环境规制与出口强度——基于两控区政策的考察

闫文娟，郭树龙

(1.西安工业大学经济管理学院，陕西 西安 710032；2.天津财经大学商学院，天津 300222)

一、引 言

中国环境政策的制定是否与中国出口导向型的经济策略相背离，因此破坏经济增长前景？在我国环境约束趋紧和经济转型压力加大的背景下，这是一个亟待解答清楚的重大问题。中国是世界上最大的二氧化硫排放国，中国政府早在1998年开始实施两控区政策，对纳入两控区范围内的城市执行严格的环境管制措施，旨在有效控制二氧化硫，到2000年二氧化硫污染防治有了明显的改善，2000～2006年两控区城市的工业及生活二氧化硫排放量平均增长率为负6.5%[1]。这一具有显著环境效应的环境政策是否影响到中国的出口呢？有学者利用中国工业企业数据库进行测算，中国出口企业的平均出口强度在1999年为54%，到2007年上升为59%[2]，这归因于2001年中国加入世贸组织给出口带来的强劲的动力及政府一直以来推行的外向型经济政策的激励作用。然而，我们关心的问题是排除其他因素后两控区这项政策对出口强度有什么影响？从理论上讲，环境规制对出口产生两种效应：一是“遵循成本抑制出口效应”，即企业为满足环境规制的要求而投入必要的资金来预防和治理污染，在设备购买和企业选址方面都将环境标准考虑在内，这必然挤占企业生产经营活动的投资，影响企业生产规模和扩大再生产，从而抑制企业出口[3]；二是“创新补偿促进出口效应”，依据“波特假说”，从动态视角来看，更加严格恰当的环境规制能激励企业实施创新[4]，创新带来的收益补偿遵循的环境成本甚至超过环境成本，进而提升企业竞争力、促进出口。

既有实证研究多是从地区或行业层面，基于不同的视角衡量环境规制并构造相应的指标来量化环境规制。章秀琴和张敏新(2012)采用引力模型，研究环境规制对7大环境敏感性产业产品出口竞争力的影响[5]。李怀政(2013)运用半对数固定效应变系数面板模型，研究环境规制的出口效应及其行业异质性[6]。童伟伟(2013)利用世界银行对中国制造业企业的调查数据，研究表明环境规制对出口具有显著的促进作用[7]。傅京燕(2014)基于扩展的引力模型，研究表明内生的环境规制对五类污染密集型行业平均出口流量影响为正，而外生的环境规制对其平均出口贸易流量的影响为负[8]。任力和黄崇杰(2015)选取37个贸易伙伴国家的出口数据，利用5种不同指标衡量环境规制强度，采用扩展引力模型，研究显示中国环境规制强度与出口贸易之间具有显著的负相关关系[9]。张胜满和张继栋(2016)运用2002～2011年27个制造业行业的数据，利用综合指数法测算环境规制强度，研究得出环境规制直接促进集约边际增长，与扩展边际之间存在U型关系，环境规制与产品内分工地位相互促进，二者相互促进作用对扩展边际具有重要的推动作用[10]。彭冬冬等(2016)基于中国工业企业数据库和海关数据库，研究发现环境规制对中国企业出口产品质量升级的影响呈U型，中国仍处于拐点左侧且该影响存在行业差异和企业所有制差异[11]。王杰和刘斌(2016)运用中国工业企业数据库和海关进出口数据，研究表明环境规制对企业出口具有显著的促进作用[12]。黄永明和何剑峰(2017)利用2005～2011年省级面板数据，基于HOV模型，研究表明“事前控制型”环境规制对我国制造业出口升级的促进作用呈倒U型，而“事后治理型”环境规制的负面影响却逐步提高[13]。

