環境信息披露能提升全要素能源效率嗎？
——來自城市污染源監管信息公開的準自然實驗

閆志俊，張兵兵，胡榴榴

（1. 南京師范大學商學院，江蘇南京 210046；2. 南京農業大學經濟管理學院，江蘇南京， 210095）

過去中國環境污染治理模式主要以政府單核主導，通過命令控制型政策工具對污染排放主體進行嚴格約束。但囿于中國行政集權、財政分權的制度現狀以及缺乏有效監督與制約，地方政府在“GDP 錦標賽”中以放松環境規制為代價發展經濟［1］，導致中國環境污染治理效果不甚理想。2019 年，中國CO2排放量在全世界占比高達28.8%，為全球最大碳排放國［2］。面對日益嚴峻的生態環境問題，中國政府開始嘗試強化環境信息披露力度，充分發揮公眾主體監督效力以提升環境污染綜合治理能力。而環境信息披露作為多元主體協同推進環境污染綜合治理的重要手段，如何有效評價其節能減排績效，對于中國完善綠色低碳經濟的制度體系至關重要。能源效率是反映節能減排績效的關鍵指標，提升能源效率是促進經濟高質量發展的關鍵手段［3］。因此，該研究旨在厘清環境信息披露影響能源效率的內在機理，為科學評價環境信息披露的政策效應以及環境分權制度下新型環境治理體系重塑提供政策啟示。

1 文獻綜述

環境信息披露作為政府、企業與公眾等多元主體協同推進環境治理的重要舉措，是一種新型生態治理模式。現有關研究多從微觀視角切入考察其對企業財務績效［4］、企業出口［5］及企業出口DVAR［6］等經濟績效的影響。就環境績效而言，信息披露可以提升企業綠色技術創新能力［7］，顯著降低工業污染物排放水平［8］和地區PM2.5濃度［9］，從而改善環境質量［10］。

有關能源效率的測算文獻，從最初的單要素能源效率拓展至多要素能源效率，綜合考慮了勞動力、資本等多種要素的相互作用，并將生產排放的污染物納入模型，區分期望產出與非期望產出，運用DEA方法進行測算［11-13］。但DEA模型的局限性在于假設投入與產出同比例變動，且其窗口寬度的選擇存在一定的隨意性。就其影響因素而言，產業集聚和金融集聚均有利于改善能源效率［14-15］，產業結構轉型亦可以促進“減排增效”［16］，而環境規制、城市多中心空間結構與能源效率存在非線性的倒U型關系［17-18］。

通過文獻梳理可知，現有相關研究存在以下拓展空間：第一，鮮有研究將環境信息披露和能源效率相結合，嘗試厘清二者內在的影響機制；第二，能源效率的測算多采用靜態DEA 方法，較少有研究運用DSBM 模型測算長樣本區間的城市全要素能源效率。因此，該研究以IPE和NRDC 聯合發布的污染源監管信息公開指數（PITI）為準自然實驗，運用DID 方法實證檢驗環境信息披露影響能源效率的政策凈效應，并據此提出改善環境綜合治理水平，提高能源利用效率，實現節能減排目標的政策建議。

2 環境信息披露與全要素能源效率：理論機制

2.1 產品市場

假設經濟體中存在兩個部門：污染部門x和清潔部門y，其對應的產出為qx和qy，勞動L、能源E為生產要素投入，φ為企業TFP，兩部門勞動力和能源投入總量分別為L*和E*。假設規模報酬遞減，此時兩部門的生產函數分別為：βE∈(0，1)。其中，αL（βL）、αE(βE)為要素產出彈性。

污染部門在生產過程中會產生一定的污染排放量e，將其納入企業生產函數可得。其中，ε為污染的產出彈性，ε（0＜ε＜1）越小，意味著節能減排技術水平越高。通過求解利潤最大化問題，可得污染部門投入要素的需求函數以及污染排放函數（因篇幅所限，清潔部門的相關公式推導備索）：

