地方自發(fā)環(huán)境規(guī)制政策的企業(yè)出口質量效應
——基于“河長制”政策的研究

范紅忠 侯 蓋 劉 洋

一 引 言

推進貿易強國建設和打贏污染防治攻堅戰(zhàn)是我國經(jīng)濟社會改革的兩個重要課題。國務院2019年11月發(fā)布的《國務院關于推進貿易高質量發(fā)展的指導意見》中，對我國貿易發(fā)展與環(huán)境治理提出要求：協(xié)調發(fā)展貿易與環(huán)境，發(fā)展綠色貿易，鼓勵企業(yè)推進綠色制造。十四五規(guī)劃指出優(yōu)化國內國際商品結構、貿易方式，提升出口質量，協(xié)調建設貿易強國。因此，以綠色方式推動我國貿易出口產(chǎn)品攀升全球價值鏈高端，對促進國內國際大循環(huán)和實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有實踐意義。

改革開放以來，我國對外貿易高速增長，成為貿易第一大國，但出口產(chǎn)品多在勞動密集或是資源密集型產(chǎn)業(yè)，發(fā)展模式粗放，環(huán)境污染較為嚴重(施炳展，2014[1]；許和連和王海成，2016[2])。《中國環(huán)境統(tǒng)計年報》數(shù)據(jù)顯示，我國2010年廢水排放總量為617億噸，比1997年增加了48.5%，水污染加劇、水資源匱乏與“綠水青山”目標之間的矛盾嚴重影響了美好生活的實現(xiàn)(張曉，2014)[3]。在綠色發(fā)展理念下，中央政府推動建設我國環(huán)境污染治理政策體系，主要分為兩類：“自上而下式”環(huán)境政策和“自下而上式”環(huán)境政策(沈坤榮和金剛，2018[4]；Homsy et al.，2018[5])。“自上而下式”環(huán)境政策占主導，是指由中央政府頒布政策法規(guī)，由各部委和地方政府負責實施推進的舉措，諸如環(huán)保法、“兩控區(qū)”政策等?！白韵露鲜健杯h(huán)境政策較少，是指由地方政府自發(fā)實施的政策，諸如首發(fā)于長三角地區(qū)的“河長制”政策等。

一個自然的疑問是，作為供給側結構性改革的宏觀手段，環(huán)境規(guī)制政策在改善環(huán)境的同時，對我國資源配置和產(chǎn)品質量升級產(chǎn)生了怎樣的影響？回答上述問題，是對十九大報告中提出的促進我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈高端以及實現(xiàn)綠色貿易的重要探究。具體而言，從出口產(chǎn)品質量角度考察環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟效應已經(jīng)成為學術研究的熱點(韓超和桑瑞聰，2018[6]；盛丹和張慧玲，2017[7])。當前我國經(jīng)濟增速下行，制造企業(yè)利潤空間變窄，單純以環(huán)境污染整治為目標的規(guī)制政策必然會增加企業(yè)資金成本，進而影響新產(chǎn)品創(chuàng)新投入。然而，目前研究主要考察“自上而下式”環(huán)境政策對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響，視角較為單一?！白陨隙率健杯h(huán)境政策治理成效差，未對企業(yè)形成實質的污染排放約束，原因是環(huán)境治理體制相互掣肘以及央地矛盾關系的存在，地方官員在“唯經(jīng)濟發(fā)展”的晉升激勵下與企業(yè)形成“排污和經(jīng)濟增長”的利益共同體，缺乏落實中央政府環(huán)境治理政策的激勵。與之相反，“自下而上式”環(huán)境政策自發(fā)于地方政府，原本的政治晉升激勵發(fā)生了動態(tài)變化(任丙強，2018)[8]，環(huán)境治理效果成為政府官員晉升的考核指標；同時，在公眾對美好人居環(huán)境的需求和對企業(yè)行為監(jiān)督的壓力下，環(huán)境規(guī)制措施更能落到實處。因此，在中央、地方和公眾激勵一致的體制下，“自下而上式”環(huán)境政策相比于“自上而下式”環(huán)境政策，對企業(yè)生產(chǎn)和創(chuàng)新活動產(chǎn)生了切實的影響，具體體現(xiàn)在增加企業(yè)的排污治污成本以及推動新產(chǎn)品的開發(fā)等，進而影響了企業(yè)出口產(chǎn)品質量。

