環境治理、政府綠色投入與貿易高質量增長
——基于制造業出口國內附加值率視角

李楠 史貝貝 白東北

(1.西北大學經濟管理學院，陜西 西安 710127；2.安徽財經大學經濟學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中國長期以來處于全球價值鏈中低端位置，傳統貿易發展更是以犧牲環境為代價換取低附加值貿易利得，在這一背景下，伴隨著出口增長，中國的環境污染問題越發嚴峻[1]。進入新時期，以“創新、協調、綠色、開放、共享”為代表的新發展理念的提出為中國現代化經濟發展指明了方向。綠色發展模式逐漸成為平衡環境治理和經濟發展關系的關鍵[2]，2019年11月，中共中央、國務院發布了《關于推進貿易高質量發展的指導意見》，明確指出“推進貿易與環境協調發展，發展綠色貿易，嚴格控制高污染、高耗能產品進出口。鼓勵企業進行綠色設計和制造……實現可持續發展。”(1)文件來自中華人民共和國中央人民政府官網。這一意見的提出對于平衡環境保護與貿易利得關系及推動貿易高質量、可持續發展具有重要現實指導意義。但環境治理勢必會對企業綠色成本產生沖擊，進而擠占企業研發和生產性支出，這對企業在貿易中維持現有的價格優勢以及進一步推進產品附加值攀升形成了阻礙。因此，如何解決環境治理與貿易發展，特別是以出口國內附加值率提升為代表的貿易高質量發展這一悖論成為了重中之重。政府推行環境治理意味著其對地區環境關注度和重視度的提升，因此政府在地區環境治理中扮演的角色和對企業綠色發展中發揮的影響能否成為突破環境保護與貿易發展，特別是貿易高質量發展矛盾關系的關鍵值得深入分析。基于此，本文就環境治理對制造業企業出口國內附加值率的變動影響展開理論和經驗分析，并從政府視角切入，對影響這一結果的政府可能發揮的作用展開傳導機制檢驗和擴展性分析，為探索兼顧環境治理和貿易高質量發展的可能性出路提供理論和經驗參考。

目前，關于環境保護與貿易發展的討論主要集中在兩個方面，一個是環境治理對中國貿易發展的影響。針對這一研究方向，出現了不同的研究結論，以任力和黃崇杰(2015)[3]為代表的學者通過研究發現環境治理會影響企業產品競爭力，不利于出口。也有學者持相反觀點，李小平等(2012)[4]認為環境治理有利于提升產業的貿易比較優勢。康志勇等(2020)[5]通過研究進一步識別了行政命令型和公眾參與型環境治理通過企業創新有助于其實現出口競爭的提升。此外，也有學者認為就污染密集型產業而言，環境治理和出口量之間存在“U”型的非線性關系，且大多數制造業目前尚處于拐點左側[6]。通過梳理可以看到，環境治理對貿易發展的影響受到規制方式、行業性質等諸多因素作用，且大部分學者均是以中國貿易出口量作為貿易發展的代理變量進行研究。另一方面，是以提升出口國內附加值率為代表的貿易高質量發展的討論。外貿高質量發展反映了貿易“增量”和“提質”的統一[7]，其不僅體現在規模上的擴充，在新時期下國際價值鏈位置的攀升[8]、貿易結構的優化、創新動能的激發以及貿易區域協調聯動發展等都作為對貿易質量提高的新要求。《關于推進貿易高質量發展的指導意見》指出“要優化貿易結構，提高貿易發展質量和效益”。提升貿易發展質量就是需要大力推動產業鏈升級等，而促使產業鏈高端化途徑之一就是實現企業出口國內附加值率的攀升[9]，因此諸多學者針對企業出口國內附加值率提升的影響因素展開了研究，主要包括以下幾個方面。基于貿易角度的研究，包括推動服務業開放[10]以及推進貿易自由化的發展[11]。基于集聚角度的研究，包括推進產業集聚[12]和推動企業空間集聚程度的增加[13]。此外，也有學者從環境角度展開了相關研究，王毅等(2019)[14]從企業中間品使用比、全要素生產率和融資約束三方面就環境治理對企業出口國內附加值率的影響進行了分析，認為二者的積極關系主要受到中間品使用比變化的傳導影響。

關于綠色投入和貿易高質量發展的研究，Antonietti和Marzucchi(2013)[15]從企業角度研究了其對綠色設備的投資與出口績效關系，認為綠色投資等推動了生產率較高企業的出口利潤。同時，企業產品的綠色特征也被視為是一種競爭力的體現，對產品進行綠色投資的企業更容易獲得市場青睞，從而實現利潤的增加[16]，因此應推動環境政策和綠色生產過程，從而在國家層面獲得全球競爭力[17]。貿易高質量發展對微觀企業生產力水平和產品質量提出了新要求，生產力水平的提高根本上需要激發企業創新動能，產品質量的提升在符合綠色產品特征下，需要提高產品所包含的國內價值貢獻和技術水平。從企業綠色投入帶來的影響看，一方面其為企業增加了成本負擔，存在擠占生產性投資的可能，不利于企業轉型發展。另一方面，當企業克服綠色投入帶來的成本壓力后，即實現企業全流程的綠色生產，從要素利用效率、生產過程的創新到產出品綠色價值的包含等，此時綠色投入對貿易高質量發展的助推影響得以釋放。

