環境信息披露行為產生直接或間接的影響。鑒于此，本研究切入環境信息披露視角，考察環境司法改革對企業“漂綠”的影響，實證檢驗環境資源審判庭的設立能否抑制企業“漂綠”這一偽社會責任行為，并在此基礎上，進行了相應的機制檢驗。

一、理論分析和研究假設的提出

（一）環境司法改革與企業“漂綠”行為

環境政策和環境改革影響企業綠色行為的相關文獻為本文研究提供了理論基礎。國內外學者基于不同的環境政策和環境改革，探討并提供了諸如環境規制、環境司法與執法、環境信息公開等能夠加大環境治理［7-10］、增加綠色偏好［11-12］、影響綠色創新［13-15］和環境績效［16-18］的理論和經驗證據。

各級法院環境司法專門化改革試點穩步推進，有利于形成專門化的環境資源審判組織體系，提升司法服務保障水平，發揮環境司法的積極正面作用。比如，既有研究發現，隨著環境司法改革試點在各地不斷推行，環境資源審判庭在各級法院陸續設立，有助于推動政府環境監管和公眾環保參與［8］。這體現為當地企業，尤其是重污染行業企業所面臨的環境保護監管力度、環境污染處罰力度、環境信息披露輿論壓力均會隨著外部監督的增強而不斷增加。

“漂綠”是一種形式上適應而實際上對抗社會責任的偽綠色行為，企業之所以實施“漂綠”行為，一定程度上是因為多個層面和領域存在制度供給不足，導致難以滿足企業倫理約束和環境責任履行的制度需求［19］。增加制度供給和規則約束，成為治理企業“漂綠”行為的重要路徑［3］。

一方面，環境司法改革堅持罪刑法定原則和寬嚴相濟政策，對企業“漂綠”產生直接影響，包括直接震懾作用和直接改善作用。“震懾觀”認為，作為一種命令—控制型環境規制［20］，環境司法改革加大了對污染環境、破壞生態犯罪行為的懲治力度，其帶來的環境規制壓力及訴訟壓力，會對當地上市公司的環境信息“漂綠”行為產生直接震懾作用［21-22］。為避免受到環境處罰，并從根源上紓解因環境污染而引發的潛在訴訟風險、行政處罰風險和公民維權風險，企業將減少“漂綠”這種形式上適應而實質上對抗的機會主義行為。“促進觀”認為，嚴格而又合理的環境規制可以抵消因合規而發生的環境保護成本，從而實現環境與經濟雙贏的結果［23-24］。波特假說指出，適當的環境管制將刺激技術革新［13］。環境司法改革能夠全面加強生態環境司法保護，推動企業向綠色創新方向轉型發展，有利于提升企業開展綠色技術創新的積極性［18］，進而減少“漂綠”行為。

另一方面，環境司法改革為建設人與自然和諧共生的現代化提供司法服務和保障，提高試點地區環境信息披露輿論壓力和企業面臨的維權風險，進而間接影響企業的“漂綠”行為。Liao和Shi指出，公眾訴求促進了地方政府執行更嚴格的環保措施［25］。環境司法改革能夠切實解決試點地區社會公眾的環境訴求，而這將進一步提高群眾的環保參與意識，形成“提出訴求—解決訴求—持續參與”的正向循環，促進全民環保、鼓勵全民監督，形成全民綠色的大環境。社會公眾整體環保素養的提高會形成對綠色消費的偏好，這也會引領企業的綠色技術創新［12］。尤其是利益相關者環保意識增強［26］，將更加關注、評價、監督企業的環境表現和環境信息披露，此時“漂綠”對利益相關者的蒙蔽力減弱，印象管理的作用降低，企業將減少自身“漂綠”行為。基于此，提出如下假設：

H1：在其他條件不變的情況下，環境司法改革的實施會抑制企業“漂綠”行為。

（二）風險治理機制的影響

內部控制作為企業自身重要的風險治理機制，貫穿企業活動的全過程。高質量的內部控制既可以提高公司對外部宏觀環境的有效感知，保持足夠的敏銳度和關注度，預測和應對外界環境的變化［27］，又可以在一定程度上約束管理者的行為，提升管控未來風險的能力以及將預期變為現實的可靠程度［28］，有效落實對環境變動的應對舉措。

