环保产业政策对企业环保投资的影响

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作者：姜英兵 崔广慧 来源：《改革》2019年第02期

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内容提要：以2006～2015年沪深A股重污染上市公司为研究样本，实证检验了环保产业政策对企业环保投资的影响，研究发现：环保产业政策有利于企业加大环保投资，且主要体现在国有企业中，这种有利影响可以通过压力效应与激励效应两种机制实现。进一步考察环保产业政策支持下企业环保投资的经济后果发现，企业环保投资短期不利于提升企业价值，但有利

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于抑制工业废物排放。这些结论不仅丰富了企业环保投资影响因素和产业政策经济后果的相关研究，而且为政府如何优化环保产业政策，引导企业参与环境治理，进而为实现经济利益与环境保护的双赢提供了思路。

关键词：环保产业政策;企业环保投资;绿色发展 中图分类号：F205

文献标识码：A 文章编号：1003-7543 （2019）02-0087-15

改革开放40多年来，我国经济快速发展，成为世界第二大经济体，但也出现了资源短缺、环境恶化等问题[1]。企业作为产品的生产者、资源的消耗者，具有破坏或改善生态环境的能力，被认为是环境治理的关键行动者[2]。而环境治理的私人成本大于私人收益的特点，导致企业缺乏环保投资的积极性。因而需要政府的积极干预。其中，环保产业政策的制定与实施是政府积极干预的措施之一。所谓环保产业政策，是指政府制定的以绿色经济发展为导向，以政府补贴、银行信贷、税收优惠、法律法规等为辅助工具，旨在优化产业企业间资源配置的宏观调控政策，主要体现在国家制定的五年规划中。如，2006年制定的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》（以下简称“十一五”规划），首次对二氧化硫、化学需氧量等主要环境污染物排放施加硬约束，并将生态环境质量与地方政府官员的政绩挂钩。201 1年发布的《国家环境保护“十二五”规划》，明确规定对地方政府官员实行环境保护“一票否决制”与“约谈制”等，这给地方政府生态环境治理带来了较大压力。企业环保投资是指企业为了控制环境污染，保持生态平衡而投入资金，用以转化为资产获取经济效益、环境效益和综合效益的过程[3]。企业是环境污染的主要责任者，地方政府会将来自中央政府的环境治理压力传递给当地企业。在此背景下，厘清环保产业政策与企业环保投资之间的关系，有利于深入理解转型时期政府在环境治理层面如何发挥“扶持之手”的作用，但目前鲜见对二者关系探讨的研究。因此，本文以2006～2015年沪深A股重污染企业为研究样本，系统考察环保产业政策对企业环保投资的影响。 一、相关文献综述

产业政策与国家经济发展导向密切相关，影响各经济主体的各个方面。关于产业政策影响后果的议题受到学术界的广泛关注，现有研究主要集中在中观与微观两个层面。其中，中观层面主要包括产业生产率、产业升级，行业地理集中度与专业化水平，以及地方政府的资源配置等。微观层面主要包括企业投资、企业融资、企业出口、企业间工资差距、公司战略以及企业生产率等。具体到产业政策对企业投资的影响研究，已有文献主要集中在企业整体投资及效率、企业创新投资等视角，大都忽略了产业政策可能对企业环保投资产生的影响。

随着生态环境形势日益严峻，企业环保投资影响因素研究也开始得到学术界越来越多的关注。已有文献发现，非正式制度和正式制度均会对企业环保投资产生影响，其中，有关非正式制度的研究主要基于投资者反应、高管的家乡认同感、高管性别以及媒体监督等视角展开。正

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式制度研究主要体现在环境规制整体、环境规制异质性方面。作为正式制度的重要维度之一，环保产业政策专门针对钢铁、有色、煤炭、电力、化工等行业，强调“清洁”生产、“绿色”生产等内容，理论上会对企业参与环境治理产生重要影响，但鲜见文献从环保产业政策的视角出发研究企业环保投资。

