论文标题：EPA scrutiny and voluntary environmental disclosures

中文标题：环保署的审查与自愿性环境信息披露

原文来源：Zakota M .EPA scrutiny and voluntary environmental disclosures[J].Review of Accounting Studies,2025,30(4):1-44.DOI:10.1007/S11142-025-09901-8.

供稿：李佳怡

封面图片来源：Pexels

编者按：环境信息披露已成为资本市场关注的重要议题，但EPA审查如何影响企业自愿披露行为尚不明确。文章基于2002年至2019年17409个企业年度数据发现，EPA审查会显著抑制业绩说明会中的环境信息披露。这种“寒蝉效应”在缺乏环境专家董事的企业中尤为突出，而专业董事能有效缓解披露压力。研究进一步表明，受审企业减少定量环境信息披露，且EPA更频繁下载其监管文件，印证了专有成本假说。本研究为理解环境监管与信息披露的互动提供了新证据，对SEC制定气候披露规则具有重要参考价值。

一、引言

尽管投资者对可持续性的关注发生了前所未有的转变，但市场参与者持续表达对当前环境披露水平不足的担忧（SEC 2021）。作为回应，美国证券交易委员会（SEC）将企业环境影响、投资和风险（以下简称"环境披露"）的披露视为对市场参与者至关重要的信息，使环境透明度成为其政策议程的优先事项（SEC 2021, 2022, 2024）。这种自愿环境披露的不足令人困惑，因为先前研究认识到环境披露能够为投资者提供有价值的信息，并为企业带来资本市场收益（Christensen等，2021）。然而，透明度激励可能受到环境保护局（EPA）监督和执法的约束，这可能给企业带来潜在的披露成本。

理论上，专有成本是当敌对方可能利用信息对抗企业时的潜在披露成本（Verrecchia，1983；Li等，1997；Beyer等，2010）。这些成本是披露的主要障碍之一（Kothari等，2023）。在EPA的背景下，被审查企业可能面临专有成本，因为其披露可能加剧机构监督和执法努力的潜在后果，如召回、罚款、销售损失和刑事处罚（Shimshack，2014）。与潜在高成本一致，先前研究将EPA对企业指控与负面市场反应联系起来（Karpoff等，2005）。加剧被审查企业的惩罚威胁，EPA近年来加强了其活动的严格性（EPA，2021a，2021b，2021c）。日益严格的监督和执法，尽管从EPA的角度看很重要，但可能无意中与SEC的议程相悖，通过限制环境信息流动。这提出了一个重要研究问题：EPA审查是否限制企业的自愿环境披露，阻碍信息流向市场参与者？

然而，有两个理由质疑这一预测。第一，EPA在检查期间可以访问私人记录，因此管理者可能认为在审查后无需减少披露（Gray和Shimshack，2011）。第二，EPA审查可能作为增加环境披露的催化剂，因为此类披露可以提供类似保险的收益、合法化企业活动，并降低未来证券诉讼和声誉损害的风险（Heflin和Wallace，2017；Christensen等，2021；Knechel，2021）。确实，先前研究指出，管理者使用环境披露的各种方式超越传统财务考虑，以及使用此信息的多样化利益相关者，对传统披露理论在此背景下的适用性表示怀疑（Christensen等，2021）。最终，EPA审查是限制环境信息流动还是激励更多披露给市场参与者，是一个开放的实证问题。

为调查此问题，文章分析管理者在收益电话会议中的环境披露。电话会议直接面向市场参与者，提供超越公司文件（如年度或季度报告）内容的估值和预测信息（Bowen等，2002；Brown等，2019）。与公司文件中通常范围狭窄和模板化的披露不同，电话会议是自愿的，并提供显著的语言变异（Bochkay等，2020）。口头沟通的灵活性很重要，因为它可以反映环境活动的细微差别，这些活动通常是企业特定且难以用标准化形式描述（Christensen等，2021）。

文章通过检验EPA审查是否限制企业在收益电话会议中的自愿环境披露，揭示阻碍环境信息流动的摩擦因素。研究结果对理解监管审查如何影响企业披露行为，特别是在SEC正努力改进当前披露实践的背景下具有重要意义。

