促进还是抑制？环境信息披露对企业绿色创新绩效的影响

郭炳南，冯 雨，王 旭

（1. 江苏科技大学 人文社科学院，江苏 镇江 212100；2. 江苏科技大学 经济管理学院，江苏 镇江 212100）

一、引言

中国“十四五”规划中提出“加快推动绿色低碳发展”和“支持绿色技术创新”，明确了企业发展的方向和要求。党的二十大报告进一步明确“广泛形成绿色生产生活方式”和“推动制造业高端化、智能化、绿色化发展”的目标，对制造业绿色发展“质”的提升和“量”的增长提出了新任务与新挑战。然而，作为污染排放的主体，企业通常是政府所实施的环境规制政策的主要着力点［1］。随着生态环境问题日益严峻，中国高度重视生态文明建设，在环境保护方面实施了多项环境规制政策，关停并转多家污染企业后，环境状况显著改善，污染防治取得了重大成效［2］。但准入限制、总量控制、排污权交易等环境规制工具往往“一刀切”，在实施过程中缺乏灵活性，对企业绿色技术创新的内在激励不足，通常呈现出短期有效、长期低效率的政策效果［3］。因此，在政府宏观政策效果逐渐弱化的背景下，生态环境部鼓励上市企业主动披露环境信息及其监督管理活动，期望上市企业以更加透明的方式展开生产活动。那么，环境信息披露是否能够促进企业绿色技术创新呢？厘清这一问题及其传导机制，不仅有助于探索企业环境信息披露的多元化政策效果、助力“双碳”目标的实现，还能切实激发企业绿色技术创新的内在动力，促进经济社会与生态文明建设的协调发展。

近年来，中国已初步形成以低碳城市试点政策、环保税等正式环境规制为基础，以环境信息披露等非正式环境规制为补充的环境规制制度体系。已有文献大多研究正式环境规制对企业创新的影响。由于正式环境规制增加了企业污染治理的外部成本，企业为将污染治理的外部成本内部化，会积极进行技术创新［4］。但关于正式环境规制对绿色技术创新的影响，现有研究结论并未达成一致，主要包括三种观点。第一种观点是促进效应，正式环境规制会激励企业的绿色技术创新［5，6］，这主要体现在能源节约和替代能源生产两类专利的申请上［7］。第二种观点是抑制效应，在正式环境规制的约束下，与企业的环境保护行为相比，绿色技术创新的成本更高，成果易于被模仿和复制［8］，这损害了企业绿色技术创新的积极性［9］。第三种观点是非线性影响，正式环境规制对绿色技术创新呈现先抑后扬的“U”型作用［10］。但作为正式环境规制的补充，目前学术界对非正式环境规制的关注较少，且鲜有研究涉及非正式环境规制对企业绿色技术创新的影响，这为本文的研究提供了扩展空间。

关于非正式环境规制的政策效应研究，学者们展开了较为丰富的探讨，主要可以划分为以下三类。第一类是提升环境效益，媒体的监管有助于降低发展中国家的污染物排放水平［11］，这种减排效果在工业聚集区更为显著。第二类是影响政府决策，非政府组织的环境战略会影响政府环境政策的议程及其决策［12］，尤其是涉及能源排放目标的气候决策［13］。第三类是促进技术创新，非政府组织的环境行为能够促进企业可持续创新行为［14］，但正式环境规制对技术创新的促进作用强于非正式环境规制［15］。上述研究为本文深入考察企业环境信息披露如何影响绿色技术创新提供了有益的理论和实证经验参考。

尽管学术界围绕非正式环境规制与绿色技术创新之间的关系展开了探讨，但以下两个方面有待进一步深化。其一，作为非正式环境规制的一种，尽管已有研究探讨了环境信息披露对创新绩效的影响，但现有研究结论并未达成一致。一方面，有学者认为环境信息披露对创新研发具有激励效应［16］，这种激励在互联网普及率高的城市作用更强［17］。此外，融资约束、员工稳定性和财务绩效是重要的传导机制［18，19］。另一方面，环境信息披露质量会挤出企业创新份额的投入、抑制企业创新［20，21］。造成两种研究结论冲突的原因可能在于两类研究的切入角度不同，前者主要基于环境信息披露与企业技术创新之间的线性关系展开分析，而后者考虑了环境规制作为机制变量的调节作用。其二，尽管有学者探讨了环境信息披露对企业绿色技术创新的影响，但绿色创新能力的指标为测量所得［22］，指标数据存在失真的现象。此外，没有对绿色创新专利进行划分［23］，无法衡量企业“高质量”绿色创新行为。基于此，本文从企业绿色创新的动机出发，选取能够帮助企业获得竞争优势、提升环境绩效的绿色发明专利申请数量作为被解释变量，重点探讨企业环境信息披露对企业绿色创新绩效的影响。

