李少林，楊文彤

東北財(cái)經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025

作為企業(yè)主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任和公眾參與環(huán)境治理的重要制度安排，環(huán)境信息披露從污染源主體到監(jiān)管部門和社會(huì)感知之間建立了信息銜接和反饋機(jī)制，自2007 年以來，我國(guó)陸續(xù)出臺(tái)和實(shí)施《環(huán)境信息公開辦法(試行)》《企業(yè)事業(yè)單位環(huán)境信息公開辦法》等政策措施；2015 年，《中華人民共和國(guó)環(huán)境保護(hù)法》以法律形式規(guī)定重污染企業(yè)公開具體的環(huán)境信息且提高相關(guān)披露要求；2020 年3 月，《關(guān)于構(gòu)建現(xiàn)代環(huán)境治理體系的指導(dǎo)意見》將健全排污企業(yè)信用體系和完善強(qiáng)制性環(huán)境信息披露制度作為重點(diǎn)任務(wù)；2020年12 月，中央全面深化改革委員會(huì)會(huì)議審議通過《環(huán)境信息依法披露制度改革方案》，進(jìn)一步從國(guó)家頂層設(shè)計(jì)高度將環(huán)境信息披露提升到生態(tài)文明制度體系建設(shè)層面，從企業(yè)、管理、監(jiān)督等視域進(jìn)行了充分優(yōu)化，為打贏污染攻堅(jiān)戰(zhàn)奠定了堅(jiān)實(shí)的制度保障.

在環(huán)境信息披露制度日臻完善形勢(shì)下，我國(guó)二氧化硫排放總量由2016 年的854.9×104t 降至2019 年的457.3×104t，取得了較好的綠色發(fā)展成效.然而《中國(guó)上市公司環(huán)境責(zé)任信息披露評(píng)價(jià)報(bào)告(2019 年)》認(rèn)為，“污染排放披露情況”指標(biāo)的得分率不足10%，生態(tài)環(huán)境部因?yàn)榄h(huán)保問題通報(bào)處罰多家上市公司，《A 股ESG 評(píng)級(jí)分析報(bào)告2020 年》(ESG 代表環(huán)境、社會(huì)和公司治理)的數(shù)據(jù)顯示，2012 年6 月—2020年6 月，1 293 家上市公司涉及ESG 風(fēng)險(xiǎn)事件，其中的環(huán)境類風(fēng)險(xiǎn)事件高達(dá)8 447 件，比重高居首位，達(dá)到43%，在一定程度上表明環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)完整性與數(shù)據(jù)質(zhì)量仍存在較大的提升空間.這就引發(fā)一系列值得深入探討的問題：環(huán)境信息披露制度改革對(duì)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的效應(yīng)如何？其背后的作用機(jī)制是什么？不同地區(qū)之間存在怎樣的異質(zhì)性？該文就環(huán)境信息披露制度改革對(duì)于倒逼城市綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的效能不足、環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)完整性和數(shù)據(jù)質(zhì)量不高的現(xiàn)實(shí)難點(diǎn)問題，基于漸進(jìn)雙重差分模型(漸進(jìn)DID 模型)對(duì)環(huán)境信息披露制度改革的綠色全要素生產(chǎn)率影響進(jìn)行測(cè)度，為識(shí)別環(huán)境信息披露制度改革的傳導(dǎo)機(jī)制和效果、進(jìn)一步優(yōu)化環(huán)境信息披露制度改革與提升綠色全要素生產(chǎn)率提供實(shí)證依據(jù)及政策啟示.

環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)的誘發(fā)機(jī)制和作用效果，直接關(guān)乎環(huán)境信息披露制度紅利的發(fā)揮.環(huán)境信息質(zhì)量影響人類健康效益[1-2]、經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型[3]及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展均衡性[4]等方面，近年來引發(fā)國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)環(huán)境制度研究的重視.環(huán)境污染治理由于受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[5]、技術(shù)創(chuàng)新[6-7]、政府監(jiān)管[8]、外商投資[9-10]、城市規(guī)模[11]及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平[12]等方面的綜合影響，導(dǎo)致企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量存在地域性[13].環(huán)境信息披露制度作為對(duì)企業(yè)環(huán)境行為的“問責(zé)制”，影響政企關(guān)系融洽程度[9]，能夠降低企業(yè)與政府環(huán)境治理之間的信息不對(duì)稱問題[14]，影響綠色創(chuàng)新水平的提升[15]與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型[16].目前而言，我國(guó)環(huán)境信息披露程度總體一般[17]，基于利益考慮，高污染企業(yè)傾向于選擇性披露環(huán)境信息，而政府具有更為強(qiáng)烈的環(huán)境信息披露意愿，能夠通過環(huán)境規(guī)制手段規(guī)范企業(yè)環(huán)境信息披露行為[18].