通過文獻梳理可以看到，聚焦環境治理與貿易發展關系的文章較多，但就環境治理對以出口國內附加值率為代表的貿易高質量發展的影響研究較為少見，而從政府視角切入探討政府綠色支出所發揮的作用更鮮有涉及。基于此，本文使用中國工業企業數據庫和海關貿易數據庫中制造業企業相關數據信息，通過構建固定效應模型和中介效應模型就環境治理對制造業企業出口國內附加值率的影響及政府綠色投入可能發揮的作用進行識別，并就要素稟賦、企業類型和要素密集度展開異質性分析以及進一步就政府綠色投入對企業生產變動帶來的影響進行深入剖析。本文可能的邊際貢獻主要包括：(1)以環境治理對企業出口國內附加值率影響的長期效應作為研究目標，使用2000-2013年中國工業企業數據庫和海關貿易數據庫企業信息展開研究。同時，配合熵權法的使用對環境治理進行多維指標的綜合計算，避免使用單一指標可能產生的信息遺漏現象，并隨后轉換核算標準對出口國內附加值率二次計算、采用衛星燈光校準后的PM2.5指標替換等進行系列穩健性檢驗，從時間跨度和研究方法上提高了評估結果的科學性。(2)從政府角度出發，系統分析了環境治理對企業出口國內附加值率影響的傳導機制，從政府對地區和企業綠色投入兩個方面展開，對政府綠色投入所發揮的中介作用進行了識別，填補了以政府視角研究的空白。(3)進一步深入剖析了政府的綠色投入行為對企業生產變動的影響，對傳導機制的分析進行了深化和拓展，以更加明確的視角呈現政府在環境治理中所產生的具體影響和重要作用，也為解決環境治理與推動貿易高質量發展悖論提供了重要參考和研究支撐。

二、理論機理分析與研究假設

環境治理旨在約束企業生產對環境的負外部性影響，為了達到地區環境考核要求和滿足經濟綠色發展需要，企業會加大對研發創新的支持力度，雖然環境治理強度與企業技術發展存在非線性關系[18]，但是從長期看，環境治理確能推動企業技術革新發展從而助推創新補償效應大于遵循成本效應，即強“波特假說”的實現，而這一結果直接提升了企業生產率水平，因此在嚴格且適宜的環境治理下可以實現提升環境質量和企業生產效率“雙贏”的結果[19]，這也為企業DVAR的提高創造了可能。同時，環境治理的實施會引發企業間綠色競爭，促使其研發生產具有新技術和綠色特征的產品取得“先動優勢”[20]，在同類產品中獲得市場競爭力[21]，而這一動態競爭會間接產生地區知識和技術的溢出效應，從而誘發地區企業集聚的出現，集聚的促進效應有助于降低企業間交易成本等，知識和技術溢出及成本降低等綜合因素，有助于推動企業DVAR提升的實現。此外，環境治理背景下企業技術創新的推進也改變著中間品投入市場結構，從質量上看，技術水平的提升推高了國內中間品質量，促進了其對進口中間品的替代；從數量上看，技術創新也擴展了國內中間品供給的種類，這大大拓寬了企業對國內中間品的可選擇性，同時，技術創新所引發的生產效率的提高也增加了國內中間品供給數量，從而推動其價格降低，實現價格優勢。因此，環境治理的推進有助于推動國內中間品對進口中間品的替代，從而實現企業DVAR提升。而在環境治理過程中，不同環境類型企業反應也存在差異，清潔型企業由于污染程度較低，轉型發展阻力相對較小，而污染型企業由于屬于環境治理的重點監管對象，因此治污成本較高，轉型發展周期也相對較長。基于這一分析，環境治理的實施對清潔型企業DVAR的提高效果相對優于對污染型企業的影響。

H1環境治理有助于推動制造業企業出口國內附加值率的提升，且對清潔型企業DVAR提高的促進效果優于對污染型企業的影響。

環境治理的實施會增加企業成本負擔，為了滿足環保要求，可能會出現治污投資擠占研發投入[22]或生產性投資的現象從而產生“擠出效應”[23]。但由于環境治理的最終目的是改善社會整體的環境質量，而政府推行環境治理反映了其對改善地區環境質量的迫切需求，不論是政治晉升需要還是環保考核壓力均會倒逼其加大對地區環境治理的投入力度和政策支持。有研究顯示，空氣污染確實能夠顯著改變政府環保支出比重[24]，而鑒于二者間存在著緊密聯系，也有學者將環保投入視為環境治理程度的代理變量[25]。在這一背景下，以政府環保支出水平提高為代表的政府綠色投入的增加會減輕企業生產對環境的污染度，從而一定程度上分擔了企業治污投入壓力。同時，企業作為污染治理的重點監管對象，政府對企業補貼也有利于緩解其治污成本和研發成本壓力。由于政府補貼旨在促進企業更好地進行生產和發展，而企業更高水平生產發展的關鍵在于創新的實現，因此可以將政府對企業補貼這一行為視為政府對企業的綠色投入。基于上述分析，政府對地區和企業的綠色投入的增多有利于緩解企業成本壓力、促進研發投入上升，進而有利于加快企業技術創新的“補償效應”的實現。此外，政府對地區和企業綠色投入的增加會加速地區企業產生綠色競爭從而實現地區整體競爭優勢以及推高地區市場活力，進而吸引更多企業流入，引致地區經濟集聚效應的出現。進一步地，政府綠色投入在加速推動企業研發的同時，也間接推動著國內中間品市場的擴大，在政府對地區和企業綠色投入的支持下，創新活力得到加速釋放，推動了國內中間品對進口中間品的替代。綜上，環境治理背景下，政府更加重視地區環境的改善，其會增加以地區環保支出和企業補貼為代表的政府綠色投入，通過提升政府對地區和企業環境治理的參與度，促進企業成本降低、研發創新的增加、地區企業流入量的增多以及實現國內中間品市場的擴大，進而推動地區制造業企業出口國內附加值率的提升。

