環(huán)境規(guī)制強度與行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率

周瑞輝，劉耀彬,楊新梅

(1. 南昌工程學(xué)院 經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌 330013；2. 南昌大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 南昌 330031；3. 江西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，江西 南昌 330099)

一、 引言與文獻綜述

較早期的研究認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制帶來了政策的擠出效應(yīng)，從而增大了企業(yè)的運營成本，由于成本內(nèi)部化而降低受規(guī)制企業(yè)的生產(chǎn)效率和競爭力[1]。但是Porter and Van der Linde[2]發(fā)現(xiàn)，只要環(huán)境規(guī)制設(shè)計較好，反而可以激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和引進新的先進技術(shù)，進而可以抵消環(huán)境規(guī)制所帶來的短期成本增加，在長期提高企業(yè)的生產(chǎn)率，即“波特假說”。既有的實證研究也未取得一致的結(jié)論，“抑制假說”“促進假說”與“不確定假說”均獲得了一定的經(jīng)驗支持。一些學(xué)者的經(jīng)驗研究表明，環(huán)境規(guī)制的負(fù)效應(yīng)主要來自企業(yè)生產(chǎn)成本和尋租成本的增加，不確定性對企業(yè)投資和創(chuàng)新的負(fù)面影響[3-5]。另外一些學(xué)者的經(jīng)驗研究則表明環(huán)境規(guī)制提升了生產(chǎn)率[6-8]。環(huán)境規(guī)制的正效應(yīng)主要來自企業(yè)環(huán)保研發(fā)、R&D投資、資源配置效率等[8]。此外，還有研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的影響是正或負(fù)取決于企業(yè)生產(chǎn)成本機制和創(chuàng)新機制相互抵消的結(jié)果，即“不確定假說”[9]。環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的研究從企業(yè)自身拓展到了區(qū)域和行業(yè)，且存在政策異質(zhì)性、區(qū)域異質(zhì)性和行業(yè)異質(zhì)性。政策異質(zhì)性方面，不少學(xué)者研究了不同類型環(huán)境規(guī)制對行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。Gray and Shadbegian[10]以美國制造業(yè)為例，研究發(fā)現(xiàn)命令型環(huán)境規(guī)制對行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)；李樹和翁衛(wèi)國[11]發(fā)現(xiàn)，地方環(huán)保法律和地方環(huán)境規(guī)章等不同的地方環(huán)保政策對全要素生產(chǎn)率的影響也不同。區(qū)域異質(zhì)性方面，李勝文等[12]利用排污成本測度環(huán)境規(guī)制強度，研究發(fā)現(xiàn)1986—2007年環(huán)境規(guī)制僅對東部省份的生產(chǎn)效率具有促進效應(yīng)；祁毓等[13]評估了環(huán)境規(guī)制能否實現(xiàn)城市層面的降污和增效。行業(yè)異質(zhì)性方面，王杰和孫學(xué)敏[14]研究表明，環(huán)境規(guī)制有效降低了重度污染行業(yè)和中度污染行業(yè)的生產(chǎn)率離散度，但對輕度污染行業(yè)生產(chǎn)率分布具有相反作用。

