环境信息披露能提升全要素能源效率吗？——来自城市污染源监管信息公开的准自然实验

闫志俊，张兵兵，胡榴榴

（1. 南京师范大学商学院，江苏南京 210046；2. 南京农业大学经济管理学院，江苏南京， 210095）

过去中国环境污染治理模式主要以政府单核主导，通过命令控制型政策工具对污染排放主体进行严格约束。但囿于中国行政集权、财政分权的制度现状以及缺乏有效监督与制约，地方政府在“GDP 锦标赛”中以放松环境规制为代价发展经济［1］，导致中国环境污染治理效果不甚理想。2019 年，中国CO2排放量在全世界占比高达28.8%，为全球最大碳排放国［2］。面对日益严峻的生态环境问题，中国政府开始尝试强化环境信息披露力度，充分发挥公众主体监督效力以提升环境污染综合治理能力。而环境信息披露作为多元主体协同推进环境污染综合治理的重要手段，如何有效评价其节能减排绩效，对于中国完善绿色低碳经济的制度体系至关重要。能源效率是反映节能减排绩效的关键指标，提升能源效率是促进经济高质量发展的关键手段［3］。因此，该研究旨在厘清环境信息披露影响能源效率的内在机理，为科学评价环境信息披露的政策效应以及环境分权制度下新型环境治理体系重塑提供政策启示。

1 文献综述

环境信息披露作为政府、企业与公众等多元主体协同推进环境治理的重要举措，是一种新型生态治理模式。现有关研究多从微观视角切入考察其对企业财务绩效［4］、企业出口［5］及企业出口DVAR［6］等经济绩效的影响。就环境绩效而言，信息披露可以提升企业绿色技术创新能力［7］，显著降低工业污染物排放水平［8］和地区PM2.5浓度［9］，从而改善环境质量［10］。

有关能源效率的测算文献，从最初的单要素能源效率拓展至多要素能源效率，综合考虑了劳动力、资本等多种要素的相互作用，并将生产排放的污染物纳入模型，区分期望产出与非期望产出，运用DEA方法进行测算［11-13］。但DEA模型的局限性在于假设投入与产出同比例变动，且其窗口宽度的选择存在一定的随意性。就其影响因素而言，产业集聚和金融集聚均有利于改善能源效率［14-15］，产业结构转型亦可以促进“减排增效”［16］，而环境规制、城市多中心空间结构与能源效率存在非线性的倒U型关系［17-18］。

通过文献梳理可知，现有相关研究存在以下拓展空间：第一，鲜有研究将环境信息披露和能源效率相结合，尝试厘清二者内在的影响机制；第二，能源效率的测算多采用静态DEA 方法，较少有研究运用DSBM 模型测算长样本区间的城市全要素能源效率。因此，该研究以IPE和NRDC 联合发布的污染源监管信息公开指数（PITI）为准自然实验，运用DID 方法实证检验环境信息披露影响能源效率的政策净效应，并据此提出改善环境综合治理水平，提高能源利用效率，实现节能减排目标的政策建议。

2 环境信息披露与全要素能源效率：理论机制

2.1 产品市场

假设经济体中存在两个部门：污染部门x和清洁部门y，其对应的产出为qx和qy，劳动L、能源E为生产要素投入，φ为企业TFP，两部门劳动力和能源投入总量分别为L*和E*。假设规模报酬递减，此时两部门的生产函数分别为：βE∈(0，1)。其中，αL（βL）、αE(βE)为要素产出弹性。

污染部门在生产过程中会产生一定的污染排放量e，将其纳入企业生产函数可得。其中，ε为污染的产出弹性，ε（0＜ε＜1）越小，意味着节能减排技术水平越高。通过求解利润最大化问题，可得污染部门投入要素的需求函数以及污染排放函数（因篇幅所限，清洁部门的相关公式推导备索）：

