环境规制与企业技术创新的关系研究——基于无条件分位数回归与分解的实证分析

黄伟杰

（北京大学 政府管理学院，北京 100871）

一、引言

为实现经济、能源与环境的协调发展，如何设计有效的环境政策促进企业技术创新，进而提升企业全要素生产率一直是理论研究和政策层面关注的重要问题。为了构建适应中国产业绿色转型的环境政策支撑体系，中国出台多种环境规制政策，一般而言，环境管制政策分为命令控制型和市场导向型。当前，中国环境政策已经在企业自愿的基础上，形成了“标准控制-排污收费-排污权市场交易-环境标志”的环境政策执行工具体系[1]。关于环境规制通过技术创新影响城市绿色全要素生产率的国内外研究，早期研究大多以“抑制说”为主，认为环境保护与经济增长是相互抑制的。但是，波特假说提出，适宜的环境治理能够激发企业的创新动力，由此提高区域范围内的企业全要素生产率水平。多数研究表明，环境规制对企业全要素生产率存在异质性影响，更多的是理论分析研究，鲜有深入环境规制对企业技术创新分解的影响研究。与已有研究相比，文章的贡献主要在以下几个方面：第一，在研究尺度上，有别于多数研究集中于宏观层面讨论环境规制的平均效应，文章基于微观层面的企业生产率的视角，实证检验环境规制对企业全要素生产率的边际影响效应。第二，在研究方法上，文章采取无条件分位数回归模型与RIF 分解研究方法对生产率增长差异的影响因素进行研究分析。在环境规制对企业技术创新的影响过程中，回答城市、行业和企业的异质性因素如何发挥作用，可以为我国绿色发展战略的推进以及相关环境规制的制定与完善，提供更具针对性的依据和参考。

二、文献评述

关于环境规制通过技术创新影响城市绿色全要素生产率的国内外研究，21 世纪初，以Melitz 为代表的学者提出的企业异质性分析框架,为环境治理问题的研究提供了新的视角与方法[2]。李俊青等（2022）[3]基于异质性企业分析框架，发现城市绿色全要素生产率的提升是环境规制通过资源配置效应、技术创新效应与分类选择效应三种影响效应累积作用的结果，且环境规制对不同生产率企业的影响存在异质性的特征[4]。

在经验研究方面，已有研究大多通过条件均值模型考察环境规制对企业技术创新的影响作用。但是一般计量方法无法轻易扩展到非中心位置，仅能观测到环境规制影响的平均处理效应，忽视环境规制对企业技术创新的异质性影响，如环境规制对高效率（上尾）与低效率企业（低尾）的影响情况，而这两类群体往往是环境规制创新效应与选择效应作用最直接的群体。Firpo 等（2009）[5]进一步在条件分位数回归的技术基础上补充扩展，完善无条件分位数回归（Unconditional Quantile Regression，UQR）的研究框架，来评估解释变量分布的变化对结果变量的无条件（边际）分布的分位数的影响。无条件分位数回归模型最大优势就是可以估计各自变量潜在的微小变化对无条件分布的各分位数的影响[6]。基于此，文章从微观层面的企业生产率的视角出发，采用基于RIF 回归的分解法，探讨政策试点城市与非试点城市中的企业全要素生产率增长差异因素及其变化。对于实现中国绿色发展与区域协调发展有着极为重要的理论与现实意义。

三、研究设计与模型构建

（一）样本选择、指标测算与数据来源

不同于西方国家实施环境税收或财政补贴等市场化为主的环境规制方式，中国政府主要采取命令控制型环境政策来约束企业污染排放[7]。由此，文章选择以国务院在1998 年批准并施行的酸雨控制区或者二氧化硫污染控制区（以下简称为“两控区”）作为中国环境规制工具代表，检验环境规制对企业全要素生产率增长的异质性影响效应。“两控区”政策作为加强环境规制与降低环境污染的一大创举，是中国首次实行区域导向型的属地管理，对采用煤炭或者其他主要产生二氧化硫的原材料的产业，或者生产过程产生大量二氧化硫的产业采取重点控制。经过多年实施与发展，已成为维持地区二氧化硫排放总量、限制粗放型生产活动的重要支撑点，在环境规制方面发挥着重要作用[8]。

