环境规制、成本转嫁与企业环境治理

胡 珺， 阮小双， 马 栋

（1.海南大学 管理学院，海南 海口 570228； 2.中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073）

一、引 言

中国经济在近40年发展中取得了非凡的成就，但与此同时，由于地方政府间竞争行为导致的粗放式经济发展模式，在实现GDP快速增长的背后，也产生了不容忽视的环境污染问题[1][2]。从贵州都匀矿渣污染、云南南盘江水污染再到2003年三门峡水库泄污水事件，从紫金矿业紫金上铜矿湿法厂污水泄漏、中石油吉林石化公司双苯厂发生爆炸，再到2015年河北省邢台市新河县城区地下水污染，等等。频繁曝光的环境污染事件迫使政府和人民反思工业发展与环境保护之间的关系，并拷问作为环境污染主体的企业环境责任问题。

在理论上，由于生态环境具有公共产品的非竞争和非排他等外部性特征，导致环境资源在使用过程中可能诱发“公地悲剧”，环境治理亦容易出现“搭便车”问题。因此，推动企业环境治理，其根本在于环境外部性成本的内化。通过法律、政策等规制手段内化环境外部成本是在环境治理实践中最主要的方式，从环境规制视角探讨对环境污染或治理行为的影响也是目前理论研究的一个重点领域。

将环境规制目标群体转移到微观企业是环境规制治理效应研究的一个扩展。然而不足的是，基于管理学的研究范式，相关文献似乎更多聚焦于成本-收益的分析框架，研究环境规制对企业投资决策[1]、区位分布[3]等经济行为的影响，具体到关注企业环境治理的文献还不多见。近年来，随着企业环境事故的频繁曝光，学者们开始逐渐重视企业的环境行为，但由于难以获得较高质量的企业环境治理数据，目前的研究主要基于信息披露的角度，考察了环境规制对企业环境信息披露的影响[4]，仅存在少量几篇文献基于微观企业环境治理的视角，探讨了环境规制的微观治理效应，如唐国平等[5]、王红建等[6]以及沈洪涛和周艳坤[7]等。

总体来讲，以往文献已初步证实环境规制对环境污染的治理效应，但不难发现相关的研究更多侧重于宏观层面的分析，或考察环境规制对企业环境信息披露的影响，以微观企业环境治理为对象提供的经验证据还相对较少。但是，微观企业才是环境污染的主要贡献者，环境规制的实施效果很大程度上取决于微观企业对于环境规制的反应。此外，在环境外部性特征的影响下，环境信息披露也可能无法准确反映企业的环境治理行为，比如沈洪涛等[8]发现，环境绩效相对较差的企业披露的环境信息数量更多，但信息质量却比较低，环境信息披露存在“辩白式”动机。因此，环境规制对企业环境治理的影响与企业环境信息披露可能存在作用机制上的差异。基于此，研究的第一个问题聚焦于微观企业，研究在环境规制的合规压力下企业环境治理行为的变化。通过对上述问题进行研究，有助于我们从微观企业环境治理的角度，揭示环境规制的微观治理效应以及相应的作用机制。

本文的研究还受到经济学领域大量关于企业成本转嫁研究的启发。成本转嫁的内涵在于当企业受到成本冲击时，有动机通过价格加成的方式将成本增加的部分转嫁给消费者或其他利益主体。成本转嫁可能扭曲宏观政策的实施效果，从而损害社会福利的均衡。比如Marion and Muehlegge[9]、Kopczuk and Munroe[10]和Berardi et al.[11]等均发现，由于存在企业税负转嫁问题，尽管税收政策的调整增加了企业成本，但相应地也导致了产品价格的提升，消费者实际上承担了所有税收成本；基于“营改增”的政策改革，国内学者也提供了税负转嫁扭曲“营改增”政策效应相关的经验证据[12]。

环境规制的实施无疑增加了企业环境污染的合规成本，因此考察环境规制对企业成本转嫁的影响成为理论研究的一个新兴领域。但是，从相关的文献来看，学者们的研究更多聚焦于考察企业在环境规制合规压力下的成本转嫁强度，或分析成本转嫁对环境规制与企业绩效关系的影响，甚少结合企业的成本转嫁动机，研究成本转嫁能力可能对环境规制与企业环境治理关系的潜在影响。但显然，由于环境规制对于企业环境治理的推动作用主要在于环境合规成本，因此考虑环境规制下企业的成本转嫁动机和相应的成本转嫁能力，可能导致环境规制的微观治理效应出现差异。基于此，本文试图研究的第二个问题是结合企业成本转嫁动机，考察成本转嫁能力对环境规制与企业环境治理关系的影响，并探讨其作用机理以及实现路径。

