环境信息披露对绿色创新发展质量的影响——基于PSM-DID&DDD方法的准自然实验研究

乔美华，于 婷，张 娜

（1、3.聊城大学 商学院，山东 聊城 252000；2.山东省行政管理科学研究所，山东 济南 250000）

一、问题提出

改革开放以来，中国经济高速增长，在创新引领、生态文明、转型升级等方面取得了显著成绩。未来几年，有望步入发达国家行列，国际影响力不断增强，这是不容置疑的事实。然而，中国经济高速增长阶段主要依托要素投入、消费压抑和出口拉动，并且多年来粗放式高速增长与GDP锦标赛的传统思维，伴随而至的也出现了诸如资源要素依赖、环境污染严重等一系列问题。耶鲁大学发布的《2018年环境绩效指数报告》认为中国成为世界上空气污染最严重的四大国家之一，仅仅略好于尼泊尔、印度和孟加拉国三个严重污染的国家。严重的环境污染也带来巨大的经济损失，《中国经济生态生产总值核算研究报告2018》核算中国2015年GDP为72.3万亿元，生态破坏成本和污染损失成本高达2.63万亿元，这在很大程度上严重制约了我国经济高质量可持续发展。

那么，能实现环境质量和经济发展质量“双赢”吗？适度的环境规制可以激发企业进行技术创新，并通过“创新补偿效应”促进经济增长(Porter,1991①Porter M E.America’s green strategy.Scientific American,1991,264(4):168。；Rubashkina,2015②Rubashkina Y, Galeotti M, Verdolini E.Environmental regulation and competitiveness: Empirical evidence on the Porter Hypothesis from European manufacturing sectors.Energy Policy,2015,83: 288-300。；涂正革和谌仁俊，2015③涂正革、谌仁俊：《排污权交易机制在中国能否实现波特效应》，《经济研究》2015年第7期，第160-173页。；史贝贝等，2017①史贝贝、冯晨、张妍、杨菲：《环境规制红利的边际递增效应》，《中国工业经济》2017年第12期，第40-58页。)，过度的环境规制会对“生产性”投资产生“挤出效应”，抑制经济增长(Barbera &Mcconnell,1990②Barbera A J,Mcconnel V D.The impact of environmental regulations on industry product-ivity:Direct and indirect effects.Journal of Environmental Economics and Managemnet,1990,18(1):50-65。)。解决环境问题的有效手段，长期来看主要依靠技术进步，尤其是以绿色技术为导向的创新，在自由市场经济环境中，传统非清洁技术领域的产品和技术研发存在利润优势，绿色技术创新活动后发劣势显著，仅凭借市场本身难以实现技术进步白绿色方向转变，如何通过合理的环境政策激励绿色技术创新成为亟需解决的问题。

