政府环境规制对市场契约关系的影响
2023-05-21石宁陈文哲梁琪
石宁 陈文哲 梁琪
关键词 环境规制；供应商-客户关系；风险规避
中图分类号 F062. 2 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2023）04-0147-14 DOI：10. 12062/cpre20220926
中国环境保护一直带有鲜明的政府主导色彩［1］，政府在发挥促进经济增长和环境保护的双重职能时往往面临角色紧张［2］，存在环境规制后污染反弹［3］及污染转移［4］现象。基于对中国环境保护实践的不断总结和探索，党的十九大报告提出要“构建政府为主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的环境治理体系”。然而，鲜有文献关注多方共治体系下政府、企业等参与主体治理行为的交互影响及效果。事实上，政府环境规制会引发企业之间互相作用，当单个企业受到罚款、停产整顿等环境处罚时，会波及与其“一荣俱荣、一损俱损”的下游客户［5］，客户为避免风险会调整采购策略甚至更换供应商，从而形成客户对供应商反向环境治理的市场机制。那么，中国的环境规制能否有效引发企业之间环境治理的市场力量？政府规制与市场力量是否能够形成合力、共同推动环境改善？在构建现代环境治理体系背景下，研究该问题能够创新并健全环境治理市场体系，并能依托空前发展的供应链业态，调动企业发挥环境治理主体的积极性，为形成激励有效、多元参与、良性互动的环境治理体系提供借鉴参考。基于此，文章从供应商与客户环境行为互动视角考察中国环境规制产生的市场反应，考察客户对供应商环境行为进行治理的动机、作用机制及效果，以期为进一步认识环境规制的微观经济效应提供经验证据和政策启示。
1 文献综述
与该研究相关性较高的文献有两部分，一是环境规制与企业行为决策关系的研究文献，二是供应商与客户之间关系的研究文献。第一部分文献广泛探讨了环境规制的影响，基于不同国家实施的各类环境规制实践，探討了环境立法、环保命令、环保法庭、环境监察、环境信息披露等政策的效果［6-10］。在评价政策效果时，已有文献基于宏观数据检验环境规制对GDP、生产率以及排污量的影响，或基于微观数据检验对企业绩效和企业环境表现的影响，并得出了正反两方面结论。其中，持负面观点的文献认为环境规制会挤占企业的生产性投资［11］，增加合规成本［12-13］，使得企业将原本可以用于研发创新的资金投入到非生产性的环境治理环节，从而阻碍企业的技术升级和盈利提升。尤其当环境规制持续性较弱或存在区域差异时，理性的企业会通过临时减产［14-15］或者转移至“污染避难所”的方式［16-19］来规避监管，引发污染反弹［15］和污染转移［4］的现象。相反，“波特假说”以及“自然资源基础观”等理论认为环境规制能够产生积极作用，通过激励企业增加环保投资和创新，部分甚至完全抵消环境规制的成本［20］，产生持续竞争优势［21］，创造节能减排和经济增长的双赢。概括来看，已有文献对环境规制效果存在分歧，而企业不同的行为策略是导致差异性效果的重要原因。
从第二部分文献来看，已有研究基于利益相关者理论，对供应商与客户之间的风险传染效应和风险规避策略进行了深入探讨。基于风险传染视角的研究文献认为，供应商与客户是“一荣俱荣、一损俱损”的利益共同体［5］，不良事件在关系范围内具有传染性［22］，供应商与客户中任何一方风险上升时都可能波及对方。已有文献也针对不同类型的风险进行了具体分析，探讨了股价崩盘风险、破产风险、经营变动等方面的风险在供应商与客户之间的传染效应［23-27］。此外，一些文献从风险规避的视角研究了供应商与客户的互动策略。Allen等［28］和Cen等［29］发现由于交易过程中隐性承诺的存在，客户对供应商风险感知提升时，会减少与供应商的业务往来、索要更低的价格作为风险补偿。Intintoli等［30］发现当供应商管理层更替时，客户与其签署长期性战略采购协议的意愿下降。Cen等［31］研究发现供应商清算风险会显著降低客户与其合作的期限和规模。Dai等［32］指出客户为保护自身利益会主动推动供应商进行社会责任方面的投资，降低非财务因素带来的风险。黄伟等［33］也发现外资企业通过供应链压力渠道对中国企业的社会责任表现有积极影响。
