中国上市环保核查制度改革的效果及影响因素

孔粒 芮明杰 罗云辉

摘要 环境规制改革是实现国家治理体系和治理能力现代化在环境监管领域的着力点，对于全面实现生态文明建设、有效改善地方环境规制失灵问题具有重要意义。为此，原环境保护部于2014年对上市环保核查制度进行改革调整。该研究以此为准自然实验，基于2012—2017年我国沪深A股上市公司数据，采用双重差分模型验证新环境规制能否提升重污染企业环境责任表现，并从地方环境监管主体的角度运用三重差分模型探究影响改革效果的因素。研究发现：环保核查制度改革后，相比其他企业，重污染企业的环境表现显著改善。通过促使重污染企业承担环境责任，该制度也推动了当地环境质量的好转，体现为省份工业废水化学需氧量、工业二氧化硫排放量和PM2.5年均浓度分别下降1 290、12 170 t和0.848 μg/m3。进一步分析發现：在地方政府更重视环境保护、对环保配置更多资源的地区，以及在法制环境和媒体发展更健全完善的地区，制度改革效果更好。研究结论表明，地方政府能否履行环境监管职责取决于规制机构的目标偏好和行为逻辑以及第三方监督机制。重视可持续发展的地方政府能够促进当地企业环境治理责任意识的增强，而正式的环境规制能否发挥作用，与当地法制建设和媒体发展等非正式制度环境紧密相关。这为我国环境规制体系变革的有效性提供了经验证据，也为进一步增强地方政府环境监管职能提供有益启示。据此，从提高企业对绿色发展的认识和实践、提高地方政府的环保偏好和监管水平、提高公民的环境意识和参与能力三个方面提出相关政策建议。

关键词 环境规制改革;环保核查制度;企业环境责任;地方政府环境目标与策略;第三方监督

中图分类号 F270

文献标识码 A  文章编号 1002-2104（2021）04-0086-10  DOI：10.12062/cpre.20201002

自2012年党的十八大做出“大力推进生态文明建设”的战略部署以来，我国出台了一系列新的环境法规和执法机制，旨在加强环境监管、解决环境规制失灵问题。在此背景下，原环境保护部于2014年下半年改革调整上市环保核查制度，使得环境规制的主体和方式均发生巨大变化。环境管理模式从以审批发证为主转向加强事中事后监管，并且引入其他主体的参与，以构建共治的生态环境保护格局。

现有文献中关于我国环境规制体系变革效果的研究主要考察对宏观经济增长和环境质量[1-2]、受规制行业竞争力和生产率[3-4]以及企业经营战略和财务绩效的影响[5-6]。上述实证研究较少涉及企业环境行为，而从上市环保核查制度改革的视角展开则更为缺乏。此外，已有研究在分析环境规制政策对企业行为绩效的影响时，通常聚焦于企业层面的影响因素，较少从地区层面考虑有哪些因素影响地方政府对新规制的执行进而影响改革效果。

鉴于此，将上市环保核查改革这一外生事件作为准自然实验，从环境规制机构主体的角度评估环境规制改革效果，考察其对上市公司企业环境行为的影响。该研究围绕地方政府的目标函数、行为逻辑和外在约束思考新环境规制政策实施效果的影响因素，可对上市环保核查制度的实证研究进行补充，也可为其他环境规制制度改革的有效实施提供经验启示。当前我国环境治理正从地方规制失灵阶段转变为全面严格监管阶段，对环境规制改革效果的评估将有助于深刻理解环境规制体系改革的意义以及为如何提升地方政府环境监管水平提供政策建议。

1 政策背景与理论假说

企业是经济发展的重要力量，但同时也是环境污染的主导因素。改革开放四十年来，我国工业产出加速增长，一跃成为世界第二大经济体。然而，经济增长奇迹的背后是巨大的环境代价，自然生态和公众健康均受到严重损害。我国政府从20世纪70年代开始制定和实施一整套环境制度、法规和计划体系，针对上市公司的环境规制政策主要是上市环保核查制度。

