童偉偉

（1．中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢430073；2．長江大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 荊州434023）

一、引言

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用HOV模型或引力模型考察環(huán)境規(guī)制對外貿(mào)的影響，Karp對相關(guān)文獻(xiàn)有一個較為全面、深入的評述［3］。總體來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)對環(huán)境規(guī)制的外貿(mào)效應(yīng)的分析都是基于產(chǎn)業(yè)或地區(qū)層面進(jìn)行的，這一視角不能反映環(huán)境規(guī)制對外貿(mào)的實際主體——企業(yè)的影響。鑒于此，本文運用世界銀行2005年對中國12 400家企業(yè)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Tobit模型考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的影響。

相對于既有文獻(xiàn)，本文除了采用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行考察外，還在以下兩個方面做出了可能的貢獻(xiàn)：首先，區(qū)別于已有文獻(xiàn)主要從地區(qū)或產(chǎn)業(yè)層面衡量環(huán)境規(guī)制，本文從企業(yè)、地區(qū)、地區(qū)－產(chǎn)業(yè)三個層面對企業(yè)所面臨的環(huán)境規(guī)制強度進(jìn)行測度，并為不同層面的環(huán)境規(guī)制變量分別構(gòu)建了工具變量，增強了研究結(jié)論的可靠性；其次，本文從微觀視角提出了影響環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)的重要變量——企業(yè)研發(fā)投入，并基于分組回歸揭示了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的促進(jìn)作用僅存在于有研發(fā)活動的企業(yè)。

二、文獻(xiàn)回顧

對環(huán)境規(guī)制外貿(mào)效應(yīng)的考察是對“污染避難所假說”與“波特假說”進(jìn)行實證檢驗的重要方面。前者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強度增加將削弱本國產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，導(dǎo)致生產(chǎn)活動向低環(huán)境規(guī)制強度國家的轉(zhuǎn)移或者貿(mào)易模式改變，尤其是對于污染密集型行業(yè)，上述效應(yīng)更為顯著。后者認(rèn)為以上觀點是從靜態(tài)視角所進(jìn)行的分析，若從動態(tài)視角來看，更為嚴(yán)格的適當(dāng)環(huán)境規(guī)制措施通過激勵企業(yè)實施創(chuàng)新，最終能夠部分補償甚至超過環(huán)境規(guī)制所導(dǎo)致的成本增長，進(jìn)而提升產(chǎn)業(yè)競爭力。為對“波特假說”進(jìn)行實證檢驗，Jaffe和Palmer認(rèn)為可進(jìn)一步將其分解為三種假說：“弱波特假說”認(rèn)為環(huán)境規(guī)制能刺激企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新；“狹義波特假說”則認(rèn)為只有靈活、適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制才能刺激企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新；“強波特假說”認(rèn)為環(huán)境規(guī)制引發(fā)技術(shù)創(chuàng)新所帶來的收益超過了成本，因此有助于企業(yè)競爭力提升［4］。本文所探討的問題正是從出口視角來考察“強波特假說”在中國制造業(yè)企業(yè)中是否成立。

既有文獻(xiàn)主要基于HOV模型或引力模型對環(huán)境規(guī)制的外貿(mào)效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗。Tobey最早基于HOV模型采用跨國截面數(shù)據(jù)考察了環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)品凈出口的影響，研究發(fā)現(xiàn)兩者間并不存在顯著關(guān)系，但由于回歸自由度偏低，其結(jié)論可靠性較低［5］。Cole和Elliott同樣基于HOV模型，但采用了更大的樣本量，并考慮到可能存在的內(nèi)生偏誤，研究結(jié)論依然不支持環(huán)境規(guī)制對污染密集型產(chǎn)品出口有影響［6］。采用引力模型的文獻(xiàn)中，Harris等基于24個OECD國家1990～1996年的面板數(shù)據(jù)考察了環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)進(jìn)口的影響，研究結(jié)論顯示兩者間的關(guān)系依然不顯著［7］。盡管依據(jù)直覺判斷，環(huán)境規(guī)制強度是影響企業(yè)出口的重要因素，但為何實證研究沒有得到與直覺判斷相一致的結(jié)論？現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從以下兩個方面對此進(jìn)行解釋：