通过梳理相关文献发现：产业政策影响后果主要体现在中观与微观层面，而在微观层面的研究大多停留在企业投资、融资以及生产效率等方面，鲜有将产业政策与企业环境治理行为放进同一个框架进行研究。在企业环保投资影响因素研究方面，已有文献大多从投资者反应、媒体监督等非正式制度以及环境规制整体、环境规制异质性等正式制度视角展开，而基于环保产业政策这一宏观经济政策视角研究的文献较为稀缺。当前我国生态文明建设正处于“三期叠加”的特殊阶段，考察环境保护政策能否发挥污染减排的功效至关重要。本文以2006～2015年沪深A股重污染上市公司为研究样本，对二者关系进行分析，并试图回答如下问题：第一，环保产业政策能否对企业环保投资产生影响？第二，如果环保产业政策对企业环保投资产生影响，其背后的作用机制是什么？第三，环保产业政策对不同产权性质企業的环保投资行为是否具有差异性影响？环保产业政策支持下企业环保投资产生的经济后果是什么？ 二、理论分析与研究假设

环保产业政策作为引导国民经济绿色发展的重要政策之一，囊括了政府对以废水、废气、固体废弃物等“工业三废”减排为主要目标，以重工业为重点管制对象等作出的具体环境治理规定，彰显了政府治理环境的决心。一方面，环保产业政策将企业置于较大的环境治理压力中;另一方面，政府在环保产业政策中规定对企业环保投资行为予以政府补贴、税收与信贷优惠，以及投资者对企业环保投资行为的正向预期等，会对企业环保投资行为产生激励效应__上述两方面的共同作用可使环保产业政策促进企业参与环境治理。 （一）基于压力效应的分析

企业环保投资行为引起了政府、市场、社会公众以及媒体等不同程度的关注，对企业参与环境治理产生重要影响。

一是基于政府管制的分析。自发布“十一五”规划以来，中央政府将生态环境质量与地方政府政绩挂钩的做法，给地方政府带来较大的环境治理压力。为了使政绩不受当地环境污染问题影响，地方政府自然会根据具体污染物排放约束指标，将来自中央政府的环境治理压力传递给当地企业，并予以严格监督与核查。进一步地，“十一五”以来，政府强调严格执行“环境执法责任制和责任追究制”等规定，意味着企业在违规排放污染物，或未达到监管部门清洁生产要求时将会面临警告、罚款或承担法律责任等不同程度的惩罚。在这种压力下，企业在生产过程中更加注重污染减排。

二是基于市场竞争的分析。根据我国绿色经济发展目标，“十一五”规划明确提出要“加速淘汰落后工艺、装备和产品，发展循环经济”，这意味着在产业政策的环保导向下，长期处于

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落后生产水平的企业将面临随时被淘汰的风险。这将倒逼企业不仅在生产过程中注重减排，而且加大优化生产流程、生产线改造升级以及引进和研发清洁技术等转变生产方式的投资.提高经济竞争力。此外，一个国家的制度很大程度上决定了企业利用何种渠道获取政府的关键性资源。对处于转型时期的我国而言，“关系”在一定程度上决定了契约的形成和执行[4].与政府建立良好关系成为企业获取政府关键性资源、维持长期发展的重要途径之一[5]。自1994年财政分权以来，虽然中央政府是环境保护政策的主要制定者，但地方政府对包括环境保护在内的地方事务具有较大的自由裁量权。作为环保产业政策的主要执行者与环境污染责任的承担者[6]，地方政府在企业眼中具有一定的权威性。为了与当地政府建立长久的良好关系，获得当地政府的支持，各企业可能竞相基于政府制定的环保产业政策开展环保活动。

三是基于社会公众监督的分析。随着物质生活水平的提高，人们更多地追求包括良好生态环境在内的高质量生活，更有动机监督企业的环境治理行为。2002年我国颁布《环境影响评价法》，明确了公众参与环境治理的权利。“十一五”以来，政府对“公众参与并监督环保”的鼓励更是为公众发挥监督功能提供了制度保障。为了在公众心目中树立良好的企业形象，降低被举报的风险，企业会选择积极参与环境治理。