其中：px為產品價格；w和pE是勞動力與能源要素價格；T為排放污染物需繳納的排污稅額。環境信息披露政策（info）的有效執行可以緩解企業與政府之間的信息不對稱問題，政府更容易了解企業的真實排污情況，基于聲譽效應會增強排污稅征收以促使企業清潔化轉型，因此T會上升，即?T/?info＞0。將式（1）—式（3）雙邊取對數，然后對時間t求導可知，要素需求的變化率與要素價格的變化率相關：

2.2 要素市場

式（9）—式（11）表明勞動力和能源要素在污染部門的資源配置與要素產出彈性αL和αE、節能減排技術進步ε以及當前的產業結構θx和γx有關。將式（9）—式（11）分別對求導可知：

2.3 傳導渠道分析

由上述理論推導可知，環境信息披露的減排效應與產業結構和節能技術有關，通過信息公開提升公眾監督力度、政府環境治理水平和企業自覺意識，進而促進產業間生產要素的優化配置和減排技術創新，提高能源利用效率。因此，該研究將信息披露引致的環境效應分解為“清潔產業替代效應”和“綠色技術進步效應”。

（1）清潔產業替代效應。當前，中國生態文明建設已進入提供更多優質生態產品以滿足人民日益增長的生態環境需求的攻堅期［19］。在此背景下，政府部門在制定政策時通常會強化對污染密集型行業的環境監控和強制披露力度，同時綜合多種激勵措施，大力發展清潔產業，實現產業綠色轉型。以杭州市為例，政府基于“輿論引導-標本兼治-政府督促”的管理體系，綜合多種措施促進產業結構清潔升級。一方面，實施一系列稅收優惠、財政補貼等激勵措施，鼓勵高新技術和數字經濟等新型清潔型產業發展；另一方面，通過設定高污染燃料禁燃區，提高污染排放標準，淘汰落后產能，實現產業清潔化。對企業而言，環境信息披露會產生較強的“警示效應”，在面臨政策沖擊時，向清潔生產方式轉變是企業最為有效的路徑選擇［20］。產業清潔的本質是高污染、高能耗產業被低污染、低能耗產業取代的過程，這一轉變顯然有利于能源效率的提升。

（2）綠色技術進步效應。當區域內環境信息披露政策有效執行時，企業、政府和公眾之間的信息不對稱有所緩解，政府能夠對存在污染物偷排或未達標排放等問題的企業進行嚴厲懲罰，并倒逼企業開發綠色技術實現清潔生產。除此之外，企業為塑造良好口碑和社會形象，出于“聲譽效應”考量也會主動增加減排研發投入以提升清潔技術水平，減少環境污染物排放。而具有較高環保意識的社會公眾在了解企業真實排污情況之后，往往也會“用腳投票”，傾向于購買和使用環境友好型產品，助力產業綠色轉型。因此，環境信息公開促使區域內研發水平和創新能力提升［21］，由此引致的綠色技術進步會直接減少企業的生產能耗，提升能源利用效率［22］。另外，作為一種隱性環境規制措施，信息披露雖增加了企業治污成本，但綠色創新引致的“補償機制”可以緩解這一成本，可持續的推動能源效率的提升［23］。

3 模型構建、變量說明與數據來源

3.1 模型構建

該研究以公眾環境研究中心和自然資源保護協會聯合發布的污染源監管信息公開指數為準自然實驗，運用DID模型識別環境信息披露影響能源效率的政策凈效應，基準模型如下：effit=β0+β1pitii×postt+βXit+αi+αt+εit。其中，i、t分別表示城市和年份，eff為能源效率，piti和post分別表示環境信息披露分組和時期虛擬變量；X為控制變量，包括勞動力水平（labor）、外商直接投資（fdi）、財政分權（govern）、能源消費量（econs）及排污權交易制度（marketdt）。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量：城市能源效率（eff）