1．環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生性問題。Ederington與Minier基于政治經(jīng)濟學(xué)分析認(rèn)為，各國政府對那些受外貿(mào)沖擊較大的本國產(chǎn)業(yè)，傾向于相應(yīng)地放松對其所實施的環(huán)境規(guī)制，采用聯(lián)立方程模型控制因此可能導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤后，實證結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對1978～1992年的美國制造業(yè)凈進(jìn)口具有顯著正效應(yīng)［8］。傅京燕等采用中國1996～2004年的制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，同樣考慮到環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生性，采用工具變量法的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制在達(dá)到一定強度之前，對行業(yè)比較優(yōu)勢有顯著負(fù)影響［9］。

2．環(huán)境規(guī)制對外貿(mào)作用的異質(zhì)性。由于不同產(chǎn)業(yè)或企業(yè)各自的特性，環(huán)境規(guī)制對其進(jìn)出口的影響也將不同，甚至截然相反，進(jìn)而導(dǎo)致兩者間的關(guān)系雖然在總體上不顯著，但從子樣本來看，兩者間的關(guān)系顯著。Ederington等按貿(mào)易對象、產(chǎn)業(yè)可移動性以及產(chǎn)業(yè)污染強度對美國1978～1992年的制造業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了分組估計，研究結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對來自發(fā)展中國家的進(jìn)口以及那些松腳型（footloose）產(chǎn)業(yè)與高污染強度產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口有著顯著正向作用［10］。Cole等利用日本1989～2003年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證檢驗也發(fā)現(xiàn)了類似結(jié)論［11］。區(qū)別于以上文獻(xiàn)主要從產(chǎn)業(yè)特征或貿(mào)易對象視角來探討環(huán)境規(guī)制對外貿(mào)作用的異質(zhì)性，本文將從微觀企業(yè)特征視角來考察環(huán)境規(guī)制對不同企業(yè)影響的差異。JOAQUI'N基于西班牙企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究表明，具有研發(fā)能力的企業(yè)能更好地適應(yīng)新的環(huán)境規(guī)制要求，減弱其對企業(yè)市場價值的負(fù)面影響［12］。遵循這一思路，本文進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的影響是否因企業(yè)研發(fā)投入差異而有所不同。

三、計量模型、變量衡量與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型構(gòu)建

本文的被解釋變量為企業(yè)出口比重，樣本中存在大量出口比重為零的非出口企業(yè)，因此采用針對截取數(shù)據(jù)（censored data）的Tobit模型來考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的影響。對于解釋變量的選取，除環(huán)境規(guī)制變量外，其他控制變量主要依據(jù)已有國際貿(mào)易理論對出口貿(mào)易基礎(chǔ)的分析確定：新古典貿(mào)易理論主要強調(diào)了要素稟賦對出口的決定作用；基于不完全競爭與規(guī)模報酬遞增的新貿(mào)易理論則認(rèn)為規(guī)模經(jīng)濟因素也是出口貿(mào)易的重要基礎(chǔ)；開放條件下的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論指出人力資本與研發(fā)創(chuàng)新對出口有影響；異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論則主要強調(diào)生產(chǎn)率水平對企業(yè)出口的作用。近年來，越來越多的文獻(xiàn)注意到制度因素也是出口的重要決定因素之一［13］。此外，基于引力模型的國際貿(mào)易研究則主要強調(diào)了地理因素對出口貿(mào)易的作用。綜合上述分析，本文的計量模型設(shè)置如下：

閱讀理解：在平面直角坐標(biāo)系中，若兩點P、Q的坐標(biāo)分別是P(x1,y1)、Q(x2,y2)，則P、Q兩點間的距離為如P(1，2)，Q(3，4)，則對于某種幾何圖形給出如下定義：符合一定條件的動點形成的圖形，叫做符合這個條件的點的軌跡．如平面內(nèi)到線段兩個端點距離相等的點的軌跡是這條線段的垂直平分線．

其中，下標(biāo)i、c、t分別表示企業(yè)、城市與年份。EXP為城市c中企業(yè)i的出口比重，ER為企業(yè)層面或城市層面的環(huán)境規(guī)制變量。X為企業(yè)層面的控制變量，包括上一年的企業(yè)資本密集度、企業(yè)規(guī)模、人力資本與研發(fā)投入以及生產(chǎn)率水平。Z為城市層面的控制變量，包括體現(xiàn)地區(qū)制度因素的政府效率與體現(xiàn)地理因素的運輸成本。為控制所有制性質(zhì)、產(chǎn)業(yè)特定因素與地區(qū)特定因素對企業(yè)出口的影響，本文分別引入企業(yè)是否為外資的虛擬變量FDI、兩位碼水平上的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)虛擬變量IND與省區(qū)虛擬變量PROV。u為影響企業(yè)出口的隨機干擾項。

