环境信息公开对绿色发展效率的影响效应研究

刘传明

(中央财经大学 经济学院，北京 102206)

一、引言

“十四五”规划明确指出要完善生态环境公益诉讼制度，加大环保信息公开力度，加强企业环境治理责任制度建设，完善公众监督和举报反馈机制，引导社会组织和公众共同参与环境治理。环境信息公开是一种引导社会公众共同参与环境治理和环境监督的环境规制形式，旨在破解环境污染问题与绿色发展效率低下的两难困境，成为继命令型环境规制[1]和排污权交易[2]之后的第三种环境规制形式。那么，本文需要解决的问题是:环境信息公开是否提升了绿色发展效率? 环境信息公开对绿色发展效率影响的理论机制如何? 环境信息公开对绿色发展效率的影响是否具有异质性? 这些问题的回答对于构建政府、市场和社会公众多主体参与的环境治理体系具有一定的意义。然而，环境信息公开对绿色发展效率的影响需要解决三个方面的问题:一是，内生性问题。环境信息公开与绿色发展效率之间存在反向因果的内生性问题，环境信息公开通过影响企业生产过程中的投资方向、生产规模和研发创新，进而影响绿色发展效率；绿色发展效率的提高会通过经济结构的变迁，影响环境污染企业的决策，进而导致该城市是否会被列入信息公开城市。反向因果问题的存在给二者因果关系的识别带来困难。二是，绿色发展效率的测度问题。目前，绿色发展效率的测度均采用DEA 方法，需要对径向方法和角度方法进行选择、科学构建生产前沿面、对有效决策单元的效率进行评价。三是，环境信息公开对绿色发展效率影响的内在机理不清晰。环境信息公开是通过对地方政府环境污染的信息向社会公开，在社会舆论和市场导向的压力下，达到降低环境污染的目的，从表面上看，环境信息公开只是对环境污染的治理产生影响，事实上环境信息公开政策对绿色发展效率的影响需要一个较为复杂的传导机制。环境信息公开政策除了通过改善生态环境对绿色发展效率产生影响外，还会通过影响企业生产过程中的生产决策、生产规模、投资方向、技术研发等，对绿色发展效率产生影响。

环境规制与绿色发展效率的关系一直是环境经济学研究的热点[3]。环境规制对绿色发展效率的影响仍存在较大争议。部分研究遵循“成本增加假说”，认为环境规制通过增加企业环境治理成本，降低企业的研发投入比例，阻碍企业生产效率的提高，从而降低了经济发展水平[4]。另一部分研究遵循“创新补偿假说”，认为环境规制可以倒逼企业技术革新，通过创新补偿效应弥补由于企业环境治理造成的成本，达到提高绿色发展效率的目的[5]。此类研究存在两方面的局限性:一是对于环境规制的指标选择问题，目前所有研究均采用命令控制型环境规制、市场诱导型环境规制等，并没有考虑将环境信息公开作为环境规制的衡量指标，进而研究环境信息公开对绿色发展效率的影响。二是由于没有将环境信息公开视为一种环境规制，因此也没有对环境信息公开与绿色发展效率之间的关系进行研究，更没有涉及二者存在的内生性问题。

现有的文献主要将环境信息公开视为改善企业内部和外部信息不对称的方式，较多的是从企业经营视角研究环境信息公开对企业价值的影响。张淑惠等[6]采用2005—2009 年上市公司数据研究环境信息公开对企业价值的影响，发现提高环境信息公开质量能够提升企业价值。而有的学者得出完全相反的结论。李强和李恬[7]选取沪深两市A 股上市公司为样本，发现在竞争压力下企业环境信息公开会发生扭曲，企业出于竞争动机而降低环境信息公开质量进而降低企业价值。随后，学者们开始研究二者的传导机制问题。任力和洪喆[8]采用沪深A 股重污染行业上市公司数据，发现环境信息公开影响企业价值主要通过资本成本效应和预期现金流量效应两种渠道。唐勇军和夏丽[9]将2011—2016 年重污染行业上市公司作为研究样本，将环境信息公开质量作为调节变量，发现高质量的环境信息公开能够缓和环保投入与企业价值之间的关系，在环境信息公开质量较高时，企业需要更多的环保投入才能实现环保投入的价值增值效应。综上所述的研究，仅关注了环境信息公开对企业价值以及其他财务信息的影响，并没有将环境信息公开作为一种环境规制手段来研究环境信息公开对绿色发展效率的影响。

从现有研究进展看，有的学者开始关注环境信息公开的环境规制作用，研究其对环境绩效的影响，且得到了较为一致的研究结论，认为环境信息公开能够提高企业的环境绩效。孟科学和杨荔瑶[10]采用重污染上市企业数据，研究环境信息公开和企业环境绩效的关系，发现在企业环境绩效提高过程中，环境信息公开扮演着调节效应。陈璇和淳伟德[11]以沪、深A 股化工行业上市公司数据研究环境信息公开与企业环境绩效之间的相关关系，发现二者之间存在显著正相关。陶克涛等[12]认为公众关注度可以正向调节企业环境信息公开与企业绩效之间的关系，有助于企业提升经济绩效。也有学者认为环境信息公开与环境绩效之间有反向关系，注意到环境绩效对环境信息公开的影响。综上所述，现有研究存在两个方面的局限:一方面，现有研究注意到环境信息公开对企业环境绩效的影响具有互为影响的特征，但是并没有解决由此导致的内生性问题。另一方面，现有研究从企业角度研究环境信息公开对企业环境绩效的影响，并没有将环境绩效的测度放在多投入多产出的DEA 模型框架下，研究环境信息公开对区域绿色发展效率的影响。

