环境执法监督促进了企业绿色转型吗？

于连超，张卫国，毕 茜

(西南大学 经济管理学院，重庆 400715)

一、 引 言

改革开放四十年来，中国经济增长取得了令人瞩目的成就，但资源短缺和环境污染已接近瓶颈，严重制约了经济高质量发展。在此背景下，中国正在加强生态文明建设，打好污染防治攻坚战。打好污染防治攻坚战，不仅依托于建立健全环境保护政策体系，而且还取决于完善的环境督察体系。但由于中央和地方的目标不同，地方环境执法一直存在宽松执法、执法不严的状况，致使环境政策未达到其预期效果[1]。在此背景下，中国下定决心进行生态环境督察体制改革，强化中央对地方的环境执法监督，提高环境政策的治理效应，而环保约谈制度是环境执法监督的重要一环，发挥着至关重要的作用。2014年环境保护部制定并颁布了《环境保护部约谈暂行办法》(环发[2014]67号)，标志着环保约谈制度正式建立，环保约谈制度执行的次数和力度均在不断地上升。环境保护部通过对未履行环境保护职责或履行职责不到位的地方政府及其相关部门有关负责人进行告诫谈话、指出相关问题、提出整改要求，督促地方环境执法。

现有研究表明，依托环保约谈载体的环境执法监督显著地提高短期环境绩效，换言之，倘若从环保约谈发生的前后季度视角来看，环保约谈有效地提高了被约谈地区企业的环境绩效，即短期内降低污染排放量[2]。不难发现，现有研究主要关注环境执法监督的短期治理效果，但环境执法监督的治理效果是暂时性还是长期性的，仍有待进一步地研究和考证。依托环保约谈制度载体的环境执法监督，目的不仅在于短期的环境质量改善，而且在于实现长期的“天更蓝、水更清”。为了实现环境质量的长期改善，关键在于督促企业绿色转型，使企业进行绿色生产、绿色采购、绿色并购、绿色排放，从根源上改善环境质量，而环境执法监督的意义也在于此，但由于研究视角所限，以往研究尚未关注环境执法监督的长期治理效果。因此本文将企业绿色转型作为落脚点，基于合法性理论和震慑理论，将环保约谈作为准自然实验，试图回答以下问题：环境执法监督是否能够显著地促进企业绿色转型吗？如果是，环境执法监督对企业绿色转型的正向影响是否具有异质性？如果是，环境执法监督对企业绿色转型的作用渠道是什么？回答以上问题，有助于明确环境执法监督的经济后果，为进一步地完善中国生态环境督察体系和推动经济高质量发展提供重要的启示。

基于此，本文从环保约谈这一准自然事件出发，基于合法性理论和震慑理论，考察了环境执法监督对企业绿色转型的影响及其机制。研究发现：第一，环境执法监督显著地促进了企业绿色转型，即与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进了被环保约谈地区企业的绿色转型；第二，环境执法监督对企业绿色转型的正向促进作用主要发生在被环保约谈的下一年；第三，环境执法监督对企业绿色转型的正向促进作用主要体现在国有企业、大规模企业、低融资约束企业、重污染行业企业中，未显著地体现在民营企业、小规模企业、高融资约束企业、非重污染行业企业中；第四，进一步地探索了环境执法监督影响企业绿色转型的渠道后发现，环境执法监督通过降低企业运营效率、提高企业环境成本、提高环保处罚力度，进而促进企业绿色转型。

本文的贡献可能体现在以下四个方面：第一，本文从合法性理论和震慑理论出发，考察了环境执法监督对企业绿色转型的影响，从环境执法监督这一视角拓展了企业绿色转型影响因素研究的相关文献；第二，环保约谈诚然短期内提高了被约谈地区企业的环境绩效，但企业绿色转型作为企业长期环境绩效改善的重要纽带，以往研究关注较少，从企业绿色转型这一落脚点丰富了环境执法监督的长期微观经济后果研究的相关文献；第三，本文进一步地从产权性质、企业规模、融资约束、行业特质四个方面探索了环境执法监督对企业绿色转型影响的异质性；第四，现有文献缺乏一个完整、系统地衡量企业绿色转型的框架，本文通过构建企业绿色转型评价体系，使用BP神经网络法赋权，衡量企业绿色转型，为后续企业绿色转型定量化研究进行了有益的探索。

