环境规制对企业出口贸易影响的实证研究——基于2004—2015年中国企业出口的省际面板数据

石华平 易敏利

（西南财经大学经济学院 四川成都 611130）

近五年来，中国经济持续高速增长，2013年到2017年，GDP从54亿元增加到82.7亿元，年均增长7.1%，占世界经济比重从11.4%提高到15%左右，对世界经济增长贡献率超过30%，已跃居世界第二大经济体①。2016年中国出口总额（20845亿美元）是1978年（97.5亿美元）的213倍，出口作为拉动经济增长的三驾马车之一，已成为中国经济指数化增长的助推剂。但出口高速扩张和经济持续增长也使环境污染持续恶化，要实现“既要金山银山，也要绿水青山”，既是经济发展中的问题，也是学术界争议的热点。

随着中国环境污染日益凸显，环境保护成为舆论的焦点。为此，政府积极实施环境保护战略，制订并出台了一系列环境规制政策，如“三同时制度”“排污收费制度”“排污申报和许可证制度”“总量控制与减排制度”等。通常认为，严格的环境规制能遏制环境污染恶化，但增加了企业的生产成本、降低了企业的出口竞争力，对企业出口产生负向影响，上述观点是Walter and Ugelow（1979）提出的“污染避难所假说”（Pollution Haven Hypothesis）。但Porter（1991）研究认为，适当的环境规制可以促进企业创新，提高产品质量和出口竞争力，即“波特假说”（Porter Hypothesis）。针对上述两种假说，学术界存在很多争议，大量实证研究结论也不尽一致。那么，环境规制与企业出口是否存在相互影响关系？环境规制强度对企业出口影响到何种程度？基于此，本研究探讨环境规制对企业出口的影响大小及其程度，为政府制定环境规制政策提供参考依据。

一、文献综述

国内经济学者也对环境规制与企业出口的关系进行了实证研究，研究结论也存在分歧。一方面，根据“污染避难所假说”，发达国家存在规避环境规制政策的心理因素和污染密集型商品的比较优势，通常将污染密集型企业选址在发展中国家或扩大从发展中国家进口污染密集型商品的规模。中国作为世界第二大经济体，为了提升污染密集型产品的出口竞争力而降低环境规制是没必要的，相反，适度地提高环境规制还能提升污染密集型产品的出口竞争力，实现节能减排和促进企业出口的“双赢”（陆旸，2009；傅京燕、赵春梅，2014；申萌等，2015）。董敏杰等（2011）对环境规制与中国产业国际竞争力影响程度进行了测算，发现环境规制对出口行业价格存在影响，但该影响在可控范围，因此，适度的环境规制不会降低企业的出口竞争力。童伟伟（2013）基于世界银行对中国制造业企业的调查数据，对环境规制从企业、地区和地区—产业三个层面进行衡量的基础上研究发现，环境规制在总体上能显著促进中国企业的出口，建议政府加强环境规制和倡导企业技术创新。该研究结论与“波特假说”一致。另一方面，“环境库兹涅茨曲线”假说（Kuznets Curve）认为环境质量与经济增长呈倒U型曲线关系。章秀琴、张敏新（2012）基于贸易引力模型检验了中国环境规制等因素对不同环境敏感性产品出口竞争力的影响，研究显示，无论内生和外生环境规制，都对中国污染密集型产品出口竞争力的影响呈倒U型曲线关系。李小平等（2012）对中国30个工业行业1998—2008年贸易比较优势的影响进行分析，发现环境规制强度对产业贸易比较优势提升有“度”的限制，当环境规制强度超过“度”时，不利于产业贸易比较优势提升，且物质资本强度与产业贸易比较优势之间存在倒U型关系。李玉楠、李廷（2012）基于中国污染密集型产业的动态面板数据研究发现环境规制对中国污染密集型产业出口影响显著，出口贸易量与环境规制呈U型曲线关系，而且现有经济水平下大多数制造业处于拐点左侧，严格的环境规制不利于产业发展和企业出口。