H2環境治理通過提高政府對地區環保支出水平和企業補貼實現出口國內附加值率攀升。

中國各個地區發展基礎差異較大，這就使得環境治理對不同地區企業可能產生迥異的影響。由于出口企業主要集中在東部地區，且生產率相對高的企業更有可能產生出口行為[26]，這就推動了東部地區企業集聚的產生，進而有助于降低交易成本。而東部高生產率企業的集聚在推動企業競爭的同時，也有助于知識和技術發展的溢出，形成“競爭效應”和“學習效應”的良性循環。同時，東部地區兼具基礎設施相對完善、市場化水平和對外開放水平較高以及政府行政管理高效等優勢，使得環境治理對東部地區企業DVAR的促進效果相對于中西部地區而言更好。就不同類型企業來看，外資企業由于具備雄厚的資金和技術優勢，在面對環境治理時具備良好的轉型發展基礎；民營企業由于是全方位參與市場化競爭后留存下來的結果，因此，在環境治理實施后能夠較快地適應市場變化，通過壓縮勞動力投入成本作為緩沖和推進技術革新等來推進企業綠色發展。而國有企業由于更容易獲得金融信貸支持和政府補貼[27]等相關資源，因此市場競爭壓力較小，在面對環境治理時轉型發展的迫切性相對較低，而這不利于企業創新行為的推進。因此，環境治理有助于推進外資企業和民營企業DVAR的提升，但對國有企業DVAR的影響不能達到理想效果。從要素密集度看，由于這一時期中國以勞動密集型生產為主，在該方面具備比較優勢，因此在環境治理背景下，勞動密集型企業會通過壓縮勞動力成本來抵消治污成本上升帶來的負向影響，而針對資本和技術密集型企業而言，由于資本和技術基礎薄弱，因此通過創新進行環境治理時效果相對較弱，特別是技術密集型企業，技術革新對企業更大的紅利影響需要更長的周期實現。因此，環境治理對勞動密集型企業DVAR提升影響效果最好，對資本和技術密集型企業DVAR增加的影響相對較弱。

H3環境治理對企業出口國內附加值率的提升作用受到地區要素稟賦、企業類型以及要素密集度差異的影響。

三、研究設計

(一)模型構建

基于上述分析，并通過對已有研究的借鑒，本文在添加了企業個體固定效應、時間固定效應和地區固定效應的基礎上，構建環境治理對制造業企業DVAR影響的固定效應模型

DVARpit=α0+α1environpt+∑Controlpit+τi+δt+φp+εpit

(1)

其中，DVARpit為p地區的企業i在第t年的出口國內附加值率，environpt為p地區第t年的環境治理程度，Controlpit表示影響出口國內附加值率的系列控制變量；τi、δt、φp分別表示個體、時間和地區固定效應，εpit為隨機干擾項。

(二)變量選擇、說明與處理

1.變量選擇與說明

被解釋變量：企業出口國內附加值率(DVAR)。本文基于中國工業企業數據庫和中國海關貿易數據庫計算制造業企業層面的出口國內附加值率，借鑒張杰等(2013)[28]的研究，基于下述公式展開計算

(2)

核心解釋變量：環境治理(environ)。本文從政府角度出發，選取行政命令型環境治理方式進行研究。政府實施環境治理的目的在于約束市場主體對環境的負外部性影響，而作為政策的推行方，地方政府宏觀上的引導和約束具有方向作用，因此本文從地區整體的環境情況出發，選取各省工業廢水排放達標率、工業二氧化硫排放達標率、工業煙塵排放達標率及工業固體廢物利用率，以這四個指標為基礎，部分借鑒魏敏和李書昊(2018)[29]對熵權法的使用，對上述四個指標優先進行無量綱化處理，將標準化后的數據基于熵權法核算公式進行權重測算和環境治理綜合指標的計算。之所以選取這一方法主要歸因于一方面其可以較好地提取各項分指標的信息，拓寬了代理變量容納的信息量，盡可能地降低單一指標選取帶來的不穩定性；另一方面源于使用該方法計算的權重屬于客觀賦權的一種，極大地避免了主觀因素的干擾，提高了計算科學性。具體權重核算公式如下所示

(3)

(4)

