政府環境規制對市場契約關系的影響

石寧　陳文哲　梁琪

關鍵詞 環境規制；供應商-客戶關系；風險規避

中圖分類號 F062. 2 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）04-0147-14 DOI：10. 12062/cpre20220926

中國環境保護一直帶有鮮明的政府主導色彩［1］，政府在發揮促進經濟增長和環境保護的雙重職能時往往面臨角色緊張［2］，存在環境規制后污染反彈［3］及污染轉移［4］現象?；趯χ袊h境保護實踐的不斷總結和探索，黨的十九大報告提出要“構建政府為主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的環境治理體系”。然而，鮮有文獻關注多方共治體系下政府、企業等參與主體治理行為的交互影響及效果。事實上，政府環境規制會引發企業之間互相作用，當單個企業受到罰款、停產整頓等環境處罰時，會波及與其“一榮俱榮、一損俱損”的下游客戶［5］，客戶為避免風險會調整采購策略甚至更換供應商，從而形成客戶對供應商反向環境治理的市場機制。那么，中國的環境規制能否有效引發企業之間環境治理的市場力量？政府規制與市場力量是否能夠形成合力、共同推動環境改善？在構建現代環境治理體系背景下，研究該問題能夠創新并健全環境治理市場體系，并能依托空前發展的供應鏈業態，調動企業發揮環境治理主體的積極性，為形成激勵有效、多元參與、良性互動的環境治理體系提供借鑒參考?；诖?，文章從供應商與客戶環境行為互動視角考察中國環境規制產生的市場反應，考察客戶對供應商環境行為進行治理的動機、作用機制及效果，以期為進一步認識環境規制的微觀經濟效應提供經驗證據和政策啟示。

1 文獻綜述

與該研究相關性較高的文獻有兩部分，一是環境規制與企業行為決策關系的研究文獻，二是供應商與客戶之間關系的研究文獻。第一部分文獻廣泛探討了環境規制的影響，基于不同國家實施的各類環境規制實踐，探討了環境立法、環保命令、環保法庭、環境監察、環境信息披露等政策的效果［6-10］。在評價政策效果時，已有文獻基于宏觀數據檢驗環境規制對GDP、生產率以及排污量的影響，或基于微觀數據檢驗對企業績效和企業環境表現的影響，并得出了正反兩方面結論。其中，持負面觀點的文獻認為環境規制會擠占企業的生產性投資［11］，增加合規成本［12-13］，使得企業將原本可以用于研發創新的資金投入到非生產性的環境治理環節，從而阻礙企業的技術升級和盈利提升。尤其當環境規制持續性較弱或存在區域差異時，理性的企業會通過臨時減產［14-15］或者轉移至“污染避難所”的方式［16-19］來規避監管，引發污染反彈［15］和污染轉移［4］的現象。相反，“波特假說”以及“自然資源基礎觀”等理論認為環境規制能夠產生積極作用，通過激勵企業增加環保投資和創新，部分甚至完全抵消環境規制的成本［20］，產生持續競爭優勢［21］，創造節能減排和經濟增長的雙贏。概括來看，已有文獻對環境規制效果存在分歧，而企業不同的行為策略是導致差異性效果的重要原因。

從第二部分文獻來看，已有研究基于利益相關者理論，對供應商與客戶之間的風險傳染效應和風險規避策略進行了深入探討?；陲L險傳染視角的研究文獻認為，供應商與客戶是“一榮俱榮、一損俱損”的利益共同體［5］，不良事件在關系范圍內具有傳染性［22］，供應商與客戶中任何一方風險上升時都可能波及對方。已有文獻也針對不同類型的風險進行了具體分析，探討了股價崩盤風險、破產風險、經營變動等方面的風險在供應商與客戶之間的傳染效應［23-27］。此外，一些文獻從風險規避的視角研究了供應商與客戶的互動策略。Allen等［28］和Cen等［29］發現由于交易過程中隱性承諾的存在，客戶對供應商風險感知提升時，會減少與供應商的業務往來、索要更低的價格作為風險補償。Intintoli等［30］發現當供應商管理層更替時，客戶與其簽署長期性戰略采購協議的意愿下降。Cen等［31］研究發現供應商清算風險會顯著降低客戶與其合作的期限和規模。Dai等［32］指出客戶為保護自身利益會主動推動供應商進行社會責任方面的投資，降低非財務因素帶來的風險。黃偉等［33］也發現外資企業通過供應鏈壓力渠道對中國企業的社會責任表現有積極影響。