在已有研究的基础上，本文的主要边际贡献体现在三个方面:第一，关注到了社会舆论的环境规制作用，将环境信息公开视为一种环境规制政策，来研究环境信息公开对绿色发展效率的影响。第二，将2008 年5 月1 日开始实施的《环境信息公开办法(试行)》政策视为一项准自然实验，采用双重差分法对环境信息公开与绿色发展效率的因果关系进行识别，能够避免因为采用环境治理污染投资、排污费征收等衡量指标带来的内生性问题，考虑到双重差分法会受到时变因素的影响，将城市空气流通系数作为环境信息公开的工具变量，进一步对环境信息公开和城市绿色发展效率之间的关系进行研究。第三，在全局DEA 框架下采用基于非期望产出的Bootstrap 超效率SBM 模型，将选择工业废水排放量、工业SO2排放量、工业烟尘排放量以及PM2.5浓度作为衡量经济活动所带来污染的指标，在此基础上对绿色发展效率进行测度。

二、理论机制与研究假说

在中国生态文明建设的过程中，环境治理更多地依赖政府规制、市场规制、法律规制的作用，而忽视了社会公众具有的环境规制作用。2008 年开始实施的环境信息公开政策是通过对地方政府超标违规记录、公众对环境问题或者对企业污染环境的信访、投诉案件等信息进行披露，环境信息公开作为通过社会舆论、公众监督手段治理环境的措施，通过提升城市环境治理能力、降低环境污染、提高城市创新能力等途径提升城市绿色发展效率，环境信息公开对绿色发展效率的影响机制如图1 所示。

图1 理论机制分析图

(一)环境信息公开的创新驱动效应

环境信息公开成为命令型和激励型环境规制之后的第三种环境规制模式。环境信息公开政策的实施不仅对政府的环境执法力度产生影响，更重要的是对环境污染企业形成社会公众监督压力。环境信息公开并不是直接对绿色发展效率产生影响，而是通过影响地方政府行为和企业行为对绿色发展效率产生影响。在揭示环境信息公开对绿色发展效率影响的过程中需要将企业行为纳入分析框架中。一方面，环境信息公开试点城市受到来自上级政府考核和社会公众的双重压力，迫使地方政府增加对创新的支持力度，增加财政支持环境污染较低的新兴产业的发展、新能源技术、低碳技术等产业纷纷上马，促进产业结构的优化升级。另一方面，环境信息公开企业在地方环境保护机构的审查压力和社会公众的压力下，为了生产过程中达到环保机构所要求的环保标准，必须采用环保原材料进行生产，通过技术创新改良生产工艺，这种清洁生产的研发活动促使技术创新水平的提高。

环境信息公开政策对地方政府和企业所形成的环境治理压力，通过政府诱导效应、市场激励效应、创新补偿效应对绿色发展效率产生影响。(1)政府诱导效应:环境信息公开下的地方政府会实施产业政策，诱导传统资源密集型产业向知识和技术密集型产业转型，产业结构的转型升级促进了绿色发展效率的提高。(2)市场激励效应:环境信息公开政策的实施，促使企业增加R＆D 投入，通过技术创新进一步增强企业附加值，企业产品的“绿色标签”会增加公众对产品的认可，提高市场需求，进而给企业带来隐形福利。企业生产清洁化和绿色化，意味着该企业拥有较为先进的生产技术，能够促进绿色发展效率的提高。(3)创新补偿效应:环境信息公开通过促进创新水平的提升，弥补企业绿色化转型过程中所产生的成本，促进绿色发展效率的提升。综合三种效应，提出假说1:环境信息公开通过创新驱动效应提升创新水平，提高绿色发展效率。

(二)环境信息公开的环境污染治理效应

改革开放40 多年以来的相当一段时间，地方官员的晋升围绕着GDP 增长率和GDP 排名展开，因此，形成了“唯GDP 论”“以GDP 论英雄”的晋升考核机制。辖区内经济增长也成为地方官员晋升考察的指标之一，政府官员通过参与政治锦标赛获得足够的政治激励，促使其积极推动地方经济增长[13]。在此过程中，忽视了环境保护，导致了严重的环境污染问题。伴随着党和政府对生态文明问题的重视，绿色考核机制逐渐成为地方政府官员晋升的主要考察指标之一，迫使地方政府开始重视生态环境保护，提升辖区内绿色发展效率，实现经济的高质量发展。在政府环境规制、市场环境规制、法律环境规制情景下，各城市环保机构的独立性丧失，环保机构的缺位状态严重[14]。城市环保机构缺位阻碍了生态文明建设的有效推进。环保机构的环境规制功能和环境处罚功能受到“官员晋升锦标赛”和“政府绩效考核”的影响，导致地方政府污染型企业合谋，容易诱发寻租行为或者环境处罚不到位的问题，降低了环境污染治理效力[15]。近年来，我国环境信息公开制度发展迅速，一方面，环境信息公开的实施会对企业环境污染源日常超标、违规记录信息公示，另一方面，环境信息公开会披露地方环保机构对污染企业的行政处罚以及环境执法公报等。通过对政府和企业的环境信息公开，可以促使政府和企业在社会压力下进行透明性运作，从而提升了政府的环境执法力度，降低政府对串谋企业进行包庇，提升了政府的环境治理能力，从而促进了绿色发展效率的提升。

