环境目标约束对企业出口产品质量的影响研究

相均泳,黄琳源,姚思玲

(1.全球能源互联网发展合作组织经济技术研究所,北京 100031;2.湖南大学 经济与贸易学院,长沙 410079)

引 言

改革开放以来中国凭借人口红利和巨大的市场优势,积极参与国际贸易往来,逐步成长为世界工厂和第一大出口国。而改革开放之初我国的出口贸易额仅为97.45亿美元,据海关总署公布的数据显示,2021年我国出口贸易额增长至3.37万亿美元,期间保持了高达14.56%的年均增长率。然而与出口规模和经济总量的快速扩张形成鲜明对比的是,中国仍存在较大的低端锁定风险,主要表现为出口产品质量总体不高及附加值偏低(刘啟仁和铁瑛,2020)[1],尤其是在贸易结构的完善程度以及贸易获利能力的大小等方面与当前发达国家的先进水平仍存在较大差距。随着我国人口结构转型所导致的劳动成本优势减弱以及逆全球化的日益盛行,我国过去粗放型的出口低端扩张模式难以持续,亟待寻求有效实现出口质量提升与结构升级的高水平开放路径。为此,中国政府在《“十四五”规划和2035年远景目标纲》中提出要“完善出口政策,优化出口商品质量和结构,稳步提高出口附加值”,并同步颁布了《“十四五”对外贸易高质量发展规划》,旨在对市场主体的对外贸易行为展开科学引导,积极优化我国的出口贸易结构和质量,扩大进口规模,从而实现对外贸易的高质量发展。由此可见,从企业层面探究出口产品质量的影响因素和升级路径,不仅是破除中国出口发展的现实难题和瓶颈制约的有效手段,更是响应国家贸易高质量发展重大战略的关键。

中国出口贸易之所以能够作为拉动经济发展的重要引擎,离不开国内低廉的环境治理成本。根据污染避难所理论,环境规制的差异会导致高污染产业从高规制地区流向低规制地区,意味着环境规制会影响一国在贸易中的比较优势。因此,过去持续较弱的环境规制强度的确有助于出口贸易的发展,但随着中国环境治理诉求的不断攀升、环境规制强度的不断提高,中国出口企业不再拥有原先低规制强度下的成本优势和壁垒优势,以牺牲环境为代价的贸易增长方式已难以为继,这样的转变会对中国企业出口带来何种影响是亟须研究的重大现实问题。

在此背景下,诸多学者针对环境规制与出口贸易之间的关系展开了大量的研究,主要包含以下两个视角:一是支持“污染避难所假说”,认为环境规制宽松的国家在生产污染密集型产品上具有比较优势,而在环境规制相对严格的国家进行生产的污染企业就会到环境成本较低的国家重新选址,以降低生产成本(Millimet和Roy,2016)[2]。因此,严格的环境规制提高了排污成本,会降低污染密集型企业出口的可能性和出口量,落后产业由于缺乏优势而被淘汰。二是支持“波特假说”,认为适度的环境规制会促进企业创新,对企业的发展产生正向影响,提升其在国际贸易中的竞争优势。企业在通过技术进步来提升出口额的同时,还能够显著提升自身的全要素生产率、优化产品组合(韩超和桑瑞聪,2018)[3]、提升出口产品质量、出口技术复杂度和国内附加值率。

综合现有研究,大多数文献集中于研究特定环境政策对出口贸易的影响,较少有文献从政府的自主性约束行为视角来探讨政府环境治理对出口贸易的影响。然而,在我国环保目标考核责任制的影响下,环境对出口的影响不再仅限于某项环境规制政策的问题,而是涉及政府绿色政绩考核的行政管理体制问题。尤其是我国目前实行行政分权体制,地方政府在中央政府和企业之间扮演着“中间人”的角色,中央制定的环保政策需要依靠地方政府来负责实施。因此,地方政府对于环境目标的重视程度很大程度上决定了环境规制政策的实施力度和执行效果。自2005年起我国正式将环境目标约束纳入官员考核指标后,地方政府对于环境保护的重视程度不断提高。在环境目标责任制不断深入完善的背景下,面临不断加重的绿色政绩考核压力的地方政府会如何影响企业的生产经营和进出口决策?这些问题的探讨能够为我国的环境污染防治提供重要的理论依据。但现有研究尚未针对地方政府环境目标约束的影响效应展开广泛研究,主要研究集中于对经济增长(李媛等,2020)[4]、产业转型升级(余泳泽等,2020)[5]以及企业污染减排(庞瑞芝等,2021)[6]的影响,尚未从企业的出口绩效维度考察环境目标约束的影响作用。因此,在现有研究的基础上,本文基于地方政府的绿色政绩考核这一现实依据,考察其辖区内企业在面临环境目标约束时如何通过调整生产出口行为实现出口产品质量升级,从而为我国构建绿色低碳循环发展经济体系、同步推进环境治理和贸易高质量发展提供实证经验证据。