二、 文献回顾与研究假设

如何促进企业绿色转型，使中国经济由高速增长阶段平稳地过渡到高质量增长，真正实现经济增长高质量，是当下学者们探讨的热点。中国社会科学院工业经济研究所课题组(2011)[3]通过考察工业绿色转型面临的体制机制障碍、规划路线图、分析成本收益后认为，中国工业绿色转型迫切需要建立和完善相关体制机制，包括制定和推动国家战略和法规，推进市场化，完善产业格局，企业积极响应，公众广泛参与，完善环境规制，完善节能减排机制。然而具有基础性地位和作用的因素是环境规制政策，学者们也对此展开了大量的研究。国外学者对环境规制与企业绿色转型的研究起步较早，Janicke和Jacob(2004)[4]研究发现，国家推动环境政策的进步和完善，有效地提高了地区绿色创新水平，促进地区绿色转型。Lee(2010)[5]建立结构方程模型后发现，环境规制有效地促进了绿色技术创新，从而促进绿色转型。Kesidou和Demirel(2012)[6]基于1567家英国企业的调查数据后发现，环境规制有效地促进了企业绿色创新(生态创新)，从而促进其绿色转型。Chakraborty等(2017)[7]基于特定投入禁止的准自然实验后发现，环境规制显著地促进创新投入和产出，促进其绿色转型。Guo等(2018)[8]研究发现，环境规制对企业绿色创新的影响呈现先抑制后促进的特征。近年来，国内学者较为关注环境规制与企业转型之间关系的研究，李婉红等(2013)[9]研究表明，环境规制强度显著地促进污染密集行业绿色技术创新，进而促进其绿色转型。贾军和张伟(2014)[10]研究发现，环境规制显著地促进企业绿色技术创新，进而促进绿色转型。彭星和李斌(2016)[11]研究发现，命令控制型环境规制对工业企业绿色转型的影响并不显著，但经济激励型环境规制与公众参与型环境规制有效地促进工业绿色转型。王娟茹和张渝(2018)[12]基于企业问卷调查后发现，命令控制型环境规制和经济激励型环境规制均有效地促进高端制造企业的绿色创新行为，进而促进其绿色转型。综上所述，大量国内外学者探讨了环境规制对企业绿色转型的影响，关注焦点在于环境政策的制定环节，往往忽视了环境政策的执行环节。

发达国家对政策的关注聚焦于政策制定过程，政策制定代表着各方利益团体博弈的结束，政策执行一般不会存在较大的困难[13]。但在中国政策制定往往只是各方利益团体博弈的开始，政策执行才是真正的难点和痛点[14]。从纵向来看，中国政策制定往往由中央政府负责，形成了党领导下的政策制定机制。从横向来看，各方利益团体的目标与期望可能存在不一致甚至矛盾的现象，因此中国政策制定往往呈现层级性与多属性的特征[15]。政策制定的层级性是指在中央政府制定整体目标，地方政府结合自身利益制定更适合地方的具体目标，表现出“条条”特征。政策执行的多属性是指一项大型政策的执行往往需要政府不同职能部门的参与、协同和配合，表现出“块块”特征。政策制定的“条条”特征可能会产生政策执行与政策制定的初衷有偏差或相距甚远的问题，“块块”特征可能会产生政府不同职能部门不能协同执行而导致的孤岛现象。政策执行中的条块分割问题产生的原因可概括为三个方面，即利益主体、政策缺陷、体制张力。在利益主体的逻辑框架下，政策执行过程中的条块分割问题，是由地方政府的自身利益动机引起的。在相关条件允许下，地方政府为了维护自身利益选择性地、象征性地执行政策[16]。在政策缺陷的逻辑框架下，政策执行难的问题归因于国家政策质量不高，表现出政策内容不清、政策目标模糊、政策刚性高等，地方政府往往是选择不执行或者消极执行，违背政策制定的初衷[17]。在体制张力的逻辑框架下，体制的内在张力导致政策制定与执行之间的矛盾，源于上层决策与基层需求之间的矛盾，导致政策选择性执行问题[18]。在这样的利益、政策、体制下，中国政策执行存在严重的执行不严、执行不足问题，而环境政策执行问题更加严重。