以往研究成果为文章提供了诸多启示。一方面，环境规制会给企业带来成本增加、限停产等直接影响，环境风险引致企业运营风险、财务风险甚至破产风险攀升；但如果环境规制倒逼企业增加环保投资和创新，则企业环境绩效改善，环境规制不会引起企业风险上升。另一方面，企业风险会波及下游客户，客户为规避风险会降低采购份额。未来研究还可以在以下几个方面进一步拓展。第一，研究环境规制与企业行为决策的文献普遍将企业作为个体进行考虑，忽略了企业嵌入生产交易网络中的连锁反应，因此，对环境规制影响企业进而影响利益相关者的后果鲜有关注；而且重点侧重对某一类型规制政策（如立法、环保督察、庇古税、环保法庭、环境信息披露等）的效果检验，忽略了政策的“组合拳”特征，缺乏对环境规制政策的综合考量。第二，研究供应商与客户之间关系的文献针对不同的风险类型（如财务风险、破产风险、管理层更替风险、股价崩盘风险等）进行了分析，但对环境风险关注较少。
基于此，文中将政府环境规制与供应商客户互动行为嫁接起来，对企业之间基于环境规制风险的市场反应进行了分析，考察了政府环境规制对市场契约关系的影响。从微观视角丰富了环境治理相关文献，也为从供应链视角推进企业环境治理作了较好尝试，可能为实现“政府主导、企业主体”环境治理体系提供路径参考，对传统环境治理市场机制的科斯路径形成补充。
2 环境规制对供应商环境风险的影响及客户市场反应分析
2. 1 环境规制影响下供应商与客户的互动关系
长期以来，中国经济发展存在“先污染、后治理”的现象，环境利益让位于经济利益。中小企业环保意识普遍较低，主动将有限的财务资源用于短期经济效益低的环保投资的积极性较低［34-35］，生产过程中经常存在超标排放、治污设施缺失等问题。因此，当企业面临的环境规制加强时，企业被环境处罚、出现环境风险事件的概率提升。根据已有文献，企业应对环保压力的策略主要有三种，一是增加环保投资和创新，根据“波特假说”，合理而严格的环境规制能够激励企业创新。二是减产，企业通过临时限停产来减少排污，满足合规要求。三是迁址，根据“污染避难所”假说，企业会搬迁到环境规制较弱的地区规避风险。对于实践中中国企业的应对策略，已有文献更为支持消极行为，一方面，中国环境规制存在临时性和运动性特点，当环境规制压力较大时企业倾向于采取短期限停产的应对策略来躲避处罚［3，15］。另一方面，环境规制执行程度还存在区域差异甚至逐底竞赛［36-38］，弱规制地区的客观存在使得企业迁址至“污染避难所”［18-19］。
企业采取减停产、迁址措施能够应对暂时的环境规制压力，但无法实质性改善环境表现。一旦所处地区或所迁地区环境规制增强时，企业仍面临被环境处罚的风险。
具体而言，供应商受到环境规制后对客户的风险传染主要包括以下方面。
一方面，供应商环境风险会导致订单交付的不确定性，提高客户经营风险。由于供应链链式结构的特点，供应链内企业相互依赖、相互影响，任何一个环节出现问题都会波及整个供应链［39］。当企业环境表现差受到环保处罚时，会受到罚金、限产、停产整顿甚至关闭等处罚措施，直接影响企业正常生产和订单交付，引起下游客户面临供应波动甚至中断的现象。即使企业采取减停产或是迁址措施，都会对企业本身运营的稳定性造成冲击，影响到订单交付，这对“求稳”的客户是难以接受的［28］。除此之外，企业环境表现会影响其融资条件［40］，在绿色金融政策影响下，污染企业会受到更强的融资约束惩罚效应［41-43］和信用评级下调［44］，从而间接提升财务风险。而财务风险的提高会削弱供应商自身忠实履约、保持良好声誉的动机，特别是陷入财务危机的企业为了节约成本还可能会降低产品质量［45］。因此，供应商的环境风险会导致客户存在供应中断风险及产品质量风险，降低客户生产经营的稳健性。