但也有研究[19]指出，政府環(huán)境規(guī)制手段對(duì)企業(yè)而言，會(huì)引起企業(yè)污染行為轉(zhuǎn)變，逃避環(huán)境規(guī)制.環(huán)境信息披露制度能夠在一定程度上規(guī)范企業(yè)環(huán)境信息披露范圍與環(huán)境信息披露質(zhì)量，提高政府環(huán)境規(guī)制效率[20-21].但是政府迫于財(cái)政壓力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素，很可能傾向于降低污染治理的強(qiáng)度[22]，而公眾環(huán)保意識(shí)的提高以及對(duì)污染問題的反饋，能有效監(jiān)督政府與企業(yè)的環(huán)境行為[23-24].除此之外，政府與各方利益相關(guān)者的互動(dòng)能夠促進(jìn)污染企業(yè)綠色創(chuàng)新，否則，即使政府擁有高度權(quán)力，沒有各方利益相關(guān)者的互動(dòng)配合，企業(yè)污染治理效率也難以提高[25-26].環(huán)境污染治理需要各方配合[27]，而環(huán)境信息披露制度作為對(duì)企業(yè)、政府等各方環(huán)境行為規(guī)范的相關(guān)立法補(bǔ)充，能夠有效提高污染治理效率[28-29].以上國(guó)內(nèi)外研究豐富了環(huán)境信息披露制度改革的理論與實(shí)證體系，但大多都是針對(duì)企業(yè)的績(jī)效、環(huán)境責(zé)任、技術(shù)發(fā)展傾向以及政府環(huán)境規(guī)制等方面的研究，國(guó)內(nèi)關(guān)于環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的研究還在探索發(fā)展階段，主要關(guān)注企業(yè)或政府行為主體，污染指標(biāo)較為單一，這類研究將個(gè)體環(huán)境行為從城市綠色發(fā)展整體當(dāng)中分離出來，忽略了環(huán)境信息披露制度改革對(duì)整個(gè)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境發(fā)展等多因素的綜合作用測(cè)度和內(nèi)在機(jī)制分析.

基于2008 年開始實(shí)施的《環(huán)境信息公開辦法(試行)》，公眾環(huán)境研究中心(Institute of Public and Environmental Affairs,IPE)與自然資源保護(hù)委員會(huì)(National Resource Defence Council,NRDC)評(píng)價(jià)了113個(gè)城市污染源監(jiān)管信息公開狀況，明確了城市環(huán)境信息披露制度改革的基準(zhǔn)線，隨后經(jīng)歷了2013 年城市擴(kuò)容.鑒于此，該研究以253 個(gè)地級(jí)及以上城市為研究樣本，利用夜間燈光數(shù)據(jù)將能源消費(fèi)量這一評(píng)估綠色發(fā)展的重要指標(biāo)納入綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度當(dāng)中，考慮非期望產(chǎn)出與規(guī)模報(bào)酬可變形式，以SBM 模型與Malmquist-Luenberger 指數(shù)測(cè)度1998—2018 年綠色全要素生產(chǎn)率，基于我國(guó)環(huán)境信息披露制度改革實(shí)踐，將杭州至各城市球面距離作為環(huán)境信息披露制度改革的工具變量和安慰劑檢驗(yàn)，在剔除其他干擾政策等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，運(yùn)用漸進(jìn)DID 模型對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響進(jìn)行測(cè)度，并進(jìn)一步分析其作用機(jī)制，此外，分別考察了不同地區(qū)、不同對(duì)外開放水平的異質(zhì)性效應(yīng)，以期為評(píng)估環(huán)境信息披露制度紅利和推進(jìn)制度改革提供參考.

1 實(shí)證設(shè)計(jì)

1.1 實(shí)證模型

1.1.1 基準(zhǔn)回歸模型

參考Beck 等[30]的研究策略及設(shè)計(jì)思路，該文所用的漸進(jìn)DID 模型如式(1)所示.

式中：GTFPi,t表示i城市第t年的綠色全要素生產(chǎn)率；Di,t表示核心解釋變量；CONTROL 表示一系列控制變量；γi、δt分別表示年份固定效應(yīng)與城市固定效應(yīng)；εi,t表示隨機(jī)干擾項(xiàng)；α1表示常數(shù)項(xiàng)；α2表示環(huán)境信息披露制度改革帶來的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)的評(píng)估系數(shù)，其為核心解釋變量系數(shù)，若α2＞0 且在統(tǒng)計(jì)上顯著，則表明環(huán)境信息披露制度改革能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升；α3表示控制變量系數(shù).漸進(jìn)DID模型中的部分樣本城市在不同時(shí)間節(jié)點(diǎn)分批進(jìn)入試驗(yàn)組，若城市i在第t年屬于試驗(yàn)組城市，則D=1；若城市i在第t年屬于對(duì)照組城市，則D=0.

1.1.2 機(jī)制分析模型

環(huán)境信息披露制度改革對(duì)機(jī)制變量影響評(píng)價(jià)的模型如式(2)所示，環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響測(cè)度的機(jī)制分析模型如式(3)所示.

