方紅星，林 婷，許東彥

（1.東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院/中國內(nèi)部控制研究中心，遼寧 大連 116025；2.江西師范大學(xué) 財政金融學(xué)院，江西 南昌 330022）

一、引言

環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直是學(xué)術(shù)界的熱門話題，也是各國力圖解決的一對矛盾。隨著我國治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設(shè)的不斷推進(jìn)，政府也在嘗試出臺環(huán)境信息規(guī)制政策來治理環(huán)境問題。2014 年實施的《國家重點監(jiān)控企業(yè)自行監(jiān)測及信息公開辦法》，強(qiáng)制要求重點排污企業(yè)按照規(guī)定程序披露環(huán)境信息，并加大了環(huán)境違規(guī)懲罰力度。2015 年，《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》《企業(yè)事業(yè)單位環(huán)境信息公開辦法》《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式》等法規(guī)出臺，一改以往環(huán)境信息披露政策執(zhí)行乏力的狀況，將環(huán)境信息披露的規(guī)范性和懲罰力度推到了一個新的高度，體現(xiàn)出政府“規(guī)制”的特性。本文將我國此輪企業(yè)環(huán)境信息披露嚴(yán)格化和規(guī)范化簡稱為“環(huán)境信息規(guī)制”，以區(qū)別于以往的環(huán)境信息披露政策。

隨著我國逐步推進(jìn)環(huán)境信息規(guī)制，學(xué)術(shù)界也逐漸關(guān)注政策實施的經(jīng)濟(jì)后果。對于環(huán)境信息規(guī)制政策能否提升企業(yè)環(huán)境信息透明度，學(xué)者們大多持肯定態(tài)度（吳紅軍等，2017；姚圣和周敏，2017；許東彥等，2020），但對于環(huán)境信息披露的市場效應(yīng)還存在爭議。Xu 等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，中國A股市場對政府部門和媒體報道的環(huán)境負(fù)面信息存在顯著的懲罰性反應(yīng)；而方穎和郭俊杰（2018）則發(fā)現(xiàn)，由于環(huán)境違法成本過低，環(huán)境信息披露政策在金融市場上往往是失效的。但是，隨著我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的深入推進(jìn)，公眾環(huán)保意識增強(qiáng)，環(huán)境管制力度加大，特別是2015 年新《環(huán)保法》出臺之后，企業(yè)環(huán)境違法成本空前加大。在此背景下，環(huán)境信息規(guī)制政策的市場效應(yīng)如何？其作用機(jī)制又是什么？這些問題的解答對于我國環(huán)境規(guī)制政策的制定和實施、企業(yè)環(huán)境信息披露以及投資者決策都有著重要的意義。

本文從股價崩盤風(fēng)險視角切入，利用環(huán)境信息規(guī)制這一外生沖擊事件，以2010?2018 年我國A股高污染行業(yè)的企業(yè)為研究樣本，將重點排污單位作為實驗組，通過雙重差分法實證檢驗了環(huán)境信息規(guī)制政策實施前后的崩盤效應(yīng)，并從信息傳導(dǎo)和投資者情緒兩個方面系統(tǒng)分析了環(huán)境信息規(guī)制影響個股股價崩盤風(fēng)險的作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息規(guī)制政策實施后，個股層面的股價崩盤風(fēng)險顯著提升，而這種崩盤效應(yīng)僅在政策實施當(dāng)期、信息透明度較低、機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的樣本中存在。機(jī)制檢驗結(jié)果表明，環(huán)境信息規(guī)制政策的對象鎖定與敏感信息鎖定引起了投資者的非理性情緒，從而出現(xiàn)對重點排污單位的無差別沖擊。雖然環(huán)境信息規(guī)制的信息效應(yīng)并沒有完全抵消投資者的非理性情緒效應(yīng)，但是也發(fā)揮了一定的緩解作用。

本文可能的貢獻(xiàn)有：第一，從個股股價崩盤風(fēng)險的視角識別了環(huán)境信息規(guī)制的市場效應(yīng)，并且進(jìn)一步從投資者非理性情緒效應(yīng)和信息效應(yīng)兩個層面分析了其內(nèi)在影響機(jī)理，為深刻理解環(huán)境信息規(guī)制的經(jīng)濟(jì)后果提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，也拓展了與環(huán)境規(guī)制工具使用相關(guān)的研究。第二，在與環(huán)境信息披露相關(guān)的研究中，大多數(shù)存在內(nèi)生性問題（吳紅軍等，2017；?，摤摵驮?，2019）。就本文而言，企業(yè)為降低股價崩盤風(fēng)險會有意識地加強(qiáng)環(huán)境信息披露，且環(huán)境保護(hù)表現(xiàn)好的企業(yè)更愿意披露環(huán)境信息以區(qū)別于其他企業(yè)，而環(huán)境保護(hù)表現(xiàn)差的企業(yè)則不愿披露。因此，依賴于內(nèi)容分析等方法度量環(huán)境信息披露質(zhì)量，再采用傳統(tǒng)的估計方法研究環(huán)境信息規(guī)制的市場效應(yīng)，不可避免地會產(chǎn)生互為因果、樣本自選擇等內(nèi)生性問題。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)通過工具變量或事件研究等方法進(jìn)行處理或規(guī)避，但其效果和普適性有限?，F(xiàn)今解決內(nèi)生性問題較好的處理方式是基于準(zhǔn)自然實驗的因果識別方法。為此，我們利用環(huán)境信息規(guī)制這一外生沖擊事件進(jìn)行分析，極大程度上緩解了內(nèi)生性問題，有助于更加準(zhǔn)確地揭示環(huán)境信息披露的市場效應(yīng)。第三，從梳理的文獻(xiàn)來看，本文可能是國內(nèi)首次揭示環(huán)境信息規(guī)制為何會加劇個股股價崩盤風(fēng)險的文獻(xiàn)，這為環(huán)境信息披露的經(jīng)濟(jì)后果研究提供了新的理論闡釋和經(jīng)驗證據(jù)，也對如何防范和應(yīng)對個股股價崩盤風(fēng)險具有一定的指導(dǎo)意義。

