環境信息披露能否激勵企業綠色技術創新？

付嘉為 范丹

關鍵詞：環境信息披露；綠色技術創新；現金流水平；研發投入

一、引言

黨的十八大以來，黨中央明確將生態文明建設放在“五位一體”總布局的突出位置，之后我國又于2020年在聯合國氣候變化大會上提出了“雙碳”目標，由此可見綠色低碳已成為我國經濟發展的必然趨勢。創新是實現綠色發展、建設“美麗中國”的重要支撐，尤其是在當今全球綠色競爭格局下，核心更是綠色技術創新的競爭（劉金科和肖翊陽，2022）。2021年我國“十四五”規劃報告和國務院發布的《關于加快建立健全綠色低碳循環發展經濟體系的指導意見》均強調了要加快推進綠色技術創新。那么，在環境保護和資源短缺的現實約束下應該如何激勵企業綠色技術創新？環境規制是降低企業污染排放、促使企業綠色轉型的重要手段和工具（萬攀兵等，2021）。西方發達國家的環境規制在經歷命令管制和市場管制兩個階段后，已普遍進入第三階段，即利用環境信息披露進行環境治理（方穎和郭俊杰，2018）。我國當前的環境規制仍以命令型和市場型環境規制為主，已有研究發現第一階段的命令型環境規制和第二階段的市場型環境規制均對企業綠色技術創新有促進作用（陶鋒等，2021；劉金科和肖翊陽，2022），而以環境信息披露為代表的第三階段環境規制是命令型和市場型環境規制的重要補充或替代措施（方穎和郭俊杰，2018），探究其對企業綠色技術創新的激勵作用，具有明確的現實意義和實踐價值。

企業信息披露是利益相關方和機構投資者了解企業經營信息的重要渠道。不同于企業會計信息披露主要報告企業財務信息，環境信息披露側重于對企業環保信息的公開，是對企業會計信息披露在環境行為信息方面的有效補充（吳紅軍等，2017）。2021年5月，生態環境部在《關于印發〈環境信息披露依法制度改革方案〉的通知》中指出，“環境信息依法披露是重要的企業環境管理制度，是生態文明制度體系的基礎性內容”。進一步表明了企業環境信息披露的重要性。從理論上來說，一方面，環境信息披露有助于緩解企業與投資者之間的環境信息不對稱（HealyandPalepu，2001），從而降低企業環境違規的道德風險，使其更易獲得投資者的支持和信任（Benlemlihetal.，2018），緩解企業外部融資約束，為企業綠色技術創新提供有力的資金支持。另一方面，企業環境信息披露將使企業面臨更多的媒體和公眾監督壓力，而正面積極的環境信息不僅有利于提升企業聲譽，而且能夠提高產品銷量，增加銷售收入，從而倒逼企業進行綠色技術創新。

研究環境信息披露對企業綠色技術創新的影響需要重點考慮以下問題：第一個問題是樣本自選擇問題。在企業環境信息披露的研究中，企業對其披露的內容存在“宣揚目的”和“掩飾目的”，即企業有動機選擇對其環保行為進行詳細披露甚至夸大宣傳，而傾向于掩飾其環境污染行為信息，這恰恰會造成外部利益相關者對企業截然不同的認知，從而影響利益相關者對企業的消費或投資行為，進一步地，會作用于企業綠色技術創新。針對上述問題，本文運用雙重差分方法，構造以2013年環保部出臺的《國家重點監控企業污染源監督性監測及信息公開辦法》作為準自然實驗，并加入年份固定效應、地區固定效應和行業固定效應，緩解不可觀測因素對研究結論的干擾。第二個問題是雙向因果問題。環境信息披露越詳細的企業具有越強的社會責任感，其對環境保護往往更加重視，環保投資也更多，這可能導致企業綠色技術創新水平的提高是企業本身具有較高環保意識帶來的。有鑒于此，本文利用Python獲取百度搜索引擎中包含企業名稱的詞頻數進行工具變量檢驗。除了上述檢驗外，本文還進行了一系列常規性的穩健性檢驗，包括替換被解釋變量和變換回歸模型，力求研究結論更加穩健可信。

