李永盛 張祥建 趙曉雷

摘要環(huán)境信息公開是大數(shù)據(jù)信息時代環(huán)境治理的新型工具，我國在立法和實踐上取得了重要進(jìn)展，準(zhǔn)確把握其發(fā)展脈絡(luò)、現(xiàn)實狀況和驅(qū)動因素，是有效推動環(huán)境信息公開和發(fā)揮其治理效果的先決條件?；?008—2017年120個城市的PITI指數(shù)，采用空間數(shù)據(jù)探索分析和動態(tài)空間面板模型方法，分析了我國環(huán)境信息公開的時空演化特征和影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：①我國環(huán)境信息公開正處于向中等水平過渡階段，表現(xiàn)出明顯的區(qū)域不平衡現(xiàn)象，呈現(xiàn)“沿海-內(nèi)陸”梯度遞減特征。②我國環(huán)境信息公開表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間集聚特征，呈現(xiàn)顯著的空間“俱樂部”分布格局，區(qū)域內(nèi)部空間溢出效應(yīng)顯著，區(qū)域間輻射帶動作用較弱。③較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和環(huán)保投入強(qiáng)度表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，而良好的企業(yè)績效和教育水平、較高的社會輿論和環(huán)保監(jiān)督壓力并沒有發(fā)揮應(yīng)有的促增效應(yīng);較差的空氣質(zhì)量和較高的工業(yè)污染表現(xiàn)出顯著的抑制效應(yīng)，而提高外資引入和環(huán)保執(zhí)法力度則表現(xiàn)出較弱的負(fù)向作用。沿海城市和智慧城市的促進(jìn)作用相對較高，資源型城市則較低。④環(huán)境信息公開在時間、空間和時空維度上分別表現(xiàn)出疊加效應(yīng)、同群效應(yīng)和示范效應(yīng)。因此，應(yīng)逐步完善環(huán)境信息公開的體制機(jī)制，加快環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推進(jìn)企業(yè)環(huán)保信用評價，提高公眾互動參與和監(jiān)督，強(qiáng)化環(huán)保指導(dǎo)幫扶和監(jiān)管執(zhí)法，構(gòu)建環(huán)境信息公開的長效機(jī)制。

關(guān)鍵詞環(huán)境信息公開;時空演化特征;影響因素;空間數(shù)據(jù)探索分析;動態(tài)空間面板模型

環(huán)境信息公開作為一種新的環(huán)境管理制度，是繼命令控制型和基于市場型之后環(huán)境規(guī)制的“第三次浪潮”，對于緩解信息不對稱問題，提高環(huán)境決策的質(zhì)量和效率，引導(dǎo)公眾監(jiān)督來彌補(bǔ)監(jiān)管執(zhí)法的薄弱有著重要作用，凸顯了當(dāng)代環(huán)境治理模式的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，標(biāo)志著從傳統(tǒng)的由國家主導(dǎo)的自上而下的行政規(guī)制向公開透明的多元參與式環(huán)境治理體系的革命性轉(zhuǎn)變。我國環(huán)境信息公開正處于加快推進(jìn)和蓬勃發(fā)展階段，相關(guān)法律規(guī)范相繼出臺實施，體制機(jī)制建設(shè)穩(wěn)步推進(jìn)，但也受諸多因素制約，如環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施薄弱、企業(yè)自主公開意識不強(qiáng)、公眾參與不足等，如何推進(jìn)環(huán)境信息公開和構(gòu)建多元化的環(huán)境治理體系是當(dāng)下亟需研究的重要課題。鑒于此，根據(jù)國內(nèi)外關(guān)于環(huán)境信息公開研究的理論和實踐，基于2008—2017年120個城市的PITI指數(shù)，采用空間數(shù)據(jù)探索分析和動態(tài)空間面板模型方法，分析了我國環(huán)境信息公開的發(fā)展現(xiàn)狀、時空演化特征以及影響因素，這對于把握我國環(huán)境信息公開的發(fā)展脈絡(luò)，重塑區(qū)域環(huán)境信息公開新格局，有效推進(jìn)環(huán)境信息公開，構(gòu)建多元共治的環(huán)境治理體系具有重要的現(xiàn)實意義。

