环境信息披露能否激励企业绿色技术创新？

付嘉为 范丹

关键词：环境信息披露；绿色技术创新；现金流水平；研发投入

一、引言

党的十八大以来，党中央明确将生态文明建设放在“五位一体”总布局的突出位置，之后我国又于2020年在联合国气候变化大会上提出了“双碳”目标，由此可见绿色低碳已成为我国经济发展的必然趋势。创新是实现绿色发展、建设“美丽中国”的重要支撑，尤其是在当今全球绿色竞争格局下，核心更是绿色技术创新的竞争（刘金科和肖翊阳，2022）。2021年我国“十四五”规划报告和国务院发布的《关于加快建立健全绿色低碳循环发展经济体系的指导意见》均强调了要加快推进绿色技术创新。那么，在环境保护和资源短缺的现实约束下应该如何激励企业绿色技术创新？环境规制是降低企业污染排放、促使企业绿色转型的重要手段和工具（万攀兵等，2021）。西方发达国家的环境规制在经历命令管制和市场管制两个阶段后，已普遍进入第三阶段，即利用环境信息披露进行环境治理（方颖和郭俊杰，2018）。我国当前的环境规制仍以命令型和市场型环境规制为主，已有研究发现第一阶段的命令型环境规制和第二阶段的市场型环境规制均对企业绿色技术创新有促进作用（陶锋等，2021；刘金科和肖翊阳，2022），而以环境信息披露为代表的第三阶段环境规制是命令型和市场型环境规制的重要补充或替代措施（方颖和郭俊杰，2018），探究其对企业绿色技术创新的激励作用，具有明确的现实意义和实践价值。

企业信息披露是利益相关方和机构投资者了解企业经营信息的重要渠道。不同于企业会计信息披露主要报告企业财务信息，环境信息披露侧重于对企业环保信息的公开，是对企业会计信息披露在环境行为信息方面的有效补充（吴红军等，2017）。2021年5月，生态环境部在《关于印发〈环境信息披露依法制度改革方案〉的通知》中指出，“环境信息依法披露是重要的企业环境管理制度，是生态文明制度体系的基础性内容”。进一步表明了企业环境信息披露的重要性。从理论上来说，一方面，环境信息披露有助于缓解企业与投资者之间的环境信息不对称（HealyandPalepu，2001），从而降低企业环境违规的道德风险，使其更易获得投资者的支持和信任（Benlemlihetal.，2018），缓解企业外部融资约束，为企业绿色技术创新提供有力的资金支持。另一方面，企业环境信息披露将使企业面临更多的媒体和公众监督压力，而正面积极的环境信息不仅有利于提升企业声誉，而且能够提高产品销量，增加销售收入，从而倒逼企业进行绿色技术创新。

研究环境信息披露对企业绿色技术创新的影响需要重点考虑以下问题：第一个问题是样本自选择问题。在企业环境信息披露的研究中，企业对其披露的内容存在“宣扬目的”和“掩饰目的”，即企业有动机选择对其环保行为进行详细披露甚至夸大宣传，而倾向于掩饰其环境污染行为信息，这恰恰会造成外部利益相关者对企业截然不同的认知，从而影响利益相关者对企业的消费或投资行为，进一步地，会作用于企业绿色技术创新。针对上述问题，本文運用双重差分方法，构造以2013年环保部出台的《国家重点监控企业污染源监督性监测及信息公开办法》作为准自然实验，并加入年份固定效应、地区固定效应和行业固定效应，缓解不可观测因素对研究结论的干扰。第二个问题是双向因果问题。环境信息披露越详细的企业具有越强的社会责任感，其对环境保护往往更加重视，环保投资也更多，这可能导致企业绿色技术创新水平的提高是企业本身具有较高环保意识带来的。有鉴于此，本文利用Python获取百度搜索引擎中包含企业名称的词频数进行工具变量检验。除了上述检验外，本文还进行了一系列常规性的稳健性检验，包括替换被解释变量和变换回归模型，力求研究结论更加稳健可信。