二、文獻綜述、理論機制和研究假說

（一）文獻綜述

本文從環境規制對綠色技術創新的影響，以及環境信息披露相關研究兩個方面進行綜述。關于環境規制對綠色技術創新的影響素來有“遵循成本效應”和“創新補償效應”的爭議，遵循成本論者認為環境規制會增加企業合規成本，從而抑制企業創新（Gray，1987）。而以“波特假說”為代表的創新補償論認為適宜的環境規制能夠刺激企業創新投入（PorterandVanderLinde，1995）。環境規制按實施主體和作用機制可分為命令控制型、市場激勵型、公眾參與型三類（張愛美，2021；Renetal.，2018），已有研究分別考察了以環保目標責任制為代表的命令控制型環境政策和以排污權交易為代表的市場經濟激勵型環境政策對綠色技術創新的影響，發現均能提升企業綠色技術創新水平（陶鋒等，2021；齊紹洲等，2018），而關于以公眾參與監督為主的環境信息披露對企業綠色技術創新影響的相關研究還較為匱乏。部分研究從異質性環境規制視角，探討不同類型環境規制工具對綠色技術創新的影響（郭進，2019；范丹和孫曉婷，2020；董景榮等，2021；汪明月等，2022），研究發現排污收費增強了企業綠色技術創新能力，而環保補助卻減弱了企業綠色技術創新能力（李青原和肖澤華，2020）。還有的研究考察環境規制執行（吳力波等，2021）、環境規制強度（張娟等，2019）、新《環保法》（王曉祺等，2020）等對綠色技術創新的影響，但并未得出一致結論。

環境信息披露制度是通過披露企業環境信息，降低企業與公眾之間環境信息不對稱，對環境違法企業在政府處罰之外給予額外的“懲罰”（方穎等，2018）。目前國內關于環境信息披露的研究主要探究其對企業經濟績效與環境績效的影響，如對于外商投資（史貝貝等，2019）、企業全要素生產率（范丹和付嘉為，2021）和企業價值（唐勇軍等，2021）等方面的考察，并且發現均有正向影響，而部分關于環境信息披露對融資約束（邱牧遠和殷紅，2019）、污染減排（胡宗義和李毅，2020）等方面的研究，則發現都是負向影響，這表明我國環境信息披露能夠在這些方面產生一定程度的積極作用。然而，也有不同的研究發現由于我國環境信息披露存在的軟約束問題，導致其在金融市場上失效（方穎等，2018）。國外開展環境信息披露政策的時間較早，關于環境信息披露的研究更為豐富。如美國1986年的有毒化學物質排放清單制度降低了有毒物質的排放量（Mastromonaco，2015），加拿大也于1993年制定了污染物排放清單作為政府環境管理工具，并在其實施的前三年降低了38%的污染排放（HarrisonandAntweiler，2003）。

通過梳理國內外文獻可以發現，盡管現有關于環境信息披露的研究從不同視角進行了豐富的探討和分析，但大部分文獻研究集中在財務指標方面，從綠色技術創新角度考察環境信息披露的實施效果還相對缺乏。而企業綠色技術創新不僅可以提高企業全要素生產率，還可以降低污染排放水平，是實現經濟增長與環境保護雙贏的重要途徑。因此本文擬從微觀企業角度出發，探討環境信息披露的“綠色效應”。針對現有文獻的局限性，本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：（1）在研究視角方面，目前國內關于環境治理的研究大多是對第一階段命令型和第二階段市場型的考察，而第三階段環境規制，即環境信息披露對企業綠色技術創新影響的文獻相對稀缺。本文通過采用2008-2016年上市公司的面板數據，揭示環境信息披露對企業綠色技術創新的積極影響，在中國現實情形下支持了“波特假說”。為完善中國環境治理體系、推進綠色發展提供了微觀層面的經驗證據。（2）從企業現金流和企業研發投入兩個維度探討中國環境信息披露政策對企業綠色技術創新的作用原理和邏輯機制，為促進企業綠色技術創新提供新的環境治理路徑，同時也從企業財務因素角度豐富了非正式環境規制與企業綠色技術創新關系的研究。（3）為了增加研究結論的穩健性，本文通過手工整理上市公司全部年報、社會責任報告、環境報告等獲得上市公司環境信息相關數據。利用項目分析法從10個類別分4個標準對企業環境信息披露的質量進行打分，進而匯總得到各企業的EID，數據來源翔實可靠；通過Python獲取2007-2016年百度搜索中有關企業名稱的檢索次數作為企業環境信息披露的工具變量緩解模型存在的內生性問題，并通過替換被解釋變量、PSM檢驗等分析使得實證結果更加穩健可信。