为此,本文在梳理环境目标约束影响企业出口产品质量渠道的基础上,采用 2000-2013年的中国工业企业数据库和中国海关进出口贸易数据库,实证评估地方政府制定环境目标约束对企业出口产品质量的影响效应和作用渠道,并探究这一效应在不同类型企业中的异质性。与现有文献相比,本文主要的区别体现在:(1)区别于现有文献的研究视角,本文以出口产品质量为研究对象,结合理论与实证分析探讨了环境目标约束对企业出口的影响,丰富了当前环境目标约束以及绿色政绩考核相关文献的理论机制分析和效应评估研究,并从有为政府视角挖掘了地方政府采取环境规制手段的背后动因,拓展了环境规制影响进出口贸易的相关研究。(2)在理论价值上,本文探索性地应用计量经济学的前沿方法——交叠DID模型的理论成果,为政策发生时点不同,且存在进入退出复杂情形的政策评估提供了解决思路,有助于前沿实证经济学技术的推广及应用。(3)在现实意义上,本文对于优化我国环境治理体系、借由环境治理手段推动我国的高水平对外开放具有一定的现实指导意义。

一、制度背景与研究假设

(一)制度背景

目标责任制和干部考核制是我国自改革开放以来经济社会发展的重要制度保障。在我国改革开放的前30年,以经济增长为基础的晋升锦标赛为我国过去的高速增长发挥了重要作用,但同时也导致了粗放型增长、市场秩序紊乱与政府职能错位等问题(周黎安,2007)[7]。尤其是各地政府以牺牲环境为代价推动的经济增长导致我国环境污染问题愈发严重。因此,为了有效促使地方政府改进环境质量,协调经济增长与环境保护之间的关系,我国中央政府开始自上而下推行环境目标责任制,使得过去单一的经济增长目标管理逐步转变为纳入环境目标约束的双重目标管理体系。

我国最早出现的环境目标约束起源于2001年,中央政府颁布的“十五计划”中首次规定了主要污染物总量减排10%的环保目标。但由于当时设定的只是预期性指标,在我国以经济增长绩效为核心的官员晋升考核体系下,地方政府对于实现这一环保目标的内在动力不足,导致最终并未完成。因此,2005年12月国务院颁布了《关于落实科学发展观加强环境保护的决定》,提出“要把环境保护纳入领导班子和领导干部考核的重要内容,并将考核情况作为干部选拔任用和奖惩的依据之一”为进一步将中央政府层面的减排目标分解落实,环保部还于2007年陆续与各省市、自治区、直辖市签订了《“十一五”主要污染物总量削减目标责任书》,再由各级政府向下签订相应的减排目标责任书,环境目标考核的重要性被提升到前所未有的高度。

自此以后,多数地方政府开始在年初发布的政府工作报告中制定当地本年度的环境保护目标。由于一年一度的政府工作报告作为地方经济发展年度最重要的纲领性文件,其往往作为地方经济社会发展的风向标和总指挥。因此,在政府工作报告中写入环境目标约束,对于当地的微观个体而言具有十分重大的影响。在年度政府工作报告中的目标设定以后,政府会通过进一步向下级政府以及各个部门进行分解,通过调动各方资源和力量来兑现承诺,当年各部门和各主体的工作都围绕着推动目标实现而展开。

值得注意的是,政府工作报告蕴含了地方政府对上级政府以及社会公众的承诺,基于未能兑现预期承诺所引发的政治风险,各地政府在公开设定总体目标时可能会采用笼统含糊的语句来表述。具体而言,就是未设定具体数额的能耗下降及污染物减排目标,而是采用“提高城市环境质量”“生态环境进一步优化”“大力加强节能减排和生态环境保护”等难以量化评估完成情况的说法。例如天津市2004年的政府工作报告提出“提高环境质量,努力完成创建国家环保模范城的既定目标。”由于在未制定具体数额的环境目标约束中,政府的执行力和约束力会被严重弱化。针对此情况,本文将其视为未制定环境目标约束。

(二)研究假设

政府工作报告作为地方政府指导每年工作的重大文件,其目标导向能够充分体现当年政府的工作重点和政策导向,因此地方政府将污染减排目标写入当年的政府工作报告,会深刻影响当地环境治理主体的行为决策。一方面,在绿色政绩考核的压力下,制定环境目标约束的地方政府会进一步强化自身的环境规制力度,以确保如期完成考核目标;另一方面,为有效兼顾环境效益、经济效益和社会效益,地方政府在提升环境规制强度的同时,也会为当地企业的转型升级提供财政补贴、税收优惠等政策支持。

因此,结合既有文献,本文认为,地方政府制定环境目标约束会从以下三种渠道影响企业的出口产品质量:

1.创新补偿效应

波特假说认为,适度的环境规制水平对于企业的技术创新具有积极的促进作用。虽然从短期影响来看,环境规制会导致企业的污染治理负担加重,由此所引发的成本增加会对企业创新投入和研发资金产生挤出效应,从而影响企业的技术创新进程。但从长期来看,适当强度的环境规制政策对于企业的研发创新和技术升级会产生倒逼作用,从而弥补了成本的上升或利润率的下降。当前已有大量研究论证了即使环境规制会带来成本挤出效应,但在一定条件下环境规制的创新补偿效应确实存在(余泳泽和林彬彬,2022)[8]。环境目标约束不同于短期的环境政策,并且其制定过程需要着重考量国家“五年规划”所制定的总体减排目标,因此具有较强的持续性和科学性。另外,经济增长目标始终是我国政府官员绩效考核的首要指标,地方政府在推动环境目标约束落实的过程中,必定会尽可能考虑企业的生产经营问题,从而采取良性合理的执行方式引导企业减排,激发创新补偿效应。而大量理论与实证研究表明,创新是推动企业出口产品质量升级的有效机制。企业创新能力的提升不仅能够改善企业的生产技术和生产效率,提升企业的产品研发和国际竞争力,还能够为出口产品质量升级提供必要的知识驱动和效率改进(施炳展和邵文波,2014)[9],并且有助于改善企业的进口中间投入结构,增加高质量进口中间品的使用比例,进而有助于企业出口产品质量的提升研究。基于此,本文提出以下研究假设:

H1:相对于其他城市企业而言,试点地方政府制定环境目标约束城市的企业将通过发挥创新补偿效应,激励企业推动技术创新进而实现企业出口产品质量的升级

2.产品转换效应

由于不同产品的污染排放强度不同,企业在生产不同产品时所面临的环境规制强度也不同。一方面,企业生产不同产品的生产技术和生产过程的污染排放是异质的;另一方面,生产不同产品所需的原材料差异也会导致不同的污染水平。因此,当政府制定环境目标约束时,在遵从成本约束与利润最大化的驱动下,企业将会采取更环保的要素投入,调整自身生产的产品组合,以放弃那些产生大量污染的产品,转而生产低污染密集度的产品。在面临环境约束时,企业产品结构的调整会最终影响企业的出口表现和绩效。Manova和Yu(2017)[10]的研究指出,拥有多条产品线的出口企业可以通过调节资源配置状况来减少低质产品的生产,相应提升高质产品的投入和产量,从而整体上实现出口产品的结构与质量升级。韩超和桑瑞聪(2018)[3]通过对两控区政策的研究发现,两控区显著提升了出口企业的产品转换率,虽然该政策总体上有抑制产品质量的趋势,但其可以通过提升企业产品转换行为而相对地提升产品质量。祝树金等(2022)[11]的研究发现,环境信息公开程度的提高使得企业的环境成本上升,在行业内推动了污染企业的淘汰和清洁企业的加入,在企业内推动了产品转换,进而提高了资源配置效率,因此对整体的出口产品质量产生显著的提升作用。基于此,本文提出以下研究假设:

H2:相对于其他城市的企业而言,试点地方政府制定环境目标约束城市的企业将通过发挥产品转换效应,促进产品结构调整,推动企业出口产品质量升级

3.减税降负效应

地方政府为实现年初制定的环境目标约束,通常会同时采取行政手段和经济手段两类措施推动企业减排。行政手段主要包括限制准入、实施排放许可证制度、设定排污标准和关停搬迁污染企业(Chen等,2013)[12]等。行政手段短期内对污染排放控制可能有效,但成本过高,同时对企业经济效益的损害较大,因此难以持续。经济手段则能够更好地实现政府与排污者的激励相容,具有成本有效性(石光等,2016)[13]。地方政府由于面临着经济增长和环境治理的双重约束,往往会通过财政补贴、税收优惠等经济手段为企业减税降负,比如R&D补贴、土地优惠、对环境友好型产品给予所得税优惠(例如《企业所得税法实施条例》第八十八条规定,企业从事符合条件的环境保护、节能节水项目的所得,自项目取得第一笔生产经营收入所属纳税年度起,第一年至第三年免征企业所得税,第四年至第六年减半征收企业所得税)等政策。地方政府对企业的财政资金支持和资源倾斜能够对企业的融资约束产生直接的缓解效果,进而使得企业可以增加投入研发创新和扩大生产的可用资金。减税降负后的企业也能够根据环境目标约束的要求及时调整生产计划和出口结构,进而能够通过规模效应、技术革新以及结构调整实现出口产品质量的升级。基于此,本文提出以下研究假设:

H3:相对于其他城市的企业而言,试点地方政府制定环境目标约束城市的企业将依托地方政府所实施的财政补贴、税收优惠等经济手段为企业减税降负进而对企业出口产品质量产生积极的提升作用

二、模型设定、变量测度与数据来源

(一)模型设定

当前有关地方政府环境目标约束的实证研究主要采用传统的经典DID模型展开研究,其核心思路是将2007年我国中央政府将环境绩效纳入官员考核体系作为外生冲击,将样本期内制定公开过环境目标约束的地级市看作处理组,具有一定的不严谨性。该方法不能考虑各地开始制定环境目标约束的时间差异,将2008年及以后才开始制定环境目标约束的地级市同样视为2007年起接受政策冲击,与各地的实际情况存在一定出入。此外,该方法并未考虑政策退出的情况。事实上,2010年后不少城市均不再制定环境目标约束。因此,采用此类研究方法得出的结论可能在样本期较短时较为有效,而在长期样本中会与现实情况形成较为严重的背离。为此,本文将首先采用多时点DID模型对有关问题展开检验,以考虑各地区环境目标约束制定时间不尽相同的情形。并进一步采用计量经济学的前沿理论——异质性处理效应模型来加以检验,以考虑政策退出的情形。本研究为当前学界实证评估具有反复进入退出特性的复杂性政策提供了一种可行的研究思路,也能够为进一步科学评估环境目标约束的影响效应提供有益启示。

1.多时点DID双向固定效应模型(TWFE模型)

在引入“异质性—稳健”估计量之前,本部分依然先按照现有文献中针对多时点DID情形普遍采用的回归方法进行分析。针对本文的研究问题,若采用传统的TWFE模型来识别政策效应,则应构建如下的多时点DID基准回归模型:

firm_qualityict=α+βDit+γXit+λi+μt+εict

(1)

其中,firm_qualityict表示c城市i企业在t年的出口产品质量,Dit为本文的关键解释变量,当企业i所处的城市在第t年开始制定环境目标约束,则该企业在t年及之后年份的D均取值为1,否则为0。其系数β是本文关注的重点,衡量政策的处理效应,若β显著为正,说明制定环境目标约束能够促进企业出口产品质量升级,若显著为负,则说明具有抑制作用。Xit表示一系列可能影响企业出口产品质量的控制变量。模型中还控制了企业固定效应λi和时间固定效应μt,εict为随机误差项。考虑到异质性和序列相关性,本文将标准误聚类到城市层面。