目前，学术界关注到环境信息公开的环境污染治理效应，有学者认为环境信息公开通过促进清洁型FDI流入本地区，支持“污染晕轮假说”，环境信息公开提高了环境污染治理能力[16]，环境信息公开对环境污染治理具有一定成效[17]，但中国环境信息公开过程中管理水平较低[18]和制度安排不健全[19]等问题的存在，导致环境信息公开的效果并未充分发挥，因此，协调社会公众与地方环保机构之间的关系显得尤为重要。而发挥环境信息公开的环境污染治理功能，应当从政府—企业—社会公众三个维度构建三轮驱动的环境治理机制。刘朝和赵志华[20]认为需要第三方监管机构的介入，才能降低政府对关联企业的包庇，提高政府实施的环境规制效率。环境信息公开对地方环境保护机构与环境污染企业形成社会公众压力，促使地方政府提高环境治理能力、倒逼企业提高技术创新水平，从事清洁生产，进而降低环境污染水平。地方环境保护机构对环境信访、投诉案件及其处理结果进行公示，提升社会公众参与环境问题监督与环境治理的积极性，从而形成政府环境行政执法与公众环保参与的良性互动，降低环境污染水平。由于环境污染水平的降低提高了绿色发展效率，所以提出假说2:环境信息公开通过环境污染治理效应降低环境污染，提高绿色发展效率。

三、研究设计与数据说明

(一)双重差分模型

本文旨在识别环境信息公开对绿色发展效率的因果效应，即将2008 年开始实施的环境信息公开制度视为一项准自然实验，采用双重差分法(DID)进行因果识别，从2008 年开始，公众环境研究中心(IPE)和美国自然资源保护委员会(NRDC)对中国113 个城市的环境信息进行公示，并同时披露“污染源监管信息公开指数”。因此，准自然实验的实验组为环境信息公开的城市，对照组为环境信息未公开的城市，采用双重差分法对实验组与对照组内进行差分来研究环境信息公开的净效应。因此，构建了双重差分模型:

式(1)中，effect是在DEA 框架下采用基于非期望产出的超效率SBM 模型测度的绿色发展效率，分别以规模报酬不变条件下的CRS和规模报酬可变条件下的VRS表示。period表示时间虚拟变量，2008 年环境信息公开政策实施之前period＝0，环境信息公开政策实施之后period＝1。treat表示组间虚拟变量，环境信息公开的113 个城市为准自然实验的实验组，treat＝1，未被公开的其他城市treat＝0。period×treat是双重差分项，α3表示环境信息公开对绿色发展效率的影响效应。Control表示一组控制变量，其中包括经济发展水平、金融相关率、教育支出、科学支出、人口数量、产业结构等。地区固定效应μ是指城市不随时间变化的诸多因素，其中包括地形、气候、降水等因素。时间固定效应γ是对共同影响所有城市的时间趋势的控制，其中包括经济周期变化、宏观经济环境等。v为随机扰动项。核心的解释变量为period×treat，预期其系数α3为正值，表示环境信息公开能够提升绿色发展效率。

(二)平行趋势检验与动态性检验

前文构建的双重差分法的基准回归模型表示环境信息公开对绿色发展效率的影响只是平均水平意义的结果，实际上环境信息公开政策的实施由于受到政策实施强度、配套措施、生产要素调整等因素的影响，可能并不会取得立竿见影的效果。一方面，由于环境信息公开政策缓冲期、消化期的存在，政策实施效果具有一定的滞后性，对绿色发展效率具有长期的动态影响。另一方面，在对环境信息公开与绿色发展效率的因果关系进行研究时，需要满足共同趋势假定，即在没有实施环境信息公开政策时，随着时间的推移，实验组与对照组的绿色发展效率没有显著差异。基于这两方面的原因，借鉴文献[21]，构建了动态效应模型:

式(2)中，dummy表示一组反事实虚拟变量，假设环境信息公开政策从2008 年之前的τ年实施(τ＝2007，2006，2005)，则dummy＝1，其他年份dummy＝0；假设环境信息公开政策从2008 年之后的η年实施(τ＝2009，2010，2011，…，2017)，则dummy＝1，其他年份dummy＝0；环境信息公开政策实施的2008 年dummy0＝1，其他年份dummy0＝0。如果回归系数θτ没有通过显著性检验，说明政策实施前实验组与对照组城市的绿色发展效率没有显著差异，如果θη通过了显著性检验，说明政策实施后实验组与对照组城市的绿色发展效率有显著性差异，满足了共同趋势假设。下面以图示方式对共同趋势假设进行描述，以列表方式对动态性进行展示。

(三)变量选择与数据说明

研究样本为2005—2017 年中国278 个城市，其中被解释变量为绿色发展效率(effect)。在DEA 框架下，采用基于非期望产出的全局参比的超效率SBM 模型对绿色发展效率进行测度，绿色发展效率的投入指标采用:资本、劳动、用水、电力，期望产出指标采用实际GDP、绿色覆盖率、政府支出，非期望产出采用工业废水、工业SO2、工业烟尘、PM2.5来衡量。核心解释变量为环境信息公开政策，自从2008 年开始，公众环境研究中心(IPE)和美国自然资源保护委员会(NRDC)开始对中国113 个城市进行环境信息公开，本文将此视为一项准自然实验，环境信息公开的城市treat＝1，不属于环境信息公开的城市treat＝0，2008 年之后period＝1，2008 年之前period＝0，treat×period表示环境信息公开政策。

