出口企業(yè)更清潔嗎？
——基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的再考察

于安琪，劉冠坤，楊 超

（1.清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084；2.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，北京 100029；3.中國社會科學(xué)院亞太與全球戰(zhàn)略研究院，北京 100007）

一、引言

自改革開放以來，中國外向型經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。目前已經(jīng)成為全球第二大經(jīng)濟體，世界第一大出口國和第一大貿(mào)易國。經(jīng)濟的高速增長悄然改變了中國社會的主要矛盾，人民日益增長的對美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾，迫切需要中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，推動經(jīng)濟朝著綠色、可持續(xù)方向發(fā)展，以實現(xiàn)中國經(jīng)濟的高質(zhì)量增長。在中國經(jīng)濟從高速向高質(zhì)量增長方式轉(zhuǎn)變的過程中，污染防治和環(huán)境治理是需要跨越的一道重要關(guān)口。以二氧化硫為例，2017 年，中國成為世界上二氧化硫排放體量最大的國家，排放量高達875.3976 萬噸。在以往經(jīng)濟發(fā)展過程中所忽視的環(huán)境問題，逐漸展露了其對人們生存和健康所產(chǎn)生的威脅。且在今后有關(guān)貿(mào)易福利問題的探討中，環(huán)境問題成為不可忽視的重要部分。而企業(yè)作為綠色發(fā)展最直接的載體，探究其出口對環(huán)境的內(nèi)在影響，對于加快中國經(jīng)濟平衡充分發(fā)展具有重要的實踐意義和政策內(nèi)涵。

經(jīng)濟增長和生態(tài)環(huán)境保護并不是一個“零和博弈”，雙方的良性發(fā)展并不必要以犧牲一方為代價。作為世界最大的發(fā)展中經(jīng)濟體，中國經(jīng)濟發(fā)展過程中所取得的一系列成果，充分彰顯了經(jīng)濟增長與環(huán)境保護的協(xié)同性，也為本文探究中國出口貿(mào)易對環(huán)境的影響提供了一個良好的觀察窗口。與以往的研究相比，本文所做的邊際貢獻主要在于：①結(jié)合1998—2007 年中國工企和環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫構(gòu)建企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)，從微觀視角研究中國企業(yè)出口對環(huán)境污染的內(nèi)在影響，為相關(guān)主題的研究提供了新的發(fā)展中經(jīng)濟體的經(jīng)驗；②重點考察二氧化硫的排放情況①重點考察二氧化硫排放情況的原因在于：一方面，二氧化硫排放主要由工業(yè)活動產(chǎn)生，而非交通運輸或家庭活動產(chǎn)生；另一方面，二氧化硫氣體是酸雨的重要來源，并且會與大氣中的煙塵等其他污染物共同作用，從而直接或間接地危害環(huán)境和人類生命健康。此外，二氧化硫排放產(chǎn)生的負面影響是局部性的而不是跨區(qū)域或全球性的，并且已有較多先進的減排技術(shù)以控制二氧化硫氣體的排放。事實上，為了解決由二氧化硫氣體引發(fā)的環(huán)境和生命健康問題，中國實施了越來越嚴(yán)格的環(huán)境政策（如“十一五”規(guī)劃強制要求2010 年二氧化硫排放量比2005 年減少10%等）。因此，作為最具代表性的污染物之一，深入研究二氧化硫氣體的排放及其影響因素，對于實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。，并得出企業(yè)出口對污染排放影響的穩(wěn)定結(jié)論：中國制造業(yè)企業(yè)出口對空氣污染尤其是二氧化硫排放強度有穩(wěn)定的抑制作用；③分別使用工具變量-兩階段最小二乘（IV-2SLS）和傾向得分匹配-雙重差分（PSM-DID）方法來控制內(nèi)生性，保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性；④對比分析了污染密集程度不同的制造業(yè)行業(yè)、不同地區(qū)的企業(yè)出口對二氧化硫排放強度的影響；⑤考慮了兩控區(qū)環(huán)境規(guī)制因素對結(jié)果的影響；⑥進一步分析出口的廣延邊際和集約邊際對二氧化硫排放強度的影響，并發(fā)現(xiàn)出口的廣延邊際（出口狀態(tài)的改變）是出口企業(yè)降低二氧化硫排放強度的主要驅(qū)動因素；⑦利用最新年份的企業(yè)污染數(shù)據(jù)重新估計企業(yè)出口及出口強度對二氧化硫排放強度的影響，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健；⑧進行了充分的機制分析。

二、貿(mào)易對環(huán)境影響的理論假說及機制

學(xué)術(shù)界有關(guān)貿(mào)易對環(huán)境影響的理論與實證研究蓬勃發(fā)展，與本文直接相關(guān)的研究大致可劃分為貿(mào)易對環(huán)境影響的理論機制、經(jīng)典假說、模型框架和實證方法四大類。

