环境信息公开对城市生态效率的影响及作用机制

谢云飞，黄和平

（江西财经大学 经济学院，江西 南昌 330013）

一、引言及文献综述

近年来，高速经济增长与工业化、城镇化的不断推进为社会带来了巨大的物质财富，与此同时，资源快速消耗、污染加剧以及生态失衡等问题也愈发突出。城市的主要污染来源于工业企业，长期以来，工业发展更多依托于高投入、高消耗、高污染的粗放型增长模式，进而导致生态效率偏低。如何在保持经济增长的同时，降低污染排放、提高城市生态效率是亟待解决的问题。城市经济与生态环境的协调发展，离不开政府的环境规制政策，然而，传统的命令型或市场型环境规制却常常导致“政府主动、企业被动、公众不动”的局面［1］，缺乏有效的公众参与和监督，治理效果往往并不理想。为此，党的十九大报告提出要构建“政府为主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的环境治理体系”。在此背景下，环境信息公开便成了公众参与环境治理的重要一环，其对城市环境以及生态效率的影响也成为社会关注的热点问题。基于此，本文以环境信息公开政策作为切入点，深入探讨以下几个问题：环境信息公开对城市生态效率有何影响？该影响是否因城市不同特征而存在差异？此外，环境信息公开通过哪些途径影响城市生态效率？其中的作用机理如何？厘清上述问题，有助于实现我国生态文明建设和可持续发展目标。

国内外学者关于生态效率的研究多集中在生态效率的测度、时空演变及影响因素分析。关于生态效率的测算方法主要有指标体系法［2］、能值分析法［3］、主成分分析和集对分析法［4］、因子分析法［5］、能值生态足迹法［6］、DEA 及其各种扩展方法［7-9］。围绕生态效率的时空演变，相关文献主要针对不同行业及不同区域进行分析，王宝义和张卫国（2016）利用SBM-Undesirable 扩展模型测算了我国农业生态效率，发现我国农业生态效率具有“减—增—减—增”的“W”型变化特征，但整体呈上升趋势［10］；黄和平等（2019）利用Super-SBM模型测算了我国30 个省份工业用地生态效率，并利用地理信息系统对其进行时空分析［11］；王兆峰和刘庆芳（2019）运用标准差椭圆以及重心模型描绘了长江经济带旅游生态效率的时空演变轨迹，发现其效率值呈动态上升趋势［12］；常新锋和管鑫（2020）采用随机前沿模型测算了长三角城市群生态效率，发现生态效率整体呈上升趋势，但还存在较大提升空间［13］。围绕生态效率的影响因素，国内外学者主要从下列两个角度展开研究：一是从经济活动角度，探讨不同经济因素对生态效率的影响。如外商直接投资［14］、产业结构［15］、金融发展［16］、城市规模［17］、贸易水平［18］、基础设施［19］、经济增长［20］等，但这类研究只是泛泛谈论了环境变化的内在原因，很难给出有针对性的对策建议。二是从制度约束角度，考察环境规制对生态效率的影响。多数学者基于正式的环境规制手段（命令控制型和市场激励型）进行分析，Sarker 和Burritt（2005）以1996—2002 年澳大利亚石油业为例，发现增加减排活动的投资，可以有效降低硫化物排放，进而提升工业生态效率［21］；任胜钢等（2016）利用我国省际面板数据研究发现，市场激励型环境规制对我国东、中部地区有显著促进作用，但对西部地区生态效率的影响却呈“倒U”型［22］。这类研究多从政府的角度出发，容易忽视公众参与环境治理的重要性。而环境信息公开则是将政府、企业以及公众串联起来的重要工具，但目前鲜有文献关注环境信息公开对我国生态环境治理的影响，导致我国环境治理体系缺乏完善的理论支撑。