本文的研究贡献主要体现在以下三个方面：第一，基于企业环境治理的微观数据，进一步丰富和拓展了环境规制治理效应的研究；第二，基于环境规制与企业成本转嫁的视角，进一步丰富了环境政策与微观企业行为关系的互动机制研究；第三，采用清洁生产标准的实施作为环境规制强度的量化指标，缓解了以往文献在环境规制治理效应因果识别上的内生性问题。

二、理论分析与研究假设

（一）环境规制与企业环境治理

尽管以往文献还较少从微观企业环境治理的层面提供环境规制的作用路径，但已有基于宏观或中观视角的研究，以及环境规制与企业环境信息披露的相关文献，为本文分析环境规制与企业环境治理的关系提供了理论框架。基于此，结合已有文献建立的理论基础，分析环境规制对企业环境治理行为的影响。从理论上而言，我们认为环境规制影响企业环境治理的内在机制可以梳理三个方面：

第一，环境规制的实施增加了企业生产经营过程中环境污染的直接成本，有助于内化企业环境污染的外部性问题，推动企业环境治理。根据外部性理论，由于环境污染存在负外部性，尽管企业在生产过程中可能造成相应的环境污染，但企业无须单纯承担相应的环境污染成本；与此同时，企业环境治理则存在正的外部性，这意味着企业需承担环境治理行为的所有成本，却不能独享收益，存在一定的利他特征[13]。由于环境的外部性特征导致企业环境治理支出的成本和收益存在失衡，不符合股东利益最大化的企业目标，从而使得企业通常缺乏足够的动机进行环境治理。但是，通过政府干预的方式，环境规制的实施使得企业的环境污染行为存在着较高的合规成本，如排污收费、污染罚款或与环境相关的材料成本增加等，这就在一定程度上内化了环境污染的外部成本，缓解了企业环境污染的负外部性；与此同时，由于企业积极的环境治理行为有助于规避环境规制的合规成本，这也在一定程度上平衡了企业环境治理的成本-收益不匹配问题，降低了企业环境治理的正外部性[5]。此外，组织合法性理论认为，企业是在一个具有法律和社会规范、信仰、价值观和信念的社会体系中生存和发展，企业的行为应当符合社会规则和基本价值观的判断假定，被认为是合规的、合理的和恰当的，否则这个企业将难以生存[14]。环境规制增加了企业环境治理的合法性需求，企业为了保护其合法性的社会形象，或符合环境规制的要求，也会增加环境信息披露，或更加积极履行企业环境责任等。

第二，环境规制的实施会影响企业所面临的投资决策环境，在环境规制约束下不进行环境治理的企业难以获得投资项目准入条件，投资机会也会相应地减少。企业的生产行为和投资决策通常容易受到宏观政策环境的影响，在环境规制的合规压力影响下，企业生产和经营的成本都会相应地增加，资产投资决策也可能存在环境审核的要求。比如，在本文的环境规制强度变量清洁生产标准的实施过程中，国家环境保护部曾明确指出：“对于目前已经发布清洁生产标准的行业，新建和改扩建项目的清洁生产水平至少要达到国内先进水平，引进项目清洁生产水平力争到达国际先进水平”。此外，国家环境保护部在《重点企业清洁生产审核评估、验收实施指南（试行）》明确规定，对于已经发布清洁生产标准的行业，如企业未能达到相关行业清洁生产标准的要求，评估和验收结果均为“不通过”，对于没有公布清洁生产标准的行业则未提出具体的要求。在此背景下，若企业无法满足环境规制的要求，投资机会可能相对减少。尽管污染天堂假说认为，企业可以相应地增加对环境规制程度较低的地区或国家的投资，以规避环境合规成本的影响。但是实践中，由于存在地方保护和贸易壁垒等影响，企业投资区位转移的成本和收益往往存在较高的不确定性，这无疑会增加企业投资决策的风险，由此导致的经济损失甚至可能超过环境治理成本。因此，环境规制约束下，企业会提高环境治理投入，以维持和增加环境规制约束下的市场准入程度和投资机会。