另一方面，供应商环境风险会影响客户绿色声誉，降低客户竞争优势。根据自然资源基础观理论，企业通过环境治理能够实现差异化竞争［46］，建立绿色声誉有助于提高产品市场份额，强化客户关系与顾客忠诚度，打造持续竞争优势。声誉的核心是信任［47］，其形成是一个长期积累的过程，但极容易受负面信息冲击，很可能因一个污染负面报道而大幅贬损。供应链上各个企业作为利益共同体，当供应商出现环境污染事件，下游客户产品也难言“绿色”。结合实践来看，近年来，来自环保组织、行业协会等各方的压力要求品牌企业在自身环保的基础上，也要将环保理念渗透至采购环节和供应商管理体系，严格把控原材料和中间品。
综上，在过去中国的环境规制并不严格的背景下，当供应商所处地区环境规制增强后，供应商出现环境风险事件的概率增大。而无论供应商是被动承受环境处罚，还是主动通过减产、迁址规避惩罚，都会对下游客户的稳健经营造成冲击。因此，理性的客户为了防范供应商环境问题对自身的风险溢出，会及时调整采购策略，降低对环境风险较高供应商的采购份额。基于以上分析，文章提出有待实证检验的研究假设1。
假设1：当供应商所处城市环境规制执行程度增强时，客户会降低对该供应商的采购份额。
2. 2 近年来中国环境规制全面趋严的边际影响
值得注意的是，近年来中国的生态环境保护从认识到实践正发生历史性、转折性、全局性变化。伴随政府环境规制日益监管常态化、区域均衡化，企业应对环境规制的行为也发生了相应转变，进而使得环境规制的市场反应出现边际改变。
2015年以后，中国环境规制政策在以下三个方面出现了重大变化。第一，法律政策层面，被称为“史上最严”的新《环境保护法》于2015年正式实施，进一步明确了政府、企业与个人等不同经济主体的法律责任，并为环境规制提供了有针对性的处罚权及执法措施。同时各配套政策密集出台，为环保政策确立了科学的标准体系。第二，环保工作执行层面，中央生态环境保护督察工作常态化开展。过去地方政府在GDP考核体系下的环境容忍度较高，环境质量的“地方政府负责制”导致国家环境保护政策难以完全落实［48］。2015年7月1日，习近平主持召开原中央全面深化改革领导小组第十四次会议，审议通过《环境保护督察方案（试行）》，此举严格落实了环境保护主体责任，完善了领导干部目标责任考核制度，环境政策执行力度在全国范围内空前提升。第三，顶层设计层面，深度培育绿色发展理念，印发《生态文明体制改革总体方案》，完成“环保大部制”改革，形成对生态环境保护的统筹管理。整体上看，2015年后，伴随生态文明建设的不断推进，环境规制在全國范围内日趋严格，区域联防联控不断升级，全国一盘棋的统筹治理格局已经形成。
在中国环境规制背景的转变下，企业难以采取过去消极规避策略来应对，环境规制下的企业行为也相应转变。一方面，当企业预期环境规制是长期趋严时，长时间减产甚至停产会给企业造成严重损失，企业无法通过临时性限停产应对环保压力。另一方面，企业预期环境规制是全国范围内趋严时，难以通过迁址来规避监管，竞相向上的环境规制会削弱“污染避难所”效应［19］。近几年各地区环境保护治理政策密集出台，截至2020年上半年，全国几乎所有的省市均新推出生态环境保护相关政策以及资金支持或项目管理方案。结合文章统计数据来看，2015—2018年期间285个地级市（及直辖市）的环境处罚企业占比均较2011—2014年同比上升，即所统计地区环境规制全部增强。综上，在全局长期趋严的环境规制下，企业只有切实增加环保投入和创新，改善环境绩效，才能够达到环保合规要求。因此，环境规制倒逼企业改善环境绩效后，企业不会因环境规制增强而出现环境风险事件，相应地，下游客户的风险感知也不会出现明显变化，进而也不会调整采购策略。基于此，文中提出研究假设2。
假设2：2015年以后，在中国环境规制长期性、全局性趋严的影响下，客户对供应商面临环境规制变强的负向反应会下降。
3 数据、变量和方法
3. 1 数据
文中的研究样本为2009—2019年A股上市的制造业公司。样本区间起点为2009年，2009年后陆续有较多的公司自愿并连续披露前5名供应商的名称和采购额。数据处理过程如下：第一步，筛选制造业上市公司，剔除样本期内被特别处理（ST）以及发生重大并购的样本。第二步，查询上市公司2009—2019年各年度前5名供应商信息。其中，为了避免供应关系受关联因素影响，剔除与上市公司具有关联关系的供应商；考虑客户很难为了规避风险替换国有垄断行业的供应商，剔除垄断行业（水、电、气等行业）供应商；剔除名称披露不明确或为个人的供应商。第三步，鉴于各供应商差异较大、不具备直接可比性等问题，通过每个供应商采购份额的变化值来刻画客户对该供应商的反应，因此，剔除没有连续年份供应商信息的上市公司。