政策的识别依据为《国务院关于酸雨控制区和二氧化硫污染控制区有关问题的批复》文件，根据2002版本的城市行政代码将“两控区”城市识别数据匹配到经济普查数据，识别出“两控区”城市和地区共162个，非“两控区”的城市和地区共123 个。

在企业技术创新的测算方面，与其他经济指标相比，全要素生产率可以较好地体现经济发展的质量水平[9]。由此，文章基于企业生产率的视角企业，开展“两控区”对企业生产率的微观影响机制。文章参照任胜钢等（2019）[10]的方法，应用参数与半参数方法进行核算。文章选择LP 方法测度企业全要素生产率作为主要变量。除此之外，选择最小二乘法、固定效应与OP 法等其他核算方法作为稳健性检验。

在数据来源方面，上市公司全要素生产率的构建，及其他企业层面的微观数据来源于国泰安数据库（CSMAR）与万德（WIND）数据库。为了保证数据的有效性，消除异常数值对实证结果的影响，在收集原始数据的基础上，对样本数据进行了如下筛选：①剔除了被ST、*ST 即处于连续亏损状态和退市的上市公司；②剔除金融类上市公司，由于金融行业对环境政策不太敏感，从而导致实证结果偏误；③剔除样本数据异常和数据缺失严重的企业。

（二）估计模型设定

在估计模型方面，第一步，首先基于分位数统计量的影响函数（Influence Function），表达式为：

其次，在此基础上构建分位数的再中心化影响函数，表示分位数自身加上其影响函数，表达式为：

第二步，构建反事实分布函数，将政策试点城市与非试点城市企业全要素生产率的增长差异，分解为技术效应与结构效应两个部分，表达式为：

相较传统OB 分解方法，RIF 分解在条件独立性（无约束）和重叠支持的假设下，实现从聚焦均值差异的分解过度到对整个分布的差异分解的重要突破[11]。值得注意的是尽管在效应分解过程中，存在重置误差（Reweighting Error）与设定误差（Specification Error）等部分，但在大样本中，重置误差与设定误差趋近于零。

（三）描述性统计

文章根据已有研究关于企业创新决策影响因素的基本理论和研究成果，分别在城市、行业与企业层面选取可能影响企业全要素生产率增长的控制变量。表1 描述了文章相关变量的描述性统计结果。

表1 变量描述统计

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

表2 展示了（3）式的面板分位数估计结果，第（1）到（5）列分别为在控制其他变量与固定时间、地区与个体等效应的情况下各节点分位数回归结果。回归结果显示，随着分位数上升，两控区政策的面板分位数回归系数呈现由负转正的趋势。具体而言，从10 到50 分位，回归系数分别为-0.0670、-0.0566，由显著为负到50分位的0.0286 趋近于0，并在90 分位回归系数为0.137，显著上升为正数，说明环境规制的影响效应主要正向作用于中、高分位数的企业生产率增长，对中、低分位数的企业生产率的影响作用则为显著的抑制作用。第（6）列为在回归中添加各项控制变量后条件均值的回归结果，显示回归结果不显著。

表2 基准回归结果

为解决环境规制与企业全要素生产率间可能存在双向因果和遗漏变量等原因导致的内生性问题，文章在控制相关城市、行业、企业特征及固定效应的基础上，依据Hering 与Poncet（2014）[12]的方法，采用城市空气流通系数作为工具变量进行回归分析，发现与基准回归结果保持一致,表明即使考虑内生性问题，本研究主要结论依然成立。