以往研究成果為文章提供了諸多啟示。一方面，環境規制會給企業帶來成本增加、限停產等直接影響，環境風險引致企業運營風險、財務風險甚至破產風險攀升；但如果環境規制倒逼企業增加環保投資和創新，則企業環境績效改善，環境規制不會引起企業風險上升。另一方面，企業風險會波及下游客戶，客戶為規避風險會降低采購份額。未來研究還可以在以下幾個方面進一步拓展。第一，研究環境規制與企業行為決策的文獻普遍將企業作為個體進行考慮，忽略了企業嵌入生產交易網絡中的連鎖反應，因此，對環境規制影響企業進而影響利益相關者的后果鮮有關注；而且重點側重對某一類型規制政策（如立法、環保督察、庇古稅、環保法庭、環境信息披露等）的效果檢驗，忽略了政策的“組合拳”特征，缺乏對環境規制政策的綜合考量。第二，研究供應商與客戶之間關系的文獻針對不同的風險類型（如財務風險、破產風險、管理層更替風險、股價崩盤風險等）進行了分析，但對環境風險關注較少。

基于此，文中將政府環境規制與供應商客戶互動行為嫁接起來，對企業之間基于環境規制風險的市場反應進行了分析，考察了政府環境規制對市場契約關系的影響。從微觀視角豐富了環境治理相關文獻，也為從供應鏈視角推進企業環境治理作了較好嘗試，可能為實現“政府主導、企業主體”環境治理體系提供路徑參考，對傳統環境治理市場機制的科斯路徑形成補充。

2 環境規制對供應商環境風險的影響及客戶市場反應分析

2. 1 環境規制影響下供應商與客戶的互動關系

長期以來，中國經濟發展存在“先污染、后治理”的現象，環境利益讓位于經濟利益。中小企業環保意識普遍較低，主動將有限的財務資源用于短期經濟效益低的環保投資的積極性較低［34-35］，生產過程中經常存在超標排放、治污設施缺失等問題。因此，當企業面臨的環境規制加強時，企業被環境處罰、出現環境風險事件的概率提升。根據已有文獻，企業應對環保壓力的策略主要有三種，一是增加環保投資和創新，根據“波特假說”，合理而嚴格的環境規制能夠激勵企業創新。二是減產，企業通過臨時限停產來減少排污，滿足合規要求。三是遷址，根據“污染避難所”假說，企業會搬遷到環境規制較弱的地區規避風險。對于實踐中中國企業的應對策略，已有文獻更為支持消極行為，一方面，中國環境規制存在臨時性和運動性特點，當環境規制壓力較大時企業傾向于采取短期限停產的應對策略來躲避處罰［3，15］。另一方面，環境規制執行程度還存在區域差異甚至逐底競賽［36-38］，弱規制地區的客觀存在使得企業遷址至“污染避難所”［18-19］。