控制变量分别为:(1)城市经济发展水平(lngdp)采用人均国内生产总值来衡量，城市人均国内生产总值反映了城市经济发展“量”的指标，而绿色发展效率反映了城市经济发展“质”的指标，当经济发展处于较低水平时，经济欠发达地区往往选择扩大经济规模的形式，促进经济发展“量”的提高，往往伴随着化石能源的燃烧和使用，从而降低了绿色发展效率。(2)城市金融发展水平(finan)采用金融相关率来衡量，金融是现代经济发展的血液，能够为企业提供融资支持，缓解企业融资约束，促进企业技术进步，对于促进城市绿色发展效率的提升具有重要作用，金融相关率采用城市存款与贷款之和与城市经济发展水平的比值来衡量。(3)产业结构(indu)采用第二产业增加值占地区生产总值的比例来衡量，第二产业主要以资源密集型的制造业为主，化石能源的使用是第二产业的重要特征，由于化石燃料燃烧产生的CO2、SO2等环境污染物是环境污染治理的重要对象，因此，产业结构会对绿色发展效率产生影响。(4)技术进步(lnsci)采用城市科学支出的对数来衡量，科学支出反映了城市研发支出情况，城市研发支出直接反映了城市的技术进步水平，内生经济增长理论认为技术进步是保证经济持续增长的决定因素。本文认为科学支出能够促进绿色发展效率的增长。(5)教育水平(lnedu)采用城市教育支出的对数来衡量，其作为提升人力资本的重要手段，很早就受到学者的重视。教育水平能够促进国家经济绿色发展，相对于传统GDP 而言，教育对绿色GDP 增长的影响更显著。(6)人口总量(lnpeople)采用人口总量的对数来衡量城市人口密度，人口集聚对经济发展的影响历来受到学者的重视，人口集聚会从两方面对绿色发展效率产生影响，一方面，人口集聚不仅意味着城市劳动力资源丰富，而且反映了城市具有更多的人才优势，另一方面，人口活动和集聚会对空气污染产生影响。详见表1。

表1 主要变量及数据说明

四、实证结果分析

(一)平行趋势检验

采用双重差分法对环境信息公开的政策效果进行评估，需要满足实验组与对照组的共同趋势假定，换言之，在没有环境信息公开政策干预的情况下，绿色发展效率在实验组和对照组之间没有显著性差异。借鉴刘哲和刘传明[22]的处理方法对环境信息公开的共同趋势进行检验，并构建了上文的动态检验模型。

图2、图3 的结果基本趋于一致，环境信息公开政策的系数在2005—2008 年没有通过显著性差异检验，不拒绝回归系数为0 的原假设，说明在环境信息公开政策实施之前，各城市没有显著性差异，满足共同趋势假设的条件。当环境信息公开政策实施之后，环境信息公开政策的回归系数从第4 年(2013 年)逐渐变大，说明该政策对绿色发展效率的影响具有滞后性。究其原因可能是，自从党的十八大以来，习近平总书记提出两座山理论，党和政府日益重视资源环境对经济的影响，注重经济发展提质增效，在这一背景下绿色发展效率的提高还得益于这一时期科学技术的发展，特别是环境治污技术的进步。从两图反映的另一信息看，随着环境信息公开政策的实施，环境信息公开对绿色发展效率的促进作用逐渐增强，环境信息公开政策带来的技术研发水平、环境保护等因素逐步累积，形成了促进绿色发展效率的合力。

图2 以CRS 为被解释变量的平行趋势图

图3 以VRS 为被解释变量的平行趋势图

(二)动态性检验

为了观察环境信息公开对绿色发展效率的动态性影响，构建了动态检验模型(表2)，发现在成为环境信息公开城市之前，实验组和对照组绿色发展效率并没有系统性差异，满足平行趋势假定条件，图2、图3 也反映了这一点。由表2 还发现，无论是采用规模报酬不变的CRS还是采用规模报酬可变的VRS作为被解释变量，在政策实施之前，环境信息公开对绿色发展效率的影响并没有通过显著性检验，在政策实施之后，环境信息公开对绿色发展效率的影响为正值且通过了显著性水平检验，这意味着环境信息公开政策的实施对绿色发展效率具有促进作用。从回归系数的大小看，政策变量系数随着时间的推移逐渐变大，说明环境信息公开对绿色发展效率的推动作用逐步增强，意味着环境信息公开政策实施的时间越长，对绿色发展效率的长期影响越大。特别是政策实施七年之后，政策变量的系数增长到0.115 8～0.188 0 范围内。

表2 环境信息公开对绿色发展效率的动态性检验

续表2

(三)环境信息公开对绿色发展效率的影响

环境信息公开是环境规制的重要举措，地方政府通过向社会主动公开环境污染状况、环境污染治理的经费使用情况、环境处罚的标准、规则等信息，将环境质量状况置于整个社会的监督之下，从而通过社会舆论降低环境污染、倒逼企业进行生产技术革新，提高城市的绿色发展效率。本文基于城市环境信息公开政策构建了一项准自然实验，采用双重差分法对环境信息公开影响绿色发展效率的政策效果进行评估。

表3 报告了环境信息公开政策对绿色发展效率影响的回归结果。

表3 基准回归结果

表3 中，模型1 和模型2 是以规模报酬不变假设条件下，分别控制时间固定和个体固定效应之后测算的绿色发展效率为被解释变量的回归结果。模型3 和模型4 是以规模报酬可变假设条件下，分别控制时间固定和个体固定效应之后测算的绿色发展效率为被解释变量的结果。结果表明，无论是控制住控制变量，还是控制住时间固定效应、城市固定效应，环境信息公开对绿色发展效率的影响均为正值，且通过了显著性水平检验，说明环境信息公开能够显著促进绿色发展效率。以规模报酬不变测算的绿色发展效率为被解释变量的回归结果显示，环境信息公开政策的影响系数保持在4.80%～5.78%的范围内，而以规模报酬可变测算的绿色发展效率为被解释变量的回归结果显示，环境信息公开政策的影响系数保持在7.37%～8.62%的范围内，说明环境信息公开对规模报酬可变假设下的绿色发展效率的影响要大于规模报酬不变假设下绿色发展效率的影响。