四是基于媒体治理的分析。《财富》杂志自2011年起定期公布中国企业社会责任百强排行榜，这表明包括环境保护在内的企业社会责任履行已引起媒体的关注。环保产业政策对各地区主要污染物减排的硬性约束，表明了国家对企业参与环境治理行为的重视，一旦企业环境污染行为被媒体公开，更容易引起政府、分析师等主体的追踪调查[7]，带来政府惩罚、资本市场负向反应等不利于企业长期发展的后果。在防污治污攻坚时期，为了提升企业声誉以及降低因环境污染问题引致的媒体舆论压力，企业将主动选择参与环境治理。 （二）基于激励效应的分析

除了压力效应迫使企业参与环境治理外，企业基于长期发展目标也会进行环保投资。根据环保产业政策具体内容，受到环保产业政策支持的企业，一方面更可能获得政府资源支持，另一方面向外界释放利好信号，有利于提振投资者信心，降低融资成本，從而激励企业参与环境治理。

一是基于政府资源支持的分析。满足日益增长的生态环境保护与修复的需求，离不开政府的资金支持[8]。为了实现产业政策的环保目标，政府一般会借助财税政策、信贷政策等激励性辅助政策。例如，为了保证“十一五”规划的顺利执行，政府在《中央预算内投资补助和贴息项目管理办法》中，对“保护和改善生态环境的投资项目”涉及的补助和贴息进行了详细规定：在《“十一五”节能减排综合性工作方案》中明确强调，加大对“节能环保项目”“节能减排技术改造项目”“循环经济项目”等环保项目在税收与信贷等方面的优惠。环保投资本身具有投资周期长、调整成本高、见效慢的特点，需要企业有持续的现金流作为支撑，而政府对参与环境治理的企业给予财税补贴、信贷优惠等好处，有助于降低企业环保投资不可逆性产生的损失与面临的不确定性风险，对企业环保投资产生正向激励效应。

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二是基于投资者预期的分析。企业的环保风险往往会对企业资本的安全与收益产生重要影响[9]。根据信号传递理论，获得环保产业政策支持的企业，更易向外部投资者传递企业背后有政府隐性担保的信号，有利于企业通过银行、股票以及债券市场等方式筹集资金，缓解企业融资约束，激励企业参与环境治理。此外，根据合法性理论，开展环境保护等社会责任承担形式的活动易向外界传递企业经营合法的利好信号，为投资者决策提供心理层面保障，有利于降低融资成本[10]，为企业环保投资提供资金保障。更为重要的是，随着绿色投资理念的兴起，投资者对公司价值的评价不再局限于经济效益，也会将其产生的社会效益和环境效益考虑在内[11]。企业环保投资虽然短期提高了成本，但因这一环境治理行为能产生较大的社会效益和环境效益而获得包括资本市场投资者等在内的利益相关者的支持[12]，从而正向影响企业从事环保投资活动。

综上分析，本文提出如下假设：

假设：环保产业政策支持能够促进企业环保投资。 三、研究方法与指标体系 （一）研究方法

基于前文理论分析，本文采用如下方法展开研究：首先，在主检验中采用OLS回归方法，并用倾向得分匹配（PSM）方法、处理效应模型回归方法等进行稳健性检验;其次，在作用机制分析中，采用分组回归的方法，检验环保产业政策是否通过压力效应与激励效应两大机制对企业环保投资产生正向影响。在进一步分析中，采用国有企业组与非国有企业组分组回归的方法考察产权性质的异质性影响，采用2SLS方法检验企业环保投资对企业基本面的影响，采用OLS回归方法考察企业环保投资对环境污染的影响。最后，得出研究结论与政策建议。 为验证主假设，构建模型（1）如下：

其中，EPI为企业环保投资变量：IP为环保产业政策变量：Con，trols为控制变量组，ε为随机干扰项。 （二）指标体系

1.被解释变量——企业环保投资（EPI）

借鉴胡珺等（2017）的研究方法[13]，将如下支出界定为企业环保投资：一是“在建工程”中与环境保护有关的支出，具体包括与环保有关的技术改造、污染治理、脱硫设备的购建等支出;二是绿化费用支出，为了消除量纲可能造成的干扰，对其用期末总资产平减处理。 2.解释变量——环保产业政策（IP）