1文獻(xiàn)綜述

世界各國環(huán)境信息公開呈現(xiàn)馬太效應(yīng)，發(fā)達(dá)國家起步較早并取得良好效果，而發(fā)展中國家則相對滯后。大多數(shù)發(fā)達(dá)國家如歐洲、美國和日本等已經(jīng)形成了包括法律保障和具體實施機(jī)制的完整環(huán)境信息公開制度[1]，美國1986年開始實施的毒性排放清單（TRI）及其補(bǔ)充的33/50計劃，促使10年間的化學(xué)污染物排放下降了45%以上[2]。自1992年里約熱內(nèi)盧會議以來，發(fā)展中國家紛紛開始啟動環(huán)境信息公開計劃，如1995年印度尼西亞實施了“污染控制、評價與分級項目”（PROPER）[3]，印度的綠色評級項目（GRP）[4]，菲律賓的EcoWatch計劃和中國的綠色觀察計劃（GWP）[5]，成為發(fā)展中和轉(zhuǎn)型期國家污染治理的有效工具，但由于發(fā)展經(jīng)濟(jì)和工業(yè)化的需要，公眾參與以及信息公開體制機(jī)制等方面的障礙，制約了環(huán)境信息公開在污染減排上的作用，發(fā)展中國家環(huán)境信息公開之路道長且阻。

中國環(huán)境信息公開立法起步較晚發(fā)展相對滯后，但相關(guān)政策制度體系已逐步完善。2008年成為中國環(huán)境信息公開立法的元年，《環(huán)境信息公開辦法（試行）》的實施，標(biāo)志著我國環(huán)境信息公開走向制度化。隨后，政府又相繼頒布了針對企業(yè)、事業(yè)單位、重點(diǎn)排污單位等公開環(huán)境信息的專門性的法律規(guī)范，特別是2015年實施的新《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》，對環(huán)境信息公開的主體、內(nèi)容以及監(jiān)督途徑等作了明確規(guī)定，并第一次以立法的形式確立了公眾的環(huán)境知情權(quán)、環(huán)境參與權(quán)及環(huán)境監(jiān)督權(quán)，十九大提出要構(gòu)建政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會組織與公眾共同參與的多元化環(huán)保社會治理體系，環(huán)境信息公開成為動員社會各界廣泛參與、合力推動污染減排的重要手段，2018年改組后的“生態(tài)環(huán)境部”更是標(biāo)志著我國環(huán)境保護(hù)和生態(tài)治理工作進(jìn)入新時代。

影響中國環(huán)境信息公開的因素有很多，主要可分為內(nèi)在因素和外部因素。內(nèi)在驅(qū)動力主要是針對企業(yè)特征層面而言[6]，企業(yè)規(guī)模、行業(yè)類型或所有權(quán)性質(zhì)等具有顯著的影響[7]。對環(huán)境敏感的行業(yè)和國有企業(yè)明顯更加致力于環(huán)境信息的公開，環(huán)境績效欠佳的企業(yè)比表現(xiàn)良好的披露更多信息，而表現(xiàn)良好的企業(yè)披露的信息更為可靠[8];企業(yè)年報披露的環(huán)境信息明顯少于社會責(zé)任報告，強(qiáng)制性公開比自愿公開的信息質(zhì)量更高[9];企業(yè)的債務(wù)成本或因披露環(huán)境信息而面臨的風(fēng)險和損失的專有化成本則會減少環(huán)境信息的公開[10]，企業(yè)所在地（監(jiān)管距離）對公司環(huán)境信息披露具有負(fù)面影響[11]。外部因素主要是來自于利益相關(guān)者的壓力，如政府監(jiān)管、社會組織和公眾輿論壓力等[12]，完善有效的法律規(guī)制會給企業(yè)帶來較大的外部監(jiān)管壓力[13]，政治關(guān)聯(lián)和政府補(bǔ)助會影響企業(yè)的環(huán)境信息公開行為，為了獲取政府資源支持和規(guī)避違規(guī)風(fēng)險損失，企業(yè)將披露更多污染排放信息[14-15]。公眾參與是驅(qū)動環(huán)境信息公開的重要因素，家庭收入和受教育程度較高地區(qū)的公眾，更容易表達(dá)環(huán)境訴求。新聞媒體報道數(shù)量越多，環(huán)境信息公開的內(nèi)容越豐富，卻并不能提高信息公開的質(zhì)量[16];區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平和污染物排放強(qiáng)度的差異，是中國環(huán)境信息公開表現(xiàn)出顯著區(qū)域不平衡的重要原因[17];城市類型和特征也會影響環(huán)境信息公開水平，如失業(yè)率越低、市長任期較長、博士學(xué)位更多的城市，環(huán)境信息公開水平越高[18]。此外，環(huán)境信息公開的有效性還取決于監(jiān)管壓力和環(huán)保執(zhí)法的效率[19]，加強(qiáng)環(huán)保政策的有效執(zhí)行可敦促企業(yè)更多公開環(huán)境信息，改善環(huán)境治理效果[20]。