中国目前已制定并颁布实施环境方面的法律数量超过20多部，法规条例数量超过40个，标准超过500个，规范性文件超过600个[19]。环境政策所涉及的领域和标准已接近发达国家水平，但环境政策的执行不严、宽松执法问题表现更为突出。排污费制度执行就是典型例证，由于地方政府的自我保护主义、执行监管的缺失等原因，使得延期收款、违规减免等执法不严、宽松执法现象层出不穷，导致排污费开单金额与实际入库金额相差悬殊[20]。与其他政策执法问题相比，环境政策的执法问题存在其特殊性，主要表现在：首先，环境政策的执行监管不力，技术水平尚未达到全面监管的要求，中央不能有效地监管地方环境绩效，也缺乏相应的问责机制[21]；其次，地方政府的自我利益保护主义，为了实现地区经济高增长，地方政府往往牺牲一部分环境效益，表现为环境政策执行中执行不严、宽松执法、延期执法等现象[16]；再次，环境政策执行中的正向激励不足，环境政策执行中往往会牺牲一部分经济利益，在现有的考核框架下难以有效地执行环境政策[22]。环境政策执行不严、宽松执法直接导致环境政策难以有效发挥其作用。包群等(2013)[1]研究发现，环境政策制定不能有效地降低污染排放，只有当环境政策制定与环境执法结合起来，环境政策才能够显著地抑制地区污染排放。

破解环境执法不严、宽松执法问题的关键在于建立和完善中国环境保护督察体系。2015年7月《环境保护督察方案(试行)》审议通过，标志着环境保护督察制度正式建立。区域环保督查中心正式更名为环保督察局，作为生态环境部外派的区域督查机构，是打破地方利益保护主义、加强中央对地方环保监察的核心环节[23]。环保约谈制度作为中国环保督查的重要载体，推动和督促地方环境执法的完善[24]。2014年5月16日《环境保护部约谈暂行办法》颁布和实施后，2014年共约谈了湖南省衡阳市、河南省安阳市等六个地区，2015年共约谈了吉林省长春市、河北省沧州市等十八个地区，2016年共约谈了山西省长治市、安徽省安庆市等八个地区。环保约谈制度已然成为中国环保督察的新常态，有效地监督地方政府及其环保部门的环境执法。沈洪涛和周艳坤(2017)[2]基于环保约谈发生前后的季度数据，研究环保约谈对企业环境绩效的影响后发现，与未进行环保约谈地区企业相比，环保约谈有效地促进被约谈地区企业的环境绩效，即环保约谈有效地抑制被约谈地区企业的排污总量和排污浓度。但从长期来看，以环保约谈为载体的环境执法监督如何影响企业绿色转型，可以概括为两个方面，即规制效应和震慑效应。

第一，环境执法监督提高地方环境执法水平，促进企业绿色转型，呈现规制效应。规制效应的理论基础源于合法性理论，Suchman(1995)[25]认为，组织合法性是指企业行为是否符合利益相关者所认可的规范、价值、信念、定义。对环境政策来说，企业为了满足环境制度形成一种规范、信念、价值观、定义，企业需要采取某种行动或者改变以融入环境制度中去[26]。当地区被环保约谈后，地方政府及环保部门加大环境执法力度，主要表现在两个方面：其一，地方政府及环保部门会对企业施加更大压力[23]，执行更严格的环境政策，提高环境规制强度，此时政府的环境责任与企业的环境责任通过环境政策的联结机制捆绑在一起；其二，其他利益相关者知悉环保约谈事件后，更加关注该地区环境问题，期望该地区环境质量能够得到改善，此时其他利益相关者的环境预期与企业的环境责任通过隐性契约联结在一起。企业为了满足政府和其他利益相关者的合法性要求，采取暂时关停、购买临时设备等暂时性措施，短期内实现节能减排，但无法满足长期合法性的要求，长期来看是不经济的[27]。因此在规制效应的作用下，企业会选择进行绿色转型，获得转型补偿效应，抵消组织合法性的遵循成本和绿色转型成本。

第二，环境执法监督震慑地方环境执法力度，促进企业绿色转型，呈现震慑效应。震慑效应的理论基础源于震慑理论，1996年，哈伦·厄尔曼和小詹姆斯·韦德认为：利用信息、技术、活力等军事力量上的不对称优势，采取突然、迅速的作战行动，对敌实施精确打击，在心理上产生强烈的震慑效果，彻底摧毁敌方的抵抗意志[28]。震慑理论，在军事、食品安全、政企合谋、反腐败等方面应用广泛[29]，也适用于环境政策执行。当地方环保执法不力时，中央利用环保督查所获得的信息、渠道、公信力等力量上的不对称优势，采取突然、快速的行政手段，对地方政府及其环保部门的环境执行问题症结进行精准打击，使之在心理上产生强烈的震慑作用，达到环境政策制定初衷所要达到的效果。当环保部针对环保问题与地方政府及其环保部门进行约谈时，实质就是中央对地方执行环境政策不严、宽松执法的问责，也是中央对地方企业环境污染的质询[2,24]，震慑地方政府以及企业采取暂时性措施规避环境规制的心理，促使企业进行绿色转型，实现长期的环境绩效。

