環境信息公開對城市生態效率的影響及作用機制

謝云飛，黃和平

（江西財經大學 經濟學院，江西 南昌 330013）

一、引言及文獻綜述

近年來，高速經濟增長與工業化、城鎮化的不斷推進為社會帶來了巨大的物質財富，與此同時，資源快速消耗、污染加劇以及生態失衡等問題也愈發突出。城市的主要污染來源于工業企業，長期以來，工業發展更多依托于高投入、高消耗、高污染的粗放型增長模式，進而導致生態效率偏低。如何在保持經濟增長的同時，降低污染排放、提高城市生態效率是亟待解決的問題。城市經濟與生態環境的協調發展，離不開政府的環境規制政策，然而，傳統的命令型或市場型環境規制卻常常導致“政府主動、企業被動、公眾不動”的局面［1］，缺乏有效的公眾參與和監督，治理效果往往并不理想。為此，黨的十九大報告提出要構建“政府為主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的環境治理體系”。在此背景下，環境信息公開便成了公眾參與環境治理的重要一環，其對城市環境以及生態效率的影響也成為社會關注的熱點問題。基于此，本文以環境信息公開政策作為切入點，深入探討以下幾個問題：環境信息公開對城市生態效率有何影響？該影響是否因城市不同特征而存在差異？此外，環境信息公開通過哪些途徑影響城市生態效率？其中的作用機理如何？厘清上述問題，有助于實現我國生態文明建設和可持續發展目標。

國內外學者關于生態效率的研究多集中在生態效率的測度、時空演變及影響因素分析。關于生態效率的測算方法主要有指標體系法［2］、能值分析法［3］、主成分分析和集對分析法［4］、因子分析法［5］、能值生態足跡法［6］、DEA 及其各種擴展方法［7-9］。圍繞生態效率的時空演變，相關文獻主要針對不同行業及不同區域進行分析，王寶義和張衛國（2016）利用SBM-Undesirable 擴展模型測算了我國農業生態效率，發現我國農業生態效率具有“減—增—減—增”的“W”型變化特征，但整體呈上升趨勢［10］；黃和平等（2019）利用Super-SBM模型測算了我國30 個省份工業用地生態效率，并利用地理信息系統對其進行時空分析［11］；王兆峰和劉慶芳（2019）運用標準差橢圓以及重心模型描繪了長江經濟帶旅游生態效率的時空演變軌跡，發現其效率值呈動態上升趨勢［12］；常新鋒和管鑫（2020）采用隨機前沿模型測算了長三角城市群生態效率，發現生態效率整體呈上升趨勢，但還存在較大提升空間［13］。圍繞生態效率的影響因素，國內外學者主要從下列兩個角度展開研究：一是從經濟活動角度，探討不同經濟因素對生態效率的影響。如外商直接投資［14］、產業結構［15］、金融發展［16］、城市規模［17］、貿易水平［18］、基礎設施［19］、經濟增長［20］等，但這類研究只是泛泛談論了環境變化的內在原因，很難給出有針對性的對策建議。二是從制度約束角度，考察環境規制對生態效率的影響。多數學者基于正式的環境規制手段（命令控制型和市場激勵型）進行分析，Sarker 和Burritt（2005）以1996—2002 年澳大利亞石油業為例，發現增加減排活動的投資，可以有效降低硫化物排放，進而提升工業生態效率［21］；任勝鋼等（2016）利用我國省際面板數據研究發現，市場激勵型環境規制對我國東、中部地區有顯著促進作用，但對西部地區生態效率的影響卻呈“倒U”型［22］。這類研究多從政府的角度出發，容易忽視公眾參與環境治理的重要性。而環境信息公開則是將政府、企業以及公眾串聯起來的重要工具，但目前鮮有文獻關注環境信息公開對我國生態環境治理的影響，導致我國環境治理體系缺乏完善的理論支撐。