由此得出与该TWFE回归模型相对应的平行趋势检验模型如下:

(2)

其中,变量Djit表示以地方政府首次制定环境目标约束的当年作为参照而生成的相对年份政策变量,当处理组企业i处在地方政府首次制定环境目标约束的第j年时取值为1,否则为0,而对照组的企业Djit变量始终为0。本文以各地首次制定环境目标约束的前一年为事件分析的基准年,为使各年的企业样本数量保持基本平衡,我们将政策冲击前第八年及之前的所有年份归并为j=-8,将政策冲击后第八年及之后所有年份归并为j=8。若政策冲击前估计系数{βj}不显著,说明在政策冲击前实验组与对照组在企业出口产品质量上的变动趋势不存在显著差别,即该TWFE双重差分模型具有较好的适用性。

2.异质性处理效应模型

随着多时点DID方法的普遍使用,近年来不少学者开始指出传统的双向固定效应DID模型会存在潜在偏误(De Chaismartin和D’Haultfoeuille,2020)[14]。偏误的来源就是异质性处理效应(Heterogeneous Treatment Effects),即对于同一外生事件冲击,所有个体受到的处理效应是不一样的。此外,当个体受到外生冲击的时间点存在差异时,TWFE模型还会出现“坏的控制组”问题,即更早受到事件冲击的样本在TWFE模型中会被视为较晚接受处理样本的控制组,由于早期冲击的处理效应与后期冲击的处理效应存在差别,就会给估计结果带来偏误。

为修正多时点DID中TWFE的潜在偏误,理论学界在短短三年内涌现出大量解决该问题的理论研究成果,并根据解决思路的不同提出了多种“异质性—稳健”估计量(Heterogeneity-Robust Estimator)用以解决异质性处理效应带来的偏误问题。目前研究可以归纳总结为三类解决思路:第一种思路是通过计算组别—时期处理效应再进行加权平均(De Chaisemartin,2020;D’Haultfoeuille,2022)[14-15];第二种思路是使用插补估计量(Imputation Estimator)来构造反事实结果进行估计;第三种思路是Cengiz等(2019)[16]采用的堆叠回归估计量(Stacked Regression Estimator)。然而,这三种解决思路下的“异质性—稳健”估计量也存在不同的适用范围。由于本文研究的环境目标约束存在反复进入退出的情形,大多数估计量并不适用。因此,根据刘冲等(2022)[17]对“异质性—稳健”估计量的方法综述及应用建议,本文选择De Chaisemartin(2020)和D’Haultfoeuille(2022)[14-15]所提出的估计量来展开实证分析。

De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]针对异质性处理效应的具体解决思路是仅仅把事件冲击前后处理状态改变的个体作为处理组,而把前后处理状态不变的个体作为控制组。分别计算出事件冲击从无到有以及从有到无两个方向的处理效果,再进行加权平均,以此来衡量具有进入退出特征的复杂政策冲击所产生的转换效应(Switching Effect):

(3)

(4)

(5)

在上述各式中,DIDM是De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]提出的“异质性—稳健”估计量,其估计原理和传统的DID估计量具有本质上的相似性,其最大的差异在于DIDM对于处理组和控制组的选择都有严格规定。在上述式(3)中,N1,0,t表示的是t-1期未接受处理而t期接受处理的个体数量,N0,1,t则表示t-1期接受处理而t期未接受处理的个体数量,Ns表示在样本期间处理状态前后发生了转变的个体数量,Ng,t表示在时间t组别g所包含的个体数量,Dg,t表示时间t接受处理的样本比例。因此,DID+,t衡量的就是政策从无到有的平均结果减去两期都不受政策冲击的平均结果,即刻画的是政策进入情形。DID-,t衡量的则是两期都受处理的平均结果减去政策从有到无的平均结果,即刻画的是政策退出情形。从上述说明中可以看出,DIDM可以考虑政策进入退出的情况,应用场景更为广泛。

De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2022)[15]将此实证模型进行拓展,用于计算动态处理效应,其思路是先估计出对应于每一期动态处理效应的估计量,再将这些动态处理效应进行加权平均,由此得到政策动态处理效应的无偏估计DID+,l,用以检验平行趋势,以及政策平均处理效应的无偏估计δl,用以反映事件冲击的总体影响。

(二)变量测度

De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]针对异质性处理效应的具体解决思路是仅仅把事件冲击前后处理状态改变的个体作为处理组,而把前后处理状态不变的个体作为控制组。分别计算出事件冲击从无到有,以及从有到无两个方向的处理效果,再进行加权平均,以此来衡量具有进入退出特征的复杂政策冲击所产生的转换效应(Switching Effect):

1.主要被解释变量:企业出口产品质量(firm_quality)

本文通过借鉴Fan等(2018)[18]的方法设定如下产品需求函数:

xfict=quantityfictσ-1pfict-σPctσ-1Yct

(6)

其中,xfict和quantityfictσ-1分别表示企业f在第t年向出口目的地c出口产品i的数量和质量;pfict表示出口价格;Pct表示第t年出口目的地c的价格指数;Yct表示第t年出口目的地c的总收入水平;σ为产品种类间的替代弹性。对式(6)两端同时取对数并整理可得如下估计方程:

ln(xfict)=-σln(pfict)+φi+φct+εfict

(7)

