契約制度、企業(yè)排污與環(huán)境污染——基于我國省際制造業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析

陳玉橋, 張?zhí)杖?/p>

(1.江西財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院,江西 南昌 330013;2.江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江西 南昌 330013)

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契約制度、企業(yè)排污與環(huán)境污染
——基于我國省際制造業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析

陳玉橋1, 張?zhí)杖?

(1.江西財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院,江西 南昌 330013;2.江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)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(gòu)建企業(yè)排污的一般模型,采用“差異中差異”的估計方法,結(jié)合我國省際制造業(yè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù),考察契約制度對環(huán)境質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明,地區(qū)契約制度是影響環(huán)境質(zhì)量的重要因素,在契約制度較為完善的地區(qū),企業(yè)傾向于投入“減排專用資本”進(jìn)行污染減排活動,進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量。但這種積極作用在契約密集度較高的行業(yè)并沒有得到進(jìn)一步強化,利用行業(yè)本身的污染強度屬性則可以解釋這一“反常”的結(jié)果。在控制人均資本存量、人力資本、外商直接投資和對外貿(mào)易等因素后,研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

契約制度;企業(yè)排污;不完全契約

自1978年以來,以市場化為取向的經(jīng)濟(jì)體制改革使我國經(jīng)濟(jì)以近10%的增速發(fā)展,但也出現(xiàn)大氣污染、霧霾天氣等一系列較嚴(yán)重的環(huán)境問題。同時,與快速增長的經(jīng)濟(jì)形成鮮明對比的是我國契約制度建設(shè)相對滯后*契約制度在宏觀上可以表現(xiàn)為政治、法律等正式制度和風(fēng)俗、習(xí)慣及文化等非正式制度,在微觀上可以表現(xiàn)為個體與組織及風(fēng)俗、習(xí)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(zhuǎn)型期中國面臨的環(huán)境問題？如果可以,契約制度又是通過何種方式影響環(huán)境質(zhì)量的呢？本文嘗試回答上述問題。

20世紀(jì)90年代初,Grossman和Krueger(1991)開創(chuàng)性地使用統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(guān)系的結(jié)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(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC),并將EKC形成的原因歸結(jié)為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)[2]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期,規(guī)模效應(yīng)占主要地位,污染物排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長而上升;當(dāng)人均收入達(dá)到一定拐點時,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變,由高污染的工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向污染較少的服務(wù)經(jīng)濟(jì)。此外,有效的技術(shù)手段也可減少污染物的排放,使環(huán)境問題得到緩解。Tobey(1990)、Grossman和Krueger(1991)提出的“要素稟賦假說”認(rèn)為,由于資本密集型企業(yè)傾向于在資本豐裕的發(fā)達(dá)國家投資,而資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)伴隨污染的大量產(chǎn)生,所以污染密集型產(chǎn)品會流向發(fā)達(dá)國家[3]。Chichilnisky(1994)、Taylor和Copeland(1994)提出的“污染天堂假說”(Pollution Haven Hypothesis, PHH)認(rèn)為由于各國環(huán)境政策的差異,環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)格的發(fā)達(dá)國家將污染工業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)較低的發(fā)展中國家[4][5]。Antweiler et al.(2001)不僅將貿(mào)易對環(huán)境的影響分解成規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和貿(mào)易的組成效應(yīng),還將“要素稟賦假說”和“污染天堂假說”作為貿(mào)易自由與環(huán)境污染的解釋因子共同納入到分析框架中,最終得出貿(mào)易自由化與環(huán)境污染之間呈非線性關(guān)系的結(jié)論[6]。上述文獻(xiàn)為我們研究環(huán)境問題給予諸多有益的啟發(fā),但這些研究主要是從經(jīng)濟(jì)增長方式、技術(shù)水平、對外貿(mào)易、環(huán)境規(guī)制等角度討論經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的環(huán)境問題,并沒有涉及契約制度對環(huán)境質(zhì)量的影響,也沒有考慮轉(zhuǎn)型國家內(nèi)部契約制度差異對環(huán)境質(zhì)量的影響。