本文以“河長制”政策(River Chief System Policy，縮寫為RCP)作為研究對象，考察“自下而上式”環(huán)境政策對我國出口產(chǎn)品質量的影響?！昂娱L制”作為我國政府分權改革的典型，是以目標導向為主的政策。中央政府賦予地方政府權力，允許地方政府制定自己的“河長制”政策和目標。無錫市于2007年首創(chuàng)“河長制”，任命地方黨政負責人為轄區(qū)內主要河流的河長，“承包”河流的水環(huán)境治理保護。各地出臺了相應的具體措施，包括：評估地方官員的環(huán)?？冃А⒅贫ㄋ廴疚餃p排目標、關閉或遷移長江附近的重污染工業(yè)以及利用媒體和公眾來監(jiān)督。后在江浙一帶為政府治理水環(huán)境所推廣，至2016年底，國務院發(fā)布《關于全面推行河長制的意見》，到2018年底已經(jīng)全國范圍實行，全面建立省市縣鄉(xiāng)四級層層聯(lián)動的河長體系。

后文內容安排為：第二部分是文獻綜述；第三部分提出研究假設；第四部分介紹實證方案、變量和數(shù)據(jù)來源等；第五部分為實證結果、穩(wěn)健性檢驗及異質性分析；最后是主要結論。

二 文獻綜述

與本文最為相關的三個研究視角是：環(huán)境規(guī)制對企業(yè)貿易的影響、環(huán)境規(guī)制政策對出口產(chǎn)品質量的影響以及“河長制”政策。

關于環(huán)境規(guī)制與企業(yè)貿易的研究，傳統(tǒng)觀點認為環(huán)境規(guī)制使得企業(yè)增加治污成本，降低了同業(yè)競爭力，不利于貿易出口(Ederington和Minier，2003[9]；Levinson和Taylor，2008[10])。Cole et al.(2010)[11]考察了日本出口行業(yè)層面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能夠增加凈進口。任力和黃崇杰(2015)[12]利用引力模型，基于中國出口貿易行為層面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家的環(huán)境政策對我國出口具有負向影響。Hring和Poncer(2014)[13]考察“兩控區(qū)”政策對我國265個城市出口的影響，研究認為環(huán)境規(guī)制降低了城市層面的出口。也有很多文獻認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口會產(chǎn)生促進作用。Porter和Linde(1995)[14]提出了“波特假說”，認為環(huán)境規(guī)制會使企業(yè)產(chǎn)生創(chuàng)新補償效應。一些研究也支持了“波特假說”，基于各國經(jīng)驗，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制可以增加研發(fā)投入、資本設備投資和專利發(fā)明等(Rubashkina et al.，2015[15]；Hamamoto，2006[16])。因此，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口貿易，既有成本增加效應，也有創(chuàng)新補償效應。

關于環(huán)境規(guī)制政策對出口產(chǎn)品質量的影響研究較少。部分學者研究中央政府頒布的不同領域“自上而下式”環(huán)保政策的出口效應，得出了不一樣的結論。周鳳秀和溫湖煒(2020)[17]以國家生態(tài)工業(yè)示范園區(qū)政策為準自然實驗，認為環(huán)境規(guī)制對工業(yè)高質量發(fā)展有促進作用。韓超和桑瑞聰(2018)[6]研究認為空氣污染領域的“兩控區(qū)”政策對企業(yè)出口產(chǎn)品轉換有正向效應。盛丹和張慧玲(2017)[7]研究發(fā)現(xiàn)“兩控區(qū)”政策對出口產(chǎn)品質量整體具有正向影響，但對污染密集度較高的行業(yè)和國企數(shù)目占比較大的行業(yè)具有顯著負向影響。胡浩然(2019)[18]研究表明清潔生產(chǎn)政策由于擠出效應降低了企業(yè)出口產(chǎn)品質量。不同規(guī)制政策涉及的領域和區(qū)域存在很強的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展異質性，同時，“自上而下式”環(huán)境政策與地方政府經(jīng)濟增長激勵機制沖突，產(chǎn)生了嚴重的內生性，使得學者們研究結果不一致。此外，部分學者刻畫不同環(huán)境規(guī)制度量指標研究環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)品質量的關系。彭冬冬等(2016)[19]以單位產(chǎn)出排污費用為環(huán)境規(guī)制衡量指標，指出出口產(chǎn)品質量與環(huán)境規(guī)制存在U型關系，而我國處于曲線左端，環(huán)境規(guī)制不利于出口產(chǎn)品質量提升。李夢潔和杜威劍(2018)[20]、王杰等(2019)[21]采用多種污染物排放達標率作為出口產(chǎn)品質量衡量指標，表明環(huán)境規(guī)制顯著促進了出口產(chǎn)品質量提升。學者們采用不同的測度指標只能反映環(huán)境規(guī)制的特定維度，容易因遺漏變量產(chǎn)生嚴重的內生性問題。因此，本文采用動態(tài)DID方法，避免了指標選取方面的內生性問題；同時選取了城市經(jīng)濟發(fā)達程度相近的長三角地區(qū)作為研究對象，以首發(fā)于長三角地區(qū)的“河長制”政策為準自然實驗進行研究，避免了由于地區(qū)間不可觀測因素產(chǎn)生的內生性問題。