二、提出假设

（一）背景：美国环保署的监测与执法

美国环保署（EPA）作为联邦层面实施环境法律的主要机构，其使命是保护人类健康与环境，并拥有广泛的监控与执法权力。EPA监控的核心手段是检查，该权力使EPA能够进行排放采样、开展员工访谈、审查内部记录以及为调查收集证据。大多数检查的启动并非基于对特定违规行为的事先怀疑，而是依据各州及具体项目的优先事项而定；其余检查则旨在支持案件发展或监控执法后的合规状况。检查目标的选择与检查时间的安排被刻意设计为不可预测，这确保了近期的检查能够向目标企业传递监督强化的信号，并促使企业维持持续的合规状态。EPA执法行动则包含行政、民事及刑事程序，用以处理涉嫌违法行为，并可能对企业施加显著的直接与间接成本。执法过程可能持续数年，尤其在遭遇企业抗辩时，且通常会伴随持续的监控以确保问题的最终解决。罚款与处罚的力度取决于企业近期的合规历史、所造成的环境危害程度及其展现出的遵守意愿。文献一致指出，EPA的检查与执法行动对企业后续合规努力的影响超过了任何其他利益相关方，这凸显了其强大的威慑效应（Becker, 1968; Sah, 1991）。

这种威慑效应源于监管审查所提升的惩罚威胁，该威胁由潜在成本发生的概率与严重程度共同决定。检查通过向目标企业传递以下信号来增加其惩罚威胁：表明EPA意图发现违规行为、为未决的执法行动收集证据、跟进相关投诉，以及对企业进行全面调查。若检查后的调查（可能持续数年）证实存在违规，EPA便会启动执法程序。执法行动之所以具有强大的威慑力，关键在于EPA的动态执法政策，该政策使企业面临两种紧迫威胁：一是迫在眉睫的惩罚，二是“审查升级”，即近期有过违规记录的企业将面临更严格的调查及对后续违规行为更严厉的处罚。

威慑文献一致发现，被审查企业会通过加强其后续合规努力来回应近期的EPA检查与执法行动，这体现了监管活动的有效性。然而，文献也承认监管行为可能带来超出合规范畴的意外后果。一个特别值得关注的潜在非预期后果是，企业可能会降低其运营透明度以减轻惩罚威胁，这一可能性在环境信息披露的背景下显得尤为重要。

（二）环保署审查与环境披露

环境披露指企业关于其环境绩效、投资及风险的自愿信息提供（Berthelot et al., 2003）。理论上，专有成本是披露的主要障碍（Verrecchia, 1983; Li et al., 1997），当敌对方（如EPA）可能利用信息损害企业利益时，此类成本尤为显著。EPA审查可通过多种机制增加披露成本：例如，披露可能暴露管理漏洞、验证关注领域、或削弱与EPA的谈判立场（Peters and Romi, 2013; Matsumura et al., 2014）。实证证据表明，EPA曾在执法中直接引用电话会议披露（如US v. Caterpillar Inc., 2002），佐证了实际成本的存在。然而，审查也可能激励更多披露，因为环境信息可提供保险式收益、合法化企业活动，并降低证券诉讼风险（Heflin and Wallace, 2017; Christensen et al., 2021）。这种张力使得EPA审查对披露的影响成为开放性问题。

基于专有成本理论，本研究提出核心假设：

H1：EPA审查与自愿环境披露呈负相关，即审查会抑制企业环境信息流动。

（三）环境专业知识的作用

企业董事的环境专业知识可能在EPA审查与披露关系中发挥调节作用。环境专家董事定义为具有科学及合规经验的专业人士，其可通过两种机制缓解审查的抑制效应：第一，专家董事能提供咨询，帮助管理层更准确评估审查后的惩罚威胁，改善内部信息质量（Verrecchia, 1990）；第二，通过强化监督与合规，专家董事可降低企业违规风险，从而减少相关披露成本（Hapke and Davis, 1994）。此外，EPA对展现合规诚意的企业更宽容（Gray and Shimshack, 2011），专家监督可间接缓解监管压力。