二、制度背景、理論分析與假說提出

（一）制度背景

針對環(huán)境信息強(qiáng)制披露，僅有2007 年國家環(huán)?？偩诸C布的《環(huán)境信息公開辦法（試行）》提出了要求，其中規(guī)定必須公開環(huán)境信息的主體僅限于超標(biāo)、超總量排放的企業(yè)。而實際上各企業(yè)公布的環(huán)境報告書中，幾乎沒有與污染排放相關(guān)的信息，并且對環(huán)境造成不利影響的遠(yuǎn)不止這些企業(yè)。2009 年綠色和平組織對中國100 強(qiáng)企業(yè)的污染物信息披露進(jìn)行了專門調(diào)查，發(fā)現(xiàn)沒有一家企業(yè)按照要求公開污染排放信息。2013 年環(huán)保部在《國家重點監(jiān)控企業(yè)自行監(jiān)測及信息公開辦法（試行）》（征求意見稿）編制說明中指出，相關(guān)法律法規(guī)文件規(guī)定的企業(yè)污染物信息公開基本上處于失效狀態(tài)。綜上所述，2014 年之前，雖有法規(guī)對企業(yè)環(huán)境信息披露提出要求，但是信息公開主體僅限于污染物排放超標(biāo)的企業(yè)，關(guān)于企業(yè)污染信息強(qiáng)制公開的執(zhí)行也相當(dāng)乏力，企業(yè)并未真正按要求公開污染信息。環(huán)境信息披露制度的不完善，為企業(yè)粉飾和掩蓋自身較差的環(huán)境保護(hù)表現(xiàn)提供了充足的空間。

2014 年我國實施了《國家重點監(jiān)控企業(yè)自行監(jiān)測及信息公開辦法》，將強(qiáng)制信息披露的主體由超標(biāo)、超總量企業(yè)拓展到重點排污企業(yè)。2015 年開始實施的《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》，以法律的形式明確了重點排污單位公開污染信息的責(zé)任；《企業(yè)事業(yè)單位環(huán)境信息公開辦法》作為配套法規(guī)，進(jìn)一步明晰了重點排污單位披露環(huán)境信息的內(nèi)容、方式、時限以及監(jiān)管事宜。同年，證監(jiān)會頒布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式》將年報加入到環(huán)境信息披露的指定渠道中。證監(jiān)會2016 年修訂的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式》進(jìn)一步將強(qiáng)制披露主體由重點污染行業(yè)聚焦到重點排污單位上，并要求這類企業(yè)還需在半年報中披露環(huán)境信息?？梢?，我國環(huán)境信息披露制度在2015 年之后逐漸規(guī)范化和嚴(yán)格化，上市公司環(huán)境信息披露體系在披露內(nèi)容、方式、載體、時限以及監(jiān)管幾個方面得到完善。在趨嚴(yán)的環(huán)境信息披露制度下，重點排污單位難以再將環(huán)境信息披露當(dāng)作粉飾和掩蓋自身環(huán)境風(fēng)險的工具，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量得到大幅提升。

（二）理論分析與假說提出

在委托代理理論的框架下，個股股價崩盤風(fēng)險的內(nèi)因在于管理層出于自利動機(jī)，利用自身信息優(yōu)勢隱藏企業(yè)壞消息，但隨著管理層對壞消息的持續(xù)“捂盤”，當(dāng)不良信息堆積達(dá)到一定上限時，股價泡沫瞬時破滅，股價大幅度下跌，造成崩盤現(xiàn)象（Jin 和Myers，2006；Kothari 等，2009）。而信息不對稱為管理層的“捂盤”行為提供了便利（Hutton 等，2009）。受此影響，國內(nèi)學(xué)者紛紛從代理問題和信息透明度等角度出發(fā)，探討股價崩盤的內(nèi)外部治理機(jī)制。內(nèi)部治理機(jī)制如內(nèi)部控制信息披露（葉康濤等，2015）、社會責(zé)任信息披露（權(quán)小鋒等，2015；Li 等，2017）、獨(dú)立董事制度（梁權(quán)熙和曾海艦，2016）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（王化成等，2015；姜付秀等，2018）、機(jī)構(gòu)投資者（曹豐等，2015；Lu 等，2018）等；外部治理機(jī)制如審計師（江軒宇和伊志宏，2013）、稅收征管（江軒宇，2013）、投資者保護(hù)程度（王化成等，2014）、媒體報道和制度環(huán)境（羅進(jìn)輝和杜興強(qiáng)，2014）、融券賣空機(jī)制（孟慶斌等，2018）、高鐵開通（趙靜等，2018）、資本市場開放（李沁洋和許年行，2019）等。

此外，在我國資本市場上，投資者情緒是加劇股價崩盤風(fēng)險的重要外因之一（許年行等，2013；宋獻(xiàn)中等，2017；趙汝為等，2019）。有研究發(fā)現(xiàn)，高漲的情緒容易誘發(fā)投資者的“追漲”行為，使得股票價格偏離其內(nèi)在價值，形成股價泡沫（張宗新和王海亮，2013）；低落的情緒容易誘發(fā)投資者的“殺跌”行為，導(dǎo)致股價大幅下降，造成股價崩盤風(fēng)險（Baker 和Wurgler，2006；李夢雨和李志輝，2019；楊松令等，2021）。并且，相比于情緒高漲時投資者對好消息的反應(yīng)，投資者情緒低落時投資者對負(fù)面消息的反應(yīng)更加劇烈（蔣玉梅和王明照，2010）。這種對消息的非對稱性反應(yīng)進(jìn)一步加劇了股價崩盤風(fēng)險（李昊洋等，2017），即投資者的消極情緒越高（正面情緒越弱），股價崩盤風(fēng)險越大（姚加權(quán)等，2021）。

