环境信息公开对经济高质量发展的影响--来自长江经济带的证据

李 强，谢舟涛

（安徽财经大学经济学院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

党的二十大报告指出，高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。在资源环境约束趋紧的背景下，良好的生态环境成为检验高质量发展的重要标准。因此，如何在实现绿色发展的同时推动经济高质量发展成为我国目前面临的重大挑战。当前，我国生态文明建设取得历史性成就，山水林田湖草沙一体化保护，减污、降碳、扩绿、增长持续协同推进，生态环境得到系统治理。然而，由于我国生态环境稳中向好的基础还不稳固，使得环境污染形势依然严峻。以长江经济带为例，2021年长江流域优良水质断面占比高达97.1%，干流和主要支流水质已达到优等水平，但水生态保护不协调、不充分等问题依旧是掣肘长江经济带城市经济高质量发展的桎梏。传统的正式环境规制手段在解决这些新问题时具有一定的局限性［1］，其原因在于由政府主导的正式环境规制无法高效解决环境治理中信息不对称所导致的环境政策执行异化问题［2］。而环境信息公开恰为该治理困境提供了解决方案，这对促进长江经济带绿色发展，进而推动经济高质量发展具有重要意义。

环境信息公开是基于“多方共治”理念的重大制度创新，该制度要求政府、企业与社会公众等多元主体共同参与环境治理，其思想与绿色发展的理念相契合，而经济高质量发展中就包含了严格的生态环境要求。因此，在当前命令控制型和市场激励型环境规制治理成本上升、治理成效有限的背景下［3］，以环境信息公开为代表的非正式环境规制为促进我国经济高质量发展提供了新思路，建设多元共治的现代化环境治理体系势必成为推动我国环境治理与经济高质量发展的重要路径。但是，对于环境信息公开是否有利于促进经济高质量发展，其作用机制何如，目前学界内并未给出明确的答案。

当前探究环境信息公开与高质量发展之间关系的文献大多聚焦于企业层面，多数学者基于微观企业数据研究了环境信息披露对企业创新和企业高质量发展的影响［4］，鲜有文献从宏观视角正面探究环境信息公开对经济高质量发展的影响效应。同时，现有文献并未阐明环境信息公开促进经济高质量发展的具体机制，并且对于指标体系的构建和背后理论的阐述也略显单薄。鉴于此，本研究以2008年《环境信息公开办法（试行）》的实施为准自然实验，实证检验环境信息公开对长江经济带城市经济高质量发展的影响及其作用机制。与既有研究相比，本文可能的边际贡献在于以下三个方面。

第一，以长江经济带环境信息公开政策为例，阐释了非正式环境规制促进经济高质量发展的内在机理。现有文献着重探讨了正式环境规制对经济高质量发展的影响，但忽略了非正式环境规制协同治理的作用。本文构建了非正式环境规制视角下经济高质量发展模型，探究了非正式环境规制对经济高质量发展的影响，研究视角较为新颖。第二，以新发展理念为研究基础，剖析环境信息公开政策的治理成效及其作用机制，拓展了环境治理的相关研究。当前，部分学者以绿色发展为视角验证了环境治理成效，但忽略了新发展理念各要素的协同作用，鲜有文献基于新发展理念视角探究环境信息公开对经济高质量发展的影响效应。第三，信息公开的本质是充分调动多元主体参与共治以提高治理成效，本文关于环境治理方面信息公开的论证和该制度背后理论的探讨有助于进一步厘清信息公开的本质逻辑，为其他领域的信息公开提供理论依据和参考。

本文整体安排如下：第一部分为引言，第二部分为文献综述，第三部分为机制分析与研究假说，第四部分为研究设计，第五部分为实证结果分析与稳健性检验，第六部分为作用机制分析，第七部分为结论与政策建议。

二、文献综述

与本文密切相关的文献主要包括以下三个方面内容。

第一，关于经济高质量发展，现有文献就其指标体系的构建和影响因素做了大量的研究。首先，在指标体系构建方面，已有研究主要基于创新、协调、绿色、开放、共享等五个方面构建了经济高质量发展评价指标体系。其次，在上述指标体系的基础上，有学者从技术创新、金融深化、产业结构升级和人力资本等角度探究了我国经济高质量发展的影响因素［5］。此外，部分学者还从绿色发展的角度出发，探讨了绿色低碳循环经济和碳中和对经济高质量发展的影响效应。综合而言，经济增长质量内涵、指标体系的构建及其影响因素是近年来学者研究的重点问题，尤其是基于绿色发展研究经济高质量发展的视角仍较为新颖，这为本文的进一步研究提供了有益借鉴。

第二，关于环境政策的经济与环境效应，现有研究主要从两个维度展开。一是正式环境规制与经济增长关系的研究，其理论基础是庇古税理论，研究结论尚存在分歧。一种观点认为，正式环境规制对经济发展产生了负面影响。有学者的研究表明环境法规将导致公共事业企业平均生产率增长率每年下降0.59%［6-7］。另一种观点认为，严格而合理的环境规制能有效促进企业技术创新、提高产品质量，进而补偿因执行环境规制而耗费的生产成本，即“波特假说”［8］。国内学者对此展开了广泛的探讨［9-10］。二是非正式环境规制与经济增长关系研究，其理论基础是科斯定理。现有文献的研究表明，非正式环境规制主要通过产业结构调整［11-12］、研发投入、技术创新［13］等方面影响经济增长。综合而言，现有文献关于正式与非正式环境规制对经济增长影响的研究颇多，但对经济高质量发展影响的研究较少，遑论非正式环境规制中环境信息公开对经济高质量发展影响的研究。

