呂康娟 潘敏杰 朱四偉

(1.上海大學(xué) 悉尼工商學(xué)院，上海 201899；2.上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444)

一、引言

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，然而經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)是以環(huán)境高污染為代價(jià)。2020年中國(guó)生態(tài)環(huán)境狀態(tài)公報(bào)顯示，全國(guó)仍然有135個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量未達(dá)標(biāo)。從1979年《中華人民共和國(guó)環(huán)境保護(hù)法(試行)》頒布以來，環(huán)保部門先后出臺(tái)了一系列政策法規(guī)，但治理效果不盡如人意。環(huán)境政策在被執(zhí)行過程中容易受到不同參與主體治理目標(biāo)差異性的影響，同時(shí)環(huán)境執(zhí)法效力在行政層級(jí)執(zhí)行中逐級(jí)遞減，這導(dǎo)致了環(huán)境執(zhí)法難[1][2]。一方面，由于我國(guó)特殊的財(cái)政分權(quán)制度，地方政府存在“重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，輕環(huán)境保護(hù)”的做法[3]。另一方面，在地方環(huán)保部門屬地管理體制下，地方保護(hù)主義現(xiàn)象屢見不鮮。為此，中央不斷強(qiáng)調(diào)環(huán)保部的權(quán)威，通過環(huán)保部對(duì)地方政府實(shí)行縱向環(huán)保監(jiān)督[4]。2014年5月，環(huán)保部出臺(tái)了《環(huán)境保護(hù)部約談暫行辦法》,該辦法就具體環(huán)境問題約談地區(qū)主要負(fù)責(zé)人，要求被約談地區(qū)在15個(gè)工作日之內(nèi)提交整改方案，并于半年之內(nèi)完成整改。該辦法增強(qiáng)了地方環(huán)境保護(hù)執(zhí)行力度，是環(huán)境治理政策的一項(xiàng)創(chuàng)新之舉，環(huán)保部門通過給地方政府施加治理壓力促使環(huán)境政策有效落地執(zhí)行，實(shí)現(xiàn)了從傳統(tǒng)的“督企”到“督政”的轉(zhuǎn)變。近年來中央政府逐步認(rèn)識(shí)到環(huán)境“垂直管理”的重要性，至2021年12月已開展五批中央生態(tài)環(huán)境保護(hù)督察。

十九大報(bào)告提出了“推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革”和“提高全要素生產(chǎn)率”的要求。而經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展離不開企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。傳統(tǒng)重污染行業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑之一[5]。那么，環(huán)保約談制度能否促進(jìn)重污染企業(yè)的轉(zhuǎn)型和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展？環(huán)保約談制度影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制是什么？對(duì)上述問題的回答，可以驗(yàn)證環(huán)保約談?wù)吣芊裨谖覈?guó)產(chǎn)生“強(qiáng)波特效應(yīng)”，也能更好地評(píng)估環(huán)保約談制度能否實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)雙贏。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制的文獻(xiàn)主要研究行政命令型環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制的政策效果，而本文從環(huán)保約談制度的視角，評(píng)估該政策的宏觀治理效果和對(duì)微觀重污染企業(yè)的影響。本文主要討論了環(huán)保約談制度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及其機(jī)制，擴(kuò)充了強(qiáng)波特假說的研究成果。環(huán)保約談制度通過改變重污染企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)、提升技術(shù)創(chuàng)新水平來促進(jìn)其高質(zhì)量發(fā)展。其次，高質(zhì)量發(fā)展需要實(shí)現(xiàn)環(huán)境目標(biāo)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)同，本文將環(huán)保約談?wù)?、環(huán)境治理和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展納入同一分析框架，豐富了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)文獻(xiàn)。并且提供了環(huán)保垂直管理的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為后續(xù)推進(jìn)環(huán)保約談制度以及完善我國(guó)的環(huán)境管理體系提供政策啟示。最后，本文分析了公眾監(jiān)督對(duì)環(huán)保約談?wù)哂绊懙恼{(diào)節(jié)效應(yīng)，進(jìn)一步說明了環(huán)保約談?wù)叩挠行?shí)施需要公眾監(jiān)督。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的研究成果較為豐富，但研究結(jié)論莫衷一是。強(qiáng)波特假說認(rèn)為環(huán)境規(guī)制能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)從而提升全要素生產(chǎn)率。部分學(xué)者通過實(shí)證分析驗(yàn)證了強(qiáng)波特效應(yīng)的存在。劉和旺等通過省級(jí)層面的環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)和中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，實(shí)施嚴(yán)格且適宜的環(huán)境規(guī)制可以實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和生產(chǎn)率提高的“雙贏”結(jié)果[6]。李樹和陳剛認(rèn)為《大氣污染防治法》的修訂顯著提高了污染密集型工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率[7]。任勝鋼等發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)型的環(huán)境規(guī)制政策中的“SO2排污權(quán)機(jī)制”產(chǎn)生了強(qiáng)波特效應(yīng)[8]。然而，另一部分學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致企業(yè)成本增加從而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率，理由是：其一環(huán)境規(guī)制使得企業(yè)生產(chǎn)和銷售等環(huán)節(jié)難度加大；其二企業(yè)的治污需求擠占了生產(chǎn)資源。Gray研究了美國(guó)在20世紀(jì)70年代實(shí)行的環(huán)境管制政策，發(fā)現(xiàn)該政策使得制造業(yè)生產(chǎn)率的年均增速下降了0.17到0.28個(gè)百分點(diǎn)[9]。Lanoie等的研究也發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高造成的額外成本對(duì)全要素生產(chǎn)率存在負(fù)向影響[10]。