上市公司作为我国企业的典型代表，其环境责任表现能够反映先进企业对环境治理的重视程度和管理水平。为了规范上市公司的环境管理行为，避免因环境污染问题带来投资风险，并对制造业企业起到引领作用，原国家环境保护总局于2003年正式出台上市环保核查制度，规定计划上市或再融资的重污染行业公司在提请证监会进行审核前，必须取得地方环保部门和国务院环保部门的环保核查审核意见。虽然上市环保核查在促进相关企业加强环保工作方面发挥了一定作用，但在实践中屡屡出现地方政府“非完全执行”的环境规制失灵现象[7-9]。

首先，地方核查门槛普遍偏低，与中央存在很大差距。在通过地方环保核查的公司中，只有不到50%的公司能够顺利通过环保部审核。为此原环境保护部先后发布多个通知文件（表1），要求地方政府在执行环保核查时进一步规范监督管理工作，加强对企业环保违法行为的排查整治。其次，行政权力的过分干预致使环保核查工作流于形式，由此产生的后果是企业环境行为不当，甚至引发严重污染事故。比如顺利通过核查的马钢股份后来被查出多次超标排污，紫金矿业在核查时存在违法情形却未及时整改，为2010年的汀江重大环境事故埋下隐患[10]。

2014年10月原环境保护部对上市环保核查制度做出改革调整（环发〔2014〕149号），核心是从事前宽松审批变成事后严格监管，主要分为三个方面：首先，取消对重污染行业公司上市和再融资之前的环保核查;其次，加强地方环保部门对重污染行业上市公司的日常环保监管;最后，增强环境保护的外部参与力量，强化企业作为环境治理主体的责任意识。这项改革使得地方政府从运动员和审判员的双重身份中脱离，保证了规制执行的独立性。同时，市场机制和社会力量的引入可以更好地监督地方政府履行新的环境规制。

对重污染行业的上市公司而言，上市环保核查制度改革简化了行政审批程序，能够给予企业更大的经营自由，不过这种下放的权利需要企业履行等价义务——主动承担环境保护的责任。在原有制度下，环保核查只是融资的前置条件，排污企业治理环境的意识不强，对环境管理的关注程度不够。在新制度下，环保监管贯穿于上市公司运营的全过程，对企业日常环保工作提出了更高要求。通过加大对环境保护活动的投入，比如购置使用减排设施、开发清洁生产技术、改良污染物处理工艺等，企业的环境绩效逐渐改善，环境责任表现取得显著提升。由此提出第一个假说。

假设1：环保核查制度改革后，重污染行业上市公司的环境表现有所改善。

从重事前审批变为重事后监管，我国对于上市公司环境规制的方式发生了巨大的转变。根据新制度经济学的路径依赖理论，旧制度中的利益集团约束和运行成本增加了实行新制度的转换成本，进而对新旧制度更替的效果产生负面影响[11]。上市环保核查作为一项由中央制定、地方执行的环境规制，新的环境规制能否得到有效执行和落实，地方政府起到关键性作用，其内在激励、资源配置和外部约束在很大程度上决定了地方政府实施新规制的转换成本，从而影响该制度变革的实际成效[12]。

首先，地方政府实施新规制的内在激励不同。新的环境规制要求加强日常的监督管理，地方各级环保部门承担了比之前更多的环境监管职责。但不同地方政府有各自的执政目标，可能与环境监管相冲突，从而影响了新环境规制的实施效果。一些地区为了追求经济增长而纵容工业生产污染[13]，还有一些地区高度重视环境保护，制定相关法律法规、加大环境治理投资，致力于改善当地生态环境[14]。对于本身重视环保的地方政府而言，环保目标被赋予优先性，这项旨在加强环境监管的新制度与本地发展目标高度契合，地方政府有动力在其环境保护工作的基础上延续执行，因此执行新规制将会遭遇较小的阻碍，制度转换成本相对较低，预期改革效果较好。基于此，提出第二个假设。

假设2：地方政府越重视环境保护，环保核查制度改革的效果越好。

其次，地方政府实施新规制的资源能力不同。如果事中事后监管跟不上改革需要，那么改革的目标将无法真正实现，甚至可能出现比之前更严重的规制失灵问题。为了履行事中事后的环境监管职责，地方政府环保部门需要具备较强的执行能力，而这与环保部门的人员、设备、经费等配置密切相关。如果规制机构在人财物上受到制约，将会因监管部门精力有限、人手不够、财力拮据而难以观测监督企业的环境不佳表现，也很难在具体的执行过程中保证客观独立性，继而引发新规制的失效[15]。因此，具有更多环境管理资源的地方政府，能够履行更多数量的任务和职责，满足新规制对环保部门执法能力的要求，因此实施新规制的运行成本较低，制度转换成本相对较低，预期改革效果较好。基于上述分析，提出第三个假说。