投入指標、產出指標和跨期變量的選取是運用DSBM方法獲取能源效率的關鍵。根據相關理論，選取的投入變量為：①勞動力，用城市總就業人數表示；②能源消費，運用夜間燈光進行模擬測算。產出變量：國內生產總值，用城市總產出表示。不變跨期變量：資本存量。目前，國內統計部門尚未對資本存量數據進行統計，因此該研究基于可獲得的城市層面固定資產凈值數據，利用永續盤存法測算資本存量的代理指標［24］。壞的跨期變量：CO2和PM2.5。政府部門尚未統計城市層面的CO2排放數據，PM2.5數據也是從2013 年才開始統計，存在歷史數據缺失問題。因此，該研究運用夜間燈光數據，采用從上至下估計方法測算CO2排放量，運用ArcGIS 軟件并結合行政區域矢量圖提取PM2.5數據［12］。綜上，基于獲取的各項指標，采用DSBM方法進行測算（因篇幅所限，能源效率的詳細測算過程備索）。

3.2.2 核心變量：環境信息披露（piti×post）

該研究的核心解釋變量為環境信息披露，即反映一個城市是否在污染源監管信息公開指數（PITI）名單上的虛擬變量，由分組虛擬變量和時期虛擬變量的交乘項（piti×post）來表示。若一個城市在2008 年及其以后年份出現在PITI 名單上，則界定分組虛擬變量piti=1，反之piti=0；時期虛擬變量post值的設定為2008 年及其以后為1，2008年以前為0。

3.2.3 控制變量

勞動力水平（labor），為城市年末平均從業人數取對數；外商直接投資（fdi），為各城市實際使用外資占GDP的比重；財政分權（govern），為城市層面政府財政收入與支出之比；能源消費量（econs），為城市能源消費總量占GDP之比；排污權交易制度（marketdt），即2007 年財政部批復的排污權交易試點制度，用虛擬變量表示。

3.2.4 數據來源

數據來源及處理主要包含以下四部分：①公眾環境研究中心和自然資源保護協會聯合發布的污染源監管信息公開指數（PITI）名單；②歷年《中國城市統計年鑒》，主要包括地區GDP、實際利用外商直接投資、城市年末平均從業人數、固定資產投資、第三產業增加值占比等指標，對于部分缺失值通過插值法、幾何平均法予以填補；③由于DSMP 夜間燈光數據只更新到2016 年，2017—2018 年的燈光數據用VIIRS 夜間燈光數據進行補充；④《中國重要報紙全文數據庫》，手工整理全國486 種地方報紙的出版地來計算IV。

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸結果

表1為環境信息披露影響全要素能源效率的基準回歸結果。以列（6）估計結果為準，在加入控制變量和城市、時間固定效應后，piti×post的估計系數顯著為正，說明環境信息披露政策的有效執行可以顯著提升城市全要素能源效率。同時，采用事件研究法檢驗處理組與對照組的共同趨勢，以確保回歸結果的可信度。圖1的平行趨勢檢驗結果中，Current表示政策實施當期（即2008 年），Pre5—Pre1 表示政策實施前5—前1 年，Post1—Post7 為政策實施后1—后7 年。可以看出，在實施信息披露政策之前，處理組和對照組的能源效率并不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設，在政策實施之后，參數的系數值為正且在多期具有統計顯著性，表明信息披露對能源效率具有顯著正影響，且這一政策效應具有明顯的滯后性。

圖1 平行趨勢檢驗

表1 基準回歸結果

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 傾向得分匹配

為解決DID 模型可能存在的樣本選擇偏差，選擇城市勞動力水平、外商直接投資和財政分權三個可觀測變量，對處理組和對照組城市采用logit模型進行半徑傾向得分匹配，設定0.000 1 的卡尺范圍，并對匹配后的樣本運用基準回歸模型進行再估計，結果如表2列（1）—列（2）所示，在消除可能樣本選擇偏差后，piti×post的系數依然顯著為正。

4.2.2 動態時間窗口

通過設定動態時間窗口來識別環境信息披露對能源效率的動態影響效應，以2008 年為基準，前后分別取2年、3 年、4 年和5 年作為時間窗口進行動態效應檢驗，結果如表2 列（3）—列（6）所示：piti×post的估計系數均顯著為正，這表明調整政策前后的時間窗寬不會改變環境信息披露對能源效率的促進作用。此外，該研究還進一步基于替換指標測算方法、剔除極端值以及排除政策干擾等視角（具體的處理方式和回歸結果備索）進行穩健性檢驗，確保基準回歸結果的可信度。