早期有关环境信息公开的研究多集中在以下两个部分：一是通过理论分析阐释环境信息公开解决我国环境问题的重要性及其实践意义［23-24］；二是基于微观视角，考察环境绩效或企业绩效与环境信息披露之间的关联。陈璇和Lindkvist（2013）利用我国重污染行业上市公司数据实证检验发现，企业环境绩效对环境信息披露存在显著促进作用［25］。温素彬和周鎏鎏（2017）的研究显示，碳信息披露对企业财务绩效有正向促进作用，并且媒体在该过程中起到了显著的“倒U”型调节作用［26］。Ahmad 等（2019）利用我国制造业企业微观调查数据实证发现，严格的环境信息披露可以倒逼企业技术变革，进而提高企业绩效［27］。碍于数据的可获取性，鲜有文献从宏观层面研究环境信息公开对生态效率的影响。少数文献通过公众环境研究中心和美国自然资源保护协会发布的PITI 指数作为环境信息公开的代理变量，考察了环境信息公开与环境质量之间的关系［28］，或利用双重差分法对环境信息公开的减排效应进行考察［29］，但都没有进一步深入到对生态效率的研究，忽视了环境信息公开对经济环境以及资源的多重影响，同时也缺少对内生性问题及影响机制的探讨。

基于此，本文采用第三方机构公布的环境污染源信息公开指数（PITI），实证考察环境信息公开对我国120个信息公开试点城市生态效率的影响，并讨论其作用机制。与既有研究相比，本文的边际贡献主要有以下几点：第一，以环境信息公开为切入点，并考虑公众参与地方环境治理的重要作用，为相关研究提供有益补充；第二，大多有关环境信息公开与生态环境的研究都只关注环境污染这一个方面，本文采用生态效率这一指标，考察环境信息公开对经济、环境以及资源的综合影响；第三，区别于既有研究只考察环境信息公开对生态环境的直接影响，本研究还利用中介效应模型对其中的作用机制进行深入探讨。

二、理论分析及研究假设

长期以来，企业所遵循的环境治理方式都是以政府主导的“自上而下”型环境规制，即通常所说的命令控制型和市场交易型环境规制。不可否认，以上两种正式的环境规制手段均对环境质量改善起到重要作用［30-31］，但同时，也不能忽视这些正式的环境规制约束范围外的一些不规范行为［32］。这时，非正式环境规制就能对正式环境规制存在的缺陷进行较好地弥补，在一定程度上缓解信息不对称等问题［33］。非正式环境规制是指社会公众或非政府组织通过环境上访、投诉、与上级协商等方式解决环境污染问题的行为［34］。而环境信息公开是非正式环境规制的重要表现形式，同时也是影响产业结构、能源消费以及创新的重要因素［35-36］。据此，本文从产业结构效应、能源结构效应和技术创新效应三条渠道分析环境信息公开对城市生态效率的作用机制。环境信息公开对城市生态效率的作用机制如图1所示。

图1 环境信息公开对生态效率的作用机制

首先，从地方政府角度，环境信息公开政策为地方政府了解管辖区域内的污染状况提供了依据。政府可以直观了解到当地企业的排污信息，并针对排污状况对企业采取相应的环境规制手段，包括以制定相应的法律法规及行业进入标准为代表的命令型环境规制和以排污收费及排污权交易为代表的市场型环境规制等。其次，从社会公众角度，公开环境信息曝光了各地企业的污染排放信息，公众拥有了环境知情权。一方面，社会公众及非政府组织可以通过环境上访或电话举报等方式将自己了解到的关键信息提供给当地政府，然后由当地政府对被举报企业进行制裁，该过程能有效解决因信息不对称而导致的污染源遗漏等问题；另一方面，社会公众还起到了协助地方政府对污染企业进行监督的作用，极大地降低了政府的规制成本。最后，从企业自身来看，企业对生态环境的改善主要受内在驱动力和外在驱动力的双重影响。内在动力主要表现在两个方面：一方面，污染源信息曝光导致企业污染治理无法避免，企业为了获取长期利润，保证相对利益最大化，会尽快加大环保投入，降低环境非期望产出；另一方面，企业作为社会经济主体，往往抱有一定的社会责任感，企业在获得经济利益的同时还需兼顾环境质量，以满足消费者、投资者等各方利益主体的环境诉求［37］。而外在动力则主要来源于地方政府和社会公众。对于企业的污染行为，政府采取规制手段强行限制企业的非期望产出。此外，在新经济背景下，公众环保意识不断提高，其消费方式也在向绿色可持续消费方向转变［38］，公众绿色消费需求将带动企业对清洁能源的使用和对清洁技术的开发。综上所述，环境信息公开增加了企业各项污染数据的曝光率，企业出于自身长期发展和社会责任感的考虑，同时迫于地方政府和社会公众的双重压力，往往会通过提升产业结构效应、转变能源结构效应和提高技术创新效应三种方式来提高生态效率。