假设3：地方政府用于环境管理的行政资源越多，环保核查制度改革的效果越好。

最后，地方政府实施新规制受到的外部约束不同。在制度变迁后，正式制度安排的实施能否持续稳定地产生效果，还受到非正式制度环境的制约。新的环境规制强调引入市场机制和社会力量，正是为了借助监管机构以外其他主体的作用，充分调动地方政府履行环境监管职责的执政效能，促进环境监管转型改革的有效实施[16]。在非正式制度中，公众参与是推动环境保护的关键力量，而完善的法治建设与媒体传播能够促进公众对地方政府的有效监督[17]。一方面，成熟的司法体系和完备的法律服务为民众提供了保护自身权益的法律武器。另一方面，先进的现代媒体技术和平台则为公民构建了多样的發声渠道以表达个人诉求。这些外部环境的不断发展有助于社会公众实现对生态环境保护的追求[14，18]。因此，地区法制环境和媒体环境越发达，公众对于政府实施新环境规制的监督力量越强，越能削弱新旧制度的转换成本，因此产生更好的改革效果。据此提出第四个假说。

假设4：在法制环境越完善的地区，环保核查制度改革效果越好;在媒体环境越完善的地区，环保核查制度改革效果越好。

图1显示了研究假设之间的关系。

2 研究设计

2.1 样本选择与模型设定

由于改革时点为2014年10月，因此将2015年作为政策时点，选取2012—2017年沪深 A 股上市公司为研究样本。又因上市环保核查制度针对重污染行业，故将2015年及之后的重污染行业上市公司作为处理组。重污染行业按照《关于印发<上市公司环保核查行业分类管理名录>的通知》（环办函〔2008〕373号）认定，包括冶金、化工、石化、煤炭、火电、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业。上市公司当年的企业社会责任报告（或环境责任报告）通常在下一年发布，因此以2013—2018年发布过企业社会责任报告（或环境责任报告）的沪深A股上市公司为研究样本，对其进行如下处理：删除金融证券业的公司;删除 ST 或*ST 的企业;剔除部分变量（比如总资产、营业总收入）缺失的样本;对连续型变量在 1% 和 99% 分位数上进行缩尾处理，最终获得包含851家上市公司的3 969个公司年度观测值。上市公司的财务数据来自国泰安数据库（China Stock Market and Accounting Research Database， CSMAR），股权性质数据来自中国研究数据服务平台（Chinese Research Data Services， CNRDS），环境绩效数据来自润灵环球责任评级公司（Rankins CSR Ratings， RKS），该评级公司提供了沪深A股上市公司2018年及以前年度企业社会责任报告环境管理活动的详细评分。数据处理和假设检验采用 Stata15.0 软件完成。

以2014年10月上市环保核查制度改革作为准自然实验，采用双重差分模型（Difference-in-Difference， DID）进行估计，可有效缓解内生性问题的干扰。参考涂正革等[2]研究，设定基准模型（1）：

EIDi，t=β0+β1 Treati，t+βX+ Yeart + Firmi +εi，t （1）

其中，i、t 分别表示企业和年度， EIDi，t表示在t年企业i的环境责任表现，Treati，t表示在t年企业i是否受到上市环保核查制度改革冲击的影响，由于改革时点为2015年，受到该冲击影响的上市公司均为重污染行业，因此在2015年及之后的重污染行业上市公司的Treati，t为1，反之为0。X表示控制变量，详细定义见表1。Firmi表示企业固定效应，Yeart表示年份固定效应，εi，t表示随机扰动项。论文主要关注Treati，t的估计系数β1，如果显著为正，则假设1得到支持。

为了探究地方政府的异质性特征对环保核查制度改革效果的影响，在模型（1）的基础上引入调节变量，建立了三重差分模型（2）：

EIDi，t=β0 + β1 Zit×Treatit+β2 Zit+β3 Treatit +βX+ Yeart + Firmi +εi，t（2）

其中，Zit 表示调节变量，被解释变量和控制变量与模型（1）保持一致，同样控制了年度和企业的固定效应。此时关注的核心是Zit ×Treatit 的估计系数β1（如果Zit 是连续型变量，则先进行标准化再交乘），探讨地方政府不同情形下制度改革效果的差异，以此对假设2—假设4进行验证。在所有回归中均采用经过公司层面聚类调整的稳健标准误，以排除潜在的异方差与序列相关问题对结果的干扰。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

