相均泳,黃琳源,姚思玲

(1.全球能源互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展合作組織經(jīng)濟(jì)技術(shù)研究所,北京 100031;2.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院,長沙 410079)

引 言

改革開放以來中國憑借人口紅利和巨大的市場優(yōu)勢,積極參與國際貿(mào)易往來,逐步成長為世界工廠和第一大出口國。而改革開放之初我國的出口貿(mào)易額僅為97.45億美元,據(jù)海關(guān)總署公布的數(shù)據(jù)顯示,2021年我國出口貿(mào)易額增長至3.37萬億美元,期間保持了高達(dá)14.56%的年均增長率。然而與出口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)總量的快速擴(kuò)張形成鮮明對比的是,中國仍存在較大的低端鎖定風(fēng)險(xiǎn),主要表現(xiàn)為出口產(chǎn)品質(zhì)量總體不高及附加值偏低(劉啟仁和鐵瑛,2020)[1],尤其是在貿(mào)易結(jié)構(gòu)的完善程度以及貿(mào)易獲利能力的大小等方面與當(dāng)前發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)水平仍存在較大差距。隨著我國人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型所導(dǎo)致的勞動成本優(yōu)勢減弱以及逆全球化的日益盛行,我國過去粗放型的出口低端擴(kuò)張模式難以持續(xù),亟待尋求有效實(shí)現(xiàn)出口質(zhì)量提升與結(jié)構(gòu)升級的高水平開放路徑。為此,中國政府在《“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱》中提出要“完善出口政策,優(yōu)化出口商品質(zhì)量和結(jié)構(gòu),穩(wěn)步提高出口附加值”,并同步頒布了《“十四五”對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃》,旨在對市場主體的對外貿(mào)易行為展開科學(xué)引導(dǎo),積極優(yōu)化我國的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和質(zhì)量,擴(kuò)大進(jìn)口規(guī)模,從而實(shí)現(xiàn)對外貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展。由此可見,從企業(yè)層面探究出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素和升級路徑,不僅是破除中國出口發(fā)展的現(xiàn)實(shí)難題和瓶頸制約的有效手段,更是響應(yīng)國家貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展重大戰(zhàn)略的關(guān)鍵。

中國出口貿(mào)易之所以能夠作為拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎,離不開國內(nèi)低廉的環(huán)境治理成本。根據(jù)污染避難所理論,環(huán)境規(guī)制的差異會導(dǎo)致高污染產(chǎn)業(yè)從高規(guī)制地區(qū)流向低規(guī)制地區(qū),意味著環(huán)境規(guī)制會影響一國在貿(mào)易中的比較優(yōu)勢。因此,過去持續(xù)較弱的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的確有助于出口貿(mào)易的發(fā)展,但隨著中國環(huán)境治理訴求的不斷攀升、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的不斷提高,中國出口企業(yè)不再擁有原先低規(guī)制強(qiáng)度下的成本優(yōu)勢和壁壘優(yōu)勢,以犧牲環(huán)境為代價(jià)的貿(mào)易增長方式已難以為繼,這樣的轉(zhuǎn)變會對中國企業(yè)出口帶來何種影響是亟須研究的重大現(xiàn)實(shí)問題。

在此背景下,諸多學(xué)者針對環(huán)境規(guī)制與出口貿(mào)易之間的關(guān)系展開了大量的研究,主要包含以下兩個視角:一是支持“污染避難所假說”,認(rèn)為環(huán)境規(guī)制寬松的國家在生產(chǎn)污染密集型產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢,而在環(huán)境規(guī)制相對嚴(yán)格的國家進(jìn)行生產(chǎn)的污染企業(yè)就會到環(huán)境成本較低的國家重新選址,以降低生產(chǎn)成本(Millimet和Roy,2016)[2]。因此,嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制提高了排污成本,會降低污染密集型企業(yè)出口的可能性和出口量,落后產(chǎn)業(yè)由于缺乏優(yōu)勢而被淘汰。二是支持“波特假說”,認(rèn)為適度的環(huán)境規(guī)制會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,對企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生正向影響,提升其在國際貿(mào)易中的競爭優(yōu)勢。企業(yè)在通過技術(shù)進(jìn)步來提升出口額的同時(shí),還能夠顯著提升自身的全要素生產(chǎn)率、優(yōu)化產(chǎn)品組合(韓超和桑瑞聰,2018)[3]、提升出口產(chǎn)品質(zhì)量、出口技術(shù)復(fù)雜度和國內(nèi)附加值率。

綜合現(xiàn)有研究,大多數(shù)文獻(xiàn)集中于研究特定環(huán)境政策對出口貿(mào)易的影響,較少有文獻(xiàn)從政府的自主性約束行為視角來探討政府環(huán)境治理對出口貿(mào)易的影響。然而,在我國環(huán)保目標(biāo)考核責(zé)任制的影響下,環(huán)境對出口的影響不再僅限于某項(xiàng)環(huán)境規(guī)制政策的問題,而是涉及政府綠色政績考核的行政管理體制問題。尤其是我國目前實(shí)行行政分權(quán)體制,地方政府在中央政府和企業(yè)之間扮演著“中間人”的角色,中央制定的環(huán)保政策需要依靠地方政府來負(fù)責(zé)實(shí)施。因此,地方政府對于環(huán)境目標(biāo)的重視程度很大程度上決定了環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施力度和執(zhí)行效果。自2005年起我國正式將環(huán)境目標(biāo)約束納入官員考核指標(biāo)后,地方政府對于環(huán)境保護(hù)的重視程度不斷提高。在環(huán)境目標(biāo)責(zé)任制不斷深入完善的背景下,面臨不斷加重的綠色政績考核壓力的地方政府會如何影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營和進(jìn)出口決策?這些問題的探討能夠?yàn)槲覈沫h(huán)境污染防治提供重要的理論依據(jù)。但現(xiàn)有研究尚未針對地方政府環(huán)境目標(biāo)約束的影響效應(yīng)展開廣泛研究,主要研究集中于對經(jīng)濟(jì)增長(李媛等,2020)[4]、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(余泳澤等,2020)[5]以及企業(yè)污染減排(龐瑞芝等,2021)[6]的影響,尚未從企業(yè)的出口績效維度考察環(huán)境目標(biāo)約束的影響作用。因此,在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上,本文基于地方政府的綠色政績考核這一現(xiàn)實(shí)依據(jù),考察其轄區(qū)內(nèi)企業(yè)在面臨環(huán)境目標(biāo)約束時(shí)如何通過調(diào)整生產(chǎn)出口行為實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級,從而為我國構(gòu)建綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟(jì)體系、同步推進(jìn)環(huán)境治理和貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供實(shí)證經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

為此,本文在梳理環(huán)境目標(biāo)約束影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量渠道的基礎(chǔ)上,采用 2000-2013年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫,實(shí)證評估地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)和作用渠道,并探究這一效應(yīng)在不同類型企業(yè)中的異質(zhì)性。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比,本文主要的區(qū)別體現(xiàn)在:(1)區(qū)別于現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究視角,本文以出口產(chǎn)品質(zhì)量為研究對象,結(jié)合理論與實(shí)證分析探討了環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口的影響,豐富了當(dāng)前環(huán)境目標(biāo)約束以及綠色政績考核相關(guān)文獻(xiàn)的理論機(jī)制分析和效應(yīng)評估研究,并從有為政府視角挖掘了地方政府采取環(huán)境規(guī)制手段的背后動因,拓展了環(huán)境規(guī)制影響進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)研究。(2)在理論價(jià)值上,本文探索性地應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿方法——交疊DID模型的理論成果,為政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)不同,且存在進(jìn)入退出復(fù)雜情形的政策評估提供了解決思路,有助于前沿實(shí)證經(jīng)濟(jì)學(xué)技術(shù)的推廣及應(yīng)用。(3)在現(xiàn)實(shí)意義上,本文對于優(yōu)化我國環(huán)境治理體系、借由環(huán)境治理手段推動我國的高水平對外開放具有一定的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

