陳洪濤，何任翔，王彬龍

（1.東南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京 211189；2.東南大學(xué) 國家發(fā)展與政策研究院，江蘇 南京 211189）

隨著經(jīng)濟與技術(shù)的不斷發(fā)展，環(huán)境問題與人類生活、企業(yè)發(fā)展、城市規(guī)劃以及國家戰(zhàn)略直接掛鉤，優(yōu)良的環(huán)境治理符合多方利益相關(guān)者需求。與此同時，綠色創(chuàng)新日益成為環(huán)境治理的重要手段。然而，綠色創(chuàng)新的發(fā)展往往需要企業(yè)付出額外成本，從而導(dǎo)致其普遍缺失主動性。因此，依靠政府補助、排污費用、信息披露相關(guān)政策推動企業(yè)綠色創(chuàng)新成為普遍現(xiàn)象。然而，現(xiàn)實中企業(yè)可能通過利用一系列低成本策略而非實質(zhì)性措施去謀求政策支持，從而產(chǎn)生“多言寡行”的現(xiàn)象[1]。近年來，多例事件表明，部分企業(yè)利用節(jié)能、環(huán)保與可再生能源等名義申報項目獲取政府補助資金，卻并未將這部分資金用于提升自身環(huán)境表現(xiàn)，而是挪用于企業(yè)其他經(jīng)營項目。2013 年，重慶鋼鐵挪用9 960 萬環(huán)保補助資金用作他途；2014 年，唐山三水崗巖公司通過偽造材料將749 萬環(huán)保資金從國企轉(zhuǎn)移到私企；2020 年，中滔環(huán)保通過擅自減少無害化處置工序，騙取處置費7 800 余萬元。由此可見，企業(yè)環(huán)保資金是否實質(zhì)性提升了其環(huán)境表現(xiàn)這一問題仍需要進一步討論。

企業(yè)綠色創(chuàng)新是指企業(yè)改進工藝流程和增加產(chǎn)品綠色屬性的活動，包括技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新、服務(wù)創(chuàng)新和管理系統(tǒng)創(chuàng)新等[2]。企業(yè)綠色創(chuàng)新被認為是提高資源利用效率，減少各種污染的新興方案，既可以實現(xiàn)環(huán)境效益的增長，又能夠帶來經(jīng)濟效益的提升[3]。然而，企業(yè)綠色創(chuàng)新具有“雙重外部性”，即技術(shù)和環(huán)境的雙重外部性。一方面，研發(fā)溢出會為競爭者提供模仿優(yōu)勢。另一方面，企業(yè)環(huán)境治理行為承擔(dān)了外部環(huán)境污染的成本[4]。此外，綠色創(chuàng)新具有風(fēng)險高、回報低、周期長和難以量化等特點。因此，企業(yè)進行綠色創(chuàng)新的意愿往往較低。如何提高企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿和水平已成為研究重點。

相較于綠色創(chuàng)新，學(xué)者們更早從環(huán)境信息披露著手考察企業(yè)綠色管理行為。我國對企業(yè)環(huán)境信息公開問題高度重視，制度建設(shè)穩(wěn)步推進。2007 年，《環(huán)境信息公開辦法（試行）》發(fā)布。2015 年，新修訂的《環(huán)境保護法》開始實施，要求重污染企業(yè)公開詳細環(huán)境信息。2021 年11 月，《企業(yè)環(huán)境信息依法披露管理辦法》審議通過，對披露內(nèi)容、披露時效和披露渠道等做出了更為詳細的規(guī)定。目前，環(huán)境信息披露的影響因素和經(jīng)濟后果方面已有眾多研究[5]。然而，企業(yè)環(huán)境信息披露如何影響綠色創(chuàng)新尚未得到深入討論。

