張 明，孫瑞鳳

一、引 言

隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)水平和居民收入有了很大提升，與此同時(shí)，環(huán)境問題日漸突出，以二氧化硫?yàn)榇淼沫h(huán)境污染正嚴(yán)重危及公眾健康，造成巨大的醫(yī)療負(fù)擔(dān)[1]。為此，我國(guó)出臺(tái)了相應(yīng)的法規(guī)及政策，包括征收環(huán)境稅、清潔生產(chǎn)政策、大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃等。但在中國(guó)式分權(quán)下，地方政府有足夠的自主權(quán)選擇環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略[2][3][4],并且環(huán)境問題錯(cuò)綜復(fù)雜，涉及多方利益主體，政府、企業(yè)和公眾等各主體有不同的利益追求,信息不對(duì)稱現(xiàn)象在環(huán)境管理實(shí)踐中普遍存在[5]，導(dǎo)致現(xiàn)有環(huán)境法規(guī)和相關(guān)政策的執(zhí)行效率較低，這也是我國(guó)環(huán)境問題“久治不愈”的一個(gè)主要原因。

在過去的幾十年里，世界各國(guó)將信息公開看作環(huán)境管理必不可少的手段。繼指揮控制型和市場(chǎng)導(dǎo)向型環(huán)境政策之后，環(huán)境信息公開被視為環(huán)境規(guī)制的第三次浪潮[6]。作為信息化時(shí)代的新型政策，環(huán)境信息公開不僅可以直接約束企業(yè)環(huán)境行為，還能通過減弱環(huán)境信息不對(duì)稱問題，強(qiáng)化政府、企業(yè)、公眾等不同利益相關(guān)者之間的互動(dòng)，達(dá)到保護(hù)環(huán)境的效果。目前，全球已經(jīng)有90多個(gè)國(guó)家和地區(qū)對(duì)政府信息公開制定了相關(guān)的法律，大體上分為兩種類型[7](P93-119)：一種是污染物數(shù)據(jù)登記制度，只登記企業(yè)污染物排放數(shù)據(jù)，不進(jìn)行環(huán)境績(jī)效評(píng)價(jià)，比如美國(guó)1986年的污染物排放轉(zhuǎn)移登記(PRTRs)和有毒物質(zhì)排放清單(TRI)制度；另一種是績(jī)效評(píng)估評(píng)級(jí)制度(PERPs)，基于污染物排放數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)環(huán)境績(jī)效進(jìn)行評(píng)級(jí)，很多發(fā)展中國(guó)家如中國(guó)、加納、印度、印度尼西亞、菲律賓、泰國(guó)、烏克蘭和越南等都建立了PERPs制度[8]。多國(guó)實(shí)踐表明，環(huán)境信息公開對(duì)于促進(jìn)企業(yè)減排有舉足輕重的作用。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展、公眾環(huán)境認(rèn)知的轉(zhuǎn)變，為我國(guó)采用環(huán)境信息公開進(jìn)行環(huán)境管理奠定了基礎(chǔ)。從2003年的《清潔生產(chǎn)促進(jìn)法》到2004年的《清潔生產(chǎn)審核暫行辦法》，以及2006年的《環(huán)境影響評(píng)價(jià)公眾參與辦法》等一系列法律法規(guī)和政策，都在不同程度上對(duì)環(huán)境信息公開提出了要求和規(guī)范。2008年5月，國(guó)務(wù)院和環(huán)境保護(hù)部同時(shí)提出實(shí)施《政府信息公開條例》和《環(huán)境信息公開辦法(試行)》，詳細(xì)地規(guī)定了環(huán)境保護(hù)行政部門應(yīng)依法公開政府環(huán)境信息，企業(yè)應(yīng)當(dāng)遵循自愿和強(qiáng)制公開相結(jié)合的原則，及時(shí)、準(zhǔn)確地公開企業(yè)的相關(guān)環(huán)境信息，這標(biāo)志著中國(guó)環(huán)境信息公開進(jìn)入到新階段。2014年12月，環(huán)保部發(fā)布了《企業(yè)事業(yè)單位環(huán)境信息公開暫行辦法》,對(duì)強(qiáng)制環(huán)境信息公開的企業(yè)事業(yè)單位以及公開內(nèi)容、方式、違規(guī)處罰等問題進(jìn)行了詳細(xì)規(guī)定。為了客觀評(píng)估信息公開是否能夠滿足公眾、企業(yè)、政府和其他利益相關(guān)方的信息需求，分析地方政府部門對(duì)環(huán)境信息公開相關(guān)法規(guī)的執(zhí)行情況，公眾環(huán)境研究中心和自然資源保護(hù)委員會(huì)研發(fā)了環(huán)境信息公開指數(shù)(PITI指數(shù))，對(duì)參與評(píng)價(jià)的113個(gè)城市進(jìn)行PITI指數(shù)評(píng)分和等級(jí)評(píng)價(jià)，以識(shí)別和促進(jìn)地方實(shí)踐，推廣環(huán)境信息公開。根據(jù)歷年P(guān)ITI指數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，相比于環(huán)境信息公開初期，公眾可以獲得的環(huán)境信息的數(shù)量和種類有了很大的提升，但也仍存在不少問題，如企業(yè)排放數(shù)據(jù)公開進(jìn)展緩慢、多數(shù)企業(yè)未能系統(tǒng)披露其排放數(shù)據(jù)、部分地區(qū)政府部門未能在信息公開基礎(chǔ)上與公眾展開良性互動(dòng)，環(huán)境信息公開總體水平有待進(jìn)一步提高。

