環境信息披露與外資企業技術進步

黃新飛 舒 行 彭 杰

一 引 言

2001年中國加入WTO后，深度融入全球生產網絡，國際貿易和外商直接投資顯著增加，促進了我國經濟迅猛發展。但是這種以“兩頭在外，大進大出”為特點的發展方式也致使我國資源和環境約束日益趨緊，資源環境承載能力達到瓶頸，嚴重阻礙了我國經濟的高質量可持續發展。隨著世界經濟格局的日益復雜化和我國經濟發展進入新常態階段，外資利用的導向也從傳統的“以市場換技術”粗放型模式轉換為以“高質量引進來”為主的新發展格局。黨的十八屆五中全會提出的“創新、協調、綠色、開放、共享”新發展理念，把“創新發展”“綠色發展”和“開放發展”放在了前所未有的高度，如何構建以創新發展為驅動力、綠色發展為底色、開放發展促聯動的現代化經濟發展體系對于實現中國式現代化至關重要。

長期以來，我國環境治理工具以強制性的命令控制型規制和基于市場的激勵型規制為主。傳統環境治理工具對我國污染減排和環境質量改善產生了顯著作用，但其執行成本高、監督管理難等不足也促使人們開始關注并尋求公眾參與的環境治理方式。黨的十九大報告提出“提高污染排放標準，強化排污者責任，健全環保信用評價、信息強制性披露、嚴懲重罰等制度。構建政府為主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的環境治理體系”以來，環境信息披露已成為傳統環境規制的重要補充。環境信息披露通過提高公眾對環境信息的可獲得性，給予地方政府和污染企業無形的壓力，迫使他們減少環境污染，從而改善環境質量。以往大量研究從企業全要素生產率、創新、出口貿易量等角度對環境治理的成本和收益進行分析，但多基于傳統環境規制工具(朱平芳等，2011[1]；李小平等，2012[2]；齊紹洲等，2018[3])。環境信息披露作為我國新式環境治理工具，相關研究多分析其污染減排效應的實現，鮮有研究聚焦于對企業技術提升層面的影響。

隨著我國經濟發展水平的不斷提高，我國引入外資的目標不再局限于追求外資數量，而更加注重外資結構和質量，優化外商投資結構、支持外商投資創新發展、加快外商投資綠色低碳升級成為我國提高利用外資質量的重要手段(1)詳見2022年10月國家發改委等六部門聯合印發的《關于以制造業為重點促進外資擴增量穩存量提質量的若干政策措施》?！，F有環境政策對外資企業的影響研究多局限于檢驗“污染避難所”假說，即嚴格的環境規制是否會導致外資數量的流失(Cai et al.，2016[4]；史貝貝等，2019[5])，忽略了環境政策對外資質量可能帶來的影響。環境信息披露在實現環境治理的同時是否會制約跨國企業在華投資發展，導致企業技術水平的衰退和競爭力下降？還是能夠成為外資企業轉型的催化劑，刺激企業主動尋求創新路徑、實現高質量發展？對以上問題的分析對我國在推進環境保護的同時更好地利用外資具有現實必要性。

基于此，本文利用《環境空氣質量標準(2012)》的實施作為外生沖擊，采用雙重差分法研究環境信息披露對我國外資企業技術進步的影響，發現環境信息披露提升了外資企業的成本，倒逼外資企業進行技術創新，但會對重污染行業和創新能力低的外資企業全要素生產率產生負面的沖擊。本文的邊際貢獻在于：(1)從環境信息披露這一視角研究環境規制對外資企業技術進步的影響，為現有環境政策和對外開放理論之間的研究提供更多微觀基礎。(2)區別于以往研究僅關注環境政策對外資流入數量的影響，本文從技術進步的角度探討環境政策對提高利用外資質量的作用，以更準確地估計環境政策對我國利用外資的影響。(3)將外資企業創新動機和全要生產率納入同一框架進行研究，分析環境信息披露對兩者產生不同影響的原因并提出對策建議。

