钢铁行业环境管制标准提升对企业行为与环境绩效的影响

李钢+刘鹏

摘要：通过文献计量的方法，构建了钢铁行业环境管制的标准强度；并以此为基础分析了环境管制标准强度提升对企业行为的影响及企业环境绩效的影响。计量结果显示：2000-2014年，中国钢铁行业的环境管制标准强度累计提高了122个单位，是1999年（基期100）的2.22倍；数据还显示标准强度提升较快的年份集中在2004和2005年以及2009、2010和2011年。环境管制标准强度的不断提高，促进了企业采取环境友好型技术。计量回归结果表明：前一期的标准强度提高会促进下一期企业环境绩效的提升。在管制初期，标准强度的提升能够带来环境绩效较大幅度的改善；随着标准强度的进一步提升，环境绩效的改善程度逐渐减弱。格兰杰因果关系检验也显示：环境管制标准强度的不断提升是促进企业行为改变的重要原因；这也表明，采取的文献计量的方法能较准确的计量环境管制标准强度的提升。数据还显示，2001-2012年间，除吨钢废气排放量有所上升外，吨钢能耗、吨钢二氧化硫和烟粉尘的排放量、吨钢废水排放量、吨钢化学需氧量、吨钢一般固体废物均呈现逐渐下降的变动趋势，表明企业对环境管制标准强度不断提升的应对行为，促进了企业环境绩效的改善，减少了其对环境的不利影响。认为，虽然2000年以来中国钢铁行业的环境管制标准强度提升显著，但管制标准还有提升空间；提高环境管制标准强度对于环境绩效的改善仍有较大空间。

关键词：环境管制；企业行为；环境绩效

中图分类号：F426 文献标识码：A

文章编号：1002-2104（2015）12-0008-07

改革开放以来，尤其是进入21世纪以来，中国经济取得了迅猛发展，人们的生活水平得到不断提高，人们在追求物质享受的同时也越来越注重环境保护与自身健康。在这样的情景下，有越来越多的声音要求政府加大环境保护力度。正如金碚[1]提到的：“在一定的工业发展阶段，人们宁可承受较大的环境污染代价来换取工业成就；而到了工业发展的较高阶段，环境的重要性变得越来越重要。”因此，当工业发展到较高阶段时，人们宁可放弃一定的经济发展速度来维持较高的环境水平[2]。钢铁行业作为国民经济体系中的一大重要产业，具有流程长、规模大、产能高的特点，不仅自身能产生较大的规模效应，而且还可以带动相关产业的快速发展。然而钢铁行业又是一个污染较为严重的行业，其高能耗、高污染、高排放的另一特点，又使得各钢铁大国格外重视其节能减排的绿色化发展之路。中国经过改革开放的快速发展，粗钢产量在1996年超过日本，成为世界第一大钢铁生产国[3]；近十几年中国钢铁行业依然发展迅速，产能规模不断扩大，但其随之带来的污染问题也日益引起环保部门的关注；为了保持绿色可持续发展的同时又要不断提高我国钢铁行业在国际上的竞争力，有关部门相继出台了一系列的环境方面的政策法规。基于这样的背景与现状，本文讨论的几个重点问题在于：一是将2000-2014年中国钢铁行业的环境保护政策法规（即环境管制标准强度）进行量化；二是对吨钢污染物达标排放量进行标准化处理；三是对环境管制标准强度和环境绩效进行定量分析。期望为钢铁行业的环境管理提供依据。