環(huán)境信息規(guī)制的目標(biāo)之一便是提高企業(yè)環(huán)境信息透明度。但是，環(huán)境信息規(guī)制的對象鎖定（只強(qiáng)制要求重點排污單位在財報中披露，其他單位可自愿披露）和敏感信息鎖定（如需披露污染物的類別與排放量、是否達(dá)標(biāo)等），容易引起投資者的非理性情緒。環(huán)境信息規(guī)制政策實施的前述目標(biāo)和約束條件，使得企業(yè)環(huán)境信息披露具有雙重效應(yīng)：第一，信息效應(yīng)，即環(huán)境信息規(guī)制政策使得企業(yè)披露的環(huán)境信息包含了更多的環(huán)境表現(xiàn)、環(huán)境績效等內(nèi)部信息，由此帶來的環(huán)境信息披露水平和質(zhì)量的提高，有助于緩解企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱；第二，投資者的非理性情緒效應(yīng)，即環(huán)境信息規(guī)制的對象鎖定以及敏感信息鎖定容易引發(fā)投資者的非理性情緒。因此，環(huán)境信息規(guī)制影響個股股價崩盤風(fēng)險可能存在兩種競爭性的假說。

1.信息效應(yīng)。作為規(guī)制政策的目標(biāo)群體，重點排污單位由無約束的自主性披露轉(zhuǎn)變?yōu)榘凑占榷ǖ膬?nèi)容和格式、時間以及披露方式等有約束的強(qiáng)制性披露，企業(yè)再難利用環(huán)境信息披露的自主性作為粉飾企業(yè)環(huán)保問題的自利工具。企業(yè)環(huán)境保護(hù)表現(xiàn)必須按規(guī)定格式和內(nèi)容披露給利益相關(guān)者，這就縮小了以往管理層利用自主性披露掩蓋環(huán)保負(fù)面消息的空間，削弱了管理層的信息優(yōu)勢，緩解了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱。此時，管理層出于自利動機(jī)對負(fù)面消息的“捂盤”行為更容易被投資者及時察覺。出于對自利行為潛在風(fēng)險及私人成本增加的考慮，管理層可能更傾向于選擇及時披露而不是隱藏負(fù)面消息，這就降低了因管理層對不良信息堆積而引發(fā)的股價崩盤風(fēng)險。此外，對于投資者而言，環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升有助于其更清楚地了解和掌握企業(yè)的環(huán)境績效，加強(qiáng)對企業(yè)環(huán)境績效真實性的判斷，修正對企業(yè)未來環(huán)境績效和環(huán)境風(fēng)險的預(yù)期，提高盈余預(yù)測的準(zhǔn)確度，從而降低股價泡沫含量。因此，本文提出如下研究假說：

假說H1a：環(huán)境信息規(guī)制政策的實施會降低企業(yè)股價崩盤風(fēng)險

2.投資者的非理性情緒效應(yīng)。一方面，環(huán)境信息規(guī)制政策存在對象鎖定現(xiàn)象，即僅強(qiáng)制要求重點排污單位在半年報和年報中披露環(huán)境信息，其他單位可自愿披露。這就意味著環(huán)境信息規(guī)制政策實施后，相較于非重點排污單位，重點排污單位將面臨更大的社會輿論壓力、更高強(qiáng)度的監(jiān)督和更為嚴(yán)格的管制。環(huán)境信息規(guī)制的對象鎖定使得作為政策目標(biāo)群體的重點排污單位面臨環(huán)保訴訟和行政處罰的概率大大增加，由此可能導(dǎo)致企業(yè)未來現(xiàn)金的流出，在削弱企業(yè)市場競爭力、損害企業(yè)績效的同時（Plumlee 等，2015），也會影響企業(yè)未來的償債能力和再融資能力，加大債務(wù)違約風(fēng)險（蔡佳楠等，2018），從而給企業(yè)未來經(jīng)營帶來極大的不確定性?？梢?，相比于非重點排污單位，重點排污單位未來將面臨更高的環(huán)境風(fēng)險和經(jīng)營不確定性。投資者更容易對這類企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力以及發(fā)展前景產(chǎn)生擔(dān)憂，產(chǎn)生恐慌情緒（Xu 等，2021）。此時，投資者可能不會持觀望態(tài)度，而是會選擇減持或拋售這類企業(yè)的股票以應(yīng)對趨嚴(yán)的環(huán)境信息規(guī)制政策，從而引起股價的非正常波動，助推股價崩盤風(fēng)險。

另一方面，環(huán)境信息規(guī)制政策存在敏感信息鎖定現(xiàn)象，即強(qiáng)制要求重點排污單位披露污染物類別、排放量以及環(huán)保違規(guī)等敏感信息。在環(huán)境信息規(guī)制政策實施之前，管理層利用自主性披露的空間將環(huán)境信息披露作為隱藏其自利行為的工具（Wu 和Hu，2019），即夸大其在環(huán)境方面的努力，延遲披露或隱瞞企業(yè)環(huán)境負(fù)面信息（Gleason 等，2020）。但是，在環(huán)境信息規(guī)制政策實施之后，重點排污單位被強(qiáng)制要求披露更多的環(huán)境敏感信息。面對重點排污單位環(huán)境信息披露的驟然增加，投資者需要擁有專業(yè)知識去辨別企業(yè)披露的環(huán)境信息質(zhì)量，以便于重新評估企業(yè)潛在的環(huán)境風(fēng)險和投資價值。然而，我國資本市場上存在眾多的個人投資者，他們大多缺乏專業(yè)知識，在缺乏獨(dú)立專業(yè)的第三方機(jī)構(gòu)對企業(yè)環(huán)境信息披露的真實性、準(zhǔn)確性、完整性、及時性進(jìn)行解讀的情況下，環(huán)境信息規(guī)制的敏感信息鎖定使得投資者在短期內(nèi)難以辨別環(huán)境信息質(zhì)量，也無法正確評估企業(yè)環(huán)境績效和潛在的環(huán)境風(fēng)險。再者，環(huán)境信息披露通常被視為企業(yè)為自身的環(huán)境污染進(jìn)行辯護(hù)、“漂綠”的行為（Al-Tuwaijri 等，2004；任力和洪喆，2017）。因此，環(huán)境信息規(guī)制在促使重點排污單位披露更多的環(huán)境敏感信息的同時，還可能引起投資者對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的疑慮。由此可能產(chǎn)生兩種情況：第一，重點排污單位被強(qiáng)制披露的環(huán)境敏感信息可能是管理層以往所隱瞞或者粉飾的負(fù)面信息，這些不良信息的集中披露將會對企業(yè)股票價格產(chǎn)生沖擊，導(dǎo)致股價崩盤；第二，敏感信息披露削弱了環(huán)境信息規(guī)制的積極效應(yīng)，使得投資者無法有效解讀企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，反而會加重投資者對企業(yè)未來環(huán)境風(fēng)險和經(jīng)營不確定性的擔(dān)憂，降低投資者對政策目標(biāo)企業(yè)的投資信心。而當(dāng)投資者情緒低落時，投資者對企業(yè)不良消息反應(yīng)更強(qiáng)烈，出現(xiàn)過度“殺跌”情緒，形成惡性循環(huán)，進(jìn)一步加劇股價崩盤風(fēng)險。基于上述分析，本文提出如下假說：

