徐莉萍，刘 宁，张淑霞
（1.湖南大学工商管理学院，湖南长沙 410079；
2.湖南科技大学商学院，湖南湘潭 411201）
在2020年新冠肺炎疫情的严重冲击下，国内外环境发生巨大变化，后疫情时期全球经济将更加脆弱，对推进中国生态文明建设提出了更高要求；
而推动后疫情时期经济高质量发展，更需要坚定不移地践行“绿水青山就是金山银山”的社会主义生态文明理念，促进经济发展和环境保护两者在辩证互动中实现可持续发展的双赢目标。企业作为市场的主体，面对错综复杂的国际环境、艰巨繁重的国内改革发展稳定任务，更需要从命运共同体的角度重构组织社会责任，改变长期以来粗放的经济发展模式，通过满足政府、公众等利益相关者的诉求进一步获得可持续增长的韧性，推进企业绿色转型实现清洁生产。
中共十九届四中全会以来，中国坚决实施严明的生态文明制度体系，改革完善生态环境信访工作机制，促进人类命运共同体和谐共生，释放了环境规制强度不断升级的信号。环境规制作为弥补环境污染负外部性问题的必要工具，可分为显性环境规制和隐性环境规制两类。显性环境规制是政府采取包括法律制度、市场政策等有形规制，而隐性环境规制是社会组织和公众内在的、无形的环保意识和认知（赵玉民等，2009）。2014年，全国人大常委会修订通过《中华人民共和国环境保护法》（下称《环境保护法》）（自2015年1月1日起施行）；
2015年，环境保护部通过《环境保护公众参与办法》（自2015年9月1日起施行）；
2016年，全国人大常委会通过《中华人民共和国环境保护税法》（下称《环境保护税法》）（自2018年1月1日起施行），这些法规的实施标志着中国环境规制已基本形成一套以政府为主导，企业为主体，社会组织和公众共同参与的显性和隐性环境规制并存的体系。遗憾的是，已有关于环境规制经济后果的研究大多围绕宏观政府和中观产业区域层面展开，鲜有文献从微观企业角度展开考察（李青原和肖泽华，2020；
沈永建等，2020），而异质性环境规制对微观企业行为的影响取决于作为环境污染主体的重污染企业的响应策略。
盈余信息是企业收入扣除生产要素成本后剩余的相关信息，从属于会计信息且是企业财务信息披露中最为重要的数据信息（Ecker等，2006；
Biddle等，2009）。企业盈余信息质量的高低直接影响信息不对称程度，并且影响以信息作为驱动力的资本市场资源配置效率（李青原，2009；
Gomariz和Ballesta，2014）。企业盈余信息质量的高低是公司治理健康与否的一个重要标志，更是维护资本市场良好生态和投资者合法权益的重要工具。但管理层基于管理报酬、债务契约、政治成本等动机（Watts和Zimmerman，1978；
Ertimur等，2018；
Gao 等，2018），倾向于进行盈余管理从而导致企业盈余信息质量受损。如何提升企业盈余信息质量，降低企业与外部利益相关者之间的信息不对称程度，成为学术界和实务界共同关注的焦点（Bushman等，2001；
Roychowdhury，2006）。现有研究表明，企业盈余信息质量由外部环境、企业整体、决策个体等因素决定（Francis等，2015）。但外部环境因素忽视了当前中国环境规制带来的政治成本上升对企业盈余信息质量的影响，也缺乏细分环境规制对企业盈余信息质量影响的差异研究（刘运国和刘梦宁，2015；
吴德军等，2016），企业决策个体因素聚焦高管的自然属性（年龄、性别、专业知识、工作经验等）（Barua等，2010；
Han 等，2017；
Belot和Serve，2018）。那么，在已有企业盈余信息质量的影响因素框架下，能否挖掘提升企业盈余信息质量的新路径？异质性环境规制对企业盈余信息质量的作用究竟是促进或抑制？这值得进一步进行检验与挖掘。
本文基于中国现行显性环境规制和隐性环境规制体系，以2011−2017年沪深两市A股重污染上市公司为研究样本，实证检验异质性环境规制对企业盈余信息质量的影响。研究发现，显性环境规制对企业盈余信息质量具有抑制作用，其机制在于融资约束、环保投资和媒体关注；
隐性环境规制对企业盈余信息质量具有促进作用，其机制在于融资约束和媒体关注。区分产品市场竞争和公司风险程度的异质性分析结果表明，显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用，在低产品市场竞争和公司风险较高的情况下更显著；
隐性环境规制对企业盈余信息质量的提升作用，在高产品市场竞争和公司风险较低的情况下更显著。进一步研究发现，显性环境规制中的环境补贴和隐性环境规制中的公众参与是影响企业盈余信息质量的主要环境规制。考虑盈余调整方向的检验结果表明：显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用在向上盈余调整的情况下更显著；
2013年“大气十条”政策实施后，企业显著调高了可操纵应计利润。
本文的研究贡献和创新点主要体现如下：
第一，丰富了环境规制经济后果的研究，揭示了异质性环境规制对微观企业盈余信息披露的影响机理。目前关于环境规制对微观企业信息披露决策的影响主要聚焦环境信息披露的影响（沈洪涛和冯杰，2012；
姚圣等，2016），鲜有针对环境规制对微观企业盈余信息披露影响的研究。虽然关于法律、政府干预以及社会文化等外部治理环境对公司盈余信息披露决策的影响一直被探讨，但较少涉及关于环境规制这一外部环境的分析（Healy 和Wahlen，1999；
Schultz 和Lopez，2001；