据此，提出假设2：

H2：EPA审查与环境披露的负向关系在拥有环境专家董事的企业中较弱。

这一假设强调了公司治理在调和监管压力与信息透明度中的关键角色，为理解环境披露的异质性提供了新视角。

三、研究设计

（一）样本选择

文章从Compustat收集年度财务数据，从安全价格研究中心（CRSP）获取股票市场数据，从机构经纪商估计系统（I/B/E/S）汇总文件中获取分析师数据，从Thomson-Reuters 13F数据库中获取机构投资者数据，并从BoardEx获取董事会数据。文章仅保留总部位于美国、拥有CRSP数据、资产超过100万美元且市净率呈正的公司年度观测值。根据先前的研究，文章从执法与合规历史在线数据库（ECHO）的综合合规信息系统（ICIS）中获取美国环保署执法和检查的相关数据，包括相关日期（例如，Shive和Forster 2020；Heitz等 2021）。为确保样本公司受到环境法规约束，文章仅保留至少有一家设施位于ECHO中的公司。为了将ECHO与Compustat关联起来，文章匹配了在ECHO中的设施名称和组织名称，使用从美国证券交易委员会备案文件中收集的公司历史法定名称。完成这些步骤后，样本包含29376个公司年度观测值。

文章的环境信息披露指标需要使用财报电话会议的文本记录，这些文本记录从Refinitiv Eikon获取，根据股票代码和最近一次财报公告日期进行匹配。最后，文章对数据进行年度化处理，并剔除存在变量缺失的观测值。文章的最终样本包含2002年至2019年期间的17409个公司年度观测值。详情请见表1。

表1 样本选择

（二）衡量标准：自愿性环境披露

文章的研究聚焦于财报电话会议中的自愿性环境信息披露。电话会议是一种极为重要的信息披露渠道，能够提供有关企业经营活动中所面临的环境风险及其影响的相关信息（Chava等，2021；Sautner等，2023）。尽管公司年报也披露了一些环境信息，但其内容具有强制性、重复性，且专门针对特定主题，例如重大风险因素（Berthelot等，2003；Bochkay等，2020）。相比之下，电话会议中的环境信息披露涵盖的主题种类繁多、差异显著，全面反映了环境信息向市场参与者的流动情况，而这正是文章研究问题的核心所在。

为了捕捉环境信息披露，文章首先提取电话会议的陈述部分。这些陈述具有逐步递增的决策有用性，其连续性有助于隔离出管理者有意披露的信息（Kimbrough 2005；Matsumoto等 2011）。接下来，使用一个经过预先验证的二元词组词典，该词典能够捕捉与公司气候变化影响和风险敞口相关的讨论内容（Sautner等 2023）。该词典是专门开发并经过验证的在财报电话会议的语境中。然而，原始词典的一个问题是，它采用的是国际样本设计，可能无法完全反映美国公司的信息披露情况（Christensen 等人，2021）。此外，该词典还包含与美国环保署直接相关的二元组，这可能会导致与环保署审查的机械性关联。为缓解这些担忧，文章重新进行了Sautner等人（2023）的部分分析，核实了相关二元组，并删除了与美国环保署直接相关的二元组。

文章对环境信息披露的主要衡量指标（Env Disclosure）等于演示文稿部分中环境相关词汇的数量，除以电话会议的总词汇数，再按年度取平均值，并乘以1000进行标准化处理。同样，文章量化了分析师提出的环境问题（Env Questions），用作控制变量（见第4.1节）。

作为补充背景信息，图1面板A展示了语料库中至少包含一个环境二元组的句子中最常出现的词汇的词云（词汇的大小与其出现频率成正比）。环境类句子经常使用诸如“百万”、“投资”和“排放”等词汇，这与以下观点一致：这些披露通常提供与核心业务相关的公司特定运营细节。图1面板B展示了使用FinBERT识别的各类披露主题中环境信息披露所占的比例。超过40%的披露涉及与气候相关的举措和排放（“气候与二氧化碳”），20%侧重于投资成本及其他会计影响（“会计”），12%则关注自然资源的管理和利用（“资源利用”）。图2按年份绘制了环境信息披露情况，展示了2002年至2019年按年份划分的环境披露均值。这一趋势与其他研究中的模式一致，支持了该衡量指标的并发效度（例如，Chava等人，2021）。