上市公司及供应商相关信息来自中国研究数据服务平台数据库（CNRDS），包括了上市公司财务变量、公司治理变量、行业特征等信息，以及上市公司前5名供应商的名称、采购份额、行业、注册资本、经营范围、所处省份城市等相关信息。环境规制数据来自公众环境研究中心（IPE）公布的全国企业环境监管信息数据库，以及《中国城市统计年鉴》公布的地级市及以上级别城市的污染物信息数据库。文章对主要连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理，以消除极端值的影响。最终筛选得出5 072个年度观测值。
3. 2 模型设定及变量定义
理论分析中提到，供应商所处区域环境规制的增强会降低客户的采购份额，而2015年环境政策趋严后，环境规制引起的客户采购量下降的负向效应有所弱化。为了检验研究假设1和假设2，构建如下实证模型：
4 实证结果与分析
4. 1 描述性结果统计分析
表2 为变量的描述性统计结果。ΔSupi，j，t的均值为0. 002，标准差为0. 023，说明各企业采购份额的变化值在不同年份差异较大，上市公司会经常调整采购策略。ΔERSi，t-1的均值为0. 099，标准差为1. 107，说明不同区域以及不同年份的环境规制执行程度差异较大，环境规制程度在现实中存在明显的时变性和区域差异性。
4. 2 基本回归结果与分析
表3是实证模型（1）的回归结果，回归方法为混合最小二乘法。其中，列（1）未加入控制变量，列（2）加入上市公司财务层面和治理层面的控制变量，列（3）加入供应商财务层面的控制变量，列（4）加入上市公司和供应商企业所处地级城市层面人均GDP。列（1）至列（4）中的关键解释变量ΔERSi，t-1 的系数都在1%水平上显著负相关，当供应商所处城市环境规制执行程度变强时，客户会降低对该供应商的采购份额，验证了文章研究假设1。列（1）至列（4）中的关键解释变量ΔERSi，t-1×After 的系数都在1%水平上显著正相关，表明2015年及以后，客户对于供应商面临的环境规制变强的负向反应有所下降，验证了文章研究假设2。但值得注意的是，ΔERSi，t-1×After的系数绝对值基本都小于ΔERSi，t-1的系数值，因此，客户对于供应商受环境规制的规避效应并没有完全消除。
4. 3 异质性分析
不同类型的供应商受到环境规制后的风险存在差异，不同类型客户对供应商环境风险的敏感度也存在差异。文章选择了供应商是否属于重污染行业（Pollu）、所有权性质（Style）、采购规模大小（Big_Sup）来进行供应商的异质性分析，选择了客户绿色声誉（Green）程度进行客户的异质性分析。
4. 3. 1 供应商是否属于重污染行业的异质性分析
企业工业活动是导致环境污染的首要因素。2000年以来，中国加大了对企业的环境规制力度。特别地，为督促重污染行业企业认真执行国家环境保护政策，相关部门出台一系列有关重污染行业企业上市和再融资的环境保护核查规定，避免因环境污染问题带来投资风险。因此，重污染行业企业往往会受到更频繁的环境监管。同时，在近年来绿色信贷政策的推动下，重污染行业面临较强的融资惩罚效应和投资抑制效应［41］。因此，当面临环境规制时，重污染行业供应商的风险更大，其客户更有可能降低采购额。文章依据原环境保护部2008年6月发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》所界定的重污染行业，将供应商分为重污染行业（Pollu=1）、非重污染行业（Pollu=0），然后采用模型（1）进行分组检验。表4 列（1）和列（2）显示，重污染行业供应商組别的ΔERSi，t-1回归系数在1% 水平上显著为负，ΔERSi，t-1×After 回归系数在1%水平上显著为正，而非重污染行业供应商组别的ΔER?Si，t-1和ΔERSi，t-1×After 回归系数都不显著，经检验分组回归系数存在显著差异。由此，客户仅对重污染行业供应商的环境规制存在负面反应。
