环境管制与企业出口表现：来自纺织染整工业企业的证据

王晓颖 汪龙周

一、引言

我国自2001年加入WTO以来，出口贸易规模不断扩张，经济实现高速发展。根据海关总署统计数据，我国货物贸易进出口总值从2001年的0.27万亿元增加至2020年的17.32万亿元。但是，高速贸易增长的背后却是不断恶化的环境问题，水污染、空气污染等问题引发各方密切关注。自2002年以来，我国政府逐渐加强环境污染管制，加大环境治理投资力度。在“十一五”规划中，首次明确了各省的减排目标，环境治理业绩也与官员职位晋升直接挂钩(1)罗知、齐博成：《环境规制的产业转移升级效应与银行协同发展效应——来自长江流域水污染治理的证据》，《经济研究》2021年第56卷第2期。。2010年，国务院、国家环境保护部等部门颁布了163项环保法规，达到有史以来峰值。2021年，我国进一步提出2060年实现碳中和的宏伟目标。为实现这一目标，更多环保法规和管制措施纷纷出台。那么，这些环境管制政策是否改善了我国企业的出口表现？通过何种渠道产生影响？这种影响是否具有异质性？

针对上述问题，学术界并未达成一致结论。一方面，以Winch等为代表的学者认为企业为了遵循环境管制的有关要求，将外部成本内部化，增加了企业的生产成本，缩小了利润空间，使其国际竞争力降低，即“遵循成本效应”(2)Winch, D. M., Baumol, W. J., Oates, W. E., “The theory of environmental policy”, Economica, Vol. 43, No. 1, 1976,p.429.。按照这一观点，发达国家会因为严格的环境管制而丧失其比较优势，而发展中国家则会因为较弱的环境管制而在污染严重行业具有贸易比较优势，成为该类产品的“污染天堂” ，最终发达国家的企业会通过外商投资的方式转移至发展中国家。Karp等也指出严格执行的环境管制会导致企业出口产品生产成本上升，进而产生环境管制成本贸易转移效应，削弱一国的出口竞争力，对出口贸易具有抑制作用(3)Karp, L., Sacheti, S., Zhao, J., “Common ground between free-traders and environmentalists”, International Economic Review, Vol. 42, No. 3, 2001,pp.617-648.。具体来说，企业为应对环境管制要求，在资源给定的情况下会重新配置资源，投入资金和设备来预防和治理污染，这部分投资会挤占企业生产经营类投资，进而提高企业固定成本投入(4)余东华、孙婷：《环境规制、技能溢价与制造业国际竞争力》，《中国工业经济》2017年第5期。。这种挤出效应还会随着环境管制强度的增加和执行力度的提高而增加，对于后进入的企业而言影响更大，因为他们在进入伊始就要考虑购买清洁或排污设备以及企业选址等问题。除此之外，生产过程中的清洁或减排支出也会受企业自身设备使用能力的影响。“遵循成本”的提高加重了企业应对环境管制的负担，不利于企业再生产和扩大再生产，从而对企业出口产生抑制作用。部分实证研究佐证了这一观点，即环境管制对出口具有抑制作用(5)王杰、刘斌：《环境规制与中国企业出口表现》，《世界经济文汇》2016年第1卷第1期。(6)任力、黄崇杰：《国内外环境规制对中国出口贸易的影响》，《世界经济》2015年第5期。。

另一方面，以Porter和Van der Linde为代表的学者认为严格的环境管制会促进企业进行自主创新，以降低企业用于污染治理的投入成本，即“波特假说”(7)Porter, M. E., Van der Linde, C, “Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship”, Journal of Economic Perspectives, Vol. 9, No. 4, 1995,pp.97-118.。一些学者根据“波特假说”提出了“创新补偿效应”，即为谋求生存和发展、降低成本以及适应环境管制的新要求，能力强的企业会通过购买现有先进技术或通过自主创新，实现生产流程的优化升级，降低污染排放浓度(8)黄德春、刘志彪：《环境规制与企业自主创新——基于波特假设的企业竞争优势构建》，《中国工业经济》2006年第4卷第3期。。具体来说，严格的环境管制会倒逼企业通过信息化手段、购买先进生产或净化设备、并购持有清洁技术的企业等手段升级现有工艺水平。这样不仅可以提高现有资源的利用效率、提高产品质量和生产效率(9)李树、陈刚：《环境管制与生产率增长：以APPCL2000 的修订为例》，《经济研究》2013年第1期。，而且可以利用新技术、新工艺开发新资源，帮助企业降低单位产品能耗、节约能源等(10)张三峰、卜茂亮：《环境规制、环保投入与中国企业生产率——基于中国企业问卷数据的实证研究》，《南开经济研究》2011年第2期。，由此产生的收益可以抵消环境管制引致的成本上升，进一步提高企业出口竞争力，促进出口贸易(11)Melita, M. J., “The impact of trade on intra-industry reallocations and aggregate industry productivity”, Econometrica, Vol. 7, No. 6, 2003,pp.1695-1725.。因此长期来看，环境管制较为严格的国家的企业会从环境改善中获益，其在出口贸易中的竞争力也会得以提高。这一观点也得到了部分实证研究的验证，即环境管制能够显著促进出口(12)Shi, X., Xu, Z., “Environmental regulation and firm exports: Evidence from the eleventh Five-Year Plan in China”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 89, 2018,pp.187-200.(13)盛丹、李蕾蕾：《地区环境立法是否会促进企业出口》，《世界经济》2018年第41卷第11期。(14)申萌、曾燕萍、曲如晓：《环境规制与企业出口:来自千家企业节能行动的微观证据》，《国际贸易问题》2015年第8期。。

