環(huán)境規(guī)制提高了企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力嗎?
——兼論非公平競(jìng)爭(zhēng)的存在

田露露,韓 超

一、引 言

自1979年 《中華人民共和國(guó)環(huán)境保護(hù)法》正式頒布以來,中國(guó)的環(huán)境保護(hù)工作取得了顯著成效,但現(xiàn)有環(huán)保政策在有效降低污染的同時(shí),還存在一些影響市場(chǎng)運(yùn)行和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的問題。如2017年,在 “環(huán)保風(fēng)暴”的高壓下,各地環(huán)保整治全面加緊展開,部分行業(yè)原材料價(jià)格悄然上漲,導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)基本面受到一定影響。后來部分地方開始逐漸由 “一刀切”轉(zhuǎn)向 “因地制宜”,實(shí)行差異化政策。四川成都、山東淄博、海南?？诘燃娂娤掳l(fā)通知,要求對(duì)涉及污染企業(yè)分類處理,不簡(jiǎn)單一關(guān)了之,嚴(yán)禁大搞 “一刀切”①參見:中國(guó)生態(tài)資本網(wǎng) 《環(huán)保風(fēng)暴下的央地博弈:一刀切是治亂還是致亂?》,2017-08-23。。2018年,《京津冀及周邊地區(qū)2018—2019年秋冬季大氣污染綜合治理攻堅(jiān)行動(dòng)方案》明確指出,對(duì)高污染和高耗能行業(yè)不再實(shí)行統(tǒng)一的停工限產(chǎn)比例,而是由各地根據(jù)自身實(shí)際情況制定具體的范圍和時(shí)間。此舉雖有一定程度的矯正,但暴露出來現(xiàn)有環(huán)境政策與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行似乎并不十分協(xié)調(diào)。究其原因在于環(huán)境政策并未因地制宜,沒有考慮到與其他政策法規(guī)的協(xié)調(diào)。因此,如何在制度和政策方面重新規(guī)劃和調(diào)整,將 “競(jìng)爭(zhēng)中性”“公平競(jìng)爭(zhēng)”等發(fā)展理念融入到現(xiàn)有的環(huán)境規(guī)制中,是實(shí)踐中的重點(diǎn)和難點(diǎn)。

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有環(huán)境政策的實(shí)施大多要早于公平競(jìng)爭(zhēng)審查制度的出臺(tái)。未經(jīng)過評(píng)估和審查的政策在實(shí)施中是否會(huì)影響企業(yè)間市場(chǎng)勢(shì)力,這種引致的差異是否公平以及是否違背競(jìng)爭(zhēng)政策等值得深入分析。為此,本文將研究環(huán)境規(guī)制與市場(chǎng)勢(shì)力之間的內(nèi)在關(guān)系,并討論可能涉及的公平競(jìng)爭(zhēng)問題。這有助于全面認(rèn)識(shí)環(huán)境規(guī)制效果,客觀評(píng)價(jià)環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的微觀成效,糾正政策設(shè)計(jì)缺陷,為環(huán)境規(guī)制提供有益的政策啟示,并促進(jìn)公平競(jìng)爭(zhēng)審查制度在環(huán)境規(guī)制中的落實(shí)。

現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境規(guī)制與市場(chǎng)勢(shì)力關(guān)系的研究較少,一些文獻(xiàn)較為零散地從三個(gè)方面涉及類似問題。第一,較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制會(huì)調(diào)整行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目,原因在于:(1)較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制與新企業(yè)較低的出生率有關(guān)。由于提高了進(jìn)入門檻或技術(shù)標(biāo)準(zhǔn),新企業(yè)進(jìn)入面臨較大負(fù)擔(dān),容易形成進(jìn)入障礙[1][2]。(2)留存企業(yè)規(guī)模增加。合規(guī)成本的存在會(huì)增加企業(yè)租金,從而要求企業(yè)必須擴(kuò)張,否則便會(huì)招致利潤(rùn)的下降并最終退出市場(chǎng),而留存企業(yè)也因此獲得更多的市場(chǎng)份額,從而提高自身規(guī)模[3][4]。第二,企業(yè)有動(dòng)機(jī)以環(huán)保之名來擴(kuò)大自身市場(chǎng)力,主要體現(xiàn)在:(1)對(duì)于一些優(yōu)勢(shì)企業(yè),其有更強(qiáng)烈的環(huán)境規(guī)制需求,會(huì)自愿選擇更清潔的技術(shù),向政府釋放并未過度規(guī)制的信號(hào)。如果政府對(duì)此做出反應(yīng)并實(shí)施更高強(qiáng)度的規(guī)制,會(huì)導(dǎo)致一些優(yōu)勢(shì)企業(yè)借此維護(hù)或增加其市場(chǎng)支配力[5][6][7]。(2)打著環(huán)保旗號(hào)來實(shí)施妨礙市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的策略性行為。比如,企業(yè)可以對(duì)政府進(jìn)行游說,使得環(huán)境政策在增加自身利益的同時(shí)對(duì)其他競(jìng)爭(zhēng)者產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)或零效應(yīng),以增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和盈利能力[8][9],或者一些許可證交易機(jī)制的漏洞會(huì)促進(jìn)企業(yè)間有目的地合并,以此提高共同的市場(chǎng)勢(shì)力[10][11][12]。第三,同樣的規(guī)制政策可能因異質(zhì)性而呈現(xiàn)非對(duì)稱的規(guī)制強(qiáng)度,多數(shù)研究指出企業(yè)規(guī)模是造成此類問題的主要原因。較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制與較少的小企業(yè)形成有關(guān),但對(duì)大企業(yè)沒有影響[13][14][15],其甚至還可利用市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)降低上下游成本[16][17]。這種企業(yè)間合規(guī)成本的不同是影響市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的因素之一。只有當(dāng)規(guī)制強(qiáng)度相同或?qū)ΨQ時(shí),才能杜絕這類問題,維持正常的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境[18]。