(二)環(huán)保約談的相關(guān)研究

環(huán)保約談制度是落實(shí)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任主體的一種表現(xiàn)，解決了地方環(huán)保政策執(zhí)行不到位和地方保護(hù)主義長(zhǎng)期存在的問題。目前關(guān)于環(huán)保約談的文獻(xiàn)研究主要集中在對(duì)宏觀治理效果的影響，而對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)注較少。一些學(xué)者驗(yàn)證了環(huán)保約談制度有助于降低環(huán)境污染。如李強(qiáng)等運(yùn)用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了治理污染的有效性[1]。石慶玲等運(yùn)用斷點(diǎn)回歸方法實(shí)證發(fā)現(xiàn)環(huán)保約談改善了空氣質(zhì)量[4]。部分學(xué)者開始關(guān)注環(huán)保約談制度對(duì)政府管理水平的影響。吳建祖和王蓉娟發(fā)現(xiàn)環(huán)保約談能夠顯著提高地方政府環(huán)境治理效率[2]。而從環(huán)保約談?wù)呓嵌妊芯科髽I(yè)行為的文獻(xiàn)相對(duì)較少。沈洪濤和周艷坤發(fā)現(xiàn)了環(huán)保約談的短期效應(yīng)，得出環(huán)保約談制度僅引起了企業(yè)的減產(chǎn)行為而并未增加企業(yè)環(huán)保投資的結(jié)論[11]。

綜上所述，現(xiàn)有學(xué)者對(duì)環(huán)保約談的研究主要局限在政府環(huán)境治理和企業(yè)環(huán)保投資等方面，較少學(xué)者探究環(huán)保約談制度對(duì)微觀企業(yè)的影響機(jī)制，企業(yè)是環(huán)境政策的直接影響主體，研究環(huán)保約談制度的有效性以及對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響將能更好地識(shí)別環(huán)保約談?wù)叩闹苯雍烷g接影響效應(yīng)。此外，對(duì)環(huán)保約談制度的研究也缺乏公眾參與的視角。

三、制度背景和理論假說

(一)制度背景

我國(guó)的環(huán)境政策層出不窮，但治理效果不盡如人意，這與我國(guó)長(zhǎng)期以來的“重立法、輕執(zhí)法、忽監(jiān)視”的現(xiàn)象有關(guān)。環(huán)保約談制度自問世以來，被約談地區(qū)官員更加注重解決環(huán)境問題，提高了政府環(huán)境治理效率。一方面，地方官員被約談后，其環(huán)保壓力增大，從而增強(qiáng)環(huán)境政策的執(zhí)行力度。另一方面，地區(qū)因環(huán)境問題被約談后會(huì)引發(fā)多方關(guān)注，社會(huì)輿論和公民關(guān)注推動(dòng)地方官員履行環(huán)保責(zé)任。環(huán)保約談制度可以強(qiáng)化地方政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)。首先，由于地方政府掌握當(dāng)?shù)丨h(huán)境部門的人事資源，地方環(huán)境部門易受到地方政府的影響，很難保證政策執(zhí)行的獨(dú)立性，從而產(chǎn)生環(huán)境政策執(zhí)行偏差現(xiàn)象。其次，地方環(huán)保部門受上級(jí)環(huán)保部門和地方政府的雙重領(lǐng)導(dǎo)，其執(zhí)行效率易受影響。而環(huán)保約談?wù)叩某雠_(tái)彌補(bǔ)了執(zhí)法監(jiān)督不到位的問題。約談一般采用告誡談話、指出相關(guān)問題等方式對(duì)地方政府及其相關(guān)部門負(fù)責(zé)人提出整改要求并在規(guī)定時(shí)間內(nèi)督促整改到位。該政策實(shí)際上是一種起到預(yù)警作用的行政監(jiān)督與行政問責(zé)機(jī)制。該舉措增強(qiáng)了地方政府的環(huán)保責(zé)任意識(shí)，對(duì)地方官員形成震懾作用，產(chǎn)生逐漸向下的環(huán)保治理壓力。例如有地級(jí)市書記在被約談后，做出“保證不會(huì)被第二次約談”和“親自分管環(huán)保工作”的承諾。環(huán)保約談的內(nèi)容主要包括各類環(huán)境問題，例如空氣質(zhì)量、水污染以及群眾反映的突出的環(huán)境問題等。

