环保督察制度对企业环境保护投资的影响

杜建军 刘洪儒 吴浩源

摘要 为了应对日益严重的环境污染，并扭转地方环境治理失灵的困境，2015年中央政府审议通过并印发了《环境保护督察方案（试行）》，明确建立环保督察工作制度。目前，鲜有研究探讨环保督察制度对企业环保投资行为的影响。文章基于2008—2018年上市公司数据，运用双重差分模型（DID）、工具变量（IV）和双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）等多种方法验证了环保督察制度对企业环保投资行为的影响，并进一步检验了环保督察制度对企业环保投资影响的预期效应和滞后效应。研究结果表明：①环保督察制度促使重污染企业增加了环保投资水平。②环保督察制度对重污染企业环保投资的影响，存在预期效应，也存在滞后效应。环保督察制度实施的前一年预期效应显著，实施的后一年滞后效应显著。但随着时间推移，环保督察制度对重污染企业环保投资的影响力度减弱。③环保督察制度对国有控股企业环保投资的影响程度大于民营控股企业，对大城市企业环保投资的影响程度大于其他城市企业。这意味着，要扭转地方环境治理失灵的困境，需要继续将环保督察制度作为中国环境治理的利器，强化与完善环保督察制度，提升其领导层级和权威。构建常态化的环保督察制度，同时完善环保督察法律法规体系，树立环保督察制度的法律权威。另外，强化对中小城市的环保督察，督促地方政府加强对民营企业的环境监督。研究为进一步强化与实施环保督察制度提供了理论依据。

关键词 环保督察制度;双重差分模型;重污染企业;环境保护投资

中图分类号 F272.3

文献标识码 A文章编号 1002-2104（2020）11-0151-09DOI：10.12062/cpre.20200423

进入21世纪以来，中国经济发展取得了巨大成就，与此同时，环境污染却愈来愈严重。《2018中国生态环境状况公报》显示，338个地级市空气污染超标的比例高达64.2%，京津冀及周边地区和汾渭平原优良天数比例仅分别为50.5%和54.3%，县域面积中生态环境质量优和良的仅占44.7%。按照国际标准，中国大城市中只有不到1%的城市空气质量可以达标[1]。日益严重的环境污染，不但持续威胁着广大民众的身心健康，也对中国社会经济的可持续发展带来严峻的挑战。基于此，本文运用2008—2018年上市公司数据，系统考察了环保督察制度对企业环保投资的影响，为进一步强化与实施环保督察制度提供了有效的参考依据。

1 文献综述

为了应对日益严重的环境污染，中国采取了一系列环保监督措施。目前学者们对环保监督措施的研究主要集中在以下方面。①关于环保约谈等环境监督措施的研究。石庆玲等[2]运用公开约谈的25个城市数据研究发现，如果是因为空气污染原因被约谈，则约谈对空气污染有明显的治理效果。吴建祖和王蓉娟[3]则利用中国283个地级市面板数据，研究得出环保约谈能够有效提高地方政府环境治理效率，约谈当年效果最为明显，之后逐年递减。吴建南等[4]利用环保部约谈的14个城市数据分析表明，环保约谈对SO2浓度的改善效果明显，对PM2.5的改善效果随时间增长而显现。Zhang等[5]则运用企业层面的环境统计数据，研究发现中央政府的环保监察促进了企业污染物减排。但也有研究指出，环保约谈无法显著加强环境监管，难以显著改善环境质量[6]。②关于《环保法修订案》（通称新《环保法》）的研究。崔广慧和姜英兵[7]运用上市公司数据考察了环境规制对企业环境治理行为的影响，得出新《环保法》实施并未提高企业环保投资的积极性。③关于设立环境法庭的研究。国外从1950年代开始就建立环保法庭，通过专门的环境资源审判法庭推进环境污染审判与界定，为权益补偿及行政处罚提供依据[8-9]。范子英和赵仁杰[10]运用283个地级市面板数据评估了环保法庭设立对环境污染治理的影响，得出环保法庭有效降低了工业污染物的人均排放量及排放总量，能够改善环境污染治理。Zhang等[11]则采用中国上市公司数据检验了环保法庭设立对企业环保投资的影响，得出环保法庭设立有助于促使重污染企业增加环保投资，能显著改善城市环境质量。④其他环境规制措施对企业行为影响。Chen等[12]研究发现“十一五”规划对水污染治理规定并未直接促进重排污企业增加环保投资额[13]。