一、制度背景與研究假設(shè)

(一)制度背景

目標(biāo)責(zé)任制和干部考核制是我國自改革開放以來經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要制度保障。在我國改革開放的前30年,以經(jīng)濟(jì)增長為基礎(chǔ)的晉升錦標(biāo)賽為我國過去的高速增長發(fā)揮了重要作用,但同時(shí)也導(dǎo)致了粗放型增長、市場秩序紊亂與政府職能錯位等問題(周黎安,2007)[7]。尤其是各地政府以犧牲環(huán)境為代價(jià)推動的經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致我國環(huán)境污染問題愈發(fā)嚴(yán)重。因此,為了有效促使地方政府改進(jìn)環(huán)境質(zhì)量,協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)之間的關(guān)系,我國中央政府開始自上而下推行環(huán)境目標(biāo)責(zé)任制,使得過去單一的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理逐步轉(zhuǎn)變?yōu)榧{入環(huán)境目標(biāo)約束的雙重目標(biāo)管理體系。

我國最早出現(xiàn)的環(huán)境目標(biāo)約束起源于2001年,中央政府頒布的“十五計(jì)劃”中首次規(guī)定了主要污染物總量減排10%的環(huán)保目標(biāo)。但由于當(dāng)時(shí)設(shè)定的只是預(yù)期性指標(biāo),在我國以經(jīng)濟(jì)增長績效為核心的官員晉升考核體系下,地方政府對于實(shí)現(xiàn)這一環(huán)保目標(biāo)的內(nèi)在動力不足,導(dǎo)致最終并未完成。因此,2005年12月國務(wù)院頒布了《關(guān)于落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的決定》,提出“要把環(huán)境保護(hù)納入領(lǐng)導(dǎo)班子和領(lǐng)導(dǎo)干部考核的重要內(nèi)容,并將考核情況作為干部選拔任用和獎懲的依據(jù)之一”為進(jìn)一步將中央政府層面的減排目標(biāo)分解落實(shí),環(huán)保部還于2007年陸續(xù)與各省市、自治區(qū)、直轄市簽訂了《“十一五”主要污染物總量削減目標(biāo)責(zé)任書》,再由各級政府向下簽訂相應(yīng)的減排目標(biāo)責(zé)任書,環(huán)境目標(biāo)考核的重要性被提升到前所未有的高度。

自此以后,多數(shù)地方政府開始在年初發(fā)布的政府工作報(bào)告中制定當(dāng)?shù)乇灸甓鹊沫h(huán)境保護(hù)目標(biāo)。由于一年一度的政府工作報(bào)告作為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展年度最重要的綱領(lǐng)性文件,其往往作為地方經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的風(fēng)向標(biāo)和總指揮。因此,在政府工作報(bào)告中寫入環(huán)境目標(biāo)約束,對于當(dāng)?shù)氐奈⒂^個體而言具有十分重大的影響。在年度政府工作報(bào)告中的目標(biāo)設(shè)定以后,政府會通過進(jìn)一步向下級政府以及各個部門進(jìn)行分解,通過調(diào)動各方資源和力量來兌現(xiàn)承諾,當(dāng)年各部門和各主體的工作都圍繞著推動目標(biāo)實(shí)現(xiàn)而展開。

值得注意的是,政府工作報(bào)告蘊(yùn)含了地方政府對上級政府以及社會公眾的承諾,基于未能兌現(xiàn)預(yù)期承諾所引發(fā)的政治風(fēng)險(xiǎn),各地政府在公開設(shè)定總體目標(biāo)時(shí)可能會采用籠統(tǒng)含糊的語句來表述。具體而言,就是未設(shè)定具體數(shù)額的能耗下降及污染物減排目標(biāo),而是采用“提高城市環(huán)境質(zhì)量”“生態(tài)環(huán)境進(jìn)一步優(yōu)化”“大力加強(qiáng)節(jié)能減排和生態(tài)環(huán)境保護(hù)”等難以量化評估完成情況的說法。例如天津市2004年的政府工作報(bào)告提出“提高環(huán)境質(zhì)量,努力完成創(chuàng)建國家環(huán)保模范城的既定目標(biāo)。”由于在未制定具體數(shù)額的環(huán)境目標(biāo)約束中,政府的執(zhí)行力和約束力會被嚴(yán)重弱化。針對此情況,本文將其視為未制定環(huán)境目標(biāo)約束。

(二)研究假設(shè)

政府工作報(bào)告作為地方政府指導(dǎo)每年工作的重大文件,其目標(biāo)導(dǎo)向能夠充分體現(xiàn)當(dāng)年政府的工作重點(diǎn)和政策導(dǎo)向,因此地方政府將污染減排目標(biāo)寫入當(dāng)年的政府工作報(bào)告,會深刻影響當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理主體的行為決策。一方面,在綠色政績考核的壓力下,制定環(huán)境目標(biāo)約束的地方政府會進(jìn)一步強(qiáng)化自身的環(huán)境規(guī)制力度,以確保如期完成考核目標(biāo);另一方面,為有效兼顧環(huán)境效益、經(jīng)濟(jì)效益和社會效益,地方政府在提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的同時(shí),也會為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的轉(zhuǎn)型升級提供財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等政策支持。

因此,結(jié)合既有文獻(xiàn),本文認(rèn)為,地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束會從以下三種渠道影響企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量:

1.創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)

波特假說認(rèn)為,適度的環(huán)境規(guī)制水平對于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有積極的促進(jìn)作用。雖然從短期影響來看,環(huán)境規(guī)制會導(dǎo)致企業(yè)的污染治理負(fù)擔(dān)加重,由此所引發(fā)的成本增加會對企業(yè)創(chuàng)新投入和研發(fā)資金產(chǎn)生擠出效應(yīng),從而影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)程。但從長期來看,適當(dāng)強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制政策對于企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)升級會產(chǎn)生倒逼作用,從而彌補(bǔ)了成本的上升或利潤率的下降。當(dāng)前已有大量研究論證了即使環(huán)境規(guī)制會帶來成本擠出效應(yīng),但在一定條件下環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)確實(shí)存在(余泳澤和林彬彬,2022)[8]。環(huán)境目標(biāo)約束不同于短期的環(huán)境政策,并且其制定過程需要著重考量國家“五年規(guī)劃”所制定的總體減排目標(biāo),因此具有較強(qiáng)的持續(xù)性和科學(xué)性。另外,經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)始終是我國政府官員績效考核的首要指標(biāo),地方政府在推動環(huán)境目標(biāo)約束落實(shí)的過程中,必定會盡可能考慮企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營問題,從而采取良性合理的執(zhí)行方式引導(dǎo)企業(yè)減排,激發(fā)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。而大量理論與實(shí)證研究表明,創(chuàng)新是推動企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的有效機(jī)制。企業(yè)創(chuàng)新能力的提升不僅能夠改善企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)效率,提升企業(yè)的產(chǎn)品研發(fā)和國際競爭力,還能夠?yàn)槌隹诋a(chǎn)品質(zhì)量升級提供必要的知識驅(qū)動和效率改進(jìn)(施炳展和邵文波,2014)[9],并且有助于改善企業(yè)的進(jìn)口中間投入結(jié)構(gòu),增加高質(zhì)量進(jìn)口中間品的使用比例,進(jìn)而有助于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升研究?；诖?本文提出以下研究假設(shè):