Datta 等，2013；
Alhadab 等，2016；
陈克兢，2017；
张婷婷等，2018）。
第二，推进基于政治成本理论剖析企业盈余信息质量的相关研究。本文从显性环境规制的正式制度视角，基于政治成本理论丰富了政策驱动型盈余信息质量的相关研究，深化了对中国情境中政治成本动机下显性环境规制对企业盈余信息披露决策影响的认识，拓展了企业盈余信息质量正式制度影响因素的研究。
第三，细分异质性环境规制类型并诠释了显性环境规制与隐性环境规制对企业盈余信息质量所产生的截然相反的作用，挖掘了企业盈余信息质量提升的新路径。现有文献对环境规制的研究缺乏统一的指标选取标准，鲜有基于中国具体实际对不同类型环境规制进行明确的理论区分（Kathuria，2007）。目前关于环境规制对企业盈余信息披露行为的研究尚存在较大争议，且大多是从显性环境规制的正式制度视角，而对隐性环境规制与企业盈余信息质量的探讨明显不足。本文为资本市场监管者在现有正式制度框架中改善企业盈余信息质量提供了新的路径与思路，拓展了企业盈余信息质量非正式制度影响因素的研究。
第四，提供现阶段政府如何评估、优化环境规制体系以及如何提升企业盈余信息质量的理论指导。研究有助于政府政策制定与监管部门做出科学决策，满足政府在调整后疫情时期经济发展战略过程中对优化环境规制的需求；
有助于完善公众、ENGO组织对环境规制的诉求，及时纠正环境规制策略的偏差，为环境规制调整提供方向；
有助于企业基于后疫情时期中国经济发展与生态文明建设的制度环境，充分利用自身资源，通过有效的内外部措施积极提升企业盈余信息质量，从而获得可持续增长的能力。
（一） 显性环境规制对企业盈余信息质量的影响
政治成本理论指出潜在不利的反垄断、关税补贴等政府管制或政治活动会增加企业的预期成本（Watts和Zimmerman，1978），这些政策管制会影响企业会计信息披露，企业通常会基于政治成本动机操纵或调整盈余来规避政府和公众的监督，以期获得政府与公众的支持（Patten 和 Trompeter，2003；
Hong 和 Kacperczyk，2009）。已有研究证实政治成本会诱发企业盈余操纵行为，导致盈余信息质量降低。但基于政治成本假说，企业是向上调整盈余还是向下调整盈余，在中国情境下结论不一。既有文献支持了Watts和Zimmerman（1978）的政治成本假说，即当企业政治成本上升时，企业倾向于向下盈余管理（叶青等，2012；
刘运国和刘梦宁，2015）。Byard等（2007）研究发现受卡特里娜飓风和丽塔飓风的影响，大型炼油公司（而非小型原油和天然气生产公司）会在随后的第一季度显著向下操纵收入。在后萨班斯法案时期，管理者为规避政治成本，进行向下盈余管理以影响企业盈余信息质量。也有文献结论与Watts和Zimmerman（1978）的政治成本假说相反（吴德军等，2016），如黄溶冰和周卉芬（2021）基于政治成本假说，发现在新《环境保护法》实施后，重污染企业会倾向于进行向上盈余管理。
良好的生态环境俨然成为重要的民生需求，因此生态环境既是社会问题亦是政治问题。这不仅体现在政府投入大量的人力、物力和财力，也体现在政府为生态环境消耗了包括制度性、组织性和群众基础性在内的政治资源（白彬和张再生，2017）。一方面，政府颁布严苛的环境法律规章制度，对重污染企业的经营管理行为进行管制，意在发挥显性环境规制对重污染企业的约束作用。另一方面，政府对重污染企业采取积极的环境补助和征收排污费等灵活市场手段，意在发挥显性环境规制对重污染企业的激励作用。政治成本视域下环境污染是特定的社会性事件，重污染企业作为环境污染的主要肇事者面临政治成本的日渐增长。为规避环保等监管部门的环境管制，重污染企业在政治成本动机驱动下倾向于操纵盈余来弱化企业面临的监管压力，以此达到外部期望，获取政府和公众溢酬（刘运国和刘梦宁，2015）。
显性环境规制往往是政府通过直接的政策和市场手段驱动重污染企业清洁转型，通过提高融资约束、增加环保投资，降低企业盈余信息质量，而媒体关注作为重要的外部公司治理机制，可以削弱显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用。
首先，显性环境规制通过提高融资约束，降低企业盈余信息质量。一方面，随着显性环境规制强度增加，重污染企业投资项目融资受到限制，由于信息不对称和委托代理问题的存在，面临显性环境规制的重污染企业在绿色转型发展中虽然有内部资金积累但也难以持续，经营必须同时依赖外部融资（陈诗一等，2021）。但由于显性环境规制变化带来的不确定性，重污染企业环境风险水平上升，重污染企业面临更高的融资约束程度。另一方面，由于显性环境规制的规模、负债率等通常也会影响企业的融资约束程度，基于政治成本动机可以分析出重污染企业融资约束与企业盈余信息质量的相关性。为规避监管部门环保处罚与行政管制、突破企业可持续发展的融资约束瓶颈，重污染企业更倾向于通过盈余操纵行为降低企业盈余信息质量，弱化较高的政治成本压力，即显性环境规制可能通过强化重污染企业融资约束程度，降低盈余信息质量。
其次，显性环境规制通过增加环保投资降低企业盈余信息质量。一方面，显性环境规制可以通过资金导向、信息传递等机制增加企业环保投资（孙志红和陆阿会，2021）。当面临显性环境规制日益增加，重污染企业倾向于投入更多环保资金，采购环境治理设备，避免遭到监管部门处罚，环保过度投资行为屡见不鲜。另一方面，重污染企业管理者基于现金流量的需要倾向于降低真实盈余管理，基于会计盈余的需要倾向于增加应计盈余管理方式，通过组合的盈余操纵行为粉饰盈余信息（李彬和张俊瑞，2013），导致企业盈余信息质量受损。