第三，关于环境信息公开，现有文献主要集中于环境信息公开的法理探讨和其对微观企业经济效益的影响。从起源上看，环境信息公开源于1998年联合国欧洲经济委员会（UNECE）在丹麦奥胡斯制定并通过的《在环境问题上获得信息公众参与决策和诉诸法律的公约》（以下简称《奥胡斯公约》）。《奥胡斯公约》的通过与施行促成了多元主体参与环境治理的局面，而由此产生的环境信息公开制度也缓解了正式环境规制在实施过程中存在的时滞性与信息不对称等问题［14］。环境信息公开的本质逻辑来源于奥斯特罗姆的多中心治理理论，该理论强调以多方共治理念开展环境污染防治的必要性［15］。一方面，环境治理信息公开有利于畅通信息渠道［16］、遏制地方政府为发展经济而降低规制标准乃至寻租［23］等行为，能够有效缓解中央政府与地方政府之间的信息不对称，使环境治理透明化。另一方面，在环境治理信息公开下，污染企业迫于外部监管压力，会主动调整生产技术、提升产品质量［17］，有利于环境外部成本内部化，进而促进经济绿色发展。此外，也有学者基于企业外部投资视角阐述了环境信息公开对经济增长质量的影响。总体来看，较少文献基于宏观视角探究环境信息公开对经济高质量发展的影响效应。

综上所述，现有文献多从经济增长的过程及结果解读经济高质量发展，鲜有学者基于新发展理念视角研究环境信息公开对经济高质量发展的影响。虽有部分学者从正式环境规制视角对此展开论述，但囿于正式环境规制作用的局限性，无法满足经济高质量发展研究的需求；也有学者基于非正式环境规制视角，利用“污染源监管信息公开指数”（PITI）对环境信息公开的经济绩效进行评估，但研究视角局限于微观企业层面，缺乏宏观视角的分析。总而言之，已有研究少有立足宏观层面，通过新发展理念探讨环境信息公开对经济高质量发展的影响。鉴于此，本文聚焦新发展理念，基于长江经济带108 个城市2004-2020年面板数据，利用中国2008年施行的环境信息公开制度作为天然的外生政策冲击，采取倾向得分匹配（PSM）与双重差分法（DID）相结合的方式，探究环境信息公开政策对长江经济带城市经济高质量发展的影响效应和路径，并从多个维度进行异质性分析与稳健性检验。

三、机制分析与研究假说

党的十八届五中全会首次提出新发展理念，而以环境信息公开为代表的非正式环境规制本质上是融合了新发展理念的制度创新，它能有效破除环境治理中的信息不对称，体现了我国环境政策方面的顶层设计与基层探索。在机制设计上，本文借鉴Gross 和Krueger 的研究思路，将环境信息公开对经济高质量发展的作用机制加以改进和创新。Gross 和Krueger 基于北美自由贸易协定总结得出影响美国和墨西哥跨境交易的三条路径，奠定了经济增长作用机制的研究基础。囿于规模效应对环境信息公开政策的解释力不强，并且根据学者Earnhart 的研究［18］，环境信息公开、外商直接投资与经济增长之间存在较为显著的关系。相应地，本研究将规模效应替换为引资效应，旨在探求环境信息公开在外商直接投资方面对经济高质量发展的影响效应。

以创新、协调、绿色、开放、共享为主旨的新发展理念不仅是政策的出发点，也是落脚点。其在推动落实环境信息公开制度的同时，也进一步驱动产生了技术效应、结构效应和引资效应。三种效应反映在经济高质量发展上则体现为推动企业生产技术革新、优化整体产业结构和引导外商直接投资流入。基于上述分析，本文提出了如下逻辑框架：新发展理念-制度创新-环境信息公开-驱动产生-三种效应-共同推动-经济高质量发展。具体的作用机制如图1所示。根据上述逻辑框架，本文的验证思路是检验新发展理念如何通过环境信息公开驱动产生三种效应，并促进经济高质量发展。因此，本部分的任务是厘清新发展理念、环境信息公开、三种效应以及高质量发展之间的内在联系，这是研究设计的基础。

图1 环境信息公开对经济高质量发展的作用机制

环境信息公开本质上是融合了新发展理念的制度创新，而基于新发展理念，环境信息公开促进经济高质量发展具有以下特点①。

第一，环境信息公开基于创新促进经济高质量发展。创新是环境信息公开驱动产生技术效应的重要路径，环境信息公开以“政府规制+公众监督”的模式规范企业行为，受监管企业迫于外部压力会主动调整生产技术、进行绿色创新，将环境外部成本内部化，进而推动产业升级、实现经济转型升级与高质量发展。即，环境信息公开通过政府与公众参与环境共治，倒逼污染企业节能减排和绿色技术创新，由此从完善制度、健全环境到推进全产业创新，全方位落实创新驱动战略，促进经济高质量发展。

第二，环境信息公开基于协调促进经济高质量发展。党的十八大以来，如何实现经济与环境的协调发展是我国亟待解决的关键问题，就正式环境规制而言，严格的环境监管能促进产业结构向高级化方向发展，但同时也会影响企业正常的生产经营活动、破坏经济发展的协调性。而环境信息公开有助于协调经济发展与环境保护的关系。具体而言，环境信息公开制度通过正向激励手段实现“共治”目标：一方面，污染企业出于自身长期发展需求与社会责任需求，会主动革新技术、加快产业升级；另一方面，在政府监管和公众呼吁的背景下，环境信息公开有利于对污染企业形成环境规制压力和社会舆论压力，促使污染企业自发完成绿色生产技术的更替。这给予了企业一定的自主权，有助于企业自发实现产业结构高级化而不破坏经济发展整体的协调性。

