环境规制、政府竞争与工业企业绩效——基于双重差分法的研究

邹国伟 周振江

(1.华南农业大学 经济管理学院，广东 广州 510632；2.广东省科学技术情报研究所，广东 广州 510632)

一、引言

改革开放以来，我国经济建设在取得长足发展的同时，其带来的环境污染问题也日益突出。据原环保部2016年空气质量监测结果显示，在全国338个地级以上城市中，仅有84个城市空气质量达标，占比仅为24.85%；这些城市空气质量平均超标天数比例为21.2%，其中轻度、中度、重度、严重污染天数比例分别为14.8%、3.7%、2.0%和0.6%。事实上，在改革开放之初，我国就十分注重环保问题。1979年9月，颁布了新中国成立以来第一部综合性的环境保护基本法——《中华人民共和国环境保护法(试行)》，用法律的形式确定了环保的基本方针、任务和政策。此后，又陆续颁布了《海洋环境保护法》《水污染防治法》《大气污染防治法》《固体废物污染环境防治法》等重要的环保单行法规。从2015年1月1日起，被称为“史上最严”的新环境保护法开始正式施行。另外，为了加大统筹协调环境政策的力度，中央政府也在不断调高环保部门的行政级别，于2008年将国家环境保护总局从国务院的直属单位升格为组成部门，2018年又组建了新的生态环境部[1]。十九大报告明确指出，我们要“实行最严格的生态环境保护制度，形成绿色发展方式和生活方式，坚定走生产发展、生活富裕、生态良好的文明发展道路，建设美丽中国，为人民创造良好生产生活环境，为全球生态安全作出贡献”。

现在的问题是，为何在改革开放以来环保法律法规日趋严格、政策统筹协调力度不断加大的背景下，与高速工业化相伴随的环境污染问题治理似乎并没有取得预期的效果？按照默顿提出的分析政府行为和政策的框架，政策效果大打折扣或失效的原因无非就是三个方面：一是上级政府政策设定的目标与下级政府激励不相容；二是地方政府实现目标缺乏匹配的行动条件与资源；三是上级政府缺乏有效的考核和督查机制[2]。

关于我国环保法律法规和政策执行过程中存在的上下级政府之间激励不相容的问题，以及由此引发的环保治理低效问题，目前文献的讨论多囿于定性讨论层面，鲜见通过严谨的实证研究提供经验证据，这为本文的拓展研究提供了方向。1998年，原国家环保部公布了《酸雨控制区和二氧化硫控制区划分方案》(以下简称“两控区”政策)。作为非常具有代表性的环境规制政策和历史事件，“两控区”政策为我们提供了一个良好的检验多方博弈背景下环保政策效果及其作用机制的对象。从“两控区”实施的效果来看，一方面在实施后确实在一定程度上抑制了SO2排放的快速增长[3]，但另一方面，“十一五”期间多数被纳入统计的省份并没有完成减排目标。据原国家环境保护部统计数据显示，在除香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾地区以外，仅有北京、天津、重庆和贵州等少数省(市、自治区)完成了减排目标，其他大多数省份的工业SO2排放量仍然高于预期目标。作为一项自上而下实施的环境规制政策，“两控区”政策由中央政府负责制定颁布，由各级地方政府负责具体实施。为了解释“两控区”政策实施过程中存在的“规制执行偏差”问题，本文将环境规制政策的执行置于中央政府—地方政府—企业三方博弈情境中，将“两控区”政策视为一项“准自然实验”，使用双重差分法评估“两控区”政策实施对企业整体绩效的影响。进而把地方政府对环境规制的执行偏差或者非完全执行行为定义为环境规制“软约束”，把严格执行环境规制定义为“硬约束”，比较不同约束下“两控区”政策实施对企业绩效的异质性影响，从而解释“两控区”政策低效的机制。