可见，实现环境质量和经济发展质量“双赢”的关键在于“创新补偿”效应的大小，关于环境规制与创新关系的话题一直以来是学者们研究热点问题之一，学者们各抒己见、众说纷纭，总体可以大致将其观点归纳如下：第一种观点是“补偿效应”小于“抵消效应”，认为环境规制产生的成本上升会挤占创新成本投入，不利于技术创新（Denison，1981)③Denison E F.Accounting for Slower Economic Growth: The United States in the 1970s.Southern Economic Journal,1981,47(4):1191-1193。；第二种主流观点是“补偿效应”高于“抵消效应”，主张环境规制对于技术创新具有积极促进作用(Brunner and Cohen，2003)④Brunner Meier S B，Cohen M A.Determinants of Environmental Innovation in US M-anufacturing Industries.Journal of Environmental Economics and Management,2003 ,45(2):278-293。。第三种环境与创新关系的观点是“抵消效应”和“补偿效应”大小关系并不确定(Alpay，2002)⑤Alpay E，Buccola S，Kerkdie J.Productivity Growth and Environmental Regulation in Mexican and U.S.Food Manufacturing.American Journal of Agricultural Economics,2002,84(4) : 887 -901。)。究其原因可能是研究的样本、视角和方法迥然不同，国外学者对环境规制与创新关系的结论呈现差异。国内学者对环境规制与技术创新之间的研究起步较晚，郭捷和杨立成(2020)⑥郭捷、杨立成：《环境规制、政府研发资助对绿色技术创新的影响——基于宏观视角的实证分析》，《科技进步与对策》:第1-8页。认为环境规制对创新具有显著促进作用，也有较多学者认为环境规制对技术创新的影响并非简单的线性关系，金刚和沈坤荣(2018)⑦金刚、沈坤荣：《以邻为壑还是以邻为伴——环境规制执行互动与城市生产率增长》，《管理世界》2018年第12期，第43-55页。认为地理相邻城市间形成以邻为壑的生产率增长模式，董直庆和王辉(2019)⑧董直庆、王辉：《环境规制的“本地—邻地”绿色技术进步效应》，《中国工业经济〉2019年第1期，第100-118页。认为环境规制并非一定能激励本地绿色技术进步，主要表现为先抑后扬的门槛特征，蒋伏心等(2013)⑨蒋伏心、王竹君,白俊红：《环境规制对技术创新影响的双重效应——基于江苏制造业动态面板数据的实证研究》，《中国工业经济》2013年第7期，第44-55页。等均认为二者呈现出显著的“U”型或倒“U”型关系，齐亚伟和陶长琪(2014)⑩齐亚伟、陶长琪：《环境约束下要素集聚对区域创新能力的影响——基于GWR模型的实证分析》，《科研管理》2014年第9期，第17-24页。研究发现当期环境规制政策不利于区域创新能力的提高，而滞后期环境规制对区域创新能力的激励作用正在凸显，超过了环境成本负效应。

因此，Acemoglu et al.(2012)[11]Acemoglu，D.，P.Aghion，L.Bursztyn，and D.Hemous.The Environment and Directed Technical Change.American Economic Review,2012,102(1):131-166。认为最佳的环境规制，可以改变技术变革的方向，减少环境问题。在清洁产业和污染产业的投入具有高度可替代性的情况下，立即和果断的干预确实是必要的。如果不进行环境政策干预，经济发展的同时将迅速走向环境灾难，特别是因为市场规模效应和污染产业投入的初始生产力优势将把创新和生产引向该部门，导致环境恶化。正如斯特恩或绿色和平组织所认为的那样，延迟环境政策干预的成本是巨大的，不仅仅是因为直接的环境破坏，更是因为延迟增加了清洁和污染部门之间的技术差距，它将需要更大强度的干预，在未来需要一个更长期的经济减速期。反之，一旦清洁技术足够先进，就可以在不需要政府进一步干预的情况下对这些技术进行研究，环境目标可以在不进行永久性干预和不牺牲经济长期增长的情况下实现。

国内外学者的相关文献研究为本课题提供了理论支持和方法借鉴，但是新时代发展背景下，环境规制内涵有了新的时代特色，市场型、信息披露型等非正式规制手段在解决环境问题中的作用也逐渐凸显。针对如何合理使用环境规制工具破解中国经济发展难题，厚植中国绿色创新发展优势，本研究采用PSM-DID和DDD的方法研究环境规制政策驱动经济绿色创新发展质量的净效应，主要边际贡献体现在以下几个方面：1.环境规制对技术创新影响的研究已闳中肆外，但基于信息披露视角来重新审度其创新效应的却相对较少，因此本文基于信息披露视角研究，是对现有相关研究的拓展；2.基于环境信息披露这一非正式环境规制工具，识别并捕捉信息披露对绿色创新发展质量的“净效应”，为信息披露对创新发展影响的相关研究提供新的证据和有益补充；3.为了避免内生性问题，本文从地市级宏观层面及企业微观层面，分别利用DID和DDD的方法考察了环境信息披露对不同类型企业创新发展的异质影响，探析其“净效应”，从而更准确地获取环境信息披露与绿色创新发展质量的因果推断。