第三，环境信息公开基于绿色促进经济高质量发展。绿色发展是高质量发展的鲜明底色，需要统筹推进、协同治理。然而，早期绿色发展目标的实现过度依赖于正式环境规制中地方政府的行政指令与强制性措施，这给予了地方政府较大的自由裁量空间，势必导致在环境治理实践中，地方政府兼任政策的制定者和执行者的角色。在环境治理信息不公开、不透明的情况下，地方政府可能会出于自利性动机放任污染企业生产，最终导致治理实践中环境治理乱象无法根治的现象。因此，环境治理需要多元主体共同参与。在“信息公开、多方共治”的背景下，地方政府放任污染企业生产的行为将被极大遏止，这有利于规范政府与企业行为，促进绿色发展。

第四，环境信息公开基于开放促进经济高质量发展。开放是环境信息公开驱动产生引资效应的关键途径，部分研究表明，环境信息公开质量会影响一国外商直接投资水平。其内在逻辑在于，环境信息公开制度通过公开环境治理政务信息与企业污染物排放信息等方式实现信息共享，能有效提高企业环境信息透明度，优化企业生产结构，这为FDI 流入提供了良好的环境。因此，通过环境信息公开促进企业绿色生产，有利于提高我国对外开放水平，建成更包容的开放机制，形成更大范围、更宽领域、更深层次对外开放格局，推动经济高质量发展。

上述分析阐述了环境信息公开基于新发展理念促进经济高质量发展的内在逻辑。对内，将创新作为第一动力。通过创新驱动各项绿色技术突破并推动新旧产业更替、倒逼污染企业产业升级，实现绿色发展，使社会整体的产业结构更加合理、经济发展更加协调。对外，实行更高水平的开放。通过提升政府与企业的环境信息透明度，优化国内投资环境，吸引外商直接投资流入，并由此促进国内国际双循环畅通，进而推动我国开放型经济实现更高层次的发展。基于上述发展成果，通过完善分配机制，使发展成果由人民共享，最终实现经济高质量发展。综上，环境信息公开促进经济高质量发展主要通过推动绿色生产技术革新、优化整体产业结构和引导外商直接投资流入三条路径实现。在环境信息公开制度的影响下，新发展理念内生地具有技术效应、结构效应与引资效应等三大效应，从而促进绿色发展与经济高质量发展。

由上述分析可知，新发展理念通过环境信息公开驱动产生三种效应，共同推动经济高质量发展。因此，本文还需建立新发展理念与三种效应之间的联系。新发展理念通过环境信息公开驱动产生三种效应的路径具有以下特点。

创新驱动产生技术效应与结构效应。创新有利于驱动污染企业进行生产技术变革和产业结构调整，环境信息公开通过曝光企业排放信息等环境规制手段对污染企业形成制度约束，有利于督促污染企业进行技术创新并由此产生技术效应与结构效应。一方面，根据“波特假说”，受到环境规制的企业将率先进行创新，使用更加先进的生产技术提高生产率，提高企业的竞争力和效益。已有学者针对该结论进行了相应的验证，Xepapadeas 和De Zeeuw［19］基于“波特假说”通过模拟机器设备年限和污染税变化发现环境规制通过推动企业技术创新能够提高生产率和企业利润，这有利于促进企业技术革新（技术效应）。另一方面，部分污染企业出于长期发展需求，会自发地通过自主创新完成新旧技术替代，这有利于污染企业淘汰落后产业、优化传统产业，进而改善传统产业产品的结构和质量，实现产业结构升级（结构效应）。

协调促使三种效应“协同增效”。协调有利于促进多元主体共同参与环境治理，使环境信息公开政策所体现的多元共治思想融入三种效应，实现“协同增效”。协调在促进经济高质量发展中既体现为解决发展中的不平衡问题也包含着各行为主体之间相互适应和制约的过程，而这与环境信息公开中所蕴含的多元共治思想不谋而合。一方面，协调使得中央政府、地方政府、企业和社会公众等多元主体在参与环境治理时关系更加和谐、治理更加有效。另一方面，环境信息公开给予企业较大的自主权，能有效降低环境规制对企业正常生产经营活动的影响，这有利于促进经济与环境的协调发展。当污染企业面临外部环境规制压力时，出于自身长期发展需求和社会责任需求，企业会主动变革生产技术（技术效应），有利于实现产业结构高级化和合理化，进而推动全行业实现产业转型升级（结构效应）。与此同时，清洁型FDI 的流入也会受到环境信息公开的正向激励，进而完成对污染型FDI 的代谢过程（引资效应），使地区产业向清洁化、绿色化方向发展。

绿色驱动产生技术效应与引资效应。绿色发展通过激发企业绿色技术创新，驱动产生技术效应并吸引外商直接投资。一方面，基于上文分析可知，企业在追求长期发展目标和满足社会责任需求的同时会获得绿色技术创新的正向激励，即绿色发展驱动技术进步存在较大的技术创新潜力（技术效应）［20］。另一方面，基于外商直接投资视角，绿色发展意味着企业将淘汰落后产能、发展集约型经济，从长期来看，有利于企业优化生产模式、提高产品质量，为吸引外资流入提供良好的条件。部分学者的研究结论验证了该观点，环境规制通过提高工业绿色技术创新效率对外商直接投资产生正向的影响（引资效应），这表明绿色发展在一定程度上吸引了外商直接投资的流入［21］。

开放驱动产生技术效应。伴随对外开放水平的提升，环境信息公开优化了企业的环境治理结构，这为外商直接投资流入创造了良好的条件，有利于提升国内企业生产技术水平。部分学者通过研究发现，生产性服务业FDI 引入有利于促进制造业旧设备更新和先进设备引进，并通过满足体现型技术进步需求提高中国制造业生产率［22］，由此可知，提高对外开放水平对企业生产率的提升具有正向促进作用（技术效应）。