二、文献综述、理论机制和研究假说

（一）文献综述

本文从环境规制对绿色技术创新的影响，以及环境信息披露相关研究两个方面进行综述。关于环境规制对绿色技术创新的影响素来有“遵循成本效应”和“创新补偿效应”的争议，遵循成本论者认为环境规制会增加企业合规成本，从而抑制企业创新（Gray，1987）。而以“波特假说”为代表的创新补偿论认为适宜的环境规制能够刺激企业创新投入（PorterandVanderLinde，1995）。环境规制按实施主体和作用机制可分为命令控制型、市场激励型、公众参与型三类（张爱美，2021；Renetal.，2018），已有研究分别考察了以环保目标责任制为代表的命令控制型环境政策和以排污权交易为代表的市场经济激励型环境政策对绿色技术创新的影响，发现均能提升企业绿色技术创新水平（陶锋等，2021；齐绍洲等，2018），而关于以公众参与监督为主的环境信息披露对企业绿色技术创新影响的相关研究还较为匮乏。部分研究从异质性环境规制视角，探讨不同类型环境规制工具对绿色技术创新的影响（郭进，2019；范丹和孙晓婷，2020；董景荣等，2021；汪明月等，2022），研究发现排污收费增强了企业绿色技术创新能力，而环保补助却减弱了企业绿色技术创新能力（李青原和肖泽华，2020）。还有的研究考察环境规制执行（吴力波等，2021）、环境规制强度（张娟等，2019）、新《环保法》（王晓祺等，2020）等对绿色技术创新的影响，但并未得出一致结论。

环境信息披露制度是通过披露企业环境信息，降低企业与公众之间环境信息不对称，对环境违法企业在政府处罚之外给予额外的“惩罚”（方颖等，2018）。目前国内关于环境信息披露的研究主要探究其对企业经济绩效与环境绩效的影响，如对于外商投资（史贝贝等，2019）、企业全要素生产率（范丹和付嘉为，2021）和企业价值（唐勇军等，2021）等方面的考察，并且发现均有正向影响，而部分关于环境信息披露对融资约束（邱牧远和殷红，2019）、污染减排（胡宗义和李毅，2020）等方面的研究，则发现都是负向影响，这表明我国环境信息披露能够在这些方面产生一定程度的积极作用。然而，也有不同的研究发现由于我国环境信息披露存在的软约束问题，导致其在金融市场上失效（方颖等，2018）。国外开展环境信息披露政策的时间较早，关于环境信息披露的研究更为丰富。如美国1986年的有毒化学物质排放清单制度降低了有毒物质的排放量（Mastromonaco，2015），加拿大也于1993年制定了污染物排放清单作为政府环境管理工具，并在其实施的前三年降低了38%的污染排放（HarrisonandAntweiler，2003）。

通过梳理国内外文献可以发现，尽管现有关于环境信息披露的研究从不同视角进行了丰富的探讨和分析，但大部分文献研究集中在财务指标方面，从绿色技术创新角度考察环境信息披露的实施效果还相对缺乏。而企业绿色技术创新不仅可以提高企业全要素生产率，还可以降低污染排放水平，是实现经济增长与环境保护双赢的重要途径。因此本文拟从微观企业角度出发，探讨环境信息披露的“绿色效应”。针对现有文献的局限性，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：（1）在研究视角方面，目前国内关于环境治理的研究大多是对第一阶段命令型和第二阶段市场型的考察，而第三阶段环境规制，即环境信息披露对企业绿色技术创新影响的文献相对稀缺。本文通过采用2008-2016年上市公司的面板数据，揭示环境信息披露对企业绿色技术创新的积极影响，在中国现实情形下支持了“波特假说”。为完善中国环境治理体系、推进绿色发展提供了微观层面的经验证据。（2）从企业现金流和企业研发投入两个维度探讨中国环境信息披露政策对企业绿色技术创新的作用原理和逻辑机制，为促进企业绿色技术创新提供新的环境治理路径，同时也从企业财务因素角度丰富了非正式环境规制与企业绿色技术创新关系的研究。（3）为了增加研究结论的稳健性，本文通过手工整理上市公司全部年报、社会责任报告、环境报告等获得上市公司环境信息相关数据。利用项目分析法从10个类别分4个标准对企业环境信息披露的质量进行打分，进而汇总得到各企业的EID，数据来源翔实可靠；通过Python获取2007-2016年百度搜索中有关企业名称的检索次数作为企业环境信息披露的工具变量缓解模型存在的内生性问题，并通过替换被解释变量、PSM检验等分析使得实证结果更加稳健可信。