现有文献为本文的研究提供了必要的基础，但针对两控区这一典型环境规制政策对出口影响的文献仍不多见。盛丹和张慧玲(2017)基于两控区政策这一拟自然实验，利用海关数据库、城市及行业数据研究两控区政策与出口产品质量升级，结论表明两控区政策对我国出口产品质量的提高具有显著的正向影响[14]。Hering和Poncet(2014)以两控区政策为例，利用1998～2003年265个中国城市的数据，研究表明两控区政策降低该城市的出口，尤其是降低污染行业的出口[15]。但上述文献没有从微观层面考虑两控区政策对出口强度的影响，本文可能的贡献主要体现在以下两个方面：其一，在研究样本的选择上，本文选用的是中国工业企业数据库，这样更有助于从微观层面研究两控区政策对出口强度的影响，在一定程度上避免利用地区、行业层面数据可能出现的加总偏误；其二，在研究视角上，本文基于行业视角有针对性地选择高排硫行业作为研究对象，虽然两控区政策是以城市为单位执行，但根据两控区政策的具体措施可知真正受影响的应是高排硫行业，因而考察高排硫行业更有实际意义，而且能提高实验组的精确度。本文旨在通过以上一系列探索性的研究工作，分析两控区政策对出口强度的净影响，从而为我国环境、外贸政策的合理制定及有效实施提供必要的经验支持和决策依据。

二、计量模型、变量衡量和数据说明

(一)计量模型构建

为识别两控区政策对出口强度的影响，本文采用倍差法(DID)和三重倍差法(DDD)，从多个角度考察两控区政策(TCZ)对我国高排硫行业出口强度的影响，以在一定程度上解决环境规制指标的内生性问题。倍差法和三重倍差法的估计模型如下：

exportratio=βTCZcif·Postt+αc+δt+ρi+εcift

(1)

exportratio=βTCZcif·Postt·Soef+φTCZc·Postt+τTCZcif·Soef+μPostt·Soef+αc

2016年10月1日，《经济学人》的中国专栏中，对中国贫富省的经济趋同化进行了述评，并分析了趋同化停滞的原因。

+δt+ρi+γcift

(2)

其中，c为城市，i为行业，t为时间。被解释变量exportratio为出口强度，并定义为出口交货值占企业产品销售收入的比例。TCZc是处理组的虚拟变量，如果该城市实施两控区政策，那么该城市为处理组，TCZc的取值为1，否则TCZc取值为0。Postt为实施两控区政策的时间虚拟变量，1999年之后Postt的取值为1，否则Postt取值为0。三重倍差项的分组变量Soef为企业是否为国有企业的虚拟变量，αc、δt和ρi分别为城市固定效应、时间固定效应和行业固定效应，εcti和γcift为各自模型的误差项，TCZc与Postt乘积的系数反映两控区政策对我国出口强度的影响，TCZc·Postt·Soef乘积的系数反映两控区政策对不同所有制企业的出口强度的影响。

(二)变量衡量

借鉴彭冬冬和杨德彬(2016)的分析并结合本文的研究内容，为保证结果的可靠性，我们还加入以下的控制变量[11]：(1)资本劳动比率(klratio)，采用企业固定资产净值年平均余额与企业全部职工的比值来衡量；(2)企业年龄(age)，计算公式为企业年龄=当年年份-企业开业年份+1；(3)企业规模(inc)，现有文献大多采用总资产、销售额和企业员工数来衡量，本文以企业全部职工来衡量；(4)企业平均工资(awage)，采用企业应付工资与福利之和与企业的平均就业人数之比来衡量。

三重差分法的分组变量构建：根据中国工业企业数据库中登记注册类型，类型为110的企业为国有企业，Soei的取值为1，否则为非国有企业且Soei取值为0。

(三)数据说明

本文主要使用两部分数据：第一部分来自国务院发布的官方文件《国务院关于酸雨控制区和二氧化硫污染控制区有关问题的批复》，该数据包括被划分的两控区城市名单；第二部分来源于1997～2007年的中国工业企业数据库，该数据库统计了中国规模以上工业企业的经济数据。我们按照以下原则对原始数据进行处理：删除固定资产和营业利润任何一项存在0值或负值的样本，删除产品销售收入和实收资本等关键变量存在0值或负值的样本，删除员工人数小于8的样本，删除1949年之前成立的企业。结合本文的研究目标，考虑到由于该数据库中每一年都有新企业进入和老企业退出，各年份的企业并不相同，依据企业代码和名称，我们最终仅保留1997～2007年持续经营的企业。