本文的创新处可能体现在：第一，与以往研究多从环境治理投资、污染控制水平等角度分析环境规制的宏观经济效应不同，本文分析的是特定环境政策对微观企业绩效的影响，从而为理解上下级政府间由于激励不相容导致环保治理低效，以及环保治理政策效果区域差异提供微观证据。第二，引入地方政府环保政策执行偏差概念，对比了存在偏差和不存在偏差两种情况下，“两控区”政策实施的不同效果，从而将中央和地方政府博弈行为引入到环境政策实施效应的研究框架中，这有助于更深入理解“两控区”政策实施效果背后的体制性根源，以及为未来完善环保政策提供支撑。

二、理论分析与研究假设

(一)“两控区”政策、波特假说与企业绩效

政府制定的环境规制政策，一般可细分为技术性环境规制和生产性环境规制。技术性环境规制是指要求企业调整生产技术和提高清洁技术能力，如要求高污染企业发展脱硫技术或者使用清洁设施等。生产性环境规制指对企业的生产进行产量限制，比如限制高污染企业产量，或者直接关停排污超标的企业等。传统观点认为，环境规制政策将迫使企业增加治理和预防污染方面的投入，进而对生产上的创新投入形成挤出效应，以及削弱其综合竞争力。哪怕企业仅是消极应对环境规制，也会造成成本上升和生产规模缩减[4]。波特假说给出了与这种传统观点不同的企业应对环境规制政策的路径。波特认为，设计合理的环境规制政策会产生“创新补偿效应”。也就是说，它会激励企业通过技术创新或者技术改造等内部挖潜的方式应对环保标准的变化，以及由此带来的成本增加。当这种创新补偿效应足够大时，企业利润可能不降反升。

波特假说从企业动态能力视角解释了“两控区”政策与企业绩效正相关的一种可能性。我们认为，将波特假说引入中国情境的环境规制政策分析，还需做如下两点改进。一是要考虑替代效应。在实施“两控区”政策过程中，在化工、冶金、有色、建材等二氧化硫排放较多的行业中，确实关停了部分经过限期治理仍不达标的企业。随着新的更环保、更具效益的企业进入并填补不达标企业的市场空间，这种替代效应也会在整体上提高企业绩效；二是要考虑中央和地方政府博弈的影响。前已述及，“两控区”政策的制定主体是中央政府，而地方政府则扮演着直接执行者的角色。事实上，在“两控区”政策实施过程中，中央政府和地方政府在环保目标上并不完全激励相容。大量现有文献指出，在经济分权叠加垂直政治管理体制推动我国经济高速增长的背景下，GDP才是影响一个区域竞争力和决定官员晋升的主要依据。这种独特的政绩考核和晋升机制会对各地以及地方官员千方百计扩大GDP增长形成有力激励，乃至不惜竞相降低环境标准，从而带来规制失灵与环境恶化的问题。张彩云等(2018)等将以上解释逻辑归纳为：经济分权、政治集权以及政绩考核机制三者结合使环境治理存在地区间策略互动[5]。本文认为，这种地区间策略互动最终是完全还是部分抵消“两控区”政策的影响，一方面取决于环境规制政策设计本身到底在多大程度上满足默顿的理论假设，另一方面也与“两控区”所覆盖的地区发达程度相关。因为一个区域的发达程度往往影响着这一地区地方政府行为。