早期有關環境信息公開的研究多集中在以下兩個部分：一是通過理論分析闡釋環境信息公開解決我國環境問題的重要性及其實踐意義［23-24］；二是基于微觀視角，考察環境績效或企業績效與環境信息披露之間的關聯。陳璇和Lindkvist（2013）利用我國重污染行業上市公司數據實證檢驗發現，企業環境績效對環境信息披露存在顯著促進作用［25］。溫素彬和周鎏鎏（2017）的研究顯示，碳信息披露對企業財務績效有正向促進作用，并且媒體在該過程中起到了顯著的“倒U”型調節作用［26］。Ahmad 等（2019）利用我國制造業企業微觀調查數據實證發現，嚴格的環境信息披露可以倒逼企業技術變革，進而提高企業績效［27］。礙于數據的可獲取性，鮮有文獻從宏觀層面研究環境信息公開對生態效率的影響。少數文獻通過公眾環境研究中心和美國自然資源保護協會發布的PITI 指數作為環境信息公開的代理變量，考察了環境信息公開與環境質量之間的關系［28］，或利用雙重差分法對環境信息公開的減排效應進行考察［29］，但都沒有進一步深入到對生態效率的研究，忽視了環境信息公開對經濟環境以及資源的多重影響，同時也缺少對內生性問題及影響機制的探討。

基于此，本文采用第三方機構公布的環境污染源信息公開指數（PITI），實證考察環境信息公開對我國120個信息公開試點城市生態效率的影響，并討論其作用機制。與既有研究相比，本文的邊際貢獻主要有以下幾點：第一，以環境信息公開為切入點，并考慮公眾參與地方環境治理的重要作用，為相關研究提供有益補充；第二，大多有關環境信息公開與生態環境的研究都只關注環境污染這一個方面，本文采用生態效率這一指標，考察環境信息公開對經濟、環境以及資源的綜合影響；第三，區別于既有研究只考察環境信息公開對生態環境的直接影響，本研究還利用中介效應模型對其中的作用機制進行深入探討。

二、理論分析及研究假設

長期以來，企業所遵循的環境治理方式都是以政府主導的“自上而下”型環境規制，即通常所說的命令控制型和市場交易型環境規制。不可否認，以上兩種正式的環境規制手段均對環境質量改善起到重要作用［30-31］，但同時，也不能忽視這些正式的環境規制約束范圍外的一些不規范行為［32］。這時，非正式環境規制就能對正式環境規制存在的缺陷進行較好地彌補，在一定程度上緩解信息不對稱等問題［33］。非正式環境規制是指社會公眾或非政府組織通過環境上訪、投訴、與上級協商等方式解決環境污染問題的行為［34］。而環境信息公開是非正式環境規制的重要表現形式，同時也是影響產業結構、能源消費以及創新的重要因素［35-36］。據此，本文從產業結構效應、能源結構效應和技術創新效應三條渠道分析環境信息公開對城市生態效率的作用機制。環境信息公開對城市生態效率的作用機制如圖1所示。

圖1 環境信息公開對生態效率的作用機制

首先，從地方政府角度，環境信息公開政策為地方政府了解管轄區域內的污染狀況提供了依據。政府可以直觀了解到當地企業的排污信息，并針對排污狀況對企業采取相應的環境規制手段，包括以制定相應的法律法規及行業進入標準為代表的命令型環境規制和以排污收費及排污權交易為代表的市場型環境規制等。其次，從社會公眾角度，公開環境信息曝光了各地企業的污染排放信息，公眾擁有了環境知情權。一方面，社會公眾及非政府組織可以通過環境上訪或電話舉報等方式將自己了解到的關鍵信息提供給當地政府，然后由當地政府對被舉報企業進行制裁，該過程能有效解決因信息不對稱而導致的污染源遺漏等問題；另一方面，社會公眾還起到了協助地方政府對污染企業進行監督的作用，極大地降低了政府的規制成本。最后，從企業自身來看，企業對生態環境的改善主要受內在驅動力和外在驅動力的雙重影響。內在動力主要表現在兩個方面：一方面，污染源信息曝光導致企業污染治理無法避免，企業為了獲取長期利潤，保證相對利益最大化，會盡快加大環保投入，降低環境非期望產出；另一方面，企業作為社會經濟主體，往往抱有一定的社會責任感，企業在獲得經濟利益的同時還需兼顧環境質量，以滿足消費者、投資者等各方利益主體的環境訴求［37］。而外在動力則主要來源于地方政府和社會公眾。對于企業的污染行為，政府采取規制手段強行限制企業的非期望產出。此外，在新經濟背景下，公眾環保意識不斷提高，其消費方式也在向綠色可持續消費方向轉變［38］，公眾綠色消費需求將帶動企業對清潔能源的使用和對清潔技術的開發。綜上所述，環境信息公開增加了企業各項污染數據的曝光率，企業出于自身長期發展和社會責任感的考慮，同時迫于地方政府和社會公眾的雙重壓力，往往會通過提升產業結構效應、轉變能源結構效應和提高技術創新效應三種方式來提高生態效率。