其中：px为产品价格；w和pE是劳动力与能源要素价格；T为排放污染物需缴纳的排污税额。环境信息披露政策（info）的有效执行可以缓解企业与政府之间的信息不对称问题，政府更容易了解企业的真实排污情况，基于声誉效应会增强排污税征收以促使企业清洁化转型，因此T会上升，即∂T/∂info＞0。将式（1）—式（3）双边取对数，然后对时间t求导可知，要素需求的变化率与要素价格的变化率相关：

2.2 要素市场

式（9）—式（11）表明劳动力和能源要素在污染部门的资源配置与要素产出弹性αL和αE、节能减排技术进步ε以及当前的产业结构θx和γx有关。将式（9）—式（11）分别对求导可知：

2.3 传导渠道分析

由上述理论推导可知，环境信息披露的减排效应与产业结构和节能技术有关，通过信息公开提升公众监督力度、政府环境治理水平和企业自觉意识，进而促进产业间生产要素的优化配置和减排技术创新，提高能源利用效率。因此，该研究将信息披露引致的环境效应分解为“清洁产业替代效应”和“绿色技术进步效应”。

（1）清洁产业替代效应。当前，中国生态文明建设已进入提供更多优质生态产品以满足人民日益增长的生态环境需求的攻坚期［19］。在此背景下，政府部门在制定政策时通常会强化对污染密集型行业的环境监控和强制披露力度，同时综合多种激励措施，大力发展清洁产业，实现产业绿色转型。以杭州市为例，政府基于“舆论引导-标本兼治-政府督促”的管理体系，综合多种措施促进产业结构清洁升级。一方面，实施一系列税收优惠、财政补贴等激励措施，鼓励高新技术和数字经济等新型清洁型产业发展；另一方面，通过设定高污染燃料禁燃区，提高污染排放标准，淘汰落后产能，实现产业清洁化。对企业而言，环境信息披露会产生较强的“警示效应”，在面临政策冲击时，向清洁生产方式转变是企业最为有效的路径选择［20］。产业清洁的本质是高污染、高能耗产业被低污染、低能耗产业取代的过程，这一转变显然有利于能源效率的提升。

（2）绿色技术进步效应。当区域内环境信息披露政策有效执行时，企业、政府和公众之间的信息不对称有所缓解，政府能够对存在污染物偷排或未达标排放等问题的企业进行严厉惩罚，并倒逼企业开发绿色技术实现清洁生产。除此之外，企业为塑造良好口碑和社会形象，出于“声誉效应”考量也会主动增加减排研发投入以提升清洁技术水平，减少环境污染物排放。而具有较高环保意识的社会公众在了解企业真实排污情况之后，往往也会“用脚投票”，倾向于购买和使用环境友好型产品，助力产业绿色转型。因此，环境信息公开促使区域内研发水平和创新能力提升［21］，由此引致的绿色技术进步会直接减少企业的生产能耗，提升能源利用效率［22］。另外，作为一种隐性环境规制措施，信息披露虽增加了企业治污成本，但绿色创新引致的“补偿机制”可以缓解这一成本，可持续的推动能源效率的提升［23］。

3 模型构建、变量说明与数据来源

3.1 模型构建

该研究以公众环境研究中心和自然资源保护协会联合发布的污染源监管信息公开指数为准自然实验，运用DID模型识别环境信息披露影响能源效率的政策净效应，基准模型如下：effit=β0+β1pitii×postt+βXit+αi+αt+εit。其中，i、t分别表示城市和年份，eff为能源效率，piti和post分别表示环境信息披露分组和时期虚拟变量；X为控制变量，包括劳动力水平（labor）、外商直接投资（fdi）、财政分权（govern）、能源消费量（econs）及排污权交易制度（marketdt）。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量：城市能源效率（eff）