二、实证研究

目前，针对环境规制与企业出口影响的实证研究多数都是基于HOV模型或引力模型。HOV模型根据要素禀赋理论的分析框架，在关于劳动力禀赋和资本禀赋的H-O模型上加入环境规制政策变量（环境禀赋），将企业出口表示为劳动力禀赋、资本禀赋和环境禀赋的函数，用于探寻环境规制对企业出口的影响。Tobey（1990）借鉴了Leamer（1984）的HOV模型框架，并将11项资源禀赋变量纳入模型，运用OLS估计方法检验环境规制对污染密集型产品出口的关系。Cole and Elliott（2003）又在Tobey（1990）的基础上，用工具变量解决了环境规制的内生性问题。Van Beers and Van den Bergh（1997）利用OECD国家数据，采用引力模型研究环境规制对企业出口竞争力的影响。Jug and Mirza（2005）基于Van Beers and Van den Bergh（1997）的引力模型并作适当的修改，考虑了环境规制的内生性问题。

（一）环境规制指标选取

关于环境规制对企业出口的影响，通常由内生和外生环境规制因素共同决定。环境规制由政府内生决定，环境规制影响企业出口，而企业出口又反向制衡政府环境规制政策。根据“污染避难所假说”观点，一国的经济水平越高，其环境规制强度越大，亦即一个国家的经济状况与环境规制关联性较大（傅京燕、李丽莎，2010）。本文借鉴XU（2000）的研究思路，将人均实际GDP（pcgdp）作为衡量内生环境规制因素，环境规制（Environmental Regulation，ER）作为衡量外生环境规制因素。

本文采用综合指数法构造环境规制指标，选取的单项指标为：废气治理投入（Waste Gas Treatment Input，WGI）、废水治理投入（Waste Water Treatment Input，WWI）、固体废物综合利用率（Solid Waste Utilization，SWU）和固体废物处置率（Solid Waste Disposal，SWD）。具体计算方法如下。

1）计算各单项指标。

其菜系取材广泛，调味多变，菜式多样，口味清鲜醇浓并重，以善用麻辣调味著称，并与独特的烹调方法和浓郁的地方风味，融贯了东南西北各方的特点。其菜系中的麻辣味可谓风光无限，在此味型上成就了川菜风靡大江南北之大业。麻辣火锅、麻辣烫、冒菜、川味烧腊、麻辣小龙虾、水煮鱼都是在这一味型上充分挖掘的成果，别具一格的风味在中国各大菜系中独树一帜。

废气治理投入（WGI）＝废气治理设备运行费用/废气排放总量；

废水治理投入（WWI）＝废水治理设备运行费用/废水排放总量；

固体废物综合利用率（SWU）＝固体废物利用量/固体废物产生量；

固体废物处置率（SWD）＝固体废物处置量/固体废物产生量。

2）对各单项指标进行线性标准化处理。其中：IDij分别表示废气治理投入（WGI）、废水治理投入（WWI）、固体废物综合利用率（SWU）、固体废物处置率（SWD）。

3）将上述四个单项指标线性标准化值（ID′ij）的平均值作为污染物排放指标的标准化值（ID*ij）。

4）计算排放达标率指标的权重。

其中，Wij为各省、直辖市、自治区i排放污染物j的权重，为各省、直辖市、自治区i排放污染物j的指标的标准化值为各省、直辖市、自治区i排放污染物j的单位产值排放量，为污染物j的单位产值在全国的平均水平。

5）将单项污染物排放指标标准化值）乘以权重值（Wij），计算出各省、直辖市、自治区的环境规制（ER）。

（二）模型构建及数据来源

1.模型构建

本文在Anderson and Van Wincoop（2003）的引力模型基础上，引入环境规制和地理区位变量。其中：环境规制变量测度环境规制政策对企业出口的影响，并将环境规制政策细分为人均实际GDP（内生环境规制）和环境规制（外生环境规制）；地理区位作为虚拟变量，以分析沿海地区与内陆地区企业出口在区位优势上的影响。因此，本文构建的引力模型为：

