閆志俊，張兵兵，胡榴榴

（1. 南京師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京 210046；2. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京， 210095）

過去中國環(huán)境污染治理模式主要以政府單核主導(dǎo)，通過命令控制型政策工具對(duì)污染排放主體進(jìn)行嚴(yán)格約束。但囿于中國行政集權(quán)、財(cái)政分權(quán)的制度現(xiàn)狀以及缺乏有效監(jiān)督與制約，地方政府在“GDP 錦標(biāo)賽”中以放松環(huán)境規(guī)制為代價(jià)發(fā)展經(jīng)濟(jì)［1］，導(dǎo)致中國環(huán)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(dá)28.8%，為全球最大碳排放國［2］。面對(duì)日益嚴(yán)峻的生態(tài)環(huán)境問題，中國政府開始嘗試強(qiáng)化環(huán)境信息披露力度，充分發(fā)揮公眾主體監(jiān)督效力以提升環(huán)境污染綜合治理能力。而環(huán)境信息披露作為多元主體協(xié)同推進(jìn)環(huán)境污染綜合治理的重要手段，如何有效評(píng)價(jià)其節(jié)能減排績效，對(duì)于中國完善綠色低碳經(jīng)濟(jì)的制度體系至關(guān)重要。能源效率是反映節(jié)能減排績效的關(guān)鍵指標(biāo)，提升能源效率是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵手段［3］。因此，該研究旨在厘清環(huán)境信息披露影響能源效率的內(nèi)在機(jī)理，為科學(xué)評(píng)價(jià)環(huán)境信息披露的政策效應(yīng)以及環(huán)境分權(quán)制度下新型環(huán)境治理體系重塑提供政策啟示。

1 文獻(xiàn)綜述

環(huán)境信息披露作為政府、企業(yè)與公眾等多元主體協(xié)同推進(jìn)環(huán)境治理的重要舉措，是一種新型生態(tài)治理模式?，F(xiàn)有關(guān)研究多從微觀視角切入考察其對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績效［4］、企業(yè)出口［5］及企業(yè)出口DVAR［6］等經(jīng)濟(jì)績效的影響。就環(huán)境績效而言，信息披露可以提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力［7］，顯著降低工業(yè)污染物排放水平［8］和地區(qū)PM2.5濃度［9］，從而改善環(huán)境質(zhì)量［10］。

有關(guān)能源效率的測算文獻(xiàn)，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(dòng)力、資本等多種要素的相互作用，并將生產(chǎn)排放的污染物納入模型，區(qū)分期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，運(yùn)用DEA方法進(jìn)行測算［11-13］。但DEA模型的局限性在于假設(shè)投入與產(chǎn)出同比例變動(dòng)，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(chǎn)業(yè)集聚和金融集聚均有利于改善能源效率［14-15］，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型亦可以促進(jìn)“減排增效”［16］，而環(huán)境規(guī)制、城市多中心空間結(jié)構(gòu)與能源效率存在非線性的倒U型關(guān)系［17-18］。

通過文獻(xiàn)梳理可知，現(xiàn)有相關(guān)研究存在以下拓展空間：第一，鮮有研究將環(huán)境信息披露和能源效率相結(jié)合，嘗試?yán)迩宥邇?nèi)在的影響機(jī)制；第二，能源效率的測算多采用靜態(tài)DEA 方法，較少有研究運(yùn)用DSBM 模型測算長樣本區(qū)間的城市全要素能源效率。因此，該研究以IPE和NRDC 聯(lián)合發(fā)布的污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用DID 方法實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境信息披露影響能源效率的政策凈效應(yīng)，并據(jù)此提出改善環(huán)境綜合治理水平，提高能源利用效率，實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)的政策建議。

2 環(huán)境信息披露與全要素能源效率：理論機(jī)制

2.1 產(chǎn)品市場

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在兩個(gè)部門：污染部門x和清潔部門y，其對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出為qx和qy，勞動(dòng)L、能源E為生產(chǎn)要素投入，φ為企業(yè)TFP，兩部門勞動(dòng)力和能源投入總量分別為L*和E*。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬遞減，此時(shí)兩部門的生產(chǎn)函數(shù)分別為：βE∈(0，1)。其中，αL（βL）、αE(βE)為要素產(chǎn)出彈性。