對于回歸分析中可能存在的內(nèi)生性問題，本文在模型構(gòu)建上主要從以下三個方面進(jìn)行處理：首先，作為核心解釋變量的環(huán)境規(guī)制強度，當(dāng)我們在城市層面與城市－行業(yè)層面對其進(jìn)行衡量時，不太可能因單個企業(yè)的出口表現(xiàn)進(jìn)行調(diào)整，此時的回歸分析應(yīng)該不存在聯(lián)立內(nèi)生偏誤問題；不過，當(dāng)從企業(yè)層面衡量環(huán)境規(guī)制時，聯(lián)立內(nèi)生性問題依然可能存在，本文將在后面采用工具變量法解決其內(nèi)生性問題。其次，由于出口對企業(yè)規(guī)模、研發(fā)投入以及生產(chǎn)率水平等變量可能存在逆向作用，本文對所有企業(yè)層面的解釋變量作滯后一期處理。最后，政府效率作為企業(yè)出口經(jīng)營的宏觀制度環(huán)境，一方面能直接影響企業(yè)出口表現(xiàn)，另一方面也影響到環(huán)境規(guī)制政策的實際執(zhí)行效果［14］，許多文獻(xiàn)沒有考慮它的影響，為緩解由此可能導(dǎo)致的變量遺漏偏誤，本文引入城市層面的政府效率變量作為控制變量。

（二）變量衡量

1．環(huán)境規(guī)制?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對環(huán)境規(guī)制變量的衡量，總體來看分為投入視角與產(chǎn)出視角兩類。投入視角的衡量方法主要有：各產(chǎn)業(yè)所涉及環(huán)境規(guī)制法規(guī)條例的數(shù)目、國際環(huán)境保護(hù)公約參與情況、政府環(huán)境執(zhí)法部門公務(wù)人員數(shù)量等。產(chǎn)出視角則主要利用各類污染物排放的達(dá)標(biāo)或治理情況。此外，控污支出比重也是一種被廣泛采用的環(huán)境規(guī)制衡量方法。相對于以上基于地區(qū)或產(chǎn)業(yè)層面的衡量方法，本文將從企業(yè)、地區(qū)與地區(qū)－行業(yè)三個層面對環(huán)境規(guī)制進(jìn)行衡量，分別記為er1、er2、er3。（1）本文所采用的調(diào)查數(shù)據(jù)提供了企業(yè)與政府稅收、勞動與社會保障以及環(huán)保等部門打交道的情況，例如接受檢查、參加會議等，具體包括企業(yè)對與上述各政府部門的關(guān)系評價、政府部門工作人員中有助于企業(yè)發(fā)展的比例以及在一年中企業(yè)與政府各部門打交道的天數(shù)。由于前兩個方面的信息較為主觀，本文以企業(yè)在一年內(nèi)與環(huán)保部門打交道的天數(shù)這一客觀指標(biāo)作為企業(yè)層面環(huán)境規(guī)制強度的表征。（2）城市層面的環(huán)境規(guī)制強度以工業(yè)污染源治理投資占固定資產(chǎn)投資的比重表示，這一指標(biāo)體現(xiàn)了各城市在環(huán)境執(zhí)法方面的嚴(yán)格程度。（3）企業(yè)在生產(chǎn)排污方面不僅受到所在城市環(huán)保部門的制約，還可能因其所處產(chǎn)業(yè)不同而面臨不同的環(huán)境規(guī)制強度。為體現(xiàn)這一思想，考慮到在中國當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制政策框架中，針對水污染的治理與控制政策最為完善，本文以城市層面的環(huán)境規(guī)制強度與產(chǎn)業(yè)層面的工業(yè)污水排放達(dá)標(biāo)率的乘積來反映特定企業(yè)所面臨的環(huán)境規(guī)制強度。