關于“河長制”的研究目前局限于水污染治理效果方面。多數(shù)文獻從水環(huán)境改善的效果、管理學和制度經(jīng)濟學的視角去評價“河長制”政策。任敏(2015)[22]以貴州三岔河為例，分析認為“河長制”具有等級制協(xié)同模式優(yōu)勢。沈滿洪(2018)[23]從制度經(jīng)濟學視角指出“河長制”具有正向的環(huán)境效益、雙向的經(jīng)濟效益和社會效益。沈坤榮和金剛(2018)[4]采用DID方法識別“河長制”在地方實踐過程中的政策效應，揭示了“河長制”并未顯著降低水中深度污染物的地方政府治標不治本的粉飾性治污行為。She et al.(2020)[24]從環(huán)境規(guī)制自下而上民眾監(jiān)督與自上而下政府行政命令管制結合的角度出發(fā)，研究表明“河長制”顯著減少了單位GDP的污水排放量，增加了廢水處理投資和企業(yè)支付的排污費用。

綜上，本文以“河長制”政策的實行為政策沖擊，考察這一分權式環(huán)境政策改革對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響及機制?？赡艿膭?chuàng)新點有以下幾個方面：(1)從出口產(chǎn)品質量視角考察了“河長制”的經(jīng)濟效應。(2)以“河長制”政策為例考察我國首次自下而上的地方自主性分權環(huán)境政策的出口效應，拓展了環(huán)境規(guī)制政策的研究廣度。(3)運用雙重差分法、匹配雙重差分法以及多種穩(wěn)健性檢驗方法有效解決了遺漏變量和不可觀測因素導致的內生性問題。

三 研究假設

研究“河長制”政策對出口產(chǎn)品質量的影響必須注意到，“河長制”作為環(huán)境規(guī)制政策，與其他環(huán)境規(guī)制政策有共性，也有其特殊性。從共性來說，“河長制”的實行是政府以水環(huán)境治理為目標，通過企業(yè)關停并轉的產(chǎn)業(yè)政策或是排污權交易等機制設計和污水處理技術使用來管控污水排放。從特殊性的角度看，與以往的環(huán)境規(guī)制政策均是“上令下行”特點不同，“河長制”是地方政府自下而上推行而后由中央政府采納的自上而下普及的政策，同時公眾自發(fā)廣泛參與監(jiān)督的機制確保了治污信息真實透明。由各級政府主要黨政負責人擔任河長，直接關乎政績的制度設計對政府環(huán)保行為的激勵和約束機制更切實有效。

現(xiàn)有文獻主要從以下三個方面探討環(huán)境政策影響出口產(chǎn)品質量的機制：第一，傳統(tǒng)理論認為，環(huán)境規(guī)制政策的推行將使企業(yè)的排污治污成本提高，產(chǎn)品成本提高，從而在同類產(chǎn)品中缺乏國際競爭力，降低了企業(yè)、城市層面的行業(yè)出口，企業(yè)存在降低產(chǎn)品質量以實現(xiàn)利潤最大化的動機。即“河長制”政策可能通過成本提升效應降低企業(yè)出口產(chǎn)品質量。

第二，圍繞波特假說的部分文獻認為，環(huán)境規(guī)制政策可能會促進企業(yè)的創(chuàng)新活動進而利于一國貿易。環(huán)境規(guī)制政策實施后成為企業(yè)的外部激勵，推動企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入，升級設備和技術，提升產(chǎn)品競爭力和獲取市場空間，進而提升企業(yè)出口產(chǎn)品質量(周延風等，2007[25]；Porter和Linde，1995[14])。即“河長制”政策可能通過創(chuàng)新補償效應提升企業(yè)出口產(chǎn)品質量。

第三，環(huán)境規(guī)制政策下，企業(yè)有尋求符合環(huán)保標準的先進生產(chǎn)技術的動機。企業(yè)在出口貿易往來中與國外一流企業(yè)接軌，充分發(fā)揮“干中學”效應，引進吸收國外技術或是商業(yè)模式，提高本企業(yè)產(chǎn)品在全球產(chǎn)業(yè)鏈的位置。即“河長制”政策可能通過“干中學”效應提升企業(yè)出口產(chǎn)品質量。

考慮到“河長制”政策作為我國地方政府首個自發(fā)推行的環(huán)境政策，本文提出了影響出口產(chǎn)品質量的第四個機制：晉升激勵機制下強治污效應?！昂娱L制”政策規(guī)定，地方政府主要黨政負責人直接擔任某條河流的環(huán)保責任“承包人”，環(huán)保治理業(yè)績與其政績和升遷直接相關(周黎安，2004[26]，2007[27])。推行“河長制”后的統(tǒng)計顯示，環(huán)境整治的力度更大，相對于以往報道的粉飾性治污工程更切實高效，污水指標顯著改善，但是強制關停一批小型污染企業(yè)或是行政要求污染企業(yè)改善生產(chǎn)設備技術，都會使企業(yè)負擔增加，從而降低企業(yè)升級產(chǎn)品的能力，使出口產(chǎn)品質量下降。即“河長制”政策可能通過晉升激勵機制下強治污效應降低企業(yè)的出口產(chǎn)品質量。