假說H1b：環(huán)境信息規(guī)制政策的實施會加劇企業(yè)股價崩盤風(fēng)險

三、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文選取我國A股上市公司中屬于高污染行業(yè)的企業(yè)作為研究樣本，構(gòu)建了2010?2018 年企業(yè)層面的非平衡面板數(shù)據(jù)。同時，本文還對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下篩選：（1）考慮到股價崩盤數(shù)據(jù)計算的可靠性，剔除每年交易周數(shù)小于30 的樣本；（2）剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本企業(yè)；（3）剔除ST企業(yè)。經(jīng)過以上處理，本文最終獲得661 家上市公司、共5 113 個企業(yè)年度樣本觀測值。為了緩解極端值的影響，本文還對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。高污染行業(yè)代碼根據(jù)2008 年國家頒布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》（環(huán)辦函〔2008〕373 號）確定。本文數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）研究設(shè)計與變量定義

為識別環(huán)境信息規(guī)制對企業(yè)股價崩盤的影響，本文根據(jù)2016 年證監(jiān)會僅強(qiáng)制要求重點排污單位在財報中披露環(huán)境敏感信息為政策時間節(jié)點，利用2016 年及之后高污染行業(yè)內(nèi)重點排污單位與非重點排污單位在環(huán)境信息披露上的差異，構(gòu)建雙重差分模型如下：

Yi,t代表企業(yè)i在 第t年的股價崩盤風(fēng)險。借鑒Hutton 等（2009）的研究，本文采用負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）和收益的上下波動比率（DUVOL）衡量個股股價崩盤風(fēng)險。指標(biāo)的具體計算方法如下：

首先，如式（2）所示，將個股周收益率Ri,τ對市場前后兩期和當(dāng)期的股票周收益率Rm,τ進(jìn)行回歸，獲得殘差 εi,τ，其中下標(biāo)τ 代表第τ 個交易周。

其次，按照公式Wi,τ=Ln(1+εi,τ) 計算個股i在 τ 周的周持有收益率Wi,τ。

最后，基于個股周持有收益率Wi,τ，按照式（3）和式（4）計算負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCS KEW）和收益的上下波動比率（DUVOL）。

其中，n代表個股i第t年交易周的數(shù)量，nu（nd）為個股i第t年周收益率Wi,τ高于（低于）當(dāng)年平均收益率的周數(shù)。NCS KEW和DUVOL的值越大，表明企業(yè)股價崩盤風(fēng)險越大。在基準(zhǔn)回歸部分，Rm,τ的值為有現(xiàn)金等權(quán)的市場周收益率；在穩(wěn)健性分析部分，使用無現(xiàn)金等權(quán)的市場周收益率計算個股股價崩盤風(fēng)險，以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。

需要說明的是，證監(jiān)會2016 年修訂的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式》第3 號準(zhǔn)則要求屬于重點排污單位的上市公司應(yīng)在半年報中披露環(huán)境信息；2015 年實施的《企業(yè)事業(yè)單位環(huán)境信息公開辦法》要求企業(yè)自地方政府公布重點排污名單后90 日內(nèi)向公眾公開環(huán)境信息?？梢?，在政策實施當(dāng)年，企業(yè)環(huán)境信息可以較為及時地傳遞給公眾和投資者，股價對環(huán)境信息的反應(yīng)是較為及時的。因此，本文以第t期的股價崩盤風(fēng)險作為被解釋變量。

treati表示企業(yè)及其子公司是否為重點排污單位，若是則為處理組，賦值為1；否則為對照組，賦值為0。本文共獲得112 家重點排污單位，549 家非重點排污單位。

postt代表樣本是否處在環(huán)境信息規(guī)制政策實施期，即樣本企業(yè)所在年份是否在2016 年及之后。若是，則賦值為1；否則賦值為0。treati×postt是本文的關(guān)鍵變量，其系數(shù) β1的符號和大小衡量了環(huán)境信息規(guī)制對企業(yè)股價崩盤風(fēng)險影響的方向和強(qiáng)弱。

Xi,t?1為控制變量。參考葉康濤等（2015）、姜付秀等（2018）的研究，本文控制了以下可能影響企業(yè)股價崩盤的因素：Sigma為企業(yè)周收益率的標(biāo)準(zhǔn)差；Ret為企業(yè)周收益率的均值；MB為賬面市值比；Size為企業(yè)規(guī)模，由企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)后獲得；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率；ROA為企業(yè)資產(chǎn)收益率；Firsts為第一大股東持股比；absDA為盈余管理程度，由修正的瓊斯模型計算得出；Turn為個股月平均換手率。

下標(biāo)i和t代表個體和年份；αi是個體固定效應(yīng)，用以控制可能影響被解釋變量又不隨時間變化的個體特征，如企業(yè)文化、高管特質(zhì)等；γt為時間固定效應(yīng)，用以控制不隨個體變化的市場特征；εi,t為殘差項。

（三）識別假設(shè)檢驗

要想運(yùn)用雙重差分法精確識別政策實施的因果效應(yīng)，需要滿足以下幾個前提假設(shè)：

一是隨機(jī)性假設(shè)，即政策實施的群體是隨機(jī)產(chǎn)生的，而不是因為某些特質(zhì)被選中作為政策的目標(biāo)群體。本文的處理組為重點排污單位，主要是由各市級政府根據(jù)當(dāng)?shù)嘏欧帕壳?5%的企業(yè)來確定。由于各地區(qū)的資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，因此同一行業(yè)內(nèi)污染較高和較低的企業(yè)均有可能被企業(yè)所在地確定為重點排污單位。圖1 展示了處理組與對照組被選中為政策目標(biāo)群體的概率，從圖中可以發(fā)現(xiàn)，處理組與對照組傾向得分的概率密度較為相似。①傾向得分計算方法詳見穩(wěn)健性分析中有關(guān)PSM+DID 的表述部分。因此，本文的處理組選擇是近似隨機(jī)的。本文還在穩(wěn)健性分析部分采用PSM+DID方法進(jìn)一步緩解處理組選擇隨機(jī)性方面可能存在的問題。