首先，內部控制質量越高的企業，能越快、越有效感知到政策變動以及相關市場和環境信息，并根據外部環境的特點和變化作出應對［27］。當環境司法改革來臨時，高質量的內部控制可以幫助企業預期環境司法改革措施未來的執行情況，并積極應對其帶來的環境治理責任及訴訟壓力。其次，內部控制質量越高的企業，其組織、決策、執行機制等總體層面的控制越有效［29］，內部行為規則更為穩定和諧、企業自身的倫理約束感更強，在感知到外界環境壓力后更能形成環境承諾與環境表現“言行一致”的行為規則；而且，高質量的內部控制使得公司具備較強的應對外界環境變動的能力，公司整體的經營管理效率和資源配置效率較高［30］，對環境司法改革的應對舉措更有可能落到實處。最后，內部控制是保證企業信息披露可靠的重要制度。內部控制質量越高的企業，其內外部溝通機制越有效，有助于提高公司與利益相關者之間的信息流暢性和互信程度［31］。

因此，當環境司法改革在當地試點時，內部控制質量越高的企業，越能有效感知外界環境變化，越能貫徹綠色發展理念和實質性綠色創新，越有可能從企業內部去主動抑制環境信息“漂綠”行為，也即“有效感知—積極應對—落到實處”。基于此，提出如下假設：

H2：在其他條件不變的情況下，內部控制質量在環境司法改革與企業“漂綠”之間具有調節作用。內部控制質量越好，環境司法改革對企業“漂綠”的抑制作用越強。

（三）外部風險環境的影響

進一步地，本文從潛在訴訟風險、公民維權風險和行政處罰風險三方面考察企業所處外部風險環境對上述主要結果的影響。

從地區法律環境的角度出發，企業面臨的訴訟風險對地區環境治理起到促進作用。如Liu等發現，當訴訟風險較低時，存在盈利壓力的企業污染排放強度更高［32］。立法和司法進程互為保障、互相促進，環保法庭對污染企業的震懾力度受到地區整體法律環境的影響。我國各地的法律環境存在較大差異，對于訴訟案件比較普遍的地區，人們習慣借助法律途徑解決問題，企業面臨的潛在訴訟風險也較高［33］。較高的潛在訴訟風險，會提升環境司法改革的實施效果。

從社會公眾的角度出發，公眾的維權意識對環境政策和環境改革的實施起到促進作用。有研究表明，公眾環境關注度能夠有效推動地方政府更加關注環境治理問題［34］。強大的公眾力量是在弱制度背景下促進環境政策有效實施的重要因素［35］。環境信訪歷來被視為觀察生態領域問題與矛盾、生態議題公民表達和參與的一個重要窗口［36-37］。信訪數量、議案和提案數量越多，表明企業面臨的維權風險越高。較高的維權風險，會提升環境司法改革的實施效果。

從實際執法力度的角度出發，環境改革的實際效果依賴于環保機構實際執法的嚴厲與否［38］。有研究發現，當所在省份環保執法力度嚴格時，環保立法才能起到明顯的環境改善效果［39］。地區環境行政處罰案件越多，意味著當地環境執法力度越大，當地政府能夠為環境司法改革的實施提供有力的制度保障，加大對當地上市公司“漂綠”行為的震懾作用。較高的行政處罰風險，也會提升環境司法改革的實施效果。基于此，提出如下假設：

H3：在其他條件不變的情況下，外部風險環境在環境司法改革與企業“漂綠”之間具有調節作用。潛在訴訟風險越高、行政處罰風險越高、公民維權風險越高，環境司法改革對企業“漂綠”的抑制作用越強。

二、研究設計

（一）數據來源與樣本篩選

2007年，國家環境保護總局公布《環境信息公開辦法（試行）》，標志著我國環境信息公開制度正式建立；隨后發布的《上市公司環境信息披露指南》中，明確指出火電、鋼鐵、水泥、電解鋁等16類重污染行業上市公司應當發布年度環境報告。重污染行業定期獨立披露環境信息，在環境信息披露方面具有代表性［40］。因此，本文以2008—2020年906家重污染行業Ａ股上市公司為研究對象。

企業“漂綠”數據通過手工搜集并計算得到，來源于巨潮資訊網發布的企業年度社會責任報告、環境報告（或可持續發展報告）。

環境資源審判庭于2008—2020年在中國各個城市先后試點，這一“準自然實驗”為本文研究環境司法改革的影響提供了寶貴機會。環境司法改革數據以高級人民法院、中級人民法院、縣級人民法院設立環境資源審判庭的時間來進行度量，設立日期主要通過手工搜集各省級、市級、縣級法院，政府網站及各大新聞媒體等網站而得到。