其中,φi为产品层面的固定效应,用来控制不同种类产品之间价格和数量的差异;φct为国家—年份固定效应,用来控制随着出口目的地和时间变化的变量,如出口目的地的关税水平、货币汇率以及经济发展水平等。此外本文将Broda和Weinstein(2006)[19]估计出的需求价格弹性系数加总到HS2位码层面,作为式(7)中产品替代弹性σ的替代值。由此可以进一步得出产品质量的度量公式:

(8)

为使不同出口产品质量在年份等维度上具有可比性,本文参考施炳展和邵文波(2014)[9]的方法对其进行标准化处理,并采用各产品出口价值作为权重将产品质量加总到企业层面,以便用于本文的实证分析。

2.核心解释变量:地方政府是否制定环境目标约束(Dit)

需要说明的是,只有在当年地方政府工作报告中明确提出了能耗下降的具体数值目标或对主要工业污染物的减排任务提出具体数值目标时,才被视为已明确制定环境目标约束。

3.控制变量

在评估地方政府环境目标约束对企业出口产品质量的影响效应时,为缓解遗漏变量偏误问题,本文添加一组其他企业特征变量、行业特征变量和城市特征变量,以控制解释变量与被解释变量之间的混淆因素。其中,企业层面的控制变量包含企业规模(Size),以企业年度从业人数来衡量;企业年龄(Age);是否是国有企业(SOE);出口规模(Export),以企业当年的出口额衡量。行业层面的控制变量包括行业竞争指数(HHI),以四位码行业的赫芬达尔指数衡量;行业研发密集度(IRD),用行业研发层面的研发投入总额在行业生产总值中的所占比例来衡量。城市层面的控制变量有劳动力规模(PRA),以城市每年的劳动力数量衡量;对外开放水平(FDI),以每年各城市外国直接投资的实际利用额来衡量。

(三)数据来源

本文主要采用的研究样本为2000—2013年中国工业企业数据库和中国海关进出口数据库。首先,本文根据Brandt等(2012)[20]的思路将原始的工企库样本进行跨期匹配,并对数据异常值和缺失值进行处理:(1)剔除主营业务收入规模不足500万元的企业样本;(2)剔除固定资产合计超过企业总资产的企业样本;(3)剔除从业人数少于8人的企业样本;(4)剔除总资产、总负债、销售额、中间投入为零或缺失的企业样本;(5)剔除本文所使用变量有缺失的企业。其次,本文借鉴田巍和余淼杰(2013)[21]的“两步法”对工企库和海关库进行匹配。先根据企业名称和样本所在年份对两个数据库进行匹配,然后将第一步未匹配上的企业样本,根据企业电话号码的后七位数和邮政编码再次进行匹配,最后对两次匹配结果取并集作为本文的企业样本。根据海关库的涵盖年份,匹配后的样本年份为2000—2013年,最终共计得到631 330条非平衡观测值。

本文通过合并以上数据库,最终形成本文研究所需的面板数据,并对主要名义变量进行了以2000年为基期的价格指数平减,对行业代码和HS产品编码进行了编码规则统一。同时,对本文所采用的连续变量均进行对数化处理。此外,为消除样本中异常值的影响,本文采用winsor2命令,对所有连续变量进行了1%水平上下的双侧缩尾处理。本文所采用的主要变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 变量描述性统计

三、实证结果分析

(一)基准回归

1.双向固定效应模型(TWFE模型)回归

在采用“异质性—稳健”估计量(De Chaisemartin和D’Haultfoeuille,2020)[14]进行估计前,我们先采用式(1)设定的TWFE模型进行估计,从而直观地展示两种模型估计结果的差异,回归结果如表2所示。从第(1)-(4)栏,我们依次加入了企业层面控制变量、行业层面控制变量以及城市层面控制变量,所有回归均控制了个体和时间固定效应,并且标准误聚类在城市层面。在第(1)栏的回归模型中,我们仅控制了企业个体固定效应和时间固定效应,结果显示,核心解释变量在10%的显著性水平下显著为负,说明制定环境目标约束会抑制企业出口产品质量的提升。但加入控制变量后,结果变得不再显著。同时,我们利用式(2)的事件研究法来检验该结果的平行趋势,结果如图1所示。从事件研究图可以看出,虽然处理组和控制组的时间趋势在政策冲击前没有显著差异,但政策冲击后也不存在显著的政策效应。这是否就意味着制定环境目标约束对企业的出口产品质量没有影响呢?答案是否定的。当前不少学者采用新的“异质性—稳健”估计量结果对以往经济学界的经典实证研究进行了验证,发现重新估计的结果与原始结果截然不同,甚至得到了完全反向的结论(Baker等,2022)[22]。因此,接下来本文将采用“异质性—稳健”估计量(de Chaisemartin和D’Haultfoeuille,2020)[14]来开展实证分析。

图1 平行趋势检验(TWFE估计量)