原則上，環(huán)境信息公開制度是發(fā)展中國(guó)家環(huán)境管理政策的轉(zhuǎn)型，它不直接依賴于自上而下的政府管制，而是通過外部壓力促使企業(yè)采取環(huán)境友好行為。不少學(xué)者對(duì)環(huán)境信息公開的環(huán)境保護(hù)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，比如Garcia等[9]對(duì)印度尼西亞的這類項(xiàng)目進(jìn)行了嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)其對(duì)減少污染物排放有一定的約束效果。Delmas等[10]通過對(duì)電力行業(yè)的強(qiáng)制性信息披露進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)隨著信息披露計(jì)劃的實(shí)施，使用化石燃料的比例降低，而采用清潔燃料的比例增加。Zhang等[11]利用私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，揭露了政治關(guān)聯(lián)會(huì)影響環(huán)境信息公開對(duì)企業(yè)環(huán)境行為的約束能力。也有一部分學(xué)者致力于探索環(huán)境信息公開對(duì)經(jīng)濟(jì)狀況的影響。Gupta等[12]和Dasgupta等[13]研究了 PERP排名對(duì)企業(yè)股票收益的影響，Gupta等發(fā)現(xiàn)GRP評(píng)級(jí)對(duì)印度制漿造紙、汽車等公司的股票回報(bào)率產(chǎn)生了30%的負(fù)向影響；Dasgupta等證實(shí)韓國(guó)的媒體公開披露導(dǎo)致股票回報(bào)率平均降低了10%。史貝貝等[14]采用雙重差分和三重差分探究了環(huán)境信息公開與外商直接投資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息公開長(zhǎng)期阻礙各個(gè)地區(qū)FDI的流入，且存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)。

企業(yè)為了追求經(jīng)濟(jì)利益最大化可能存在機(jī)會(huì)主義行為，與其他環(huán)境政策一樣，環(huán)境政策能否發(fā)揮效果還要依賴于政府和公眾的監(jiān)管，環(huán)境信息公開離不開環(huán)境監(jiān)管。國(guó)內(nèi)外有不少文獻(xiàn)分析了環(huán)境監(jiān)管對(duì)工業(yè)污染的控制效果。Laplante等[15]通過對(duì)加拿大魁北克造紙業(yè)的研究，指出政府環(huán)境監(jiān)管有效地降低了造紙企業(yè)對(duì)空氣污染物和水污染物的排放,并且能促進(jìn)企業(yè)公布更多的排污信息。Dasgupta等[16]研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于征收排污費(fèi)，環(huán)境監(jiān)管對(duì)中國(guó)鎮(zhèn)江企業(yè)環(huán)境行為的影響更為關(guān)鍵。張國(guó)興等[17]基于中國(guó)國(guó)家級(jí)和省級(jí)面板數(shù)據(jù)通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，來自公眾的環(huán)境監(jiān)管能顯著提高工業(yè)污染治理效果。Wang等[18]通過對(duì)中國(guó)85個(gè)城鎮(zhèn)的分析，認(rèn)為上級(jí)政府的重視和本地居民的投訴對(duì)企業(yè)環(huán)境行為有顯著影響。

