范 丹,付嘉為 (.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 6025；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析與預(yù)測(cè)研究中心,遼寧 大連 6025)

目前,中國(guó)環(huán)境治理進(jìn)入新階段,在繼推行命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制政策之后,環(huán)境信息披露作為降低企業(yè)與社會(huì)公眾之間的信息不對(duì)稱的有效手段,是否可以逐步將環(huán)境規(guī)制主要措施轉(zhuǎn)移到以企業(yè)披露、公眾監(jiān)督為主的環(huán)境信息披露上是值得關(guān)注的議題.在美國(guó),環(huán)境信息披露政策已經(jīng)成為政府直接環(huán)境管控和市場(chǎng)工具的重要補(bǔ)充或替代措施[1].中國(guó)環(huán)境信息披露政策于 20世紀(jì)末展開(kāi),并逐步得到落實(shí)和發(fā)展.在此背景下,黨的十九大提出提高全要素生產(chǎn)率是中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力之源.上市企業(yè)作為市場(chǎng)的主體對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化發(fā)揮重要引領(lǐng),其全要素生產(chǎn)率的提升更是中國(guó)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量、高效率、可持續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵[2].因此,在企業(yè)環(huán)境治理問(wèn)題和高質(zhì)量發(fā)展的雙重背景下,探究環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,成為環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注的重要問(wèn)題.

環(huán)境信息披露作為評(píng)估企業(yè)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的重要依據(jù),已逐漸成為政府和學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn).美國(guó)早期出臺(tái)的 TRI(有毒物質(zhì)排放清單)制度在一定程度上降低了企業(yè)污染[1].之后針對(duì)上市公司實(shí)施 ESG(環(huán)境、社會(huì)及公司治理)項(xiàng)目也取得了明顯的企業(yè)污染減排效果.在學(xué)術(shù)界,國(guó)內(nèi)外學(xué)者也分別從不同角度對(duì)環(huán)境信息披露進(jìn)行研究,主要基于微觀視角,考察環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效[3]、環(huán)境治理[4]、污染減排[5]、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[6]等方面的影響.也有少量研究考察環(huán)境信息披露的影響因素[7-8].而鮮有文獻(xiàn)研究環(huán)境信息披露與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系.其原因在于企業(yè)環(huán)境信息披露難以量化,以及全要素生產(chǎn)率與環(huán)境信息披露之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題難以解決,這也正是本文的出發(fā)點(diǎn)和關(guān)注所在.

另一方面,關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,已有文獻(xiàn)分別考察了以兩控區(qū)為代表的命令型環(huán)境規(guī)制阻礙了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)[9].以排污權(quán)交易為主導(dǎo)的市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制提升了上市企業(yè)全要素生產(chǎn)率[10].此外,關(guān)于全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究也多從行業(yè)[11]、省份地區(qū)[12-13]等宏觀、中觀角度進(jìn)行,關(guān)于微觀企業(yè)層面研究較少.鑒于此,本文擬從微觀企業(yè)層面出發(fā),圍繞環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響這一主題進(jìn)行拓展,并進(jìn)一步揭示環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率的作用渠道.

本文以2007～2016年的滬深兩市上市企業(yè)作為研究對(duì)象,實(shí)證探討環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,并對(duì)傳導(dǎo)機(jī)制及異質(zhì)性進(jìn)行分析,從微觀角度為政府進(jìn)一步推行環(huán)境信息披露制度提供策略參考.

1 研究方法與設(shè)計(jì)