第三，环境规制的实施会影响企业所面临的融资决策环境，在环境规制约束下不进行企业环境治理的企业难以获得资本市场的准入凭证，融资成本也会相应地增加。环境规制增加企业环境违规的风险，这对企业债务融资和权益融资都存在重要影响。从银行贷款的角度来讲，环境规制的实施最直接的影响可能是商业银行在放贷决策中会增加对企业环境风险的考量，这可能降低了企业债务融资的可得性，并增加企业的债务融资成本。从权益融资的角度来讲，随着环境规制的推进，投资者评估投资风险会相应地增加企业环境风险的考虑，企业环境表现则成为投资者投资决策的重要判断依据，从而影响权益资本成长。但是，已有文献的研究结果也表明，企业良好的环境绩效有助于降低环境违规风险，并向投资者传递积极的环境信息，对债务融资成本和权益融资成本都存在积极的影响[8]。因此，环境规制约束下，企业会提高环境治理投入，以降低环境风险对融资决策和资本成本的影响。综合以上三个方面的分析，我们提出本文研究的第一个假设：

H1：当企业受到环境规制约束时，企业会相应地增加环境治理支出。

（二）成本转嫁能力对环境规制与企业环境治理关系影响

从环境规制影响企业环境治理的作用机制来讲，尽管环境规制存在如上三个方面的治理作用，但不难发现其本质都是在于增加企业环境污染的合规成本或环境治理的潜在收益，以内化环境污染的外部性。但是显然企业环境污染仍然存在负的外部性，企业环境治理也依旧具有正的外部经济效应。因此在环境规制的实施过程中，考虑企业对环境规制内化成本相应的转嫁能力，很有可能潜在地影响环境规制与企业环境治理的关系：当企业具有较高的成本转嫁能力时，如与客户较高的议价能力，或较高产品市场的竞争能力等，企业有能力和机会通过产品价格加成等方式，将环境规制内化的环境污染成本转嫁给下游客户或消费者，消费者实质上分担了环境规制内化的环境污染外部性成本，企业承受的环境合规压力相对降低。尽管企业在环境规制下的环境治理行为存在诸多好处，但由于在环境外部性的影响下，环境污染成本和环境治理收益仍存在较大的失衡，不符合企业追求股东利益最大化的目标，因此对于成本转嫁能力较高的企业而言，其环境治理动机可能相对更低；与之相反，当企业的成本转嫁能力相对较低时，由于难以实现对环境规制实施过程中的有效成本转嫁，企业只能自身承担与环境污染行为相应的规制成本，环境规制压力相对更大。但是，由于积极环境治理行为不仅有助于提高企业环境绩效，缓解环境规制内化的环境成本压力，还能够提升企业的声誉形象，增加产品市场竞争力，提高成本转嫁能力，故对于低成本转嫁的企业而言，环境治理的动机可能相对更高。

如前文第一个假设所分析，环境规制对企业环境治理的影响不仅在于满足环境合规要求的直接外部性成本，还存在投资机会和融资成本环境等的间接影响。因此，从企业较高成本转嫁能力降低环境治理动机的角度来讲，可能还在一定程度上受到环境规制间接治理效应的约束。也就是说，尽管成本转嫁能力较高的企业可以通过向客户或消费者等相关主体转嫁环境污染内化成本，从而导致企业环境治理的动机相对更低。但是在环境规制间接治理效应的影响下，由于环境不合规的企业不仅难以获得市场准入的投资机会，资本成本也相对较高，这对企业环境治理的决策和程度也存在重要影响。因此，在投资和融资路径的间接影响下，即使成本转嫁能力较高的企业也会相应地增加环境治理支出，以符合环境规制下投资和融资市场对企业环境表现的最低需求。但是，对于成本转嫁能力较低的企业而言，由于难以实现环境污染成本的有效转嫁，企业实际承担的环境污染成本相对更高，而企业积极的环境治理行为不仅可以规避合规成本，还能够获得投资机会和融资成本的全部好处，在此背景下环境规制对企业环境治理的推动作用会更加明显。