式中：ADJ 表示機(jī)制變量；β1、β2、β3分別表示常數(shù)項(xiàng)、核心解釋變量Di,t的系數(shù)和控制變量CONTROL 的系數(shù)，其中β2用以衡量環(huán)境信息披露制度改革對(duì)機(jī)制變量的影響程度；ADJ×Di,t表示機(jī)制變量與核心解釋變量的交互項(xiàng)；ρ1、ρ2、ρ3、ρ4、ρ5分別表示常數(shù)項(xiàng)、核心解釋變量Di,t的系數(shù)、機(jī)制變量與核心解釋變量的交互項(xiàng)ADJ×Di,t的系數(shù)、機(jī)制變量ADJ 的系數(shù)和控制變量CONTROL 的系數(shù)，其中ρ3用以衡量環(huán)境信息披露制度改革通過機(jī)制變量對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響程度.

式(1)～(3)的假設(shè)基礎(chǔ)一：較早與較晚進(jìn)入環(huán)境信息披露制度改革試驗(yàn)組的城市在環(huán)境信息披露制度改革之前的發(fā)展趨勢(shì)不應(yīng)當(dāng)存在系統(tǒng)性差異，亦即二者的發(fā)展趨勢(shì)基本一致，只有這樣才能認(rèn)為較晚進(jìn)入改革試驗(yàn)組的城市是較早進(jìn)入改革試驗(yàn)組城市的合適對(duì)照組，為此，2.1 節(jié)共同趨勢(shì)檢驗(yàn)驗(yàn)證了假設(shè)基礎(chǔ)一是成立的.假設(shè)基礎(chǔ)二：環(huán)境信息披露制度改革不受綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響，原因在于環(huán)境信息披露制度改革是源自部分企業(yè)瞞報(bào)、誤報(bào)污染排放信息，而不是基于考慮當(dāng)?shù)氐木G色全要素生產(chǎn)率，滿足漸進(jìn)DID 模型的適用性前提，為進(jìn)一步克服可能存在的內(nèi)生性問題，2.4.2 節(jié)工具變量檢驗(yàn)驗(yàn)證了假設(shè)基礎(chǔ)二是成立的.假設(shè)基礎(chǔ)三：環(huán)境信息披露制度改革的試驗(yàn)組選取具有隨機(jī)性，2.4.1 節(jié)安慰劑檢驗(yàn)驗(yàn)證了假設(shè)基礎(chǔ)三是成立的.假設(shè)基礎(chǔ)四：研究的時(shí)間區(qū)間不存在環(huán)境信息披露制度改革以外的其他政策干擾，為此，2.5 節(jié)穩(wěn)健性檢驗(yàn)分別剔除可能存在的政策干擾，進(jìn)而驗(yàn)證了假設(shè)基礎(chǔ)四是成立的.

1.2 變量設(shè)計(jì)

1.2.1 主要變量

1.2.1.1 綠色全要素生產(chǎn)率

基于考慮非期望產(chǎn)出的SBM 模型與Malmquist-Luenberger 指數(shù)模型，對(duì)1998—2018 年我國(guó)253 個(gè)地級(jí)及以上城市綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)進(jìn)行測(cè)度(見表1).勞動(dòng)、資本、能源投入分別使用單位從業(yè)人員(lnL)、資本存量(lnW)、能源消費(fèi)量(lnN)來衡量；期望產(chǎn)出利用地區(qū)生產(chǎn)總值(ln GDP)衡量，非期望產(chǎn)出為工業(yè)廢水(lnF)、工業(yè)二氧化硫(ln SO2)與工業(yè)煙塵(lnC)，由于非期望產(chǎn)出缺少2003 年之前相關(guān)數(shù)據(jù)，該文使用工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫進(jìn)行填充，分別使用四位數(shù)與六位數(shù)行政區(qū)劃代碼提取企業(yè)所在城市信息，剩余企業(yè)通過人工提取地名，利用天眼查、百度地圖等網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)搜索公司信息，歸類整理獲得各地級(jí)及以上城市的污染排放數(shù)據(jù).另外，根據(jù)各地級(jí)及以上城市夜間燈光數(shù)據(jù)所占全省(自治區(qū)、直轄市)燈光數(shù)據(jù)的比例作為能源消耗程度，與省級(jí)能源消費(fèi)量進(jìn)行匹配，獲得城市能源消費(fèi)量.其中，能源消費(fèi)量數(shù)據(jù)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，夜間燈光數(shù)據(jù)源于美國(guó)國(guó)家海洋與大氣管理局.

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 1 Descriptive statistical results of the main variables

1.2.1.2 核心解釋變量

2008 年，《環(huán)境信息公開辦法(試行)》正式實(shí)施，對(duì)政府、企業(yè)在環(huán)境信息披露方面的要求更加具體，環(huán)境信息披露制度在我國(guó)正式施行，與此同時(shí)，公眾環(huán)境研究中心與自然資源保護(hù)委員會(huì)共同開發(fā)污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)(Pollution Information Transparency Index,PITI)，該指數(shù)涵蓋污染源、清潔生產(chǎn)、企業(yè)環(huán)境行為等影響環(huán)境污染治理的細(xì)分指標(biāo)，據(jù)此從2008 年開始對(duì)113 個(gè)城市的污染源監(jiān)管信息公開狀況進(jìn)行初步評(píng)價(jià).其中，113 個(gè)城市中除110 個(gè)國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市外，還包括東莞市、鹽城市、鄂爾多斯市等3 個(gè)非國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市.2013 年，鎮(zhèn)江市、三門峽市、自貢市、德陽市、南充市、玉溪市、渭南市等7 個(gè)非國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市也被納入PITI 指數(shù)公開城市名單，截至目前，PITI 指數(shù)公開城市名單涵蓋120 個(gè)城市.該文借助PITI 指數(shù)分析環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，樣本中共包含118 個(gè)PITI 指數(shù)公開城市(缺失鄂爾多斯市和湘潭市數(shù)據(jù)).因此，將納入第一批、第二批PITI 指數(shù)公開名單城市的核心解釋變量(D)取值為1，否則取值為0.

