環(huán)境規(guī)制與出口強(qiáng)度
——基于兩控區(qū)政策的考察

閆文娟，郭樹(shù)龍

(1.西安工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710032；2.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，天津 300222)

一、引 言

中國(guó)環(huán)境政策的制定是否與中國(guó)出口導(dǎo)向型的經(jīng)濟(jì)策略相背離，因此破壞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前景？在我國(guó)環(huán)境約束趨緊和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型壓力加大的背景下，這是一個(gè)亟待解答清楚的重大問(wèn)題。中國(guó)是世界上最大的二氧化硫排放國(guó)，中國(guó)政府早在1998年開(kāi)始實(shí)施兩控區(qū)政策，對(duì)納入兩控區(qū)范圍內(nèi)的城市執(zhí)行嚴(yán)格的環(huán)境管制措施，旨在有效控制二氧化硫，到2000年二氧化硫污染防治有了明顯的改善，2000～2006年兩控區(qū)城市的工業(yè)及生活二氧化硫排放量平均增長(zhǎng)率為負(fù)6.5%[1]。這一具有顯著環(huán)境效應(yīng)的環(huán)境政策是否影響到中國(guó)的出口呢？有學(xué)者利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行測(cè)算，中國(guó)出口企業(yè)的平均出口強(qiáng)度在1999年為54%，到2007年上升為59%[2]，這歸因于2001年中國(guó)加入世貿(mào)組織給出口帶來(lái)的強(qiáng)勁的動(dòng)力及政府一直以來(lái)推行的外向型經(jīng)濟(jì)政策的激勵(lì)作用。然而，我們關(guān)心的問(wèn)題是排除其他因素后兩控區(qū)這項(xiàng)政策對(duì)出口強(qiáng)度有什么影響？從理論上講，環(huán)境規(guī)制對(duì)出口產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一是“遵循成本抑制出口效應(yīng)”，即企業(yè)為滿足環(huán)境規(guī)制的要求而投入必要的資金來(lái)預(yù)防和治理污染，在設(shè)備購(gòu)買和企業(yè)選址方面都將環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)考慮在內(nèi)，這必然擠占企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的投資，影響企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和擴(kuò)大再生產(chǎn)，從而抑制企業(yè)出口[3]；二是“創(chuàng)新補(bǔ)償促進(jìn)出口效應(yīng)”，依據(jù)“波特假說(shuō)”，從動(dòng)態(tài)視角來(lái)看，更加嚴(yán)格恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能激勵(lì)企業(yè)實(shí)施創(chuàng)新[4]，創(chuàng)新帶來(lái)的收益補(bǔ)償遵循的環(huán)境成本甚至超過(guò)環(huán)境成本，進(jìn)而提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力、促進(jìn)出口。