以上文献讨论了环境法庭、实施《环保法修订案》、环保约谈等环保监督对环境治理及企业环保投资的影响，而有关环保督察制度对企业环保投资的影响现有文献并未涉及。因此基于以上学术和现实背景，本文梳理了环保督察制度实施的制度背景，探讨了环保督察制度对企业环保投资影响的预期效应和滞后效应。与现有文献相比，主要存在以下四个方面的差异和贡献。①首次基于中国上市企业翔实的数据，研究了环保督察制度对企业环保投资的影响，对现有文献具有补充作用;②为了深化对环保督察制度实施影响效应的考察，本文还探讨了环保督察制度对企业环保投资影响的预期效应和滞后效应;③选取了企业所在城市天气污染天数的滞后一期作为环保督察制度的工具变量，进行二阶段最小二乘法（2SLS）估计，较好地处理了环保督察制度的内生性问题;④进一步检验了环保督察制度对不同产权性质企业和不同类型城市企业环保投资的影响，为对不同类型的城市和不同产权性质的企业采用不同力度的环保督察措施提供了政策依据。因此，本研究丰富了环保督察制度经济后果的考察。

2 制度背景与理论假说

2.1 制度背景

随着社会经济发展，民众和中央政府对地方政府的环保工作提出了更高要求。但目前中国环境治理实行双重领导，在横向上地方环保部门的晋升流动和经费划拨等归属地方政府管辖;在纵向上接受上级环保部门的领导[3]。在属地化环境管理体制下，各级环保部门主要对本级党政领导负责，导致中央环保目标和政策都必须依赖于地方政府[14-15]。因此要治理嚴峻的环境污染问题，必须敦促地方政府和官员加强对环保工作的重视[2]。然而地方党政官员中存在以牺牲环境为代价换取当地的经济增长的现象[16-17]。而中央对地方政府的环境垂直监管能够解决环保政策执行中的障碍，提高中国环境治理水平[3]。

实际上中国环保监督体系早已开始建立，但在2014年之前是以“督企”为核心，然而地方环保部门由于人事、财务受制于地方政府，环保执法不得不让位于地方经济增长，造成地方环境治理失灵。为扭转地方环境治理失灵困境，2015年7月中央全面深化改革领导小组第十四次会议通过了《环境保护督察方案（试行）》，随后由中共中央办公厅、国务院办公厅予以印发，明确建立环保督察工作制度，强化了环境保护“党政同责”的要求，严格落实环保主体责任，完善领导干部目标责任考核制度，追究领导责任和监管责任。《环境保护督察方案（试行）》以中央政府的名义赋予环保督察以更高权威，将地方党委与政府的环保责任作为重点监督范围。环保督察制度成为中国环境管理转型与制度建设的重要核心内容。

2.2 环保督察制度与企业环保投资

环保督察超越了科层制的运作逻辑，是中央督促地方履行环保职责的重要手段，成为扭转地方环境治理不作为的一把利器[18]。①从层级来看，中央环保督察组是中央政府成立的环境治理工作领导小组，代表中央高层对地方政府及党政干部进行环保督察，环保督察提升至前所未有的政治高度[18]。②从人员组成来看，中央环保督察组组长主要由全国人大、全国政协各专门委员会主任等省部级干部担任。在督察结束后，督察组将重大问题上报中央，同时责令地方政府根据督察要求拟定整改方案并报送国务院[18]。③从责任追究来看，组织部门和纪检监察部门将督察结果作为地方党政领导干部考核、升迁、惩戒与追究刑事责任的依据，对地方党政干部形成了强大的政治压力。环保部门则联合公安机关对单位或个人的环境违法行为，追究相应的行政责任或刑事责任[19]。环保督察制度实施以来，中央环境保护督察组已分四批对30个省（自治区、直辖市）进行环保督察，前三批环保督察共立案处罚17 187件，拘留1 125人，约谈12 864人，问责1 114人[20]。通过以上分析可以看出，环保督察制度可以扭转地方政府以环境为代价追求经济增长的现象，督促地方政府加强环境治理。