（二）理論機制和研究假設

面對社會公眾對企業環境信息披露的不斷呼吁和政府對企業環境信息公開的要求，企業主動進行環境信息披露，不僅可以降低市場的信息不對稱，提高社會公眾對企業污染的知情權和環境污染治理的參與度，增加企業與股東等利益相關者的聯系，而且正面的環境信息披露可以幫助企業獲得更高的媒體關注度和提高企業知名度，促使消費者“用腳投票”，有利于提升企業產品市場份額，并且作為企業向市場公布自身綠色發展水平的有效信號，能夠有效提升企業形象，和污染型企業做出明顯區分，增強消費者信心，促進企業從各方面加大綠色創新力度，從而幫助企業獲得額外的競爭優勢（朱煒等，2019）。負面環境信息披露能夠在法律處罰之外，給環境違法企業帶來額外的“懲罰”（方穎和郭俊杰，2018），增加激勵企業創新和綠色技術進步的壓力，倒逼企業通過技術創新降低排污成本和避免違規懲罰。因此，環境信息披露可能會促使企業加快綠色技術研發投入、減少產品生產過程中的污染排放來降低合規成本并提升企業形象。基于以上分析，本文提出假說1。

假說1：環境信息披露有助于提高企業綠色技術創新水平。

企業融資約束的根源在于信息不對稱（MyersandMajluf，1984），企業管理者通常比外部投資者掌握更多的企業信息，若他們利用這些信息將企業內部風險轉移給外部投資者，將會導致投資者利益受損。考慮到上述情況，若企業信息披露不完全、不充分，將使外部投資者面臨額外的投資風險，從而外部投資者可能向企業收取更多風險溢價，甚至拒絕投資，最終增加企業融資成本，形成融資約束（吳紅軍等，2017）。

除財務信息外，企業環境信息也是外部投資者進行投資時所需要了解的重要信息（JiaandZhang，2022）。其原因在于，企業經營也會受環境規制的約束，環境績效表現良好的企業，往往會更積極地披露其環境信息，來獲得更好的企業聲譽，而不披露環境信息或披露信息質量低下的企業，則被認為有較差的環境表現，可能存在因環境違規使投資遭受損失的風險。例如，中國“綠色信貸”政策要求商業銀行對重污染企業貸款進行嚴格審查，因此，企業披露的環境信息將影響企業能否順利獲得貸款。另外，企業綠色技術創新能力受到融資約束限制，如果企業難以獲得資金投入，將嚴重阻礙企業綠色技術創新（Andersen2017；Yuetal.，2021）。

假說2：環境信息披露能夠通過緩解企業融資約束來提高企業綠色技術創新水平。

根據委托—代理理論，企業所有者與管理者之間的目標不一致會導致利益沖突。在信息不對稱的情況下，企業所有者將加強對管理者的監督，可能根據經營者在任期內經營收益表現來決定任免，而企業綠色研發創新往往具有長期性和不確定性，因此，企業管理者在任期內可能出于自身利益考慮而更加關注短期利益，放棄投資大、回收周期長、風險高的綠色研發項目。而環境信息披露通過向企業所有者和利益相關方傳遞其環境行為，可以降低代理成本，緩解企業所有者與管理者之間信息不對稱，減少其受損失的風險，增加管理者投資綠色創新項目的可能性和研發投入力度（LuoandXiong，2022）。