1.1 機(jī)理分析

企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為生產(chǎn)中一種綜合性的評(píng)價(jià)指標(biāo).可以分解為技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和資源配置效應(yīng)[10].一方面,環(huán)境信息披露可能通過(guò)合規(guī)成本(外部壓力)和聲譽(yù)效應(yīng)(內(nèi)部激勵(lì))促使企業(yè)提高綠色技術(shù)創(chuàng)新[14-15].同時(shí),環(huán)境責(zé)任作為社會(huì)責(zé)任的重要組成部分,詳細(xì)的環(huán)境信息披露能夠反映企業(yè)承擔(dān)的環(huán)保責(zé)任.一般而言,積極進(jìn)行環(huán)境信息披露的企業(yè)有助于向投資者傳遞企業(yè)經(jīng)營(yíng)穩(wěn)定的正面信息[16],給消費(fèi)者樹(shù)立具有社會(huì)責(zé)任感的企業(yè)形象,有利于提高企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力.此外,環(huán)境信息披露也是影響銀行借款的重要影響因素,可以通過(guò)降低銀企間信息不對(duì)稱,來(lái)幫助企業(yè)降低債務(wù)融資成本[17].另一方面,環(huán)境信息披露質(zhì)量高的企業(yè)會(huì)被投資者認(rèn)為更有實(shí)力和社會(huì)責(zé)任感,因此給予其更多的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)折價(jià),降低了企業(yè)股權(quán)融資成本[18-20].而企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力和企業(yè)融資約束又會(huì)影響企業(yè)要素資源配置,因此本文擬從綠色技術(shù)創(chuàng)新、綜合競(jìng)爭(zhēng)力和融資約束三條途徑來(lái)探討環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響.

1.2 實(shí)證模型構(gòu)建

1.2.1 環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響路徑的計(jì)量模型 上述機(jī)理分析對(duì)環(huán)境信息披露與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系作出理論推斷,為了更加準(zhǔn)確的檢驗(yàn)環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理.本文構(gòu)建如下模型:

上式中:Yijt表示省份i行業(yè)j中的企業(yè)在第t年的全要素生產(chǎn)率.EDI是環(huán)境信息披露得分.β1是本文重點(diǎn)關(guān)注的環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響;X表示影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的一組控制變量,包括企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、企業(yè)年齡、企業(yè)所有制、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流量比、資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)比例;δi為地區(qū)固定效應(yīng);λj為行業(yè)固定效應(yīng);nt為年份固定效應(yīng);εijt為隨機(jī)誤差項(xiàng).

1.2.2 環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率作用機(jī)制的中介效應(yīng)模型 為了更加準(zhǔn)確的衡量出綠色技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)融資約束和企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力在環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響效果的大小和比重,本文參考溫忠麟等[21]的研究方法構(gòu)造中介效應(yīng)模型如下:

式中:Mijt表示中介變量;中介效應(yīng)大小為 ab;中介效應(yīng)可拆分為綠色技術(shù)創(chuàng)新(Patentijt)、企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力(LIijt)、融資約束(KZijt和 SAijt)3條路徑.Patentijt表示省份i行業(yè)j中的企業(yè)在t年獲得的綠色發(fā)明型專利授權(quán)量.LIijt表示省份i行業(yè)j中的企業(yè)在t年用于衡量企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力的勒納指數(shù).KZijt和 SAijt分別表示省份i行業(yè)j的企業(yè)在t年所受融資約束大小的指標(biāo),其它變量解釋與模型(1)相同.

1.2.3 環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的雙重差分模型 為了克服內(nèi)生性對(duì)研究結(jié)論的影響,本文以2013年7月環(huán)境保護(hù)部頒布的《國(guó)家重點(diǎn)監(jiān)控企業(yè)污染源監(jiān)督性監(jiān)測(cè)及信息公開(kāi)辦法》[22]作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),該政策強(qiáng)制要求重污染企業(yè)披露其環(huán)境信息.因此第一重差分來(lái)自于重污染企業(yè)與非重污染企業(yè)之間的差異,第二重差分來(lái)自于試點(diǎn)前與試點(diǎn)后的差異,構(gòu)建以下雙重差分模型:

式中,TFPijt表示位于省份i行業(yè)j的企業(yè)在t年的全要素生產(chǎn)率.DID表示企業(yè)污染類型虛擬變量(Treat)與政策時(shí)間前后虛擬變量(Time)的交互項(xiàng),即企業(yè)為重污染企業(yè),則Treat取值為1,反之取值為0;在政策后Time取值為 1,反之取值為 0;其系數(shù)α1是本文重點(diǎn)關(guān)注的環(huán)境信息披露政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效果;X為一組控制變量,與公式(1)中控制變量相同;ηi為地區(qū)固定效應(yīng);μi為行業(yè)固定效應(yīng);ξt為時(shí)間固定效應(yīng);εijt為隨機(jī)誤差項(xiàng).