綜上，已有的文獻(xiàn)對于城市整體層面和涉及環(huán)境影響評價的實證分析較少，對環(huán)境信息公開發(fā)展的動態(tài)規(guī)律性認(rèn)識不足，對影響環(huán)境信息公開因素的分析相對片面不夠深入。該文從時間和空間雙重視角，可視化地呈現(xiàn)了我國環(huán)境信息公開的時間變化趨勢和空間分布格局的演化特征;在總結(jié)影響環(huán)境信息公開的內(nèi)外驅(qū)動因素的基礎(chǔ)上，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府規(guī)制、企業(yè)績效、公眾參與、環(huán)境狀況、環(huán)保監(jiān)督執(zhí)法等六個方面，采用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，對環(huán)境信息公開的影響因素及其作用方向作了進(jìn)一步探討。

2研究設(shè)計

2.1研究方法

2.1.1空間自相關(guān)分析

空間自相關(guān)是事物本身所固有的空間屬性，可檢驗要素屬性值是否顯著地與其鄰近地區(qū)存在相互作用，是否存在空間集聚或溢出現(xiàn)象。由于環(huán)境信息具有空間性、時間性和擴(kuò)散性等特點(diǎn)，且其在城市間會存在相互影響，因此，可通過全局和局域自相關(guān)分析來反映城市環(huán)境信息公開的空間分布格局和演化特征，并揭示其空間異質(zhì)性。

（1）全局空間自相關(guān)（GlobalMoransI）。反映區(qū)域所有地理單元之間的平均關(guān)聯(lián)程度及其顯著性，可從整體上揭示城市間環(huán)境信息公開水平的空間分布情況。

（2）局域空間自相關(guān)（LocalMoransI）。主要描述每個地理單元周圍具有相似水平單元的空間集聚現(xiàn)象和每個單元與鄰近單元具有水平的空間分異現(xiàn)象，可識別城市環(huán)境信息公開水平的空間集聚模式，探測存在的空間異質(zhì)性。

2.1.2空間面板模型

由于環(huán)境信息公開是一個動態(tài)累積過程，既取決于當(dāng)期因素作用，也受上一期水平的影響，存在“路徑依賴”特征，引入因變量的滯后項來反映這一動態(tài)過程。中國地區(qū)間的環(huán)境決策存在相互模仿競爭效應(yīng)，鄰近地區(qū)上一期環(huán)境決策對本地當(dāng)期決策存在顯著影響，環(huán)境信息公開具有時間趨勢的空間動態(tài)依存關(guān)系，通過引入附空間權(quán)重的因變量滯后項來表示時空動態(tài)效應(yīng)[21]?？紤]到空間杜賓模型是空間滯后模型和空間誤差模型的一般形式，可簡化變形后得到這兩種模型，因此，將基準(zhǔn)模型設(shè)定為動態(tài)空間杜賓模型（DSDM）。

2.1.3空間權(quán)重矩陣

應(yīng)用空間統(tǒng)計和計量方法之前需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣（W），由于PITI指數(shù)涵蓋的城市較多不是空間鄰近的，因此不采用空間鄰近權(quán)重矩陣，主要采用地理距離權(quán)重矩陣（W1），同時為反映非地理特征因素的影響，構(gòu)造了經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W2）和經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣（W3）。地理距離權(quán)重矩陣中元素wij為城市i與城市j之間的經(jīng)緯度（世界城市經(jīng)緯度查詢系統(tǒng)）計算的地球大圓距離的倒數(shù);經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣中元素wij為樣本期內(nèi)兩城市人均GDP均值之差的倒數(shù);經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣中元素wij為城市i與所有城市的人均GDP均值的比值與兩城市間距離倒數(shù)的乘積。模型中對各權(quán)重矩陣進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化（行和為1），使得變量空間滯后值是變量的權(quán)重加權(quán)平均值，可使變量估計系數(shù)與其空間滯后項系數(shù)直接進(jìn)行比較。