首先，貿(mào)易對環(huán)境的影響可以從理論上分解為多種機制效應(yīng)。Grossman 和Krueger（1991）首次提出貿(mào)易對環(huán)境的影響可以分解為三種效應(yīng)，即規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)。規(guī)模效應(yīng)是指由于貿(mào)易擴張導(dǎo)致經(jīng)濟活動增加進而引起污染排放增加。結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指貿(mào)易引起的結(jié)構(gòu)變化，具體指勞動密集型（非污染密集型）行業(yè)和資本密集型（污染密集型）行業(yè)市場份額的相對增長，所導(dǎo)致的行業(yè)構(gòu)成結(jié)構(gòu)變化會影響一國的污染排放。技術(shù)效應(yīng)是指由于環(huán)保產(chǎn)品和設(shè)備的引進和使用，研發(fā)投資（R&D）增加，導(dǎo)致一國技術(shù)水平向更加清潔的方向發(fā)展，從而減少污染排放。從理論上來說，貿(mào)易對環(huán)境的影響結(jié)果并不確定，其最終取決于規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)三種效應(yīng)的綜合作用。Copeland 和Taylor（1994）從行業(yè)層面分析貿(mào)易對環(huán)境影響的機制效應(yīng)，驗證了三種效應(yīng)的理論假說。Cherniwchan et al（2017）從企業(yè)和工廠微觀層面探討貿(mào)易對環(huán)境的影響機制發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易對環(huán)境的影響機制從企業(yè)層面劃分為三部分：行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)污染強度的變化，行業(yè)內(nèi)清潔企業(yè)和污染企業(yè)市場份額的變化，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的進入和退出。且企業(yè)內(nèi)部不同工廠之間存在潛在的調(diào)整機制，企業(yè)生產(chǎn)劃分為本部生產(chǎn)，在岸外包生產(chǎn)和離岸外包生產(chǎn)。最終貿(mào)易對環(huán)境的影響機制可以分解為企業(yè)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、企業(yè)進入和退出、企業(yè)外包、企業(yè)內(nèi)部工廠的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和工廠生產(chǎn)的技術(shù)效應(yīng)等。以上文獻均是從理論角度考察貿(mào)易對環(huán)境的影響，但貿(mào)易是否有利于改善環(huán)境還未得到明確的答案。

其次，貿(mào)易對環(huán)境的影響的經(jīng)典假說。Copeland 和Taylor（2004）基于大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢理論提出了污染避難所假說。污染避難所假說是指不同國家制定的環(huán)境政策嚴(yán)格程度有所差異（不同國家環(huán)境政策嚴(yán)格程度的差異是一個非常重要的比較優(yōu)勢來源），導(dǎo)致更嚴(yán)格環(huán)境政策國家的污染密集型產(chǎn)品生產(chǎn)從本國轉(zhuǎn)移到環(huán)境政策比較寬松的國家。大量學(xué)者圍繞污染避難所假說開展了研究。Taylor（2005），Copeland 和Taylor（1994，1995）認為污染避難所可能是由收入導(dǎo)致的環(huán)境政策差異造成的。Chichilnisky（1994），Brander 和Taylor（1998）認為污染避難所是由于制度能力和產(chǎn)權(quán)的差異造成的；Copeland 和Taylor（2003）認為污染避難所是由于環(huán)境承載力的差異造成的。但Antweiler et al（2001）發(fā)現(xiàn)開放貿(mào)易會增加環(huán)境政策嚴(yán)格的發(fā)達國家的二氧化硫排放強度，降低環(huán)境政策寬松的發(fā)展中國家的二氧化硫排放強度。換而言之，相比傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢（如要素稟賦、生產(chǎn)技術(shù)差異），環(huán)境政策差異對貿(mào)易的影響很小。從比較優(yōu)勢促進貿(mào)易的角度來看，Cole 和Elliott（2003），Managi et al（2009），Levinson（2009），Shapiro 和Walker（2018）均發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對環(huán)境的影響作用很小。然而，Barrows 和Ollivier（2016），Bombardini 和Li（2020）均得出在比較優(yōu)勢的驅(qū)動下，貿(mào)易對環(huán)境的影響很大的結(jié)論。

再次，貿(mào)易對環(huán)境的影響可以利用企業(yè)異質(zhì)性進行分析。Cherniwchan et al（2017）基于Melitz（2003）的企業(yè)異質(zhì)性理論構(gòu)建貿(mào)易對環(huán)境影響的實證模型，并提出一個產(chǎn)業(yè)合理分配假說：市場合理化分配會減少企業(yè)污染排放。這是由于貿(mào)易自由化重新分配市場份額，使得生產(chǎn)率高的企業(yè)留在市場，而生產(chǎn)率低且污染的企業(yè)退出市場。Kreickemeier 和Richter（2014）的研究驗證了產(chǎn)業(yè)合理分配假說的合理性。Forslid et al（2018）在異質(zhì)性企業(yè)理論的研究框架下得出貿(mào)易自由化會促進出口企業(yè)增加減排投資從而變得更清潔，而非出口企業(yè)污染減排投資較少而比較污染。相關(guān)的實證研究主要涉及兩個方面：出口對環(huán)境的影響、貿(mào)易自由化對環(huán)境的影響。研究出口對環(huán)境的影響的一個重要結(jié)論是，出口企業(yè)比非出口企業(yè)清潔（Holladay，2016；Cui et al，2012；Pei et al，2021；馬妍妍和俞毛毛，2020；劉啟仁和陳恬，2020）。關(guān)于貿(mào)易自由化對環(huán)境的影響研究更側(cè)重于貿(mào)易自由化指標(biāo)的選取問題。Cherniwchan et al（2017）以美加墨三國簽訂北美自貿(mào)協(xié)定前后的關(guān)稅變動水平衡量美國和墨西哥的貿(mào)易自由化，發(fā)現(xiàn)北美自由貿(mào)易協(xié)定會減少美國制造業(yè)企業(yè)的顆粒物和二氧化硫排放。Li et al（2020）通過構(gòu)建是否加入WTO 的年份虛擬變量來反映貿(mào)易自由化，并指出中國加入WTO（世界貿(mào)易組織）會減少一般貿(mào)易出口企業(yè)的二氧化硫排放強度。