表2 穩健性檢驗Ⅰ：傾向得分匹配和動態時間窗口

4.2.3 內生性檢驗：工具變量法

雖然DID 模型能夠在一定程度上克服內生性問題，但仍需要處理組滿足隨機選擇特征。某一城市是否進行環境信息披露可能會受到政府政策、環境質量等各種潛在因素影響，容易導致內生性問題，從而影響基準回歸的穩健性。鑒于此，該研究將各城市報紙的種類數量（iv）作為工具變量進行檢驗［25］。原因在于：①城市報紙是地方政府官員和各級領導了解本地發展狀況的重要渠道，當公開發行的報紙中提及環境保護、污染排放等議題頻數較多時，政策制定者會及時接收到民生環保訴求，進行環境信息披露的概率更大，即滿足IV 相關性假設。②城市內的報紙種類數量不會隨著能源效率的變動而發生變化，從而滿足外生性假設。表3列（1）和列（3）為第一階段回歸結果，iv×post的估計系數均顯著為正，且F值分別為88.18 和40.30，滿足工具變量的相關性假設。列（2）、列（4）為第二階段回歸結果，piti×post的估計系數均顯著為正，且通過了不可識別檢驗和弱工具變量檢驗。這表明，在緩解可能存在的內生性問題之后，環境信息披露依然有利于提升能源效率。

表3 穩健性檢驗Ⅱ：工具變量法

4.2.4 安慰劑檢驗

通過隨機選擇政策開始年份進行安慰劑檢驗。首先，從樣本區中隨機抽取一年作為政策實施時間，構建“虛假”核心解釋變量piti×post，考慮到樣本選擇的隨機性，本部分重復進行了1 000次基準回歸模擬，結果如圖2（a）所示，圖中虛線表示各系數值對應的核密度圖，散點圖表示不同估計系數對應的p值。可以看出，估計系數均值在0 附近，且P值基本大于0.1；由表1 列（6）可知實際估計系數值為0.042，獨立于模擬估計系數分布之外。可見，環境信息披露對能源效率的正向影響并未受到其他因素干擾。

為排除遺漏變量干擾造成估計偏誤，通過隨機抽取環境信息披露城市進行安慰劑檢驗。具體地，從267個城市樣本中隨機抽取113個作為信息披露城市，即“虛假”處理組，并將其余城市作為“虛假”對照組，據此構建“虛假”核心解釋變量fpiti×post，并重復1 000次基準模擬，結果如圖2（b）所示，回歸系數均值接近0，且P值均大于0.1，而真實估計系數0.042在圖中顯然為小概率事件，再次驗證了基準回歸的穩健性。

圖2 安慰劑檢驗

4.3 異質性分析

前文提供了環境信息披露政策促進能源效率提升的穩健性證據，但這一促進作用是否會因城市資源稟賦、城市功能和環境質量差異而呈現出異質性特征呢？本部分將從是否為資源型城市、是否為老工業基地和是否為“兩控區”城市等幾個維度展開具體分析。

首先，依據2013 年國務院頒發的《全國資源型城市可持續發展規劃（2013—2020 年）》，從267 個城市中篩選出109 個資源型城市和158 個非資源型城市，分為兩個子樣本考察環境信息披露對能源效率的影響是否因城市資源稟賦的差異而產生異質性。表4 列（1）和列（2）結果顯示，非資源型城市能源效率提升的政策效應更大，這可能是因為，相較于資源稟賦豐裕的城市，非資源型城市往往擁有更加完善的產業結構和良好的創新基礎，并在信息披露政策的加持下，更有利于技術創新，從而更有效地提升能源效率。進一步地，將資源型城市劃分為成長型、成熟型、衰退和再生型三類，表4 列（3）—列（5）所示，環境信息披露對成長型和成熟型城市能源效率的影響并不顯著，但對第三類資源型城市能源效率的影響顯著為正。這可能是因為，處于衰退期或再生期的資源型城市，需要不斷提升技術水平以轉變生產方式，實現產業轉型升級，而環境信息披露政策的有效執行會強化和推進這一進程。