上述分析阐释了新发展理念通过环境信息公开驱动产生三种效应的具体路径。新发展理念通过环境信息公开制度规制污染企业，倒逼企业通过技术进步、产业结构升级、吸引外资流入等三条路径实现绿色协调发展，进而促进经济高质量发展。基于上述分析，本文提出如下研究假说：

假说1：环境信息公开能促进经济高质量发展。

假说2：环境信息公开通过提升技术创新水平、促进产业结构升级和吸引外商直接投资流入三条路径促进经济高质量发展。

四、研究设计

（一）模型设定

1.基准回归模型

本文采取DID 模型评估环境信息公开政策对经济高质量发展的影响效应。我国于2008年实施了环境信息公开制度，对“污染源监管信息公开指数”进行公布，这为本文构造准自然实验并用以检验政策的实行效果提供了条件，其中实施环境信息公开的城市为处理组，未进行环境信息公开的城市为控制组。本文以长江经济带108 个城市为研究对象，最终处理组包含41 个城市，控制组包含67个城市。借鉴何凌云等［22］的研究思路设定如下计量模型。

2.PSM-DID 模型

进一步地，非随机化实验将导致内生性问题，为缓解由样本选择偏差所导致的内生性问题，本文采用PSM-DID 方法进行稳健估计。其中，qualityit为被解释变量，表示高质量发展水平；pitiit为核心解释变量，表示i 城市第t年是否实行了环境信息公开政策，处理组取值为1，对照取值为0；controlit表示除核心解释变量外的控制变量；µi表示个体固定效应，γt表示时间固定效应；εit为随机误差项。

（二）变量设定

1.被解释变量

经济高质量发展指数（qualityit）。现有文献主要通过构建综合指标体系对经济高质量发展水平进行测度［23］，部分学者基于新发展理念，从“创新、协调、绿色、开放、共享”五个方面对我国经济增长质量进行测度与分析［24］。本文基于新发展理念构建5 个一级指标，12 个二级指标和22 个三级指标，并运用熵值法测算经济高质量发展指数，具体内容如表1所示。

表1 高质量发展指数指标体系

2.核心解释变量

环境信息公开（piti）。中国公众环境研究中心（IPE）联合美国自然资源保护委员会（NRDC）于2008年发布了“污染源监管信息公开指数”，对中国113 个城市进行污染源监管信息公开，本文以此作为准自然实验；若2008年以后城市进行环境信息公开，则取值为1；反之为0。

3.控制变量

为避免由遗漏变量所导致的回归偏误与内生性问题，本文参考相关研究选取6 个控制变量，旨在控制影响经济高质量发展的其他因素。其中，通信技术的发展程度决定了信息公开的效率，参考学界内其他学者的做法，使用固定宽带互联网用户数与年末总人口的比值（internet）衡量各城市网络发展水平。一方面，金融发展水平（balance）与社会投资水平（investment）同样会影响经济高质量发展水平，本文采用年末金融机构存贷款余额总和与地区生产总值的比值衡量地区金融发展水平，社会投资水平则使用固定资产投资总额衡量。另一方面，政府干预（government）在一定程度上也会影响环境规制效果，本文采用政府一般预算收入与地区生产总值之比衡量政府对环境治理的影响。最后，本文还控制了人口因素（population）与基础设施建设（road）对经济高质量发展的影响，利用人均道路面积衡量基础设施水平，采用单位行政区域面积人口数量表示人口密度。

（三）数据表明

本文运用长江经济带108 个城市2004-2020年面板数据，实证研究环境信息公开对经济高质量发展的影响，共计1836 个观测值。其中数据主要来源于历年《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》、中国城市数据库、中国城乡建设数据库、中国区域经济数据库及各省（市）统计局官方网站；核心解释变量数据来自公众环境研究中心（IPE）与美国自然资源保护委员会（NRDC）联合发布的“污染源监管信息公开指数”，并由作者手工整理得到，个别缺失数据采用线性插值法予以补齐。数据处理及实证过程通过Excel 与Stata16 软件予以实现，主要变量的描述性统结果如表2所示。

表2 变量的统计性描述

五、实证分析

（一）基准回归

为检验环境信息公开对经济高质量发展水平的影响，本文首先通过基准回归对（1）式进行估计，回归结果如表3所示。其中，模型1 仅将环境信息公开政策虚拟变量作为解释变量进行回归分析，回归系数在1%的显著性水平下为正，初步表明环境信息公开促进了经济高质量发展水平的提升。但该结论可能并不稳健，其原因如下：第一，时间趋势效应。随着时间的推移，经济结构会不断完善与发展，增长质量也存在逐年提升的趋势。因此，为排除经济高质量发展水平随时间变化的时间趋势效应，模型2 进一步控制了时间固定效应，研究结果显示，回归系数仍在1%的显著性水平下为正。第二，样本选择性偏差。政策一般会选择在先行示范区率先实施，而环境信息公开政策选择试点的城市自身经济发展水平较高，这可能会导致回归结果不够准确。为此，模型3 在模型2 的基础上加入了政策虚拟变量，而在控制处理组和控制组的差异后变量回归系数依旧显著为正，初步排除了样本选择偏差导致的回归结果不稳健问题（后文还将进行倾向得分匹配，进一步减少样本选择偏差）。此外，模型4 在模型2 的基础上控制了个体固定效应，回归系数依旧显著为正。