表2 TWFE模型回归估计结果

在采用新的估计之前,我们需要通过绘制处理时间分布图以及负权重检验展示异质性处理效应的严重程度。图2展示的是样本期间内各城市制定环境目标约束的情况(即处理状态分布图)。从该图中可以看出,各城市制定环境目标约束的时间点存在较大差异,并且不少城市均存在政策退出情况。另外,各城市首次开始制定环境目标约束的时间点也存在明显的梯度特征。在传统的双向固定效应DID模型中,这些先制定环境目标约束的个体会作为较晚接受处理个体的控制组进入到估计中(存在大量的“坏的控制组”),因此会导致TWFE在进行交错DID估计时产生较大的偏误。同时,我们进一步采用de Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]提供的twowayfeweights软件包对TWFE模型进行了负权重检验,结果显示,在TWFE模型所有的223 963个权重中,有188 370个正权重,而35 593个权重为负,负权重占比高达15.892%,负权重之和为-0.714,两个检验发现系数估计在异质性处理效应下显著为0,是不稳健的,因此我们需要采用“异质性—稳健”估计量进行估计。

图2 各城市环境目标约束的制定情况示意图

2.“异质性—稳健”估计量回归

表3为采用式(3)的估计方法进行回归得到的估计结果。从第(1)-(4)栏,我们逐步加入企业、行业和城市层面的控制变量,所有回归均控制了个体和时间固定效应,并且标准误聚类在城市层面。回归结果显示,制定环境目标约束的政策平均处理效应在1%的显著性水平下显著为正,说明制定环境目标约束能够显著提升当地企业的出口产品质量。这一结果在逐步增加企业、行业及城市层面的控制变量后依然十分稳健。由第(4)栏结果可知,制定环境目标约束对当地企业出口产品质量的提升效应约为0.55%。这一结果与表2中采用传统的双向固定效应DID模型得到的回归结果大不相同,因此直观地显示了采用TWFE模型对本文问题进行分析所导致的偏误。

表3 “异质性—稳健”估计量回归结果

(二)稳健性检验

1.平行趋势检验

在采用DID模型进行政策效果评估时需要满足平行趋势假定,即在外生冲击发生前,处理组和控制组的出口产品质量变动趋势应当保持一致。本文采用的“异质性—稳健”估计量同样需要满足平行趋势假设。De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2022)[15]给出了考虑异质性处理效应时的动态效应估计方法,并提供了相应的软件包用以检验平行趋势。但需要说明的是,目前此软件包尚不支持使用者选择固定的基期。本文根据De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2022)[15]提出的估计方法进行平行趋势检验,估计结果如图3所示。图3的结果显示,在政策冲击发生前,处理组和控制组的出口产品质量并不存在显著的差异,而政策冲击后,二者出现了明显的差异。说明相比于未制定环境目标约束的城市,制定环境目标约束的确有助于提升企业的出口产品质量,尽管这一促进作用会随时间逐渐消退。

图3 动态效应检验(“异质性—稳健”估计量)

2.剔除特殊样本回归

(1)排除“两控区”政策的干扰。国务院在1998年批准实施了针对酸雨和二氧化硫两类污染物的“两控区”政策,该政策共划定了175个城市,涉及27个省份,覆盖面很广。而在本文所收集到的环境目标约束数据中,大量约束目标是针对二氧化硫减排所设定的,因此“两控区”政策很有可能对本文所研究的环境目标约束的影响效果产生干扰。为排除这一干扰,本文将研究样本限制在“两控区”城市内,以检验本文的估计结果是否仍然稳健。表4列(1)结果显示当剔除非“两控区”城市的样本后,环境目标约束对企业出口产品质量的影响方向和显著性均未发生改变,说明本文的基准回归结果较为稳健。

表4 稳健性检验

(2)排除省会城市的干扰。省会城市的政府领导层往往相比于其他城市的领导层而言更具备晋升空间和晋升潜力,因此省会城市在制定和实施环境目标约束时,会由于更强的晋升激励驱动采取更为严格的落实措施。若前文得到的基础回归结果主要是由于这些省会城市的效应带来的,那么在其他城市样本中可能观察不到显著的政策效果。为排除省会城市对估计结果的干扰,我们将研究样本限制在非省会城市样本内,以检验本文的估计结果是否仍然稳健。表4列(2)结果显示剔除掉省会城市样本后,估计结果的方向和显著性未发生变化,但系数大小有所提高,这可能是由于省会城市往往是一省经济发展的领头羊,其在实施环境目标的同时也要更加关注经济目标的实现,因此在非省会城市样本中影响效应相对较强。

(3)排除环境优良城市的干扰。参考余泳泽(2020)[5]的研究,惠州、丽水、珠海、台州、福州、厦门、贵阳、深圳、中山、烟台、昆明和青岛等这些环境相对较好的城市也会对环境目标约束约束的影响效应研究产生干扰,因此本文将这些城市的样本剔除,以检验本文的估计结果是否仍然稳健。表4列(3)结果显示,剔除环境优良的城市样本后,结果与基准回归一致,表明我们的估计结果较为稳健。

(4)排除2008年北京奥运会空气治理的干扰。环境约束目标于2007年左右正式成为官员的政绩考核指标之一。而同一时期,为举办2008年北京奥运会,贯彻申奥时的绿色奥运理念,我国政府实施了一系列包括车辆限行、企业减产关停等较为严格的环境保护措施,以控制污染物排放。由于奥运会期间相应的环保措施主要是针对京津冀地区展开的,因此本文将这三个地区的城市样本剔除,以排除相关政策对实证结果的干扰。表4列(4)结果显示,排除2008年北京奥运会的干扰后,估计结果仍然稳健。

(三)作用机制检验

前文分析表明,地方政府制定环境目标约束可能会通过创新补偿效应、产品转换效应以及减税降负效应等三种渠道推动企业的出口产品质量升级。本节将选取适宜的指代变量依次对以上作用机制进行分析,从而为揭示环境目标约束影响企业出口产品质量的内在机理提供更为丰富的经验证据。