企業(yè)環(huán)境信息披露對綠色創(chuàng)新的影響尚不明確。一方面，自愿披露理論認為，環(huán)境信息披露可以通過增加媒體關(guān)注、提升企業(yè)聲譽和凸顯競爭優(yōu)勢等渠道為企業(yè)緩解融資約束與提高財務(wù)績效，進而為綠色創(chuàng)新項目提供直接和間接的資金來源[6-7]。另一方面，環(huán)境信息披露可能只是企業(yè)滿足自身合法性的手段，并不能夠反映企業(yè)的真實意愿。沈洪濤等[8]發(fā)現(xiàn)在環(huán)境表現(xiàn)水平較低時，環(huán)境表現(xiàn)越差的企業(yè)環(huán)境信息披露水平越高，說明這些企業(yè)利用更多數(shù)量的環(huán)境信息為自身進行“辯護”。Lyon & Maxwell[9]提出了“漂綠”模型，發(fā)現(xiàn)環(huán)境聲譽較差的公司為了轉(zhuǎn)移股東與消費者的注意力會披露更多環(huán)境信息。Cho 等[10]對2006 年美國財富500 強公司作為樣本研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露水平高的企業(yè)其環(huán)境績效并未提高。因此，當(dāng)環(huán)境信息披露水平滿足合法性目的時，企業(yè)可能不會額外增加環(huán)保投資以促進綠色創(chuàng)新。

綜上，基于自愿披露理論和合法性理論，本文選取滬深A(yù) 股上市公司2008—2019 年的數(shù)據(jù)進行實證分析，探討環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效果和作用路徑。本文可能的創(chuàng)新點如下：第一，基于自愿披露理論與合法性理論這一對競爭性理論，實證檢驗了環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效果。第二，以企業(yè)研發(fā)投入為中介變量，討論了環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機制；第三，根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模和地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平，考察了不同情境下環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的差異化影響。

1 理論分析與研究假說

1.1 自愿披露理論

自愿披露理論認為，企業(yè)進行環(huán)境信息披露，主要是為了向外界彰顯自身杰出的環(huán)境績效，尤其是向外界披露難以被其他企業(yè)模仿的實質(zhì)性環(huán)境事件或環(huán)境投入[11-12]。為了滿足利益相關(guān)者綠色要求，引導(dǎo)輿論正面發(fā)展，建立良好聲譽，突出企業(yè)專屬社會責(zé)任意識和卓越的環(huán)境績效，企業(yè)管理層會主動向外界披露環(huán)境信息[13]。

通過環(huán)境信息披露，企業(yè)可以向外界展示正面形象、傳遞自身優(yōu)質(zhì)信號，從而吸引潛在投資者、提升社會聲譽以及營銷推廣自身產(chǎn)品，最終緩解融資約束并提高企業(yè)績效。例如，Xiang 等[6]研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露通過緩解融資約束、提高媒體關(guān)注以及增加產(chǎn)品收入三大機制影響企業(yè)綠色創(chuàng)新。許林等[14]通過對2008—2019 年滬深A(yù) 股上市公司的樣本數(shù)據(jù)進行實證，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露顯著緩解了企業(yè)融資約束從而有助于獲取研發(fā)資金。占華和后夢婷[15]研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露主要通過提升財務(wù)績效與緩解融資約束等渠道促進企業(yè)創(chuàng)新。佟孟華等[16]基于2013—2017 年高污染行業(yè)上市公司研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)環(huán)境信息披露水平的提高可以提升社會責(zé)任水平以及企業(yè)透明度，從而降低權(quán)益資本成本。因此，企業(yè)可能通過高水平的環(huán)境信息披露降低投資者與企業(yè)之間的信息不對稱程度，獲取綠色創(chuàng)新的投資資金，再利用綠色創(chuàng)新提升自身環(huán)境表現(xiàn)保持長期優(yōu)勢。因此環(huán)境信息披露可能會提高企業(yè)綠色創(chuàng)新水平?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新水平呈正向影響，即環(huán)境信息披露質(zhì)量越高的企業(yè)其綠色創(chuàng)新水平相對更高。