2.2指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

環(huán)境信息公開水平（EID）作為因變量，以PITI指數(shù)來衡量，并取對數(shù);經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）和外資依賴度（FDI）來表征，以人均GDP衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，實際利用外資與GDP的比值衡量外資依賴度;政策規(guī)制因素以財政分權(quán)度（FD）和環(huán)保投入強(qiáng)度（EPI）來表征，以財政自主度（財政收入/財政支出）來衡量財政分權(quán)，環(huán)境污染治理投資與GDP的比重衡量環(huán)保投入強(qiáng)度;環(huán)境狀況因素以空氣質(zhì)量水平（AQI）和工業(yè)污染程度（IPD）來表征，以年均PM2.5濃度衡量空氣質(zhì)量水平，工業(yè)SO2排放量衡量工業(yè)污染程度;公眾參與因素用社會輿論壓力（POP）和教育水平（EDU）來表征，以互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)衡量社會輿論壓力，以每萬人在校大學(xué)生數(shù)衡量教育水平;企業(yè)績效因素為工業(yè)規(guī)模（SIZE）和企業(yè)利潤（PROFIT），工業(yè)行業(yè)規(guī)模用工業(yè)增加值占GDP比重來衡量，以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均利潤來衡量企業(yè)利潤;環(huán)保監(jiān)督執(zhí)法因素用環(huán)保監(jiān)督（ESL）和環(huán)保執(zhí)法（EAP）來表征，以每萬人環(huán)境問題來信數(shù)衡量環(huán)保監(jiān)督，每億元GDP環(huán)境問題行政處罰案件數(shù)衡量環(huán)保執(zhí)法;選取三組虛擬變量來表征城市特征，分別為是否沿海城市（COA），是否資源型城市（RBC，是否智慧城市試點(diǎn)（SC）。

以120個城市為樣本，2008—2017年環(huán)境信息公開數(shù)據(jù)來源于公眾環(huán)境研究中心（IPE）和自然資源保護(hù)協(xié)會（NRDC）共同發(fā)布的《城市污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）報告》，并對PITI指數(shù)取自然對數(shù);城市環(huán)境污染治理投資額借鑒范子英和趙仁杰[22]的方法，以城市工業(yè)增加值占所屬省份的比重與省的環(huán)境污染治理投資額的乘積得到，城市環(huán)境問題來信數(shù)和行政處罰案件數(shù)的數(shù)據(jù)也按該方法得到;年均PM2.5濃度采用美國哥倫比亞大學(xué)社會經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)與應(yīng)用中心根據(jù)NASA衛(wèi)星遙感測定的氣溶膠光學(xué)厚度（AOD）計算出的全球PM2.5平均地表濃度的柵格地圖，經(jīng)ArcGIS軟件結(jié)合我國地級市行政區(qū)域矢量圖提取得到。其它數(shù)據(jù)主要來源于2008—2017年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》以及《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》等。

3實證分析

3.1我國環(huán)境信息公開的總體格局分析

根據(jù)2008—2017年的城市PITI指數(shù)，采用空間四分位圖揭示中國環(huán)境信息公開水平的空間分異格局及其動態(tài)變化規(guī)律，如圖1所示，中國環(huán)境信息公開水平總體上呈現(xiàn)出東部沿海地區(qū)較高、中西部地區(qū)相對較低的空間差異特征，表現(xiàn)為從沿海地區(qū)向內(nèi)陸地區(qū)梯度遞減的分布格局。中國環(huán)境信息公開發(fā)展相對滯后，在2008年《環(huán)境信息公開辦法（試行）》實施的元年，中國環(huán)境信息公開整體水平較低，呈現(xiàn)一種松散的空間分布格局。120個城市PITI指數(shù)均值僅為30.3，大多處于較低和低水平狀態(tài)。東南沿海地區(qū)尤其是長三角（江浙滬）、珠三角相對較高，區(qū)域之間差異較大，即使區(qū)域內(nèi)部也存在較大差距，甚至天津、石家莊、長春、南昌、長沙和貴陽等省會城市，均值也在30以下，可見當(dāng)時我國環(huán)境信息公開處于低水平的萌芽階段，發(fā)展不充分不均衡。到2017年，隨著新《環(huán)保法》等法律規(guī)范的相繼頒布實施，中國環(huán)境信息公開整體水平有了較大提高，處于中等水平的快速發(fā)展階段，呈現(xiàn)“沿海-內(nèi)陸”的兩極分化空間集聚分布格局。區(qū)域之間和內(nèi)部依然存在差距，區(qū)域內(nèi)有了較大縮小，尤其是山東半島城市群異軍突起，PITI指數(shù)均值達(dá)到71.1，成為第一集團(tuán)力量?？梢?，經(jīng)過多年發(fā)展，中國環(huán)境信息公開水平有了明顯提高，區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)差距在縮小，但個體差異依然較大，沿海地區(qū)優(yōu)勢明顯，部分地區(qū)以城市群為依托，有非常顯著的提升。3.2我國環(huán)境信息公開的空間關(guān)聯(lián)特征分析

3.2.1全局自相關(guān)分析

如表1所示，2008—2017年環(huán)境信息公開的MoransI指數(shù)均為正，在三種空間權(quán)重矩陣下均通過1%水平的顯著性檢驗，說明城市間存在顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，我國城市環(huán)境信息公開表現(xiàn)出明顯的空間集聚分布現(xiàn)象。