二 政策背景和理論分析

(一)《環境空氣質量標準(2012)》的實施背景與內容

21世紀開始，霧霾天氣在我國各地頻繁發生，尤其在京津翼、長三角和中部地區的秋冬季節集中爆發，政府平臺顯示的空氣質量等級與民眾肉體感知極不相符，空氣質量監測的種類和標準已嚴重滯后。PM2.5(2)PM2.5是指大氣中直徑小于等于2.5微米的顆粒物。與較粗的大氣顆粒物相比，PM2.5粒徑小，面積大，活性強，易附帶重金屬、微生物等有毒有害物質，能夠通過呼吸道到達人的肺部，直接進入肺泡并沉淀，長時間接觸對人體健康和大氣環境質量都有嚴重的危害。被認為是造成霧霾天氣的“元兇”，在中國很多地區占到了整個懸浮顆粒物重量的一半以上。而此前中國并未將PM2.5納入空氣質量評價體系，僅對PM10(3)大氣中直徑小于等于10微米的顆粒物。進行監測。

2012年2月中國生態環境部出臺《環境空氣質量標準》(GB3095-2012)，要求國內所有地級市設立空氣監測站并分批次披露當地空氣質量數據。政策要求將PM2.5納入強制性監測指標，并給出監測和公開PM2.5數據時間表：第一步，在京津冀、長三角、珠三角等重點區域以及直轄市、省會城市率先開展包括新增指標在內的空氣質量監測工作，于2012年12月月底前公開污染數據。第二步，在包括國家環境保護重點城市和模范城市在內的116個城市開展相應環境監測工作，并于2013年10月月底前實現數據公開。第三步，在2014年11月前，實現所有地級市的新指標監測與發布。三個時間點要求實施數據公開的城市數量分別為72、116和177個(4)詳見《空氣質量新標準第一階段監測實施方案》(環辦[2012]81號)、《空氣質量新標準第二階段監測實施方案》(環辦[2013]30號)、《空氣質量新標準第三階段監測實施方案》(環發[2014]62號)。。一旦PM2.5形成常規監測能力后，所有城市都要實時發布每個監測點、每小時的數據，接受公眾監督。2012年，“PM2.5”被寫入全國兩會工作報告，開啟了我國空氣污染治理的歷史新進程。隨著互聯網的普及，污染事件報道的透明度和傳播度大大增加，公眾的環境保護意識也隨之提升，這為本文研究環境信息披露與外資企業技術進步間的關系提供了一個理想的視角。

(二)文獻回顧與假說提出

“波特假說”認為，設計合理的環境制度可以通過刺激企業進行技術創新、提高資源使用效率來彌補環境成本的增加，通過創新補償獲得先發優勢，提升企業市場競爭力(Porter，1991)[6]。進一步地，“波特假說”又可分為“弱波特假說”和“強波特假說”(Jaffe和Kalmer，1997)[7]?！叭醪ㄌ丶僬f”指恰當設計的環境規制可能刺激創新，無論創新對企業效益的最終影響如何；“強波特假說”則認為環境規制不僅能夠刺激企業創新，而且創新為企業帶來的收益會超過因環境規制而增加的治理成本，從而提升企業競爭力。

現有研究大多證實了“弱波特假說”的存在，即環境規制對企業創新有正向影響(Sartzetaki et al.，2012[8]；張成等，2011[9]；景維民和張璐，2014[10]；徐佳和崔靜波，2020[11])。在政府采取嚴格的環境規制措施后，企業可以通過引進或研發污染治理技術來降低污染排放量，刺激企業進行綠色技術創新。此外，企業還通過提高生產技術和進行產品創新獲得更高的利潤，以支付滿足地方政府較高環境規制要求的污染治理成本。

環境規制能否提升企業全要素生產率、增加企業競爭力，現有研究的觀點分歧較大。部分研究結果表明，環境監管刺激下的研發投資對全要素生產率增長率具有顯著的正向影響，生產率提升所帶來的利潤增加最終可能抵消甚至超過環境規制給企業增加的成本，顯著提升產品競爭力(Berman和Bui，2001[12]；Lanoie et al.，2011[13])。也有一些研究得出相反的結論，認為環境規制水平的上升造成企業成本增加，需要花費更多的資本用于非生產性投資，對企業全要素生產率有負面影響(Christiansen和Haveman，1981[14]；Gollop和Roberts，1983[15]；盛丹和張國峰，2019[16]；He et al.，2020[17])。

