契約制度、企業排污與環境污染——基于我國省際制造業數據的實證分析

陳玉橋, 張陶然

(1.江西財經大學國際經貿學院,江西 南昌 330013;2.江西財經大學經濟學院,江西 南昌 330013)

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契約制度、企業排污與環境污染
——基于我國省際制造業數據的實證分析

陳玉橋1, 張陶然2

(1.江西財經大學國際經貿學院,江西 南昌 330013;2.江西財經大學經濟學院,江西 南昌 330013)

本文基于不完全契約理論和Antweiler et al.(2001)的研究框架,構建企業排污的一般模型,采用“差異中差異”的估計方法,結合我國省際制造業細分行業數據,考察契約制度對環境質量的影響。研究結果表明,地區契約制度是影響環境質量的重要因素,在契約制度較為完善的地區,企業傾向于投入“減排專用資本”進行污染減排活動,進而改善環境質量。但這種積極作用在契約密集度較高的行業并沒有得到進一步強化,利用行業本身的污染強度屬性則可以解釋這一“反常”的結果。在控制人均資本存量、人力資本、外商直接投資和對外貿易等因素后,研究結論依然穩健。

契約制度;企業排污;不完全契約

自1978年以來,以市場化為取向的經濟體制改革使我國經濟以近10%的增速發展,但也出現大氣污染、霧霾天氣等一系列較嚴重的環境問題。同時,與快速增長的經濟形成鮮明對比的是我國契約制度建設相對滯后*契約制度在宏觀上可以表現為政治、法律等正式制度和風俗、習慣及文化等非正式制度,在微觀上可以表現為個體與組織及風俗、習慣和文化等非正式制度。。那么,是否可從不完善的契約制度方面解釋轉型期中國面臨的環境問題？如果可以,契約制度又是通過何種方式影響環境質量的呢？本文嘗試回答上述問題。

20世紀90年代初,Grossman和Krueger(1991)開創性地使用統計數據驗證并得出二氧化硫和煙塵的排放量與人均收入之間存在倒“U”型關系的結論[1]。隨后,Panayotou(1993)將描述“污染-收入”之間倒“U”型特征的曲線命名為環境庫茲涅茨曲線(EKC),并將EKC形成的原因歸結為規模效應、結構效應和技術效應[2]。在經濟發展的早期,規模效應占主要地位,污染物排放量隨著經濟增長而上升;當人均收入達到一定拐點時,經濟結構發生改變,由高污染的工業經濟轉向污染較少的服務經濟。此外,有效的技術手段也可減少污染物的排放,使環境問題得到緩解。Tobey(1990)、Grossman和Krueger(1991)提出的“要素稟賦假說”認為,由于資本密集型企業傾向于在資本豐裕的發達國家投資,而資本密集型產品的生產伴隨污染的大量產生,所以污染密集型產品會流向發達國家[3]。Chichilnisky(1994)、Taylor和Copeland(1994)提出的“污染天堂假說”(Pollution Haven Hypothesis, PHH)認為由于各國環境政策的差異,環境標準嚴格的發達國家將污染工業轉移到環境標準較低的發展中國家[4][5]。Antweiler et al.(2001)不僅將貿易對環境的影響分解成規模效應、結構效應、技術效應和貿易的組成效應,還將“要素稟賦假說”和“污染天堂假說”作為貿易自由與環境污染的解釋因子共同納入到分析框架中,最終得出貿易自由化與環境污染之間呈非線性關系的結論[6]。上述文獻為我們研究環境問題給予諸多有益的啟發,但這些研究主要是從經濟增長方式、技術水平、對外貿易、環境規制等角度討論經濟發展中的環境問題,并沒有涉及契約制度對環境質量的影響,也沒有考慮轉型國家內部契約制度差異對環境質量的影響。