盡管以上研究都從各自的角度檢驗了環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響關(guān)系，并提出了正反兩方面的證據(jù)，但仍有可進一步探索和拓展之處：(1)環(huán)境規(guī)制作用于不同行業(yè)或者不同區(qū)域的企業(yè)生產(chǎn)率研究，存在可比性較小甚至無法比較的問題。比如，不同兩位數(shù)行業(yè)的企業(yè)在同一環(huán)境規(guī)制政策下的生產(chǎn)率變化進行比較的意義不大；同一環(huán)境規(guī)制政策在不同區(qū)域和行業(yè)之間的執(zhí)行度會不一樣。(2)同一環(huán)境規(guī)制政策，作用于相同細分行業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率也會不一樣，會有抑制、促進與不確定等可能結(jié)果。環(huán)境規(guī)制會導(dǎo)致低效率、高污染企業(yè)淘汰退出市場[15]、區(qū)域間遷移[16]、行業(yè)間產(chǎn)品轉(zhuǎn)換[17]，以規(guī)避環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面沖擊。盛丹和張國峰[18]研究表明，兩控區(qū)政策通過淘汰效率較低的高污染企業(yè)，提升生產(chǎn)成本阻礙了生產(chǎn)率增長，提升區(qū)內(nèi)平均生產(chǎn)率水平；兩控區(qū)政策對生產(chǎn)率增長的阻礙作用占主導(dǎo)地位；兩控區(qū)政策對生產(chǎn)率的作用在高研發(fā)密集度與高污染行業(yè)、政策執(zhí)行力較強和經(jīng)濟發(fā)展較快的地區(qū)更顯著。(3)從國家的角度來說，關(guān)注的重點是某一環(huán)境規(guī)制政策是否促進同一細分行業(yè)整體的技術(shù)進步，而不是個別企業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化。研究環(huán)境規(guī)制政策對細分行業(yè)的總體技術(shù)進步非常重要，然而這方面的研究比較少。

因此，本文做了如下工作：(1)基于《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754—2002)》的四位數(shù)行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，對2003—2009年的工業(yè)企業(yè)進行劃分，以保證行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率測度的可加性。(2)采用EPS數(shù)據(jù)平臺的《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫》的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，精確測度四位數(shù)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度和加總?cè)厣a(chǎn)率變化及其行業(yè)結(jié)構(gòu)分解項，準(zhǔn)確地捕捉加總生產(chǎn)率變化的來源，保障了研究結(jié)論的可靠性。(3)在研究結(jié)論上，量化環(huán)境規(guī)制強度的變化作用于中國工業(yè)四位數(shù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率變化的情況，為實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境雙贏提供一定的政策參考。

二、 指標(biāo)構(gòu)建與統(tǒng)計分析

(一) 行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度

首先，基于工業(yè)四分位行業(yè)的各種污染物(化學(xué)需氧量、氨氮、二氧化硫、煙塵和工業(yè)粉塵)排放量數(shù)據(jù)，采用線性標(biāo)準(zhǔn)化與等權(quán)加和平均的方法計算各個行業(yè)的污染排放強度[19]，具體步驟為：

1. 計算各污染行業(yè)的各污染物單位產(chǎn)值的排放值：

UEij:UEij=Eij/Oi

(1)

其中，下標(biāo)i和j分別表示行業(yè)類別、污染物類別，E為污染物排放量，O為工業(yè)總產(chǎn)值。

(2)

其中，max(UEj)和min(UEj)分別為污染物j在所有行業(yè)中的最大值和最小值。

(3)

然后，基于節(jié)能減排綜合方案及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了以上各種污染物的去除比率單項指標(biāo)來計算環(huán)境規(guī)制強度。具體步驟為：

1. 對化學(xué)需氧量去除比率、氨氮去除比率、二氧化硫去除比率、煙塵去除比率和工業(yè)粉塵去除比率按0～1區(qū)間進行線性標(biāo)準(zhǔn)化，以消除指標(biāo)間的不可度量。

2. 計算每個行業(yè)的各種污染物指標(biāo)的權(quán)重Wj：

(4)

3. 基于各單項指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值和平均權(quán)重計算行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度。

(二) 生產(chǎn)率變化的行業(yè)結(jié)構(gòu)分解

為了將生產(chǎn)率變化進行結(jié)構(gòu)分解，本文利用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)考察加總生產(chǎn)率水平變化的來源，將行業(yè)生產(chǎn)率變化分解為持續(xù)經(jīng)營企業(yè)的技術(shù)進步、資源配置效率、新企業(yè)進入以及企業(yè)退出四個部分。本文采用DOP方法對微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行四位數(shù)行業(yè)分解(關(guān)于DOP方法的優(yōu)勢，請參閱吳利學(xué)等[20])。