H1:相對于其他城市企業(yè)而言,試點(diǎn)地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束城市的企業(yè)將通過發(fā)揮創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng),激勵企業(yè)推動技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級

2.產(chǎn)品轉(zhuǎn)換效應(yīng)

由于不同產(chǎn)品的污染排放強(qiáng)度不同,企業(yè)在生產(chǎn)不同產(chǎn)品時(shí)所面臨的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度也不同。一方面,企業(yè)生產(chǎn)不同產(chǎn)品的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)過程的污染排放是異質(zhì)的;另一方面,生產(chǎn)不同產(chǎn)品所需的原材料差異也會導(dǎo)致不同的污染水平。因此,當(dāng)政府制定環(huán)境目標(biāo)約束時(shí),在遵從成本約束與利潤最大化的驅(qū)動下,企業(yè)將會采取更環(huán)保的要素投入,調(diào)整自身生產(chǎn)的產(chǎn)品組合,以放棄那些產(chǎn)生大量污染的產(chǎn)品,轉(zhuǎn)而生產(chǎn)低污染密集度的產(chǎn)品。在面臨環(huán)境約束時(shí),企業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的調(diào)整會最終影響企業(yè)的出口表現(xiàn)和績效。Manova和Yu(2017)[10]的研究指出,擁有多條產(chǎn)品線的出口企業(yè)可以通過調(diào)節(jié)資源配置狀況來減少低質(zhì)產(chǎn)品的生產(chǎn),相應(yīng)提升高質(zhì)產(chǎn)品的投入和產(chǎn)量,從而整體上實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)與質(zhì)量升級。韓超和桑瑞聰(2018)[3]通過對兩控區(qū)政策的研究發(fā)現(xiàn),兩控區(qū)顯著提升了出口企業(yè)的產(chǎn)品轉(zhuǎn)換率,雖然該政策總體上有抑制產(chǎn)品質(zhì)量的趨勢,但其可以通過提升企業(yè)產(chǎn)品轉(zhuǎn)換行為而相對地提升產(chǎn)品質(zhì)量。祝樹金等(2022)[11]的研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境信息公開程度的提高使得企業(yè)的環(huán)境成本上升,在行業(yè)內(nèi)推動了污染企業(yè)的淘汰和清潔企業(yè)的加入,在企業(yè)內(nèi)推動了產(chǎn)品轉(zhuǎn)換,進(jìn)而提高了資源配置效率,因此對整體的出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生顯著的提升作用。基于此,本文提出以下研究假設(shè):

H2:相對于其他城市的企業(yè)而言,試點(diǎn)地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束城市的企業(yè)將通過發(fā)揮產(chǎn)品轉(zhuǎn)換效應(yīng),促進(jìn)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整,推動企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級

3.減稅降負(fù)效應(yīng)

地方政府為實(shí)現(xiàn)年初制定的環(huán)境目標(biāo)約束,通常會同時(shí)采取行政手段和經(jīng)濟(jì)手段兩類措施推動企業(yè)減排。行政手段主要包括限制準(zhǔn)入、實(shí)施排放許可證制度、設(shè)定排污標(biāo)準(zhǔn)和關(guān)停搬遷污染企業(yè)(Chen等,2013)[12]等。行政手段短期內(nèi)對污染排放控制可能有效,但成本過高,同時(shí)對企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的損害較大,因此難以持續(xù)。經(jīng)濟(jì)手段則能夠更好地實(shí)現(xiàn)政府與排污者的激勵相容,具有成本有效性(石光等,2016)[13]。地方政府由于面臨著經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境治理的雙重約束,往往會通過財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等經(jīng)濟(jì)手段為企業(yè)減稅降負(fù),比如R&D補(bǔ)貼、土地優(yōu)惠、對環(huán)境友好型產(chǎn)品給予所得稅優(yōu)惠(例如《企業(yè)所得稅法實(shí)施條例》第八十八條規(guī)定,企業(yè)從事符合條件的環(huán)境保護(hù)、節(jié)能節(jié)水項(xiàng)目的所得,自項(xiàng)目取得第一筆生產(chǎn)經(jīng)營收入所屬納稅年度起,第一年至第三年免征企業(yè)所得稅,第四年至第六年減半征收企業(yè)所得稅)等政策。地方政府對企業(yè)的財(cái)政資金支持和資源傾斜能夠?qū)ζ髽I(yè)的融資約束產(chǎn)生直接的緩解效果,進(jìn)而使得企業(yè)可以增加投入研發(fā)創(chuàng)新和擴(kuò)大生產(chǎn)的可用資金。減稅降負(fù)后的企業(yè)也能夠根據(jù)環(huán)境目標(biāo)約束的要求及時(shí)調(diào)整生產(chǎn)計(jì)劃和出口結(jié)構(gòu),進(jìn)而能夠通過規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)革新以及結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級?；诖?本文提出以下研究假設(shè):

H3:相對于其他城市的企業(yè)而言,試點(diǎn)地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束城市的企業(yè)將依托地方政府所實(shí)施的財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等經(jīng)濟(jì)手段為企業(yè)減稅降負(fù)進(jìn)而對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生積極的提升作用

二、模型設(shè)定、變量測度與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

當(dāng)前有關(guān)地方政府環(huán)境目標(biāo)約束的實(shí)證研究主要采用傳統(tǒng)的經(jīng)典DID模型展開研究,其核心思路是將2007年我國中央政府將環(huán)境績效納入官員考核體系作為外生沖擊,將樣本期內(nèi)制定公開過環(huán)境目標(biāo)約束的地級市看作處理組,具有一定的不嚴(yán)謹(jǐn)性。該方法不能考慮各地開始制定環(huán)境目標(biāo)約束的時(shí)間差異,將2008年及以后才開始制定環(huán)境目標(biāo)約束的地級市同樣視為2007年起接受政策沖擊,與各地的實(shí)際情況存在一定出入。此外,該方法并未考慮政策退出的情況。事實(shí)上,2010年后不少城市均不再制定環(huán)境目標(biāo)約束。因此,采用此類研究方法得出的結(jié)論可能在樣本期較短時(shí)較為有效,而在長期樣本中會與現(xiàn)實(shí)情況形成較為嚴(yán)重的背離。為此,本文將首先采用多時(shí)點(diǎn)DID模型對有關(guān)問題展開檢驗(yàn),以考慮各地區(qū)環(huán)境目標(biāo)約束制定時(shí)間不盡相同的情形。并進(jìn)一步采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿理論——異質(zhì)性處理效應(yīng)模型來加以檢驗(yàn),以考慮政策退出的情形。本研究為當(dāng)前學(xué)界實(shí)證評估具有反復(fù)進(jìn)入退出特性的復(fù)雜性政策提供了一種可行的研究思路,也能夠?yàn)檫M(jìn)一步科學(xué)評估環(huán)境目標(biāo)約束的影響效應(yīng)提供有益啟示。

1.多時(shí)點(diǎn)DID雙向固定效應(yīng)模型(TWFE模型)

在引入“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量之前,本部分依然先按照現(xiàn)有文獻(xiàn)中針對多時(shí)點(diǎn)DID情形普遍采用的回歸方法進(jìn)行分析。針對本文的研究問題,若采用傳統(tǒng)的TWFE模型來識別政策效應(yīng),則應(yīng)構(gòu)建如下的多時(shí)點(diǎn)DID基準(zhǔn)回歸模型:

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

(1)

其中,firm_qualityict表示c城市i企業(yè)在t年的出口產(chǎn)品質(zhì)量,Dit為本文的關(guān)鍵解釋變量,當(dāng)企業(yè)i所處的城市在第t年開始制定環(huán)境目標(biāo)約束,則該企業(yè)在t年及之后年份的D均取值為1,否則為0。其系數(shù)β是本文關(guān)注的重點(diǎn),衡量政策的處理效應(yīng),若β顯著為正,說明制定環(huán)境目標(biāo)約束能夠促進(jìn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級,若顯著為負(fù),則說明具有抑制作用。Xit表示一系列可能影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的控制變量。模型中還控制了企業(yè)固定效應(yīng)λi和時(shí)間固定效應(yīng)μt,εict為隨機(jī)誤差項(xiàng)。考慮到異質(zhì)性和序列相關(guān)性,本文將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到城市層面。

由此得出與該TWFE回歸模型相對應(yīng)的平行趨勢檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦?