图1 环境信息披露概览

图2 环境披露趋势

（三）测量：美国环保署的审查

以往文献一致发现，受到审查的企业会针对滞后发生的美国环保署检查和执法行动，通过加强合规努力来应对日益加剧的处罚威胁（Gray和Shimshack，2011；Shimshack，2014）。基于这一研究脉络，文章采用一个指标来识别那些因美国环保署审查而面临更大威胁的企业年度数据：如果企业在前一年经历了检查或执法行动，则该指标取值为1，否则为0（EPA Scrutiny）。这项措施的一个关键优势在于其构建效度，因为它直接反映了企业近期与美国环保署交锋所面临的威胁（Sah 1991；Gray和Shimshack 2011）。检查行动表明了美国环保署的调查力度及潜在案件的形成，而执法行动则带来了审查升级和对进一步违规行为实施严厉处罚的威胁。这些威胁正是美国环保署执法政策中发挥威慑作用的关键来源（Blundell等 2020）。为佐证直接经验的相关性，已有文献指出，“具体威慑”，即企业实际与美国环保署的交锋经历，是塑造企业后续威胁感知的首要因素（Shimshack 2014）。文献还考虑了“一般威慑”，即仅因事前可能受到审查而产生的惩罚威胁。重要的是，无论是具体威慑还是一般威慑，都通过预期成本和惩罚来发挥作用（Becker 1968；Sah 1991；Shimshack 2014）。文章重点关注实际经验，因为它是对企业所受审查最相关、最客观、最切实的体现，同时也避免了衡量事前美国环保署审查时固有的挑战和主观性。

然而，实际检查和执法行动中一个潜在的担忧是，美国环保署可能更倾向于将目标锁定在那些环境影响较大或环境表现较差的企业。文章运用了多种计量经济学技术和分析方法来缓解这一选择偏差问题，相关内容将在后续章节中讨论。

（四）描述性统计

表2面板A提供了描述性统计结果。样本企业的平均企业总资产为95亿美元，拥有四个业务板块，杠杆率为22.8%，这表明样本具有代表性，能够反映上市公司的总体特征。环境信息披露的均值为0.223，有11.8%的观测值曾受到美国环保署的审查。面板B展示了Fama-French的12个行业分布情况。化工、制造业和能源行业的环保署审查比例最高（分别为41.1%、19.9%和19.1%），这反映了这些行业对环境的敏感度较高。不过，大多数行业的环保署审查比例介于10%到20%之间。表3列出了成对相关系数。环保署审查与环境信息披露和亏损呈负相关，但与环境问题、企业规模、杠杆率、有形资产、业务板块数的自然对数以及海外业务呈正相关。与环境信息披露呈负相关、与环境问题呈正相关的这一发现初步支持了第一个假设，即在环保署审查的影响下，管理者会减少信息披露，而分析师则会提出更多有关环境的问题。

表2 描述性统计

表3 成对相关系数 

四、实证分析

（一）环保署审查与环境披露

1、环保署审查：实证方法论

文章采用式1中提出的模型，研究了环境监管审查与财报电话会议中自愿性环境信息披露之间的关系。

在该模型中，Env Disclosure是关键的被解释变量，衡量了企业在业绩电话会议“陈述环节”中与环境相关词汇的占比，有效捕捉了管理层主动披露的意愿。核心解释变量EPA Scrutiny是一个虚拟变量，若企业在上一财年经历了EPA的检查或执法行动，则取值为1，否则为0。为了控制其他潜在影响因素，模型纳入了包括企业规模、资产负债率、盈利能力、研发强度、业务复杂度等控制变量。为增强结论的可靠性，研究分别采用了行业与年份双固定效应和企业与年份双固定效应两种模型设定进行估计。前者主要控制不随时间变化的行业特征和年度宏观冲击，后者则能进一步控制企业自身不随时间改变的固有特质，是对内生性问题更强有力的控制。

此外，文章还注意到，先前的研究表明，滞后一段时间的美国环保署行动与更好的环境绩效相关，这可能会导致低估环境绩效的负面影响。尽管如此，作者也用 Refinitiv’s environmental score来估计方程 1，以直接控制业绩，尽管这会减少样本量。

2、环保署审查：实证结果

表4展示了环境监管审查与环境信息披露之间关系的估计结果。第1列呈现了采用行业和年份固定效应估计方程1的结果。EPA审查系数显著为负（β1 = −0.048，p < 0.01），表明经EPA审查的企业，其环境信息披露明显较低。第2列表明，当模型中纳入年份和企业固定效应时，EPA审查系数仍显著为负（β1 = −0.041，p < 0.01）。在第3和第4列中，我控制了环境绩效后重新估计了方程1，得到了类似的结果。这些结果具有经济意义，相当于相对于样本均值，信息披露减少了约18%（−0.041/0.223）。