此外，媒体关注是显性环境规制抑制企业盈余信息质量的治理机制。一方面，作为重要的外部公司治理机制，媒体关注可以通过信息传递和监督治理机制来缓解信息不对称，提高公司治理水平并保障利益相关者权益。Qi等（2014）也证实了媒体关注对企业盈余管理行为具有抑制作用，包括盈余管理程度及方式。另一方面，从外部压力来看，媒体报道通过降低投资者信息收集成本，促使投资者全面了解企业盈余信息，进而减少信息不对称引发的信息错报。管理层基于声誉成本考虑，会约束重污染企业盈余操纵行为并采取积极行为以提高企业盈余信息质量，以克服负面环境报道的消极影响，从而缓解显性环境规制对重污染企业盈余信息质量的抑制作用。
基于上述分析，本文提出如下假说：
H1：其他条件不变，显性环境规制抑制了企业盈余信息质量。
（二） 隐性环境规制对企业盈余信息质量的影响
环境规制的演变主要表现在公众的积极参与、ENGO组织的出现（赵玉民等，2009）。社会经济的高质量发展促使社会公众的环保意识增强，环保意识逐渐成为社会公众认可的隐性社会规范，具有稳定性、长期性和潜移默化的特征。社会公众和ENGO内在无形的环保意识和认知作为隐性环境规制，不仅对中国环境规制的演进产生重要影响，推进经济发展和生态文明建设两者在辩证互动中实现可持续发展的双赢目标，而且对重污染企业信息披露产生重要影响。
重污染企业兼顾经济发展和环境污染的双重角色，因此其生产经营面临环境合法性的挑战。社会公众和ENGO不仅关注重污染企业环境责任信息披露，同时也对反映重污染企业生产经营健康与否的盈余信息质量给予持续关注。重污染企业的盈余信息披露如果不能满足隐性环境规制带来的信息需求，就难以与企业利益相关者建立良好互信关系。已有研究也表明隐性社会契约会给重污染企业带来较大公共压力，重污染企业为满足环境合法性要求，倾向于提高环境管理水平（Cho和Patten，2007）。此外，当重污染企业的经营发展面临较大环保合法性压力时，外部投资者会要求支付较高的风险溢价，因为不仅担心一次性缴纳排污费对当期会计盈余产生的负面影响，而且担心企业因环境污染导致的政治成本，进而影响企业未来现金流和盈余的可持续性（Wu和Ye，2020）。因此，隐性环境规制带来的市场压力可以有效抑制企业盈余管理程度，促使企业表现出较高的盈余信息质量。
隐性环境规制作为社会公众和ENGO内在的、无形的环保意识和认知，可以通过提高融资约束以及媒体关注发挥声誉机制两个方面提升企业盈余信息质量。
首先，隐性环境规制可以通过融资约束路径影响企业盈余信息质量。一方面，社会公众和ENGO具有社会嵌入性，作为非正式制度对企业盈余信息披露产生影响。公众环保参与程度越高以及ENGO组织数量越多的地区，盈余信息传播渠道更为顺畅，重污染企业盈余操纵的机会成本越高，从而能够隐性地制约重污染企业的盈余操纵行为（潘越等，2010；
高凤莲和王志强，2015）。Ingram（1984）研究发现公众参与对会计信息披露具有正向影响，公众聚集度较高的地区，政府会计信息披露质量越高。此外，Fredette和Bradshaw（2012）研究表明ENGO对企业信息披露具有促进作用，ENGO发展越好的区域，企业盈余信息质量越高。已有研究证实，相比于成熟的资本市场，中国资本市场的法律法规执行效率较低，信息流通环境较差，公众和ENGO具有弥补市场和政府失灵的治理功能，公众和ENGO参与作为社会资本对企业信息披露具有更有效的约束效应，是法律等正式制度的重要替代机制（Knack和Keefer，1997；
Guiso等，2004；
Allen等，2005）。因此，企业盈余信息质量作为企业与环境规制主体（政府、公众与ENGO）博弈的结果，隐性环境规制充分发挥社会公众和ENGO的信息披露治理作用。
另一方面，随着互联网技术的发展，社会公众和ENGO对环境问题的关注度和参与能力显著提升，隐性环境规制的发展同样会引发重污染企业融资约束困境，重污染企业的盈余信息质量决策是基于盈余操纵成本与收益的权衡。第一，相比于显性环境规制，公众和ENGO参与作为非正式制度对重污染企业盈余信息披露更具约束作用，通过盈余操纵美化业绩获取政府、银行信贷资源的手段更易被公众和ENGO识别，重污染企业盈余操纵成本增加，进而对盈余信息操纵意愿降低。第二，相比于显性环境规制，公众和ENGO参与作为非正式制度隐性地扩大了重污染企业面临的贷款风险敞口，重污染企业需要在以往通过盈余操纵手段美化业绩的基础上再提升业绩来降低企业风险，从而缓解面临的融资需求和融资约束。因此，相比于面临显性环境规制，重污染企业面临隐性环境规制时需要更高程度的盈余操纵才能缓解融资约束瓶颈，这意味着重污染企业盈余操纵行为被发现的可能性更大，面临隐性环境规制进行盈余操纵行为所支付的成本更高，这就有效抑制了重污染企业的盈余操纵行为，对企业盈余信息质量具有提升作用。
已有研究表明企业融资约束与盈余管理显著相关，但结论并不一致。卢太平和张东旭（2014）指出融资约束对企业盈余操纵行为的影响结论不一，是因为需要甄别融资约束和融资需求，当盈余操纵成本过大，融资约束反而可以抑制企业盈余操纵行为，从而提升企业盈余信息质量。一方面，显性环境规制通过融资约束降低企业盈余信息质量，这是因为显性环境规制带来了融资需求，即为获取政府和银行信贷资源，重污染企业的盈余操纵收益会增加，重污染企业基于政治成本动机诱发了企业盈余操纵行为，导致企业盈余信息质量受损。另一方面，重污染企业面临隐性环境规制时，同时面临较高的融资需求和融资成本，倾向于减少盈余操纵行为。相比于显性环境规制，隐性环境规制对企业盈余操纵行为更具监督和揭露功能，大大提高了企业盈余操纵成本。当企业盈余操纵成本过大时，隐性环境规制带来的融资约束反而会抑制企业盈余操纵行为，从而提高重污染企业盈余信息质量。