1.2.2 其他變量與描述性統(tǒng)計(jì)

該文選取以1998 年為基期進(jìn)行指數(shù)平減得到的實(shí)際使用外商直接投資對(duì)數(shù)(ln FDI)、綠色創(chuàng)新強(qiáng)度(LC)、綜合創(chuàng)新強(qiáng)度(ZC)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比(DEP)、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比(DSP)、人口密度對(duì)數(shù)(ln PMD)、高等學(xué)校在校生占年末總?cè)丝诒戎?PXS)以及第二產(chǎn)業(yè)增加值占比(DE/GDP)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比(DS/GDP)、規(guī)模以上工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重(GY/GDP)、房地產(chǎn)投資與地區(qū)生產(chǎn)總值占比(PFDC)作為控制變量，因GY/GDP 缺失1998 年數(shù)據(jù)，所以樣本量為5 060.2.4.2 節(jié)使用的工具變量(IV)利用地理經(jīng)緯度計(jì)算得到杭州到其他252 個(gè)城市的球面距離數(shù)據(jù)，除綠色創(chuàng)新強(qiáng)度與綜合創(chuàng)新強(qiáng)度所需的專利授權(quán)總量、綠色發(fā)明專利數(shù)、發(fā)明專利授權(quán)量數(shù)據(jù)源于國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)以外，其他數(shù)據(jù)均源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》.

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

該文采取漸進(jìn)DID 模型考察環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，需滿足共同趨勢(shì)假設(shè)前提.該文共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)的基本邏輯：①按照2008 年和2013 年的時(shí)間節(jié)點(diǎn)分別將城市樣本中的第一批、第二批PITI 指數(shù)公開城市納入試驗(yàn)組，其余視為對(duì)照組.據(jù)此獲得PITI 指數(shù)公開之前不同組別綠色全要素生產(chǎn)率的變化情況(見圖1)，其中2008年、2013 年用虛線標(biāo)注以便于厘清各組變化.根據(jù)城市PITI 指數(shù)公開時(shí)間劃分為三類：第一類是從未納入PITI 指數(shù)公開名單的城市，G(分組虛擬變量)=0；第二類是2008 年P(guān)ITI 指數(shù)公開名單的城市，G=1；第三類為2013 年P(guān)ITI 指數(shù)公開名單的城市，G=2.②在滿足綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)與環(huán)境信息披露制度改革之前保持一致的前提下，利用固定效應(yīng)模型控制個(gè)體效應(yīng)，加入上述一系列控制變量，在排除其他干擾環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色發(fā)展效果的評(píng)估因素后，最終獲得環(huán)境信息披露制度改革帶來的綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì).由圖1 可見，PITI 指數(shù)公開之前(2008 年)，第一批試驗(yàn)組(G=1)與對(duì)照組(G=0)的綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)一致，第一批試驗(yàn)組與第二批試驗(yàn)組(G=2)綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)也基本一致.2008 年后，第一批試驗(yàn)組與第二批試驗(yàn)組和對(duì)照組綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)存在明顯不同.2013 年后，第二批試驗(yàn)組與對(duì)照組綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)也存在明顯不同.因此，可以判斷得出滿足共同趨勢(shì)假設(shè)前提.

2.2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果分析

由表2 可見，模型1 的核心解釋變量D的系數(shù)在1%水平上顯著為正，在納入控制變量后，模型2的核心解釋變量D系數(shù)為0.347 1，解釋能力略有提升，顯著性水平不變，環(huán)境信息披露程度每增加1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(核心解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差為0.062 7)，綠色全要素生產(chǎn)率提升0.021 8，這說明環(huán)境信息披露制度改革能夠增強(qiáng)對(duì)污染源頭的治理，對(duì)城市綠色發(fā)展具備顯著正向效應(yīng).考慮國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市類型的影響因素，設(shè)置國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市類型的虛擬變量(TYPE)，若該城市為國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市，TYPE=1，反之為0.通過核心解釋變量D與TYPE 交互項(xiàng)(D×TYPE)的系數(shù)，衡量試驗(yàn)組中的國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)程度.如模型3、模型4 所示，無論是否加入控制變量，該文關(guān)注的D×TYPE 系數(shù)皆在1%水平上顯著為正，表明在環(huán)境信息披露制度改革下，國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)更強(qiáng)，對(duì)環(huán)境信息披露制度改革的反應(yīng)更敏感.