2．企業(yè)層面變量。企業(yè)出口比重（EXP）以樣本數(shù)據(jù)中的企業(yè)海外銷售比重衡量；資本密集度（lnkl）以企業(yè)勞均固定資產(chǎn)凈值衡量，并取其對數(shù)；對企業(yè)規(guī)模（lninc）的衡量可采用企業(yè)總資產(chǎn)、雇員總數(shù)或產(chǎn)品銷售收入等，由于產(chǎn)品銷售收入不受企業(yè)所在行業(yè)要素密集度的影響，本文以其對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模；為剔除規(guī)模因素對研發(fā)投入的影響，企業(yè)研發(fā)水平（relrd）以企業(yè)研發(fā)資金投入與產(chǎn)品銷售收入的比值表示；人力資本（lnhk）以企業(yè)雇員中具有大學(xué)學(xué)歷及以上的雇員總數(shù)表示，也取其對數(shù)。企業(yè)生產(chǎn)率（lntfp）采用半?yún)?shù)LP方法所估計的全要素生產(chǎn)率表示［15］。企業(yè)可能隨生產(chǎn)率沖擊而調(diào)整要素投入，因此基于OLS的全要素生產(chǎn)率估計可能出現(xiàn)聯(lián)立偏誤，而LP方法將中間投入作為部分不可觀測生產(chǎn)率的代理變量，緩解了全要素生產(chǎn)率估計時可能存在的內(nèi)生偏誤問題。

3．政府效率（goveff）與運輸成本（lnfrt）。政府效率按世界銀行研究報告《中國政府治理、投資環(huán)境與和諧社會：中國120個城市競爭力的提高》所提供的方法衡量［16］（P107－109），計算公式為②：

其中，std為對變量進(jìn)行均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)化處理函數(shù)，tax為地區(qū)稅負(fù)水平，regutime為一年內(nèi)該城市企業(yè)與政府稅務(wù)、公安、環(huán)保、勞動與社會保障部門打交道的平均時間比重，etc為企業(yè)娛樂與旅行支出與銷售收入比值的平均值。運輸成本變量使用卡車運輸一個20尺標(biāo)準(zhǔn)集裝箱到常用通海港口的成本，相比傳統(tǒng)采用的離海岸線距離，該變量考慮了我國進(jìn)出口貨物港口選擇的集中化以及區(qū)域間的交通基礎(chǔ)設(shè)施差異［17］，因而能更好地體現(xiàn)由于地理因素所導(dǎo)致的貿(mào)易阻力。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文企業(yè)層面數(shù)據(jù)來源于世界銀行2005年對中國12 400家企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查涉及大陸地區(qū)除西藏外的30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的120個城市，每個城市調(diào)查100家企業(yè)（直轄市調(diào)查200家企業(yè)）。樣本企業(yè)分布于中國所有30個兩位碼的制造業(yè)行業(yè)。地區(qū)以及地區(qū)—產(chǎn)業(yè)層面的環(huán)境規(guī)制變量所需數(shù)據(jù)來源于2005年《中國城市統(tǒng)計年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》，政府效率與運輸成本數(shù)據(jù)均來源于上文所提到的世界銀行研究報告。由于企業(yè)樣本數(shù)據(jù)中存在部分缺失值或不正常值，在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析之前我們對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：首先，剔除海外銷售比重變量缺失的樣本；其次，剔除固定資產(chǎn)凈值、主營業(yè)務(wù)收入、原材料投入與雇員總數(shù)小于等于零或缺失的樣本，剔除其他業(yè)務(wù)收入、雇員中大專比例、研發(fā)支出小于零或缺失的樣本。經(jīng)上述處理，最后保留12 207家企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)。

四、實證結(jié)果與分析

Tobit估計出的原始系數(shù)估計值沒有特定的經(jīng)濟含義，因此本文在Tobit估計之后進(jìn)一步計算了針對截取數(shù)據(jù)的邊際效應(yīng)。以下各表中所報告的估計值均是進(jìn)行了相應(yīng)處理之后的結(jié)果。