綜上分析，本文提出研究假設：“河長制”政策對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量影響存在不確定性，既有創(chuàng)新補償效應和“干中學”效應的正向作用，也有成本提升效應和晉升激勵機制下強治污效應的負向作用，整體影響需要通過實證研究進一步分析。

四 模型構建與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型設定

參考李賁和吳利華(2018)[28]、盛丹和張慧玲(2017)[7]、Beck et al.(2010)[29]的研究，為有效識別“河長制”政策對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響，本文建立動態(tài)雙重差分模型(DID)如下：

qualityit=β1Dit+δXit+λi+νt+ρc+γj+εit

(1)

其中，qualityit是企業(yè)i在t年的出口產(chǎn)品質量。Dit=RCPi×Tit，用于識別“河長制”政策對出口產(chǎn)品質量的影響效應。RCPi為0/1處理組虛擬變量，表示企業(yè)i所在地區(qū)是否實施了“河長制”政策。Tit為0/1時間虛擬變量，表示實施“河長制”政策之前/之后。Dit的系數(shù)β1是本文重點考察的待估參數(shù)，用于評估“河長制”政策實施對出口產(chǎn)品質量的平均影響效應。Xit是控制變量，λi是企業(yè)固定效應，νt為時間固定效應，ρc為城市固定效應，γj為行業(yè)固定效應，εit為誤差項。

DID方法適用的前提是處理組和對照組的樣本具有共同趨勢，因此觀察到的兩組樣本差異純粹是由政策處理效應引起。實際上，“河長制”政策在哪些地區(qū)實行可能是非隨機事件，一方面，企業(yè)所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度越高推行“河長制”的可能性越大。另一方面，企業(yè)行為主體會不斷地根據(jù)不同地區(qū)實行政策的強度、融資約束、稅收優(yōu)惠力度等條件，并基于自身利益最大化做出決策。本文參考Beck et al.(2010)[29]的研究，在基準模型(1)中加入一系列反事實虛擬變量進行平行趨勢檢驗：

(2)

(二)變量選取與測度

1.被解釋變量：中國工業(yè)企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質量。測算出口產(chǎn)品質量的方法主要有單位價值法和需求逆推法，前者采用單位價值測度產(chǎn)品質量。但由于我國存在要素市場扭曲和出口競爭激烈導致產(chǎn)品高質低價的問題，單位價值法難以準確衡量企業(yè)出口產(chǎn)品質量。本文參考李秀芳和施炳展(2013)[30]、施炳展和邵文波(2014)[31]的研究，采取事后推理法，測算企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質量。

基于Dixit-Stiglitz模型，采用CES函數(shù)形式刻畫出消費者效用最大化模型，求解得到單一產(chǎn)品i的需求函數(shù)為：

(3)

其中，i是指產(chǎn)品，m表示出口目的國，t表示年份，Emt為消費者總支出，Pmt為價格指數(shù)，λimt指出口產(chǎn)品i的產(chǎn)品質量，qimt為產(chǎn)品i的需求量，pimt為產(chǎn)品i的價格。對式(3)兩邊取對數(shù)后可得：

lnqimt=χmt-σlnpimt+εimt

(4)

其中，χmt=lnEmt-lnPmt，代表僅隨時間或目的國變動和隨兩者變動的變量，如人均GDP、某年份的政策改革、與目的國的距離等。殘差項εimt=(σ-1)lnλimt代表控制產(chǎn)品特征差異后產(chǎn)品層面的出口產(chǎn)品質量λimt的信息。特定產(chǎn)品層面的產(chǎn)品質量表達式如下：

(5)

將產(chǎn)品層面的產(chǎn)品質量標準化處理，以進行企業(yè)層面的產(chǎn)品質量加權平均，得到標準化的產(chǎn)品質量表達式：

(6)

其中，maxqualityimt和minqualityimt分別代表按照海關編碼對應的不同類別產(chǎn)品質量在所有值中的最大值和最小值。

2. 控制變量：參考現(xiàn)有文獻研究出口產(chǎn)品質量影響因素的做法，本文選取控制變量如下：(1)企業(yè)全要素生產(chǎn)率：用LP半?yún)?shù)法測算(魯曉東和連玉君，2012)[32]。(2)資產(chǎn)負債率：用企業(yè)當年度總負債與總資產(chǎn)比值衡量。(3)企業(yè)規(guī)模：用企業(yè)總產(chǎn)值占行業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量。(4)出口偏向：用出口交貨值與主營業(yè)務收入比值衡量。(5)利潤率：用利潤總額與主營收入比值衡量。(6)地區(qū)行業(yè)層面的變量選取了行業(yè)競爭強度，用行業(yè)內企業(yè)市場份額的平方和衡量。表1為被解釋變量及控制變量的描述性統(tǒng)計分析結果。