投入指标、产出指标和跨期变量的选取是运用DSBM方法获取能源效率的关键。根据相关理论，选取的投入变量为：①劳动力，用城市总就业人数表示；②能源消费，运用夜间灯光进行模拟测算。产出变量：国内生产总值，用城市总产出表示。不变跨期变量：资本存量。目前，国内统计部门尚未对资本存量数据进行统计，因此该研究基于可获得的城市层面固定资产净值数据，利用永续盘存法测算资本存量的代理指标［24］。坏的跨期变量：CO2和PM2.5。政府部门尚未统计城市层面的CO2排放数据，PM2.5数据也是从2013 年才开始统计，存在历史数据缺失问题。因此，该研究运用夜间灯光数据，采用从上至下估计方法测算CO2排放量，运用ArcGIS 软件并结合行政区域矢量图提取PM2.5数据［12］。综上，基于获取的各项指标，采用DSBM方法进行测算（因篇幅所限，能源效率的详细测算过程备索）。

3.2.2 核心变量：环境信息披露（piti×post）

该研究的核心解释变量为环境信息披露，即反映一个城市是否在污染源监管信息公开指数（PITI）名单上的虚拟变量，由分组虚拟变量和时期虚拟变量的交乘项（piti×post）来表示。若一个城市在2008 年及其以后年份出现在PITI 名单上，则界定分组虚拟变量piti=1，反之piti=0；时期虚拟变量post值的设定为2008 年及其以后为1，2008年以前为0。

3.2.3 控制变量

劳动力水平（labor），为城市年末平均从业人数取对数；外商直接投资（fdi），为各城市实际使用外资占GDP的比重；财政分权（govern），为城市层面政府财政收入与支出之比；能源消费量（econs），为城市能源消费总量占GDP之比；排污权交易制度（marketdt），即2007 年财政部批复的排污权交易试点制度，用虚拟变量表示。

3.2.4 数据来源

数据来源及处理主要包含以下四部分：①公众环境研究中心和自然资源保护协会联合发布的污染源监管信息公开指数（PITI）名单；②历年《中国城市统计年鉴》，主要包括地区GDP、实际利用外商直接投资、城市年末平均从业人数、固定资产投资、第三产业增加值占比等指标，对于部分缺失值通过插值法、几何平均法予以填补；③由于DSMP 夜间灯光数据只更新到2016 年，2017—2018 年的灯光数据用VIIRS 夜间灯光数据进行补充；④《中国重要报纸全文数据库》，手工整理全国486 种地方报纸的出版地来计算IV。

4 实证结果与分析

4.1 基准回归结果

表1为环境信息披露影响全要素能源效率的基准回归结果。以列（6）估计结果为准，在加入控制变量和城市、时间固定效应后，piti×post的估计系数显著为正，说明环境信息披露政策的有效执行可以显著提升城市全要素能源效率。同时，采用事件研究法检验处理组与对照组的共同趋势，以确保回归结果的可信度。图1的平行趋势检验结果中，Current表示政策实施当期（即2008 年），Pre5—Pre1 表示政策实施前5—前1 年，Post1—Post7 为政策实施后1—后7 年。可以看出，在实施信息披露政策之前，处理组和对照组的能源效率并不存在显著差异，满足平行趋势假设，在政策实施之后，参数的系数值为正且在多期具有统计显著性，表明信息披露对能源效率具有显著正影响，且这一政策效应具有明显的滞后性。

图1 平行趋势检验

表1 基准回归结果

4.2 稳健性检验

4.2.1 倾向得分匹配

为解决DID 模型可能存在的样本选择偏差，选择城市劳动力水平、外商直接投资和财政分权三个可观测变量，对处理组和对照组城市采用logit模型进行半径倾向得分匹配，设定0.000 1 的卡尺范围，并对匹配后的样本运用基准回归模型进行再估计，结果如表2列（1）—列（2）所示，在消除可能样本选择偏差后，piti×post的系数依然显著为正。

4.2.2 动态时间窗口

通过设定动态时间窗口来识别环境信息披露对能源效率的动态影响效应，以2008 年为基准，前后分别取2年、3 年、4 年和5 年作为时间窗口进行动态效应检验，结果如表2 列（3）—列（6）所示：piti×post的估计系数均显著为正，这表明调整政策前后的时间窗宽不会改变环境信息披露对能源效率的促进作用。此外，该研究还进一步基于替换指标测算方法、剔除极端值以及排除政策干扰等视角（具体的处理方式和回归结果备索）进行稳健性检验，确保基准回归结果的可信度。