具體來看，產業結構效應是指環境信息公開增加了企業污染排放的曝光率，也增添了企業的生產成本。一方面，企業會選擇以產業遷移的方式退出環境信息公開城市，降低城市污染排放；另一方面，環境信息公開會迫使地方政府淘汰導致環境污染的落后產能，積極發展高新技術產業和第三產業，地方政府還會在環境保護和經濟增長的雙重壓力下加大對新興產業及企業創新研發投入［39］，促使產業結構由高排放、高污染向低消耗、高產出轉變。產業結構的轉型升級不僅帶來了更高的經濟增長，同時也減少了資源消耗和污染排放，進一步帶來城市生態效率的提升。能源結構效應是指企業為減少污染排放，會考慮降低傳統化石能源的消費，而增加清潔能源的使用。通過能源消費結構的轉變，城市的環境質量得到了極大改善，生態效率也一并提高。而技術創新效應指的是環境信息公開通過政府及社會公眾兩方的壓力，迫使企業加大對環保技術的研發投入，優化企業生產過程，降低能源消耗和污染排放，同時維持企業自身的經營不受影響，城市生態效率得以提升。總之，環境信息公開通過地方政府及社會公眾來影響企業行為，企業進一步通過產業結構效應、能源結構效應和技術創新效應影響城市生態效率。

基于以上分析，本文在此提出假設1、假設2。

假設1：以環境信息公開為代表的非正式環境規制能提高城市生態效率；

假設2：環境信息公開通過提升產業結構效應、轉變能源結構效應和提高技術創新效應三條途徑促進城市生態效率。

三、研究設計

（一）模型設定

1.基準回歸模型

為檢驗環境信息公開對城市生態效率的影響，參考楊煜（2020）等［40］的做法，設定以下計量模型：

其中：EEit為被解釋變量，表示城市生態效率；PITIit為環境信息公開指數；controlit為一系列控制變量，包括城市規模、地區貿易水平、基礎設施、金融發展、經濟發展水平等；εit為隨機誤差項。

2.中介效應模型

為進一步檢驗探討環境信息公開對城市生態效率的影響機制，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）、余東華和孫婷（2017）的研究［41-42］，在基準回歸模型的基礎上構建如下中介效應模型：

模型（2）和模型（3）中的控制變量與模型（1）保持一致，Mit為中介變量。若（1）式中的α1顯著，則總效應存在，可進行下一步；若（2）式中的β1和（3）式中的γ2均顯著，則說明中介效應顯著；在以上兩個條件均成立的情況下，若（3）式中的γ1不顯著，則說明為完全中介，若γ1顯著，則為部分中介。

（二）變量選取

1.被解釋變量

參考韓燕和鄧美玲（2020）以及陳明華等（2020）構建的城市生態效率評價體系［43-44］，指標體系主要包括三部分，分別為投入、期望產出和非期望產出。其中，投入指標包括勞動力投入、資本投入、土地投入和能源投入，分別用城市年末單位從業人員數、城市固定資產投資額、城市建設用地面積以及全社會用電量表示；期望產出指標用各市生產總值表示；非期望產出用城市工業廢水排放量、工業廢氣排放量以及工業煙（粉）塵排放量來表示。同時，城市生產總值和固定資產投資均根據相應價格指數以2013年為基期進行平減。具體評價指標體系見表1所列。