(2)

其中,變量Djit表示以地方政府首次制定環(huán)境目標(biāo)約束的當(dāng)年作為參照而生成的相對年份政策變量,當(dāng)處理組企業(yè)i處在地方政府首次制定環(huán)境目標(biāo)約束的第j年時(shí)取值為1,否則為0,而對照組的企業(yè)Djit變量始終為0。本文以各地首次制定環(huán)境目標(biāo)約束的前一年為事件分析的基準(zhǔn)年,為使各年的企業(yè)樣本數(shù)量保持基本平衡,我們將政策沖擊前第八年及之前的所有年份歸并為j=-8,將政策沖擊后第八年及之后所有年份歸并為j=8。若政策沖擊前估計(jì)系數(shù){βj}不顯著,說明在政策沖擊前實(shí)驗(yàn)組與對照組在企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量上的變動趨勢不存在顯著差別,即該TWFE雙重差分模型具有較好的適用性。

2.異質(zhì)性處理效應(yīng)模型

隨著多時(shí)點(diǎn)DID方法的普遍使用,近年來不少學(xué)者開始指出傳統(tǒng)的雙向固定效應(yīng)DID模型會存在潛在偏誤(De Chaismartin和D’Haultfoeuille,2020)[14]。偏誤的來源就是異質(zhì)性處理效應(yīng)(Heterogeneous Treatment Effects),即對于同一外生事件沖擊,所有個體受到的處理效應(yīng)是不一樣的。此外,當(dāng)個體受到外生沖擊的時(shí)間點(diǎn)存在差異時(shí),TWFE模型還會出現(xiàn)“壞的控制組”問題,即更早受到事件沖擊的樣本在TWFE模型中會被視為較晚接受處理樣本的控制組,由于早期沖擊的處理效應(yīng)與后期沖擊的處理效應(yīng)存在差別,就會給估計(jì)結(jié)果帶來偏誤。

為修正多時(shí)點(diǎn)DID中TWFE的潛在偏誤,理論學(xué)界在短短三年內(nèi)涌現(xiàn)出大量解決該問題的理論研究成果,并根據(jù)解決思路的不同提出了多種“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量(Heterogeneity-Robust Estimator)用以解決異質(zhì)性處理效應(yīng)帶來的偏誤問題。目前研究可以歸納總結(jié)為三類解決思路:第一種思路是通過計(jì)算組別—時(shí)期處理效應(yīng)再進(jìn)行加權(quán)平均(De Chaisemartin,2020;D’Haultfoeuille,2022)[14-15];第二種思路是使用插補(bǔ)估計(jì)量(Imputation Estimator)來構(gòu)造反事實(shí)結(jié)果進(jìn)行估計(jì);第三種思路是Cengiz等(2019)[16]采用的堆疊回歸估計(jì)量(Stacked Regression Estimator)。然而,這三種解決思路下的“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量也存在不同的適用范圍。由于本文研究的環(huán)境目標(biāo)約束存在反復(fù)進(jìn)入退出的情形,大多數(shù)估計(jì)量并不適用。因此,根據(jù)劉沖等(2022)[17]對“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量的方法綜述及應(yīng)用建議,本文選擇De Chaisemartin(2020)和D’Haultfoeuille(2022)[14-15]所提出的估計(jì)量來展開實(shí)證分析。

De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]針對異質(zhì)性處理效應(yīng)的具體解決思路是僅僅把事件沖擊前后處理狀態(tài)改變的個體作為處理組,而把前后處理狀態(tài)不變的個體作為控制組。分別計(jì)算出事件沖擊從無到有以及從有到無兩個方向的處理效果,再進(jìn)行加權(quán)平均,以此來衡量具有進(jìn)入退出特征的復(fù)雜政策沖擊所產(chǎn)生的轉(zhuǎn)換效應(yīng)(Switching Effect):

(3)

(4)

(5)

在上述各式中,DIDM是De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]提出的“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量,其估計(jì)原理和傳統(tǒng)的DID估計(jì)量具有本質(zhì)上的相似性,其最大的差異在于DIDM對于處理組和控制組的選擇都有嚴(yán)格規(guī)定。在上述式(3)中,N1,0,t表示的是t-1期未接受處理而t期接受處理的個體數(shù)量,N0,1,t則表示t-1期接受處理而t期未接受處理的個體數(shù)量,Ns表示在樣本期間處理狀態(tài)前后發(fā)生了轉(zhuǎn)變的個體數(shù)量,Ng,t表示在時(shí)間t組別g所包含的個體數(shù)量,Dg,t表示時(shí)間t接受處理的樣本比例。因此,DID+,t衡量的就是政策從無到有的平均結(jié)果減去兩期都不受政策沖擊的平均結(jié)果,即刻畫的是政策進(jìn)入情形。DID-,t衡量的則是兩期都受處理的平均結(jié)果減去政策從有到無的平均結(jié)果,即刻畫的是政策退出情形。從上述說明中可以看出,DIDM可以考慮政策進(jìn)入退出的情況,應(yīng)用場景更為廣泛。

De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2022)[15]將此實(shí)證模型進(jìn)行拓展,用于計(jì)算動態(tài)處理效應(yīng),其思路是先估計(jì)出對應(yīng)于每一期動態(tài)處理效應(yīng)的估計(jì)量,再將這些動態(tài)處理效應(yīng)進(jìn)行加權(quán)平均,由此得到政策動態(tài)處理效應(yīng)的無偏估計(jì)DID+,l,用以檢驗(yàn)平行趨勢,以及政策平均處理效應(yīng)的無偏估計(jì)δl,用以反映事件沖擊的總體影響。

(二)變量測度

De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]針對異質(zhì)性處理效應(yīng)的具體解決思路是僅僅把事件沖擊前后處理狀態(tài)改變的個體作為處理組,而把前后處理狀態(tài)不變的個體作為控制組。分別計(jì)算出事件沖擊從無到有,以及從有到無兩個方向的處理效果,再進(jìn)行加權(quán)平均,以此來衡量具有進(jìn)入退出特征的復(fù)雜政策沖擊所產(chǎn)生的轉(zhuǎn)換效應(yīng)(Switching Effect):

1.主要被解釋變量:企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量(firm_quality)

本文通過借鑒Fan等(2018)[18]的方法設(shè)定如下產(chǎn)品需求函數(shù):

xfict=quantityfictσ-1pfict-σPctσ-1Yct

(6)

其中,xfict和quantityfictσ-1分別表示企業(yè)f在第t年向出口目的地c出口產(chǎn)品i的數(shù)量和質(zhì)量;pfict表示出口價(jià)格;Pct表示第t年出口目的地c的價(jià)格指數(shù);Yct表示第t年出口目的地c的總收入水平;σ為產(chǎn)品種類間的替代彈性。對式(6)兩端同時(shí)取對數(shù)并整理可得如下估計(jì)方程:

ln(xfict)=-σln(pfict)+φi+φct+εfict

(7)