為了評估整個工業(yè)四位數(shù)行業(yè)的生產(chǎn)率受環(huán)境規(guī)制強度的影響，將四位數(shù)行業(yè)的加總?cè)厣a(chǎn)率表示為：

(5)

sit與φit為企業(yè)i在t時期的行業(yè)市場份額與全要素生產(chǎn)率。

環(huán)境規(guī)制強度不僅可能使企業(yè)自身生產(chǎn)率發(fā)生變化，也可能使行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的資源再配置。因此借鑒Olley and Pakes[21]的分解方法，將加總?cè)厣a(chǎn)率分解為:

(6)

由于式(6)未考慮企業(yè)進入與退出市場的影響，本文參考Melitz and Polanec[22]將連續(xù)兩期的加總生產(chǎn)率定義為:

φt-1=st-1(S)φt-1(S)+st-1(X)φt-1(X),φt=st(S)φt(S)+st(E)φt(E)

(7)

Δφt=φt(S)-φt-1(S)+st(E)[φt(E)-φt(S)]+st-1(X)[φt-1(S)-φt-1(X)]

(8)

將式(6)代入式(8)可得:

(9)

(三) 統(tǒng)計分析

將前文計算出的中國工業(yè)四位數(shù)行業(yè)的污染排放強度和環(huán)境規(guī)制強度均值與加總?cè)厣a(chǎn)率分別繪制趨勢圖(見圖1)，可以初步判斷：(1)污染排放強度從2004年到2009年持續(xù)下降。(2)環(huán)境規(guī)制強度從2004年開始，在2005年下降，之后一直上升，持續(xù)到2008年，到2009年小幅下降。這一走勢可能與2006年中央政府實施了“十一五”節(jié)能減排綜合方案有關(guān)，該方案制定了到2010年基本實現(xiàn)二氧化硫和化學(xué)需氧量等主要污染物排放總量比2005年減少10%的約束性目標(biāo)，并納入了地方政府領(lǐng)導(dǎo)干部的綜合考核評價，實行“一票否決制”。工業(yè)四位數(shù)行業(yè)的污染排放強度大幅下降，環(huán)境規(guī)制強度平穩(wěn)上升，表明2006年實施的節(jié)能減排綜合方案是有效的，導(dǎo)致了工業(yè)總體的污染排放強度下降，環(huán)境規(guī)制強度上升。(3)工業(yè)總體的環(huán)境規(guī)制強度均值在2008年大于2009年，原因在于國務(wù)院確定了2008年為中期評估年份，地方政府在2008年增強了環(huán)境規(guī)制[23]；而2009年為非考核年份，地方政府在2009年減弱了環(huán)境規(guī)制強度。(4)四位數(shù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)的加總?cè)厣a(chǎn)率變化，在2005年上升，2006年雖然下降，但是依然為正，但是2007年及之后的年份為負(fù)，表明中央政府在2006年實施節(jié)能減排綜合方案之后，污染排放強度持續(xù)下降，環(huán)境規(guī)制強度整體上升，加總?cè)厣a(chǎn)率由正轉(zhuǎn)為負(fù)，故初步推斷環(huán)境規(guī)制強度上升導(dǎo)致行業(yè)總體全要素生產(chǎn)率下降。

圖1 四位數(shù)行業(yè)的污染排放強度、環(huán)境規(guī)制強度、加總?cè)厣a(chǎn)率變化均值走勢：2004—2009年

三、 計量模型與數(shù)據(jù)說明

上述統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，中央政府在2006年實施節(jié)能減排綜合方案之后，污染排放強度持續(xù)下降，環(huán)境規(guī)制強度整體上升，加總?cè)厣a(chǎn)率變化由正轉(zhuǎn)為負(fù)，環(huán)境規(guī)制強度上升降低了工業(yè)四位數(shù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)的加總?cè)厣a(chǎn)率。接下來將從技術(shù)進步、資源配置效率和企業(yè)進出動態(tài)性方面，通過構(gòu)建計量模型進一步考察環(huán)境規(guī)制強度變化對中國工業(yè)四位數(shù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率的影響。