(四)稳健性估计结果

为了降低环境信息公开城市与非环境信息公开城市存在的系统性差异问题对双重差分估计偏误的影响，采用PSM－DID 来研究环境信息公开政策对绿色发展效率的影响。匹配法是一种用于处理研究数据中的数据偏差和混杂变量问题的统计学方法，匹配估计量的基本思路是在控制组中找到j，使得个体j与个体i协变量的取值尽可能相似。协变量共有6 个，包括经济发展水平、金融发展、产业结构、教育水平、人口规模、科技支出等。倾向得分匹配法的基本含义是使用倾向得分作为距离函数进行匹配，匹配方式有三种具体的方式:近邻匹配、半径匹配、核匹配。为了使评估结果更加稳健，分别采用以上三种匹配方式进行匹配，最终得出稳健的估计结果。匹配步骤为:首先，通过组间虚拟变量对经济发展水平、金融发展水平、产业结构、教育水平、人口规模、科技支出等协变量进行Logit 回归得到倾向得分值，分值最相似的城市即为环境信息公开城市的匹配控制组，通过倾向得分匹配的方法可以降低绿色发展效率的组间差异。其次，对匹配的控制组进行平衡性检验，换言之，考察实验组和控制组的协变量在匹配前后是否存在显著的差异，如果没有通过显著性检验说明匹配前后协变量没有显著差异，这意味着满足平衡性检验。最后，采用DID 的方法对模型进行估计。

表4 报告了PSM－DID 的估计结果，无论是采用核匹配、半径匹配还是近邻匹配，环境信息公开政策对绿色发展效率的影响均为正且均通过了显著性检验，这意味着环境信息公开政策的实施能够显著促进绿色发展效率的提高。第2 列、第4 列和第6 列分别是以规模报酬不变假设条件下的绿色发展效率为被解释变量的回归结果，第3 列、第5 列和第7 列是以规模报酬可变假设条件下的绿色发展效率为被解释变量的回归结果。通过回归结果的对比我们发现以规模报酬可变假设条件下的绿色发展效率为被解释变量的回归系数要大于以规模报酬不变假设条件下的绿色发展效率为被解释变量的回归系数，这与基准回归结果一致。

表4 稳健性检验:PSM－DID 的估计结果分析

(五)排除其他政策干扰

前文采用DID 和PSM－DID 识别了环境信息公开对绿色发展效率的影响，由于2008 年环境信息公开政策实施之后，又同时实施了排污权交易政策和碳排放交易权政策，因此，环境信息公开政策的实施不可避免地会受到排污权交易政策和碳排放权交易政策的影响。为了保障环境信息公开对绿色发展效率影响系数的可靠性，将考虑排除其他环境政策对回归系数的干扰。一方面，以市场手段解决环境污染问题的排污权交易政策实施，2007 年财政部、生态环境保护部、国家发展和改革委员会联合批复了湖北、浙江、湖南、天津、河南、江苏、重庆、山西、陕西、河北、内蒙古等11 个省(区、市)作为排污权交易试点。考虑到排污权交易政策对绿色发展效率的影响，将11 个省(区、市)的下辖地级市予以剔除。另一方面，碳排放权交易试点的实施，2011 年国家发展和改革委员会发布了《关于开展碳排放权交易试点工作的通知》批准上海、北京、广东、深圳、天津、湖北、重庆等七省市开展碳排放交易权试点，并于2013 年正式启动碳交易试点。考虑到碳排放权交易对绿色发展效率的影响，将其试点地区所属城市予以剔除。表5 报告了排除其他环境政策干扰之后的回归结果。表5 第2 列、第3 列为剔除了排污权交易试点政策干扰之后的回归结果，环境信息公开对规模报酬不变假设下绿色发展效率的影响系数为0.061 8，通过1%的显著性水平检验，对规模报酬可变假设下绿色发展效率的影响系数为0.091 0，通过了1%的显著性水平检验。表5 第4 列、第5 列为剔除了碳交易试点政策干扰之后的回归结果，环境信息公开对规模报酬不变假设下绿色发展效率的影响系数为0.028 3，通过1%的显著性水平检验，对规模报酬可变假设下绿色发展效率的影响系数为0.047 1，通过了1%的显著性水平检验。

表5 剔除其他政策的干扰

(六)工具变量分析

在前文的分析过程中，采用双重差分法研究了环境信息公开对绿色发展效率的影响，虽然环境信息公开城市的选择无论是从地理空间分布上还是城市资源禀赋上，环境信息公开城市似乎是根据外生随机因素选择的，但是，在解决内生性问题时候，仍然担心环境信息公开城市的选择受到该地区的污染水平、产业结构等因素的影响，或者受到不可观测因素的影响。因此，为了更进一步的解决可能存在的内生性问题，继续采用工具变量(IV)方法对环境信息公开与绿色发展效率进行稳健性估计。采用陈诗一和陈登科[23]的做法，同时为了满足严格外生条件，选择研究样本时间跨度之外的2000 年的城市空气流通系数作为环境信息公开的工具变量。根据欧洲天气预报中心(ERA－Interim)披露的北半球气象数据，基于现有文献对空气流通系数的定义方法，匹配了中国278 个城市的空气流通系数。构建方法如公式(3)所示。

式(3)中，Vent表示空气流通系数，speed表示风速，bound表示大气边层的高度。空气流通系数是在ArcGIS 平台的支持下，将2000 年栅格数据计算为中国278 个地级城市的空气流通系数。风速和大气边界层高度的数据均来自欧洲天气预报中心。

