(對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院，北京 100029)

引言

環(huán)境污染已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展以及社會安寧的重要問題。為此，我國政府出臺了一系列的政策，進(jìn)行了一系列的改革。習(xí)近平總書記指出，加快生態(tài)文明體制改革，建設(shè)美麗中國，黨在十八大和十九大中分別提出了“美麗中國、永續(xù)發(fā)展”“建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計”，并且首次將生態(tài)文明寫入黨章，環(huán)境問題已經(jīng)上升到國家戰(zhàn)略層面，成為當(dāng)下政府關(guān)注的重要問題。如何從制度以及立法層面解決環(huán)境問題，減少公眾的環(huán)境恐懼感并增強(qiáng)公眾對政府的信任感，已經(jīng)成為當(dāng)下重要的改革議題(賈峰，2016)[24]。早在1979年，全國人民代表大會常務(wù)委員會通過并頒布了《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法(試行)》，后在1989年我國正式頒布了第一個《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》，2011年《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》的修改列入第十一屆全國人民代表大會的立法計劃，之后經(jīng)歷了四次審議、兩次公開征求意見，到2014年4月24日，經(jīng)中華人民共和國第十二屆全國人民代表大會常務(wù)委員會第八次會議審核，修訂后《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》(以下簡稱“新環(huán)保法”)公布，于2015年1月1日開始實(shí)施。至此這部中國環(huán)境領(lǐng)域的“基本法”，完成了25年來的首次修訂。作為“史上最嚴(yán)環(huán)保法”，其頒布實(shí)施勢必對中國生態(tài)文明保護(hù)起到制度約束，并與其它相關(guān)法律法規(guī)為美麗中國“保駕護(hù)航”。然而當(dāng)前我國企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量并不高(沈洪濤和李余曉璐，2010)[30]，研究其對企業(yè)環(huán)境行為，尤其是作為外界觀察企業(yè)環(huán)境行為“直接窗口”的環(huán)境信息披露的影響，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

環(huán)境信息披露問題的研究起于20世紀(jì)70年代，這方面的文獻(xiàn)浩如煙海，國外研究內(nèi)容主要集中于環(huán)境信息披露的數(shù)量和質(zhì)量(Moneva and Llena，2000；Campbell，2004；Moroney etal．，2012)[11][5][12]、影響因素及事件(Wilmhurst and Frost，2000；Aerts etal，2008)[18][1]以及環(huán)境信息披露與環(huán)境績效之間的關(guān)系(Patten，2002；Al-Tuwaijri etal，2004；Cho and Patten，2007)[17][2][7]。隨著中國對環(huán)境問題及環(huán)境保護(hù)的日趨重視，近年來陸續(xù)有學(xué)者開始研究企業(yè)環(huán)境信息披露。已有文獻(xiàn)表明，公司特征(湯亞莉等，2006)[32]、公司治理(肖華和張國清，2008；黃珺和周春娜，2012；畢茜等，2012)[36][23][19]、公司外部監(jiān)督機(jī)制(張濟(jì)建等，2016；鄭建明等，2017)[38][40]以及政治關(guān)聯(lián)(林潤輝等，2015；李強(qiáng)和馮波，2015)[26][25]都是影響企業(yè)環(huán)境信息披露的重要因素。上述研究大部分從公司治理以及影響公司治理的內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制角度考慮，然而卻鮮有文獻(xiàn)在宏觀層面研究國家法律法規(guī)政策對微觀企業(yè)環(huán)境行為的影響，特別是“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境行為的影響。基于此，本文以2013～2016年滬深A(yù)股上市的重污染企業(yè)為研究樣本，通過雙重差分法(DID)，按照實(shí)際控制人行政級別分類，實(shí)證檢驗(yàn)了“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響。并進(jìn)一步分析了不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制以及市場化水平下，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響。

本文可能的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個方面：(1)本文利用“新環(huán)保法”這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用雙重差分法(DID)研究政府法律法規(guī)對于重污染企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響，將宏觀政策的影響，豐富了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量影響因素相關(guān)文獻(xiàn)，并為未來研究提供了新視角。(2)有助于從企業(yè)微觀層面反應(yīng)的角度，評估“新環(huán)保法”的實(shí)施效果以及經(jīng)濟(jì)后果，這對于相關(guān)監(jiān)管部門以及政策制定部門具有參考意義。(3)在驗(yàn)證政府法律法規(guī)的同時，檢驗(yàn)了市場機(jī)制的作用，發(fā)現(xiàn)市場機(jī)制與政府治理形成替代作用，為實(shí)現(xiàn)政府和市場協(xié)同治理提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