（二）理论机制和研究假设

面对社会公众对企业环境信息披露的不断呼吁和政府对企业环境信息公开的要求，企業主动进行环境信息披露，不仅可以降低市场的信息不对称，提高社会公众对企业污染的知情权和环境污染治理的参与度，增加企业与股东等利益相关者的联系，而且正面的环境信息披露可以帮助企业获得更高的媒体关注度和提高企业知名度，促使消费者“用脚投票”，有利于提升企业产品市场份额，并且作为企业向市场公布自身绿色发展水平的有效信号，能够有效提升企业形象，和污染型企业做出明显区分，增强消费者信心，促进企业从各方面加大绿色创新力度，从而帮助企业获得额外的竞争优势（朱炜等，2019）。负面环境信息披露能够在法律处罚之外，给环境违法企业带来额外的“惩罚”（方颖和郭俊杰，2018），增加激励企业创新和绿色技术进步的压力，倒逼企业通过技术创新降低排污成本和避免违规惩罚。因此，环境信息披露可能会促使企业加快绿色技术研发投入、减少产品生产过程中的污染排放来降低合规成本并提升企业形象。基于以上分析，本文提出假说1。

假说1：环境信息披露有助于提高企业绿色技术创新水平。

企业融资约束的根源在于信息不对称（MyersandMajluf，1984），企业管理者通常比外部投资者掌握更多的企业信息，若他们利用这些信息将企业内部风险转移给外部投资者，将会导致投资者利益受损。考虑到上述情况，若企业信息披露不完全、不充分，将使外部投资者面临额外的投资风险，从而外部投资者可能向企业收取更多风险溢价，甚至拒绝投资，最终增加企业融资成本，形成融资约束（吴红军等，2017）。

除财务信息外，企业环境信息也是外部投资者进行投资时所需要了解的重要信息（JiaandZhang，2022）。其原因在于，企业经营也会受环境规制的约束，环境绩效表现良好的企业，往往会更积极地披露其环境信息，来获得更好的企业声誉，而不披露环境信息或披露信息质量低下的企业，则被认为有较差的环境表现，可能存在因环境违规使投资遭受损失的风险。例如，中国“绿色信贷”政策要求商业银行对重污染企业贷款进行严格审查，因此，企业披露的环境信息将影响企业能否顺利获得贷款。另外，企业绿色技术创新能力受到融资约束限制，如果企业难以获得资金投入，将严重阻碍企业绿色技术创新（Andersen2017；Yuetal.，2021）。

假说2：环境信息披露能够通过缓解企业融资约束来提高企业绿色技术创新水平。

根据委托—代理理论，企业所有者与管理者之间的目标不一致会导致利益冲突。在信息不对称的情况下，企业所有者将加强对管理者的监督，可能根据经营者在任期内经营收益表现来决定任免，而企业绿色研发创新往往具有长期性和不确定性，因此，企业管理者在任期内可能出于自身利益考虑而更加关注短期利益，放弃投资大、回收周期长、风险高的绿色研发项目。而环境信息披露通过向企业所有者和利益相关方传递其环境行为，可以降低代理成本，缓解企业所有者与管理者之间信息不对称，减少其受损失的风险，增加管理者投资绿色创新项目的可能性和研发投入力度（LuoandXiong，2022）。