概括而言，借助2010 年《上市公司环境信息披露指南》这一自然实验，本文选取2008—2021年沪深A 股制造业上市公司数据为研究样本，采用多时点双重差分模型评估企业环境信息披露对绿色创新绩效的影响。与已有文献相比，本文的边际贡献主要体现在：从企业绿色创新的动机视角出发，识别企业环境信息披露与绿色创新绩效之间的因果关系，解决现有文献在指标测量方面的误差问题，为进一步推行环境信息披露监管法规、提升企业高质量绿色创新提供了切实可行的参考建议；从内外部资源效应两个视角，创新性地挖掘政府税收、市场融资约束与企业研发的作用机理，即分解出税收激励效应、融资约束缓解效应、研发投入累积效应三条传导路径，为提升企业绿色创新质量提供了新的研究视角和实践启示。

二、理论分析与研究假说

环境信息披露最大的优点在于，激励利益相关方（如消费者、环保部门）对企业的环境表现进行监督，提高公众对于环境问题的认识，缓解公众与企业之间的信息不对称问题。研究表明，环境信息披露能够通过技术创新提升企业的全要素生产率［24］，那么，环境信息披露能否提升企业绿色创新绩效呢？根据信号传递理论，企业的环境信息披露能揭示企业所承担的减排责任，向社会传递良好的信号［25］。一方面，为企业树立良好的声誉与形象，使企业取得良好的社会信任，有助于提高企业商业信用融资额，进而为企业绿色技术创新提供支持。另一方面，环境信息披露扩大了企业环境行为的知悉范围，向政府释放了“正反馈”信号，在绿色技术创新等税收优惠政策的激励下，企业的绿色技术创新动力更强。据此，本文提出假设1。

假设1：环境信息披露能够提升企业绿色技术创新绩效。

从外部资源视角来看，政府税收（如环境税等）是影响企业绿色技术创新的重要因素［26］。在环境信息披露的政策效应下，税收对企业绿色技术创新的扶持手段主要可以概括为以下两种。第一，激励效应。环境信息披露作为非正式环境规制，对企业具有弱约束性。而绿色创新具有失败率高、周期长、预期收益不稳定等特点，因而企业在披露过程中的主观性较强、技术创新的主动性较弱。为解决上述难题，进一步激发企业的创新活力，政府构建了全方位税收优惠体系，将普惠式与特惠式政策相结合，增加了企业内源型冗余资源［27］，实行研发费加计扣除等优惠政策，以激励创新主体进行绿色创新技术研发。第二，挤出效应。在环境信息披露后，企业必须依据公开的信息，为生产过程中的资源消耗和污染物排放行为缴纳税款，这增加了企业的制度遵循成本、挤占了部分营运资金。为缓解因信息披露带来的长期税负“阵痛”，进一步提高资源利用效率、降低污染物排放，企业会积极开展绿色研发活动。基于上述分析，本文提出假设2。

假设2：政府税收会抑制环境信息披露对企业绿色创新绩效的提升作用。

环境信息质量会影响企业债务融资方式的选择，环境信息披露有助于缓解企业融资约束，已有研究表明，环境信息披露能够促进企业技术创新［21］，而缓解融资约束有助于提升企业创新能力［28］。那么，融资约束是否会影响企业环境信息披露的绿色创新绩效呢？根据信息经济学的基本理论，在非对称信息环境中，在有限的企业内部信息和资本回报率最大化约束的双重条件下，环境信息披露是外部投资者评估企业投资风险的关键。一方面，环境信息披露弱化了投资者和企业内部的信息不对称程度，节约了投资者的信息收集成本和监管成本，降低了投资者的预期风险，增加了企业获得融资的可能性。另一方面，环境信息披露向政府部门和社会公众释放了积极信号，提高了企业的社会声誉，为企业树立了良好的社会形象，有助于降低企业的融资成本。债务融资的实现为企业的生产经营活动筹集了资金，弥补了企业内部资金不足的问题，有助于企业绿色研发和价值创造活动的展开。基于上述分析，本文提出假设3。