从“两控区”划定的范围来看，其覆盖总面积约为109万平方公里，占国土面积的11.4%。其中酸雨控制区面积约为80万平方公里，占国土面积的8.4%，二氧化硫污染控制区面积约为29万平方公里，占国土面积的3%。从“两控区”覆盖的城市类型看，多属于相对发达的城市。比如，在江苏省，经济发展相对发达的苏南和苏中地区的南京、扬州、南通、镇江、常州、无锡、苏州、泰州被纳入其中，而经济发展相对迟缓的苏北城市没有被划归其中。在广东，经济发达的珠三角九市均被划入“两控区”，经济欠发达的粤东和粤北4市(韶关、湛江、茂名、梅州)不在其列。这些城市工业更为发达，经济基础更好，地方政府往往更加看重生态文明和经济的可持续发展。而且，由于拥有比较成熟的产业配套和营商环境，这些城市新引进优质的项目也更容易。此外，发达地区集聚的企业的市场适应能力通常也更高，面对环境规制政策变化带来的市场环境压力，它们也更能够化危为机，通过重组内外部的资源生成新的竞争优势。简言之，即更容易产生“创新补偿效应”。综合考虑“两控区”政策在我国经济较发达城市可能产生的“创新补偿效应”“替代效应”和地方政府(官员)行为目标的调整效应，提出本文第一个研究假说：

H1: 就整体而言，“两控区”政策有利于改善企业的经营绩效。

(二)政策执行偏差与“两控区”异质性效果

遵循前文的分析逻辑不难得出如下推论，在经济分权、政治集权以及政绩考核机制三者结合的背景中，由于环境治理存在地区间策略互动，不同区域在执行“两控区”政策时会根据地区实际选择相应的执行策略，从而导致“两控区”政策在不同区域被打不同程度的折扣。我们可以把前述地方政府选择不彻底执行环境规制政策的行为称为政策执行偏差。很显然，这种政策执行偏差主要与经济发达程度相关。韩国高和张超(2018)指出了我国东中西地区地方政府权衡经济发展和环境保护时的行为差异：东部地区以牺牲环境换取经济增长的动机逐渐减弱，经济发展水平较高、产业升级较快、公众对环境质量要求更高等因素促使东部城市纷纷将重污染企业外迁；相对欠发达的中西部地区有时候会把“招商”变为“招污”，因为高污染企业能够为当地带来GDP 、财政收入和就业等经济效益[6]。

从制度根源方面看，地区间策略互动和政策执行偏差源自经济分权、政治集权以及政绩考核机制三者相结合形成的制度环境。具体而言，在1994年我国进行“分税制”改革后，地方政府在获得税收分成权力的同时，也需履行提供地方公共物品和服务的职责。通常将前者称为财权，后者称为事权。在财政分权和以GDP 考核为主的晋升激励制度下，地方政府官员也被塑造成“经济参与人”和“政治参与人”双重角色。在我国现有的财政分权体制下，地方政府承担的事权对应的财政支出往往高于财权对应的财政收入，甚至不时出现“财权上收、事权下移”的现象。因此，地方政府官员尤其是那些经济欠发达、财政预算不足的地方政府官员，为减少财政收支缺口，会选择放松对污染企业的环境监管。从地方层面看，这一方面可以扩大税基，同时也可以减少对环境保护等“软公共品”的投入[6]。从官员个人看，这是适应以经济增长为核心的政绩考核体制的理性选择。不少研究就此给出了经验证据，例如吴培材等(2016)发现，在官员更替期间的晋升激励增大会带来地区污染的短期加重[7]。

可见，在由财政分权、自上而下的官员考核和以GDP 考核为主的地方政府官员晋升制度构成的制度环境中，环境规制政策执行偏差在所难免。张华(2016)指出，“晋升锦标赛”下的地方政府竞争，使得环境规制政策非完全执行的现象普遍存在[8]。李胜兰等(2014)的研究也发现，地方政府为了争夺企业资源，会放松环境管制，形成“底部竞争”[9]。由于存在“两控区”政策执行偏差，其后续产生的影响企业绩效的效果也会出现区域差异。一些地方政府可能会为了凸显经济增长政绩而消极怠工、隐瞒信息甚至造假，也有可能利用其权力进行寻租，导致其在环境规制政策执行上存在偏差，出现环境规制软约束问题[9]。而环境规制约束的软硬程度很显然会成为影响企业决策的重要变量，并最终影响企业绩效。也就是说，只有环境规制强度超越特定门槛值时，“波特假说”才能实现。沈能和刘凤朝(2012)认为，较低的环境规制不足以激发企业进行技术创新，因为此时污染治理成本占企业总成本比例较低，不会对企业经营产生令其重视的影响；当环境规制强度加大到使污染治理成本高企到令企业“肉痛”的程度，就可能倒逼企业不得不进行技术创新以降低污染治理成本，以及提高生产技术和工艺水平[10]。基于以上分析，提出本文的第二个假说：