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源和處理

為了從微觀層面探討環(huán)境信息披露對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響,結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性,本文以 2007～2016年的滬深兩市上市企業(yè)作為研究對(duì)象,依據(jù)特定標(biāo)準(zhǔn),對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露水平進(jìn)行衡量.所需評(píng)估數(shù)據(jù)來(lái)源于企業(yè)年報(bào)和社會(huì)責(zé)任報(bào)告等,并通過(guò)企業(yè)相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),利用OP法計(jì)算出企業(yè)全要素生產(chǎn)率,所需財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自源wind數(shù)據(jù)庫(kù).與以往宏觀層面研究中通過(guò)提取出數(shù)據(jù)中的平衡面板數(shù)據(jù),或利用差值法補(bǔ)齊缺失值的數(shù)據(jù)處理方式不同,本文采用非平衡面板數(shù)據(jù),較好的保留了數(shù)據(jù)的真實(shí)性和準(zhǔn)確性.考慮到奇異值對(duì)研究結(jié)論的潛在干擾,參考現(xiàn)有研究本文剔除以下樣本數(shù)據(jù):①數(shù)據(jù)值缺失嚴(yán)重的企業(yè);②標(biāo)注為ST或ST*的企業(yè);③金融類企業(yè);④同時(shí)發(fā)行H股和B股的企業(yè).

1.4 重要變量及其測(cè)量

1.4.1 環(huán)境信息披露 本文使用企業(yè)環(huán)境信息披露指數(shù)(EDI)作為解釋變量對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露水平進(jìn)行量化,根據(jù)2010年環(huán)境保護(hù)部頒布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》[23]相關(guān)指引,對(duì)企業(yè)環(huán)境信息披露從企業(yè)污染物排放情況、企業(yè)環(huán)保資金投入、企業(yè)環(huán)保事故及賠償、企業(yè)環(huán)保目標(biāo)、獲得政府相關(guān)環(huán)保補(bǔ)貼、與環(huán)保相關(guān)的貸款、政府環(huán)保政策對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的影響、為改善生態(tài)環(huán)境進(jìn)行的投入、獲得的環(huán)保榮譽(yù)、其他與環(huán)保相關(guān)的收入和支出這10個(gè)方面進(jìn)行綜合打分.具體判斷標(biāo)準(zhǔn)如下:未進(jìn)行環(huán)境信息披露記為 0分,無(wú)數(shù)字化信息且無(wú)貨幣化信息的定性環(huán)境信息披露記 1分,有數(shù)字化信息但無(wú)貨幣化信息的定量環(huán)境信息披露記 2分,同時(shí)具有數(shù)字化信息和貨幣化信息的環(huán)境信息披露記 3分.將所有項(xiàng)目在這三個(gè)維度的得分加總可得樣本企業(yè)環(huán)境信息披露的量化總得分,最后根據(jù)公式(1)得到最終的環(huán)境信息披露指標(biāo)(EDI).

式中:EDIj表示第j個(gè)上市企業(yè)的環(huán)境信息披露總得分,TEDI表示最佳環(huán)境信息披露得分,為滿分30分.

1.4.2 全要素生產(chǎn)率 全要素生產(chǎn)率最早由索洛提出,多數(shù)研究最初通過(guò)索洛余量來(lái)計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率,這種測(cè)算方式雖然簡(jiǎn)單,但是易受到內(nèi)生性和選擇誤差等問(wèn)題帶來(lái)的干擾.之后,Olley等[24]提出的半?yún)?shù)OP法很好地解決了這個(gè)問(wèn)題,因此采用該方法測(cè)算全要素生產(chǎn)率得到了廣泛應(yīng)用[25-26].本文運(yùn)用 OP法測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率,具體而言,使用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值的自然對(duì)數(shù)和企業(yè)成長(zhǎng)年限作為狀態(tài)變量,控制變量為企業(yè)是否為國(guó)有企業(yè)和是否有進(jìn)出口活動(dòng),代理變量為企業(yè)投資的自然對(duì)數(shù),退出變量用企業(yè)是否標(biāo)注為ST或ST*和企業(yè)是否退市來(lái)表示.除 OP法外,本文進(jìn)一步利用 LP法、ACF法和GMM法測(cè)算全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).LP法和OP法類似,主要區(qū)別在于LP法使用中間投入作為代理變量.ACF法在OP法與LP法的基礎(chǔ)上進(jìn)一步克服了變量的相關(guān)性問(wèn)題.而 GMM方法可解決模型中的內(nèi)生性問(wèn)題[10].