4. 3. 2 供应商所有权性质的异质性分析
方颖等［9］提出地方政府会对存在政治关联的企业给以环境“软约束”。且国有企业享有政府隐性担保和融资便利［50］。国有企业被环境规制导致关停或者被处罚至破产的概率相对更低。如2018年7月4日《人民日报》等媒体报道了“镇江一国企违法排污，环保督察后政府对搬迁久拖不决”的新闻，指出镇江市国有企业茂源化工有限公司屡因污染问题被投诉和查处，中央生态环境保护督察“回头看”发现，该企业废水、废气、固体废弃物无一进行规范处置，而当地环境监管形同虚设，搬迁方案久拖不决。再如2021年9月27日，中央生态环境保护督察组公布了中国有色矿业集团下属国有企业环境污染的典型案例，集团下属的机电设备公司烟气、粉尘污染严重，本应于2019年底前停产搬迁，但公司先后5次向当地政府申请延期，直到督察进驻前才停止生产并开始拆除工作。
由上述案例可知，地方政府对国有企业污染问题存在容忍行为，相应的客户对国有企业受环境规制的风险感知低，调整采购策略的倾向较低。按照供应商是否为国有企业进行分组，并采用模型（1）进行分组检验。表4列（3）和列（4）显示，国有企业供应商组的ΔERSi，t-1和ΔERSi，t-1×After 回归系数都不显著，而非国有企业供应商组的ΔER?Si，t-1和ΔERSi，t-1×After 回归系数均显著，经检验分组回归系数存在显著差异。因此，客户对国有企业供应商的环境规制反应较弱。
4. 3. 3 供应商采购份额大小的异质性分析
根据已有文献，客户与供应商企业之间的关系，是一种既相互依赖、互惠共赢，又讨价还价、利益相争的竞合博弈关系，两者的博弈力量决定了各自的行为策略。大供应商一旦出现被环境处罚的风险事件，客户受到的风险损失会更严重，客户更有动机去替换供应商。但同时客户对大供应商的依赖性也更强，替代难度更大。当客户的风险感知足够强时，客户会积极寻找替代供应商，避免一旦关键供应商出现风险事件会对自身造成被动。相应地，对于小供应商，客户对其风险感知较低且依赖性偏弱，即使其面临的环境规制增强，客户替换供应商的成本较低。为了检验供应商重要程度的影响，文章将根据采购份额进行分组检验。一是按照t-1年供应商采购份额（Supi，j，t-1）中位数，划分为采购份额较大（Big_Supi，j，t-1=1）和采购份额较小（Big_Supi，j，t-1=0）两组样本；二是按照t-1年供应商集中度赫芬达尔指数（HHI5_Supj，t-1）中位数，划分为采购额集中（HHI5_Supj，t-1=1）和分散（HHI5_Supj，t-1=0）两组样本。采用上述两种分组方法之后，分别对模型（1）进行分组回归检验，结果见表4列（5）至列（8）。对于采购份额较小且分散的供应商组，ΔERSi，t-1和ΔERSi，t-1×After 回归系数都不显著；而采购份额较大且集中的供应商组，ΔERSi，t-1回归系数显著为负，ΔERSi，t-1×After 回归系数显著为正，经检验分组回归系数存在显著差异。综上，客户对大供应商的环境规制更为敏感。
4. 3. 4 客户绿色声誉的异质性分析
迫于利益相关者压力和自身发展需要，很多企业制定社会责任行为守则，通过对供应商企业进行查厂验厂等手段落实其社会责任。在环境治理方面，如果客户重视自身绿色声誉，那么也会更在意供应商的环境风险，避免因供应商污染损害自身绿色声誉。通过翻阅ESG得分排名较高上市公司的社会责任报告，发现大量企业都描述了在绿色供应链方面的具体举措，体现出从源头上控制绿色生产的行为。因此，注重绿色声誉的客户会对供应商所受的环境规制更为敏感。文章按照两种方法衡量客户绿色声誉，一是根据公众环境研究中心（IPE）披露的企业是否受环境处罚（Punj，t-1）来衡量，对于有环境处罚信息的企业，对处罚年份及以后年份的绿色声誉赋值为1，处罚之前的年份赋值为0，对没有环保处罚的企业所有年份赋值为0，当Punj，t-1=0时表示企业注重绿色声誉。二是根据华证社会责任ESG评价中的绿色产品分值指标来衡量，將绿色产品分值按照中位数分为高低两组，区分注重绿色声誉客户（Greenj，t-1=1）和不注重绿色声誉客户（Greenj，t-1=0）。采用模型（1）进行回归检验，结果见表4列（9）至列（12）。对于重视绿色声誉的客户（Punj，t-1=0、Greenj，t-1=1），ΔERSi，t-1回归系数显著为负，ΔERSi，t-1×After 回归系数基本都显著为正；相反对于不重视绿色声誉的客户，关键变量系数均不显著，经检验分组回归系数存在显著差异。上述结果说明只有当客户关注绿色发展时，才对上游供应商的环境规制有所反应。