理論分析與研究假設(shè)

信號傳遞理論認(rèn)為，環(huán)境信息披露有利于減弱相關(guān)環(huán)保信息出臺給企業(yè)帶來的負(fù)面效應(yīng)，有利于企業(yè)的市場反應(yīng)，進(jìn)而影響股票價值(Blacconiere and Patten，1994；Patten and Nance，1999；沈洪濤和劉江宏，2010)[4][15][33]；合法性理論認(rèn)為“環(huán)境信息披露給組織提供了一種不必改變組織經(jīng)濟(jì)模式就可以維持組織合法性的方法”，進(jìn)行環(huán)境合法性管理(Neu etal.1998；沈洪濤等，2014)[14][29]，減少企業(yè)可能面臨的威脅企業(yè)合法性的訴訟風(fēng)險(Deegan and Rankin，1996)[9]，減少企業(yè)遭受的社會輿論和壓力(Villiers etal.，2006)[8]。然而企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露，并不能直接增加企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，并且企業(yè)伴隨著企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提高，企業(yè)同時還需要增加環(huán)保投資，這使得企業(yè)不愿意主動去提高環(huán)境信息披露質(zhì)量(Orsato，2006)[14]。因此，環(huán)境問題具有明顯的外部性特征，是市場失靈的典型表現(xiàn)(畢茜等，2012)[19]，而政府為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)相協(xié)調(diào)的目標(biāo)而制定相關(guān)法律法規(guī)等外部監(jiān)管政策，可以直接或間接調(diào)控企業(yè)的經(jīng)營活動，是消除外部性的主要手段。

現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境信息披露制度的研究主要集中于正式制度。其中，環(huán)境法律法規(guī)的頒布直接影響企業(yè)的環(huán)境信息披露水平(尚會君等，2007；姚圣和周敏，2017)[28][37]，周守華等(2012)[41]研究表明，政治因素在環(huán)境信息披露中占據(jù)重要地位。葛家澍和黃世忠(2002)[22]指出，當(dāng)企業(yè)信息披露成本大于收益時，企業(yè)會產(chǎn)生舞弊動機(jī)，減少信息披露，監(jiān)管者需對管理層施加壓力，于是相關(guān)的法律、法規(guī)等制度形式便形成一種“公共契約”(方軍雄和向曉曦，2009)[21]，對彌補(bǔ)企業(yè)社會責(zé)任的缺失至關(guān)重要。杜穎潔和杜興強(qiáng)(2014)[20]研究表明，完善的法律環(huán)境能夠促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任的履行。由此提出假設(shè)1：

H1：“新環(huán)保法”的實(shí)施提高了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。

根據(jù)要素稟賦假說，當(dāng)企業(yè)遵循環(huán)境的遵守成本小于相應(yīng)要素稟賦成本時，企業(yè)能從要素投入中獲得收益，企業(yè)便會接受嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制(唐國平等，2013)[33]。因此，隨著政府規(guī)制環(huán)境力度強(qiáng)度的增加，企業(yè)違規(guī)環(huán)境行為受到的懲罰越高越高，企業(yè)違背環(huán)境行為所帶來的稟賦收益超過環(huán)境信息披露遵守成本，企業(yè)就會遵守政府環(huán)境政策，增加環(huán)保投入和提高環(huán)境信息透明度(張同斌，2017)[39]。然而，長期以來，由于我國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很不均衡(世界銀行，2006)[18]，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化情況以及環(huán)境污染治理水平均存在很大的差異(王小魯?shù)龋?016)[35]。公司外部治理環(huán)境存在地區(qū)性差異，在法律保護(hù)、政府服務(wù)、政府干預(yù)等方面各政府呈現(xiàn)出的差異必然會誘使市場競爭對各地區(qū)企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動影響的差異(萬華林和陳信元，2010)[34]，這其中就包括企業(yè)的環(huán)境信息披露行為。

在市場化程度較高的地區(qū)，其制度環(huán)境相對較好，市場機(jī)制對企業(yè)的經(jīng)濟(jì)行為和未來命運(yùn)產(chǎn)生重要影響，不存在人為阻止競爭活動的障礙以及市場扭曲現(xiàn)象，制度環(huán)境好的地區(qū)與制度環(huán)境相對較差的地區(qū)最明顯的區(qū)別就是自由市場中產(chǎn)生的壓力迫使企業(yè)增強(qiáng)信息披露。然而在市場化程度較低的地區(qū)，制度環(huán)境相對較差，政府干預(yù)普遍存在，當(dāng)?shù)卣鶗ㄟ^手中的行政權(quán)力、審批、許可等故意設(shè)租，帶給企業(yè)“額外負(fù)擔(dān)”，從而對市場促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行信息披露的激勵作用受到嚴(yán)重阻礙。由此提出假設(shè)2：