具体来看，产业结构效应是指环境信息公开增加了企业污染排放的曝光率，也增添了企业的生产成本。一方面，企业会选择以产业迁移的方式退出环境信息公开城市，降低城市污染排放；另一方面，环境信息公开会迫使地方政府淘汰导致环境污染的落后产能，积极发展高新技术产业和第三产业，地方政府还会在环境保护和经济增长的双重压力下加大对新兴产业及企业创新研发投入［39］，促使产业结构由高排放、高污染向低消耗、高产出转变。产业结构的转型升级不仅带来了更高的经济增长，同时也减少了资源消耗和污染排放，进一步带来城市生态效率的提升。能源结构效应是指企业为减少污染排放，会考虑降低传统化石能源的消费，而增加清洁能源的使用。通过能源消费结构的转变，城市的环境质量得到了极大改善，生态效率也一并提高。而技术创新效应指的是环境信息公开通过政府及社会公众两方的压力，迫使企业加大对环保技术的研发投入，优化企业生产过程，降低能源消耗和污染排放，同时维持企业自身的经营不受影响，城市生态效率得以提升。总之，环境信息公开通过地方政府及社会公众来影响企业行为，企业进一步通过产业结构效应、能源结构效应和技术创新效应影响城市生态效率。

基于以上分析，本文在此提出假设1、假设2。

假设1：以环境信息公开为代表的非正式环境规制能提高城市生态效率；

假设2：环境信息公开通过提升产业结构效应、转变能源结构效应和提高技术创新效应三条途径促进城市生态效率。

三、研究设计

（一）模型设定

1.基准回归模型

为检验环境信息公开对城市生态效率的影响，参考杨煜（2020）等［40］的做法，设定以下计量模型：

其中：EEit为被解释变量，表示城市生态效率；PITIit为环境信息公开指数；controlit为一系列控制变量，包括城市规模、地区贸易水平、基础设施、金融发展、经济发展水平等；εit为随机误差项。

2.中介效应模型

为进一步检验探讨环境信息公开对城市生态效率的影响机制，借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）、余东华和孙婷（2017）的研究［41-42］，在基准回归模型的基础上构建如下中介效应模型：

模型（2）和模型（3）中的控制变量与模型（1）保持一致，Mit为中介变量。若（1）式中的α1显著，则总效应存在，可进行下一步；若（2）式中的β1和（3）式中的γ2均显著，则说明中介效应显著；在以上两个条件均成立的情况下，若（3）式中的γ1不显著，则说明为完全中介，若γ1显著，则为部分中介。

（二）变量选取

1.被解释变量

参考韩燕和邓美玲（2020）以及陈明华等（2020）构建的城市生态效率评价体系［43-44］，指标体系主要包括三部分，分别为投入、期望产出和非期望产出。其中，投入指标包括劳动力投入、资本投入、土地投入和能源投入，分别用城市年末单位从业人员数、城市固定资产投资额、城市建设用地面积以及全社会用电量表示；期望产出指标用各市生产总值表示；非期望产出用城市工业废水排放量、工业废气排放量以及工业烟（粉）尘排放量来表示。同时，城市生产总值和固定资产投资均根据相应价格指数以2013年为基期进行平减。具体评价指标体系见表1所列。