表3 展示了RIF 无条件回归的分解结果，第（1）至（3）列分别为环境规制对企业全要素生产率的总效应、技术效应及结构效应。表3 第（1）列的估计结果说明环境规制的影响效应主要作用于中高分位数的企业生产率增长，进一步验证前面结论。第（2）列的估计结果说明“两控区”环境规制的实施，在各节点分位数上均能通过技术效应，显著促进企业个体特征的变化对全要素生产率增长产生正向影响作用。在中高分位数上，技术效应是造成“两控区”城市企业及非“两控区”城市企业全要素生产率增长差距的主要影响作用，其贡献率随分位数的提高而上升。第（3）列的估计结果显示环境规制的结构效应系数在中高分位数上表现出显著的负向贡献。本研究认为结构效应无法有效发挥的原因在于“两控区”作为管制命令型环境规制，由于对不同分位数的企业具有非对称性的影响，造成生产资源在企业之间与企业内部产生资源错配的情形[13]，导致“两控区”环境规制的结构效应产生负向的影响作用。

表3 RIF回归分解结果

（二）稳健性检验

1.生产率估计方法的替换

为了考察生产率估计方法对文章结论的影响，文章采用另外三种方法度量企业全要素生产率，并利用模型（3）重新检验进行替换因变量的稳健性检验。替换企业全要素生产率计算方法的稳健性检验结果发现，“两控区”环境规制的影响作用与基准回归结果保持一致。表明即使更换因变量度量方法，文章的研究结论依然得到支持。

2.环境规制政策并行问题的考虑

环境治理是一个系统性的管理过程。其中“两控区”环境规制政策与排污权交易制度各自作为中国环境规制的代表性环境规制政策，在政策设计过程中互相交织，且在执行过程中存在大量的重合地区。为了得到“两控区”单项政策的真正净效应，排除排放权交易试点政策带来的复杂影响，文章参考涂正革等（2021）[14]的方法，剔除了11 个排污权交易试点地区进行回归，回归结果表明在控制住城市内其他环境规制因素之后使用模型（3）重新检验，上述结论与本研究的主要结论保持一致。

（三）拓展性讨论

1.地区政策执行异质性

在分权治理结构下，地方政府往往会形成策略互动行为，导致不同城市的环境规制政策存在政策执行偏差的现象[15]。鉴于此，文章根据政策执行程度将总体样本划分为高执行力城市和低执行力城市样本分别进行回归分析，结果见表4 的Panel A。可以发现，环境规制对企业全要素生产率的促进作用主要体现在高执行力城市的高分位节点（75 分位与90 分位）的企业。其原因是在中国式分权背景下，地方政府在环境规制执行上具有宽松的自由裁量空间，地方政府对可能导致财政收入减少的环境规制采取选择性执行，滋生当地企业的环境投机主义，激励企业选择低成本、高污染的生产方式[16]。

表4 “两控区”政策异质性分样本估计结果

2.行业污染程度异质性

不同行业环境绩效对于环境规制强度的弹性系数和极值有所差异[17]。文章根据《上市企业环保核查行业分类管理名录》划分标准，将总体样本分为污染密集型和非污染密集型样本分别进行回归分析，结果见表4的Panel B。可以发现，“两控区”环境规制对企业全要素生产率的促进作用主要体现在污染密集型的高分位数节点（75 分位与90 分位）这可能是由于环境规制对异质性企业的非对称影响，导致污染企业为满足严厉的政府环境规制标准，企业开始重视绿色技术生产的研发与应用，给被规制企业带来长期“创新补偿”效应。

3.企业所有制异质性

为检验上文的研究结论是否取决于企业的所有制类型，研究“两控区”环境规制下的国有企业与非国有企业的影响作用是否有所不同，文章将总体样本分为国有企业与非国有企业样本分别进行回归。结果见表4的Panel C。可以发现，与非国有企业普遍的抑制作用相比，“两控区”政策主要促进了国有企业的研发创新，且集中在高分位数节点的企业。环境规制执行程度对国有企业的中高分位数节点的企业生产率存在显著的正向影响，回归系数分别是0.185 与0.518，均在1%的水平上通过了显著性检验,对非国有企业生产率则在各分位节点均存在显著的负向影响。本研究认为这是由于国有企业与当地政府具有较强的议价能力，因此，国有企业对额外生产成本的负担能力较强，进行绿色技术创新的能力也较强[18]。