現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制文獻(xiàn)并未系統(tǒng)深入涉及企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力以及與此相關(guān)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng),更遑論可能存在的非公平情形。更為重要的是,文獻(xiàn)只關(guān)注最終效果,并未追溯問題源頭——政策設(shè)計(jì)和執(zhí)行上的合理性問題。源頭上的有偏或不完善,不僅會(huì)直接導(dǎo)致實(shí)施結(jié)果與設(shè)計(jì)初衷謬之千里,還會(huì)造成受規(guī)制主體間的不公正待遇,從而影響市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文以行業(yè)清潔生產(chǎn)政策作為自然實(shí)驗(yàn),將受規(guī)制企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組,不受規(guī)制企業(yè)作為控制組,利用1998—2013年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),采用倍差法研究環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的微觀效應(yīng),同時(shí)檢驗(yàn)由政策引致的非公平競(jìng)爭(zhēng)的存在。本文的可能貢獻(xiàn)在于:(1)首次系統(tǒng)地研究了環(huán)境規(guī)制政策作用于市場(chǎng)勢(shì)力的微觀效果,并關(guān)注了不同企業(yè)特征在其中所起的作用;(2)提出了環(huán)境規(guī)制中可能存在的不公平競(jìng)爭(zhēng)因素,探索性地檢驗(yàn)了其在市場(chǎng)勢(shì)力變化中的影響,為環(huán)境規(guī)制政策的改善提出了新視角。

二、政策描述及研究假設(shè)

(一)清潔生產(chǎn)政策

2003年1月1日,《中華人民共和國(guó)清潔生產(chǎn)促進(jìn)法》正式實(shí)施,中國(guó)開始進(jìn)入清潔生產(chǎn)有章可循的階段。2004年,《清潔生產(chǎn)審核暫行辦法》首次提出 “強(qiáng)制性清潔生產(chǎn)審核”,隨后多個(gè)行業(yè)的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)也相繼出臺(tái)。據(jù)環(huán)境生態(tài)部統(tǒng)計(jì),僅2004—2007年,全國(guó)就在紡織、化工、鋼鐵、電力、有色、建材、釀酒等20多個(gè)行業(yè)開展了7 624家企業(yè)的清潔生產(chǎn)審核,其中重點(diǎn)企業(yè)強(qiáng)制性清潔生產(chǎn)審核2 977家,完成驗(yàn)收3 273家,提出清潔生產(chǎn)方案達(dá)12萬個(gè),實(shí)施方案10.2萬個(gè)。中國(guó)生態(tài)環(huán)境部官方網(wǎng)站整理并給出了2003—2010年間各行業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的文件名稱、文件編號(hào)、發(fā)布時(shí)間和實(shí)施時(shí)間①參見:http://www.mee.gov.cn/gzfw_13107/kjbz/qthjbhbz/qjscbz/201605/t20160522_342870.shtml。。2003年實(shí)施清潔生產(chǎn)政策的行業(yè)涉及制革行業(yè)、石油煉制業(yè)、煉焦業(yè)3個(gè)行業(yè),從2006年開始大規(guī)模實(shí)施,涉及的行業(yè)種類也逐漸增多,由初期主要集中于重工業(yè)行業(yè),逐漸擴(kuò)大到輕工業(yè)乃至食品行業(yè)。由圖1可明顯看出,2003—2010年出臺(tái)的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)目逐年增多,每年出臺(tái)的標(biāo)準(zhǔn)涉及的新增行業(yè)數(shù)分別為3、0、0、10、12、10、13、8。截至2010年,共有56個(gè)行業(yè)清潔生產(chǎn)政策文件得以出臺(tái)并實(shí)施。本文將上述行業(yè)名稱與 《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T 4754-2002)中的代碼匹配后,統(tǒng)計(jì)出共涉及46個(gè)四分位碼行業(yè)。為方便研究,對(duì)于實(shí)施時(shí)間在上半年的,本文以當(dāng)年為正式實(shí)施年份,實(shí)施時(shí)間在下半年的則以次年作為正式實(shí)施年份。

圖1 清潔生產(chǎn)政策標(biāo)準(zhǔn)涉及行業(yè)數(shù)量

(二)研究假設(shè)

現(xiàn)有研究顯示,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)進(jìn)入、退出乃至市場(chǎng)結(jié)構(gòu)存在一定影響和改變。市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的變化和調(diào)整會(huì)直接關(guān)系到市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度指標(biāo)——赫芬達(dá)爾指數(shù) (HHI)的變化。環(huán)境政策若對(duì)行業(yè)內(nèi)企業(yè)間市場(chǎng)勢(shì)力的變動(dòng)產(chǎn)生影響,必然會(huì)反映到H HI上。因此,為初步驗(yàn)證清潔生產(chǎn)政策的影響,本文使用1998—2013年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù),將涉及的46個(gè)四分位碼行業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組,其他行業(yè)為控制組,繪制出了兩組HHI的平均值。由圖2可知,兩組HHI數(shù)值整體呈下降趨勢(shì),表明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度都在逐步、穩(wěn)妥地提高。但控制組行業(yè)的數(shù)值明顯高于實(shí)驗(yàn)組,二者之間呈現(xiàn)一定差額。2003年之前差額值較大,且較為穩(wěn)定,之后則有一定程度縮減,特別是2007—2013年體現(xiàn)得較為明顯。由于差額值＝控制組HHI－實(shí)驗(yàn)組HHI,當(dāng)實(shí)驗(yàn)組HHI下降的幅度小于控制組時(shí),差額就會(huì)變小。由圖形也可分辨出,相對(duì)于控制組,實(shí)驗(yàn)組在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的提高上相對(duì)變緩,說明實(shí)驗(yàn)組企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境相對(duì)更差一些,而且與清潔生產(chǎn)政策實(shí)施的時(shí)間較為吻合。這也許與環(huán)境政策導(dǎo)致的市場(chǎng)勢(shì)力調(diào)整、變動(dòng)有關(guān),但還有待驗(yàn)證。