（一）環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的總體效應(yīng)估計

表1前三列報告了利用全部樣本對模型（1）進(jìn)行Tobit估計的結(jié)果。為保證所得結(jié)論的穩(wěn)健性，（1）～（3）對環(huán)境規(guī)制分別從企業(yè)、地區(qū)以及地區(qū)—產(chǎn)業(yè)三個層面進(jìn)行衡量。從所示結(jié)果來看，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口比重的提升有顯著促進(jìn)作用，且在各種環(huán)境規(guī)制衡量方法下始終成立，這一結(jié)果說明“強波特假說”在我國成立。對于以上結(jié)論，本文從以下幾個方面進(jìn)行解釋：首先，盡管從短期來看，環(huán)境規(guī)制可能導(dǎo)致企業(yè)成本增加與競爭力下降，但從長期來看，環(huán)境規(guī)制強度增加將倒逼企業(yè)實施控污技術(shù)或生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)控污成本下降、生產(chǎn)效率提高或產(chǎn)品質(zhì)量提升。當(dāng)由此所獲得的收益超過環(huán)境規(guī)制所導(dǎo)致的成本增加時，環(huán)境規(guī)制將促進(jìn)企業(yè)出口競爭力提升。其次，環(huán)境規(guī)制有助于促進(jìn)企業(yè)的清潔化生產(chǎn)與資源利用效率改善，進(jìn)而降低單位產(chǎn)品能耗與產(chǎn)品生產(chǎn)成本，促進(jìn)出口競爭力提升。值得注意的是，以上兩種解釋均是從環(huán)境規(guī)制的長期效應(yīng)視角所進(jìn)行的分析，相對于已有文獻(xiàn)通常采用面板數(shù)據(jù)，本文基于截面數(shù)據(jù)的回歸分析能更好地體現(xiàn)這種長期效應(yīng)③［18］。最后，環(huán)境規(guī)制強度增加還可能有助于本地區(qū)出口企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)過程的綠色化，克服發(fā)達(dá)國家所設(shè)置的各類綠色貿(mào)易壁壘，增強出口競爭力。

其他控制變量對企業(yè)出口比重的影響大多數(shù)均在不同程度上顯著，作用方向也大多符合預(yù)期。人均資本與人力資本水平對出口比重的作用顯著為負(fù)，這可能是由于中國企業(yè)參與國際分工的主要優(yōu)勢在于其相對廉價的勞動力資源，因此物質(zhì)資本與人力資本水平越高反而不利于企業(yè)出口；企業(yè)規(guī)模對出口的積極作用體現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)濟因素對當(dāng)前中國企業(yè)出口的重要意義；企業(yè)生產(chǎn)率對企業(yè)出口比重的影響顯著為負(fù)，與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的預(yù)測相悖，這可能是由于中國出口貿(mào)易中存在大量的加工貿(mào)易所致［19］；最后，政府效率、運輸成本、企業(yè)研發(fā)比重、外資性質(zhì)等對出口比重的作用均與理論預(yù)期一致，不再具體解釋。

（二）對內(nèi)生性問題的進(jìn)一步處理

盡管本文在模型設(shè)定時對內(nèi)生性問題已有所考慮，盡可能緩解了聯(lián)立內(nèi)生性偏誤問題，但仍可能存在其他影響企業(yè)出口并與環(huán)境規(guī)制相關(guān)的遺漏變量，表1前三列所給出的估計結(jié)果依然可能存在內(nèi)生性問題。為此，本文采用工具變量Tobit模型對環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)重新進(jìn)行估計，結(jié)果見表1第（4）～（6）列。其中，企業(yè)層面環(huán)境規(guī)制的工具變量選取參照Fisman和Svensson的方法，以城市－行業(yè)二維基礎(chǔ)上企業(yè)與環(huán)保部門打交道天數(shù)的平均值表示［20］；其他環(huán)境規(guī)制變量采用李小平等的方法［21］，以該變量的滯后一期作為其工具變量。

表1 環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的影響：總體效應(yīng)估計

工具變量估計的結(jié)果顯示，除了企業(yè)層面的環(huán)境規(guī)制變量對出口的促進(jìn)作用不再顯著外，另外兩種衡量方法下的環(huán)境規(guī)制依然較為顯著，“強波特假說”對我國制造業(yè)企業(yè)依然成立。從Wald外生性檢驗結(jié)果來看，其并不能拒絕工具變量的外生性假定，即我們在表1前三列中基于Tobit估計所得結(jié)果不存在內(nèi)生性問題。因此在下文的分析中將直接采用Tobit估計，而不再采用工具變量估計。

（三）環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)：有／無研發(fā)投入企業(yè)的比較

為進(jìn)一步考察企業(yè)研發(fā)投入對環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)的影響，我們將依據(jù)企業(yè)有／無研發(fā)投入進(jìn)行分組估計，基于不同環(huán)境規(guī)制衡量方法的Tobit估計結(jié)果見表2。其中，（1）、（3）、（5）為無研發(fā)投入企業(yè)的情況，因而其解釋變量中不再包含研發(fā)變量；（2）、（4）、（6）為有研發(fā)投入企業(yè)的情況。