假设3：融资约束负向作用于环境信息披露对绿色创新绩效的影响。

研发投入是技术创新的源泉和动力，是企业绿色创新绩效的主导因素。在“双碳”目标的宏观背景下，企业的环境信息披露揭示了企业的环境管理、环境处罚、污染物排放等信息，扩大了环境信息的知悉范围［29］。为降低污染物排放、提高生产效率，企业会有意识地提高研发投入，通过绿色技术研发实现降碳减排的目标。研发投入主要体现在三个方面。第一，人员配置方面：招募和雇佣研发精英，为其配置研发课程和项目培训，实现研发队伍的素质化和规模化。第二，设备配置方面：购置先进的研发设备，提供有效的研发原材料和易耗品器材，营造优质的科研环境和浓厚的科研氛围。第三，研发改进方面：研发活动通常不是一蹴而就的，在取得突破性创新以后，还需要进一步优化其性能、结构和成本等。企业通过雇佣优质的研发人员、提供优质研发设备，为研发活动提供了软件和硬件支持，最终提升了绿色创新绩效。基于上述分析，本文提出假设4。

假设4：研发投入强化了环境信息披露对企业绿色创新绩效的促进作用。

三、研究设计

（一）变量定义与计量

1.绿色创新绩效。参考张欣和董竹［30］的研究，使用企业当年申请的绿色发明专利数量作为绿色创新绩效的度量指标。为简化计算，对其加1 后取对数处理。

2.企业环境信息披露。参考陈启博［1］的研究，以企业社会责任报告中是否涉及环境信息为准，若在社会责任报告中披露了环境信息，则披露意愿取值为1，否则为0；披露当年及以后的年份取值为1，否则为0；做两者的交乘项，得到企业环境信息披露的指标。

3.控制变量。为控制其他可能对企业绿色创新绩效产生影响的个体特征，本文纳入了企业层面的控制变量：（1）公司年龄，采用观测年度减去IPO 年度的对数形式；（2）产权性质，根据实际控制人性质将企业划分为国有企业和非国有企业；（3）两职合一，根据董事长与总经理是否为同一人进行划分；（4）资产负债率，负债合计与资产总计的比值；（5）总资产净利润率，净利润与资产总计的比值；（6）现金流状况，经营活动产生的现金流量净额与期初总资产的比值；（7）账面市值比，股东权益与公司市值的比值；（8）员工密集度，年末员工数与当年营业收入的比值；（9）员工人数，在册（在职）员工人数；（10）财务杠杆率，息税前利润与营业利润的比值；（11）管理费用率，管理费用与营业收入的比值。部分缺失值采用线性插值法补齐。

4.调节变量。为检验企业环境信息披露对绿色创新绩效的影响机制，基于前文的理论分析，本文选取以下调节变量：（1）研发投入，采用研发投入占营业收入的比例进行衡量；（2）税收，采用企业税负进行表征，即采用企业所得税与营业收入的比例进行衡量；（3）融资约束，采用FC指数①。其中，size 表示企业资产规模，lev 表示企业财务杠杆率，Cash 表示企业当年发放的现金股利，MB 表示企业市账比，NWC 表示企业净营运资本；EBIT 表示企业息税前利润，ta 表示企业总资产，it 表示企业i 第t 年的数据。进行衡量。

（二）样本选择与数据来源

根据证监会发布的《上市公司行业分类指引》（2012 年修订）的行业划分标准，本文选取沪深两市A 股上市制造业企业为研究对象，考察企业环境信息披露对绿色创新绩效的影响。根据《国家税务总局关于修订2008 年税收会计统计报表制度的通知》①关于修订2008 年税收会计统计报表制度的通知，https://www.shuiwu114.com/zcfgkShow/76257.aspx。，企业报表的统计项目和统计口径在2008 年发生了变化，因此，本文选取2008—2021 年为观测区间。其中，绿色专利数据来源于中国研究数据服务平台CNRDS 数据库，其余数据来自国泰安CSMAR 数据库。为获得研究所需的样本数据，参考吕越等［31］的研究，对两个数据库中的企业样本数据按照证券代码和统计年度进行匹配。最后，根据研究的实际需要，本文剔除了在2008 年以后上市的制造业企业，剔除ST 或*ST 或PT股企业，剔除上市不满一年、已经退市或被暂停上市的公司。经过上述处理，获得了11 186 个公司—年度平衡面板数据。变量的描述性统计结果如表1 所示。

表1 描述性统计

四、实证结果与分析

（一）平行趋势检验

在使用双重差分模型检验企业环境信息披露对绿色创新绩效的净效应前，需要对政策实施的有效性进行检验。若处理组与控制组企业的绿色创新绩效在环境信息披露之前就存在差异，则说明政策无效；若两者的绿色创新绩效在环境信息披露前后存在显著差异，则政策有效，即可以验证政策的净效应。