许多研究使用公开自愿环境披露来衡量企业的环境责任[19]。这种方法能够可靠、透明、有效地衡量企业的环境责任，被认为是在我国获取全面衡量企业环境责任的最佳方法[20]。参照前人研究[21-22]，获取润灵环球责任评级公司针对上市公司企业社会责任报告中环境管理活动的评分来度量企业环境表现（EID），并根据手工收集的企业社会责任报告对该评分进行交叉验证。润灵评级公司从四个方面共计14个子维度对企业环境管理活动进行评估打分，最终得分是0～100的加权平均值。

2.2.2 解释变量

论文构建了虚拟变量Treat，表示企业是否属于处理组（2015年及之后的重污染行业上市公司）。通过观察其系数是否显著为正来检验假设1是否成立，即制度变革后污染行业上市公司的环境表现是否显著变好。

区域层面的解释变量包括地方政府环保偏好（Environmental Preference）、地方政府环保资源（GOV、Staff、Monitor）、法制发展水平（Legal）和媒体发展水平（Media）。

为了度量地方政府环保偏好（Environmental Preference），参照Luo等[22]和Chen等[23]的研究，基于对地方政府“五年规划”的文本分析构建合适的测度指标。由于各省政府出台“十三五”规划的时间为2016年，与改革政策时点2015年较为接近，因此根据各省政府“十三五”规划的具体内容构建两个指标。第一个指标是哑变量，具体做法是逐字逐句阅读省级政府“十三五”规划中设置的发展目标，主要看第一段（描述总体发展目标和经济发展目标），如果出现了“绿色，生态，可持续发展，环保，环境，能耗，污染，减排”等词语，则认为当地政府的发展导向是在经济增长的过程中重视环境保护和可持续发展，将该变量赋值为1，否则为0。第二个指标是连续型变量，具体做法是在各省“十三五”时期经济社会发展主要指标表中，计算与环境相关的指标数占所有指标总数的比值，比值越大，说明当地越注重环境保护问题。

为了度量地方政府環保资源，采用各省环境保护预算支出取对数值（GOV）、各省环保系统总人数取对数值（Staff）、各省环保部门稳定联网的SO2自动监控设备数（Monitor）三个指标，表示地方政府为履行环境保护承诺而长期建立的机构能力[24-25]。数据来源于相应年度的《中国环境统计年鉴》《中国环境年鉴》。

为了衡量地区法制发展水平，构建哑变量Legal，表示是否为法制完善地区。采用王小鲁等[26]编写的《中国分省份市场化指数报告（2016）》中的法律制度发展子指数，该指数反映了当地司法系统的有效性和公共行政的效率[27]。首先计算出法制发展指数的全国平均值，如果各省指数高于该均值，则赋值为1，否则为0。为了衡量媒体发展水平，构建哑变量Media，表示是否为媒体发达地区。参考文献[18]，采用人民日报出版的《中国媒体发展指数（2012）》，该指数反映了各省媒体公司的私有化和商业化程度。首先分别计算出媒体发展指数的全国平均值，如果各省指数高于该均值，则赋值为1，否则为0。

2.2.3 控制变量

参考崔广慧和姜英兵[28]的研究，设定企业层面的控制变量，包括员工规模（Lgemp）、偿债能力（Debt）、成长能力（Growth）、现金流量（Cash）、管理水平（Cost）、产权性质（SOE）。此外，还控制了公司固定效应和年度固定效应。具体的变量定义见表2。

2.3 描述性统计与相关性分析

表3列出了主要变量的描述性统计。企业环境表现（EID）的均值和标准差分别为40.011和11.457。处理组（Treat）样本占比仅为7.3%。国有企业（SOE）占比为60.61%，反映了发布CSR报告的上市公司主要为国有控股企业。

在回归之前要先进行各变量之间的Pearson相关性分析。由表4可知，各解释变量之间的相关系数较小，基本不超过 0.2。通过计算方差膨胀因子（VIF），发现单个变量的VIF均低于4，关键变量的平均VIF低于2，表明不存在多重共线性问题。