综上分析，结合环境规制影响微观企业环境治理行为的三个方面，以及企业成本转嫁能力可能产生的潜在影响，我们认为，尽管企业成本转嫁能力相对较高时企业会相应地降低环境治理支出，但这种影响是存在一定的行为边界，企业环境治理支出还会考虑投资和融资环境的影响，以满足环境规制对市场投融资环境的最低需求。基于此，我们从企业成本转嫁能力的角度提出本文的第二个研究假设：

H2：环境规制有助于推动企业环境治理，但是企业较高的成本转嫁能力会在一定程度上降低环境规制对企业环境治理的积极影响。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

为提高能源效率，促进清洁生产，保护生态环境，2002年中国政府制定和颁布了《中华人民共和国清洁生产促进法》，并在2003年1月1日开始实施。在《中华人民共和国清洁生产促进法》的基础上，为提高该法律的操作性和提供相应的技术指导支撑，在2003年至2010年的期间，中国环境保护总局（2008年开始改组成立为中国环境保护部）针对不同行业的生产现状，陆续颁布了56项清洁生产的行业标准，但在2010年之后，清洁生产标准没有再发生行业增加或调整。基于此，本文选择清洁生产标准开始实施的2003年作为研究样本区间的开始年份，将新增实施的最后一项清洁生产标准的年份2010 年延后三年作为样本区间结束年份（避免可能的治理效应滞后），以考察针对特定行业清洁生产标准的实施对企业环境治理的影响。参考以往研究的惯例，我们还按照以下原则对初始样本进行筛选和处理：（1）剔除金融保险类上市公司；（2）剔除当年被ST 的公司年度样本；（3）剔除财务数据存在缺失的公司年度样本；（4）对连续变量在1%和99%分位处分别做了（Winsorize）处理。经过上述处理后，本文共得到了2449 家企业的18329 个公司-年度样本。

（二）模型设计与变量定义

中国清洁生产标准采取了分批式和逐步式的实施方式，不同行业的清洁生产标准的实施时间存在一定差异，因而导致无法对研究样本设置统一的政策冲击时间变量。基于此，本文参考才国伟和黄亮雄[15]、Hoynes et al.[16]以及陈思霞和卢盛峰[17]的研究，变换双重差分的方式，仅将处理效应以及政策冲击和处理效应的交互项纳入回归模型中，并控制年度和行业固定效应。对研究假设H1的待检验模型设定如下：

在模型（1）中，被解释变量Enivest表示企业环境治理支出水平。本文借鉴以往文献，从上市公司年报-在建工程的附注中手工收集了企业每年与环境相关的资本支出增加额，并用企业年末总资产标准化以表示企业的环境治理。Standard的含义表示：若上市公司所处的行业属于清洁生产标准的规制范围，且处于清洁生产标准实施后相关年份，则Standard为1，否则为0。也就是说，若Standard的估计系数显著大于零，在清洁生产标准实施前、后两个期间，处理组（受到清洁生产标准规制的行业）的企业增加的环境治理支出多于控制组（不存在清洁生产标准规制的行业）的企业。

由于双重差分法分析结果的有效性可能受到遗漏变量的威胁，因此我们在模型中加入其他许多控制变量Ctrls。参考以往文献，控制变量的选择主要基于两个方面的考虑：第一，环境资本支出也属于企业的一种投资行为，必然受到企业基本面的影响，因此我们参考以往文献[6,18]，在模型中控制了企业规模（Lnsize）、财务杠杆（Leverage）、主营业务收入增长率（Grow）、投资机会（TobinQ）、资产收益率（ROA）、产权性质（SOE）、成立时间（Firmage）、经营净现金流（Ocf）、现金持有水平（Cash）以及管理费用（Governance）等因素；第二，根据以往文献[19]，地方经济发展水平和法制环境等对企业环境治理也存在显著影响，故我们在模型中控制了地方空气质量（AQI）、地方人均GDP（PercapGDP）、GDP 增长率（GDPgrow）以及地方法治化水平（Lawindex）。其中，AQI的数据来源于手工整理的环境保护部AQI指数；地方法治化水平数据借用了樊纲关于市场化指数中的法律指数。