除此之外，內部控制質量及內部控制五要素數據來源于迪博數據庫；其余數據來自CSMAR數據庫。

在初始樣本的基礎上，本文進一步剔除總資產收益率、資產負債率、企業規模、產權性質等財務數據缺失的樣本，同時對涉及的所有連續變量采取了1%和99%分位的縮尾處理，最終獲得6 348個樣本。

（二）實證模型

自2008年起環境資源審判庭在各個城市先后試點，是外生于企業“漂綠”行為的政策沖擊，為本文的研究提供了一個良好的準自然實驗。故本文采用雙向固定效應模型，控制時間固定效應和公司固定效應，并加入相關控制變量，構建以下多期雙重差分模型，來實證檢驗設立環境資源審判庭對企業“漂綠”的影響：

Gwli，t=α0+α1Courti，t+α2Zi，t+Year+Firm+εi，t（1）

模型（1）用以驗證假設H1，被解釋變量Gwli，t為公司i在t年的“漂綠”程度。解釋變量Courti，t為虛擬變量，根據各省級、市級人民法院設立環境資源審判庭的具體時間，若企業在當年開始或已經進行“設立環境資源審判庭”試點則取值為1，否則為0。Zi，t是一系列控制變量，模型還控制了公司和時間固定效應。Courti，t的系數α1衡量了設立環境資源審判庭對企業“漂綠”的影響程度。

為進一步分析內部控制質量在環境司法改革與企業“漂綠”行為之間的調節作用，本文構建模型（2）：

Gwli，t=β0+β1Courti，t+β2Courti，t×ICi，t+β3Zi，t+Year+Firm+εi，t（2）

模型（2）用以驗證假設H2，在模型（1）的基礎上加入ICi，t（內部控制質量），交互項Courti，t×ICi，t的系數β2衡量了內部控制質量的調節作用。

（三）變量定義

1.被解釋變量

本文基于企業發布的社會責任報告、環境報告等內容，在以往研究［41-42］的基礎上，構建了衡量企業“漂綠”的指標體系，包括理念與制度、流程與機制、污染物排放、污染物治理、守法與合規共計五個維度20個項目，具體指標選取見表1（下頁）。采用內容分析法確定企業已披露和未披露項目，以及已披露項目中的象征性披露（僅使用文字表述的定性披露）和實質性披露（文字表述與環境事項的具體金額相結合）項目，并對表1中相應事項進行打分，“是”賦值1，“否”賦值0。一般來說，企業的象征性披露越多，實質性披露越少，意味著企業越有可能對公司綠色形象進行美化或虛假宣傳，而并未采取實際綠色行動。

本文借鑒黃溶冰［41］的做法，將企業“漂綠”界定為選擇性披露和表述性操縱兩種方式。選擇性披露是指企業有選擇、有目的地報告環境事項；表述性操縱是指企業通過策略性表述來美化公司環保形象。這里分別計算選擇性披露程度（Gwls）和表述性操縱程度（Gwle），并采用幾何平均數度量各企業的環境信息“漂綠”程度（Gwl）。具體計算公式如下：

選擇性披露（Gwls）=100×（1－已披露項目數量/應披露項目數量）

表述性操縱（Gwle）=100×（象征性披露項目數量/已披露項目數量）

表1（下頁）列示了計算企業“漂綠”程度所選取的指標，并依據該表對各企業的象征性披露、實質性披露進行打分。

2.解釋變量

參考已有研究［8］，本文根據企業IPO披露地址中所在的省、市級人民法院是否設立環境資源審判庭來度量環境司法改革。由于企業可能會受到省級與市級法院的共同影響，因而當公司所在省、市都設立環境資源審判庭時，取省級或市級兩者之間設立較早的時間。當公司處于試點當年及以后年PRm6eNTfXiYUg3YvZ8cPeg==度時賦值為1，否則為0。

3.調節變量

本文采用迪博數據庫中的內部控制指數除以100，來度量內部控制質量，該項指數越高，說明內部控制質量越好。

4.控制變量

本文借鑒黃溶冰等［5］、楊廣青等［42］關于企業“漂綠”和環境信息披露的相關文獻，在盡可能保證控制變量外生性的基礎上，兼顧相關數據的可獲得性，設置如下控制變量：在公司財務層面，控制了資產負債率、總資產收益率、企業規模、托賓Q值等；在公司治理層面，控制了股權集中度、管理層持股數量、高級管理人員平均薪酬、監事會規模、董事會規模等；在宏觀經濟層面，控制了人均GDP①。具體變量定義如表2所示。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計