表1 城市生态效率投入产出指标体系

进一步地采用Tone（2002）提出的Super-SBM模型对城市生态效率进行测算［45］。假定有n个决策单元DMU、m种投入要素、q种期望产出要素、w种非期望产出要素，用xik、yrk和btk分别表示三类要素的向量形式，si-、sr+和stb-分别表示三类要素的松弛变量，则在规模报酬可变（VRS）假设下，考虑非期望产出的Super-SBM 模型的线性规划表达式为：

其中，ρ即为城市生态效率（EE）。当ρ≥1 时，DMU相对有效；当ρ＜1时，DMU相对无效。

2.解释变量

环境信息公开程度采用IPE（公众环境研究中心）和NRDC（自然资源保护协会）共同发布的PITI指数来表示。该指数由污染源日常监管信息公示、污染源集中整治信息公示、清洁生产审核信息公示、企业环境行为整体评价信息公示、经调查核实的信访和投诉案件公示、环评文件受理和验收结果信息公示、排污收费相关信息公示以及依申请公开情况等多个评价项目构成，兼顾了政府作为监管方督促企业环境信息披露乃至政府与公众间的交流互动等多重元素，能较为科学地反映各个地区环境信息公开的实际情况。该指数从2008年开始公布，取值范围为0～100，之后在2013 年依据污染源信息全面公开的要求对之前所使用的PITI 标准进行了修订。为保证评价标准的统一性及数据统计口径的一致性，本文拟采用的数据范围为2013年至最新的2018年。

3.控制变量

本文设定的控制变量为：①城市规模（US），采用各市年末总人口表示；②地区贸易水平（FT），采用各市货运总量表示；③基础设施（INF），采用各市年末实有城市道路面积表示；④金融发展（FD），采用各市金融机构各项贷款余额与当地GDP 的比值表示；⑤经济发展水平（ED），采用各市人均GDP 表示。此外，后文在进行稳健性检验过程中，考虑可能存在遗漏变量问题，又加入了三个控制变量，分别是：⑥科研支出（SRS），采用各市地方财政一般预算内支出中的科学支出占比表示；⑦外商直接投资（FDI），采用各市当年实际使用外资额表示；⑧信息化水平（INL），采用各市固定电话、移动电话以及互联网年末用户数之和表示。

4.中介变量

后文在进行影响机制检验时，选取了三个中介变量，分别是：①产业结构（IS），采用各市第三产业增加值与当地GDP的比值；②能源结构（ES），用各市煤炭消耗量占能源消耗总量的比值表示；③技术创新（PAT），采用各市专利申请数表示。

各主要变量描述性统计见表2所列。

表2 变量描述性统计

（三）数据来源

考虑污染源监管信息公开指数（PITI）报告仅公布我国120个重点城市的PITI指数，并且从2013年开始对统计口径进行了调整，故本文以2013—2018 年我国120 个环境信息公开重点城市为研究对象。城市生态效率各投入产出变量及控制变量来源于《中国城市统计年鉴》，PITI指数来源于公众环境研究中心和自然资源保护协会发布的历年污染源监管信息公开指数（PITI）报告，能源消费量及煤炭消费量相关数据来源于《中国能源统计年鉴》，技术创新水平相关数据通过中华人民共和国国家知识产权局按城市分年手工搜集。