表3 基准回归

模型5 和模型6 在模型3 和模型4 的基础上分别加入控制变量，结论依旧稳健且模型拟合优度得到进一步提升。回归结果显示，控制变量中政府干预对提升经济高质量发展水平具有显著的正向影响且影响效果最大，表明地方政府为经济高质量发展提供了有效的资金支持，政府干预对经济增长质量的提升具有重要作用。网络发展水平对经济高质量发展水平的提升具有显著正向影响，这表明畅通信息有利于促进经济高质量发展。此外，金融发展水平回归系数为正，且在1%的置信水平下显著，表明金融支持对经济高质量发展同样具有重要促进作用。人口因素的回归系数为负，但系数绝对值较小且不显著。最后，基础设施建设与社会投资水平对提升经济高质量发展水平具有显著的正向影响，但变量系数较小，这可能与基础设施建设和社会投资生效过程中存在的时滞性有关。综合而言，上述结论初步证实了环境信息公开有利于促进经济高质量发展。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验

满足平行趋势假定是使用双重差分模型评估政策效应的前提条件，如果处理组与控制组的目标变量在政策发生时点前就存在差异，那么回归结果就不能代表政策的净效应。因此，为考察政策发生后不同组别之间的差异和政策实施效果的持续性，本文参考Jacobson［30］、许梦博和李世斌［26］的做法，采用事件分析法构建如下模型对政策实施的动态效应进行检验。

其中，time 为年份虚拟变量，treat 为组别虚拟变量，treat×time 为二者交互项，若交互项系数在政策实施前不显著，表明政策发生前处理组与控制组不存在差异，满足平行趋势假定；若政策发生后（包括政策实施当期）交互项系数显著，表明政策实施产生了效果并且存在持续性影响。如图2所示。

图2 平行趋势检验

平行趋势检验结果在引入有限个时间虚拟变量后，环境信息公开政策实施前交互项回归系数并不显著，反映在图2 上为政策发生时点前三期水平线均位于交互项回归系数的95%置信区间内；而政策实施后，除2012年和2014年等个别年份外，其余多数年份交互项系数显著且政策效果在2016年达到最大，同时也进一步验证了环境信息公开政策效果具有长期性与时滞性。上述分析均表明，平行趋势假定通过，使用双重差分法可以较好地衡量环境信息公开政策对经济高质量发展影响的净效应。

2.PSM-DID 方法

非随机化实验将导致内生性问题，使得交互项估计系数出现偏误，而政策试点城市一般多为经济发达的先行示范区，这可能会导致解释变量与扰动项相关，产生内生性问题。因此，考虑到经济发展水平较高、基础设施较完善、信息化水平较高、金融发展较好的地区更有可能作为环境信息公开政策的试点城市，本文借鉴Heckman［32］，邵鹏、李梦蕾［33］和石大千等［34］的研究思路，采用倾向得分匹配方法（PSM）对样本重新匹配后再进行DID 估计以进一步消除由选择性偏差所导致的内生性问题。具体地，本文选择网络发展水平（internet）、金融发展水平（balance）、社会投资水平（investment）、政府干预（government）、基础设施建设（road）以及人口密度（population）作为协变量，采用卡尺最近邻匹配（1∶2）方法和logit 模型进行倾向得分匹配。最终去除158 个样本，得到处理组样本562 个，控制组样本1116 个，匹配后的参与者平均处理效应为0.221，且均在1%的显著性水平下显著，这表明环境信息公开政策促进经济高质量发展水平提升的概率整体有所提高。此外，在进行DID 估计前，还需进行平衡性检验与共同支撑假设检验以判断匹配效果是否良好。根据平衡性检验结果图3 左图，所有协变量的标准化均值偏差大幅降低且均不显著，表明接受了“组间协变量取值不存在系统性偏差”的原假设；根据共同支撑假设检验结果图3 右图，处理组和控制组的多数样本都位于共同取值范围内，而不在范围内的样本倾向得分值较极端（P-Score 集中在1 附近），意味着大部分样本都可以参与匹配。上述检验结果均表明倾向得分匹配效果良好，证实了使用倾向匹配得分的合理性。

图3 平衡性检验与共同支撑假设检验

进一步地，本文根据倾向得分匹配结果并结合双重差分法再次进行回归分析，结果如表4所示。模型1 和模型2 分别使用了混合OLS 模型和固定效应模型，模型3 和模型4 分别在模型2 的基础上使用权重不为空的样本和满足共同支撑假设的样本，模型5 则使用了频数加权回归。表4 的回归结果显示，在使用PSM-DID 方法后，核心解释变量环境信息公开（piti）在模型4 中系数值大小与模型2中的较为接近，并且其余控制变量的系数也符合预期。这表明当充分考虑到样本选择偏差问题后，回归结果依旧稳健，表明环境信息公开显著地促进了经济高质量发展，假说1 得以验证。

表4 PSM-DID 回归

3.安慰剂检验

使用双重差分得到环境信息公开政策对经济高质量发展的影响还需排除结论是随机现象的可能。为此，进行安慰剂检验。本文参考曹清峰［35］的研究，通过虚构处理组的方法进行估计，具体做法是随机生成环境信息公开政策实施城市作为处理组，构造“伪政策虚拟变量”并基于此样本进行回归，重复1000 次该过程，并绘制核密度分布图，如图4所示。经过1000 次模拟，核心解释变量的估计系数绝对值远小于基准回归结果0.042。这表明随机生成的“伪政策虚拟变量”并未对经济高质量发展产生影响，证实了原估计结果的稳健性。