當(dāng)前我國(guó)正處于環(huán)境管理轉(zhuǎn)型期，信息公開對(duì)多元主體協(xié)同治理環(huán)境污染有著重要的價(jià)值。我國(guó)實(shí)施環(huán)境信息公開制度已有12年，環(huán)境信息公開效果如何？是否有利于各利益相關(guān)主體的環(huán)境治理實(shí)踐效率？盡管已有文獻(xiàn)進(jìn)行了相關(guān)探究，但對(duì)環(huán)境信息公開采用普通回歸可能會(huì)存在內(nèi)生性問題，導(dǎo)致結(jié)論產(chǎn)生偏差[19]。一方面，環(huán)境信息公開程度受地方執(zhí)法強(qiáng)度、公共環(huán)境參與情況以及經(jīng)濟(jì)、法律等多方因素影響，這些因素同時(shí)也會(huì)影響企業(yè)排污行為；另一方面，環(huán)境信息公開與企業(yè)排污行為可能存在互為因果的關(guān)系，環(huán)境信息公開導(dǎo)致企業(yè)迫于壓力采取環(huán)境友好行為，而企業(yè)排污的增加會(huì)引致政府和公眾的關(guān)注，從而加強(qiáng)對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境信息披露的管理和監(jiān)督，這些均會(huì)引致內(nèi)生性問題。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多只考慮了環(huán)境信息公開單獨(dú)的政策效果。事實(shí)上，環(huán)境信息公開作為一項(xiàng)刺激和激勵(lì)企業(yè)環(huán)境行為的政策，能否產(chǎn)生預(yù)期效果很大程度上依賴于環(huán)境監(jiān)管程度，因此，信息公開政策與環(huán)境監(jiān)管之間的交互效果不容忽視，但目前少有文獻(xiàn)將兩者結(jié)合起來進(jìn)行分析，并且本文還同時(shí)考慮了來自政府和公眾兩方面的環(huán)境監(jiān)管，可以更加全面地反映環(huán)境監(jiān)管效果?；谝陨戏治?，本文嘗試采用PSM-DID解決“信息”因素難以衡量以及存在的內(nèi)生性問題，并進(jìn)一步探索信息公開與環(huán)境監(jiān)管的交互作用對(duì)企業(yè)排污行為的影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)如下：(1)以2008年中國(guó)實(shí)施的環(huán)境信息公開作為政策沖擊構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用PSM-DID捕捉環(huán)境信息公開的凈效應(yīng)，并進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，解決了內(nèi)生性問題;(2)采用中介效應(yīng)模型探索了環(huán)境信息公開的作用機(jī)制;(3)將環(huán)境信息公開與來自政府和公眾的環(huán)境監(jiān)管結(jié)合起來分析二者的交互作用對(duì)企業(yè)排污的影響。

二、理論分析與假設(shè)提出

圖1 企業(yè)最優(yōu)排放策略選擇

本文借鑒了Blackman[19]的環(huán)境成本模型，從理論上分析環(huán)境信息公開如何影響企業(yè)的污染物排放行為。假設(shè)企業(yè)在選擇最優(yōu)排放策略時(shí)僅考慮兩種環(huán)境成本。第一種是外界懲罰成本，各利益主體——政府、當(dāng)?shù)鼐用?、市?chǎng)和消費(fèi)者對(duì)企業(yè)環(huán)境污染行為進(jìn)行直接或間接的懲罰。這種懲罰代表企業(yè)污染物排放對(duì)居民健康和生態(tài)環(huán)境的損害，因此，預(yù)期邊際罰款(EMP)隨著企業(yè)污染物排放程度的增加而增加。第二種是減排成本，此處指的是狹義上的減排成本，即為達(dá)到某一減排量企業(yè)需要追加的經(jīng)濟(jì)成本或致使的收益損失。由于存在規(guī)模效應(yīng)，企業(yè)的邊際減排成本(MAC)與污染物排放量成負(fù)相關(guān)。企業(yè)根據(jù)成本最低原則進(jìn)行排污決策，即這兩種環(huán)境成本之和最小時(shí)的排污量為企業(yè)的最佳排污策略，此時(shí)滿足預(yù)期邊際罰款等于邊際減排成本。

如圖1所示，橫軸代表污染物排放量，縱軸為邊際成本，EMP隨著污染物排放增加而增加，MAC隨著污染程度的增加逐漸下降，企業(yè)的污染物排放量為EMP和MAC的交點(diǎn)E1。

當(dāng)企業(yè)所在地區(qū)實(shí)行環(huán)境信息公開制度時(shí)，會(huì)從兩方面對(duì)企業(yè)排污行為產(chǎn)生約束。首先，對(duì)于重點(diǎn)企業(yè)，環(huán)保部強(qiáng)制要求公開環(huán)境排污和治理投資等信息，會(huì)使企業(yè)感受到來自輿論和市場(chǎng)的壓力，增強(qiáng)企業(yè)治理環(huán)境污染的緊迫感和責(zé)任感，倒逼企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)工藝，提高減排效率，降低邊際減排成本MAC至MAC1,從而減少污染物排放至E2。其次，通過外界監(jiān)管提高預(yù)期邊際懲罰成本，主要包括兩種途徑：(1)環(huán)境信息公開制度會(huì)引起屬地黨委、政府和有關(guān)行政部門的高度重視，從而激勵(lì)和督促基層執(zhí)政者提高執(zhí)法效率；(2)環(huán)境信息公開將環(huán)境問題傳遞給社會(huì)公眾，促進(jìn)公眾環(huán)保意識(shí)不斷提升，不僅能讓違法排污者遭受輿論譴責(zé)，而且通過公眾和媒體監(jiān)督政府環(huán)保執(zhí)法部門提高環(huán)境執(zhí)法力度和執(zhí)法效率，從而增加企業(yè)的外界懲罰成本，使EMP上移至EMP1，污染物排放減少至E3。因此，理論上環(huán)境信息公開會(huì)促進(jìn)企業(yè)減排。