其中,φi為產(chǎn)品層面的固定效應(yīng),用來控制不同種類產(chǎn)品之間價(jià)格和數(shù)量的差異;φct為國家—年份固定效應(yīng),用來控制隨著出口目的地和時(shí)間變化的變量,如出口目的地的關(guān)稅水平、貨幣匯率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。此外本文將Broda和Weinstein(2006)[19]估計(jì)出的需求價(jià)格彈性系數(shù)加總到HS2位碼層面,作為式(7)中產(chǎn)品替代彈性σ的替代值。由此可以進(jìn)一步得出產(chǎn)品質(zhì)量的度量公式:

(8)

為使不同出口產(chǎn)品質(zhì)量在年份等維度上具有可比性,本文參考施炳展和邵文波(2014)[9]的方法對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,并采用各產(chǎn)品出口價(jià)值作為權(quán)重將產(chǎn)品質(zhì)量加總到企業(yè)層面,以便用于本文的實(shí)證分析。

2.核心解釋變量:地方政府是否制定環(huán)境目標(biāo)約束(Dit)

需要說明的是,只有在當(dāng)年地方政府工作報(bào)告中明確提出了能耗下降的具體數(shù)值目標(biāo)或?qū)χ饕I(yè)污染物的減排任務(wù)提出具體數(shù)值目標(biāo)時(shí),才被視為已明確制定環(huán)境目標(biāo)約束。

3.控制變量

在評估地方政府環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)時(shí),為緩解遺漏變量偏誤問題,本文添加一組其他企業(yè)特征變量、行業(yè)特征變量和城市特征變量,以控制解釋變量與被解釋變量之間的混淆因素。其中,企業(yè)層面的控制變量包含企業(yè)規(guī)模(Size),以企業(yè)年度從業(yè)人數(shù)來衡量;企業(yè)年齡(Age);是否是國有企業(yè)(SOE);出口規(guī)模(Export),以企業(yè)當(dāng)年的出口額衡量。行業(yè)層面的控制變量包括行業(yè)競爭指數(shù)(HHI),以四位碼行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量;行業(yè)研發(fā)密集度(IRD),用行業(yè)研發(fā)層面的研發(fā)投入總額在行業(yè)生產(chǎn)總值中的所占比例來衡量。城市層面的控制變量有勞動力規(guī)模(PRA),以城市每年的勞動力數(shù)量衡量;對外開放水平(FDI),以每年各城市外國直接投資的實(shí)際利用額來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文主要采用的研究樣本為2000—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫。首先,本文根據(jù)Brandt等(2012)[20]的思路將原始的工企庫樣本進(jìn)行跨期匹配,并對數(shù)據(jù)異常值和缺失值進(jìn)行處理:(1)剔除主營業(yè)務(wù)收入規(guī)模不足500萬元的企業(yè)樣本;(2)剔除固定資產(chǎn)合計(jì)超過企業(yè)總資產(chǎn)的企業(yè)樣本;(3)剔除從業(yè)人數(shù)少于8人的企業(yè)樣本;(4)剔除總資產(chǎn)、總負(fù)債、銷售額、中間投入為零或缺失的企業(yè)樣本;(5)剔除本文所使用變量有缺失的企業(yè)。其次,本文借鑒田巍和余淼杰(2013)[21]的“兩步法”對工企庫和海關(guān)庫進(jìn)行匹配。先根據(jù)企業(yè)名稱和樣本所在年份對兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配,然后將第一步未匹配上的企業(yè)樣本,根據(jù)企業(yè)電話號碼的后七位數(shù)和郵政編碼再次進(jìn)行匹配,最后對兩次匹配結(jié)果取并集作為本文的企業(yè)樣本。根據(jù)海關(guān)庫的涵蓋年份,匹配后的樣本年份為2000—2013年,最終共計(jì)得到631 330條非平衡觀測值。

本文通過合并以上數(shù)據(jù)庫,最終形成本文研究所需的面板數(shù)據(jù),并對主要名義變量進(jìn)行了以2000年為基期的價(jià)格指數(shù)平減,對行業(yè)代碼和HS產(chǎn)品編碼進(jìn)行了編碼規(guī)則統(tǒng)一。同時(shí),對本文所采用的連續(xù)變量均進(jìn)行對數(shù)化處理。此外,為消除樣本中異常值的影響,本文采用winsor2命令,對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平上下的雙側(cè)縮尾處理。本文所采用的主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

1.雙向固定效應(yīng)模型(TWFE模型)回歸

在采用“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量(De Chaisemartin和D’Haultfoeuille,2020)[14]進(jìn)行估計(jì)前,我們先采用式(1)設(shè)定的TWFE模型進(jìn)行估計(jì),從而直觀地展示兩種模型估計(jì)結(jié)果的差異,回歸結(jié)果如表2所示。從第(1)-(4)欄,我們依次加入了企業(yè)層面控制變量、行業(yè)層面控制變量以及城市層面控制變量,所有回歸均控制了個體和時(shí)間固定效應(yīng),并且標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在城市層面。在第(1)欄的回歸模型中,我們僅控制了企業(yè)個體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng),結(jié)果顯示,核心解釋變量在10%的顯著性水平下顯著為負(fù),說明制定環(huán)境目標(biāo)約束會抑制企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。但加入控制變量后,結(jié)果變得不再顯著。同時(shí),我們利用式(2)的事件研究法來檢驗(yàn)該結(jié)果的平行趨勢,結(jié)果如圖1所示。從事件研究圖可以看出,雖然處理組和控制組的時(shí)間趨勢在政策沖擊前沒有顯著差異,但政策沖擊后也不存在顯著的政策效應(yīng)。這是否就意味著制定環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量沒有影響呢?答案是否定的。當(dāng)前不少學(xué)者采用新的“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量結(jié)果對以往經(jīng)濟(jì)學(xué)界的經(jīng)典實(shí)證研究進(jìn)行了驗(yàn)證,發(fā)現(xiàn)重新估計(jì)的結(jié)果與原始結(jié)果截然不同,甚至得到了完全反向的結(jié)論(Baker等,2022)[22]。因此,接下來本文將采用“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量(de Chaisemartin和D’Haultfoeuille,2020)[14]來開展實(shí)證分析。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)(TWFE估計(jì)量)

表2 TWFE模型回歸估計(jì)結(jié)果

在采用新的估計(jì)之前,我們需要通過繪制處理時(shí)間分布圖以及負(fù)權(quán)重檢驗(yàn)展示異質(zhì)性處理效應(yīng)的嚴(yán)重程度。圖2展示的是樣本期間內(nèi)各城市制定環(huán)境目標(biāo)約束的情況(即處理狀態(tài)分布圖)。從該圖中可以看出,各城市制定環(huán)境目標(biāo)約束的時(shí)間點(diǎn)存在較大差異,并且不少城市均存在政策退出情況。另外,各城市首次開始制定環(huán)境目標(biāo)約束的時(shí)間點(diǎn)也存在明顯的梯度特征。在傳統(tǒng)的雙向固定效應(yīng)DID模型中,這些先制定環(huán)境目標(biāo)約束的個體會作為較晚接受處理個體的控制組進(jìn)入到估計(jì)中(存在大量的“壞的控制組”),因此會導(dǎo)致TWFE在進(jìn)行交錯DID估計(jì)時(shí)產(chǎn)生較大的偏誤。同時(shí),我們進(jìn)一步采用de Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2020)[14]提供的twowayfeweights軟件包對TWFE模型進(jìn)行了負(fù)權(quán)重檢驗(yàn),結(jié)果顯示,在TWFE模型所有的223 963個權(quán)重中,有188 370個正權(quán)重,而35 593個權(quán)重為負(fù),負(fù)權(quán)重占比高達(dá)15.892%,負(fù)權(quán)重之和為-0.714,兩個檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)系數(shù)估計(jì)在異質(zhì)性處理效應(yīng)下顯著為0,是不穩(wěn)健的,因此我們需要采用“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量進(jìn)行估計(jì)。