表1 變量描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(shù)據(jù)的主要來源有：一是2006-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的企業(yè)層面數(shù)據(jù)；二是2006-2013年中國海關貿易數(shù)據(jù)庫；三是各地區(qū)“河長制”政策實施數(shù)據(jù)。選擇2006-2013年數(shù)據(jù)的原因是樣本區(qū)間包含了2008年以來開始推行“河長制”政策的時間節(jié)點，也避免了樣本時間過長導致其他政策沖擊對實證結果產(chǎn)生干擾。

企業(yè)出口的每一筆交易記錄來自于中國海關貿易數(shù)據(jù)庫，包含出口企業(yè)名稱、企業(yè)編碼、企業(yè)電話號碼、企業(yè)性質、企業(yè)所在地、企業(yè)所在地的郵政編碼、貿易方式及8位HS編碼的進出口產(chǎn)品交易金額等信息。本文參考施炳展(2014)[1]、Brandt et al.(2012)[33]的方法，通過刪除損失樣本、刪除小貿易價值量樣本等9個步驟對中國海關貿易數(shù)據(jù)庫進行處理，最終得到2006-2013年391045個企業(yè)對211個國家和地區(qū)出口2825種產(chǎn)品的數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)處理的基礎上根據(jù)式(3)進行回歸，得到產(chǎn)品層面的質量信息，再根據(jù)每年度產(chǎn)品銷售額對產(chǎn)品層面的產(chǎn)品質量加成得到企業(yè)層面的產(chǎn)品質量數(shù)據(jù)。

參考王自鋒和白玥明(2017)[34]合并海關數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的方法：第一步，以企業(yè)中文名稱為關鍵詞匹配；第二步，以企業(yè)電話號碼為關鍵詞匹配；第三步，以企業(yè)郵政編碼為關鍵詞匹配；第四步，剔除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值等信息缺失嚴重的觀測值，剔除總資產(chǎn)小于或等于零、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)或流動資產(chǎn)的企業(yè)等，最終得到2006-2013年45837家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)。

最后，基于內生性和數(shù)據(jù)可得性考慮，本文選取了長三角地區(qū)的“河長制”政策試點推廣進行研究，對于出口產(chǎn)品質量選取長三角的企業(yè)樣本，共計167193條企業(yè)-年份數(shù)據(jù)。根據(jù)本文從各地方政府網(wǎng)站收集的“河長制”政策實施信息，截至2013年，長三角地區(qū)41個城市中，有16個城市先后啟動了“河長制”政策，被視為處理組，其余25個樣本城市組成了對照組。

處于太湖流域的長三角地區(qū)城市經(jīng)濟發(fā)展程度相當，地理位置緊鄰，治理水域聯(lián)通，可以有效地控制其他與“河長制”政策推行有關的政策沖擊，更好考察“河長制”作為由下而上試點的環(huán)保政策對出口產(chǎn)品質量的影響效應?？紤]到“河長制”產(chǎn)生實際經(jīng)濟效應的時滯性，本文將“河長制”的時間定義為政策頒布后下一年。在估計“河長制”政策對出口產(chǎn)品質量的影響時，使用的是2006-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國海關貿易數(shù)據(jù)庫和“河長制”政策實施數(shù)據(jù)的合并面板數(shù)據(jù)。

五 實證結果分析

(一)基準回歸結果分析

1.基準模型。通過基準模型進行全樣本回歸，表2列(1)基準回歸估計結果表明，政策交互項回歸系數(shù)顯著為負。列(2)、 列(3)在此基礎上分別加入控制變量和固定效應后，政策交互項系數(shù)仍顯著為負。列(4)同時加入了競爭強度、企業(yè)負債率、企業(yè)規(guī)模等控制變量和企業(yè)固定效應、年份固定效應、城市固定效應、行業(yè)固定效應后，政策交互項系數(shù)仍顯著為負。說明長三角地區(qū)“河長制”政策的實施降低了該區(qū)域的出口產(chǎn)品質量。