H2：由于存在“两控区”政策执行偏差，环境规制软约束地区的企业绩效可能并不会得到改善。

三、研究设计

(一)双重差分模型

本文将“两控区”政策实施视为一项“准自然实现”，将处于“两控区”范围内的地级城市作为处理组，把其他未列入两控区范围的城市列为对照组，然后进行双重差分分析。具体通过构建以下双重差分模型就“两控区”政策对企业绩效的影响进行评估：

(1)

式(1)中，Rit表示企业i在年份t的绩效；treatit是本文的关键变量，表示企业i所在的地级市在年份t是否属于“两控区”，如属于则treatit=1，否则treatit=0；Zit是影响企业绩效的其他控制变量；δt和μi分别表示年份固定效应和行业固定效应，εit是随机扰动项。

为了检验“两控区”政策执行偏差对企业绩效的影响，我们将所有地级市按环境规制政策执行偏差程度的大小分为两组：一组是环境规制软约束地区，该组内的地方政府不完全执行环境规制政策，即存在执行偏差；另一组是环境规制硬约束地区，该组内的地方政府严格执行环境规制政策，即不存在执行偏差。在分组的基础上，对两组地区的企业分别进行双重差分估计。

(二)变量的选取和数据说明

1.企业绩效(Rit)。这是本文的被解释变量，参考已有研究文献的做法，用企业利润率作为衡量企业绩效的代理变量，也即企业绩效=营业利润/营业收入。

2.环境规制(treatit)。对于环境规制的度量，目前主要有以下5种替代指标：(1)环境规制综合指数，即对废水排放达标率、二氧化硫去除率、烟尘去除率、粉尘去除率等指标采用加权平均法构建出环境规制综合指数；(2)环境规制数量，即直接以各地区颁布的环境政策或清洁标准的数量之和来衡量环境规制；(3)污染物排放密度，以废水、废气以及固体废气物等污染物的排放密度来衡量环境规制；(4)污染治理投资，以污染治理项目的完成投资额以及废水、废气年度运行费用来衡量环境规制；(5)虚拟变量，按是否实施环境规制生成虚拟变量。本文借鉴第(5)种方法，通过考察是否属于“两控区”生成虚拟变量。需要说明的是，“两控区”政策是1998年颁布的，但考虑到政策实施存在时滞效应，而且“两控区”政策的相关文件也明确指出“两控”的目标是以2000年为分界线，故本文以地级市是否在2000年后属于“两控区”来确定treatit的值。

3.其他变量。借鉴已有文献中关于企业绩效影响因素的研究成果，本文选择出口(exportit)、政府补贴(subsidyit)、实收资本(assetit)和企业职工人数(employmentit)作为控制变量加入到模型中，以减少因遗漏变量导致的估计偏差。

本文计算变量的原始数据来源于历年中国工业企业数据库，该数据库包含了工业企业中所有国企和营业收入500万以上(2011 年起为2000万元以上)的非国企，但数据库中有些企业数据存在异常值。参考多数学者对该数据库样本时期的选择方法，并基于企业样本数据质量和保证统计口径的一致性考虑，最终选择1998～2013年工业企业数据作为考察样本。本文剔除的异常值包括以下几种：(1)关键指标(如固定资产净值、销售额、工业总产值、职工人数等)缺失的样本；(2)职工人数不足8人的样本；(3)违背会计准则的样本，如本年折旧大于累计折旧的企业、流动资产与固定资产值小于0的企业等。