不一致的研究结论让我们反思现有研究存在的问题。首先，现有实证研究关注的是企业出口规模，即数量，环境管制如何影响企业出口产品质量这一问题尚未得到解答。第二，现有研究大多从宏观层面探索环境管制与企业出口之间的关系，而从微观层面开展的研究相对较少。仅仅关注宏观层面忽略了企业异质性带来的影响。第三，部分研究试图通过量化环境管制强度来探讨环境管制与企业出口之间的关系，常用指标包括环境管制相关法规条例数量、工业污染治理投资占固定资产投资比重、污染治理成本以及污染排放量、去污率等环境管制实施结果类指标。这些量化指标忽略了不同环境管制政策本身的异质性、区域异质性以及污染程度基数异质性等问题。第四，现有研究没有很好地解决环境管制与出口之间的内生性问题。内生性问题不仅仅来源于模型中可能遗漏的同时会影响环境管制和出口的变量，如企业特征和地区特征等，还可能源于环境管制与出口之间的双向因果关系。为了解决以上问题，本文选用一个天然的准自然实验，采用双重差分的方法，以太湖流域针对纺织染整行业企业的水污染管制政策为切入点，考察环境管制对企业出口数量和质量综合表现的影响。

太湖位于我国长江三角洲地区，大部分位于江苏省内，邻接浙江省和上海市，自20世纪80年代起逐渐成为我国工业聚集重地。根据我国2004年经济普查年鉴，尽管太湖地区仅占全国总面积的0.4%、占全国总人口的3%，但却占据全国GDP总值的11.6%、占全国财政收入的16.7%。然而，太湖流域地区的河流湖泊污染十分普遍，《2011年度太湖流域及东南诸河水资源公报》指出，全年期水功能区水质达标率仅为14.2%。根据公众环境研究中心(IPE)发布的纺织业调研报告，我国纺织产业主要集中在东部沿海经济发达地区，其中污染排放强度最高的纺织染整环节，主要集中在江苏、浙江等地，且大部分企业存在超标排放情况。太湖流域大量聚集的纺织染整企业的违规超标排放则成为该区域水污染的始作俑者。

为改善不断恶化的水污染困境，2004年6月份，江苏省发布了针对江苏省纺织染整行业的水污染管制。该管制对直接排入地面水体的水污染物最高允许排放浓度及排放量进行了限制，其中包括生化需氧量、化学需氧量、悬浮物、氨氮和总磷等浓度。该政策实施分为两个阶段：第一个阶段自2005年1月1日开始实施，并只针对江苏省太湖地区的纺织染整行业企业；第二阶段自2007年1月1日开始实施，管制强度不变，但覆盖范围从江苏省太湖地区扩展到江苏省所有纺织染整行业企业。该水污染管制政策是我国针对纺织染整行业的首个地方政府层面颁布的环境管制。在此之前，我国已于1992年颁布了该行业全国范围内的污染排放标准，但该标准只是一个参考并未起到实际作用。除此之外，文献研究表明，该水污染管制政策也是全国最早的产生实际效果的地方环境管制政策(15)Liu, M., Shadbegian, R., Zhang, B., “Does environmental regulation affect labor demand in China? Evidence from the textile printing and dyeing industry”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 86, 2017,pp.277-294.。本文以该管制措施作为一个拟自然实验，采用双重差分模型考察水污染管制对企业出口“质”和“量”的多维影响。

研究发现，该水污染管制对提高企业出口产品数量的影响统计不显著，但显著提高了企业出口产品的价格和总价值。异质性分析结果表明，该水污染管制显著提高了国有企业出口产品的数量，并显著降低了国有企业出口产品的价格。此外，该环境管制对企业出口产品价格的影响与企业规模、污染排放强度、出口目的国的富裕程度、企业到太湖的距离、以及出口目的国与我国地理距离相关。进一步，环境管制会导致企业生产成本上升，进而提高企业退出率，但企业的进入率则基本不受影响。与已有文献相比，本文具有如下贡献：首先，利用数据和政策设置的巧妙优势，使用多阶段双重差分和三重差分法开展研究，较好地降低了环境管制与贸易之间的内生性问题。其次，从“企业—产品—出口目的国—年份”更微观的层面分析了环境管制政策对多维度出口表现的影响，包括出口产品的数量、价格和价值，涵盖出口的“质”和“量”，丰富了只关注出口数量的文献。第三，为现有文献对环境管制政策对企业出口效应的多样化结论提供了解释。整体来看，本文肯定了基于“波特假说”的“创新补偿效应”，即环境管制会产生正向的出口贸易效应。但是，这一结论会受到企业所有权性质、规模、年龄、排污强度等的影响，在特定情况下会出现“遵循成本效应”。最后，本文不仅限于分析环境管制对企业出口表现的影响，还探讨了环境管制对企业进口行为以及企业的进入、退出行为的影响，加深了对环境管制与企业出口贸易关系的理解。

本文其余部分安排如下：第二部分提出研究假设；第三部分陈述了研究方法和数据来源；第四部分为经验结果分析，其中不仅谈论了主要结论，而且还进行了动态分析、异质性分析和稳定性检验；第五部分进一步对该话题进行深入讨论，不仅深入分析环境管制对企业进出口行为的背后机制，并且还讨论了环境管制政策对企业的出口行为的边际效用；最后总结全文并提出政策建议。