1.4.3 中介變量和分類變量 選用綠色專利授權(quán)量作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn),選取勒納指數(shù)(LI)來(lái)衡量企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力,勒納指數(shù)=(營(yíng)業(yè)收入-管理費(fèi)用-銷售費(fèi)用-營(yíng)業(yè)成本)/營(yíng)業(yè)收入.LI數(shù)值越大,企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng).構(gòu)建企業(yè)融資約束的 KZ指標(biāo)[27-28],該指數(shù)越大,表示企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng).參考 Hadlock等[29]構(gòu)建企業(yè)融資約束的 SA指標(biāo),具體為 SA=-0.737size+0.043size2-0.040age,其中size為其規(guī)模的自然對(duì)數(shù); age為企業(yè)成立時(shí)間.該指數(shù)絕對(duì)值越大表示企業(yè)所受到的融資約束越強(qiáng).異質(zhì)性分類變量包括地區(qū)、所有制性質(zhì)、行業(yè)污染程度和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度4個(gè)方面.通過(guò)構(gòu)建赫芬達(dá)爾——赫希曼指數(shù)(HHI)來(lái)衡量企業(yè)所處行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度.并且按照 HHI指數(shù)的測(cè)算方法分為以資產(chǎn)總計(jì)測(cè)算的HHI指數(shù)(HHI_asset)和以營(yíng)業(yè)收入計(jì)算的HHI指數(shù)(HHI_ output),其中HHI指數(shù)值越高,表明行業(yè)的壟斷程度越高,競(jìng)爭(zhēng)程度越低,反之則反.并將HHI由高到低排列,取中位數(shù)及以上的設(shè)為低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè),取中位數(shù)以下的設(shè)為高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分類.

1.4.4 其他變量 為了控制其他因素對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,在回歸模型中加入了其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的變量.具體包括:企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、企業(yè)年齡、企業(yè)所有制、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流量比、資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)比例.考慮到時(shí)間、行業(yè)、地區(qū)對(duì)研究結(jié)論的影響,本文也控制了年份、行業(yè)、省份固定效應(yīng),并在省份層面進(jìn)行聚類,各變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1.

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable definition and descriptive statistics

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

利用公式(2)回歸結(jié)果見(jiàn)表 2,無(wú)論采用哪一種模型進(jìn)行估計(jì),以及是否添加控制變量,環(huán)境信息披露的系數(shù) β1均為正,且不同模型回歸系數(shù)差異不大,添加控制變量后的回歸系數(shù)均值為 0.173.該結(jié)果說(shuō)明環(huán)境信息披露作為除命令型環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制之外的第 3種環(huán)境規(guī)制手段,有助于促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率.原因可能有以下 2個(gè)方面,從市場(chǎng)方面來(lái)說(shuō),環(huán)境信息披露能夠有效傳播企業(yè)環(huán)境信息,縮小信息不對(duì)稱,加大企業(yè)與消費(fèi)者之間的聯(lián)系,提高消費(fèi)者對(duì)企業(yè)環(huán)境績(jī)效的關(guān)注,采取“用腳投票”的方式,能夠倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色研發(fā),提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率.從投資者角度來(lái)看,積極而準(zhǔn)確的環(huán)境信息披露,能夠增加投資者信心,從而降低企業(yè)融資成本,促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入.