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果Table 2 Benchmark model regression results

2.3 環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

通過共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)是漸進(jìn)DID 模型成立的基本條件.為更好地顯示制度改革的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，參考Beck 等[30]做法，將2008 年、2013 年作為前后兩批次環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響進(jìn)行加權(quán)處理后界定的綜合改革元年，得到距離第一次環(huán)境信息披露制度改革之前的第1～15 年的時(shí)間虛擬變量(a)，以及環(huán)境信息披露制度改革之后的第1～10 年的時(shí)間虛擬變量，對(duì)照組城市由于一直沒有被納入PITI 指數(shù)公開名單，將其時(shí)間虛擬變量賦值為0，以估計(jì)環(huán)境信息披露制度改革下綠色全要素生產(chǎn)率的年均值，經(jīng)過縮尾處理，獲得環(huán)境信息披露制度改革前后10 年的時(shí)間虛擬變量.以初始的PITI指數(shù)公開前的第10 年作為基期，每隔兩年形成核心解釋變量D與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，加入控制變量，這樣不同批次的試驗(yàn)組與對(duì)照組獲得距離環(huán)境信息披露制度改革實(shí)施前的第a年(a=—8、—6、—4、—2)、改革元年(a=0)以及實(shí)施后的第a年(a=1、3、5、7、9)的綠色全要素生產(chǎn)率年均值，結(jié)果如圖2 所示.環(huán)境信息披露制度的綜合改革元年為0，以虛線標(biāo)出，在環(huán)境信息披露制度改革之前，綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)并不顯著，環(huán)境信息披露制度改革之后的第1 年和第9 年，綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)變得顯著，通過漸進(jìn)DID 模型和事件研究法相結(jié)合的檢驗(yàn)方式，證明了共同趨勢(shì)假設(shè)的成立，表明環(huán)境信息披露制度改革存在持續(xù)顯著的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng).

2.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

2.4.1 安慰劑檢驗(yàn)

PITI 指數(shù)公開城市由IPE 與NRDC 選擇，為剔除環(huán)境信息披露制度改革以外的其他內(nèi)生性因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的干擾，該文對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn).從原始數(shù)據(jù)中提取核心解釋變量(D)，利用計(jì)算機(jī)隨機(jī)打亂組合，形成新的核心解釋變量，再與剔除核心解釋變量之后的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行隨機(jī)匹配，獲得新數(shù)據(jù)樣本，利用Stata16 軟件隨機(jī)抽取部分城市作為漸進(jìn)DID 模型中的試驗(yàn)組，其余作為對(duì)照組，重復(fù)抽樣1 000 次，如圖3 所示，核心解釋變量P值均在0.1 以上，且核心解釋變量整體平均值為—0.001 5，帶寬為0.222 1，與基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果系數(shù)相比近似于0，表明不存在其他內(nèi)生性因素影響結(jié)論穩(wěn)健性.

2.4.2 工具變量檢驗(yàn)

漸進(jìn)DID 模型應(yīng)用假設(shè)基礎(chǔ)之一是試驗(yàn)組與對(duì)照組的選擇是完全隨機(jī)的，不受任何主觀因素干擾.鑒于PITI 指數(shù)公開城市名單中包含國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市，而國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市傾向于選擇環(huán)境污染較為嚴(yán)重地區(qū)的省會(huì)(首府)城市、沿海開放城市與重點(diǎn)旅游城市，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、環(huán)境治理等方面要求更為嚴(yán)格，導(dǎo)致其城市環(huán)境保護(hù)的積極效應(yīng)本身就更為顯著，試驗(yàn)組與對(duì)照組的選取很可能受這部分因素的內(nèi)生性干擾.

為進(jìn)一步克服試驗(yàn)組選取可能存在的內(nèi)生性問題，該文參考張勛等[31]關(guān)于工具變量的選取思想，認(rèn)為杭州到252 個(gè)城市的球面距離能夠很好地解釋數(shù)字網(wǎng)絡(luò)特點(diǎn)，與互聯(lián)網(wǎng)聯(lián)系深刻，環(huán)境信息披露制度改革主要就是通過數(shù)字網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)途徑提高公眾對(duì)企業(yè)、地區(qū)污染問題的重視，信息流通速度越快，地方企業(yè)、政府對(duì)地方環(huán)境污染信息披露的重視程度越高，環(huán)境信息披露制度改革對(duì)地方環(huán)境污染治理強(qiáng)度的倒逼作用越強(qiáng).選擇杭州到樣本中其余252 個(gè)城市的球面距離(IV)作為環(huán)境信息披露制度改革的核心解釋變量D的工具變量，加入控制變量后，第1 階段檢驗(yàn)中，將時(shí)間虛擬變量(TIME)與工具變量(IV)作交互項(xiàng)(TIME×IV)，替代現(xiàn)有核心解釋變量，將核心解釋變量D作為被解釋變量.第1 階段的檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)表明，TIME×IV 與D之間存在顯著相關(guān)性，工具變量IV 對(duì)內(nèi)生變量D的解釋力度較強(qiáng)，并且第1階段的弱工具變量檢驗(yàn)F值為128.06，顯著大于10，說明不存在弱工具變量問題，工具變量選取十分有效.第2 階段檢驗(yàn)結(jié)果的核心解釋變量系數(shù)為0.994 1，且在1%水平上顯著為正，表明在克服內(nèi)生性問題基礎(chǔ)上，環(huán)境信息披露制度改革能夠顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng).