四、实证结果及分析

（一）环境信息公开对城市生态效率的影响

通过对模型（1）进行Hausman 检验，据此判断用固定效应还是随机效应对模型进行回归，进而考察环境信息公开对城市生态效率的影响。具体结果见表3所列。

表3 环境信息公开对城市生态效率的影响

表3列出了具体回归结果，其中（1）（2）列分别为固定效应和随机效应回归结果，且未加入控制变量；（3）（4）则为加入控制变量之后的回归结果。由于Hausman 检验P值为0，说明应使用固定效应。针对（3）列进行分析后发现，在控制了相应变量的情况下，环境信息公开能提高城市生态效率，并且在1%水平下显著，验证了假设1。即环境信息公开程度越高，政府和公众对企业各方面污染信息了解越全面，政府能更有针对性地对排污企业进行管制，公众也能更有效地对当地排污企业进行监督。工业企业的污染排放受到限制，进而有助于生态效率的提升。

从控制变量结果来看：①城市规模对城市生态效率的影响显著为负，主要原因在于城市规模的扩张带来人口的增多。一方面，人口的增多会引起更多的资源及能源的消耗；另一方面，人口过密又会给当地的环境容量造成负面影响。综合以上两方面因素，城市规模扩张可能导致城市生态效率降低。②对外贸易对城市生态效率的影响系数为正，说明加强对外开放有利于生态效率改善。一方面，对外贸易加快了各城市经济发展，期望产出得到提高；另一方面，发展外向型经济有助于学习境外先进的清洁生产技术，提高能源利用效率，降低非期望产出，由此提升城市生态效率。③城市基础设施对生态效率的影响在统计意义上为负，且影响系数较小。一定程度上表明，我国城市基础设施建设仍有待完善，与基础设施相关的资源配置效率仍有待提高。④金融发展对城市生态效率的影响在统计意义上为正，说明金融发展提高了当地企业融资效率，有助于加快产业转型升级，带动当地经济发展，同时减少污染排放，进而提高当地生态效率［46］。⑤经济发展对城市生态效率的影响显著为负，说明经济发展的同时会伴随诸多环境污染问题，通过牺牲环境来追逐经济增长的粗放型发展模式依然存在。

（二）稳健性检验

本文主要从以下四个方面进行稳健性检验：①改变测算方法。前文中的城市生态效率是在规模报酬可变（VRS）假设下进行测算的，这里改变假设条件，即在规模报酬不变（CRS）假设下对各市生态效率重新进行测算，然后再次对基准模型进行回归，回归结果见表4 第（1）列。②剔除差异性较大的样本。考虑北京、天津、上海和重庆4 个直辖市在工业结构以及城市功能定位上都与其他城市存在较大差距，故将这4 个城市剔除，对余下城市重新进行回归分析，回归结果见表4 第（2）列。③考虑遗漏变量。由于潜在的遗漏变量可能影响本文的估计结果，因此，在前文基准回归方程中继续引入科研支出、外商直接投资和信息化水平三个控制变量，增加控制变量之后的回归结果见表4 第（3）列。④内生性问题。首先，由于本研究所采用的PITI指数来源于社会调查，而调查数据又会受到个体众多主观心理因素的影响，可能带来变量数据测度不准的问题；其次，由于信息元素在经济活动中的内生性影响本就十分普遍，生态效率与环境信息公开之间的反向因果问题仍然可能存在。在此，借鉴胡宗义和李毅（2020）的研究［47］，一方面，互联网普及程度与公众获取企业排污信息密切相关，满足工具变量的相关性特征；另一方面，互联网普及率又不会因生态效率变化而发生明显改变，满足工具变量的排他性特征。故选取各地级市互联网普及率作为环境信息公开的工具变量，然后再采用2SLS重新进行验证。

表4 稳健性检验

从表4 可以看出，对被解释变量重新进行测算、剔除直辖市、增加控制变量以及考虑内生性进行工具变量回归以后的结果均显示，环境信息公开对城市生态效率的影响依旧显著为正，显著性水平与基准回归结果一样，保持在1%。且工具变量回归中，LM统计量为61.86，对应P值为0；F统计量为67.01，远大于Stock-Yogo 检验10%水平下的临界值。表明不存在识别不足和弱工具变量问题，即工具变量选取是合理的。综上所述，环境信息公开对城市生态效率存在显著促进作用，该结果具备较强的稳健性，再次验证了假设1。