然而在現(xiàn)實(shí)情況中，可能存在地方政府對(duì)信息公開認(rèn)識(shí)不到位的情況。地方領(lǐng)導(dǎo)擔(dān)心信息公開會(huì)對(duì)其產(chǎn)生負(fù)面影響，從而影響了環(huán)境信息公開制度的落實(shí)。此外，對(duì)于污染性企業(yè)來說，信息公開需要增加企業(yè)的操作成本，而且會(huì)引致社會(huì)壓力，因此，企業(yè)在信息公開方面可能存在避重就輕的情況，只公開部分對(duì)自身有利的信息，無利則不公開，甚至存在修改數(shù)據(jù)和隱藏信息的行為[20]。因此，環(huán)境信息是否會(huì)對(duì)企業(yè)排污行為產(chǎn)生預(yù)期效果取決于環(huán)境信息公開制度的具體落實(shí)情況，本文將通過實(shí)證分析探究環(huán)境信息公開在我國(guó)的實(shí)施效果。

三、模型設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)描述

(一)環(huán)境信息公開的減排效果

為檢驗(yàn)環(huán)境信息公開的政策凈效應(yīng)，本文以2008年公眾環(huán)境研究中心和自然資源保護(hù)委員會(huì)開發(fā)并逐年公示的中國(guó)113個(gè)城市PITI指數(shù)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用PSM-DID評(píng)估環(huán)境信息公開的效果。其中，實(shí)驗(yàn)組為進(jìn)行環(huán)境信息披露的城市，未進(jìn)行環(huán)境信息披露的地級(jí)市作為控制組，首先基于協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，再對(duì)匹配后實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行雙重差分回歸，通過政策前后實(shí)驗(yàn)組和控制組中樣本城市的對(duì)比來評(píng)估環(huán)境信息公開的凈效應(yīng)。模型設(shè)定如下：

(1)

其中，lnpolluit表示i城市t時(shí)期的工業(yè)污染物排放量，分別以各城市的工業(yè)廢水排放量和工業(yè)二氧化硫排放量來衡量，treatit為個(gè)體虛擬變量，屬于信息公開的城市為1，否則為0。timeit是時(shí)間虛擬變量，政策發(fā)生之前為0，之后為1。didit為本文的核心解釋變量，是時(shí)間虛擬變量和個(gè)體虛擬變量的交乘項(xiàng)，當(dāng)且僅當(dāng)樣本為實(shí)驗(yàn)組且時(shí)間處于實(shí)驗(yàn)期時(shí)為1，其余情況下均為0，系數(shù)β1為政策效應(yīng)。controlit是控制影響工業(yè)污染物排放的其他變量。μi、σt分別表示地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)因素。

(二)數(shù)據(jù)描述

1.被解釋變量：本文主要考察環(huán)境信息公開對(duì)企業(yè)環(huán)境行為的影響，被解釋變量為工業(yè)企業(yè)排污行為，主要包括工業(yè)廢水排放量(w)和工業(yè)二氧化硫排放量(s)。

2.解釋變量：本文的核心解釋變量(did)為環(huán)境信息公開虛擬變量。以2008年發(fā)布的113個(gè)城市的“污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)”作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，如果屬于環(huán)境信息披露城市且處于實(shí)驗(yàn)期內(nèi)，賦值為1 ，否則為0。

3.控制變量：考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施投資、公眾監(jiān)督、政府監(jiān)管均會(huì)對(duì)企業(yè)的排污行為產(chǎn)生影響，因此分別采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值(gdp)、人均地區(qū)生產(chǎn)總值的平方(gdp2)、地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值(cv)、基礎(chǔ)設(shè)施投資(f)、公眾環(huán)境上訪(pe)、行政處罰案件數(shù)(xzcf)作為控制變量。

4.中介變量：為了分析環(huán)境信息公開的作用機(jī)制，在后文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型，包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新兩個(gè)中介變量，分別用第二產(chǎn)業(yè)占比(second)和發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(invent)來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)主要來源于：(1)實(shí)驗(yàn)組為公眾環(huán)境研究中心發(fā)布“污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)”的113個(gè)城市，2013年增加了鎮(zhèn)江、三門峽、自貢、德陽、南充、玉溪、渭南等7個(gè)評(píng)估城市。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，本文只選擇前期的113個(gè)城市作為實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行研究。(2)公眾環(huán)境上訪人數(shù)和行政處罰案件數(shù)來自《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，工業(yè)排污量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及其余的控制變量來自歷年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，地級(jí)市發(fā)明專利授權(quán)數(shù)取自中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)(CNRDS)，共包含了2004—2015年中國(guó)284個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)(不包括2013年新增的7個(gè)信息公開城市)，刪除了有數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)對(duì)象。為控制異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)工業(yè)排污量和控制變量在1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理，對(duì)除虛擬變量和產(chǎn)業(yè)占比之外的數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對(duì)數(shù)運(yùn)算以減弱異方差影響。

