李 強(qiáng)

(1.復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433；2.安徽科技學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽 蚌埠 233100)

環(huán)境分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——基于我國(guó)制造業(yè)微觀數(shù)據(jù)的分析

李 強(qiáng)1，2

(1.復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433；2.安徽科技學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽 蚌埠 233100)

在當(dāng)下環(huán)境集權(quán)化改革的背景下，能否找到一種合理的環(huán)境規(guī)制方式來緩解環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間的不協(xié)調(diào)尤為重要。文章將環(huán)境分權(quán)因素加入企業(yè)生產(chǎn)率提升決策模型，在壟斷競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境中分析環(huán)境分權(quán)對(duì)本地企業(yè)全要素生產(chǎn)率決策的影響，在此基礎(chǔ)上，文章進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)境分權(quán)與地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一種倒“U”形的關(guān)系。此外，文章通過分樣本、替代變量以及實(shí)證檢驗(yàn)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論依然是十分穩(wěn)健的。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，文章認(rèn)為，政府要加大中央在環(huán)境事務(wù)中的支出和職責(zé)范圍，而企業(yè)則要通過技術(shù)創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率，以規(guī)避環(huán)境因素對(duì)企業(yè)發(fā)展的影響。

環(huán)境分權(quán)；全要素生產(chǎn)率；制造業(yè)

一、問題的提出

自盧卡斯提出“資本為什么不從富國(guó)流向窮國(guó)”命題以來，全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系得到廣泛研究。當(dāng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)以高投入、高耗能、高排放驅(qū)動(dòng)的增長(zhǎng)遭遇到產(chǎn)能過剩、資源瓶頸和環(huán)境壓力加大的阻礙時(shí)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入了結(jié)構(gòu)調(diào)整階段。在該階段，產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)和結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型都依賴于全要素生產(chǎn)率(TFP)的提高。而與以往僅從技術(shù)進(jìn)步視角關(guān)注一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和跨國(guó)收入差距不同(Benhabib等，2014)，近年來，環(huán)境問題與全要素生產(chǎn)率日益成為新的研究視角(Jacobsen等，2012)。改革開放以來，經(jīng)過幾十年的高耗能、高污染的發(fā)展，這種發(fā)展模式是不能持續(xù)的，因此，環(huán)境規(guī)制是我國(guó)經(jīng)濟(jì)調(diào)整過程中不可回避的問題。環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響有兩種觀點(diǎn)：一是傳統(tǒng)的認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會(huì)帶來企業(yè)生產(chǎn)過程中成本的增加，降低企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，從而帶來全要素生產(chǎn)率的下降；二是修正主義者認(rèn)為的環(huán)境規(guī)制會(huì)迫使企業(yè)增加投入，進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，獲取發(fā)展優(yōu)勢(shì)，利用技術(shù)創(chuàng)新可以抵消環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率的不利影響，這兩種觀點(diǎn)在國(guó)內(nèi)外的文獻(xiàn)中都得到了證實(shí)。而我國(guó)目前的問題是環(huán)境的公共服務(wù)提供不足與污染加劇之間的矛盾，環(huán)境的公共提供不足不僅是資金和技術(shù)投入不足的問題，更重要的是在我國(guó)地區(qū)分權(quán)制度下產(chǎn)生的環(huán)境分權(quán)問題，即環(huán)境的保護(hù)和治理程度等公共服務(wù)供給在我國(guó)不同層級(jí)政府間存在不同的配置。那么，在這種環(huán)境分權(quán)體制下，環(huán)境治理方式對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響，也就是說合理的環(huán)境分權(quán)水平是多少呢？這些問題值得關(guān)注，文章擬在這方面有所貢獻(xiàn)。大量研究表明，在中國(guó)漸進(jìn)式、雙軌制的改革過程中，分權(quán)制的存在可以說是一個(gè)客觀現(xiàn)象(Hsieh和Klenow，2009；Huihui Deng等，2012)。自2013年以來，分權(quán)的體制得到了本屆政府的高度重視，中央正在極力推動(dòng)深度轉(zhuǎn)型，旨在減少不必要的分級(jí)政府干預(yù)，消除分權(quán)制度扭曲導(dǎo)致的資源錯(cuò)配和效率損失。盡管已有研究已經(jīng)對(duì)中國(guó)的分權(quán)制度及影響因素做了一些探索性研究，但是沒有解釋清楚環(huán)境分權(quán)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，沒有從微觀企業(yè)的角度實(shí)證分析環(huán)境分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，另外，環(huán)境分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間也不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。

文章嘗試從理論和實(shí)證兩個(gè)方面研究環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制及其相互關(guān)系。首先，把環(huán)境分權(quán)因素加入企業(yè)生產(chǎn)率提升決策模型進(jìn)行擴(kuò)展，通過理論分析找出環(huán)境分權(quán)與全要素生產(chǎn)率之間的理論假設(shè)，接著利用我國(guó)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，找到環(huán)境分權(quán)與全要素生產(chǎn)率之間的具體關(guān)系，并試圖找出合理的環(huán)境治理方式來緩解環(huán)境保護(hù)與企業(yè)發(fā)展之間的矛盾。相對(duì)已有的研究，文章具有如下貢獻(xiàn)：第一，研究視角新，文章把環(huán)境分權(quán)因素引入企業(yè)生產(chǎn)率提升決策模型分析環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；第二，研究結(jié)論不同，文章研究認(rèn)為，環(huán)境分權(quán)與地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一種倒“U”形的非線性關(guān)系；第三，研究意義重要，當(dāng)前我國(guó)的環(huán)境問題與企業(yè)發(fā)展之間的矛盾凸顯，而將其放在當(dāng)下環(huán)境集權(quán)化改革的背景下進(jìn)行研究，對(duì)我國(guó)環(huán)境治理方式的改革具有重要的意義。