最后，貿(mào)易對環(huán)境影響的實證研究中內(nèi)生性問題的處理方法。Frankel 和Rose（2005）為了解決由于聯(lián)立性等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，運用引力模型中的地理變量作為貿(mào)易的代理變量，運用滯后期收入、投資率水平及人力資本等要素作為收入的工具變量，結(jié)果表明貿(mào)易對空氣質(zhì)量提升具有正面影響，但對于其他污染排放物質(zhì)則不盡然。由于文中僅使用了國家層面的橫截面數(shù)據(jù)，并且來源不同，使得數(shù)據(jù)質(zhì)量存有一定的疑義（L?schel et al，2013）。Managi et al（2009）將貿(mào)易和收入作為內(nèi)生性變量，并考慮到可能存在的序列相關(guān)，使用了廣義矩估計（GMM）方法進行實證。發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對環(huán)境質(zhì)量的影響因樣本國家和污染物質(zhì)的不同而有所區(qū)別：貿(mào)易僅對經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）國家的環(huán)境質(zhì)量改善有顯著的促進作用。Gamper-Rabindran（2006）研究加入北美自由貿(mào)易協(xié)對墨西哥的污染排放的影響時，使用雙重差分模型（DID）的方法處理內(nèi)生性問題。Baghdadi et al（2013）同樣使用了雙重差分模型進行研究，在解決區(qū)域經(jīng)濟協(xié)定變量的內(nèi)生性時，使用了傾向得分匹配（PSM）方法和雙重差分（DID）模型，結(jié)果表明簽訂有環(huán)保條款的區(qū)域經(jīng)濟一體化組織的成員國的二氧化碳排放量會更低。此外，Pei et al（2021）通過使用傾向得分（PSM）方法最大程度的處理內(nèi)生性問題。

通過梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，以發(fā)達國家為對象來研究貿(mào)易對環(huán)境的影響的文獻較多，以發(fā)展中國家尤其是中國為研究對象的文獻較為匱乏；從國家層面、行業(yè)層面或地區(qū)層面研究貿(mào)易對環(huán)境的影響的文獻較多，從企業(yè)微觀視角開展的研究較少。現(xiàn)有的從企業(yè)微觀視角開展的貿(mào)易對環(huán)境的影響的研究在數(shù)據(jù)上有一定的局限性：使用企業(yè)某一年的橫截面數(shù)據(jù)，缺乏長期有效的企業(yè)數(shù)據(jù)，在相關(guān)問題的討論上難以深入。同時，選取的樣本存在代表性不足的問題，僅以上市公司的數(shù)據(jù)來研究出口企業(yè)是否更加清潔的問題。本文使用連續(xù)年份的企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)研究中國企業(yè)出口對環(huán)境的影響問題，有利于得出企業(yè)出口對污染排放影響的穩(wěn)健的結(jié)果，同時也為已有的相關(guān)文獻增添了新的內(nèi)容。針對以往研究對于出口對污染排放關(guān)系的不確定結(jié)論，本文通過使用中國企業(yè)的出口和污染排放數(shù)據(jù)可以為企業(yè)出口對環(huán)境影響的研究增加新的證據(jù)。

三、數(shù)據(jù)、模型及變量

（一）數(shù)據(jù)介紹

本文使用的數(shù)據(jù)來源于兩個企業(yè)層面數(shù)據(jù)庫：其一是國家統(tǒng)計局公布的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（1998—2007）》。該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了全部國有企業(yè)或銷售額超過500 萬元人民幣的非國有企業(yè)（以下簡稱“規(guī)模以上”工業(yè)企業(yè)）的記錄，其所屬行業(yè)包括采礦業(yè)、制造業(yè)和水電燃氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)。由于工企數(shù)據(jù)庫提供了對每一家企業(yè)多年連續(xù)的數(shù)據(jù)，這就為觀測企業(yè)層面的波動性帶來了可能。其二是中國生態(tài)環(huán)境部公布的《中國環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（1998—2007）》。環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)來自于各縣域內(nèi)的所有企業(yè)，所屬行業(yè)涉及采礦業(yè)、制造業(yè)、水電燃氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)。根據(jù)企業(yè)每年排放的化學(xué)需氧量、氨氣、二氧化硫、氮氧化物、空氣懸浮顆粒物的排放量由高到低排序，各縣域內(nèi)至少占一種污染物年排放量85%的企業(yè)被記錄在環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中。該數(shù)據(jù)庫中記錄的企業(yè)的總產(chǎn)出約占中國工業(yè)總產(chǎn)值的90%。②由于篇幅所限，兩個數(shù)據(jù)庫的詳細匹配步驟備索。由于工企和環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫所提供的制造業(yè)的詳細數(shù)據(jù)具有很高的可用性，且制造業(yè)更容易暴露于競爭壓力和國際貿(mào)易的市場機會中，在出口企業(yè)中來自制造業(yè)的企業(yè)比重較高，有利于深入研究探討該行業(yè)中的企業(yè)出口所產(chǎn)生的環(huán)境影響。因此，本文僅使用制造業(yè)企業(yè)樣本。