1.2 合法性理論

合法性理論認為，企業(yè)進行環(huán)境信息披露的動機來自政府以及社會輿論帶來的合法性壓力[17]。在政府監(jiān)管方面，政府的監(jiān)管法規(guī)具有強制性，對企業(yè)具有震懾效果。企業(yè)必須采取一定行動以降低遭受合法性處罰的風(fēng)險。如王云等[18]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)一家公司被處以環(huán)境行政處罰時，其同伴公司會增加環(huán)保投資。在社會輿論方面，在高速信息化時代，社會輿論可以在極大程度上影響企業(yè)的經(jīng)營情況。因此，企業(yè)會通過披露環(huán)境信息營造正向的社會輿論或者轉(zhuǎn)移利益相關(guān)者對于負面事件的關(guān)注。如肖華和張國清[19]基于“松花江事件”發(fā)現(xiàn)，公司環(huán)境信息披露可視為對自身合法性進行辯護的行為。王霞等[20]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)會選擇性地多披露正面信息而盡量避免披露負面信息。因此，企業(yè)進行環(huán)境信息披露的主要目的是滿足政府監(jiān)管以及引導(dǎo)社會輿論，降低自身政治風(fēng)險與經(jīng)營風(fēng)險，而非主動履行環(huán)境責(zé)任。

雖然環(huán)境信息披露以自愿性披露為主，但其可視為是環(huán)境法規(guī)將企業(yè)外部壓力內(nèi)部成本化所生成的產(chǎn)物[21]。根據(jù)環(huán)境信息披露相關(guān)要求，企業(yè)應(yīng)公開披露環(huán)保投資、污染治理等支出。作為企業(yè)環(huán)保行動的集中反映，環(huán)境信息披露水平較高的企業(yè)理應(yīng)具備更好的環(huán)境績效。然而，部分研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)中存在迎合政府與管理者“機會主義”行為，即企業(yè)進行環(huán)境信息披露的動機并非完全是提高自身環(huán)境績效，而有可能將其作為一種機會主義手段,以謀取自身利益[22]。其具體表現(xiàn)為披露水平高的企業(yè)后續(xù)的環(huán)境績效并未得到改善[23]。企業(yè)通過遵從政府環(huán)境法規(guī)以獲取外部資源的支持，如環(huán)保補助、銀行信貸等。然而，綠色創(chuàng)新所需要的資源配置需要企業(yè)自身的能動性。研究表示，企業(yè)環(huán)境行為對法規(guī)的“遵從”可能抑制自身對綠色創(chuàng)新的能動性，由此產(chǎn)生“二元悖論”[24]。實踐中甚至存在“騙補”情況，即管理層為獲得政府補助而增加企業(yè)環(huán)境信息披露，但獲得的政府補助并未用于環(huán)境活動而是用以實現(xiàn)其他目的。

綜上，當(dāng)企業(yè)進行環(huán)境信息披露的動機僅停留在追求合法性目標時，綠色創(chuàng)新將被抑制，從而表現(xiàn)為“多言寡行”的特征?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新水平呈負向影響，即環(huán)境信息披露質(zhì)量越高的企業(yè)其綠色創(chuàng)新水平相對更低。

1.3 研發(fā)投入的中介效應(yīng)

為了進一步檢驗環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響路徑，本文加入了研發(fā)投入（RD）變量進行中介效應(yīng)檢驗。創(chuàng)新活動離不開企業(yè)資金的投入，研究表示，研發(fā)補貼能顯著提高企業(yè)綠色創(chuàng)新水平[25]。因此環(huán)境信息披露可能通過影響企業(yè)的研發(fā)投入進而影響綠色創(chuàng)新。根據(jù)合法性理論，企業(yè)通過環(huán)境信息披露滿足自身合法性需求后已達成主要目的，此時企業(yè)不會考慮加大研發(fā)投入以提高綠色創(chuàng)新水平。根據(jù)自愿披露理論，企業(yè)可能會通過一系列活動如加大研發(fā)投入促進綠色創(chuàng)新以提高企業(yè)環(huán)境績效。如果環(huán)境信息披露促進了企業(yè)研發(fā)投入，則可能提高了企業(yè)綠色創(chuàng)新的主動性。基于此，本文提出假設(shè)：