环境信息披露前后企业绿色创新绩效的动态系数检验如图1 所示，在环境信息披露后，企业绿色创新绩效显著提升。在环境信息披露前，回归系数95%的置信区间通过0，说明实验组与对照组企业之间的绿色创新绩效不存在显著差异；在披露后，回归系数呈波动上升趋势，第三年及以后的年份回归系数的置信区间不包含0，说明实验组与对照组企业之间的绿色创新绩效差异逐渐扩大，政策有效。以上分析表明利用双重差分模型验证环境信息披露对企业绿色创新绩效的影响是合理且可行的。

图1 动态系数检验图

（二）模型回归结果

将标准误聚类到企业层面后，采用多时点双重差分模型进行估计，回归结果如表2 所示。根据表2，无论是否考虑资产负债率和现金流状况等控制变量，环境信息披露的系数均显著为正，表明企业环境信息披露显著提升了其绿色创新绩效。假设1 得到验证。

表2 模型回归结果

（三）稳健性检验

1. 改变聚类层级

为验证研究结论的稳健性，本文进一步将聚类层级改变到城市和行业层面，重新进行回归，结果如表3 所示。根据表3，在改变聚类层级后，环境信息披露的系数均显著为正，与表2 基本一致，验证了假设1。

2. 倾向得分匹配

为进一步控制处理组与控制组企业之间的潜在差异，缓解研究样本的选择性偏差与内生性问题，本文在近邻匹配的基础上，进一步剔除未被匹配的样本，并选用PSM-DID 模型进行验证，回归结果如表4 所示。根据表4，PSM-DID 的回归结果与表2 基本一致，再次验证了研究结论的稳健性。

表4 稳健性回归结果

3. 安慰剂

为增强本文研究的可信度，避免遗漏变量偏差，本文进行了安慰剂检验。一方面，通过随机构造处理组，从799 家企业中随机选取468 家企业作为处理组，模拟重复500 次，绘制安慰剂检验图如图2-1 所示。另一方面，通过将政策发生时间提前至2009 年，重新进行回归检验，绘制检验图如图2-2 所示。回归系数大致呈现以0 为均值的正态分布，显著异于原回归系数0.123，表明研究结果是稳健可靠的。

图2-1 安慰剂检验：虚拟处理组

图2-2 安慰剂检验：虚拟政策时间

（四）异质性分析

1. 区位异质性

根据国家统计局的划分方法，以企业注册地所在省份为准，将企业划分为东、中、西三大区域，剔除注册地址所属省份发生改变的企业，进而厘清企业环境信息披露对绿色创新绩效的区域异质性影响，结果如表5 所示。

表5 区域异质性分析

根据表5，环境信息披露对东部区域企业绿色创新绩效的影响显著为正，对中西部地区的影响并不显著，表明环境信息披露对企业绿色创新绩效的促进作用存在显著的区域异质性。这主要是因为，东部区域主要发展外向型经济，经济发展水平较高、营商环境好、信息透明度更高，因而在企业进行环境信息披露后，出于企业形象的考虑，企业会积极进行绿色技术研发，因而对绿色创新绩效产生的边际提升作用更强。相比之下，中西部地区的信息贸易壁垒较高、环境信息传播的透明度较低；且作为自愿性环境规制，环境信息披露对企业具有弱约束性和激励性，因而环境信息披露对中西部地区企业绿色创新绩效的边际作用并不显著。

2. 行业异质性

依据《上市公司行业分类指引》（2012 年修订），筛选出16 个重污染型行业①重污染行业涵盖：煤炭开采和洗选业，石油和天然气开采业，黑色金属矿采选业，纺织业，皮革、皮毛、羽毛及其制品和制鞋业，造纸及纸制品业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学原料及化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业，金属制品业，电力、热力生产及供应业。。剔除因经营类型改变而导致的污染类型改变的企业，对重污染型行业和轻污染型行业进行识别，研究环境信息披露对企业绿色创新绩效的行业异质性，结果如表6 所示。

表6 行业异质性分析

根据表6，无论是否纳入控制变量，轻污染型行业环境信息披露的系数均显著为正，重污染型行业的系数虽为正但并不显著，表明环境信息披露对企业绿色创新绩效的促进作用存在显著的行业异质性。这可能是因为随着公众环境意识的增强，居民更加崇尚绿色消费观。在环境信息披露的政策背景下，披露质量越高、环境绩效好的企业更容易获得政府的税收优惠以及消费者的青睐，重污染型企业为了实现降碳减排的目标，会积极开展研发创新活动，其绿色创新绩效显著提升。而轻污染型企业对环境信息披露的反应不够敏感，且部分行业本身经营业务中涉及绿色创新的行为就较少，因此，环境信息披露对绿色创新绩效的影响有限。