二、政策背景与计量模型

（一）政策背景

如何实现环境质量与经济质量“双赢”是政府和研究学者目前集中探讨的热点议题之一。为此，中国政府也制定了一系列环境规制政策，并取得了一定成效。《环境信息公开办法(试行)》2008年5月开始施行，办法界定了环境信息，包括政府环境信息和企业环境信息。从环境信息披露政策正式生效的 2008年起至今，中国公众环境研究中心与美国自然资源保护委员会联合逐年公布国家重点关注的113个环保城市的环境公示与企业污染信息。2019年为了贯彻落实国务院新修订的《中华人民共和国政府信息公开条例》，制定了《生态环境部政府信息公开实施办法》。此外，上市公司环境信息披露一方面关涉到生产经营环节本身的绿色透明，另一方面对企业的经营绩效及市场表现也有着重要的影响，是经济绿色发展的重要一环。2017年12月，证监会公布《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则》。环境信息披露制度和办法的制定与实施为本文构造“准自然实验”并使用差分方法来考察环境信息披露对绿色创新发展质量的影响创造了条件。

（二）计量模型

为检验信息披露对经济绿色创新发展质量的影响，以2008年公示的中国113个城市信息披露城市作为准自然实验，并采取DID方法进行信息披露与绿色创新发展质量的因果识别。其中，干预组为信息披露的113个城市，未进行信息披露的城市为控制组，通过干预组和控制组内样本城市创新发展的对比分析来评估环境信息披露的”净效应”。本研究将环境信息披露的创新发展效应DID回归方程设定为如式(1)：

为了更深入从微观企业层面来考察环境信息披露对绿色创新发展质量的影响，根据净效应模型建立清洁型和污染型企业双重差分模型如下：表示城市i是否公开环境信息，信息披露取值1，反之取值为0；

（三）变量设定与数据来源

被解释变量分别是城市经济绿色创新发展质量(CMI)和企业绿色创新发展质量(EMI)。

城市经济绿色创新发展质量。技术创新多直接采用技术投入、技术产出或者全要素生产率来度量。如技术投入或产出指标的“专利申请数”、“技术市场成交额”、“科学技术投入”等指标。另一种是采用全要素生产率衡量区域技术创新水平。但这两种方法度量绿色要素投入与产出难以从一般生产中区分出来，会形成一定的测算偏误，因此本文选取绿色技术发明专利授权数来表征各城市绿色创新发展质量水平。企业绿色创新发展质量水平指标衡量，参考国内外众多学者的做法(吕铁等，2015①吕铁、王海成：《劳动力市场管制对企业技术创新的影响——基于世界银行中国企业调查数据的分析》，《中国人口科学》2015年第4期，第32-46+127页。；林志帆等，2017②林志帆、刘诗源：《税收负担与企业研发创新——来自世界银行中国企业调查数据的经验证据》，《财政研究》2017年第2期，第98-112页。)，以新产品收入占比来衡量企业技术创新水平。

核心解释变量：宏观层面，环境信息披露城市EI=1，反之,EI=0。微观企业层面，清洁型企业poll=1,污染型企业poll=0，污染型行业划分参照史贝贝等(2018)③史贝贝、冯晨、康蓉：《环境信息披露与外商直接投资结构优化》，《中国工业经济》2018年第4期，第98-116页。的划分标准。

控制变量：1.宏观层面。选取政府规模、人力资本、科技投入和产业结构、环境绿化五个控制变量。政府规模(ZFG)无疑都对经济发展存在影响，本文考察环境规制对绿色创新发展质量的影响，选择政府规模为控制变量之一，用全年财政支出占GDP的比重来度量；科技投入(SCI)采用各城市财政科学技术支出占比GDP来的衡量；劳动者素质(EDU)采用每十万人口中高等院校在校人数来表示劳动者素质的指标变量；产业结构(STR)，拟用第二产业总值占国内生产总值比重作为代理变量；城市绿化环境(LDM)采用人均绿化面积来度量，单位公顷/万人。2.微观企业层面。采用企业控股情况(KG)、成立时间(KYS)、从业人员(CYR)、主营收入(ZYS)、负债情况(FZ)、工业企业总产值(GC)共六个变量作为控制变量。