3 实证结果分析

3.1 环保核查制度改革与企业环境责任表现

首先运用双重差分模型（1）探讨上市环保核查制度改革对上市公司环境责任表现的影响，结果见表5。（1）列只控制了年度和企业固定效应，结果显示Treat 的估计系数为0.284，在1%水平上显著。（2）列进一步考虑了公司层面的控制变量，Treat 的估计系数为0.654，在1% 水平上显著，结论未发生实质性变化。上述结果显示假设1得到支持，在环保核查制度改革后，重污染企业的环境责任表现显著改善。

3.2 地方政府环保偏好对制度改革效果的影响

随着新的环境规制体系在不断调整，作为执行主体的地方政府可能存在不同的目标和行为逻辑，这将会影响改革过程中地方政府能否全面有效地履行新职能。因此有必要对地方政府的激励与约束条件进行分析，考虑不同情况下对制度变革的效果造成怎样的影响。进一步引入地区特征变量与政策效应的交互项，运用三重差分模型（2）探讨在地方政府不同情形下制度改革效果的差异。

首先探究地方政府环保偏好对环保核查制度改革的影响，回归结果见表6。在（1）列中，采用各省“十三五”规划中发展目标的环保导向来衡量地方政府环保偏好，结果显示Environmental Preference×Treat 的估计系数为1.503，且在10%水平上显著。在（2）列中，采用各省“十三五”经济社会发展指标表中与环境相关的指标数占所有指标数的比值来衡量地方政府环保偏好，结果显示Environmental Preference×Treat的估计系数为1.123，且在1%水平上显

著。总体来看，Environmental Preference×Treat的系数估计值都至少在10%的水平上显著为正，说明在地方政府更重视环境保护的地区，当环保核查制度改革后，重污染行业上市公司的环境责任表现相对更好，取得更佳的改革效果。因此，假设2得到支持。

3.3 地方政府环境管理资源对制度改革效果的影响

接下来考察地方政府环境保护资源能力的差异是否会影响改革效果，回归结果见表7。

在（1）列中，采用各省环境保护预算支出（GOV）来衡量地方政府环保经费配置，结果显示GOV×Treat 的估计系数为0.483，且在5% 水平上显著。在（2）列中，采用各省环保系统总人数（Staff）来衡量地方政府环保人员配置，结果显示Staff×Treat 的估计系数为0.842，且在1% 水平上显著。在（3）列中，采用各省环保部门稳定联网的SO2自动监控设备数（Monitor）来衡量地方政府设备配置。括号内为经过稳健标准误修正后的t值。

SO2自动监控设备数（Monitor）来衡量地方政府设备配置，结果显示Monitor×Treat 的估计系数为0.513，且在10%水平上显著。总体来看，三乘差分项的系数估计值都至少在10%的水平上显著为正，说明在地方政府对环境保护提供更多资源支持的地区，当环保核查制度改革后，重污染行业上市公司的环境责任表现相对更好，取得更佳的改革效果。因此，假设3得到支持。

3.4 非正式制度发展水平对制度改革效果的影响

进一步地，探究在不同的法制发展水平和媒体发展水平下，环保核查制度的改革效果是否存在显著差异，回归结果见表8。

在（1）列中，Legal×Treat 的估计系数为1.728，在1% 水平上显著为正，这说明在法律制度较为完善的地区，当环保核查制度改革后，重污染行业上市公司的环境责任表现相对更好，取得更佳的改革效果。在（2）列中，Media×Treat的估计系数为1.189，在1%水平上显著为正，这说明在媒体发展较为发达的地区，当环保核查制度改革后，重污染行业上市公司的环境责任表现相对更好，取得更佳的改革效果。因此，假设4得到支持。