二、模型分析

模型的構(gòu)建參考Fudenberg(2000)以及Ederington和McCalman(2013)提出的企業(yè)生產(chǎn)率提升決策模型，將本地區(qū)的環(huán)境分權(quán)因素引入模型，在壟斷競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境中分析環(huán)境分權(quán)對(duì)本地企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升決策的影響。

(一)需求。假設(shè)存在多個(gè)對(duì)稱的國(guó)家，國(guó)家內(nèi)部為多個(gè)分割的地區(qū)，地區(qū)的環(huán)境規(guī)制具有自主權(quán)。地區(qū)內(nèi)所有企業(yè)的全部產(chǎn)品或者部分產(chǎn)品在本地區(qū)內(nèi)銷售，地區(qū)的企業(yè)數(shù)量是穩(wěn)定的。根據(jù)基本的模型假設(shè)，地區(qū)內(nèi)生產(chǎn)的產(chǎn)品有兩個(gè)：差異化產(chǎn)品和標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品。其中消費(fèi)者對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品的需求為C(t)，對(duì)差異化產(chǎn)品的需求為C0(t)。因此，用跨期效用函數(shù)表示的該地區(qū)的消費(fèi)者效用為：

(1)

假設(shè)消費(fèi)者對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品的需求為C(t)，且具有CES函數(shù)的形式，即：

(2)

(2)式中σ表示產(chǎn)品需求替代彈性，σ>1，n(t)表示在t期可供消費(fèi)的差異化產(chǎn)品的數(shù)量，qit表示消費(fèi)者在t期消費(fèi)i產(chǎn)品的數(shù)量。假設(shè)消費(fèi)者的預(yù)算約束為E，利用(2)式的消費(fèi)者效用最大化問題可以得到消費(fèi)具體產(chǎn)品j的數(shù)量為：

(3)

(3)式中pjt表示產(chǎn)品j的銷售價(jià)格，p表示地區(qū)的產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)。為了研究環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，把地區(qū)內(nèi)的企業(yè)分為全要素生產(chǎn)率高的企業(yè)和低的企業(yè)，則地區(qū)的產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)可以分解為：

(4)

(4)式中各變量的下標(biāo)l、d和f分別表示地區(qū)內(nèi)的企業(yè)、地區(qū)外的企業(yè)和國(guó)外的企業(yè)，n表示各類企業(yè)的數(shù)量，r表示各類企業(yè)中高全要素生產(chǎn)率所占的比重，0≤r≤1，ph和pl分別表示高全要素生產(chǎn)率和低全要素生產(chǎn)率企業(yè)的產(chǎn)品銷售價(jià)格。

(二)生產(chǎn)。假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)過程中只有一種勞動(dòng)投入要素，地區(qū)間人口數(shù)量相同且不能流動(dòng)，為了分析簡(jiǎn)單，文章把工資水平設(shè)定為1。因此，高全要素生產(chǎn)率企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)假定為lit=f+qit/φ，低全要素生產(chǎn)率企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)假定為lit=f+qit，生產(chǎn)函數(shù)中l(wèi)表示企業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)投入水平，f表示企業(yè)生產(chǎn)中的固定投入水平，φ>1表示高全要素生產(chǎn)率企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升需要的成本為D(t)，D′(t)<0

(三)環(huán)境分權(quán)。在存在環(huán)境分權(quán)的情形下，國(guó)外企業(yè)和外地企業(yè)到本地市場(chǎng)經(jīng)營(yíng)需要付出額外的成本，假設(shè)都為Sγ，其中S表示環(huán)境分權(quán)程度，γ表示環(huán)境分權(quán)成本系數(shù)，國(guó)外企業(yè)和國(guó)內(nèi)外地企業(yè)到本地銷售的運(yùn)輸成本為冰山成本形式，分別為τd和τf。在壟斷競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，假設(shè)企業(yè)在市場(chǎng)銷售中按照邊際成本加成定價(jià)方法。因此，本地兩類全要素生產(chǎn)率企業(yè)的本地銷售價(jià)格為：

(5)

國(guó)內(nèi)外地企業(yè)兩類全要素生產(chǎn)率企業(yè)的本地銷售價(jià)格為：

(6)

國(guó)外企業(yè)兩類全要素生產(chǎn)率企業(yè)的本地銷售價(jià)格為：

(7)

在壟斷競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)情形下，如果先不考慮成為高全要素生產(chǎn)率企業(yè)需要的成本，由(3)式和(5)式可得本地兩類全要素生產(chǎn)率企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)為：

(8)

(四)全要素生產(chǎn)率提升。假定企業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí)間從0開始，初始階段地區(qū)內(nèi)所有的企業(yè)都為低全要素生產(chǎn)率企業(yè)，企業(yè)從時(shí)期Ta開始提升全要素生產(chǎn)率，因此，根據(jù)生命周期函數(shù)可以得到本地企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率后的利潤(rùn)函數(shù)為：

(9)

由(9)式可以看到，企業(yè)的利潤(rùn)取決于Ta的值，即企業(yè)采取提升全要素生產(chǎn)率的時(shí)間影響企業(yè)的利潤(rùn)大小。因此，通過求Ta的一階導(dǎo)數(shù)可以得到求解利潤(rùn)最大化問題的最優(yōu)解，從而得到企業(yè)最佳的提升全要素生產(chǎn)率的時(shí)間。因此，由(8)式和(9)式可得本地企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的門檻條件為：