四、回歸結(jié)果分析

(一)環(huán)境信息公開對(duì)企業(yè)排污行為的影響

本文首先采用比例為1∶1的鄰近匹配法進(jìn)行傾向得分匹配，進(jìn)而利用匹配成功后的樣本對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)，加入城市層面的控制變量，同時(shí)控制時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，得到結(jié)果如表1所示?？梢钥吹?表1第(1)至(4)列交互項(xiàng)系數(shù)在1%～10%的水平上負(fù)向顯著，表明相比于對(duì)照組，環(huán)境信息公開制度對(duì)實(shí)驗(yàn)組的工業(yè)二氧化硫和工業(yè)廢水排放量有更為顯著的抑制作用，即環(huán)境信息公開政策效果顯著。第(1)和(2)列是對(duì)工業(yè)二氧化硫排放量的回歸，無論是否加入控制變量，did系數(shù)顯著為負(fù)數(shù)，說明環(huán)境信息公開約束了企業(yè)的工業(yè)廢氣排放。第(3)和(4)列是對(duì)工業(yè)廢水排放量的回歸結(jié)果，分別在5%和10%的水平上顯著為負(fù)，說明環(huán)境信息公開對(duì)工業(yè)廢水的排放也產(chǎn)生了一定程度的抑制效果。

表1 PSM-DID回歸結(jié)果

此外，對(duì)于控制變量來說，人均GDP的系數(shù)為正，它的平方向系數(shù)為負(fù)，呈倒u型曲線，說明我國(guó)存在環(huán)境庫茲涅茨曲線，污染在低收入水平上隨人均GDP的增加而上升，在高收入水平上隨人均GDP的增長(zhǎng)而下降,與崔鑫生等[21]得到的結(jié)論一致。工業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)工業(yè)廢水排放量的系數(shù)顯著為正，表明工業(yè)廢水排放隨著工業(yè)生產(chǎn)總值的增加而增加，說明我國(guó)目前的工業(yè)水平仍處于粗放型發(fā)展階段，有待進(jìn)一步提高生產(chǎn)工藝。而基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)工業(yè)廢水的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)于減少?gòu)U水排放有一定的作用效果，但對(duì)廢氣治理效果不顯著。公眾監(jiān)管和政府監(jiān)管對(duì)工業(yè)廢水和二氧化硫排放量的影響不明顯，表明我國(guó)環(huán)境監(jiān)管效果有待提高。

(二)地區(qū)異質(zhì)性分析

考慮到我國(guó)經(jīng)濟(jì)和技術(shù)發(fā)展存在著嚴(yán)重區(qū)域不平衡現(xiàn)象，本文進(jìn)一步將匹配后的樣本分為東部和中西部?jī)蓚€(gè)區(qū)域進(jìn)行分析，得到結(jié)果如表2所示。第(1)和(2)列是對(duì)二氧化硫的分地區(qū)效果評(píng)估，可以看到政策效果系數(shù)did在東部地區(qū)顯著為負(fù)，在中西部地區(qū)為負(fù)數(shù)但不顯著，即在東部地區(qū)環(huán)境信息公開對(duì)二氧化硫排放產(chǎn)生了明顯的約束效果，而中西部地區(qū)作用效果不明顯。第(3)和(4)列分別為東部和中西部地區(qū)政策對(duì)工業(yè)廢水排放量的影響。從交互項(xiàng)系數(shù)可以看到，環(huán)境信息公開對(duì)中西部地區(qū)的廢水排放產(chǎn)生了顯著的抑制效果，而在東部地區(qū)效果甚微。究其原因，近些年來我國(guó)霧霾天氣頻發(fā)，且霧霾高污染區(qū)主要分布在東部地區(qū)，嚴(yán)重影響居民健康和正常生活，引起了當(dāng)?shù)卣凸姷膹V泛關(guān)注，東部地區(qū)加大了對(duì)空氣污染的監(jiān)管力度，相比之下，中西部對(duì)于空氣污染的排放監(jiān)管較為松懈，導(dǎo)致環(huán)境信息公開對(duì)二氧化硫排放的作用效果產(chǎn)生地區(qū)性差異。而近年污染密集型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)入加重了中西部區(qū)域的工業(yè)污染，尤其是西部地區(qū)水資源匱乏，導(dǎo)致公眾更關(guān)注水污染的治理。上述分析說明，由于地區(qū)異質(zhì)性，政府和公眾對(duì)水污染和大氣污染的關(guān)注度不同，導(dǎo)致環(huán)境信息公開的作用效果存在地區(qū)性差異。