二、研究假设

现有研究针对环境管制和企业出口规模(数量)的关系提出了两个看似矛盾的推论。一是以Winch等为代表的“遵循成本效应”(16)Winch, D. M., Baumol, W. J., Oates, W. E., “The theory of environmental policy”, Economica, Vol. 43, No. 1, 1976,p.429.，该理论认为环境管制政策规范和约束了企业原有的生产和能源消耗与污染排放行为，增加了合规成本(17)Clarkson, P. M., Li, Y., Pinnuck, M., Richardson, G. D., “The valuation relevance of greenhouse gas emissions under the European Union carbon emissions trading scheme”, European Accounting Review, Vol. 24, No. 3, 2015,pp.551-580.，因此会削弱制造业的生产力水平并导致产出损失，进一步导致出口规模的下降(18)Greenstone, M., List, J. A., Syverson, C., “The effects of environmental regulation on the competitiveness of US manufacturing”, National Bureau of Economic Research, 2012.。二是以Porter和Van der Linde为代表的“创新补偿效应”(19)Porter, M. E., Van der Linde, C, “Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship”, Journal of Economic Perspectives, Vol. 9, No. 4, 1995,pp.97-118.，该理论认为严格执行的环境管制政策会倒逼企业开展技术创新，在提高生产效率的同时降低污染排放，进而提高产出水平和出口规模(20)Gao, Y., Yao, X., Wang, W., Liu, X., “Dynamic effect of environmental tax on export trade: Based on DSGE mode”, Energy & Environment, Vol.30,No.7,2019,pp.1275-1290.。本文认为无论是“遵循成本效应”抑或是“创新补偿效应”都具有一定的适用性，但适用条件不同。具体来说，在环境管制政策尚不成熟的初期，环境管制强度和执行力度相对较弱，企业为达到环境管制相关标准而支付的合规成本处于较低水平，此时企业倾向于将污染治理成本内化在生产成本中，当资源有限的情况下，这会导致成本上升而产品产出数量下降，用于出口的数量也随之降低。然而，随着环境管制政策日臻完善并且执行力度不断加强，企业能够预期到未来环境管制政策会愈加严格，因此会“未雨绸缪”，采取比较长远的战略措施——技术创新来应对当下以及未来的环境管制。在这种情况下，单纯依靠短期的“应急措施”——内化环境管制成本已经无法满足企业需求。与其被政策“牵着鼻子走”，不如先发制人，通过购买先进技术或者自主研发创新来优化整个生产流程，提高企业整体工艺水平和生产效率，或者研发低污染的新产品代替原本的污染密集型产品，从源头解决污染问题，并提高产出水平和出口规模。

总体来说，当环境管制处于较低水平时，“遵循成本效应”会占据主导地位，环境管制对出口的影响表现为出口规模抑制效应；当环境管制较为成熟时，“创新补偿效应”会占据主导地位，环境管制会促进出口规模扩张。因此，环境管制与企业出口规模之间可能存在着倒U型曲线关系(21)陈虹、杨巧：《基于地方政府竞争视角的环境规制对出口的影响研究》，《国际商务(对外经济贸易大学学报)》2018年第1期。。本文聚焦江苏省2005年在纺织染整行业的水污染管制政策，而实际上，早在19世纪90年代初期，江苏省就开始针对水污染问题制定一系列排污标准等，但效果不是很明显。2005年的政策是在原有政策基础上的进一步强化，处于环境管制政策相对成熟阶段。结合江苏省的实际情况，提出如下假设：

假设1：环境管制政策会提高企业出口产品规模(数量)。

从出口产品质量角度出发，环境管制能够提高出口产品价格(质量)。环境管制政策的背后不仅仅是政府政策的不断完善，还反映出公众对环境问题的重视，即消费者绿色环保意识的觉醒，这对企业而言会形成一种外在压力(22)余淼杰：《加工贸易、企业生产率和关税减免——来自中国产品面的证据》，《经济学(季刊)》2011年第 10卷第4期。。这种外在压力会倒逼企业采用先进生产和排污技术，具体手段包括直接购买和自主研发，那么在出口之前企业已经完成了一轮技术升级。在对外贸易中，企业对出口目的国的相关技术和先进管理经验具有更强的洞察力，能够更快吸收这些先进技术和知识，为后期产品质量提高提供技术支撑，并有助于改善现有生产工艺和流程，提高出口产品的技术复杂度，增加产品附加值，最终表现为出口产品价格的提升(23)Blalock,G.,Gertler, P. J.,“Learning from Exporting Revisited in a Less Developed Setting”, Journal of Development Economics, Vol. 75, No. 2, 2004,pp.397-416.。此外，与国内贸易不同，进行出口贸易的企业还需要考虑出口目的国消费者对绿色产品的消费偏好，以及目的国政府的环境管制标准，而通过绿色创新来提高产品质量成为降低产品替代弹性的重要路径。韩会朝和徐康宁指出环境管制提高了企业出口产品额“质量门槛”，为企业进行产品质量升级提供了内源动力(24)韩会朝、徐康宁：《中国产品出口“质量门槛”假说及其检验》，《中国工业经济》2014年第4期。。企业可以选择运用新型环保材料改善原有产品使用性能，或者通过自主研发创造出符合消费者绿色环保偏好的绿色新产品。如果企业能够持续进行创新，不仅可以一直满足动态变化的消费者需求，提高企业在国际市场的占有率，还能在某种程度上创造和引领新的消费习惯和偏好，进一步巩固企业在国际市场的绿色综合竞争力。企业出口产品升级和质量提高会表现为出口产品价格的提升(25)杨烨、谢建国：《环境信息披露制度与中国企业出口国内附加值率》，《经济管理》2020年第42卷第1期。。因此，提出如下假设：

假设2：环境管制会提高出口产品价格(质量)。

三、计量模型和数据介绍

本文以太湖地区纺织染整工业企业为研究样本，利用江苏省2005年水污染管制政策构建拟自然实验，运用多期双差分方法分析了水污染管制对该行业企业出口产品的影响。

(一)计量模型的设定

1. 多期双重差分模型

基于太湖水质保护的水污染管制为本研究提供了一个典型的拟自然实验。自2005年开始，位于太湖附近的企业才受到该管制影响。在此之前，江苏省、上海市和浙江省的纺织染整行业企业都不曾受该管制影响，从而形成了政策的前后两个期间。并且，位于上海市和浙江省的纺织染整行业的企业一直都不受该管制的影响，构成了一个天然的对照组。为探究该水污染管制的贸易效应，以江苏省纺织染整行业为实验组，其中江苏省太湖地区的纺织染整行业的企业为第一个实验组，江苏省非太湖地区的纺织染整行业的企业为第二个实验组。此外，由于上海市和浙江省靠近太湖，与江苏省在经济和文化方面具有可比性，且在样本期间没有受到该水污染政策影响，故把上海市和浙江省的纺织染整行业的企业作为对照组。考虑到该水污染管制政策分不同时间段进行实施，本文采用了多期双重差分的估计方法。具体模型为：

ln(Yfgct)=β0+β1*Postit*Treati+φit+γt+ηfg+ξfgct

(1)