(二)理論分析

環(huán)境政策的參與主體包括政府、公眾和企業(yè)。環(huán)保部門約談地方主要負(fù)責(zé)人，地方官員為“避免失職”而提升環(huán)境治理努力程度，推動(dòng)地區(qū)環(huán)境政策的執(zhí)行力度，使得公眾對(duì)環(huán)境污染的關(guān)注度不斷提升。地方官員受到環(huán)境治理壓力后轉(zhuǎn)向污染型企業(yè)進(jìn)行施壓。當(dāng)污染型企業(yè)面臨更高的環(huán)保治理壓力時(shí)，將影響企業(yè)的決策。一方面，更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)產(chǎn)生成本效應(yīng)，企業(yè)不得不將用于生產(chǎn)和創(chuàng)新的資金用于治理污染，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新要素產(chǎn)生“擠占效應(yīng)”[12]。當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)投入降低時(shí)，生產(chǎn)要素投入和生產(chǎn)規(guī)模均偏離最優(yōu)水平而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率[13]。另一方面，面對(duì)更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)加大末端治理投入，不僅增加企業(yè)生產(chǎn)成本，而且增加研發(fā)投入的融資約束，使得企業(yè)產(chǎn)出水平下降，創(chuàng)新能力減弱，從而降低企業(yè)生產(chǎn)率[14]。因此，從短期來看，環(huán)保約談制度將抑制約談所在地企業(yè)的創(chuàng)新行為，進(jìn)而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

假設(shè)1a：環(huán)保約談制度對(duì)約談所在地企業(yè)產(chǎn)生“創(chuàng)新擠占”效應(yīng)，抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

強(qiáng)波特假說認(rèn)為，嚴(yán)格而設(shè)計(jì)恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)，從而抵消環(huán)境規(guī)制成本，提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力[15]。環(huán)保約談制度不斷給政府官員施加環(huán)境治理壓力，地方政府則加強(qiáng)地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平和環(huán)境執(zhí)法力度。持續(xù)的環(huán)保壓力倒逼企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品和技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而降低成本。企業(yè)不僅通過技術(shù)升級(jí)和改造達(dá)到減排的目的，而且通過創(chuàng)新補(bǔ)償實(shí)現(xiàn)了企業(yè)效率的提升，最終實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的“雙贏”[16]。

假設(shè)1b：環(huán)保約談制度對(duì)約談所在地企業(yè)產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

環(huán)保約談制度使得地區(qū)的環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力度提高，面對(duì)不斷提高的環(huán)境治理壓力，企業(yè)的治污壓力不斷增大，迫使企業(yè)要么減產(chǎn)或者增加企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，要么實(shí)行末端治理或者生產(chǎn)過程清潔化[7]。顯然，減產(chǎn)不符合企業(yè)利潤(rùn)最大化和保持競(jìng)爭(zhēng)力的需要，而末端治理成本的不斷提高使得企業(yè)在生產(chǎn)端進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力增強(qiáng)。因此，企業(yè)面臨的政府環(huán)境規(guī)制治理壓力越大，越傾向于進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型升級(jí)[17]。由此，重污染企業(yè)不斷加強(qiáng)研發(fā)投入，淘汰落后工藝和技術(shù)，進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新或者工藝創(chuàng)新，提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力并獲得長(zhǎng)期發(fā)展空間。

環(huán)保約談制度增加了地方官員的執(zhí)政壓力，從而促使地方官員不斷提升地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平，進(jìn)而影響了企業(yè)的污染排放，而企業(yè)污染治理更多需要企業(yè)采取有效治理措施才能實(shí)現(xiàn)[18]，故會(huì)對(duì)公司內(nèi)部治理也產(chǎn)生影響。環(huán)境規(guī)制政策可以改善公司內(nèi)部委托代理關(guān)系，推動(dòng)管理者和股東的利益趨于一致[19]，有利于公司長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展，而良好的公司治理結(jié)構(gòu)更注重公司的長(zhǎng)期利益[20]。若企業(yè)管理者缺乏正向激勵(lì)，企業(yè)經(jīng)營(yíng)者決策存在短視行為，影響企業(yè)的長(zhǎng)期價(jià)值。因此，在持續(xù)高環(huán)保治理壓力下，企業(yè)更傾向于優(yōu)化資源配置，不斷改善公司治理結(jié)構(gòu)，提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。公司治理結(jié)構(gòu)會(huì)影響公司的投資決策，進(jìn)而影響公司的綠色創(chuàng)新行為[22][23]。而對(duì)管理層實(shí)行激勵(lì)機(jī)制是促使其承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、增加創(chuàng)新績(jī)效的有效途徑[21]。管理層激勵(lì)能緩解企業(yè)代理權(quán)和所有權(quán)分離帶來的問題而使管理者關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)期目標(biāo)。典型的管理層激勵(lì)機(jī)制主要是薪酬激勵(lì)與股權(quán)激勵(lì)，在激勵(lì)機(jī)制下，企業(yè)管理層的風(fēng)險(xiǎn)承受能力和意愿增強(qiáng)，管理者更注重企業(yè)長(zhǎng)期核心競(jìng)爭(zhēng)力[24]。因此，對(duì)管理層采取激勵(lì)機(jī)制將有利于推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)2：環(huán)保約談制度通過“提高技術(shù)創(chuàng)新水平”和“優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)”兩條路徑推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