由Grossman和Hart(1986)、Hart和Moore(1990)開創(chuàng)的不完全契約理論(GHM)恰好可以為契約制度與環(huán)境污染之間的關(guān)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(tài)的發(fā)展不能完全預(yù)見,即使可以完全預(yù)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(zhí)行過程很難得到第三方的充分證實。GHM模型認(rèn)為在專用性資產(chǎn)存在的情況下*資產(chǎn)專用性是指一種資產(chǎn)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(dǎo)致“敲竹杠”現(xiàn)象的發(fā)生,使專用性投資不足或投資無效率。此外,企業(yè)在融資、技術(shù)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(yè)特征、法律制度與金融發(fā)展對企業(yè)融資決策的影響,發(fā)現(xiàn)具有良好會計制度及對債權(quán)人保護(hù)較強的國家,企業(yè)的無形資產(chǎn)投資(如技術(shù)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(jìn)企業(yè)采用先進(jìn)的技術(shù),在契約密集度越高的行業(yè),契約制度的影響越大[10]。因此,本文借鑒上述文獻(xiàn)的研究方法,嘗試把不完全契約理論與Antweiler et al.(2001)的企業(yè)排污模型相結(jié)合,討論契約制度對環(huán)境質(zhì)量的影響。

一、契約制度影響環(huán)境質(zhì)量的理論模型

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

(一)基本假定

假設(shè)代表性企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)為柯布-道格拉斯形式且規(guī)模報酬不變,只有資本(K)和勞動(L)兩種要素投入,則生產(chǎn)函數(shù)可以表示為:

F(K,L)=KαL1-α

(1)

假設(shè)代表性企業(yè)生產(chǎn)一種資本密集型的產(chǎn)品X,生產(chǎn)X的同時會排放污染物Y。污染物Y的產(chǎn)生會給其他生產(chǎn)者或消費者帶來負(fù)的外部效應(yīng),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(shù)(記為ρ)。理性的企業(yè)不會無限地排污,而會投入一部分專用性資產(chǎn)Ks用于消減污染,Ks/K=θ且θ∈[0,1]。當(dāng)θ=0時,企業(yè)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(chǎn),以達(dá)到潛在生產(chǎn)能力F;當(dāng)0<θ≤1時,企業(yè)會投入(K-Ks)的資源生產(chǎn),實際產(chǎn)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(yè)用于減污的“專用性投資”,所以可將θ進(jìn)一步寫為契約制度的函數(shù):

θ=Ψ(Ez)=1-exp(-φEz)

(3)

其中,0≤φ<1,Ez為企業(yè)所在區(qū)域z的契約制度。式(3)的經(jīng)濟(jì)涵義為:企業(yè)用于消減污染的專用性投資與契約制度呈正相關(guān)關(guān)系。因為完善的契約制度可給企業(yè)創(chuàng)造一個穩(wěn)定的生產(chǎn)、經(jīng)營與投資環(huán)境,降低委托-代理成本,減少企業(yè)在經(jīng)營和投資過程中“敲竹杠”的風(fēng)險。理性的企業(yè)會增加相應(yīng)的專用性投資(如人力資本投資、技術(shù)投資、設(shè)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(xiàn)自身利益最大化。由式(2)可推得X的生產(chǎn)函數(shù)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(chǎn)出F兩種要素投入的產(chǎn)出品,且生產(chǎn)函數(shù)呈規(guī)模報酬不變的特征。

(二)生產(chǎn)決策

根據(jù)式(4),企業(yè)生產(chǎn)X的決策可分為兩個相互獨立的步驟:根據(jù)外生的資本成本r和勞動力工資ω選擇最優(yōu)的資本-勞動比,使生產(chǎn)單位潛在產(chǎn)出F的成本最小;給定企業(yè)排污成本ρ和單位潛在產(chǎn)出成本cF時選擇最優(yōu)的排污量Y和潛在產(chǎn)出F,使生產(chǎn)單位產(chǎn)品的生產(chǎn)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(shè)產(chǎn)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(dāng)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(dá)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(shù)后得到:

(11)

根據(jù)Acemoglu et al.(2007)的研究,采用更先進(jìn)的技術(shù)意味著更多的中間投入,也需要與更多的中間供應(yīng)商簽訂契約。當(dāng)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(dǎo)致的扭曲程度也越高。如果先進(jìn)技術(shù)帶來的收益低于契約的簽約成本,理性廠商的最優(yōu)選擇則是不采用先進(jìn)技術(shù)。因此,是否采用先進(jìn)技術(shù)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(qū)契約制度,還與行業(yè)契約密集度有關(guān),契約密集度高的行業(yè)對契約制度的反應(yīng)更加敏感。因此,我們可將技術(shù)水平A看作是地區(qū)契約制度和行業(yè)契約密集度的函數(shù),具體可表述為:

A=exp(ξ0+ξizEi×Ez+η)