其中：expit是省、直辖市、自治区企业出口规模，pcgdpit是省、直辖市、自治区人均实际GDP，ERit是省、直辖市、自治区环境规制指标，indu2it是省、直辖市、自治区第二产业值占GDP比重，locit是省、直辖市、自治区的地理区位虚拟变量，lab1it是省、直辖市、自治区初等教育劳动力人口，lab2it是省、直辖市、自治区中等教育劳动力人口，lab3it是省、直辖市、自治区高等教育劳动力人口。

2.数据获取

根据数据的可获得性与完整性，本文选取我国30个省、直辖市、自治区2004—2015年统计数据（不含西藏②）。关于沿海地区的划分，本文按照殷克东、李兴东（2011）的划分标准，将天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南等11个省、直辖市列为沿海地区，取值为1，其余19个省、直辖市、自治区列为内陆地区，取值为0。本文数据均来源于历年《中国统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》，其中：环境规制指标人均实际GDP（内生环境规制）由历年《中国统计年鉴》整理计算得到，环境规制ER（外生环境规制）由历年《中国环境统计年鉴》整理得到。

三、模型估计与结果分析

因引入地理区位虚拟变量研究环境规制政策对企业出口贸易的影响，本文分别使用OLS和LSDV（最小二乘虚拟变量法）进行研究分析，使用Stata14.0进行估计。

（一）描述性统计分析

表1列出了各变量的基本特征，从中可以看出，内生环境规制（pcgdpit）之间的差距较小，但外生环境规制（ER）差距较大。因此，2004—2015年全国范围内（西藏除外）环境规制政策变化较大，其对企业出口的影响也更为明显。

表1 变量的描述性统计分析

（二）回归结果分析

从表1可以看出，内生环境规制水平（pcgdpit）对企业出口的影响为正，且在1%的显著水平上通过检验。一方面，随着中国综合经济实力的提升，工业企业的生产能力不断提高，当国内市场供大于求时，就促使企业开拓国际市场；另一方面，人均国内生产总值越高越有利于提升产品品质，扩大企业出口。外生环境规制（ERit）的弹性系数为-0.187，在1%的水平下通过了显著性检验，即外生环境规制的强度与企业出口呈负向相关，该实证结果说明严格的环境规制不利于中国企业出口。究其原因，一方面可能是由于中国政府颁布和实施的环境规制政策影响和制约了企业的生产能力，因产量受限而降低了企业出口量；另一方面，根据“污染避难所假说”的观点，由于政府实行严格的外生环境规制，高额的生产成本降低了企业出口的竞争比较优势，不利于企业出口贸易。为进一步研究长期环境规制政策对企业出口的影响，本文引入外生环境规制二次项（），结果显示，严格的外生环境规制降低了产品的出口竞争力，但到拐点后，严格的外生环境规制又促进了企业的出口贸易。因此，长期的外生环境规制与企业出口呈U型曲线关系，这与李玉楠、李廷（2012）的研究结论一致。

地理区位作为我国企业出口的重要影响因素，本文引入地理区位虚拟变量以探索沿海地区与内陆地区在中国企业出口贸易的影响差异。回归结果显示，地理区位虚拟变量的弹性系数符号为正，且在1%的水平上通过了显著性检验，表明沿海地区企业在对外出口贸易方面具有区位优势，该研究结论与杨汝岱、李艳（2013）研究结论一致。据统计，在国际货物运输中，运用最广泛的是海洋运输（ocean transport），海运量占国际货物运输的80%以上，因此，相比内陆地区，沿海地区独特的地理区位优势在企业出口贸易中发挥了非常重要的作用。