另外，企业在环境信息披露中展示增加绿色技术创新资金投入的行为可以提升企业形象，随着公众环保意识的增强，更环保的企业形象可能增加其产品销售，获得更多的经营利润，从而吸引企业增加研发投入。而负面环境信息披露将影响企业声誉，给企业带来舆论压力，迫使企业在现有研发投入基础上进一步加大投资和绿色创新投入。最后，企业污染排放需要满足既定的环境标准，而环境信息披露则加剧了企业面临的合规压力，这可能促使企业通过增加研发投入来避免因环保问题而受到处罚（Zhangetal.，2022）。

假说3：环境信息披露能够通过增加企业研发投入来提高企业绿色技术创新水平。

三、变量、数据来源及分析

（一）样本和数据

本文以2007-2016年沪、深两市中上市公司作为研究对象，研究所需要的财务数据来源于Wind数据库，环境披露数据来源于手工整理的上市公司年报，企业绿色发明专利数据来源于国家知识产权局。和大部分文献处理方式相同，本文剔除如下公司：①连续亏损的公司。通常标识为ST和ST*。②金融类公司。由于这类公司所处行业的特殊性，可能会对实证结果造成干扰。③数据值缺失严重的公司。通过筛选最终得到2399家公司。

（二）变量选取

1．环境信息披露

由于单独披露环境信息报告的企业较少，因此企业环境信息评分数据主要来源于企业年报、重要事项和附件三个部分（徐杰和陈明禹，2017）。在评分标准上，目前国内外衡量企业环境信息披露主要采用项目评分法，即按照企业环境事项的相关表现划分出多个项目并分别计分，来综合评价企业环境信息披露质量。本文的环境信息披露也沿用了项目评分体系，并参考了王霞等（2013）的评分方法，结合2010年环境保护部出台的《上市公司环境信息披露指南》相关指引，从企业环保表现、环保补贴及贷款等十个方面进行评分，并根据披露的详细程度和披露方式（定性披露和定量披露）按等级分别计0-3分，最终根据所有项目评分加总得出环境信息披露得分EID。具体评分细则如表1所示。

上式中，EIDit为企业i第t年的环境信息披露得分之和，最大为30；CEIDijt表示企业i第t年在第j个项目上的得分，其中j=1，2…10。

2．绿色技术创新

绿色技术创新研究已经得到学界的广泛关注，从宏观角度，绿色技术创新被视为全球绿色转型和发展低碳经济的核心手段；从微观角度，绿色技术创新是增强企业竞争优势的有力途径（Porter，1995）。国内有关绿色技术创新体系的研究相对比较薄弱，绿色技术创新内涵的界定也并未统一。目前中国绿色技术创新评价体系相关研究主要分为三类：一是依据中国知识产权局的专利信息服务平台将绿色技术专利分为8类进行分类统计，以绿色技术专利的数量来衡量绿色技术创新（李婉红，2015）。二是采用测算的能源偏向性技术进步来表示绿色技术创新。这种方法基于超越对数成本函数，使用不变时间趋势表示技术进步率和偏向性（何小钢和王自力，2015）。三是采用基于松弛的方向性距离函数和具有相加结构的生产率指标來度量绿色技术创新（景维民和张璐，2014）。绿色技术创新的测度可以参考技术创新的三种指标，分别为企业研发投入、企业专利数量和企业全要素生产率（TFP）。但企业研发投入和企业全要素生产率限于数据原因难以测度企业绿色技术创新，因此，相对来说企业绿色发明专利在测度企业绿色技术创新上具有更为明显的优势（王班班和赵程，2019）。基于已有企业绿色技术创新的相关文献，本文借鉴董直庆和王辉（2019）的做法，选取企业发明型绿色专利数量作为绿色技术创新的代理变量。一般而言企业拥有的发明型绿色专利数量越多，也就代表其绿色技术创新能力越强。为了尽可能使数据保持正态分布，本文对发明型绿色专利数据进行了对数化处理，即将绿色发明专利数+1再取对数作为被解释变量。