表1 城市生態效率投入產出指標體系

進一步地采用Tone（2002）提出的Super-SBM模型對城市生態效率進行測算［45］。假定有n個決策單元DMU、m種投入要素、q種期望產出要素、w種非期望產出要素，用xik、yrk和btk分別表示三類要素的向量形式，si-、sr+和stb-分別表示三類要素的松弛變量，則在規模報酬可變（VRS）假設下，考慮非期望產出的Super-SBM 模型的線性規劃表達式為：

其中，ρ即為城市生態效率（EE）。當ρ≥1 時，DMU相對有效；當ρ＜1時，DMU相對無效。

2.解釋變量

環境信息公開程度采用IPE（公眾環境研究中心）和NRDC（自然資源保護協會）共同發布的PITI指數來表示。該指數由污染源日常監管信息公示、污染源集中整治信息公示、清潔生產審核信息公示、企業環境行為整體評價信息公示、經調查核實的信訪和投訴案件公示、環評文件受理和驗收結果信息公示、排污收費相關信息公示以及依申請公開情況等多個評價項目構成，兼顧了政府作為監管方督促企業環境信息披露乃至政府與公眾間的交流互動等多重元素，能較為科學地反映各個地區環境信息公開的實際情況。該指數從2008年開始公布，取值范圍為0～100，之后在2013 年依據污染源信息全面公開的要求對之前所使用的PITI 標準進行了修訂。為保證評價標準的統一性及數據統計口徑的一致性，本文擬采用的數據范圍為2013年至最新的2018年。

3.控制變量

本文設定的控制變量為：①城市規模（US），采用各市年末總人口表示；②地區貿易水平（FT），采用各市貨運總量表示；③基礎設施（INF），采用各市年末實有城市道路面積表示；④金融發展（FD），采用各市金融機構各項貸款余額與當地GDP 的比值表示；⑤經濟發展水平（ED），采用各市人均GDP 表示。此外，后文在進行穩健性檢驗過程中，考慮可能存在遺漏變量問題，又加入了三個控制變量，分別是：⑥科研支出（SRS），采用各市地方財政一般預算內支出中的科學支出占比表示；⑦外商直接投資（FDI），采用各市當年實際使用外資額表示；⑧信息化水平（INL），采用各市固定電話、移動電話以及互聯網年末用戶數之和表示。

4.中介變量

后文在進行影響機制檢驗時，選取了三個中介變量，分別是：①產業結構（IS），采用各市第三產業增加值與當地GDP的比值；②能源結構（ES），用各市煤炭消耗量占能源消耗總量的比值表示；③技術創新（PAT），采用各市專利申請數表示。

各主要變量描述性統計見表2所列。

表2 變量描述性統計

（三）數據來源

考慮污染源監管信息公開指數（PITI）報告僅公布我國120個重點城市的PITI指數，并且從2013年開始對統計口徑進行了調整，故本文以2013—2018 年我國120 個環境信息公開重點城市為研究對象。城市生態效率各投入產出變量及控制變量來源于《中國城市統計年鑒》，PITI指數來源于公眾環境研究中心和自然資源保護協會發布的歷年污染源監管信息公開指數（PITI）報告，能源消費量及煤炭消費量相關數據來源于《中國能源統計年鑒》，技術創新水平相關數據通過中華人民共和國國家知識產權局按城市分年手工搜集。

