非正式环境规制如何影响绿色技术创新——基于环境信息披露视角

李广培 张梦倩

(1.福州大学经济与管理学院，福建福州 350108;2.国网福建省电力有限公司经济技术研究院，福建福州 350011)

一、引言

改革开放以来，中国抓住机遇，通过大力发展现代工业，实现了经济上的腾飞。但长期的粗放型经济增长模式，也使得生态环境遭遇前所未有的危机。2019年《中国生态环境状况公报》指出，全国约53.4%的城市受到严重的空气污染，空气质量超标；地表水监测显示我国超过四分之一的水质断面未达到三类水质；生态环境指数只有51.3。(1)中华人民共和国生态环境部：《2019中国生态环境状况公报》，https://img1.17img.cn/17img/files/202006/attachment/fad3ff99-c287-4ca0-aff7-0112b8d63fff.pdf，2020年6月。由此可见，生态环境问题十分严峻。如何妥善协调经济发展和生态环境保护之间的关系已成为近年来尤其是十八大以来各部门关注的热点问题，而绿色技术创新凸显了新时代融合经济与环境高质量发展的全面要求，因而越来越受到全社会广泛重视。(2)郭英远、张胜、张丹萍：《环境规制、政府研发资助与绿色技术创新：抑制或促进——一个研究综述》，《华东经济管理》2018年第7期。绿色技术创新具有双重外部性，在市场机制下不能自发产生，需要借助外部力量加以干预。早期以政府主导的强制性环境规制为主，学界关于此类环境规制能否驱动绿色技术创新的讨论较为全面，大致有四类不同见解：(1)抑制论。新古典经济学理论提出“遵循成本”的观点，认为环境规制会抑制企业绿色创新活动，其原因在于企业要付出额外环境成本来应对环境规制。(3)Grafton R.Q.,Kompas T.,Long N.V.,“Substitution between biofuels and fossil fuels: Is there a green paradox?”,Journal of Environmental Economics & Management, vol.64,no.3(2012),pp.328-341.(2)促进论。“波特假说”理论从创新补偿的视角看，认为环境规制能够促进绿色技术创新。学者们已经证实了研发投入在这一过程中的中介作用，即环境规制能有效促进R&D投入，进而提高企业的绿色技术创新水平。(4)Porter M.E.,Linde C.V.D.,“Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship”, Journal of Economic Perspectives, vol.9,no.4(1995),pp.97-118.(3)“U”型论。这部分学者认为，线性思考方式不能解决关于环境规制作用效果的结论争议，应该综合上述“两种力量”的大小，探究其非线性关系。张娟等综合研究了宏微观视角下环境规制与绿色技术创新的作用关系，得出二者之间存在着“U”型影响。(5)张娟、耿弘、徐功文、陈健：《环境规制对绿色技术创新的影响研究》，《中国人口·资源与环境》2019年第1期。(4)不确定性论。随着研究的不断深入，越来越多的学者开始关注二者之间的不确定性。这种不确定性可能与多种因素有关，包括空间、时间、对象和规制类型，以及作用条件的不确定性。(6)彭文斌、路江林：《环境规制与绿色创新政策：基于外部性的理论逻辑》，《社会科学》2017年第10期。(7)王珍愚、曹瑜、林善浪：《环境规制对企业绿色技术创新的影响特征与异质性——基于中国上市公司绿色专利数据》，《科学学研究》2021年第5期。(8)李璇：《供给侧改革背景下环境规制的最优跨期决策研究》，《科学学与科学技术管理》2017年第1期。