另外，企業在環境信息披露中展示增加綠色技術創新資金投入的行為可以提升企業形象，隨著公眾環保意識的增強，更環保的企業形象可能增加其產品銷售，獲得更多的經營利潤，從而吸引企業增加研發投入。而負面環境信息披露將影響企業聲譽，給企業帶來輿論壓力，迫使企業在現有研發投入基礎上進一步加大投資和綠色創新投入。最后，企業污染排放需要滿足既定的環境標準，而環境信息披露則加劇了企業面臨的合規壓力，這可能促使企業通過增加研發投入來避免因環保問題而受到處罰（Zhangetal.，2022）。

假說3：環境信息披露能夠通過增加企業研發投入來提高企業綠色技術創新水平。

三、變量、數據來源及分析

（一）樣本和數據

本文以2007-2016年滬、深兩市中上市公司作為研究對象，研究所需要的財務數據來源于Wind數據庫，環境披露數據來源于手工整理的上市公司年報，企業綠色發明專利數據來源于國家知識產權局。和大部分文獻處理方式相同，本文剔除如下公司：①連續虧損的公司。通常標識為ST和ST*。②金融類公司。由于這類公司所處行業的特殊性，可能會對實證結果造成干擾。③數據值缺失嚴重的公司。通過篩選最終得到2399家公司。

（二）變量選取

1．環境信息披露

由于單獨披露環境信息報告的企業較少，因此企業環境信息評分數據主要來源于企業年報、重要事項和附件三個部分（徐杰和陳明禹，2017）。在評分標準上，目前國內外衡量企業環境信息披露主要采用項目評分法，即按照企業環境事項的相關表現劃分出多個項目并分別計分，來綜合評價企業環境信息披露質量。本文的環境信息披露也沿用了項目評分體系，并參考了王霞等（2013）的評分方法，結合2010年環境保護部出臺的《上市公司環境信息披露指南》相關指引，從企業環保表現、環保補貼及貸款等十個方面進行評分，并根據披露的詳細程度和披露方式（定性披露和定量披露）按等級分別計0-3分，最終根據所有項目評分加總得出環境信息披露得分EID。具體評分細則如表1所示。

上式中，EIDit為企業i第t年的環境信息披露得分之和，最大為30；CEIDijt表示企業i第t年在第j個項目上的得分，其中j=1，2…10。

2．綠色技術創新

綠色技術創新研究已經得到學界的廣泛關注，從宏觀角度，綠色技術創新被視為全球綠色轉型和發展低碳經濟的核心手段；從微觀角度，綠色技術創新是增強企業競爭優勢的有力途徑（Porter，1995）。國內有關綠色技術創新體系的研究相對比較薄弱，綠色技術創新內涵的界定也并未統一。目前中國綠色技術創新評價體系相關研究主要分為三類：一是依據中國知識產權局的專利信息服務平臺將綠色技術專利分為8類進行分類統計，以綠色技術專利的數量來衡量綠色技術創新（李婉紅，2015）。二是采用測算的能源偏向性技術進步來表示綠色技術創新。這種方法基于超越對數成本函數，使用不變時間趨勢表示技術進步率和偏向性（何小鋼和王自力，2015）。三是采用基于松弛的方向性距離函數和具有相加結構的生產率指標來度量綠色技術創新（景維民和張璐，2014）。綠色技術創新的測度可以參考技術創新的三種指標，分別為企業研發投入、企業專利數量和企業全要素生產率（TFP）。但企業研發投入和企業全要素生產率限于數據原因難以測度企業綠色技術創新，因此，相對來說企業綠色發明專利在測度企業綠色技術創新上具有更為明顯的優勢（王班班和趙程，2019）。基于已有企業綠色技術創新的相關文獻，本文借鑒董直慶和王輝（2019）的做法，選取企業發明型綠色專利數量作為綠色技術創新的代理變量。一般而言企業擁有的發明型綠色專利數量越多，也就代表其綠色技術創新能力越強。為了盡可能使數據保持正態分布，本文對發明型綠色專利數據進行了對數化處理，即將綠色發明專利數+1再取對數作為被解釋變量。

本文按年份計算年平均綠色發明專利數量和年平均環境披露得分，并標注在圖1中。從圖1中可以發現，企業發明型綠色專利數量和企業環境信息披露得分呈現正向相關關系。本文初步推斷，環境信息披露有助于提高企業綠色技術創新水平。