其次，隐性环境规制可以通过媒体关注发挥声誉机制影响企业盈余信息质量。媒体关注是隐性环境规制提升企业盈余信息质量的促进机制，公众和ENGO参与可以通过媒体关注发挥声誉机制，进而提升企业盈余信息质量（Dyck等，2008）。当媒体对企业进行负面环境报道时，管理层出于防御动机，为维护个人声誉和职业发展前景，往往会积极维护企业良好形象，避免媒体负面报道带来的环境风险（陈克兢，2017）。张婷婷等（2018）指出媒体关注约束企业盈余管理行为的作用路径包括通过新闻报道引起监管部门的行政介入、激发经理人的声誉机制、投资者的“用脚投票”和影响审计师出具审计意见报告。因此，在隐性环境规制下公众和ENGO通过持续性媒体关注，形成对企业绩效和管理者薪酬、奖金目标的市场压力，将重污染企业的盈余信息决策暴露在媒体聚光灯下。出于声誉及个人利益的考虑，重污染企业管理者倾向于减少盈余操纵行为，从而提高了重污染企业盈余信息质量（Qi等，2014）。
基于上述分析，本文提出如下假说：
H2：其他条件不变，隐性环境规制促进了企业盈余信息质量。
（一） 样本选取及数据来源
本文以2011−2017年沪深两市A股重污染上市公司为研究样本，实证检验显性环境规制和隐性环境规制对企业盈余信息质量的影响。首先，本文选择A股重污染上市公司作为研究样本一方面受限于数据的可获取性，另一方面是由于重污染企业是决胜污染防治攻坚战和深化环保供给侧结构性改革的监管重点，因此研究重污染企业面临异质性环境规制采取的盈余信息报告策略具有较高的现实价值。参考刘运国和刘梦宁（2015）等的研究，本文根据环境保护部制定的《上市公司环保核查行业分类管理名录》（环办函〔2008〕373号）界定重污染行业范围，并根据证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》明确重污染行业的代码分别是B06、B07、B08、B09、C17、C19、C22、C25、C26、C28、C29、C30、C31、C32、D44。
其次，借鉴李青原和肖泽华（2020）的做法，本文选择2011−2017年作为样本区间基于如下两方面原因：一是为克服重污染企业披露诸如排污费、环保补助信息的选择性倾向。2010年，环境保护部发布的《上市公司环境信息披露指南》首次规定从2011年起重污染行业上市公司应定期披露包括公司支付的排污费和获得的环保补助金额在内的环境信息，因此，本文将2011年作为研究的起始时间。二是为有效减少政策干预带来的研究噪音。2016年《环境保护税法》规定将“排污费”变为“环境税”，其在环保税征管措施、征收标准等方面较2003年起实施的《排污费征收使用管理条例》（国令第369号）更为严格。因此，本文将2017年作为研究的截止年份。
本文的数据来源如下：（1）各省环境法规、执法数据以及环境信访数来自《中国环境年鉴》和《中国统计年鉴》。（2）排污费用和环境补贴金额来自重污染企业年报附注，通过手工收集、整理获得。（3）其他财务数据来自国泰安（CSMAR）数据库、万德（WIND）数据库和中国问题研究（CNRDS）数据库。本文对原始数据进行如下处理：（1）剔除ST、*ST、暂停上市等样本期内股票发生过特殊处理事件的公司。（2）借鉴李青原和肖泽华（2020）的研究，为排除重污染企业信息披露自选择问题和企业战略差异形成的干扰，只保留排污费和环保补助均不为0的样本，删除排污费、环保补助以及控制变量数据缺失的样本。（3）为控制极端值的影响，对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。经过上述筛选，本文共得到3383个样本。
（二） 模型设定与变量定义
借鉴王福胜和朱志标（2016）、李青原和肖泽华（2020）等的研究，为验证假说H1和假说H2，本文分别构建如下模型（1）和模型（2）进行OLS回归：
在模型（1）和模型（2）中，Indu、Year和Prov分别为行业、年份和省份虚拟变量，本文主要关注模型（1）的系数β1和模型（2）的系数α1，如果显性环境规制对企业盈余信息质量具有抑制作用，那么β1应该显著为负；
如果隐性环境规制对企业盈余信息质量具有促进作用，那么α1应该显著为正。为减少潜在内生性影响，本文将解释变量显性环境规制（EER）、隐性环境规制（IER）滞后一期置于模型（1）和模型（2）进行回归。
被解释变量为企业盈余信息质量（EIQ），已有研究关于企业盈余信息质量的度量并没有统一的标准，现有研究大多采用单一指标衡量，具有较大的测量偏差性（李青原和刘习顺，2021）。为避免单维指标的测量偏差，参照王福胜和朱志标（2016）、李青原和刘习顺（2021）的研究，本文综合盈余信息可靠性和相关性两个特征维度，选择应计质量、盈余平滑度和盈余激进度三类指标。参考Hann等（2020）的度量思路，计算应计质量、盈余平滑度和盈余激进度三类指标按百分位排序后取值的平均数，构建企业盈余信息质量指标（EIQ）。