为了把城市样本划分为环境规制“硬约束”和“软约束”两部分，进而进行分组回归，我们将GDP失真程度(官方统计的地区生产总值/夜间灯光亮度)作为环境规制约束的衡量指标，地区生产总值数据来自对应年份的《中国城市统计年鉴》，夜间灯光数据取自1998～2013年DMSP/OLS获取的夜间灯光影像。对夜间灯光亮度数据的处理参考了曹子阳等的方法[11]：首先，提取中国区域的夜间灯光影像；然后，在明确参考地区与待矫正地区的基础上，对中国区域进行地市级分割提取遥感影像像元DN值(digital number)；接着，再对DN值进行校正处理，包括参考地区与待矫正地区间的拟合校正及连续校正；最后，根据中国经济发展的实际情况，对DN值异常的数据进行处理。

四、实证分析结果及解释

(一)基准回归结果

基于以上双重差分模型，对“两控区”政策是否影响区内企业绩效进行估计，表1第1列报告了针对所有样本的回归结果。可以发现，环境规制变量的系数为0.001，且通过1%的显著性水平检验，表明“两控区”政策在整体上能促进企业绩效的提高。从控制变量看，企业出口的系数为正，且在1%水平上显著为正，说明企业出口的增加对企业绩效有显著的正向影响，这与Melitz的研究结果一致[12]。政府补贴的系数显著为负，这与李经龙等[13]、孙丽文和曹璐等的研究结果一致[14]。企业职工人数的系数为负，且在1%水平上显著，说明企业职工人数的增加并不利于企业绩效的增长，这与以往的研究也基本一致。

为检验“两控区”政策执行偏差产生的区域异质性效果，通过分样本回归估计对基准回归结果进一步拓展。在以GDP增长为核心的官员晋升锦标赛模式下，放松环境规制和虚报GDP似乎是一对“孪生姐妹”，它们都是片面追求经济增长的这一政治激励下的产物。GDP数据失真意味着地方政府在经济数据上造假，以数字“做大”地区经济规模[15]，这与放松环境规制在低质量上“做大”地区经济规模，存在一定的相通之处。在GDP失真程度高的地区，说明地方政府在利用信息优势夸大经济发展的真实情况，其有很强的凸显经济增长绩效的动机，故也更有可能不严格执行环境规制，形成环境规制软约束。因此，以地区GDP的失真程度来衡量环境规制的执行偏差是比较恰当的。为了量化GDP失真程度，我们沿用卢盛峰的方法，以官方发布的生产总值与夜间灯光亮度比值作为替代指标[15]。通常而言，一个城市的夜间灯光亮度与其发达程度密切相关，夜景繁华的城市往往也是经济发达的城市，从而一个区域的GDP与夜间灯光亮度是正相关的。如果一个地区二者的比值与均值相比发生正向偏离，说明该地区的GDP可能有水分。在以地区GDP失真程度指标区分环境规制约束性质时，本文将GDP失真程度高于平均值的地区归类为环境规制软约束地区，将GDP失真程度低于平均值的地区归类为环境规制硬约束地区。

表1中第2列和第3列分别为针对环境规制“硬约束”和“软约束”样本的回归结果，可见：在环境规制硬约束地区，环境规制系数为0.004，且通过了1%水平的显著性检验，系数要明显大于第1列的回归结果，说明环境硬约束会放大“两控区”政策对企业绩效的正向促进作用；在环境规制软约束地区，环境规制的系数为负，但并没有通过显著性检验，说明环境规制政策执行偏差会弱化对企业绩效的正向激励，这印证了前文的假设2。回归结果表明，经济发达地区实施严格的环境规制政策可能在事后确实有助于企业提升绩效，“两控区”政策产生了“波特假说”提出的“创新补偿效应”。相反地，如果出现环境规制政策执行偏差和软约束，则可能促使企业消极应对而无法生成“创新补偿效应”。当然，也正如原毅军和谢荣辉(2014)所指出的那样，环境规制强度也应掌握在一定限度之内，如果过高会导致企业无力承担过快上涨的成本，重创企业进行技术创新和污染治理的积极性，环境规制超过一定限度会损害经济的健康发展[16]。