3．其他變量

本文選取的控制變量包括：企業年齡（age），企業所有制（attributes），凈資產回報率（ROE），企業融資成本（cost），股權結構（es）。主要變量及定義如表2所示。

（三）相關性分析

表3顯示了各變量之間相關性分析結果。由表3可知，企業環境信息披露與企業綠色技術創新呈顯著正相關關系，相關系數為0.033，與下文研究的結論大體一致。此外，各變量之間的相關系數都比較小，系數最大的是企業年齡與企業股權結構，為-0.24，說明模型的設立不存在嚴重的多重共線性問題。

四、計量模型與實證分析

（一）基準回歸分析

為了檢驗環境信息披露對企業綠色技術創新的影響，本文構建以下模型：

Yit表示企業i在第t年的發明型綠色專利數的對數。lnEDIit是企業i在第t年的環境信息披露得分+1后取自然對數。lnitEDI的系數1是本文關注的環境信息披露對企業綠色技術創新的影響。Xit是一組控制變量，包括企業年齡、企業性質、凈資產回報率、融資成本、企業股權結構。g為地區固定效應，j為行業固定效應，t為年份固定效應，it為隨機誤差項。

環境信息披露對于企業綠色技術創新的回歸結果見表4。第（1）列表示無控制變量和無固定效應條件下，環境信息披露對于企業綠色技術創新的影響，估計結果顯示環境信息披露對企業綠色技術創新的回歸系數為0.0267，并在1%統計水平上顯著。第（2）列表示在添加控制變量的情況下，環境信息披露對于企業綠色技術創新仍然顯著為正向影響。第（3）列表示在添加控制變量，并且控制了地區、行業、時間固定效應后環境信息披露對于企業綠色技術創新的平均影響，回歸系數為0.0125，同樣在1%統計水平上顯著。說明企業環境信息披露顯著提高了企業的綠色技術創新水平。第（4）～（6）列運用固定效應模型（FE），回歸結果與前3列基本保持一致，說明回歸結果具有一定的穩健性。

上述結果表明，企業環境信息披露有助于提升企業綠色技術創新水平，假說1得證。這可以從兩方面進行分析：一方面，從理論上來講，企業正面的環境信息披露可以提高企業信息透明度，增強與利益相關者的聯系，增加消費者信心和企業份額，有利于擴大企業的市場影響力，提高消費者未來預期水平，激勵企業進行綠色技術研發。企業負面的環境信息披露可以通過社會輿論和媒體曝光倒逼企業進行綠色技術創新，以降低排污成本并減輕輿論壓力。另一方面，從政策效果上講，企業環境信息披露制度屬于政府頂層設計，充分發揮了以公眾參與為主導的監督作用，為實現中國經濟增長和環境保護的雙贏提供了新的指導方向。

（二）傳導機制分析

上述結果表明，企業環境信息披露對綠色技術創新具有正向促進作用，那么我們更關注環境信息披露通過哪些路徑激發企業綠色技術創新。參考已有文獻，環境信息披露可以增加企業現金流量（Qiu，2016），而較高的現金流量水平可以為企業的綠色技術研發提供充足的資金。同時環境信息披露可以增加企業的研發投入（張秀敏等，2016），而較高的研發投入也有利于企業進行綠色技術創新。因此，本文從上述兩條作用渠道對傳導機制進行探討。

1．融資約束

企業環境信息披露通過緩解企業融資約束來提高企業綠色技術創新水平。本文參考Almeida（2004）提出的現金流模型，采用企業現金流量來度量企業融資約束，企業現金流越大，表明所受融資約束越小。同時也借鑒現有研究采用SA指數（Charlesetal.，2010）和FC指數（陳峻和鄭惠瓊，2020）來度量融資約束。其中，各指數值越大（非絕對值），則面臨的融資約束越嚴重（肖曙光等，2020）。表5的第（1）～（4）列報告了環境信息披露對融資約束的回歸結果。結果均顯示在控制了其他因素的情況下，環境信息披露顯著提高了企業現金流，且無論使用何種融資約束指標，環境信息披露均降低了企業融資約束。上述結果表明環境信息披露通過緩解企業融資約束提升了企業綠色技術創新，假說2得證。