圖2 各城市環(huán)境目標(biāo)約束的制定情況示意圖

2.“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量回歸

表3為采用式(3)的估計(jì)方法進(jìn)行回歸得到的估計(jì)結(jié)果。從第(1)-(4)欄,我們逐步加入企業(yè)、行業(yè)和城市層面的控制變量,所有回歸均控制了個體和時(shí)間固定效應(yīng),并且標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在城市層面?；貧w結(jié)果顯示,制定環(huán)境目標(biāo)約束的政策平均處理效應(yīng)在1%的顯著性水平下顯著為正,說明制定環(huán)境目標(biāo)約束能夠顯著提升當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。這一結(jié)果在逐步增加企業(yè)、行業(yè)及城市層面的控制變量后依然十分穩(wěn)健。由第(4)欄結(jié)果可知,制定環(huán)境目標(biāo)約束對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應(yīng)約為0.55%。這一結(jié)果與表2中采用傳統(tǒng)的雙向固定效應(yīng)DID模型得到的回歸結(jié)果大不相同,因此直觀地顯示了采用TWFE模型對本文問題進(jìn)行分析所導(dǎo)致的偏誤。

表3 “異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

在采用DID模型進(jìn)行政策效果評估時(shí)需要滿足平行趨勢假定,即在外生沖擊發(fā)生前,處理組和控制組的出口產(chǎn)品質(zhì)量變動趨勢應(yīng)當(dāng)保持一致。本文采用的“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量同樣需要滿足平行趨勢假設(shè)。De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2022)[15]給出了考慮異質(zhì)性處理效應(yīng)時(shí)的動態(tài)效應(yīng)估計(jì)方法,并提供了相應(yīng)的軟件包用以檢驗(yàn)平行趨勢。但需要說明的是,目前此軟件包尚不支持使用者選擇固定的基期。本文根據(jù)De Chaisemartin和D’Haultfoeuille(2022)[15]提出的估計(jì)方法進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn),估計(jì)結(jié)果如圖3所示。圖3的結(jié)果顯示,在政策沖擊發(fā)生前,處理組和控制組的出口產(chǎn)品質(zhì)量并不存在顯著的差異,而政策沖擊后,二者出現(xiàn)了明顯的差異。說明相比于未制定環(huán)境目標(biāo)約束的城市,制定環(huán)境目標(biāo)約束的確有助于提升企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量,盡管這一促進(jìn)作用會隨時(shí)間逐漸消退。

圖3 動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)(“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量)

2.剔除特殊樣本回歸

(1)排除“兩控區(qū)”政策的干擾。國務(wù)院在1998年批準(zhǔn)實(shí)施了針對酸雨和二氧化硫兩類污染物的“兩控區(qū)”政策,該政策共劃定了175個城市,涉及27個省份,覆蓋面很廣。而在本文所收集到的環(huán)境目標(biāo)約束數(shù)據(jù)中,大量約束目標(biāo)是針對二氧化硫減排所設(shè)定的,因此“兩控區(qū)”政策很有可能對本文所研究的環(huán)境目標(biāo)約束的影響效果產(chǎn)生干擾。為排除這一干擾,本文將研究樣本限制在“兩控區(qū)”城市內(nèi),以檢驗(yàn)本文的估計(jì)結(jié)果是否仍然穩(wěn)健。表4列(1)結(jié)果顯示當(dāng)剔除非“兩控區(qū)”城市的樣本后,環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響方向和顯著性均未發(fā)生改變,說明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(2)排除省會城市的干擾。省會城市的政府領(lǐng)導(dǎo)層往往相比于其他城市的領(lǐng)導(dǎo)層而言更具備晉升空間和晉升潛力,因此省會城市在制定和實(shí)施環(huán)境目標(biāo)約束時(shí),會由于更強(qiáng)的晉升激勵驅(qū)動采取更為嚴(yán)格的落實(shí)措施。若前文得到的基礎(chǔ)回歸結(jié)果主要是由于這些省會城市的效應(yīng)帶來的,那么在其他城市樣本中可能觀察不到顯著的政策效果。為排除省會城市對估計(jì)結(jié)果的干擾,我們將研究樣本限制在非省會城市樣本內(nèi),以檢驗(yàn)本文的估計(jì)結(jié)果是否仍然穩(wěn)健。表4列(2)結(jié)果顯示剔除掉省會城市樣本后,估計(jì)結(jié)果的方向和顯著性未發(fā)生變化,但系數(shù)大小有所提高,這可能是由于省會城市往往是一省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的領(lǐng)頭羊,其在實(shí)施環(huán)境目標(biāo)的同時(shí)也要更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn),因此在非省會城市樣本中影響效應(yīng)相對較強(qiáng)。

(3)排除環(huán)境優(yōu)良城市的干擾。參考余泳澤(2020)[5]的研究,惠州、麗水、珠海、臺州、福州、廈門、貴陽、深圳、中山、煙臺、昆明和青島等這些環(huán)境相對較好的城市也會對環(huán)境目標(biāo)約束約束的影響效應(yīng)研究產(chǎn)生干擾,因此本文將這些城市的樣本剔除,以檢驗(yàn)本文的估計(jì)結(jié)果是否仍然穩(wěn)健。表4列(3)結(jié)果顯示,剔除環(huán)境優(yōu)良的城市樣本后,結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致,表明我們的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

(4)排除2008年北京奧運(yùn)會空氣治理的干擾。環(huán)境約束目標(biāo)于2007年左右正式成為官員的政績考核指標(biāo)之一。而同一時(shí)期,為舉辦2008年北京奧運(yùn)會,貫徹申奧時(shí)的綠色奧運(yùn)理念,我國政府實(shí)施了一系列包括車輛限行、企業(yè)減產(chǎn)關(guān)停等較為嚴(yán)格的環(huán)境保護(hù)措施,以控制污染物排放。由于奧運(yùn)會期間相應(yīng)的環(huán)保措施主要是針對京津冀地區(qū)展開的,因此本文將這三個地區(qū)的城市樣本剔除,以排除相關(guān)政策對實(shí)證結(jié)果的干擾。表4列(4)結(jié)果顯示,排除2008年北京奧運(yùn)會的干擾后,估計(jì)結(jié)果仍然穩(wěn)健。

(三)作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文分析表明,地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束可能會通過創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)、產(chǎn)品轉(zhuǎn)換效應(yīng)以及減稅降負(fù)效應(yīng)等三種渠道推動企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。本節(jié)將選取適宜的指代變量依次對以上作用機(jī)制進(jìn)行分析,從而為揭示環(huán)境目標(biāo)約束影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的內(nèi)在機(jī)理提供更為豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