圖2 控制組與實(shí)驗(yàn)組間HHI值比較

清潔生產(chǎn)政策作用于企業(yè)生產(chǎn)全過程且對(duì)行業(yè)實(shí)施統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn),基于以往文獻(xiàn)并結(jié)合現(xiàn)實(shí)中的HHI,不難推出這可能會(huì)在一定程度上影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和市場(chǎng)地位,進(jìn)而影響市場(chǎng)勢(shì)力。因此,本文識(shí)別了反映市場(chǎng)勢(shì)力變動(dòng)情況的指標(biāo)——成本加成率 (Markup,代表產(chǎn)品價(jià)格對(duì)邊際成本的偏離)。成本加成率本質(zhì)上作為一個(gè)定價(jià)問題,是廠商市場(chǎng)勢(shì)力的表征指標(biāo)[19],且能夠體現(xiàn)企業(yè)在市場(chǎng)中的影響能力,是與公平競(jìng)爭(zhēng)緊密相關(guān)的變量。圖3給出了實(shí)驗(yàn)組與控制組的企業(yè)在2003—2013年間成本加成率的整體變動(dòng)情況。可以看出,從2003年到2007年,兩組數(shù)值差異并不明顯,且差額值也趨近于0;直至2007年后,由于政策覆蓋范圍逐步變大,實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的成本加成率明顯高于控制組,二者差額也呈現(xiàn)出較大變動(dòng)。根據(jù)以上事實(shí)分析,我們提出本文第一個(gè)假設(shè)。

圖3 實(shí)驗(yàn)組與控制組在成本加成率數(shù)值上的比較

假設(shè)1:整體而言,在其他條件不變的情況下,環(huán)境規(guī)制提高了企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力。

還應(yīng)注意到,現(xiàn)實(shí)表明,同等的、一刀切式的環(huán)境政策看似 “一視同仁”,卻可以在不同企業(yè)間形成不對(duì)稱的合規(guī)成本,再加之企業(yè)對(duì)政策漏洞的 “有效”利用,會(huì)在一定程度上使得競(jìng)爭(zhēng)實(shí)體在市場(chǎng)中面臨規(guī)制強(qiáng)度不同或不對(duì)稱的現(xiàn)象,這會(huì)對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力造成影響。例如,一些企業(yè)受規(guī)制的同時(shí),另一些企業(yè)因被豁免從而承受了相對(duì)更低的成本。對(duì)此問題的研究更多集中于地區(qū)間的環(huán)境規(guī)制差異,即 “污染天堂假說”[20]。由于發(fā)達(dá)國(guó)家 (地區(qū))環(huán)保強(qiáng)度高于發(fā)展中國(guó)家 (地區(qū)),發(fā)達(dá)國(guó)家的污染密集型產(chǎn)業(yè)喪失區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力,從而逐步向發(fā)展中國(guó)家 (地區(qū))轉(zhuǎn)移[21]。如果競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間在規(guī)制強(qiáng)度上存在不同,那么面臨更嚴(yán)格監(jiān)管的企業(yè)會(huì)失去競(jìng)爭(zhēng)力,導(dǎo)致出現(xiàn)企業(yè)向規(guī)制程度較弱地區(qū)轉(zhuǎn)移或搬遷的現(xiàn)象?？梢钥闯?現(xiàn)有研究對(duì)地區(qū)層面的遷徙十分重視,但卻忽略了前文提出的因?qū)傩蕴卣?(如規(guī)模、所有制)所導(dǎo)致的微觀企業(yè)層面上的規(guī)制強(qiáng)度差異問題,以及企業(yè)主動(dòng)利用政策漏洞以提升自身競(jìng)爭(zhēng)力的破壞市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)行為,比如利用環(huán)境政策漏洞進(jìn)行兼并、收購(gòu),打壓同行或游說政府等違反競(jìng)爭(zhēng)中性原則的情況[13][14][15][16][17]。因此,環(huán)境政策下市場(chǎng)勢(shì)力的最終變化并不僅僅取決于企業(yè)內(nèi)在生產(chǎn)效率的調(diào)整[22],其中可能還存在外部因素,可以將其統(tǒng)一歸結(jié)為政策不完善引致的非公平競(jìng)爭(zhēng)行為。這是影響企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的另一種可能途徑?；诖?本文提出第二個(gè)假設(shè):

假設(shè)2:因規(guī)制政策不完善而可能引致的非公平競(jìng)爭(zhēng)是影響市場(chǎng)勢(shì)力的重要因素。

三、研究設(shè)計(jì)

環(huán)境規(guī)制政策作為一種外生性沖擊,通過作用于各種影響路徑,使得部分企業(yè)擁有更多的市場(chǎng)支配權(quán)力和潛在支配機(jī)會(huì),這又將進(jìn)一步鞏固其地位并提高其市場(chǎng)勢(shì)力。圖3已初步顯示出受環(huán)境規(guī)制企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力整體有了明顯提升,接下來本文將進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)基準(zhǔn)模型設(shè)定