（三）异质性分析

尽管前文回归结果已经检测了环境信息公开能显著提高城市生态效率，但是该作用是否会因城市特征的不同而存在差异呢？对该问题的探讨有助于相关部门在制定环境规制政策时避免“一刀切”，能“因城施策”对城市生态环境进行精准治理。为此，本文将从城市区位和城市资源禀赋这两个方面进行异质性分析，结果见表5所列。

表5 异质性分析

1.城市区位异质性

按照《中国海洋统计年鉴》对沿海及内陆城市的划分标准，将样本内城市划分成30 个沿海城市和90 个内陆城市。从表5 中（1）（2）列的回归结果可以看出，环境信息公开对沿海城市生态效率的影响为0.303，对内陆城市生态效率的影响为0.1481，即环境信息公开对沿海城市生态效率的促进作用更明显。主要原因有以下两方面：一方面，沿海城市经济发展水平总体高于内陆城市，部分内陆城市政府官员迫于晋升压力，为达到经济增长目标而忽视生态环境质量，进而导致内陆地区环境管制宽松的局面，环境信息公开的效果无法充分发挥；另一方面，近年来，沿海发达地区产业正不断向内陆转移，内陆城市在获得产业发展的同时，也吸纳了来自这些转移产业的高污染排放［48］，这在一定程度上削减了环境信息公开的减排效应，进而也影响了城市生态效率的提高。

2.城市资源禀赋异质性

参考2013 年12 月3 日国务院印发的《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020 年）》，根据各城市的资源禀赋，将本文选取的120个试点城市划分为37个资源型和83个非资源型城市。

从表5中（3）（4）列的回归结果可以看出，环境信息公开对非资源型城市生态效率的影响高于资源型城市。可能的原因在于：相较于非资源型城市，资源型城市产业结构更加单一，资源依赖性强，且以高污染产业为主，通过环境信息公开对企业进行污染减排的效果相对有限。

（四）作用机制分析

按照前文的理论分析，环境信息公开主要通过产业结构效应、能源结构效应和技术创新效应三条路径来影响城市生态效率。据此，本文利用中介效应模型对该作用机制进行检验。其中，产业结构效应所对应的中介变量用各市第三产业增加值与当地GDP 的比值来表示；能源结构所对应的中介变量用各市煤炭消耗量占能源消耗总量的比值表示；创新效应所对应的中介变量为技术创新水平，选取当地专利申请数来表示。需要指出的是，由于数据获取的限制，在《中国能源统计年鉴》中只能获取省级层面的煤炭消费量及能源消费总量，为此，本文仿照戴魁早（2018）对省级出口技术复杂度的测算方法［49］，首先利用省级指标算出各省级单位产值煤炭消费量及能源消费总量，然后再根据各市的总产值算出各市煤炭消费量及能源消费总量的近似值。环境信息公开影响城市生态效率的产业结构效应、能源结构效应和技术创新效应的检验结果见表6所列。

表6 作用机制分析

续表6

具体来看，表6 第（1）列表明环境信息公开对产业结构的影响显著为正，而在第（2）列中，产业结构对城市生态效率的影响显著为正，表明中介效应显著。同时，第（2）列中环境信息公开的影响系数显著，这说明环境信息公开通过加快产业结构转型升级进而提高城市生态效率的作用机制成立，且为部分中介效应。通过进一步计算可得，产业结构的中介效应约为16.41%。表6 第（3）列表明环境信息公开显著降低了煤炭消费量占总能源消费量的比重，第（4）列中，环境信息公开与能源结构的影响系数均显著，表明环境信息公开通过转变能源消费结构进而促进城市生态效率的作用机制成立，且为部分中介效应。通过进一步计算可得，能源结构的中介效应约占总效应的3.69%。表6第（5）列表明环境信息公开显著提高城市技术创新水平，第（6）列中，环境信息公开与技术创新的系数均显著，同样表明环境信息公开通过提高技术创新水平进而提高城市生态效率的作用机制成立，且为部分中介效应。通过进一步计算可得，技术创新的中介效应约占总效应的24.76%。至此，假设2得以验证。