本文選擇2007 年及以前年份的數(shù)據(jù)進行研究，主要有以下三點原因：首先，在兩個數(shù)據(jù)庫中2007 及以前年份的數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，缺失數(shù)值較少；其次，使用2007 年及以前年份的數(shù)據(jù)進行研究是合理的，Kee 和Tang（2016）、Brandt et al（2017）、Liu 和Qiu（2016）、李蕾蕾和盛丹（2018）等在關(guān)于企業(yè)環(huán)境質(zhì)量的研究中也都采用2007 年及以前的數(shù)據(jù)；再次，2008 年的特異性（全球金融危機和北京奧林匹克運動會）會對本文研究的準(zhǔn)確性產(chǎn)生很大的干擾。因此，本文使用2008 年以前年份的數(shù)據(jù)進行主體部分的結(jié)果分析，但基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)更新到2012 年，本文再以1998—2012 年的數(shù)據(jù)進行擴展性分析，以此作為對主體回歸結(jié)果的補充。

為了追蹤同一個企業(yè)在不同年份的動態(tài)變化，本文參照Brandt et al（2012）的方法構(gòu)建企業(yè)在不同年份存續(xù)狀態(tài)的面板數(shù)據(jù)，從而更直觀地觀察企業(yè)進入和退出狀態(tài)的變化，這也是本文區(qū)別于Pei et al（2021）文章的特色之處。首先根據(jù)數(shù)據(jù)中已有的企業(yè)唯一認證識別碼（ID）逐年跟蹤企業(yè)。但考慮到企業(yè)在重組、兼并或收購時會生成新ID 的情況，繼而通過企業(yè)名稱、所屬行業(yè)、地址等信息將同一企業(yè)識別出來。該面板數(shù)據(jù)的構(gòu)建過程主要分為四個步驟：①匹配連續(xù)兩年的樣本；②匹配連續(xù)三年的樣本；③構(gòu)建一個連續(xù)十年的面板數(shù)據(jù)；④整理得到本文的非平衡面板數(shù)據(jù)，最終構(gòu)建出的這一非平衡面板數(shù)據(jù)可以清晰地觀察同一企業(yè)在不同年份的存續(xù)狀態(tài)的動態(tài)變化，這為本文后續(xù)研究出口企業(yè)的進入和退出對二氧化硫排放強度的影響提供了數(shù)據(jù)支撐。③由于篇幅所限，用企業(yè)ID 和其他信息逐年匹配成功的企業(yè)數(shù)量的百分比結(jié)果備索。表1 報告了每年的企業(yè)總數(shù)、每年一直存在的企業(yè)數(shù)量、新進入的企業(yè)數(shù)量和退出的企業(yè)數(shù)量。

表1 企業(yè)數(shù)量動態(tài)變化

參照Brandt et al（2012）、聶輝華等（2012）的數(shù)據(jù)處理方法，本文基于初步匹配的面板數(shù)據(jù)，首先，排除同年重復(fù)或錯誤記錄的觀測值；其次，依據(jù)2002 年國民行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)將2003 年以前年份企業(yè)的4 位數(shù)行業(yè)代碼進行統(tǒng)一；再次，剔除關(guān)鍵指標(biāo)缺失或明顯錯誤記錄的企業(yè)觀測樣本；最后，刪除企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)少于8 人的樣本。最終得到的1998—2007 年的非平衡面板數(shù)據(jù)共有111038 個觀測值。④由于篇幅所限，企業(yè)存活年份與對應(yīng)的企業(yè)數(shù)量統(tǒng)計結(jié)果備索。

（二）變量說明

本文首先根據(jù)企業(yè)的出口交貨值是否大于零，將企業(yè)分為出口和非出口企業(yè)，進而生成企業(yè)是否出口的虛擬變量；其次根據(jù)企業(yè)出口交貨值和企業(yè)總產(chǎn)出計算出企業(yè)出口強度；再次根據(jù)環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的二氧化硫排放量計算企業(yè)二氧化硫排放強度；最后根據(jù)工企數(shù)據(jù)庫中的財務(wù)信息變量，參照Ackerberg et al（2015）的方法（ACF 方法）估計全要素生產(chǎn)率。ACF 方法相較于其他測算全要素生產(chǎn)率方法的優(yōu)點是可以解決“函數(shù)相關(guān)性”問題，使得全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果更為準(zhǔn)確?？紤]到全要素生產(chǎn)率的估計方法有可能影響本文的結(jié)論，筆者分別采用OP 和OLS 方法對全要素生產(chǎn)率進行重新估計以進行穩(wěn)健性檢驗。表2 基于工企數(shù)據(jù)庫和環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，對企業(yè)二氧化硫排放值、二氧化硫排放強度、出口狀態(tài)、出口強度、全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)虛擬變量和企業(yè)所有權(quán)類型虛擬變量進行詳細描述說明。

表2 變量描述

此外，通過對全樣本、出口企業(yè)樣本和非出口企業(yè)樣本在二氧化硫排放量、二氧化硫排放強度、全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)和所有權(quán)類型等變量的平均值差異進行比較分析，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的二氧化硫排放強度顯著低于非出口企業(yè)⑤由于篇幅所限，全樣本、出口企業(yè)樣本和非出口企業(yè)樣本單獨的統(tǒng)計性描述結(jié)果以及對比分析結(jié)果備索。。這為后續(xù)的實證分析提供了統(tǒng)計依據(jù)。