H3：研發(fā)投入在環(huán)境信息披露對綠色創(chuàng)新的影響過程中發(fā)揮中介效應(yīng)。

2 實證設(shè)計與指標測度

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

2008 年上海證券交易所首次發(fā)布企業(yè)環(huán)境信息披露相關(guān)規(guī)定，要求上市公司根據(jù)自身情況進行環(huán)境信息披露。因此，本文選取2008—2019 年中國A 股上市公司作為研究樣本。環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR)，綠色創(chuàng)新則基于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）中綠色專利數(shù)據(jù)進行衡量，其他變量均取自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR)。為了保證數(shù)據(jù)的完整性、科學(xué)性，本文對樣本數(shù)據(jù)進行了以下處理：第一，剔除綠色專利數(shù)缺漏的樣本。第二，剔除環(huán)境信息披露指數(shù)缺漏的樣本。第三，剔除上市公司股票流通情況為ST、*ST、PT 的樣本。第四，剔除金融業(yè)的公司樣本。第五，剔除產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不明的樣本。第六，剔除其他變量存在缺漏值的樣本。此外，在實證研究中將樣本數(shù)據(jù)進行了1%與99%水平的縮尾處理。最終樣本為1 046 家公司共3 409 個觀測值。本文實證研究所使用的工具為Stata15.1 軟件。

2.2 變量定義與模型構(gòu)建

2.2.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)綠色創(chuàng)新（GI），以往文獻中衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新的方法大致可分為三類：一是使用企業(yè)綠色專利的申請數(shù)量來衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新的水平[22,26]。二是利用DEA 模型即數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法進行測算[27]。三是從企業(yè)生產(chǎn)投入與產(chǎn)出兩方面考慮企業(yè)綠色創(chuàng)新[28-29]。

考慮到使用DEA 模型方法對數(shù)據(jù)要求較高，容易產(chǎn)生較大的測算偏誤。同時，本文選取的樣本不僅有重污染行業(yè)還包含了非重污染行業(yè)公司，工業(yè)產(chǎn)值或者單位能耗產(chǎn)值無法較好反映企業(yè)綠色創(chuàng)新的真實水平。因此，本文以當(dāng)年申請的綠色發(fā)明專利數(shù)作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的衡量指標。

2.2.2 解釋變量

解釋變量為環(huán)境信息披露質(zhì)量（EID），以環(huán)境信息披露指數(shù)進行量化分析。由于各企業(yè)間環(huán)境信息披露內(nèi)容存在差異性，本文采用內(nèi)容分析法對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量進行衡量，基于2008 年上海證券交易所頒布的《上市公司環(huán)境信息披露指引》等規(guī)定辦法，結(jié)合國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）中的環(huán)境披露數(shù)據(jù)，分別從披露載體、環(huán)境管理、環(huán)境監(jiān)管與機構(gòu)認證、環(huán)境負債以及環(huán)境業(yè)績與治理5 個部分進行賦值打分。對于披露載體、環(huán)境管理、環(huán)境監(jiān)管與認證部分，由于其定量披露內(nèi)容較少，普遍為定性披露，因此存在披露情況或發(fā)生相關(guān)事件則賦值為1，否則為0。對于環(huán)境業(yè)績與治理與環(huán)境負債部分，根據(jù)信息披露情況，分別對定量披露、定性披露以及未披露情況賦值2 分、1 分、0 分，再對所得分數(shù)進行加總獲得單個公司環(huán)境信息披露總分值（EIDi）。為了便于反映不同公司之間環(huán)境信息披露的差異，再計算單個公司環(huán)境信息披露總分值與最大可能得分42 分的比值，將最終比值作為環(huán)境信息披露指數(shù)。具體計算公式如下：EID=100×(EIDi/42)。具體的環(huán)境信息披露評分體系如表1 所示。