從表2的結(jié)果來看，對于有研發(fā)活動的企業(yè)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口具有顯著促進(jìn)作用，但對于沒有研發(fā)投入的企業(yè)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的影響可能為負(fù)，且不顯著。這說明環(huán)境規(guī)制并不一定會有利于企業(yè)出口，企業(yè)為將嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制所帶來的壓力轉(zhuǎn)化為出口競爭力提升的動力，需要通過適當(dāng)?shù)难邪l(fā)活動來降低產(chǎn)品能耗、提升生產(chǎn)效率與改善產(chǎn)品質(zhì)量等。Cohen和levinthal曾指出企業(yè)的研發(fā)活動不僅具有直接創(chuàng)造新知識的功能，還具有增強企業(yè)對已有知識的吸收與利用能力的功能［22］；戴覓和余淼杰通過對中國制造業(yè)企業(yè)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，出口前有研發(fā)投入的企業(yè)相對于出口前沒有研發(fā)投入的企業(yè)，能通過出口獲得幅度更大且持續(xù)時間更長的生產(chǎn)率提升［23］，這實際上是有研發(fā)投入的企業(yè)從出口中主動學(xué)習(xí)的結(jié)果。本文的實證檢驗結(jié)果說明，相對于無研發(fā)投入的企業(yè)，有研發(fā)投入的企業(yè)在面臨嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制這一外部不利條件時，具有更強的被動學(xué)習(xí)與提升企業(yè)競爭力的能力，這豐富了對研發(fā)活動功能的理解。

表2 環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)——按有／無研發(fā)投入分組的估計結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

既有文獻(xiàn)主要從產(chǎn)業(yè)或地區(qū)層面考察環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)，不能體現(xiàn)微觀企業(yè)的出口行為對環(huán)境規(guī)制的反應(yīng)，因此本文基于世界銀行2005年對中國制造業(yè)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Tobit模型考察了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口比重的影響，以及環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)在企業(yè)是否有研發(fā)投入情況下的表現(xiàn)差異。在盡可能控制可能存在的內(nèi)生性偏誤以及對環(huán)境規(guī)制變量在多個層面上進(jìn)行衡量的基礎(chǔ)上，本文的實證研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的出口比重具有顯著且穩(wěn)健的促進(jìn)作用，進(jìn)一步依據(jù)研發(fā)投入情況所進(jìn)行的分類估計顯示這一促進(jìn)效應(yīng)主要存在于有研發(fā)投入的企業(yè)中。這表明中國的環(huán)境規(guī)制政策可能通過促進(jìn)企業(yè)的控污技術(shù)與生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)資源利用效率等途徑，增強企業(yè)的國際市場競爭力。

以上研究結(jié)論的政策含義在于：在當(dāng)前中國環(huán)境狀況惡化的嚴(yán)峻形勢下，政府首先應(yīng)在基本觀念上明確環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口競爭力提升存在積極作用，通過實施更為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策，尤其加強環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行力度，實現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量改善與企業(yè)競爭力提升的雙贏局面；其次，政府在加強環(huán)境規(guī)制的同時，還應(yīng)重視對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的支持，通過各種措施為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策倒逼企業(yè)實施研發(fā)創(chuàng)新提供外部條件。

注釋：

①“三同時”政策指建設(shè)項目中防治污染的措施，必須與主體工程同時設(shè)計、同時施工、同時投產(chǎn)使用。

②相對于世行報告，本文對政府效率的計算沒有包括用于反映政府專項服務(wù)質(zhì)量的企業(yè)進(jìn)出口通關(guān)平均天數(shù)。其原因在于樣本數(shù)據(jù)中很多企業(yè)并不是在本地，而是在沿海港口城市辦理通關(guān)手續(xù)，因此所計算的本地區(qū)企業(yè)平均通關(guān)天數(shù)并不能體現(xiàn)該地區(qū)的政府專項服務(wù)質(zhì)量。

③方穎等在對中國的“資源詛咒”現(xiàn)象進(jìn)行考察時，認(rèn)為既有文獻(xiàn)所普遍采用的面板數(shù)據(jù)模型由于估計過程中所實施的差分處理，實際上所體現(xiàn)的是變量間的短期關(guān)系，而采用截面數(shù)據(jù)能更好地體現(xiàn)資源稟賦對經(jīng)濟增長的長期影響［18］。