随着公众环保意识的增强，以公众为主体的非正式环境规制逐渐发展壮大。(9)Liu L.,Jiang J., Bian J.,et al.,“Are Environmental Regulations Holding Back Industrial Growth? Evidence from China”,Journal of Cleaner Production,vol.306,no.12(2021),pp.1-12.环境问题与居民生活息息相关，随着环保观念的普及，以及网络的广泛应用，越来越多的微观主体加入到生态保护的行列中，此类以公众为主体的环境规制力量被称为非正式环境规制。与政府规制不同，这种由公众主导的、相对非正式的管制往往不具有政策效力，作用方式更加随机灵活，主要通过引导舆论对企业形成一种软约束，引导企业自觉走向绿色环保的道路。(10)林枫、徐悦、张雄林：《环境政策工具对生态创新的影响：研究回顾及实践意义》，《科技进步与对策》2018年第14期。非正式环境规制是政府强制性环境规制手段的有力补充，有必要考察其能否有效驱动绿色技术创新。此外，“信息摩擦”是包括中国在内的全球环境治理的真实实践情境，为了改变长期以来企业与公众围绕环境信息的不对称状况，保障公众合法环境利益，国家环境保护总局于2008制定《环境信息公开办法(试行)》，这是我国环境信息披露政策的首次尝试。2014年，国家环境保护总局发布了《企业事业单位环境信息公开暂行办法》，进一步完善了我国环境信息披露体系的制度建设。证监会也高度重视上市公司的信息披露问题，要求2020年底全面实施环境信息强制性披露制度。(11)中国人民银行、财政部、国家发展改革委、环境保护部、银监会、证监会、保监会印发:《关于构建绿色金融体系的指导意见》，国务院新闻办公室网站www.scio.gov.cn,2016年8月31日。十九大报告明确指出，构建市场导向的绿色技术创新体系健全信息强制性披露(12)《习近平在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告》，《人民日报》2017年10月28日，第1 版。，再次将绿色技术创新及环境信息披露制度建设上升到前所未有的高度。不完全信息经济学认为，信息效率影响经济活动效率。(13)Spence M.,“Job Market Signaling”,Uncertainty in Economics, vol.87,no.3(1978),pp.283-306.既定的非正式环境规制强度能否以及在多大程度上作用于绿色技术创新，必然受到环境信息公开的时效性、完整性、可靠性的限制。因此，有必要从环境信息披露视角，从理论和实证两个方面，厘清环境信息披露在非正式环境规制与绿色技术创新关系研究中的影响机制，为政府针对性地运用环境规制和环境信息披露等治理工具有效推进省域绿色技术创新，助力生态文明建设提供有益的借鉴。

二、理论分析与研究假设

(一)非正式环境规制对绿色技术创新的直接影响

利益相关者理论指出，企业与其利益相关者存在多方面的利益牵绊，他们之间相互影响、互惠互利。(14)Solomon R.C.,“Corporate Strategy and the Search for Ethics”,Teaching Philosophy,vol.12,no.2(1989),pp.189-192.非正式环境规制集中表现了企业利益相关者中的非政府力量对企业的环保诉求。利益相关方环保理念的加强，能够直接驱动企业作出绿色转型的有关战略决策。近年来，随着环保教育的普及与加强，公众对良好自然生态的无形价值有了更深刻的感知，对环保问题的关注度普遍提升，伴随着网络媒体的广泛应用，公众参与环境治理的渠道更加便捷多样，非正式环境规制的地位日渐凸显。公众可以通过投诉抗议、要求索赔以及拒绝购买产品或服务等方式影响企业的战略决策。(15)卢欢：《非正式环境规制、企业战略激进度与社会责任绩效》，《财会通讯》2021年第2期。出于社会名誉与形象等因素的考虑，为树立绿色品牌形象、规避污染事件曝光风险，企业会选择清洁生产，降低生产过程中的污耗行为。(16)赵莉、张玲：《媒体关注对企业绿色技术创新的影响：市场化水平的调节作用》，《管理评论》2020年第9期。而随着消费者对绿色产品偏好的增强，为迎合消费需求、提升企业竞争力，企业倾向于加大绿色产品创新的研发投入，促进绿色技术创新从“末端治理”向“源头治理”转变。(17)孙金花、徐琳霖、胡健：《环境责任视角下非正式环境规制对企业绿色技术创新的影响——一个有中介的调节模型》，《技术经济》2021年第10期。此外，伴随着绿色消费观念的增强，投资商等利益相关群体在提供融资等多种交易活动中，将考虑更多的绿色因素，从而驱动企业开展绿色技术创新活动以获取投资商的信任和资金支持。(18)梁敏、曹洪军、陈泽文：《环境规制、环境责任与企业绿色技术创新》，《企业经济》2021年第11期。综合以上观点，本文提出假设1：