城市間的這種正向空間依賴關(guān)系還呈現(xiàn)出階段性波動特征，地理距離（W1）和經(jīng)濟(jì)地理距離（W3）權(quán)重矩陣下Morans I指數(shù)的演化趨勢基本一致，經(jīng)歷2008—2009年、2012—2013年和2015—2017年三個上升時期，還經(jīng)歷了2009—2012年和2013—2015年兩個下降時期;而在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W2）下，經(jīng)歷了2008—2010年、2012—2013年和2014—2016年三個上升時期，2010—2012年、2013—2014年和2016—2017年三個下降時期。在上升期間城市間的空間依賴性不斷加強(qiáng)，在下降期間則逐漸減弱，總體上其數(shù)值在增大，說明這種空間依賴性在加強(qiáng)。因此，中國城市環(huán)境信息公開表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間集聚分布格局，雖經(jīng)歷階段性波動，但總體上集聚程度呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的態(tài)勢。

3.2.2 局域自相關(guān)分析

由表2局域自相關(guān)檢驗的散點(diǎn)圖結(jié)果可知，2008—2017年中國城市環(huán)境信息公開水平的空間分布呈現(xiàn)明顯的聚類特征。2008—2017年，屬于第一象限城市數(shù)量大幅度增加，第二和第四象限顯著減少，第三象限的數(shù)量變動不大，屬于第一象限和第三象限的城市數(shù)量平均占比達(dá)77.5%，說明環(huán)境信息公開整體上呈現(xiàn)高-高和低-低的兩極空間集聚態(tài)勢。其中，第一象限的城市數(shù)量平均占比30.8%，如上海、寧波、廣州和深圳等，該類城市的環(huán)境信息公開水平高，周圍城市也較高，形成了高高集聚區(qū)，具有良好的示范效應(yīng);第三象限的城市數(shù)量平均占比46.7%，如包頭、太原、蘭州等，該類城市的環(huán)境信息公開水平低，周圍城市也較低，形成了低低集聚區(qū)，城市間呈現(xiàn)“逐底效應(yīng)”，缺乏信息公開的動力和激勵;第二象限城市數(shù)量平均占比9.2%，如九江、韶關(guān)等，該類城市環(huán)境信息公開水平低，但其周圍城市則較高，處于環(huán)境信息公開的“洼地”，周圍城市對其具有一定的“遮蔽”陰影，沒有發(fā)揮學(xué)習(xí)效應(yīng);第四象限城市數(shù)量平均占比13.3%，如北京、重慶、成都等，該類城市環(huán)境信息公開水平高，但其周圍城市則較低，處于環(huán)境信息公開的“高地”，其對周圍城市具有一定的“隔離”效應(yīng)，沒有形成良好的輻射帶動作用。因此，我國環(huán)境信息公開區(qū)域內(nèi)部空間溢出效應(yīng)顯著，呈現(xiàn)集聚特征，區(qū)域之間輻射帶動作用較弱，呈現(xiàn)兩極分化現(xiàn)象。

由表2的LISA集聚分類結(jié)果可知，2008—2017年我國城市環(huán)境信息公開水平的空間集聚分布增多，呈現(xiàn)“沿海-內(nèi)陸”的兩極集聚和“空間俱樂部”的分布特征，沿海城市大多處于高高集聚區(qū)，內(nèi)陸城市則大多處于低低集聚區(qū)。從顯著性檢驗來看，2008、2011、2014和2017年，分別有39、44、49和60個城市通過了顯著性檢驗，分別占比32.5%、36.7%、40.8%和50%，表明我國環(huán)境信息公開水平的空間集聚分布呈現(xiàn)增加態(tài)勢，城市間的空間溢出效應(yīng)明顯。從各類集聚區(qū)城市數(shù)量變化來看，2008年到2017年，屬于高高（H-H）集聚區(qū)城市數(shù)量翻了一倍，由18個增加到37個，東南沿海尤其是山東半島的城市有了顯著增加;屬于低低（L-L）集聚區(qū)城市數(shù)量稍有增加，由13個增加到17個，主要來自于東北和中部地區(qū)，西南地區(qū)則有所減少;屬于低高（L-H）集聚區(qū)的城市數(shù)量基本沒變，但所屬城市發(fā)生了改變;屬于高低（H-L）集聚區(qū)的城市數(shù)量略微減少，所屬城市變動較大。從城市群視角來看，長三角和珠三角城市群是我國環(huán)境信息公開水平主要的高高集聚區(qū)，而西南城市群和關(guān)中平原城市群是我國環(huán)境信息公開水平主要的低低集聚區(qū);東北和中部地區(qū)部分城市則呈現(xiàn)低低集聚態(tài)勢，西南城市群呈現(xiàn)逐漸改善的趨勢，山東半島城市群則有了極大提升，呈現(xiàn)顯著的高高集聚態(tài)勢。整體上看，我國城市環(huán)境信息公開存在較大的空間異質(zhì)性，東部沿海地區(qū)明顯高于中西部內(nèi)陸地區(qū)，區(qū)域間呈現(xiàn)顯著的空間“俱樂部”分布格局。3.3 我國環(huán)境信息公開的影響因素分析模型參數(shù)估計前，需要進(jìn)行模型選擇診斷，采用LM統(tǒng)計量檢驗，判別方法為：對應(yīng)LM統(tǒng)計量顯著性更高的模型較優(yōu)，若兩種LM統(tǒng)計量均顯著，則通過穩(wěn)健性LM統(tǒng)計量R_LM的顯著性來判別，如果還是都顯著，則選擇空間杜賓模型（SDM）。由空間模型判別結(jié)果可知，三種權(quán)重下LM及其穩(wěn)健性統(tǒng)計量顯著性都較高，選擇SDM更合意，因此，選擇動態(tài)空間杜賓模型（DSDM）進(jìn)行模型參數(shù)估計。