環(huán)境治理不僅需要政府監(jiān)管，而且離不開公眾監(jiān)督。公眾監(jiān)督提升了公司違法行為曝光的概率，對(duì)企業(yè)產(chǎn)生排污治理壓力。公共輿論容易影響企業(yè)和管理層的聲譽(yù)，輿論壓力將推動(dòng)管理層更加注重公司經(jīng)營(yíng)模式，對(duì)企業(yè)管理者產(chǎn)生無形的激勵(lì)與約束[25]。因此，輿論關(guān)注影響公司治理，促使企業(yè)更加關(guān)注環(huán)保責(zé)任[26]，以減少處罰。公眾關(guān)注度較高的污染企業(yè)，為了維護(hù)自身的聲譽(yù)和形象會(huì)格外重視企業(yè)環(huán)保工作，降低被監(jiān)管處罰的風(fēng)險(xiǎn)，也推動(dòng)企業(yè)加快技術(shù)轉(zhuǎn)型和升級(jí)，實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。對(duì)于公共關(guān)注度較低的企業(yè)，其面對(duì)的外部約束相對(duì)較少，綠色轉(zhuǎn)型的動(dòng)力不足，因此，環(huán)保約談制度對(duì)于關(guān)注度較低企業(yè)的影響不明顯。

假設(shè)3：公眾關(guān)注度越高，環(huán)保約談制度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用越明顯。

四、模型構(gòu)建與變量選取

(一)模型設(shè)定

本文將環(huán)保約談制度作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。為檢驗(yàn)環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，主要采用多期DID模型進(jìn)行分析，treat和time屬于虛擬變量。被約談城市所在地的上市公司被視為處理組，其余為對(duì)照組，treati分別取1和0。timeit用于識(shí)別環(huán)保約談的時(shí)間，若上市公司所在地的城市處于被環(huán)保約談發(fā)生當(dāng)年及以后年度則賦值為1，否則為0。模型(2)中的treati和timeit的交互項(xiàng)用于識(shí)別政策效果，即環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，所以β1是本文主要關(guān)心的回歸系數(shù)。若β1的估計(jì)結(jié)果為正，則說明環(huán)保約談制度促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，反之說明環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有負(fù)向影響。

TFPit(labor)=β0+β1treati*timeit+β2Xit+rt+ui+εit

(1)

(二)數(shù)據(jù)說明

本文選取的樣本時(shí)間為2009～2018年。本文的主要研究對(duì)象是重污染行業(yè)的上市公司，將重污染行業(yè)劃定為煤炭、冶金、化工、石化等16個(gè)行業(yè)[5]。相對(duì)于清潔行業(yè)，重污染行業(yè)在面對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化時(shí)，其政策敏感度較強(qiáng)，且重污染行業(yè)的技術(shù)轉(zhuǎn)型對(duì)于解決我國(guó)的環(huán)境問題至關(guān)重要?？紤]到制造業(yè)和服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率差別較大，本文選擇制造業(yè)企業(yè)為研究樣本。此外，本文刪除了ST和*ST公司樣本以及存在嚴(yán)重?cái)?shù)據(jù)缺失的樣本數(shù)據(jù)，最終得到4978個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)，為了控制極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%分位數(shù)的Winsorize處理。城市和企業(yè)數(shù)據(jù)分別來源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，環(huán)保約談城市數(shù)據(jù)來源于各地方政府網(wǎng)站。

本文的被解釋變量為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[27]，從企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP和企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率labor兩個(gè)維度來刻畫企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。其中，計(jì)算全要素生產(chǎn)率的方法主要有GMM法、OP法和LP法。GMM法由于通過加入工具變量來解決模型的內(nèi)生性問題而得到廣泛運(yùn)用，本文運(yùn)用GMM法測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，為了驗(yàn)證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，分別采用LP法和OP法進(jìn)行做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文采用企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入與員工人數(shù)的比值來衡量勞動(dòng)生產(chǎn)率。

此外，參考經(jīng)典文獻(xiàn)，本文選取以下變量作為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(LnAssets)、企業(yè)上市年齡(Ssage)、人均固定資產(chǎn)(Pfassets)和資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，其中，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)衡量；企業(yè)年齡用企業(yè)上市年限衡量。

五、實(shí)證結(jié)果

(一)環(huán)保約談制度有效性檢驗(yàn)

本文首先通過構(gòu)建雙重差分模型檢驗(yàn)環(huán)保約談制度能否顯著降低環(huán)境污染。環(huán)境污染主要包括空氣污染和水污染。本文選用工業(yè)SO2排放量以及霧霾衡量空氣污染，選用工業(yè)廢水排放量衡量水污染。其中，工業(yè)SO2排放量和工業(yè)廢水排放量數(shù)據(jù)來自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，刪除了部分?jǐn)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的城市，采取插值法補(bǔ)充缺失值，最終得到了270個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，其中處理組城市有66個(gè)，對(duì)照組城市有204個(gè)①。霧霾污染主要采用三種方法衡量：第一種，我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中公布了PM2.5的數(shù)值，但因公布數(shù)據(jù)較晚且僅公布了重點(diǎn)城市的霧霾污染指標(biāo)而較少應(yīng)用于學(xué)術(shù)研究；第二種采用哥倫比亞大學(xué)社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和應(yīng)用中心公布的全球PM2.5濃度年均值的柵格數(shù)據(jù)，用ArcGIS軟件解析到省級(jí)層面或者城市層面，該數(shù)據(jù)因?yàn)閿?shù)據(jù)真實(shí)而得到較為廣泛的運(yùn)用[28][29]，但該數(shù)據(jù)暫未更新到2018年；第三種采用達(dá)爾豪斯大學(xué)大氣成分分析組網(wǎng)站提供的柵格數(shù)據(jù)，解析提取到地級(jí)市層面的PM2.5年度均值作為霧霾污染衡量指標(biāo)，該數(shù)據(jù)也得到眾多學(xué)者的青睞[30][31]，且該數(shù)據(jù)更新到2018年②。因此，本文主要采用該數(shù)據(jù)衡量霧霾污染。treat和time屬于虛擬變量，當(dāng)某城市被約談時(shí)treati取1，沒被約談時(shí)treati取0。timeit用于識(shí)別環(huán)保約談的時(shí)間，若某城市某個(gè)年份已經(jīng)被約談，則將timeit記為1；若某城市某個(gè)年份未被約談，則將timeit記為0。若α1<0，則說明環(huán)保約談?wù)呓档土宋廴舅?，環(huán)保約談?wù)哂行А?/p>