1钢铁行业的环境影响

钢铁行业是资源（能源）密集型产业，其特点是产业规模大、生产工艺流程长，从矿石开采到产品最终的生成，需要消耗大量的资源，且污染物排放量巨大。同时，由于中国多年来一直以粗放型的生产方式为主，炼钢工艺水平提高缓慢，钢铁行业也一直以来是国内的重污染行业。统计数据显示，截止到2014年12月我国全年粗钢累计产量8.23亿t，全年钢材累计产量11.26亿t，较上年同比分别增长5.6%和5.4%。这样一个庞大的行业，产量每增加1%，就会带来大量的能源消耗和污染物排放。在过往的十几年，钢铁行业环境绩效在稳步提升，单位产出对环境影响在减少。一般认为环境绩效提升的原因有：技术进步，内部管理，产业结构调整（在产业内部也可以看成是产品结构调整）。这些变化往往是环境管制作用的结果。制度学派认为，技术进步是内生的，甚至内部管理、产业结构都是内生于当前的制度环境。马克思认为制度是经济基础决定的，进一步是生产力发展水平决定的。李钢等[4]提出：“环境管制强度是由执法力度及污染物排放标准所决定。提高环境管制的强度，既可以通过提高执法力度，从而提高企业违法成本所实现；也可以通过提高污染物的排放标准而实现”。其研究表明“1997年以后中国环境管制执法强度不断提升”[4]，但该研究没有量化标准强度的变化情况。若仅从单位产出对环境的影响结果来看，无法分辨出环境绩效的提升是由标准强度提升还是执法强度提升造成的。因而本文希望从环境管制标准强度对环境绩效的影响这一角度入手，深入分析具体某种制度安排（环境管制标准强度）下，企业的行为及其环境绩效的变化。

2环境管制标准强度与量化

李钢等提出[4]环境管制强度一般可分为执法强度和标准强度；前者可以通过工业环境已支付成本与工业环境总成本之比进行测算，目前已有不少学者对此进行了相关研究；而对于后者的量化与测算一直进展缓慢。对于欧美等发达国家，一般而言法规可以得到有效的执行；而对于发展中国家，经常会出现“有法不依，执行不严，违法未究”的现象。环境管制准强度用于衡量一国“理想”的环境管制强度，可以用一国法规所规定的排污标准来衡量；而环境管制执法强度用来衡量一国“实际”的对“违规”的追究程度。本文从可查的现行法律法规中，按照年份和类别对钢铁行业的环境管制标准强度进行了逐一统计，得到如表1中的内容（由于篇幅限制本文仅列出高炉环境管制内容，本文研究的内容还包括烧结机、转炉、电炉、炭化室、生产能力、能耗、污染物等七个方面）[5-7]。然后按以下方法对表1中各年的环境管制标准强度进行赋值：按照时间顺序进行对比，本年度中只要有一项管制强度比上一年度提升就赋值为1，不变为0，下降为-1（有n项提升，则赋值为n，以此类推）。其中，若本年度中的管制强度既有上升也有下降，则根据变化的程度来具体赋值（上升程度大于下降程度，赋值为1；上升程度小于下降程度，赋值为-1；两者相当，赋值为0）。表格中的空白处表示本年度的法规政策未对此项目做出明确的规定。在表1中，用↑表示管制强度上升，↓表示管制强度下降，←→表示管制强度不变或持平。将上述表格中的管制强度赋值后，合并统计得到表2。取1999年的标准强度为100，然后对每年的赋值结果进行累加，便可得到各个年份的标准强度值。

从表2可以看出，随着时间的变化，环境管制标准强度明显呈不断上升的变化趋势。从总体数值上看，2000-2014年的环境管制标准强度提高了122个单位，是1999年（基期100）的2.22倍。从表2的横向来看，环境管制标准强度提升幅度最大的是能耗方面，2000-2014年间共提高了26个单位，其中2009-2012年间提高了18个单位，表现的尤为集中和明显；其次标准强度提升较快的方面依次是高炉、生产能力、电炉、转炉，分别提高了21，19，18，17个单位；而提升相对较慢的是对除尘排污、炭化室和烧结机方面的管制要求，其分别提高了10，8和3个单位。纵向来看，标准强度除2001年与2000年持平以外，其余年份均有不同程度的提升。其中，提升较快的年份集中在2004和2005年以及2009，2010和2011年，分别比上一年提高了11，18，17，13和21个单位。