综上分析，环境执法监督凭借规制效应和震慑效应，规制和震慑地方环境执法，显著地促进企业绿色转型。本文提出研究假设：

环境执法监督显著地促进企业绿色转型，即与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被环保约谈地区企业的绿色转型。

三、 研究设计

(一) 样本选取与数据来源

考虑到数据的要求和获得性，本文将2014和2015年发生的环保约谈作为自然事件，选取2013年至2016年中国沪深A股工业行业上市公司为研究对象。工业行业的界定按照《国民经济行业分类》(GB/T4754-2011)和《上市公司行业分类指引》(2012)，同时剔除ST、*ST、PT的样本，剔除相关变量数据缺失的样本。本文数据来源如下：(1)企业绿色转型。本文基于文本分析的方法构建企业绿色转型评级体系，搜集和整理上市公司在年度报告、社会责任报告、企业官网、企业微博、企业官方微信等渠道披露的信息，使用BP神经网络法赋权，衡量企业绿色转型。(2)环境执法监督。本文根据生态保护部的官方网站所披露的信息，手工搜集和整理2014年和2015年度环保约谈所涉及的地区。(3)控制变量。控制变量的数据均来自国泰安数据库。同时本文对连续变量均进行上下1%的缩尾处理。本文数据处理和分析均使用Stata15完成。

(二) 变量定义

1.企业绿色转型(GT)。借鉴中国社会科学院工业经济研究所(2011)[3]的概念内涵，本文基于文本分析的方法，从绿色文化转型、绿色战略转型、绿色创新转型、绿色投入转型、绿色生产转型和绿色排放转型六个维度，构建企业绿色转型评价体系，使用BP神经网络法赋权[30]，加权得到企业绿色转型综合指标，衡量企业绿色转型，其中：绿色文化转型包括管理层和员工绿色转型理念，绿色战略转型包括环境管理体系认证、环境教育与培训、环境审计与鉴证、投资环保类企业、并购重组环保类企业，绿色创新转型包括研发人员占比、研发投入占比、专利申请数、无形资产占比，绿色投入转型包括绿色原材料投入比例、绿色能源使用比例、人力资源节约比例，绿色生产转型包括原材料利用率、机器设备产出效率、能源减少效率、废弃物处置效率，绿色排放转型包括废气、废水、固体废物与碳排放的减少率。

2.环境执法监督(Treat、After)。借鉴沈洪涛和周艳坤(2017)[2]的研究方法，使用环境约谈这一外生事件衡量环境执法监督，同时考虑模型设定要求和数据可得性，本文只考虑2014年和2015年环保约谈情况，不考虑2016年及以后的环保约谈事件的影响。因此结合双重差分模型(DID)的要求，构建空间虚拟变量和时间虚拟变量及其交互项，其中：空间虚拟变量(Treat)代表若企业所在省(市)被环保约谈，赋值1，否则为0；时间虚拟变量(After)代表若年度属于被环保约谈当年及以后年度，赋值1，否则为0；交互项(Treat×After)代表空间虚拟变量与时间虚拟变量之间的交乘项。

3.控制变量(CVs)。借鉴Li等(2016)[31]的研究，本文控制如下变量：企业规模(Size)，即企业资产总额的自然对数；财务杠杆(Lev)，即负债总额占资产总额的比重；资产报酬率(Roa)，即企业净利润占平均资产总额的比重；现金持有量(Cash)，即企业货币资金与交易性金融资产之和占资产总额的比重；股权性质(State)，即若企业国有控股，取1，否则取0；两权分离率(Sep)，即企业实际控制人拥有上市公司控制权与所有权之差；董事会规模(Bsize)，即企业董事会人数的自然对数；独立董事比例(Indep)，即独立董事人数占董事会人数的比重；两职合一(Dual)，即若企业董事长和总经理不由一人兼任时，取1，否则取0；年度效应(Year)，即年度虚拟变量；行业效应(Ind)，即行业虚拟变量。

(三) 模型设定

为了考察环境执法监督对企业绿色转型的影响，构建双重差分模型，如模型(1)所示。本文重点关注交互项Treat×After的系数，若其系数为正数并通过显著性检验，说明环境执法监督显著地促进企业绿色转型，即与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被约谈地区企业的绿色转型。

(1)