H1：非正式环境规制正向影响绿色技术创新。

H1a：非正式环境规制正向影响绿色产品创新。

H1b：非正式环境规制正向影响绿色工艺创新。

(二)环境信息披露的调节作用

信息的不完全、不对称现象广泛存在于现实生活中。表现在经济领域会造成劣币驱逐良币，表现在环保领域亦是如此。对于主动承担环保责任的企业来说，如果不能及时向外界释放绿色信号，利益相关者将无法感知企业的绿色价值，作出逆向选择行为。资源基础观认为，社会的全体公民共同拥有一个区域的环境资源，是环境资源的共同所有者。企业作为社会中的一个功能性组织，在获得经济收益的时候也产生了污染，耗费了当地的环境资源，因此有义务向环境资源的所有者进行披露，展示自己的污染情况，接受社会的检查，获得自己存在的合法性。(19)王开明、万君康：《企业战略理论的新发展：资源基础理论》，《科技进步与对策》2001年第1期。环境信息披露是展示企业环保履责状况的重要途径，与企业绿色技术创新实践密切相关。

过去有关环境规制与绿色技术创新的研究并未涉及信息披露等相关因素。事实上，信息效率影响经济活动效率，既定的环境规制强度能否以及在多大程度上作用于绿色技术创新，也必然受到环境信息公开的时效性、完整性、可靠性的限制。环境信息披露是指企业经由某种媒介，公开发布经营活动中涉及的生态环境的相关信息。(20)Shane P.B.,Spicer B.H.,“Market Response to Environmental Information Produced Outside the Firm”,Accounting Review,no.3(1983),pp.521-538.环境信息披露源于信息不对称，集中体现了利益相关者对于掌握企业真实环境治理状况的诉求，包括环境活动的财务影响、环境绩效、环境事项等，是企业承担环境责任的重要表现。(21)Liu X., Anbumozhi V.,“Determinant factors of corporate environmental information disclosure: an empirical study of Chinese listed companies”,Journal of Cleaner Production, vol.17,no.6(2009),pp.593-600.环境信息披露水平影响公众参与环境治理的成效。(22)张明、孙瑞凤：《环境监管视角下信息公开对企业排污行为影响研究》，《中国地质大学学报》(社会科学版)2020年第4期。一方面，环境信息披露可以缓解企业与公众之间的信息不对称问题，调动公众参与环保实践的积极性；公众监管力度的加强，会促使企业更加注重污染排放问题，进而促进绿色工艺创新。(23)Wu X., Gao M.,“Effects of different environmental regulations and their heterogeneity on air pollution control in China”,Journal of Regulatory Economics, vol.60,no.2(2021),pp.140-166.另一方面，高质量的环境信息披露，能彰显企业在环境方面的良好形象。这种良好声誉将进一步触发企业对既定的公众与社会舆论关于绿色消费权益及环境期望的积极回应，从而加大绿色产品的研发投入和绿色生产的持续改进力度。(24)杜威剑、李梦洁：《环境规制对企业产品创新的非线性影响》，《科学学研究》2016年第3期。(25)田辉：《强化上市公司环境信息披露》，《中国金融》2018年第19期。综上所述，本文提出如下假设：

H2：环境信息披露正向调节非正式环境规制与绿色技术创新之间的关系。

H2a:环境信息披露正向调节非正式环境规制与绿色产品创新之间的关系。

H2b：环境信息披露正向调节非正式环境规制与绿色工艺创新之间的关系。

三、研究设计

(一)变量构建

1.被解释变量

在本文中，绿色技术创新(GTI)为解释变量，包括绿色产品创新(GTIP)和绿色工艺创新(GTIS)两个维度。绿色产品创新(GTIP)致力于将环保理念融入产品创新的全过程，本文参考王锋正等的研究，使用新产品销售收入与能源消耗量的比值进行测度，比值越大，表明该地区的绿色产品创新程度越高。(26)王锋正、姜涛、郭晓川：《政府质量、环境规制与企业绿色技术创新》，《科研管理》2018年第1期。SO2排放量是衡量环保成效的重要参考指标，主要在企业生产过程中产生,本文参考解学梅等的研究，使用污染产生强度的倒数(当地的GDP与SO2产生量的比值)来测度绿色工艺创新(GTIS)，比值越大，表明该地区的绿色工艺创新水平越高。(27)解学梅、霍佳阁、王宏伟：《绿色工艺创新与制造业行业财务绩效关系研究》，《科研管理》2019年第3期。