图4 安慰剂检验

4.排除其他政策干扰

为识别估计过程中其他政策的干扰，本文进行排除政策干扰的稳健性检验。通过检索环境信息公开政策施行之后年份中颁布的法律文件，本文发现2013年新一届政府产生后，加大了环境保护力度，颁布了数十条环境保护新政策，而由此产生的环境治理效果可能会影响本文的实证结论。为此，本文在基准回归的基础上加入2013年政策虚拟变量，若回归结果仍显著，则表明环境信息公开促进经济高质量发展的结论是稳健的。回归结果显示，2013年政策虚拟变量与环境信息公开政策的系数均显著，这表明2013年新一届政府产生后颁布的各项环境保护政策与本文研究的环境信息公开政策均对经济高质量发展产生了正向影响，而核心解释变量系数相较于基准回归略微有所降低，这意味着环境信息公开对经济高质量发展的影响效应确实存在高估现象，但这并不影响本文整体结论的稳健性，如表5所示。综合而言，上述稳健性检验的结果均表明，环境信息公开促进经济高质量发展的结论是稳健的。其可能的原因在于新环境法规有利于促进绿色发展，而经济高质量发展中就包含了绿色发展目标，其他环境政策和环境信息公开本质上都属于环境治理措施，二者在一定程度上均促进了经济高质量发展水平的提升，但这并不影响本文整体结论的稳健性。

表5 排除2013年政策干扰

六、进一步分析

（一）作用机制分析

1.机制验证

新发展理念为经济高质量发展的评价提供了分析框架，正如前文所述，新发展理念通过环境信息公开驱动产生技术效应、结构效应和引资效应，进而促进经济高质量发展。为验证这一机制，本文基于Baron 和Kenny［35］的研究思路检验三种效应是否存在，并在此基础上借鉴石大千等［33］的研究方法，采用二阶段机制验证法分别检验环境信息公开促进经济高质量发展的内在机制。

具体做法如下：第一阶段，验证环境信息公开基于新发展理念驱动产生三种效应。首先，对交互项与经济发展绩效进行回归，若系数显著，则表明环境信息公开有助于经济发展水平提升；其次，将交互项与三种效应分别进行回归，若系数显著，则表明环境信息公开驱动产生了三种效应；最后，将交互项和经济发展绩效同时加入方程并与三种效应分别进行回归，若系数显著，则表明环境信息公开基于新发展理念促进了经济发展，并由此驱动产生了三种效应。第二阶段，验证环境信息公开驱动产生的三种效应对经济高质量发展的影响。首先，将交互项与三种效应分别进行回归，若系数显著，表明环境信息公开对三种效应产生了影响。其次，将交互项与经济高质量发展水平进行回归，若系数显著，表明环境信息公开对经济高质量发展产生了影响。最后，将交互项、三种效应和经济高质量发展水平进行回归，若系数显著，则表明环境信息公开是通过三种效应对经济高质量发展水平产生影响。根据上述分析建立机制验证模型。

第一阶段，

验证环境信息公开对经济发展绩效的影响：

验证环境信息公开对三种效应的影响：

将交互项、三种效应和经济发展绩效分别同时加入回归方程：

第二阶段，

验证环境信息公开对三种效应的影响：

验证环境信息公开对经济高质量发展的影响：

将交互项和三种效应分别同时加入回归方程：

其中，fzjx 为经济发展绩效指标，表示各地区在经济上的发展成效，用更加契合新发展理念中“共享发展成果”的人均GDP 表示②。js 为技术效应，用每万人拥有的两种专利授权数表示［34］。jg 为结构效应，用第三产业产值与GDP 的比值衡量。yz 为引资效应，用外商投资总额占GDP 的比重表示［22］，两阶段回归结果如表6 和表7所示。

表6 环境信息公开影响经济高质量发展的机制检验（1）

表7 环境信息公开影响经济高质量发展的机制检验（2）

第一段机制验证的结果表明，环境信息公开显著提高了经济发展绩效，促进了经济发展。除引资效应外，环境信息公开与技术效应和结构效应的回归系数均在1%的显著性水平下显著为正，这表明环境信息公开驱动产生了技术效应与结构效应，并且对技术效应的影响效果更为明显。第二段机制验证结果如表7所示，从验证结果可以看出，在交互项与三种效应同时加入回归方程后，环境信息公开和三种效应对经济高质量发展的回归系数均显著为正，这意味着环境信息公开与三种效应均显著促进了经济的高质量发展。此外，环境信息公开与技术效应和结构效应的回归系数显著为正，表明环境信息公开的确在提升经济发展绩效的过程中产生了技术效应和结构效应，这也意味着环境信息公开通过提升技术创新水平、促进产业结构升级提高经济高质量发展水平的假说成立。然而，值得注意的是，尽管引资效应显著地促进了经济高质量发展水平的提升，但环境信息公开与引资效应的回归系数并不显著，这表明环境信息公开对外商直接投资的影响并非简单的线性关系，需要进一步厘清其中的作用机制。其中的原因可能在于环境信息公开政策实施过程中出现的执行偏差，作为非正式环境规制的重要手段，实现信息的畅通并保证信息公开质量是有效实现环境信息公开政策的前提。为此，进一步进行调节效应分析。

2.调节效应分析③

环境信息公开是基于“多方共治”理念所产生的重要制度创新，该制度要求政府、企业与社会公众共同参与环境治理，这将有利于提高整体的环境治理效率。其背后的逻辑与新发展理念中的协调概念不谋而合，协调理念不仅指要解决发展中的不平衡问题，往往也包含着各主体之间共同适应与相互制约的要求。环境信息公开制度所蕴含的多元治理思想既是与协调理念的契合，也是经济高质量发展的内在要求。多元共治既要求地方政府与企业公开环境信息，也需要社会公众共同参与其中。因此，为进一步厘清环境信息公开与外商直接投资之间的关系，本部分借助公众检举这一代理变量来衡量社会公众参与环境治理的情况，并分析其在环境信息公开与外商直接投资之间的调节效应。为了更全面地衡量公众参与水平，此处借鉴Langpap 和Shimshack［37］的研究思路，采用各地级市全年公众来信、来访、网络和移动电话检举的数量作为基础变量，并使用熵值法构建公众检举指数。在基准模型中引入环境信息公开与公众参与的交互项，模型为：