本文主要经济变量的描述性统计分析详见表1，并区分高污染行业和高排硫行业。由表1可见，高污染行业的出口强度大于高排硫行业的出口强度，高污染行业的企业规模也大于高排硫行业的企业规模。就资本劳动比、企业平均工资和企业年龄等变量而言，高排硫行业的数值均大于高污染行业的数值。

表1 描述性统计分析

三、实证检验结果及分析

首先，在基本回归结果部分，我们重点考察两控区政策对高排硫行业出口强度的影响及滞后期效应。其次，采用更改政策实施年份的安慰剂检验进行稳健性检验。最后，考察两控区政策影响出口强度的所有制差异和地区差异。

(一)基本回归结果

1.基准回归结果——高污染行业*高污染行业包括电力、热力的生产和供应业(44)、煤炭开采及洗选业(13)、造纸及纸制品业(14)、农副食品加工业(17)、化学原料及化学品制造业(19)、纺织业(22)、黑色金属冶炼及压延加工业(32)、食品制造业(14)、皮革毛皮羽毛(绒)及制品业(19)、石油加工炼焦及核燃料加工业(25)、非金属矿物制品业(31)、有色金属冶炼及压延加工业(33)、化学纤维制造业(28)。。本文根据2007年国务院制定的《第一次全国污染源普查方案》及赵细康(2003)对污染行业的界定标准来划分高污染行业[16]。表2是两控区政策对高污染行业出口强度影响的基本回归结果，(1)列是只有TCZ×Post和时间及地区虚拟变量，(2)列是在此基础上加入了其他控制变量，(3)列是进一步加入年份、城市和行业等虚拟变量。由表2可知，TCZ×Post这一交乘项均不显著，即两控区政策对高污染行业的出口强度没有显著影响。

表2 基准回归结果——高污染行业

注：*表示p<0.15，** 表示p<0.1，*** 表示p<0.05。下表同此。

考虑到当期影响不显著，政策可能存在滞后性，我们继续考察滞后效应。表3的(1)、(3)、(5)列回归结果是没有加入控制变量的基本回归结果，(2)、(4)、(6)列是加入控制变量的回归结果，结果表明两控区政策仍然对高污染行业的出口强度没有影响。

表3 滞后效应回归结果——高污染行业

2.基准回归结果——高排硫行业。两控区政策旨在通过设定最终减排目标来控制日益严重的生活和生产中的二氧化硫污染。根据两控区政策主要针对二氧化硫和酸雨问题这一特点，我们判断两控区政策影响最大的是高排硫行业，分析两控区政策对高排硫行业出口强度的影响。根据各行业排放二氧化硫的数据计算结果，选取化学原料及化学制品制造业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业以及电力、热力的生产和供应业等5大高排硫行业的企业为重点分析对象。

表4报告两控区政策影响高排硫行业出口强度的基准回归结果。(1)列没有加入控制变量，也没有加入年份、城市和行业等虚拟变量，结果表明倍差法估计量TCZ×Post的回归系数为负但不显著。(2)列是加入控制变量后的回归结果，倍差法的估计量在15%的水平上显著。进一步地，(3)列加入年份、城市和行业等虚拟变量，倍差法的估计量同基准回归结果一样也不显著。综合这三列的回归结果，至少可以得出两控区政策对高排硫行业的出口强度没有显著的影响。那么，是否就此断定两控区政策对高排硫行业的出口强度没有影响呢？通常来说不是这样的。政策实施可能需要一段时间才能发挥作用，并不是所有的政策都有立竿见影的效果，政策的实施对象往往需要一段适应期来准确理解政策信息并做出合理反应[17]。因此，我们紧接着考察滞后期效应。