企業采取減停產、遷址措施能夠應對暫時的環境規制壓力，但無法實質性改善環境表現。一旦所處地區或所遷地區環境規制增強時，企業仍面臨被環境處罰的風險。

具體而言，供應商受到環境規制后對客戶的風險傳染主要包括以下方面。

一方面，供應商環境風險會導致訂單交付的不確定性，提高客戶經營風險。由于供應鏈鏈式結構的特點，供應鏈內企業相互依賴、相互影響，任何一個環節出現問題都會波及整個供應鏈［39］。當企業環境表現差受到環保處罰時，會受到罰金、限產、停產整頓甚至關閉等處罰措施，直接影響企業正常生產和訂單交付，引起下游客戶面臨供應波動甚至中斷的現象。即使企業采取減停產或是遷址措施，都會對企業本身運營的穩定性造成沖擊，影響到訂單交付，這對“求穩”的客戶是難以接受的［28］。除此之外，企業環境表現會影響其融資條件［40］，在綠色金融政策影響下，污染企業會受到更強的融資約束懲罰效應［41-43］和信用評級下調［44］，從而間接提升財務風險。而財務風險的提高會削弱供應商自身忠實履約、保持良好聲譽的動機，特別是陷入財務危機的企業為了節約成本還可能會降低產品質量［45］。因此，供應商的環境風險會導致客戶存在供應中斷風險及產品質量風險，降低客戶生產經營的穩健性。

另一方面，供應商環境風險會影響客戶綠色聲譽，降低客戶競爭優勢。根據自然資源基礎觀理論，企業通過環境治理能夠實現差異化競爭［46］，建立綠色聲譽有助于提高產品市場份額，強化客戶關系與顧客忠誠度，打造持續競爭優勢。聲譽的核心是信任［47］，其形成是一個長期積累的過程，但極容易受負面信息沖擊，很可能因一個污染負面報道而大幅貶損。供應鏈上各個企業作為利益共同體，當供應商出現環境污染事件，下游客戶產品也難言“綠色”。結合實踐來看，近年來，來自環保組織、行業協會等各方的壓力要求品牌企業在自身環保的基礎上，也要將環保理念滲透至采購環節和供應商管理體系，嚴格把控原材料和中間品。

綜上，在過去中國的環境規制并不嚴格的背景下，當供應商所處地區環境規制增強后，供應商出現環境風險事件的概率增大。而無論供應商是被動承受環境處罰，還是主動通過減產、遷址規避懲罰，都會對下游客戶的穩健經營造成沖擊。因此，理性的客戶為了防范供應商環境問題對自身的風險溢出，會及時調整采購策略，降低對環境風險較高供應商的采購份額?；谝陨戏治?，文章提出有待實證檢驗的研究假設1。

假設1：當供應商所處城市環境規制執行程度增強時，客戶會降低對該供應商的采購份額。

2. 2 近年來中國環境規制全面趨嚴的邊際影響

值得注意的是，近年來中國的生態環境保護從認識到實踐正發生歷史性、轉折性、全局性變化。伴隨政府環境規制日益監管常態化、區域均衡化，企業應對環境規制的行為也發生了相應轉變，進而使得環境規制的市場反應出現邊際改變。

2015年以后，中國環境規制政策在以下三個方面出現了重大變化。第一，法律政策層面，被稱為“史上最嚴”的新《環境保護法》于2015年正式實施，進一步明確了政府、企業與個人等不同經濟主體的法律責任，并為環境規制提供了有針對性的處罰權及執法措施。同時各配套政策密集出臺，為環保政策確立了科學的標準體系。第二，環保工作執行層面，中央生態環境保護督察工作常態化開展。過去地方政府在GDP考核體系下的環境容忍度較高，環境質量的“地方政府負責制”導致國家環境保護政策難以完全落實［48］。2015年7月1日，習近平主持召開原中央全面深化改革領導小組第十四次會議，審議通過《環境保護督察方案（試行）》，此舉嚴格落實了環境保護主體責任，完善了領導干部目標責任考核制度，環境政策執行力度在全國范圍內空前提升。第三，頂層設計層面，深度培育綠色發展理念，印發《生態文明體制改革總體方案》，完成“環保大部制”改革，形成對生態環境保護的統籌管理。整體上看，2015年后，伴隨生態文明建設的不斷推進，環境規制在全國范圍內日趨嚴格，區域聯防聯控不斷升級，全國一盤棋的統籌治理格局已經形成。