表4 異質性分析Ⅰ：是否為資源型城市

國家發改委在《全國老工業基地調整改造規劃（2013—2022 年）》中確定了涵蓋27 省的120 個老工業基地城市，本部分據此考察因城市功能定位不同而產生異質性政策效應。表5列（1）和列（2）所示，相較于老工業基地城市，環境信息披露對于非老工業基地城市能源效率的提升效應更為顯著。可能的原因是，老工業基地城市多呈現出高耗能高污染特征，并不利于區域內能源效率的提升［3］，而非老工業基地的產業結構更為多元化和合理化，產業創新能力也較高。當信息披露政策有效執行時，對企業產生較強的“警示效應”，倒逼企業進行綠色技術創新，而這一效應顯然對創新活力更強的非老工業基地更顯著。

1998年國務院將酸雨或二氧化硫重度污染區界定為“兩控區”，本部分以此劃分標準考察了信息披露對能源效率的影響是否因城市的不同污染程度而產生異質性。表5列（3）和列（4）顯示，環境信息披露對“兩控區”城市能源效率的正向影響更顯著。進一步將“兩控區”劃分為“酸雨控制區”和“二氧化硫控制區”兩種類型，列（5）和列（6）顯示，環境信息披露對“二氧化硫控制區”的能源效率提升效應更為顯著。從國務院對“兩控區”的界定來看，“酸雨控制區”多位于雨水較為充足的南部地區，而“二氧化硫控制區”多位于北方地區，縱觀中國“南輕北重”的工業布局，南方多以資本、技術密集的輕工業企業為主，北方地區則以資源密集的重化工企業為主。相較于輕工業，重化工企業的能源消耗更大，污染物排放量也相對較多，環境信息披露引致的“聲譽效應”對其能源效率提升作用更大。

表5 異質性分析Ⅱ：是否老工業基地和兩控區

5 影響機制檢驗

根據前文理論分析可知，環境信息披露可以通過“清潔產業替代效應”和“綠色技術進步效應”兩條渠道來提升能源效率。對此，該研究以第三產業增加值占GDP 比重（ind）作為清潔產業替代升級的代理變量，以城市創新指數（tech）作為節能減排技術進步的代理變量，對相關影響渠道進行實證檢驗。表6列（1）顯示，piti×post的估計系數顯著為正，意味著環境信息披露制度的有效執行有利于城市產業結構清潔化轉型。列（2）結果顯示，ind的估計系數顯著為正，說明城市產業結構清潔化有利于能源效率提升。列（3）引入產業結構轉型的中介變量后，piti×post系數值和顯著性均明顯下降，說明產業結構升級是環境信息披露制度提升能源效率的有效渠道。

表6 機制檢驗：清潔產業替代和技術進步

6 結論與建議

該研究首先厘清了環境信息披露影響能源效率的理論機制和傳導渠道；其次，運用DSBM 方法測算了2000—2018 年中國城市層面的能源效率，并以污染源監管信息公開指數為準自然實驗，運用DID 模型對上述機制進行多重檢驗，結果表明：環境信息披露有利于提升城市全要素能源效率；這一結論在進行傾向得分匹配、動態窗口調整、內生性檢驗及安慰劑檢驗等多重情景下依然穩健；異質性分析表明，環境信息披露對非資源型城市和衰退及再生資源型城市、非老工業基地城市、二氧化硫控制區城市能源效率的提升作用更為顯著；環境信息披露引致的清潔產業替代和綠色技術進步是提升城市能源效率的重要傳導渠道。

上述研究結論對中國發展綠色經濟，促進生態文明建設具有重要的政策啟示：第一，構建環境污染治理大數據平臺，利用云計算對污染排放進行實時“狀態”監測和精準治理。第二，以高質量發展為有力抓手，促進綠色環保技術進步，持續推進清潔產業化和產業清潔化發展。第三，構建兼具命令控制型、市場激勵型等顯性環境規制政策與信息披露等隱性環境規制政策相耦合的環境治理體系，為發展低碳經濟提供重要制度保障。