表3 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Results of instrumental variable tests

2.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2007 年，我國(guó)決定進(jìn)行排污權(quán)交易試點(diǎn)，財(cái)政部、原環(huán)境保護(hù)部、國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)批復(fù)了天津市、河北省、山西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)等11 個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)開展排污權(quán)交易試點(diǎn)，參考史丹等[32]研究，將2008 年作為該政策實(shí)施的時(shí)間節(jié)點(diǎn)，為剔除排污權(quán)交易政策干擾，構(gòu)建排污權(quán)交易虛擬政策指標(biāo)PW，若樣本城市屬于11 個(gè)試點(diǎn)地區(qū)，則PW=1，否則PW=0；設(shè)置排污權(quán)交易時(shí)間虛擬指標(biāo)POST1，2008年后，POST1=1，否則POST1=0，以PW×POST1作為排污權(quán)交易政策效應(yīng)交互項(xiàng)來剔除該試點(diǎn)政策影響.由表4 可見，模型1 中環(huán)境信息披露制度改革所代表的核心解釋變量D與排污權(quán)交易核心交互項(xiàng)(PW×POST1)在1%水平上顯著為正，加入控制變量后，環(huán)境信息披露制度改革雖然受到排污權(quán)交易政策影響，導(dǎo)致模型2 中核心解釋系數(shù)D與基準(zhǔn)回歸結(jié)果略小，但不可否認(rèn)的是環(huán)境信息披露制度改革整體仍對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在積極效能.

表4 剔除干擾政策的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Robustness test results of interference elimination policy

此外，2012 年10 月，原環(huán)境保護(hù)部、國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)、財(cái)政部聯(lián)合印發(fā)《重點(diǎn)區(qū)域大氣污染防治“十二五”規(guī)劃》的通知中，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、大氣污染程度等影響大氣污染防治效果的各類因素進(jìn)行綜合考量，將北京市、天津市、河北省等19 個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)劃分為重點(diǎn)控制區(qū)與一般控制區(qū)，進(jìn)行差異化管控與針對(duì)性治污減排，其中，重點(diǎn)地區(qū)的環(huán)境準(zhǔn)入條件、行業(yè)污染物排放限值更為嚴(yán)苛，包含47 個(gè)城市，分別涵蓋京津冀地區(qū)、長(zhǎng)三角地區(qū)、珠三角地區(qū)、成渝地區(qū)及遼寧省等.將2013 年作為該政策實(shí)施的時(shí)間節(jié)點(diǎn)，為剔除此類政策干擾，設(shè)置該虛擬政策指標(biāo)DQ，若樣本城市屬于重點(diǎn)控制區(qū)，則DQ1=1，否則DQ1=0；若樣本城市屬于一般控制區(qū)，則DQ2=1，否則DQ2=0；設(shè)置《重點(diǎn)區(qū)域大氣污染防治“十二五”規(guī)劃》政策時(shí)間虛擬指標(biāo)POST2，2013 年后，POST2=1，否則POST2=0；以DQ1×POST2、DQ2×POST2分別作為《重點(diǎn)區(qū)域大氣污染防治“十二五”規(guī)劃》與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)來剔除重點(diǎn)控制區(qū)、一般控制區(qū)的政策影響.模型3、模型4 分別報(bào)告了重點(diǎn)控制區(qū)與一般控制區(qū)在加入控制變量之后，環(huán)境信息披露制度改革所帶來的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)存在地區(qū)差異性.模型5、模型6 報(bào)告了同時(shí)剔除排污權(quán)交易政策和《重點(diǎn)區(qū)域大氣污染防治“十二五”規(guī)劃》干擾以后的回歸結(jié)果，無論是否加入控制變量，環(huán)境信息披露制度改革均能顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng).

3 機(jī)制研究

3.1 傳導(dǎo)機(jī)制一

環(huán)境信息披露制度改革通過將企業(yè)污染物排放信息公開，倒逼了污染產(chǎn)業(yè)退出與清潔產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張，進(jìn)而從總體上帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，與此同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也將對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重要影響.因此，該研究將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)作為考察環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的機(jī)制變量.從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)維度(見表5)來看：模型1 顯示，當(dāng)被解釋變量為第二產(chǎn)業(yè)增加值占比(DE/GDP)時(shí)，核心解釋變量D在10%水平上顯著為負(fù)，表明環(huán)境信息披露制度改革降低了第二產(chǎn)業(yè)增加值占比；模型3 顯示，當(dāng)被解釋變量為規(guī)模以上工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重(GY/GDP)時(shí)，環(huán)境信息披露制度改革導(dǎo)致的第二產(chǎn)業(yè)增加值下降的主要原因來自于工業(yè)結(jié)構(gòu)的收縮；模型5 顯示，將第三產(chǎn)業(yè)增加值占比(DS/GDP)作為被解釋變量時(shí)，與第二產(chǎn)業(yè)相比，環(huán)境信息披露制度改革顯著提高了第三產(chǎn)業(yè)增加值占比；模型2、模型4、模型6 顯示，與第三產(chǎn)業(yè)比重較高地區(qū)相比，環(huán)境信息披露制度改革顯著抑制了工業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)比重較高地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng).