(σ/σ-1)1-σE(φσ-1-1)/σp1-σ=βD(Ta)-D′(Ta)

(10)

把價(jià)格指數(shù)方程(4)式和本地企業(yè)的銷售價(jià)格(5)式代入(10)式并求解r，可得本地企業(yè)高全要素生產(chǎn)率比重的變化函數(shù)，也即企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升路徑為：

(11)

對(duì)(11)式求環(huán)境分權(quán)程度S的一階導(dǎo)數(shù)，可得企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升與地區(qū)環(huán)境分權(quán)之間的關(guān)系式為：

(12)

由于前文中假定σ>1,φ>1，所以可得(12)式大于0，即drl/dS>0。這表明本地高全要素生產(chǎn)率企業(yè)所占比重與地區(qū)的環(huán)境分權(quán)程度之間存在正向關(guān)系。這與Ederington和McCalman(2011)的研究所得到的結(jié)論相似，他們研究認(rèn)為地區(qū)貿(mào)易壁壘的增加將會(huì)帶來企業(yè)生產(chǎn)率的提升。環(huán)境分權(quán)實(shí)際上也構(gòu)成了一種地區(qū)貿(mào)易壁壘，即環(huán)境分權(quán)促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。因?yàn)閷?duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)來說，環(huán)境分權(quán)提高了高全要素生產(chǎn)率企業(yè)所占的比重，地區(qū)環(huán)境分權(quán)增加了企業(yè)采取提高全要素生產(chǎn)率措施的概率，在地區(qū)內(nèi)企業(yè)相對(duì)穩(wěn)定的情形下，可以進(jìn)行理論證明，環(huán)境分權(quán)通過促使企業(yè)采取提高全要素生產(chǎn)率措施，能夠顯著地提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的全要素生產(chǎn)率。更深層次的原因可能是由于，環(huán)境分權(quán)實(shí)質(zhì)上會(huì)起到一種市場(chǎng)保護(hù)的作用，有效降低地區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨的競(jìng)爭(zhēng)，有效維持了本地企業(yè)的市場(chǎng)份額，降低了企業(yè)的外部性風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而激勵(lì)了企業(yè)對(duì)研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)和擴(kuò)大規(guī)模等生產(chǎn)率提升行為的投資(徐保昌和謝建國(guó)，2016)。

為了進(jìn)一步分析高全要素生產(chǎn)率企業(yè)所占比重與環(huán)境分權(quán)之間的關(guān)系，對(duì)(11)式求環(huán)境分權(quán)程度S的二階導(dǎo)數(shù)，可得：

(13)

由于前文中假定σ>1,φ>1，所以可得(13)式小于0，即d2rl/dS2<0。與對(duì)(12)式的分析類似，(13)式表明隨著地區(qū)環(huán)境分權(quán)強(qiáng)度的提高，環(huán)境分權(quán)對(duì)地區(qū)內(nèi)高全要素生產(chǎn)率企業(yè)比重提高的促進(jìn)作用在下降，環(huán)境分權(quán)對(duì)地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用的概率在降低。也即，環(huán)境分權(quán)對(duì)地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用隨著環(huán)境分權(quán)程度的提高而下降。

環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升行為的影響出現(xiàn)上述的規(guī)律，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度分析主要是由于環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在正負(fù)兩個(gè)方面的交替效應(yīng)，吳延兵(2008)認(rèn)為，企業(yè)的研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)和規(guī)模提升等行為能夠?qū)ζ髽I(yè)全要素生產(chǎn)率的提升有顯著的促進(jìn)作用，而較低程度的環(huán)境分權(quán)能夠刺激企業(yè)更多地選擇這些行為，該階段下環(huán)境分權(quán)對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升行為的正向效應(yīng)大于負(fù)向效應(yīng)。隨著環(huán)境分權(quán)程度的提升，環(huán)境分權(quán)會(huì)使得地區(qū)內(nèi)一部分缺乏進(jìn)取精神和內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)不完善的企業(yè)安于現(xiàn)狀，從而阻礙了企業(yè)的研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)和規(guī)模提升等行為，隨著環(huán)境分權(quán)程度的增長(zhǎng)，負(fù)向效應(yīng)逐漸超過正向效應(yīng)，會(huì)導(dǎo)致環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用不斷下降。

為了進(jìn)一步分析環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在正負(fù)兩個(gè)效應(yīng)，文章把通過影響企業(yè)決策行為來影響全要素生產(chǎn)率的提升路徑(11)式用隱函數(shù)TFP(S,D)代替，S表示環(huán)境分權(quán)程度，D表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升需要成本為D(t)，也即企業(yè)的全要素生產(chǎn)率決策，由前述的分析可得：

(13)