H2：在市場化水平低的地區(qū)，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的正面作用更為顯著。

研究設(shè)計

一、雙重差分(DID)模型確定

雙重差分(DID)模型是檢驗(yàn)政策實(shí)施效果的常用方法，關(guān)于雙重差分模型的設(shè)定，主要有兩個部分，一是時間點(diǎn)的確定，二是實(shí)驗(yàn)組與對照組的確定。在本文中，我們借鑒Bertrand etal(2004)[3]、劉行等(2015)[27]的做法，依照事件發(fā)生年份選擇樣本，觀察樣本前后兩期變化。我們依照“新環(huán)保法”的實(shí)施歷程，選取2013～2014年為政策(“新環(huán)保法”)實(shí)施前年份，2015年、2016年為事件發(fā)生后年份，賦值為1，其余為0。對于實(shí)驗(yàn)組與對照組，我們依照“新環(huán)保法”第二章第二十六條按照企業(yè)行政級別是否為廳級及以上，選擇實(shí)驗(yàn)組與對照組(實(shí)驗(yàn)組為企業(yè)行政級別為廳級及以上，對照組為其它)，“新環(huán)保法”對縣級人民政府實(shí)施更為嚴(yán)厲的監(jiān)管措施，以此使其有動機(jī)去限制比其行政級別更高的企業(yè)?；诖?，我們通過實(shí)證解釋“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境行為的影響。

二、樣本篩選與數(shù)據(jù)來源

本文以2013～2016年滬深A(yù)股票上市且被定義為重污染企業(yè)3的上市公司為研究樣本。剔除ST、*ST類和財務(wù)數(shù)據(jù)異常和數(shù)據(jù)缺失的上市公司后，最終得到2229個年度觀測值，其中2013年529個、2014年544個、2015年574、2016年582個。本文數(shù)據(jù)來源于以下兩個途徑：(1)環(huán)境信息披露質(zhì)量的數(shù)據(jù)主要來源于手工收集；(2)其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。為了克服異常值對研究結(jié)論的影響，對主要連續(xù)性變量的極端值(首尾1%)及采取了Winsorize處理。本文所用數(shù)據(jù)處理軟件為Stata14.0。具體如表1所示。

三、模型設(shè)定與變量說明

在檢驗(yàn)政策實(shí)施效果影響時，通常采用雙重差分(DID)方法進(jìn)行回歸分析，本文借鑒Bertrand etal(2004)[3]、劉行等(2015)[27]的研究，設(shè)置如下模型(1)。在模型中分別控制了年度固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)以及地區(qū)固定效應(yīng)，并且在考慮了異方差問題(White檢驗(yàn))。

模型中的變量定義如下：

表1 分年度環(huán)境信息披露上市公司數(shù)量

1.環(huán)境信息披露質(zhì)量(EDI)。借鑒畢茜等(2012)[19]的研究，手工選取了企業(yè)環(huán)境信披露的實(shí)證和形式兩個維度，并采用內(nèi)容分析法來定量評價企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，分別從形式和實(shí)質(zhì)兩個維度進(jìn)行評分。為了保證評分的客觀可靠，本文采用重測信度法和評分者信度法加以驗(yàn)證，結(jié)果顯示一致性系數(shù)在1%的水平上顯著，且均大于95%，因此結(jié)果可以認(rèn)為是相對穩(wěn)定可靠的。

2.雙重差分項(xiàng)(Treat×Post)，實(shí)驗(yàn)變量與時間變量的乘積，其中實(shí)驗(yàn)變量(Treat)，按照企業(yè)實(shí)際控制人行政級分組，行政級別為廳級及以上為1，否則為0；時間變量(Post)，2014年以后為1，否則為0。

3.控制變量。依據(jù)已有研究，我們還控制了對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量可能造成影響的公司特征和公司治理的相關(guān)變量，具體選取了企業(yè)規(guī)模(Size)、公司上市年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)盈利能力(Roa)、高管持股比例(Exeshare)、董事會規(guī)模(Boardsize)、獨(dú)立董事比例(Indep)、以及年度效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)。全部變量的定義及其說明見表2。