首先識(shí)別清潔生產(chǎn)政策對(duì)企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的影響,其基準(zhǔn)模型的設(shè)定如下:

其中,Reformit為核心解釋變量,代表政策的實(shí)施,由兩個(gè)虛擬變量相乘 (Dit?Tit)組成。虛擬變量Dit代表企業(yè)所在行業(yè)是否實(shí)施清潔生產(chǎn)政策,如果在樣本期間內(nèi)得以實(shí)施則取值為1,否則為0;時(shí)間虛擬變量Tit代表政策實(shí)施時(shí)間,如果在第t年實(shí)施,則第t年及其之后年份均為1,否則為0。Zit為控制變量,指影響市場(chǎng)勢(shì)力的主要變量;此外,我們還控制了非觀測(cè)性的行業(yè)indi、地區(qū)zonei、年份t特征;εit代表誤差項(xiàng)。關(guān)鍵系數(shù)β是我們最為關(guān)心的,當(dāng)符號(hào)為正時(shí),表明清潔生產(chǎn)政策提高了企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力;反之則降低。

(二)變量選取

1.企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的衡量——成本加成率。本文采用最被廣泛接受的De Loecker等[23]的方法,利用中間投入m作為生產(chǎn)率ω的代理變量,使用ACF方法估計(jì)成本加成,以避免可能的內(nèi)生性和共線性問題。具體的估算將基于包含三次交互項(xiàng)的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行,包含兩大步驟:

其中,yit代表總產(chǎn)出,lit、kit、mit、ωit分別代表勞動(dòng)力、資本、中間投入、生產(chǎn)率,εit為殘差項(xiàng)。由于企業(yè)中間投入m的決策依賴于資本投入、勞動(dòng)投入和生產(chǎn)率,則有mit＝ (ωit,kit,lit),因此,生產(chǎn)率可用中間投入m的反函數(shù)來表示:ωit＝ω(mit,kit,lit)。將生產(chǎn)率的代理方程帶入生產(chǎn)函數(shù) (2)中:

假設(shè)生產(chǎn)率符合一階馬爾科夫性質(zhì),使用兩階段GMM對(duì) (4)式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)?；贒e Loecker等[23]的研究,成本加成率可根據(jù) (5)式給出:

2.其他控制變量:(1)出口,文獻(xiàn)一般用虛擬變量來刻畫企業(yè)的出口狀態(tài) (0代表不出口,1代表出口)。為更精確地反映不同出口企業(yè)的出口水平,我們采用出口密集度exr(出口額/銷售收入)代替?zhèn)鹘y(tǒng)的出口虛擬變量。(2)所有制。本文分別用國(guó)有 (國(guó)家控股50%以上)和外企 (包括外商投資企業(yè)和港澳臺(tái)投資企業(yè))的虛擬變量來區(qū)分所有制類型。(3)勞動(dòng)力成本,用企業(yè)的應(yīng)付工資總額(wagebill)表示。(4)企業(yè)規(guī)模 (scale),用產(chǎn)品銷售收入來表示。(5)資本密集度 (klr),用固定資產(chǎn)凈值/勞動(dòng)力人數(shù)來表示。(6)企業(yè)年齡 (age)。(7)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度,使用四分位碼行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文所選取的變量數(shù)據(jù)主要來源于1998—2013年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。由于數(shù)據(jù)庫(kù)在統(tǒng)計(jì)上的部分缺失,大部分使用此數(shù)據(jù)庫(kù)的文獻(xiàn)都將時(shí)間截止到2010年?？紤]到清潔生產(chǎn)政策的實(shí)施期主要集中于2007—2010年,為較為完善地得到政策效果,本文對(duì)一些缺失的變量或數(shù)據(jù)使用合理方法進(jìn)行補(bǔ)齊,將數(shù)據(jù)期限延長(zhǎng)至2013年。另外,為保證行業(yè)界定范圍的一致性,增強(qiáng)研究結(jié)果的科學(xué)性,參考Brandt等[24]的方法對(duì)所有四分位碼行業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑進(jìn)行了調(diào)整。同時(shí),為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量,刪除了勞動(dòng)人數(shù)小于8的樣本以及成本加成率、出口產(chǎn)值、資產(chǎn)等變量數(shù)據(jù)為負(fù)值時(shí)的樣本。

在數(shù)據(jù)處理上,由于計(jì)算成本加成率需要用到資本、勞動(dòng)力和中間投入來構(gòu)造產(chǎn)出函數(shù),本文采用魯曉東等[25]的方式,用數(shù)據(jù)庫(kù)中的固定資產(chǎn)凈值年平均余額代替資本,對(duì)于余額在2009—2010年、2012—2013年的缺失數(shù)據(jù),使用永續(xù)盤存法進(jìn)行填補(bǔ)。對(duì)于2008年后未統(tǒng)計(jì)的中間投入,根據(jù)余淼杰等[26]的做法,用中間投入值＝產(chǎn)出值?銷售成本/銷售收入－工資支付－折舊值進(jìn)行計(jì)算。其中,工資支付用數(shù)據(jù)庫(kù)中的工資額表示,但由于工資額在2000年、2009—2013年缺失,本文分別將不同四分位碼行業(yè)的勞動(dòng)力對(duì)工資額作回歸,并加入其他控制變量,將得出的關(guān)鍵系數(shù)與缺失年份的勞動(dòng)力相乘,以補(bǔ)齊工資②加入的主要控制變量為出口密集度、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、固定資產(chǎn)凈值年平均余額。。對(duì)于在2008年、2009年有缺失的折舊值,根據(jù)折舊值＝折舊率?資本存量進(jìn)行補(bǔ)齊,折舊率用企業(yè)所在二分位行業(yè)的折舊率代替 (根據(jù) 《中國(guó)工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算)。為了消除通貨膨脹的影響,以1998年為基期,使用工業(yè)生產(chǎn)者購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)對(duì)中間投入、資本、工資額進(jìn)行平減,使用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)總產(chǎn)值、銷售額進(jìn)行平減。所有變量最終的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 數(shù)據(jù)基本統(tǒng)計(jì)量