（三）計量模型構(gòu)建

本文首先構(gòu)建以下基準(zhǔn)計量模型（理論基礎(chǔ)參見Forslid et al，2018；Cui et al，2012；Holladay，2016；Antweiler et al，2001），考察在控制企業(yè)層面變量后，企業(yè)出口狀態(tài)對其產(chǎn)生的二氧化硫排放強度的影響，以探討出口企業(yè)的環(huán)境績效。

其中：i為企業(yè)；t為年份。被解釋變量是二氧化硫排放強度的自然對數(shù)，二氧化硫排放強度是用二氧化硫排放量除以總產(chǎn)出然后加1 得到；Exijt為企業(yè)出口狀態(tài)的虛擬變量口時取值為1，反之為0；β為本文重點關(guān)注的系數(shù)，其系數(shù)的大小和符號表示企業(yè)出口對二氧化硫排放強度的影響；Wit為控制變量，包括全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)虛擬變量和企業(yè)所有權(quán)類型虛擬變量；C0為常數(shù)項；π為控制變量的系數(shù)向量；模型的設(shè)定及控制變量的選取參考Pei et al（2021）的文獻；為了得到一致的估計，本文在做回歸時加入了企業(yè)固定效應(yīng)（αi）和年份固定效應(yīng)（μt）；?it為隨機誤差項。

四、企業(yè)出口影響環(huán)境績效的計量結(jié)果分析

（一）企業(yè)出口狀態(tài)對二氧化硫排放強度的影響

表3 報告了企業(yè)出口狀態(tài)對二氧化硫排放強度影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。在控制其他因素不變的前提下，回歸結(jié)果見列（1），相較于非出口企業(yè)，企業(yè)出口可以降低二氧化硫排放強度，即出口企業(yè)較為清潔。該回歸結(jié)果和Holladay（2016）用美國企業(yè)數(shù)據(jù)進行分析的回歸結(jié)果類似。列（1）的結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時，二氧化硫排放強度會下降6.86%⑥參考Halvorsen 和Palmquis（t1980）、Kennedy（1981）的計算方法，二氧化硫排放強度下降的百分比是由公式 計算出來的，其中表示β 的估計值，表示β 估計值的方差。，且在1%的水平上顯著。為了排除其他會隨行業(yè)和省份變動的因素的干擾，本文逐漸加入行業(yè)、省份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果見列（2）～列（4）。其回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，相較于非出口企業(yè)，出口企業(yè)排放的二氧化硫強度較低。當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時，二氧化硫排放強度至少下降2.96%。

一個值得思考的問題是，環(huán)境規(guī)制有可能會對污染氣體的排放產(chǎn)生影響。王嶺等（2019）基于地級城市空氣污染數(shù)據(jù)研究中央環(huán)保督察對空氣污染治理的影響，指出首輪中央環(huán)保督察和“回頭看”對空氣污染有降低的效果。李樹和陳剛（2013）、王杰和劉斌（2014）發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。盛丹和張國峰（2019）年研究了兩控區(qū)環(huán)境管制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長之間的關(guān)系?？紤]到全要素生產(chǎn)率于二氧化硫排放之間的關(guān)系，本文需要進一步控制影響全要素生產(chǎn)率的相關(guān)因素以盡可能排除其對本文結(jié)果的影響。因此，本文依據(jù)“國務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問題的批復(fù)”文件，將二氧化硫控制區(qū)的省份識別出來（9 個省份、2 個直轄市和3 個自治區(qū)），并刪除這些地區(qū)的樣本，以考慮非二氧化硫控制區(qū)的企業(yè)出口狀態(tài)對二氧化硫排放強度的影響?；貧w結(jié)果見表3 列（5），在排除了兩控區(qū)政策的干擾之后，相比較非出口企業(yè)，出口企業(yè)排放的二氧化硫強度較低；當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時，二氧化硫排放強度會下降3.35%，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表3 出口狀態(tài)對二氧化硫排放強度的實證分析結(jié)果

（二）企業(yè)出口強度對二氧化硫排放強度的影響

上文的實證結(jié)果已經(jīng)表明出口企業(yè)比非出口企業(yè)二氧化硫排放強度低，為進一步考慮出口企業(yè)二氧化硫排放強度低的原因，本文構(gòu)建了出口強度變量，進一步研究出口強度對二氧化硫排放強度的影響，回歸結(jié)果見表4。列（1）中的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上小于0，意味著出口強度平均每增加1%時，二氧化硫排放強度減少0.19%。為了排除其他會隨行業(yè)和省份變動的因素的干擾，本文在回歸時逐漸加入行業(yè)、省份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果見列（2）～列（4）?；貧w系數(shù)均在1%的水平上顯著表明企業(yè)出口強度與二氧化硫排放強度存在顯著的負向關(guān)系。為進一步排除兩控區(qū)政策對結(jié)果的影響，本文按照表3 列（5）的操作方法，進一步考慮非二氧化硫控制區(qū)的企業(yè)出口強度對二氧化硫排放強度的影響，回歸結(jié)果見表4 列（5）。在排除了兩控區(qū)政策的干擾之后，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。出口強度平均每增加1%時，二氧化硫排放強度下降0.09%。