本文按年份计算年平均绿色发明专利数量和年平均环境披露得分，并标注在图1中。从图1中可以发现，企业发明型绿色专利数量和企业环境信息披露得分呈现正向相关关系。本文初步推断，环境信息披露有助于提高企业绿色技术创新水平。

3．其他变量

本文选取的控制变量包括：企业年龄（age），企业所有制（attributes），净资产回报率（ROE），企业融资成本（cost），股权结构（es）。主要变量及定义如表2所示。

（三）相关性分析

表3显示了各变量之间相关性分析结果。由表3可知，企业环境信息披露与企业绿色技术创新呈显著正相关关系，相关系数为0.033，与下文研究的结论大体一致。此外，各变量之间的相关系数都比较小，系数最大的是企业年龄与企业股权结构，为-0.24，说明模型的设立不存在严重的多重共线性问题。

四、计量模型与实证分析

（一）基准回归分析

为了检验环境信息披露对企业绿色技术创新的影响，本文构建以下模型：

Yit表示企业i在第t年的发明型绿色专利数的对数。lnEDIit是企业i在第t年的环境信息披露得分+1后取自然对数。lnitEDI的系数1是本文关注的环境信息披露对企业绿色技术创新的影响。Xit是一组控制变量，包括企业年龄、企业性质、净资产回报率、融资成本、企业股权结构。g为地区固定效应，j为行业固定效应，t为年份固定效应，it为随机误差项。

环境信息披露对于企业绿色技术创新的回归结果见表4。第（1）列表示无控制变量和无固定效应条件下，环境信息披露对于企业绿色技术创新的影响，估计结果显示环境信息披露对企业绿色技术创新的回归系数为0.0267，并在1%统计水平上显著。第（2）列表示在添加控制变量的情况下，环境信息披露对于企业绿色技术创新仍然显著为正向影响。第（3）列表示在添加控制变量，并且控制了地区、行业、时间固定效应后环境信息披露对于企业绿色技术创新的平均影响，回归系数为0.0125，同样在1%统计水平上显著。说明企业环境信息披露显著提高了企业的绿色技术创新水平。第（4）～（6）列运用固定效应模型（FE），回归结果与前3列基本保持一致，说明回归结果具有一定的稳健性。

上述结果表明，企业环境信息披露有助于提升企业绿色技术创新水平，假说1得证。这可以从两方面进行分析：一方面，从理论上来讲，企业正面的环境信息披露可以提高企业信息透明度，增强与利益相关者的联系，增加消费者信心和企业份额，有利于扩大企业的市场影响力，提高消费者未来预期水平，激励企业进行绿色技术研发。企业负面的环境信息披露可以通过社会舆论和媒体曝光倒逼企业进行绿色技术创新，以降低排污成本并减轻舆论压力。另一方面，从政策效果上讲，企业环境信息披露制度属于政府顶层设计，充分发挥了以公众参与为主导的监督作用，为实现中国经济增长和环境保护的双赢提供了新的指导方向。

（二）传导机制分析

上述结果表明，企业环境信息披露对绿色技术创新具有正向促进作用，那么我们更关注环境信息披露通过哪些路径激发企业绿色技术创新。参考已有文献，环境信息披露可以增加企业现金流量（Qiu，2016），而较高的现金流量水平可以为企业的绿色技术研发提供充足的资金。同时环境信息披露可以增加企业的研发投入（张秀敏等，2016），而较高的研发投入也有利于企业进行绿色技术创新。因此，本文从上述两条作用渠道对传导机制进行探讨。

1．融资约束

企业环境信息披露通过缓解企业融资约束来提高企业绿色技术创新水平。本文参考Almeida（2004）提出的现金流模型，采用企业现金流量来度量企业融资约束，企业现金流越大，表明所受融资约束越小。同时也借鉴现有研究采用SA指数（Charlesetal.，2010）和FC指数（陈峻和郑惠琼，2020）来度量融资约束。其中，各指数值越大（非绝对值），则面临的融资约束越严重（肖曙光等，2020）。表5的第（1）～（4）列报告了环境信息披露对融资约束的回归结果。结果均显示在控制了其他因素的情况下，环境信息披露显著提高了企业现金流，且无论使用何种融资约束指标，环境信息披露均降低了企业融资约束。上述结果表明环境信息披露通过缓解企业融资约束提升了企业绿色技术创新，假说2得证。