其中，pubit为公众参与的代理变量，表示第i 个城市第t年的公众检举指数；γ1表示公众参与对外商直接投资的影响程度；crossit为环境信息公开与公众参与的交互项，其系数反映了调节变量对环境信息公开与外商直接投资间影响关系的作用。调节效应分析的结果如表8所示显示，模型1 中环境信息公开对外商直接投资的回归系数显著为负，初步判定环境信息公开对FDI 流入的确产生了抑制作用，这与上文机制检验的结论相吻合。值得注意的是，公众参与对外商直接投资的回归系数同样显著为负，这表明较低程度的公众参与不仅无法促进FDI 流入，相反可能还会起到阻碍作用。进一步地，在加入调节变量后，模型2 中环境信息公开的回归系数依旧显著为负，但其绝对值有所降低，表明公众参与确实对环境信息公开与外商直接投资的关系产生了调节作用。此外，公众参与平方项的系数在1%的水平下显著为正，证实了二者之间显著的“U 型”曲线关系。值得关注的是，模型3 中环境信息公开与公众参与的交互项系数显著为负，但与其平方项的交互项系数显著为正，这表明低水平的公众参与强化了环境信息公开对外商直接投资的负向影响；而高水平的公众参与则对二者的关系起到了正向强化作用，并且该结论在滞后一期后依旧稳健。

表8 调节效应分析

上述分析均表明环境信息公开与外商直接投资之间并非简单的线性关系，而公众参与对环境信息公开与外商直接投资起到了“U 型”调节的作用，这一结果与部分学者的研究结论基本吻合［22］。其可能的原因在于，较低水平的环境信息公开和公众参与会导致地区吸引的外商直接投资大部分是污染型FDI，这将加剧地区的环境污染，而环境污染具有“负外部性”，会进一步引发资源错配、挤占研发资金和降低劳动参与率等问题。但伴随着环境信息公开水平和公众参与程度的提高，高质量的清洁型FDI 会不断进入并逐步替代低效率的污染型FDI，这将使上述问题所导致的负效应在跨越一定阈值后出现扭转，总体呈现“先降低，后增加”的“U 型”发展趋势，并最终驱动引资效应促进经济高质量发展。

故综合上述机制检验的结果，假说2 得以验证。

（二）异质性分析

1.区域异质性分析

为检验环境信息公开对经济高质量发展的影响是否存在区域异质性，本文将长江经济带划分为上游、中游和下游三大区域④，并对样本进行分区域回归分析，结果如表9所示。根据回归结果，三大区域的交互项系数均为正，但仅上游地区的系数显著，这表明环境信息公开政策在长江上游地区促进经济高质量发展效果更明显。这一现象可能与不同地区的产业结构有关，根据李强［20］的研究，长江经济带上中下游城市的产业结构合理化指数依次呈现递增趋势，因而上游城市产业指数最低。合理的产业结构有助于提升区域经济高质量发展水平，而环境信息公开驱动产生的结构效应则有助于实现产业结构升级，促进产业结构高级化和合理化，推动经济高质量发展，因此产业指数较低的上游城市受到环境信息公开政策影响的效果更为显著。此外，相比于较为发达的中下游地区，长江经济带上游城市的经济高质量发展水平较低，生态福利绩效整体处于相对落后的状态。因此，环境信息公开通过三种效应促进经济高质量发展的边际提升效果更加显著。

表9 异质性分析

2.城市规模异质性分析

不同规模的城市在经济发展与生态保护上可能存在较大差异，因此，环境信息公开对经济高质量发展的作用可能受到城市规模的影响。为识别不同城市规模对环境信息公开政策效果的影响，本文按照人口规模将长江经济带城市划分为中小城市、Ⅱ型城市、Ⅰ型城市和特大及以上城市⑤，并进行分组回归。根据表9 回归结果，交互项与特大及以上城市的回归系数显著为正，与Ⅱ型城市、Ⅰ型城市的回归系数为正但不显著。并且从总体来看，伴随城市规模的扩大，交互项系数大小呈现逐渐递增趋势，这表明城市规模对环境信息公开的政策效果具有显著的正向影响，城市规模扩张对经济增长质量具有显著的提升作用。其可能的原因在于，人口规模较大的城市，更有利于资本转移和产业集聚，并由此产生集聚效应和规模效应，进而促进经济高质量发展。

根据克里斯泰勒中心地理论，高级别的城市中心地会对级别较低的城市产生直接影响，在行政力量的影响下，由于增长极对生产要素产生的强大吸引力会使得生产要素不断向增长极集中，使其增长质量得到进一步强化，即为“极化效应”。而从我国现实发展情况来看，规模较大的城市往往更易于通过“极化效应”来实现人口、资本等要素的聚集，从而完成产业集聚的过程。此外，优质的公共服务供给、良好的创新创业氛围以及较高的城市品质等附加属性也成为大城市超越较小城市的重要原因。在这些因素的合力作用下，大城市逐渐成为吸引高端人才、创新要素和优质资源集聚的“中心地”，进而导致优质产业也在不断向“中心地”聚集，极大地促进了产业流入地经济的高质量发展。而较小城市所遭遇的“回程效应”则进一步削弱了竞争力，造成优质产业大量流失并掣肘其经济高质量发展。因此，相比于小城市，环境信息公开对规模较大城市经济高质量发展的促进作用更加明显。