首先,在创新补偿效应的检验上,本文参考齐绍洲等(2018)[23]的研究,采用企业所获专利授权量来衡量企业的创新水平。当前的专利分类包含发明专利(Invention)、实用新型(Utility)和外观设计(Design)三种,创新性从高到低。由于发明专利的审查标准以及申请难度都更为严格,本文认为发明专利才能够真正引发企业生产技术的变革,进而提升自身产品的竞争力和出口质量。因此,若环境目标约束能够显著促进企业的发明专利授权量提升,才能够验证创新补偿效应渠道存在。其次,在产品转换效应的检验上,本文参考韩超和桑瑞聪(2018)[3]的研究,采用三个变量来衡量企业的产品结构调整,包括产品转换率(Total),由当年企业同时增加和减少的产品类型数量占上一年企业产品类型数量的比值衡量;产品创造率(Add),由当年企业增加的产品类型数量占上一年企业产品类型数量的比值衡量;产品剔除率(Drop),由企业当年减少的产品数量占上一年企业产品类型数量的比值衡量。最后,在减税降负效应的检验上,本文参考李万福和陈晖丽(2012)[24]的研究,采用企业缴纳的所得税费用在税前利润中所占比例来衡量企业的实际税负水平(Tax),这一比例越大,说明企业面临越高的税负水平。本文将上述变量作为被解释变量,并利用“异质性—稳健”估计量回归进行实证分析,其回归估计结果见表5。

表5 作用机制检验

表5列(1)-(3)分别展示环境目标约束对企业专利授权数的影响,其中仅有发明专利授权数的回归结果显著为正,而实用新型和外观设计则没有受到显著影响。其原因在于,发明专利更能体现企业生产技术和效率的改进升级,因此当企业面临更严格的环境目标约束时,需要通过技术创新来寻求生产效率的提高,从而抵消掉相应增加的环境治理成本(齐绍洲等,2018)[23]。而实用新型与外观设计对生产效率并不会产生实质性影响,因此环境目标约束对二者的影响不显著。表5列(4)-(6)分别报告环境目标约束对企业产品结构调整的影响。从中可以看出,环境目标约束能够显著推动辖区内企业的产品结构调整,不仅表现为新产品的增加,还淘汰了部分旧产品。一方面,可能是因为地方政府为实现自身制定的环境目标约束,从而对部分高污染产品加大出口门槛,同时对清洁产品的生产给予一定的政策倾斜和税费减免,因此企业在成本收益的权衡下进行产品结构调整。另一方面,企业为了达成政府制定的减排任务,也会自发淘汰自身高污染高能耗的产品线,从而开发更加环保的产品线。表5列(7)展示环境目标约束对企业税负的影响。从中可以看出环境目标约束至少在5%的显著性水平上降低了企业税负,为企业的开发投资和技术升级提供了较为有利的资金流环境。综合上述结果,前文提出研究假设基本得证,因此本文认为地方政府制定环境目标约束能够通过推动企业创新、优化产品结构以及帮助企业减税降负,从而实现其出口产品质量的提高。

四、异质性分析

前文结果已经得出地方政府制定环境目标约束有利于提升企业出口产品质量的结论,且已验证了该结论的稳健性及作用渠道,但该影响同样可能存在显著的异质性。由于沿海地区与非沿海地区的企业在出口能力、市场便利条件等方面存在显著差异,地方政府的环境目标约束对两类企业的出口表现可能会形成截然不同的影响。此外,企业所有制类型与行业类型同样可能会影响到环境目标约束的效应。因此,本文还将进一步从地区差异、所有制差异和行业类型差异来考察环境目标约束对企业出口产品质量的异质性影响。

(一)地区异质性检验

我国地域辽阔,不同地区的发展政策、区位优势、要素禀赋、生态环境状况、经济发展状况、生产力水平以及出口活跃程度等多个方面均存在较大差异。因此,环境目标约束对出口便利地区企业的影响与其他企业相比可能会完全不同。为考察环境目标约束对企业出口产品质量影响的地区异质性,我们将有海岸线的地区企业样本划分为沿海地区,而剩余样本划分为非沿海地区,并采用“异质性—稳健”估计量分别进行估计,其回归估计结果见表6。结果显示,对于沿海地区而言,政策效应在5%的显著性水平下显著为正,而对于非沿海地区,地方政府环境目标约束的系数为负但不显著。这一结果说明只有沿海地区的地方政府制定环境目标约束有利于企业出口产品质量升级,而在非沿海地区的影响则并不显著。这是因为沿海地区对外开放的时间较早、交通便利、经济较为发达,对外开放水平也相对较高。沿海地区在过去快速的贸易增长中积累了相对较为成熟的人力资本和技术条件。同时,频繁的贸易往来和较高的外商资本也使得企业更加容易在对外合作中加速自身的技术革新与产品升级。而非沿海地区的经济发展水平相对较弱,贸易基础也较为薄弱,企业的技术实力和产品结构都相对落后,因而在面临环境目标约束时,创新动力、技术改进能力以及出口策略调整能力不足,从而难以提升其出口产品质量。