由Grossman和Hart(1986)、Hart和Moore(1990)開創的不完全契約理論(GHM)恰好可以為契約制度與環境污染之間的關系提供一種合理的解釋[7][8]。不完全契約是指由于締約雙方對未來事態的發展不能完全預見,即使可以完全預見也很難以一種雙方都沒有爭議的明確的語言將其全部寫入契約,并且締約及契約執行過程很難得到第三方的充分證實。GHM模型認為在專用性資產存在的情況下*資產專用性是指一種資產一旦投入某種用途,如果改作他用便需付出一定的成本。,契約的不完全可能導致“敲竹杠”現象的發生,使專用性投資不足或投資無效率。此外,企業在融資、技術更新等方面作出決策時也受到不完全契約的影響。Giannetti(2003)以歐洲國家為研究對象,考察企業特征、法律制度與金融發展對企業融資決策的影響,發現具有良好會計制度及對債權人保護較強的國家,企業的無形資產投資(如技術投資)更易得到貸款支持[9]。Acemoglu(2007)的研究證明契約制度的完善能促進企業采用先進的技術,在契約密集度越高的行業,契約制度的影響越大[10]。因此,本文借鑒上述文獻的研究方法,嘗試把不完全契約理論與Antweiler et al.(2001)的企業排污模型相結合,討論契約制度對環境質量的影響。

一、契約制度影響環境質量的理論模型

首先將不完全契約理論與Antweiler et al.(2001)的企業排污模型相結合,建立一個契約制度影響企業污染排放的一般模型,隨后引入地區契約制度和行業契約密集度的交互項,進一步考察契約異質性行業的企業排污選擇,最后加入非制度因素進行綜合分析。

(一)基本假定

假設代表性企業的生產技術為柯布-道格拉斯形式且規模報酬不變,只有資本(K)和勞動(L)兩種要素投入,則生產函數可以表示為:

F(K,L)=KαL1-α

(1)

假設代表性企業生產一種資本密集型的產品X,生產X的同時會排放污染物Y。污染物Y的產生會給其他生產者或消費者帶來負的外部效應,給社會造成損失。政府則會以污染稅、排污費等形式收取一定的費用,它是排污造成的社會邊際損失的函數(記為ρ)。理性的企業不會無限地排污,而會投入一部分專用性資產Ks用于消減污染,Ks/K=θ且θ∈[0,1]。當θ=0時,企業不會投入任何資源用于消減污染,而是將所有資源投入生產,以達到潛在生產能力F;當0<θ≤1時,企業會投入(K-Ks)的資源生產,實際產量則為(1-θ)F。此時,我們則有:

X=(1-θ)·F(K,L)Y=D(θ)·F(K,L)

(2)

由于契約制度影響企業用于減污的“專用性投資”,所以可將θ進一步寫為契約制度的函數:

θ=Ψ(Ez)=1-exp(-φEz)

(3)

其中,0≤φ<1,Ez為企業所在區域z的契約制度。式(3)的經濟涵義為:企業用于消減污染的專用性投資與契約制度呈正相關關系。因為完善的契約制度可給企業創造一個穩定的生產、經營與投資環境,降低委托-代理成本,減少企業在經營和投資過程中“敲竹杠”的風險。理性的企業會增加相應的專用性投資(如人力資本投資、技術投資、設備投資),也就是增加消減污染的專用性投資,降低排污量,從而減少排污對社會邊際損失的補償,以實現自身利益最大化。由式(2)可推得X的生產函數為:

X=(AY)bF(K,L)1-b

(4)

因此,我們可將X看作是污染物Y和潛在產出F兩種要素投入的產出品,且生產函數呈規模報酬不變的特征。

(二)生產決策

根據式(4),企業生產X的決策可分為兩個相互獨立的步驟:根據外生的資本成本r和勞動力工資ω選擇最優的資本-勞動比,使生產單位潛在產出F的成本最小;給定企業排污成本ρ和單位潛在產出成本cF時選擇最優的排污量Y和潛在產出F,使生產單位產品的生產成本cX最小。具體可表述為:

(5)

cX(ρ,cF)=min{ρ(AY)+cFF,(AY)bF1-b=1}

(6)

(7)

(三)排污選擇

假設產品X的價格PX外生給定,則可得總收益TR=PXX和利潤Π=TR-TC,其中總成本TC=cFF+ρAY。當市場為完全競爭時,我們可得:

PXX=cFF+ρAY

(8)

(9)

將式(1)、(2)、(3)代入式(9)最終求得污染排放量Y的表達式為:

Y=Mρ-1A-1exp(-φEz)(KαL1-α) (M=bPX)

(10)

將式(10)兩邊同時除以L,取對數后得到:

(11)

根據Acemoglu et al.(2007)的研究,采用更先進的技術意味著更多的中間投入,也需要與更多的中間供應商簽訂契約。當存在締約摩擦(即契約不完全)時,契約越多,簽約成本越高,由契約不完全導致的扭曲程度也越高。如果先進技術帶來的收益低于契約的簽約成本,理性廠商的最優選擇則是不采用先進技術。因此,是否采用先進技術取決于契約的完善程度。參照Nunn(2007)的研究[11],契約完善程度不僅取決于地區契約制度,還與行業契約密集度有關,契約密集度高的行業對契約制度的反應更加敏感。因此,我們可將技術水平A看作是地區契約制度和行業契約密集度的函數,具體可表述為:

A=exp(ξ0+ξizEi×Ez+η)

(12)

其中,Ei、Ez分別為行業i的契約密集度和地區z的契約制度,ξ0為常數項,ξiz為地區契約制度和行業契約密集度的共同影響系數,誤差項η～∈(0,σ2)。

由式(11)、(12)可得企業排污模型為:

lny=λ0-φEz-ξizEi×Ez+αlnk-lnρ-η(λ0=lnM-ξ0)

(13)

(四)非制度因素對排污選擇的影響

除地區契約制度和行業契約密集度外,人力資本、對外貿易、外商直接投資等非制度因素對企業排污選擇也產生影響。因此,加入以上非制度因素變量,將式(13)進一步擴展為:

lny=λ0+λzEz+λizEi×Ez+λ1lnk+λ2Hi×Hz+λ3fdi+λ4tra-lnρ+ν

(14)

其中,λz=φ,λiz=ξiz,λ1=α,ν=-η,Hi、Hz分別為行業i的人力資本密度和地區z的人力資源稟賦,fdi為外商直接投資,tra為對外貿易。

二、計量模型與數據說明

(一)計量模型

據式(14)設定如下的計量模型:

lnpoliz=ιi+ιz+β1envz+β2deni×envz+ΓΧiz+εiz

其中,i、z分別表示行業和地區,poliz表示z地區i行業的人均排污量,ιi、ιz分別表示行業固定效應和地區固定效應,deni為i行業契約密集度,envz為z地區的契約制度,deni×envz為行業契約密集度和地區契約制度的交互項,ΓXiz為控制變量,Γ=(β3,β4,β5,β6,β7),Xiz=(lnkiz,hri×HRz,fdiiz,traiz,lnρiz)′,kiz為z地區i行業的人均資本存量,hri為i行業人力資本密度,HRz為z地區的人力資源稟賦,hri×HRz為行業人力資本密度和地區人力資源稟賦的交互項,fdiiz為z地區i行業的外商直接投資,traiz為z地區i行業的對外貿易,ρiz為z地區i行業的排污成本,εiz為誤差項。