为检验研究假设H2，即企业成本转嫁能力对清洁生产规制与企业环境治理的影响，我们在模型（1）的基础上引入企业成本转嫁能力的交互项，并设立待检验模型如下：

其中，Customer表示企业对客户的议价能力，衡量企业的成本转嫁能力。由于无法直接观测到企业的成本转嫁行为，故我们借鉴已有文献的思路[20]，从企业对客户议价能力的角度刻画成本转嫁能力：客户集中程度相对较高的企业对主要客户存在较强的依赖，议价能力相对较低，故难以通过提高产品价格转嫁环境规制成本。根据上述思路，我们根据上市公司年报附注，手工整理和计算了企业客户集中程度（前五大客户比率）的数据，并按照样本中位数大小对Customer定义赋值。若企业的客户集中程度都小于年度-行业中位数，则我们对Customer赋值为1，表示企业具有较强的成本转嫁能力；相反则赋值为0，表示成本转嫁能力相对较低。

需要指出的是，用客户集中程度表示企业的成本转嫁能力，可能还存在其他替代性的解释，故在本文的进一步检验中，我们还参考以往学者的研究[21]，从产品市场竞争程度和消费者需求价格弹性等角度刻画企业的成本转嫁能力，重新对假设H2进行了检验。此外，我们还考察了在不同的产品市场竞争程度和产品需求价格弹性情景下，企业议价能力对环境规制与企业环境治理的关系是否出现差异，对可能的替代性解释进一步检验。本文涉及的主要变量的详细定义如表1所示。

表1 变量定义和计算方法

四、结果与分析

（一）变量描述性统计

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。其中，Eninvest的均值为0.370，但中位数为0，说明样本中有一部分企业进行了较多的环境投资，但样本整体呈左偏分布，标准差相对较大为1.445，说明样本企业的环境投资水平存在较大的个体差异；Standard的均值为0.279，说明样本中大约有28%的企业受到清洁生产标准的环境规制约束；Customer、HHI和Elastic的均值都约为0.500，这主要是因为我们以年度-行业中位数为基础对以上三个变量重新进行了分组赋值。在其他的控制变量中，产权性质（SOE）的均值为0.541，说明样本中约54%的企业为中央或地方政府控股；公司规模（Lnsize）、财务杠杆（Leverage）、盈利能力（ROA）、经营净现金流（OCF）以及现金持有水平（Cash）等变量的均值和中位数都基本相同，说明这些变量整体符合正态分布。总体而言，各控制变量的分布均在合理范围，与已有文献如龙文滨[18]、胡珺[22]等的描述统计结果基本一致。

表2 主要变量的描述性统计

（二）清洁生产标准与企业环境治理

我们首先基于OLS的方法对清洁生产标准的实施与企业环境治理的关系（假设H1）进行回归检验，表3的前两列报告了相关的回归结果。其中，在第（1）列中，我们没有加入地区层面的控制变量，仅对企业基本面和治理水平的变量进行了控制，可以发现Standard的估计系数为0.255，在1%水平上显著；在第（2）列中，我们在模型中加入了企业所处地方的空气质量（AQI）、人均GDP（PercapGDP）等宏观控制变量，此时Standard的估计系数为0.249，仍在1%水平上保持显著。

考虑到企业环境治理的变量（Eninvest）包含较多数值为0 的样本，因此我们基于Tobit 的方法重新对主检验模型进行回归，后两列报告了相关的回归结果。可以发现，Standard的估计系数在两列中分别为1.190和1.148，且都至少在1%水平上显著。Tobit 回归系数的解释和OLS模型的回归系数不同，需要求边际效应（Marginal Effect）。我们根据得到的Standard系数求得在两个样本回归中的边际效应分别为0.262和0.257，这与基于OLS 估计的回归系数基本相似。综上，表3 的回归结果与本文的理论推导相一致，说明当企业受到清洁生产标准的环境规制约束时，企业的环境治理更多，且这种正相关关系比较纯粹，不受控制变量选择以及估计方法的影响，支持研究假设预期H1。