表2 稳健性检验Ⅰ：倾向得分匹配和动态时间窗口

4.2.3 内生性检验：工具变量法

虽然DID 模型能够在一定程度上克服内生性问题，但仍需要处理组满足随机选择特征。某一城市是否进行环境信息披露可能会受到政府政策、环境质量等各种潜在因素影响，容易导致内生性问题，从而影响基准回归的稳健性。鉴于此，该研究将各城市报纸的种类数量（iv）作为工具变量进行检验［25］。原因在于：①城市报纸是地方政府官员和各级领导了解本地发展状况的重要渠道，当公开发行的报纸中提及环境保护、污染排放等议题频数较多时，政策制定者会及时接收到民生环保诉求，进行环境信息披露的概率更大，即满足IV 相关性假设。②城市内的报纸种类数量不会随着能源效率的变动而发生变化，从而满足外生性假设。表3列（1）和列（3）为第一阶段回归结果，iv×post的估计系数均显著为正，且F值分别为88.18 和40.30，满足工具变量的相关性假设。列（2）、列（4）为第二阶段回归结果，piti×post的估计系数均显著为正，且通过了不可识别检验和弱工具变量检验。这表明，在缓解可能存在的内生性问题之后，环境信息披露依然有利于提升能源效率。

表3 稳健性检验Ⅱ：工具变量法

4.2.4 安慰剂检验

通过随机选择政策开始年份进行安慰剂检验。首先，从样本区中随机抽取一年作为政策实施时间，构建“虚假”核心解释变量piti×post，考虑到样本选择的随机性，本部分重复进行了1 000次基准回归模拟，结果如图2（a）所示，图中虚线表示各系数值对应的核密度图，散点图表示不同估计系数对应的p值。可以看出，估计系数均值在0 附近，且P值基本大于0.1；由表1 列（6）可知实际估计系数值为0.042，独立于模拟估计系数分布之外。可见，环境信息披露对能源效率的正向影响并未受到其他因素干扰。

为排除遗漏变量干扰造成估计偏误，通过随机抽取环境信息披露城市进行安慰剂检验。具体地，从267个城市样本中随机抽取113个作为信息披露城市，即“虚假”处理组，并将其余城市作为“虚假”对照组，据此构建“虚假”核心解释变量fpiti×post，并重复1 000次基准模拟，结果如图2（b）所示，回归系数均值接近0，且P值均大于0.1，而真实估计系数0.042在图中显然为小概率事件，再次验证了基准回归的稳健性。

图2 安慰剂检验

4.3 异质性分析

前文提供了环境信息披露政策促进能源效率提升的稳健性证据，但这一促进作用是否会因城市资源禀赋、城市功能和环境质量差异而呈现出异质性特征呢？本部分将从是否为资源型城市、是否为老工业基地和是否为“两控区”城市等几个维度展开具体分析。

首先，依据2013 年国务院颁发的《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020 年）》，从267 个城市中筛选出109 个资源型城市和158 个非资源型城市，分为两个子样本考察环境信息披露对能源效率的影响是否因城市资源禀赋的差异而产生异质性。表4 列（1）和列（2）结果显示，非资源型城市能源效率提升的政策效应更大，这可能是因为，相较于资源禀赋丰裕的城市，非资源型城市往往拥有更加完善的产业结构和良好的创新基础，并在信息披露政策的加持下，更有利于技术创新，从而更有效地提升能源效率。进一步地，将资源型城市划分为成长型、成熟型、衰退和再生型三类，表4 列（3）—列（5）所示，环境信息披露对成长型和成熟型城市能源效率的影响并不显著，但对第三类资源型城市能源效率的影响显著为正。这可能是因为，处于衰退期或再生期的资源型城市，需要不断提升技术水平以转变生产方式，实现产业转型升级，而环境信息披露政策的有效执行会强化和推进这一进程。