3.5 稳健性检验

为了保证结论的可靠性，从以下几个方面进行了稳健性检验：①平行趋势检验。运用双重差分模型的一个重要前提是平行趋势假设成立，即双重差分模型（1）变量Treat的回归系数β1应当在制度改革前围绕0轴波动，在制度改革后显著为正。图 2绘制了β1的估计结果，可以看出：在制度改革前系数β1的确在0附近波动而在改革后显著为正，说明处理组和控制组在政策实施之前并无显著差异，二者可以进行比较，满足平行趋势检验。②反事实检验。具体做法是将政策冲击时间提前至2014年，同样采用双重差分模型（1），如果解释变量Treat的系数仍然显著，则说明存在环保核查改革以外的其他因素影响企业环境责任表现。根据表9（1）列的回归结果可知，Treat的系数并不显著，证明了不存在其他随机因素影响实证结果，由此保证了改革政策时点的随机性。③对行业污染属性指标进行重新定义，以确保政策识别效果更为干净。《关于进一步规范重污染行业生产经营公司申请上市或再融资环境保护核查工作的通知》规定，在重污染行业上市公司中，火力发电、钢铁、水泥、电解铝行业的企业由国家环保部门进行环保核查，其他污染企业则由地方环保部门进行环保核查。由于上市环保核查制度改革主要针对地方环保部门的核查环节做出调整，因此将研究期间属于火力发电、钢铁、水泥、电解铝行业的样本剔除，对双重差分模型（1）重新回归，结果见表9的（2）列。可以看到，Treat的系数显著为正，与前述结论保持一致。④选择被解释变量的其他指标进行回归分析。参考刘柏和卢家锐[29]的研究结果，采用和讯网公布的企业环境责任评分代替润灵评级公司给出的企业环境表现评分（EID），对双重差分模型（1）进行回归。根据表9的（3）列，Treat的系数依然显著为正，表明研究结论的稳健性。⑤企业异质性分析。面对环境规制改革，不同规模和所有制的企业可能会产生差异反应。按行业与年度标准，将企业规模（Lgemp）高于中位数的样本划分为高低两组，根据哑变量SOE的取值将样本分为

图2 平行趋势检验国企和非国企两组，对双重差分模型（1）的分组回归结果见表9（4）列和（5）列。无论是按照企业规模还是所有制性质分组，Treat的系数均显著为正，表明上市环保核查制度改革推动各类企业提升其环境责任表现，其中大企业和国有企业相对更明显。3.6 进一步分析：环保核查制度改革对地区环境质量的影响

在基準回归中，关注环保核查制度改革后重污染行业上市公司的环境表现是否显著改善，回归结果支持假设1。重污染行业，通常是地方的支柱产业，不仅规模大、员工多、产业关联广，而且在当地声名显赫[5]。从资源依赖观来看，这类企业拥有更多的资源和能力可以改变它们所处的环境[24]。进一步猜想，当这些企业更加积极主动地承担环境责任时，是否能够推动当地企业的集体绿色行动，从而产生对生态环境的正外部性呢？

为了验证环保核查制度改革是否提高了重污染企业所在地区的环境质量，将双重差分模型（1）的因变量换成企业所在地的环境污染指标，包括工业废水排放量对数值、工业废水中化学需氧量排放量、工业二氧化硫排放量、PM2.5年均浓度，数据均来自《中国环境统计年鉴》。其他变量保持不变，同样控制了年度和企业的固定效应。通过观察Treat 的估计系数是否显著为负，检验环保核查制度改革对地区环境质量的改善作用。

表10的回归结果显示，除了（1）列，（2）—（4） 列中Treat 的估计系数均显著为负。具体来看，（2）列中的Treat估计系数为-0.129，在5% 水平上显著为负;（3）列中的Treat估计系数为-1.217，在1% 水平上显著为负;（4）列中的Treat估计系数为-0.848，在1% 水平上显著为负。这表明在受到上市环保核查制度改革的冲击后，重污染企业所在地区的环境污染水平明显降低，体现为省级层面的工业废水化学需氧量排放总量、工业二氧化硫排放量和PM2.5年均浓度分别下降1 290 t、12 170 t和0.848μg/m3。这些发现与预期一致，即环保核查制度的变革通过促使重污染行业上市公司承担环境责任推动了地区环境质量的改善。

4 结论与政策建议

2012年党的十八大做出“大力推进生态文明建设”的战略决策，颁布了一系列环境政策法规，但在实践中仍然出现了地方政府“非完全执行”的现象[7]，对环境规制有效性和政府环境监管效能造成负面影响。在生态文明建设总目标的指引下，原环境保护部于2014年对上市公司环保核查制度进行改革。研究中以此作为准自然实验，基于2012—2017年我国A股上市公司数据，从企业环境责任视角探究环境规制改革的实施效果及其影响因素。研究发现：环保核查制度改革后，重污染行业上市公司环境表现显著改善，且促进所在地区的环境质量提升。上述结论并不因企业规模和所有制而产生明显变化，但大企业和国有企业环境行为受到的影响相对更大。进一步分析发现：在地方政府更重视环境保护的地区，制度改革效果更好;在地方政府对环保配置更多资源的地区，制度改革效果更好;在法制环境更完善、媒体发展更健全的地区，制度改革效果更好。