四、研究結(jié)果與分析

(一)清潔生產(chǎn)政策對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力的影響

根據(jù)模型 (1),本文首先檢驗(yàn)了清潔生產(chǎn)政策的實(shí)施對(duì)企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的影響。由表2可看出,通過不斷加入相關(guān)控制變量,政策變量Reform的系數(shù)最終穩(wěn)定在0.69左右,也即清潔生產(chǎn)政策的實(shí)施提高了企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力。在控制變量上,出口密集度與HHI不會(huì)對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力造成顯著影響;資本密集度越高,成本加成率越高;企業(yè)年齡越大,成本加成率越高;在所有制類型中,國(guó)有企業(yè)對(duì)成本加成有正向影響,外資企業(yè)影響為負(fù);企業(yè)規(guī)模系數(shù)為負(fù),表明規(guī)模越大,成本加成率越小,意味著規(guī)模大并不等同于在市場(chǎng)中更具有市場(chǎng)支配力;勞動(dòng)力成本雖然有一定影響,但系數(shù)為負(fù)且較小。另外,論文還進(jìn)一步將行業(yè)固定效應(yīng)改為企業(yè)固定效應(yīng),最終結(jié)果與表2較為一致①感興趣的讀者可向作者索取。。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由于模型 (1)使用了雙重差分思想,為了檢驗(yàn)平行趨勢(shì),本文進(jìn)一步設(shè)置了變量treat_d＝treatment?d,其中,treatment代表企業(yè)所在行業(yè)的虛擬變量 (若行業(yè)在樣本期內(nèi)實(shí)施了清潔生產(chǎn)政策,則為1;否則為0),d代表與首次實(shí)施清潔生產(chǎn)政策的年份距離 (由于行業(yè)實(shí)施時(shí)間不同,d的取值范圍為 [－12,10]且為整數(shù))。將treat_d替換掉模型 (1)中的Reform(Dit?Tit),其余控制變量不變,如 (7)式所示:

由于treat_d包含多個(gè)年份距離,本文用pre1－pre12代表實(shí)施前1—12年的年份距離,post1－post10代表實(shí)施后1—10年的年份距離。若實(shí)施前的每期系數(shù)都不顯著,說明實(shí)施前的實(shí)驗(yàn)組和控制組趨勢(shì)相同,符合平行趨勢(shì)假設(shè)。而實(shí)施后的每期系數(shù)都顯著,說明政策確實(shí)會(huì)對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力產(chǎn)生影響。對(duì) (7)式重新使用模型 (1)的方法進(jìn)行回歸,最終各期系數(shù)如表3所示。可看出,實(shí)施前第1—12期 (pre1－pre12)的系數(shù)都不顯著,說明實(shí)驗(yàn)組與控制組并無明顯差異,二者有共同的平行趨勢(shì)。實(shí)施后第1—10期 (post1－post10)的系數(shù)對(duì)成本加成率都產(chǎn)生顯著影響,且第1—3期 (post1－post3)的系數(shù)都穩(wěn)定在3以上,第4期、5期有所下降,第6期則進(jìn)一步上升,第7期有所下降,第8期又進(jìn)一步上升且在第9期達(dá)到樣本期間的最大值4.405,之后第10期的系數(shù)并不顯著。由上可知,雖然政策效果在各期有所波動(dòng),但整體呈上升趨勢(shì)。研究假設(shè)1在此得到了驗(yàn)證。

表3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

(二)異質(zhì)性在市場(chǎng)勢(shì)力變化中的作用

在環(huán)境污染問題上,企業(yè)間最重要的差異就是污染屬性,因此,異質(zhì)性作用的檢驗(yàn)應(yīng)該首先觀察其與政策結(jié)合帶來的影響。采用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)在2004年發(fā)表的排污費(fèi)數(shù)據(jù),通過設(shè)置排污二元虛擬變量 (pox,排污費(fèi)＝0時(shí),pox＝0;排污費(fèi)≠0時(shí),pox＝1),可以區(qū)分清潔企業(yè)與排污企業(yè);同時(shí),將排污費(fèi)與企業(yè)產(chǎn)值相除,得到企業(yè)污染強(qiáng)度指標(biāo) (pol),以此作為污染企業(yè)間排污差異。另外,現(xiàn)有文獻(xiàn)一般認(rèn)為企業(yè)規(guī)模和所有制在各種問題中都會(huì)呈現(xiàn)出顯著影響,且前文也給出了支持性證據(jù)。據(jù)此,本文構(gòu)建清潔生產(chǎn)政策與上述變量的交叉項(xiàng) (分別為pox_Reform、pol_Reform、scale_Reform、soe_Reform、foe_Reform,并將soe_Reform進(jìn)一步細(xì)分為省屬國(guó)企?政策soep_Reform和央屬國(guó)企?政策soec_Reform)。將這些交叉變量分別加入上述模型(1)中,保持控制變量不變,最終結(jié)果如表4所示。