在中國環境規制背景的轉變下，企業難以采取過去消極規避策略來應對，環境規制下的企業行為也相應轉變。一方面，當企業預期環境規制是長期趨嚴時，長時間減產甚至停產會給企業造成嚴重損失，企業無法通過臨時性限停產應對環保壓力。另一方面，企業預期環境規制是全國范圍內趨嚴時，難以通過遷址來規避監管，競相向上的環境規制會削弱“污染避難所”效應［19］。近幾年各地區環境保護治理政策密集出臺，截至2020年上半年，全國幾乎所有的省市均新推出生態環境保護相關政策以及資金支持或項目管理方案。結合文章統計數據來看，2015—2018年期間285個地級市（及直轄市）的環境處罰企業占比均較2011—2014年同比上升，即所統計地區環境規制全部增強。綜上，在全局長期趨嚴的環境規制下，企業只有切實增加環保投入和創新，改善環境績效，才能夠達到環保合規要求。因此，環境規制倒逼企業改善環境績效后，企業不會因環境規制增強而出現環境風險事件，相應地，下游客戶的風險感知也不會出現明顯變化，進而也不會調整采購策略?；诖?，文中提出研究假設2。

假設2：2015年以后，在中國環境規制長期性、全局性趨嚴的影響下，客戶對供應商面臨環境規制變強的負向反應會下降。

3 數據、變量和方法

3. 1 數據

文中的研究樣本為2009—2019年A股上市的制造業公司。樣本區間起點為2009年，2009年后陸續有較多的公司自愿并連續披露前5名供應商的名稱和采購額。數據處理過程如下：第一步，篩選制造業上市公司，剔除樣本期內被特別處理（ST）以及發生重大并購的樣本。第二步，查詢上市公司2009—2019年各年度前5名供應商信息。其中，為了避免供應關系受關聯因素影響，剔除與上市公司具有關聯關系的供應商；考慮客戶很難為了規避風險替換國有壟斷行業的供應商，剔除壟斷行業（水、電、氣等行業）供應商；剔除名稱披露不明確或為個人的供應商。第三步，鑒于各供應商差異較大、不具備直接可比性等問題，通過每個供應商采購份額的變化值來刻畫客戶對該供應商的反應，因此，剔除沒有連續年份供應商信息的上市公司。

上市公司及供應商相關信息來自中國研究數據服務平臺數據庫（CNRDS），包括了上市公司財務變量、公司治理變量、行業特征等信息，以及上市公司前5名供應商的名稱、采購份額、行業、注冊資本、經營范圍、所處省份城市等相關信息。環境規制數據來自公眾環境研究中心（IPE）公布的全國企業環境監管信息數據庫，以及《中國城市統計年鑒》公布的地級市及以上級別城市的污染物信息數據庫。文章對主要連續變量在1%和99%分位上進行縮尾處理，以消除極端值的影響。最終篩選得出5 072個年度觀測值。

3. 2 模型設定及變量定義

理論分析中提到，供應商所處區域環境規制的增強會降低客戶的采購份額，而2015年環境政策趨嚴后，環境規制引起的客戶采購量下降的負向效應有所弱化。為了檢驗研究假設1和假設2，構建如下實證模型：

4 實證結果與分析

4. 1 描述性結果統計分析

表2 為變量的描述性統計結果。ΔSup_{i，j，t}的均值為0. 002，標準差為0. 023，說明各企業采購份額的變化值在不同年份差異較大，上市公司會經常調整采購策略。ΔERS_i，t-1的均值為0. 099，標準差為1. 107，說明不同區域以及不同年份的環境規制執行程度差異較大，環境規制程度在現實中存在明顯的時變性和區域差異性。

4. 2 基本回歸結果與分析

表3是實證模型（1）的回歸結果，回歸方法為混合最小二乘法。其中，列（1）未加入控制變量，列（2）加入上市公司財務層面和治理層面的控制變量，列（3）加入供應商財務層面的控制變量，列（4）加入上市公司和供應商企業所處地級城市層面人均GDP。列（1）至列（4）中的關鍵解釋變量ΔERSi，t-1 的系數都在1%水平上顯著負相關，當供應商所處城市環境規制執行程度變強時，客戶會降低對該供應商的采購份額，驗證了文章研究假設1。列（1）至列（4）中的關鍵解釋變量ΔERS_i，t-1×After 的系數都在1%水平上顯著正相關，表明2015年及以后，客戶對于供應商面臨的環境規制變強的負向反應有所下降，驗證了文章研究假設2。但值得注意的是，ΔERSi，t-1×After的系數絕對值基本都小于ΔERS_i，t-1的系數值，因此，客戶對于供應商受環境規制的規避效應并沒有完全消除。