模型中另外一些解释变量对企业出口影响如表2所示，第二产业占GDP之比的弹性系数符号为正，且在1%的水平上统计显著，符合理论预期。研究表明，努力提升中国工业经济发展水平可有效提升企业出口竞争力。初等、中等和高等劳动力要素的弹性系数均为正，但仅有高等教育劳动力在1%的水平上统计显著，说明高素质人才匹配与企业出口贸易呈正相关关系，若中国企业的远景目标是拓展海外市场，就必须储备足够的高素质人才队伍。随着中国经济水平和环保意识的日益增强以及环境规制强度不断加大，拓展海外市场的中国企业亟需加强引进高素质人才，创新生产方式，降低污染排放，提升出口竞争力和出口贸易量。

表2 环境规制对企业出口贸易估计结果

（三）分区域回归结果分析

通过上述研究证实了地理区位对中国企业出口存在显著影响，但仍无法确定环境规制对不同地理区位的政策效果、影响程度等。为进一步区分环境规制对中国不同地理区位企业出口贸易的影响，本文将30个省、直辖市、自治区按照《中国统计年鉴（2016）》的划分依据进行划分③，分别进行OLS回归分析，结果如表3所示。

表3 不同地区环境规制对企业出口的估计结果

从表3可以看出，内生环境规制（pcgdpit）对中国企业出口贸易具有正向促进作用，东部和西部地区在1%的水平上统计显著，相比中西部地区，东部地区促进作用最大。中国东部沿海地区经济相对发达，对外出口贸易程度较高，内生环境规制能更好地促进企业出口贸易。外生环境规制（ER）对东部和中部地区企业出口贸易的弹性系数为正，对西部地区企业出口贸易弹性系数为负，均符合理论预期。研究结果表明严格的环境规制相比东部和中部地区而言，对西部地区企业出口的抑制作用更为明显，主要原因是中国西部地区经济相对落后，严格的环境规制降低了企业出口的竞争力，限制了企业出口和对外国际贸易。

从环境规制二次项（）的结果看，中国东部与中部地区的二次项系数为负，表明企业出口贸易与外生环境规制呈倒U型曲线关系，其中东部拐点为0.767，中部拐点为0.797。拐点左侧，企业出口贸易与环境规制之间的关系为增函数，外生环境规制越强，企业出口贸易量就越大；拐点右侧，企业出口贸易与环境规制的关系为减函数，严格的环境规制会降低企业出口竞争力，减少企业出口贸易量。尽管环境规制水平对企业出口贸易呈倒U型曲线关系，但从显著性检验结果看，环境规制二次项未通过显著性检验，即长期的环境规制对中国东部和中部企业出口影响趋势不显著。西部地区二次项系数为正，表明中国西部企业出口与环境规制呈U型曲线关系，拐点为1.588，且在5%的统计水平上显著。中国西部地区经济水平较低，基础设施相对落后，高尖端人才缺乏，企业出口竞争力缺乏比较优势，因此，严格的外生环境规制起初会降低企业出口的比较优势和出口贸易量；但超过拐点后，适度的环境规制政策促进企业自主创新，提升产品质量和出口竞争力，扩大出口贸易，提高国外市场占有率，符合“波特假说”（Porter Hypothesis）理论。