表2 環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響Table 2 Impact of environmental information disclosure on enterprise total factor productivity

本文利用微觀企業(yè)層面的現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù).全面系統(tǒng)的考察環(huán)境信息披露對(duì)我國(guó)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響.為相關(guān)環(huán)境信息披露制度建設(shè)和企業(yè)生產(chǎn)效率提升的研究提供補(bǔ)充.但囿于數(shù)據(jù)可獲性,本文仍存在局限性有待進(jìn)一步拓展.本文選取環(huán)境信息披露較為詳細(xì)的滬深上市企業(yè)為研究樣本,由于這類企業(yè)存在一定特殊性,導(dǎo)致研究結(jié)論較為有限,而這需要更多其他類型企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)解決.最后,隨著我國(guó)環(huán)境信息披露的不斷發(fā)展,更多相關(guān)數(shù)據(jù)的披露,未來(lái)相關(guān)研究可進(jìn)一步拓展.

2.2 PSM檢驗(yàn)

由于企業(yè)在環(huán)境信息披露內(nèi)容上具有較大的自主選擇權(quán),企業(yè)可能更加突出與之相關(guān)“好”的環(huán)境績(jī)效信息,弱化與之相關(guān)“壞”的環(huán)境績(jī)效信息,從而產(chǎn)生樣本自選擇問(wèn)題.為了解決上述問(wèn)題,本文按照是否進(jìn)行了環(huán)境信息披露,將全樣本分為處理組和控制組.表3報(bào)告了使用PSM最近鄰匹配法的估計(jì)結(jié)果.可以發(fā)現(xiàn),雖然在匹配前后,處理組相對(duì)于控制組而言,環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的處理效應(yīng)(ATT)從0.133下降至0.063,但仍然在1%的水平上顯著,說(shuō)明在解決樣本自選擇問(wèn)題后,上文結(jié)論仍然保持穩(wěn)健.

表3 PSM檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 The results of PSM

此外,本文接下來(lái)也從其它方面對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn).并對(duì)其傳導(dǎo)機(jī)制展開(kāi)分析.同時(shí)根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)、所有制性質(zhì)、污染程度、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度等差異,分別探討企業(yè)環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)的異質(zhì)影響.

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.3.1 替換被解釋變量 考慮到OP法測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有一定的特異性,為了避免由于全要素生產(chǎn)率測(cè)算方法帶來(lái)的選擇性誤差,提高結(jié)論的穩(wěn)健性,本文分別采取了LP法、ACF法和系統(tǒng)GMM法測(cè)算出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量,并通過(guò)方程(2)進(jìn)行回歸.結(jié)果發(fā)現(xiàn),不同估計(jì)方法中環(huán)境信息披露EDI的系數(shù)β1仍然顯著為正.因此,在采用不同的估算方法來(lái)避免特異性誤差后,結(jié)果仍然顯著,證明了上文結(jié)論的穩(wěn)健性.

2.3.2 工具變量檢驗(yàn) 雖然企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露是自發(fā)性行為,但可能存在全要素水平越高的企業(yè),其環(huán)境信息披露水平也越高.為了進(jìn)一步解決可能由于這種雙向因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題,本文使用工具變量(lnIV)法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).參考史貝貝等[30]選取地市級(jí)報(bào)紙種類數(shù)量作為環(huán)境信息披露的工具變量,本文選取當(dāng)年百度新聞中包含該上市企業(yè)名稱的新聞條數(shù)作為環(huán)境信息披露的工具變量.主要原因在于,第一,隨著移動(dòng)終端的廣泛使用,網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)成為政府及相關(guān)部門獲得信息的最大來(lái)源,企業(yè)受到的政府及社會(huì)關(guān)注度越大,該企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露的可能性也就越大,而百度新聞中包含該企業(yè)的新聞條目數(shù)很好的反應(yīng)了企業(yè)所受的關(guān)注度.第二,百度新聞中包含企業(yè)名稱的條目數(shù)并不會(huì)隨著企業(yè)全要素生產(chǎn)率的大小而明顯變化,滿足工具變量的有關(guān)假設(shè).此外,本文也通過(guò)了工具變量外生性檢驗(yàn)以及弱工具變量檢驗(yàn).