2．研發投入

環境信息披露通過增加企業研發投入來提高企業綠色技術創新水平。本文選取企業的研發投入作為被解釋變量，考察環境信息披露對企業研發投入的影響。表5的第（4）列報告了環境信息披露對企業研發投入的回歸結果。結果顯示在控制其他因素影響的情況下，環境信息披露顯著提高了企業研發投入，影響系數為0.0756，在1%的統計水平上顯著。表明環境信息披露能夠通過提升企業研發投入促進企業綠色技術創新，假說3得證。

（三）異質性分析

以上分析說明環境信息披露對于企業的綠色技術創新具有顯著的促進作用，但是這種促進作用是否會在不同的地區或不同污染類型企業之間有所差異？因此，本文分地區異質性和污染類型異質性兩個維度來展開環境信息披露對企業綠色技術創新影響的討論。

1.地區異質性分析

本文根據企業所處地區不同將樣本分為東部、中部和西部三個子樣本。表6的第（1）、第（2）、第（3）列分別展示了不同地區企業的回歸結果。結果顯示東部地區環境信息披露的系數為正，且在5%水平上顯著，中西部地區環境信息披露系數為正，但不顯著。表明環境信息披露僅對東部地區企業的綠色技術創新有顯著促進作用，而對處于中西部地區企業的綠色技術創新沒有顯著影響。原因可能在于中西部地區相對于東部地區而言，其發展水平低，監管力度小，因此，中西部地區的企業環境信息披露可能存在著不全面、不具體、時效性弱、有效性低等問題，對企業綠色技術創新的促進作用更小。

2.企業污染類型異質性分析

我們以國家環保部2008年制定的《上市公司環境信息披露指南》以及2012年證監會發布的《上市公司行業分類指引》為主要依據，參考倪娟和孔今文（2016）的劃分方法，將樣本數據劃分為重污染型企業和非重污染型企業兩類（重污染行業主要包括火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業16類行業），并分別進行回歸，結果展示在表6的第（4）、（5）兩列。從表中可以看出，環境信息披露可以顯著提高處于重污染行業中企業的綠色技術創新水平，但對于非重污染行業中企業的綠色技術創新沒有產生顯著影響。原因在于污染型企業的環境績效較差，對于環境信息披露更為敏感，可能會投入更多的資本和勞動進行綠色研發，以期降低污染排放水平，減輕輿論壓力。

（四）穩健性檢驗

接下來分別從以下四個方面對回歸結果進行穩健性檢驗。

1.替換被解釋變量

在上文的回歸及檢驗中，被解釋變量均使用的是發明型綠色技術專利數+1后取自然對數，現將其替換為實用型綠色技術專利數+1后取自然對數（lnpantent*），并同樣運用模型（1）中的回歸模型，以檢驗上文回歸結果的穩健性。表7報告了替換被解釋變量之后的回歸結果，環境信息披露系數仍然顯著為正，與上文結果基本一致，表明替換被解釋變量不會影響估計結果。

2．內生性處理

內生性來源于可能的樣本選擇偏差。雖然環保部門規定了環境信息披露的項目，但并未對披露的條款數和內容進行強制要求，因此，企業可以選擇披露類型和披露內容，即企業可以選擇披露什么以及披露多少。為維護企業聲譽，企業更傾向于披露對自己有利的正面環境信息，而隱藏或減少披露對自己不利的負面環境信息，那么本文基準結果可能存在樣本選擇偏差問題。