圖1 處理組與對照組的傾向得分

二是政策唯一性假設(shè)，即處理組和對照組在樣本期間的唯一區(qū)別在于是否受政策影響。關(guān)于政策唯一性，需要考慮兩方面的潛在問題：（1）對照組雖未實施政策，但是也可能會受到政策的影響。例如，非重點排污單位可能會因為同行壓力，在環(huán)境信息披露方面向重點排污單位學(xué)習(xí)，從而也受到環(huán)境信息規(guī)制的影響（政策外溢效應(yīng)），這會使雙重差分的估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。就本文而言，對照組的環(huán)境信息披露水平的提升只會影響DID模型的估計精度，低估政策效果，并不會影響估計系數(shù)的符號，而且本文也在穩(wěn)健性分析部分采用PSM+DID的方法緩解政策外溢效應(yīng)對本文結(jié)果的影響。（2）在樣本期間內(nèi)，處理組和對照組除了可能受到環(huán)境信息規(guī)制的影響，還有可能會受到其他政策的干擾，如去產(chǎn)能政策的影響。本文在穩(wěn)健性分析部分通過排除其他政策干擾來提高因果識別結(jié)果的可靠性。

三是平行趨勢假設(shè)，即處理組和對照組在政策實施前的變化趨勢是一致的。具體到本文，在2016 年政策實施之前，重點排污單位和非重點排污單位的股價崩盤風(fēng)險以及其他各個指標(biāo)應(yīng)該是無差別的。如若這一假設(shè)得不到滿足，則采用政策實施前兩組差異進(jìn)行的反事實分析將不準(zhǔn)確。因此，本文首先采用式（5）對處理組和對照組之間股價崩盤風(fēng)險及其影響因素的差異進(jìn)行檢驗。

在式（5）中，以政策實施前一年作為基期，其他變量定義與式（1）相同。本文主要關(guān)注交互項treati×yearn的系數(shù) βn。

圖2 為在95%置信水平下 βn的估計結(jié)果。從圖2 可以發(fā)現(xiàn)，βn除了在2013 年顯著外，在2010?2014 年均不顯著，表明處理組和對照組在政策實施之前的年份（除了2013 年），股價崩盤風(fēng)險并不存在明顯的差異。此外，在環(huán)境信息規(guī)制政策實施后，交互項 βn的系數(shù)僅在政策實施當(dāng)期顯著為正，2017?2018 年均不顯著，表明環(huán)境信息規(guī)制加劇了當(dāng)期的股價崩盤風(fēng)險，但是隨著環(huán)境信息規(guī)制政策的推進(jìn)，政策實施的負(fù)面影響逐漸消失?？赡艿脑蚴牵h(huán)境信息規(guī)制在緩解信息不對稱方面的積極作用在逐年增強(qiáng)，使得管理層對壞消息的“捂盤”行為進(jìn)一步被抑制；另一方面，投資者對敏感信息鎖定和對象鎖定所產(chǎn)生的恐慌情緒不再那么強(qiáng)烈，投資者趨于理性。此外，β2013顯著的原因可能是受到2013 年《關(guān)于化解產(chǎn)能嚴(yán)重過剩矛盾的指導(dǎo)意見》公布產(chǎn)能過剩行業(yè)名單的影響。為此，我們在穩(wěn)健性分析部分通過剔除2013 年的樣本以及采用PSM+DID方法來緩解平行趨勢方面可能存在的問題。

圖2 環(huán)境信息規(guī)制對股價崩盤風(fēng)險的動態(tài)趨勢效應(yīng)

四、實證結(jié)果分析

（一）單變量分析

表1 為單變量差異性檢驗結(jié)果。其中，在環(huán)境信息規(guī)制政策實施前，處理組的股價崩盤風(fēng)險小于對照組；在環(huán)境信息規(guī)制政策實施后，處理組的股價崩盤風(fēng)險顯著大于對照組。這初步說明環(huán)境信息規(guī)制政策加劇了重點排污單位的股價崩盤風(fēng)險。

表1 單變量差異性檢驗結(jié)果

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2 展示的是根據(jù)基準(zhǔn)模型式（1）進(jìn)行回歸的結(jié)果。其中，列（1）至列（3）的被解釋變量為收益的上下波動比率（DUVOL），列（4）至列（6）的被解釋變量為負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCS KEW）。列（1）和列（4）為未加入控制變量的回歸結(jié)果，其中treat×post的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正。這表明在環(huán)境信息規(guī)制政策實施后，作為政策目標(biāo)群體的重點排污單位相較于對照組，其股價崩盤風(fēng)險有了顯著提高，即環(huán)境信息規(guī)制政策的實施顯著加劇了股價崩盤風(fēng)險。在列（2）和列（3），以及列（5）和列（6）中，本文逐步控制了時間固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，結(jié)果顯示treat×post的系數(shù)依然顯著為正。因此，假設(shè)H1b得到驗證，環(huán)境信息規(guī)制政策具有股價崩盤效應(yīng)。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.PSM+DID方法。雖然前文對處理組和對照組的隨機(jī)性和平行趨勢進(jìn)行了描述和檢驗，但為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，本文采用傾向得分匹配法（PSM）來進(jìn)一步滿足雙重差分的隨機(jī)性假設(shè)和平行趨勢假設(shè)。為了便于比較，利用前文的控制變量預(yù)測每個企業(yè)成為重點排污單位的概率（Logit回歸），再采用半徑匹配法（半徑設(shè)置為0.000 1）給重點排污企業(yè)的樣本（處理組）匹配對照組，使得處理組和對照組在政策沖擊前盡可能沒有顯著差異；①匹配前，MB、Size、Lev、Firsts 在處理組和對照組之間存在顯著差異；匹配后，控制變量并無顯著差異，滿足平衡性假說。限于篇幅，本文未匯報匹配的結(jié)果，留存?zhèn)渌?。在此基礎(chǔ)上，利用DID的方法識別出環(huán)境信息規(guī)制對企業(yè)股價崩盤風(fēng)險的凈影響。由于傾向得分能夠最大程度地解決可觀測協(xié)變量的偏差問題，而雙重差分法能夠消除不隨時間變化和隨時間同步變化等未觀測到的變量影響，因此通過兩種方法的結(jié)合能夠更好地識別政策效應(yīng)。估計結(jié)果如表3 所示。從列（1）和列（2）可以看出，treat×post的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為正。因此，本文的結(jié)果較為穩(wěn)健，環(huán)境信息規(guī)制與股價崩盤風(fēng)險之間存在正向的因果關(guān)系。