表4 出口強度對二氧化硫排放強度的實證分析結(jié)果

（三）雙向因果關(guān)系的控制

為了降低企業(yè)出口與二氧化硫排放強度之間可能存在雙向因果關(guān)系所導(dǎo)致的模型內(nèi)生性對回歸結(jié)果的影響，本文引入出口強度的滯后項進行兩階段最小二乘（2SLS）回歸?；貧w結(jié)果見表5。⑦由于篇幅所限，兩階段最小二乘回歸第一階段的回歸結(jié)果備索。結(jié)合列（1）～列（4）的結(jié)果可知，使用滯后一期的出口強度作為工具變量時，出口強度與二氧化硫排放強度依然呈負相關(guān)關(guān)系，并且在1%水平上顯著。

表5 控制雙向因果關(guān)系

（四）雙重差分方法的分析

在處理模型內(nèi)生性問題的過程中，盡管本文引入出口強度的滯后項作為工具變量進行IV-2SLS 檢驗，但仍然可能存在工具變量解釋效力不足的問題。因此本文進一步采用雙重差分（DID）的方法進行穩(wěn)健性檢驗。計量方程設(shè)定為

其中：du和dt為虛擬變量；du=1 表示企業(yè)是出口企業(yè)，du=0 表示企業(yè)是非出口企業(yè)；dt=1 表示企業(yè)出口及之后的年份，dt=0 表示企業(yè)出口前的年份；交互項du×dt的估計系數(shù)β度量的是企業(yè)出口對二氧化硫排放強度的真實影響。其他控制變量的選取與式（1）一致。模型估計的準(zhǔn)確性很大程度上取決于找到與處理組企業(yè)相對應(yīng)的對照組企業(yè)。為尋找與處理組企業(yè)盡可能相似的對照組企業(yè)，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法，基于逐年匹配和一對一的最近鄰匹配原則，選用全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)和企業(yè)所有權(quán)類型進行匹配。匹配完成后采用雙重差分（DID）的方法進行回歸分析，回歸結(jié)果見表6。列（1）～列（4）的回歸系數(shù)均在5%及上水平上顯著，企業(yè)出口會顯著降低二氧化硫排放強度。

表6 使用雙重差分方法

五、企業(yè)出口影響環(huán)境績效的機制分析

本部分探究了出口企業(yè)二氧化硫排放強度低的潛在影響機制。導(dǎo)致企業(yè)污染排放強度低的機制主要包括減排投資（Cao et al，2016）、清潔技術(shù)的R&D（陳登科，2020；林伯強和劉泓汛，2015；Levinson，2009；Levinson，2015；Shapiro 和Walker，2018；Su 和Ang，2012；Girma et al，2008；Batrakova 和Davies，2012）、二氧化硫去除率（Pei et al，2020）、生產(chǎn)率（Forslid et al，2018）。受限于高質(zhì)量R&D 數(shù)據(jù)的獲取，本文基于企業(yè)研發(fā)投資程度與新產(chǎn)品產(chǎn)值的正向關(guān)系（羋斐斐等，2021；毛其淋，2019；田巍和余淼杰，2014），以企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值作為R&D 的代理變量進行機制分析，回歸結(jié)果見表7。列（2）和列（4）以ln（SO2emissions intensity）作為被解釋變量，列（1）和列（3）的被解釋變量為ln（R&D）。列（1）和列（2）的回歸結(jié)果顯示，出口企業(yè)通過提升企業(yè)的R&D 水平，進一步強化了出口企業(yè)的二氧化硫減排效應(yīng)。同時，列（3）和列（4）的回歸結(jié)果揭示了企業(yè)出口強度的二氧化硫減排效應(yīng)同樣受到R&D 水平正向影響。

表7 R&D 機制

本文接下來主要探討出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率因素對二氧化硫排放強度的影響。Forslid et al（2018）得出，出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)，全要素生產(chǎn)率高的出口企業(yè)污染物排放強度低。為了證實全要素生產(chǎn)率機制的有效性，本文在回歸模型中構(gòu)建了企業(yè)出口虛擬變量與全要素生產(chǎn)率的交乘項作為核心解釋變量進行回歸，回歸結(jié)果見表8。從列（1）～列（4）的回歸結(jié)果中可知，在其他因素不變的情況下，企業(yè)出口和全要素生產(chǎn)率對二氧化硫排放強度具有交互影響。出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越高，二氧化硫排放強度越低。⑧此外，本文在回歸模型中構(gòu)建了企業(yè)出口強度與全要素生產(chǎn)率交乘項作為核心解釋變量進行回歸，受限于篇幅，其回歸結(jié)果備索。

表8 全要素生產(chǎn)率機制

六、企業(yè)出口影響環(huán)境績效的進一步分析

（一）用OLS 和OP 方法計算全要素生產(chǎn)率進行穩(wěn)健性檢驗

全要素生產(chǎn)率是本文重點考察的控制變量，也是衡量企業(yè)生產(chǎn)力水平的重要指標(biāo)，且與企業(yè)污染物的排放水平密切相關(guān)。因此，本文采用以普通最小二乘法（OLS）和OP 方法計算出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，對控制以ACF 方法計算的全要素生產(chǎn)率變量的回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果見表9。在其他因素不變的情況下，出口企業(yè)的二氧化硫排放強度低，而且回歸系數(shù)均在1%的水平顯著，說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 二氧化硫排放強度與出口狀態(tài)變量關(guān)系的實證分析結(jié)果（OLS 和OP）