本文利用Python獲取2007～2016年百度新聞中包含企業(yè)名稱的條目數(shù),根據(jù)企業(yè)代碼匹配到各個(gè)企業(yè),將該條目數(shù)的自然對(duì)數(shù),作為環(huán)境信息披露的工具變量(lnIV),較好地克服了模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題.工具變量的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn),在處理內(nèi)生性問(wèn)題后,環(huán)境信息披露同樣可以顯著促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率,進(jìn)一步驗(yàn)證了上文結(jié)論的穩(wěn)定性.

2.3.3 增加控制變量 除了上述控制變量外,在企業(yè)層面,本文分別參考于新亮等[31]研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)人均工資和企業(yè)資本密度均會(huì)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率.因此,分別選取企業(yè)應(yīng)付工資占企業(yè)人數(shù)之比與企業(yè)固定資產(chǎn)占企業(yè)人數(shù)比例進(jìn)行衡量.此外也新增控制了企業(yè)綠色實(shí)用新型專利授權(quán)數(shù)量.在省份層面,地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市規(guī)模、居民消費(fèi)水平和科技水平均會(huì)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)力,本文分別用地區(qū)人均GDP的自然對(duì)數(shù)、人口數(shù)的自然對(duì)數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的自然對(duì)數(shù)和地區(qū)大學(xué)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量,并加入模型中予以控制.新增控制變量的回歸結(jié)果表明,無(wú)論是單獨(dú)新增省份或企業(yè)層面的控制變量,還是同時(shí)新增省份與企業(yè)層面控制變量,環(huán)境信息披露都能顯著促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率,說(shuō)明上文結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性.

2.3.4 增加協(xié)變量 為了進(jìn)一步控制可能影響到上文結(jié)論宏觀層面的因素,參考史貝貝等[30]的處理方法,在模型(2)的基礎(chǔ)上添加省份與時(shí)間的一次交互項(xiàng) pro×t(t=year-2007)、二次交互項(xiàng) pro×t2、省份虛擬變量(pro)與年份虛擬變量(year)的交互項(xiàng)pro×year,來(lái)控制省份層面隨時(shí)間變化的非線性趨勢(shì)對(duì)研究結(jié)論的影響.增加協(xié)變量后的回歸結(jié)果顯示,環(huán)境信息披露(EDI)的系數(shù)β1仍顯著為正,表明環(huán)境信息披露仍然可以顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,進(jìn)一步證明了結(jié)論的穩(wěn)健性.

2.3.5 內(nèi)生性處理-雙重差分法 雖然PSM法在一定程度上緩解了企業(yè)環(huán)境信息披露自選擇問(wèn)題帶來(lái)的回歸結(jié)果偏誤,本文仍擔(dān)心全要素生產(chǎn)率較高的企業(yè)更有可能進(jìn)行更加詳細(xì)環(huán)境信息披露,由此雙向因果帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題仍然可能對(duì)研究結(jié)論造成干擾.因此,本文利用雙重差分法考察環(huán)境信息披露政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響.雙重差分回歸結(jié)果顯示,在控制了控制變量和地區(qū)、行業(yè)、時(shí)間三重固定效應(yīng)后,環(huán)境信息披露政策仍顯著提高了重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,說(shuō)明在進(jìn)一步緩解樣本自選擇偏誤和內(nèi)生性問(wèn)題后,上述結(jié)論仍然穩(wěn)健.

3 機(jī)制檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析

3.1 傳導(dǎo)機(jī)制分析

3.1.1 企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新 以企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新為中介機(jī)制的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4,環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為正,與李青原等[32]發(fā)現(xiàn)的排污收費(fèi)促進(jìn)了企業(yè)綠色專利成果產(chǎn)出相似.在添加企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新變量后,環(huán)境信息披露對(duì)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)值為 0.011,且在 1%的水平上顯著,但比不添加中介變量的系數(shù)估計(jì)值 0.232要小,說(shuō)明此中介效應(yīng)成立,與排污權(quán)交易通過(guò)促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新來(lái)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn)類似[10].上述傳導(dǎo)路徑成立的理論依據(jù)可能在于,環(huán)境信息披露迫使投資者和消費(fèi)者增加對(duì)企業(yè)環(huán)境績(jī)效的關(guān)注,倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)升級(jí),促進(jìn)企業(yè)綠色研發(fā),從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率.