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通过对“十一五”规划与“十二五”规划等文件的内容进行分析，将重污染上市公司所属行业分为受环保产业政策支持行业与未受环保产业政策支持行业。具体虚拟变量设置如下：如果“十一五”规划与“十二五”规划针对某行业提到“支持”“鼓励发展”“重点发展”“大力发展”，且同时提到“环保”“绿色”“高效清洁发展”等词汇时，则认为该行业是受环保产业政策支持的行业，定义IP=1，否则为未受环保产业政策支持的行业，定义IP=O。 3.控制变量

为了更好地考察环保产业政策对企业环保投资的影响，控制了企业资产负债率（Lev）、规模（Size）、盈利能力（ROA）、成长性（Growth）、经营活动现金流（Cflow）、产权性质（Soe）、资本密集度（Tangibility）、上市年龄（Age）、股权集中度（Top1）、代理成本（4ge ncost）等因素。此外，为了控制不同重污染行业的特征差异以及时间趋势对研究结论可能产生的影响，还控制了行业（Industry）与年度（Year）固定效应。具体变量定义见表1（下页）。

四、实证检验

（一）样本选择与数据来源

基于“十一五”规划和“十二五”规划的制度背景，本文以2006～2015年沪深A股重污染上市公司为研究样本。根据需要进一步对原始样本作如下筛选：为了使研究样本具有可比性，剔除同时在A股与B股或A股与H股市场上市的样本;为保证财务数据的正常性，剔除资产负债率小于0或大于1以及在样本期间被ST或*ST的样本;剔除在样本期间上市的样本，最终获得2205个公司/年度观测值。样本数据除环保投资需通过巨潮资讯网站手工搜集样本企业年报获得，环保产业政策通过手工整理国家发展和改革委员会网站发布的“十一五”规划、“十二五”规划以及其他相关政策文件获得外，其他财务数据均来自CSMAR数据库。为了排除异常值对研究结果可能产生的影响，对所有连续变量在1%和99%分位水平进行Winsorize处理。 （二）描述性统计分析与组间差异检验

表2中Panel A与Panel B分别为主要变量描述性统计分析与组间差异检验结果。从PanelA可以看出，样本企业环保投资（EPI）的均值为0.0200，高于中位数0.0072，表明大多数企业的环保投资尚未达到均值水平，且最大值0.1042，与最小值0相差较大，说明企业环保投资具有较强异质性。环保产业政策（IP）的均值为0.6916，表明一半以上的样本企业得到环保产业政策支持，其他变量描述性统计结果均在合理范围。进一步地，结合环保产业政策具体内容，将样本企业划分为受环保产业政策支持组与未受环保产业政策支持组，进行组间差异检验，初步判断受环保产业政策支持与未受环保产业政策支持下企业环保投资及其他特征变量之间的差异，Panel B为具体组间差异检验结果。由Panel B可知，未受环保产业政策支持组的环保投资（EPI）均值为0.0115，中位数为0.0040，受环保产业政策支持组均值为0.0238，中位

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数为0.0100，表明与未受環保产业政策支持企业相比，受环保产业政策支持企业普遍具有较高的环保投资额。 （三）回归结果分析

表3考察了环保产业政策对企业环保投资的影响。在全样本时期，IP系数为0.0062，在1%水平上显著，表明环保产业政策有利于企业加大环保投资，反映了政府积极干预的有效性。在控制变量方面，Size系数为0.0029，在1%水平上显著为正，表明规模越大的企业越可能参与环境治理，这与大规模企业往往具有充裕的资源有关。Lev系数为0.0110，在1%水平上显著，表明企业杠杆水平对企业环保投资具有显著正向影响，可能的原因在于，在环保产业政策支持下，样本企业更可能获得银行信贷，从而激励企业参与环境治理。Age系数为-0.0087，在1%水平上显著，说明年轻企业有更强的环境治理动机。其原因可能是随着污染形势的日益严峻，后期成立的公司面临更严格的环保审核与准入制度。为了使研究结果更加稳健，进一步地，将研究期间划分为“十一五”时期与“十二五”时期，分别对模型（1）进行回归，结果发现在“十一五”时期，IP系数为0.0049，在1%水平上显著;在“十二五”时期，IP系数为0.0042，在5%水平上显著。这表明，无论是“十一五”时期还是“十二五”时期，环保产业政策均有利于企业加大环保投资。 （四）稳健性检验