4. 3 異質性分析

不同類型的供應商受到環境規制后的風險存在差異，不同類型客戶對供應商環境風險的敏感度也存在差異。文章選擇了供應商是否屬于重污染行業（Pollu）、所有權性質（Style）、采購規模大?。˙ig_Sup）來進行供應商的異質性分析，選擇了客戶綠色聲譽（Green）程度進行客戶的異質性分析。

4. 3. 1 供應商是否屬于重污染行業的異質性分析

企業工業活動是導致環境污染的首要因素。2000年以來，中國加大了對企業的環境規制力度。特別地，為督促重污染行業企業認真執行國家環境保護政策，相關部門出臺一系列有關重污染行業企業上市和再融資的環境保護核查規定，避免因環境污染問題帶來投資風險。因此，重污染行業企業往往會受到更頻繁的環境監管。同時，在近年來綠色信貸政策的推動下，重污染行業面臨較強的融資懲罰效應和投資抑制效應［41］。因此，當面臨環境規制時，重污染行業供應商的風險更大，其客戶更有可能降低采購額。文章依據原環境保護部2008年6月發布的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》所界定的重污染行業，將供應商分為重污染行業（Pollu=1）、非重污染行業（Pollu=0），然后采用模型（1）進行分組檢驗。表4 列（1）和列（2）顯示，重污染行業供應商組別的ΔERS_i，t-1回歸系數在1% 水平上顯著為負，ΔERS_i，t-1×After 回歸系數在1%水平上顯著為正，而非重污染行業供應商組別的ΔER?S_i，t-1和ΔERS_i，t-1×After 回歸系數都不顯著，經檢驗分組回歸系數存在顯著差異。由此，客戶僅對重污染行業供應商的環境規制存在負面反應。

4. 3. 2 供應商所有權性質的異質性分析

方穎等［9］提出地方政府會對存在政治關聯的企業給以環境“軟約束”。且國有企業享有政府隱性擔保和融資便利［50］。國有企業被環境規制導致關?；蛘弑惶幜P至破產的概率相對更低。如2018年7月4日《人民日報》等媒體報道了“鎮江一國企違法排污，環保督察后政府對搬遷久拖不決”的新聞，指出鎮江市國有企業茂源化工有限公司屢因污染問題被投訴和查處，中央生態環境保護督察“回頭看”發現，該企業廢水、廢氣、固體廢棄物無一進行規范處置，而當地環境監管形同虛設，搬遷方案久拖不決。再如2021年9月27日，中央生態環境保護督察組公布了中國有色礦業集團下屬國有企業環境污染的典型案例，集團下屬的機電設備公司煙氣、粉塵污染嚴重，本應于2019年底前停產搬遷，但公司先后5次向當地政府申請延期，直到督察進駐前才停止生產并開始拆除工作。

由上述案例可知，地方政府對國有企業污染問題存在容忍行為，相應的客戶對國有企業受環境規制的風險感知低，調整采購策略的傾向較低。按照供應商是否為國有企業進行分組，并采用模型（1）進行分組檢驗。表4列（3）和列（4）顯示，國有企業供應商組的ΔERS_i，t-1和ΔERS_i，t-1×After 回歸系數都不顯著，而非國有企業供應商組的ΔER?S_i，t-1和ΔERS_i，t-1×After 回歸系數均顯著，經檢驗分組回歸系數存在顯著差異。因此，客戶對國有企業供應商的環境規制反應較弱。