表3列示了描述性統計結果。可以看到，企業“漂綠”（Gwl）最小值為0，最大值為97.468，平均值為50.945，標準差為34.047，說明重污染行業不同企業之間“漂綠”程度差異較大，企業環境信息“漂綠”現象不容忽視。環境司法改革（Court）的平均值為0.577，說明57.7%的樣本公司受到環境司法改革政策的影響。內部控制質量（IC）的最小值為0，最大值為9.777，平均值為6.199，標準差為1.742，說明各企業間內部控制質量差距較大。

（二）環境司法改革對企業“漂綠”程度的影響

表4報告了環境司法改革（Court）對企業“漂綠”（Gwl）的影響情況。列（1）列示了僅包含公司財務控制變量的回歸結果，列（2）列示了包含公司財務、公司治理和宏觀經濟所有控制變量的回歸結果。從表4中可以看出，解釋變量環境司法改革的系數符號均為負，且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗，驗證了假設H1，說明環境司法改革的實施能夠顯著降低企業的“漂綠”行為。

（三）機制分析：風險治理機制

表5展示了內部控制質量（IC）的調節效應結果，環境司法改革和內部控制質量的交互項（Court×IC）與企業“漂綠”（Gwl）至少在5%的水平下顯著負相關，說明內部控制質量能夠對環境司法改革作用的發揮起到補充作用，內部控制質量強化了環境司法改革對企業“漂綠”的抑制作用，驗證了假設H2。內部控制（IC）的系數在5%的水平下顯著為正，說明在未開展環境司法改革的情形下，高內部控制質量上市公司的“漂綠”程度較高；Court×IC+Court的系數在1%的水平下顯著為負，說明在開展環境司法改革的情形下，高內部控制質量上市公司的“漂綠”程度更低。這意味著，高質量內部控制使得企業能夠及時評估相關環境風險，并相機作出風險管理決策，“漂綠”行為是基于高質量風險、收益權衡而作出的理性選擇：當環境相關風險較低時，借助“漂綠”這種低成本的聲譽構建機制可賺取較高的形象管理收益；當環境司法改革實施后，“漂綠”行為引發的潛在環境風險較高，繼續從事“漂綠”行為不再符合成本收益匹配原則。

本文進一步將內部控制細分為內部控制五要素，即內部環境（CtrlEnv）、風險評估（RiskAss）、控制活動（CtrlAct）、信息與溝通（Inform）、內部監督（Monitor），分別檢驗五要素的調節作用。

表6（下頁）列示了內部控制五要素對環境司法改革和企業“漂綠”關系的影響，結果顯示，交互項CtrlEnv×Court、RiskAss×Court和Inform×Court的系數顯著為負，說明內部環境、風險評估、信息與溝通會顯著強化環境司法改革對企業“漂綠”行為的抑制作用；交互項CtrlAct×Court和Monitor×Court的系數為負，但并不顯著，說明控制活動與內部監督未能顯著影響環境司法改革對企業“漂綠”的抑制作用。

這表明，目前上市公司的內部控制制度中，發揮基礎性作用的內部環境、識別與應對不確定因素的風險評估、收集信息并建立內外溝通的信息與溝通，均能幫助企業有效感知環境司法改革帶來的外部壓力及相關風險，進而抑制企業“漂綠”行為，而控制活動與內部監督目前在抑制“漂綠”行為上仍存在一定的局限性。

（四）機制分析：外部風險環境

本文首先采用《中國分省份市場化指數報告（2016）》的中介及法律發展指數來度量該地區企業的潛在訴訟風險，指數越高表明訴訟在該地區被接受程度越高，法律解決糾紛的程度越高。回歸結果見表7，基于中介及法律發展指數年度中位數的分組檢驗結果顯示，當企業面臨的訴訟風險較高時，環境司法改革與企業“漂綠”在1%的水平下顯著負相關；而當訴訟風險較低時，環境司法改革與企業“漂綠”不存在顯著相關關系，且系數差異檢驗的結果顯示兩組系數存在顯著差異。這表明，在法律環境相對較好的地區實施環境司法改革時，企業面臨的潛在訴訟風險較高、環保意識較強，環境改革的實施效果更好，更能抑制企業的“漂綠”行為。