4. 4 稳健性检验
4. 4. 1 排除供应商主动减产影响
沈洪涛等［15］研究发现，企业面对环境监督压力时会主动短期减产。因此，采购额的下降有可能是供应商主动减产所致，并不是客户调整所致。鉴于已有文献认为企业应对环保压力的减产是短期行为，往往在减产停产后再加紧生产［14］，认为供应商短期减产对年度的采购额影响不大。但为了控制该因素的影响，仅对供应商未减产的样本进行回归。具体地，参考沈洪涛等［15］研究，采用当年年末存货余额减去年初存货余额，再加上当年销售收入计算得出企业产值，当产值变化额大于0时计入供应商产值增加样本组。对供应商产值增加组的回归结果见表5列（1），ΔERSi，t-1回归系数显著为负，而ΔERSi，t-1×After回归系数显著为正，在排除供应商减产样本后，文章的主要结论并没有发生改变。
4. 4. 2 排除客户主动减产影响
除了供应商减产会导致客户采购额被动下降外，客户也存在主动减产缩减采购量的情况，例如当客户面临市场波动、环境规制等影响时，也可能降低采购量。在这种情况下，采购量的下降并不是因供应商环境风险所致。为了排除客户主动减产的影响，仅对客户产值增加的子样本进行回归，衡量产值变化的方法如前所述。回归结果见表5列（2），ΔERSi，t-1回归系数显著为负，而ΔERSi，t-1×After 回归系数显著为正，在排除客户减产样本后，文章的主要结论并没有发生改变。
4. 4. 3 排除采购份额调整较小样本
考虑上市公司业务结构在各个年份之间会存在波动，相应会带来供应商采购份额的小幅调整，因此采购份额的小幅变化可能并不是客户为了规避风险所致。采用两种方法排除客户小幅调整采购策略的潜在影响。一是将采购份额调整在1%或2%以内的样本删除，二是将供应商采购份额的变化率（供应商采购份额的调整额占比除以上年末供应商采购份额）在10%或20%以内的样本删除。回归结果见表5列（3）至列（6），ΔERSi，t-1回归系数均显著为负，而ΔERSi，t-1×After 回归系数均显著为正。因此，删除采购份额变化较小的样本后，主要结论没有发生改变。
4. 4. 4 替换关键解释变量
模型（1）采用环境违规企业的占比衡量环境规制执行程度（ERS），进一步借鉴沈坤荣等［4］的方法替代衡量ERS。基于城市工业二氧化硫去除率、工业烟（粉）尘去除率两个指标，采用加权线性法，构建城市级环境规制执行程度ERS_sub。替换关键变量后的回归结果见表5 列（7），ΔERS_subi，t-1 回归系数显著为负，ΔERS_subi，t-1×After回归系数显著为正，与主回归结果一致。
4. 4. 5 控制供应商层面更多因素的影响
由于供应商绝大部分都是非上市公司，信息披露较少，在模型（1）中仅加入两个财务变量（Sizei、Agei）控制供应商财务层面的影响。根据已有文献，企业财务和公司治理特征都可能会影响企业与客户之间的关系［24，45］，对采购量产生影响。因此，为了尽可能加入更多供应商层面控制变量，将供应商范围缩小为上市公司，对模型进行稳健性检验，回归结果见表5列（8）。ΔERSi，t-1回归系数显著为负，ΔERSi，t-1×After 回归系数显著为正，文章的主要结论依然成立。
4. 4. 6 控制企业市场竞争力的影响