2.多期DID方法。重點排污單位名單每年均有所變動，雖然本文的處理組在政策實施期間變動較小，但是仍然有部分處理組發(fā)生變動的情況。②處理組在政策實施后的變動情況：2016 年之后被移除出重點排污單位名單的有14 家；2016 年之后新進(jìn)重點排污單位名單的有2 家；2016 年及之后均在重點排污單位名單的有96 家。為此，本文使用多期DID模型重新進(jìn)行估計?？紤]到當(dāng)期被政策鎖定后又被移出重點排污單位名單的情況，對于這部分樣本我們采取兩種方式構(gòu)建多期DID模型：（1）一旦被確認(rèn)為重點排污單位，即使后續(xù)被移除出重點排污單位名單，也將其當(dāng)作處理組，其回歸結(jié)果如表3 中的列（3）和列（5）所示。（2）將這部分變動的樣本剔除，僅討論新加入的樣本，其回歸結(jié)果如表3 中的列（4）和列（6）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，列（1）至列（4）中treat×post的回歸系數(shù)均通過了水平為10%的顯著性檢驗，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.安慰劑檢驗。為了進(jìn)一步檢驗本文的結(jié)果是否由環(huán)境信息規(guī)制政策之外的其他因素所導(dǎo)致的，本文借鑒任勝鋼等（2019）的研究，通過隨機(jī)分配處理組企業(yè)進(jìn)行安慰劑測試。具體而言，本文首先從樣本中隨機(jī)抽取112 家企業(yè)作為處理組，假設(shè)其受到了環(huán)境信息規(guī)制政策的影響，其他企業(yè)作為對照組。然后采用式（1）的雙重差分模型進(jìn)行回歸。重復(fù)上述步驟若干次，如果大部分回歸結(jié)果均顯示交互項treat×post的回歸系數(shù)是顯著的，則表明本文的雙重差分結(jié)果有偏差，可能存在其他潛在結(jié)果導(dǎo)致了處理組和對照組之間在股價崩盤風(fēng)險上的差異。經(jīng)過1 000 次抽樣回歸之后，交互項treat×post系數(shù)估計值的密度分布及其p值如圖3 所示。其中，橫坐標(biāo)為交互項treat×post系數(shù)的估計值，縱坐標(biāo)為估計值的頻數(shù)或者p值，曲線部分是估計值的核密度分布，散點為估計值的p值。從圖中可以看出，模擬的估計結(jié)果以0 為中心呈近似的正態(tài)分布，且其p值大多大于0.1。此外，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果[真實的估計值，來自表2 的列（3）和列（6）]在圖中明顯為異常值。因此，本文的估計結(jié)果不太可能由環(huán)境信息規(guī)制以外的潛在因素導(dǎo)致。

圖3 安慰劑檢驗

4.其他穩(wěn)健性檢驗。①限于篇幅，本文未匯報相應(yīng)的實證檢驗結(jié)果，留存?zhèn)渌?。為了考察雙重差分結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了以下檢驗：（1）變更政策實施年份，將政策實施年份分別提前1 至4 年，按照式（1）重新回歸，結(jié)果均不顯著，表明2015 年之后，處理組和對照組在股價崩盤風(fēng)險方面的差異并不是一種隨機(jī)現(xiàn)象，而是與環(huán)境信息規(guī)制政策的實施存在著因果聯(lián)系；（2）排除其他政策干擾，根據(jù)2013 年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于化解產(chǎn)能嚴(yán)重過剩矛盾的指導(dǎo)意見》確定產(chǎn)能過剩行業(yè)，剔除行業(yè)內(nèi)的企業(yè)樣本，并依據(jù)式（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果一致；（3）剔除2013 年的樣本，結(jié)果一致；（4）采用無現(xiàn)金等權(quán)的市場周收益率重新計算股價崩盤風(fēng)險，再使用式（1）進(jìn)行回歸，結(jié)論未發(fā)生變化。

（四）異質(zhì)性分析

不同信息透明度和不同機(jī)構(gòu)投資者持股比例的企業(yè)，其股價崩盤風(fēng)險存在著明顯的差異（吳曉暉等，2019）。為此，本文首先采用股價同步性度量企業(yè)整體信息透明度，并按照中位數(shù)將樣本分為信息透明度較高組和信息透明度較低組，估計結(jié)果見表4 的列（1）至列（4）。從中可以發(fā)現(xiàn)，在信息透明度較高的樣本中，treat×post的系數(shù)不顯著，而在信息透明度較低的樣本中，treat×post的回歸系數(shù)顯著為正，表明環(huán)境信息規(guī)制政策的股價崩盤效應(yīng)只在信息透明度較低組中顯著存在，這意味著企業(yè)信息環(huán)境的改善有助于緩解因?qū)ο箧i定和敏感信息鎖定引發(fā)的投資者非理性情緒。其次，本文按照機(jī)構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)將樣本分為機(jī)構(gòu)持股較高組和機(jī)構(gòu)持股較低組，估計結(jié)果見表4 的列（5）至列（8）。treat×post的回歸系數(shù)僅在機(jī)構(gòu)持股較低的樣本中顯著為正，說明環(huán)境信息規(guī)制政策對股價崩盤風(fēng)險的影響在不同機(jī)構(gòu)持股比例的樣本中存在顯著差異，也間接說明機(jī)構(gòu)投資者的持股比例越高，越有助于緩解因?qū)ο箧i定和敏感信息鎖定引發(fā)的投資者非理性情緒。