2. 动态效应模型

使用动态效应模型进一步研究水污染管制对企业产品进出口的动态影响。该分析不仅仅可以探索企业的进出口是否与环境管制影响时间有关，还可以验证双差分背后的平行趋势假设。具体模型为：

(2)

其中，dt为年份的虚拟变量。其他变量与上文中的多阶段双差分模型含义相同。该方程中的参照年份为政策发生的前一年(2004年)，即当年份为2004年时，t2004等于0。βt是本文关注的变量，解释了实验组中的企业相比控制组每年受环境管制的平均影响程度。如果在2005年之前，βt在0值附近并且在置信区间内，表示环境管制政策实施之前，实验组和对照组的出口变量具有共同趋势。

3. 三重差分模型

利用三重差分法检验以上政策效应是否受企业所有权性质、规模、年龄、污染排放强度、出口产品目的国的富裕程度以及与我国地理距离等的影响。比如分析水污染管制效应是否受企业规模影响时，第一个差分为政策发生前后的对比，第二个差分为实验组和对照组的对比，第三个差分为大企业和小企业的对比。具体模型为：

ln(Yfgct)=β0+β1*Postit*Treati*Extensionit+Postit*Treati+Postit*

Extensionit+Treati*Extensionit+γt+ηfg+ξfgct

(3)

其中，本方程中的相同符号与方程(1)中符合具有相同含义。Extensionit则代表第三重差分，该变量可以是离散变量(比如是否为大企业、老企业或重污染企业)，也可以是连续变量(比如每个企业到太湖中心的距离)。

(二)研究样本和数据来源

研究样本包括位于太湖流域的纺织染整行业企业，涉及江苏省、上海市和浙江省三省(市)。数据主要来源于中国海关企业数据库和中国工业企业调查数据库。具体来说，企业产品层面的出口数据来自中国海关企业数据库，企业的行业信息和地理信息来自工业企业调查数据库。企业具体位置信息则利用Python从百度地图中爬取。样本时间跨度为2001年到2008年。本文仅考虑2001—2008年的数据主要出于两点考虑。第一，使用双重差分法的条件之一是所关注的因果关系不受其他政策影响。如果考虑更长的时间跨度，企业出口受其他环境管制政策影响的可能性会更高。实际上，2009年之后，随着温家宝总理视察太湖，江苏省实施了更加严格的水污染排放标准，水污染管制进入一个新阶段，这势必会“污染”本文所关注的政策效应，也违背了执行双重差分法的基本条件。第二，中国工业企业数据库在2008年之后的数据质量备受质疑。2009年数据缺少应付工资、分类资本金等重要指标，2010年数据固定资产指标存在很多极端值和严重错误的问题，2011年及之后数据库的统计口径发生了变动，由原先的“全部国有及年主营业务收入达500万元及以上的非国有工业企业”变成“年主营业务收入达2000万元及以上工业法人企业”，导致数据库覆盖样本发生了较大变化(27)肖利平、许巍峰：《工业企业数据库在企业经济行为研究中的应用——视角、合并与拓展》，《外国经济与管理》2018年第40卷第3期。。因此，虽然工业企业数据库已更新至2013年，但由于样本大量遗漏、重要指标缺失、数据质量较差、统计口径变动等一系列问题，现有文献仍大多采用2008年之前数据进行研究。

中国海关企业数据库包含了从2001年到2008年所有企业8位海关产品代码的进出口数据，在2006年及之前为月度数据，2006年之后为年度数据。该数据库包含详细的企业进出口信息，不仅限于规模以上企业或国有企业。样本中每个观测值包含了该产品及其生产商的信息、进出口价格、数量、出口方式以及出口国等信息。为保持数据前后一致，本文首先按照“企业—产品—进出口对应国家—年度”层面对2001—2006年的月度数据加总到年度数据。此外，由于产品代码发生改变，本文根据United Nation网站上提供的转换码把产品代码统一转换成2002年的格式。

中国工业企业调查数据库包含了从2001年到2008年工业企业的年度生产和财务数据，囊括所有的国有企业和规模以上的外资和私有企业。该数据库包含非常详细的企业基本特征信息(如名字、代码、地址、联系人、所属行业等)、年度生产信息(如产量和库存等)和财务信息(如基本的投入产出、销售信息以及相关成本等)。从2001年到2008年，该数据的观测者从169031增加到411407。由于该数据中部分观测值存在核心变量遗漏、相互矛盾以及不符合会计准则等问题，本文根据Cai和Liu的方法对样本进行清洗(28)Cai, H., Liu, Q., “Competition and corporate tax avoidance: Evidence from Chinese industrial firms”, The Economic Journal, Vol. 119, No. 537, 2009,pp.764-795.，具体步骤为：(1)删除总资产小于流动资产的观测值；(2)删除总资产小于固定资产的观测值；(3)删除本年折旧大于累计折旧的观测值；(4)删除固定资产或者总资产小于100万的观测值；(5)删除销售收入小于500万的观测值；(6)删除雇佣人数少于30的观测值；(7)删除应付工资为负数的观测值；(8)删除中间投入品为负数的观测值；(9)删除应交所得税大于总资产或者净收入的观测值；(10)删除成立年份和月份明显不合理的观测值(如月份小于1或者大于12，年份小于1900或者大于2008)。此外，由于4位行业代码发生了变化，本文根据 Brandt 等的方法(29)Brandt, L., Van Biesebroeck, J., Zhang, Y., “Creative accounting or creative destruction? Firm-level productivity growth in Chinese manufacturing”, Journal of Development Economics, Vol. 97, No. 2, 2012,pp.339-351.，把行业信息统一转换为2003年的格式。