表2 基準回歸結果

控制變量回歸結果顯示：企業(yè)所在行業(yè)的競爭強度越高，出口產(chǎn)品質量越低。行業(yè)競爭強度越高，使得企業(yè)處于零利潤生產(chǎn)條件下，生產(chǎn)能力難以大幅提高，產(chǎn)品質量提升慢；規(guī)模越大的企業(yè)，出口產(chǎn)品質量越高。規(guī)模更大的企業(yè)更可能具有完備的生產(chǎn)體系、先進的技術和豐富的產(chǎn)品鏈，在危機出現(xiàn)時相對小企業(yè)有更多的同類替代產(chǎn)品；全要素生產(chǎn)率越高的企業(yè)，出口產(chǎn)品質量越高。生產(chǎn)率較高的企業(yè)擁有先進的技術，可以生產(chǎn)出較高質量的產(chǎn)品?？傮w來看，這些影響因素與現(xiàn)有關于出口產(chǎn)品質量影響因素的研究結論是一致的(許家云等，2017[35]；殷德生，2011[36])。

圖1 “河長制”政策平行趨勢檢驗及動態(tài)效應分析

(二)穩(wěn)健性結果分析

1. PSM-DID回歸。由于企業(yè)之間存在著異質性，處理組和對照組可能存在樣本選擇偏差問題。為此，本文參考李和吳利華等(2018)[28]的PSM匹配方法，選擇“4近鄰匹配”方法，構建一個與實施“河長制”政策地區(qū)企業(yè)(處理組)的主要特征“盡可能一致”的未實施“河長制”政策地區(qū)企業(yè)作為虛擬對照組，控制兩個組別之間除了政策實施之外的其他條件。具體實施步驟如下：(1)選擇當年度首次實施“河長制”政策地區(qū)企業(yè)的分組變量和特征變量作為匹配數(shù)據(jù)，進行隨機排序。本文選擇的特征變量有：競爭強度、資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、出口偏向、利潤率、全要素生產(chǎn)率和資本產(chǎn)出比(用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與勞動力人數(shù)比值衡量，反映了資本要素密集程度)。(2)選用Logit模型估算傾向得分。(3)進行匹配，考慮到最小化均方誤差，采用“k近鄰匹配”(k=4)方法，不允許并列(Abadie et al.，2004)[37]。匹配平衡性檢驗見表3，從匹配前后標準偏差的變化和t統(tǒng)計量的變化兩方面考察匹配有效性：匹配后標準偏差的絕對值都在5%以內，Rosenbaum和Rubin(1985)[38]研究認為匹配后標準誤差絕對值在20%以內則匹配有效，故效果較好；從t統(tǒng)計量變化情況分析，處理組和對照組企業(yè)的特征變量在匹配后基本不具有顯著差異。所以，本文選擇的PSM匹配是合理的。

表3 PSM匹配樣本的平衡性檢驗

(續(xù)上表)

選取樣本經(jīng)過檢驗后，由DID回歸估計“河長制”政策與出口產(chǎn)品質量的因果聯(lián)系?；貧w結果如表4列(1)、 列(2)所示，在加入控制變量和不加入控制變量的情況下，政策交互項均有顯著的負向影響，因此結論較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)上表)

2. 反事實檢驗。參照范子英和田彬彬(2013)[39]的方法，通過改變“河長制”政策實施的時間進行反事實檢驗。假設處理組地區(qū)“河長制”實行的年份分別提前一年和滯后一年，若是虛構的政策交互項回歸系數(shù)依然顯著，表明政策實施地區(qū)出口產(chǎn)品質量變化很可能是因為其他隨機因素。結果如表4列(3)、 列(4)所示：假設政策實施時間提前一年和滯后一年，虛構政策交互項(提前一年)和虛構政策交互項(滯后一年)的系數(shù)均不顯著。這說明處理組與對照組之間的出口產(chǎn)品質量差異并非是其他隨機因素影響。

3. 剔除地區(qū)不可觀測變量。參考李賁和吳利華(2018)[28]的研究，公共政策的實施會受到城市特征的影響，省會城市可能由于其他城市發(fā)展特征導致系統(tǒng)性差異。于是，本文剔除了省會城市樣本進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表4列(5)、 列(6)顯示，政策交互項系數(shù)依然顯著，本文結論穩(wěn)健。

(三)異質性檢驗

1.企業(yè)所有制屬性與企業(yè)所屬地異質性分析?！昂娱L制”政策實施是一項自下而上民眾監(jiān)督，自上而下政府把控的環(huán)境規(guī)制政策。所有制屬性是影響中國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的重要因素(李坤望等，2014)[40]。國有企業(yè)與政府部門之間的聯(lián)系和國有企業(yè)承擔的政治性任務使得政策執(zhí)行過程中的偏向性嚴重，對于環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行效果弱。表5列(1)-列(3)分別是國有制、民營企業(yè)、外資企業(yè)的分樣本回歸結果，表明“河長制”政策對國有企業(yè)出口產(chǎn)品質量并沒有顯著影響，對民營企業(yè)和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質量有顯著的負向影響。表5列(4)、 列(5)分別是中央歸屬企業(yè)和地方歸屬企業(yè)的分樣本回歸結果，中央所屬企業(yè)樣本回歸系數(shù)不顯著，原因是中央歸屬企業(yè)體量較大，技術較為先進，一般擁有較為雄厚的實力。而地方歸屬企業(yè)樣本回歸系數(shù)顯著為負，地方歸屬企業(yè)大部分體量較小，技術較為落后，產(chǎn)品單一難以形成規(guī)模效應，當?shù)胤酵菩幸浴昂娱L制”為代表的環(huán)境規(guī)制政策時，受到“河長制”政策負向影響較大。