四、 实证分析

(一) 描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表1所示。企业绿色转型(GT)的平均值为1.267，中位数为0.826，最小值为0.000，最大值为3.657，标准差为0.979，表明企业绿色转型存在一定的差异性，最小值与最大值相差较大。空间虚拟变量(Treat)的平均值为0.444，表明约有44.4%的企业处于被环保约谈地区，约有55.6%的企业处于未被环保约谈地区。时间虚拟变量(After)的平均值为0.441，表明被环保约谈前后企业数量大致相等，较好地满足双重差分模型的要求。交互项(Treat×After)的平均值为0.211，说明被环保约谈地区且隶属于环保约谈发生当年及次年的企业约占总样本的21.1%。同时除企业规模(Size)、两权分离率(Sep)的标准差大于1.000之外，其他控制变量的标准差均小于1.000，说明控制变量总体上波动幅度较小。

表1 描述性统计

(二) 环境执法监督与企业绿色转型

表2 环境执法监督与企业绿色转型

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内代表t值。

为了更加细致地考察环境执法监督对企业绿色转型的影响，本文分别从整体考虑2014年和2015年环保约谈的综合情况，单独考虑2014年环保约谈的情况，单独考虑2015年环保约谈的情况三个维度进行实证检验，环境执法监督与企业绿色转型的回归结果如表2所示。第(1)列结果显示，交互项(Treat×After)的系数为正且通过显著性检验，说明环境执法监督显著地促进企业绿色转型，即与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被环保约谈地区企业的绿色转型。第(2)列结果显示，交互项(Treat×After)的系数为正，且通过显著性检验，上述结论依然成立。第(3)列结果显示，交互项(Treat×After)的系数为正，且通过显著性检验，上述结论依然成立。以上结果均说明环境执法监督显著地促进企业绿色转型，换言之，与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被环保约谈地区企业的绿色转型。正如理论分析，环保约谈作为环境执法监督水平变化的转折点，通过发挥规制效应和震慑效应，提高被约谈地区企业的绿色转型水平。因此本文主假设得证。

(三)环境执法监督对企业绿色转型影响的动态效应分析

为了进一步分析环境执法监督对企业绿色转型的影响，构建动态效应分析模型，如模型(2)所示。

GTit=α0+α1Treatit+α2Afterit+α3Before1it+α4Currentit+

(2)

其中，Before1代表被环保约谈且隶属于被环保约谈前一年；Current代表被环保约谈且隶属于被环保约谈当年；After1代表被环保约谈且隶属于被环保约谈次年。

表3 环境执法监督对企业绿色转型影响的动态效应

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内为t值。

环境执法监督对企业绿色转型影响的动态效应回归结果如表3所示。列(1)报告了综合情况下的动态效应回归结果，Current的系数为正，但不显著，After1的系数显著为正。列(2)报告了仅考虑2014年环境约谈情况下的动态效应回归结果，Current的系数为正，但不显著，After1的系数显著为正。列(2)报告了仅考虑2015年环境约谈情况下的动态效应回归结果，Current的系数为正，但不显著，After1的系数显著为正。结果表明，环境执法监督对企业绿色转型的正向促进作用主要体现在环保约谈发生后的次年中，而环境约谈发生的当年并不显著。经过分析后本文发现，环保约谈发生当年，环境执法监督会对被环保约谈地区形成规制效应和震慑效应，但这种效应的发挥需要给予企业一定的反应时间，致使环境执法监督对企业绿色转型的正向促进作用在环保约谈发生当年并不显著，经过适当的调整、适应、部署时间，有效地体现在环保约谈发生次年。

(四) 环境执法监督对企业绿色转型影响的异质性分析

表4 环境执法监督与企业绿色转型：产权性质和企业规模

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内为t值。

1.产权性质、环境执法监督与企业绿色转型。环境执法监督对企业绿色转型的影响会受到产权性质的影响。为了验证不同产权性质下环境执法监督对企业绿色转型的影响是否存在差异，根据股权性质(State)将样本区分为国有企业和民营企业进行分组回归，产权性质的分组回归结果如表4所示。国有企业的交互项(Treat×After)的系数显著为正，说明环境执法监督有效地促进国有企业绿色转型。民营企业的交互项(Treat×After)的系数为正，但未通过显著性检验，说明环境执法监督未能显著地促进民营企业绿色转型。以上结果表明，环境执法监督有效地促进国有企业绿色转型，但环境执法监督未能显著地促进民营企业绿色转型。经过分析后本文发现，国有企业受到环境执法监督更强，且其负责人的考核往往会与国家政策执行、社会责任承担相挂钩，致使环境执法监督的企业绿色转型效应得以有效发挥。但民营企业可能并不会为了追求政治关联，迎合环境执法监督，积极地进行绿色转型。