4. 3. 3 供應商采購份額大小的異質性分析

根據已有文獻，客戶與供應商企業之間的關系，是一種既相互依賴、互惠共贏，又討價還價、利益相爭的競合博弈關系，兩者的博弈力量決定了各自的行為策略。大供應商一旦出現被環境處罰的風險事件，客戶受到的風險損失會更嚴重，客戶更有動機去替換供應商。但同時客戶對大供應商的依賴性也更強，替代難度更大。當客戶的風險感知足夠強時，客戶會積極尋找替代供應商，避免一旦關鍵供應商出現風險事件會對自身造成被動。相應地，對于小供應商，客戶對其風險感知較低且依賴性偏弱，即使其面臨的環境規制增強，客戶替換供應商的成本較低。為了檢驗供應商重要程度的影響，文章將根據采購份額進行分組檢驗。一是按照t-1年供應商采購份額（Sup_{i，j，t-1}）中位數，劃分為采購份額較大（Big_Sup_{i，j，t-1}=1）和采購份額較?。˙ig_Sup_{i，j，t-1}=0）兩組樣本；二是按照t-1年供應商集中度赫芬達爾指數（HHI5_Sup_j，t-1）中位數，劃分為采購額集中（HHI5_Sup_j，t-1=1）和分散（HHI5_Sup_j，t-1=0）兩組樣本。采用上述兩種分組方法之后，分別對模型（1）進行分組回歸檢驗，結果見表4列（5）至列（8）。對于采購份額較小且分散的供應商組，ΔERS_i，t-1和ΔERS_i，t-1×After 回歸系數都不顯著；而采購份額較大且集中的供應商組，ΔERS_i，t-1回歸系數顯著為負，ΔERS_i，t-1×After 回歸系數顯著為正，經檢驗分組回歸系數存在顯著差異。綜上，客戶對大供應商的環境規制更為敏感。

4. 3. 4 客戶綠色聲譽的異質性分析

迫于利益相關者壓力和自身發展需要，很多企業制定社會責任行為守則，通過對供應商企業進行查廠驗廠等手段落實其社會責任。在環境治理方面，如果客戶重視自身綠色聲譽，那么也會更在意供應商的環境風險，避免因供應商污染損害自身綠色聲譽。通過翻閱ESG得分排名較高上市公司的社會責任報告，發現大量企業都描述了在綠色供應鏈方面的具體舉措，體現出從源頭上控制綠色生產的行為。因此，注重綠色聲譽的客戶會對供應商所受的環境規制更為敏感。文章按照兩種方法衡量客戶綠色聲譽，一是根據公眾環境研究中心（IPE）披露的企業是否受環境處罰（Pun_j，t-1）來衡量，對于有環境處罰信息的企業，對處罰年份及以后年份的綠色聲譽賦值為1，處罰之前的年份賦值為0，對沒有環保處罰的企業所有年份賦值為0，當Pun_j，t-1=0時表示企業注重綠色聲譽。二是根據華證社會責任ESG評價中的綠色產品分值指標來衡量，將綠色產品分值按照中位數分為高低兩組，區分注重綠色聲譽客戶（Green_j，t-1=1）和不注重綠色聲譽客戶（Green_j，t-1=0）。采用模型（1）進行回歸檢驗，結果見表4列（9）至列（12）。對于重視綠色聲譽的客戶（Pun_j，t-1=0、Green_j，t-1=1），ΔERS_i，t-1回歸系數顯著為負，ΔERS_i，t-1×After 回歸系數基本都顯著為正；相反對于不重視綠色聲譽的客戶，關鍵變量系數均不顯著，經檢驗分組回歸系數存在顯著差異。上述結果說明只有當客戶關注綠色發展時，才對上游供應商的環境規制有所反應。

4. 4 穩健性檢驗

4. 4. 1 排除供應商主動減產影響

沈洪濤等［15］研究發現，企業面對環境監督壓力時會主動短期減產。因此，采購額的下降有可能是供應商主動減產所致，并不是客戶調整所致。鑒于已有文獻認為企業應對環保壓力的減產是短期行為，往往在減產停產后再加緊生產［14］，認為供應商短期減產對年度的采購額影響不大。但為了控制該因素的影響，僅對供應商未減產的樣本進行回歸。具體地，參考沈洪濤等［15］研究，采用當年年末存貨余額減去年初存貨余額，再加上當年銷售收入計算得出企業產值，當產值變化額大于0時計入供應商產值增加樣本組。對供應商產值增加組的回歸結果見表5列（1），ΔERS_i，t-1回歸系數顯著為負，而ΔERS_i，t-1×After回歸系數顯著為正，在排除供應商減產樣本后，文章的主要結論并沒有發生改變。