表2 地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)

(三)作用機(jī)制檢驗(yàn)

一般情況下，環(huán)境規(guī)制主要通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和技術(shù)創(chuàng)新來達(dá)到環(huán)境保護(hù)效果[22]。為了分析環(huán)境信息公開對(duì)企業(yè)排污行為的影響機(jī)制，本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型來檢驗(yàn)環(huán)境信息公開是否通過促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型和技術(shù)創(chuàng)新來達(dá)到減排的目標(biāo)。中介效應(yīng)模型最早來源于心理學(xué)研究領(lǐng)域，可以用來分析自變量對(duì)因變量的影響過程和作用機(jī)制，往往能得到更深入的結(jié)果，在經(jīng)濟(jì)學(xué)和醫(yī)學(xué)研究等領(lǐng)域獲得廣泛應(yīng)用。因此，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建以下模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。

lnmedit=s1+s3didit+s4∑controlit+μi+σt+εit

(2)

lnpolluit=s2+s5lnmedit+s6didit+s7∑controlit+μi+σt+εit

(3)

其中,lnmedit為中介變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新，分別用第二產(chǎn)業(yè)占比(second)和發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(invent)表示。其余變量同模型(1)。采用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。首先對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，在確定環(huán)境信息公開對(duì)企業(yè)排污有顯著約束作用的基礎(chǔ)上再進(jìn)行模型(2)和(3)的回歸。如果模型(2)中信息公開系數(shù)s3和模型(3)中中介變量系數(shù)s5都顯著，意味著中介效應(yīng)存在。此時(shí)觀察模型(3)中的信息公開系數(shù)s6，若s6不顯著，說明存在完全中介效應(yīng)，若顯著，說明存在部分中介效應(yīng)。如果s3和s5至少有一個(gè)不顯著，則需要通過Sobel檢驗(yàn)或Bootstrap檢驗(yàn)來確定中介效應(yīng)。在中介效應(yīng)模型中，中介效應(yīng)等于間接效應(yīng)，即等于系數(shù)乘積s3×s5。Sobel檢驗(yàn)是針對(duì)系數(shù)乘積的直接檢驗(yàn)，但該檢驗(yàn)需要滿足正態(tài)分布假設(shè)。Bootstrap法是對(duì)Sobel檢驗(yàn)的一種改良方法，從原始樣本中重復(fù)取樣得到一個(gè)Bootstrap樣本，對(duì)新樣本系數(shù)乘積進(jìn)行估計(jì)，如果估計(jì)值置信區(qū)間不包含0，則系數(shù)乘積顯著，即存在中介效應(yīng)，其檢驗(yàn)力高于Sobel檢驗(yàn)[23]。中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表3所示。

表3 信息公開作用機(jī)制檢驗(yàn)

由于模型(1)已經(jīng)在前文得到系數(shù)顯著的結(jié)果，證明中介效應(yīng)模型成立，只需對(duì)模型(2)和(3)進(jìn)行評(píng)估。其中前三列為創(chuàng)新機(jī)制檢驗(yàn)，后三列為調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)機(jī)制檢驗(yàn)，可以看出，不管是對(duì)工業(yè)二氧化硫還是工業(yè)廢水的回歸，構(gòu)成中介效應(yīng)的系數(shù)s3和s5至少有一個(gè)不顯著，無法直接確定是否存在中介效應(yīng)，因此進(jìn)一步采用Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)來確定中介效應(yīng)。結(jié)果如表3最后三行所示，Sobel和Bootstrap檢驗(yàn)的系數(shù)乘積均顯著異于0，證明存在中介效應(yīng)，最后一行列出了中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值。由此可見，環(huán)境信息公開通過推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，實(shí)現(xiàn)了工業(yè)減排的效果。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述回歸結(jié)果證實(shí)，環(huán)境信息公開對(duì)工業(yè)企業(yè)的排污行為產(chǎn)生了一定的抑制性作用。為保證結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.PSM-DID方法適用性檢驗(yàn)。采用PSM-DID的前提是滿足共同支撐假設(shè)，因此需要進(jìn)行模型有效性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)控制組和實(shí)驗(yàn)組協(xié)變量的均值是否在匹配后變得平衡，如果不存在顯著差異，則支持使用PSM-DID。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，可以看到所有的協(xié)變量在匹配后差異均不顯著，滿足共同支撐假設(shè)。

表4 PSM-DID方法適用性檢驗(yàn)