從時間維度、空間維度和時空雙維度分別對環(huán)境信息公開的時間滯后效應(yīng)、空間滯后效應(yīng)和時空滯后效應(yīng)加以全面考察，借鑒邵帥等[23]的方法，采用空間面板數(shù)據(jù)廣義矩估計（SGMM）方法對DSDM模型進(jìn)行參數(shù)估計，以緩解可能存在的內(nèi)生性問題，表3報告了對應(yīng)估計結(jié)果（限于篇幅，表3中不展示變量的空間滯后項結(jié)果）。從檢驗結(jié)果看，AR（1）、AR（2）和Sargan檢驗均符合要求，AR（1）在1%水平上顯著，AR（2）不顯著，即拒絕不存在一階自相關(guān)的原假設(shè)，接受不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，滿足Sargan檢驗的要求，Sargan檢驗結(jié)果不顯著，因此，模型中工具變量的選擇是合理的，且模型識別是有效的。（1）對環(huán)境信息公開的時空效應(yīng)分析。從時間維度看，三種權(quán)重矩陣下環(huán)境信息公開的時間滯后系數(shù)θ在1%水平上均顯著為正，說明環(huán)境信息公開具有路徑依賴特征，當(dāng)期良好狀況，有利于下一期環(huán)境信息公開進(jìn)一步提高，表現(xiàn)出“疊加效應(yīng)”。從空間維度看，空間滯后系數(shù)ρ均顯著為正，驗證了我國城市環(huán)境信息公開存在顯著的空間集聚特征，提高鄰近城市的環(huán)境信息公開水平有助于本城市的環(huán)境信息公開水平，表現(xiàn)出區(qū)域間學(xué)習(xí)模仿的“同群效應(yīng)”。從時空雙維度看，時空滯后系數(shù)γ均顯著為正，表明鄰近城市上一期較高的環(huán)境信息公開水平會促進(jìn)本地城市在當(dāng)期提高環(huán)境信息公開水平，表現(xiàn)出“示范效應(yīng)”。

（2）從影響環(huán)境信息公開的經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）系數(shù)均顯著為正，其空間滯后系數(shù)在三種權(quán)重矩陣下也顯著為正，表明提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會促進(jìn)環(huán)境信息公開，鄰近城市也有助于提高本地的環(huán)境信息公開水平。外資依賴度（FDI）系數(shù)在W1和W3下為正，但不顯著，而在W2下10%水平上顯著為負(fù)，其空間滯后系數(shù)均為負(fù)，僅W2下顯著，說明外資依賴度的這兩種效應(yīng)還有待進(jìn)一步檢驗。不考慮經(jīng)濟(jì)因素時，引入外資可能有助于環(huán)境信息公開，但在統(tǒng)計上不顯著，考慮城市經(jīng)濟(jì)差距時，提高外資水平會減少環(huán)境信息公開，鄰近城市較高的外資水平會抑制本地環(huán)境信息公開，城市間存在競爭效應(yīng)。