為了處理內生性，本文利用工具變量法檢驗環境信息披露對綠色技術創新的作用效果。參考史貝貝等（2019）的研究方法，考慮到投資者和利益相關方更可能通過互聯網媒體途徑來獲取企業相關的環境信息，因此利用Python獲取2007-2016年百度搜索中有關企業名稱的檢索次數作為企業環境信息披露的工具變量，并通過了工具變量外生性檢驗和弱工具變量檢驗。本文選擇百度搜索中包含上市公司名稱的新聞數量作為工具變量的主要原因在于：第一，隨著互聯網的廣泛普及，大眾獲取信息的方式已逐步由紙質媒介向數字媒介轉換，而企業在百度新聞中的搜索詞頻越多，其環境信息披露的可能性越大，滿足工具變量相關性假說。第二，企業在百度中的搜索量與企業綠色技術創新并無直接關系，滿足工具變量外生性假說。本文利用兩階段最小二乘法進行工具變量穩健性檢驗，檢驗結果報告在表8中。

其中，（1）、（2）兩列分別為未添加固定效應和加入固定效應后的工具變量第一階段回歸結果，兩者的F統計量均大于10，通過弱工具變量檢驗。（3）、（4）兩列分別為以企業發明型綠色專利對數（lnpatent）和實用型綠色專利對數（lnpatent*）作為被解釋變量的第二階段回歸結果，二者估計系數均在1%水平上顯著為正，表明在緩解內生性問題后，本文主要結論仍成立。

3.變換回歸模型

本文被解釋變量為企業綠色技術創新，用企業發明型綠色技術專利的數量作代理變量時，因變量中可能含有較多的零值，所以，本文分別使用Tobit模型和零膨脹模型替代原模型進行穩健性檢驗。檢驗結果如表9所示。由表9可知，對于Tobit模型，環境信息披露與企業綠色技術創新的回歸系數分別為0.233和0.185，且在1%的水平上顯著。對于零膨脹模型，環境信息披露與企業綠色技術創新的回歸系數分別為0.180和0.137，并分別在1%和5%的水平上顯著。說明無論是使用哪種模型，環境信息披露均能夠顯著促進企業綠色技術創新，進一步證明了上文研究結論的穩健性。

4.雙重差分檢驗

雖然上文穩健性檢驗可以在一定程度上降低由企業選擇性地對正面或負面環境信息進行披露而造成的樣本選擇誤差，但我們仍擔心綠色技術水平或綠色技術創新能力更高的企業更有可能選擇更詳細的環境信息進行披露，進而有更高的環境信息披露得分，由此產生的內生性也是本文需解決的重點問題之一。

（1）雙重差分法回歸結果。本文選取2013年7月環保部出臺的《國家重點監控企業污染源監督性監測及信息公開辦法》作為準自然實驗，利用雙重差分法考察環境信息披露政策對于企業綠色技術創新的影響，該政策強制要求重污染企業披露其環境信息。基于此，本文以重污染企業作為處理組，非重污染企業作為對照組①，雙重差分法的第一重差分（treat）來自重污染企業與非重污染企業之間的差異，第二重差分（time）來自政策實施后與政策實施前的差異。并參考Zhang等（2019）的做法，在模型中加入地區、行業和時間三重固定效應，來克服模型中可能存在的遺漏變量問題。雙重差分模型構建如下：

其中，Yit同時表示企業i在t年的發明型綠色專利數的對數和實用型綠色專利數的對數。treatitimet表示企業污染類型虛擬變量（treati）與年份虛擬變量（timet）的交互項，即企業為重污染企業，則treati取值為1，反之取值為0；在政策實施后timet取值為1，反之取值為0。其系數1是本文重點關注的環境信息披露政策對企業全要素生產率的影響效果，若1顯著為正，說明《國家重點監控企業污染源監督性監測及信息公開辦法》有助于促進企業綠色技術創新，從側面印證了環境信息披露質量提升對企業綠色技術創新的激勵作用。Xit為一組控制變量，與模型（1）中控制變量相同。g為地區固定效應，j為行業固定效應，t為時間固定效應，it為隨機誤差項。

雙重差分檢驗的回歸結果報告在表10中。其中（1）、（2）兩列為未添加控制變量的回歸結果，（3）、（4）兩列為加入控制變量后的回歸結果，均控制了地區、行業、時間固定效應。回歸結果顯示，交互項的系數1在1%水平上顯著為正，相對于非重污染企業，環境信息披露政策顯著提升了重污染企業的綠色技術創新水平，說明在進一步緩解樣本自選擇偏誤和內生性問題后，上述結論仍然穩健。