表1 環(huán)境信息披露評分體系

2.2.3 控制變量

本文參考李百興和王博[30]、王曉祺等[31]以及畢茜等[32]的研究選取以下控制變量：（1）公司規(guī)模（Size），等于企業(yè)平均總資產(chǎn)的自然對數(shù)；（2）財務(wù)杠桿（Lev），等于企業(yè)期末總負債與總資產(chǎn)之比；（3）企業(yè)業(yè)績（ROA），取企業(yè)期末總資產(chǎn)收益率；（4）董事會規(guī)模（Board），等于董事會成員數(shù)目；（5）獨董比例（Indep），等于獨立董事除以董事人數(shù)；（6）托賓Q 值（TobinQ），計算公式為（流通股市值+非流通股股份數(shù)×每股凈資產(chǎn)+負債賬面值)/總資產(chǎn)；（7）上市年限（ListAge），等于當(dāng)年年份減上市年份加1 后取自然對數(shù)；（8）第一大股東持股比例（Top1），等于第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)；（9）機構(gòu)投資者持股比例（INST），等于機構(gòu)投資者持股總數(shù)除以流通股本；（10）管理層持股比例（Mshare），等于管理層持股數(shù)據(jù)除以總股本；（11）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE），采用虛擬變量衡量，國有企業(yè)賦值為1，其他企業(yè)賦值為0；（12）控制行業(yè)（Industry）和年度（Year）效應(yīng)。

2.2.3 模型構(gòu)建

為了研究環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，本文構(gòu)建如下基準回歸模型：

式中：被解釋變量GIit為i企業(yè)在第t年的綠色創(chuàng)新水平，核心解釋變量EIDit為i企業(yè)在第t年的環(huán)境信息披露水平，Xit表示控制變量集，εit為誤差項。

同時，在模型（1）的基礎(chǔ)上，為檢驗研發(fā)投入在環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新中的中介作用，構(gòu)建了模型（2）和（3）。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2 為描述性統(tǒng)計分析結(jié)果，企業(yè)綠色創(chuàng)新（GI）均值為8.251，最小值為0，最大值為118，表明上市公司整體綠色創(chuàng)新水平偏低，且個體之間差異較大；環(huán)境信息披露總水平（EID）最大值為76.191，最小值為0，平均值為21.163，表明公司環(huán)境信息披露總體來看仍處于較低水平。研發(fā)投入（RD）最大值為24.790，最小值為0.060，平均值為5.125，表明企業(yè)可能會由于研發(fā)投入的差異而對綠色創(chuàng)新的提升效果產(chǎn)生差異。

表2 描述性統(tǒng)計

3.2 實證檢驗

表3 是對模型（1）～（3）的分步回歸結(jié)果。模型（1）驗證了環(huán)境信息披露與企業(yè)綠色創(chuàng)新的回歸結(jié)果，二者之間的回歸系數(shù)為-0.071（P＜0.01），說明環(huán)境信息披露顯著抑制了企業(yè)綠色創(chuàng)新。模型（2）驗證了環(huán)境信息披露對于企業(yè)研發(fā)的影響，兩者回歸系數(shù)為-0.017（P＜0.01），說明環(huán)境信息披露會使企業(yè)減少研發(fā)投入。模型（3）驗證了研發(fā)投入在環(huán)境信息披露與企業(yè)綠色創(chuàng)新間的中介作用，相比于模型（1），環(huán)境信息披露與企業(yè)綠色創(chuàng)新的回歸系數(shù)由-0.071 變?yōu)?0.066，同時研發(fā)投入與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的回歸系數(shù)為0.291（P＜0.01），中介效應(yīng)通過顯著性檢驗，說明企業(yè)在環(huán)境信息披露之后降低了研發(fā)投入，進而抑制了綠色創(chuàng)新。

表3 基準回歸模型與中介回歸模型結(jié)果

3.3 異質(zhì)性分析

隨著企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同、規(guī)模不同以及地區(qū)的環(huán)境規(guī)制力度不同，環(huán)境信息披露對于企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響可能存在差異。因此，本文進一步對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模以及地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平進行異質(zhì)性分析，結(jié)果分別如表4 ～表6 所示。