2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。進(jìn)行雙重差分回歸的前提是實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策前滿足時(shí)間趨勢(shì)一致，因此借鑒已有文獻(xiàn)的做法[24]，采用動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型(4)進(jìn)行平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)。

lnpolluit=β0+∑βtTit+∑controlit+μi+σt+εit

(4)

其中，Tit為虛擬變量，由于本文采用PSM-DID法，平行趨勢(shì)檢驗(yàn)只考慮匹配成功的樣本。在時(shí)期t城市i為信息公開的113個(gè)城市時(shí)，Tit=1，否則為0。其余變量同上文。結(jié)果如表5所示，從

表5 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

(1)和(2)列可以看出，在2008年以前環(huán)境信息公開對(duì)工業(yè)污染物排放沒有顯著影響，即在實(shí)施環(huán)境信息公開制度之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間的工業(yè)廢物排放量之間的差異不會(huì)隨著時(shí)間的變化而變化，滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。2008年后的系數(shù)為負(fù)可視為政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)，其中第(1)列為環(huán)境信息公開對(duì)工業(yè)二氧化硫的回歸，說明環(huán)境信息公開對(duì)工業(yè)二氧化硫排放的約束作用在政策實(shí)行當(dāng)年及后一年效果顯著，但政策執(zhí)行兩年之后動(dòng)態(tài)效果并不理想。第(2)列是對(duì)工業(yè)廢水排放量的回歸，自2008年起系數(shù)顯著為負(fù)，說明環(huán)境信息公開對(duì)工業(yè)廢水排放有較好的動(dòng)態(tài)效果。

3.反事實(shí)檢驗(yàn)。本文進(jìn)一步采用反事實(shí)法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)[14]，分別設(shè)置地區(qū)和時(shí)間反事實(shí)對(duì)模型穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。(1)地區(qū)反事實(shí)檢驗(yàn)：本文采用隨機(jī)生成的方式在樣本內(nèi)隨機(jī)選擇一半的城市作為假想環(huán)境信息公開樣本，并采用模型(1)進(jìn)行回歸。多次試驗(yàn)結(jié)果均不顯著，在一定程度上說明回歸結(jié)果穩(wěn)健。(2)時(shí)間反事實(shí)檢驗(yàn)：本文進(jìn)一步對(duì)政策實(shí)施時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)，將環(huán)境信息公開時(shí)間提前1年，對(duì)其效果進(jìn)行檢驗(yàn)。若顯著，說明存在其他因素影響；若不顯著，說明工業(yè)廢氣和廢水排放量的減少確實(shí)是由于環(huán)境信息公開政策帶來的，有理由相信本文結(jié)果穩(wěn)健。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，系數(shù)均不顯著，進(jìn)一步證明本文結(jié)果穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

圖2 信息公開與環(huán)境監(jiān)管對(duì)企業(yè) 排污的交互作用

4.更換匹配方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在運(yùn)用DID評(píng)估之前，本文基于協(xié)變量采用一對(duì)一鄰近匹配方法進(jìn)行匹配。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，更換匹配方法為核密度匹配法作進(jìn)一步檢驗(yàn)。結(jié)果如表6的(5)和(6)列所示，政策效果仍舊顯著。

五、交互效應(yīng)分析

由于環(huán)境信息公開制度不僅要公開環(huán)境質(zhì)量信息，也要求公開地方政府環(huán)境執(zhí)法情況和企業(yè)排污等環(huán)境行為，由此,帶來的信息透明度提高有利于環(huán)境監(jiān)管。另外，嚴(yán)格的環(huán)境監(jiān)管對(duì)環(huán)境信息公開水平也提出了更高的要求，因此，本文認(rèn)為二者具有交互作用。新出臺(tái)的《環(huán)境法》強(qiáng)調(diào)多元共治、公眾參與。趙美珍等[25]認(rèn)為，公眾在環(huán)境監(jiān)管中的作用不容忽視，應(yīng)當(dāng)建立政府主導(dǎo)、公眾有序參與的協(xié)同監(jiān)管機(jī)制。因此，本文的環(huán)境監(jiān)管概念不僅包括傳統(tǒng)意義上的政府監(jiān)管，也包括自下而上的公眾監(jiān)管，其理論框架模型如圖2所示。

如果一個(gè)自變量對(duì)因變量的影響隨另一個(gè)自變量的水平而變化，則這兩個(gè)自變量之間存在交互作用。作為一項(xiàng)環(huán)境政策，環(huán)境信息公開會(huì)對(duì)企業(yè)排污行為產(chǎn)生約束作用，同時(shí)它與環(huán)境監(jiān)管之間存在交互效應(yīng)，環(huán)境信息公開程度越高，環(huán)境監(jiān)管效果越好；環(huán)境監(jiān)管越嚴(yán)格，環(huán)境信息公開效果越好。本文構(gòu)建模型(5)來檢驗(yàn)環(huán)境信息公開與環(huán)境監(jiān)管的交互效應(yīng)。

lnpolluit=α0+α1didit+α2lnsupvit+α3didit×lnsupvit+α4∑controlit+μi+σt+εit

(5)