既有實(shí)證研究多是從地區(qū)或行業(yè)層面，基于不同的視角衡量環(huán)境規(guī)制并構(gòu)造相應(yīng)的指標(biāo)來(lái)量化環(huán)境規(guī)制。章秀琴和張敏新(2012)采用引力模型，研究環(huán)境規(guī)制對(duì)7大環(huán)境敏感性產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響[5]。李懷政(2013)運(yùn)用半對(duì)數(shù)固定效應(yīng)變系數(shù)面板模型，研究環(huán)境規(guī)制的出口效應(yīng)及其行業(yè)異質(zhì)性[6]。童偉偉(2013)利用世界銀行對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究表明環(huán)境規(guī)制對(duì)出口具有顯著的促進(jìn)作用[7]。傅京燕(2014)基于擴(kuò)展的引力模型，研究表明內(nèi)生的環(huán)境規(guī)制對(duì)五類污染密集型行業(yè)平均出口流量影響為正，而外生的環(huán)境規(guī)制對(duì)其平均出口貿(mào)易流量的影響為負(fù)[8]。任力和黃崇杰(2015)選取37個(gè)貿(mào)易伙伴國(guó)家的出口數(shù)據(jù)，利用5種不同指標(biāo)衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，采用擴(kuò)展引力模型，研究顯示中國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與出口貿(mào)易之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[9]。張勝滿和張繼棟(2016)運(yùn)用2002～2011年27個(gè)制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，利用綜合指數(shù)法測(cè)算環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，研究得出環(huán)境規(guī)制直接促進(jìn)集約邊際增長(zhǎng)，與擴(kuò)展邊際之間存在U型關(guān)系，環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)品內(nèi)分工地位相互促進(jìn)，二者相互促進(jìn)作用對(duì)擴(kuò)展邊際具有重要的推動(dòng)作用[10]。彭冬冬等(2016)基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響呈U型，中國(guó)仍處于拐點(diǎn)左側(cè)且該影響存在行業(yè)差異和企業(yè)所有制差異[11]。王杰和劉斌(2016)運(yùn)用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)，研究表明環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)出口具有顯著的促進(jìn)作用[12]。黃永明和何劍峰(2017)利用2005～2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，基于HOV模型，研究表明“事前控制型”環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口升級(jí)的促進(jìn)作用呈倒U型，而“事后治理型”環(huán)境規(guī)制的負(fù)面影響卻逐步提高[13]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文的研究提供了必要的基礎(chǔ)，但針對(duì)兩控區(qū)這一典型環(huán)境規(guī)制政策對(duì)出口影響的文獻(xiàn)仍不多見(jiàn)。盛丹和張慧玲(2017)基于兩控區(qū)政策這一擬自然實(shí)驗(yàn)，利用海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)、城市及行業(yè)數(shù)據(jù)研究?jī)煽貐^(qū)政策與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，結(jié)論表明兩控區(qū)政策對(duì)我國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高具有顯著的正向影響[14]。Hering和Poncet(2014)以兩控區(qū)政策為例，利用1998～2003年265個(gè)中國(guó)城市的數(shù)據(jù)，研究表明兩控區(qū)政策降低該城市的出口，尤其是降低污染行業(yè)的出口[15]。但上述文獻(xiàn)沒(méi)有從微觀層面考慮兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的影響，本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：其一，在研究樣本的選擇上，本文選用的是中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，這樣更有助于從微觀層面研究?jī)煽貐^(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的影響，在一定程度上避免利用地區(qū)、行業(yè)層面數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)的加總偏誤；其二，在研究視角上，本文基于行業(yè)視角有針對(duì)性地選擇高排硫行業(yè)作為研究對(duì)象，雖然兩控區(qū)政策是以城市為單位執(zhí)行，但根據(jù)兩控區(qū)政策的具體措施可知真正受影響的應(yīng)是高排硫行業(yè)，因而考察高排硫行業(yè)更有實(shí)際意義，而且能提高實(shí)驗(yàn)組的精確度。本文旨在通過(guò)以上一系列探索性的研究工作，分析兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的凈影響，從而為我國(guó)環(huán)境、外貿(mào)政策的合理制定及有效實(shí)施提供必要的經(jīng)驗(yàn)支持和決策依據(jù)。

二、計(jì)量模型、變量衡量和數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

為識(shí)別兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的影響，本文采用倍差法(DID)和三重倍差法(DDD)，從多個(gè)角度考察兩控區(qū)政策(TCZ)對(duì)我國(guó)高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度的影響，以在一定程度上解決環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的內(nèi)生性問(wèn)題。倍差法和三重倍差法的估計(jì)模型如下：

exportratio=βTCZcif·Postt+αc+δt+ρi+εcift

(1)

exportratio=βTCZcif·Postt·Soef+φTCZc·Postt+τTCZcif·Soef+μPostt·Soef+αc

2016年10月1日，《經(jīng)濟(jì)學(xué)人》的中國(guó)專欄中，對(duì)中國(guó)貧富省的經(jīng)濟(jì)趨同化進(jìn)行了述評(píng)，并分析了趨同化停滯的原因。