2.企业规模、环境执法监督与企业绿色转型。环境执法监督对企业绿色转型的影响会受到企业规模的影响。为了验证不同企业规模下环境执法监督对企业绿色转型的影响是否存在差异，根据企业规模(Size)将样本区分为小规模企业和大规模企业进行分组回归，企业规模的分组回归结果如表4所示。小规模企业的交互项(Treat×After)的系数为正，但未通过显著性检验，说明环境执法监督未能显著地促进小规模企业绿色转型。大规模企业的交互项(Treat×After)的系数为正，且通过显著性检验，说明环境执法监督显著地促进大规模企业绿色转型。以上结果表明，环境执法监督有效地促进大规模企业绿色转型，但环境执法监督未能显著地促进小规模企业绿色转型。经过本文分析后发现，大规模企业利用其自身的技术优势，积极地响应环境执法监督，进行绿色转型，但小规模企业由于自身的能力劣势，响应环保约谈所带来的环境合法性压力不主动，因此并不会积极地进行绿色转型。

表5 环境执法监督与企业绿色转型：融资约束和行业特质

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内为t值。

3.融资约束、环境执法监督与企业绿色转型。环境执法监督对企业绿色转型的影响还会受到融资约束的影响。为了验证不同融资约束下环境执法监督对企业绿色转型的影响是否存在差异，借鉴Whited和Wu(2006)[32]提出测度企业融资约束程度的WW指数方法，根据企业融资约束程度(FC)将样本区分为低融资约束企业和高融资约束企业进行分组回归，融资约束的分组回归结果如表5所示。低融资约束企业的交互项(Treat×After)的系数为正，且通过显著性检验，说明环境执法监督显著地促进低融资约束企业绿色转型。高融资约束企业的交互项(Treat×After)的系数为正，但未通过显著性检验，说明环境执法监督未能显著地促进高融资约束企业绿色转型。以上结果表明，环境执法监督有效地促进低融资约束企业绿色转型，但环境执法监督未能有效地促进高融资约束企业绿色转型。经过分析后本文发现，高融资约束企业可能无法获得稳定、持续的资金支持，致使不能有效地响应环境执法监督，从而进行企业绿色转型，而低融资约束企业更有可能实现环境执法监督的企业绿色转型效应。

4.行业特质、环境执法监督与企业绿色转型。环境执法监督对企业绿色转型的影响还会受到行业特质的影响。为了验证不同行业特质下环境执法监督对企业绿色转型的影响是否存在差异，根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》(环办函[2008]373号)所界定的重污染行业分类，将样本区分为非重污染行业企业和重污染行业企业进行分组回归，行业特质的分组回归结果如表5所示。非重污染行业企业的交互项(Treat×After)的系数为正，但未通过显著性检验，说明环境执法监督未能显著地促进非重污染行业企业绿色转型。重污染行业企业的交互项(Treat×After)的系数为正，且通过显著性检验，说明环境执法监督有效地促进重污染行业企业绿色转型。以上结果表明，环境执法监督有效地促进重污染行业企业绿色转型，但环境执法监督未能有效地促进非重污染行业企业绿色转型。经过分析后本文发现，重污染行业企业所受到的政府监管更加严格，主动地迎合环境执法监督所带来的环境合法性压力上升，进行绿色转型，而非重污染行业企业受到的监管较弱，可能未能积极地进行绿色转型响应环境执法监督。

(五) 环境执法监督对企业绿色转型的作用渠道探索

正如前文分析，环境执法监督有效地促进企业绿色转型，即与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被环保约谈地区企业的绿色转型。进一步地，环境执法监督如何影响企业绿色转型？经过分析后本文发现，环境执法监督之所以正向促进企业绿色转型，主要通过发挥规制效应和震慑效应，进而作用于企业如下方面：第一，运营效率下降。当被环保约谈后，地方政府及环保部门加大环境执法力度，可能会采取暂时关闭涉案污染排放工厂、命令涉案企业进行整顿等措施，必然会对企业正常生产运营造成一定的影响，致使企业运营效率下降。第二，环境成本上升。当企业被环保约谈后，地方政府及环保部门加大环境执法力度，也可能会加强地方环境税的征收，使用环境税的手段施加环境合法性压力，达到长久的环境治理目的，逼迫企业绿色转型。第三，环保罚款提高。当企业被环保约谈后，地方政府及环保部门加大环境执法监督，可能会实施更严格的政府监管，对超标排放、乱排放等行为处以更重的环保罚款，促进企业绿色转型。

1.运营效率路径。为了验证运营效率路径是否成立，本文从存货周转率(ITR)和应收账款周转率(ARTR)两个维度测度运营效率，同时借鉴Baron和Kenny(1986)[33]的中介效应方法，构建模型(3)和模型(4)证明存货周转率维度，构建模型(5)和模型(6)证明应收账款周转率维度。