核心解释变量为环境规制（ER）。为避免单维度指标衡量异质性环境规制的片面性，参考曾倩等（2020）构建多维度指标体系的方法，本文从显性环境规制（EER）和隐性环境规制（IER）两个维度构建异质性环境规制指标（赵玉民等，2009）。其中显性环境规制分为约束型环境规制和激励型环境规制。约束型环境规制包括立法（Law，累计有效地方环境法规数和行政规章数）和执法（Excu，当年环境行政处罚案件数）。激励型环境规制分为排污费（Penalty，当年缴纳排污费用/年末总资产）和环境补贴（Subsidy，当年环境补贴金额/年末总资产）。隐性环境规制包括公众参与（Petition，环境信访数即环保部门收到的来信总数/人口数）和ENGO参与（ENGO，生态环境类非政府组织人员总数/人口数）。在此基础上，运用修正后的熵值法分别分析显性环境规制和隐性环境规制两个维度各指标间的关联度，进而决定其权重。最后，计算显性环境规制综合得分并进行规模化处理，得到模型（1）的解释变量显性环境规制（EER）和模型（2）的解释变量隐性环境规制（IER）。
同时，借鉴李青原（2009）、Gomariz 和 Balleata（2014）、王福胜和朱志标（2016）和陈克兢（2017）等的研究，本文从企业特征、公司治理、高管特征三方面选择了可能影响企业盈余信息质量的若干因素作为控制变量。具体如下：公司规模（Size，公司当期期末资产的自然对数）、产权性质（State，虚拟变量，公司为国有产权取值为1，否则为0）、企业年龄（Age，企业上市年数）、营业收入增长率（Growth，本年营业收入/上一年营业收入）、托宾Q（TobinQ，股票市值/资产重置价值）、财务杠杆（Lev，期末总负债/总资产）、净资产收益率（ROE，净利润/净资产）、现金流量（Cash，经营活动现金流量/总资产）、资本密集度（Tangibility，固定资产净额/期末总资产）、大股东持股比例（First，第一大股东持股数量/总股本）、独立董事比例（Indep，公司独立董事人数/董事会规模）、两职合一（Dual，虚拟变量，董事长和总经理存在兼任的企业取值为1，否则为0）、代理成本（Mfee，管理费用/期初总资产）、流动比率（CR，公司流动资产/流动负债）、CEO年龄（CEOAge，公司CEO的年龄）、CEO任期（Tenure，CEO在公司董监高中的任职年限的自然对数）。
（一） 变量描述性统计分析
主要变量描述性统计分析结果如表1所示。盈余信息质量（EIQ）的均值为51.111，标准差15.942，最小值为21，最大值为79.667，中位数为51.333，这说明样本企业之间盈余信息质量存在较大差异。显性环境规制中立法（Law）的均值为28.440，标准差为14.703，执法（Excu）的均值为5503.488，标准差为4818.935，说明样本企业之间的显性环境规制中约束型环境规制差异较大；
显性环境规制中排污费（Penalty）的中位数为0，说明缴纳排污费的公司不足全样本的一半；
显性环境规制中环境补贴（Subsidy）的中位数为0.002，说明超过半数的公司能够获得环境补贴，这与李青原和肖泽华（2020）的统计结果基本一致。隐性环境规制中公众参与（Petition）的均值为 7.194，ENGO 参与（ENGO）的均值为0.053，说明隐性环境规制主要以公众参与为主。
表1 主要变量描述性统计
（二） 相关性分析
主要变量的Pearson相关系数分析结果（限于篇幅未报告，资料备索）显示：显性环境规制（EER）与企业盈余信息质量（EIQ）的相关系数在1%水平上显著为负，初步支持了本文的假说H1，但隐性环境规制（IER）与企业盈余信息质量（EIQ）的相关系数不显著。此外，各变量相关系数均不超过0.6，且计算变量的方差膨胀因子（VIF）均远小于10，变量的平均方差膨胀因子（VIF）为1.49，因此回归分析中同时引入这些控制变量不会产生严重的多重共线性问题。
（三） 单变量分析
本文按照显性环境规制（EER）和隐性环境规制（IER）是否大于年度、行业中位数，将样本划分为高显性环境规制组（EER=1）和低显性环境规制组（EER=0）、高隐性环境规制组（IER=1）和低隐性环境规制组（IER=0），进行单变量分析。表2的结果显示，在高显性环境规制组中，企业盈余信息质量的均值和中位数更低，且均值、中位数差异在1%水平上显著，初步支持了本文的假说H1；
在高隐性环境规制组中，企业盈余信息质量的均值和中位数更低，且中位数差异在10%水平上显著，初步支持了本文的假说H2。
表2 单变量分析
（四） 基准回归结果分析
表3报告了异质性环境规制对企业盈余信息质量影响的多元回归结果。列（1）结果显示显性环境规制（EER）的系数不显著；
列（2）在列（1）的基础上加入控制变量，结果显示显性环境规制（EER）的系数在5%水平上显著为负。结果表明，显性环境规制对企业盈余信息质量具有负向抑制作用，即显性环境规制程度越高，企业盈余信息质量越差，本文假说H1得到支持。列（3）的结果显示隐性环境规制（IER）的系数在1%水平上显著为正，表明隐性环境规制程度越高，企业盈余信息质量越好。列（4）在列（3）的基础上加入控制变量，结果显示隐性环境规制（IER）的系数在1%水平上显著为正。结果表明，隐性环境规制对企业盈余信息质量具有正向促进作用，即隐性环境规制程度越高，企业盈余信息质量越好，本文假说H2得到支持。借鉴李青原和肖泽华（2020）的研究，本文在基准回归中还将显性环境规制和隐性环境规制置于同一OLS模型进行检验，列（5）的回归结果与列（2）和列（4）保持一致，进一步验证了本文假说H1和假说H2。