表6 报告了采用两阶段最小二乘法(2SLS)和广义矩估计法(GMM)进行工具变量回归的结果。首先，以空气流通系数为被解释变量、以环境信息公开为解释变量的第一阶段显示，两种估计方法的F统计量分别为308.82 和516.76，基本排除“弱工具变量”的可能；所选工具变量(空气流通系数)与内生变量(环境信息公开)之间存在高度相关性，工具变量对内生变量的回归系数均为－0.120 1，且通过了1%的显著性水平检验，说明空气流通系数降低了一个城市被纳入环境信息公开政策的可能。因为一个城市空气流通系数越大，说明城市大气污染的扩散能力越强，可被监测到的污染物浓度就越低，则该城市被列入环境信息公开城市的可能性就低。其次，以绿色发展效率为被解释变量的第二阶段回归显示，环境信息公开政策对城市绿色发展效率的回归系数均显著为正，这与双重差分估计的结果一致，表明环境信息公开对提高绿色发展效率具有积极意义。

表6 工具变量估计

五、环境信息公开对绿色发展效率影响的异质性分析

(一)区域异质性分析

环境信息公开作为一种新型的环境规制手段，受到区域经济发展、技术创新等因素的影响。一般而言，在经济发达、技术水平成熟的地区环境信息公开能够促进城市绿色发展效率的提高，而经济发展水平较差的地区，环境信息公开对绿色发展效率的影响较弱。中国地域广大，各地区经济发展、产业结构、能源结构等因素存在空间非均衡特征，地区差异较大，那么，各地区环境信息公开对绿色发展效率的影响是否存在明显的差异呢? 本文对环境信息公开影响绿色发展效率的区域异质性进行考察，将278 个城市按照区位不同划分成东部地区、中部地区、西部地区，考察三大经济区环境信息公开对绿色发展效率的影响。

由表7 可知，东部经济发达地区的环境信息公开对绿色发展效率的回归系数为0.077 9，通过了1%的显著性检验，意味着环境信息公开能够显著促进东部地区城市绿色发展效率。西部欠发达地区的环境信息公开对绿色发展效率的回归系数为0.069 4，虽然也通过了1%的显著性检验，但小于东部地区，对此的解释为:一方面，西部地区的第二产业仍然是经济发展的驱动力，服务业和知识密集型产业的占比相对较低，技术水平较为落后，环境信息公开对企业难以形成公共压力和促进研发创新；另一方面，西部地区经济发展过程中面临着经济赶超任务，地方政府更希望在短时间内促进经济增长，环境保护相应的被忽视，因此，环境信息公开对绿色发展效率的影响相对较弱。中部地区环境信息公开对绿色发展效率的影响不显著。

表7 区域异质性分析

(二)环境规制强度异质性

前文表明，环境信息公开显著提升了绿色发展效率，那么，这种影响是否会因城市环境规制强度的不同而存在差异呢? 这个问题的回答能够深入地了解环境信息公开对绿色发展效率的影响在不同规制强度下存在的异质性问题。采用未受到政策影响的2005 年全市环境污染治理投资总额(万元)与全市国内生产总值(万元)之比作为环境规制强度的代理指标，如果城市环境规制水平高于均值则认为高环境规制强度，如果城市环境规制水平低于均值则认为低环境规制强度。进一步分析环境信息公开对城市绿色发展效率的异质性作用显示(表8)。绿色发展效率无论是采用规模报酬不变还是规模报酬可变，在环境规制强度更高的城市，环境信息公开对绿色发展效率的影响较弱，而环境规制强度较低的城市，环境信息公开对绿色发展效率的影响较强。这意味着在环境规制较高的城市，强制性环境规制对绿色发展效率的影响要高于社会公众的软约束，而在环境规制较低的城市，环境信息公开的软约束对绿色发展效率的影响反而增强。

表8 环境规制强度异质性分析

(三)城市产业创新水平异质性

前文表明，环境信息公开通过提高城市创新能力促进了绿色发展效率的提升，那么，技术创新水平的高低是否对环境信息公开的实施效果产生影响呢? 本文将考察环境信息公开影响绿色发展效率的技术创新异质性。采用复旦大学发布的2015 年“中国城市和产业创新力指数”作为创新能力的衡量指标，将样本按照中位数分为两组，并对低创新水平城市组和高创新水平城市组分别进行DID 回归，如表9 所示。

表9 城市产业创新水平异质性分析

表9 报告了环境信息公开对不同技术水平组的绿色发展效率的影响。具体而言，环境信息公开对低创新水平组的绿色发展效率的影响最大，对高创新水平组的绿色发展效率的影响较小。这表明，在创新水平较低的城市，由于城市创新能力较差，对外界政策的刺激较为敏感，因此，环境信息公开政策对绿色发展效率的影响较大，在创新水平较高的城市，城市具有自身内在的创新能力，对外界政策刺激不敏感，因此，环境信息公开对绿色发展效率的影响较小。