（三）清洁生产标准、成本转嫁能力与企业环境治理

表4报告了企业成本转嫁能力对清洁生产标准规制与企业环境治理的回归结果。与表3的结构类似，表4的前两列和后两列分别采用OLS和Tobit的估计方法对检验模型进行回归。从第（1）列和第（3）列的回归结果可以看出，交互项Standard*Customer的估计系数分别为-0.123和-0.586，都至少在5%的水平上显著为负，其中Standard*Customer在Tobit估计中的边际效应为-0.118。这两列的结果说明，由于较为分散的客户集中程度使得企业的议价能力较强，由此形成的成本转嫁能力能够在一定程度上缓解企业环境规制内化的环境污染外部性成本，由于环境治理支出还存在较大的正外部性，存在成本收益不匹配的问题，这使得在清洁生产标准规制下企业的环境治理动机相对更低。交互项Standard*Customer的估计系数支持了本文的研究假设H2。

表4 清洁生产标准、成本转嫁能力与企业环境治理

表4的回归结果从客户集中程度的角度刻画并检验成本转嫁能力对清洁生产标准与企业环境治理的影响。其内涵的逻辑在于企业较强的议价能力可以向下游客户或消费者转嫁环境规制相关的成本，导致消费者实际上承担了环境规制内化的部分环境外部性成本。那么，根据上述逻辑，企业对供应商较强的议价能力是否有助于通过降低采购成本等方式转嫁环境成本，从而也相应地降低企业的环境治理动机呢？基于此，我们从企业供应商的角度重新刻画成本转嫁能力，并检验企业对供应商的议价能力是否对清洁生产标准与企业环境治理的关系存在影响。与前文对Customer的定义一致，我们将供应商集中度小于年度-行业中位数的企业定义为成本转嫁能力较强组，对Supplier赋值为1，反正则对Supplier赋值为0。

表4的列（2）和列（4）报告了基于供应商转嫁能力的回归结果。需要说明的是，由于企业供应商的数据存在一定缺失，导致该部分的检验损失了部分企业样本。这两列结果发现，交互项Standard*Customer的系数与前文基本保持一致，都在5%的水平显著为负；但是Standard*Supplier的系数都不显著为负，这就说明企业对供应商的成本转嫁能力对清洁生产标准对企业环境治理的关系不存在显著影响。上述结果也意味着，虽然企业的成本转嫁能力会扭曲清洁生产标准规制的环境治理效应，但从供应链的上下游方向来讲，这种成本转嫁更多是向下的，导致消费者实质承担了环境规制内化的环境成本。

（四）稳健性检验

为了保证研究结论的可靠性，我们进行了如下稳健性检验: （1）双重差分法的假设前提是处理组与对照组的因变量在政策实施之前保持相同的趋势，因此本文对企业环境治理在清洁生产标准规制实施前是否符合共同趋势进行了检验；（2）参考Hainmueller[23]的研究，使用熵平衡的方法对控制组的各特征变量进行重新赋权处理。（3）为控制不随时间变化的企业遗漏变量对研究结论的影响，我们在模型中控制企业固定效应，重新对研究假设进行检验；（4）样本区间其他重大环境政策可能对研究结论产生影响，我们在回归模型中进一步加入了相应的控制变量。以上稳健性检验结果都显示，清洁生产标准的实施至少在10%水平上与企业环境治理支出显著正相关，与前文结论基本一致。

五、进一步分析与检验

前文的回归结果从企业对客户议价能力的角度刻画成本转嫁能力，为本文的逻辑假设提供了经验支持，但以客户集中程度衡量企业成本转嫁能力可能还存在其他的替代性解释。基于此，接下来我们分别从产品市场竞争程度、产品需求的价格弹性以及企业产权性质等不同维度重新刻画成本转嫁能力，并进一步检验企业议价能力对环境规制治理效应的影响在以上三个不同情境的条件依赖性，以期为清洁生产标准、成本转嫁能力如何影响企业环境治理行为提供更为稳健和详实的经验证据。

（一）基于产品市场竞争的分析和检验

对于产品市场竞争与企业成本转嫁的关系而言，企业所处行业面临的产品市场竞争程度可能潜在地影响清洁生产标准规制下企业的成本转嫁能力，进而影响企业环境治理：当产品市场竞争程度相对较高时，产品市场的替代品相对更多，产品的价格需求弹性较大，在此情境下，企业通过销售价格加成的方式转嫁环境规制成本可能潜在地影响企业在产品市场的相对竞争力，由此导致的利益损失甚至可能大于成本转嫁收益，故企业成本转嫁能力相对较低；相反，当产品市场竞争程度相对较低时，由于产品的价格需求弹性较小，降低了环境成本转嫁在产品市场可能招致的潜在损失，此时企业通过价格加成以转嫁环境治理成本影响的机会成本相对更低，成本转嫁能力相对更强。参考已有学者的研究[24]，我们基于企业的主营业务收入计算不同行业的年度赫芬达指数（HHI），定义企业所处行业的竞争程度：我们以中位数为基准对企业年度样本进行分组，若企业所处行业HHI小于年度中位数表示该行业产品市场竞争程度高，企业成本转嫁能力较低，对HHI赋值为0；若企业所处行业HHI大于年度中位数则表示该行业产品市场竞争程度低组，企业成本转嫁能力较强，对HHI赋值为1。