从劳动力供给与企业出口的关系看，在高等教育人才需求方面，东部地区弹性系数符号为负，中西部地区弹性系数符号为正，且均通过了显著性检验。结果表明，中西部地区企业扩大出口贸易，拓展海外市场对高尖端人才的需求更为强烈，该结论与预期一致。从区域划分角度看，中国东部属于沿海发达地区，也是高端人才聚集地，相比而言，中西部地区经济水平落后，高端人才相对缺乏。人才是发展之基，动力之源，企业拓展海外市场更需要高端人才作为支撑。企业应大力实施高端人才发展战略，以多种方式引进人才、留住人才，不断提高自主创新能力，提升企业产品在国际市场竞争中的比较优势，为地区经济发展补齐短板。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文使用2004—2015年中国30个省、直辖市、自治区企业出口的面板数据，在Anderson和Van Wincoop（2003）的引力模型的基础上引入环境规制、地理区位等解释变量，以中国企业出口为研究对象，采用OLS和LSDV（最小二乘虚拟变量法）分析中国实施严格的环境规制对企业出口的影响程度及方向。（1）内生环境规制（pcgdp）对企业出口贸易正相关，外生环境规制（ER）对企业出口贸易呈U型曲线关系，即：在拐点左侧，企业出口贸易与外生环境规制负相关，随着外生环境规制加强，企业的出口贸易量逐渐下降；在拐点右侧，严格的外生环境与企业出口贸易正相关，随着外生环境规制的持续增强，企业突破技术瓶颈，实现自主创新，提升产品的出口竞争力。该研究结论与傅京燕（2014）的一致。（2）第二产业值占GDP比例的弹性系数为正，符合理论预期。（3）地理区位对企业出口贸易的影响显著为正，符合预期，表明企业选址的地理区位是中国企业出口贸易的重要影响因素。（4）就劳动力驱动因素而言，高等教育人才对企业出口贸易的驱动力最强，远超于中等及以下劳动人口对中国企业出口的影响。高端人才在中国中西部地区企业的出口贸易和拓展海外市场中发挥着非常重要的作用。

通过划分区域研究发现，外生环境规制对东部和中部地区企业出口呈倒U型曲线关系，西部地区呈U型曲线关系。根据“环境库兹涅茨倒U型曲线”理论，地区人均GDP水平与人们重视环境改善的意识正向相关，即当地区人均GDP水平较低时，企业只注重经济发展，忽视环境保护，出口产品价格中不含环境治理成本，产品出口的竞争力提高；当到达拐点后，地区人均GDP水平提高，环境规制逐渐严格，环境治理成本内化于产品成本，降低产品的出口竞争力。改革开放初期，中国东部和中部地区经济水平不高，人们环保意识不强，部分污染企业以牺牲环境为代价谋取利益，提升了企业出口产品的竞争比较优势。随着中国经济水平和人们的环保意识逐渐增强，环境规制水平不断提升，企业将环境治理成本内化于产品生产成本中，降低了企业的出口竞争力。这就恰好解释了中国东部和中部地区外生环境规制与企业出口贸易之间呈倒U型曲线关系的原因。中国西部欠发达地区经济比较落后，生产力不发达，外生环境规制对企业出口贸易比较敏感，外生环境规制增强会降低企业出口贸易量。根据“波特假说”理论，当外生环境规制持续加强，企业更注重技术创新，提高产品质量和出口竞争力。所以，长期的严格的环境规制能促进企业出口，提升企业的出口竞争力。因此，中国西部地区外生环境规制与企业出口贸易呈U型曲线关系。

（二）政策建议

政府为了提高企业出口贸易而降低环境规制值得商榷，相反，适当地加强环境规制可以提高企业出口贸易的竞争比较优势，更有利于中国企业扩大海外市场占有率。首先，中国政府在制定环境规制政策时，要因地制宜，充分考虑地理区位优势、经济发展水平、人才集聚状况、环境承载能力等各种因素，施行弹性的环境规制政策，从整体上提升中国企业出口竞争力比较优势。其次，推动劳动密集型行业由东部地区向中西部地区产业转移，或沿海地区向内陆地区产业转移，以保护生态环境和经济发展为和谐发展目的，最终实现经济、社会、环境的可持续发展。最后，中国应制定中西部人才优先发展战略，鼓励高端人才扎根于中西部经济欠发达地区，以人才引领创新，人才驱动发展为发展战略，实现中西部地区经济崛起，使中西部地区依托“一带一路”建设让中国企业产品出口世界各地。

注释：

① 2018年3月5日第十三届全国人民代表大会第一次会议上《政府工作报告》。

② 由于西藏自治区数据不完全，考虑数据可获得性，本研究不包括西藏自治区。

③ 按照《中国统计年鉴（2016）》的划分依据，将北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11省、直辖市列为东部地区，山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南、湖北8省列为中部地区，内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆11省、直辖市列为西部地区。

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