2．研发投入

环境信息披露通过增加企业研发投入来提高企业绿色技术创新水平。本文选取企业的研发投入作为被解释变量，考察环境信息披露对企业研发投入的影响。表5的第（4）列报告了环境信息披露对企业研发投入的回归结果。结果显示在控制其他因素影响的情况下，环境信息披露显著提高了企业研发投入，影响系数为0.0756，在1%的统计水平上显著。表明环境信息披露能够通过提升企业研发投入促进企业绿色技术创新，假说3得证。

（三）异质性分析

以上分析说明环境信息披露对于企业的绿色技术创新具有显著的促进作用，但是这种促进作用是否会在不同的地区或不同污染类型企业之间有所差异？因此，本文分地区异质性和污染类型异质性两个维度来展开环境信息披露对企业绿色技术创新影响的讨论。

1.地区异质性分析

本文根据企业所处地区不同将样本分为东部、中部和西部三个子样本。表6的第（1）、第（2）、第（3）列分别展示了不同地区企业的回归结果。结果显示东部地区环境信息披露的系数为正，且在5%水平上显著，中西部地区环境信息披露系数为正，但不显著。表明环境信息披露仅对东部地区企业的绿色技术创新有显著促进作用，而对处于中西部地区企业的绿色技术创新没有显著影响。原因可能在于中西部地区相对于东部地区而言，其发展水平低，监管力度小，因此，中西部地区的企业环境信息披露可能存在着不全面、不具体、时效性弱、有效性低等问题，对企业绿色技术创新的促进作用更小。

2.企业污染类型异质性分析

我们以国家环保部2008年制定的《上市公司环境信息披露指南》以及2012年证监会发布的《上市公司行业分类指引》为主要依据，参考倪娟和孔今文（2016）的划分方法，将样本数据划分为重污染型企业和非重污染型企业两类（重污染行业主要包括火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业16类行业），并分别进行回归，结果展示在表6的第（4）、（5）两列。从表中可以看出，环境信息披露可以显著提高处于重污染行业中企业的绿色技术创新水平，但对于非重污染行业中企业的绿色技术创新没有产生显著影响。原因在于污染型企业的环境绩效较差，对于环境信息披露更为敏感，可能会投入更多的资本和劳动进行绿色研发，以期降低污染排放水平，减轻舆论压力。

（四）稳健性检验

接下来分别从以下四个方面对回归结果进行稳健性检验。

1.替换被解释变量

在上文的回归及检验中，被解释变量均使用的是发明型绿色技术专利数+1后取自然对数，现将其替换为实用型绿色技术专利数+1后取自然对数（lnpantent*），并同样运用模型（1）中的回归模型，以检验上文回归结果的稳健性。表7报告了替换被解释变量之后的回归结果，环境信息披露系数仍然显著为正，与上文结果基本一致，表明替换被解释变量不会影响估计结果。

2．内生性处理

内生性来源于可能的样本选择偏差。虽然环保部门规定了环境信息披露的项目，但并未对披露的条款数和内容进行强制要求，因此，企业可以选择披露类型和披露内容，即企业可以选择披露什么以及披露多少。为维护企业声誉，企业更倾向于披露对自己有利的正面环境信息，而隱藏或减少披露对自己不利的负面环境信息，那么本文基准结果可能存在样本选择偏差问题。