(3)

(4)

(5)

(6)

运营效率路径的回归结果如表6所示。列(2)结果显示，交互项对存货周转率的回归系数显著为负，表明环境执法监督显著地降低企业存货周转率。列(3)结果显示，存货周转率对企业绿色转型的回归系数显著为正，交互项对企业绿色转型的回归系数显著为正，且其系数小于列(1)。结果表明，存货周转率维度成立。同理应收账款周转率维度成立。因此运营效率路径成立，即环境执法监督通过降低企业运营效率进而促进企业绿色转型。

表6 运营效率路径

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内为t值。

2.环境成本路径。为了验证环境成本路径是否成立，本文使用环境税(ET)测度环境成本，环境税的衡量按照毕茜和于连超(2010)[27]和于连超等(2018)[34]的研究方法。同时借鉴Baron和Kenny(1986)[33]的中介效应方法，构建模型(7)和模型(8)。

(7)

(8)

环境成本路径的回归结果如表7所示。列(2)结果显示，交互项对环境税的回归系数显著为正，表明环境执法监督显著地提高企业环境成本。列(3)结果显示，环境税对企业绿色转型的回归系数显著为正，交互项对企业绿色转型的回归系数显著为正，且其系数小于列(1)。结果表明，环境执法监督提高企业环境成本，进而促进企业绿色转型。因此环境成本路径成立，即环境执法监督通过提高企业环境成本进而促进企业绿色转型。

表7 环境成本路径

注：由于环境税数据的缺失，致使环境成本路经的样本量与主回归样本量不同。

*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内为t值。

表8环保处罚路径

变量(1)(2)(3)GTEFGTconstant2.045∗∗8.394∗∗2.173∗∗∗(2.537)(2.177)(2.653)Treat-0.004-0.003-0.005(-0.375)(-0.369)(-0.416)Treat×After0.021∗∗0.100∗∗0.018∗∗(2.505)(2.048)(2.106)After0.0260.0150.027(0.542)(0.074)(0.534)EF0.015∗∗(2.473)CVs控制控制控制N135213521352Adj R20.3180.0580.320

注：由于环保处罚数据的缺失，致使环保处罚路经的样本量与主回归样本量不同。

*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平显著，括号内为t值。

3.环保处罚路径。为了验证环保罚款路径是否成立，本文使用环保罚款(EF)衡量环保处罚力度，环保罚款数据由财务报表附注中营业外支出的相关明细进行手工搜集整理所得(单位：万元)，取自然对数以符合正态分布假设。同时借鉴Baron和Kenny(1986)[33]的中介效应方法，构建模型(9)和模型(10)。

(9)

(10)

环保处罚路径的回归结果如表8所示。列(2)结果显示，交互项对企业环保罚款的回归系数显著为正，表明环境执法监督显著地提高企业环境处罚力度。列(3)结果显示，环保罚款对企业绿色转型的回归系数显著为正，交互项对企业绿色转型的回归系数显著为正，且其系数小于列(1)。结果说明，环境执法监督提高企业环保处罚力度，进而促进企业绿色转型。因此环境处罚路径成立，即环境执法监督通过提高企业环保处罚力度进而促进企业绿色转型。

(六) 稳健性检验

表9 倾向匹配得分法加双重差分法

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平,括号内为t值。

为了验证实证结果的稳健性，本文进行如下的稳健性测试：

1.倾向匹配得分法加双重差分法。第一步，被约谈地区与未被约谈地区的匹配。本文主要从固废、废气、废水、环境投资四个维度进行匹配。第二步，被约谈地区企业与未被约谈地区企业的匹配。根据所选取的控制变量进行第二次匹配。第三步，保留匹配后的控制组与实验组，重新进行回归，回归结果如表9所示。结果显示，环境执法监督显著地促进企业绿色转型，换言之，与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被环保约谈地区企业的绿色转型。在使用倾向匹配得分法加双重差分法后，研究结论依然成立。

2.安慰剂检验。第一，时间维度的安慰剂检验。假定2014年实际发生环保约谈事件的省份发生在2015年，2015年实际发生环保约谈事件的省份发生在2014年，由于以上事件并未实际发生，本文预期交互项的回归系数无法通过显著性检验，结果符合本文预期。第二，空间维度的安慰剂检验。假定2014年和2015年发生环保约谈的省份是随机的，使用随机数方法随机抽取2014年和2015年省份使其被环保约谈，重复1000次，每次均进行双重差分模型回归，记录下每次回归交互项的T值。结果显示，交互项显著为正和显著为负的频次为87，占总次数的8.7%，T值图近似服从正态分布，偏度不显著异于0，说明构造的空间维度的虚拟处理效应并不存在。