（二）污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)的異質(zhì)性分析

根據(jù)國務(wù)院發(fā)布的《第一次全國污染源普查方案》中的污染行業(yè)分類，本文將制造業(yè)各行業(yè)分為污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)進行異質(zhì)性分析。污染密集型行業(yè)包括重點污染行業(yè)和重點監(jiān)測行業(yè)，非污染密集型行業(yè)包括所有其他行業(yè)。⑨由于篇幅所限，污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)細分列表備索?；谖廴久芗托袠I(yè)和非污染密集型行業(yè)樣本進行實證分析的，結(jié)果見表10。

表10 污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)中企業(yè)出口對二氧化硫排放強度影響的實證分析結(jié)果

表10 的回歸結(jié)果顯示，在污染密集型制造業(yè)樣本中，企業(yè)出口狀態(tài)對SO2排放強度的影響才是顯著負向的。即在污染密集型行業(yè)中，出口企業(yè)比非出口企業(yè)較為清潔。這可能是由于污染密集型行業(yè)是國家重點監(jiān)控行業(yè)，國家制定嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)來監(jiān)控此類行業(yè)企業(yè)的污染排放。綜合而言，在不同污染密集型行業(yè)中，出口企業(yè)對二氧化硫排放強度的影響存在顯著的異質(zhì)性。

（三）不同地區(qū)異質(zhì)性分析

由于不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境保護力度和資源稟賦的不同，本文有理由認為出口企業(yè)對二氧化硫排放強度的影響因企業(yè)所在地區(qū)而異。因此，本文根據(jù)中央政府的行政區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本中企業(yè)按所在地區(qū)劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)四大區(qū)域。由于東部地區(qū)的樣本數(shù)量大于其他地區(qū)，為了方便統(tǒng)計，本文借鑒Wang et al（2018）的方法，將非東部地區(qū)的所有樣本企業(yè)合入一個樣本中進行異質(zhì)性分析。

如表11 所示，本文分別測試了出口狀態(tài)對東部和非東部地區(qū)樣本中企業(yè)的二氧化硫排放強度的影響?？傮w而言，研究結(jié)果與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果報告的一致。換而言之，出口企業(yè)可以降低二氧化硫的排放強度。需要強調(diào)的是，在東部地區(qū)的企業(yè)中這一效果尤其明顯，但在其他地區(qū)不存在統(tǒng)計上的顯著性。

表11 東部地區(qū)和其他地區(qū)的企業(yè)出口對其二氧化硫排放強度影響的異質(zhì)性實證分析結(jié)果

（四）出口的廣延邊際和集約邊際

集約邊際是指出口企業(yè)增加其出口份額；廣延邊際是指企業(yè)出口狀態(tài)的改變，即由非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)。此部分重點回答出口企業(yè)二氧化硫排放強度的下降究竟是由出口的廣延邊際還是集約邊際所驅(qū)動的問題。即探究企業(yè)從不出口狀態(tài)向出口狀態(tài)的轉(zhuǎn)變是否比企業(yè)增加出口強度對環(huán)境的影響更為重要。參考Pei et al（2021）年的處理方式，本文采用在所有年份中一直運營的企業(yè)作為樣本，重新估計回歸模型（1）。如果估計結(jié)果完全是由于企業(yè)從不出口狀態(tài)向出口狀態(tài)的轉(zhuǎn)變引起的，那么此部分的回歸結(jié)果應(yīng)該表明對于一直運營中的企業(yè)，企業(yè)出口對平均二氧化硫排放強度沒有顯著影響。

如表12 中Panel A 所示，在1998—2007 年間連續(xù)運營的企業(yè)中，企業(yè)出口對二氧化硫排放強度沒有顯著的影響。說明影響二氧化硫排放強度下降的主要驅(qū)動因素是企業(yè)進入和退出，即企業(yè)出口狀態(tài)的改變。此外，本文參考Pei et al（2020）的文章，通過構(gòu)建出口虛擬變量和出口強度變量的交乘項進行檢驗。表12 中Panel B 的回歸結(jié)果表明，出口企業(yè)二氧化硫排放強度的變化主要是由廣延邊際（由不出口到出口狀態(tài)的變動）驅(qū)動的，而不是由集約邊際（增加出口強度）驅(qū)動的。

表12 集約邊際和廣延邊際對二氧化硫排放強度影響的實證分析結(jié)果

此外，本文將數(shù)據(jù)擴展到最新年份，構(gòu)建1998—2012 年的企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)進行分析。由于2007 年以后的工企數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，在測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率時，因為缺少相關(guān)關(guān)鍵指標(biāo)（固定資產(chǎn)凈值年平均余額、折舊、工業(yè)增加值等）的數(shù)據(jù)而無法計算。因此，本文以勞動生產(chǎn)率（工業(yè)總產(chǎn)值/從業(yè)人數(shù)）代替全要素生產(chǎn)率進行回歸分析?；跀U大樣本量的數(shù)據(jù)來進一步檢驗企業(yè)出口和企業(yè)出口強度對二氧化硫排放強度的影響，回歸結(jié)果依然保持穩(wěn)健。⑩由于篇幅所限，擴充樣本的回歸結(jié)果備索。