污染部門在生產(chǎn)過程中會(huì)產(chǎn)生一定的污染排放量e，將其納入企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可得。其中，ε為污染的產(chǎn)出彈性，ε（0＜ε＜1）越小，意味著節(jié)能減排技術(shù)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(shù)以及污染排放函數(shù)（因篇幅所限，清潔部門的相關(guān)公式推導(dǎo)備索）：

其中：px為產(chǎn)品價(jià)格；w和pE是勞動(dòng)力與能源要素價(jià)格；T為排放污染物需繳納的排污稅額。環(huán)境信息披露政策（info）的有效執(zhí)行可以緩解企業(yè)與政府之間的信息不對(duì)稱問題，政府更容易了解企業(yè)的真實(shí)排污情況，基于聲譽(yù)效應(yīng)會(huì)增強(qiáng)排污稅征收以促使企業(yè)清潔化轉(zhuǎn)型，因此T會(huì)上升，即?T/?info＞0。將式（1）—式（3）雙邊取對(duì)數(shù)，然后對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)可知，要素需求的變化率與要素價(jià)格的變化率相關(guān)：

2.2 要素市場

式（9）—式（11）表明勞動(dòng)力和能源要素在污染部門的資源配置與要素產(chǎn)出彈性αL和αE、節(jié)能減排技術(shù)進(jìn)步ε以及當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)θx和γx有關(guān)。將式（9）—式（11）分別對(duì)求導(dǎo)可知：

2.3 傳導(dǎo)渠道分析

由上述理論推導(dǎo)可知，環(huán)境信息披露的減排效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和節(jié)能技術(shù)有關(guān)，通過信息公開提升公眾監(jiān)督力度、政府環(huán)境治理水平和企業(yè)自覺意識(shí)，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置和減排技術(shù)創(chuàng)新，提高能源利用效率。因此，該研究將信息披露引致的環(huán)境效應(yīng)分解為“清潔產(chǎn)業(yè)替代效應(yīng)”和“綠色技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”。

（1）清潔產(chǎn)業(yè)替代效應(yīng)。當(dāng)前，中國生態(tài)文明建設(shè)已進(jìn)入提供更多優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品以滿足人民日益增長的生態(tài)環(huán)境需求的攻堅(jiān)期［19］。在此背景下，政府部門在制定政策時(shí)通常會(huì)強(qiáng)化對(duì)污染密集型行業(yè)的環(huán)境監(jiān)控和強(qiáng)制披露力度，同時(shí)綜合多種激勵(lì)措施，大力發(fā)展清潔產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。以杭州市為例，政府基于“輿論引導(dǎo)-標(biāo)本兼治-政府督促”的管理體系，綜合多種措施促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)清潔升級(jí)。一方面，實(shí)施一系列稅收優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼等激勵(lì)措施，鼓勵(lì)高新技術(shù)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)等新型清潔型產(chǎn)業(yè)發(fā)展；另一方面，通過設(shè)定高污染燃料禁燃區(qū)，提高污染排放標(biāo)準(zhǔn)，淘汰落后產(chǎn)能，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)清潔化。對(duì)企業(yè)而言，環(huán)境信息披露會(huì)產(chǎn)生較強(qiáng)的“警示效應(yīng)”，在面臨政策沖擊時(shí)，向清潔生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變是企業(yè)最為有效的路徑選擇［20］。產(chǎn)業(yè)清潔的本質(zhì)是高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)被低污染、低能耗產(chǎn)業(yè)取代的過程，這一轉(zhuǎn)變顯然有利于能源效率的提升。