数据来源。本研究以环境信息披露作为准自然实验来考察其绿色创新发展效应，历史文献多侧重于省域层面，本文一方面采用地市级城市层面，一方面采用微观企业数据相结合深化分析其影响特征。选取中国工业企业数据库中2008-2013年部分企业数据，并对企业行业进行划分为清洁型行业和污染型行业。由于数据缺失，删除了缺失部分城市样本，最终考察样本包含248个地级及以上城市，考察期为2005-2017年共计13年的数据。以上涉及的数据来源于《中国城市统计年鉴》以及各个地市级及以上城市的统计年鉴、公报。微观企业层面数据选自2005-2013年《中国工业企业数据库》的具有新产品收入的企业数据资料。

三、实证结果与分析

（一）倾向得分值匹配与平衡性检验

匹配平衡性假设要求具有相同PS值的观测变量，变量具有类似的分布特征，政策的实施是随机的。简而言之，实验组和非实验组的匹配变量匹配后，不存在显著性差异，则满足匹配平衡假设。假如匹配变量匹配后具有显著差异，则意味着匹配方法选择不当，或者匹配变量的欠妥。因此，本文研究环境信息披露对创新的影响，首先进行了匹配平衡性检验，结果如表1。

匹配平衡性检验通常可以由匹配前后标准偏差和相伴概率两个指标来反映。其中，标准偏差的绝对值越小匹配效果越好。通常，参照Rosenbaum和Rubin(1985)的观点匹配偏差在匹配后其绝对值小于5%，则认为匹配效果较好。就各变量具体匹配标准偏差来看，政府规模匹配后的标准偏差绝对值小于5%，环境绿化、人口素质、科技投入和产业结构四个变量匹配后的标准差均略大于5%。另外，检验结果可以看出，在匹配前，t相伴概率差异显著，除了环境绿化外其他各变量相伴概率均小于0.1；匹配后，t相伴概率差异不再显著，其相伴概率也均出现大于0.1的特征。因此，标准偏差匹配后绝对值总体满足在5%左右，t相伴概率匹配后不再显著，说明各匹配变量满足匹配平衡性检验，在匹配后不具有显著差异，判定可以采取倍差法进行回归分析。

（二）基准回归结果

采用PSM-DID方法进行的回归结果显示，城市环境信息披露实施对城市经济绿色创新发展质量具有积极的促进作用，根据核匹配方法进行PSM-DID回归的结果见表2。可见，交互项EI×T的系数显著为正，说明城市环境信息披露的实施促进了城市绿色创新发展质量提升。这一结论与历史文献的研究基本一致，如郭捷和杨立成、刘祎和李阳等。环境信息披露交互项EI×T的系数为7.347，标准差0.688，T值为10.670，通过1%显著水平检验。