(12)

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

由式(11)、(12)可得企業(yè)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(qū)契約制度和行業(yè)契約密集度外,人力資本、對外貿(mào)易、外商直接投資等非制度因素對企業(yè)排污選擇也產(chǎn)生影響。因此,加入以上非制度因素變量,將式(13)進(jìn)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(yè)i的人力資本密度和地區(qū)z的人力資源稟賦,fdi為外商直接投資,tra為對外貿(mào)易。

二、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

據(jù)式(14)設(shè)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(yè)和地區(qū),poliz表示z地區(qū)i行業(yè)的人均排污量,ιi、ιz分別表示行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng),deni為i行業(yè)契約密集度,envz為z地區(qū)的契約制度,deni×envz為行業(yè)契約密集度和地區(qū)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(qū)i行業(yè)的人均資本存量,hri為i行業(yè)人力資本密度,HRz為z地區(qū)的人力資源稟賦,hri×HRz為行業(yè)人力資本密度和地區(qū)人力資源稟賦的交互項,fdiiz為z地區(qū)i行業(yè)的外商直接投資,traiz為z地區(qū)i行業(yè)的對外貿(mào)易,ρiz為z地區(qū)i行業(yè)的排污成本,εiz為誤差項。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說明

地區(qū)契約制度(env)。本文使用地區(qū)契約環(huán)境作為地區(qū)契約制度的代理變量。由于市場中生產(chǎn)者的合法權(quán)益能否得到有效保護(hù)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(qū)市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指標(biāo)衡量地區(qū)的契約環(huán)境[13]。該數(shù)據(jù)主要由市場中介組織的發(fā)育程度、對生產(chǎn)者合法權(quán)益的保護(hù)、知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)、消費者權(quán)益的保護(hù)等四項指數(shù)加權(quán)而成,數(shù)值越大(最大值為10),說明地區(qū)契約環(huán)境越好、制度越完善。在以往的相關(guān)研究中,一些學(xué)者將《中國營商環(huán)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(huán)境的反向指標(biāo),本文的穩(wěn)健性檢驗仍采用該數(shù)據(jù)對模型進(jìn)行重新估計,以保證結(jié)論的可靠性。

行業(yè)契約密集度(den)。根據(jù)Nunn(2007)的研究,本文以各行業(yè)專用性中間品投入程度差異為基礎(chǔ)來衡量行業(yè)契約密集度。由于專用性資產(chǎn)的存在,其對各行業(yè)的中間品投入選擇產(chǎn)生一定的影響,各行業(yè)對契約的依賴程度不同,不同行業(yè)的契約密集度也存在差異,即行業(yè)契約密集度反映各行業(yè)對地區(qū)契約制度的敏感程度。國內(nèi)學(xué)者在進(jìn)行相關(guān)研究時大多直接采用Nunn(2007)的數(shù)據(jù)來衡量該指標(biāo)[14][15][16][17][18],這是因為我國的行業(yè)統(tǒng)計中缺少相關(guān)的統(tǒng)計,使我們難以對契約密集度進(jìn)行核算,如果盲目采用其他統(tǒng)計量進(jìn)行替代,可能導(dǎo)致該統(tǒng)計量喪失初始的含義(盛丹和王永進(jìn),2010)。另外,該指標(biāo)是基于美國的數(shù)據(jù)計算得到的,行業(yè)的契約密集度將不可避免地受到一個國家或地區(qū)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(shù)據(jù)則可最大程度地消除國家或地區(qū)特征對行業(yè)契約密集度的影響(王永進(jìn)等,2010)*為與以往文獻(xiàn)保持一致且便于比較,本文直接采用Nunn(2007)的行業(yè)契約密集度數(shù)據(jù)。。

人均資本存量(k)。本文使用各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示資本存量,使用各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)從業(yè)年平均人數(shù)表示勞動力數(shù)量,數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒(2008)》。

排污成本(tax)。目前,我國公開的統(tǒng)計項目中并沒有各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的排污費用、罰金、污染稅等數(shù)據(jù),所以我們以各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的稅金及附加與主營業(yè)務(wù)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(yè)受到的環(huán)境政策規(guī)制。各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)稅金及附加和主營業(yè)務(wù)收入均來自《中國經(jīng)濟(jì)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(yè)從業(yè)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(shù)與各省(市)人口的比重表示。各省(市)高等教育在校生人數(shù)和人口數(shù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒(2009)》,制造業(yè)行業(yè)科技人員數(shù)和從業(yè)人員數(shù)均來自《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒(2008)》。