表6 地区差异检验

(二)行业异质性检验

不同行业的企业污染排放强度具有显著差异,因此在政府环境治理中所受到的关注度也不同。为了检验环境目标约束对企业出口产品质量的影响是否存在行业差异,本文参考李青原和肖泽华(2020)[25]的研究,根据中华人民共和国环保部2010年发布的《上市公司环境信息披露指南》对重污染行业的定义,将火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类行业定义为重污染行业,剩余行业则定义为非重污染行业,并采用“异质性—稳健”估计量进行分样本回归,其回归估计结果见表7。结果显示,环境目标约束对高污染行业的企业出口产品质量的影响在5%的显著性水平上显著为正,但对非重污染行业的企业没有显著影响。这是因为非重污染行业中的企业本身污染排放水平较低,减排空间也较为有限,因此不是政府环境规制的主要监管对象。而高污染行业作为当地污染的主要排放源,自然成为当地实现减排目标的主要抓手,因此受到的环境监管强度要大得多,在环境规制的“倒逼”作用下,企业出口产品质量也得到了显著提升。

表7 行业差异检验

(三)企业所有制异质性检验

由于不同所有制企业拥有的资源禀赋不同,且主要业务范围与经营战略也显著不同,因此环境目标约束对企业出口产品质量的影响也可能因所有制的类型差异而产生异质性影响。因此,本文根据企业的登记注册类型,将研究样本划分为国有企业、私营企业和外资企业样本,通过分样本回归考察环境目标约束对不同所有制企业出口产品质量的影响,其回归估计结果见表8。结果显示,只有在外资企业样本中,环境目标约束的估计系数显著为正且显著性水平为5%,而在国有企业和私营企业样本中,估计系数均不显著,说明环境目标约束仅能促进外资企业出口产品质量的提升。这是因为国有企业往往拥有更好的政治关联和谈判能力,因此在面临政府的环境目标约束时,可以通过寻租手段以及利用政治关联关系来规避环境规制的影响,因而缺乏生产决策调整及产品升级的动力。而对于私营企业来说,其生产规模不高,且技术改进能力不足,在面临政府的环境目标约束时,往往只能通过减产等消极方式达到环境合规,因此也不能带来出口产品质量的提高。而对于外资企业而言,其本身具有较好的出口效益和创新能力,因此在面临环境目标约束时往往更具备产品结构调整及技术创新的条件和能力,从而更能实现出口产品质量的升级。

表8 企业所有制差异检验

五、结论与政策建议

伴随我国环境保护目标责任制的不断发展以及政府官员绩效考核体系的不断完善,环境目标约束逐渐受到各地区政府的重视,尤其是在“十一五”规划期间,超过200个城市均在年度政府工作报告中制定公开了环境目标约束,企业作为污染排放的微观主体,必然面临生产经营决策的重大变革。在此背景下,本文通过手工搜集2000—2013年的政府工作报告文本,整理出地方政府环境目标约束数据,并结合中国工业企业数据库和中国海关进出口数据库的匹配数据,采用前沿计量经济学方法——“异质性—稳健”估计量来实证考察环境目标约束对企业出口产品质量的影响。得到如下结论:(1)地方政府制定环境目标约束能够提升企业的出口产品质量。(2)机制检验结果显示,环境目标约束能够显著提升企业的创新产出,促进企业进行产品结构优化以及降低企业税负,从而最终推动企业出口产品质量的提升。(3)环境目标约束对企业出口产品质量的影响效应会因企业所在地区、所有制类型以及行业污染程度的不同而表现出显著差异。

基于上述研究结论,本文提出以下政策建议:

第一,继续强化环境绩效考核,改善政府环境治理态度。本文的实证研究结果表明,环境目标约束对于企业的出口产品质量存在显著的积极影响。我国应当继续纵深推进环境目标责任制与绿色政绩考核体系,在维持经济良好发展秩序的前提下适当加大生态效益在干部晋升考核中的权重,强化考核指标及常态化管理,以充分调动地方政府的积极性。同时,还要进一步加强对地方政府的环境监管,建立环境追责的长效机制,以端正政府开展环境治理的态度,从而避免“为绩效而治理”的短期行为。第二,优化环境治理的干预手段,提高环境目标约束的有效性。本文的实证结论表明,地方政府在实现环境目标的过程中,对不同所有制企业的干预存在偏向性,从而可能会导致环境目标约束的政策失效。因此,地方政府应当为当地各类型的企业提供充足的资源和政策支持,以促进全方位的绿色转型升级。地方政府在基于环境目标约束压力加强污染监管的同时,应设计结合市场工具的激励政策,考虑采用节能减排与经济增长相容性较强的环境治理政策组合,弥补单一形式干预手段的不足。此外,地方政府应当基于当地发展状况而制定环境目标约束,杜绝追逐“晋升锦标赛”的盲目约束,在尽可能维护地区经济发展活力的前提下,因地制宜选择切实可行、循序渐进的节能减排目标,为企业提供相对稳定的政策环境。第三,企业应当积极探索可持续的长效发展之路,寻求与政府的合作共治。对于企业而言,一年一变的环境目标约束意味着极大的不确定性,而面对这种不确定性,采取短期投机减排行为的企业可能会暂时逃避政府管制,但不利于企业的长远发展。当前中国经济已转入高质量发展阶段,环境污染与资源枯竭是制约经济可持续发展的关键问题,节能减排与清洁生产是经济发展新阶段对企业长期不变的要求。因此,企业要想在愈发严格的环境监管下实现良好的生产经营绩效,避免成为被淘汰的落后产能,必然要将眼光放长远,注重企业的长期可持续发展效益。为此,企业应当顺应政府环境目标约束的政策导向,加强与政府的合作以获得资源与政策支持,从而通过研发投资与转型升级来实现企业经济效益增长与节能减排的双赢。