表4 高排硫行业基准回归结果

3.滞后期效应——高排硫行业。为反映两控区政策对出口强度的滞后影响，我们将Post这一时间虚拟变量拆分为每一年的时间虚拟变量[14]，并对总样本考察高排硫行业出口强度随时间的变化。由表5可以看出，滞后一期、滞后二期和滞后三期的回归结果中TCZ×Post的回归系数均在5%的水平上显著为负，且从滞后一期的-0.031增长到滞后二期的-0.035，滞后三期的这一数值滑落到-0.033，但仍然高于滞后一期的数值。可见，两控区政策对高排硫行业的出口强度产生负向影响，但这种负向影响具有滞后性。高排硫行业的出口受到两控区政策的影响较大，但高污染行业整体的出口受到两控区政策的影响不显著。高污染行业包括高排硫行业和非高排硫行业，而两控区政策主要目的是减少二氧化硫排放，因而受影响的主要是高排硫行业。由此可见，区分行业进而使对照组精准化十分有必要。

表5 两控区政策滞后效应估计结果

(二)安慰剂检验

接下来，我们更改政策发生的年份，分别假设2000、2001和2002年为两控区政策实施的年份，通过安慰剂检验来考察双重差分回归结果的稳健性(见表6所示)。(1)、(3)和(5)列没有加控制变量，也未控制年份、城市和行业，而(2)、(4)和(6)列加入了控制变量和年份、城市及行业虚拟变量。

表6 安慰剂检验回归结果

由表6可以看出，(1)～(6)列TCZ×Post的系数在统计上均不显著，说明倍差法得到的结果是有效的，即两控区政策确实导致高排硫行业的出口强度降低，因为更改了政策实施年份，均得不到类似的结论。

(三)进一步异质性检验

鉴于基本回归结果只是从样本整体考察两控区政策对出口的影响，并未考虑企业的异质性，因而接下来我们分析两控区政策对出口可能存在的所有制异质性和地区异质性。

1.企业所有制异质性检验。相较于国有企业，非国有企业与政府部门没有天然联系，也未受到政府部门的特别庇护，可能受环境规制政策的影响更大。本文通过构建国有企业的虚拟变量，利用三重差分法考察两控区政策对国有企业和非国有企业的影响。

表7 企业所有制异质性检验

表7显示，(1)～(3)列是分别针对非国有企业、国有企业和全样本的回归，仅控制年份、城市和行业虚拟变量，而(4)～(6)列与(1)～(3)列相似，只是在其基础上加入了控制变量。(1)和(4)列TCZ×Post的系数分别为-0.028和-0.027且在5%的统计水平上显著，这说明两控区政策对非国有企业的出口强度具有显著的负向影响。(2)和(5)列TCZ×Post的系数分别为-0.0013和-0.0014但并不显著，而(3)和(6)列中三重倍差项DDD的系数分别为0.0508和0.0507并在5%的统计水平上显著，这表明两控区政策对国有企业的出口强度具有显著的正向影响。这一结论与我们的预期基本一致，也与既有研究类似[15]。可能的原因是两控区政策增加了非国有企业的环境成本，使非国有企业的国际竞争力降低，抑制了出口，由于国有企业承担吸纳就业等社会责任，受到政府的天然庇护，两控区政策并没有抑制国有企业的出口强度。