(13)式的結(jié)果分析了地區(qū)環(huán)境分權(quán)通過影響企業(yè)決策行為影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升機(jī)制，而現(xiàn)實(shí)是環(huán)境分權(quán)還可以通過其他外部途徑，而非直接影響企業(yè)行為決策影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，例如環(huán)境分權(quán)會(huì)通過影響地區(qū)的技術(shù)外溢和資源配置途徑影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率：首先，完全開放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中外地企業(yè)的進(jìn)入會(huì)通過垂直和水平兩種溢出途徑，對(duì)地區(qū)內(nèi)的企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)(Javorcik，2004)，因此，環(huán)境分權(quán)在導(dǎo)致地區(qū)間市場(chǎng)壁壘產(chǎn)生的同時(shí)，也阻礙了地區(qū)間企業(yè)進(jìn)入所產(chǎn)生的技術(shù)外溢效應(yīng)，從而抑制地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，而且環(huán)境分權(quán)的壁壘強(qiáng)度越高，抑制作用越強(qiáng)；其次，環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的地區(qū)間市場(chǎng)壁壘，會(huì)對(duì)非本地市場(chǎng)生產(chǎn)要素的流入產(chǎn)生阻礙作用，降低生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置(毛其淋和盛斌，2012)，增加地區(qū)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本，在其他條件不變的情形下，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降，而且環(huán)境分權(quán)的壁壘強(qiáng)度越高，抑制作用越強(qiáng)。因此，基于上述文獻(xiàn)分析，用TFP(S,O)隱函數(shù)表示環(huán)境分權(quán)通過影響地區(qū)的技術(shù)外溢和資源配置對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的途徑，其中O表示技術(shù)外溢和資源配置影響途徑，與D表示的企業(yè)決策行為影響途徑相對(duì)應(yīng)。通過上述分析，TFP(S,O)隱函數(shù)滿足下面的條件：

?TFP(S,O)/?S<0,?2TFP(S,O)/?S2>0

(14)

假設(shè)環(huán)境分權(quán)的兩種途徑對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的總效應(yīng)為TFP(S)，滿足下面的關(guān)系式：

TFP(S)=TFP(S,D)+TFP(S,O)

(15)

對(duì)(15)式求環(huán)境分權(quán)程度S的一階導(dǎo)數(shù)，可以得到環(huán)境分權(quán)的兩種途徑影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的總效應(yīng)過程：

?TFP(S)/?S=?TFP(S,D)/?S+?TFP(S,O)/?S

(16)

(16)式的總效應(yīng)符號(hào)受到兩種分效應(yīng)的影響，而這兩種效應(yīng)具有完全不同的影響方向，因此，總效應(yīng)可能是大于零也可能是小于零的，即環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在考慮兩種影響途徑時(shí)是非單調(diào)的函數(shù)。當(dāng)環(huán)境分權(quán)產(chǎn)生較低的市場(chǎng)壁壘效應(yīng)時(shí)，環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的決策行為的促進(jìn)作用明顯，而環(huán)境分權(quán)抑制技術(shù)外溢和配置效率阻礙全要素生產(chǎn)率提升的作用較低，此時(shí)，環(huán)境分權(quán)的促進(jìn)作用要超過抑制作用，即：

(17)

(17)式的關(guān)系式存在，表明(16)式是大于零的，即低強(qiáng)度的環(huán)境分權(quán)產(chǎn)生較低的市場(chǎng)壁壘效應(yīng)促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提升，但由于?2TFP(S,D)/?S2<0和?2TFP(S,O)/?S2>0，即隨著環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的市場(chǎng)壁壘效應(yīng)增加，促進(jìn)作用在下降而抑制作用在上升。當(dāng)環(huán)境分權(quán)到達(dá)一定程度后，抑制作用會(huì)超過促進(jìn)作用，此時(shí)：

(18)

(18)式表明環(huán)境分權(quán)超過一定強(qiáng)度后，環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的決策行為的促進(jìn)作用不再明顯，而環(huán)境分權(quán)抑制技術(shù)外溢和配置效率阻礙全要素生產(chǎn)率提升的作用將起主導(dǎo)作用，從而環(huán)境分權(quán)將會(huì)導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率的降低。

因此，基于前述的理論分析，文章提出如下要驗(yàn)證的理論假設(shè)：環(huán)境分權(quán)與地區(qū)內(nèi)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一種倒“U”形的關(guān)系，當(dāng)環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的市場(chǎng)壁壘程度處于較低強(qiáng)度時(shí)，環(huán)境分權(quán)能夠促進(jìn)地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；反之，當(dāng)環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的市場(chǎng)壁壘程度超過一定強(qiáng)度時(shí)，環(huán)境分權(quán)則會(huì)抑制地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

選取2016年1月至2016年12月于本院實(shí)施消化內(nèi)鏡微創(chuàng)治療的110例患者作為研究對(duì)象,按照數(shù)字隨機(jī)法將患者分成兩組,一組采用表面麻醉,為常規(guī)組,一組采用靜脈麻醉,為實(shí)驗(yàn)組,每組55例患者。常規(guī)組患者年齡25~82歲,平均年齡(54.8±1.2)歲,其中有男性25例,女性30例;實(shí)驗(yàn)組患者年齡24~80歲,平均年齡(54.5±1.4)歲,其中有男性26例,女性29例。所有患者及其家屬均同意參與本次研究,排除感覺功能異常的患者;排除存在語言功能障礙的患者;排除麻醉過敏患者,本實(shí)驗(yàn)獲得了本院倫理委員會(huì)的批準(zhǔn),兩組患者一般資料比較不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05),可以進(jìn)行比較。

三、模型構(gòu)建和變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源和實(shí)證模型構(gòu)建。

1.數(shù)據(jù)來源。本文使用的數(shù)據(jù)主要來自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2002-2011年的《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，具體參考馬麗麗和李強(qiáng)(2015)的數(shù)據(jù)處理方式，選取了在2002-2011年一直存在的企業(yè)，最后通過處理共選擇了24個(gè)制造業(yè)行業(yè)的154 562個(gè)企業(yè)的數(shù)據(jù)。構(gòu)建的分析樣本中包含實(shí)際和名義產(chǎn)出、企業(yè)資產(chǎn)水平、企業(yè)人員數(shù)量、企業(yè)薪酬、企業(yè)投入水平、企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)、吸收FDI水平、銷售收入和出口信息等。由于國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)和公有制企業(yè)在行為上的差異性，文章的實(shí)證回歸分析中，去掉了外資企業(yè)和國(guó)有資本占比高的企業(yè)樣本，最后的實(shí)證分析樣本為24個(gè)制造業(yè)行業(yè)的106 956個(gè)企業(yè)的數(shù)據(jù)。環(huán)境分權(quán)變量的計(jì)算數(shù)據(jù)來自2002-2012年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他地區(qū)數(shù)據(jù)來自各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.實(shí)證模型構(gòu)建。為了對(duì)提出的理論假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)合進(jìn)行實(shí)證分析的數(shù)據(jù)特征，文章擬構(gòu)建如下計(jì)量模型：