地方政府在强大的环保督察政治压力下，通过税收、市场管理、项目限批和停水停电等措施督促重污染企业进行环保投资，强化污染治理。同时根据资源依赖理论，在资源依赖与政治行动中，企业若想获得长期持续发展，需要塑造与政府的关系。因此重污染企业也会积极响应地方政府的政策，主动进行环保投资，以减少地方政府的环保压力。短期来看，环保投资的私人成本高于私人收益，企业倾向于选择暂停部分产生污染的生产活动[7]。但随着环保督察制度的实施，中央政府对地方政府及企业的环保监督规范化、长期化，重污染企业为了长期可持续发展，将理性的选择进行环保投资。姜英兵和崔广慧[21]的研究也证实环境规制可促使企业加大环保投资。有鉴于此，本文提出有待检验的假说1。

假说1：环保督察制度通过督察地方党政官员和企业，促使重污染企业增加环保投资。

中国环保监督制度经历了从督企、督政到党政同责的中央环保督察演变。2014年之前是以“督企”为核心的环境监督体系。至2008年12月华北等六大区域环境督查中心相继成立，环保部门不断强化对企业的监督强度。2014年原环境保护部出台《环境保护部约谈暂行办法》和《综合督查工作暂行办法》，进入以“督政”为核心的环保综合督查阶段。2015年中央政府通过并印发《环境保护督察方案（试行）》，环保监督进入“党政同责”的中央环保督察阶段[19]。可见环保监督制度应是一个不断完善、强化的过程，因此重污染企业在不断强化的环保压力下，非常有可能预期到环保压力还会持续强化，可能提前加大环保投资，故重污染企业环保投资对环保督察制度的实施可能有预期效应。另一方面，环保督察制度实施以后，因为环保投资金额大、期限长、短期收益小等特点，重污染企业有可能拖延环保投资行为，只有在环保督察压力足够大时，重污染企业才会进行环保投资。因此，环保督察制度的实施可能有滞后效应。有鉴于此，本文提出有待检验的假说2。

假说2：环保督察制度对重污染企业环保投资的影响，可能存在预期效应，也可能存在滞后效应。

3 模型、方法与数据

3.1 双重差分模型

依据研究假说1，并基于准自然实验的研究思路，在微观层面检验中国环保督察制度这一“自上而下”的环保制度变革对企业环保投资的影响，本文构建双重差分模型（differences-im-differences，DID），采用传统的最小二乘法（ordinary least squares，OLS）估计方法考察环保督察制度对企业环保投资影响。

其中，被解释变量ENINTdt表示企业d在t时期的环境保护投资，参照Zhang等[11]的研究，采用上市公司企业年报中与环境保护直接相关的总支出（如脱硫项目、脱销项目、污水处理和除尘等项目）数据得到企业当年环境保护投资增加额数据，并用环境保护投资增加额除以当年总资产，进行标准化处理后得到最终使用的企业环保投资数据。Xdt为其它控制变量;α1是待估系数，Φd表示企业固定效应，φt表示时间固定效应，ηdt是随机扰动项。

PINDdt是重污染企业虚拟变量，依据原环境保护部2008年制定的《上市公司环境保护核查行业分类管理名录》，将上市公司的营业范围中包含《上市公司环境保护核查行业分类管理名录》规定类型内容的设定为重污染企业，是重污染企业则取1，否则取0。