2.地区异质性检验。我国不同地区的政治经济环境及出口强度存在较大的差异，为进一步考察两控区政策对出口强度的影响，我们将东部、中部和西部地区的样本分组估计，考察两控区政策影响的地区差异，研究两控区政策对出口强度的影响是否因地区不同而有所差异。按照国家统计局的划分标准，我们将样本划分为东部地区、中部地区和西部地区*东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省(市)，中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南和广西等10个省(区)，西部地区包括四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆等9个省(区)。，分样本回归的结果见表8所示。(2)、(4)和(6)列分别是在(1)、(3)和(5)列基础上加入了控制变量，所有列的回归都加入了年份、城市和行业等虚拟变量。只有(5)和(6)列TCZ×Post的系数不显著，其他的回归结果均显著为负，这表明两控区政策对出口强度的负向影响只存在于东部地区和中部地区，对西部地区的影响并不明显。这一差异可能的原因是西部地区大多属于二氧化硫区，酸雨区大多分布在中、东部地区，酸雨地区获得低硫煤的成本远高于二氧化硫地区，从而加重酸雨地区实施低硫煤替代措施的负面影响，而且酸雨污染与二氧化硫污染的特点不同，酸雨污染为面式分布、二氧化硫污染为点式分布，面源污染控制难度要大于点源污染控制，因而酸雨地区的污染控制成本要高于二氧化硫地区[18]，所以两控区政策带给西部地区的环境成本要低于中东部地区，故该政策对西部地区出口的影响不显著。

表8 地区差异性检验

四、结论与启示

本文利用1997～2007年的中国工业企业微观数据，以两控区政策作为外生冲击，运用倍差法和三重差分法，考察两控区政策对出口强度的影响，并在地区层面和所有制层面检验该影响的异质性。整体而言，两控区政策对高污染行业的出口强度没有影响，只对高排硫行业出口强度具有负向影响，但这种影响存在滞后效应，滞后一期开始显现。通常情况下，政策作用的显现出现滞后效应比较常见。存在负向影响说明两控区政策增加了高排硫行业的生产成本和运营成本，使其产品的国际竞争力降低，进而影响出口。就所有制差异而言，两控区政策对非国有企业的出口强度具有显著的负向影响，而对国有企业的出口强度具有正向的影响，这表明国有企业更多地受到地方政府的庇护，非国有企业受到两控区政策的负向影响较大。就地区差异而言，两控区政策对东部地区和中部地区高排硫企业的出口强度具有明显的负向影响，但对西部地区高排硫企业的出口强度影响不明显。

由以上结论可以发现，两控区政策不利于高排硫行业的出口贸易发展，若进一步推行两控区政策，高排硫行业的出口贸易将很可能受到较大程度的影响，一定程度上可以说该政策与中国外向型经济策略相悖。但中国作为一个负责任的发展中大国，有责任和义务与世界其他国家一起高度重视生态文明建设和环境保护，并为此做出相应的努力，贡献中国智慧。因此，我们给出如下的对策启示。第一，两控区政策作为一项命令控制型的环境规制政策，可以明显抑制二氧化硫的排放[18]，但该政策相比市场激励型政策缺乏效率，也不利于技术创新[19]，因而无法实现“波特假说”，抑制了出口。我国环境规制应以较低实施成本为发展方向，制定、实施能充分调动公众、企业参与环境治理的以信息手段和公众参与为特点的环境规制政策[5]。第二，在选择适当环境规制强度的同时有针对性地采取救济措施(如减污补贴等)，以保证出口贸易的平稳过渡。第三，两控区政策对高排硫行业出口强度的影响存在企业异质性和地区异质性，不能采取一刀切的模式，应给予非国有企业更多关注，鼓励非国有企业采取技术升级等办法弱化两控区政策带来的环境成本上升的不利影响，进而减轻两控区政策对出口的负面效应。此外，我国不少地方政府片面鼓励或强制煤电企业安装烟气脱硫设备(FGD)减排二氧化硫，但对远离低硫煤矿的地区而言，安装FGD的成本可能高于采用低硫煤减排的成本，这在一定程度上也说明40%已安装FGD的企业出现设备闲置现象[18]。减排措施的制定者应反思政策未能很好执行的深层次原因，重点关注政策执行的运行机制，最终减排措施的制定应有企业差异和地区差异。