2.解释变量

公众是非正式环境规制(IER)的行为主体，其行为特征受多种因素的影响，为避免单一指标度量的片面性，参照原毅军和谢荣辉的研究，确定了如下四个影响公众环保意识的代表性要素，并利用熵值法将指标进行综合，借此度量省域层面的非正式环境规制。(28)原毅军、谢荣辉：《环境规制的产业结构调整效应研究——基于中国省际面板数据的实证检验》，《中国工业经济》2014年第8期。第一，居民收入水平。使用城镇居民人均可支配收入度量。对于高收入人群来说，当金钱需求饱和后，会对环境要素提出更高要求，因此，相对而言，在高收入地区，公众对环境质量的要求更高。第二，受教育程度。使用就业人员中大专以上学历占比度量。一般认为，对个体而言，其受教育程度越高，接受的环保教育更多，对环境污染的理解和认知越深刻，因此，对地区而言，受高等教育人群占比越高，该区域居民的环保意识越强。第三，人口密度。使用年末常住人口度量。由于环境问题具有外部性，在人口密度较大的地区，环境污染的影响越广泛，越易遭到群众的联合抵制。第四，年龄结构。使用15岁以下人口占比进行度量。相较于中老年群体，年轻群体的环保实践能力和行动能力更强。

使用熵值法测算非正式环境规制方法如下：

(1)

(2)

(3)

(4)

其中，公式(1)测算了第j个指标、第i个评价对象的特征比重，公式(2)测算了第j个指标的熵值，公式(3)计算熵权，公式(4)测算出综合得分。

3.调节变量

环境信息披露是本研究的调节变量。现有研究关于环境信息披露多从微观企业角度通过内容分析法进行度量。本文研究宏观层面的环境信息披露水平，使用第三方数据污染源监管信息公开指数(PITI)进行度量。该指数由公众环境研究中心(IPE)与自然资源保护协会(NRDC)共同研发，具体评价项目见表1。

表1 PITI评价项目

4.控制变量

产业结构(IS)：升级产业结构是实现绿色技术创新、降低碳排放的重要途径。(29)苏涛永、郁雨竹、潘俊汐：《低碳城市和创新型城市双试点的碳减排效应——基于绿色创新与产业升级的协同视角》，《科学学与科学技术管理》2022年第1期。

教育水平(EI)：人力资源的高等教育水平是技术研发与创新的基石，更是推动我国绿色技术进步的关键。(30)何菊莲、刘聪、梅烨：《高等教育人力资本水平对自主创新能力的影响效应测算》，《统计与决策》2021年第8期。

外商直接投资(FDI)：外商投资是影响区域绿色技术创新的重要力量，是实现技术创新的空间转移以及技术溢出的重要途径。(31)梁圣蓉、罗良文：《国际研发资本技术溢出对绿色技术创新效率的动态效应》，《科研管理》2019年第3期。

规模以上工业企业个数(FN)：规模以上的企业个数越多，该地区的科研经费投入和人才投入强度越高，进而为创新活动夯实根基。(32)董景荣、张文卿、陈宇科：《环境规制工具、政府支持对绿色技术创新的影响研究》，《产业经济研究》2021年第3期。

(二)数据来源

本文使用2008—2018年中国29个省份的面板数据(西藏、海南除外)进行实证分析。(33)本文所使用的调节变量环境信息披露为自然资源保护协会官方网站上公开发布的PITI指数，2008年开始发布，目前只更新至2018年，因此本文所使用的数据年限为2008—2018年。所有数据来源于国家统计局相关网站以及自然资源保护协会官网发布的污染源监管信息公开指数(PITI)报告。具体数据来源如表2所示。

表2 指标体系及数据来源

(三)模型构建

本文使用面板模型进行逐步回归。在计量经济学中，异方差问题是导致有偏回归的重要原因。因此，为了规避异方差性，统一对变量作了取对数处理，其中，非正式环境规制(IER)与产业结构(IS)无单位，无需对数处理。为验证本文假设，设立了如下模型：

lnGTIit=α+β1IERit+γXit+εit

模型(1)

ln GTIit=α+β1IERit+β2ln PITIit*IERit+γXit+εit

模型(2)

其中，绿色技术创新(GTI)包括绿色产品创新(GTIP)和绿色工艺创新(GTIS)。i与t分别为个体和年份，α、β、γ为待估计系数，ε为随机误差项，X为控制变量。

四、实证分析

(一)描述性统计

在表3中，本文作出了关于研究变量基本数字特征的有关描述，包括均值、标准差、最小值、最大值四个部分。从表中可以看出，各变量的数值分布存在较大差异。绿色工艺创新(GTIS)的极差和标准差较大，表现出较强的数据波动性，其最大值超过均值三个标准差；而绿色产品创新(GTIP)相对而言较为稳定。非正式环境规制(IER)的均值和标准差较小，数据分布也相对集中。环境信息披露指数(PITI)的取值也波动较小，标准差仅为0.392，说明我国各地环境信息披露状况差别不大。关于控制变量，可以看出产业结构(IS)的数据离差水平明显较高，为9.181，这体现了我国各省份产业结构的总体差异较大；其他三个控制变量相对于主变量来说，也表现出波动性较强的特征，说明各省份在教育水平、外商投资水平以及工业发展水平方面表现出差异化的特点。