目前来看，由于环境管制法规的内容往往是多维度、多尺度、非线性的，这就给环境管制标准强度的量化带来了较大的困难。这可能是目前环境管制标准强度计量研究进行缓慢的重要原因。对于表2中采用的累加方法，可能会引起一些争论，主要是每项法规对标准强度提升的程度是有差异的，这意味着各项法规的“权重”不等。但由于法规内容复杂，在现有条件下又难以解决上述问题。因此，鉴于本文研究重点不是研究法规之间的比较，而是比较不同年份之间的环境管制标准强度的变化；而且由于法规数量较多（有220多条），因而上述偏差在本项研究中又是可以接受的。本文可能引起的另一项争论是本文的计算方法是否意味着制度越多越好呢？当然不能说制度越多越好；有“有法可依”后还须“有法必依”。相似环境保护法规的出台，并不能说明环境管制强度在不断的提高，但法规标准的不断提升的确说明了环境管制标准强度在不断提升。这也正是本文研究将环境管制强度区别为标准强度与执法强度的原因。还要说明的是，由于只有标准强度提升的法规才能计入表2；若仅是法规数量增加，则不能计入表2中。

3环境管制标准强度提升与企业行为

环境管制标准强度的提升会首先作用于企业行为的改变，而企业行为的改变最终又会带来环境绩效的变化。为了更好地反映标准强度提升对于企业行为改变的影响，进而对环境绩效变化的影响，本文以钢铁行业污染物的吨钢污染物达标排放量作为分析对象，并将其作为标准强度变化的衡量标准。

吨钢污染物达标排放量应包含废水、废气和固体废弃物三个部分，但在实际中固体废弃物在污染物总量中的占比很小，而且难以准确衡量，因而本文在分析时不考虑固体废弃物的变化。同时，考虑到数据能否获得的问题，选用吨钢废水达标排放量、吨钢SO2达标排放量和吨钢烟粉尘达标排放量作为实际的分析对象。

3.1标准强度与执法强度对企业行为影响的区分

从理论上分析，假设在钢铁总产量不变和吨钢SO2排放量保持不变的条件下：

SO2排放量= SO2达标排放量+ SO2未达标排放量（1）

吨钢SO2排放量=吨钢SO2达标排放+吨钢SO2未达标排放量（2）

环境管制标准强度提升主要使吨钢SO2达标排放量下降。因为在假设钢铁总产量不变和炼钢工艺不变的条件下，则可认为吨钢SO2排放量保持不变。当标准强度提升时（如吨钢排放的废气中对于SO2含量的要求从5%降为1%，则认为标准强度提高），吨钢SO2达标排放量是下降的。根据企业追求利润最大化的假设，在标准强度一定时，企业实际吨钢SO2排放量（或排放浓度）只会与标准持平或略低于标准，而不会在达标的前提下进一步降低SO2排放量（或排放浓度），因为这样做会增加企业的成本。于是根据（2）式，当排放量一定时，未达标排放量会上升，达标排放量会下降。

环境管制执法强度提升主要使吨钢SO2达标排放量上升。因为在同样假设钢铁总产量不变和吨钢SO2排放量不变的条件下，执法强度提升意味着企业的违法成本上升，企业出于自身利益的考虑，不得不采取相应的措施降低废气中SO2的含量，以避免高额的违法处罚。企业的相应行为会使SO2达标排放量上升，未达标量下降。所以，执法强度的改变，同样会引起企业行为的改变。

3.2吨钢污染物达标排放量的实证分析

通过前文分析可知，标准强度和执法强度的提升对吨钢污染物达标排放量的影响恰好是相反的，前者使其下降，后者使其上升；而且当年标准强度的变化对于吨钢污染物达标排放量的影响往往在下一年中才能体现出来。以2001年的吨钢污染物达标排放量作为研究的起始年份（标准强度从2000年记起），同时由于最新相关统计数据只更新到2012年，所以以2001-2012年的数据作为对吨钢污染物达标排放量分析的样本。

由于钢铁行业各污染物达标排放量的数据并不完整，甚至某些数据缺失较为严重。如，废水达标排放量缺少2011和2012年的数据，SO2、烟尘以及粉尘达标排放量只有2005-2010年的数据，而且烟尘和粉尘总排放量的数据在2011年和2012年只是以二者之和的形式给出。为此，在已有数据的基础上，采用线性插值法进行了数据序列估算。首先估算出各污染物缺失年份的达标排放率，然后依据达标排放率，倒推出相应年份的达标排放量，从而求出吨钢污染物的达标排放量。废水达标排放量的估算过程是：