在式(3)中，Ej表示信息熵，m為研究對象數量，xij為具體元素，因此Pij可視為每個元素對所在特征變量下的貢獻度。式(4)中Wj表示在信息熵基礎上計算的權重。

其他變量選取：為探究環境治理對制造業企業出口國內附加值率產生影響的機制原因，本文從政府視角切入，以政府環保投資額并取對數作為政府對地區綠色投入的代理變量，選取政府對企業補貼作為其對企業綠色投入的代理變量，分別從宏觀地區和微觀企業兩個方面展開內在機制的分析。之所以將政府對企業的補貼視為其對企業綠色投入的代理變量源于當綠色發展戰略在頂層得到確立并對地方政府形成了環保壓力背景下，地方政府更傾向于對綠色發展企業進行補貼[31]。此外，由于政府對企業補貼目的在于推動企業更好地進行生產和發展，而技術創新作為影響企業生產發展的關鍵因素，其直接決定著企業的生產水平和出口競爭力，因此這里將政府補貼視為其對企業綠色創新的補貼。基于以上分析，本文選取政府補貼為政府對企業綠色投入的代理變量。此外，為了避免虛擬變量或政府補貼額直接作為政府補貼代理變量可能存在的缺陷，本文參考岳文(2020)[32]的測算方法，使用政府補貼占企業銷售額比重進行測度，該方法既體現了政府補貼數額，也能反映補貼與企業規模的關聯。為了進一步剖析政府對地區和企業綠色投入帶來的深入影響，本文從國內中間品投入比重出發識別政府綠色投入對國內中間品投入變動的影響，采用國內中間品投入占比進口中間品投入進行測度，以分析可能存在的“相對價格效應”。

本文對所選變量首先進行了描述性統計分析，具體結果見表1。可以看出，所有變量取值均在合理區間中，因此，可以視為本文變量選取均有效。

表1 變量的描述性統計結果

2.變量數據來源

本文企業層面相關數據主要來自于中國工業企業數據庫和中國海關貿易數據庫，其余數據來自于《中國環境年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》以及各地方政府官網。

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

1.環境治理對制造業企業出口國內附加值率的影響

本文以制造業出口企業數據為基礎，對模型(1)展開估計，具體結果見表2。可以看出，列(1)在未添加控制變量情況下，環境治理的實施對制造業企業出口國內附加值率的提升具有積極的促進作用，且通過了1%置信水平檢驗；列(2)—(6)為依次加入企業年齡、資本密度、勞動力投入、行業集中度及企業全要素生產率在內的5個控制變量，不論從回歸系數角度還是顯著性來看，回歸結果并未發生較大波動，反映出二者存在積極促進關系這一結果的內在穩定性。具體來看，企業年齡對制造業出口國內附加值率產生的積極影響歸因于，企業存在時間越長表明其對市場的熟悉度和適應性越高，有利于降低企業對信息及中間品搜尋成本進而提高企業出口國內附加值率。資本密度的抑制作用可能受到其對這一時期中國以勞動密集型生產為主這一比較優勢的偏離影響[33]；而勞動力投入的增加推高了企業成本從而加重了企業生產負擔，在一定程度上阻礙了出口國內附加值率的提升；行業的競爭程度直接影響著企業生產活動，當行業集中度過大時，意味著市場壟斷程度越高，壟斷企業對要素和市場定價等的控制不利于資源的優化配置和市場化水平的提高，同時也擠壓著其他現存企業的發展，從而不利于DVAR的提高。企業全要素生產率對制造業出口國內附加值率提升有積極促進作用主要歸因于，隨著企業生產效率的提高，有利于節約企業生產成本，同時也推高了國內中間品質量，推動了國內中間品對進口中間品的替代，在這二者的綜合影響下有助于提高企業出口國內附加值率。

表2 環境治理對制造業企業出口國內附加值率的影響分析

2.環境治理對不同污染程度企業出口國內附加值率的影響

進一步的，本文基于行業的環境污染程度，就環境治理對不同污染程度企業DVAR的影響進行了探討。借鑒鞠可一等(2020)[34]依據主要污染物排放量對企業進行環境標準分類，根據制造業行業工業廢水排放量分別將其劃分為清潔型行業和污染型行業，并將對應企業按照上述標準進行歸類，具體回歸結果見表3。可以看到，環境治理對清潔型企業DVAR的推動作用大于其對污染型企業，產生這一結果的原因可能為，清潔型企業由于其對環境污染程度相對較低，向綠色發展轉型相對容易，因此環境治理有助于加速推動企業采用新技術進而提高生產效率，促進了這類型企業DVAR的大幅提升。環境治理的實施目的在加強對存在污染的企業的環境約束，因此這類型企業就成為了監管的重點對象。在重點監管的背景下，由于這類企業污染程度較重，因此向綠色轉型發展阻力較大，推進起來較為緩慢，環境治理所產生的有利影響存在滯后性，因此其作用效果相對較弱，這也從側面說明環境治理的確對污染型企業的發展沖擊更大。至此，假設1得到了驗證。