本文進一步采用《中國環境年鑒》中各省（區、市）的數據，以各省（區、市）環境信訪數量（來信總數與電話/網絡投訴數）、人大環境議案數量和政協環境提案數量度量該區域的公民維權風險。信訪數量、議案和提案數量越多，代表企業面臨的維權風險越高。基于信訪數量、議案和提案數量的年度均值（中位數）的分組回歸結果見表8。列（2）和列（4）的結果顯示，當企業面臨的維權風險越高時，Court的系數在1%的水平下顯著為負，而列（1）和列（3）中Court的系數并不顯著，且系數差異檢驗的結果顯示列（1）和列（2）、列（3）和列（4）的系數均存在顯著差異。上述結果表明，當地區維權風險較高時，環境司法改革的強力實施更有發揮的空間，公民的維權行動對企業的“漂綠”行為形成強有力的約束，能進一步抑制企業的“漂綠”行為。

最后，本文采用《中國環境年鑒》中各省（區、市）的數據，以企業所在地環境行政處罰案件數度量行政處罰風險，并按照風險高低進行分組分析。基于環境行政處罰案件數的年度中位數分組回歸結果如表9所示。當行政處罰風險較高時，環境司法改革與企業“漂綠”在1%的水平下顯著負相關；而當行政處罰風險較低時，環境司法改革與企業“漂綠”之間不存在顯著關系，且系數差異檢驗的結果顯示兩組系數存在顯著差異。這些結果表明，當行政處罰風險較高時，環境司法改革更能得到有效實施，更能抑制企業“漂綠”行為；而行政處罰風險較低時，改革效果相對不明顯。

四、穩健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

使用雙重差分的基本前提是滿足平行趨勢檢驗的假設，也即在環境司法改革實施以前的年份，企業環境信息“漂綠”程度在處理組及對照組中應維持基本平行的趨勢。考慮到上文檢驗的是環境司法改革的短期效應，為進一步考察隨著時間推移政策執行的后續效果，本文進行了平行趨勢和動態效應檢驗。

具體而言，pre和post分別表示企業受政策影響的提前項和滯后項，由于環境司法改革年份跨度較長，取值范圍較寬，因而將年份進行縮尾處理。pre_Court5表示距離環境司法改革實施尚有5年及多于5年的時間，post_Court4表示在環境司法改革實施的第4年及4年以后，current_Court為環境司法改革實施當年，以pre_Court3為比較基準。

表10（下頁）報告了平行趨勢檢驗的估計結果，可以看出，pre_Court的系數均不顯著，說明在環境司法改革實施前，處理組和對照組企業“漂綠”行為無顯著差異，這便滿足了多期雙重差分的使用條件——事前平行趨勢假設；當期和post_Court1、 post_Court2、 post_Court3、 post_Court4的系數全部顯著為負，說明在環境司法改革實施的當年和以后四年，環境司法改革有利于抑制處理組企業的“漂綠”行為。圖1則更為直觀地印證了這一假設。

（二）安慰劑檢驗

為排除本文的實證結果并非偶然性事件所致，本文進行了安慰劑測試。通過隨機設定各地區環境司法改革的實施時間和隨機選擇環境司法改革試點區兩種方法進行安慰劑測試，分別見圖2和圖3（下頁）。由于“偽”試點時間和“偽”處理組是隨機生成的，因而環境司法改革變量應該不會對“漂綠”行為產生顯著影響，即“偽”處理變量的回歸系數應該在零值附近，否則，則表明本文的模型設定存在偏差。據此，本文分別重復500次上述隨機過程進行模型估計，并繪制了“偽”環境司法改革變量估計系數的核密度圖。研究發現，在兩種隨機過程下估計系數的均值都接近于0，且大部分p值在0.1以上。同時，環境司法改革（Court）的實際估計系數（-4.779）在上述安慰劑檢驗的核密度圖中都位于小概率事件的范圍內。換言之，環境司法改革對企業“漂綠”行為的治理效應并非偶然性事件，本文的研究結論具有可靠性和穩健性。

（三）PSM-DID檢驗

為緩解樣本選擇偏誤及反向因果等內生性問題，本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）來檢驗上述結果的穩健性（見表11，下頁）。由于早在2014年最高人民法院就已單獨設立環境資源審判庭，此時已出現試點效應，因而本文參考吳茵茵等［43］的研究，僅對最高人民法院設立環境資源審判庭前的樣本（2008—2013年的樣本）進行逐年傾向得分匹配，以主回歸（模型（1））的控制變量作為協變量進行逐年傾向得分匹配，具體采用1∶4 最近鄰匹配、1∶4卡尺內最近鄰匹配（卡尺選擇為0.01）及半徑匹配。本文對匹配后的樣本進行回歸分析，結果顯示，環境司法改革會顯著抑制企業的“漂綠”行為，表明基準回歸結果具有穩健性。