七、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論及貢獻

本文采用企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)對企業(yè)出口狀態(tài)對二氧化硫排放強度的影響進行深入研究和探討，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的環(huán)境績效與出口狀態(tài)密切相關(guān)。具體而言，首先，出口狀態(tài)與二氧化硫排放強度之間存在顯著的負向關(guān)系。當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時，二氧化硫排放強度會下降6.86%。其次，基于出口企業(yè)分析出口強度對二氧化硫排放強度的影響發(fā)現(xiàn)，出口強度平均每增加1%，二氧化硫排放強度減少0.19%。再次，通過使用不同污染密集型行業(yè)、不同地區(qū)的企業(yè)進行異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，出口狀態(tài)與二氧化硫排放強度之間的負向關(guān)系存在顯著的行業(yè)和地區(qū)異質(zhì)性。最后，本文進一步將數(shù)據(jù)更新到2012 年最新年份，使用擴充樣本后的1998—2012 年面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)比非出口企業(yè)排放的二氧化硫強度低，出口企業(yè)更加清潔；且出口強度與二氧化硫排放強度負相關(guān)，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。此外，機制分析發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)的研發(fā)投資、全要素生產(chǎn)率水平較高，且二者均與二氧化硫排放強度呈顯著負相關(guān)關(guān)系。對出口的廣延邊際效用和集約邊際效用進行對比得出，出口企業(yè)二氧化硫排放強度低主要是由于出口的廣延邊際效用所驅(qū)動的。綜合而言，中國的出口企業(yè)總體上比非出口企業(yè)更加清潔。鑒于中國目前仍屬于勞動密集型國家，相比于出口資本密集型產(chǎn)品而言，出口勞動密集型產(chǎn)品的環(huán)境負擔(dān)更輕。本文的結(jié)論在一定程度上證明了“污染避難所假說”在我國并不成立。

本文的研究具有實證和理論雙重貢獻。實證層面，已有文獻大多研究發(fā)達國家參與貿(mào)易對環(huán)境的影響，以發(fā)展中國家尤其是中國為研究對象的文獻較為匱乏。同時，已有文獻大多是從國家層面、行業(yè)層面或地區(qū)層面研究貿(mào)易對環(huán)境的影響，從企業(yè)微觀層面研究貿(mào)易對環(huán)境的影響的文獻非常稀缺；雖然有些研究嘗試使用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，但其用到的數(shù)據(jù)均具有一定的局限性，比如僅使用某一年的橫截面數(shù)據(jù)，或僅使用上市公司的數(shù)據(jù)。因此這類文獻選取的樣本存在代表性不足的問題。本文使用連續(xù)多年的微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，更有助于考察企業(yè)出口行為對環(huán)境的影響，有助于對該問題的研究得出更加穩(wěn)健可靠的結(jié)論。本文的研究成果為已有的文獻增添了新的內(nèi)容，為貿(mào)易對環(huán)境影響的研究提供了微觀層面的依據(jù)。除以上貢獻之外，本文考慮到貿(mào)易與環(huán)境可能存在來自多方面的內(nèi)生性問題，本文提供了兩種處理內(nèi)生性的思路，其一，通過構(gòu)建工具變量使用兩階段最小二乘的方法來處理內(nèi)生性問題；其二，使用傾向得分匹配和雙重差分相結(jié)合的方法處理內(nèi)生性問題。本文充分利用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)信息的優(yōu)勢，從多個維度對本文研究進行穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性分析，并對貿(mào)易對環(huán)境影響的機制進行充分分析。理論層面，國外學(xué)者從行業(yè)細分到企業(yè)，再到生產(chǎn)工廠，深入探討了發(fā)達國家貿(mào)易對環(huán)境的影響，并指出貿(mào)易對環(huán)境的作用方向受到規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)及企業(yè)生產(chǎn)行為和生產(chǎn)方式的影響，即貿(mào)易對環(huán)境的影響具有不確定性。但基于中國數(shù)據(jù)進行的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易對環(huán)境的正向作用在多重檢驗方法下依舊保持穩(wěn)健，即企業(yè)出口能有顯著降低企業(yè)二氧化硫的排放強度。換而言之，中國的對外開放不僅是全面的，和諧的，同時也是綠色的。該結(jié)論為今后完善發(fā)展中國家發(fā)展與綠色協(xié)同的發(fā)展理論提供了有益的參考。

（二）對策建議

基于本文的研究結(jié)果，本文認為應(yīng)從以下幾方面來推動環(huán)境保護與貿(mào)易發(fā)展的良性互動。首先，立足于中國經(jīng)濟“雙循環(huán)”的新格局，要進一步擴大對外開放，貫徹落實“走出去”戰(zhàn)略，不斷擴大“走出去”企業(yè)規(guī)模；其次，加大企業(yè)的科研投入與科研力度，提高企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，嚴(yán)格執(zhí)行綠色、高質(zhì)量生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)，減少企業(yè)污染排放；再次，加大對東部沿海地區(qū)出口企業(yè)，尤其是低污染出口企業(yè)的政策及資金支持，強化東部沿海地區(qū)出口企業(yè)的示范作用，不斷推進從沿海到內(nèi)陸的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，從而減輕貿(mào)易對環(huán)境所產(chǎn)生的負面效應(yīng)；此外，對標(biāo)國際高標(biāo)準(zhǔn)環(huán)境保護成本，提高企業(yè)的生產(chǎn)出口門檻及環(huán)境污染成本，鼓勵輕污染乃至無污染的綠色出口行為；最后，確保企業(yè)出口結(jié)構(gòu)調(diào)整與國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的方向一致，確保企業(yè)“走出去”與國家對外開放的步調(diào)一致，構(gòu)建和完善綠色全產(chǎn)業(yè)鏈，推動綠色經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。