3.更换企业绿色转型的权重确定方法。正文中使用BP神经网络法确定权重，为了验证实证结果的稳健性，进一步地使用层次分析法确定权重，重新进行回归。

4.更换企业绿色转型的衡量方法。企业绿色转型的核心在于企业绿色创新，为了验证实证结果的稳健性，进一步地使用企业绿色创新近似衡量企业绿色转型，即企业绿色创新=ln(绿色专利申请量+1)，重新进行回归。

5.重新设定窗口期间。正文中设定窗口期间为[-1,+1]，为了验证实证结果的稳健性，进一步地扩大窗口期间，设定窗口期间为[-2,+1]，重新进行回归。

五、 结论、启示与展望

中央对地方的环境执法监督是中国环境治理的重要组成部分，环保约谈作为环境执法监督的重要载体，发挥着至关重要的作用。本文基于环保约谈这一准自然事件，以合法性理论和震慑理论为基础，实证检验了环境执法监督对企业绿色转型的影响及其机制。研究发现：第一，环境执法监督显著地促进企业绿色转型，即与未被环保约谈地区企业相比，环保约谈显著地促进被环保约谈地区企业的绿色转型；第二，环境执法监督对企业绿色转型的正向促进作用主要发生在被环保约谈的下一年；第三，环境执法监督对企业绿色转型的正向促进作用主要体现在国有企业、大规模企业、低融资约束企业、重污染行业企业中，未显著地体现在民营企业、小规模企业、高融资约束企业、非重污染行业企业中；第四，环境执法监督主要通过降低企业运营效率、提高企业环境成本、提高环保处罚力度，进而促进企业绿色转型。研究结论在使用PSM+DID、安慰剂检验、更换企业绿色转型的权重确定方法等一系列稳健性检验后依然成立。

本文结论在理论上丰富了环境执法监督微观经济后果研究和企业绿色转型影响因素研究的相关文献，在实践上为完善中国生态环境督察体系和推进经济高质量发展提供了重要的启示。第一，从中央角度来说，改革和完善生态环境督察体制。十八大之后，生态文明建设稳步推进，环境相关政策和法律法规不断地优化，但限于中央与政府的条块特征，环境政策的执行是重点和难点所在。日常环保督查和专项环保督查已然成为常态，但在执行的过程中，其频率、力度、程度均会影响环境执法监督的经济后果。因此就中央层面来说，进一步完善和改革生态环境督察体制，有效地督促地方企业绿色转型。第二，从地方角度来说，平衡经济效益、环境效益和社会效益，倒逼企业绿色转型，实现地区高质量发展。地方政府及其环保部门是环境执法的主体，进行角色转换，从大局出发，不是一味地追求经济增长的速度和总量，而是实现经济增长的高质量。因此就地方层面而言，应当有效地平衡经济效益、环境效益和社会效益，倒逼地方企业绿色转型。第三，从企业角度来说，建立健全绿色转型的激励机制和约束机制，积极地响应环境执法监督。面对环境执法监督所带来的运营效率下降、环境成本提高、环保处罚力度加大，企业应当从实际出发，积极地制定适合自身的绿色转型方案，进而提高运营效率、降低环境成本、降低环保处罚概率，塑造核心竞争力，实现自身可持续发展。

本文研究立足宏观环境政策与微观企业行为互动的视角，从环保约谈角度研究环境执法监督对企业绿色转型的影响及其机制，为后续研究提供了逻辑起点和理论架构。未来研究展望主要包括：第一，探讨不同的环境执法监督制度对企业行为的影响。环境执法监督不仅包括环保约谈，还包括常态化的环保督查、专项环保检查等，进一步地探讨不同的环境执法监督制度如何影响企业行为及其影响机制。同时本文仅从企业绿色转型角度探讨环境执法监督的微观经济后果，未来可进一步地探讨其他微观企业经济后果。第二，探讨环境执法监督制度对企业行为影响的地区竞争效应。正是因为不同地区的环境执法监督力度和程度有所不同，企业决策也必然考虑环境执法监督制度的区域差异性,因此未来可进一步地从区域差异性视角探讨环境执法监督对企业行为的影响。第三，进一步地探讨企业绿色转型的驱动因素。在高质量发展推进过程中，如何驱动企业绿色转型至关重要。本文基于文本分析的视角，构建企业绿色转型的综合评价体系，为定量化研究企业绿色转型的影响因素提供了有益的探索，未来可进一步地探讨企业绿色转型的驱动因素。