表3 异质性环境规制对企业盈余信息质量的影响
（五） 稳健性检验
1.工具变量回归
虽然本文为解决内生性问题，在基准回归模型中对解释变量显性环境规制和隐性环境规制进行滞后一期处理，但本文还存在其他可能导致内生性问题的来源，例如遗漏变量问题和自选择问题。因此，本文采用工具变量法进一步缓解可能存在的内生性问题。
一方面，在显性环境规制对企业盈余信息质量的影响中，本文选取如下三个工具变量：一是同省份、同行业其他企业面临的显性环境规制均值（IV1）①显性环境规制政策制定者之间会相互观察和模仿，因此同省份、同行业其他企业的显性环境规制强度均值对企业显性环境规制强度具有直接影响，但不会直接作用于企业盈余信息质量。。二是空气流通系数（IV2）。借鉴Shi和Xu（2018）的研究，本文使用2011−2017年中国286个地级及以上城市的10米高度风速和大气边界层高度的乘积，构建年度−城市层面的空气流动系数②理论上，当空气污染物排放相同时，空气流通系数低的城市倾向于采用严格的显性环境规制。此外，由于空气流通系数仅取决于区域性气候条件等自然现象，空气流通系数除通过影响显性环境规制程度进而影响企业盈余信息质量外，空气流通系数与企业盈余信息质量之间并不存在其他的作用机制，因此本文使用空气流通系数作为环境规制的工具变量，满足有效工具变量的相关性和外生性这两大条件。。三是颗粒物PM2.5浓度（IV3）。借鉴邓慧慧和杨露鑫（2019）的研究，本文采用中国省级PM2.5浓度的年度均值数据作为工具变量①2012年环境保护部颁布的《环境空气质量标准》明确规定PM2.5指标纳入空气质量评价标准体系，PM2.5指标能直接影响重污染企业所面临的显性环境规制强度，但不会直接影响重污染企业的盈余信息质量。。另一方面，在隐性环境规制对企业盈余信息质量的影响中，本文参考史贝贝等（2019）的做法，以城市报纸种类数量除以当地人均GDP作为隐性环境规制的工具变量（IV4）②城市的报纸种类数量越多，说明该城市媒体披露、信息流动的水平越高，该城市的信息基础设施则越完善，越能够及时曝光社会公众和ENGO的各类环境诉求，从而该城市隐性环境规制工具强度也越大。同时，某一城市的报纸种类数量与该城市的重污染企业盈余信息质量并没有其他关联关系。。
工具变量的回归结果如表4所示。列（1）和列（2）的结果表明，在第一阶段回归中，IV1和IV2的系数均在1%水平上显著为正，符合理论预期，且F值为28.33，表明不存在弱工具变量问题。在第二阶段回归中，显性环境规制与企业盈余信息质量的系数在5%水平上显著为负，同理，列（3）和列（4）的结果也与前文实证结果一致。列（5）和列（6）的结果表明，在第一阶段回归中，工具变量（IV4）与隐性环境规制在1%水平上显著正相关，即城市的报纸种类数量越多，隐性环境规制强度越高，即满足工具变量的相关性条件。列（5）的结果显示，第一阶段回归的F值为337.6，说明工具变量（IV4）不存在弱工具变量问题。在第二阶段回归中，隐性环境规制对重污染企业盈余信息质量呈现正向影响，在1%水平上显著。上述结果与表3结果保持高度一致，表明在控制内生性问题后，本文主要研究结论仍然稳健成立。
表4 工具变量两阶段最小二乘法的回归结果
2.改变样本年份
考虑到2014年中国通过了历史上最严格的《环境保护法》，本文将样本区间从2011−2017年调整为2014−2017年，并重新进行回归。回归结果如表5列（1）、列（2）所示，研究结果保持稳健。
3.变更样本行业
本文选择前五大重污染行业①前五大重污染行业具体包括化学原料和化学制品制造业（C26），电力、热力生产和供应业（D44），非金属矿物制品业（C30），橡胶和塑料制品业（C29），煤炭幵采和洗选业（B06）。进一步进行稳健性检验，回归结果如表5列（3）、列（4）显示，研究结果保持稳健。
表5 改变样本年份和变更样本行业
4.控制其他因素
本文增加高管特征方面的控制变量，包括教育水平（Edu）和高管过度自信程度（Overcon）；
同时，本文增加区域特征方面的控制变量，包括区域（Region）、市场化程度（Market）和人均 GDP（PGDP），回归结果如表 6 列（1）、列（2）所示，研究结果保持稳健。
5.改变时间序列
借鉴李青原和肖泽华（2020）的思路，考虑到显性环境规制和隐性环境规制指标的变动可能具有一定的时间趋势，同时显性环境规制和隐性环境规制对重污染企业盈余信息质量的影响可能存在一定的滞后效应，本文将t+1期的企业盈余信息质量（EIQt+1）作为被解释变量代入模型（1）和模型（2），重新进行检验。结果如表6列（3）、列（4）所示，EER的系数在5%水平上显著为负，IER的系数在5%水平上显著为正，研究结果保持稳健。
表6 控制其他因素和改变时间序列
（一） 异质性检验
1.产品市场竞争
企业产品市场竞争强度是影响企业盈余信息质量的重要宏观因素之一（Cheng等，2013）。在产品市场竞争强度大的行业，企业盈利空间会被压缩，企业通过积极主动的盈余信息披露策略，既可以获取竞争优势，增强外部投资者信心，又可以避免陷入财务困境时遭遇的声誉风险损失。
本文采用赫芬达尔指数（HHI），根据行业产品市场竞争程度均值将研究样本分为高产品市场竞争组和低产品市场竞争组，分组检验异质性环境规制对企业盈余信息质量的影响。表7列（1）、列（2）的结果表明，显性环境规制对盈余信息质量的抑制作用在低产品市场竞争组更显著；