(四)城市经济发展水平异质性

城市经济发展水平是环境规制水平的重要影响因素，当地区经济发展水平较差时倾向于制定较低的环境规制水平，吸引企业进入辖区内，促进本地区经济的发展；当地区经济发展水平较高时，人们产生了对高环境质量的需求，不仅强化环境保护的压力，而且愿意接受严格的环境规制。将人均国内生产总值作为经济发展水平的代理指标，高于中位数的为高经济发展水平组，低于中位数的为低经济发展水平组。表10 为经济发展水平的异质性分析结果，以规模报酬不变假设条件下的绿色发展效率为被解释变量，当处于低经济发展水平时，环境信息公开对绿色发展效率的影响系数为正，但没有通过显著性水平检验；当处于高经济发展水平时，环境信息公开对绿色发展效率的影响系数为0.043 2，且通过了1%的显著性水平检验，这说明，当经济发展水平较高时，环境信息公开能够显著促进绿色发展效率的提高。以规模报酬可变假设条件下的绿色发展效率为被解释变量，当经济发展处于较低水平时，环境信息公开对绿色发展效率的影响系数为0.048 4，通过了10%的显著性水平检验，当经济发展处于较高水平时，环境信息公开对绿色发展效率的影响系数为0.050 7，通过了1%的显著性水平检验。从系数大小来看，经济发展处于较高水平时的系数高于处于较低水平的系数，从系数显著性上来看，经济发展处于较高水平时的系数显著性要高于处于较低水平的系数显著性。

表10 经济发展水平异质性分析

(五)分位数回归

采用分位数回归方法估计环境信息公开政策对各分位点绿色发展效率的影响效应，结果如表11。表11表明，环境信息公开政策对城市绿色发展效率在5%、25%、50%、75%、90%、95%分位点的参数估计结果。根据估计结果可以发现，在控制了时间固定效应、个体固定效应、控制变量之后，环境信息公开政策对各分位点绿色发展效率的影响系数均为正值，且通过了显著性水平检验，说明环境信息公开政策能够显著提高了绿色发展效率，环境信息公开能够通过倒逼企业创新，从而促进绿色发展效率的提高。通过对各分位点环境信息公开政策回归系数的大小进行比较，我们发现回归系数呈先上升后下降趋势，这一结果表明当城市绿色发展效率处于较低阶段时，环境信息公开能够通过抑制环境污染，促进绿色发展，推动绿色发展效率的提升，当绿色发展效率处于较高阶段时候，环境信息公开政策对绿色发展效率的影响逐渐下降，推动绿色发展效率的提升主要依赖企业内在创新能力、企业管理水平、人才储备等因素。

表11 分位数回归

六、环境信息公开对绿色发展效率的影响机制检验

上述研究表明，环境信息公开提高了绿色发展效率，那么，环境信息公开通过何种机制对绿色发展效率产生影响? 进一步对环境信息公开的创新驱动效应和环境污染治理效应进行检验。

(一)创新驱动的中介效应检验

将创新作为中介变量(Mediator)，如果环境信息公开通过创新对绿色发展效率产生影响，那么我们称技术创新为环境信息公开和绿色发展效率的中介变量。研究中介效应的目的是在已知环境信息公开和绿色发展效率关系的基础上，探索二者关系的内部作用机制。采用复旦大学产业发展研究中心公布的城市创新指数作为城市创新水平的衡量指标，由于报告披露了2005—2016 年的城市数据，为了采用五年几何增长率，在2016 年城市创新指数的基础上测算2017 年城市创新指数。

根据刘传明和马青山[21]对中介效应的介绍，首先，将环境信息公开对绿色发展效率进行回归，如果环境信息公开对绿色发展效率的回归系数显著为正值，则表示环境信息公开能够促进绿色发展效率；其次，将环境信息公开对城市创新水平进行回归，若回归系数显著为正表明环境信息公开促进了城市创新水平；再次，用城市创新指数对城市绿色发展效率进行回归，如果显著为正说明城市创新水平能够促进城市绿色发展效率；最后，将环境信息公开与城市创新指数同时对绿色发展效率进行回归，构建中介效应模型。

其中，effect是在规模报酬可变假设下测算的绿色发展效率；T表示环境信息公开的时间虚拟变量，环境信息公开之前为0，环境信息公开之后为1；G表示环境信息公开的组间虚拟变量，属于环境信息公开城市的为1，非环境信息公开城市的为0；T×G表示环境信息公开的政策变量，X为一组控制变量，包括经济发展水平(lngdp)、人口总量(popu)和金融发展水平(finan)。

表12 的第2 列显示，环境信息公开对绿色发展效率的回归系数为0.057 9，通过了1%的显著性水平检验，这与前文的结果一致，意味着环境信息公开能够显著提高绿色发展效率。第3 列显示，城市创新能力对绿色发展效率的回归系数为正，且通过了1%的显著性水平，这说明城市创新能力能够提高绿色发展效率。第4列将环境信息公开政策与城市创新能力同时纳入回归模型，发现环境信息公开的回归结果为0.042 4，通过了1%的显著性水平检验，城市创新能力对绿色发展效率的回归系数显著为正。这说明环境信息公开政策通过提高城市创新能力促进绿色发展效率的提高，假说1 得到了验证。

表12 创新的中介效应检验

(二)环境污染治理的中介效应检验

采用哥伦比亚大学公布的2005—2016 年雾霾污染数据，作为环境污染的衡量指标，采用中介效应模型考察环境信息公开通过降低环境污染提高绿色发展效率的影响机制。

表13 的第2 列显示，环境信息公开政策对绿色发展效率的回归系数为0.064 6，通过了1%的显著性水平检验，这与前文的结果一致，这意味着环境信息公开政策能够显著提高绿色发展效率。第3 列显示，城市雾霾污染水平对绿色发展效率的回归系数为负，且通过了1%的显著性水平，这说明雾霾污染水平降低了绿色发展效率。第4 列将环境信息公开政策与雾霾污染水平同时纳入回归模型，发现模型(3)中环境信息公开的回归结果为0.065 2，通过了1%的显著性水平检验，雾霾污染水平对绿色发展效率的系数仍然显著为负值。这说明环境信息公开政策通过降低雾霾污染水平提高绿色发展效率的提高，假说2 得到了验证。