外商直接投資(fdi)。本文使用各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)外商投資額與行業(yè)產(chǎn)值的比重衡量引進(jìn)外資的情況,數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒(2008)》。

對外貿(mào)易(tra)。本文使用各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)出口交貨值與行業(yè)產(chǎn)值的比重衡量各省(市)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的對外貿(mào)易情況,數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒(2008)》。

三、計量結(jié)果及分析

本文使用普通最小二乘法(OLS)估計契約制度對環(huán)境質(zhì)量的影響。環(huán)境規(guī)制作為政府保護(hù)環(huán)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(huán)境問題的惡化可能促使政府制定環(huán)保領(lǐng)域的法律法規(guī),增加環(huán)境規(guī)制的力度,因此環(huán)境污染也會影響地區(qū)契約制度。為檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趦?nèi)生性,我們使用Hausman統(tǒng)計量對模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗,結(jié)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(shè),因此可以認(rèn)為解釋變量與隨機擾動項不存在相關(guān)性(即不存在內(nèi)生性問題)。為考察估計結(jié)果的穩(wěn)健性,我們在回歸方程中逐步加入一系列控制變量(結(jié)果如表1所示)。契約制度的回歸系數(shù)符號為負(fù),契約制度與契約密集度交互項的回歸系數(shù)符號為正且始終小于契約制度的系數(shù),二者均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。隨著控制變量的逐步加入,雖然影響系數(shù)有所降低,但符號均保持不變,而且統(tǒng)計顯著性沒有發(fā)生變化,因此我們可以證實估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性*本文還采用其他污染物和契約實施成本對基礎(chǔ)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,替代變量的回歸結(jié)果與基礎(chǔ)模型基本一致。穩(wěn)健性檢驗的詳細(xì)結(jié)果可向作者索取。。

進(jìn)一步對表1的回歸結(jié)果進(jìn)行分析可知,契約制度(env)的改善會促進(jìn)排污企業(yè)將部分資源投入到減污的生產(chǎn)中,以降低污染物的排放,對環(huán)境產(chǎn)生積極的作用。但這種效應(yīng)并沒有隨著企業(yè)所在行業(yè)契約密集度的增加而變得更為明顯,也即契約制度和行業(yè)契約密集度交互項(env×den)的系數(shù)為正值。其可能的解釋是:契約密集度高的行業(yè)不一定是污染強度大的行業(yè)*行業(yè)污染強度參考趙細(xì)康(2003)的方法進(jìn)行計算。,如果輕度污染行業(yè)的契約密集度較高,那么即使這些行業(yè)隨著契約制度的改善而增加減污資產(chǎn)的投入,但由于行業(yè)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(yè)的契約密集度較低,由于行業(yè)對減污技術(shù)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(yè)更偏向于提高產(chǎn)品技術(shù)而非環(huán)保技術(shù),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(yè)及高污染、低契約密集度行業(yè)的作用效果,我們就可得到上述的回歸結(jié)果*由行業(yè)污染強度與行業(yè)契約密集度排序的分布散點圖發(fā)現(xiàn),污染強度最高的10個行業(yè)與其在契約密集度中的排序并沒有呈現(xiàn)顯著的對應(yīng)關(guān)系。詳細(xì)結(jié)果可向作者索取。。

表1 OLS回歸結(jié)果

注:考慮到截面數(shù)據(jù)的異方差問題,括號內(nèi)為各回歸系數(shù)對應(yīng)的White t統(tǒng)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(shù)為正,與雷布津斯基定理一致,即人均資本存量的提高將導(dǎo)致資本密集型行業(yè)產(chǎn)出提高,從而增加污染物的排放。排污成本(tax)的估計系數(shù)為正,與預(yù)期的結(jié)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(chǎn)生的污染進(jìn)行征收,征收的數(shù)額在很大程度上取決于企業(yè)的排污程度,因此對企業(yè)采納更清潔的生產(chǎn)技術(shù)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(shù)為負(fù),說明人力資本的確是影響地區(qū)環(huán)境質(zhì)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(yōu)勢,可以對地區(qū)環(huán)境改善產(chǎn)生積極的顯著影響。外商直接投資(fdi)在加入對外貿(mào)易前的系數(shù)為正,加入對外貿(mào)易后的統(tǒng)計顯著性下降。對外貿(mào)易(tra)的回歸系數(shù)為正,可能是貿(mào)易自由化誘致的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化帶來雙重環(huán)境效應(yīng)[21],但“污染天堂”帶來的負(fù)效應(yīng)超過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)。