表1 “两控区”政策实施对企业绩效的影响

变量R总样本R硬约束R软约束treat0.001***(0.000)0.004*(0.002)-0.001(0.003)export0.001***(0.000)0.002***(0.000)0.000(0.000)subsidy-0.001***(0.000)-0.001***(0.000)-0.002***(0.000)asset0.013***(0.000)0.012***(0.000)0.015***(0.000)employment-0.013***(0.001)-0.013***(0.001)-0.013***(0.001)Constant-0.054***(0.009)-0.046***(0.012)-0.058***(0.008)年份固定效应是是是行业固定效应是是是样本观测值459521868127271R20.0660.0620.074

注：括号内的数值为标准误差；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，下同。

表2双重差分法平行趋势检验

变量总样本硬约束软约束treat0.002**(0.001)0.005***(0.002)-0.003*(0.002)before-10.002(0.006)0.011(0.012)-0.000(0.006)before-20.001(0.005)0.015*(0.008)-0.004(0.006)export-0.001***(0.000)0.000(0.000)-0.002***(0.000)subsidy0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)asset0.013***(0.000)0.010***(0.000)0.014***(0.000)employment-0.011***(0.000)-0.010***(0.000)-0.012***(0.000)Constant-0.033**(0.016)-0.012(0.017)-0.066***(0.019)年份固定效应是是是行业固定效应是是是观测值450221821626806R20.0620.0770.071

(二)双重差分法适用性检验

利用双重差分法进行政策评估必须满足两个基本假设条件：一是处理组和对照组必须满足同趋势假设。如果同趋势假设不满足，利用双重差分回归方法会产生估计偏误问题，进而导致环境规制政策效应被低估或高估。二是需对“两控区”政策调整的随机性进行检验。即在实施“两控区”政策之后，处理组和对照组偏离共同趋势是“两控区”政策导致的，而不是由其他政策或随机因素导致的，或者说在“两控区”实施前不具有预期效应。接下来，我们分别进行平行趋势假设检验和随机性检验，以保证本文回归结果的可靠性。

1.平行趋势假设检验。参考龙小宁和万威检验平行趋势假设的方法[17]，在式(1)的基础上，加入“两控区”政策实施之前年份的虚拟变量与是否属于“两控区”城市的虚拟变量的交互项作为解释变量，再次进行估计，估计结果如表2所示。其中，变量before-1和before-2表示“两控区”政策实施之前1年和前2两年的年份虚拟变量与是否属“两控区”地级市的虚拟变量的交叉项，before-1和before-2的系数即可用来评估处理组和对照组在政策实施前因变量的增长率是否一致。同表1对比，由第(1)列和第(2)列的结果可以看出，变量treat的系数仍是显著的，而before-1与before-2的系数仅有1个通过了5%的显著性检验；第(3)列中，treat的显著性也并未改变，before-1与before-2的系数也是不显著的。before-1和before-2的系数均不显著，说明本文所用的双重差分模型符合平行趋势的前提假设。

2.随机性假设检验。参考蒋灵多和陆毅对2000年前的样本进行安慰剂检验[18]，检验“两控区”政策的随机性，并将“两控区”政策实施年份向前调整1年对模型进行估计。若估计系数不显著，则说明“两控区”调整前并不存在预期效益，否则存在预期效益。即将式(1)中的解释变量treatit变量替换为treatpreit，treatpreit表示假设“两控区”政策实施提前一年，若企业i在年份t属于“两控区”，那么treatpreit=1，否则treatpreit=0，重新估计的结果如表3所示。根据表3可以看出，无论是总样本还是环境规制硬约束与环境规制软约束的分组回归中，treatpre的系数均不显著。这表明“两控区”政策实施前不存在显著的预期效益，即企业绩效的变化是“两控区”政策引起的。