（2）綠色技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。當(dāng)區(qū)域內(nèi)環(huán)境信息披露政策有效執(zhí)行時(shí)，企業(yè)、政府和公眾之間的信息不對(duì)稱有所緩解，政府能夠?qū)Υ嬖谖廴疚锿蹬呕蛭催_(dá)標(biāo)排放等問題的企業(yè)進(jìn)行嚴(yán)厲懲罰，并倒逼企業(yè)開發(fā)綠色技術(shù)實(shí)現(xiàn)清潔生產(chǎn)。除此之外，企業(yè)為塑造良好口碑和社會(huì)形象，出于“聲譽(yù)效應(yīng)”考量也會(huì)主動(dòng)增加減排研發(fā)投入以提升清潔技術(shù)水平，減少環(huán)境污染物排放。而具有較高環(huán)保意識(shí)的社會(huì)公眾在了解企業(yè)真實(shí)排污情況之后，往往也會(huì)“用腳投票”，傾向于購買和使用環(huán)境友好型產(chǎn)品，助力產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。因此，環(huán)境信息公開促使區(qū)域內(nèi)研發(fā)水平和創(chuàng)新能力提升［21］，由此引致的綠色技術(shù)進(jìn)步會(huì)直接減少企業(yè)的生產(chǎn)能耗，提升能源利用效率［22］。另外，作為一種隱性環(huán)境規(guī)制措施，信息披露雖增加了企業(yè)治污成本，但綠色創(chuàng)新引致的“補(bǔ)償機(jī)制”可以緩解這一成本，可持續(xù)的推動(dòng)能源效率的提升［23］。

3 模型構(gòu)建、變量說明與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型構(gòu)建

該研究以公眾環(huán)境研究中心和自然資源保護(hù)協(xié)會(huì)聯(lián)合發(fā)布的污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用DID模型識(shí)別環(huán)境信息披露影響能源效率的政策凈效應(yīng)，基準(zhǔn)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(huán)境信息披露分組和時(shí)期虛擬變量；X為控制變量，包括勞動(dòng)力水平（labor）、外商直接投資（fdi）、財(cái)政分權(quán)（govern）、能源消費(fèi)量（econs）及排污權(quán)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(biāo)、產(chǎn)出指標(biāo)和跨期變量的選取是運(yùn)用DSBM方法獲取能源效率的關(guān)鍵。根據(jù)相關(guān)理論，選取的投入變量為：①勞動(dòng)力，用城市總就業(yè)人數(shù)表示；②能源消費(fèi)，運(yùn)用夜間燈光進(jìn)行模擬測算。產(chǎn)出變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值，用城市總產(chǎn)出表示。不變跨期變量：資本存量。目前，國內(nèi)統(tǒng)計(jì)部門尚未對(duì)資本存量數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此該研究基于可獲得的城市層面固定資產(chǎn)凈值數(shù)據(jù)，利用永續(xù)盤存法測算資本存量的代理指標(biāo)［24］。壞的跨期變量：CO2和PM2.5。政府部門尚未統(tǒng)計(jì)城市層面的CO2排放數(shù)據(jù)，PM2.5數(shù)據(jù)也是從2013 年才開始統(tǒng)計(jì)，存在歷史數(shù)據(jù)缺失問題。因此，該研究運(yùn)用夜間燈光數(shù)據(jù)，采用從上至下估計(jì)方法測算CO2排放量，運(yùn)用ArcGIS 軟件并結(jié)合行政區(qū)域矢量圖提取PM2.5數(shù)據(jù)［12］。綜上，基于獲取的各項(xiàng)指標(biāo)，采用DSBM方法進(jìn)行測算（因篇幅所限，能源效率的詳細(xì)測算過程備索）。

3.2.2 核心變量：環(huán)境信息披露（piti×post）

該研究的核心解釋變量為環(huán)境信息披露，即反映一個(gè)城市是否在污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）名單上的虛擬變量，由分組虛擬變量和時(shí)期虛擬變量的交乘項(xiàng)（piti×post）來表示。若一個(gè)城市在2008 年及其以后年份出現(xiàn)在PITI 名單上，則界定分組虛擬變量piti=1，反之piti=0；時(shí)期虛擬變量post值的設(shè)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(dòng)力水平（labor），為城市年末平均從業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)；外商直接投資（fdi），為各城市實(shí)際使用外資占GDP的比重；財(cái)政分權(quán)（govern），為城市層面政府財(cái)政收入與支出之比；能源消費(fèi)量（econs），為城市能源消費(fèi)總量占GDP之比；排污權(quán)交易制度（marketdt），即2007 年財(cái)政部批復(fù)的排污權(quán)交易試點(diǎn)制度，用虛擬變量表示。