四、描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果入表3所示。比較發(fā)現(xiàn)，重污染企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量最小值為0，最大值為0.800，兩者差距較大；均值為0.210，中位數(shù)為0.163，均值大于中位數(shù)，這表明我國重污染企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量分布不平衡，差異非常大。

五、單變量檢驗(yàn)

我們按照上市公司實(shí)際控制人行政級別，對實(shí)驗(yàn)組(廳級及以上)和對照組(其它)進(jìn)行了簡單的單變量分析。如表4所示，在“新環(huán)保法”實(shí)施以后，實(shí)驗(yàn)組的環(huán)境信息披露質(zhì)量平均提高了0.265，對照組的環(huán)境信息披露質(zhì)量平均提高了0.019，而實(shí)驗(yàn)組的環(huán)境信息披露質(zhì)量顯著高于對照組公司，這初步驗(yàn)證了假設(shè)1。

六、平行趨勢檢驗(yàn)

雙重差分(DID)模型估計的有效性依賴于平行趨勢檢驗(yàn)(parallel trend)，平行趨勢檢驗(yàn)是指實(shí)驗(yàn)組和對照組在實(shí)驗(yàn)之前保持了相同或近似的發(fā)展趨勢。只有在平行假定滿足的情況下，雙重差分(DID)模型的檢驗(yàn)才能得到準(zhǔn)確的結(jié)果。因此，根據(jù)Hong & Kacperczyk(2010)[10]的研究，我們參照模型(2)進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

從表5中，我們發(fā)現(xiàn)，在政策實(shí)施后年份的交互項(xiàng)系數(shù)在10%、5%的水平上依次顯著為正，而在這之前，交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著。這滿足了DID模型的平行假定。因此，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量作用的估計是有效的。

表4 單變量檢驗(yàn)

表5 平行趨勢檢驗(yàn)

表6 “新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響

實(shí)證結(jié)果與分析

一、主體檢驗(yàn)

對于假設(shè)1和假設(shè)2的驗(yàn)證，表6報告了檢驗(yàn)結(jié)果。為了緩解異方差問題，采用了White檢驗(yàn)進(jìn)行修正，并考慮時間固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)以及地區(qū)固定效應(yīng)。我們報告了環(huán)境信息披露質(zhì)量在環(huán)境保護(hù)法實(shí)施之后對比政策實(shí)施之前的變化。在全樣本的檢驗(yàn)中，列示了是企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量在加入控制變量前后的相應(yīng)結(jié)果；全樣本回歸結(jié)果顯示，雙重差分項(xiàng)(Treat×Post)的系數(shù)均為正，并且在1%的水平上顯著，隨著控制變量的加入，Treat×Post的系數(shù)呈現(xiàn)出合理的下降趨勢。這說明，“新環(huán)保法”的實(shí)施提高了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。從經(jīng)濟(jì)意義上分析，在加入控制變量，并控制時間、行業(yè)和地區(qū)效應(yīng)以后，環(huán)境信息披露質(zhì)量(EDI)的系數(shù)為0.027，即新環(huán)境保護(hù)法的實(shí)施使得企業(yè)披露環(huán)境信息質(zhì)量提高了2.7%，從而驗(yàn)證了假設(shè)1。進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)2，不同地區(qū)市場化水平下新環(huán)境保護(hù)法對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的作用，我們按照地區(qū)市場化水平中位數(shù)分為高低兩組(高于中位數(shù)為市場化水平高一組，低于中位數(shù)為市場化水平低一組)，對比分析市場化水平不同情況下，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的作用?；貧w結(jié)果顯示，相比較市場化水平高一組，在市場化水平低的一組，雙重差分項(xiàng)(Treat×Post)的系數(shù)正向作用更為顯著。即在市場化水平高的地區(qū)，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的正面作用更為顯著，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。這也證明“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量有正面影響，并與市場機(jī)制形成互補(bǔ)作用。

二、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

前文中我們論述了“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的正向作用，但是不僅是“新環(huán)保法”可能會影響實(shí)驗(yàn)組(實(shí)際控制人行政級別為廳級及以上)的企業(yè)，也有可能是實(shí)驗(yàn)組企業(yè)長期行為導(dǎo)致新環(huán)境保護(hù)法所做出來的規(guī)定。為了準(zhǔn)確的識別新環(huán)境保護(hù)法對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量影響的因果關(guān)系，本文通過傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)為標(biāo)的公司選取對照組，然后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。本文按照上市公司前一年度的排污費(fèi)、企業(yè)規(guī)模、負(fù)債率、盈利能力和所處行業(yè)為原則，分別進(jìn)行一比一近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配，然后重新進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表7、表8和表9所示。從回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)主要結(jié)論與前文保持一致，假設(shè)仍然成立。