（四）省級層面、省市縣層面的檢驗

上文采用省、市級人民法院是否設立環境資源審判庭來度量環境司法改革。這是因為，雖然縣級人民法院設立或加掛了環境資源審判庭，但是縣級法院設立環境資源審判庭的時間較難尋找，且少部分法院未披露設立的具體時間。本文進一步考察了省級作用（即排除市級設立環境資源審判庭的影響）以及省市縣的共同作用（即當高級人民法院、中級人民法院和縣級人民法院三者至少有兩者設立環境資源審判庭時，選用最早實施環境資源審判庭的年份，為環境司法改革的實施時間［44］），來檢驗基準回歸結果的穩健性。

省級層面、省市縣層面的回歸結果如表12（下頁）所示，列（1）、列（2）分別為省級層面環境司法改革（Court2）與企業“漂綠”的回歸結果、內部控制質量的調節效應結果，列（3）、列（4）分別為省市縣層面環境司法改革（Court3）與企業“漂綠”的回歸結果、內部控制質量的調節效應結果。

列（1）和列（3）的結果顯示，不論采用哪一層級的度量方式，環境司法改革的系數至少在5%的水平下顯著為負，與前文基準回歸分析結果一致，說明高級、中級、縣級法院設立的環境資源審判庭都能抑制企業的“漂綠”行為，驗證了假設H1。列（2）和列（4）的結果顯示，不論采用哪一層級的度量方式，環境司法改革和內部控制質量的交互項均在5%的水平下顯著為負，說明內部控制質量強化了各層級環境司法改革對企業“漂綠”的抑制作用，驗證了假設H2。因此，本文的基準回歸結果具有穩健性。

（五）排除其他替代性假說

2013年9月國務院印發了《大氣污染防治行動計劃》，該計劃加大了污染處罰力度，并將環境質量納入官員考核體系；2015年1月1日我國實施了新的《中華人民共和國環境保護法》。為排除實施《大氣污染防治行動計劃》和新的《中華人民共和國環境保護法》的可能干擾，本文分別剔除2014年、2015年以及同時剔除2014年和2015年的樣本后進行回歸，表13（下頁）列（1）、列（2）、列（3）分別是剔除2014年、2015年以及2014年和2015年樣本后的檢驗結果，可以看出，回ggeEhb+YzSxFutfdxMP5DoqqVhyhuiGVDuRoVcwQFc4=歸系數都顯著為負，說明排除2008—2020年其他相關重要事件對企業環境治理的影響后，結果仍然穩健，從而排除了樣本期間其他相關重要事件的替代性假說。

（六）對異質性處理效應的討論

當采用多時點DID模型識別政策效果時，可能會因存在“異質性處理效應”而導致估計偏誤［45］，當處理效應存在異質性時，即使事前平行趨勢得到滿足，但因各個處理組的處理時點不一致，依舊會存在“壞控制組”的問題，即較早接受處理的樣本會成為較晚處理組樣本的控制組［46］。為解決這一問題，本文參照De Chaisemartin和D'Haultfoeuille［45］，將政策發生時點前后政策處理狀態發生改變的個體視為處理組，政策處理狀態未發生變化的個體視為控制組，比較處理組個體實際接受處理后的結果與其反事實結果，從而得到處理效應，通過加權計算得到平均處理效應的無偏估計。結果顯示，政策轉換平均處理效應為-4.049，此結果與上文估計的-4.779差異不大，說明異質性處理對系數估計產生的影響較小。對多期動態處理效應的估計結果顯示，在政策實施后第1—4期系數均顯著為負，且在t=0之前的安慰劑檢驗波動較小，說明模型基本符合共同趨勢的設定。

有一支文獻提出，使用插補估計量可解決多時點DID模型的處理效應異質性問題。本文進一步參照Borusyak等［47］提出的基于插補的反事實方法重新進行估計。結果顯示，在t=0之前系數均不顯著，說明該數據集滿足平行趨勢假設，事后第一期、第二期、第四期的值均顯著為負，說明政策效應在試點實施之后總體上是顯著存在的。總的來說，在考慮處理效應異質性之后，本文的基本結果并未出現嚴重偏差。