企業異質性也是環境政策對企業全要素生產率產生不同影響的關鍵因素。Gray和Shadbegian(2003)[18]發現污染減排成本較高的工廠的生產力水平顯著降低，環境法規對企業生產率的影響因工廠生產技術不同而存在很大的差異。Qiu et al.(2018)[19]構建理論模型論證了在嚴格的環境監管下，創新能力強的企業會增加其研發投資并在長期獲得更強的市場競爭力，而創新能力低的企業會減少其研發投資甚至退出市場。Wang et al.(2018)[20]對中國“三江三湖流域”水污染控制的重點區域的水質法規進行研究，結果表明，盡管水質法規迫使許多污染嚴重的小型企業關閉，但它們對幸存企業的生產力沒有顯著影響。此外，環境政策對企業全要素生產率的正面影響可能存在滯后性。Lanoie et al.(2008)[21]發現環境管制降低了企業當期全要素生產率，但在滯后3—4年后，生產率會顯著提高并彌補之前的效率損失。

環境信息披露通過將環境污染信息公布于眾，提升地方政府環境治理動機和公眾環保意識，達到環境治理的目的(Hamilton，1995[22]；Foulon et al.，2002[23]；Zou，2021[24])。根據《環境空氣質量標準(2012)》及其空氣質量披露方案的要求，各地級市必須建立空氣質量監測站并將當地空氣質量數據實時公布。政策的出臺提升了環境信息披露的質量，降低了地方政府通過“政企合謀”等方式向中央和公眾隱瞞當地空氣污染狀況的可能性(Greenstone et al.，2022)[25]。地方政府的空氣治理受到來自中央“自上而下”和公眾“自下而上”的雙重監督，促使污染排放的減少(Zhong et al.，2021)[26]。地方政府環境治理動機的提升，增加了企業環保投入(張琦等，2019)[27]，刺激企業進行綠色創新(王馨和王營，2021)[28]。本文將重點關注環境信息披露對外資企業技術進步的影響，基于以上理論分析，提出研究假設1—假設3。

假設1：環境信息披露增加了外資企業的成本，倒逼企業進行技術創新。

假設2：環境信息披露對外資企業全要素生產率產生負面的影響，隨著時間的推移負面影響可能消失。

假設3：外資企業全要素生產率受到的影響與企業創新能力有關。創新能力低的外資企業全要素生產率將受到較大的負面沖擊。

三 研究設計和數據說明

(一)模型設計

本文將《環境空氣質量標準(2012)》的實施作為外生沖擊，采用多期DID方法分析城市環境信息披露對外資企業技術進步的影響，模型設定如下：

Innoijt=β0+β1EDijt+∑Controljt+εijt

(1)

式(1)中，i代表城市，j代表企業，t代表年份；Innoijt表示城市i中外資企業j在第t年的技術進步水平。EDijt為啞變量，取值為1表示外資企業j所在城市i在第t年實施環境信息披露，反之為0；∑Controljt表示影響外資企業j技術進步的一系列控制變量，包括企業層面和城市層面的因素；εijt為隨機誤差項。

(二)變量說明

1.被解釋變量：本文重點研究環境信息披露對外資企業技術進步的影響，選取企業專利申請數量和全要素生產率衡量企業技術水平。

(1)專利申請數量(lnpatent)。選取外資企業當年專利申請數量衡量而非專利授權數量是因為從企業提交專利申請到專利獲得授權需要很長一段時間且存在不確定性。專利授權對政策的反應有很強的滯后性，而專利往往在申請時就已經投入使用以提升企業的生產技術。本文主要關注環境信息披露能否刺激外資企業進行技術創新，因此選用當年外資企業專利申請數量衡量。我國專利法規定，專利分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利。發明專利要求在技術層面進行創新，需要經過實質審查，申報程序相對復雜，技術水平要求較高；實用新型專利更偏重于實用性，技術含量相對較低，且授予實用新型專利無需實質審查，手續簡便，費用較低，日常生活中較為普遍；外觀設計專利注重外觀的藝術性與美感的創造性，與實用新型專利類似，申報程序相對簡便。本文在實證中檢驗了環境信息披露對外資企業不同類型專利申請數量的影響。