（3）從政府規(guī)制因素來看，財政分權(quán)（FD）系數(shù)僅在OLS估計靜態(tài)模型的10%水平上顯著為正，在雙固定效應(yīng)模型和W1的動態(tài)空間模型下為正，而在W2和W3下為負(fù)，但均未通過顯著性檢驗，財政分權(quán)空間滯后系數(shù)在三種權(quán)重矩陣下均未負(fù)，但不顯著，說明考慮城市間經(jīng)濟(jì)差距時（W2），財政分權(quán)會抑制環(huán)境信息公開，但檢驗結(jié)果不具統(tǒng)計上意義。環(huán)保投入強(qiáng)度（EPI）系數(shù)在三種權(quán)重矩陣10%水平上顯著為正，環(huán)保投入強(qiáng)度空間滯后系數(shù)僅在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣10%水平上顯著為正，說明考慮地區(qū)間經(jīng)濟(jì)因素時，提高環(huán)保投入強(qiáng)度有助于增加環(huán)境信息公開，鄰近城市較高的環(huán)保投入也會促進(jìn)本地城市環(huán)境信息公開。

（4）從企業(yè)績效因素來看，工業(yè)行業(yè)規(guī)模（SIZE）系數(shù)在三種權(quán)重矩陣下為正，但均為通過顯著性檢驗，而其空間滯后系數(shù)在W2下10%水平上顯著為正，說明工業(yè)的發(fā)展可能有助于提高環(huán)境信息公開，但這種作用在統(tǒng)計上不顯著，鄰近城市較高的工業(yè)水平會促進(jìn)本地環(huán)境信息公開。企業(yè)利潤（PROFIT）及其空間滯后系數(shù)在三種權(quán)重矩陣下均為正，且在W2和W3下通過了10%的顯著性水平，說明提高企業(yè)利潤會促進(jìn)環(huán)境信息公開，鄰近城市較高的企業(yè)利潤有助于提升本地環(huán)境信息公開水平。

（5）從公眾參與因素來看，社會輿論壓力（POP）系數(shù)在三種權(quán)重下5%水平均顯著為正，其空間滯后系數(shù)在10%水平上也顯著，說明增加社會輿論壓力會提高環(huán)境信息公開水平，鄰近城市較高的社會輿論壓力也會促進(jìn)本地增強(qiáng)環(huán)境信息公開;地區(qū)教育水平（EDU）系數(shù)僅通過了W2和W3下的10%水平的顯著性檢驗，其空間滯后系數(shù)為正但不顯著，說明提高教育水平可增加環(huán)境信息公開，鄰近城市較高的教育水平可能促進(jìn)本地環(huán)境信息公開，但這種作用在統(tǒng)計上不顯著。

（6）從環(huán)境狀況因素來看，空氣質(zhì)量水平（AQI）及其空間滯后系數(shù)在W2和W3下的10%水平上顯著為負(fù)，在W1下系數(shù)為正但不顯著，說明考慮經(jīng)濟(jì)差距因素時，PM2.5濃度越高的城市公開的環(huán)境信息越少，鄰近城市較高的PM2.5濃度會抑制本地環(huán)境信息公開;工業(yè)污染程度（IPD）系數(shù)在三種空間矩陣下均為負(fù)，僅在W2和W3下的10%水平上顯著為負(fù)，且其空間滯后系數(shù)均顯著為負(fù)，說明工業(yè)污染越高的城市公開的環(huán)境信息越少，鄰近城市較高的工業(yè)污染水平也會抑制本地環(huán)境信息公開。

（7）從環(huán)保監(jiān)督執(zhí)法因素來看，環(huán)保監(jiān)督（ESL）及其空間滯后系數(shù)在三種權(quán)重矩陣下均為正，僅在W3下10%水平上顯著，說明考慮經(jīng)濟(jì)差距和地理距離因素情況下，環(huán)保監(jiān)督對環(huán)境信息公開存在促進(jìn)作用，但這種作用較弱，鄰近城市較強(qiáng)的環(huán)保監(jiān)督也會促進(jìn)本地環(huán)境信息公開;環(huán)保執(zhí)法（EAP）系數(shù)在三種空間權(quán)重下10%水平上均為負(fù)，說明嚴(yán)格的環(huán)保執(zhí)法會抑制環(huán)境信息公開，考慮經(jīng)濟(jì)地理因素時，鄰近城市較強(qiáng)的環(huán)保執(zhí)法對本地環(huán)境信息公開具有促進(jìn)作用，會產(chǎn)生一種警示效應(yīng)，但這種促進(jìn)作用相對較弱。