表4 异质性分析Ⅰ：是否为资源型城市

国家发改委在《全国老工业基地调整改造规划（2013—2022 年）》中确定了涵盖27 省的120 个老工业基地城市，本部分据此考察因城市功能定位不同而产生异质性政策效应。表5列（1）和列（2）所示，相较于老工业基地城市，环境信息披露对于非老工业基地城市能源效率的提升效应更为显著。可能的原因是，老工业基地城市多呈现出高耗能高污染特征，并不利于区域内能源效率的提升［3］，而非老工业基地的产业结构更为多元化和合理化，产业创新能力也较高。当信息披露政策有效执行时，对企业产生较强的“警示效应”，倒逼企业进行绿色技术创新，而这一效应显然对创新活力更强的非老工业基地更显著。

1998年国务院将酸雨或二氧化硫重度污染区界定为“两控区”，本部分以此划分标准考察了信息披露对能源效率的影响是否因城市的不同污染程度而产生异质性。表5列（3）和列（4）显示，环境信息披露对“两控区”城市能源效率的正向影响更显著。进一步将“两控区”划分为“酸雨控制区”和“二氧化硫控制区”两种类型，列（5）和列（6）显示，环境信息披露对“二氧化硫控制区”的能源效率提升效应更为显著。从国务院对“两控区”的界定来看，“酸雨控制区”多位于雨水较为充足的南部地区，而“二氧化硫控制区”多位于北方地区，纵观中国“南轻北重”的工业布局，南方多以资本、技术密集的轻工业企业为主，北方地区则以资源密集的重化工企业为主。相较于轻工业，重化工企业的能源消耗更大，污染物排放量也相对较多，环境信息披露引致的“声誉效应”对其能源效率提升作用更大。

表5 异质性分析Ⅱ：是否老工业基地和两控区

5 影响机制检验

根据前文理论分析可知，环境信息披露可以通过“清洁产业替代效应”和“绿色技术进步效应”两条渠道来提升能源效率。对此，该研究以第三产业增加值占GDP 比重（ind）作为清洁产业替代升级的代理变量，以城市创新指数（tech）作为节能减排技术进步的代理变量，对相关影响渠道进行实证检验。表6列（1）显示，piti×post的估计系数显著为正，意味着环境信息披露制度的有效执行有利于城市产业结构清洁化转型。列（2）结果显示，ind的估计系数显著为正，说明城市产业结构清洁化有利于能源效率提升。列（3）引入产业结构转型的中介变量后，piti×post系数值和显著性均明显下降，说明产业结构升级是环境信息披露制度提升能源效率的有效渠道。

表6 机制检验：清洁产业替代和技术进步

6 结论与建议

该研究首先厘清了环境信息披露影响能源效率的理论机制和传导渠道；其次，运用DSBM 方法测算了2000—2018 年中国城市层面的能源效率，并以污染源监管信息公开指数为准自然实验，运用DID 模型对上述机制进行多重检验，结果表明：环境信息披露有利于提升城市全要素能源效率；这一结论在进行倾向得分匹配、动态窗口调整、内生性检验及安慰剂检验等多重情景下依然稳健；异质性分析表明，环境信息披露对非资源型城市和衰退及再生资源型城市、非老工业基地城市、二氧化硫控制区城市能源效率的提升作用更为显著；环境信息披露引致的清洁产业替代和绿色技术进步是提升城市能源效率的重要传导渠道。

上述研究结论对中国发展绿色经济，促进生态文明建设具有重要的政策启示：第一，构建环境污染治理大数据平台，利用云计算对污染排放进行实时“状态”监测和精准治理。第二，以高质量发展为有力抓手，促进绿色环保技术进步，持续推进清洁产业化和产业清洁化发展。第三，构建兼具命令控制型、市场激励型等显性环境规制政策与信息披露等隐性环境规制政策相耦合的环境治理体系，为发展低碳经济提供重要制度保障。