（2）平行趨勢檢驗。滿足平行趨勢是使用雙重差分法的前提，即在政策實施前，重污染企業和非重污染企業的綠色技術創新水平需要具有一致的隨時間變化趨勢。本文參考Jacobson等（1993）的方法，使用事件分析法（EvenStudy），構建以下估計模型：

模型中，以樣本初始年為基準年，t表示處理組和控制組樣本企業在2008-2016年差異變動估計系數。其他變量設定與模型（1）中相同。

圖2為5%置信區間下的t估計系數變化結果。圖2（a）為樣本企業發明型綠色專利平行趨勢，圖2（b）為實用型綠色專利平行趨勢。由圖可知，在政策出臺前，兩者t在2008-2012年均不顯著，說明處理組和控制組企業綠色技術創新水平不存在系統性差異，模型通過平行趨勢檢驗。同時，在政策出臺后，發明型綠色專利的估計系數t逐年上升，且在政策實施后第二年和第三年顯著為正，其滯后效應的原因可能在于企業綠色技術創新需要時間。實用型綠色技術專利的系數在政策出臺后均顯著為正，這意味著環境信息披露政策對企業綠色技術創新產生了積極的激勵作用，進一步驗證了基準回歸結論的穩健性。

五、結論和啟示

目前中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，加強生態文明建設、提高綠色技術創新水平是促進綠色低碳發展、推動經濟高質量增長的重要一環。基于此，本文試圖探討第三階段環境規制，即環境信息披露是否能夠提高企業的綠色技術創新能力，其背后的傳導路徑又是怎樣的。為此，本文利用2007-2016年共2399家上市公司面板數據展開實證研究，得出以下研究結論：（1）環境信息披露在一定程度上提高了企業綠色技術創新能力。具體來說，企業環境信息披露越詳細，環境信息披露質量越高，對企業綠色技術創新的促進作用也越強。經過克服內生性和樣本選擇偏誤等一系列穩健性檢驗，該結論仍然成立。（2）從影響機制來看，企業環境信息披露可以通過緩解企業融資約束，為企業綠色技術創新提供充足的資金支持。此外，環境信息披露還能夠通過增加企業研發投入來激勵企業綠色技術創新。（3）從地區異質性上來看，企業環境信息披露能夠顯著促進東部地區企業的綠色技術創新，而對中、西部地區企業的綠色技術創新沒有顯著影響；從企業污染類型上來看，環境信息披露對重污染企業和非重污染企業的綠色技術創新均會產生促進作用，且對重污染行業中的企業作用效果更顯著。

基于本文研究結論，為了更好地發揮環境信息披露政策的效果，本文得出以下啟示。首先，推進和完善以上市公司環境信息披露政策為代表的以公眾參與為主體的第三階段環境規制政策。中國已經度過了以高污染、高能耗為代表的粗獷式經濟發展模式，低碳、綠色發展已經成為中國和國際社會發展的必然趨勢。在污染治理上，“一刀切”式的命令型環境規制手段，雖有利于污染減排，但帶來的成本和資源錯配問題大幅降低了污染減排的收益，而以公眾參與為主導的環境信息披露政策能夠盡可能減少此類問題。中國目前環境信息披露政策僅強制要求重污染企業進行環境信息披露，其余上市公司并未強制要求披露。總體上看，存在披露數量較少、質量偏低的情況。因此，政府可考慮擴大企業環境信息披露的覆蓋范圍，使公眾參與在環境治理中發揮出更加積極的作用。其次，建立和完善中西部地區的環境監管體系。本文發現環境信息披露在不同的地區之間存在著差異，說明在不同的監管體系下，政策效果可能會有所差異。因此，政府應該加強環境行政監管力度，完善中西部地區的監管體系，使環境信息披露政策在中西部地區能夠得到有效實施。最后，規范環境信息披露制度標準，完善綠色信貸體系，限制向環境信息披露質量不達標的企業提供貸款，引領資金流向綠色合規企業，利用綠色金融工具加強環境信息披露對企業綠色技術創新的激勵作用，進而推動我國經濟綠色發展。