此外，參考經(jīng)典文獻(xiàn)，控制變量選擇外商直接投資占GDP比重(FDI)、人均GDP(Pgdp)、人均GDP的平方(Pgdp2)、第二產(chǎn)業(yè)占比(Second)和財(cái)政收入占比(FD)等變量，同時(shí)參考范子英等的方法[32]，通過構(gòu)造以下雙向固定效應(yīng)模型來檢驗(yàn)環(huán)保約談的政策效應(yīng)，rt和ui分別表示年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)。

Pollutionit=α0+α1treati*timeit+α2Xit+rt+ui+εit

(2)

表1報(bào)告了環(huán)保約談?wù)邔?duì)環(huán)境污染的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)顯示，環(huán)保約談對(duì)工業(yè)SO2排放、霧霾污染以及工業(yè)廢水排放的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說明環(huán)保約談?wù)哂兄诮档鸵怨I(yè)SO2排放和霧霾為代表的空氣污染和以工業(yè)廢水排放為代表的水污染。具體而言，環(huán)保約談后，被約談地區(qū)工業(yè)SO2排放量比非約談地區(qū)低1.7904萬(wàn)噸。被約談地區(qū)的空氣質(zhì)量比非約談地區(qū)更優(yōu)，年平均值降低1.7054 ug/m3，被約談地區(qū)的工業(yè)廢水的排放量較非約談地區(qū)下降723億噸。這說明環(huán)保部門通過對(duì)地方領(lǐng)導(dǎo)采用約談的形式施加壓力，使地區(qū)環(huán)境規(guī)制顯著增強(qiáng)，從而使被約談地區(qū)的污染物排放量顯著降低。整體而言，環(huán)保約談?wù)唢@著提升了被約談地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量。因此，環(huán)保約談?wù)哂行?。從回歸結(jié)果來看，地區(qū)層面的“環(huán)境避難所效應(yīng)”并不存在，當(dāng)以工業(yè)SO2排放量作為被解釋變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染符合“倒U”型假說。

表1 環(huán)保約談對(duì)主要污染物排放的影響

(二)環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響

1.動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

DID模型成立的前提條件是處理組和對(duì)照組需滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即在環(huán)保約談開始前，處理組和對(duì)照組的發(fā)展趨勢(shì)具有一致性。本文主要參考Beck等(2010)的文獻(xiàn)[33]，采用事件分析法驗(yàn)證環(huán)保約談?wù)呤欠駶M足平行趨勢(shì)假設(shè)。將環(huán)保約談時(shí)間改為各年份時(shí)間虛擬變量進(jìn)行估計(jì)，year為年度虛擬變量，當(dāng)年取值為1，其他年份取值為0。本文定義7個(gè)年份虛擬變量before3～before1、current、after1～after3，分別代表環(huán)保約談前3年、前2年、前1年、當(dāng)年、1年后、2年后、3年后，同時(shí)通過β1的正負(fù)號(hào)及顯著性判斷平行趨勢(shì)假設(shè)是否成立。

(3)

圖1繪制了90%置信區(qū)間下的估計(jì)結(jié)果，可以看出環(huán)保約談前(2011～2013年)，估計(jì)系數(shù)均不顯著，表明使用雙重差分法的前提條件平行趨勢(shì)假設(shè)成立。同時(shí)，動(dòng)態(tài)效應(yīng)顯示，環(huán)保約談后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率和勞動(dòng)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)逐步增大，表明環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用在增強(qiáng)，政策具有長(zhǎng)期有效性。此外，環(huán)保約談?wù)邔?duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在一定的滯后性，環(huán)保約談對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率和勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響在第一年后才會(huì)出現(xiàn)，滯后的原因可能是企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品和工藝創(chuàng)新需要一定的時(shí)間。

圖1 平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)圖

2.實(shí)證結(jié)果與分析

表2報(bào)告了環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的模型估計(jì)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果表明，加入控制變量后，環(huán)保約談對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率和企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，即環(huán)保約談制度顯著促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)1b得到驗(yàn)證?？赡艿脑蚴牵涵h(huán)保約談制度使得地方官員環(huán)境治理壓力提升，地方政府迫于執(zhí)政壓力增強(qiáng)了環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力度。環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)治污成本和生產(chǎn)成本，倒逼重污染企業(yè)加強(qiáng)研發(fā)和創(chuàng)新，產(chǎn)生的創(chuàng)新效應(yīng)彌補(bǔ)了治污成本，故環(huán)保約談制度提高了被約談地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率和勞動(dòng)生產(chǎn)率，即環(huán)保約談制度促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。具體而言，環(huán)保約談制度使得被約談城市企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升約0.0756%。加入控制變量后的估計(jì)結(jié)果顯示，資產(chǎn)負(fù)債率和人均固定資產(chǎn)降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響為正。