(二)變量選取和數據說明

地區契約制度(env)。本文使用地區契約環境作為地區契約制度的代理變量。由于市場中生產者的合法權益能否得到有效保護是市場正常運行的必要條件[12],因此我們主要采用樊綱等(2011)測算的各地區市場中介組織的發育和法律制度環境指標衡量地區的契約環境[13]。該數據主要由市場中介組織的發育程度、對生產者合法權益的保護、知識產權的保護、消費者權益的保護等四項指數加權而成,數值越大(最大值為10),說明地區契約環境越好、制度越完善。在以往的相關研究中,一些學者將《中國營商環境報告(2008)》中各省會城市和各直轄市的契約實施成本作為衡量契約環境的反向指標,本文的穩健性檢驗仍采用該數據對模型進行重新估計,以保證結論的可靠性。

行業契約密集度(den)。根據Nunn(2007)的研究,本文以各行業專用性中間品投入程度差異為基礎來衡量行業契約密集度。由于專用性資產的存在,其對各行業的中間品投入選擇產生一定的影響,各行業對契約的依賴程度不同,不同行業的契約密集度也存在差異,即行業契約密集度反映各行業對地區契約制度的敏感程度。國內學者在進行相關研究時大多直接采用Nunn(2007)的數據來衡量該指標[14][15][16][17][18],這是因為我國的行業統計中缺少相關的統計,使我們難以對契約密集度進行核算,如果盲目采用其他統計量進行替代,可能導致該統計量喪失初始的含義(盛丹和王永進,2010)。另外,該指標是基于美國的數據計算得到的,行業的契約密集度將不可避免地受到一個國家或地區契約制度的影響,由于美國的契約制度相對完善,因此采用美國的數據則可最大程度地消除國家或地區特征對行業契約密集度的影響(王永進等,2010)*為與以往文獻保持一致且便于比較,本文直接采用Nunn(2007)的行業契約密集度數據。。

人均資本存量(k)。本文使用各省(市)制造業細分行業固定資產凈值年平均余額表示資本存量,使用各省(市)制造業細分行業從業年平均人數表示勞動力數量,數據來自《中國經濟普查年鑒(2008)》。

排污成本(tax)。目前,我國公開的統計項目中并沒有各省(市)制造業細分行業的排污費用、罰金、污染稅等數據,所以我們以各省(市)制造業細分行業的稅金及附加與主營業務收入的比重衡量排污成本,這在一定程度上可以反映排污企業受到的環境政策規制。各省(市)制造業細分行業稅金及附加和主營業務收入均來自《中國經濟普查年鑒(2008)》。

人力資本密度和人力資源稟賦的交互項(hr×HR)。人力資本密度(hr)用科技人員在行業從業人員中的比重表示,人力資源稟賦(HR)用各省(市)高等教育在校生人數與各省(市)人口的比重表示。各省(市)高等教育在校生人數和人口數均來自《中國統計年鑒(2009)》,制造業行業科技人員數和從業人員數均來自《中國經濟普查年鑒(2008)》。

外商直接投資(fdi)。本文使用各省(市)制造業細分行業外商投資額與行業產值的比重衡量引進外資的情況,數據來自《中國經濟普查年鑒(2008)》。

對外貿易(tra)。本文使用各省(市)制造業細分行業出口交貨值與行業產值的比重衡量各省(市)制造業細分行業的對外貿易情況,數據來自《中國經濟普查年鑒(2008)》。

三、計量結果及分析

本文使用普通最小二乘法(OLS)估計契約制度對環境質量的影響。環境規制作為政府保護環境的措施之一,在很大程度上還依賴于政府的命令和控制政策[19],環境問題的惡化可能促使政府制定環保領域的法律法規,增加環境規制的力度,因此環境污染也會影響地區契約制度。為檢驗模型是否存在內生性,我們使用Hausman統計量對模型進行內生性檢驗,結果顯示在5%的顯著性水平上不能拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設,因此可以認為解釋變量與隨機擾動項不存在相關性(即不存在內生性問題)。為考察估計結果的穩健性,我們在回歸方程中逐步加入一系列控制變量(結果如表1所示)。契約制度的回歸系數符號為負,契約制度與契約密集度交互項的回歸系數符號為正且始終小于契約制度的系數,二者均在1%的統計水平上顯著。隨著控制變量的逐步加入,雖然影響系數有所降低,但符號均保持不變,而且統計顯著性沒有發生變化,因此我們可以證實估計結果具有較好的穩健性*本文還采用其他污染物和契約實施成本對基礎模型進行穩健性檢驗,替代變量的回歸結果與基礎模型基本一致。穩健性檢驗的詳細結果可向作者索取。。