從就業(yè)結(jié)構(gòu)維度(見表5)來看：模型7 顯示，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比(DEP)作為被解釋變量時(shí)，環(huán)境信息披露制度改革導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)人員占比大幅下降；模型8 顯示，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比(DSP)作為被解釋變量時(shí)，環(huán)境信息披露制度改革對(duì)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比的影響較?。荒Ｐ? 顯示，將第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比(DSP)與核心解釋變量D作交互項(xiàng)時(shí)，環(huán)境信息披露制度改革導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比較大地區(qū)實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng).

表5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)作為機(jī)制變量的回歸結(jié)果Table 5 Regression results of industrial structure and employment structure as mechanism variables

3.2 傳導(dǎo)機(jī)制二

環(huán)境信息披露制度改革通過將企業(yè)污染信息公開，增加了企業(yè)生產(chǎn)成本，倒逼了污染產(chǎn)業(yè)進(jìn)行基于污染減排導(dǎo)向的綠色創(chuàng)新和研發(fā)新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)的綜合創(chuàng)新.因此，該研究將綠色創(chuàng)新強(qiáng)度和綜合創(chuàng)新強(qiáng)度作為考察環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的機(jī)制變量.該文將綠色發(fā)明專利占專利授權(quán)總量比例作為衡量綠色創(chuàng)新強(qiáng)度(LC)的指標(biāo)，將發(fā)明專利與實(shí)用新型專利之和占專利授權(quán)總量的比例作為衡量綜合創(chuàng)新強(qiáng)度(ZC)的指標(biāo)，分別代入1.1.2 節(jié)機(jī)制分析模型的式(2)中，結(jié)果如表6 所示.模型1、模型2 顯示，以綠色創(chuàng)新強(qiáng)度(LC)作為被解釋變量，無論是否加入控制變量，其核心解釋變量D的系數(shù)始終為負(fù)，但數(shù)值較小且不顯著；模型5、模型6 顯示，以綜合創(chuàng)新強(qiáng)度(ZC)作為被解釋變量，無論是否加入其他控制變量，其核心解釋變量D的系數(shù)始終在1%水平上顯著為正，表明環(huán)境信息披露制度改革能夠激發(fā)綜合創(chuàng)新強(qiáng)度提高.將綠色創(chuàng)新強(qiáng)度與核心解釋變量D作交互項(xiàng)后，模型3、模型4 顯示，無論是否加入控制變量，D×ADJ 系數(shù)在1%水平上始終顯著為正，表明環(huán)境信息披露制度改革能夠通過促進(jìn)綠色創(chuàng)新強(qiáng)度提高帶動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；以綜合創(chuàng)新強(qiáng)度與核心解釋變量D作交互項(xiàng)后，模型7、模型8 顯示，無論是否加入控制變量，表明環(huán)境信息披露制度改革能夠通過促進(jìn)綜合創(chuàng)新強(qiáng)度提高帶動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng).從綠色創(chuàng)新強(qiáng)度與綜合創(chuàng)新強(qiáng)度在實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)增長(zhǎng)方面的貢獻(xiàn)來看，將模型4 和模型8 中D×ADJ 的系數(shù)相除，得出在環(huán)境信息披露制度改革下，綠色創(chuàng)新強(qiáng)度機(jī)制變量對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為綜合創(chuàng)新強(qiáng)度機(jī)制變量貢獻(xiàn)度的85.2%.

表6 綠色創(chuàng)新強(qiáng)度與綜合創(chuàng)新強(qiáng)度作為機(jī)制變量的回歸結(jié)果Table 6 Regression results of green innovation intensity and comprehensive innovation intensity as mechanism variables

4 異質(zhì)性分析

4.1 地區(qū)異質(zhì)性

由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新水平存在較大的地區(qū)差異性，為針對(duì)性評(píng)價(jià)不同地區(qū)的環(huán)境信息披露制度改革影響，該研究結(jié)合3.1 節(jié)和3.2 節(jié)涉及的機(jī)制變量，對(duì)東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)進(jìn)行地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表7 所示.模型1、模型3、模型5 和模型7 表明：受環(huán)境信息披露制度改革影響，東北地區(qū)、東部地區(qū)并未表現(xiàn)出綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)，核心解釋變量的系數(shù)分別為—0.447 4 和—0.189 0；西部地區(qū)與中部地區(qū)具有積極的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)，核心解釋變量的系數(shù)分別為1.015 1、0.879 9，西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)更為顯著.這說明各地環(huán)境信息披露制度改革影響程度存在顯著地區(qū)性差異.