（1）根据2001-2010年钢铁行业废水达标排放率（达标排放量）不断上升的这一变化趋势，设2001年的达标排放率为A，2010年的达标排放率为B，并用V表示达标排放率的年均增长量，其中V=（B-A）/9；

（2）以B+V作为2011年的废水达标排放率，在此基础上，用2011年的废水达标排放率加上V，即B+2V，作为2012年的废水达标排放率；

（3）根据估算出的废水达标排放率，并与相应年份的废水排放量相乘，即可得到2011和2012年废水达标排放量。

考虑到有些年份环境管制标准强度变化较大（如2004，2005年），且SO2、烟粉尘达标排放率在某些年份也有较大变化；因此，对于废气达标排放率的估算采用分段式的插值法进行，并进行了必要的调整。由于2011年《环境统计年鉴》的统计口径有所变化，造成SO2和烟粉尘排放量较之前产生了不具可比性的变动。为了保持数据的可比性和连贯性，本文用2010年吨钢SO2和烟粉尘排放量作为2011和2012年吨钢SO2和烟粉尘排放量的近似值，估算出2011和2012年SO2和烟粉尘排放总量；进而再用同样的方法估算出吨钢达标排放量。

在解决了数据缺失的问题之后，用各污染物达标排放量除以相应年份的钢铁总产量，便得到2001-2012年钢铁行业各吨钢污染物达标排放量。但需要注意的是，标准强度的提升对不同吨钢污染物达标排放量的影响不尽相同，且每种污染物存在形式也不同（如废水和废气），这样用实物量进行分析难免会带来不便。鉴于此，对各污染物吨钢达标排放量进行了标准化处理，即以2001年的实物量作为基准，用各年份的数值分别除以2001年的数值，便得到吨钢污染物达标排放量的标准化值，其变化趋势如图1所示。经过这样的标准化处理之后，既不会改变原始数据之间的比例关系和总体变化趋势，又便于进行统一分析比较。

从各污染物达标排放量的标准化值来看，吨钢废水达标排放量处于连年下降趋势，标准化值由2001年的1降到2012年的0.12，降幅最大，说明环境管制标准强度对废水达标排放量的影响最为明显；吨钢SO2达标排放量变化稳中有降，变动幅度虽然不大，但整体上受到标准强度提升的影响。吨钢烟尘和粉尘达标排放量变化基本趋于一致，2001-2003年逐渐下降，2004-2005年出现上升趋势，2006年又开始平稳下降，从总体上看在波动中下降。基于前面的分析认为，反弹明显的年份基本与执法强度的显著提升有较大关系。4环境管制标准强度与企业行为的初步计量分析

环境绩效的直观表现形式可用吨钢污染物达标排放量来表示，为了更好地与计量工具相结合，将吨钢各污染物达标排放量的标准化值合并为一个值。由于各种污染物的存在形式和处理方式存在很大差异，采取了由内到外层层合并的方式进行合并。首先对粉尘和烟尘进行合并，采用将实物量相加总的合并方法。因为烟尘和粉尘的存在形式相同，且处理方式及单位处理费用差别不大，又《环境统计年鉴》在2011年后统称其为烟粉尘，因此合并后可作为同一类污染物。其次，对于废水、SO2以及烟粉尘的合并，采用环境已支付成本法。即，通过计算得到每种污染物吨钢达标排放量的治理费用，然后以每种污染物吨钢达标排放量治理费用占所有污染物吨钢达标排放量治理费用的比重作为自身的权重，并将各自的权重乘以相应的标准化值，再将得到的数值相加，即得到某一年吨钢污染物达标排放量的标准化值。例如，设2001年吨钢废水、SO2、烟粉尘达标排放量治理费用分别为α、β、γ， 吨钢废水、SO2、烟粉尘达标排放量标准化值分别为X、Y、Z，则2001年三者合并的标准化值为：