其他自变量总体上与预期一致。例如，第3列和第4列中关于有形资产的显著正系数表明，环境敏感型企业更倾向于进行信息披露（Li等，1997）。第1列和第3列中关于市净率的显著负系数则暗示，知识资本会抑制信息披露。第3列中关于环境绩效的显著正系数与业绩与信息披露之间存在正相关关系相吻合（Verrecchia，1983）。而在第4列中，该变量的系数不显著，这表明正如先前研究所指出的那样，公司固定效应已捕捉了环境绩效中的大部分变异。

一种可能的解释是，受到审查的公司会减少信息披露，以避免投资者的负面关注。为评估这一可能性，作者发现没有证据表明存在基于投资者成熟度的差异化效应，这与投资者关注渠道不符（未列出）。总体而言，表4中的结果与以下观点一致：公司通过在电话会议中限制环境信息披露来应对环保署的审查。

表4 环保署审查与自愿性环境信息披露

（二）董事的环境专业知识

文章的第二个假设预测市，对于那些董事具备环境专业知识的企业而言，环境监管审查与信息披露之间的负相关关系会有所缓解。为了检验这一预测，作者从BoardEx获取了企业董事的任职和教育背景数据，并创建了一个指示变量，若企业有一位环境专家董事则取值为1，否则为0。我将董事归类为环境专家，如果他们的任职或教育背景中包含以下至少一个关键词：“环境”、“工程顾问”、“科学顾问”、“气候变化”、“温室”、“污染”、“有毒”或“危险”。作者将样本中的15677个观测值与BoardEx进行了关联。其中，有14.1%的企业在上一年度时拥有一位环境专家董事。在所有独特的董事中，有9.6%的人曾直接供职于美国环保署，46.4%的人曾在其他环境合规岗位上工作过，另有20.7%的人拥有博士学位（未列出）。

表5A栏展示了对式进行估计的结果，该估计基于将样本按环境专家进行划分。与文章的主要结果一致，对于没有专家董事的公司，EPA审查系数显著为负（第1列中β1 = −0.045，p < 0.01；第2列中β1 = −0.036，p < 0.01）。然而，第3和第4列显示，对于其董事具有环境专业知识的公司子样本，EPA审查系数并不显著（分别为β1 = −0.031和β1 = −0.010）。作者检验了两个子样本之间EPA审查系数差异的统计显著性，发现系数存在显著差异（在控制行业固定效应时，p < 0.01；在控制公司固定效应时，p < 0.05；未列出）。B栏表明，在模型中加Env Performance后，结果类似。一个潜在的担忧是，拥有环境专家的公司可能不太容易受到美国环保署的审查。然而，作者观察到，在拥有（或不拥有）环境专家董事的公司子集中，美国环保署审查的平均值分别为0.18（0.11），这缓解了人们的担忧，即由于审查频率较低或缺乏影响力，拥有专家董事的公司所受的美国环保署审查并不显著。

总体而言，表5中的结果表明，专家董事有助于在环保署审查面前维持信息披露的透明度。这一检验还缓解了内生性问题，因为遗漏变量不仅需要解释文章的主要研究结果，还必须在各子样本中呈现出可预测的变化。此外，尽管专家董事能够应对环保署调查带来的惩罚威胁，但他们不太可能系统性地改变企业激励机制，以引导投资者关注这种审查，这表明环保署在所观察到的结果中发挥了关键作用。

表5 董事环境专业知识的调节作用

（三）稳健性检验

1、 针对遗漏变量偏误的检验

文章通过实施奥斯特的比率系数检验（2019），评估了研究的结果对遗漏相关变量的敏感性。该检验量化了所有未观测因素导致EPA系数显著性降低所需的偏差大小。比率系数δ将这一阈值偏差与模型中所有已观测协变量的多变量影响进行了对比。文章发现，当使用企业和年份固定效应估计方程1时，δ的值为5.19，这表明，要推翻文章的研究结果，未观测混杂因素的重要性必须超过已观测因素的五倍以上。此外，文章还通过评估混杂变量的影响阈值来补充这一检验，文章发现，该阈值的绝对值大于企业规模的影响，进一步表明潜在混杂因素不太可能解释文章的研究结果（p > 0.05；未列出）。