上式中j、i、k和t分別表示地區(qū)、制造業(yè)行業(yè)、制造業(yè)企業(yè)和年份，TFP為企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，edec表示環(huán)境分權(quán)程度，Z表示企業(yè)層面和地區(qū)層面的一系列控制變量，λj、λi和λt分別表示地區(qū)、制造業(yè)行業(yè)和時(shí)間控制變量。

(二)變量說明。

1.全要素生產(chǎn)率變量(TFP)。全要素生產(chǎn)率的估計(jì)有很多方法。從不同的企業(yè)微觀層面的測(cè)算方法來看，OP法相對(duì)來說能夠在一定程度上解決OLS法的內(nèi)生性和樣本選擇問題，而對(duì)OP法進(jìn)行改進(jìn)的LP法能夠克服樣本數(shù)據(jù)丟失的問題，但是從最終的測(cè)算結(jié)果來看，利用中間投入工具變量的LP法相對(duì)OP法并沒有顯著的優(yōu)越性。因此，為了使估計(jì)的結(jié)果更加穩(wěn)健，文章分別采用LP法和OP法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.環(huán)境分權(quán)變量(edec)?，F(xiàn)有有關(guān)環(huán)境分權(quán)的測(cè)度多數(shù)利用的是財(cái)政分權(quán)指標(biāo)作為代理變量，但是由于環(huán)境保護(hù)的特殊性，財(cái)政聯(lián)邦主義不能很好地代替環(huán)境聯(lián)邦主義(陸遠(yuǎn)權(quán)和張德鋼，2016)。而且我國(guó)環(huán)境管理體制發(fā)展的歷史具有路徑依賴性，沿用傳統(tǒng)的財(cái)政分權(quán)也不能客觀地體現(xiàn)我國(guó)環(huán)境分權(quán)的變化歷程，同時(shí)還有可能掩蓋我國(guó)環(huán)境體制中的結(jié)構(gòu)問題。因此，參照祁毓等(2014)的做法，運(yùn)用不同級(jí)次政府環(huán)境保護(hù)部門的人員分布特征來度量環(huán)境分權(quán)，這樣的做法有著較強(qiáng)的適用性和可行性。一是不同層級(jí)政府間環(huán)境管理人員的配置能夠反映我國(guó)環(huán)境管理制度的核心內(nèi)容，是我國(guó)政治體制的體現(xiàn)；二是環(huán)境分權(quán)本身就是一種管理體制的分權(quán)，利用人員分布能夠反映管理體制的本質(zhì)。具體依據(jù)不同級(jí)次政府環(huán)境保護(hù)部門的人員分布特征來度量環(huán)境分權(quán)，計(jì)算公式如下：

LEPPjt表示j省第t年的環(huán)保系統(tǒng)人員數(shù)量，POPjt表示j省第t年的人口數(shù)量，LEPPt表示全國(guó)第t年的環(huán)保系統(tǒng)人員數(shù)量，POPt表示全國(guó)第t年的人口數(shù)量，GDPjt表示j省第t年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPt表示第t年的全國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

3.控制變量。除了環(huán)境分權(quán)變量之外，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的變量還有很多，尤其是企業(yè)和地區(qū)層面的因素，文章在關(guān)注環(huán)境分權(quán)主要變量的同時(shí)，在實(shí)證分析中加入了企業(yè)和地區(qū)層面的控制變量。主要的控制變量包括：①企業(yè)規(guī)模變量(sca)，用年末從業(yè)人員合計(jì)進(jìn)行度量；②企業(yè)沉沒成本變量(sco)，用資本與勞動(dòng)的比率來進(jìn)行度量；③企業(yè)補(bǔ)貼收入變量(sub),用補(bǔ)貼收入總額與企業(yè)銷售收入的比值來進(jìn)行度量；④企業(yè)盈利能力變量(pro)，用企業(yè)利潤(rùn)總額與企業(yè)資產(chǎn)總值(利用數(shù)據(jù)庫中的流動(dòng)資產(chǎn)、長(zhǎng)期投資、固定資產(chǎn)和無形及遞延資產(chǎn)加總計(jì)算而來)的比值來度量；⑤企業(yè)工資水平變量(wag)，用企業(yè)應(yīng)付工資總額與年末從業(yè)人員合計(jì)的比重進(jìn)行度量；⑥企業(yè)成立時(shí)間(age)，用當(dāng)年年度與企業(yè)開工時(shí)間的差值進(jìn)行度量。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)性分析。表1中列出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析值，主要包括平均值、最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差。

表2中列出了主要解釋變量間的相關(guān)系數(shù)大小，從表2中每個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)來看，相關(guān)性都是比較小的，相關(guān)系數(shù)具體數(shù)值的絕對(duì)值都沒有超過0.2，所以可以得到主要解釋變量之間沒有明顯的相關(guān)性。同時(shí)文章計(jì)算了變量VIF數(shù)值的平均值來檢驗(yàn)是否存在多重共線性的問題，VIF數(shù)值的平均值為1.07，由于0<1.07<10，所以估計(jì)方程不存在多重共線性問題。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 主要變量的相關(guān)性分析