5结论

中国钢铁行业环境绩效的有效改善，与环境管制标准强度的不断提升有直接的关系：

（1）中国钢铁行业环境绩效不断提升。2001-2012年间，除吨钢废气排放量有所上升外，其余指标均呈现逐渐下降的变动趋势。2001年吨钢能耗为1 130.11 kg标煤/t，2012年为824.28 kg标煤/t，减少了27.1%，可见吨钢能耗下降显著。二氧化硫和烟粉尘的吨钢排放量分别由2001年的4.83 kg和8.28 kg下降为2012年的3.32 kg和2.50 kg；吨钢废水排放量由2001年的12.65 t下降至2012年的1.47 t，下降幅度达88.4%。其中，吨钢化学需氧量（COD）也呈现出明显的下降趋势，2001-2012年间，由0.94 kg下降到0.10 kg。此外， 2001-2012年吨钢一般固体废物产生量由778.91 kg下降到580.86 kg，虽然相比其他指标而言下降幅度较小，但其一直处于不断下降的状态，并没有出现明显反弹现象。

（2）中国钢铁行业环境管制标准强度不断加强。2000-2014年管制强度提高了122个单位，是1999年（基期100）的2.22倍；从横向来看，对高炉、烧结机、转炉、电路、炭化室的管制要求分别提高了21，3，17，18和8个单位；而对生产能力、能耗、除尘污染的管制要求则分别提高了19，26和10个单位。纵向来看，除2001年与2000年持平以外，其余年份均有不同程度的提升。其中，标准强度提升较快的年份集中在2004和2005年以及2009，2010和2011年，分别比上一年提高了11，18，17，13和21个单位。环境管制标准强度的提升对于提高环境绩效，进而降低钢铁行业的能耗、减少污染物的排放量有着显著的成效。

（3）环境管制标准强度的提升促进了企业积极采取措施，减少对环境的影响。通过计量分析知，随着环境管制标准强度的提升，吨钢各项污染指标均有不同程度的下降。前一期的环境管制标准强度的倒数每提高1个单位时，本期的吨钢污染物达标排放量提高125.028个单位，即，前一期的标准强度每提高1个单位时，本期环境绩效提升到125.028 0Regulationt-1+1的水平。且环境绩效的边际提高量是递减的，即环境绩效从连续提高的每一单位标准强度中所得到的提高量是递减的。这与环境管制强度的作用效果相符，在管制强度相对薄弱的时期，提高管制强度对于提高环境绩效有着较明显的效果；当环境管制强度提高到一定程度后，进一步提升管制强度对于环境绩效的提升作用会越来越小。与此同时，中国钢铁产量依旧保持着较高的增长势头，钢铁产品质量也在不断提高，环境管制标准强度的不断提升并没有给中国钢铁行业的快速发展带来不利的影响。今后，我国可以继续发挥环境管制标准强度对于环境绩效的促进作用，争取早日把我国从一个钢铁大国变成一个钢铁强国。

（编辑：李琪）

参考文献（References）

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AbstractThis paper tries to construct the environmental regulation standard magnitude of the iron and steel industry by using the bibliometrics method. Based on this method， this paper also explores the impact of upgrading of regulation standard on enterprise behaviour and environmental performance. The results show that from 2000 to 2014， Chinese environmental regulation standard magnitude of the iron and steel industry has increased by 122 units. Its 2.22 times of the magnitude in 1999（base period is 100）. The results also show that in years of 2004， 2005， 2009， 2010 and 2011， environmental regulation standard magnitude experienced faster increase. As environmental regulation standard magnitude increases， it acts as a facilitator to those environment friendly technologies. In the initial period of regulation， it brings stronger effect on environmental performance as environmental regulation standard magnitude increases. But as magnitude increases further， the effect on environmental performance goes weaker. Granger causality shows that upgrading environmental regulation standard magnitude is an important factor of changing enterprise behaviour. The statistics further show that between 2001 and 2012， steel waste gas per ton increases， but energy consumption per ton， sulfur dioxide and smoke and dust emission per ton， waste water discharge per ton， COD per ton， general industrial solid waste per ton all display a trend of decreasing. This reveals that enterprises behavior to cope with the upgrading regulation standard， brings about better enterprise environmental performance and less negative effect on environment. This paper believes although Chinese environmental regulation standard magnitude of the iron and steel industry has dramatically increased， it still has much room to grow. Thus， environmental performance still has much room of improvement as regulation standard magnitude further increases.

Key wordsenvironmental regulation； the enterprise behavior； environmental performance