列（3）、列（4）的结果表明，隐性环境规制对盈余信息质量的促进作用在高产品市场竞争组更显著。
表7 产品市场竞争的分组回归结果
2.公司风险
公司风险和经营绩效变动密切相关，管理者有动机采用盈余操纵行为来平滑公司风险带来的收益波动。借鉴曹越等（2020）的做法，本文利用Altman提出的Z指数衡量企业风险，并根据Z指数的中位数将研究样本分为公司风险高组和公司风险低组，进行分组回归检验。表 8 列（1）、列（2）的结果表明，显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用在公司风险高组更显著；
列（3）、列（4）的结果表明，隐性环境规制对企业盈余信息质量的促进作用在公司风险低组更显著。
表8 公司风险的分组回归结果
（二） 机制检验
1.中介效应检验
已有研究发现，显性环境规制会增强重污染企业融资约束，基于政治成本动机进而降低企业盈余信息质量（刘运国和刘梦宁，2015；
陈诗一等，2021）。但卢太平和张东旭（2014）则指出基于盈余操纵成本与收益的权衡，当盈余操纵成本过大，融资约束反而可以抑制企业盈余操纵行为，从而提升企业盈余信息质量。结合前文理论分析，显性环境规制带来融资需求增加，重污染企业为获取政府和银行的信贷资源会增加企业盈余操纵收益，诱发企业盈余操纵行为。相比于显性环境规制，隐性环境规制对企业盈余操纵行为更具监督和揭露功能，大大提高了企业盈余操纵成本。面临隐性环境规制时，重污染企业同时面临较高的融资需求和融资成本，倾向于减少盈余操纵行为。本文通过直接检验融资约束的作用机制来进一步验证本文逻辑，借鉴Kaplan和Zingales（1997）的做法，选择KZ指数衡量企业融资约束程度，并作为中介变量（KZ），构建以下模型进行回归检验：
若模型（3）中λ1和模型（4）中δ2同时显著，或模型（5）中φ1和模型（6）中ϕ2同时显著，则存在中介效应；
若模型（4）中δ1或模型（6）中ϕ1不显著，则存在完全中介效应，否则为部分中介效应。
表9报告了中介效应检验结果。列（1）和列（3）中，EER和IER的系数均在1%水平上显著为正，表明显性环境规制与隐性环境规制均提高了重污染企业的融资约束程度。列（2）中，EER的系数在1%水平上显著为负，但数值绝对值没有低于加入KZ前的系数绝对值。由于不能较好地满足逐步回归法的要求，为保证中介效应检验的稳健性，本文还进行了Sobel检验。结果显示，对应的Z统计量为2.084，大于1.65的检验标准，通过10%水平的显著性检验。列（4）中，IER的系数（6.479）在5%水平上显著为正，且数值比表3列（4）中IER的系数（9.076）有所下降。结果表明，显性环境规制通过提升融资约束降低了企业盈余信息质量，隐性环境规制通过提升融资约束提高了企业盈余信息质量。
基于前文分析，当面临显性环境规制日益增加，重污染企业倾向于投入更多环保资金采购环境治理设备，避免监管部门处罚，从而导致环保投资过度，管理者基于会计盈余的需要，倾向于增加盈余操纵行为（孙志红和陆阿会，2021）。由此，显性环境规制通过增加环保投资，降低企业盈余信息质量。本文通过直接检验环保投资的作用机制来进一步验证本文逻辑，手工搜集重污染企业社会责任报告中的环保投资金额作为中介变量（EI），构建如下模型：
表9列（5）、列（6）报告了环保投资中介效应的回归结果。列（5）中，EER的系数在5%水平上显著为正，表明显性环境规制的增强提高了重污染企业的环保投资。列（5）、列（6）中，χ1和μ2的系数均显著，表明显性环境规制对企业盈余信息质量的影响至少部分是通过中介变量（EI）实现的。列（6）中，EER的系数较表3列（2）中EER的系数绝对值有所下降，表明环保投资在显性环境规制与企业盈余信息质量关系中发挥部分中介效应。
表9 中介效应检验与媒体关注机制检验
2.媒体关注机制检验
根据前文分析，作为重要的外部公司治理机制，媒体关注通过降低投资者信息收集成本，促使投资者全面了解公司盈余信息，进而缓解信息不对称引发的信息错报，有利于缓解显性环境规制对重污染企业盈余信息质量的抑制作用。此外，在隐性环境规制下社会公众和ENGO通过持续性媒体关注，形成对企业绩效和管理者薪酬、奖金目标的市场压力，进而提升企业盈余信息质量（Dyck等，2008；
Qi等，2014）。
本文根据公司名称和公司股票代码在《中国重要报纸全文数据库》中检索每家重污染企业的年度新闻报道量，加总获得全年的新闻报道数量（Media），Media数值越大表示重污染企业受到的媒体关注程度越高。在模型（1）和模型（2）中加入EERMedia和IERMedia两个交乘项进行回归。表9列（7）的结果显示，EERMedia在5%水平上显著为正，表明媒体关注可以削弱显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用；
列（8）的结果显示，IERMedia在5%水平上显著为正，表明媒体关注可以增强隐性环境规制对企业盈余信息质量的促进作用。
（三） 区分异质性环境规制类型检验
为检验不同类型显性环境规制对重污染企业盈余信息质量的影响，本文进一步将显性环境规制细分为立法强度（Law）、执法强度（Excu）、排污费（Penalty）、环境补贴（Subsidy），并使用模型（1）重新检验。表 10 列（1）至列（4）的结果显示，环境补贴（Subsidy）的系数在5%水平上显著为负，表明环境补贴越高，企业盈余信息质量越差。