表3 環境治理對不同污染程度的企業出口國內附加值率影響

(二)穩健性檢驗

1.變量替換檢驗

本文基準回歸部分是基于國內中間品包含的國外成分為5%展開的分析，有學者通過研究認為，中國加工貿易企業使用的國內中間品中包含的國外成分大約占到5%-10%[35]，因此，這里將這一比例調整為10%重新進行DVAR的測算并進行檢驗。同時，環境治理與PM2.5存在緊密關系，環境治理越嚴，PM2.5數值就越低，因此，本文選取PM2.5作為環境治理的代理變量進行進一步分析。為保證數據質量，這里采用經過衛星燈光校準后的城市PM2.5數據進行變量替換檢驗。具體結果見表4。列(1)—(2)表示在重新測算后的數據基礎上環境治理對企業DVAR的影響，可以看到結果依然是前者對后者具有顯著促進作用。列(3)—(4)表示在重新測算后的數據基礎上，燈光PM2.5這一代理變量的影響結果，可以看出燈光PM2.5與出口國內附加值率存在反向的抑制作用，也就是說隨著環境治理程度的提高，有助于促進制造業DVAR的顯著提升。以上結果均說明了基準回歸結果的穩健。

表4 變量替換檢驗

2.內生性問題處理

制造業企業DVAR的變化反映了出口貿易真實利得的變動，而這一變化與企業生產行為直接相關。企業生產是產生環境問題的主要原因之一，而這反過來會對環境治理程度產生一定影響，因此，模型存在潛在的內生性問題。基于此，結合本文核心解釋變量指標的選取特點和研究需要，部分借鑒陳詩一和陳登科(2018)[36]的處理方式，采用省級政府工作報告中與環境有關詞匯出現頻數作為環境治理的工具變量以解決模型內生性問題。之所以選擇這一變量為代理變量，源于地方政府工作報告中環境相關詞匯出現頻數越多，說明政府對此類話題關注程度越高，即更傾向于進行環境治理；同時政府報告中環境相關詞匯出現次數并不受企業出口國內附加值率影響，因此工具變量選擇有效。基于以上分析，本文采用二階段最小二乘法(2SLS)進行工具變量檢驗，具體結果見表5。列(1)—(2)表示國內中間品所含國外成分占比5%時所得出口國內附加值率的回歸結果，列(3)—(4)表示國內中間品所含國外成分占比10%時所得出口國內附加值率的回歸結果，可以看出，工具變量通過了第一階段檢驗，證明了工具變量選取有效。進一步地，在糾正了模型可能存在的內生性后，環境治理對企業DVAR的影響依然起到了顯著提升作用，證明了基準結果穩健。

表5 工具變量檢驗

3.轉換研究方法的檢驗

在基準回歸部分，本文采用面板回歸方法對環境治理和制造業企業DVAR關系進行了探究，由于二者的因果關系可能受到其他因素干擾從而影響評估結果，因此，為確保其他對DVAR的可能影響因素被剔除干凈，及準確識別環境治理對其的因果影響，這里采用雙重差分法(DID)對二者關系再次進行檢驗。由于本文是選取行政命令型環境治理方式展開的研究，因此這里采用同一方式，選取2012年經由國務院批復的重點區域大氣污染防治“十二五”規劃項目作為一項政府環境治理的政策(tD)，該項目涉及全國19個省、自治區和直轄市，目的是改善大氣質量、嚴格環境準入、推進能源清潔利用等從而促進經濟發展方式轉變，要求在重點區域率先推行大氣污染聯防聯控工作，這一環境治理政策的實施可以視為一項“準自然實驗”，恰可以通過雙重差分法來識別其對企業DVAR的影響。基于這一背景，本文展開相關檢驗，具體結果見表6。可以看出，相較于基準回歸結果，環境治理對企業DVAR提升的“凈效應”有一定程度下降，但前者對后者依然存在顯著的促進作用。在經過一系列穩健性檢驗后，可以證明基準回歸結果可信且穩健。

表6 轉換研究方法的檢驗

(三)影響機制檢驗：中介效應模型

上述一系列研究均證明了環境治理對制造業企業DVAR具有顯著的促進作用，通過理論機理分析可知，實現這一結果主要源于環境治理的實施促進了政府環保支出(govprotect)和政府補貼(govsubsidy)的增加，從而有助于提升企業出口國內附加值率。基于此，本文進一步構建中介效應模型對這一影響渠道進行實證檢驗以驗證理論部分分析。具體模型構建如下

DVARpit=a0+a1environpt+∑Controlpit+τi+δt+φp+εpit

(5)

govprotectpt=γ0+γ1environpt+∑Controlpt+δt+φp+εpt

(6)

govsubsidypt=θ0+θ1environpt+∑Controlpit+τi+δt+φp+εpit

(7)

DVARpit=π0+π1environpt+π2govprotectptπ3govsubsidypt+τi+δt+φp+εpit

(8)

本文對可能影響環保投入的地區總人口、人均財政收入水平、森林覆蓋率和城鎮化率等上述變量進行識別，并將其作為影響政府環保支出的控制變量添加進模型(6)中。此外，政府補貼除了會受到企業個體特征影響外，還受到地區財政收入水平影響，因此除了企業年齡、資本密度、勞動力投入、行業集中度和企業全要素生產率外，本文在模型(7)控制變量中還添加了地區人均財政收入水平。