表5 企業(yè)所有制屬性與企業(yè)所屬地異質性分析

2.企業(yè)出口產(chǎn)品質量高低與企業(yè)規(guī)模大小異質性分析。將樣本按照行業(yè)均值劃分為產(chǎn)品質量高與產(chǎn)品質量低兩類進行分樣本回歸分析，表6列(1)、 列(2)顯示，“河長制”對出口產(chǎn)品質量高的樣本影響不顯著，“河長制”對出口產(chǎn)品質量低的樣本企業(yè)在10%水平上影響顯著為負。出口產(chǎn)品質量原本保持較高水平的企業(yè)在以后的生產(chǎn)中也會保持優(yōu)勢，雖然環(huán)境規(guī)制政策提高了企業(yè)生產(chǎn)成本，但是同類產(chǎn)品需求不變的情況下，環(huán)境規(guī)制政策增加了低質量企業(yè)的生產(chǎn)成本，使得低質量企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的市場占有率降低，反過來增加了高質量產(chǎn)品的市場占有率。表6列(3)、 列(4)顯示，“河長制”對大企業(yè)出口產(chǎn)品質量沒有顯著影響，對小規(guī)模企業(yè)出口產(chǎn)品質量有顯著的負向影響。在新貿易理論框架下，企業(yè)規(guī)模越大，越具有成本優(yōu)勢，資金越充足、人力資源越豐富、技術更為先進，進而在出口產(chǎn)品質量提升方面優(yōu)勢更大。

表6 出口產(chǎn)品質量高低與企業(yè)規(guī)模大小異質性分析

3.行業(yè)要素密集度異質性分析?？紤]到不同工業(yè)企業(yè)的要素密集度差異較大，不同要素密集度行業(yè)下，“河長制”政策對企業(yè)出口產(chǎn)品質量影響是不同的。因此，參考韓燕和錢春海(2008)[41]的研究，將技術密集型行業(yè)歸類到資本密集型行業(yè)，進而將行業(yè)要素密集度分為資源密集型、勞動密集型和資本密集型三類(1)資源密集型行業(yè)包括：煤炭開采和洗選業(yè)，農副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，飲料制造業(yè)，煙草制品業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)，燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)，水的生產(chǎn)和供應業(yè)，石油和天然氣開采業(yè)，木材加工及竹藤棕草制品業(yè)；勞動密集型行業(yè)包括：黑色金屬礦采選業(yè)，有色金屬礦采選業(yè)，非金屬礦采選業(yè)，紡織業(yè)，紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)，皮革、毛皮、羽毛及其制品業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，印刷業(yè)和記錄媒介的復制，橡膠制品業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，金屬制品業(yè)，家具制造業(yè)，工藝品及其他制造業(yè)；資本密集型行業(yè)包括：文教體育用品制造業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，化學纖維制造業(yè)，塑料制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，通用設備制造業(yè)，專用設備制造業(yè)，交通運輸設備制造業(yè)，電氣機械及器材制造業(yè)，通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)。。

根據(jù)行業(yè)要素密集度進行分樣本回歸，結果如表7列(1)-列(3)所示，“河長制”政策對我國資源密集型和勞動密集型行業(yè)企業(yè)的出口產(chǎn)品質量沒有顯著影響，對我國資本密集型行業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量在1%水平上顯著為負。我國資源密集型行業(yè)和勞動密集型行業(yè)產(chǎn)品相較于外國產(chǎn)品具有資源充足優(yōu)勢和勞動力廉價優(yōu)勢，表現(xiàn)為生產(chǎn)零利潤條件價格低于國外同質產(chǎn)品?！昂娱L制”政策雖然增加了企業(yè)的治污成本，但是凈利潤價格存在下行空間，使得企業(yè)出口產(chǎn)品質量不至于降低。至于資本密集型行業(yè)產(chǎn)品，我國資本密集型產(chǎn)品主要是醫(yī)藥、化學原料及制品等，在全球價值鏈體系中競爭力較弱，在面臨“河長制”政策這類分權式環(huán)境規(guī)制政策時存在很大的創(chuàng)新研究壓力和新產(chǎn)品開發(fā)壓力，與國外同類產(chǎn)品相比優(yōu)勢下降，新產(chǎn)品更新慢，相對于國外產(chǎn)品的質量降低。