(一) 計量模型

本文檢驗中國工業(yè)四位數(shù)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度對行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率及其分解項的影響，計量模型設(shè)定如下：

dtfpjt=α0+α1dhjgzqdjt+α2dhhijt+α3agejt+α4drjgzspjt+α5dstatejt+α6dforeignjt+γh+γt+εjt

(10)

其中，j、t分別表示工業(yè)四位數(shù)行業(yè)、年份；dtfp表示行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率變化Δφt及其結(jié)構(gòu)分解項(平均技術(shù)進步、資源配置效率、企業(yè)進入效應(yīng)、企業(yè)退出效應(yīng))。具體變量指標(biāo)及其預(yù)期：

1.dhjgzqd為四分位行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度的差分

依據(jù)初步的統(tǒng)計分析，四分位行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度的差分越大，行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率變化越小，預(yù)測系數(shù)為負(fù)。

2.dhhi為行業(yè)集中度的差分

行業(yè)集中度采用赫芬達爾指數(shù)表示。行業(yè)集中度高既代表著壟斷勢力，企業(yè)生產(chǎn)率比較高，但又不利于競爭。預(yù)測系數(shù)難以確定。

3. 企業(yè)年齡(age)用年度各行業(yè)中所有企業(yè)的平均年齡衡量

考慮到企業(yè)成立后的學(xué)習(xí)效應(yīng)和固化效應(yīng)，預(yù)測系數(shù)難以確定。

4.drjgzsp為行業(yè)內(nèi)人均工資水平的差分，以應(yīng)付工資總額除以全部職工的差分進行衡量

人均工資水平上升，有可能是行業(yè)的勞動力成本上升，也有可能是人力資本水平的上升，預(yù)測系數(shù)難以確定。

5.dstate和dforeign分別為國有股權(quán)市場份額和外資股權(quán)市場份額的差分

依據(jù)《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的企業(yè)登記注冊類型，進一步歸類為國有企業(yè)、民營企業(yè)(1)民營企業(yè)包括集體企業(yè)、法人企業(yè)、私營企業(yè)。和外資企業(yè)(2)外資企業(yè)包括港澳臺商企業(yè)和外商企業(yè)。。本文按照其股份比例最大的股東性質(zhì)來確定企業(yè)性質(zhì)，更可靠準(zhǔn)確。國有企業(yè)一般效率低下，國有企業(yè)市場份額的下降，意味著生產(chǎn)率較低的企業(yè)退出市場，有利于提升行業(yè)整體技術(shù)水平，預(yù)期α5為負(fù)；外資企業(yè)一般效率較高，技術(shù)先進，外資企業(yè)市場份額的下降，會導(dǎo)致行業(yè)整體技術(shù)水平下降，預(yù)期α6為正。

此外，行業(yè)固定效應(yīng)γh是指企業(yè)所在行業(yè)的周期、產(chǎn)品特性、污染密集度等不隨時間變化的特征；年份固定效應(yīng)γt控制的是所有企業(yè)共有的時間因素；εjt為其他的擾動項。

(二) 數(shù)據(jù)說明

1. 企業(yè)生產(chǎn)率的測算

本文選擇以LP-ACF法[24]測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率為主，以克服相關(guān)性問題(3)OP法和LP法都假設(shè)企業(yè)面對生產(chǎn)率沖擊能夠?qū)ν度脒M行無成本的即時調(diào)整，均存在“函數(shù)相關(guān)性”問題，即生產(chǎn)函數(shù)中的勞動投入是其他變量的確定函數(shù)，因此理論上不能直接估計出勞動投入的系數(shù)，否則，第一步的估計系數(shù)之間存在嚴(yán)重的共線性。且OP方法要求企業(yè)真實投資必須大于0，這一限制導(dǎo)致在估計過程中損失了很多企業(yè)樣本。因此未采用這兩種方法，僅將LP法測算的全要素生產(chǎn)率結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗之一。。以LP法[25]、ACF法[26]和WRDG法[27]的全要素生產(chǎn)率測度結(jié)果進行全要素生產(chǎn)率測量誤差的穩(wěn)健性檢驗。