3.1.2 企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力 環(huán)境信息披露通過(guò)提高企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力來(lái)促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的結(jié)果同見(jiàn)表 4.與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)不同,環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力的回歸結(jié)果并不顯著,說(shuō)明企業(yè)環(huán)境信息披露并未促進(jìn)企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力,這與劉悅等[33]發(fā)現(xiàn)的環(huán)境規(guī)制在長(zhǎng)期不會(huì)影響企業(yè)的生產(chǎn)率和競(jìng)爭(zhēng)力相同,進(jìn)而環(huán)境信息披露也未能通過(guò)企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力來(lái)促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率.可能原因在于我國(guó)環(huán)境違法成本較低,公眾環(huán)保意識(shí)薄弱[1],難以通過(guò)企業(yè)環(huán)境信息披露來(lái)提高企業(yè)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力,從而未能提高企業(yè)在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)地位.

表4 綠色技術(shù)創(chuàng)新和綜合競(jìng)爭(zhēng)力的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Mechanism test results of green technology innovation and comprehensive competitiveness

3.1.3 企業(yè)融資約束 環(huán)境信息披露通過(guò)緩解企業(yè)融資約束來(lái)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率.一般而言,企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量越高,企業(yè)就越容易獲得銀行長(zhǎng)期貸款和投資者的青睞,從而緩解企業(yè)融資壓力.對(duì)企業(yè)融資約束的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告見(jiàn)表5環(huán)境信息披露對(duì)融資約束KZ和SA的系數(shù)估計(jì)值均顯著,說(shuō)明提高環(huán)境信息披露水平能夠降低企業(yè)融資約束,與吳紅軍等的研究發(fā)現(xiàn)相同[34].無(wú)論采用哪種指標(biāo)來(lái)衡量融資約束,環(huán)境信息披露均能通過(guò)緩解企業(yè)融資約束來(lái)促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率.

表5 融資約束的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 The results of mechanism test of financing constraints

3.2 異質(zhì)性分析

3.2.1 不同地區(qū) 由于我國(guó)不同省份之間的要素資源稟賦,科技發(fā)展水平存在差異,環(huán)境信息披露的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也可能會(huì)有所不同.因此本文將全樣本按地區(qū)劃分為東、中、西3個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸.研究結(jié)果見(jiàn)表 6,可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用僅體現(xiàn)在東部地區(qū),在中西部地區(qū)未能產(chǎn)生預(yù)期效果.可能原因在于東部地區(qū)企業(yè)受到的投資者和消費(fèi)者關(guān)注度更高,環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)影響較大.

表6 地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Regional heterogeneity test results

3.2.2 企業(yè)所有制性質(zhì) 將全樣本按企業(yè)所有制性質(zhì)分為國(guó)有企業(yè)(SOE=0)和非國(guó)有企業(yè)(SOE=1),如表8所示,非國(guó)有企業(yè)的EDI系數(shù)為正,在5%的水平上顯著,而國(guó)有企業(yè)的 EDI系數(shù)不顯著,說(shuō)明非國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率受環(huán)境信息披露影響程度顯著,而國(guó)有企業(yè)的環(huán)境信息披露未產(chǎn)生明顯效果.分析原因,一方面,國(guó)有企業(yè)受到更多的政府補(bǔ)貼,缺乏競(jìng)爭(zhēng)壓力,環(huán)境信息披露不能顯著推動(dòng)企業(yè)綠色創(chuàng)新,對(duì)企業(yè)融資約束的影響也較小.另一方面,非國(guó)有企業(yè)自負(fù)盈虧,環(huán)境信息披露使消費(fèi)者產(chǎn)生“用腳投票”,倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色研發(fā),同時(shí)積極的環(huán)境信息披露也會(huì)降低企業(yè)融資預(yù)算,促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率.