具體回歸結果如表7所示，其中列(1)-(2)分別表示環境治理對中介變量政府環保支出和政府補貼的影響，分別是對模型(6)和模型(7)回歸結果的反映，可以看出環境治理顯著推動了政府綠色環保投資和政府對企業補貼的增加，說明在環境治理過程中政府的作用得到了有效發揮，其作為社會主體的一部分，對環境治理的重視、參與和引導規范著整體社會可持續發展的方向，也為社會環境質量的提升和企業向清潔型轉型發展提供了有利的外部助推環境。政府實施環境治理反映出其對環境質量發展的重視，而隨著環境治理的推行和程度的加深，政府并未缺席這一治理過程，環境向好不僅僅需要企業投入其中，也需要政府參與和承擔起相應責任。列(3)為模型(5)的回歸結果，也就是基準回歸結果。

表7 影響機制檢驗

列(4)—(5)分別表示核心解釋變量和以政府綠色環保投資和政府對企業補貼為代表的中介變量對企業DVAR的回歸結果，可以看到在添加了中介變量后回歸系數較基準回歸結果均有所下降，證明部分中介效應的存在。就政府綠色環保投資而言，證實了環境治理確實通過促進政府綠色環保投資的增加推動了企業DVAR的升高。環境治理的推行反映出政府對改善地方環境質量的決心，因此，在這一背景下與治理環境相關的環保支出水平也會受到相關決策的刺激得到提升，而環境治理屬于整體社會范圍下的治理行為，政府和企業最終的環境目標具有趨同性，均是實現社會環境質量整體的改善，基于此，政府綠色環保投資的增加在一定程度上減輕了企業環保支出成本，為企業轉變生產發展方式提供了有利的外部支撐，也為企業研發資金的積累提供有利條件。基于這一分析，政府綠色環保投資的增加有利于加速企業技術創新[37]，從而實現企業DVAR的提升。就政府補貼而言，環境治理是通過增加政府對企業的補貼實現了企業DVAR的提升。環境治理在短期內勢必會加重企業生產成本負擔，政府補貼的增多為環境治理帶來的對企業成本的沖擊起到了較好的抵補作用。而基于環境治理大背景，企業依然需要推進創新進程，轉變生產發展方式，政府補貼的存在對抵補企業創新行為帶來的“成本效應”有著積極影響，加速了企業技術革新帶來的“補償效應”的實現，從而有助于推動企業DVAR提高。隨后，本文將兩個中介變量同時置于模型中，即列(6)為模型(8)的回歸結果，可以看到回歸系數進一步下降，即可以視為環境治理是通過促進政府綠色環保投資和其對企業補貼的增加進而實現了對制造業企業DVAR升高的影響，可以肯定政府投入在二者促進關系中所發揮的積極作用。假設2得到驗證。

五、擴展性分析

通過前文一系列的分析，可以看出環境治理對制造業企業DVAR具有顯著的提升作用，那么這一積極的促進效果是否會因區域間要素稟賦差異、不同企業類型以及要素密集度區別而出現異質性值得進一步討論。因此，本文在前文分析基礎上就上述三個方面展開擴展性分析。此外，環境治理對企業DVAR的提升作用主要是通過政府綠色投入的增加得以實現，那么政府綠色投入這一重要因素是如何具體地對企業生產變動進行影響的呢？基于此，本文從政府綠色投入切入，分別就其對企業成本、企業數量和企業國內中間品使用的影響展開討論，以明確政府綠色投入所發揮的具體效果，從而對影響機制部分進行有益深化和擴展補充。

(一)要素稟賦、企業類型和要素密集度異質性下的檢驗

1.要素稟賦差異下環境治理對企業出口國內附加值率的影響

中國區域間經濟發展水平差異較大，要素稟賦基礎不同，因此，不同區域就發展基礎而言存在不平衡性，這種不平衡會使得不同地區在面對自上而下的政策實施時，可能會產生異質性結果。為了識別環境治理對地區真實貿易利得變動產生的差異性影響，本文以東部地區和中西部地區作為劃分標準展開地區要素稟賦差異的分析，之所以將中部和西部地區合并研究源于西部地區出口企業數量過少，因此將其與中部地區合并研究。此外，為了促進國際貿易發展，國家推動了國家級保稅區的成立，以鼓勵國際貿易和保稅業務的發展，國家級保稅區的建立可在一定程度上視為自由貿易區，其建立為地區外貿發展提供了良好的外部環境，對地區企業出口貿易存在較大程度的影響，為了剔除這一政策實施帶來的干擾，本文在對這一政策實施涉及到的城市進行剔除后，再次進行回歸檢驗，具體結果見表8。列(1)—(2)為未剔除政策影響的回歸結果，列(3)—(4)為剔除了其他政策干擾后的結果，綜合來看，環境治理對東部地區企業DVAR的提升具有顯著的促進作用，且結果均通過了1%置信水平檢驗，而對中西部地區并沒有起到相應效果。產生這一結果的原因可能為東部地區技術發展水平、市場競爭力以及制度完善程度等外部條件較優，在這一環境下所屬企業的經濟技術水平和競爭力相較于中西部地區較強，因此在面對環境治理時，企業進行發展變革基礎較好，從而有利于推動其轉型發展，實現企業DVAR的提升。