表3双重差分法随机性检验

变量总样本硬约束软约束treatpre0.001(0.003)0.002(0.003)0.001(0.004)export0.001**(0.000)0.002***(0.000)-0.001***(0.000)subsidy-0.001***(0.000)-0.001***(0.000)-0.001***(0.000)asset0.014***(0.000)0.012***(0.001)0.016***(0.001)employment-0.013***(0.001)-0.013***(0.001)-0.013***(0.001)Constant-0.063***(0.020)-0.048**(0.025)-0.051**(35.978)年份固定效应是是是行业固定效应是是是观测值459521868127271R20.0700.0680.053

(三)影响机制检验

前文利用双重差分法检验了“两控区”政策对企业绩效的影响，现在的问题是，这种影响到底是通过何种机制实现的？下文通过检验“两控区”对企业成本和企业创新的影响，以进一步明晰“两控区”政策影响企业绩效的具体路径。

进一步分析波特假说中的“创新补偿效应”生成机制，这种补偿净效应最终为正或负，取决于企业为适应环境规制政策调整而进行的技术创新所带来的产出增加和产能利用率提升，在多大程度上超过治污支出和创新投入。在现实中至少存在如下几种情形：第一，企业对“两控区”政策采取消极应对策略，既不投入治污和创新成本，也不希冀获得创新收益；第二，企业虽采取积极应对策略，但创新收益低于治污支出和创新投入，“创新补偿效应”为负；第三，企业获得的创新收益高于治污支出和创新投入，从而使“创新补偿效应”为正。但不管结果如何，不投入无回报，面对调整后的环境规制标准，企业首先要决策是否增加治污支出或者改进污染治理技术。而前文已经分析过，企业在这个时点如何决策往往又取决于地方政府执行环境规制政策的力度。所以，环境规制政策作用于企业绩效，在企业内部主要通过影响成本和创新这两个变量实现的。

1.环境规制与企业创新。我们通过构建以下双重差分模型对环境规制的企业创新效应进行估计：

(2)

表4 “两控区”政策对企业创新影响效应的检验

变量NEW全样本NEW硬约束样本NEW软约束样本treat0.014***(0.003)0.023***(0.005)-0.003(0.005)export-0.004***(0.001)0.002*(0.001)-0.001*(0.001)subsidy0.006***(0.000)0.010***(0.001)0.006***(0.001)asset0.020***(0.001)0.028***(0.002)0.023***(0.001)employment0.001(0.001)-0.021***(0.003)0.001(0.002)Constant-0.234***(0.021)-0.180***(0.015)-0.240***(0.027)年份固定效应是是是行业固定效应是是是观测值492421810531808R20.1250.1490.075

式(2)中，NEWit表示企业i在年份t的创新产出，以企业的新产品产值占总产值的比值来表示，即NEWit=新产品产值/总产值。表4报告的是回归结果，第1列中环境规制变量系数为0.014，在1%水平上显著为正，说明“两控区”政策在整体上促进企业创新。第2列环境规制变量系数为0.023，相较于全样本系数估计值，硬约束下的环境规制变量系数明显增大，表明“两控区”政策在硬约束环境下对企业的创新产出影响更大。在第3列中，环境规制变量系数为负但不显著，表明在软约束下，“两控区”政策对企业创新产出无显著影响。由于企业创新能力直接关系到企业的财务绩效表现，因此环境规制软约束会通过抑制企业创新而对企业绩效产生负向作用，而环境规制硬约束则可能通过倒逼企业进行创新，从而提升企业绩效。

2.环境规制与企业成本。企业成本也是影响企业绩效的重要变量，相似地，我们通过构建以下双重差分模型来检验环境规制对企业成本的影响：

COSTit(MAGit)=α+βtreat+β'Zit+λt+μi+εit

(3)