+δt+ρi+γcift

(2)

其中，c為城市，i為行業(yè)，t為時(shí)間。被解釋變量exportratio為出口強(qiáng)度，并定義為出口交貨值占企業(yè)產(chǎn)品銷售收入的比例。TCZc是處理組的虛擬變量，如果該城市實(shí)施兩控區(qū)政策，那么該城市為處理組，TCZc的取值為1，否則TCZc取值為0。Postt為實(shí)施兩控區(qū)政策的時(shí)間虛擬變量，1999年之后Postt的取值為1，否則Postt取值為0。三重倍差項(xiàng)的分組變量Soef為企業(yè)是否為國(guó)有企業(yè)的虛擬變量，αc、δt和ρi分別為城市固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，εcti和γcift為各自模型的誤差項(xiàng)，TCZc與Postt乘積的系數(shù)反映兩控區(qū)政策對(duì)我國(guó)出口強(qiáng)度的影響，TCZc·Postt·Soef乘積的系數(shù)反映兩控區(qū)政策對(duì)不同所有制企業(yè)的出口強(qiáng)度的影響。

(二)變量衡量

借鑒彭冬冬和楊德彬(2016)的分析并結(jié)合本文的研究?jī)?nèi)容，為保證結(jié)果的可靠性，我們還加入以下的控制變量[11]：(1)資本勞動(dòng)比率(klratio)，采用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與企業(yè)全部職工的比值來(lái)衡量；(2)企業(yè)年齡(age)，計(jì)算公式為企業(yè)年齡=當(dāng)年年份-企業(yè)開(kāi)業(yè)年份+1；(3)企業(yè)規(guī)模(inc)，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用總資產(chǎn)、銷售額和企業(yè)員工數(shù)來(lái)衡量，本文以企業(yè)全部職工來(lái)衡量；(4)企業(yè)平均工資(awage)，采用企業(yè)應(yīng)付工資與福利之和與企業(yè)的平均就業(yè)人數(shù)之比來(lái)衡量。

三重差分法的分組變量構(gòu)建：根據(jù)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中登記注冊(cè)類型，類型為110的企業(yè)為國(guó)有企業(yè)，Soei的取值為1，否則為非國(guó)有企業(yè)且Soei取值為0。

(三)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文主要使用兩部分?jǐn)?shù)據(jù)：第一部分來(lái)自國(guó)務(wù)院發(fā)布的官方文件《國(guó)務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問(wèn)題的批復(fù)》，該數(shù)據(jù)包括被劃分的兩控區(qū)城市名單；第二部分來(lái)源于1997～2007年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)了中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。我們按照以下原則對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：刪除固定資產(chǎn)和營(yíng)業(yè)利潤(rùn)任何一項(xiàng)存在0值或負(fù)值的樣本，刪除產(chǎn)品銷售收入和實(shí)收資本等關(guān)鍵變量存在0值或負(fù)值的樣本，刪除員工人數(shù)小于8的樣本，刪除1949年之前成立的企業(yè)。結(jié)合本文的研究目標(biāo)，考慮到由于該數(shù)據(jù)庫(kù)中每一年都有新企業(yè)進(jìn)入和老企業(yè)退出，各年份的企業(yè)并不相同，依據(jù)企業(yè)代碼和名稱，我們最終僅保留1997～2007年持續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)。

本文主要經(jīng)濟(jì)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析詳見(jiàn)表1，并區(qū)分高污染行業(yè)和高排硫行業(yè)。由表1可見(jiàn)，高污染行業(yè)的出口強(qiáng)度大于高排硫行業(yè)的出口強(qiáng)度，高污染行業(yè)的企業(yè)規(guī)模也大于高排硫行業(yè)的企業(yè)規(guī)模。就資本勞動(dòng)比、企業(yè)平均工資和企業(yè)年齡等變量而言，高排硫行業(yè)的數(shù)值均大于高污染行業(yè)的數(shù)值。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