進一步對表1的回歸結果進行分析可知,契約制度(env)的改善會促進排污企業將部分資源投入到減污的生產中,以降低污染物的排放,對環境產生積極的作用。但這種效應并沒有隨著企業所在行業契約密集度的增加而變得更為明顯,也即契約制度和行業契約密集度交互項(env×den)的系數為正值。其可能的解釋是:契約密集度高的行業不一定是污染強度大的行業*行業污染強度參考趙細康(2003)的方法進行計算。,如果輕度污染行業的契約密集度較高,那么即使這些行業隨著契約制度的改善而增加減污資產的投入,但由于行業排污的強度在總污染中的比重較低,其對總排污的抑制作用并不明顯;如果重度污染行業的契約密集度較低,由于行業對減污技術的投入并不隨著契約制度的改善而明顯增加,所以對總排污同樣起不到明顯的抑制作用。同時,也可能由于企業更偏向于提高產品技術而非環保技術,致使降低總排污量的效果不明顯。因此,綜合低污染、高契約密集度行業及高污染、低契約密集度行業的作用效果,我們就可得到上述的回歸結果*由行業污染強度與行業契約密集度排序的分布散點圖發現,污染強度最高的10個行業與其在契約密集度中的排序并沒有呈現顯著的對應關系。詳細結果可向作者索取。。

表1 OLS回歸結果

注:考慮到截面數據的異方差問題,括號內為各回歸系數對應的White t統計量;“*** ”、“** ”和“* ”分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過檢驗。

此外,人均資本存量(lnk)的回歸系數為正,與雷布津斯基定理一致,即人均資本存量的提高將導致資本密集型行業產出提高,從而增加污染物的排放。排污成本(tax)的估計系數為正,與預期的結果相反,可能是由于我國目前的排污費、污染稅等都是針對已產生的污染進行征收,征收的數額在很大程度上取決于企業的排污程度,因此對企業采納更清潔的生產技術起到的激勵作用非常有限[20]。人力資本密度和人力資源稟賦交互項(hr×HR)的系數為負,說明人力資本的確是影響地區環境質量的重要因素,通過提高人力資本投資、強化人力資源稟賦的優勢,可以對地區環境改善產生積極的顯著影響。外商直接投資(fdi)在加入對外貿易前的系數為正,加入對外貿易后的統計顯著性下降。對外貿易(tra)的回歸系數為正,可能是貿易自由化誘致的經濟結構變化帶來雙重環境效應[21],但“污染天堂”帶來的負效應超過技術進步效應和要素稟賦效應。

四、結論與啟示

本文將不完全契約理論與Antweiler et al.(2001)的研究相結合,構建一個企業排污的一般模型,以考察契約制度對環境質量的影響。理論分析表明,契約制度較好的地區,企業傾向于投入“減污專用資本”進行污染減排活動,進而改善環境質量。在此基礎上,我們采用2008年我國制造業細分行業的數據進行實證研究,并借鑒Nunn(2007)利用地區特征和行業特征交互項的方法,加入地區契約制度和行業契約密集度的交互項進一步考察契約制度對環境質量的影響。研究結果表明,地區契約制度的確是影響環境質量的重要因素,較為完善的契約制度對污染排放有一定的抑制作用,但這種正向的減排作用在契約密集度高的行業并沒有得到進一步強化,而是起到反向的作用,通過行業本身的污染強度屬性可以解釋這一“反常”的結果。在控制人均資本存量、人力資本、外商直接投資、對外貿易等因素后,以上結論依然穩健。此外,本文還對其他工業污染物和契約環境替代指標進行穩健性檢驗,結果表明本文的模型設定與檢驗結果依然穩定可靠。