表13 环境污染中介效应检验

七、研究结论与政策建议

(一)研究结论

环境信息公开通过对地方政府超标违规记录、公众对环境问题或者对企业污染环境的信访、投诉案件进行公开，达到治理环境污染的目的。环境信息公开作为环境规制的手段，通过披露污染源超标违规信息的方式达到降低环境污染的目的，是通过社会舆论达到保护环境的重要措施。将2008 年开始实施的《环境信息公开办法(试行)》作为一项准自然实验，利用2005—2017 年城市面板数据，采用双重差分法对环境信息公开影响绿色发展效率的政策效应进行了评估，并采用PSM－DID 方法对其稳健性进行检验，研究发现:

1.基准回归的研究结果显示，无论是考虑了控制变量，还是考虑时间固定效应、城市固定效应，环境信息公开对绿色发展效率的影响均为正值，且通过了显著性水平检验，这说明环境信息公开能够显著促进绿色发展效率。以规模报酬不变测算的绿色发展效率为被解释变量的回归结果显示，环境信息公开政策的影响系数保持在4.80%～5.78%的范围内，而以规模报酬可变测算的绿色发展效率为被解释变量的回归结果显示，环境信息公开政策的影响系数保持在7.37%～8.62%的范围内，这说明环境信息公开对规模报酬可变假设下的绿色发展效率的影响要大于对规模报酬不变假设下的绿色发展效率。

2.为了进行稳健性分析，应用PSM－DID 研究环境信息公开政策对绿色发展效率的影响，研究结果显示无论是采用核匹配、半径匹配还是近邻匹配，环境信息公开政策对绿色发展效率的影响均为正且均通过了显著性检验，这意味着环境信息公开政策的实施能够显著促进绿色发展效率的提高。

3.以空气流通系数为工具变量，对可能存在的内生性问题进行剔除，结果表明环境信息公开与空气流通系数存在高度的相关性，即如果一个城市空气流通系数较大，说明城市大气污染的扩散能力较强，可被监测到的污染物浓度就越低，该城市被列入环境信息公开城市的可能性就低。以绿色发展效率为被解释变量的第二阶段的回归中，环境信息公开政策对城市绿色发展效率的回归系数显著为正值，且均通过了显著性水平检验，这一回归结果与前文双重差分估计的结果一致。

4.环境信息公开对绿色发展效率影响的异质性分析表明，东部地区环境信息公开对绿色发展效率的影响大于中西部地区。环境规制强度高的城市，环境信息公开对绿色发展效率的影响较弱，而环境规制强度较低的城市，环境信息公开对绿色发展效率的影响较强。环境规制较高的地区环境信息公开作为社会公众的软约束，对绿色发展效率的影响较低。环境信息公开对低等创新水平绿色发展效率的影响较大，对高创新水平绿色发展效率的影响较小。说明在创新水平较低的城市，由于城市创新能力较差，对外界政策的刺激较为敏感。

当处于低经济发展水平时，环境信息公开对绿色发展效率的影响系数为正，但是没有通过显著性水平检验，当处于高经济发展水平时，环境信息公开对绿色发展效率系数正，且通过显著性检验，说明当经济发展水平较高时，环境信息公开能够显著的促进绿色发展效率的提高。

5.机制分析表明，环境信息公开通过促进城市创新水平促进绿色发展效率的提高。具体而言:环境信息公开政策和城市创新能力对绿色发展效率的回归系数均为正，通过了1%的显著性水平检验，环境信息公开政策对创新水平的回归系数显著为正，表明环境信息公开政策能够显著提高城市创新能力。将环境信息公开政策与城市创新能力同时纳入回归模型中，环境信息公开和城市创新能力对绿色发展效率的回归系数显著为正。这说明环境信息公开政策通过提高城市创新能力促进绿色发展效率的提高。

(二)政策建议

第一，充分发挥环境信息公开对绿色发展效率的促进作用，统筹“提高环境治理能力”与“提升绿色发展效率”两个关键问题，实现经济高质量发展。环境信息公开作为一种软约束的环境规制手段，必须建立和健全能够保障环境信息公开有效实施的法律法规硬约束，环境信息公开的法律保障不仅针对企业环境信息公开，而且要涉及政府环境信息公开，法律法规要明确环境信息公开的主体及内容。不断完善立法和政策制定，建立重点监控企业名单，将重点排污企业的环境信息公开成为常态化，加大对环境污染责任主体的行政处罚力度，实现“环境治理”和“提高经济发展质量”的双赢局面。

第二，发挥环境信息公开的“环境污染治理效应”“创新驱动效应”对绿色发展效率的影响。提高绿色发展效率关键是提高技术创新水平，提高城市创新能力要坚持“市场决定”和“政府引导”相结合的发展模式，不断完善技术创新体系。政府要增加技术研发投入，鼓励企业进行创新研发，提升自主创新能力，并提高绿色发展效率，从而充分发挥创新驱动和环境污染治理的“中介效应”。

第三，由于环境规制具有异质性，因此，在传统环境规制水平较低的地区要打好环境规制组合拳，综合利用传统环境规制与环境信息公开政策提高绿色发展效率。充分发挥市场交易型环境规制、行政命令型环境规制、社会公众型环境规制对绿色发展效率的关键作用，齐抓共管，构建政府—市场—社会公众共同参与的多元共治体系，形成“三轮驱动”的环境治理模式。有效利用各类环境规制的优势，趋利避害，因地制宜的实施符合本地区实际的环境规制形式，环境规制较高地区，环境信息公开对绿色发展效率的影响较低，应当采用行政命令型环境规制或市场交易型环境规制政策，治理环境污染，提高绿色发展效率。