首先，在基本回歸結(jié)果部分，我們重點(diǎn)考察兩控區(qū)政策對(duì)高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度的影響及滯后期效應(yīng)。其次，采用更改政策實(shí)施年份的安慰劑檢驗(yàn)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后，考察兩控區(qū)政策影響出口強(qiáng)度的所有制差異和地區(qū)差異。

(一)基本回歸結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果——高污染行業(yè)*高污染行業(yè)包括電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)(44)、煤炭開(kāi)采及洗選業(yè)(13)、造紙及紙制品業(yè)(14)、農(nóng)副食品加工業(yè)(17)、化學(xué)原料及化學(xué)品制造業(yè)(19)、紡織業(yè)(22)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)(32)、食品制造業(yè)(14)、皮革毛皮羽毛(絨)及制品業(yè)(19)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)(25)、非金屬礦物制品業(yè)(31)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)(33)、化學(xué)纖維制造業(yè)(28)。。本文根據(jù)2007年國(guó)務(wù)院制定的《第一次全國(guó)污染源普查方案》及趙細(xì)康(2003)對(duì)污染行業(yè)的界定標(biāo)準(zhǔn)來(lái)劃分高污染行業(yè)[16]。表2是兩控區(qū)政策對(duì)高污染行業(yè)出口強(qiáng)度影響的基本回歸結(jié)果，(1)列是只有TCZ×Post和時(shí)間及地區(qū)虛擬變量，(2)列是在此基礎(chǔ)上加入了其他控制變量，(3)列是進(jìn)一步加入年份、城市和行業(yè)等虛擬變量。由表2可知，TCZ×Post這一交乘項(xiàng)均不顯著，即兩控區(qū)政策對(duì)高污染行業(yè)的出口強(qiáng)度沒(méi)有顯著影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果——高污染行業(yè)

注：*表示p<0.15，** 表示p<0.1，*** 表示p<0.05。下表同此。

考慮到當(dāng)期影響不顯著，政策可能存在滯后性，我們繼續(xù)考察滯后效應(yīng)。表3的(1)、(3)、(5)列回歸結(jié)果是沒(méi)有加入控制變量的基本回歸結(jié)果，(2)、(4)、(6)列是加入控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明兩控區(qū)政策仍然對(duì)高污染行業(yè)的出口強(qiáng)度沒(méi)有影響。

表3 滯后效應(yīng)回歸結(jié)果——高污染行業(yè)

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果——高排硫行業(yè)。兩控區(qū)政策旨在通過(guò)設(shè)定最終減排目標(biāo)來(lái)控制日益嚴(yán)重的生活和生產(chǎn)中的二氧化硫污染。根據(jù)兩控區(qū)政策主要針對(duì)二氧化硫和酸雨問(wèn)題這一特點(diǎn)，我們判斷兩控區(qū)政策影響最大的是高排硫行業(yè)，分析兩控區(qū)政策對(duì)高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度的影響。根據(jù)各行業(yè)排放二氧化硫的數(shù)據(jù)計(jì)算結(jié)果，選取化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)以及電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等5大高排硫行業(yè)的企業(yè)為重點(diǎn)分析對(duì)象。

表4報(bào)告兩控區(qū)政策影響高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。(1)列沒(méi)有加入控制變量，也沒(méi)有加入年份、城市和行業(yè)等虛擬變量，結(jié)果表明倍差法估計(jì)量TCZ×Post的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著。(2)列是加入控制變量后的回歸結(jié)果，倍差法的估計(jì)量在15%的水平上顯著。進(jìn)一步地，(3)列加入年份、城市和行業(yè)等虛擬變量，倍差法的估計(jì)量同基準(zhǔn)回歸結(jié)果一樣也不顯著。綜合這三列的回歸結(jié)果，至少可以得出兩控區(qū)政策對(duì)高排硫行業(yè)的出口強(qiáng)度沒(méi)有顯著的影響。那么，是否就此斷定兩控區(qū)政策對(duì)高排硫行業(yè)的出口強(qiáng)度沒(méi)有影響呢？通常來(lái)說(shuō)不是這樣的。政策實(shí)施可能需要一段時(shí)間才能發(fā)揮作用，并不是所有的政策都有立竿見(jiàn)影的效果，政策的實(shí)施對(duì)象往往需要一段適應(yīng)期來(lái)準(zhǔn)確理解政策信息并做出合理反應(yīng)[17]。因此，我們緊接著考察滯后期效應(yīng)。