表2 環(huán)保約談對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.PSM-DID檢驗(yàn)

為了克服樣本選擇性偏差帶來的估計(jì)誤差，同時(shí)也為了克服被約談城市企業(yè)和非環(huán)保約談城市企業(yè)的系統(tǒng)性差異，本文采用PSM-DID法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，從非約談城市企業(yè)選擇一個(gè)與被約談城市企業(yè)最為接近的實(shí)驗(yàn)樣本。本文主要采用近鄰匹配和半徑匹配兩種方法進(jìn)行估計(jì)，選擇TFP或者labor為結(jié)果變量，而企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、人均凈資產(chǎn)和企業(yè)上市年齡為匹配變量。兩種方法在匹配后的變量中，所有匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值均不超過10%，且大多數(shù)變量的t值不顯著，說明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組非常接近，符合可比性要求?；貧w結(jié)果顯示，time*treat的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，即無論是采用近鄰匹配還是采用半徑匹配，環(huán)保約談制度均促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表3 PSM-DID估計(jì)結(jié)果

2.替換被解釋變量

計(jì)算全要素生產(chǎn)率的方法除了GMM法，還有LP法和OP法，本文采用OP法和LP法兩種方法做穩(wěn)健性分析。其中，采用LP法計(jì)算全要素生產(chǎn)率時(shí)，選擇上市公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入作為產(chǎn)出變量，選擇員工人數(shù)作為勞動(dòng)投入量，中間品投入量選擇購(gòu)買商品、接受勞務(wù)的現(xiàn)金。借鑒趙健宇等的研究[34]，OP法中的投資采用資本性支出的自然對(duì)數(shù)度量。表4第(1)列和第(2)列匯報(bào)了回歸結(jié)果，雙重差分項(xiàng)time*treat的回歸系數(shù)都顯著為正，表明被解釋變量無論是采用OP法測(cè)算還是LP法測(cè)算，環(huán)保約談對(duì)其的影響均顯著為正，本文結(jié)論穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.剔除直轄市

由于直轄市與普通地級(jí)市在資源稟賦和行政級(jí)別方面存在較大差距[35]，本文在全樣本的基礎(chǔ)上，剔除直轄市以估計(jì)環(huán)保約談對(duì)普通地級(jí)市的影響。表4的結(jié)果顯示，雙重差分項(xiàng)的系數(shù)及顯著性與主回歸保持一致，證明本文結(jié)論較為穩(wěn)健，即剔除直轄市后，環(huán)保約談制度依舊促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

4.剔除其他政策的影響

為了解決當(dāng)前的環(huán)境問題，生態(tài)環(huán)境部在2016～2017年對(duì)全國(guó)31個(gè)省份進(jìn)行五批次環(huán)保督察行動(dòng)?？紤]到該政策也可能會(huì)影響企業(yè)行為而造成上文的估計(jì)結(jié)果存在偏差，本文在回歸中控制了中央環(huán)保督察政策。表4第(3)列匯報(bào)了回歸結(jié)果，核心變量的系數(shù)顯著為正，表明剔除其他政策影響后，環(huán)保約談制度仍然促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，表明基準(zhǔn)結(jié)果穩(wěn)健。

5.安慰劑檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)研究結(jié)論是否穩(wěn)健，借鑒徐思等的研究[36]，通過構(gòu)造偽政策時(shí)間來檢驗(yàn)，假設(shè)環(huán)保約談?wù)咛崆皟赡昊蛘呷陮?shí)施，重新估計(jì)政策影響。表4中第(5)列和第(6)列匯報(bào)了研究結(jié)果，偽政策回歸中的雙重差分系數(shù)不再顯著，即環(huán)保約談?wù)咛崆昂蟛⒉荒茱@著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，表明本文基本結(jié)論依舊成立。

六、進(jìn)一步分析

(一)機(jī)制檢驗(yàn)

由上述分析可知，環(huán)保約談制度促進(jìn)了約談所在地企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，那么其中的機(jī)制是什么？下面主要從技術(shù)創(chuàng)新和治理結(jié)構(gòu)兩個(gè)維度驗(yàn)證環(huán)保約談如何引致企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。本文選擇研發(fā)投入占資產(chǎn)總額的比重作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(R&D)的代理變量。同時(shí)本文選擇管理層薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì)兩個(gè)指標(biāo)衡量企業(yè)治理結(jié)構(gòu)(gov)，分別采用高管前三名薪資(lnThree)和管理層持股數(shù)量(lnMngmhldn)度量。將環(huán)保約談雙重差分項(xiàng)與技術(shù)創(chuàng)新(治理結(jié)構(gòu))進(jìn)行回歸，若回歸系數(shù)顯著為正，則證明環(huán)保約談促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新提升(治理結(jié)構(gòu)優(yōu)化)。本文的機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下:

R&Dit(gov)=β0+β1treati*timeit+β2Xit+rt+ui+εit

(4)