四、實證結果及分析

（一）環境信息公開對城市生態效率的影響

通過對模型（1）進行Hausman 檢驗，據此判斷用固定效應還是隨機效應對模型進行回歸，進而考察環境信息公開對城市生態效率的影響。具體結果見表3所列。

表3 環境信息公開對城市生態效率的影響

表3列出了具體回歸結果，其中（1）（2）列分別為固定效應和隨機效應回歸結果，且未加入控制變量；（3）（4）則為加入控制變量之后的回歸結果。由于Hausman 檢驗P值為0，說明應使用固定效應。針對（3）列進行分析后發現，在控制了相應變量的情況下，環境信息公開能提高城市生態效率，并且在1%水平下顯著，驗證了假設1。即環境信息公開程度越高，政府和公眾對企業各方面污染信息了解越全面，政府能更有針對性地對排污企業進行管制，公眾也能更有效地對當地排污企業進行監督。工業企業的污染排放受到限制，進而有助于生態效率的提升。

從控制變量結果來看：①城市規模對城市生態效率的影響顯著為負，主要原因在于城市規模的擴張帶來人口的增多。一方面，人口的增多會引起更多的資源及能源的消耗；另一方面，人口過密又會給當地的環境容量造成負面影響。綜合以上兩方面因素，城市規模擴張可能導致城市生態效率降低。②對外貿易對城市生態效率的影響系數為正，說明加強對外開放有利于生態效率改善。一方面，對外貿易加快了各城市經濟發展，期望產出得到提高；另一方面，發展外向型經濟有助于學習境外先進的清潔生產技術，提高能源利用效率，降低非期望產出，由此提升城市生態效率。③城市基礎設施對生態效率的影響在統計意義上為負，且影響系數較小。一定程度上表明，我國城市基礎設施建設仍有待完善，與基礎設施相關的資源配置效率仍有待提高。④金融發展對城市生態效率的影響在統計意義上為正，說明金融發展提高了當地企業融資效率，有助于加快產業轉型升級，帶動當地經濟發展，同時減少污染排放，進而提高當地生態效率［46］。⑤經濟發展對城市生態效率的影響顯著為負，說明經濟發展的同時會伴隨諸多環境污染問題，通過犧牲環境來追逐經濟增長的粗放型發展模式依然存在。

（二）穩健性檢驗

本文主要從以下四個方面進行穩健性檢驗：①改變測算方法。前文中的城市生態效率是在規模報酬可變（VRS）假設下進行測算的，這里改變假設條件，即在規模報酬不變（CRS）假設下對各市生態效率重新進行測算，然后再次對基準模型進行回歸，回歸結果見表4 第（1）列。②剔除差異性較大的樣本。考慮北京、天津、上海和重慶4 個直轄市在工業結構以及城市功能定位上都與其他城市存在較大差距，故將這4 個城市剔除，對余下城市重新進行回歸分析，回歸結果見表4 第（2）列。③考慮遺漏變量。由于潛在的遺漏變量可能影響本文的估計結果，因此，在前文基準回歸方程中繼續引入科研支出、外商直接投資和信息化水平三個控制變量，增加控制變量之后的回歸結果見表4 第（3）列。④內生性問題。首先，由于本研究所采用的PITI指數來源于社會調查，而調查數據又會受到個體眾多主觀心理因素的影響，可能帶來變量數據測度不準的問題；其次，由于信息元素在經濟活動中的內生性影響本就十分普遍，生態效率與環境信息公開之間的反向因果問題仍然可能存在。在此，借鑒胡宗義和李毅（2020）的研究［47］，一方面，互聯網普及程度與公眾獲取企業排污信息密切相關，滿足工具變量的相關性特征；另一方面，互聯網普及率又不會因生態效率變化而發生明顯改變，滿足工具變量的排他性特征。故選取各地級市互聯網普及率作為環境信息公開的工具變量，然后再采用2SLS重新進行驗證。

表4 穩健性檢驗

從表4 可以看出，對被解釋變量重新進行測算、剔除直轄市、增加控制變量以及考慮內生性進行工具變量回歸以后的結果均顯示，環境信息公開對城市生態效率的影響依舊顯著為正，顯著性水平與基準回歸結果一樣，保持在1%。且工具變量回歸中，LM統計量為61.86，對應P值為0；F統計量為67.01，遠大于Stock-Yogo 檢驗10%水平下的臨界值。表明不存在識別不足和弱工具變量問題，即工具變量選取是合理的。綜上所述，環境信息公開對城市生態效率存在顯著促進作用，該結果具備較強的穩健性，再次驗證了假設1。