注：**和*分別表示1%和5%的顯著性水平。下表同。

四、實(shí)證分析

(一)基本估計(jì)結(jié)果。

1.總樣本估計(jì)結(jié)果。文章使用的是我國(guó)10年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，微觀樣本數(shù)量巨大，因此異方差可能是需要重視的問題，在估計(jì)過程中參考Gow等(2010)的做法，使用cluster(聚類)調(diào)整面板數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)誤，具體選擇按地區(qū)(省份)聚類來調(diào)整面板數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)誤。在面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法的選擇上，文章采用LR檢驗(yàn)進(jìn)行判別，在隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型與混合OLS模型之間進(jìn)行選擇，通過LR 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)混合OLS模型都要劣于隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)。因此，文章后續(xù)的估計(jì)中不利用混合OLS模型進(jìn)行估計(jì)。而對(duì)隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)的選擇文章采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)，并且檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告在估計(jì)結(jié)果的表格中。為了進(jìn)行比較分析，文章分別對(duì)TFP的LP法和OP法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

表3和表4的估計(jì)結(jié)果是分別利用LP 法和OP 法測(cè)算TFP作為因變量，在具體估計(jì)過程中依次逐步加入控制變量進(jìn)行估計(jì)。從表3和表4的估計(jì)結(jié)果可以看到，文章主要關(guān)心的環(huán)境分權(quán)變量的一次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下都為顯著的正值，二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下都為顯著的負(fù)值。這說明環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在一個(gè)拐點(diǎn)，在環(huán)境分權(quán)程度到達(dá)拐點(diǎn)之前，環(huán)境分權(quán)程度的提升能夠顯著地促進(jìn)地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，但是當(dāng)環(huán)境分權(quán)程度的增加逐漸到達(dá)拐點(diǎn)時(shí)，環(huán)境分權(quán)對(duì)地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在下降，到達(dá)拐點(diǎn)時(shí)作用將為零。當(dāng)環(huán)境分權(quán)程度越過拐點(diǎn)后，環(huán)境分權(quán)將會(huì)抑制地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。因此，通過表3和表4中環(huán)境分權(quán)變量一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)驗(yàn)證了文章前文中提出的研究假設(shè)，即環(huán)境分權(quán)與地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一種倒“U”形的關(guān)系。

從表3和表4控制變量的估計(jì)結(jié)果來看，企業(yè)規(guī)模變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明在我國(guó)制造業(yè)行業(yè)中企業(yè)規(guī)模與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間有正向關(guān)系。企業(yè)沉沒成本變量的估計(jì)結(jié)果為顯著的負(fù)值，這表明企業(yè)沉沒成本的增加阻礙了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，主要是由于沉沒成本的增加會(huì)提高新企業(yè)的進(jìn)入成本，行業(yè)中現(xiàn)有企業(yè)受到的威脅不夠，采取技術(shù)創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率的動(dòng)力不足。企業(yè)補(bǔ)貼收入變量的估計(jì)結(jié)果為顯著的負(fù)值，這說明政府給企業(yè)提供的各種補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升并沒有起到預(yù)期的效果，原因可能在于補(bǔ)貼可能會(huì)使得按照市場(chǎng)規(guī)律應(yīng)該退出市場(chǎng)的企業(yè)沒有退出，從而阻礙了整體全要素生產(chǎn)率的提升。企業(yè)盈利能力變量的估計(jì)結(jié)果為顯著的正值，這表明企業(yè)的盈利能力對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升具有促進(jìn)作用，主要是由于企業(yè)盈利能力的增加能夠改善企業(yè)的現(xiàn)金流，促進(jìn)企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。企業(yè)工資水平變量和年齡變量在表3和表4中具有不同的顯著性甚至符號(hào)都發(fā)生了變化，這表明這兩個(gè)變量對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是不穩(wěn)定的。

表3 總樣本估計(jì)結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為檢驗(yàn)的t值；每個(gè)估計(jì)模型中都對(duì)地區(qū)、行業(yè)和時(shí)間變量進(jìn)行了控制。下表同。

表4 總樣本估計(jì)結(jié)果

2.不同所有制企業(yè)樣本的估計(jì)結(jié)果。不同所有制企業(yè)受到環(huán)境規(guī)制的程度不同，而且不同所有制企業(yè)治理機(jī)制不同，因此，在本部分中將考察不同所有制企業(yè)下文章的假設(shè)是否是成立的。具體來說按照《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中的企業(yè)登記注冊(cè)類型字段，將企業(yè)類型分為國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)三種，分別對(duì)每種類型子樣本進(jìn)行驗(yàn)證，在對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算時(shí)，仍然按照LP法和OP法分別進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表5所示。

從表5的估計(jì)結(jié)果可以看到，國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)三個(gè)不同所有制樣本中，環(huán)境分權(quán)的一次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)都是顯著的正值，二次項(xiàng)系數(shù)均為顯著的負(fù)值，這一估計(jì)結(jié)果表明，在不同所有制子樣本中文章的假設(shè)依然是成立的，環(huán)境分權(quán)與地區(qū)內(nèi)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間在任何類型的所有制企業(yè)中均存在一種倒“U”形的關(guān)系。這一估計(jì)結(jié)果與表3和表4總樣本的估計(jì)結(jié)果是一致的，環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不會(huì)由于企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)的差異而產(chǎn)生不同，這進(jìn)一步說明了文章實(shí)證分析驗(yàn)證假說的穩(wěn)定性?？刂谱兞吭诓煌兄破髽I(yè)間的顯著性和符號(hào)變化較大，但文章主要關(guān)注的是環(huán)境分權(quán)變量，所以考慮到篇幅問題，控制變量的估計(jì)結(jié)果沒有在表5中列出，文章下述的估計(jì)結(jié)果中也沒有列出控制變量的估計(jì)結(jié)果。