表5的前两列报告了相应的回归估计结果。从列（1）可以发现，Standard的系数显著为正，说明清洁生产标准在产品市场竞争程度较高的行业中（HHI=0）具有积极的环境治理效应；但是Standard*HHI都在5%的水平上显著为负，说明当产品市场竞争程度相对更低时，由于企业对环境规制成本的转嫁能力，使得清洁生产标准对企业环境治理的推动作用相对更低。列（2）中报告了产品市场竞争对以企业议价能力刻画的成本转嫁能力与环境规制治理效应关系的影响，结果发现在交互项Standard*Customer的估计系数不再显著，这说明当产品市场竞争程度更高时（HHI=0），在一定程度上抑制了企业向客户的环境污染成本转嫁，但交互项Standard*Customer*HHI的估计系数在5%水平显著，说明产品市场竞争程度能够显著的约束企业成本转嫁能力对清洁生产标准环境治理效应的消极影响，当产品市场竞争程度相对更低时（HHI=1），企业通过价格加成转嫁环境治理成本的潜在损失相对较低，由此导致企业议价能力对清洁生产标准规制与企业环境治理支出的负向影响更加明显。

表5 产品市场竞争、产品需求的价格弹性以及企业产权性质对企业成本转嫁和环境治理的影响

（二）基于需求价格弹性的分析和检验

前文基于产品市场竞争的需求替代理论，从消费者需求角度分析了企业的成本转嫁能力，但尚未考虑消费者对企业产品和服务的需求弹性的影响。也就是说，当产品和服务价格超过消费者心理预期时，消费者可能放弃或延后购买，从而使得企业的成本转嫁行为招致潜在的利益损失。因此，考虑消费者的需求价格弹性，这可能在一定程度上影响企业的成本转嫁行为，从而影响清洁生产标准与企业环境治理的关系。此外，由于消费者实质是企业成本转嫁的最终宿体，直接从消费者需求弹性的角度考察清洁生产标准与企业环境治理的关系，以及需求弹性对企业议价能力的交互影响，还可以检验前文的实证结果是否存在其他替代性解释的问题。参考以往文献[25]，我们采用扩展线性支出系统模型（ELES）计算消费者对不同行业产品的需求价格弹性，基本函数表达式如下：

其中，Vi表示消费者对i行业产品的支出，Y表示消费者收入，bi表示消费者对i行业产品的购买意愿，Pj和Qj分别表示j 行业的产品价格和消费者的基本需求量，对不同行业的PjQj求和即为消费者的基本消费支出。本文的样本区间为2003—2013年，为此我们通过《中国统计年鉴》《中国价格及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》以及《中国城镇居民生活与价格年鉴》等相关文件，手工收集和整理了在此期间城镇居民的收入水平以及对不同行业产品的年度消费数据，根据需求价格弹性的定义，通过公式（3）求得消费者对不同行业产品的年度需求价格弹性。设置虚拟变量Elastic，若企业所在行业的需求价格弹性大于中位数（绝对值），则表示企业成本转嫁能力更低，我们对Elastic赋值为0，否则对Elastic赋值为1。

表5的中间两列报告了基于上述分析的回归结果。从列（3）可以发现，Standard的系数显著为正，说明当消费者需求价格弹性相对较高时（Elastic=0，企业成本转嫁能力较低），清洁生产标准的实施显著的推动了企业环境治理；交互项Standard*Elastic的系数都至少在5%的水平上显著为负，说明清洁生产标准在消费者需求价格弹性相对较低的行业中（Elastic=1，企业成本转嫁能力较强），对企业环境治理的推动作用相对降低。在表5 的列（4）中，Standard*Customer的系数不再显著为正，但Standard*Elastic的系数显著为负，这与之前的回归结果保持一致。更为重要的是，交互项Standard*Customer*Elastic都在5%的水平上与企业环境治理显著负相关，说明消费者较低的需求价格弹性能够进一步增加了企业的成本转嫁能力，企业环境治理也相应降低。