表4 高排硫行業(yè)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.滯后期效應(yīng)——高排硫行業(yè)。為反映兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的滯后影響，我們將Post這一時(shí)間虛擬變量拆分為每一年的時(shí)間虛擬變量[14]，并對(duì)總樣本考察高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度隨時(shí)間的變化。由表5可以看出，滯后一期、滯后二期和滯后三期的回歸結(jié)果中TCZ×Post的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，且從滯后一期的-0.031增長(zhǎng)到滯后二期的-0.035，滯后三期的這一數(shù)值滑落到-0.033，但仍然高于滯后一期的數(shù)值?？梢?jiàn)，兩控區(qū)政策對(duì)高排硫行業(yè)的出口強(qiáng)度產(chǎn)生負(fù)向影響，但這種負(fù)向影響具有滯后性。高排硫行業(yè)的出口受到兩控區(qū)政策的影響較大，但高污染行業(yè)整體的出口受到兩控區(qū)政策的影響不顯著。高污染行業(yè)包括高排硫行業(yè)和非高排硫行業(yè)，而兩控區(qū)政策主要目的是減少二氧化硫排放，因而受影響的主要是高排硫行業(yè)。由此可見(jiàn)，區(qū)分行業(yè)進(jìn)而使對(duì)照組精準(zhǔn)化十分有必要。

表5 兩控區(qū)政策滯后效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

(二)安慰劑檢驗(yàn)

接下來(lái)，我們更改政策發(fā)生的年份，分別假設(shè)2000、2001和2002年為兩控區(qū)政策實(shí)施的年份，通過(guò)安慰劑檢驗(yàn)來(lái)考察雙重差分回歸結(jié)果的穩(wěn)健性(見(jiàn)表6所示)。(1)、(3)和(5)列沒(méi)有加控制變量，也未控制年份、城市和行業(yè)，而(2)、(4)和(6)列加入了控制變量和年份、城市及行業(yè)虛擬變量。

表6 安慰劑檢驗(yàn)回歸結(jié)果

由表6可以看出，(1)～(6)列TCZ×Post的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，說(shuō)明倍差法得到的結(jié)果是有效的，即兩控區(qū)政策確實(shí)導(dǎo)致高排硫行業(yè)的出口強(qiáng)度降低，因?yàn)楦牧苏邔?shí)施年份，均得不到類似的結(jié)論。

(三)進(jìn)一步異質(zhì)性檢驗(yàn)

鑒于基本回歸結(jié)果只是從樣本整體考察兩控區(qū)政策對(duì)出口的影響，并未考慮企業(yè)的異質(zhì)性，因而接下來(lái)我們分析兩控區(qū)政策對(duì)出口可能存在的所有制異質(zhì)性和地區(qū)異質(zhì)性。

1.企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗(yàn)。相較于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)與政府部門沒(méi)有天然聯(lián)系，也未受到政府部門的特別庇護(hù)，可能受環(huán)境規(guī)制政策的影響更大。本文通過(guò)構(gòu)建國(guó)有企業(yè)的虛擬變量，利用三重差分法考察兩控區(qū)政策對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的影響。

表7 企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗(yàn)