表6 環(huán)境規(guī)制異質(zhì)性檢驗

表4 結(jié)果表明，國有企業(yè)中環(huán)境信息披露顯著抑制綠色創(chuàng)新，而在非國有企業(yè)中該影響則不顯著。其原因可能是國有企業(yè)與政府部門的密切關(guān)系導(dǎo)致企業(yè)更加遵從環(huán)境規(guī)制的同時，但企業(yè)卻不注重自身對綠色創(chuàng)新的能動性。同時，在非國有企業(yè)中二者作用不顯著。這可能是非國有企業(yè)面臨更加激烈的市場競爭，因此其本身創(chuàng)新意愿與效率相對較高，且非國有企業(yè)往往更加重視市場反應(yīng)，因此其綠色創(chuàng)新水平可能受到環(huán)境信息披露的影響較小。

表4 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性檢驗

表5 結(jié)果表明，規(guī)模較大的企業(yè)中環(huán)境信息披露對綠色創(chuàng)新具有顯著抑制作用，而規(guī)模較小的企業(yè)中并不顯著。這可能是因為大規(guī)模企業(yè)受到更強的監(jiān)管以及面臨更嚴格的披露要求，增加了合法性成本，因此其具有更強烈的追求合法性動機。

表5 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗

表6 結(jié)果表明，低環(huán)境規(guī)制地區(qū)的公司中環(huán)境信息披露對綠色創(chuàng)新的抑制作用更強且更顯著。這可能是因為低環(huán)境規(guī)制地區(qū)中企業(yè)面臨的環(huán)境壓力較小，因此企業(yè)未必會投入綠色創(chuàng)新以追求環(huán)境績效的提高，而是偏好于相對經(jīng)濟的環(huán)境信息披露。環(huán)境規(guī)制水平較高的地區(qū)中合法性成本較高，企業(yè)需要付出更多實質(zhì)性環(huán)境投入如綠色創(chuàng)新以面臨更嚴格的環(huán)境審查，因此抑制作用不顯著。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文分別通過替代被解釋變量、替代回歸模型、替換樣本區(qū)間以及因變量滯后一期4 種方法對回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。具體結(jié)果如表7 所示，其中模型（1）～（4）分別對應(yīng)上述四種穩(wěn)健性檢驗方法。

3.4.1 替代被解釋變量

綠色專利包括綠色發(fā)明專利以及綠色實用型專利。由于發(fā)明專利申請要求較高，因此能更準確地衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新。同時，企業(yè)申請專利到獲得授權(quán)的時間間隔大概為18 個月，因此文獻中普遍采用當(dāng)年的綠色發(fā)明專利申請數(shù)（GI）作為衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新的指標。綠色實用型專利在一定程度上也可以表示企業(yè)綠色創(chuàng)新的成果，因此本文通過使用綠色發(fā)明專利與綠色實用型專利申請數(shù)之和（GI2）作為企業(yè)總體綠色創(chuàng)新水平的衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果如表7 模型（1）所示，環(huán)境信息披露（EID）對企業(yè)綠色創(chuàng)新（GI2）的回歸系數(shù)為-0.132（P＜0.01），結(jié)果與基準回歸模型十分接近，證明了主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.4.2 替代回歸模型

為檢驗環(huán)境信息披露對于企業(yè)是否進行綠色創(chuàng)新概率的影響，本文將OLS 模型替換成Logistic 模型。具體操作為，將被解釋變量綠色創(chuàng)新設(shè)置為虛擬變量GI_dummy，企業(yè)當(dāng)年進行綠色創(chuàng)新則賦值為1，否則為0，再進行Logistic 回歸。結(jié)果如表7 模型（2）所表，隨著環(huán)境信息披露水平（EID）的增加，企業(yè)進行綠色創(chuàng)新（GI_dummy）的概率顯著降低，支持了主回歸結(jié)果。