为分析太湖水污染管制对纺织染整工业企业出口的影响，本文只保留了工业企业数据库中2位行业代码为17的企业以及位于江苏省、上海市和浙江省的企业。并且删除了出口中明显不属于该行业的产品，比如肉类产品和农产品。由于两个数据库中的企业代码体系不一致，无法直接根据企业代码进行合并。因此，本文在以往的匹配方法基础上进行了优化，显著提高了两个数据库的匹配率。具体步骤为：(1)根据文献中的常用做法，分别按照企业的名字、电话号码和邮编以及法人名称和电话号码对两个数据库进行匹配。根据这三种方式匹配后，每个匹配的工业企业都会获得一个海关企业的代码。(2)然后把工业企业代码与海关企业代码进行一一对应，这样可以让那些在上面三步某些年份没有匹配上的工业企业也获得对应的海关代码。(3)最后根据海关代码把两个数据库进行合并。

此外，企业的进出口价格信息根据国家统计局进出口价格因子折现到2000年。合并后的企业主要核心变量信息如表1。表1表明水污染管制政策显著提高了实验组中企业产品的出口价格和价值，此外该管制导致了大量企业退出该出口市场。样本中，外资企业和私有企业占有绝大多数，国有企业占比很小。

表1 数据描述

四、实证结果与分析

首先分析了水污染管制对实验组中企业出口产品数量、价格和总价值的平均效应。由于双重差分方法的使用前提是平行趋势假设成立，进一步分析了水污染管制对企业出口产品的动态效应并检验平行趋势假设是否成立。最后，对水污染管制效应进行了多样化的异质性分析和多种稳定性检验。

(一)水污染管制对企业出口的平均效应估计

表2展示了回归方程(1)的估计结果。因变量分别为企业出口产品的数量(amount)、价格(price)和总价值(revenue)的对数。其中，企业出口产品总价值是出口数量和价格的乘积。在(1)—(6)列中都控制了第二实验组的预期效应、第一实验组的自然灾害效应以及时间固定效应，各列都在出口产品目的国层面聚类。此外，在(1)—(3)列中控制了企业—产品固定效应，在(4)—(6)列中分别控制了企业固定效应和产品固定效应。

表2 水污染管制对企业出口表现的平均效应估计

根据表2，水污染管制对企业出口产品数量、价格和总价值的影响系数均为正，但是对出口数量的影响系数在统计上并不显著。这表明，水污染管制显著提高了企业出口产品价格，但是对出口产品数量并无显著影响。由于出口产品价值是出口数量和价格的乘积，因此水污染管制也显著提高了企业出口产品的总价值。对比(1)—(3)和(4)—(6)，在控制不同的固定效应后，以上估计系数的方向保持一致，说明了估计的稳健性。尽管影响方向一致，但影响效应大小存在差别。这一系数差别说明了同类产品在不同企业中是异质的，这种异质性可能源于产品本身的差异(例如企业形象、产品品牌等因素会导致产品差异)，也可能源于出口目的国属性的差异(如富裕程度、对该产品需求程度不同)。考虑到产品本身的差异以及出口产品目的国属性的不同，下文统一控制“企业—产品”固定效应以减少外在原因对水污染管制效应的影响。

(二)动态效应分析以及平行趋势检验

图1展示了动态估计方程(2)的估计结果。其中三个子图的因变量分别是企业出口产品的数量、价格和总价值，纵轴表示估计结果。每个回归方程中都控制了第一个实验组的自然灾害效应、第二个实验组的预期效应、时间固定效应和“企业—产品”固定效应，各回归方程都采用了出口产品目的国层面的聚类稳健标准误差，并且均以2004年作为参照年份。

图1验证了平行趋势的存在，即在政策发生前实验组和控制组间存在平行趋势。此外，该图中的动态效应与表2中结论一致。随着企业受该管制影响时间越久，企业出口产品数量下降越多、企业出口产品价格上升越多。

图1 水污染管制对企业出口表现的动态效应

(三)异质性分析

首先，由于所有权性质的不同，国有企业、外资企业和私有企业受环境管制政策的影响也会有差异。为对比环境管制在不同类型业之间的效应差异，将总样本按照所有权属性分为了国有企业、外资企业(包括中外合作、中外合资、外商独资企业)和私有企业(包括私营和集体企业)三个子样本。Panel A中只包含国有企业，Panel B中只包含外资企业，Panel C中只包含私有企业，分别计算方程(1)的估计结果，在表3中列示。

表3 水污染管制对不同所有权企业的出口表现效应

根据表3的结果，水污染管制的出口效应在不同所有权企业之间差异较明显。平均来看，水污染管制对企业出口产品数量具有正向影响但统计不显著、对出口产品价格和出口总价值则具有显著的正效应(表2)。但是，对国有企业而言，水污染管制政策显著促进了出口产品数量的提高，但却显著降低了出口产品的价格，该发现与Zhang等一致(30)Zhang, Y., Cui, J., Lu, C.,“Does environmental regulation affect firm exports? Evidence from wastewater discharge standard in China”, China Economic Review, No. 61, 2020,pp.101-451.。与民营企业不同，国有企业同时具有经济发展和社会稳定的双重目标，不符合传统经济理论中的理性人假设，因此前述的“遵循成本效应”和“创新补偿效应”在解释国有企业出口表现受环境管制影响时基本失效，我们需要考虑我国国有企业的特殊性。长期的计划管理使得国有企业注重生产数量忽略产品质量， 并且统筹规划能力和管理效率都比较低(31)郭春丽、王蕴、易信、张铭慎：《正确认识和有效推动高质量发展》，《宏观经济管理》2018年第4期。，在应对环境管制时企业也会优先考虑出口数量而忽视产品质量的提高。此外，国有企业比较容易获得大量政府补贴，即使污染治理的短期成本较高，以短期利益为导向的国有企业在高环境管制成本的背景下仍然可以保持较高的出口规模。然而，因为国有企业创新意识薄弱，创新效率较低，出口产品附加值也比较低，那么产品质量也会随着低效的生产环境而降低。与总体效应一致，水污染对外资企业和私有企业产品的出口价格表现出显著的正影响，对出口数量和出口总价值影响则并不显著。