由于在考察环保产业政策对企业环保投资影响的过程中，受环保产业政策支持样本与未受环保产业政策支持样本可能具有一定的系统性差异，为排除差异对研究结果可能产生的干扰，本文以“十一五”规划与“十二五”规划同时支持的样本企业为实验组，以“十一五”规划与“十二五”规划均不支持的样本企业为控制组，以公司规模（Size）、盈利能力（ROA）、公司上市年龄（Age）、资产负债率（Lev）四个变量为特征变量，采用倾向得分匹配法（PSM）的半径匹配方法进行配对处理，得到相关结果（见表4，下页）。

可以看出，匹配前，实验组与控制组样本环保投资差额为0.0123，对应的t值为9.58.在1%的水平上显著;匹配后，实验组与控制组样本环保投资差额为0.0103，对应的t值为7.07，仍在1%水平上显著。这表明，在考虑实验组与控制组本身存在系统性差异的情形下，受环保产业政策支持的企业仍具有较高的环保投资额，说明研究结论具有稳健性。

为确保倾向得分匹配过程特征变量选取的合理性，这里进一步对特征变量倾向得分匹配进行平衡性检验。表5为具体倾向得分匹配模型的估算结果和平衡性检验结果。由表5可见，匹配前，实验组与控制组样本的特征变量均值差异均在1%的水平上显著。而匹配后两组样本的特征变量均值差异明显变小，p值变大，标准化差异的绝对值下降幅度在80%之上。且匹配后，p>Chi2由0.000变为0.102，表明匹配后实验组与控制组样本特征变量均无显著差异。 通过上述回归分析发现，环保产业政策有利于企业加大环保投资。但在这一研究过程中，也可能存在样本自选择带来的偏差干扰。即，有一种可能性是，并非环保产业政策促进企业参

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与环境治理，而是因为所选择的研究样本——重污染企业本身就有较大的环境治理需求。为了排除这一样本选择偏误对研究结论可能造成的干扰，本文采用处理效应模型重新回归。处理效应的第一阶段采用Probit回归，分析哪些公司更可能得到环保产业政策的支持，然后将回归得到的内生选择性偏差调整项（Lambda）代入第二阶段回归以控制内生选择性偏差。具体地，将滞后一期的企业环保投资（EPIt-1）、成长性（Growth）、经营活动现金流（Cflow）、产权性质（Soe）、公司规模（Size）、盈利能力（ROA）、上市年龄（A ge）作为第一阶段回归模型的控制变量，计算得出Lambda。将第一阶段回归得到的Lambda作为第二阶段回归的控制变量，回归结果见表6。据表6第二阶段回归结果可知，无论在全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，在控制了Lambda之后，IP系数均在1%水平上显著为正，表明考虑了样本选择偏误后，前述研究结论依然稳健。

在模型构建中，还可能存在解释变量或控制变量与被解释变量之间存在双向影响的问题。如，环保投资越多的企业越可能获得地方政府支持，产生环保投资与环保产业政策之间的双向影响问题，或企业环保投资行为影响企业盈利能力、负债能力等基本面，造成企业环保投资与控制变量之间的双向影响问题。为了排除上述问题可能对研究结论产生的干扰，在模型（1）基础上，以未来一期的企业环保投资（EPIt+1）为被解释变量，解释变量环保产业政策支持（IPt）以及控制变量组（Controlst）均采用当期水平。据表7（下页）回归结果，无论在全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，IPt系数均至少在5%水平上显著为正，这进一步表明环保产业政策支持可促使企业加大环保投资。

借鉴Vanacker et al[14]的做法，本文按均值/中位数水平对企业环保投资进行行业调整。具体而言，首先计算出企业环保投资指标分行业和分年度的均值/中位数，然后用企业环保投资的原始值减去所对应的分行业/年度的均值/中位数，可得出经行业均值/中位数调整后的企业环保投资，重新对模型（1）进行回归，结果如表8所示。无论全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，经行业均值/中位数调整后的EPI作为被解释变量时，IP系数均至少在5%水平上显著为正，进一步验证了研究结论。