上述結論一方面支持契約制度對環境質量有重要影響的觀點,另一方面也有助于我們深化契約制度解決環境問題重要性的認識。(1)完善契約制度,緩解環境壓力。契約制度的改善對減少環境污染有明顯的促進作用。面對嚴峻的環境形勢,中央及地方政府在加大環保力度、制定專項環保法規的同時,還應充分考慮制度之間的互動作用,完善“制度鏈”的延伸,發揮政府在制度變遷中的重要作用,保證契約制度的有效執行,構建良好的契約制度體系。(2)制定差異化的政策,解決環境問題。地區經濟及法律制度的不同會對契約的實施產生差異性的影響,行業契約密集度的不同也使行業對契約制度的敏感度存在差異。在本文研究的樣本范圍內,制造業細分行業具有不同的契約密集度和污染強度,使契約制度對污染排放的影響變得復雜化,這要求我們在討論行業契約異質性的特征時還需進一步考慮污染強度的差異。因此,應充分認識到地區和行業的多重特征,并依此制定分地區、分行業的差異化措施和政策,發揮契約制度對環境質量的積極作用,進而解決環境問題。(3)改善地區契約的“軟環境”,發揮企業減排的自我執行效力。契約的“硬環境”是指保障契約有效執行的法律機制和法律實施,與此相對的契約“軟環境”則可看作是傳統觀念、文化等一些非正式的制度因素,它們同樣對經濟個體的締約與履約行為產生影響。譬如,一個具有良好環保意識的企業可以降低減排的契約摩擦帶來的社會損失,也可以降低社會的監督成本,提高經濟效率,這種自我減排執行效力的提升對“環保契約”的履行有著重要的補充作用。(4)建立第三方評價、擔保機制,提高減排專用性資產的投資效率。一個良好的契約環境需要大量與契約制定、執行相關的中介組織參與。因此,建立并完善專業的減排資金擔保機制及企業信用評價機制顯得格外重要,這樣不僅會減少契約摩擦,降低信息搜尋成本,緩解企業的減排融資約束,還可以保障銀行等金融機構貸款資金的安全,是一種對締約雙方都有益的帕累托改進。此外,第三方機構的客觀評價有利于了解企業自身性質,有助于制定不同的減排融資契約,并在減排融資契約締結后對資金的動向進行監督,防止資金濫用,提高減排專用性資產的投資效率。

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(責任編輯:化 木)

Contract Institution,Enterprise Sewage and Environmental Pollution ——An Empirical Research Based on Provincial Manufacturing Data of China

CHEN Yu-qiao1, ZHANG Tao-ran2

(1. School of International Trade and Economics, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013, China;2. School of Economics, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013, China)

Based on the the incomplete contract theory and the research framework of Antweiler et al.(2001), this paper develops a general model of pollution discharge, and then uses the Difference-in-Difference method with data of two-digit manufacturing industries of China to examine the impact of the contract institution on the environmental quality. The empirical result shows that contract institution is a key factor influencing pollution discharge. Moreover, firms are apt to invest “special emission reduction capital” to reduce pollution and improve environment quality in the regions where contract institution is comparatively sophisticated. However,this positive effect fails to be strengthened in those industried with higher contract intensity, which can be explained by the pollution intensity of the industry itself. The research result remains stable after controlling a series of factors such as per capita capital, human resources, foreign direct investment and foreign trade.

contract institution; enterprise sewage; incomplete contract

2014-09-16

陳玉橋(1988-),男,湖北黃岡人,江西財經大學國際經貿學院博士生;張陶然(1985-),女,山西長治人,江西財經大學經濟學院碩士生。

F124.5

A

1004-4892(2015)07-0105-08