4. 4. 2 排除客戶主動減產影響

除了供應商減產會導致客戶采購額被動下降外，客戶也存在主動減產縮減采購量的情況，例如當客戶面臨市場波動、環境規制等影響時，也可能降低采購量。在這種情況下，采購量的下降并不是因供應商環境風險所致。為了排除客戶主動減產的影響，僅對客戶產值增加的子樣本進行回歸，衡量產值變化的方法如前所述?；貧w結果見表5列（2），ΔERS_i，t-1回歸系數顯著為負，而ΔERS_i，t-1×After 回歸系數顯著為正，在排除客戶減產樣本后，文章的主要結論并沒有發生改變。

4. 4. 3 排除采購份額調整較小樣本

考慮上市公司業務結構在各個年份之間會存在波動，相應會帶來供應商采購份額的小幅調整，因此采購份額的小幅變化可能并不是客戶為了規避風險所致。采用兩種方法排除客戶小幅調整采購策略的潛在影響。一是將采購份額調整在1%或2%以內的樣本刪除，二是將供應商采購份額的變化率（供應商采購份額的調整額占比除以上年末供應商采購份額）在10%或20%以內的樣本刪除?；貧w結果見表5列（3）至列（6），ΔERS_i，t-1回歸系數均顯著為負，而ΔERS_i，t-1×After 回歸系數均顯著為正。因此，刪除采購份額變化較小的樣本后，主要結論沒有發生改變。

4. 4. 4 替換關鍵解釋變量

模型（1）采用環境違規企業的占比衡量環境規制執行程度（ERS），進一步借鑒沈坤榮等［4］的方法替代衡量ERS?；诔鞘泄I二氧化硫去除率、工業煙（粉）塵去除率兩個指標，采用加權線性法，構建城市級環境規制執行程度ERS_sub。替換關鍵變量后的回歸結果見表5 列（7），ΔERS_sub_i，t-1 回歸系數顯著為負，ΔERS_sub_i，t-1×After回歸系數顯著為正，與主回歸結果一致。

4. 4. 5 控制供應商層面更多因素的影響

由于供應商絕大部分都是非上市公司，信息披露較少，在模型（1）中僅加入兩個財務變量（Sizei、Agei）控制供應商財務層面的影響。根據已有文獻，企業財務和公司治理特征都可能會影響企業與客戶之間的關系［24，45］，對采購量產生影響。因此，為了盡可能加入更多供應商層面控制變量，將供應商范圍縮小為上市公司，對模型進行穩健性檢驗，回歸結果見表5列（8）。ΔERS_i，t-1回歸系數顯著為負，ΔERS_i，t-1×After 回歸系數顯著為正，文章的主要結論依然成立。

4. 4. 6 控制企業市場競爭力的影響

上述穩健性檢驗中考慮了供應商或客戶主動減產的影響，事實上，由于市場競爭激烈，很多競爭主體存在被動減產現象，進而影響采購量和訂單量。文章采用三種方法控制企業競爭能力的潛在影響。一是在模型（1）中加入衡量客戶和供應商市場競爭力的變量，同時控制客戶、供應商的企業競爭力對采購量的影響。其中，企業市場競爭力借鑒Peress［51］、Kale 等［52］和陳志斌等［53］研究，選用主營業務收入占行業主營業務收入比重（Competition）衡量，回歸結果見表5列（9）。二是通過PSM 配對方法選取市場競爭力相近的子樣本進行檢驗。具體地：第一步，僅采用客戶產值增加的樣本來近似控制客戶層面的競爭力水平；第二步，按照供應商所處區域環境規制變化的中位數，將樣本分為供應商所處區域環境規制變強和變弱兩組；第三步，選取市場競爭力、資產規模、資產負債率、營業收入增長率、總資產收益率5 個指標，按照1：1 的比例匹配，采用PSM 傾向得分匹配方法，為環境規制變強組的供應商配對環境規制變弱的供應商；第四步，對配對之后的子樣本采用實證模型（1）進行檢驗，回歸結果見表5 列（10）。三是為更精確地控制市場競爭力差異造成的影響，選取具備相同客戶并且市場競爭力相近的供應商作為子樣本進行檢驗。具體如下：篩選在同年度、同行業、有兩家及以上的上市公司供應商的客戶樣本，計算對應供應商的市場競爭力差異，僅選取市場競爭力偏差在10%以內的供應商子樣本進行實證檢驗，回歸結果見表5列（11）?？梢钥吹?，無論是通過加入企業競爭力控制變量，還是采用不同方法選出競爭力相近的樣本進行分析，關鍵變量的估計系數符號未改變且顯著，文章的主要結論依然成立。