表8 要素稟賦差異下環境治理對DVAR的影響檢驗

2.企業類型差異下環境治理對企業出口國內附加值率的影響

本文根據不同企業類型，將制造業企業歸為國有企業、外資企業和民營企業三類，并就環境治理對不同企業類型的出口國內附加值率影響進行識別，具體結果見表9。可以看出，環境治理對外資企業和民營企業DVAR提高具有顯著的促進作用，特別是對外資企業的提升效果更好；而相對于這兩類企業，環境治理對國有企業DVAR提高并沒有產生良好效果。產生上述結果源于外資企業在資金和技術上具有一定優勢，面對環境治理其有能力推動企業轉型發展。民營企業是完全經過市場經濟考驗而立足于市場中，其具有較強的市場競爭力，環境約束的實施會加速這類企業技術創新的發生，從而促進企業DVAR提升。而國有企業在發展上由于具有更多的政策、金融信貸等方面扶持，其自身在面對市場變革時敏感度相對較低，因此在面對環境治理時，企業轉型發展困難重重。同時，由于國有企業承擔著更多的政治經濟任務和社會責任，因此政府補貼的創新激勵效果有限[38]，致使環境治理對該類企業DVAR的影響并未起到積極效果。

表9 企業類型差異下環境治理對DVAR的影響檢驗

3.要素密集度差異下環境治理對企業出口國內附加值率的影響

本文按照要素密集程度將行業分為勞動密集型、資本密集型以及技術密集型三類，并按此分類劃分為三種不同要素密集度企業，就環境治理對不同要素密集程度企業DVAR的影響進行分析，具體結果見表10。可以看出，環境治理對三種要素密集度企業DVAR均起到了顯著促進作用，但對勞動密集型企業DVAR提升效果最好，而對技術密集型企業的影響效果最弱。之所以出現這一結果可能由于這一時期中國的比較優勢是以勞動密集型生產為主，在這一比較優勢下企業可以通過壓縮勞動力成本抵消因環境治理實施帶來的環境生產改造成本的上升，而這一行為在滿足環境保護要求的同時又直接提高了企業生產效率，從而實現了環境保護與提高企業DVAR的“雙贏”。而環境治理對技術密集型企業DVAR提升影響較小從側面反映出中國技術革新基礎薄弱，面對環境治理，技術密集型企業可能受到研發基礎、創新周期等內外部條件限制而不能較快釋放技術發展帶來的巨大潛力，從而對企業DVAR快速提升有一定影響，這也是政府在實施環境治理時需要關注的方向之一。至此，假設3得到驗證。

表10 要素密集度差異下環境治理對DVAR的影響檢驗

(二)政府綠色投入與企業生產變動關系探究

1.政府綠色投入對企業成本的影響

環境治理的實施會給企業成本帶來負擔，而企業成本又是影響企業DVAR的重要因素之一，企業成本升高會阻礙DVAR的提升，進而不利于中國貿易向高附加值、高質量發展的轉變。因此，政府環保支出和政府補貼對企業成本這一重要因素的影響成為探討的關鍵，本文首先對這二者關系進行了分析。其次，在環境治理背景下企業成本被推高的同時，存在擠占企業生產性支出的可能，進而影響到研發和企業創新活動的發展，因此這里進一步就政府綠色支出對企業研發的影響進行分析，由于企業規模直接影響著成本的支出，因此這里將企業工業總產值(industrial)作為企業規模的代理變量添加進模型的控制變量中，具體結果見表11。列(1)—(2)可以看出，政府環保支出和政府補貼均促進了企業成本的下降，特別是前者的影響更為積極，通過了10%置信水平檢驗，說明政府綠色支出有助于抵補由環境治理推高的企業成本。進一步地，政府支出對企業成本的抵補是否會造成企業安于生產現狀而怠于創新需要進一步分析。從列(3)—(4)的結果可以看到這一情形并不存在，政府環保支出和政府補貼均顯著地推動了企業研發投入的增加，說明政府的綠色支出是有助于推動企業創新行為的發生。綜上可以看到，政府環保支出和政府補貼有助于降低企業成本，對由環境治理帶來的企業成本的負擔進行一定程度的“補償”，而在總成本下降的前提下，企業研發支出得到增加反映出企業對創新投入的重視和傾斜，有助于加速推動創新“補償效應”的實現，進而促進企業DVAR快速提升。

表11 政府綠色投入對企業成本和研發的影響

2.政府綠色投入對地區企業數量變動的影響

地區企業數量的變動會對地區市場競爭度和發展水平產生影響，一個地區企業數量的增多意味著該地存在經濟集聚傾向，而集聚的促進效應所帶來的交易成本的降低[39]、知識和技術的溢出以及資源和信息的高效匹配[40]等均推動著地區市場化水平和企業生產效率的提高。基于這一分析，這里就政府環保支出和政府補貼的增加對地區企業數量變動的影響展開討論，分別從地區企業凈流入量和企業總數量增長率兩方面進行檢驗，同時，本文將地區經濟增長率水平和地區外企數量添加進了控制變量中。具體結果見表12。綜合來看，政府環保支出和政府補貼均有助于推動地區企業凈流入量和企業總數量增長率的提升，特別是政府環保支出具有更顯著的影響。上述結果說明在環境治理背景下，政府綠色投入的增加有助于推動地區經濟集聚現象的出現，吸引更多企業進駐，集聚的促進效應有利于推動地區市場化水平和企業生產效率的提高，進而對企業DVAR的增加有良好的助推作用。