（三）異質性分析

盡管前文回歸結果已經檢測了環境信息公開能顯著提高城市生態效率，但是該作用是否會因城市特征的不同而存在差異呢？對該問題的探討有助于相關部門在制定環境規制政策時避免“一刀切”，能“因城施策”對城市生態環境進行精準治理。為此，本文將從城市區位和城市資源稟賦這兩個方面進行異質性分析，結果見表5所列。

表5 異質性分析

1.城市區位異質性

按照《中國海洋統計年鑒》對沿海及內陸城市的劃分標準，將樣本內城市劃分成30 個沿海城市和90 個內陸城市。從表5 中（1）（2）列的回歸結果可以看出，環境信息公開對沿海城市生態效率的影響為0.303，對內陸城市生態效率的影響為0.1481，即環境信息公開對沿海城市生態效率的促進作用更明顯。主要原因有以下兩方面：一方面，沿海城市經濟發展水平總體高于內陸城市，部分內陸城市政府官員迫于晉升壓力，為達到經濟增長目標而忽視生態環境質量，進而導致內陸地區環境管制寬松的局面，環境信息公開的效果無法充分發揮；另一方面，近年來，沿海發達地區產業正不斷向內陸轉移，內陸城市在獲得產業發展的同時，也吸納了來自這些轉移產業的高污染排放［48］，這在一定程度上削減了環境信息公開的減排效應，進而也影響了城市生態效率的提高。

2.城市資源稟賦異質性

參考2013 年12 月3 日國務院印發的《全國資源型城市可持續發展規劃（2013—2020 年）》，根據各城市的資源稟賦，將本文選取的120個試點城市劃分為37個資源型和83個非資源型城市。

從表5中（3）（4）列的回歸結果可以看出，環境信息公開對非資源型城市生態效率的影響高于資源型城市。可能的原因在于：相較于非資源型城市，資源型城市產業結構更加單一，資源依賴性強，且以高污染產業為主，通過環境信息公開對企業進行污染減排的效果相對有限。

（四）作用機制分析

按照前文的理論分析，環境信息公開主要通過產業結構效應、能源結構效應和技術創新效應三條路徑來影響城市生態效率。據此，本文利用中介效應模型對該作用機制進行檢驗。其中，產業結構效應所對應的中介變量用各市第三產業增加值與當地GDP 的比值來表示；能源結構所對應的中介變量用各市煤炭消耗量占能源消耗總量的比值表示；創新效應所對應的中介變量為技術創新水平，選取當地專利申請數來表示。需要指出的是，由于數據獲取的限制，在《中國能源統計年鑒》中只能獲取省級層面的煤炭消費量及能源消費總量，為此，本文仿照戴魁早（2018）對省級出口技術復雜度的測算方法［49］，首先利用省級指標算出各省級單位產值煤炭消費量及能源消費總量，然后再根據各市的總產值算出各市煤炭消費量及能源消費總量的近似值。環境信息公開影響城市生態效率的產業結構效應、能源結構效應和技術創新效應的檢驗結果見表6所列。

表6 作用機制分析

續表6

具體來看，表6 第（1）列表明環境信息公開對產業結構的影響顯著為正，而在第（2）列中，產業結構對城市生態效率的影響顯著為正，表明中介效應顯著。同時，第（2）列中環境信息公開的影響系數顯著，這說明環境信息公開通過加快產業結構轉型升級進而提高城市生態效率的作用機制成立，且為部分中介效應。通過進一步計算可得，產業結構的中介效應約為16.41%。表6 第（3）列表明環境信息公開顯著降低了煤炭消費量占總能源消費量的比重，第（4）列中，環境信息公開與能源結構的影響系數均顯著，表明環境信息公開通過轉變能源消費結構進而促進城市生態效率的作用機制成立，且為部分中介效應。通過進一步計算可得，能源結構的中介效應約占總效應的3.69%。表6第（5）列表明環境信息公開顯著提高城市技術創新水平，第（6）列中，環境信息公開與技術創新的系數均顯著，同樣表明環境信息公開通過提高技術創新水平進而提高城市生態效率的作用機制成立，且為部分中介效應。通過進一步計算可得，技術創新的中介效應約占總效應的24.76%。至此，假設2得以驗證。