四、結(jié)論與啟示

本文將不完全契約理論與Antweiler et al.(2001)的研究相結(jié)合,構(gòu)建一個企業(yè)排污的一般模型,以考察契約制度對環(huán)境質(zhì)量的影響。理論分析表明,契約制度較好的地區(qū),企業(yè)傾向于投入“減污專用資本”進(jìn)行污染減排活動,進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量。在此基礎(chǔ)上,我們采用2008年我國制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究,并借鑒Nunn(2007)利用地區(qū)特征和行業(yè)特征交互項的方法,加入地區(qū)契約制度和行業(yè)契約密集度的交互項進(jìn)一步考察契約制度對環(huán)境質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明,地區(qū)契約制度的確是影響環(huán)境質(zhì)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(yè)并沒有得到進(jìn)一步強化,而是起到反向的作用,通過行業(yè)本身的污染強度屬性可以解釋這一“反常”的結(jié)果。在控制人均資本存量、人力資本、外商直接投資、對外貿(mào)易等因素后,以上結(jié)論依然穩(wěn)健。此外,本文還對其他工業(yè)污染物和契約環(huán)境替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,結(jié)果表明本文的模型設(shè)定與檢驗結(jié)果依然穩(wěn)定可靠。

上述結(jié)論一方面支持契約制度對環(huán)境質(zhì)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(huán)境問題重要性的認(rèn)識。(1)完善契約制度,緩解環(huán)境壓力。契約制度的改善對減少環(huán)境污染有明顯的促進(jìn)作用。面對嚴(yán)峻的環(huán)境形勢,中央及地方政府在加大環(huán)保力度、制定專項環(huán)保法規(guī)的同時,還應(yīng)充分考慮制度之間的互動作用,完善“制度鏈”的延伸,發(fā)揮政府在制度變遷中的重要作用,保證契約制度的有效執(zhí)行,構(gòu)建良好的契約制度體系。(2)制定差異化的政策,解決環(huán)境問題。地區(qū)經(jīng)濟(jì)及法律制度的不同會對契約的實施產(chǎn)生差異性的影響,行業(yè)契約密集度的不同也使行業(yè)對契約制度的敏感度存在差異。在本文研究的樣本范圍內(nèi),制造業(yè)細(xì)分行業(yè)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(fù)雜化,這要求我們在討論行業(yè)契約異質(zhì)性的特征時還需進(jìn)一步考慮污染強度的差異。因此,應(yīng)充分認(rèn)識到地區(qū)和行業(yè)的多重特征,并依此制定分地區(qū)、分行業(yè)的差異化措施和政策,發(fā)揮契約制度對環(huán)境質(zhì)量的積極作用,進(jìn)而解決環(huán)境問題。(3)改善地區(qū)契約的“軟環(huán)境”,發(fā)揮企業(yè)減排的自我執(zhí)行效力。契約的“硬環(huán)境”是指保障契約有效執(zhí)行的法律機制和法律實施,與此相對的契約“軟環(huán)境”則可看作是傳統(tǒng)觀念、文化等一些非正式的制度因素,它們同樣對經(jīng)濟(jì)個體的締約與履約行為產(chǎn)生影響。譬如,一個具有良好環(huán)保意識的企業(yè)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(jiān)督成本,提高經(jīng)濟(jì)效率,這種自我減排執(zhí)行效力的提升對“環(huán)保契約”的履行有著重要的補充作用。(4)建立第三方評價、擔(dān)保機制,提高減排專用性資產(chǎn)的投資效率。一個良好的契約環(huán)境需要大量與契約制定、執(zhí)行相關(guān)的中介組織參與。因此,建立并完善專業(yè)的減排資金擔(dān)保機制及企業(yè)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(yè)的減排融資約束,還可以保障銀行等金融機構(gòu)貸款資金的安全,是一種對締約雙方都有益的帕累托改進(jìn)。此外,第三方機構(gòu)的客觀評價有利于了解企業(yè)自身性質(zhì),有助于制定不同的減排融資契約,并在減排融資契約締結(jié)后對資金的動向進(jìn)行監(jiān)督,防止資金濫用,提高減排專用性資產(chǎn)的投資效率。

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(責(zé)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(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院博士生;張?zhí)杖?1985-),女,山西長治人,江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生。

F124.5

A

1004-4892(2015)07-0105-08