2. 企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)的定義

本文定義企業(yè)的經(jīng)營狀態(tài)采用企業(yè)成立準(zhǔn)則[20]，即表1中的方式1。相比企業(yè)統(tǒng)計準(zhǔn)則(表中的方式2)，方式1充分地利用了企業(yè)建立時間和生存狀況的信息，更能準(zhǔn)確地反映現(xiàn)實經(jīng)濟中企業(yè)真實進入和退出行為。

表1 企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)的定義

(三) 數(shù)據(jù)來源及處理

數(shù)據(jù)來源于《綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫》和EPS數(shù)據(jù)平臺的《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，時間為2003—2009年。根據(jù)已有的數(shù)據(jù)處理經(jīng)驗，進行了如下的數(shù)據(jù)整理：首先，對各個數(shù)據(jù)庫不同年份之間的企業(yè)進行匹配?！豆I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的整理主要參考Brandtetal.[28]和楊汝岱[29]采用的“序貫匹配法”，主要匹配字段有企業(yè)組織機構(gòu)代碼、企業(yè)名稱、縣級行政區(qū)劃代碼+法定代表人、縣級行政區(qū)劃代碼+電話號碼+成立年份；《綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫》由于企業(yè)信息較少，只利用企業(yè)組織機構(gòu)代碼、企業(yè)名稱進行匹配，匹配方式為“序貫匹配法”。然后，以企業(yè)組織結(jié)構(gòu)代碼、企業(yè)名稱這兩種方式對《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫》進行了匹配。最后，依據(jù)以下原則進行數(shù)據(jù)篩選和處理：(1)刪除企業(yè)各項投入為零或為負(fù)的樣本；(2)刪除企業(yè)出口交貨值為負(fù)的樣本；(3)剔除固定資產(chǎn)原價小于固定資產(chǎn)合計的企業(yè)；(4)剔除就業(yè)人數(shù)小于8人的企業(yè)；(5)以2003年為基期按相應(yīng)價格指數(shù)進行平減處理，見表2。(6)對工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、中間投入合計、全部職工、增值稅、固定資產(chǎn)合計和應(yīng)付工資總額等變量進行0.5%的縮尾處理，以進行數(shù)據(jù)修正[30]。

相關(guān)變量核算和處理如下：(1)以固定資產(chǎn)合計衡量固定資本存量[31]。(2)勞動投入衡量，現(xiàn)有文獻有采用年末從業(yè)人數(shù)[29]和全部職工人數(shù)[32]。2004—2009年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，缺失2008年、2009年的年末從業(yè)人數(shù)，而全部職工人數(shù)不存在年份缺失，同時，全部職工人數(shù)缺失的數(shù)據(jù)，有應(yīng)付工資總額,為此采用全部職工人數(shù)衡量勞動投入。借鑒才國偉和楊豪[32]的思路，依次以企業(yè)人均應(yīng)付職工薪酬的均值、企業(yè)所在省份的四位數(shù)行業(yè)的人均應(yīng)付職工薪酬的均值和企業(yè)所在的四位數(shù)行業(yè)的人均應(yīng)付職工薪酬的均值來填補缺失值，形成完備的全部職工，擬合值和實際值如圖2?？傮w上全部職工實際值與擬合值密度幾乎一致。(3)工業(yè)總產(chǎn)值。鑒于污染企業(yè)相比清潔企業(yè)的全要素生產(chǎn)率較低，工業(yè)增加值為零或者負(fù)數(shù)的概率更高，采用工業(yè)總產(chǎn)值來衡量企業(yè)的產(chǎn)出。本文借鑒劉小玄和李雙杰[33]的方法(4)工業(yè)增加值=產(chǎn)品銷售收入+期末存貨-期初存貨-中間投入+增值稅。核算缺失的2004年的工業(yè)增加值。又因工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2008—2009年未報告工業(yè)增加值和中間投入合計，本文首先采用兩種方法推算工業(yè)增加值，方法一：參考陳詩一和陳登科[34]采用2003—2007年企業(yè)工業(yè)增加值占工業(yè)總產(chǎn)值比例的平均值乘以2008年和2009年工業(yè)總產(chǎn)值；方法二：參考康志勇等[35]采用分省份、分行業(yè)匯總的應(yīng)交增值稅與工業(yè)增加值的比例推算相應(yīng)年份的工業(yè)增加值。