（七）聚類穩健標準誤

為了更切實地檢驗環境司法改革、內部控制質量與企業“漂綠”實證結果的穩健性，本文在異方差穩健標準誤的基礎上，采用企業層面的聚類穩健標準誤重新進行回歸，主要結論不變。

未列報的結果顯示：環境司法改革的系數在1%的水平下顯著為負，意味著在企業層面聚類穩健標準誤下，環境司法改革的實施仍能顯著抑制企業的“漂綠”行為，驗證了假設H1；環境司法改革和內部控制質量的交互項（Court×IC）系數在5%的水平下顯著為負，與前文基準回歸結果一致，說明在企業層面的聚類穩健標準誤下內部控制質量仍在環境司法改革與企業“漂綠”之間起調節作用，驗證了假設H2。

五、進一步分析

“漂綠”意味著企業存在“言過于行、言過其實”的環境責任表現，本質上是基于“言”和“行”偏離而開展的粉飾行為。環境司法改革是否有利于促進企業實際綠色行動的優化，是一個重要而亟待回答的問題。對于該問題的回答不僅可以佐證前文的研究結論，而且可為環境司法改革影響企業綠色運營行為提供直接證據。鑒于此，這里進一步從企業的實際綠色行動和綠色技術手段（“行”）的角度來探討環境司法改革對企業“漂綠”行為的影響。綠色創新是指企業作出的有利于改善環境質量的技術創新，可以提高資源綜合利用效率，增加資源利用質量，并實現企業循環經濟的綠色可持續發展，構成“行”的典型。環境司法改革所帶來的外部壓力，將提升企業開展綠色技術創新的積極性，可能促使企業作出更多的綠色創新行為。借鑒譚小芬和錢佳琪［48］的設定，本文構建模型（3）如下：

Yi，t=γ0+γ1Courti，t+γ2Zi，t+Year+Firm+εi，t（3）

綠色專利分為綠色發明專利和綠色實用新型專利兩種，其中綠色發明專利是指研發科技含量及創新性較高的新產品，其審查更為嚴格，授權難度更大，而綠色實用新型專利主要是對產品進行創新性改造，科技含量較低，審查形式為形式審查。本文選取上市公司的綠色專利申請總數（本年度申請的綠色專利總數加1后取對數，下同，用Patent_a表示）、綠色發明專利申請總數（Invent_a）、綠色實用新型專利申請總數（Utility_a）、綠色專利獲得總數（Patent_g）、綠色發明專利獲得總數（Invent_g）和綠色實用新型專利獲得總數（Utility_g）來衡量企業的綠色創新水平，數據來自CNRDS數據庫，控制變量相關數據來自CSMAR數據庫。

回歸結果如表14所示，列（1）—（3）的結果顯示，環境司法改革對綠色專利申請總數、綠色發明專利申請總數和綠色實用新型專利申請總數均有顯著的促進作用，隨著環境司法改革的實施，企業會增加各項綠色專利的申請。列（4）—（6）中三類綠色專利獲得總數的系數雖然為正，但均不顯著，這說明環境司法改革對企業獲得綠色專利沒有顯著的促進作用，即企業的實質性創新水平未提高。

進一步地，本文計算了全部綠色專利授權率（Patent）、綠色發明專利授權率（Invent）和綠色實用新型專利授權率（Utility），并提供環境司法改革對綠色專利授權率的直接證據，更深入地研究企業綠色創新行為。

回歸結果如表15（下頁）所示，列（1）、列（2）和列（3）分別列示了全部綠色專利授權率、綠色發明專利授權率和綠色實用新型專利授權率的結果，列（1）和列（2）中環境司法改革的系數均不顯著，僅有列（3）中環境司法改革的系數顯著。可能的原因在于，綠色實用新型專利創造性要低于綠色發明專利，且審核流程更簡單、獲得授權更快。

綜上可知，環境司法改革抑制了企業的“漂綠”行為，企業出于維護自身形象的目的，積極主動地申請綠色專利，包括申請綠色發明專利和綠色實用新型專利，同時由于綠色實用新型專利審核較快，實現了綠色實用新型專利授權率的提升。但環境司法改革并未對綠色專利獲得總數、綠色發明專利獲得總數、綠色實用新型專利獲得總數以及綠色專利授權率、綠色發明專利授權率產生明顯的促進效應，這意味著從目前來看環境司法改革尚未對企業綠色創新產生實質性的促進作用，最終對企業綠色創新的提升效果仍有待驗證。