5 進一步分析

前文理論分析提到，當供應商面臨的環境規制變強時，會對客戶造成風險溢出，客戶通過調整采購策略來降低對供應商的風險敞口；但如果供應商積極改善環境治理來應對環境規制壓力，那么客戶的風險感知不會提升，進而也不會調整采購策略。因此，一方面，環境規制會提升供應商風險水平，導致客戶降低采購份額，即存在環境規制對客戶影響的“風險”機制；另一方面，環境規制通過促進供應商改善環境治理，使得客戶對供應商環境規制的敏感性下降，即存在環境規制對客戶影響的“環境治理”機制。

接下來建立中介效應模型進行檢驗。

首先，構建影響機制的衡量指標。對于風險機制，借鑒Montgomery等［54］文獻，采用年度beta系數衡量風險，羅黨論等［55］認為年度beta系數從市場角度客觀地衡量了企業當年的風險水平。此外，借鑒張敏等56］研究，采用股票收益波動（Risk）來衡量風險。指標越高代表市場認為供應商的風險越高。對于環境治理機制，借鑒胡珺等［57］文獻，采用環保投資（Invest_i，t）、研發投入（R&D_i，t）以及創新數量（Patent_i，t）衡量環境治理水平，指標越高代表環境治理投入越多。

總體看，“風險”機制和“環境治理”機制是環境規制影響客戶調整采購份額的兩個重要機制。上述中介效應檢驗的結果驗證了研究假設1和研究假設2的理論分析。

6 結論和啟示

在積極構建多方共治環境治理體系背景下，文章研究了環境規制對市場契約關系的影響，探討了環境規制能否引致企業之間進行環境治理的市場機制，并采用2009—2019年間A股上市公司及其供應商的數據進行了實證檢驗。研究發現，在過去中國環境規制并不嚴格的背景下，環境規制會導致企業風險上升，客戶為避免風險溢出會降低采購額，形成市場懲罰效應；但當環境規制長期趨嚴之后，環境規制倒逼企業增加環保投資和創新，企業改善環境績效后，客戶的負向反應相應減緩。

研究結論的政策含義體現如下。首先，應當鼓勵綠色供應鏈發展，發揮環境治理市場機制。傳統理論認為環境治理的市場機制需通過排污權交易實現，供應鏈內企業之間也能產生環境治理的市場機制。結合客戶綠色聲譽能夠強化市場治理的實證結論，文章認為通過支持綠色供應鏈發展，培育供應鏈核心企業的綠色發展理念，能夠帶動鏈內其他企業環境治理，形成“以點帶面”的鏈式反應，更好地發揮環境治理的市場機制。其次，加大對企業綠色創新的支持力度，增強供應鏈韌性。近年來環境規制全局性、持續性趨嚴后，企業不再通過減產、遷址等措施應對，而是切實加強環境治理，相應的供應商客戶關系也趨于穩定。最后，加強環境規制政策執行的公平性。研究發現，當供應商為國有企業時，客戶對其環境風險不再敏感，這說明企業之間進行環境治理的市場機制難以對國有企業奏效。因此，應當消除環境政策執行過程潛在的所有制歧視問題，從而使得環境規制政策產生更為廣泛的市場化環境治理效應。

（責任編輯：于杰）