为检验不同类型隐性环境规制对重污染企业盈余信息质量的影响，本文进一步将隐性环境规制细分为公众参与（Petition）、ENGO 参与（ENGO），并使用模型（2）重新检验。表 10 列（5）、列（6）的结果显示，公众参与（Petition）的系数在1%水平上显著为正，表明公众参与度越高，企业盈余信息质量越好。
表10 区分异质性环境规制类型的回归结果
（四） 考虑盈余调整方向的检验
基于政治成本假说，面对显性环境规制力度的加强，企业进行负向盈余调整或正向盈余调整均可能导致企业盈余信息质量下降。因此，有必要考虑盈余调整的方向，区分向上调整盈余还是向下调整盈余进行分组补充检验。本文采用修正Jones模型，根据盈余调整方向将全样本分为向上盈余调整和向下盈余调整两组分别回归，结果如表11所示。列（1）向上盈余调整子样本中，EER的系数在1%水平上显著为负，表明显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用在向上盈余调整的情况下更显著，这与黄溶冰和周卉芬（2021）的研究结论一致。
表11 考虑盈余调整方向的检验结果
此外，2013年国务院印发并实施《大气污染防治行动计划》（国发〔2013〕37号）（简称“大气十条”），明确规定京津冀、长三角、珠三角区域城市截至2017年细颗粒浓度比2012年分别下降25%、20%、15%左右。在此背景下，相比于其他地区，2013年“大气十条”政策这一外生冲击事件给京津冀、长三角、珠三角区域城市的重污染企业带来更高的政治成本。因此，本文利用2013年“大气十条”政策的颁布这一外生事件，采用双重差分模型进一步检验显性环境规制对重污染企业可操纵应计利润（DA）的影响，构建如下回归模型：
其中，Treat为组别虚拟变量，企业注册地位于京津冀、长三角、珠三角城市群①京津冀城市群包括河北省保定、唐山、廊坊、石家庄、秦皇岛、张家口、承德、沧州、衡水、邢台、邯郸，以及北京、天津两大直辖市共13市。长三角城市群包括苏浙皖沪四省市全部区域，即江苏省、浙江省、安徽省以及上海共27市。珠三角城市群为大珠江三角洲范围，即广州、佛山、肇庆、深圳、东莞、珠海、江门、汕尾、阳江、河源、清远和云浮共12市。因此，本文最后确定的实验组城市有京津冀城市群13市、长三角城市群27市、珠三角城市群12市，共计52市。的区域为实验组取1，其他地区作为控制组取0；
Time为时间虚拟变量，2013年及以后取1，否则为0。Treat×Time的系数σ1表明2013年“大气十条”政策的实施对重污染企业可操纵应计利润的净效应。此外，考虑到2013年“大气十条”政策实施的同时隐性环境也可能会发挥作用，本文在控制变量中增加隐性环境规制变量（IER）。表11列（3）的结果显示，Treat×Time的系数在10%水平上显著为正，表明“大气十条”政策实施后，重污染企业显著调高了可操纵应计利润，进一步支持了本文结论。
显性环境规制与隐性环境规制是中国现行环境规制体系的两大类环境规制。不同环境规制的重心及其效用可能存在差异，企业面对不同类型环境规制会选择不同的盈余信息质量策略。本文以2011−2017年沪深两市A股重污染上市公司为研究样本，实证检验显性环境规制和隐性环境规制对企业盈余信息质量的影响。研究发现，显性环境规制对企业盈余信息质量具有抑制作用，其机制在于融资约束、环保投资和媒体关注；
隐性环境规制对企业盈余信息质量具有促进作用，其机制在于融资约束和媒体关注。异质性检验发现，显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用在低产品市场竞争和公司风险较高的情况下更显著，隐性环境规制对企业盈余信息质量的促进作用在高产品市场竞争和公司风险较低的情况下更显著；
且显性环境规制中的环境补贴和隐性环境规制中的公众参与是影响企业盈余信息质量的主要环境规制。进一步研究发现，显性环境规制对企业盈余信息质量的抑制作用在向上盈余调整的情况下更显著；
2013年“大气十条”政策实施后，重污染企业显著调高了可操纵应计利润。
基于上述研究结论，本文得到如下启示：
第一，政府及监管部门在显性环境规制制定中，应充分考虑显性环境规制对重污染企业盈余信息质量的抑制作用。环境补贴是对重污染企业盈余信息质量产生抑制作用的主要显性环境规制，因此政府及监管部门需进一步强化对重污染企业环境补贴的监管，探索更加合理的显性环境规制，完善政府环境补贴信息的公开及监督机制。
第二，政府应充分发挥社会公众、ENGO组织在加强企业环境治理和提升盈余信息质量方面的积极作用。公众参与是对重污染企业盈余信息质量发挥提升作用的主要隐性环境规制，媒体关注是异质性环境规制对企业盈余信息质量影响的重要机制，因此需要激活后疫情时期政府、企业、社会组织、公众、媒体共治的环境利益命运共同体，及时纠正已有环境规制体系的偏差，为环境规制的变迁提供方向。
第三，评估与优化环境规制对微观企业的效用需要充分考虑产品市场竞争和公司风险因素的影响。政府应完善产品市场竞争环境，推进企业产品市场竞争，充分发挥产品市场竞争对企业盈余信息质量的治理作用。
第四，应对异质性环境规制的作用时，投资者应基于盈余信息质量综合考虑做出科学的投资决策。企业应加强公司风险防范，基于后疫情时期中国经济发展与生态文明建设的制度环境，充分利用自身资源，通过有效的内外部措施，积极提升企业盈余信息质量，从而获得可持续增长的能力。
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