其中,lnsupvit為i城市t時(shí)期的環(huán)境監(jiān)管變量，公眾監(jiān)管用環(huán)境上訪人數(shù)來衡量，政府監(jiān)管用環(huán)境行政處罰案件數(shù)來衡量。模型中其余指標(biāo)同上。

對(duì)模型(5)的評(píng)估結(jié)果如表7所示，其中,pedid指的是環(huán)境信息公開與公眾監(jiān)管的交互項(xiàng)，xzcfdid是環(huán)境信息公開與政府監(jiān)管的交互項(xiàng)。從第(1)和(2)列可以看出，pedid的系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，說明在環(huán)境信息公開與公眾監(jiān)管共同作用下對(duì)企業(yè)的二氧化硫和工業(yè)廢水排放抑制效果顯著。同樣，第(3)列中xzcfdid的系數(shù)在1%的水平上負(fù)向顯著，說明環(huán)境信息公開與政府監(jiān)管的交互作用對(duì)企業(yè)二氧化硫排放產(chǎn)生了顯著的約束作用。第(4)列為環(huán)境信息公開與政府監(jiān)管的交互作用對(duì)工業(yè)廢水的影響，結(jié)果為負(fù)但并不顯著，說明交互作用對(duì)工業(yè)廢水排放的抑制效果有限。究其原因，可能是由于廢水偷排比較隱蔽，不易被政府發(fā)現(xiàn)。

表7 交互效應(yīng)分析

六、結(jié)論及政策建議

近年來，環(huán)境污染成為影響我國(guó)居民健康和阻礙我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的主要問題。與以往法規(guī)政策不同，環(huán)境信息公開要求政府和企業(yè)向社會(huì)公開其環(huán)境行為，不僅向地方政府和企業(yè)傳遞環(huán)境壓力，更能搭建起政府、公眾、企業(yè)之間的溝通橋梁。尤其對(duì)于地方保護(hù)主義盛行地區(qū)，社區(qū)居民、環(huán)保組織、新聞媒體通過信息公開掌握環(huán)境信息，不僅可以對(duì)政府執(zhí)法形成壓力，更能對(duì)企業(yè)形成市場(chǎng)壓力，促進(jìn)企業(yè)環(huán)境行為的調(diào)整。

本文基于2004—2015年的284個(gè)中國(guó)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，以2008年我國(guó)出臺(tái)的環(huán)境信息公開制度作為政策沖擊構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用PSM-DID和中介效應(yīng)模型評(píng)估環(huán)境信息公開的政策效果及作用機(jī)制，通過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息公開通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新減少了企業(yè)污染物排放，但效果存在地區(qū)差異性，對(duì)東部地區(qū)的廢氣排放影響顯著，對(duì)中西部地區(qū)的廢水排放有顯著抑制作用。此外，本文進(jìn)一步探討了環(huán)境信息公開與環(huán)境監(jiān)管之間的交互效應(yīng)，相比于環(huán)境信息公開的單獨(dú)效果，其與環(huán)境監(jiān)管之間的交互作用更為重要，尤其需要注重利用公眾監(jiān)管力量，發(fā)動(dòng)群眾參與管理。這是現(xiàn)行管理模式下環(huán)保部門精確掌握地區(qū)排污形勢(shì)，有效打擊“多、散、污”中小污染源的必然選擇之一?；诖?，本文提出以下兩點(diǎn)政策建議：

其一，強(qiáng)化中西部地區(qū)環(huán)境信息的公開水平。環(huán)境信息公開顯著影響企業(yè)環(huán)境行為，但不同地區(qū)的環(huán)境信息公開水平差異甚大。我國(guó)中西部地區(qū)信息公開水平一直處于較低水平，只有高質(zhì)量的信息公開，為公眾提供足夠的環(huán)境信息，明確環(huán)境治理責(zé)任主體，調(diào)動(dòng)公眾參與的積極性，才能更好地發(fā)揮信息公開對(duì)排污企業(yè)的倒逼作用。

其二，加強(qiáng)環(huán)境知識(shí)與政策宣傳，提高公眾的監(jiān)管能力，鼓勵(lì)公眾積極參與。根據(jù)各國(guó)經(jīng)驗(yàn)，公眾參與是解決環(huán)境問題、實(shí)現(xiàn)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的必然要求。因此，政府部門應(yīng)充分利用微博、網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)等新媒體建立良好的民政互動(dòng)機(jī)制，在環(huán)境信息公開的基礎(chǔ)上，為公眾參與疏通渠道，及時(shí)解決公眾提出的問題。