表5報(bào)告了回歸結(jié)果，表5第(1)列倍差項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明環(huán)保約談提高了企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度，從而環(huán)保約談通過技術(shù)創(chuàng)新路徑影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制得到驗(yàn)證。表5第(2)列至第(3)列匯報(bào)了優(yōu)化公司治理的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。第(2)列和第(3)列的回歸系數(shù)表明，環(huán)保約談提高了高管薪資和管理層持股數(shù)。環(huán)保約談制度對(duì)管理層產(chǎn)生了正向激勵(lì)，推動(dòng)企業(yè)管理層更加注重企業(yè)的長(zhǎng)期利益和社會(huì)責(zé)任，即環(huán)保約談制度通過優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。因此，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5 技術(shù)創(chuàng)新和治理結(jié)構(gòu)的機(jī)制檢驗(yàn)

(二)公眾監(jiān)督效應(yīng)檢驗(yàn)

面對(duì)強(qiáng)有力的公眾監(jiān)督，高污染企業(yè)將面對(duì)更嚴(yán)格的外部約束，同時(shí)加快綠色轉(zhuǎn)型和提高治理水平，將更有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。本文采用上市公司網(wǎng)絡(luò)搜索指數(shù)衡量上市公司的公眾關(guān)注度，該數(shù)據(jù)以各種網(wǎng)絡(luò)搜索指數(shù)為基礎(chǔ)，綜合新聞?shì)浨榈刃畔?，用于反映網(wǎng)民情緒、公司搜索熱度等行為，數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)。本文首先將各企業(yè)日搜索指數(shù)匯總后得到年搜索指數(shù)，再以各年度樣本企業(yè)的網(wǎng)絡(luò)搜索指數(shù)的中值為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本分為低輿論關(guān)注度和高輿論關(guān)注度兩組。由于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)搜索指數(shù)開始于2011年，所以，公眾監(jiān)督效應(yīng)檢驗(yàn)的樣本期為2011～2018年。

表6匯報(bào)了公眾監(jiān)督效應(yīng)的回歸結(jié)果。對(duì)于高輿論關(guān)注的企業(yè)，交乘項(xiàng)time*treat的系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正；而對(duì)于低輿論關(guān)注的企業(yè)，交乘項(xiàng)time*treat的系數(shù)不顯著。該結(jié)果表明，環(huán)保約談制度對(duì)公眾關(guān)注度較高的企業(yè)的影響更大，公眾關(guān)注推動(dòng)污染企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表6 公眾監(jiān)督效應(yīng)檢驗(yàn)

(三)企業(yè)全要素生產(chǎn)率異質(zhì)性分析

盡管本文已經(jīng)討論了環(huán)保約談制度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制，但是環(huán)保約談制度對(duì)不同企業(yè)類型和不同融資約束企業(yè)的影響是否存在差異性仍需進(jìn)一步探究。首先，資金的可得性對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新而言很關(guān)鍵，融資約束的大小也影響企業(yè)的創(chuàng)新行為[16]。本文借鑒劉莉亞等的研究[37]，以SA指數(shù)大小判斷企業(yè)融資約束程度，具體計(jì)算公式為：SA指數(shù)=-0.737SIZE+0.043SIZE2-0.04AGE，其中SIZE和AGE分別代表企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)以及企業(yè)上市年限，SA指數(shù)絕對(duì)值越大，說明公司面臨的融資約束越嚴(yán)重。同時(shí)根據(jù)SA大小將位于樣本中位數(shù)以下和以上的企業(yè)分別定義為低融資約束企業(yè)和高融資約束企業(yè)。其次，在面對(duì)較高的環(huán)境約束時(shí)，不同類型企業(yè)的行為有所差異，對(duì)其經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生不同影響。于是，本文還根據(jù)企業(yè)性質(zhì)將樣本企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)。表7報(bào)告了異質(zhì)性分析結(jié)果。

表7 異質(zhì)性分析

從融資約束來看，環(huán)保約談制度主要提高了高融資約束企業(yè)的全要素生產(chǎn)率而非低融資約束企業(yè)的全要素生產(chǎn)率?？赡艿脑蚴牵谫Y約束會(huì)倒逼重污染企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和提高生產(chǎn)效率，當(dāng)環(huán)保壓力不斷增大時(shí)，重污染企業(yè)不斷優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)，提升研發(fā)效率，較短時(shí)間內(nèi)產(chǎn)生較大效應(yīng)，提升了全要素生產(chǎn)率。而融資約束較小的企業(yè)，環(huán)保約談制度的“倒逼效應(yīng)”不能立竿見影，其對(duì)新產(chǎn)品的開發(fā)以及工藝創(chuàng)新的動(dòng)力不足，由于創(chuàng)新可能存在一定風(fēng)險(xiǎn)性，提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度僅增加了企業(yè)成本，并沒有顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

從企業(yè)類型來看，環(huán)保約談制度對(duì)民營(yíng)企業(yè)的影響較大，而對(duì)國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率無顯著影響?？赡艿脑蚴牵阂环矫妫瑖?guó)有企業(yè)中較大部分為傳統(tǒng)行業(yè)，生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)較為穩(wěn)定，其研發(fā)和創(chuàng)新容易存在較強(qiáng)的“路徑依賴”效應(yīng)[16]；另一方面，面臨環(huán)境規(guī)制約束時(shí)，因其政治勢(shì)力，國(guó)有企業(yè)向清潔產(chǎn)品轉(zhuǎn)化的積極性較弱[38]。盡管國(guó)有企業(yè)更注重社會(huì)責(zé)任，會(huì)不斷增加企業(yè)的環(huán)保要素投入，但其轉(zhuǎn)化效率較低，短期內(nèi)對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響比較有限。