表3 变量描述性统计分析

(二)相关性分析

本文采用最广泛使用的皮尔逊相关系数(34)贾俊平、何晓群、金勇进：《统计学》，北京：中国人民大学出版社，2004年，第234-241页。进行检验，结果表明，非正式环境规制(IER)与绿色产品创新(GTIP)和绿色工艺创新(GTIS)的相关系数为正，这初步验证了本文的假设(见表4)。另外，可以观察到相关系数的数值较大，说明变量之间可能存在共线性问题，为此，本文进行了多重共线性检验，经检验，各变量的方差膨胀因子(VIF)最大值为7.84，均小于10，这排除了关于变量共线性的顾虑。

表4 变量相关性检验

(三)回归分析

为了确定最适合的计量模型，需要对回归方法进行判定。第一步，wald检验，检验结果为Prob>F=0.00，说明选择固定效应要优于混合ols。第二步，B-P检验，检验结果为Prob>chi2 = 0.00，说明随机效应比混合ols更有效。最后一步，豪斯曼检验，检验结果为Prob>chi2=0.00，说明固定效应能够拟合出更优良的回归系数，放弃随机效应。(35)陈强：《高级计量经济学及Stata应用》，北京：高等教育出版社，2014年，第41-75页。需要说明的是，由于经典豪斯曼检验存在有负值的情况，本文使用的是稳健的豪斯曼检验来克服这一问题。此外，为克服时间效应导致的回归偏差，本文控制了研究样本的时间效应。

回归结果见表5。在模型(1)中，非正式环境规制的系数分别为2.497和7.794且在1%的水平上显著，说明其对绿色技术创新的两个维度均表现为显著的促进作用，H1成立。在模型(2)中，非正式环境规制的系数分别为2.005和6.866，且IER与PITI的交互项系数分别为2.178和4.102，均通过了1%水平上的显著性检验，说明环境信息披露水平的提高使得非正式环境规制对绿色技术创新的正向促进作用变得更加显著了，即环境信息披露能够有效强化非正式环境规制促进绿色技术创新的过程，H2成立。最后，再来看控制变量。产业结构(IS)、教育水平(EI)以及外商投资(FDI)的回归结果为正且十分显著，说明这三类因素对于省域绿色技术创新起着重要影响作用，有必要对其进行控制。值得注意的是，规模以上工业企业个数(FN)却表现出不一样的影响，对于绿色产品创新，其系数表现为正值，但对于绿色工艺创新，却表现为负值。这一检验结果说明从绿色产品创新和绿色工艺创新两个方面来考察省域绿色技术创新的水平是很有必要的，因为即使是同一因素可能有利于绿色产品创新，却可能不利于绿色工艺创新。

表5 全样本下回归结果

(四)稳健性检验

为了进一步确保回归结果是稳健的，本文采取“替换因变量”的方式对模型进行再次回归检验。由于工业能源消耗主要体现在电力消耗上，因此，本文使用新产品销售收入与电力消耗量的比值来替换绿色产品创新。对于绿色工艺创新，则是使用当地工业产值与工业SO2排放量的比值来进行替换。回归结果见表6，稳健性检验的结果与前文结论大体一致。

表6 稳健性检验回归结果

(五)异质性检验

我国各省份资源分布、经济发展状况存在较大差异，为了检验非正式环境规制作用于绿色技术创新的区域异质性，本文将全国样本进一步划分为东、中、西三个子样本，并对模型进行了分样本回归。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东10个省份；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西10个省份，西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆9个省份。

异质性检验的结果见表7，对于东部地区而言，非正式环境规制能够显著地促进东部地区的绿色产品创新和绿色工艺创新，这与全样本下的回归结果保持了一致性；环境信息披露正向调节了非正式环境规制与绿色工艺创新的关系。对中部和西部地区而言，非正式环境规制对绿色产品创新的影响均不显著，而对绿色工艺创新的影响十分显著，且环境信息披露能够正向调节二者的关系。非正式环境规制作用于绿色技术创新存在显著的区域差异性。