其次，分析水污染管制的出口效应是否受企业规模、年龄、污染排放强度以及出口产品目的国富裕程度和距离远近的影响。为了估计这种异质性，分别构建企业规模、年龄、污染排放强度以及出口产品目的国富裕程度和距离远近的虚拟变量，并采用三重差分的估计方法对方程(3)进行估计。具体来说，根据国家统计局标准把企业按照规模分为大企业和小企业，其中员工雇佣少于300人、销售收入小于3000万、总资产小于4000万的企业为小企业，记为0，其他企业为大企业，记为1。按照成立时间将分为年轻企业和成熟企业两个子样本，其中，成立了五年及以上时间的企业为成熟企业，记为1，其余记为0。按照企业污染排放强度分为重污染企业和轻污染企业，具体来说，4位子行业代码为1712、1723和1743的企业为重污染企业，记为1，企业记为0。针对来自于出口目的国差异的异质性，按照世界银行对发达国家的定义把企业出口产品目的国分为发达国家(记为1)和发展中国家(记为0)，以并根据目的国与我国地理距离远近将总样本分为远距离国家(非亚洲国家，记为0)和近距离国家(亚洲国家，记为1)。具体异质性估计结果在表4中列示。

根据表4，水污染管制对企业出口产品数量和价值的效应基本不受企业规模、年龄、污染排放强度、出口产品目的国的富裕程度和距离远近的影响，但是环境管制的出口价格效应则受到企业规模、污染排放强度、和出口目的国属性的影响。具体来说，在该水污染管制政策执行之后，大企业比小企业的出口产品价格增加幅度更小，因为大企业比小企业对污染管制具有更强的抵抗力以及变通力，这与Cheng等的发现一致(32)Cheng, Z., Li, L., Liu, J., “Industrial structure, technical progress and carbon intensity in China’s provinces”, Renewable & Sustainable Energy Reviews, No. 81, 2018,pp.2935-2946.。即与大规模企业相比，环境管制对小规模企业出口价格的边际效应更为显著。污染排放强度大的企业比污染排放强度小的企业出口产品价格增加的更多，主要因为污染排放强度大的企业受管制影响导致的成本上升比污染排放强度弱的企业更多，并且为应对未来可能愈加严格的环境管制政策，污染强度大的企业具有更强烈的通过自主技术创新和购买先进排污技术的“未雨绸缪”长远战略动机，这在出口产出上表现为产品价格的提高。出口到发达国家的产品价格比出口到发展中国家的价格增加的更多，相比于发展中国家，发达国家的整体环境保护观念更强，对更加绿色环保的高价产品具有更强的支付意愿。而当考虑水污染管制的出口效应是否与出口目的国距离远近相关时，发现出口到亚洲国家的产品价格加成要高于非亚洲国家。一般来说，距离越近的目的国，出口产品价格应该越低。在水污染管制政策执行之前，受越南、印度尼西亚等其他亚洲国家纺织行业同业竞争的影响，江苏省纺织行业企业对亚洲国家的出口产品价格要低于对距离更远的非亚洲国家。环境管制执行之后，就近出口的相对产品价格增幅很可能会高于远距离出口的价格增幅。表4的结果还表明水污染管制对企业出口产品数量和价格效应不受企业年龄的影响。

表4 水污染管制效应的异质性分析

(四)稳健性检验

为进一步讨论以上结果是否稳健，本文进行了多维度的稳健性分析。首先，检验了第一个实验组是否存在预期效应。其次，为了减少选择性偏差，使用广义精确匹配方法和双重差分相结合的方式对水污染管制效应进行分析。第三，通过修改控制组来探讨上文中的结论是否会因控制组的改变而不同。最后，由于本文样本区间截止到2008年，可能会受到金融危机的影响，本文对此进行了检验。表5展示了这四组稳健性分析的结果。

1. 预期效应

在表5的Panel A中，使用三重差分的方法讨论第一个实验组(即江苏省太湖地区的纺织染整行业企业)是否存在预期效应。该样本为企业—产品—出口目的国—年份—月份层面的数据，时间跨度为2001—2004年，并且不包含第二个实验组中的企业(即江苏省非太湖地区的纺织染整行业企业)。为验证第一实验组的预期效应，本文假设政策执行时间为政策颁布时间，即为2004年6月1日。三重差分指的是：实验组和控制组的差异构成第一个差分，2004年及2004年前是第二个差分，每年的6月份及之后和6月份之前是第三个差分。具体的回归方程如下：

ln(Yfgcym)=β0+β1*Posty*Postm*Treat+Posty*Treat+Postm*Treat+

Posty*Postm+γym+ηfg+ξfgcym

(4)

方程(4)与方程(1)中相同的符号具有相同的含义，此外下标y指的是年份，m指的是月份。实验组为江苏省太湖地区的纺织染整行业企业，控制组为上海市和浙江省纺织染整行业的企业。