式(3)中，COSTit表示企业i在t年的总成本，MAGit为企业i在t年的总费用，其他变量及系数与上文相同。在回归过程中，分别对企业成本和企业费用取对数。表5报告了回归结果，第1～3列分别对应全样本、硬约束和软约束条件下“两控区”政策的成本效应。从回归结果中可以发现，只有在全样本和硬约束条件下，“两控区”政策才会显著增加企业的总成本，进而对企业创新和绩效产生影响。而且，在硬约束条件下“两控区”政策的总成本增加效应更强。表5中第4～6列报告了以管理费用为被解释变量的回归结果，可看出这与总成本的回归结果并无太大区别，treat的系数都在全样本和硬约束条件下才显著为正，在软约束条件下显著为负。由表5的回归结果可知，“两控区”政策影响企业成本进而影响企业创新和绩效的机制是存在的。

表5环境规制的成本效应估计

被解释变量COST全样本COST硬约束COST软约束MAG全样本MAG硬约束MAG软约束treat0.023**(0.010)0.044**(0.019)-0.010(0.014)0.068***(0.013)0.094***(0.023)-0.041***(0.015)export0.152***(0.002)0.153***(0.003)0.149***(0.002)0.038***(0.002)0.032***(0.003)0.215***(0.003)subsidy0.022***(0.001)0.021***(0.002)0.022***(0.002)0.042***(0.002)0.043***(0.003)0.060***(0.003)asset0.583***(0.003)0.584***(0.005)0.577***(0.004)0.588***(0.004)0.591***(0.006)0.591***(0.005)employment0.211***(0.004)0.212***(0.006)0.220***(0.005)0.262***(0.005)0.273***(0.008)0.044***(0.006)Constant1.212***(0.058)1.066***(0.098)1.217***(0.243)-0.655***(0.113)-0.875(319.967)-0.412***(0.070)年份固定效应是是是是是是行业固定效应是是是是是是样本观测值686242576742857597402203337707R20.8620.8600.8680.8510.8460.771

五、结论与对策建议

本文利用1998～2013年工业企业数据库数据，运用双重差分法评估了“两控区”政策对企业绩效的影响，并对影响机制也进行了检验。研究表明：整体上“两控区”政策对企业绩效具有显著的正向影响，但这种正向影响效应主要产生于严格执行“两控区”环境规制政策的硬约束地区，在“两控区”政策执行存在偏差地区，企业绩效并没有显著改善。影响机制检验结果表明，“两控区”政策对企业绩效的正向影响主要通过激励企业创新而实现，在严格实施“两控区”政策的地区，环境规制能倒逼企业增加治污投入和技术创新而产生“创新补偿效应”。本文的结论显示，“两控区”政策的实施对提升企业绩效有促进作用，设计合理的环境规制政策可以实现经济发展和生态文明“双赢”。另一方面，出台环境规制政策应综合考虑与其他政策的兼容，以及中央政府、地方政府、企业之间的博弈，尤其是要促成中央政府和地方政府之间实现激励相容。为确保地方政府严格落实环境规制政策，不折不扣地督促企业进行技术创新和减少污染排放，本文提出以下建议：(1)“必须树立和践行绿水青山就是金山银山的理念，坚持节约资源和保护环境的基本国策”，在经济高质量发展的评估和考核体系中加大绿色GDP指标的权重，切实提高地方政府和官员的环境保护意识，让可持续发展理念变成地方政府和官员的高度自觉行动。(2)赋予地方政府和企业执行环境规制政策的更充足的条件和资源，通过差别化的财政税收政策、财政转移支付等手段，使各区域和企业能够真正内部化环境治理的收益和环境污染的成本。(3)“生态文明建设功在当代、利在千秋”，在现阶段的污染防治和“蓝天保卫战”中，将环保督查由目前的“制度化”提升为“法治化”，进一步完善环保督察制度，确保环保督察公信力，使环保方面的法律法规对地方政府、企业真正构成一种“可置信威胁”。