为了使研究结论更稳健，以经主营业务收入平减的企业环保投资为被解释变量，重新对模型（1）进行回归。2015年1月1日起开始正式实施《中华人民共和国环境保护法》（以下简称“新《环保法》”）。为了排除新《环保法》实施可能对研究结果产生的干扰，将2015年样本剔除，重新对模型（1）进行回归。此外，为了排除2008～2009年金融危机事件可能对研究结论产生的影响，排除2008～2009年样本，重新对模型（1）进行回归。研究发现，无论在全样本时期，还是“十一五““十二五”时期，环保产业政策（IP）系数均显著为正，进一步表明研究结果的稳健性。

五、作用机制与进一步分析 （一）作用机制分析

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基于上述理论分析与实证检验，我们发现，环保产业政策支持对企业参与环境治理产生正向影响。厘清二者关系背后的作用机制，有利于打开宏观经济政策与微观企业行为作用的“黑箱”。这里基于压力效应与激励效应两大机制进行分析。 1.基于压力效应机制的分析

环保产业政策作用于企业环保投资的机制之一是压力效应。即，环保产业政策通过将来自政府、社会公众与媒体监督等方面的压力传递给企业，促使企业参与环境治理。这也意味着，上述壓力越大，对高管的制约作用就越强，机会主义行为越少，代理成本越低。反之，上述压力越小.对高管的制约作用越弱，产生道德风险的可能性越大，代理成本越高。理论上，如果环保产业政策通过向企业施压促使其参与环境治理，那么相比于低代理成本组（高压力组），环保产业政策对企业环保投资的正向影响在高代理成本组（低压力组）中应该更明显。为了对这一思路进行检验，按年度中位数标准，将代理成本（A gencost）高于中位数的企业定义为高代理成本组（High-cost），否则为低代理成本组（Lowcost），重新对模型（1）进行回归。从表9的回归结果可以看出，无论在全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，在高代理成本组中，IP系数均在1%水平上显著为正，而在低代理成本组中，IP系数均为正，但不显著。上述结果表明，环保产业政策通过压力效应机制促进企业参与环境治理。 2.基于激励效应机制的分析

环保产业政策作用于企业环保投资的另一机制为激励效应。一方面，受环保产业政策支持的企业更容易获得政府补贴、税收与信贷优惠等，有利于改善企业经营状况。另一方面，环保产业政策支持的信号传递效应，有利于降低企业融资成本。上述两方面均有利于缓解企业融资约束，激励企业积极参与环境治理。如果环保产业政策通过激励效应对企业环保投资产生促进作用，则相比于低融资约束组，在高融资约束组环保产业政策更能促进企业环保投资。具体地，借鉴黎文靖、李茫茫（2017）的做法，采用KZ指数来衡量融资约束程度[15]。该值越大，表明企业面临的融资约束程度越高。

其中，Cflow表示企业经营活动现金流，用期初总资产平减：Tobin’sQ为托宾Q，来源于CSMAR数据库;Lev为资产负债率;Dividends为当年发放的现金股利，用期初总资产平减;Cash表示企业当期现金与现金等价物持有量，用期初总资产平减。

进一步地，将公司KZ指数高于年度中位数的划分为高融资约束组（H-KZ），否则为低融资约束组（L-KZ），分别对模型（1）回归，结果如表10（下页）所示。无论在全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，在高融资约束组（H-KZ），IP系数均在1%水平显著为正，在低融资约束组（L-KZ），IP系数均不显著，表明环保产业政策能通过政府补助、银行信贷与税收优惠以及改善投资者预期等有助于缓解融资约束的方式促进企业环保投资。 （二）进一步分析