(2)全要素生產率(tfp)。企業層面全要素生產率的計算主要有Olley和Pakes(1996)[29]、Levinsohn和Petrin(2003)[30]提出的半參數方法。其中，LP法以中間投入作為生產率沖擊的代理變量，有助于解決內生性問題；OP法有助于解決同時性偏差和樣本選擇問題。因此，本文同時采用兩種方法，即在主回歸中采用LP法計算的結果為基準，在穩健性檢驗中替換為OP法計算的結果進一步驗證結論。借鑒魯曉東和連玉君(2012)[31]的研究，本文構建柯布—道格拉斯生產函數計算全要素生產率，在回歸時控制了年度固定效應。此外，運用OP法計算全要素生產率時，將公司簡稱和所屬行業同時發生變化的企業視為退出市場。產出水平以營業收入加1的自然對數度量，資本投入水平以固定資產加1的自然對數度量，勞動力投入水平以員工規模加1的自然對數度量，中間投入以工業中間投入加1的自然對數度量。

2.核心解釋變量：城市是否實施環境信息披露(ED)。利用《環境空氣質量標準(2012)》及其空氣質量信息披露政策的實施作為外生沖擊，如果屬于政策中當年實施信息披露的城市則取值為1，反之為0。

3.控制變量：本文主要研究環境信息披露對提高利用外資質量的影響。在回歸模型中控制了其他可能影響結果的變量，包括企業層面控制變量和企業所在城市層面控制變量。企業層面選取了一些反映企業自身特性和生產經營狀況的變量進行控制，包括企業年齡(age)、資產負債率(lev)、固定資產占比(ppe)、企業規模(lnsize)和資產收益率(roa)，這些指標不僅可能對企業污染排放產生影響，也會影響到企業的技術創新決策；城市層面選用人均GDP(lnpgdp)、人口密度(lnpop)、居民消費率(con)等反映經濟活動頻繁和人口聚集程度的指標和工業產值占比(ind)、固定資產投資占比(inv)、財政支出(lngov)等反映城市產業結構和財政狀況的指標。

此外，企業創新動機還可能會受到城市空氣污染水平的影響。因此，本文在研究政策對外資企業創新和全要素生產率的影響時，還控制了反映城市空氣污染水平的煙塵排放量(lndust)和二氧化硫排放量(lnSO2)這兩個變量。具體變量定義如表1所示。

表1 控制變量定義

表2 樣本描述性統計

(三)數據來源和處理

本文數據來源主要有三個：一是2008—2014年中國工業企業數據庫，該數據庫中包含實證過程中所使用的微觀企業相關數據，如登記注冊類型、資產總額、成立年份、凈利潤等。二是2008—2014年國家知識產權局中的專利數據，從該數據庫中獲取的專利數據包括申請日、分類號、申請人、專利類型等詳細信息。為了分析環境信息披露與外資企業技術進步之間的影響機制，需要將該專利數據庫中的專利數據與工業企業數據庫進行匹配。選取2008—2014年微觀企業樣本進行實證研究是因為2008年之前工業企業數據庫與專利數據庫的匹配樣本較少，同時排除2007年《環境信息公開辦法(試行)》對企業全要素生產率和創新的潛在影響。三是2001—2018年《中國城市統計年鑒》，主要為本文所使用的城市層面數據，如GDP總量、工業總產值、人口密度等。對得到的匹配樣本中的連續變量均進行上下1%的縮尾處理，以防止極端值對回歸結果穩健性產生影響。

四 實證結果分析

本文將按照以下三個步驟驗證環境信息披露對外資企業技術進步的影響。首先，從外資企業技術創新和全要素生產率兩個角度，檢驗環境信息披露對外資企業技術進步的影響。緊接著，探討企業異質性的影響并驗證環境信息披露提升外資企業成本這一影響機制。最后，結合內資企業和城市層面的數據進行實證檢驗，探討政策的長期效果并提出對策建議。

(一)實證結果

1.環境信息披露與外資企業技術創新

表3為環境信息披露對外資企業技術創新影響的回歸結果。列(1)—列(3)顯示，環境信息披露對外資企業專利總數、發明專利數、外觀設計和實用新型專利數均存在顯著的促進作用。政策實施后，外資企業專利總數上升了4.5%，發明專利數上升2.3%，外觀設計和實用新型專利數上升3.5%?？刂谱兞糠矫?，外資企業的規模(lnsize)和年齡(age)越大、收益率(roa)越高越有利于外資企業技術創新，而企業資產負債率(lev)和固定資產占比(ppe)過高則會阻礙企業創新能力的提升。