六、研究結論與政策啟示

本文以2008—2020年滬深A股重污染行0tDs/uJjyK3HBCR7kZSIKhhMIaZzR3cPEwOTdbXbMYU=業上市企業為研究對象，構建多期雙重差分模型，通過對環境司法改革與企業“漂綠”行為進行回歸分析，得到如下結論：第一，在其他條件不變的情況下，環境司法改革的實施會抑制企業“漂綠”行為。第二，風險治理機制在環境司法改革與企業“漂綠”之間起調節作用。機制分析發現：內部控制質量越好，環境司法改革對企業“漂綠”的抑制作用越顯著；內部控制主要通過內部環境、風險評估、信息與溝通三方面對企業的“漂綠”行為起抑制作用。第三，企業所處外部風險環境也會影響司法改革的實施效果。機制分析發現：當法律環境較好（潛在訴訟風險較高、政府處罰風險較高、公民維權風險較高）時，環境司法改革更能抑制企業的“漂綠”行為。進一步研究基于“漂綠”行為中“行”的維度，以綠色創新作為“行”的典型，發現環境司法改革會優化企業實際的綠色運營行為，即促進企業綠色發明專利和綠色實用新型專利的申請，同時提升綠色實用新型專利授權率。

基于上述結論，得到如下政策啟示：

第一，保障環境司法在環境保護領域良好且有效地作為。目前大部分省級法院已設立環境資源審判庭，但環境司法改革在許多市級、縣級法院尚未實施，且某些設立環境資源審判庭的法院，僅是加掛環境資源審判庭的牌子，尚未真正地履行職責、發揮作用，以致環境規制效果打了折扣。本文發現設立環境資源審判庭可以抑制企業“漂綠”行為、改善企業環境信息披露和環境責任表現，這印證了環境司法改革對微觀企業治理的重要性。在生態文明建設過程中，應高度重視環境資源審判庭的設立和有效運用，最大限度發揮環境資源審判庭的功效，推動地方法院將環境司法改革引向深入。

第二，加大對企業言行不一的環境責任表現的處罰力度，完善環境監管法律法規。就企業綠色行為的內部治理而言，重污染企業應積極落實政府要求，加強自身內部控制制度建設。只有在外部強有力的監控和高處罰力度下，確保企業環境信息“漂綠”的懲處成本高于企業環境信息“漂綠”帶來的利益，企業才能形成承擔環保責任的良性循環。高質量的內部控制可以幫助企業預期并積極應對司法環境的變化，更好地履行環境治理責任。

第三，繼續優化市場訴訟環境，提高公民維權意識，完善行政執行協作機制。嚴格執行環境規制政策，建立長效環境治理機制，引導企業的綠色行為和環境表現；充分發揮社會公眾的監督作用，提高環境信息披露輿論壓力和企業面臨的維權風險，推動全民參與環境治理；在司法理念、組織管理、制度建設等方面為司法改革的實施提供有力的行政保障，完善司法執行與行政實施一體化協作機制，為助力美麗中國建設提供優質司法服務和法律保障。

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To Further Deepening Reform Comprehensively and Improve the New National System

Abstract： The new national system is an important institutional mechanism for implementing the innovation driven development strategy and accelerating the development of new quality productive forces. At present， the academic community's understanding of the national system and the new national system is still insufficient， and there are still some controversies and misconceptions. For example， in terms of institutional attributes， it is believed that the national system is unique to the socialist system. In terms of applicable scenarios， there is a tendency to "generalize" or "narrow" the national system. In terms of institutional characteristics， the difference between the national system and the current institutional mechanism in major target tasks has not been distinguished. On the basis of clarifying misunderstandings， this article explains the logical evolution of the national system from "traditional" to "new" and promotes technological development from three perspectives： the new goal of "high-quality development"， the new conditions of "high-level socialist market economy system"， and the new tasks of "key core technologies". It further clarifies that the key focus of the effective operation of the new national system is to attach importance to the innovative role of the government. In the context of further deepening reform comprehensively， improving the new national system should start from the following three aspects： first， strengthening the leadership core， adhering to and improving the CPC's leadership. Secondly， we must adhere to a systematic approach and handle the relationship between the government and the market well. The third is to improve the innovation system， coordinate open innovation and independent innovation.

Key words： new national system; scientific and technological innovation; new quality productive forces; key core technologies; further deepening reform comprehensively