(四)分位數(shù)異質(zhì)性分析

為了研究在不同全要素生產(chǎn)率水平下，環(huán)保約談?wù)邔?duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)可能存在的異質(zhì)性，本文采用面板分位數(shù)回歸模型對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)。表8分別給出了五個(gè)分位點(diǎn)的回歸估計(jì)系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，在不同的分位點(diǎn)上，time*treat的估計(jì)系數(shù)均為正，估計(jì)系數(shù)在10分位點(diǎn)、25分位點(diǎn)和50分位點(diǎn)上顯著，但隨著分位點(diǎn)的逐漸提高，time*treat 的估計(jì)系數(shù)變小且不顯著。這表明隨著企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，環(huán)保約談?wù)邔?duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際遞減趨勢(shì)。環(huán)保約談對(duì)全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)影響較為顯著，對(duì)全要素生產(chǎn)率較高企業(yè)的影響不顯著。環(huán)保約談?wù)咄苿?dòng)全要素生產(chǎn)率較低企業(yè)不斷加大研發(fā)投入以及改善公司治理結(jié)構(gòu)，從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表8 企業(yè)TFP異質(zhì)性

七、結(jié)論與政策啟示

目前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。環(huán)境規(guī)制手段能否實(shí)現(xiàn)“降污”和“提效”雙贏的目標(biāo)，是我國(guó)環(huán)境政策制定者和決策者需要面對(duì)的一個(gè)重要議題。環(huán)保約談?wù)呓鉀Q了我國(guó)長(zhǎng)期以來環(huán)境政策執(zhí)行力不足等問題。本文的研究揭示了環(huán)保約談?wù)邔?duì)微觀企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。在理論分析的基礎(chǔ)上，采用2009～2018年上市公司重污染行業(yè)的數(shù)據(jù)與中國(guó)城市數(shù)據(jù)匹配的面板數(shù)據(jù)，采用DID、PSM-DID等方法實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)保約談制度對(duì)重污染行業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及其影響機(jī)制。此外，從融資約束和企業(yè)性質(zhì)兩個(gè)角度分析了環(huán)保約談制度的異質(zhì)性影響，并運(yùn)用面板分位數(shù)回歸模型研究環(huán)保約談?wù)邔?duì)不同分位點(diǎn)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)論表明：第一，環(huán)保約談制度能夠促進(jìn)城市污染減排和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，即環(huán)保約談制度產(chǎn)生了“強(qiáng)波特效應(yīng)”。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，上述結(jié)論依舊成立。第二，機(jī)制檢驗(yàn)表明，環(huán)保約談制度通過技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)兩條途徑促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。環(huán)保約談制度對(duì)于高輿論關(guān)注的企業(yè)更有效。第三，異質(zhì)性分析表明，環(huán)保約談制度對(duì)民營(yíng)企業(yè)以及高融資約束企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展的影響較大。環(huán)保約談制度對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用呈邊際遞減趨勢(shì)。

基于上述的研究結(jié)論，本文得到如下研究啟示：第一，有效推動(dòng)環(huán)保約談制度常態(tài)化建設(shè)。長(zhǎng)期以來，由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，官員在招商引資和GDP錦標(biāo)賽的激勵(lì)下，吸引和建設(shè)了不少傳統(tǒng)重污染企業(yè)。環(huán)保約談制度推動(dòng)地方政府提高環(huán)境治理水平和增強(qiáng)環(huán)保責(zé)任意識(shí)，有效地彌補(bǔ)了傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制的不足之處。第二，通過公眾監(jiān)督和媒體參與相結(jié)合的方式解決環(huán)境問題。公眾和媒體的參與使得地方政府治理環(huán)境的壓力增長(zhǎng)、動(dòng)力增強(qiáng)，在媒體曝光和公眾監(jiān)督的社會(huì)壓力下，地方保護(hù)主義行為可以有效緩解。環(huán)保約談后，公眾和媒體對(duì)地方環(huán)保問題的執(zhí)行有了更多的監(jiān)督權(quán)，有利于推動(dòng)污染問題合理解決。而公眾監(jiān)督也能有效推動(dòng)污染企業(yè)加速轉(zhuǎn)型。第三，政府應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)樹立長(zhǎng)期綠色發(fā)展理念，把綠色創(chuàng)新發(fā)展作為企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)，推動(dòng)自身轉(zhuǎn)型發(fā)展；同時(shí)，政府也應(yīng)加大創(chuàng)新補(bǔ)貼力度，推動(dòng)重污染企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。

注釋：

①若約談地為地級(jí)市所在區(qū)或者縣級(jí)市，本文將該地級(jí)市視為實(shí)驗(yàn)組。這是因?yàn)榈丶?jí)市所在區(qū)或者所管轄的縣被約談，地級(jí)市主要領(lǐng)導(dǎo)也感受到了環(huán)境治理壓力，會(huì)提升地區(qū)環(huán)境管制水平。

②感謝上海大學(xué)鄒偉勇在處理數(shù)據(jù)時(shí)提供的幫助。