ENPIdt是环保督察虚拟变量。尽管2015年7月中央政府才明确建立了环保督察制度。但2014年原环境保护部就出台了《环境保护部约谈暂行办法》和《综合督查工作暂行办法》，规定约谈可由环境保护部单独实施或邀请组织部门、监察机关和其他有关部门共同实施，全面展开环保综合督查。2014年原环境保护部对中国20多个地级市政府负责人进行督政约谈;省级环保部门和六大区域环保督查中心也开展了综合督查工作，對履行环保职责不力的市（县、区）政府负责人公开约谈，并采取移交纪检监察部门和区域环评限批多种措施强化督查效力[19]。因此我们可以把2014年就全面开展的环保综合督查看作是类环保督察制度冲击。故我们将2014年及以后年份设为1，2014年以前年份设为0。

根据前文的思路并参考相关文献，对控制变量Xdt做出如下选择：①企业经营成本（CTdt）。企业成本上升将会减少利润，可能会压缩环保投资，因此把企业经营成本设定为控制变量。②企业净利润率（PRdt）。净利润率高的企业盈利能力更强，企业投资活动也更多[22]，因此我们将由净利润比总资产度量的企业净利润率设定为控制变量。③企业规模（ESdt）。企业规模越大越容易从银行获得贷款，利于企业进行环保投资，因此我们引入用总资产度量的企业规模。④企业负债率（DRdt）。负债率较高的企业一般会将很多利润用于偿还债务，造成用于环保投资的资金相对较少，因此我们引入用总负债比总资产度量的企业负债率。⑤经营性现金流（CFdt）。经营性现金流多说明企业现金充足，有更多的资金进行环保投资，因此我们引入用经营性现金流比总资产度量的经营性现金流。⑥成长能力（GAdt）。企业成长能力越强说明企业更倾向于积极进取，积极进行环保投资，因此我们引入由企业营业收入增长率度量的成长能力。⑦营运资本（CCdt）。企业保有较高的营运资本以规避风险[23]，营运资本占比越高的企业环保投资可能越低，因此我们引入用企业营运资本比总资产度量的营运资本。⑧第一大股东持股比例（BSdt）。第一大股东的性质，会影响企业环保投资，因此我们把第一大股东持股比例设定为影响企业环保投资的控制变量。

3.2 平行趋势检验

双重差分模型（DID）的使用需要满足一定的假设条件：一是随机性假设，环保督察制度的设立及实施是中央政府为更好地保护和改善环境，促进经济社会可持续发展的一项重要制度。因此环保督察制度的实施对企业而言是相对外生的政策冲击，满足随机性事件假设。二是平行趋势假设，即实验组和控制组样本除政策冲击不同外，其余各方面都应达到近乎相等或相似的程度[24]。借鉴Moser和Voena[25]的研究进行事前平行趋势检验。

其中，YEARt表示年份2008—2018年，PRE2014t是虚拟变量，表示2014年之前为1，2014年及其之后为0。如果系数α1不显著，说明事前是平行的;如果依然显著，说明处理组和对照组的不满足事前平行趋势假设，在政策实施开始之前就有显著不同的发展趋势。

3.3 动态检验

在2014年之前环保部门一直在不断强化对企业的环保监督。因此，2014年之前重污染企业面对不断加大的环保压力，可能就已经预期到环保监督力度将会愈加严厉，可能会提前调整环保投资活动。同时，环保督察制度对重污染企业环保投资活动的影响可能会有滞后性。所以，为了更准确地研究环保督察制度对重污染企业环保投资活动的影响，参照Bertrand和Mullainathan[26]及倪骁然和朱玉杰[23]的研究，构建回归模型：

其中，环保督察制度虚拟变量ENPIdt≤2012表示2012年及之前年份为1，其他年份为0。ENPIdt=2013表示2013年为1，其他年份为0。ENPIdt=2014表示2014年为1，其他年份为0。ENPIdt=2015表示2015年为1，其他年份为0。ENPIdt≥2016表示2016年及之后年份为1，其他年份为0。