表5 不同所有制企業(yè)樣本估計(jì)結(jié)果

注：由于篇幅限制，控制變量結(jié)果沒有列出，如需要可想作者索取，下表同。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.環(huán)境分權(quán)替代變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了使研究結(jié)果更加穩(wěn)健，本部分中采用環(huán)境監(jiān)測(cè)分權(quán)指標(biāo)和環(huán)境監(jiān)察分權(quán)指標(biāo)作為環(huán)境分權(quán)的另一種度量方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在實(shí)證分析過程中除了考察總樣本之外，還按照李強(qiáng)和鄭江淮(2013)的做法，把制造業(yè)行業(yè)分為勞動(dòng)密集型和資本與技術(shù)密集型兩類總樣本，分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，仍然按照LP法和OP法估計(jì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，具體估計(jì)結(jié)果如表6所示。

從表6的估計(jì)結(jié)果可以看到，總樣本、勞動(dòng)密集型企業(yè)和資本與技術(shù)密集型企業(yè)三個(gè)不同樣本中，環(huán)境監(jiān)測(cè)分權(quán)指標(biāo)和環(huán)境監(jiān)察分權(quán)指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)與前面的估計(jì)結(jié)果相比，雖然大小發(fā)生了變化，但環(huán)境分權(quán)的一次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)都是顯著的正值，二次項(xiàng)系數(shù)均為顯著的負(fù)值。這一估計(jì)結(jié)果表明，用環(huán)境監(jiān)測(cè)分權(quán)指標(biāo)和環(huán)境監(jiān)察分權(quán)指標(biāo)作為環(huán)境分權(quán)的代理變量后，無論在總樣本還是不同要素密集型企業(yè)的子樣本中，文章的假設(shè)依然是成立的，即環(huán)境分權(quán)與地區(qū)內(nèi)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間均存在倒“U”形的關(guān)系，不同要素密集度企業(yè)樣本中同樣存在這種關(guān)系。而且環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不會(huì)因度量變量的變化和企業(yè)要素投入稟賦結(jié)構(gòu)的差異而不同，這進(jìn)一步說明了文章實(shí)證分析驗(yàn)證假說的穩(wěn)定性。

表6 環(huán)境分權(quán)代理變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.工具變量法穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了使實(shí)證檢驗(yàn)剔除掉由于估計(jì)方程和估計(jì)方法自身的缺陷導(dǎo)致的估計(jì)偏差，例如方程可能存在的內(nèi)生性問題等，本部分采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同時(shí)估計(jì)方程不可避免地會(huì)存在異方差問題，在具體估計(jì)方法中使用GMM法。以環(huán)境分權(quán)變量的一期滯后變量作為工具變量,為了保證估計(jì)的穩(wěn)健性，估計(jì)中還是加入了財(cái)政分權(quán)變量作為環(huán)境分權(quán)變量的替代變量同時(shí)進(jìn)行了估計(jì)，依然選擇其滯后一期作為GMM估計(jì)中的工具變量。具體估計(jì)結(jié)果如表7所示。從表7中對(duì)工具變量的各種檢驗(yàn)來看，工具變量是合理和有效的。具體來說，Kleibergen-PaaprkWald的F值均超過了5%顯著性水平的臨界值，即可以明確拒絕工具變量存在弱識(shí)別的原假設(shè)；Kleibergen-PaaprkLM檢驗(yàn)的P值都是零，即可以明確拒絕工具變量存在識(shí)別不足的原假設(shè)，表明工具變量選擇是非常有效的。

從表7的前兩列可以看到，無論是用LP法還是OP法測(cè)算全要素生產(chǎn)率，雖然和前面的估計(jì)結(jié)果相比顯著性有所下降，但是環(huán)境分權(quán)變量一次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平下為顯著的正值，二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平下為顯著的負(fù)值。這仍然表明環(huán)境分權(quán)與地區(qū)內(nèi)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一種倒“U”形的關(guān)系，這一結(jié)論與前文的表3至表5的結(jié)論是一致的，說明文章的實(shí)證分析對(duì)理論假設(shè)的驗(yàn)證是穩(wěn)健的。表7中的后兩列用財(cái)政分權(quán)作為環(huán)境分權(quán)變量的代理變量的一次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為顯著的正值，二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為顯著的負(fù)值，采用工具變量GMM法的估計(jì)結(jié)論與表6的結(jié)果是一致的。這也從另一個(gè)角度證明了環(huán)境分權(quán)與地區(qū)內(nèi)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在倒“U”形的關(guān)系，文章的理論研究假設(shè)得到進(jìn)一步證實(shí)。

表7 GMM法估計(jì)結(jié)果

五、簡(jiǎn)要結(jié)論

文章在一個(gè)企業(yè)生產(chǎn)率提升的決策模型基礎(chǔ)上，將本地區(qū)的環(huán)境分權(quán)因素引入模型中，在壟斷競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境中分析環(huán)境分權(quán)對(duì)本地企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升決策的影響。接著利用《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》2002-2011年的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了環(huán)境分權(quán)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響，理論和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權(quán)與地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一種倒“U”形的關(guān)系，即當(dāng)環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的市場(chǎng)壁壘程度處于較低強(qiáng)度時(shí)，環(huán)境分權(quán)能夠促進(jìn)地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；反之，當(dāng)環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的市場(chǎng)壁壘程度超過一定強(qiáng)度時(shí)，環(huán)境分權(quán)則會(huì)抑制地區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。文章還通過分樣本、替代變量以及實(shí)證檢驗(yàn)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論依然是十分穩(wěn)健的。