表4 異質(zhì)性分析結(jié)果

五、影響機(jī)理分析

（一）投資者非理性情緒機(jī)制

前文分析表明，環(huán)境信息規(guī)制加劇了個股崩盤風(fēng)險，這主要是由于環(huán)境信息規(guī)制的對象鎖定以及敏感信息鎖定引起了投資者的非理性情緒。為此，本文基于中介效應(yīng)檢驗的思想，構(gòu)建如下模型來驗證投資者的非理性情緒機(jī)制是否成立：

其中，S enti,t為t期投資者對企業(yè)i的情緒指數(shù)。本文借鑒楊松令等（2021）的方法，使用Tobin’sQ的非理性定價部分表征企業(yè)層面的投資者非理性情緒。①Tobin’s Q=α0+α1ROAi,t+α2S izei,t+α3Growi,t+α4LEVi,t+Ind+Year+?i,t 。其中，R OA 為資產(chǎn)收益率，S ize 為企業(yè)規(guī)模，G row為營業(yè)收入增長率，Ind 為行業(yè)虛擬變量，Y ear 為年份虛擬變量，殘差項為T obin’s Q 的非理性定價部分。同時，本文還從機(jī)構(gòu)投資者行為結(jié)果端的角度出發(fā)，使用機(jī)構(gòu)投資者的凈減持規(guī)模表征投資者的非理性情緒。②機(jī)構(gòu)投資者的凈減持規(guī)模=（機(jī)構(gòu)投資者的年減持?jǐn)?shù)量? 機(jī)構(gòu)投資者的年增持?jǐn)?shù)量? 新進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者的年持股數(shù)量）/公司A 股流通股股數(shù)。機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來源于CSMAR。其余變量定義與基準(zhǔn)模型一致。

本文對上述模型中所有連續(xù)變量都進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，檢驗結(jié)果匯報見表5。列（1）至列（3）為使用Tobin’sQ的非理性定價部分表征投資者非理性情緒的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。列（1）中treat×post的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明環(huán)境信息規(guī)制加劇了投資者的非理性情緒；列（3）中S entt的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明中介效應(yīng)顯著。列（2）中S entt的系數(shù)不顯著，此時需要進(jìn)行Sobel檢驗。Sobel檢驗結(jié)果顯示，中介效應(yīng)在5%的水平上顯著為正。列（4）至列（6）為使用機(jī)構(gòu)投資者減持規(guī)模表征投資者非理性情緒的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。列（4）中treat×post的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，列（5）和列（6）中S entt的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，且treat×post的系數(shù)為正，表明中介效應(yīng)顯著?？梢姡h(huán)境信息規(guī)制政策通過加劇投資者的非理性情緒進(jìn)而影響股價崩盤風(fēng)險，即投資者情緒機(jī)制成立。

表5 投資者非理性情緒機(jī)制的短期中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

在平衡趨勢檢驗中，環(huán)境信息規(guī)制政策的股價崩盤效應(yīng)只在政策實施當(dāng)期顯著，在政策實施后不顯著?？赡艿脑蛟谟冢S著環(huán)境信息規(guī)制政策的推進(jìn)，投資者對敏感信息鎖定和對象鎖定產(chǎn)生的恐慌情緒不再那么強(qiáng)烈，投資者趨于理性。為此，本文接下來分析投資者是否隨著環(huán)境信息規(guī)制政策的實施逐漸趨于理性。在表6 列（1）中，treat×post的系數(shù)不再顯著；在列（2）和列（3）中，treat×post的系數(shù)均不顯著，S entt+1的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；在列（4）至列（6）中，treat×post和S entt+1的系數(shù)均不顯著。上述結(jié)果說明投資者非理性情緒的長期中介效應(yīng)不顯著。綜合來看，隨著環(huán)境信息規(guī)制政策的推行，投資者逐漸趨于理性，由此導(dǎo)致股價崩盤效應(yīng)在短期內(nèi)顯著，而長期則不顯著。

表6 投資者非理性情緒機(jī)制的長期中介效應(yīng)檢驗結(jié)果①本文發(fā)現(xiàn)，在t+2 期，投資者非理性情緒機(jī)制和信息效應(yīng)機(jī)制的中介效應(yīng)均不顯著。限于篇幅，本文未匯報t+2 期的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

（二）信息效應(yīng)機(jī)制是否真的不存在

以上分析表明，由對象鎖定和敏感信息鎖定引發(fā)的投資者非理性情緒是產(chǎn)生股價崩盤風(fēng)險的主要因素。但是，環(huán)境信息規(guī)制的信息效應(yīng)真的不存在嗎？一種可能的解釋是，環(huán)境信息規(guī)制的信息效應(yīng)被投資者的非理性情緒效應(yīng)所掩蓋。為檢驗這種解釋，我們根據(jù)國泰安CSMAR環(huán)境研究數(shù)據(jù)庫中提供的環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)計算出樣本企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量（Opaque），并根據(jù)中介效應(yīng)檢驗方法驗證信息效應(yīng)的存在性。②國泰安CSMAR 環(huán)境研究數(shù)據(jù)庫將上市公司在年報中披露的環(huán)境信息劃分為環(huán)境管理、監(jiān)管與認(rèn)證、環(huán)境負(fù)債和環(huán)境業(yè)績、治理披露四個模塊共27 子類的環(huán)境信息，包括廢水排放量、COD 排放量、SO2 排放量、CO2 排放量、煙塵和粉塵排放量、工業(yè)固廢物產(chǎn)生量、重點污染監(jiān)控單位、污染物排放達(dá)標(biāo)、突發(fā)環(huán)境事故、環(huán)境違法事件、環(huán)境信訪案件、廢氣減排治理情況、廢水減排治理情況、粉塵與煙塵治理情況、固廢利用與處置情況、噪聲與光污染（輻射）等治理情況、清潔生產(chǎn)實施情況等非敏感信息，也包括環(huán)保理念、環(huán)保目標(biāo)、環(huán)保管理制度體系、環(huán)保教育與培訓(xùn)、環(huán)保專項行動、環(huán)境事件應(yīng)急機(jī)制、環(huán)保榮譽(yù)或獎勵、“三同時”制度、是否通過ISO14001 認(rèn)證、是否通過ISO9001 認(rèn)證等非敏感信息。CSMAR 對上市公司環(huán)境信息打分標(biāo)準(zhǔn)如下：若為定量描述信息則賦值為2，定性描述賦值為1，若無描述則賦值為0。