表4 關(guān)鍵異質(zhì)性變量與政策結(jié)合后的影響

由表4可看出,除細(xì)分的省屬國(guó)企交叉項(xiàng)外,其余交叉項(xiàng)系數(shù)均為正且顯著。排污強(qiáng)度與政策的交叉pox_Reform項(xiàng)為正,說明相較于清潔企業(yè),排污企業(yè)在環(huán)境規(guī)制政策下的市場(chǎng)勢(shì)力相對(duì)更高,且pol_Reform系數(shù)顯示排污強(qiáng)度越高的企業(yè)在與政策作用下其市場(chǎng)勢(shì)力愈發(fā)得到增強(qiáng)。soe_Reform項(xiàng)為正,表明清潔生產(chǎn)政策實(shí)施后,國(guó)有企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力不但沒有降低,反而還有所提高,進(jìn)一步將其細(xì)分為省屬國(guó)企和央屬國(guó)企 (央企)后,只有央企的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著,即清潔生產(chǎn)政策對(duì)國(guó)有企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的提升更主要體現(xiàn)在央企上,省屬國(guó)企并未獲得此 “優(yōu)惠條件”。本文認(rèn)為,主要原因在于環(huán)境規(guī)制的具體執(zhí)行層面——地方政府并沒有足夠的權(quán)威對(duì)央企進(jìn)行管理,央企所受管制程度更輕或可直接免于規(guī)制,從而市場(chǎng)勢(shì)力比同行業(yè)其他類型企業(yè)更具優(yōu)勢(shì)。代表外企的虛擬變量foe系數(shù)為負(fù),其與政策的交叉項(xiàng)foe_Reform項(xiàng)顯著為正,表明外資屬性雖然無法直接有助于企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的提升,但通過與清潔生產(chǎn)政策的結(jié)合反而實(shí)現(xiàn)了提升作用。這應(yīng)主要得益于外資企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上的領(lǐng)先優(yōu)勢(shì),清潔生產(chǎn)能夠助其技術(shù)實(shí)力的凸顯并將其他類型企業(yè)甩在后面。企業(yè)規(guī)模影響為負(fù),但其與政策的交叉項(xiàng)系數(shù)為正,表明大企業(yè)在清潔生產(chǎn)政策的作用下較小企業(yè)更有優(yōu)勢(shì)來提升市場(chǎng)勢(shì)力,這是因?yàn)橐?guī)模在一定程度上稀釋了合規(guī)成本。為了進(jìn)一步研究規(guī)模的影響,本文通過四分位法將企業(yè)規(guī)模按由小到大順序排列并劃歸成四類。對(duì)這四類子樣本分別回歸后發(fā)現(xiàn),只有位于75%～100%位置上的企業(yè),其回歸后的交叉項(xiàng)scale_Reform才顯著,其余三個(gè)分類 (1%～25%、25%～50%、50%～75%)都不顯著。位于75%～100%位置上的企業(yè)最低銷售收入為6 435萬元,即當(dāng)銷售收入在6 435萬元或以上的大型企業(yè),才可能通過與政策結(jié)合進(jìn)而提升自身市場(chǎng)勢(shì)力。

本文繼續(xù)加入企業(yè)的資本密集度、出口密集度、勞動(dòng)力成本、年齡、稅負(fù) (vat)這些變量分別與政策的交叉項(xiàng),記為klr_Reform、exr_Reform、wagebill_Reform、age_Reform、vat_Reform,使用上述模型再次回歸,結(jié)果如表5所示。可以看出,資本密集度、企業(yè)年齡和企業(yè)稅負(fù)與政策的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正,即三變量會(huì)通過與政策結(jié)合提高市場(chǎng)勢(shì)力。由上可知,在環(huán)境規(guī)制中,資產(chǎn)占比較多的企業(yè)具有較大優(yōu)勢(shì);年齡可借助政策途徑來影響市場(chǎng)勢(shì)力,這應(yīng)該得益于企業(yè)在長(zhǎng)期生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中積累的人脈與資源使其能夠在一定程度上通過各種手段提升市場(chǎng)地位;企業(yè)稅負(fù)決定了所在地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,繳稅越多,對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度越大,得到規(guī)制減免的可能性也會(huì)越大,從而可在規(guī)制中占得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