3.2.4 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源及處理主要包含以下四部分：①公眾環(huán)境研究中心和自然資源保護(hù)協(xié)會(huì)聯(lián)合發(fā)布的污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）名單；②歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，主要包括地區(qū)GDP、實(shí)際利用外商直接投資、城市年末平均從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比等指標(biāo)，對(duì)于部分缺失值通過插值法、幾何平均法予以填補(bǔ)；③由于DSMP 夜間燈光數(shù)據(jù)只更新到2016 年，2017—2018 年的燈光數(shù)據(jù)用VIIRS 夜間燈光數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充；④《中國重要報(bào)紙全文數(shù)據(jù)庫》，手工整理全國486 種地方報(bào)紙的出版地來計(jì)算IV。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1為環(huán)境信息披露影響全要素能源效率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。以列（6）估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)，在加入控制變量和城市、時(shí)間固定效應(yīng)后，piti×post的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明環(huán)境信息披露政策的有效執(zhí)行可以顯著提升城市全要素能源效率。同時(shí)，采用事件研究法檢驗(yàn)處理組與對(duì)照組的共同趨勢，以確?；貧w結(jié)果的可信度。圖1的平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果中，Current表示政策實(shí)施當(dāng)期（即2008 年），Pre5—Pre1 表示政策實(shí)施前5—前1 年，Post1—Post7 為政策實(shí)施后1—后7 年。可以看出，在實(shí)施信息披露政策之前，處理組和對(duì)照組的能源效率并不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設(shè)，在政策實(shí)施之后，參數(shù)的系數(shù)值為正且在多期具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明信息披露對(duì)能源效率具有顯著正影響，且這一政策效應(yīng)具有明顯的滯后性。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(dòng)力水平、外商直接投資和財(cái)政分權(quán)三個(gè)可觀測變量，對(duì)處理組和對(duì)照組城市采用logit模型進(jìn)行半徑傾向得分匹配，設(shè)定0.000 1 的卡尺范圍，并對(duì)匹配后的樣本運(yùn)用基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行再估計(jì)，結(jié)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(shù)依然顯著為正。

4.2.2 動(dòng)態(tài)時(shí)間窗口

通過設(shè)定動(dòng)態(tài)時(shí)間窗口來識(shí)別環(huán)境信息披露對(duì)能源效率的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)，以2008 年為基準(zhǔn)，前后分別取2年、3 年、4 年和5 年作為時(shí)間窗口進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 列（3）—列（6）所示：piti×post的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，這表明調(diào)整政策前后的時(shí)間窗寬不會(huì)改變環(huán)境信息披露對(duì)能源效率的促進(jìn)作用。此外，該研究還進(jìn)一步基于替換指標(biāo)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(jié)果備索）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的可信度。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅰ：傾向得分匹配和動(dòng)態(tài)時(shí)間窗口