圖2 全部職工的原始值和擬合值的核密度圖

為了更好地呈現(xiàn)工業(yè)增加值的實際值和擬合值的核密度對比，進行了截尾處理。圖3左和圖3右是分別采用兩種方法測度的工業(yè)增加值與實際工業(yè)增加值的核密度圖，表明陳詩一和陳登科[34]的方法一優(yōu)于康志勇等[35]的方法二，因此，采用陳詩一和陳登科[34]的方法推算出缺失的2008—2009年的工業(yè)增加值。然后，根據(jù)“工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-中間投入+增值稅”計算出缺失的中間投入合計。

圖3 工業(yè)增加值實際值與兩種方法測度擬合值的核密度對比

四、 實證結(jié)果和分析

本部分實證檢驗環(huán)境規(guī)制強度對加總?cè)厣a(chǎn)率變化、持續(xù)經(jīng)營企業(yè)的平均技術(shù)進步效應(yīng)、資源配置效率、企業(yè)進入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)的影響。

(一) 加總?cè)厣a(chǎn)率變化

從企業(yè)生產(chǎn)率增長的角度，就行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度對技術(shù)進步的影響進行實證檢驗。為了規(guī)避全要素生產(chǎn)率測量誤差對回歸結(jié)果的影響，我們依次采取了LP-ACF法[24]、LP法[25]、ACF法[26]和WRDG法[27]測度全要素生產(chǎn)率。在此基礎(chǔ)上，Hausman檢驗結(jié)果顯示，卡方統(tǒng)計量為11.93，概率值為0.0363，則應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。表3列出了環(huán)境規(guī)制強度對加總?cè)厣a(chǎn)率變化的回歸估計值。第(1)列至第(4)列回歸結(jié)果表明，無論采用何種全要素生產(chǎn)率測度方法，環(huán)境規(guī)制強度對行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率變化的影響顯著為負(fù)，表明環(huán)境規(guī)制強度的上升降低了行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率?？刂谱兞糠矫鎸π袠I(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率變化的影響，在顯著性上不怎么顯著，可能的原因在于本文的回歸模型是基于差分的回歸，難以給出確定的結(jié)論。

表3 環(huán)境規(guī)制強度對加總?cè)厣a(chǎn)率變化的影響

(二) 加總?cè)厣a(chǎn)率變化的分解項

1. 持續(xù)經(jīng)營企業(yè)的平均技術(shù)進步

持續(xù)經(jīng)營企業(yè)的平均技術(shù)進步，反映的是行業(yè)內(nèi)部存續(xù)企業(yè)自身的技術(shù)進步，檢驗結(jié)果見表4第(1)列。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制強度的上升，沒有帶來行業(yè)內(nèi)存續(xù)企業(yè)自身的技術(shù)進步。

表4 環(huán)境規(guī)制強度對加總?cè)厣a(chǎn)率變化的分解項的影響

2. 資源配置效率

資源配置效率，反映的是行業(yè)內(nèi)部存續(xù)企業(yè)之間的資源優(yōu)化配置，檢驗結(jié)果見表4第(2)列。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制強度的上升，沒有帶來行業(yè)內(nèi)存續(xù)企業(yè)之間的資源優(yōu)化配置。