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1.基于产权性质的分析

由于制度环境的特殊性，与非国有企业相比，国有企业在追求经济利益的同时也更多地承担着环境保护、解决冗员问题等政策性负担j16。当前，生态文明建设正处于“三期叠加”的特殊阶段，各地方政府面临着较大的环境治理压力。鉴于地方政府干预国有企业的低成本特征，国有企业会对政府制定的环保产业政策积极响应，加大环保投资。因此，我们认为企业产权性质的差异可能会对研究结果产生影响。本文按实际控制人性质，将样本划分为国有企业与非国有企业，重新对模型（1）进行回归，回归结果如表11所示。当Soe=1时，在全样本时期、“十一五”时期与“十二五”时期，IP系数均在1%水平上显著为正，表明环保产业政策对国有企业环保投资产生正向影响.、而当，Soe =0时，无论是全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，IP系数均不显著，表明环保产业政策对非国有企业环保投资行为无显著影响。可能的原因在于：一方面，与非国有企业相比，作为地方政府实施调控政策的重要媒介[17]，.地方国有企业承担着就业、财政、社会稳定等政策性负担，同样也负有保护生态环境的责任。面对具有环保导向的产业政策，国有企业理应成为环境治理的排头兵，率先承担起环境保护的责任。另一方面，与非国有企业不同，国有企业与政府具有天然的互助关系，决定了国有企业在承担诸如环境保护等政策性负担的同时，也可以获得政府的政策优惠和支持扶助，这些均可促使国有企业更积极地开展环保活动。此外，相比于非国有企业，国有企业往往面临更大的环境规制成本[18]。在环保产业政策支持下，为了降低这些规制成本，国有企业会主动参与环境治理。 2.环保产业政策支持下企业环保投资对企业价值的影响

上述研究发现，在环保产业政策支持下，企业会加大环保投资，而环保投资具有投资周期长、风险高、收益率低等特征，那么环保投资对企业价值会产生何种影响呢？本文以企业价值（Tobin’s Q）为被解释变量，以环保产业政策（IP）、企业环保投资（EPI）以及环保产业政策（IP）与企业环保投资（EPI）的交乘项（IPXEPI）为解释变量，为使研究结论具有合理性，还同时控制了影响企业价值的其他重要变量，包括企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、成长性（Growth）、股权集中度（Top1）、股权制衡度（H2-10）、产权性质（S0e）、经营活动现金流（Cflow）、盈利能力（ROA）、企业上市年龄（Age）以及两职合一（Dual），此外，还控制了行业（Industry）与年度（Year）固定效应，具体见模型（2）。 在实际分析中，可能存在价值创造能力高的企业越倾向于进行更多的环保投资以及在模型构建过程中遗漏重要变量等引起的内生性问题。为了排除这些可能的干扰，本文将企业环保投资滞后一期值（EPIt-1）、环保产业政策与企业环保投资滞后一期值的交乘项（IPxEPIt-1）分别作为EPI与IPx EPI的工具变量，进行2SLS回归，结果如表12所示。在全样本时期，EPI系数为-6.822，在1%水平上显著，表明企业环保投资当期并不利于企业价值创造。而IPx EPI系数为5.998，在1%水平上显著，表明环保产业政策支持弱化了企业环保投资对企业价值创造的负向影响，可能的原因在于，与未受环保产业政策支持的企业相比，受到环保产业政策支持的企业易获得政府补助、税收与信贷优惠等好处，有利于改善企业经营状况。进一步将样本划分为“十一五”时期与“十二五”时期发现，EPI系数在“十一五”时期为负，但不显著，在“十二五”时期，在5%水平上显著为负，而IPx EPI系数在“十一五”规划时期与“十二五”规划时期均

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为正，但不显著。可能是由于“十一五”规划期间政府曾实施四万亿元投资计划，短期有利于改善企业经营状况，部分程度地将企业环保投资对当期企业价值的负向影响抵消了。 3.环保产业政策支持下，企业环保投资对地区环境污染的影响