表3 環境信息披露與外資企業技術創新

在地方政府環境治理強度增大、排放約束收緊的情形下，外資企業使用污染技術進行生產的環境成本增加，而使用清潔技術和生產銷售清潔產品的企業則可能獲得地方政府的財政補貼。外資企業存在使用和研發節能減排技術來降低污染排放的動機。除對生產技術和產品進行綠色創新來降低環境治理成本外，環境信息披露還可以刺激企業增加對生產技術的投入力度，獲取更高的利潤，以支付滿足地方政府較高環境規制要求的污染治理成本。

2.環境信息披露對外資企業全要素生產率的影響

全要素生產率是衡量企業生產技術進步的重要指標。上文結果表明，環境信息披露能夠顯著提升外資企業的創新動機，這有利于企業全要素生產率的提升。但是，環境信息披露導致的成本上升也會對企業全要素生產率帶來不利的影響。表4是環境信息披露對外資企業全要素生產率影響的回歸結果?？梢钥闯?，環境信息披露對外資企業全要素生產率產生了負面沖擊，外資企業全要素生產率平均下降了3.1%?！董h境空氣質量標準(2012)》實施前，外資企業面臨的環境管控較為寬松，能夠以較低的環境成本生產利潤最大化時的產量。城市空氣質量信息披露后，外資企業生產的排污行為可能受到更強的管控，將被迫降低產量以減少污染排放或采用更為清潔的生產方式，這與此前環境成本低時相比存在一定的效率損失。

表4 環境信息披露與外資企業全要素生產率

(二)異質性分析

外資企業所處行業會直接影響企業受環境政策沖擊的嚴重程度。城市空氣質量信息披露政策實施后，隨著地方政府環境管控動機和公眾環保意識的增強，企業排污行為將更容易受到地方政府和公眾的關注。對于日常生產排污量大的企業而言，這將使他們的生產行為受到較大限制，不得不降低產量以減少污染排放。此外，企業還可以通過購買節能減排設備或是引進和研發清潔生產技術降低污染排放，但這將耗費企業大量的資金，擠占了原本用于生產的要素資源。對于排污量較低的清潔型企業而言，受環境信息披露的負面影響則相對較小。表5列(1)、 列(2)將外資企業分為污染型行業和清潔型行業(5)此處參考原環保部公布的《上市公司環境信息披露指南》(2010)中對重污染行業的劃分辦法，將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、 釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業等16類行業劃分為污染型行業，其他為清潔型行業。，考察環境信息披露對不同污染程度行業外資企業全要素生產率的影響?？梢钥闯?，環境信息披露使污染型行業外資企業的全要素生產率顯著降低，而對清潔型行業外資企業的全要素生產率并不存在顯著影響。這意味著對處于不同污染程度行業的外資企業，政策作用效果存在顯著差異，全要素生產率下降的企業主要屬于污染型行業。

表5 環境信息披露與外資企業全要素生產率的分組回歸結果

除外資企業所在行業外，創新能力也直接影響到企業在面臨環境約束時的創新動機。創新能力強的外資企業往往能夠花費較低的創新成本實現技術升級，幫助企業更快轉型，這會導致環境信息披露對不同創新能力外資企業的沖擊存在異質性。根據外資企業當年是否有申請專利，本文將外資企業劃分為高創新能力組和低創新能力組進行回歸，結果如表5列(3)、 列(4)所示?？梢钥闯?，環境信息披露對低創新能力的外資企業全要素生產率存在顯著的負面影響，而對高創新能力的外資企業影響不顯著。相比低創新能力的外資企業，高創新能力的外資企業具有充足的技術儲備，且能更快地對市場變動做出反應，受到環境信息披露的負面影響較小，全要素生產率并沒有明顯變化。另一方面，實證結果也可以說明，外資企業通過技術創新能夠降低環境信息披露對全要素生產率造成的損失。