为了处理内生性，本文利用工具变量法检验环境信息披露对绿色技术创新的作用效果。参考史贝贝等（2019）的研究方法，考虑到投资者和利益相关方更可能通过互联网媒体途径来获取企业相关的环境信息，因此利用Python获取2007-2016年百度搜索中有关企业名称的检索次数作为企业环境信息披露的工具变量，并通过了工具变量外生性检验和弱工具变量检验。本文选择百度搜索中包含上市公司名称的新闻数量作为工具变量的主要原因在于：第一，随着互联网的广泛普及，大众获取信息的方式已逐步由纸质媒介向数字媒介转换，而企业在百度新闻中的搜索词频越多，其环境信息披露的可能性越大，满足工具变量相关性假说。第二，企业在百度中的搜索量与企业绿色技术创新并无直接关系，满足工具变量外生性假说。本文利用两阶段最小二乘法进行工具变量稳健性检验，检验结果报告在表8中。

其中，（1）、（2）两列分别为未添加固定效应和加入固定效应后的工具变量第一阶段回归结果，两者的F统计量均大于10，通过弱工具变量检验。（3）、（4）两列分别为以企业发明型绿色专利对数（lnpatent）和实用型绿色专利对数（lnpatent*）作为被解释变量的第二阶段回归结果，二者估计系数均在1%水平上显著为正，表明在缓解内生性问题后，本文主要结论仍成立。

3.变换回归模型

本文被解释变量为企业绿色技术创新，用企业发明型绿色技术专利的数量作代理变量时，因变量中可能含有较多的零值，所以，本文分别使用Tobit模型和零膨胀模型替代原模型进行稳健性检验。检验结果如表9所示。由表9可知，对于Tobit模型，环境信息披露与企业绿色技术创新的回归系数分别为0.233和0.185，且在1%的水平上显著。对于零膨胀模型，环境信息披露与企业绿色技术创新的回归系数分别为0.180和0.137，并分别在1%和5%的水平上显著。说明无论是使用哪种模型，环境信息披露均能够显著促进企业绿色技术创新，进一步证明了上文研究结论的稳健性。

4.双重差分检验

虽然上文稳健性检验可以在一定程度上降低由企业选择性地对正面或负面环境信息进行披露而造成的样本选择误差，但我们仍担心绿色技术水平或绿色技术创新能力更高的企业更有可能选择更详细的环境信息进行披露，进而有更高的环境信息披露得分，由此产生的内生性也是本文需解决的重点问题之一。

（1）双重差分法回归结果。本文选取2013年7月环保部出台的《国家重点监控企业污染源监督性监测及信息公开办法》作为准自然实验，利用双重差分法考察环境信息披露政策对于企业绿色技术创新的影响，该政策强制要求重污染企业披露其环境信息。基于此，本文以重污染企业作为处理组，非重污染企业作为对照组①，双重差分法的第一重差分（treat）来自重污染企业与非重污染企业之间的差异，第二重差分（time）来自政策实施后与政策实施前的差异。并参考Zhang等（2019）的做法，在模型中加入地区、行业和时间三重固定效应，来克服模型中可能存在的遗漏变量问题。双重差分模型构建如下：

其中，Yit同时表示企业i在t年的发明型绿色专利数的对数和实用型绿色专利数的对数。treatitimet表示企业污染类型虚拟变量（treati）与年份虚拟变量（timet）的交互项，即企业为重污染企业，则treati取值为1，反之取值为0；在政策实施后timet取值为1，反之取值为0。其系数1是本文重点关注的环境信息披露政策对企业全要素生产率的影响效果，若1显著为正，说明《国家重点监控企业污染源监督性监测及信息公开办法》有助于促进企业绿色技术创新，从侧面印证了环境信息披露质量提升对企业绿色技术创新的激励作用。Xit为一组控制变量，与模型（1）中控制变量相同。g为地区固定效应，j为行业固定效应，t为时间固定效应，it为随机误差项。

双重差分检验的回归结果报告在表10中。其中（1）、（2）两列为未添加控制变量的回归结果，（3）、（4）两列为加入控制变量后的回归结果，均控制了地区、行业、时间固定效应。回归结果显示，交互项的系数1在1%水平上显著为正，相对于非重污染企业，环境信息披露政策显著提升了重污染企业的绿色技术创新水平，说明在进一步缓解样本自选择偏误和内生性问题后，上述结论仍然稳健。