3. 企業(yè)進入效應(yīng)

面臨環(huán)境規(guī)制強度的增長，新企業(yè)進入的概率會下降，企業(yè)進入效應(yīng)的回歸系數(shù)為-0.00003，非常小，同時也不顯著，表明環(huán)境規(guī)制強度上升并沒有帶來高生產(chǎn)率企業(yè)的進入。

4. 企業(yè)退出效應(yīng)

企業(yè)退出效應(yīng)的回歸系數(shù)為-0.0142，顯著為負(fù)，表明環(huán)境規(guī)制強度上升，導(dǎo)致了行業(yè)中生產(chǎn)率比較高的企業(yè)退出了市場，進而拉低了行業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率水平。環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致高生產(chǎn)率的企業(yè)退出市場，可能的原因在于節(jié)能減排約束性目標(biāo)在東部、中部和西部分配不一致[36]，二氧化硫下降幅度均值,在東部、中部和西部分別為0.144、0.078和0.065，化學(xué)需氧量下降幅度均值在東部、中部和西部分別為0.120、0.089和0.066。國家實行區(qū)域差異化的環(huán)境規(guī)制強度，導(dǎo)致東部地區(qū)高生產(chǎn)率的企業(yè)退出市場，而中部和西部低生產(chǎn)率的企業(yè)留在了市場，這意味為環(huán)境規(guī)制政策沒能發(fā)揮市場優(yōu)化配置資源的作用，實現(xiàn)優(yōu)勝劣汰。

綜上可得，行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度上升并沒有帶來存續(xù)企業(yè)自身的技術(shù)進步、沒有實現(xiàn)行業(yè)內(nèi)部企業(yè)之間資源的優(yōu)化配置，沒有促進外部高生產(chǎn)率企業(yè)的加入帶來的競爭進步效應(yīng)，反而導(dǎo)致了行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率比較高的企業(yè)退出了市場，降低了整個行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

五、 進一步討論：影響機制和異質(zhì)性效應(yīng)

(一) 影響機制分析

環(huán)境規(guī)制作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的本質(zhì)在于傳導(dǎo)給污染企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度引致的治污成本和創(chuàng)新收益大小的比較[37-39]：當(dāng)治污成本大于創(chuàng)新收益時，為抑制假說；當(dāng)治污成本小于創(chuàng)新收益時，為促進假說。各種環(huán)境規(guī)制政策導(dǎo)致污染企業(yè)合規(guī)的污染排放強度下降、環(huán)境規(guī)制強度上升；污染企業(yè)為了達到合規(guī)的污染排放強度，一方面會增加污染設(shè)施的支出和運行費用，另一方面亦會進行產(chǎn)品創(chuàng)新來獲取產(chǎn)品競爭優(yōu)勢。為此，進一步檢驗環(huán)境規(guī)制強度上升帶來的創(chuàng)新行為效應(yīng)和污染治理支出效應(yīng)。

1. 創(chuàng)新行為效應(yīng)

《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》僅提供了新產(chǎn)品產(chǎn)值這一指標(biāo)可以衡量創(chuàng)新行為。匯總四位數(shù)行業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值以衡量創(chuàng)新行為，結(jié)果見表5第(1)列。四位數(shù)行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度作用于新產(chǎn)品產(chǎn)值的回歸系數(shù)為52361.73為正，但是不顯著，表明環(huán)境規(guī)制強度的上升，并沒有顯著帶來新產(chǎn)品產(chǎn)值的增加，即環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新激勵不足。

表5 環(huán)境規(guī)制強度影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機制檢驗

2. 污染治理支出效應(yīng)

《綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫》提供了廢氣治理設(shè)施數(shù)(套)、廢水治理設(shè)施數(shù)(套)、廢水治理設(shè)施處理能力(噸/日)、廢水治理設(shè)施處理能力(噸/日)和各種污染物處理量等反映污染治理的指標(biāo)，未提供污染設(shè)備采購支出和污染設(shè)備運行支出。一般可以認(rèn)為，污染治理設(shè)備套數(shù)越多，污染設(shè)備采購和運行的支出越多，故以微觀企業(yè)的廢氣治理設(shè)備和廢水治理設(shè)備(套)，進行四位數(shù)行業(yè)加總，得出廢氣廢水治理設(shè)備套數(shù)為四位數(shù)行業(yè)污染治理支出的衡量變量，檢驗結(jié)果見表5第(2)列。結(jié)果表明，行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度的上升導(dǎo)致了廢氣廢水治理設(shè)備的顯著增加，表明環(huán)境規(guī)制強度上升帶來了行業(yè)污染治理支出的增加。

綜上可得，環(huán)境規(guī)制強度的上升，顯著增加了行業(yè)的污染治理支出，但是對行業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出的增加卻不顯著，主要體現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制的污染治理支出效應(yīng)，擠出了高生產(chǎn)率企業(yè)，降低了整個行業(yè)的加總?cè)厣a(chǎn)率。

(二) 行業(yè)污染排放強度異質(zhì)性效應(yīng)分析

盡管本文已經(jīng)論證了環(huán)境規(guī)制強度作用于行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率及其分解項的結(jié)果，及其內(nèi)在機理，但是在不同污染排放強度的行業(yè)中，該影響是否存在一定差異？探討該問題有利于了解環(huán)境規(guī)制作用于行業(yè)生產(chǎn)率的邊界條件。因此，本文將從行業(yè)污染排放強度方面檢驗環(huán)境規(guī)制強度上升對行業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率影響的異質(zhì)性效應(yīng)。

以2004年和2005年的四位數(shù)行業(yè)環(huán)境污染排放強度均值的上0.33分位數(shù)和上0.67分位數(shù)，把工業(yè)四位數(shù)行業(yè)劃分為高污染排放強度行業(yè)、中等污染排放強度行業(yè)和低污染排放強度行業(yè)，回歸結(jié)果見表6。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制強度對中等污染排放強度行業(yè)和低污染排放強度行業(yè)的加總?cè)厣a(chǎn)率無顯著影響，而對高污染排放強度行業(yè)的加總?cè)厣a(chǎn)率有顯著的負(fù)影響，由此進一步論證了環(huán)境規(guī)制強度主要是作用于高污染排放強度行業(yè)。

表6 污染排放強度異質(zhì)性效應(yīng)檢驗

六、 結(jié)論

本文在測算2004—2009年中國工業(yè)四位數(shù)行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度和加總?cè)厣a(chǎn)率變化及其行業(yè)結(jié)構(gòu)分解項的基礎(chǔ)上，從四位數(shù)行業(yè)層面檢驗環(huán)境規(guī)制強度對中國工業(yè)四位數(shù)行業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率的變化及其行業(yè)結(jié)構(gòu)分解項的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：

1. 環(huán)境規(guī)制強度上升降低了行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率，主要是因為高生產(chǎn)率的污染企業(yè)退出了市場；

2. 作用機制分析表明，面臨高強度的環(huán)境規(guī)制，行業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值不顯著，而廢水廢氣治理設(shè)備數(shù)卻顯著增加，由此表明環(huán)境規(guī)制強度上升主要帶來了污染治理支出效應(yīng)，創(chuàng)新效應(yīng)不明顯；

3. 異質(zhì)性分析表明，環(huán)境規(guī)制強度的上升主要是導(dǎo)致了高污染排放強度行業(yè)的生產(chǎn)率下降。因此，良好設(shè)計的環(huán)境規(guī)制政策，應(yīng)充分發(fā)揮市場的資源優(yōu)化配置作用，促進競爭和創(chuàng)新，實現(xiàn)優(yōu)勝劣汰。