首先,在創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)的檢驗(yàn)上,本文參考齊紹洲等(2018)[23]的研究,采用企業(yè)所獲專利授權(quán)量來衡量企業(yè)的創(chuàng)新水平。當(dāng)前的專利分類包含發(fā)明專利(Invention)、實(shí)用新型(Utility)和外觀設(shè)計(jì)(Design)三種,創(chuàng)新性從高到低。由于發(fā)明專利的審查標(biāo)準(zhǔn)以及申請難度都更為嚴(yán)格,本文認(rèn)為發(fā)明專利才能夠真正引發(fā)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的變革,進(jìn)而提升自身產(chǎn)品的競爭力和出口質(zhì)量。因此,若環(huán)境目標(biāo)約束能夠顯著促進(jìn)企業(yè)的發(fā)明專利授權(quán)量提升,才能夠驗(yàn)證創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)渠道存在。其次,在產(chǎn)品轉(zhuǎn)換效應(yīng)的檢驗(yàn)上,本文參考韓超和桑瑞聰(2018)[3]的研究,采用三個變量來衡量企業(yè)的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整,包括產(chǎn)品轉(zhuǎn)換率(Total),由當(dāng)年企業(yè)同時(shí)增加和減少的產(chǎn)品類型數(shù)量占上一年企業(yè)產(chǎn)品類型數(shù)量的比值衡量;產(chǎn)品創(chuàng)造率(Add),由當(dāng)年企業(yè)增加的產(chǎn)品類型數(shù)量占上一年企業(yè)產(chǎn)品類型數(shù)量的比值衡量;產(chǎn)品剔除率(Drop),由企業(yè)當(dāng)年減少的產(chǎn)品數(shù)量占上一年企業(yè)產(chǎn)品類型數(shù)量的比值衡量。最后,在減稅降負(fù)效應(yīng)的檢驗(yàn)上,本文參考李萬福和陳暉麗(2012)[24]的研究,采用企業(yè)繳納的所得稅費(fèi)用在稅前利潤中所占比例來衡量企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)水平(Tax),這一比例越大,說明企業(yè)面臨越高的稅負(fù)水平。本文將上述變量作為被解釋變量,并利用“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量回歸進(jìn)行實(shí)證分析,其回歸估計(jì)結(jié)果見表5。

表5 作用機(jī)制檢驗(yàn)

表5列(1)-(3)分別展示環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)專利授權(quán)數(shù)的影響,其中僅有發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的回歸結(jié)果顯著為正,而實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)則沒有受到顯著影響。其原因在于,發(fā)明專利更能體現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和效率的改進(jìn)升級,因此當(dāng)企業(yè)面臨更嚴(yán)格的環(huán)境目標(biāo)約束時(shí),需要通過技術(shù)創(chuàng)新來尋求生產(chǎn)效率的提高,從而抵消掉相應(yīng)增加的環(huán)境治理成本(齊紹洲等,2018)[23]。而實(shí)用新型與外觀設(shè)計(jì)對生產(chǎn)效率并不會產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響,因此環(huán)境目標(biāo)約束對二者的影響不顯著。表5列(4)-(6)分別報(bào)告環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。從中可以看出,環(huán)境目標(biāo)約束能夠顯著推動轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整,不僅表現(xiàn)為新產(chǎn)品的增加,還淘汰了部分舊產(chǎn)品。一方面,可能是因?yàn)榈胤秸疄閷?shí)現(xiàn)自身制定的環(huán)境目標(biāo)約束,從而對部分高污染產(chǎn)品加大出口門檻,同時(shí)對清潔產(chǎn)品的生產(chǎn)給予一定的政策傾斜和稅費(fèi)減免,因此企業(yè)在成本收益的權(quán)衡下進(jìn)行產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整。另一方面,企業(yè)為了達(dá)成政府制定的減排任務(wù),也會自發(fā)淘汰自身高污染高能耗的產(chǎn)品線,從而開發(fā)更加環(huán)保的產(chǎn)品線。表5列(7)展示環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)稅負(fù)的影響。從中可以看出環(huán)境目標(biāo)約束至少在5%的顯著性水平上降低了企業(yè)稅負(fù),為企業(yè)的開發(fā)投資和技術(shù)升級提供了較為有利的資金流環(huán)境。綜合上述結(jié)果,前文提出研究假設(shè)基本得證,因此本文認(rèn)為地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束能夠通過推動企業(yè)創(chuàng)新、優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)以及幫助企業(yè)減稅降負(fù),從而實(shí)現(xiàn)其出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。

四、異質(zhì)性分析

前文結(jié)果已經(jīng)得出地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束有利于提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的結(jié)論,且已驗(yàn)證了該結(jié)論的穩(wěn)健性及作用渠道,但該影響同樣可能存在顯著的異質(zhì)性。由于沿海地區(qū)與非沿海地區(qū)的企業(yè)在出口能力、市場便利條件等方面存在顯著差異,地方政府的環(huán)境目標(biāo)約束對兩類企業(yè)的出口表現(xiàn)可能會形成截然不同的影響。此外,企業(yè)所有制類型與行業(yè)類型同樣可能會影響到環(huán)境目標(biāo)約束的效應(yīng)。因此,本文還將進(jìn)一步從地區(qū)差異、所有制差異和行業(yè)類型差異來考察環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響。

(一)地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)

我國地域遼闊,不同地區(qū)的發(fā)展政策、區(qū)位優(yōu)勢、要素稟賦、生態(tài)環(huán)境狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、生產(chǎn)力水平以及出口活躍程度等多個方面均存在較大差異。因此,環(huán)境目標(biāo)約束對出口便利地區(qū)企業(yè)的影響與其他企業(yè)相比可能會完全不同。為考察環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的地區(qū)異質(zhì)性,我們將有海岸線的地區(qū)企業(yè)樣本劃分為沿海地區(qū),而剩余樣本劃分為非沿海地區(qū),并采用“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量分別進(jìn)行估計(jì),其回歸估計(jì)結(jié)果見表6。結(jié)果顯示,對于沿海地區(qū)而言,政策效應(yīng)在5%的顯著性水平下顯著為正,而對于非沿海地區(qū),地方政府環(huán)境目標(biāo)約束的系數(shù)為負(fù)但不顯著。這一結(jié)果說明只有沿海地區(qū)的地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級,而在非沿海地區(qū)的影響則并不顯著。這是因?yàn)檠睾５貐^(qū)對外開放的時(shí)間較早、交通便利、經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá),對外開放水平也相對較高。沿海地區(qū)在過去快速的貿(mào)易增長中積累了相對較為成熟的人力資本和技術(shù)條件。同時(shí),頻繁的貿(mào)易往來和較高的外商資本也使得企業(yè)更加容易在對外合作中加速自身的技術(shù)革新與產(chǎn)品升級。而非沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較弱,貿(mào)易基礎(chǔ)也較為薄弱,企業(yè)的技術(shù)實(shí)力和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)都相對落后,因而在面臨環(huán)境目標(biāo)約束時(shí),創(chuàng)新動力、技術(shù)改進(jìn)能力以及出口策略調(diào)整能力不足,從而難以提升其出口產(chǎn)品質(zhì)量。

表6 地區(qū)差異檢驗(yàn)