表7 出口產(chǎn)品質量高低與行業(yè)要素、污染密集度異質性分析

(續(xù)上表)

4.行業(yè)污染密集度異質性分析?！昂娱L制”作為一項環(huán)境規(guī)制政策，對不同污染密集度行業(yè)產(chǎn)生的影響程度不一樣。參照史貝貝等(2019)[42]的研究，將行業(yè)分為清潔型行業(yè)和污染型行業(yè)進行分樣本回歸。表7列(4)、 列(5)顯示，“河長制”政策對清潔型行業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量在5%水平上有顯著負向影響，對污染型行業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量在1%水平上有顯著負向影響。為了對比“河長制”政策對不同污染程度企業(yè)的影響效果，設定行業(yè)污染密集度分類虛擬變量wuranit(污染)，為1時是清潔行業(yè)，為0時是污染行業(yè)，并在基礎回歸中加入行業(yè)污染密集度分類虛擬變量與“河長制”政策的交乘項，通過式(7)進行回歸。

qualityit=α+β1Dit+β2Dit*wuranit+β3wuranit+δXit+λi+νt+ρc+γj+εit

(7)

回歸結果見于表7列(6)，交乘項的系數(shù)在5%水平上顯著為負，表明“河長制”政策對污染密集型行業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響比對清潔型行業(yè)的影響更大。原因可能是，河長制政策旨在改善區(qū)域內的水環(huán)境，地方政府對高污染型行業(yè)的排放有更嚴格的限制以謀求環(huán)境污染治理的顯著改善效果，使得污染型行業(yè)要么選擇增加廢水排放處理裝置，要么選擇停止相應產(chǎn)品的生產(chǎn)，減少生產(chǎn)產(chǎn)品種類，進一步降低了企業(yè)出口產(chǎn)品質量。

六 結論及政策建議

近年來，我國粗放型經(jīng)濟增長方式引發(fā)的生態(tài)環(huán)境污染嚴重困境受到廣泛關注。在我國各級政府官員晉升錦標賽政治體制下，經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境規(guī)制雙目標存在的激勵機制矛盾如何解決？由地方政府首次自下而上推行的環(huán)境規(guī)制政策是否能夠與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)同作用？本文以長三角地區(qū)推行“河長制”政策作為準自然實驗，基于2006-2013年中國海關數(shù)據(jù)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用漸進DID方法，考察了“自下而上式”環(huán)境規(guī)制政策對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響，并進一步分析了行業(yè)、要素密集度等層面的異質性以及政策對企業(yè)生產(chǎn)行為及創(chuàng)新的影響。

主要研究結論為：第一，“河長制”政策實施對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量有負向影響，在采用傾向得分匹配方法、剔除地區(qū)不可觀測變量和反事實檢驗后，結論仍然穩(wěn)健。第二，“河長制”政策對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響具有明顯的所有權和歸屬地異質性，對國有企業(yè)、央省屬企業(yè)無顯著影響，對民營企業(yè)和地方歸屬企業(yè)有顯著負向影響。第三，“河長制”政策對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響具有明顯的行業(yè)異質性，對資本密集型行業(yè)有顯著負向影響；相較于清潔型行業(yè)，“河長制”政策對污染型行業(yè)負向影響更大。

由此得到對政府制定環(huán)境規(guī)制政策、實施環(huán)境改善和促進貿易強國建設雙贏的政策啟示：首先，“河長制”政策在推行過程中不能采取一刀切的做法，應該充分考慮到行業(yè)異質性，對于污染密集度高的行業(yè)，應提供更多的政策支持，推動清潔技術研發(fā)創(chuàng)新和落地，以實現(xiàn)環(huán)境規(guī)制政策的波特效應。其次，當前政府補貼更偏向于國有企業(yè)，而國有企業(yè)可通過低利率融資，針對國有企業(yè)和民營企業(yè)的差別，政府應設立“河長制”支持基金，建立健全融資體系，扶持民營企業(yè)、中小企業(yè)更好發(fā)展。最后，本文的研究樣本位于長三角地區(qū)，經(jīng)濟較為發(fā)達。2016年《關于全面推行河長制的意見》發(fā)布，“河長制”政策進入由上而下推行的階段，對于經(jīng)濟發(fā)展相對落后的中西部地區(qū)而言，“河長制”政策推行引起的經(jīng)濟負向效應可能更大，地方政府在制定政策時更應因地制宜。

本文的研究雖然表明“河長制”政策對企業(yè)出口產(chǎn)品質量有負向影響，但并不能以此判斷政策成功與否，而只是拓展了“河長制”政策評估的視角。且如能搜集到關于企業(yè)投入、產(chǎn)出、研發(fā)投入等相關數(shù)據(jù)，在影響機制、政策實施的投入擠出效應、創(chuàng)新補償效應方面還有進一步拓展空間。