［1］張紅鳳，周峰，楊慧，郭慶．環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟發(fā)展雙贏的規(guī)制績效實證分析［J］．經(jīng)濟研究，2009，（3）：14—26．

［2］Porter，M．E．，Van Der Linde．Toward a New Conception of the Environment Competitiveness Relationship［J］．Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：97—118．

［3］Karp，L．The Environment and Trade：A Review［J］．Annual Review of Resource Economics，2011，3（1）：397—417．

［4］Jaffe，A．B．，Palmer，K．Environmental Regulation and Innovation：A Panel Data Study［J］．The Review of E－conomics and Statistics，1997，79（4）：610—619．

［5］Tobey，J．A．The Effects of Domestic Environmental Policies and Patterns of World Trade：An Empirical Test［J］．Kyklos，1990，43（2）：191—209．

［6］Cole，M．A．，Elliott，R．J．R．Do Environmental Regulations Influence Trade Patterns？Testing Old and New Trade Theories［J］．World Economy，2003，26（8）：1163—1186．

［7］Harris，M．N．，Konya，L．，Matyas，L．Modelling the Impact of Environmental Regulations on Bilateral Trade Flows：OECD，1990—1996［J］．World Economy，2002，25（3）：387—405．

［8］Ederington，J．，J．Minier．Is Environmental Policy a Secondary Trade Barrier？An Empirical Analysis［J］．Canadian Journal of Economics，2003，36（1）：137—154．

［9］傅京燕，李麗莎．環(huán)境規(guī)制、要素稟賦與產(chǎn)業(yè)國際競爭力的實證研究［J］．管理世界，2010，（10）：87—98．

［10］Ederington，J．，A．Levinson，J．Minier．Footloose and Pollution－Free［J］．Review of Economics and Statistics，2005，87（1）：92—97．

［11］Cole，M．A．，Elliott，R．J．R．，Okubo，T．Trade，Environmental Regulations and Industrial Mobility：An Industry－level Study of Japan［J］．Ecological Economics，2010，69（10）：1995—2002．

［12］JOAQUI'N C．，CONCEPCIO'N G．Are More Innovative Firms Less Vulnerable to New Environmental Regulation？［J］．Environmental and Resource Economics，2007，36（3）：295—311．

［13］Ranjan，P．，Lee，J．Y．Contract Enforcement and International Trade［J］．Economics and Politics，2007，19（2）：191—218．

［14］Beata，K．S．，Shang－Jin Wei．Pollution Havens and Foreign Direct Investment：Dirty Secret or Popular Myth？［J］．Contributions to Economic Analysis and Policy，2004，3（2）：1—8．

［15］Levinsohn，J．，Petrin，A．Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables［J］．Review of Economic Studies，2003，70（2）：317—342．

［16］世界銀行．中國政府治理、投資環(huán)境與和諧社會：中國120個城市競爭力的提高［M］．北京：中國財經(jīng)出版社，2007．

［17］馬汴京．頭程運費、國際貿(mào)易與經(jīng)濟增長——來自中國120個城市的經(jīng)驗證據(jù)［J］．經(jīng)濟學(xué)季刊，2011，10（4）：1311—1328．

［18］方穎，紀(jì)衎，趙揚．中國是否存在“資源詛咒”［J］．世界經(jīng)濟，2011，（4）：144—159．

［19］李春頂．中國出口企業(yè)是否存在“生產(chǎn)率悖論”——基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗［J］．世界經(jīng)濟，2010，（7）：64—81．

［20］Fisman，R．，Svensson，J．Are Corruption and Taxation Really Harmful to Growth？Firm Level Evidence［J］．Journal of Development Economics，2007，83（1）：63—75．

［21］李小平，盧現(xiàn)祥，陶小琴．環(huán)境規(guī)制強度是否影響了中國工業(yè)行業(yè)的貿(mào)易比較優(yōu)勢［J］．世界經(jīng)濟，2012，（4）：62－78．

［22］Cohen，W．M．，Levinthal，D．A．Innovation and Learning：The Two Faces of R＆D［J］．The Economic Journal，1989，99（397）：569—596．

［23］戴覓，余淼杰．企業(yè)出口前研發(fā)投入、出口及生產(chǎn)率進(jìn)步［J］．經(jīng)濟學(xué)季刊，2011，11（1）：211－229．