表5 其他企業(yè)特征與政策結(jié)合的影響

總之,在同種環(huán)境規(guī)制政策作用下,企業(yè)異質(zhì)性的存在使得規(guī)制效果并不相同。在現(xiàn)實(shí)中,這種情形主要體現(xiàn)在兩方面:一是政策制定或具體執(zhí)行過程中,對(duì)不同類型企業(yè)實(shí)施的規(guī)制強(qiáng)度相同(如前文所說的 “一刀切”)。這種相同并非基于公平視角,而是忽略了異質(zhì)性。另外一種則是企業(yè)利用制度設(shè)計(jì)的漏洞,在環(huán)境規(guī)制 “合法外衣”的掩護(hù)下,利用自身資源,通過合并、合謀甚至進(jìn)行 “規(guī)制俘獲”等非公平競(jìng)爭(zhēng)行為提升自身市場(chǎng)勢(shì)力,繼而危害正常的市場(chǎng)環(huán)境。上述各類交差項(xiàng)系數(shù)也證明了這種潛在影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)定性,本部分將通過消除組間差異、排除其他政策干擾、改變樣本區(qū)間和政策實(shí)施時(shí)間的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.消除組間差異。雖然上述平行趨勢(shì)假設(shè)已經(jīng)得到了驗(yàn)證,但圖2、圖3顯示2003—2007年間實(shí)驗(yàn)組與控制組在HHI值和市場(chǎng)勢(shì)力上的區(qū)別并不明顯,這或許是由于較大的組間差異所致。為消除這一潛在影響并檢驗(yàn)結(jié)論的準(zhǔn)確性,本文將傾向得分匹配 (PSM)與雙重差分結(jié)合使用,更大程度地降低回歸中可能存在的選擇性偏差,使結(jié)果更加準(zhǔn)確可信。以模型 (1)中的控制變量作為解釋變量,運(yùn)用Logit模型估計(jì)行業(yè)可能實(shí)施清潔生產(chǎn)政策的概率,該概率即為行業(yè)的傾向得分,并據(jù)此匹配處理組和對(duì)照組中相同得分的行業(yè),將匹配后的樣本再重新進(jìn)行雙重差分估計(jì)。根據(jù)匹配好的樣本,重新對(duì)模型 (1)及交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸,結(jié)果如表6列 (1)所示?？梢钥闯?在對(duì)樣本進(jìn)行傾向得分匹配并再次對(duì)前述基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸后,得出的主要結(jié)果與上文并無二致。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.剔除節(jié)能減排政策影響。2006年,全國(guó)上下加強(qiáng)了節(jié)能減排工作,制定了促進(jìn)節(jié)能減排的一系列政策措施。2007年,《國(guó)務(wù)院關(guān)于印發(fā)節(jié)能減排綜合性工作方案的通知》加快了淘汰污染行業(yè)落后產(chǎn)能的力度,并一直延續(xù)到 “十二五”時(shí)期。在節(jié)能減排中被列入淘汰落后生產(chǎn)能力的行業(yè)主要有電力、煉鐵、煉鋼、電解鋁、鐵合金、電石、焦炭、水泥、玻璃、造紙、酒精、味精、檸檬酸等13個(gè)行業(yè)。上述這些行業(yè)屬于節(jié)能減排重點(diǎn)行業(yè),相關(guān)政策的實(shí)施期與清潔生產(chǎn)政策有重疊,不排除會(huì)對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力產(chǎn)生影響。因此,本文將節(jié)能減排政策變量otreat(otreat＝Do?To,Do代表行業(yè)虛擬變量,屬于節(jié)能減排的行業(yè)為1,否則為0;To代表時(shí)間虛擬變量,當(dāng)≥2006為1)加入模型 (1)中,以剔除其可能存在的干擾?；貧w后結(jié)果如表6列 (2)所示,otreat的系數(shù)顯著為正,說明節(jié)能減排政策會(huì)對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力產(chǎn)生影響,且清潔生產(chǎn)政策Reform項(xiàng)為0.579,比表2低,表明在剔除了此政策后,雖然清潔生產(chǎn)對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力的作用有所降低,但仍存在正向影響,基本結(jié)論仍然成立。

3.改變樣本區(qū)間。前文對(duì)數(shù)據(jù)的說明中提到,由于變量缺失,一般文獻(xiàn)在使用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)時(shí)會(huì)將時(shí)間截止到2010年。雖然我們通過各種方法進(jìn)行了補(bǔ)齊,但肯定與真實(shí)值有些許差異。為驗(yàn)證結(jié)論的準(zhǔn)確性,我們將刪除2011—2013年的數(shù)據(jù),只對(duì)1998—2010年的數(shù)據(jù)重新回歸。結(jié)果如表6列 (3)所示,其中的政策變量系數(shù)0.139雖小于基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果,但仍顯著。

4.改變政策實(shí)施時(shí)間。受規(guī)制行業(yè)最早實(shí)施清潔生產(chǎn)政策的年份為2003年,為驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性,我們將其統(tǒng)一提前到2001年。如若政策變量仍然顯著,表明并非是清潔生產(chǎn)影響了市場(chǎng)勢(shì)力,還存在其他未可知的因素;如若不顯著,則說明了結(jié)果的穩(wěn)健性。回歸結(jié)果如表6列 (4)所示,改變實(shí)施時(shí)間后的政策變量并不顯著,說明了基準(zhǔn)研究的穩(wěn)健性。

五、對(duì)非公平競(jìng)爭(zhēng)的探索性驗(yàn)證

本文認(rèn)為,環(huán)境規(guī)制顯著提高企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的原因可以分為兩部分。一是政策促進(jìn)了企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)創(chuàng)新與管理,競(jìng)爭(zhēng)能力的增強(qiáng)提高了市場(chǎng)勢(shì)力。這是政策作用下企業(yè)間正常競(jìng)爭(zhēng)所致,不存在擾亂市場(chǎng)的情形。另一部分則是政策不完善可能引致的非公平競(jìng)爭(zhēng),比如企業(yè)間不對(duì)稱的合規(guī)成本及企業(yè)通過政策漏洞獲取更高市場(chǎng)勢(shì)力等。這種破壞競(jìng)爭(zhēng)的情形如若存在,就意味著應(yīng)對(duì)現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制政策進(jìn)行完善。此處,我們要驗(yàn)證第二種情形。在識(shí)別上,企業(yè)內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力提升意味著技術(shù)和管理水平的進(jìn)步,可通過各種內(nèi)部投入來直接刻畫,而要檢驗(yàn)政策引致的非公平競(jìng)爭(zhēng)部分,直接衡量較為困難,可通過控制第一種情形來間接處理。

(一)驗(yàn)證思想與方法

企業(yè)所受的任何內(nèi)外部沖擊最終都將反映到代表綜合技術(shù)水平的全要素生產(chǎn)率 (tfp)上。因此,將tfp分成正常部分和異常值,正常部分表示企業(yè)內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力的影響,異常值則代表其他的外部沖擊。在具體區(qū)分上,一些研究經(jīng)常使用擬合值與殘差值對(duì)這兩部分進(jìn)行衡量,如張莉等[27]、Richardson[28]用投資效率殘差來衡量投資不足和投資過度的狀況,葉德珠等[29]用消費(fèi)率殘差來衡量消費(fèi)者的異常消費(fèi)率。