五、研究结论与建议

（一）研究结论

文章基于中国A 股制造业上市公司企业微观数据，采用无条件分位数回归与RIF 分解考察“两控区”环境规制对企业技术创新异质性的边际影响，通过稳健性检验、安慰剂检验及工具变量等方法保证回归结果的有效性。除此之外，文章从地区、行业、企业三个维度对“两控区”环境规制的异质性检验，拓展了研究结论。得到如下结论：

第一，分位数回归的实证研究表明，随着分位数上升，“两控区”环境规制的面板分位数回归系数呈现由负转正、逐渐上升的趋势。说明环境规制的影响效应主要正向作用于中高分位数节点的企业生产率增长，对中低分位数节点的企业生产率的影响作用则为显著的抑制作用。

第二，随着分位数水平的提高，政策试点城市企业及非政策试点城市企业全要素生产率增长的总体差距呈上升趋势，尽管结果表明在各分位点均存在环境规制推动企业生产率增长的技术效应，但是由于结构效应无法有效发挥正向作用，不利于充分发挥环境规制对企业创新的倒逼效应。

第三，通过异质性检验发现，“两控区”环境规制的波特效应在城市政策执行程度高、污染密集型行业及国有企业的中高分位数企业中体现得最为明显。

（二）政策建议

基于以上结论，文章研究结果的启示是：中国的“两控区”等环境规制工具对中国经济可持续发展至关重要。为确保地区绿色全要素生产率增长路径的稳定性，应在环境规制对企业存在非对称影响的现实基础上，在政策工具选择、空间规划布局与区域协同治理等方面，构建价值整合的环境规制工具体制，以技术创新驱动城市绿色全要素生产率提升，最终实现中国绿色发展与区域协调发展。

在政策工具选择上，根据政策工具的差异性技术特征，设计针对性的环境规制政策工具组合。完善的环境政策体系不仅是解决环境问题的核心关键，还是实现区域可持续发展的重要保障。中国区域环境政策的应用实践从早期治理工业“三废”（废水、废气、固体废物）单一的污染控制目标，转变为包含区域资源开发利用及生态文明建设等污染治理及生态保护并重的政策体系。由此，政府应由环境政策的推动者转变为环境政策的引导者，实现政策作用机制从事后治理发展为源头预防、排放监控与末端处置的全过程政策工具体系。遵循环境财政工具各自的内在逻辑，基于环境经济政策的外部约束基础，充分利用国有资源的定价机制与政府绿色购买的影响力，在服务消费端与生产供给端强化居民与企业的内在约束，实现资源性产品的消费习惯与生产方式绿色化转变。

在区域协同治理上，基于产业分工的复杂性和区域发展的多样性特征，科学构建区域统筹协同机制。中国不同区域间在资源禀赋、环境质量与经济社会发展水平等方面差异显著，因此在环境治理过程中，区域生态文明发展愿景与地方建设的短期化目标、经济发展非均衡与生态福祉均等化目标，以及跨行政区域生态污染治理的成本与收益目标之间，经常出现无法匹配和不对称的矛盾。文章认为应基于环境治理的复杂性和区域发展的多样性特征，科学构建包含政策主体和客体、补偿标准及补偿方式等关键要素的城市政府间统筹协同机制，与邻近城市形成跨区域的环境治理政策联动，避免出现以邻为壑的绿色发展模式。在区域环境政策体系的刚性约束下，保障异地服务产生的区域生态效益。协助外围城市形成自我发展机制，进一步提升区域绿色经济发展的可持续性，促进区域环境协调发展。