表12 政府綠色投入對地區企業數量變動的影響

3.政府綠色投入對企業國內中間品投入變動的影響

對于制造業企業DVAR的核算，國內中間品投入是核心指標之一，國內中間品投入程度直接決定著中國企業對外出口所獲真實貿易利得的多少，也影響著中國制造業的升級和所處價值鏈位置，因此，在環境治理背景下政府綠色投入的增加是否會影響國內中間品投入的變動值得分析，基于此，本文展開了相關檢驗，具體結果見表13。可以看出，政府環保支出和政府補貼均顯著地促進了國內中間品投入比重的上升，即在政府綠色投入下國內中間品投入對進口中間品投入的“替代效應”顯現。政府綠色投入的增加加速了企業技術創新，為供給更高質量和更多數量的國內中間品提供了可能，從質量上看有助于推動其對進口中間品的替代，從數量上看供給的增多使得國內中間品價格趨于降低，因此具有價格優勢。在質量上的“替代效應”和數量上的“相對價格效應”共同作用下，政府綠色投入推動了企業國內中間品投入比重的增加，進而直接有助于促進企業DVAR提升。

表13 政府綠色投入對國內中間品投入變動的影響

六、結論及政策建議

環境治理引起的企業綠色成本的上升與制造業出口國內附加值率提升顯然產生了沖突，如何解決環境治理與貿易高質量發展這一悖論成為推動綠色貿易發展的關鍵。本文基于制造業出口企業視角，利用2000-2013年中國工業企業數據庫和海關貿易數據庫，通過構建固定效應模型就環境治理對企業出口國內附加值率的變動影響進行了分析，并進一步從政府綠色投入角度展開，論證了政府對地區和企業綠色支出的重要作用。實證結果顯示：(1)環境治理顯著地促進了制造業企業出口國內附加值率的提升，且這一結果對清潔型企業DVAR提升的作用效果優于對污染型企業的影響。基準結果在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。(2)環境治理與企業出口國內附加值率提升的積極關系主要通過政府對地區環保支出和對企業補貼的增加這兩個中介傳導機制實現，以政府環保支出和政府補貼為代表的政府綠色投入有利于降低企業成本和提高其研發投入水平，加速創新“補償效應”的實現；同時，政府綠色投入的增多也吸引了地區企業凈流入量和總量增長率的增加，推動著集聚的促進效應發揮其作用。此外，政府綠色投入的增加也推動著國內中間品對進口中間品“替代效應”的出現。(3)異質性檢驗表明環境治理對東部地區企業DVAR提升效果優于對中西部地區的企業。就企業類型來看，環境治理對外資企業和民營企業DVAR增加的影響效果更好，對國企DVAR的影響沒有達到理想效果。就要素密集度而言，環境治理對勞動密集型企業DVAR提升幅度更大，而對技術密集型企業的影響最弱。

基于上述結論，本文提出相關政策建議如下：(1)推動地區環境治理實施的長效性，同時應加大對污染型企業轉型發展過程中的關注。環境治理對企業發展帶來的積極影響通過長期作用得以實現，因此對這一積極效果的維持和推動需要從長遠性和動態性來看待。同時在這一過程中，污染型企業由于轉型發展存在較大阻力，環境政策應切實考慮此類企業綠色成本、技術革新周期以及可能受到的國內外市場競爭的沖擊等因素，在環境治理背景下對這類企業轉型發展的過渡階段給予相關的政策傾斜，為加速其轉型提供有力的外部環境支持。(2)提高政府對地方環境治理參與度，加大對地區環保投入和企業綠色發展的補貼。環境治理以社會整體環境質量改善為最終目標，政府對地區環保投入和企業補貼的增加一定程度上有助于分擔企業綠色投入成本，避免企業綠色成本對創新投入的過度“擠出”。應提高政府在環境治理中的參與度和引導作用，在財政支出上重視環境治理方向，在政策實施上規范城市綠色發展，激發地區微觀主體綠色治理和城市發展活力，在結果上推進有利于產品質量提升的政府投入支持，提升企業中間品競爭力，形成國內中間品-產成品市場內部良性循環。(3)環境治理的實施應充分考慮中西部地區企業競爭優勢整體相對較弱的現實情況，政策的推行應給予充分考量，配合適時、適度的財政補貼、綠色金融貸款和政策優惠支持以推動其更好地轉型發展。同時繼續深化對國有企業綠色轉型發展的探索，強化國有企業在技術、知識和管理等方面對其他類型企業的學習，以提高國有企業整體創新效率。此外，加強政策和金融信貸對技術密集型企業發展的支持，提高該類企業技術發展基礎水平進而釋放技術創新帶來的更大紅利。