4.2.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)：工具變量法

雖然DID 模型能夠在一定程度上克服內(nèi)生性問題，但仍需要處理組滿足隨機(jī)選擇特征。某一城市是否進(jìn)行環(huán)境信息披露可能會(huì)受到政府政策、環(huán)境質(zhì)量等各種潛在因素影響，容易導(dǎo)致內(nèi)生性問題，從而影響基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。鑒于此，該研究將各城市報(bào)紙的種類數(shù)量（iv）作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)［25］。原因在于：①城市報(bào)紙是地方政府官員和各級(jí)領(lǐng)導(dǎo)了解本地發(fā)展?fàn)顩r的重要渠道，當(dāng)公開發(fā)行的報(bào)紙中提及環(huán)境保護(hù)、污染排放等議題頻數(shù)較多時(shí)，政策制定者會(huì)及時(shí)接收到民生環(huán)保訴求，進(jìn)行環(huán)境信息披露的概率更大，即滿足IV 相關(guān)性假設(shè)。②城市內(nèi)的報(bào)紙種類數(shù)量不會(huì)隨著能源效率的變動(dòng)而發(fā)生變化，從而滿足外生性假設(shè)。表3列（1）和列（3）為第一階段回歸結(jié)果，iv×post的估計(jì)系數(shù)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(guān)性假設(shè)。列（2）、列（4）為第二階段回歸結(jié)果，piti×post的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，且通過了不可識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)。這表明，在緩解可能存在的內(nèi)生性問題之后，環(huán)境信息披露依然有利于提升能源效率。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅱ：工具變量法

4.2.4 安慰劑檢驗(yàn)

通過隨機(jī)選擇政策開始年份進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。首先，從樣本區(qū)中隨機(jī)抽取一年作為政策實(shí)施時(shí)間，構(gòu)建“虛假”核心解釋變量piti×post，考慮到樣本選擇的隨機(jī)性，本部分重復(fù)進(jìn)行了1 000次基準(zhǔn)回歸模擬，結(jié)果如圖2（a）所示，圖中虛線表示各系數(shù)值對(duì)應(yīng)的核密度圖，散點(diǎn)圖表示不同估計(jì)系數(shù)對(duì)應(yīng)的p值?？梢钥闯?，估計(jì)系數(shù)均值在0 附近，且P值基本大于0.1；由表1 列（6）可知實(shí)際估計(jì)系數(shù)值為0.042，獨(dú)立于模擬估計(jì)系數(shù)分布之外。可見，環(huán)境信息披露對(duì)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(jì)偏誤，通過隨機(jī)抽取環(huán)境信息披露城市進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體地，從267個(gè)城市樣本中隨機(jī)抽取113個(gè)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(duì)照組，據(jù)此構(gòu)建“虛假”核心解釋變量fpiti×post，并重復(fù)1 000次基準(zhǔn)模擬，結(jié)果如圖2（b）所示，回歸系數(shù)均值接近0，且P值均大于0.1，而真實(shí)估計(jì)系數(shù)0.042在圖中顯然為小概率事件，再次驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

4.3 異質(zhì)性分析

前文提供了環(huán)境信息披露政策促進(jìn)能源效率提升的穩(wěn)健性證據(jù)，但這一促進(jìn)作用是否會(huì)因城市資源稟賦、城市功能和環(huán)境質(zhì)量差異而呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征呢？本部分將從是否為資源型城市、是否為老工業(yè)基地和是否為“兩控區(qū)”城市等幾個(gè)維度展開具體分析。

首先，依據(jù)2013 年國務(wù)院頒發(fā)的《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020 年）》，從267 個(gè)城市中篩選出109 個(gè)資源型城市和158 個(gè)非資源型城市，分為兩個(gè)子樣本考察環(huán)境信息披露對(duì)能源效率的影響是否因城市資源稟賦的差異而產(chǎn)生異質(zhì)性。表4 列（1）和列（2）結(jié)果顯示，非資源型城市能源效率提升的政策效應(yīng)更大，這可能是因?yàn)椋噍^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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和良好的創(chuàng)新基礎(chǔ)，并在信息披露政策的加持下，更有利于技術(shù)創(chuàng)新，從而更有效地提升能源效率。進(jìn)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(huán)境信息披露對(duì)成長型和成熟型城市能源效率的影響并不顯著，但對(duì)第三類資源型城市能源效率的影響顯著為正。這可能是因?yàn)?，處于衰退期或再生期的資源型城市，需要不斷提升技術(shù)水平以轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而環(huán)境信息披露政策的有效執(zhí)行會(huì)強(qiáng)化和推進(jìn)這一進(jìn)程。