2、 环境信息披露的替代衡量指标及其他稳健性检验

文章进行了补充的稳健性检验，以佐证主要发现的有效性。首先，作者在另一种自愿披露情境8-K盈利公告下评估了研究的结果。先前的研究表明，这些文件中的披露为市场参与者提供了有用的信息，并且具有显著的自主性成分。重要的是，与事件触发型披露不同，盈利公告是计划好的、定期的披露事件。因此，这些文件中披露的差异主要反映了管理者的披露动机。作者使用了Bentley等人分享的URL列表（2018）来识别8-K申报文件中包含业绩公告，从美国证券交易委员会EDGAR网站抓取这些申报文件，并用Python处理其内容。作者构建了两个新的环境信息披露指标：（1）EA 环境披露，该指标采用与文章的主要信息披露指标相同的方法，捕捉 8-K 业绩公告中的环境信息披露；（2）EA 环境定量，该指标捕捉这些申报文件中定量化的环境信息披露。表6展示了本次分析的结果，并附有详细的变量定义。与文章的主要发现一致，EPA 审查系数在两个8-K环境信息披露指标中均显著为负，这缓解了人们对文章推论仅适用于电话会议的担忧。

表6替代设定：收益公告中的环境披露

文章还验证了，本文的结果对一种替代性披露度量方法具有稳健性，该方法使用了针对黄等人识别ESG披露而微调的深度学习算法FinBERT。为了开发这一度量方法，作者分析了电话会议演示部分中与环境二元组匹配的句子语料库，并仅保留那些被FinBERT归类为环境句的句子。文章以同时满足二元组和FinBERT识别标准的环境句数量除以电话会议总句数得到的比率作为因变量，发现结果稳健（未列出表格）。

最后，在未列入表格的分析中，作者证实，剔除在EPA审查中没有变化的企业、公用事业公司以及未进行环境信息披露的观测值后，结果依然稳健，从而缓解了人们对样本中存在系统性差异的担忧。这些结果对熵平衡和倾向得分匹配也具有稳健性，进一步缓解了选择偏差问题。

五、进一步分析

（一）内生性检验

为缓解与实际检查和执法行动相关的选择及其他潜在内生性问题，作者在主要分析中采用接近国会选举作为预期环境监管审查的准外生冲击。接近国会选举之所以适用于此目的，主要有两个原因。首先，已有研究表明，诸如恶劣天气等随机因素会影响接近选举的结果，这对识别的有效性至关重要。其次，国会议员通过影响美国环保署的预算和领导层任命，对环境监管审查具有重要影响力。美国环保署依赖国会提供资源，因此有动机迎合民选官员，这使得议员能够左右环保署在其所在州的活动。先前的研究发现，各州之间环保署的审查力度存在显著差异；民主党人对环境问题的容忍度远低于共和党人；而且，在民主党以微弱优势获胜后，环保署采取行动的风险明显升高，从而形成了预期审查力度的准外生变化。

本文从众议院书记处获取了选举数据，并根据先前的研究，仅纳入了胜选margin为 2.5% 或更小的选举，以识别出势均力敌的选举。方程2给出了模型的具体形式：

处理指标是民主党Democrat，在一家公司总部所在州的选举周期内，若多数接近选举结果倾向于民主党候选人，则取值为1，否则为0。Post在接近选举前（后）的一年内取值为0（1）。控制变量与上文分析中所用的变量相同。在验证测试中，作者发现，在国会选举结果接近胶着的情况下，民主党获胜后，美国环保署的审查力度显著增强（p < 0.05），这证实了这一识别策略的有效性（未列出）。

式（2）中的设定利用了预期环境监管审查的准外生变化，仅聚焦于票数差距较小的选举。这些选举并不受普遍选民信念等因素的影响，因此该设计有助于创造出“仿佛”随机的处理分配变异。然而，这一检验可能会忽略那些以较大优势当选的候选人的有用信息。为了对推断进行三角验证，作者基于当选官员的环境态度探究了处理效应的异质性。作者从保护选民联盟的全国环境评分卡中获取了每位国会议员所支持的环境法案比例的数据，并单独考察了那些在选举后全州范围内对环境法案支持度上升的接近选举。其背后的直觉是：民主党在接近选举中的胜利主要会引发对监管审查的担忧，因为来自全州范围内的当选官员对环境问题的关注度更高。