上述稳健性检验中考虑了供应商或客户主动减产的影响，事实上，由于市场竞争激烈，很多竞争主体存在被动减产现象，进而影响采购量和订单量。文章采用三种方法控制企业竞争能力的潜在影响。一是在模型（1）中加入衡量客户和供应商市场竞争力的变量，同时控制客户、供应商的企业竞争力对采购量的影响。其中，企业市场竞争力借鉴Peress［51］、Kale 等［52］和陈志斌等［53］研究，选用主营业务收入占行业主营业务收入比重（Competition）衡量，回归结果见表5列（9）。二是通过PSM 配对方法选取市场竞争力相近的子样本进行检验。具体地：第一步，仅采用客户产值增加的样本来近似控制客户层面的竞争力水平；第二步，按照供应商所处区域环境规制变化的中位数，将样本分为供应商所处区域环境规制变强和变弱两组；第三步，选取市场竞争力、资产规模、资产负债率、营业收入增长率、总资产收益率5 个指标，按照1：1 的比例匹配，采用PSM 倾向得分匹配方法，为环境规制变强组的供应商配对环境规制变弱的供应商；第四步，对配对之后的子样本采用实证模型（1）进行检验，回归结果见表5 列（10）。三是为更精确地控制市场竞争力差异造成的影响，选取具备相同客户并且市场竞争力相近的供应商作为子样本进行检验。具体如下：筛选在同年度、同行业、有两家及以上的上市公司供应商的客户样本，计算对应供应商的市场竞争力差异，仅选取市场竞争力偏差在10%以内的供应商子样本进行实证检验，回归结果见表5列（11）。可以看到，无论是通过加入企业竞争力控制变量，还是采用不同方法选出竞争力相近的样本进行分析，关键变量的估计系数符号未改变且显著，文章的主要结论依然成立。
5 进一步分析
前文理论分析提到，当供应商面临的环境规制变强时，会对客户造成风险溢出，客户通过调整采购策略来降低对供应商的风险敞口；但如果供应商积极改善环境治理来应对环境规制压力，那么客户的风险感知不会提升，进而也不会调整采购策略。因此，一方面，环境规制会提升供应商风险水平，导致客户降低采购份额，即存在环境规制对客户影响的“风险”机制；另一方面，环境规制通过促进供应商改善环境治理，使得客户对供应商环境规制的敏感性下降，即存在环境规制对客户影响的“环境治理”机制。
接下来建立中介效应模型进行检验。
首先，构建影响机制的衡量指标。对于风险机制，借鉴Montgomery等［54］文献，采用年度beta系数衡量风险，罗党论等［55］认为年度beta系数从市场角度客观地衡量了企业当年的风险水平。此外，借鉴张敏等56］研究，采用股票收益波动（Risk）来衡量风险。指标越高代表市场认为供应商的风险越高。对于环境治理机制，借鉴胡珺等［57］文献，采用环保投资（Investi，t）、研发投入（R&Di，t）以及创新数量（Patenti，t）衡量环境治理水平，指标越高代表环境治理投入越多。
总体看，“风险”机制和“环境治理”机制是环境规制影响客户调整采购份额的两个重要机制。上述中介效应检验的结果验证了研究假设1和研究假设2的理论分析。
6 结论和启示
在积极构建多方共治环境治理体系背景下，文章研究了环境规制对市场契约关系的影响，探讨了环境规制能否引致企业之间进行环境治理的市场机制，并采用2009—2019年间A股上市公司及其供应商的数据进行了实证检验。研究发现，在过去中国环境规制并不严格的背景下，环境规制会导致企业风险上升，客户为避免风险溢出会降低采购额，形成市场惩罚效应；但当环境规制长期趋严之后，环境规制倒逼企业增加环保投资和创新，企业改善环境绩效后，客户的负向反应相應减缓。
研究结论的政策含义体现如下。首先，应当鼓励绿色供应链发展，发挥环境治理市场机制。传统理论认为环境治理的市场机制需通过排污权交易实现，供应链内企业之间也能产生环境治理的市场机制。结合客户绿色声誉能够强化市场治理的实证结论，文章认为通过支持绿色供应链发展，培育供应链核心企业的绿色发展理念，能够带动链内其他企业环境治理，形成“以点带面”的链式反应，更好地发挥环境治理的市场机制。其次，加大对企业绿色创新的支持力度，增强供应链韧性。近年来环境规制全局性、持续性趋严后，企业不再通过减产、迁址等措施应对，而是切实加强环境治理，相应的供应商客户关系也趋于稳定。最后，加强环境规制政策执行的公平性。研究发现，当供应商为国有企业时，客户对其环境风险不再敏感，这说明企业之间进行环境治理的市场机制难以对国有企业奏效。因此，应当消除环境政策执行过程潜在的所有制歧视问题，从而使得环境规制政策产生更为广泛的市场化环境治理效应。
（责任编辑：于杰）