信息效應(yīng)的機(jī)制檢驗結(jié)果如表7 所示。③采用多重中介效應(yīng)模型分析的結(jié)果一致。限于篇幅，本文未匯報相關(guān)結(jié)果，留存?zhèn)渌?。列?）至列（3）為信息效應(yīng)機(jī)制的短期中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。由列（1）可知，treat×post的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明環(huán)境信息規(guī)制政策的實施提高了企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量。由列（2）和列（3）可知，Opaquet的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，說明環(huán)境信息規(guī)制通過提高企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量進(jìn)而降低股價崩盤風(fēng)險；treat×post的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，說明環(huán)境信息規(guī)制加劇了股價崩盤風(fēng)險。上述結(jié)果驗證了環(huán)境信息規(guī)制的信息效應(yīng)機(jī)制成立。列（4）至列（6）為信息效應(yīng)機(jī)制的長期中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。其中，treat×post的系數(shù)均不顯著，Opaquet+1的系數(shù)均顯著為負(fù)，但未通過Sobel檢驗，說明信息效應(yīng)機(jī)制的長期中介效應(yīng)不顯著。

表7 信息效應(yīng)機(jī)制的短期、長期中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

綜合上述分析，從短期來看，環(huán)境信息披露質(zhì)量的提高僅能部分地緩解環(huán)境信息規(guī)制造成的股價崩盤效應(yīng)，此時的信息效應(yīng)被投資者的非理性情緒效應(yīng)所掩蓋，使得環(huán)境信息規(guī)制政策產(chǎn)生了短期的股價崩盤效應(yīng)；從長期來看，環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升雖然有助于降低股價崩盤風(fēng)險，但是信息效應(yīng)對股價崩盤風(fēng)險的緩解作用并未得到完全發(fā)揮。

六、結(jié)論與啟示

針對我國重點排污單位的環(huán)境信息披露規(guī)則的變化，本文利用2015 年之后開始實施的環(huán)境信息規(guī)制政策作為準(zhǔn)自然實驗，采用雙重差分法探究了環(huán)境信息規(guī)制政策的實施對股價崩盤風(fēng)險的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境信息規(guī)制政策的實施加劇了個股股價崩盤風(fēng)險，這一結(jié)論在經(jīng)過多種穩(wěn)健性分析后依然成立；（2）在進(jìn)行動態(tài)效應(yīng)分析后發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息規(guī)制政策對股價的負(fù)面沖擊僅在當(dāng)期顯著，較高的信息透明度與機(jī)構(gòu)投資者持股比例能有效緩解這一負(fù)面沖擊；（3）機(jī)制分析表明環(huán)境信息規(guī)制的對象鎖定與敏感信息鎖定引發(fā)的投資者非理性情緒是導(dǎo)致股價崩盤風(fēng)險的主要原因，并且政策的信息效應(yīng)在緩解股價崩盤風(fēng)險方面具有一定的作用。

基于本文的研究結(jié)論，可以得到如下政策啟示：第一，相關(guān)部門應(yīng)緊密結(jié)合我國資本市場背景，加強(qiáng)投資者教育和輿論引導(dǎo)，有效緩解和消除投資者的非理性情緒，避免投資者因環(huán)境信息管制力度加大而“談環(huán)色變”，進(jìn)而加劇股價崩盤風(fēng)險。本文研究顯示，環(huán)境信息規(guī)制政策的實施在短期內(nèi)會對市場產(chǎn)生負(fù)面沖擊，表明隨著環(huán)境信息規(guī)制力度的加大，投資者會產(chǎn)生非理性情緒，從而造成市場對受規(guī)制的企業(yè)做出懲罰性的反應(yīng)。因此，證券監(jiān)管機(jī)關(guān)和環(huán)保部門應(yīng)該通力合作，圍繞環(huán)境信息管制政策和實務(wù)，針對投資者開展專項宣傳教育和輿論引導(dǎo)，讓廣大投資者對環(huán)境信息規(guī)制形成更準(zhǔn)確、更全面、更透徹的認(rèn)識，避免因投資者產(chǎn)生非理性情緒而影響環(huán)境信息規(guī)制的正面效果，這是環(huán)境信息規(guī)制在金融市場上能有效發(fā)揮積極作用的必要條件。第二，監(jiān)管部門還需要不斷改進(jìn)和完善環(huán)境信息披露規(guī)則和指引，加大執(zhí)行力度，推動企業(yè)切實提高環(huán)境信息透明度和信息含量，以便充分發(fā)揮環(huán)境信息規(guī)制的信息效應(yīng)。本文發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息規(guī)制的信息效應(yīng)在短期內(nèi)僅能部分緩解政策趨緊對市場產(chǎn)生的負(fù)面沖擊。因此，監(jiān)管部門應(yīng)該強(qiáng)化和優(yōu)化對環(huán)境信息披露這一規(guī)制工具的使用，不斷改進(jìn)和完善相關(guān)的法規(guī)、規(guī)則和指引，例如針對各行業(yè)進(jìn)一步細(xì)化環(huán)境信息的披露內(nèi)容，規(guī)范“環(huán)境風(fēng)險”量化問題，推出與之相關(guān)的披露指引等。此外，還需要加強(qiáng)環(huán)境信息規(guī)制和資本市場信息披露規(guī)則的執(zhí)行力度，促使企業(yè)特別是重點排污單位積極主動披露自身的環(huán)境表現(xiàn)，在披露的內(nèi)容中增加“硬信息”、減少“軟信息”，切實提高環(huán)境信息披露水平和質(zhì)量，從而營造良好的環(huán)境責(zé)任聲譽(yù)，與環(huán)境績效差的企業(yè)形成有意義的信息披露區(qū)分度，不斷強(qiáng)化信息效應(yīng)，最終促使環(huán)境信息規(guī)制能夠在資本市場中發(fā)揮有效的正面作用。