研究结果表明，地方政府能否履行环境监管职责取决于规制机构的目标偏好和行为逻辑以及第三方监督机制。重视可持续发展的地方政府能够促进当地企业环境治理责任意识的增强，而正式的环境规制能否发挥作用，与当地法制建设和媒体发展等非正式制度环境紧密相关。这为我国环境规制政策的变革效果提供了经验证据，也为进一步推行地方政府环境监管的职能转型提供了指引。基于上述发现，提出以下政策建议。

首先，提高企业对绿色发展的认识和实践。上市环保核查制度改革后，企业环境治理压力较大，可能由于资源支持不足而无法持续良好的环境行为。重污染企业需要在资金、设备、员工、技术等方面做长期准备，灵活调整经营决策，实现更大的排污自主性。政府应当强化中小企业和民营企业的环境责任意识，促进上市公司提升环境信息披露质量，将环境管理作为自身发展动力，最终形成可持续的良性循环。

其次，提高地方政府的环保偏好和监管水平。地方政府应当在绿色发展理念的指引下深化生态环境领域“放管服”改革，推动生态环境部门从以直接管理为主转向监督管理为主。同时，结合地方机构改革和环保垂改，强化生态环境监管能力建设。

最后，提高公民的环境意识和参与能力。进一步完善民间环保组织的法律制衡机制，加大政府和企业环境信息公开力度，为公众参与监管创造条件。加强媒体对环境违法信息的披露，借助媒体报道促进公众对于环境信息的传播、提高公众对环境问题的关注。提升环境司法水平，运用移动互联网畅通投诉举报渠道，鼓励居民通过司法途径维护权益。

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Impact and influencing factors of environmental verification system reform in China

KONG Li RUI Mingjie LUO Yunhui

（School of Management， Fudan University， Shanghai 200433， China）

Abstract In order to solve the problem of local environmental regulation failure，Chinas Ministry of Environmental Protection made a reform of the environmental protection verification system in 2014. Based on the data of Chinas A-share listed companies from 2012 to 2017， this paper took the reform as a quasi-natural experimental object and used the methods of DID and DDD to explore the improvement effect on corporate environmental responsibility and regional influencing factors. The empirical results showed that after the reform of environmental verification system， the environmental performance of heavily polluting enterprises improved significantly compared with other enterprises. The reform also promoted local environmental quality by stimulating heavy polluting companies to assume environmental responsibility， which was reflected in the decrease of industrial wastewater COD ， industrial SO2 emissions and PM2.5 by 1290 t， 12170 t and 0.848 μg /m3 respectively. Further research showed that in areas where local governments paid more attention to environmental protection and allocated more resources to environmental protection， the effect of this reform was better; in areas where legal environment and media environment were more developed， this reform was more effective. The research conclusions showed that the environmental supervision of local governments depended on their preferences and third-party supervision mechanisms. Local governments that attached importance to sustainable development would make local enterprises enhance the awareness of environmental responsibility， and whether formal environmental regulations could play a role was closely related to the informal institutional environment such as local laws and media. This paper provides empirical evidence for the effectiveness of Chinas environmental regulatory system reforms and has useful implications for local governments to strengthen environmental supervision. Accordingly， relevant policy recommendations are put forward from three aspects： improving enterprisesawareness and practice of green development， improving local governments environmental preference and supervision level， and improving citizensenvironmental awareness and participation capabilities.

Key words environmental regulation reform; environmental verification system; corporate environmental responsibility; local government environmental goal and strategy; third-party supervision

（責任编辑：李 琪）

收稿日期：2020-08-31  修回日期：2020-11-02

作者简介：孔粒，博士，主要研究方向为环境政策与企业行为绩效。E-mail： kongli428@163.com。

基金项目：国家自然科学基金面上项目“基于产业组织和多选项离散计量的节能减排理论与政策研究”（批准号：71373053）。