2.安慰劑檢驗(yàn)

根據(jù)前述內(nèi)生性解決的分析，外生事件同樣可能不具有唯一性，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響或許是一個“假事實(shí)”，即并不存在特殊時間點(diǎn)會導(dǎo)致環(huán)境信息披露質(zhì)量提高。參照Chen et al．(2015)[6]，我們通過安慰劑檢驗(yàn)來識別“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響的唯一性，具體的，我們將“新環(huán)保法”實(shí)施的時間點(diǎn)分別設(shè)定為2013年和2016年，即分別將2014～2016年以及2016年認(rèn)定為“新環(huán)保法”政策實(shí)施后的年份，賦值為1，其余年份為0，然后重新進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表10和表11所示。在回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)雙重差分項(xiàng)(Treat×Post)均不顯著，安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明“新環(huán)保法”的實(shí)施具有唯一性，說明本文構(gòu)建的外生沖擊是準(zhǔn)確的，結(jié)論是可靠的。

表7 PSM：一比一近鄰匹配

表8 PSM：半徑匹配

表9 PSM：核匹配

結(jié)論與建議

關(guān)于企業(yè)環(huán)境信息披露的影響因素，前人做出大量相關(guān)研究，主要基于委托代理問題，從影響公司治理的內(nèi)外部機(jī)制進(jìn)行探討，然而由于環(huán)境信息披露具有嚴(yán)重的溢出效應(yīng)，僅僅依賴公司治理無法達(dá)到預(yù)期效果，因此需要從立法層面考慮實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境法律法規(guī)政策，“新環(huán)保法”作為“史上最嚴(yán)環(huán)保法”，研究其對企業(yè)環(huán)境行為的影響，不僅可以給予“新環(huán)保法”對企業(yè)作用效果以實(shí)證證據(jù)，也對我國相關(guān)政策制定部門評估政策實(shí)施效果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，更是為從國家宏觀層面探討制度層面對企業(yè)治理提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，具有重要的理論貢獻(xiàn)。

表10 政策實(shí)施點(diǎn)轉(zhuǎn)換(2013年)

本文以2013～2016年滬深兩市A股重污染行業(yè)上市公司為樣本，采用雙重差分法(DID)實(shí)證檢驗(yàn)了“新環(huán)保法”對重污染企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響。我們的實(shí)證檢驗(yàn)建立第二章第二十六條，通過實(shí)際控制人行政級別分為實(shí)驗(yàn)組與對照組，對“新環(huán)保法”的實(shí)施效果進(jìn)行解釋。本文研究發(fā)現(xiàn)，“新環(huán)保法”提高了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。進(jìn)一步的對比分析發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境規(guī)制力度高以及市場化水平高的地區(qū)，“新環(huán)保法”對企業(yè)環(huán)境信息披露的正向作用更為顯著；為了保證結(jié)論的可靠性，我們進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，首先分別采用了傾向匹配的分法(PSM)對實(shí)驗(yàn)組于對照組進(jìn)行一比一近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配以解決實(shí)驗(yàn)組與控制組可能存在的內(nèi)生性問題，其次，我們分別將政策實(shí)施點(diǎn)遷移到不同年份，實(shí)施安慰劑檢驗(yàn)，以解決政策實(shí)施點(diǎn)可能存在的不唯一性。最后，我們發(fā)現(xiàn)相關(guān)研究結(jié)論仍然成立。

本文研究表明，“新環(huán)保法”的實(shí)施有效促進(jìn)了企業(yè)環(huán)境保護(hù)行為，提高了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量。因此，要提高企業(yè)環(huán)境信息披露意愿，政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步增強(qiáng)相關(guān)法制法規(guī)，尤其是要重點(diǎn)針對重污染行業(yè)加強(qiáng)監(jiān)督力度，實(shí)施更為嚴(yán)厲的環(huán)境政策；另外，要重點(diǎn)關(guān)注不同企業(yè)、不同地區(qū)市場化水平，針對性地推動企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露，充分發(fā)揮生態(tài)文明建設(shè)"政府-市場-社會"三維機(jī)制協(xié)。

表11 政策實(shí)施點(diǎn)轉(zhuǎn)換(2016年)

注釋