基于文章的理論和實(shí)證分析結(jié)論，提出如下幾點(diǎn)建議：

第一，從政府的角度來說，筆者認(rèn)為我國(guó)的環(huán)境管理集權(quán)程度還可以進(jìn)一步提高，特別是要加大中央在環(huán)境事務(wù)中的支出和職責(zé)范圍。在環(huán)境管理上適當(dāng)?shù)拇怪惫芾砜赡苁歉舆m合的，尤其是環(huán)境監(jiān)測(cè)的權(quán)利，應(yīng)該進(jìn)一步歸屬中央管理，這樣能夠使得環(huán)境監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)具有更好的權(quán)威性和統(tǒng)一性，在國(guó)家層面上保證環(huán)境監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)的公開透明。但在環(huán)境規(guī)劃、環(huán)境教育以及環(huán)境投資等環(huán)境行政管理權(quán)上應(yīng)當(dāng)給予地方政府充分的自主權(quán)，這樣可以發(fā)揮地方政府在信息方面的優(yōu)勢(shì)，提高地方政府的環(huán)境服務(wù)提供能力。

另外，從政府的角度來看，環(huán)境分權(quán)對(duì)企業(yè)的影響是存在拐點(diǎn)的，所以對(duì)于分權(quán)程度的把握也至關(guān)重要。首先，環(huán)境分權(quán)要因地而異。東部地區(qū)由于相對(duì)開放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)體制，對(duì)東部地區(qū)可以提高環(huán)境分權(quán)的下放力度，更好地發(fā)揮東部地區(qū)的資金、人才和技術(shù)優(yōu)勢(shì)，提高環(huán)境分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。鑒于中西部地區(qū)生態(tài)環(huán)境的重要性和脆弱性，中央政府應(yīng)該進(jìn)一步加大對(duì)中西部地區(qū)的環(huán)境干預(yù)和介入力度，并從環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、環(huán)境基礎(chǔ)監(jiān)測(cè)能力和環(huán)境監(jiān)察事務(wù)方面給予更大程度的政策傾斜，逐步形成中央政府和西部地區(qū)共建生態(tài)屏障的格局。其次，要因時(shí)而異。企業(yè)的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)狀是不斷變化的，對(duì)于經(jīng)營(yíng)現(xiàn)狀處于第一個(gè)拐點(diǎn)之前地區(qū)的企業(yè)，其環(huán)境分權(quán)的強(qiáng)度仍然不足，只要稍微提高環(huán)境規(guī)制水平，企業(yè)就會(huì)感受到技術(shù)創(chuàng)新的重要性，從而通過技術(shù)進(jìn)步提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

第二，從企業(yè)的角度來說，不應(yīng)被動(dòng)地接受環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致的全要素生產(chǎn)率損失，要從自身出發(fā)，通過技術(shù)創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率，規(guī)避掉環(huán)境因素對(duì)企業(yè)發(fā)展的影響。對(duì)于環(huán)境分權(quán)程度強(qiáng)的行業(yè)的企業(yè)而言，要進(jìn)一步加大研發(fā)力度，選擇更有效率的生產(chǎn)工藝和管理方法，注重生產(chǎn)過程中的節(jié)能減排，從源頭上控制住企業(yè)對(duì)環(huán)境的負(fù)外部影響，從而降低環(huán)境因素對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

最后文章雖然對(duì)中國(guó)的分權(quán)制度及影響因素做了一些探索研究，并利用理論模型解釋了環(huán)境分權(quán)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，從微觀企業(yè)的角度實(shí)證分析了環(huán)境分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。但是由于數(shù)據(jù)的可得性不足，所以對(duì)環(huán)境分權(quán)的測(cè)度還不是很完善和具體，這是后續(xù)文章研究的方向。

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(責(zé)任編輯 石 頭)

Environmental Decentralization and Firm TFP:Evidence from the Data of Chinese Manufacturing Enterprises

Li Qiang1,2

(1.SchoolofEconomics,FudanUniversity,Shanghai200433,China;2.SchoolofFinanceandEconomics,AnhuiScienceandTechnologyUniversity,Bengbu233100,China)

Under the background of current reform of environmental decentralization, it is particularly important to find out a reasonable environment regulation way to alleviate the non-harmonious relationship between environment regulation and firm TFP growth. This paper introduces environmental decentralization into the model of firm productivity growth decisions, and analyzes the effect of environmental decentralization on local firm productivity growth decisions in the monopolistic competition environment. It makes an empirical analysis and concludes that there is an inverse U-shape relationship between environmental decentralization and local firm TFP. It also makes a robustness test through the methods of sub-sample, alternative variables and empirical test and the conclusions are still very robust. Therefore, it argues that governments should increase the spending and duty scope in the central environmental affairs, and firms should improve TFP through technology innovation and avoid the effect of environment factors on firm development.

environmental decentralization; TFP; manufacturing

2016-08-26

國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目(15CJL026)；安徽省高校優(yōu)秀青年人才支持計(jì)劃重點(diǎn)項(xiàng)目(gxyqZD2016210)；中國(guó)博士后科學(xué)基金面上資助項(xiàng)目(2016M591578)

李 強(qiáng)(1981-)，男，山東滕州人，復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士后，安徽科技學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師。

F205

A

1001-9952(2017)03-0133-13

10.16538/j.cnki.jfe.2017.03.011