五、结论与建议

为改善生态环境质量，提高生态效率，需要构建政府、企业以及公众共同参与的现代化治理体系，而全员共同参与的前提是拥有环境知情权，于是环境信息公开便成为现代化环境治理的重要手段。研究环境信息公开对城市生态效率的影响及其作用机制，既是进行生态文明建设的重要探索，也是提升城市生态效率的关键。本文首先从理论上梳理了环境信息公开对城市生态效率的影响，并进一步从产业结构效应、能源结构效应和技术创新效应三个方面阐述了其作用机制。随后以2013—2018 年我国120 个重点城市面板数据为研究样本，通过实证分析验证了上述理论假设，最终得到以下主要结论：①表3（3）列基准回归结果显示，环境信息公开对城市生态效率的影响显著为正，具体的影响系数为0.158 1。并且在通过改变测算方法、剔除差异性较大的样本、考虑遗漏变量以及考虑内生性问题的稳健性检验之后，该影响依旧显著，表4（1）—（4）列稳健性检验结果显示，影响系数在0.103 2～0.199 3 之间变动。②通过异质性研究发现，环境信息公开对城市生态效率的影响在城市区位、城市资源禀赋以及城市人力资本水平上均存在差异。具体而言，相较于内陆城市、资源型城市以及低人力资本城市，环境信息公开更有利于沿海城市、非资源型城市以及高人力资本城市生态效率的提升。③通过作用机制分析发现，环境信息公开主要通过加快产业结构转型、转变能源消费结构以及提高技术创新水平三条途径影响城市生态效率，且产业结构效应、能源结构效应和技术创新效应在此过程中均起到部分中介作用，进一步计算可得三者中介效应大小分别为16.41%、3.69%和24.76%。

基于以上结论，为进一步完善环境信息公开制度，构建现代化治理体系，本文提出以下政策建议：

一是进一步扩大环境信息公开范围，缩小区域环境信息公开程度差距。通过本文的实证可以发现，环境信息公开是有利于城市污染状况改善并提高生态效率的。而环境信息公开目前覆盖的城市仅有120个，因此，适当扩大试点范围，有助于整体生态效率的提升。从内陆城市与沿海城市的对比可以看出，内陆城市环境信息公开的试行效果不如沿海城市，内陆城市在加强环境信息公开力度的同时，要学习沿海城市的成功经验，缩小区域环境信息公开程度差距。

二是构建多元化环境治理体系，形成“政府—企业—公众”间的良性互动。首先，政府应加强政务信息公开，以便于社会公众对环境政策的获取和解读，进而提高社会公众以及非政府组织参与环境治理的效率；其次，充分利用互联网等大数据平台，提供网络环境治理服务，同时，举办线下听证会，兼顾线上线下公众环境诉求，拓宽公众参与环境治理渠道，提高公众参与环境治理积极性；最后，企业应当严格按照环境信息公开办法，公开相关信息，在政府及公众的双重压力下主动进行减排。

三是加快产业及能源消费结构转变，并加大城市创新投入。通过作用机制分析发现，产业结构升级、转变能源消费结构以及推动技术创新是提高城市生态效率的主要渠道。因此，地方政府在制定产业政策时，需全力推进产业结构优化升级，加快第三产业建设，积极开发新能源技术及绿色排放技术，加大企业研发投入力度，提高自主创新能力。形成产业结构调整、能源结构转变和技术创新的三重驱动环境治理手段。