根据表5的结果，在假设存在预期效应的情况下，我们并未发现环境管制政策对企业出口产品的数量、价格和价值有显著影响。因此，上文的结果并非是预期效应作用的结果。当然，还有其他可能原因可以用来解释表5的结果。一方面，在该政策出台之前，绝大部分环境管制政策并没有实际效果，所以会让企业认为该管制政策也不会被严格执行，从而不会产生提前准备行动；另一方面，企业要改变水污染排放强度，很可能改变整个生产线，工作量较大，六个月时间不足以完成，即使完成了也不足以显示出效果。

2. 选择性偏差

虽然上文中通过对比实验组和控制组检验了平行趋势假设，但是水污染管制效应还是会由于实验组和控制组企业的非对称属性而不同，即可能存在样本选择性偏差。为进一步提高实验组和控制组的可比性，使用广义精确匹配(coarsened exact matching，CEM)和双重差分相结合的方法，对方程(1)进行了估计。其中，在使用广义精确匹配方法的时候考虑了企业的所有权性质、年龄、企业规模、4位行业代码，以及出口目的国和出口时间。根据表5中Panel B的结果，精确匹配之后的样本仍然表现出相似的研究结论，即环境管制能够显著提高出口产品价格，而对出口数量影响则不显著。

3. 不同控制组

选择除江苏省之外的所有纺织染整行业企业作为控制组，结果显示在表5的Panel C中。不难发现，即使更换了控制组，水污染管制依然表现出与上文相似的出口效应，即显著提高了企业出口产品的价格和价值，但是对出口产品数量并无显著影响。

4. 金融危机效应

2008年的全球金融危机对国内市场和国际市场都产生了巨大影响。虽然理论上这个影响对江苏省、上海市和浙江省的纺织染整行业企业是同质的，但是由于企业属性以及出口产品国属性不同，可能会导致金融危机对不同企业的环境管制出口效应有差异，进而影响本文的主要结论。因此，在方程(1)基础上控制了金融危机效应，结果显示在表5 的Panel D中。我们发现，本文主要结论在控制了金融危机效应之后仍然成立。

表5 水污染管制效应的稳定性检验

综合以上四个方面的稳定性检验，我们可以认为本文的主要结论比较稳健、可信。

五、进一步讨论

为深入了解环境管制政策出口效应背后的故事，进一步讨论管制执法强度差异引起的异质性、环境管制对企业出口的广延边际效应以及环境管制对企业中间产品使用的影响。

(一)环境管制执法差异

根据上文，我们已经发现水污染管制的出口效应会因为企业所有权属性不同而不同，该发现某种程度上也反映了污染管制执法差异带来的异质性。为讨论环境管制在执法层面是否存在差异，本文使用三重差分的方法考察了水污染管制效应是否会随企业与太湖距离的加大而变得宽松。理论上，水污染管制执法程度对所有被管制的企业应该是一样，不会因为企业距离太湖较远而变宽松。但是，越靠近太湖的企业最可能直接影响到太湖的水质，为更加高效的改善太湖水的质量，可能导致越靠近太湖的企业会受到更严格的执法。与本文逻辑相同，He等和包群都发现了在环境管制中存在执法力度差异，并且导致了最终的环境管制效果存在差别(33)He, G., Wang, S., Zhang, B., “Watering down environmental regulation in China”, The Quarterly Journal of Economics,Vol.135,No.4,2020,pp.2135-2185.(34)包群、邵敏、杨大利：《环境管制抑制了污染排放吗?》，《经济研究》2013年第12期。。

工业企业调查数据库和海关企业数据库都没有提供企业的经纬度数据，但包括企业的详细地址和名字信息。本文首先根据企业地址和名字利用Python从百度地图中爬取每个企业的经纬度。对于样本中存在的少数地理位置发生变动的企业，本文予以删除。之后，利用该数据对方程(3)展开估计。此时方程(3)中Extensionit为各个企业到太湖中心距离的对数。表6中前三列展示了这一回归结果，总体来看，企业到太湖距离越远，环境管制执行力度越弱，环境管制对企业出口价格的正效应就越弱，但是这一结果并不显著。进一步，对国有企业、外资企业和私有企业进行差异性分析，结果发现，三重差分系数在三个子样本中显著为负(见附录中表A1中Panel A的结果)。 结合表3双重差分的估计结果，当环境管制执行力度变弱时，环境管制对提高外资企业和私有企业出口产品价格的影响程度越弱，而对降低国有企业出口产品价格的影响程度越强。国有企业可以通过获取政府财政支持而在满足水污染排放标准的同时降低出口产品价格，这一效应在环境管制执行力度更弱的情况下更加显著。在环境管制执行较为严格(距离太湖更近)和较为宽松(距离太湖更远)地区的企业很可能会受到同等额度的政府补贴，用于水污染防治，但是在距离太湖中心较近的企业面临的防治任务更重，其水污染治理所需成本越高，因此降低出口产品价格的空间较小。与之相反，距离太湖较远的企业因为防治任务较轻，投入在污水治理中的费用较低，产品降价空间反而较高。

表6 水污染管制其他效应分析

(二)广延边际效应 (Extensive marginal effects)

上文主要讨论了水污染管制的集约边际效应。除此之外，广延边际效应也非常值得关注。水污染管制会提高企业的生产成本，这会导致部分企业退出或进入该市场，而且企业的退出和进入会直接影响该管制的平均效应。因此，本文进一步分析该水污染管制如何影响企业的广延边际效应。我们将企业退出定义为本年度在样本中而下一年度不在样本中，将企业进入定义为本年度在样本中而上一年度不在样本中，样本为企业—年份层面，采用双重差分法估计方程(1)。此时方程(1)中的因变量分别为企业退出或者进入的虚拟变量。估计结果如表6中列(4)—(5)。

结果显示，该水污染管制执行之后，实验组企业的退出率显著提高了2.8%，而对企业进入率并没有显著影响。进一步分析该水污染管制的广延边际效应是否受企业的所有权属性影响，结果显示在附录中(表A2)。结果发现企业的退出率提高主要来自于外资企业和私有企业，而水污染管制对国有企业的广延边际效应不显著。