（2）平行趋势检验。满足平行趋势是使用双重差分法的前提，即在政策实施前，重污染企业和非重污染企业的绿色技术创新水平需要具有一致的随时间变化趋势。本文参考Jacobson等（1993）的方法，使用事件分析法（EvenStudy），构建以下估计模型：

模型中，以样本初始年为基准年，t表示处理组和控制组样本企业在2008-2016年差异变动估计系数。其他变量设定与模型（1）中相同。

图2为5%置信区间下的t估计系数变化结果。图2（a）为样本企业发明型绿色专利平行趋势，图2（b）为实用型绿色专利平行趋势。由图可知，在政策出台前，两者t在2008-2012年均不显著，说明处理组和控制组企业绿色技术创新水平不存在系统性差异，模型通过平行趋势检验。同时，在政策出台后，发明型绿色专利的估计系数t逐年上升，且在政策实施后第二年和第三年显著为正，其滞后效应的原因可能在于企业绿色技术创新需要时间。实用型绿色技术专利的系数在政策出台后均显著为正，这意味着环境信息披露政策对企业绿色技术创新产生了积极的激励作用，进一步验证了基准回归结论的稳健性。

五、结论和启示

目前中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，加强生态文明建设、提高绿色技术创新水平是促进绿色低碳发展、推动经济高质量增长的重要一环。基于此，本文试图探讨第三阶段环境规制，即环境信息披露是否能够提高企业的绿色技术创新能力，其背后的传导路径又是怎样的。为此，本文利用2007-2016年共2399家上市公司面板数据展开实证研究，得出以下研究结论：（1）环境信息披露在一定程度上提高了企业绿色技术创新能力。具体来说，企业环境信息披露越詳细，环境信息披露质量越高，对企业绿色技术创新的促进作用也越强。经过克服内生性和样本选择偏误等一系列稳健性检验，该结论仍然成立。（2）从影响机制来看，企业环境信息披露可以通过缓解企业融资约束，为企业绿色技术创新提供充足的资金支持。此外，环境信息披露还能够通过增加企业研发投入来激励企业绿色技术创新。（3）从地区异质性上来看，企业环境信息披露能够显著促进东部地区企业的绿色技术创新，而对中、西部地区企业的绿色技术创新没有显著影响；从企业污染类型上来看，环境信息披露对重污染企业和非重污染企业的绿色技术创新均会产生促进作用，且对重污染行业中的企业作用效果更显著。

基于本文研究结论，为了更好地发挥环境信息披露政策的效果，本文得出以下启示。首先，推进和完善以上市公司环境信息披露政策为代表的以公众参与为主体的第三阶段环境规制政策。中国已经度过了以高污染、高能耗为代表的粗犷式经济发展模式，低碳、绿色发展已经成为中国和国际社会发展的必然趋势。在污染治理上，“一刀切”式的命令型环境规制手段，虽有利于污染减排，但带来的成本和资源错配问题大幅降低了污染减排的收益，而以公众参与为主导的环境信息披露政策能够尽可能减少此类问题。中国目前环境信息披露政策仅强制要求重污染企业进行环境信息披露，其余上市公司并未强制要求披露。总体上看，存在披露数量较少、质量偏低的情况。因此，政府可考虑扩大企业环境信息披露的覆盖范围，使公众参与在环境治理中发挥出更加积极的作用。其次，建立和完善中西部地区的环境监管体系。本文发现环境信息披露在不同的地区之间存在着差异，说明在不同的监管体系下，政策效果可能会有所差异。因此，政府应该加强环境行政监管力度，完善中西部地区的监管体系，使环境信息披露政策在中西部地区能够得到有效实施。最后，规范环境信息披露制度标准，完善绿色信贷体系，限制向环境信息披露质量不达标的企业提供贷款，引领资金流向绿色合规企业，利用绿色金融工具加强环境信息披露对企业绿色技术创新的激励作用，进而推动我国经济绿色发展。