3.4.3 替代樣本區(qū)間

本文主回歸模型樣本為全體滬深A(yù) 股上市公司，由于制造業(yè)企業(yè)往往面臨更嚴格的合法性壓力，現(xiàn)將樣本區(qū)間替換為制造業(yè)行業(yè)企業(yè)重新進行回歸。如表7模型（3）所示，回歸結(jié)果仍然為顯著負相關(guān)，說明不管是污染程度相對較高的制造業(yè)企業(yè)還是全行業(yè)上市公司，環(huán)境信息披露（EID）對于綠色創(chuàng)新（GI）都具有顯著的抑制作用。

3.4.4 因變量滯后一期

環(huán)境信息披露與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間可能存在反向因果關(guān)系。為了降低由此引起的估計偏誤，本文對被解釋變量企業(yè)綠色創(chuàng)新進行滯后一期處理后再進行回歸分析。如表7 模型（4）表示，環(huán)境信息披露（GI）與滯后一期的企業(yè)綠色創(chuàng)新（L.GI）之間回歸系數(shù)為-0.073（P＜0.05），即在滯后一期的情況下，環(huán)境信息披露仍顯著抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新，說明主回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與展望

本文利用2008—2019 年的滬深A(yù) 股上市公司作為研究對象，檢驗環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，并討論了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模以及環(huán)境規(guī)制異質(zhì)性的差異化影響。本文根據(jù)自愿披露理論與合法性理論提出相應(yīng)的假設(shè)，并進行實證檢驗，最終得出以下結(jié)論。

（1）總體而言，我國上市企業(yè)的環(huán)境信息披露以及綠色創(chuàng)新都處于較低水平，且個體之間差異顯著。其原因可能是，相關(guān)法律法規(guī)有待完善，且企業(yè)自身環(huán)保意識有待提高。

（2）上市公司的環(huán)境信息披露水平與其綠色創(chuàng)新之間呈負相關(guān)關(guān)系，并且經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后該結(jié)論仍然成立。其背后可能有多方面原因。第一，企業(yè)并非真心實意地貫徹環(huán)保理念，而是試圖通過成本相對較低的環(huán)境信息披露行為以達到滿足監(jiān)管需求，因此企業(yè)不會進一步投入綠色創(chuàng)新。第二，環(huán)境信息披露行為可以方便快捷地傳遞環(huán)境信息，以便環(huán)境績效欠佳的企業(yè)實現(xiàn)“漂綠”，而相對于企業(yè)直接增加的研發(fā)成本，綠色創(chuàng)新帶來的環(huán)境效益可能存在滯后性，從而導(dǎo)致企業(yè)往往只停留在環(huán)境信息披露，卻不愿意付出更多資源進行綠色創(chuàng)新。

（3）環(huán)境信息披露通過抑制研發(fā)投入這一渠道抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。其原因可能是企業(yè)進行環(huán)境信息披露之后，初步實現(xiàn)了對合法性的追求，從而將資金轉(zhuǎn)向其他經(jīng)營方面而非綠色創(chuàng)新研發(fā)活動。

（4）異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，在國有企業(yè)、規(guī)模較大企業(yè)以及環(huán)境規(guī)制水平較低地區(qū)的企業(yè)中，環(huán)境信息披露對企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用更強。其原因可能是國有企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)度更高、規(guī)模較大企業(yè)受到的社會關(guān)注度更高、低環(huán)境規(guī)制地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新動機不足。

本研究的貢獻在于建立了更加全面的環(huán)境信息披露指標，基于自愿披露理論與合法性理論，探討了企業(yè)環(huán)境信息披露水平對綠色創(chuàng)新的影響。同時，以研發(fā)投入為中介變量，探討了企業(yè)環(huán)境信息披露對綠色創(chuàng)新的影響機制。從理論上看，本文豐富了環(huán)境信息披露的后果研究，同時為合法性理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。從實踐中看，本文通過聯(lián)系實踐中企業(yè)“多言寡行”的情形，對其環(huán)境表現(xiàn)以及行為進行解讀，對未來建設(shè)可持續(xù)發(fā)展道路具有一定的現(xiàn)實意義。