(三)水污染管制对企业中间投入品进口的影响

水污染管制对企业污水处理具有更强的约束力，这是否会促使企业使用更加环保的中间投入品或者更加先进的机器设备呢？与此同时，由于管制导致企业生产成本上升，所以会不会导致企业减少对其他中间投入品的需求？由于无法获知企业所有中间投入品的价格和质量，本文无法直接对这些问题进行研究，但是海关企业包含着详细的企业进口数据，而根据联合国的广泛经济分类(BEC)标准，本文可以识别出纺织染整行业进口的中间投入品。因此，本文进一步考察了企业进口的中间投入品是否受到该管制的影响。

根据表6列(6)—(8)的结果，水污染管制虽然增加了企业的生产成本，但是并没有减少企业中间投入品的购买，相反增加了企业进口中间投入品的数量。原因可能是上文所提及的企业把管制导致上升的成本转移给了消费者，从而没有影响自身的生产数量。而企业中间投入品进口增加主要来自外资企业(见附录中表A1中Panel B的结果)。此外，无论是对整个样本进行分析还是分别考察不同所有权的企业，本文发现该水污染管制并没有显著影响企业中间投入品的价格和价值。这些结论表示该水污染管制并没有显著影响企业的进口表现。

六、结论与政策建议

中国加入世贸组织以来，出口迅速发展。然而，高污染生产过程造成的环境问题使传统的粗放型贸易战略受到质疑。作为一种重要的管制手段，环境管制对我国企业出口的影响值得研究。对于这个问题，现有文献尚未给出一致的结论。以江苏省纺织染整行业水污染管制政策视为准自然实验，本文利用工业企业调查数据和海关企业数据，使用多阶段双重差分方法讨论了该水污染管制政策对企业出口产品数量和质量的影响及其机制。研究发现：(1)环境管制总体上提高了企业出口产品规模(数量)，但是这一结果在统计上并不显著。但是当出口企业为国有企业时，环境管制对出口产品数量表现出显著的促进效应，即显著提高了出口产品数量。这主要是由于国有企业“重数量、轻质量”的历史习惯。(2)环境管制总体上显著提高了企业出口产品价格(质量)，假设2得以验证。这种质量促进效应在民营企业中更加显著，而在国有企业中则显示了完全相反的效应，即环境管制显著降低了国有企业出口产品质量，这主要是因为与民营企业相比，国有企业进行技术创新、升级工艺流程、提高产品附加值的积极性更低。此外，环境管制的出口质量促进效应在小企业、重污染企业、出口到发展中国家的企业以及出口到更近国家的企业中更强。(3)环境管制总体上显著提高了企业出口的综合表现(数量×质量)，并且在民营企业和重污染企业中更强。针对环境管制对企业出口表现的影响，现有实证研究大多得到否定结论。例如，Hering和Poncet以我国两控区环境管制政策为例，发现该政策降低了企业出口规模(35)Hering, L., Poncet, S., “Environmental policy and exports: evidence from Chinese cities”, Journal of Environmental Economics and Management,Vol.68,No.2,2014,pp.296-318.。Shi和Xu以“十一五”规划为例，发现严格的环境监管降低了高污染行业企业的出口可能性和出口数量(36)Shi, X., Xu, Z., “Environmental regulation and firm exports: Evidence from the eleventh Five-Year Plan in China”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 89, 2018,pp.187-200.。Gao等发现，我国的环境税收冲击会降低出口规模(37)Gao, Y., Yao, X., Wang, W., Liu, X., “Dynamic effect of environmental tax on export trade: Based on DSGE mode”, Energy & Environment, Vol.30,No.7,2019,pp.1275-1290.。但本文以江苏省的水污染管制政策为例，并未发现上述负面影响。反之，我们发现该政策显著提高了企业出口产品质量。换言之，当环境管制政策相对成熟时，环境管制对企业出口具有促进作用。

表 A1 水污染管制对不同所有权企业的其他效应分析

表 A2 水污染管制对不同所有权企业的广延边际效应分析

这些结论不仅有助于理解环境管制下的我国企业出口，并且凸显了进一步加强环境管制的重要意义。首先，在我国环境状况恶化的严峻形势下，政府首先应在基本观念上明确环境管制对企业出口竞争力提升存在积极作用。经济发展与环境治理并非相互矛盾，两者需相互依存、相互促进，才能实现经济可持续、高质量发展。实现这一目标的前提是环境管制政策相对成熟、具有针对性且执行力强。因此，环境管制政策不应该“一刀切”，要因地制宜，政府在制定政策时要考虑地域、行业、企业性质等异质性的影响。针对性强的环境管制政策配合强有力的执行力，可以实现环境治理改善与企业竞争力提升的双赢局面。

其次，政府在加强专项环境管制政策如水污染管制、空气污染管制等的同时，也要有意识地健全综合环境治理体系，丰富环境管制“工具箱”。例如，完善企业环境污染公众监督机制，强化企业环境治理和污染排放信息披露机制，推行自愿型环保工具，调动企业保护环境的自觉性和主动性。尤其针对国有企业，要进一步深化国有企业改革，清除高污染国有企业背后的“保护伞”，提高国有企业自主创新水平。

最后，企业需要正确对待并积极响应政府环境法规。企业必须充分认识到，在发展的同时，也要着眼于环境保护。国有企业要改变传统生产经营模式和管理思想，提高企业创新积极性和统筹规划能力，大幅度提升产品质量和生产效率。我国政府未来会不可避免地通过相关政策限制企业排放、规范环境治理，企业最好采用前瞻性战略进行内部调整和部署，减少环境约束对企业出口的负面影响，协调环境治理和企业健康发展。

附录