(三)機制檢驗

表6為對此前提出的環境信息披露導致外資企業成本上升從而影響技術進步的機制進行檢驗的結果。從生產成本和工資成本兩個角度分析環境信息披露對外資企業成本的影響，分別使用企業營業成本占總收入的比值和應付員工工資額進行衡量。列(1)、 列(2)表明，環境信息披露導致外資企業生產成本顯著增加。在環境信息披露政策實施后，企業面臨的排污約束收緊，需要通過降低產量或是引進環保設備和技術研發來減少污染排放，否則只能承受超額排污帶來的罰金。無論采取何種方式，這都將對外資企業生產成本產生一定的負面沖擊。列(3)、 列(4)為外資企業工資成本的影響結果，可以看出，環境信息披露對外資企業工資成本也具有顯著的提升作用。城市空氣質量信息披露提升居民對自身所處環境污染程度的重視，公眾將對企業污染行為進行監督，促使企業減少污染排放，或是要求同等污染條件下更高的工資。

表6 環境信息披露對外資企業成本的影響

(四)進一步分析

1.環境信息披露對內資企業技術進步的影響

表7為使用內資企業數據分析環境信息披露對內資企業技術進步沖擊的回歸結果?？梢钥闯?，內資企業受到環境信息披露的影響與外資企業類似。環境信息披露政策實施后，企業全要素生產率顯著降低，而專利申請數量顯著提升。對比表3、表4外資企業的結果發現，內資企業受到環境信息披露的影響比外資企業更大，這可能是由于內資企業生產帶來的污染較外資企業嚴重。

表7 環境信息披露與內資企業技術進步

考慮到政策中新增的污染物排放信息主要針對PM2.5，而企業生產過程中產生和排放的粉塵是PM2.5的重要來源。表8對內資企業和外資企業粉塵產生和排放量進行了均值差異分析(6)數據來源于中國制造業排污整合數據庫。。結果顯示，內資企業平均而言比外資企業帶來更多的污染。無論是粉塵排放還是粉塵產生，外資企業的樣本均值都顯著低于內資企業。這在一定程度上驗證了此前的實證結果，即污染嚴重的企業將受到環境信息披露更大的沖擊。

表8 內外資企業污染排放差異

2.環境信息披露的長期影響

從外資企業專利申請和全要素生產率的分析結果可以看出，環境信息披露能夠顯著增強外資企業的創新動機，但短期成本的上升也會導致企業全要素生產率受到負面沖擊而下降。長期環境信息披露刺激下，外資企業創新能否實現創新補償效應和先動優勢效應，促進全要素生產率的提升，這也是本文關注的問題。由于工業企業數據庫年份的限制，無法直接檢驗環境信息披露對外資企業技術進步更長期的影響。本文從城市層面技術進步的角度進行分析，進一步探討政策可能帶來的長期影響。

(1)環境信息披露對城市技術進步的影響

使用Solow余值法測算城市層面的全要素生產率，并驗證環境信息披露對城市技術創新(lnpatent)和全要素生產率(tfp)的影響，結果如表9列(1)、 列(2)所示?？梢钥闯?，環境信息披露顯著地促進了地區技術創新，但對全要素生產率有負面影響，這一結果與此前環境信息披露對外資企業技術創新影響的結果類似。

表9 環境信息披露與城市技術進步

城市綠地能吸附空氣中的污染顆粒物，是地方政府改善當地空氣質量、降低PM2.5數值的重要途徑，也是衡量城市環境保護的重要指標。由于缺少樣本期間城市環保支出數據，本文采用城市綠地面積(lngreen)作為城市環保建設投入的代理變量。從列(3)結果可知，環境信息披露對城市綠地面積有顯著的提升作用，這表明政策增加了地方政府在空氣污染治理方面的環保支出。

(2)環境信息披露對城市全要素生產率的長期影響

接下來，對環境信息披露政策實施的滯后影響進行研究。按照政策實施后第1年、第2年、第3年、第4年的順序，進行環境信息披露政策實施時間與城市全要素生產率關系的實證，具體結果如表10所示。從列(1)—列(4)可以發現，環境信息披露政策實施的影響在前3年顯著為負，第4年則顯著為正。對比結果可知，若增加時間跨度，環境信息披露對城市全要素生產率的影響可能出現反轉。在短期內，環境信息披露會抑制全要素生產率的提高，但隨著城市創新水平的提升和成果轉化，負面影響消失，長期可以獲得較高的增長。環境信息披露對城市全要素生產率的長期可持續發展起到了較為有效的作用。