3.4 工具变量（IV）检验

实证策略最大威胁来自环保督察制度的决定可能不是外生的。环保督察制度与重污染企业环保投资之间也可能存在反向因果关系，同时因为数据的限制可能存在遗漏变量问题，这可能导致OLS估计产生一定的内生性问题，内生性将会使得OLS方法低估环保督察制度的真实效果。参考Moser和Voena[25]的研究，选用企业所在城市天气污染天数的滞后一期作为环保督察制度的工具变量，进行2SLS估计。

其中，式（4）为一阶段估计方程，工具变量PDAYdt-1表示企业d所在城市一年中天气污染天数的滞后一期，我们采用365天减去企业所在城市每年空气质量达到及好于二级的天数度量企业所在城市天气污染天数。式（5）为二阶段估计方程，各变量含义与式（1）相同。

本文选用企业所在城市天气污染天数的滞后一期作为环保督察制度的工具变量。其主要理由是：第一，城市天气污染情况是政府实施环保督察制度所考虑的重要因素之一，显然城市天气污染天数与实施环保督察制度正相关;第二，企业进行环保投资决策时主要考虑的是政府的环保监督力度，不会去过多考虑城市天气污染情况，因此城市天气污染天数不会直接影响企业环保投资决策;第三，采用企业所在城市天气污染天数的滞后一期进一步弱化了城市天气污染天数与企业环保投资决策的关系;第四，Morgan[27]提出只要和其他估计方法进行补充与比较，完全可以更大胆地去寻找并使用工具变量。因此，企业所在城市天气污染天数的滞后一期是一个可以接受的工具变量。

3.5 数据来源与统计性描述

数据来源于国泰安CSMAR数据库，依据研究需要，我们剔除企业性質无法确定的样本企业，剔除了2008年以后上市的企业，搜集了上海和深圳证券交易所1 321个上市公司从2008—2018年的数据。表1对变量进行了描述性统计。

4 假说检验及结果讨论

4.1 双重差分模型

表2显示了环保督察制度对企业环保投资的检验结果。被解释变量为企业环保投资，主要解释变量为重污染企业虚拟变量和环保督察制度虚拟变量的交乘项PINDdt×ENPIdt。模型（1）和（3）中，PINDdt×ENPIdt的估计系数在1%水平上显著为正;在引入控制变量之后的模型（2）和（4）中，估计系数在5%水平上仍然显著为正，只是引入控制变量之后估计系数变小，这表明环保督察制度的实施显著促使重污染企业增加了环保投资水平。可能是因为2014年之前原环境保护部对企业的直接约束与惩罚手段有限，而地方环保部门因为受制于地方政府保经济增长的“大局”需要难以有所作为，难以对重污染企业形成真正的环保威慑。但从2014年开始类环保督察制度开始实施，中央政府加大对地方政府党政领导的环保督察，环保督察结果影响到地方党政领导干部的考核、升迁与惩戒，对地方政府党政领导形成环保政治压力，进而对重污染企业形成了真正的环保威慑，督促重污染企业加大了环保投资水平。因此，假说1得到验证。

4.2 事前平行趋势检验

DID使用最重要的前提就是实验组和控制组样本除政策冲击不同外，其余各方面都应达到近乎相等或相似的程度，也即满足平行趋势假设。表3显示了事前平行趋势检验结果。控制了年份的固定效应和企业的固定效应后，绝大多数年份中无论是未引入控制变量之前的模型（1）和（3），还是引入控制变量之后的模型（2）和（4），其交乘项YEARt×PINDdt×PRE2014t的系数都不显著，这表明环保督察制度实施之前，处理组和对照组基本满足事前平行趋势假设。