其他控制变量方面，人口素质和科技投入与城市经济绿色创新发展质量正相关，城市绿地面积占比、产业结构和政府规模与绿色创新发展质量负相关。其中，政府规模对绿色创新发展质量的影响显著，在1%显著水平显著，回归系数为-7.365，说明政府规模抑制了城市经济绿色创新发展质量提升，政府规模对经济绿色创新发展质量的作用受到政府治理水平的影响，这一结论印证了左晶晶等(2016)①左晶晶、唐跃军、季志成：《政府干预、市场化改革与公司研发创新》，《研究与发展管理》2016年第6期，第80-90页。理顺政府与市场的关系，减轻农民税费负担、减少政府对企业干预、减轻企业税外负担，有助于推动中国企业进行研发创新。究其原因可能是由于随着政府规模扩大，政府对经济的干预并未促使资源更有效配置或者政府的干预不适度，从而对生产率带来消极影响。人口素质、科技投入对城市绿色创新发展质量均存在积极的促进作用，均通过1个单位显著水平检验，其中科技投入对绿色创新发展质量的影响更大，科技投入每提高一个单位，绿色创新水平提高0.059个单位，纵观历史研究文献多数学者的研究结论也表明，科技投入无论是对经济增长、创新效率提升，还是对开放发展、绿色发展均具有积极的促进作用，说明我国科技投入尚待提升，这将会在很大程度上影响环境规制对绿色创新发展质量的作用效果。回归结果显示，人口素质对城市绿色创新发展质量的估计系数为0.012，这一结论同王学军和陈武(2008)①王学军、陈武：《区域智力资本与区域创新能力的关系——基于湖北省的实证研究》，《中国工业经济》2008年第9期，第25-36页。的研究一致，提升智力资本可以有效提升创新能力。这可能与科技投入一方面提高生产技术促进区域创新发展，生产率提高，另一方面科技投入也会影响区域经济绿色发展，尤其是对绿色创新的精准投入。第二产业比重与区域经济绿色创新负相关，这可能是由于第二产业是环境污染的主要来源，较大程度影响城市绿色创新发展质量，且影响显著，庆幸的是并没有通过1%显著水平检验。环境绿化与绿色创新发展质量负相关，通过5%显著水平检验，但影响程度较小，这也从一个侧面验证了“资源魔咒”的观点。

信息披露政策对绿色创新的影响可能与城市的个体特征有关，如地理位置和城市等级。为保持实证结果的一致性，我们仍采用PSM-DID的方法对此进行异质性检验。研究各大经济区域环境信息披露对绿色创新发展质量的影响，经济区域划分形式多样，本文参考中部地区崛起、西部大开发实施意见以及党的十六大报告的精神的经济区域划分标准，分为东部、中部、西部和东北四大地区。在进行PSM的基础上考虑样本城市分为东部、中部和西部、东北部城市，引入区域虚拟变量，他在不同的回归方程中取值不同：属于东部城市时取值1，其余城市取值0；其他三大经济区和经济特区同理。考察中国四大经济区和经济特区环境信息披露对绿色创新发展质量的影响，检验的实证结果如表3。

表3 环境信息披露对不同经济区创新发展的影响:PSM-DID估计

DID估计结果可以看出，四大经济区和经济特区环境信息披露对绿色创新发展质量影响区域差异显著，按照影响程度排序为：经济特区、东部、东北部、中部和西部，其中经济特区影响程度最大，西部经济区影响程度最小。其中，东部经济区和经济特区对绿色创新发展质量的影响显著为正，通过1%显著水平检验，影响系数分别为17.081和30.999，其中经济特区环境信息披露对绿色创新发展质量的影响程度最大，这可能与经济特区是以减免关税等优惠措施为手段，通过创造良好的投资环境，鼓励外商投资，引进先进技术和科学管理方法，来促进特区经济技术发展，所以环境信息的披露对经济特区创新发展的影响可能会更大。中部、西部和东北部经济区环境信息披露抑制绿色创新发展质量，且均通过5%显著水平检验，估计系数分别为-2.796、-2.790和-3.479，三大经济区影响程度差别不大，均在三个单位左右。

（三）环境信息披露对清洁型和污染型创新影响：DID估计结果

以上分析已经证实环境信息披露对创新发展具有抑制作用。那么，困惑的问题是，环境治理和创新如何取舍？环境信息披露对清洁型和污染型企业创新发展的影响是一致的吗？因此采用模型(2)使用2005-2013年中国工业企业数据库中的企业数据继续深入挖掘二者之间的关系，结果见表4。

表4 环境信息披露对清洁型和污染型企业绿色创新发展质量的影响

估计结果可以看出，环境信息披露促进了清洁型企业绿色创新发展质量，估计系数为3.610，并且该作用通过1%置信水平检验。与之不同的是，环境信息披露抑制了污染型企业绿色创新发展质量，且影响显著，仍然通过1%显著水平检验，估计系数为-5.510，相比对清洁型企业绿色创新发展质量的影响，影响程度也略大。