表10 環境信息披露與城市全要素生產率：長期影響

以上結果表明，環境信息披露導致的全要素生產率下降可能是暫時的。從此前環境信息披露對外資企業技術進步的影響結果也可以看出，環境信息披露顯著增加了外資企業的專利申請數量，促進了外資企業技術創新，但一些創新能力低的污染型行業外資企業的全要素生產率會受到一定的負面影響。長期看來，能夠承受短期沖擊的企業在完成排污技術創新、設備升級改造后，將獲得更強的市場競爭力，此前外資企業全要素生產率受到的負面影響可能減少甚至消失。

五 穩健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

DID模型結果的有效性依賴于平行趨勢假定，即實驗組和控制組在政策實施前沒有趨勢上的差異。本文使用動態DID檢驗結果變量的事前趨勢，平行趨勢檢驗結果如圖1所示，在政策實施前，實施環境信息披露的城市和未實施環境信息披露的城市全要素生產率時間趨勢上并不存在明顯的差異，而實施后兩者之間的全要素生產率差異明顯，滿足平行趨勢假定。

圖1 平行趨勢檢驗

(二)替換外資企業全要素生產率測算方法

實證過程中，變量衡量方式的改變可能會影響結果的穩健性。前文研究環境信息披露對外資企業全要素生產率的影響中，使用了LP方法計算得到的全要素生產率進行回歸。表11展示了采用OP方法測算的外資企業全要素生產率進行穩健性檢驗的結果?？梢钥闯?，在逐步加入控制變量的過程中，環境信息披露對外資企業全要素生產率的影響均在1%的水平下顯著為負，環境信息披露對外資企業全要素生產率的負面影響短期內顯著存在。該結果說明環境信息披露對外資企業全要素生產率的負面影響不會因為變量衡量方式的改變而產生變化，研究結論穩健。

表11 環境信息披露與外資企業全要素生產率：采用OP法測算

(三)排除港澳臺企業

本文分析外資企業技術水平時，定義的外資企業范圍包括了港澳臺企業。港澳臺企業雖然在招商引資過程中享受與其他外資企業一樣的政策和補貼優惠，但在企業生產技術水平和創新能力上存在一定的差異(平新喬等，2007)[32]。表12在外資企業范圍中剔除港澳臺企業，并重復前文的回歸過程。列(1)、 列(2)全要素生產率的回歸結果顯示，未加入控制變量時，環境信息披露對外資企業全要素生產率的短期影響均顯著為負，加入后顯著性有所下降。列(3)、 列(4)企業創新的回歸結果顯示，無論是否加入控制變量，環境信息披露與企業創新之間的關系均顯著為正，前文結論具有穩健性。

表12 環境信息披露與外資企業創新和全要素生產率：剔除港澳臺企業

六 結論與政策啟示

本文以《環境空氣質量標準(2012)》的實施構造準自然實驗，采用多期DID方法研究環境信息披露對我國外資企業技術進步的影響。結果顯示：環境信息披露能夠刺激外資企業進行技術創新，顯著提升專利申請數量，而外資企業全要素生產率會受到一定的負面沖擊。異質性分析發現，環境信息披露對外資企業全要素生產率的負面影響主要體現在重污染行業和創新能力低的企業，對清潔行業和創新能力高的外資企業影響不顯著。結合城市層面的數據進一步分析發現，環境信息披露增加了城市專利申請數量和環保投入，對城市全要素生產率有短期的負面影響，但長期可以觀察到政策的負面影響消失。

環境信息披露能夠刺激外資企業進行技術創新，對我國加快建設創新型國家、利用外資推動高質量發展有重要意義。當前我國在環境信息披露方面雖然取得了一定的成效，但仍處于初級階段，應加快推進相關法律法規的完善、促進政策的普及應用。此外，環境信息披露對重污染行業和創新能力低的外資企業全要素生產率產生較大的負面沖擊，有利于倒逼外資企業進行轉型升級，優化外商投資結構。因此，在推進環境信息披露的同時，應支持和鼓勵外資企業創新發展、加快外商投資綠色低碳升級，提高利用外資質量和優化外資結構。