五、結論與建議

為改善生態環境質量，提高生態效率，需要構建政府、企業以及公眾共同參與的現代化治理體系，而全員共同參與的前提是擁有環境知情權，于是環境信息公開便成為現代化環境治理的重要手段。研究環境信息公開對城市生態效率的影響及其作用機制，既是進行生態文明建設的重要探索，也是提升城市生態效率的關鍵。本文首先從理論上梳理了環境信息公開對城市生態效率的影響，并進一步從產業結構效應、能源結構效應和技術創新效應三個方面闡述了其作用機制。隨后以2013—2018 年我國120 個重點城市面板數據為研究樣本，通過實證分析驗證了上述理論假設，最終得到以下主要結論：①表3（3）列基準回歸結果顯示，環境信息公開對城市生態效率的影響顯著為正，具體的影響系數為0.158 1。并且在通過改變測算方法、剔除差異性較大的樣本、考慮遺漏變量以及考慮內生性問題的穩健性檢驗之后，該影響依舊顯著，表4（1）—（4）列穩健性檢驗結果顯示，影響系數在0.103 2～0.199 3 之間變動。②通過異質性研究發現，環境信息公開對城市生態效率的影響在城市區位、城市資源稟賦以及城市人力資本水平上均存在差異。具體而言，相較于內陸城市、資源型城市以及低人力資本城市，環境信息公開更有利于沿海城市、非資源型城市以及高人力資本城市生態效率的提升。③通過作用機制分析發現，環境信息公開主要通過加快產業結構轉型、轉變能源消費結構以及提高技術創新水平三條途徑影響城市生態效率，且產業結構效應、能源結構效應和技術創新效應在此過程中均起到部分中介作用，進一步計算可得三者中介效應大小分別為16.41%、3.69%和24.76%。

基于以上結論，為進一步完善環境信息公開制度，構建現代化治理體系，本文提出以下政策建議：

一是進一步擴大環境信息公開范圍，縮小區域環境信息公開程度差距。通過本文的實證可以發現，環境信息公開是有利于城市污染狀況改善并提高生態效率的。而環境信息公開目前覆蓋的城市僅有120個，因此，適當擴大試點范圍，有助于整體生態效率的提升。從內陸城市與沿海城市的對比可以看出，內陸城市環境信息公開的試行效果不如沿海城市，內陸城市在加強環境信息公開力度的同時，要學習沿海城市的成功經驗，縮小區域環境信息公開程度差距。

二是構建多元化環境治理體系，形成“政府—企業—公眾”間的良性互動。首先，政府應加強政務信息公開，以便于社會公眾對環境政策的獲取和解讀，進而提高社會公眾以及非政府組織參與環境治理的效率；其次，充分利用互聯網等大數據平臺，提供網絡環境治理服務，同時，舉辦線下聽證會，兼顧線上線下公眾環境訴求，拓寬公眾參與環境治理渠道，提高公眾參與環境治理積極性；最后，企業應當嚴格按照環境信息公開辦法，公開相關信息，在政府及公眾的雙重壓力下主動進行減排。

三是加快產業及能源消費結構轉變，并加大城市創新投入。通過作用機制分析發現，產業結構升級、轉變能源消費結構以及推動技術創新是提高城市生態效率的主要渠道。因此，地方政府在制定產業政策時，需全力推進產業結構優化升級，加快第三產業建設，積極開發新能源技術及綠色排放技術，加大企業研發投入力度，提高自主創新能力。形成產業結構調整、能源結構轉變和技術創新的三重驅動環境治理手段。