（8）從環(huán)境信息公開的城市類型來看，是否沿海城市（COA）系數(shù)在靜態(tài)模型的OLS估計下的1%水平上顯著為正，表明沿海城市比內(nèi)陸城市具有更高的環(huán)境信息公開水平;是否資源型城市（RBC）系數(shù)在靜態(tài)模型和動態(tài)模型估計下均顯著為負(fù)，表明相對于非資源型城市，資源型城市傾向于減少環(huán)境信息的公開;是否智慧城市試點(diǎn)（SC）系數(shù)在靜態(tài)模型估計下僅在10%水平上顯著為正，而在動態(tài)模型估計下也通過了5%的顯著性檢驗，表明智慧城市試點(diǎn)比非智慧城市更愿意公開更多的環(huán)境信息。

4? 研究結(jié)論與政策啟示

基于2008—2017年120個城市的PITI指數(shù)，采用空間數(shù)據(jù)探索分析和動態(tài)面板空間杜賓模型的方法，從時間和空間雙重視角，動態(tài)分析我國環(huán)境信息公開的總體格局、時空演化特征和影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：①2008—2017年，我國環(huán)境信息公開整體水平不高，但有較大提升，正處于向中等水平過渡階段，表現(xiàn)出明顯的區(qū)域不平衡現(xiàn)象，呈現(xiàn)“沿海-內(nèi)陸”梯度遞減格局，區(qū)域間差距依然較大，區(qū)域內(nèi)差距逐漸縮小。②我國環(huán)境信息公開表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間“俱樂部”集聚分布特征，城市間表現(xiàn)出“強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合”（高-高）和“抱團(tuán)取暖”（低-低）的態(tài)勢，區(qū)域內(nèi)部空間溢出效應(yīng)顯著，區(qū)域間輻射帶動作用較弱。③環(huán)境信息公開表現(xiàn)出時間上的“疊加效應(yīng)”，空間上的“同群效應(yīng)”，時空上的“示范效應(yīng)”;沿海城市、智慧城市和非資源型城市的環(huán)境信息公開水平相對更高。④經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和環(huán)保投入強(qiáng)度表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，企業(yè)績效、社會輿論壓力、教育水平和環(huán)保監(jiān)督的促進(jìn)作用顯著性較弱，工業(yè)化水平的正向作用不顯著;空氣污染和工業(yè)污染表現(xiàn)顯著的抑制效應(yīng)，而外資引入和環(huán)保執(zhí)法也表現(xiàn)出負(fù)向作用，但顯著性較弱，財政分權(quán)的負(fù)向作用不顯著。綜合來看，制約環(huán)境信息公開的因素難以消除，而促進(jìn)環(huán)境信息公開的因素沒有得到有效發(fā)揮，是我國環(huán)境信息公開發(fā)展滯后的根本原因。

該研究結(jié)果的政策啟示意義如下：①加強(qiáng)頂層設(shè)計，完善環(huán)境信息公開的體制機(jī)制。構(gòu)建跨部門跨區(qū)域的重大事件信息公開聯(lián)合行動機(jī)制，建立權(quán)責(zé)清晰的監(jiān)督、保障和責(zé)任追究制度，對政府環(huán)境信息公開工作進(jìn)行督查、考核和評價。推進(jìn)政府環(huán)境信息公開平臺建設(shè)和管理，實現(xiàn)環(huán)保部內(nèi)部數(shù)據(jù)信息統(tǒng)一管理、協(xié)調(diào)共享，建立環(huán)境信息公開社會應(yīng)急反饋機(jī)制。②加快環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，豐富環(huán)境信息公開的方式和渠道。搭建涵蓋全國政府和企業(yè)環(huán)境信息公開的綜合平臺，充分利用大數(shù)據(jù)和物聯(lián)網(wǎng)等技術(shù)，為政府實施監(jiān)督管理、企業(yè)辦理環(huán)保業(yè)務(wù)、公眾參與查詢監(jiān)督提供統(tǒng)一便捷的平臺。加強(qiáng)環(huán)保知識宣傳培訓(xùn)，提升公眾環(huán)保意識和參與度。③堅持監(jiān)管與服務(wù)并重，建立企業(yè)環(huán)境信息公開的長效機(jī)制。加強(qiáng)監(jiān)督和分類指導(dǎo)，實施環(huán)境信息公開獎懲機(jī)制，輔以配套的救濟(jì)和經(jīng)濟(jì)激勵機(jī)制措施，推進(jìn)企業(yè)環(huán)境信用評價制度;針對不同行業(yè)、不同規(guī)模、不同特點(diǎn)的企業(yè)和城市，研究實施環(huán)境信息公開的定制化方案，為企業(yè)環(huán)保和經(jīng)營決策提供智力支持，推進(jìn)環(huán)境信息公開向縱深發(fā)展。

（編輯：李 琪）

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