4.3 动态检验

重污染企业一方面可能会提前对环保督察制度的实施做出反应，也可能因为环保投资活动的调整需要时间，造成重污染企业环保投资活动的调整有滞后性。表4显示了环保督察制度的实施对重污染企业环保投资的动态影响。无论是未引入控制變量的模型（1）和（3），还是引入控制变量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt≤2012的回归系数都不显著，即环保督察制度实施之前的2008—2012年，重污染企业并没有提前对环保督察制度的实施做出反应，重污染企业对环保督察制度实施的预期效应不明显。可能的解释是，2008—2012年环保部门主要是监督企业，没有对重污染企业施加足够的环保压力，重污染企业也没有预期到环保督察压力的增大，因此并未增加环保投资水平。

无论是未引入控制变量的模型（1）和（3），还是引入控制变量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt=2013的回归系数都显著为正，即环保督察制度实施之前的2013年，重污染企业提前对环保督察制度的实施做出反应并调整其环保投资水平，重污染企业对环保督察制度实施的预期效应较为明显。这可能是因为，2012年8月国务院颁布了《节能减排“十二五”规划的通知》，重污染企业预期中央政府将会强化环保监督力度，提前做出反应并调整其环保投资水平。因此假说2重污染企业对环保督察制度的实施存在预期效应得到验证。

无论是未引入控制变量的模型（1）和（3），还是引入控制变量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt=2014的回归系数都不显著，PINDdt×ENPIdt=2015的回归系数都显著为正。表明在环保督察制度实施的当年，重污染企业对环保督察制度实施没有显著反应;但在环保督察制度实施的第二年，重污染企业增加了环保投资水平，这显示重污染企业的环保投资对环保督察制度实施的滞后效应较为明显。可能的解释是，由于环保投资金额大，一方面重污染企业需要时间筹措资金，可能推迟环保投资;另一方面，环保督察制度实施的当年，环保督察压力强度较小，重污染企业可能会拖延环保投资。但随着环保督察压力的持续增大，在环保督察制度实施的第2年，重污染企业开始增加环保投资水平。因此，假说2重污染企业环保投资对环保督察制度的实施存在滞后效应得到验证。

无论是未引入控制变量的模型（1）和（3），还是引入控制变量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt≥2016的回归系数都不显著。表明在环保督察制度实施的第三年及之后，环保督察制度的实施对重污染企业环保投资的影响开始变得不明显。这表明环保督察制度对重污染企业环保投资的影响具有短期性，随着环保督察制度冲击时间的推移，环保督察制度对重污染企业环保投资的影响减弱。

4.4 工具变量（IV）检验

重污染企业排污加重环境污染，从而可能会加快环保督察制度的实施，因此环保督察制度可能不完全是外生的。因此本文选用企业所在城市天气污染天数的滞后一期作为环保督察制度的工具变量，再进行二阶段最小二乘法（2SLS）估计。

表5报告了环保督察制度对企业环保投资的2SLS估计结果。无论是未引入控制变量的模型（1）和（3），还是引入控制变量的模型（2）和（4）中，PINDdt×ENPIdt的估计系数都在1%水平上显著为正，但估计结果都大于表（3）中相应的OLS估计结果，这显示内生性导致低估了环保督察制度对重污染企业环保投资的影响。因此，假说1进一步得到验证。

4.5 稳健性检验

4.5.1 PSM-DID检验

重污染企业与非重污染企业的分组可能不一定能保证每个样本有同等机会接受同一实验处理。所以，采用双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）方法进一步处理，同时PSM-DID也可以进一步缓解内生性问题。

表6报告了双重差分倾向得分匹配估计结果，模型（1）和模型（2）的回归系数绝对值分别显著为正，估计系数都显著大于表3中对应模型的估计系数，可见，尽管由于上述问题导致低估了环保督察制度对重污染企环保投资的影响，但与表2相比，估计结果并未发生实质性变化。这表明表2的估计结果是稳健的。