表7顯示，(1)～(3)列是分別針對(duì)非國(guó)有企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和全樣本的回歸，僅控制年份、城市和行業(yè)虛擬變量，而(4)～(6)列與(1)～(3)列相似，只是在其基礎(chǔ)上加入了控制變量。(1)和(4)列TCZ×Post的系數(shù)分別為-0.028和-0.027且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這說(shuō)明兩控區(qū)政策對(duì)非國(guó)有企業(yè)的出口強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響。(2)和(5)列TCZ×Post的系數(shù)分別為-0.0013和-0.0014但并不顯著，而(3)和(6)列中三重倍差項(xiàng)DDD的系數(shù)分別為0.0508和0.0507并在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明兩控區(qū)政策對(duì)國(guó)有企業(yè)的出口強(qiáng)度具有顯著的正向影響。這一結(jié)論與我們的預(yù)期基本一致，也與既有研究類似[15]。可能的原因是兩控區(qū)政策增加了非國(guó)有企業(yè)的環(huán)境成本，使非國(guó)有企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力降低，抑制了出口，由于國(guó)有企業(yè)承擔(dān)吸納就業(yè)等社會(huì)責(zé)任，受到政府的天然庇護(hù)，兩控區(qū)政策并沒(méi)有抑制國(guó)有企業(yè)的出口強(qiáng)度。

2.地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)。我國(guó)不同地區(qū)的政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境及出口強(qiáng)度存在較大的差異，為進(jìn)一步考察兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的影響，我們將東部、中部和西部地區(qū)的樣本分組估計(jì)，考察兩控區(qū)政策影響的地區(qū)差異，研究?jī)煽貐^(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的影響是否因地區(qū)不同而有所差異。按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，我們將樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)*東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)省(市)，中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南和廣西等10個(gè)省(區(qū))，西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等9個(gè)省(區(qū))。，分樣本回歸的結(jié)果見(jiàn)表8所示。(2)、(4)和(6)列分別是在(1)、(3)和(5)列基礎(chǔ)上加入了控制變量，所有列的回歸都加入了年份、城市和行業(yè)等虛擬變量。只有(5)和(6)列TCZ×Post的系數(shù)不顯著，其他的回歸結(jié)果均顯著為負(fù)，這表明兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的負(fù)向影響只存在于東部地區(qū)和中部地區(qū)，對(duì)西部地區(qū)的影響并不明顯。這一差異可能的原因是西部地區(qū)大多屬于二氧化硫區(qū)，酸雨區(qū)大多分布在中、東部地區(qū)，酸雨地區(qū)獲得低硫煤的成本遠(yuǎn)高于二氧化硫地區(qū)，從而加重酸雨地區(qū)實(shí)施低硫煤替代措施的負(fù)面影響，而且酸雨污染與二氧化硫污染的特點(diǎn)不同，酸雨污染為面式分布、二氧化硫污染為點(diǎn)式分布，面源污染控制難度要大于點(diǎn)源污染控制，因而酸雨地區(qū)的污染控制成本要高于二氧化硫地區(qū)[18]，所以兩控區(qū)政策帶給西部地區(qū)的環(huán)境成本要低于中東部地區(qū)，故該政策對(duì)西部地區(qū)出口的影響不顯著。

表8 地區(qū)差異性檢驗(yàn)