表7的A面板展示了采用行业和年份固定效应（第1列）以及企业和年份固定效应（第2列）对式（2）进行估计的结果。与预期一致，民主党×后时期的系数在两种设定中均显著为负。B面板展示了按各州选举官员支持的环保法案比例变化对样本进行分组后的结果。与作者的预测一致，民主党×后时期的系数仅在州级国会支持环保法案增加且选举竞争激烈的子样本中显著。

总体而言，表7中的结果从两个方面强化了文章的推论。首先，基于环境监管审查预期变化（一般威慑）的接近选举检验，补充了文章基于实际检查与执法（具体威慑）的主要分析，证实了惩罚威胁正是文章研究结果背后的机制。其次，接近选举检验缓解了这样一种担忧：选择偏差或遗漏的相关变量可能同时解释了文章主要分析中实际的美国环保署审查以及环境信息披露的减少（例如，美国环保署可能针对表现较差的企业，而这些企业整体上可能会减少信息披露）。要解释文章的发现，遗漏变量不仅需要能够解释H1和H2的结果，还必须与接近选举的时间点相关，并产生基于接近选举结果和州级环境监管严格程度变化的差异效应。

表7  接近国会选举作为对预期环保署审查的冲击

（二）异质性检验

为进一步佐证文章的研究发现，作者考察了美国环保署审查力度的差异并预期，当美国环保署的审查力度加大时，其与环境信息披露之间的关系将更加负面。文章通过两种方式检验这一预测。首先，由于执法行动比检查施加的惩罚威胁更大，文章分别考察了美国环保署的检查和执法行动，并将其与所有未受审查的观测值进行对比。表8面板A展示了相关结果。第1和第2列显示了仅以执法行动作为美国环保署审查指标时的分析结果，其中排除了曾接受检查但未受到执法行动的企业观测值。第3和第4列则展示了仅以检查作为美国环保署审查指标时的结果，同时排除了执法行动。尽管执法行动和检查均与环境信息披露显著且呈负相关，但执法行动的影响强度明显增强。稳健的检查结果进一步缓解了内生性问题，因为不可预测的检查是限制企业规避策略所必需的。

第二，文章采用哈桑等人开发的环境政治风险指标（Env PRisk）进行了横截面分析。Env PRisk反映了管理者所感知的环境监管风险，其计算方法是基于电话会议中出现的与“风险”或“不确定性”等词汇相近的政治关键词的比例。表8面板B中的结果表明，美国环保署的审查主要抑制了那些环境政治风险暴露程度较高（高于中位数）的企业进行环境信息披露。这一证据证实了以下观点：在遭遇美国环保署审查后出现的信息披露摩擦，是由监管环境中固有的感知风险驱动的，而非由独立因素所致。

表8 美国环保署审查的严格程度与自愿性环境信息披露

（三）机制检验

文章的主要研究结果表明，美国环保署的审查限制了电话会议中的自愿环境信息披露，这支持了审查会带来专有披露成本这样一种观点。然而，另一种解释是，美国环保署的审查减少了漂绿行为，即企业就其可持续发展承诺作出无事实依据或虚假陈述的做法。为了区分这两种解释，作者考察了美国环保署的审查是否限制了电话会议中的定量环境信息披露。

尽管ESG披露文献在如何衡量披露质量方面鲜有指导，但定量信息被广泛视为高质量环境信息披露的一项关键属性。定量披露比定性披露更客观、更具体、更可验证，从而提高了其在环境风险评估中的实用性。因此，研究构建了一项替代性披露指标——环境定量披露（Env Quantitative），旨在精确衡量企业在业绩电话会议中所披露的、包含具体数值信息的环境相关内容的程度

继坎贝尔等人（2021）之后，作者通过搜索以空格或美元符号开头的数字来识别定量披露信息，但不包括日期。作者还识别包含数字术语的句子，例如“百万”，或度量单位，例如“英尺”、“瓦特”和“英里”。然后作者利用环境定量语句的数量，并将其与电话中总语句数量进行标准化，构建Env定量指标。

 表9展示了以环境量化为因变量，对式1进行估计的结果。与H1和H2的主要检验结果一致，EPA审查的系数显著为负，且这种负向关系主要集中在没有环境专家董事的企业中。研究发现，EPA审查限制了环境量化信息披露，这与高质量信息披露减少的情况相符，而与审查主要减少漂绿行为的解释不符。