采取類似思想,本文將tfp分為擬合值與殘差值兩部分。用tfp的擬合值,由企業(yè)內(nèi)部的各種投入進(jìn)行估計(jì))來對(duì)企業(yè)正常的內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力部分進(jìn)行刻畫,而真實(shí)值與擬合值的殘差則代表全要素生產(chǎn)率因外部沖擊所受到影響的部分?？紤]到外部沖擊不僅包含環(huán)境規(guī)制,可能還有其他潛在且無法控制的部分,殘差值無法直接用來表示單獨(dú)由環(huán)境政策引致的外部影響,通過直接方式驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制的非內(nèi)部路徑影響并不可行,只能使用間接辦法。本文的思路是在模型 (1)中控制內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力部分,并觀察回歸后的Reform,若仍顯著且為正,則可認(rèn)為除了企業(yè)內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力外,環(huán)境規(guī)制引致的其他外部路徑也會(huì)影響市場(chǎng)勢(shì)力,而且是在無法清晰地將這種外部影響與其他外界干擾因素相剝離的情形下,這更加能驗(yàn)證非公平競(jìng)爭(zhēng)的真實(shí)存在。具體步驟為:(1)測(cè)算出由內(nèi)外部因素共同作用的企業(yè)全要素生產(chǎn)率 (tfp)的值;(2)根據(jù)tfp值和企業(yè)內(nèi)部的各項(xiàng)投入求出tfp的擬合值,其代表了企業(yè)內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力的結(jié)果;(3)將加入到模型(1)中并再次回歸,而后對(duì)Reform項(xiàng)進(jìn)行觀察。

在tfp的測(cè)算上,本文借鑒LP方法測(cè)算出企業(yè)tfp,而后再對(duì)進(jìn)行估算,使用的模型如下式所示:

其中,因變量tfp是第一步使用LP方法測(cè)算出的企業(yè)全部的tfp值;z代表控制變量,除了使用模型 (1)中的外,還采用張莉等[27]的方法,增加了資產(chǎn)收益率 (凈利潤(rùn)/固定資產(chǎn)凈值)、外商投資率 (外商資本金/總資產(chǎn))、稅負(fù) (增值稅/總資產(chǎn));ε代表殘差值。依據(jù) (8)式中可以得到tfp的擬合值,即,它代表了企業(yè)內(nèi)部正常競(jìng)爭(zhēng)力的提升,二者的殘差ε即為外部沖擊影響的部分。

(二)非公平競(jìng)爭(zhēng)部分的驗(yàn)證及影響結(jié)果

表7 剔除內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力后的基準(zhǔn)結(jié)果

續(xù)表7

同樣地,其他代表企業(yè)異質(zhì)性的變量在剔除內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力后,是否仍在政策作用下產(chǎn)生影響?本文進(jìn)一步作了回歸,如表8所示。資本密集度、稅負(fù)無論是作為控制變量還是與政策結(jié)合的交叉項(xiàng),都與前文結(jié)果一致;出口密集度在此處顯示能直接提高市場(chǎng)勢(shì)力,與前文不同,但與政策的交叉項(xiàng)仍與前文結(jié)果一致;勞動(dòng)力成本與前文表現(xiàn)并不太一致,但系數(shù)非常小,趨近于0,可忽略不計(jì)。

表8 剔除內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力后各交叉項(xiàng)的影響

續(xù)表8

六、總 結(jié)

本文研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的微觀成效,并檢驗(yàn)了可能引致的非公平競(jìng)爭(zhēng)部分。研究結(jié)果表明,受規(guī)制企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力得到了顯著提高;在異質(zhì)性上,相較于清潔企業(yè),排污企業(yè)在環(huán)境規(guī)制政策下的市場(chǎng)勢(shì)力相對(duì)更高,且排污強(qiáng)度會(huì)與政策結(jié)合來提高企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力;企業(yè)的國(guó)有屬性 (特別是國(guó)有央企)、資本密集度和年齡對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力提升起到正向影響,同時(shí)還會(huì)與政策結(jié)合進(jìn)一步強(qiáng)化效果;而外資屬性、規(guī)模雖然會(huì)對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力起到負(fù)向影響,但與政策結(jié)合后影響轉(zhuǎn)正;企業(yè)稅負(fù)雖然并不產(chǎn)生直接影響,但會(huì)與政策結(jié)合間接提高市場(chǎng)勢(shì)力。另外,本文認(rèn)為由此引致的非公平競(jìng)爭(zhēng)行為是影響市場(chǎng)勢(shì)力不可忽略的因素,并嘗試使用控制內(nèi)生競(jìng)爭(zhēng)力的間接辦法對(duì)其存在及影響進(jìn)行驗(yàn)證,發(fā)現(xiàn)其提高了企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力。需要指出的是,論文還存在一些缺陷:(1)個(gè)別變量在某些年份的數(shù)值有缺失,雖然使用各種方法進(jìn)行了一定程度的補(bǔ)齊,但與真實(shí)值仍會(huì)有差異;(2)由于鮮有文獻(xiàn)對(duì)非公平競(jìng)爭(zhēng)因素或行為的存在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),在未有前人研究的背景下嘗試通過間接辦法實(shí)現(xiàn),還只是處于初步探索階段,處理過程和思想可能存在一定爭(zhēng)議,需要未來做更深入的研究。