（四）环境信息披露对绿色创新发展质量的影响：DDD估计结果分析

环境信息披露影响绿色创新发展质量的微观基础，本文采用模型(3)三重差分法，剔除行业因素后分别从整体和分区域探析环境信息披露对企业创新的影响。

表5 环境信息披露对绿色创新发展质量的DDD估计结果

微观企业角度估计结果充分证明，环境信息披露促进绿色创新发展质量提升，估计系数为5.650，且通过1%显著水平检验。其中，东部经济区环境信息披露也对区域绿色创新发展质量提升具有积极的促进作用，而中部、西部和东北部经济发展环境信息披露对经济发展具有阻碍作用，之所以产生如此不理想的负面影响，原因在于信息披露所引发的环境资源约束将提高企业的生产成本，迫使企业减少创新投资。东部经济区由于经济发展水平相对较高，资金相对充裕，环境信息披露较难影响其创新投资成本，此时，创新“补偿效应”大于成本 “抵消效应”，环境信息披露促进企业绿色创新发展质量提升。与之相反的是，中部、西部和东北部经济区却会因为环境信息披露引发的资源约束提高生产成本，对创新影响产生“挤占效应”，形成了“创新补偿效应”不及“抵消效应”的影响特征，另外也可能存在中部、西部和东北部由于人才、资源和经济发展水平等区位特点创新能力不强，尚且不能通过创新来改善企业状况，综合形成了环境信息披露抑制绿色创新发展局面。

四、研究结论和政策启示

信息披露作为一种公众参与型非正式环境规制工具，其对经济各方面的影响正悄然显著。那么，环境信息披露如何影响绿色创新发展质量呢？本文从地市级城市宏观和企业微观双视角考察验证了其影响，给予了如下现实回答：1.城市环境信息披露的实施促进了城市绿色创新发展，符合环境规制的创新“补偿效应”理论逻辑。四大经济区和经济特区环境信息披露对绿色创新发展影响区域差异显著，按照影响程度排序为：经济特区、东部、东北部、中部和西部，其中经济特区影响程度最大，西部经济区影响程度最小。2.环境信息披露显著促进了清洁型企业绿色创新发展，而环境信息披露显著抑制了污染型企业绿色创新发展，相比对清洁型企业绿色创新发展质量的影响，影响程度略大。3.微观企业层面验证了环境信息披露显著促进企业绿色创新发展，区域差异显著，东部经济区创新“补偿效应”大于成本 “抵消效应”，环境信息披露促进企业绿色创新发展；与之相反的是，中部、西部和东北部可能由于其对创新成本产生的“挤占效应”和区位劣势导致创新能力不足，环境信息披露对创新发展具有一定的抑制作用。

本文研究结论进一步补充了环境规制的创新补偿效应观点，对中国制定环境规制政策驱动绿色创新发展有一定的启发作用。基于上文研究发现，针对环境规制的方式和力度提出如下建议：首先，政府对环境规制和治理要从长远利益着眼，坚持以生态环境为门槛来实现区域经济高质量发展，而不可片面地认为环境信息披露会阻碍本地的创新发展，积极引导和鼓励企业进行环境信息披露，鼓励企业开展环境管理，建立规范的企业环保制度，引导企业加强对相关管理人员的环保培训，并安排专项资金用于生态环境保护工作，倒逼企业进行改进生产技术提高创新能力。其次，不断优化环境规制政策组合，伴随着公众参与热度的提高，环境信息披露的功效也更加显著，建议政府不再仅仅依靠命令控制性环境规制工具，而是要打好“命令控制性-市场激励型-公众参与型”环境规制工具组合拳，充分发挥各种类型规制工具的优势，协调实施促进经济绿色创新发展。最后，环境信息披露的影响存在显著的区域异质性，制定环境信息披露政策不要一刀切，建议政府支持和培育提供环境信息分析的中介机构，强化对环境信息披露的评价、监督、引导和激励作用，实现准确把握不同区域、不同行业环境规制的绿色创新发展效应。