表9 环保署的审查与定量环境信息披露

（四）假设验证

接下来，文章验证了这样一个假设：近期的检查和执法行动与环保署获取更多公众信息相关联。为此，作者沿用了Bozanic等人(2017)的做法，利用“whois”查询工具获取环保署拥有的IP地址。借助这些IP地址，作者分析了美国证券交易委员会从2004年至2017年的服务器日志文件，并创建了两个指示变量：EPA下载(EPA 8-K 下载)等于1，如果环保署在当年至少下载了一家公司的10-K（8-K）报告；否则为0。此外，作为一项虚假检验，作者还考察了环保署的审查是否引发了美国国税局更高的关注。作者从Bozanic等人(2017)处获得了美国国税局下载的相关数据，并创建了一个指示变量IRS下载，如果美国国税局在当年下载了该公司的10-K报告，则该变量取值为1，否则为0。文章采用式3中的逻辑回归模型进行估计。

下载来源为美国环保署下载、美国环保署8-K下载或美国国税局下载。作者采用式 1中的所有控制变量对模型进行估计。表10列出了逻辑回归的系数。当以美国环保署下载为因变量时，美国环保署审查的系数显著为正（第1和第2列中p < 0.01）。为了便于解释，作者计算了优势比，发现不含（含）固定效应的模型中，优势比分别为2.968（2.056），这表明经过审查的企业向美国环保署提交10-K报告的可能性大约高出197%（106%）（未列出）。当以美国环保署8-K下载为因变量时，第3和第4列的结果在统计学上和经济上均相似；而在以美国国税局下载为因变量的第5和第6列的验证检验中，该系数则不显著。尽管文章无法直接观察美国环保署何时关注电话会议，但是关于8-K下载的证据尤其相关，因为公司通常会在这些文件中发布电话会议的详细信息。

表10 环保署对受审查企业的关注

六、研究结论

文章探讨了美国环保署的监管审查是否限制了市场主体的自愿环境信息披露。与环保署审查引发披露摩擦这一观点一致，作者发现在电话会议中，环保署审查与环境信息披露之间存在显著的负相关关系。这种负相关关系主要集中在那些董事缺乏环境专业知识的企业中，这表明具备专业知识的董事可能有助于在环保署审查下维持信息披露。在额外的分析中，作者以国会选举结果接近为冲击变量，来衡量预期的环境监管审查强度，并得到了一致的结论。此外，作者还发现，受到审查的企业所作的环境信息披露中包含的定量细节更少，这与信息披露质量的下降相一致。

虽然多项测试证实了文章的结论，但这些发现仍存在一些局限性。威慑理论为专有成本的作用提供了理论基础，但这并不排除其他信息披露摩擦也可能发挥作用的可能性。此外，由于专有成本本质上是不可观测的，确定与美国环保署审查相关的直接和间接潜在成本的具体数额超出了本研究的范围。最后，尽管对一般威慑的测试验证了作者的发现，但这些结果主要适用于电话会议背景下的特定威慑情形，可能并不适用于面向不同受众的场景。

在考虑这些注意事项的前提下，本研究拓展了我们对美国环保署审查后果的理解，并推动了环境信息披露领域的文献发展。值得注意的是，研究结果表明，美国环保署的审查可能会无意中限制环境信息的流动，这一问题尤为重要，因为当前投资者对环境信息披露的需求日益增长，而美国证券交易委员会也正持续努力提升环境透明度。通过揭示阻碍信息流动的摩擦因素，文章的研究提供了有益见解，有助于指导美国证券交易委员会推动向投资者披露更全面、更有价值的环境信息。

Abstract

Market participants have called on the SEC to address the lack of disclosures about firms’ environmental impacts, investments, and exposures. However, the frictions that obstruct the flow of environmental information are not well understood. I shed light on these frictions by examining whether scrutiny by the Environmental Protection Agency (EPA) restricts the firm’s voluntary environmental disclosures in earnings conference calls. Consistent with the notion that EPA scrutiny gives rise to disclosure frictions, I find a negative relation between EPA scrutiny and the environmental disclosures of scrutinized firms. This negative relation is concentrated among firms without environmental expert directors, suggesting that environmental governance mitigates the chilling effect of EPA scrutiny. In terms of disclosure quality, I show that environmental disclosures include fewer quantitative details under EPA scrutiny. Collectively, these findings provide insights into the frictions that restrict the flow of environmental information to market participants, an important issue given the SEC’s efforts to improve current disclosure practices.

原文地址：https://doi.org/10.1007/s11142-025-09901-8