四、結(jié)論與啟示

本文利用1997～2007年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，以兩控區(qū)政策作為外生沖擊，運(yùn)用倍差法和三重差分法，考察兩控區(qū)政策對(duì)出口強(qiáng)度的影響，并在地區(qū)層面和所有制層面檢驗(yàn)該影響的異質(zhì)性。整體而言，兩控區(qū)政策對(duì)高污染行業(yè)的出口強(qiáng)度沒(méi)有影響，只對(duì)高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度具有負(fù)向影響，但這種影響存在滯后效應(yīng)，滯后一期開(kāi)始顯現(xiàn)。通常情況下，政策作用的顯現(xiàn)出現(xiàn)滯后效應(yīng)比較常見(jiàn)。存在負(fù)向影響說(shuō)明兩控區(qū)政策增加了高排硫行業(yè)的生產(chǎn)成本和運(yùn)營(yíng)成本，使其產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力降低，進(jìn)而影響出口。就所有制差異而言，兩控區(qū)政策對(duì)非國(guó)有企業(yè)的出口強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響，而對(duì)國(guó)有企業(yè)的出口強(qiáng)度具有正向的影響，這表明國(guó)有企業(yè)更多地受到地方政府的庇護(hù)，非國(guó)有企業(yè)受到兩控區(qū)政策的負(fù)向影響較大。就地區(qū)差異而言，兩控區(qū)政策對(duì)東部地區(qū)和中部地區(qū)高排硫企業(yè)的出口強(qiáng)度具有明顯的負(fù)向影響，但對(duì)西部地區(qū)高排硫企業(yè)的出口強(qiáng)度影響不明顯。

由以上結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，兩控區(qū)政策不利于高排硫行業(yè)的出口貿(mào)易發(fā)展，若進(jìn)一步推行兩控區(qū)政策，高排硫行業(yè)的出口貿(mào)易將很可能受到較大程度的影響，一定程度上可以說(shuō)該政策與中國(guó)外向型經(jīng)濟(jì)策略相悖。但中國(guó)作為一個(gè)負(fù)責(zé)任的發(fā)展中大國(guó)，有責(zé)任和義務(wù)與世界其他國(guó)家一起高度重視生態(tài)文明建設(shè)和環(huán)境保護(hù)，并為此做出相應(yīng)的努力，貢獻(xiàn)中國(guó)智慧。因此，我們給出如下的對(duì)策啟示。第一，兩控區(qū)政策作為一項(xiàng)命令控制型的環(huán)境規(guī)制政策，可以明顯抑制二氧化硫的排放[18]，但該政策相比市場(chǎng)激勵(lì)型政策缺乏效率，也不利于技術(shù)創(chuàng)新[19]，因而無(wú)法實(shí)現(xiàn)“波特假說(shuō)”，抑制了出口。我國(guó)環(huán)境規(guī)制應(yīng)以較低實(shí)施成本為發(fā)展方向，制定、實(shí)施能充分調(diào)動(dòng)公眾、企業(yè)參與環(huán)境治理的以信息手段和公眾參與為特點(diǎn)的環(huán)境規(guī)制政策[5]。第二，在選擇適當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的同時(shí)有針對(duì)性地采取救濟(jì)措施(如減污補(bǔ)貼等)，以保證出口貿(mào)易的平穩(wěn)過(guò)渡。第三，兩控區(qū)政策對(duì)高排硫行業(yè)出口強(qiáng)度的影響存在企業(yè)異質(zhì)性和地區(qū)異質(zhì)性，不能采取一刀切的模式，應(yīng)給予非國(guó)有企業(yè)更多關(guān)注，鼓勵(lì)非國(guó)有企業(yè)采取技術(shù)升級(jí)等辦法弱化兩控區(qū)政策帶來(lái)的環(huán)境成本上升的不利影響，進(jìn)而減輕兩控區(qū)政策對(duì)出口的負(fù)面效應(yīng)。此外，我國(guó)不少地方政府片面鼓勵(lì)或強(qiáng)制煤電企業(yè)安裝煙氣脫硫設(shè)備(FGD)減排二氧化硫，但對(duì)遠(yuǎn)離低硫煤礦的地區(qū)而言，安裝FGD的成本可能高于采用低硫煤減排的成本，這在一定程度上也說(shuō)明40%已安裝FGD的企業(yè)出現(xiàn)設(shè)備閑置現(xiàn)象[18]。減排措施的制定者應(yīng)反思政策未能很好執(zhí)行的深層次原因，重點(diǎn)關(guān)注政策執(zhí)行的運(yùn)行機(jī)制，最終減排措施的制定應(yīng)有企業(yè)差異和地區(qū)差異。