(二)行業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

不同行業(yè)的企業(yè)污染排放強(qiáng)度具有顯著差異,因此在政府環(huán)境治理中所受到的關(guān)注度也不同。為了檢驗(yàn)環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是否存在行業(yè)差異,本文參考李青原和肖澤華(2020)[25]的研究,根據(jù)中華人民共和國環(huán)保部2010年發(fā)布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》對重污染行業(yè)的定義,將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等16類行業(yè)定義為重污染行業(yè),剩余行業(yè)則定義為非重污染行業(yè),并采用“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量進(jìn)行分樣本回歸,其回歸估計(jì)結(jié)果見表7。結(jié)果顯示,環(huán)境目標(biāo)約束對高污染行業(yè)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響在5%的顯著性水平上顯著為正,但對非重污染行業(yè)的企業(yè)沒有顯著影響。這是因?yàn)榉侵匚廴拘袠I(yè)中的企業(yè)本身污染排放水平較低,減排空間也較為有限,因此不是政府環(huán)境規(guī)制的主要監(jiān)管對象。而高污染行業(yè)作為當(dāng)?shù)匚廴镜闹饕欧旁?自然成為當(dāng)?shù)貙?shí)現(xiàn)減排目標(biāo)的主要抓手,因此受到的環(huán)境監(jiān)管強(qiáng)度要大得多,在環(huán)境規(guī)制的“倒逼”作用下,企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量也得到了顯著提升。

表7 行業(yè)差異檢驗(yàn)

(三)企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于不同所有制企業(yè)擁有的資源稟賦不同,且主要業(yè)務(wù)范圍與經(jīng)營戰(zhàn)略也顯著不同,因此環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響也可能因所有制的類型差異而產(chǎn)生異質(zhì)性影響。因此,本文根據(jù)企業(yè)的登記注冊類型,將研究樣本劃分為國有企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)樣本,通過分樣本回歸考察環(huán)境目標(biāo)約束對不同所有制企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響,其回歸估計(jì)結(jié)果見表8。結(jié)果顯示,只有在外資企業(yè)樣本中,環(huán)境目標(biāo)約束的估計(jì)系數(shù)顯著為正且顯著性水平為5%,而在國有企業(yè)和私營企業(yè)樣本中,估計(jì)系數(shù)均不顯著,說明環(huán)境目標(biāo)約束僅能促進(jìn)外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。這是因?yàn)閲衅髽I(yè)往往擁有更好的政治關(guān)聯(lián)和談判能力,因此在面臨政府的環(huán)境目標(biāo)約束時(shí),可以通過尋租手段以及利用政治關(guān)聯(lián)關(guān)系來規(guī)避環(huán)境規(guī)制的影響,因而缺乏生產(chǎn)決策調(diào)整及產(chǎn)品升級的動力。而對于私營企業(yè)來說,其生產(chǎn)規(guī)模不高,且技術(shù)改進(jìn)能力不足,在面臨政府的環(huán)境目標(biāo)約束時(shí),往往只能通過減產(chǎn)等消極方式達(dá)到環(huán)境合規(guī),因此也不能帶來出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。而對于外資企業(yè)而言,其本身具有較好的出口效益和創(chuàng)新能力,因此在面臨環(huán)境目標(biāo)約束時(shí)往往更具備產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整及技術(shù)創(chuàng)新的條件和能力,從而更能實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級。

表8 企業(yè)所有制差異檢驗(yàn)

五、結(jié)論與政策建議

伴隨我國環(huán)境保護(hù)目標(biāo)責(zé)任制的不斷發(fā)展以及政府官員績效考核體系的不斷完善,環(huán)境目標(biāo)約束逐漸受到各地區(qū)政府的重視,尤其是在“十一五”規(guī)劃期間,超過200個城市均在年度政府工作報(bào)告中制定公開了環(huán)境目標(biāo)約束,企業(yè)作為污染排放的微觀主體,必然面臨生產(chǎn)經(jīng)營決策的重大變革。在此背景下,本文通過手工搜集2000—2013年的政府工作報(bào)告文本,整理出地方政府環(huán)境目標(biāo)約束數(shù)據(jù),并結(jié)合中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù),采用前沿計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法——“異質(zhì)性—穩(wěn)健”估計(jì)量來實(shí)證考察環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。得到如下結(jié)論:(1)地方政府制定環(huán)境目標(biāo)約束能夠提升企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。(2)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果顯示,環(huán)境目標(biāo)約束能夠顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出,促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及降低企業(yè)稅負(fù),從而最終推動企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。(3)環(huán)境目標(biāo)約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)會因企業(yè)所在地區(qū)、所有制類型以及行業(yè)污染程度的不同而表現(xiàn)出顯著差異。

基于上述研究結(jié)論,本文提出以下政策建議:

第一,繼續(xù)強(qiáng)化環(huán)境績效考核,改善政府環(huán)境治理態(tài)度。本文的實(shí)證研究結(jié)果表明,環(huán)境目標(biāo)約束對于企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的積極影響。我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)縱深推進(jìn)環(huán)境目標(biāo)責(zé)任制與綠色政績考核體系,在維持經(jīng)濟(jì)良好發(fā)展秩序的前提下適當(dāng)加大生態(tài)效益在干部晉升考核中的權(quán)重,強(qiáng)化考核指標(biāo)及常態(tài)化管理,以充分調(diào)動地方政府的積極性。同時(shí),還要進(jìn)一步加強(qiáng)對地方政府的環(huán)境監(jiān)管,建立環(huán)境追責(zé)的長效機(jī)制,以端正政府開展環(huán)境治理的態(tài)度,從而避免“為績效而治理”的短期行為。第二,優(yōu)化環(huán)境治理的干預(yù)手段,提高環(huán)境目標(biāo)約束的有效性。本文的實(shí)證結(jié)論表明,地方政府在實(shí)現(xiàn)環(huán)境目標(biāo)的過程中,對不同所有制企業(yè)的干預(yù)存在偏向性,從而可能會導(dǎo)致環(huán)境目標(biāo)約束的政策失效。因此,地方政府應(yīng)當(dāng)為當(dāng)?shù)馗黝愋偷钠髽I(yè)提供充足的資源和政策支持,以促進(jìn)全方位的綠色轉(zhuǎn)型升級。地方政府在基于環(huán)境目標(biāo)約束壓力加強(qiáng)污染監(jiān)管的同時(shí),應(yīng)設(shè)計(jì)結(jié)合市場工具的激勵政策,考慮采用節(jié)能減排與經(jīng)濟(jì)增長相容性較強(qiáng)的環(huán)境治理政策組合,彌補(bǔ)單一形式干預(yù)手段的不足。此外,地方政府應(yīng)當(dāng)基于當(dāng)?shù)匕l(fā)展?fàn)顩r而制定環(huán)境目標(biāo)約束,杜絕追逐“晉升錦標(biāo)賽”的盲目約束,在盡可能維護(hù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的前提下,因地制宜選擇切實(shí)可行、循序漸進(jìn)的節(jié)能減排目標(biāo),為企業(yè)提供相對穩(wěn)定的政策環(huán)境。第三,企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極探索可持續(xù)的長效發(fā)展之路,尋求與政府的合作共治。對于企業(yè)而言,一年一變的環(huán)境目標(biāo)約束意味著極大的不確定性,而面對這種不確定性,采取短期投機(jī)減排行為的企業(yè)可能會暫時(shí)逃避政府管制,但不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)已轉(zhuǎn)入高質(zhì)量發(fā)展階段,環(huán)境污染與資源枯竭是制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵問題,節(jié)能減排與清潔生產(chǎn)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展新階段對企業(yè)長期不變的要求。因此,企業(yè)要想在愈發(fā)嚴(yán)格的環(huán)境監(jiān)管下實(shí)現(xiàn)良好的生產(chǎn)經(jīng)營績效,避免成為被淘汰的落后產(chǎn)能,必然要將眼光放長遠(yuǎn),注重企業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展效益。為此,企業(yè)應(yīng)當(dāng)順應(yīng)政府環(huán)境目標(biāo)約束的政策導(dǎo)向,加強(qiáng)與政府的合作以獲得資源與政策支持,從而通過研發(fā)投資與轉(zhuǎn)型升級來實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益增長與節(jié)能減排的雙贏。