（三）基于企业产权性质的分析和检验

从企业成本转嫁能力的角度来讲，企业产权性质也可能潜在地影响清洁生产标准与企业环境治理的关系。由于存在中央或地方政府的管制，国有企业在许多行业中都处于垄断地位，如电力生产、能源采掘行业等，产品市场竞争程度相对较低。并且，这些产业又通常都是国民经济消费的刚性需求行业，产品的需求价格弹性相对较低，这就导致国有企业成本转嫁的能力和空间相比于民营企业要相对较大。参考Chang et al.[26]等的研究，我们基于色诺芬经济金融数据库（CCER）的判断标准，对企业的产权性质进行定义和分组检验，若企业实际控制人为中央或地方政府，则对SOE 赋值为1，若实际控制人为自然人或其他，则SOE赋值为0。

表5的后两列报告了产权性质对清洁生产标准与企业环境治理的回归结果。从列（5）可以发现，Standard的系数与企业环境治理Eninvest在1%水平上显著正相关，这说明对于民营企业而言（SOE=0），清洁生产标准的实施都显著的推动了其企业环境治理水平；交互项Standard*SOE的系数在5%的水平上显著，说明相对于国有企业来讲，清洁生产标准与企业环境治理的关系在民营企业中更加明显。我们还结合企业对客户的议价能力，进一步考察了企业产权性质对环境成本转嫁能力的影响，结果如列（6）所示。可以发现，交互项Standard*SOE和Standard*Customer的系数都显著为负，说明无论客户议价能力或国有产权性质，都在一定程度上增加了企业成本转嫁能力，使得清洁生产标准对环境治理的作用相对降低。此外，交互项Standard*Customer*SOE都在5%的水平上显著为负，这说明企业的国有产权属性强化了企业对客户或消费者的环境污染成本转嫁能力，从而使得清洁生产标准对成本转嫁能力相对较强的国有企业的环境治理支出的推动作用相对更低。

六、研究结论

顺应我国绿色发展理念和“双碳”目标，本文着眼于微观企业的环境治理行为，通过手工收集和整理微观企业环境治理的数据，用清洁生产标准的实施作为环境规制强度的衡量指标，结合企业的成本转嫁能力，研究环境规制、成本转嫁能力对企业环境治理的影响。研究发现：在环境规制的合规压力下，企业会相应地提高环境治理支出以满足环境合规的要求；但是，考虑企业的成本转嫁能力，环境规制与企业环境治理的正相关关系在企业议价能力相对更低（客户集中度相对更高）的企业中更为明显；我们还分别以企业所处行业的产品市场竞争程度、消费者需求价格弹性和企业产权性质刻画企业成本转嫁能力，发现了基于企业议价能力检验相似的结论。以上结果说明，企业对环境污染成本的转嫁能力，在一定程度上扭曲了环境规制的微观治理效应，消费者实质承担了部分环境规制的成本负担。考虑上述结果可能的替代性解释，通过进一步检验我们还发现，在产品市场竞争程度相对更低、消费者需求价格弹性相对更小的情境下，企业议价能力对环境规制与企业环境治理的消极影响更为明显，从而进一步支持了成本转嫁扭曲环境规制微观治理效应的理论解释。最后，结合企业的产权性质，我们发现环境规制对企业环境治理的推动作用在民营企业中更为明显，但企业议价能力对环境规制微观治理效应的消极影响更多体现在国有企业中。

通过对上述问题进行研究，本文为提高企业环境治理行为积极性，加强环境污染治理提出以下建议：（1）政府应适度加强环境规制力度，尤其对重点污染企业应施加更强的环保压力。当企业受到环境规制约束时，企业会相应地增加环境治理支出；（2）针对成本转嫁能力的不同，制定更加合理的环境规制政策，综合考虑企业环境治理的积极性，使制度实施效果最大化；（3）积极引导公众和媒体参与环境监督，建立曝光和反馈平台，推动公众媒体对企业环境治理行为的关注，促进企业环境治理更好发展。