表7 分区域样本下回归结果

五、结论与建议

(一)结论

本文基于2008—2018年中国省域面板数据，深入考察了基于环境信息披露视角的非正式环境规制对绿色技术创新的作用机制，通过固定效应模型展开实证，大致形成如下结论：(1)非正式环境规制能显著促进绿色技术创新。非正式环境规制对绿色技术创新的两个维度即绿色产品创新和绿色工艺创新都表现出显著的促进作用，且对绿色工艺创新的促进作用更为明显。(2)环境信息披露能显著正向调节非正式环境规制与绿色技术创新之间的关系。企业通过披露环境信息，能使其获得组织合法性，同时向外界传递绿色信息，有效缓和了公众与企业之间关于绿色信息不对称的矛盾，因此环境信息披露能够显著强化非正式环境规制驱动绿色技术创新的作用效果。(3)非正式环境规制作用于绿色技术创新存在显著的区域异质性。非正式环境规制对东部地区的绿色产品创新和绿色工艺创新都表现出显著的促进关系，而在中部地区和西部地区仅能促进其绿色工艺创新。

(二)建议

绿色技术创新在助力我国生态文明建设进程中有着重要的战略意义。强化环境信息披露，深度发挥广大群众的监督和引导作用，是加快构建绿色技术创新体系目标的应有之义，亦是实现绿色低碳发展的必由之路。根据上述结论，本文提出如下建议：(1)重视、支持并丰富基于公众参与的非正式环境规制手段。研究结论表明，非正式环境规制能有效促进绿色技术创新，这提示有关部门应重视、支持并丰富基于公众参与的非正式环境规制手段。可以采取以下方式：第一，夯实环境价值观的社会基础，强化公众对环境问题的关注度，落实其监督功能，进而驱动和激励企业为展现其良好的环保责任积极开展绿色技术创新。第二，加大对民间环保组织的支持力度。对于公众因参与环境治理而自发形成的非正式的环保组织机构，政府环保部门应秉承接纳、环境、支持的理念，引导其参与环境管理的政策制定。这能够极大地激发广大公民的责任感与使命感，广泛引导其参与环境治理的实践。第三，充分利用主流媒体，及时、广泛宣传国家相关环境政策与理念，动员社会成员积极践行环保使命；同时要保障群众的知情权，及时利用互联网等渠道，共享环境信息，对于违规排放的企业进行及时的报道，督促企业遵守环保约定，全体社会成员共同努力，早日打赢污染防治这场环境战役。(2)规范环境信息披露，完善市场信号的导向机制。本文研究证实了环境信息披露能有效调节非正式环境规制与绿色技术创新之间的关系、强化非正式环境规制的作用效果，表明高质量的环境信息披露是影响我国环保实践效果的重要因素。如何提高环境信息披露的水平，有效发挥环境信息在市场机制当中的信号传递效应，应成为当前环境治理体系建设的首要任务。和其他国家相比，我国环境信息披露起步较晚，尚未建立较为完整的体系，从当前的实践情况看，强制性披露与自愿性披露并行，但多以自愿性披露为主，这就造成当前的环境信息披露参差不齐，或是信息披露不充分，或是虚假信息披露，严重影响投资者决策效率，市场机制难以有效运转。因此，一方面应发挥强制性环境信息披露的主体地位，明确规范环境披露的内容、方式等，并通过第三方审计，对环境绩效进行评估，加大对虚假信息披露的惩罚力度，督促企业加大环保努力。另一方面，政府可以通过标杆管理的方式对企业进行规范化指导，推动企业之间的良性竞争，达到激励的效果，提高企业参与环境信息披露的积极性。(3)发挥环境规制政策的互补效应。异质性检验表明非正式环境规制能显著带来区域绿色工艺创新能力的提升，但对中、西部绿色产品创新作用不显著。因此，中、西部地区应注重正式环境规制与非正式环境规制政策的结合，发挥二者的互补作用。一方面，对于强制性的政府环境法规，政府在制定此类政策时应结合当地的环境信息披露状况，充分了解企业在环保实践可能存在的问题，抓主要矛盾，对环境法规进行及时的更新、调整与完善，使其真正有利于当地的环保实践。另一方面，政府在发动群众参与环境治理的过程中，也要注重环境信息披露渠道的建设，鼓励企业加强与公众的沟通和交流，以强化公众监管对促进企业主动承担环境责任进而激发其绿色技术创新动力的激励效果。