表4 異質(zhì)性分析Ⅰ：是否為資源型城市

國家發(fā)改委在《全國老工業(yè)基地調(diào)整改造規(guī)劃（2013—2022 年）》中確定了涵蓋27 省的120 個(gè)老工業(yè)基地城市，本部分據(jù)此考察因城市功能定位不同而產(chǎn)生異質(zhì)性政策效應(yīng)。表5列（1）和列（2）所示，相較于老工業(yè)基地城市，環(huán)境信息披露對(duì)于非老工業(yè)基地城市能源效率的提升效應(yīng)更為顯著?？赡艿脑蚴?，老工業(yè)基地城市多呈現(xiàn)出高耗能高污染特征，并不利于區(qū)域內(nèi)能源效率的提升［3］，而非老工業(yè)基地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更為多元化和合理化，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力也較高。當(dāng)信息披露政策有效執(zhí)行時(shí)，對(duì)企業(yè)產(chǎn)生較強(qiáng)的“警示效應(yīng)”，倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，而這一效應(yīng)顯然對(duì)創(chuàng)新活力更強(qiáng)的非老工業(yè)基地更顯著。

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

表5 異質(zhì)性分析Ⅱ：是否老工業(yè)基地和兩控區(qū)

5 影響機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文理論分析可知，環(huán)境信息披露可以通過“清潔產(chǎn)業(yè)替代效應(yīng)”和“綠色技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”兩條渠道來提升能源效率。對(duì)此，該研究以第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重（ind）作為清潔產(chǎn)業(yè)替代升級(jí)的代理變量，以城市創(chuàng)新指數(shù)（tech）作為節(jié)能減排技術(shù)進(jìn)步的代理變量，對(duì)相關(guān)影響渠道進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表6列（1）顯示，piti×post的估計(jì)系數(shù)顯著為正，意味著環(huán)境信息披露制度的有效執(zhí)行有利于城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)清潔化轉(zhuǎn)型。列（2）結(jié)果顯示，ind的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)清潔化有利于能源效率提升。列（3）引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的中介變量后，piti×post系數(shù)值和顯著性均明顯下降，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是環(huán)境信息披露制度提升能源效率的有效渠道。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)：清潔產(chǎn)業(yè)替代和技術(shù)進(jìn)步

6 結(jié)論與建議

該研究首先厘清了環(huán)境信息披露影響能源效率的理論機(jī)制和傳導(dǎo)渠道；其次，運(yùn)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(jiān)管信息公開指數(shù)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用DID 模型對(duì)上述機(jī)制進(jìn)行多重檢驗(yàn)，結(jié)果表明：環(huán)境信息披露有利于提升城市全要素能源效率；這一結(jié)論在進(jìn)行傾向得分匹配、動(dòng)態(tài)窗口調(diào)整、內(nèi)生性檢驗(yàn)及安慰劑檢驗(yàn)等多重情景下依然穩(wěn)??；異質(zhì)性分析表明，環(huán)境信息披露對(duì)非資源型城市和衰退及再生資源型城市、非老工業(yè)基地城市、二氧化硫控制區(qū)城市能源效率的提升作用更為顯著；環(huán)境信息披露引致的清潔產(chǎn)業(yè)替代和綠色技術(shù)進(jìn)步是提升城市能源效率的重要傳導(dǎo)渠道。

上述研究結(jié)論對(duì)中國發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)具有重要的政策啟示：第一，構(gòu)建環(huán)境污染治理大數(shù)據(jù)平臺(tái)，利用云計(jì)算對(duì)污染排放進(jìn)行實(shí)時(shí)“狀態(tài)”監(jiān)測和精準(zhǔn)治理。第二，以高質(zhì)量發(fā)展為有力抓手，促進(jìn)綠色環(huán)保技術(shù)進(jìn)步，持續(xù)推進(jìn)清潔產(chǎn)業(yè)化和產(chǎn)業(yè)清潔化發(fā)展。第三，構(gòu)建兼具命令控制型、市場激勵(lì)型等顯性環(huán)境規(guī)制政策與信息披露等隱性環(huán)境規(guī)制政策相耦合的環(huán)境治理體系，為發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)提供重要制度保障。