4.5.2 安慰剂检验

即便前文已经证实处理组和对照组在环保督察制度实施之前趋势相同，我们仍担心是否同时发生了其他可能影响趋势变化的政策，也即政策干预时点之后重污染企业环保投资趋势的变化，可能是其他因素导致的。对此参照 Topalova[28]的做法，用事件发生之前的样本进行安慰剂检验，将样本区间限定在2008—2013年，虚拟设定环保督察实施年份为2011年，将2011年及其之后的环保督察变量设为1，2011年之前的设为0，重新对模型（1）回归。

表7报告了安慰剂检验的估计结果，模型（1）和（2）的回归系数都不显著。可见，没有其他因素影响环保督察制度实施之后重污染企业的环保投资，这表明表3的估计结果是稳健的。

5 进一步分析

5.1 不同产权性质企业检验

国有控股企业和民营控股企业的产权性质不同，在现行体制下国有控股企业的决策者本质上是政府官员，存在投资运营决策非理性化、内部风险控制机制难以落地等问题[29]，他们更注重响应政府政策和个人升迁;民营控股企业的决策者更注重企业利润，因此国有控股企业和民营控股企业对环保督察制度实施的反应程度也会不同。按照第一大股东的性质将样本分为国有控股企业和民营控股企业，其中前者共有8 745个样本，后者共有5 786个样本。

在表8双重差分模型估计结果中，模型（1）的估计系数为47.483且显著，模型（2）的估计系数为12.129且显著。可以看出，环保督察制度对国有控股企业环保投资的影响程度大于民营控股企业。

5.2 不同城市企业检验

不同城市的环保意识和对环保的要求有所不同。与中小城市相比，大城市环保意识更强且对环保的要求更高更严，其对环保督察制度的执行力度可能更强。将样本分为大城市企业样本（包括省会城市、直辖市、5个计划单列市及苏州）和其他城市企业样本，其中大城市企业样本共有8 316个，其他城市企业样本共有6 215个。

在表9双重差分模型估计结果中，大城市企业模型（1）的估计系数为59.743且显著，其他城市企业模型（2）的估计系数为21.318且显著。因此可以看出，环保督察制度对大城市企业环保投资的影响程度大于其他城市企业。

6结论与启示

本文梳理了环保督察制度实施的制度背景，并提出了环保督察制度实施促进了重污染企业环保投资的研究假说。然后运用双重差分模型、工具变量估计和双重差分倾向得分匹配估计等多种计量方法对研究假说进行验证。本文研究得出以下主要结论：①适应中国科层体制的环保督察制度通过督察地方政府、党政官员和企业，促使重污染企业增加了环保投资。②环保督察制度对重污染企业环保投资的影响，存在预期效应，也存在滞后效应。环保督察制度实施的前一年，重污染企业环保投资对环保督察制度实施的预期效应显著。环保督察制度实施的后一年，重污染企业环保投资对环保督察制度实施的滞后效应也显著。但是随着时间推移，环保督察制度对重污染企业环保投资的影响力度减弱。③国有控股企业和民营控股企业对环保督察制度实施的反应程度不同，环保督察制度对国有控股企业环保投资的影响程度大于民营控股企业。不同城市的环保意识和对环保的要求有所不同，因此环保督察制度对大城市企业环保投资的影响程度大于其他城市企业。

以上结论的政策启示是显而易见的：①继续强化与完善环保督察制度。适应中国科层体制的环保督察制度有助于督促重污染企业增加环保投资水平，改善环境治理，扭转了传统环保监督措施失灵的局面。因此要继续将其作为中国环境治理的利器，提升其领导层级和权威，由更高一级的中央官员出任环保督察组组长。②构建常态化与法治化的环保督察制度。建立常态化的环保督察制度，保持对地方政府及重污染企业的持续性的环保督察压力，杜绝地方政府及重污染企业以拖待变的侥幸应对策略。同时修改《环境保护法》，将环保督察制度纳入《环境保护法》中，完善环保督察法律法规体系，提升环保督察问责和处罚措施的法治化，树立环保督察制度的法律权威。③针对不同类型的城市，采用不同力度的环保督察措施，强化对中小城市的环保督察。督促地方政府加强对民营企业的环境监督。

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