环保产业政策的最终目标是在经济发展过程中降低污染物排放。在上述分析中，我们发现环保产业政策有利于企业加大环保投资，那么在环保产业政策支持下，企业环保投资最终能否改善生态环境呢？这里进一步分析环保产业政策支持下企业环保投资对环境污染物排放的影响。将受环保产业政策支持的企业环保投资按省份和年度加总，得到环保产业政策支持下地区层面企业环保投资（SUMEPI），将其作为解释变量，以当地环境污染状况（PoLlution，）为被解释变量，具体包括：工业废水排放（ Dirwater）、工业二氧化硫排放（S02）、工业固体廢弃物排放（Solid）等三类环境污染指标，用熵权法计算各地区环境污染综合指数（Env）。此外，本文将以下变量予以控制：产业结构（A dded），用地区工业增加值与地区GDP的比值衡量;贸易开放程度（Open），用地区进出口额与地区GDP的比值衡量，且各省份进出口额采用当年的汇率价格折算为人民币;创新程度（Innovation），用当地专利申请数量的自然对数表示;经济发展水平（Inpergdp），用地区人均实际GDP的白然对数表示;地方工业污染治理（Localepi），用地区工业污染治理投资完成额与地区GDP的比值表示。此外，本文还控制了省份（Ptovince）与年度（year）固定效应。具体构建模型（3）如下：

表13为具体回归结果，列（1）中SUMEPI系数为-0.2483，在5%水平上显著.表明在环保产业政策支持下，企业环保投资对环境污染排放具有显著抑制作用。SUMEPI系数在列（3）与列（4）中均在1%水平显著为负，在列（2）中不显著，表明企业环保投资对工业二氧化硫（S02）与工业固体废弃物（Solid）排放均能发挥有效抑制作用，而对工业废水排放无显著影响。这一结果可能与环保产业政策对不同污染物排放的强调程度有关，废水中含有化学需氧量、氨氮、生化需氧量、石油类、重金属、硫化物等有毒物质，而“十一五”规划仅将废水中的化学需氧量作为约束性指标，“十二五”规划进一步将氨氮作为约束性指标，未对其他物质含量进行专门约束。基于晋升动机考虑，政府官员仅侧重于降低五年规划中特定物质的排放，而未能兼顾废水中的其他污染物含量[19]，最终未能有效抑制工业废水排放。 六、结论与启示

2006年以来，国家发布的产业政策中更多地出现了关于“可持续发展”“生态环境保护”等具体规定，究竟环保产业政策能否引导企业积极参与环境治理，构成了值得思考和研究的重要问题。本文基于“十一五”规划与“十二五”规划的制度背景，通过手工搜集2006～2015年A股重污染上市公司的环保投资数据，实证检验了环保产业政策对企业环保投资的影响以及具体作用机制。

研究发现：第一，无论是全样本时期，还是“十一五”“十二五”时期，环保产业政策对企业加大环保投资均具有促进作用，这种有利影响在考虑系统性差异、样本选择偏差、双向影响等问题后依然成立，表明产业政策的环保导向在微观企业层面发挥着积极作用。第二，环保产业

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政策支持一方面通过增加政府、竞争性市场、社会公众以及媒体监督等压力，促使企业加大环保投资;另一方面通过获得政府补助、信贷优惠以及投资者正向预期等激励企业参与环境治理。第三，进一步分析发现，环保产业政策对企业环保投资的有利影响仅在国有企业样本中得到体现，在非国有企业样本中无显著影响。第四，考察环保产业政策支持下企业环保投资产生的经济后果发现;企业环保投资短期内并不利于企业价值创造，但能有效抑制当地工业污染物排放。

基于上述理论分析与实证检验得出的结论，本文得到如下启示：第一，环保产业政策通过压力效应与激励效应两大机制促进企业参与环境治理，这说明政府积极干预十分必要，为我们正确看待政府“扶持之手”角色的发挥提供了经验支持。第二，鉴于不同产权性质企业对环保产业政策的反应不同，环保产业政策制定者应在实施环保产业政策以及相关配套的财税政策期间，抽取不同产权性质的企业进行调研，及时了解企业环保投资行为变化，为后期制定与完善环保产业政策以及相关配套政策提供思路。第三，由于面临环境治理的压力，企业在经营过程中应及时关注国家产业政策的变动，并根据实际情况作出调整，在合法经营的前提下充分利用政策资源，实现经济效益与生态效益的双赢。 参考文献

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