七、结论与政策建议

在经济高质量发展和资源环境约束趋紧的背景下，研究环境信息公开对经济高质量发展的影响和作用机制对我国生态文明建设具有重要意义，这既是对我国未来环境治理体系的探索，也是拓宽经济高质量发展路径的关键一步。为此，本文基于2008年实施的环境信息公开制度构造准自然实验，利用2004-2020年长江经济带108 个城市的面板数据构建双重差分模型，实证检验环境信息公开对经济高质量发展的影响效应及其作用机制。本文的主要结论和相应的政策建议如下。

（1）就长江经济带城市层面而言，环境信息公开显著地提升了长江流域城市经济高质量发展水平，并且在进行考虑了遗漏变量和样本选择偏差所导致的内生性问题的稳健性检验后，结论依旧显著。上述结论表明重构环境治理体系、推进治理主体多元化转向是推动生态文明建设与经济高质量发展的应有之义。传统环境规制以政府为主导，通过命令控制和市场激励的方式实现环境治理，这在早期各地区环境规制强度普遍较弱的情况下发挥了中流砥柱的作用。然而在当前我国环境治理已取得较大突破，并且各地区环境规制强度明显提升的背景下，推动多元主体参与环境治理成为新时代提升经济发展质量的必然举措。因此，未来环境治理思路应完成从“单极”向“多极”的转变。首先，地方政府应勇于自我革新，积极推动环境治理政务信息公开机制的实施，进一步健全网络与移动电话检举、听证会、民众评议等线上线下相结合的环境治理监督体系，自觉接受公众监督。其次，提高企业环境信息公开质量，强化企业在环境保护和社会责任方面的引领作用，重视自愿性信息公开与强制性信息公开的有机结合，注重披露信息的真实性与及时性，为社会营造公开透明的环境治理氛围［38］。此外，还要充分调动社会组织和公众参与环境治理的积极性，通过一定的科普宣传和激励手段提高公众参与环境治理的自觉性。

（2）机制验证结果表明，环境信息公开通过技术效应、结构效应和引资效应三条路径促进经济高质量发展。异质性分析结果显示，地理区位与城市规模均对环境信息公开的政策效果产生了影响，长江上游地区环境信息公开政策对经济高质量发展的影响效果大于中下游地区，并且该影响伴随城市规模的扩大而逐渐增加。上述结论表明，提升技术创新水平、促进产业结构升级和吸引外商直接投资流入是环境信息公开促进经济高质量发展的三条实践路径，并且环境信息公开的政策效果存在地区差异性。因此，各地在推动经济高质量发展的实践中应合理地激活三条路径，因地制宜地制定环境信息公开方案。其一，充分发挥环境信息公开对三种效应的驱动作用。对此，应推动环境治理领域数字平台搭建，通过引入大数据、云计算、自动化和传感器等数字技术来加快环境治理的数字化变革，例如，通过云技术实现环境监测信息实时共享，并将环境信息公开融入“智慧城市”建设等。通过新技术的应用来推动污染企业进行绿色技术创新，进而实现产业结构绿色转型和吸引清洁型FDI 进入等目的，最终推动经济高质量发展。其二，针对不同区位、不同规模的城市可以通过设立先行示范区的方式优化路径，此外，充分利用历史数据和人工智能算法预测政策在不同地区的实施效果，进而获取各地区的最佳政策参数也是可行之举。

（3）要想通过环境信息公开政策实现环境保护与经济高质量发展的双赢仍需从政策的本源出发，既要提升政府与企业环境信息公开的力度和质量，也要提高社会公众对地方环境治理的参与度。这就需要积极优化政策的实施环境：其一，加快营造环境信息公开政策实施所需的“软环境”。即通过完善环境信息公开具体制度安排、建立健全相关法律体系与配套监督机制的方式，在不破坏制度本身赋予参与主体自由度的前提下提高政策的实施效率，例如，通过环保督察的方式对环境信息的真伪进行核验，确保环境治理信息的信度与效度。其二，持续优化环境信息公开政策实施所需的“硬环境”。即通过加强基础设施建设，尤其是“新基建”，进一步畅通信息渠道，丰富社会公众对环境信息的获取方式、降低公众参与环境治理的门槛，进而扩大政策的覆盖面并提升公众参与度。此外，在营造良好政策实施环境的基础上可以进一步推动跨区域协同治理。积极引导环境信息跨地区、跨行业、跨部门共享共用，鼓励地区之间的监督与合作，有利于打破信息壁垒，防止政策执行过程中“黑箱”现象的产生。

注释：

①五大发展理念中，“共享”是一切发展的根本目的，主要体现在共享改革发展成果，更多地表现为缩小贫富差距和城

乡差距、促进社会公平正义等方面，这与后文机制检验中的三种效应并无显著的直接联系，故在本部分理论阐释中不予强行解读。但考虑到五种理念浑然一体、唇齿相依，因而在设计机制时并未草率剔除“共享”这一理念。

②此处使用了人均GDP，是因为相比于其他指标，人均GDP 更加客观地反映了社会发展水平和发展程度，此外，人均GDP 在一定程度上也体现了一国居民的平均收入水平和社会公平程度，这与五大发展理念的初衷更加契合。

③本研究在原来结论的基础上使用了调节效应分析，进一步厘清了环境信息公开与引资效应之间的深层次关系，并诠释了引资效应何以不显著的具体原因，使得本文的机制验证过程更加完善。

④长江经济带上游省市包括云南省、贵州省、四川省和重庆市，中游省份包括湖南省、湖北省、江西省，下游省市包括安徽省、浙江省、江苏省和上海市。

⑤根据石大千等（2018）的研究，将人口规模小于50 万的划分为小型城市；介于50 万和100 万的划分为中型城市；介于100 万和300 万的划分为Ⅱ型城市；介于300 万和500 万的划分为Ⅰ型城市；超过500 万的界定为特大及以上城市。中小城市样本量过少，结果不予展示。