3.2.3 行業(yè)污染 按《上市公司行業(yè)分類指引》[35]將樣本劃分為重污染企業(yè)(Pollution=1)和非重污染企業(yè)(Pollution=0)兩個(gè)子樣本,代入公式(2)分別進(jìn)行回歸,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表 7.從回歸結(jié)果可以看出,重污染企業(yè)的環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的激勵(lì)效應(yīng)為正,在 5%的水平上顯著,而非重污染企業(yè)的環(huán)境信息披露對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果并不明顯.原因在于,重污染企業(yè)通過(guò)環(huán)境信息披露降低了與銀行或其他投資機(jī)構(gòu)之間的信息不對(duì)稱,有利于緩解企業(yè)融資約束.

表7 企業(yè)性質(zhì)和污染類型異質(zhì)性分析結(jié)果Table 7 Heterogeneity test results of enterprise nature and pollution type

3.2.4 行業(yè)競(jìng)爭(zhēng) 將樣本分為高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)和低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)分別進(jìn)行回歸.行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8.由檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),無(wú)論是以哪種方式衡量行業(yè)競(jìng)爭(zhēng),處于高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)中的企業(yè)環(huán)境信息披露均能顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率,而處于低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)中的企業(yè)的環(huán)境信息披露并未實(shí)現(xiàn)預(yù)期效果.可能原因在于以下兩點(diǎn):第一,行業(yè)壟斷程度的增加,加大了企業(yè)融資約束,進(jìn)而阻礙了企業(yè)要素結(jié)構(gòu)稟賦升級(jí).第二,在高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)中,以利益最大化為目標(biāo)導(dǎo)向的企業(yè)通過(guò)綠色技術(shù)創(chuàng)新改善企業(yè)環(huán)境績(jī)效,從而產(chǎn)生更加正面的環(huán)境信息披露,以獲得更大的市場(chǎng)份額.

表8 行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果Table 8 Industry competition heterogeneity test results

4 建議

考慮環(huán)境信息披露有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,而我國(guó)目前環(huán)境信息披露主體多為上市企業(yè),通過(guò)企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露環(huán)境信息,且存在負(fù)面披露少、披露種類低、披露質(zhì)量差等問(wèn)題.因此,需完善相應(yīng)法律法規(guī),規(guī)范披露標(biāo)準(zhǔn),增加定量信息披露,豐富披露的污染物種類,提高披露的詳細(xì)程度.可借鑒國(guó)際上利用特定的可持續(xù)報(bào)告、ESG報(bào)告等來(lái)披露企業(yè)環(huán)境信息,以提升環(huán)境信息披露的效果.

自2021年起,我國(guó)全部上市公司強(qiáng)制披露環(huán)境信息.因此,可以充分發(fā)揮上市企業(yè)的示范引領(lǐng)作用,進(jìn)一步推行并逐步擴(kuò)大環(huán)境信息披露企業(yè)范圍.我國(guó)目前環(huán)境違規(guī)處罰力度相對(duì)較低,應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境執(zhí)法力度,以此誘發(fā)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新,進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率.此外,還應(yīng)為不同所有制企業(yè)營(yíng)造公平的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境,提高對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)環(huán)境信息披露的關(guān)注度,強(qiáng)化市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度.

5 結(jié)論

5.1 研究期內(nèi),環(huán)境信息披露有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,并且在經(jīng)過(guò)替換被解釋變量、PSM 檢驗(yàn)、工具變量檢驗(yàn)、利用雙重差分克服內(nèi)生性問(wèn)題以及一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,該結(jié)論仍然成立.

5.2 機(jī)制分析發(fā)現(xiàn),企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升主要通過(guò)提高綠色創(chuàng)新水平和緩解融資約束這2條路徑.對(duì)比而言,環(huán)境信息披露的創(chuàng)新效應(yīng)高于其緩解融資約束的效果,而企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力還未表現(xiàn)出明顯的中介效應(yīng).

5.3 異質(zhì)性分析結(jié)果顯示,東部地區(qū)、非國(guó)有企業(yè)、重污染行業(yè)、高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)對(duì)環(huán)境信息披露更敏感,即提高環(huán)境信息披露水平有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,而中西部地區(qū)、非國(guó)有企業(yè)、重污染行業(yè)和低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)還未出現(xiàn)明顯的上述效果.