3. 企业所有制异质性

依据控股方是否为国家，对企业的所有制性质进行划分。剔除观测期间企业所有制类型改变的企业，对国有企业和非国有企业进行识别，研究环境信息披露对企业绿色创新绩效的企业所有制的异质性，结果如表7 所示。

表7 企业所有制异质性分析

根据表7，无论是否纳入控制变量，非国有企业环境信息披露的系数均显著为正，国有企业的系数虽为正但并不显著，表明环境信息披露对企业绿色创新绩效的影响存在显著的所有制异质性。这可能是因为非国有企业面临的市场竞争和降碳减排的压力更大，在环境信息披露的压力下，创新意愿和创新活力更强，因而绿色创新绩效显著提升。而国有企业与政府之间存在“隐形关联”，作为国民经济的支柱，经济责任是国有企业的首要责任，因而环境信息披露对国有企业创新绩效的提升作用有限。

五、进一步分析

为检验在研究假设中提出的环境信息披露对企业创新绩效的提升机制，本文进一步采用调节效应模型，对税收激励效应、融资约束缓解效应、研发投入累积效应进行检验。

（一）税收激励效应

根据表8，环境信息披露的系数显著为正，交乘项的系数显著为负，表明税收起到负向调节效应，即税收显著地削弱了环境信息披露对企业绿色创新绩效的促进作用，这验证了假设2。税收越高，企业的利润越低、资金压力越大，在利益相关者（如股东、投资者）等利润最大化的目标约束下，用于技术研发的资金相对较少，企业创新的积极性大大降低，绿色创新绩效难以提升。因此，在环境信息披露的政策约束下，为充分激发企业的创新活力、提升绿色创新绩效，政府应当加大税收优惠力度，鼓励企业等微观主体进行绿色技术研发及其成果转化。

表8 税收的调节效应回归结果

（二）融资约束

根据表9，环境信息披露的系数显著为正，交乘项的系数显著为负，表明融资约束起到负向调节效应，融资约束显著地削弱了环境信息披露对企业绿色创新绩效的提升作用，这验证了假设3。融资约束造成的现实困境是企业“融资难”“融资贵”“融资慢”。从企业发展前景的角度来看，未披露环境信息或披露质量较差的企业外源性融资约束越高，则资金可得性的刚性约束越高。在这种背景下，企业需要依赖自有资金开展生产经营活动，此时，用于研发的资金有限，不利于绿色创新绩效的提升。因此，企业可以通过环境信息披露，改善企业内部与投资者之间的信息不对称；银行等机构也可以建立市场融资体系，缓解融资约束，为企业的绿色创新提供资金支持。

表9 融资约束的调节效应回归结果

（三）研发投入

根据表10，纳入控制变量后，环境信息披露的系数为正，交乘项的系数显著为正，表明研发投入起到正向调节效应，即研发投入显著地增强了环境信息披露对企业绿色创新绩效的促进作用，这验证了假设4。通常而言，连续且高密度的研发行为会提高技术创新效率。企业的环境信息披露揭示了企业的环境行为，在“双碳”目标的约束下，企业会增加研发投入，通过提高能源使用效率，实现清洁生产。因此，在环境信息披露的过程中，企业可以增加研发投入，为绿色创新绩效的提升提供资金支持。

表10 研发投入的调节效应回归结果

六、结论与启示

本文以中国2010 年《上市公司环境信息披露指南》为制度背景，选取沪深A 股制造业企业2008—2021 年的数据为研究样本，研究了环境信息披露对企业绿色创新绩效的促进效应，并分解了税收、融资约束、研发投入在其中的调节作用。研究表明：环境信息披露能够显著提升制造业企业的绿色创新绩效；环境信息披露对企业绿色创新绩效的提升作用存在显著的区位、行业、企业所有制异质性，对东部地区、重污染型行业、非国有企业的提升作用更为显著；税收、融资约束、研发投入是环境信息披露促进企业绿色创新的重要调节变量，其中，税收和融资约束起负向调节作用，研发投入起正向调节作用。

本文的研究结论对制造业企业以及环境监管部门具有重要的参考意义。一方面，在环境信息披露的政策背景下，企业应当积极披露环境信息，向社会公众及环保部门展现自身的环境行为和降碳减排成效，以便吸收更多的外源性融资、增加研发投入，在实现绿色技术创新的基础上申报税收优惠。另一方面，环境监管部门可以制定标准的信息披露格式、加强环境信息监管；同时提高绿色创新的税收优惠力度、适度降低企业的融资门槛，以此鼓励企业进行绿色技术研发，提高经济发展质量。