表7 地區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果Table 7 Regional heterogeneity analysis results

由于環(huán)境治理需要持續(xù)性的地方財(cái)政投入支持，不同地區(qū)財(cái)政壓力各有差異，環(huán)境信息披露制度改革下財(cái)政壓力如何影響綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，需進(jìn)一步研究.被解釋變量為一般公共預(yù)算收支差額與一般公共預(yù)算收入比值，用以衡量地區(qū)財(cái)政收支缺口，參考曹春方等[33]的方法，加入地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)(ln GDP)和房地產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重(PFDC)作為控制變量，剔除經(jīng)濟(jì)周期性影響，獲得各地區(qū)動(dòng)態(tài)財(cái)政壓力(CY)，回歸結(jié)果如表7 所示.模型2、模型4、模型6 和模型8 顯示，與地區(qū)異質(zhì)性有所區(qū)別，東北地區(qū)、東部地區(qū)中的財(cái)政壓力較大地區(qū)能夠顯著提高綠色全要素生產(chǎn)率，而西部地區(qū)、中部地區(qū)不顯著，可能的原因在于西部地區(qū)與中部地區(qū)作為欠發(fā)達(dá)地區(qū)，財(cái)政壓力并未產(chǎn)生倒逼綠色全要素生產(chǎn)率提升的效果.

4.2 對(duì)外開放水平異質(zhì)性

經(jīng)濟(jì)全球化背景下一國(guó)是否存在“污染避難所假說”，成為國(guó)內(nèi)外環(huán)境經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)問題之一.該文將衡量對(duì)外開放水平的指標(biāo)界定為是否屬于沿海地區(qū)的虛擬變量和實(shí)際使用外商直接投資規(guī)模變量，將樣本中所包含的天津市、上海市、杭州市、大連市等51 個(gè)沿海地級(jí)及以上城市劃分為沿海城市，將沿海城市所在省份的其他城市視為其他沿海地區(qū)，其余城市所在地區(qū)為非沿海地區(qū)，以考察對(duì)外開放水平的異質(zhì)性.

模型1、模型3(見表8)表明，環(huán)境信息披露制度改革對(duì)沿海城市(核心解釋變量系數(shù)為—0.351 1)、其他沿海地區(qū)(核心解釋變量系數(shù)為—0.401 0)均未起到積極的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)，相對(duì)于沿海城市，其他沿海地區(qū)的核心解釋變量系數(shù)與顯著性水平均較高，說明環(huán)境信息披露制度改革下，其他沿海地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的抑制效應(yīng)更為明顯；模型5 表明，非沿海地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)表現(xiàn)良好，說明在環(huán)境信息披露制度改革影響下，非沿海地區(qū)與其他沿海地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率存在較大的差異性.利用實(shí)際使用外商直接投資對(duì)數(shù)(ln FDI)作為城市對(duì)外開放水平的衡量指標(biāo)，與核心解釋變量作交互項(xiàng)，模型2、模型4 和模型6 顯示，對(duì)外開放水平對(duì)非沿海地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，而沿海城市與其他沿海地區(qū)的D×ln FDI 系數(shù)分別為—0.171 8、—0.295 3，并且都在1%水平上顯著相關(guān)，說明受環(huán)境信息披露制度改革影響，對(duì)外開放水平屬于抑制沿海地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要因素，將模型2 與模型4 的D×ln FDI 系數(shù)相減，得到其他沿海地區(qū)與沿海城市綠色全要素生產(chǎn)率的降幅差額為0.123 5.

表8 對(duì)外開放水平異質(zhì)性分析結(jié)果Table 8 Analysis results of heterogeneity of opening-up level

5 結(jié)論與建議

a) 環(huán)境信息披露制度改革存在顯著的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)，將顯著提升試驗(yàn)組綠色全要素生產(chǎn)率(0.347 1)，對(duì)國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效能更好.為強(qiáng)化環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的倒逼作用，應(yīng)注重制度落實(shí)過程中的監(jiān)管，提高環(huán)境信息透明度并接受公眾監(jiān)督，尤其是發(fā)揮國(guó)家環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市示范作用，并不斷對(duì)環(huán)境信息披露制度存在的問題進(jìn)行充分完善和分批次推廣至其他城市.

b) 環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用機(jī)制主要是通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)提高綠色全要素生產(chǎn)率；從靜態(tài)角度看，綠色創(chuàng)新強(qiáng)度占綜合創(chuàng)新強(qiáng)度的貢獻(xiàn)度為85.2%，從動(dòng)態(tài)角度看，環(huán)境信息披露制度改革能夠顯著提高城市綜合創(chuàng)新強(qiáng)度，但對(duì)綠色創(chuàng)新強(qiáng)度影響較弱.應(yīng)協(xié)同考慮環(huán)境信息披露制度改革對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及對(duì)綠色創(chuàng)新、綜合創(chuàng)新的影響，暢通環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的機(jī)制發(fā)揮.

c) 環(huán)境信息披露制度改革顯著提升了中部地區(qū)、西部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率，對(duì)東北地區(qū)、東部地區(qū)的影響不顯著；促進(jìn)了東北地區(qū)、東部地區(qū)中財(cái)政壓力較大地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；抑制了沿海城市、其他沿海地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，提高了非沿海地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率.應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)中部地區(qū)、西部地區(qū)環(huán)境信息披露制度改革，因地制宜，充分挖掘東北地區(qū)、東部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)潛力，提高沿海地區(qū)外商引資的環(huán)境準(zhǔn)入門檻，強(qiáng)化環(huán)境信息披露制度改革對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng).