環境管制與企業出口表現：來自紡織染整工業企業的證據

王曉穎 汪龍周

一、引言

我國自2001年加入WTO以來，出口貿易規模不斷擴張，經濟實現高速發展。根據海關總署統計數據，我國貨物貿易進出口總值從2001年的0.27萬億元增加至2020年的17.32萬億元。但是，高速貿易增長的背后卻是不斷惡化的環境問題，水污染、空氣污染等問題引發各方密切關注。自2002年以來，我國政府逐漸加強環境污染管制，加大環境治理投資力度。在“十一五”規劃中，首次明確了各省的減排目標，環境治理業績也與官員職位晉升直接掛鉤(1)羅知、齊博成：《環境規制的產業轉移升級效應與銀行協同發展效應——來自長江流域水污染治理的證據》，《經濟研究》2021年第56卷第2期。。2010年，國務院、國家環境保護部等部門頒布了163項環保法規，達到有史以來峰值。2021年，我國進一步提出2060年實現碳中和的宏偉目標。為實現這一目標，更多環保法規和管制措施紛紛出臺。那么，這些環境管制政策是否改善了我國企業的出口表現？通過何種渠道產生影響？這種影響是否具有異質性？

針對上述問題，學術界并未達成一致結論。一方面，以Winch等為代表的學者認為企業為了遵循環境管制的有關要求，將外部成本內部化，增加了企業的生產成本，縮小了利潤空間，使其國際競爭力降低，即“遵循成本效應”(2)Winch, D. M., Baumol, W. J., Oates, W. E., “The theory of environmental policy”, Economica, Vol. 43, No. 1, 1976,p.429.。按照這一觀點，發達國家會因為嚴格的環境管制而喪失其比較優勢，而發展中國家則會因為較弱的環境管制而在污染嚴重行業具有貿易比較優勢，成為該類產品的“污染天堂” ，最終發達國家的企業會通過外商投資的方式轉移至發展中國家。Karp等也指出嚴格執行的環境管制會導致企業出口產品生產成本上升，進而產生環境管制成本貿易轉移效應，削弱一國的出口競爭力，對出口貿易具有抑制作用(3)Karp, L., Sacheti, S., Zhao, J., “Common ground between free-traders and environmentalists”, International Economic Review, Vol. 42, No. 3, 2001,pp.617-648.。具體來說，企業為應對環境管制要求，在資源給定的情況下會重新配置資源，投入資金和設備來預防和治理污染，這部分投資會擠占企業生產經營類投資，進而提高企業固定成本投入(4)余東華、孫婷：《環境規制、技能溢價與制造業國際競爭力》，《中國工業經濟》2017年第5期。。這種擠出效應還會隨著環境管制強度的增加和執行力度的提高而增加，對于后進入的企業而言影響更大，因為他們在進入伊始就要考慮購買清潔或排污設備以及企業選址等問題。除此之外，生產過程中的清潔或減排支出也會受企業自身設備使用能力的影響。“遵循成本”的提高加重了企業應對環境管制的負擔，不利于企業再生產和擴大再生產，從而對企業出口產生抑制作用。部分實證研究佐證了這一觀點，即環境管制對出口具有抑制作用(5)王杰、劉斌：《環境規制與中國企業出口表現》，《世界經濟文匯》2016年第1卷第1期。(6)任力、黃崇杰：《國內外環境規制對中國出口貿易的影響》，《世界經濟》2015年第5期。。

另一方面，以Porter和Van der Linde為代表的學者認為嚴格的環境管制會促進企業進行自主創新，以降低企業用于污染治理的投入成本，即“波特假說”(7)Porter, M. E., Van der Linde, C, “Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship”, Journal of Economic Perspectives, Vol. 9, No. 4, 1995,pp.97-118.。一些學者根據“波特假說”提出了“創新補償效應”，即為謀求生存和發展、降低成本以及適應環境管制的新要求，能力強的企業會通過購買現有先進技術或通過自主創新，實現生產流程的優化升級，降低污染排放濃度(8)黃德春、劉志彪：《環境規制與企業自主創新——基于波特假設的企業競爭優勢構建》，《中國工業經濟》2006年第4卷第3期。。具體來說，嚴格的環境管制會倒逼企業通過信息化手段、購買先進生產或凈化設備、并購持有清潔技術的企業等手段升級現有工藝水平。這樣不僅可以提高現有資源的利用效率、提高產品質量和生產效率(9)李樹、陳剛：《環境管制與生產率增長：以APPCL2000 的修訂為例》，《經濟研究》2013年第1期。，而且可以利用新技術、新工藝開發新資源，幫助企業降低單位產品能耗、節約能源等(10)張三峰、卜茂亮：《環境規制、環保投入與中國企業生產率——基于中國企業問卷數據的實證研究》，《南開經濟研究》2011年第2期。，由此產生的收益可以抵消環境管制引致的成本上升，進一步提高企業出口競爭力，促進出口貿易(11)Melita, M. J., “The impact of trade on intra-industry reallocations and aggregate industry productivity”, Econometrica, Vol. 7, No. 6, 2003,pp.1695-1725.。因此長期來看，環境管制較為嚴格的國家的企業會從環境改善中獲益，其在出口貿易中的競爭力也會得以提高。這一觀點也得到了部分實證研究的驗證，即環境管制能夠顯著促進出口(12)Shi, X., Xu, Z., “Environmental regulation and firm exports: Evidence from the eleventh Five-Year Plan in China”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 89, 2018,pp.187-200.(13)盛丹、李蕾蕾：《地區環境立法是否會促進企業出口》，《世界經濟》2018年第41卷第11期。(14)申萌、曾燕萍、曲如曉：《環境規制與企業出口:來自千家企業節能行動的微觀證據》，《國際貿易問題》2015年第8期。。

不一致的研究結論讓我們反思現有研究存在的問題。首先，現有實證研究關注的是企業出口規模，即數量，環境管制如何影響企業出口產品質量這一問題尚未得到解答。第二，現有研究大多從宏觀層面探索環境管制與企業出口之間的關系，而從微觀層面開展的研究相對較少。僅僅關注宏觀層面忽略了企業異質性帶來的影響。第三，部分研究試圖通過量化環境管制強度來探討環境管制與企業出口之間的關系，常用指標包括環境管制相關法規條例數量、工業污染治理投資占固定資產投資比重、污染治理成本以及污染排放量、去污率等環境管制實施結果類指標。這些量化指標忽略了不同環境管制政策本身的異質性、區域異質性以及污染程度基數異質性等問題。第四，現有研究沒有很好地解決環境管制與出口之間的內生性問題。內生性問題不僅僅來源于模型中可能遺漏的同時會影響環境管制和出口的變量，如企業特征和地區特征等，還可能源于環境管制與出口之間的雙向因果關系。為了解決以上問題，本文選用一個天然的準自然實驗，采用雙重差分的方法，以太湖流域針對紡織染整行業企業的水污染管制政策為切入點，考察環境管制對企業出口數量和質量綜合表現的影響。

太湖位于我國長江三角洲地區，大部分位于江蘇省內，鄰接浙江省和上海市，自20世紀80年代起逐漸成為我國工業聚集重地。根據我國2004年經濟普查年鑒，盡管太湖地區僅占全國總面積的0.4%、占全國總人口的3%，但卻占據全國GDP總值的11.6%、占全國財政收入的16.7%。然而，太湖流域地區的河流湖泊污染十分普遍，《2011年度太湖流域及東南諸河水資源公報》指出，全年期水功能區水質達標率僅為14.2%。根據公眾環境研究中心(IPE)發布的紡織業調研報告，我國紡織產業主要集中在東部沿海經濟發達地區，其中污染排放強度最高的紡織染整環節，主要集中在江蘇、浙江等地，且大部分企業存在超標排放情況。太湖流域大量聚集的紡織染整企業的違規超標排放則成為該區域水污染的始作俑者。

為改善不斷惡化的水污染困境，2004年6月份，江蘇省發布了針對江蘇省紡織染整行業的水污染管制。該管制對直接排入地面水體的水污染物最高允許排放濃度及排放量進行了限制，其中包括生化需氧量、化學需氧量、懸浮物、氨氮和總磷等濃度。該政策實施分為兩個階段：第一個階段自2005年1月1日開始實施，并只針對江蘇省太湖地區的紡織染整行業企業；第二階段自2007年1月1日開始實施，管制強度不變，但覆蓋范圍從江蘇省太湖地區擴展到江蘇省所有紡織染整行業企業。該水污染管制政策是我國針對紡織染整行業的首個地方政府層面頒布的環境管制。在此之前，我國已于1992年頒布了該行業全國范圍內的污染排放標準，但該標準只是一個參考并未起到實際作用。除此之外，文獻研究表明，該水污染管制政策也是全國最早的產生實際效果的地方環境管制政策(15)Liu, M., Shadbegian, R., Zhang, B., “Does environmental regulation affect labor demand in China? Evidence from the textile printing and dyeing industry”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 86, 2017,pp.277-294.。本文以該管制措施作為一個擬自然實驗，采用雙重差分模型考察水污染管制對企業出口“質”和“量”的多維影響。

研究發現，該水污染管制對提高企業出口產品數量的影響統計不顯著，但顯著提高了企業出口產品的價格和總價值。異質性分析結果表明，該水污染管制顯著提高了國有企業出口產品的數量，并顯著降低了國有企業出口產品的價格。此外，該環境管制對企業出口產品價格的影響與企業規模、污染排放強度、出口目的國的富裕程度、企業到太湖的距離、以及出口目的國與我國地理距離相關。進一步，環境管制會導致企業生產成本上升，進而提高企業退出率，但企業的進入率則基本不受影響。與已有文獻相比，本文具有如下貢獻：首先，利用數據和政策設置的巧妙優勢，使用多階段雙重差分和三重差分法開展研究，較好地降低了環境管制與貿易之間的內生性問題。其次，從“企業—產品—出口目的國—年份”更微觀的層面分析了環境管制政策對多維度出口表現的影響，包括出口產品的數量、價格和價值，涵蓋出口的“質”和“量”，豐富了只關注出口數量的文獻。第三，為現有文獻對環境管制政策對企業出口效應的多樣化結論提供了解釋。整體來看，本文肯定了基于“波特假說”的“創新補償效應”，即環境管制會產生正向的出口貿易效應。但是，這一結論會受到企業所有權性質、規模、年齡、排污強度等的影響，在特定情況下會出現“遵循成本效應”。最后，本文不僅限于分析環境管制對企業出口表現的影響，還探討了環境管制對企業進口行為以及企業的進入、退出行為的影響，加深了對環境管制與企業出口貿易關系的理解。

本文其余部分安排如下：第二部分提出研究假設；第三部分陳述了研究方法和數據來源；第四部分為經驗結果分析，其中不僅談論了主要結論，而且還進行了動態分析、異質性分析和穩定性檢驗；第五部分進一步對該話題進行深入討論，不僅深入分析環境管制對企業進出口行為的背后機制，并且還討論了環境管制政策對企業的出口行為的邊際效用；最后總結全文并提出政策建議。

二、研究假設

現有研究針對環境管制和企業出口規模(數量)的關系提出了兩個看似矛盾的推論。一是以Winch等為代表的“遵循成本效應”(16)Winch, D. M., Baumol, W. J., Oates, W. E., “The theory of environmental policy”, Economica, Vol. 43, No. 1, 1976,p.429.，該理論認為環境管制政策規范和約束了企業原有的生產和能源消耗與污染排放行為，增加了合規成本(17)Clarkson, P. M., Li, Y., Pinnuck, M., Richardson, G. D., “The valuation relevance of greenhouse gas emissions under the European Union carbon emissions trading scheme”, European Accounting Review, Vol. 24, No. 3, 2015,pp.551-580.，因此會削弱制造業的生產力水平并導致產出損失，進一步導致出口規模的下降(18)Greenstone, M., List, J. A., Syverson, C., “The effects of environmental regulation on the competitiveness of US manufacturing”, National Bureau of Economic Research, 2012.。二是以Porter和Van der Linde為代表的“創新補償效應”(19)Porter, M. E., Van der Linde, C, “Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship”, Journal of Economic Perspectives, Vol. 9, No. 4, 1995,pp.97-118.，該理論認為嚴格執行的環境管制政策會倒逼企業開展技術創新，在提高生產效率的同時降低污染排放，進而提高產出水平和出口規模(20)Gao, Y., Yao, X., Wang, W., Liu, X., “Dynamic effect of environmental tax on export trade: Based on DSGE mode”, Energy & Environment, Vol.30,No.7,2019,pp.1275-1290.。本文認為無論是“遵循成本效應”抑或是“創新補償效應”都具有一定的適用性，但適用條件不同。具體來說，在環境管制政策尚不成熟的初期，環境管制強度和執行力度相對較弱，企業為達到環境管制相關標準而支付的合規成本處于較低水平，此時企業傾向于將污染治理成本內化在生產成本中，當資源有限的情況下，這會導致成本上升而產品產出數量下降，用于出口的數量也隨之降低。然而，隨著環境管制政策日臻完善并且執行力度不斷加強，企業能夠預期到未來環境管制政策會愈加嚴格，因此會“未雨綢繆”，采取比較長遠的戰略措施——技術創新來應對當下以及未來的環境管制。在這種情況下，單純依靠短期的“應急措施”——內化環境管制成本已經無法滿足企業需求。與其被政策“牽著鼻子走”，不如先發制人，通過購買先進技術或者自主研發創新來優化整個生產流程，提高企業整體工藝水平和生產效率，或者研發低污染的新產品代替原本的污染密集型產品，從源頭解決污染問題，并提高產出水平和出口規模。

總體來說，當環境管制處于較低水平時，“遵循成本效應”會占據主導地位，環境管制對出口的影響表現為出口規模抑制效應；當環境管制較為成熟時，“創新補償效應”會占據主導地位，環境管制會促進出口規模擴張。因此，環境管制與企業出口規模之間可能存在著倒U型曲線關系(21)陳虹、楊巧：《基于地方政府競爭視角的環境規制對出口的影響研究》，《國際商務(對外經濟貿易大學學報)》2018年第1期。。本文聚焦江蘇省2005年在紡織染整行業的水污染管制政策，而實際上，早在19世紀90年代初期，江蘇省就開始針對水污染問題制定一系列排污標準等，但效果不是很明顯。2005年的政策是在原有政策基礎上的進一步強化，處于環境管制政策相對成熟階段。結合江蘇省的實際情況，提出如下假設：

假設1：環境管制政策會提高企業出口產品規模(數量)。

從出口產品質量角度出發，環境管制能夠提高出口產品價格(質量)。環境管制政策的背后不僅僅是政府政策的不斷完善，還反映出公眾對環境問題的重視，即消費者綠色環保意識的覺醒，這對企業而言會形成一種外在壓力(22)余淼杰：《加工貿易、企業生產率和關稅減免——來自中國產品面的證據》，《經濟學(季刊)》2011年第 10卷第4期。。這種外在壓力會倒逼企業采用先進生產和排污技術，具體手段包括直接購買和自主研發，那么在出口之前企業已經完成了一輪技術升級。在對外貿易中，企業對出口目的國的相關技術和先進管理經驗具有更強的洞察力，能夠更快吸收這些先進技術和知識，為后期產品質量提高提供技術支撐，并有助于改善現有生產工藝和流程，提高出口產品的技術復雜度，增加產品附加值，最終表現為出口產品價格的提升(23)Blalock,G.,Gertler, P. J.,“Learning from Exporting Revisited in a Less Developed Setting”, Journal of Development Economics, Vol. 75, No. 2, 2004,pp.397-416.。此外，與國內貿易不同，進行出口貿易的企業還需要考慮出口目的國消費者對綠色產品的消費偏好，以及目的國政府的環境管制標準，而通過綠色創新來提高產品質量成為降低產品替代彈性的重要路徑。韓會朝和徐康寧指出環境管制提高了企業出口產品額“質量門檻”，為企業進行產品質量升級提供了內源動力(24)韓會朝、徐康寧：《中國產品出口“質量門檻”假說及其檢驗》，《中國工業經濟》2014年第4期。。企業可以選擇運用新型環保材料改善原有產品使用性能，或者通過自主研發創造出符合消費者綠色環保偏好的綠色新產品。如果企業能夠持續進行創新，不僅可以一直滿足動態變化的消費者需求，提高企業在國際市場的占有率，還能在某種程度上創造和引領新的消費習慣和偏好，進一步鞏固企業在國際市場的綠色綜合競爭力。企業出口產品升級和質量提高會表現為出口產品價格的提升(25)楊燁、謝建國：《環境信息披露制度與中國企業出口國內附加值率》，《經濟管理》2020年第42卷第1期。。因此，提出如下假設：

假設2：環境管制會提高出口產品價格(質量)。

三、計量模型和數據介紹

本文以太湖地區紡織染整工業企業為研究樣本，利用江蘇省2005年水污染管制政策構建擬自然實驗，運用多期雙差分方法分析了水污染管制對該行業企業出口產品的影響。

(一)計量模型的設定

1. 多期雙重差分模型

基于太湖水質保護的水污染管制為本研究提供了一個典型的擬自然實驗。自2005年開始，位于太湖附近的企業才受到該管制影響。在此之前，江蘇省、上海市和浙江省的紡織染整行業企業都不曾受該管制影響，從而形成了政策的前后兩個期間。并且，位于上海市和浙江省的紡織染整行業的企業一直都不受該管制的影響，構成了一個天然的對照組。為探究該水污染管制的貿易效應，以江蘇省紡織染整行業為實驗組，其中江蘇省太湖地區的紡織染整行業的企業為第一個實驗組，江蘇省非太湖地區的紡織染整行業的企業為第二個實驗組。此外，由于上海市和浙江省靠近太湖，與江蘇省在經濟和文化方面具有可比性，且在樣本期間沒有受到該水污染政策影響，故把上海市和浙江省的紡織染整行業的企業作為對照組。考慮到該水污染管制政策分不同時間段進行實施，本文采用了多期雙重差分的估計方法。具體模型為：

ln(Yfgct)=β0+β1*Postit*Treati+φit+γt+ηfg+ξfgct

(1)

2. 動態效應模型

使用動態效應模型進一步研究水污染管制對企業產品進出口的動態影響。該分析不僅僅可以探索企業的進出口是否與環境管制影響時間有關，還可以驗證雙差分背后的平行趨勢假設。具體模型為：

(2)

其中，dt為年份的虛擬變量。其他變量與上文中的多階段雙差分模型含義相同。該方程中的參照年份為政策發生的前一年(2004年)，即當年份為2004年時，t2004等于0。βt是本文關注的變量，解釋了實驗組中的企業相比控制組每年受環境管制的平均影響程度。如果在2005年之前，βt在0值附近并且在置信區間內，表示環境管制政策實施之前，實驗組和對照組的出口變量具有共同趨勢。

3. 三重差分模型

利用三重差分法檢驗以上政策效應是否受企業所有權性質、規模、年齡、污染排放強度、出口產品目的國的富裕程度以及與我國地理距離等的影響。比如分析水污染管制效應是否受企業規模影響時，第一個差分為政策發生前后的對比，第二個差分為實驗組和對照組的對比，第三個差分為大企業和小企業的對比。具體模型為：

ln(Yfgct)=β0+β1*Postit*Treati*Extensionit+Postit*Treati+Postit*

Extensionit+Treati*Extensionit+γt+ηfg+ξfgct

(3)

其中，本方程中的相同符號與方程(1)中符合具有相同含義。Extensionit則代表第三重差分，該變量可以是離散變量(比如是否為大企業、老企業或重污染企業)，也可以是連續變量(比如每個企業到太湖中心的距離)。

(二)研究樣本和數據來源

研究樣本包括位于太湖流域的紡織染整行業企業，涉及江蘇省、上海市和浙江省三省(市)。數據主要來源于中國海關企業數據庫和中國工業企業調查數據庫。具體來說，企業產品層面的出口數據來自中國海關企業數據庫，企業的行業信息和地理信息來自工業企業調查數據庫。企業具體位置信息則利用Python從百度地圖中爬取。樣本時間跨度為2001年到2008年。本文僅考慮2001—2008年的數據主要出于兩點考慮。第一，使用雙重差分法的條件之一是所關注的因果關系不受其他政策影響。如果考慮更長的時間跨度，企業出口受其他環境管制政策影響的可能性會更高。實際上，2009年之后，隨著溫家寶總理視察太湖，江蘇省實施了更加嚴格的水污染排放標準，水污染管制進入一個新階段，這勢必會“污染”本文所關注的政策效應，也違背了執行雙重差分法的基本條件。第二，中國工業企業數據庫在2008年之后的數據質量備受質疑。2009年數據缺少應付工資、分類資本金等重要指標，2010年數據固定資產指標存在很多極端值和嚴重錯誤的問題，2011年及之后數據庫的統計口徑發生了變動，由原先的“全部國有及年主營業務收入達500萬元及以上的非國有工業企業”變成“年主營業務收入達2000萬元及以上工業法人企業”，導致數據庫覆蓋樣本發生了較大變化(27)肖利平、許巍峰：《工業企業數據庫在企業經濟行為研究中的應用——視角、合并與拓展》，《外國經濟與管理》2018年第40卷第3期。。因此，雖然工業企業數據庫已更新至2013年，但由于樣本大量遺漏、重要指標缺失、數據質量較差、統計口徑變動等一系列問題，現有文獻仍大多采用2008年之前數據進行研究。

中國海關企業數據庫包含了從2001年到2008年所有企業8位海關產品代碼的進出口數據，在2006年及之前為月度數據，2006年之后為年度數據。該數據庫包含詳細的企業進出口信息，不僅限于規模以上企業或國有企業。樣本中每個觀測值包含了該產品及其生產商的信息、進出口價格、數量、出口方式以及出口國等信息。為保持數據前后一致，本文首先按照“企業—產品—進出口對應國家—年度”層面對2001—2006年的月度數據加總到年度數據。此外，由于產品代碼發生改變，本文根據United Nation網站上提供的轉換碼把產品代碼統一轉換成2002年的格式。

中國工業企業調查數據庫包含了從2001年到2008年工業企業的年度生產和財務數據，囊括所有的國有企業和規模以上的外資和私有企業。該數據庫包含非常詳細的企業基本特征信息(如名字、代碼、地址、聯系人、所屬行業等)、年度生產信息(如產量和庫存等)和財務信息(如基本的投入產出、銷售信息以及相關成本等)。從2001年到2008年，該數據的觀測者從169031增加到411407。由于該數據中部分觀測值存在核心變量遺漏、相互矛盾以及不符合會計準則等問題，本文根據Cai和Liu的方法對樣本進行清洗(28)Cai, H., Liu, Q., “Competition and corporate tax avoidance: Evidence from Chinese industrial firms”, The Economic Journal, Vol. 119, No. 537, 2009,pp.764-795.，具體步驟為：(1)刪除總資產小于流動資產的觀測值；(2)刪除總資產小于固定資產的觀測值；(3)刪除本年折舊大于累計折舊的觀測值；(4)刪除固定資產或者總資產小于100萬的觀測值；(5)刪除銷售收入小于500萬的觀測值；(6)刪除雇傭人數少于30的觀測值；(7)刪除應付工資為負數的觀測值；(8)刪除中間投入品為負數的觀測值；(9)刪除應交所得稅大于總資產或者凈收入的觀測值；(10)刪除成立年份和月份明顯不合理的觀測值(如月份小于1或者大于12，年份小于1900或者大于2008)。此外，由于4位行業代碼發生了變化，本文根據 Brandt 等的方法(29)Brandt, L., Van Biesebroeck, J., Zhang, Y., “Creative accounting or creative destruction? Firm-level productivity growth in Chinese manufacturing”, Journal of Development Economics, Vol. 97, No. 2, 2012,pp.339-351.，把行業信息統一轉換為2003年的格式。

為分析太湖水污染管制對紡織染整工業企業出口的影響，本文只保留了工業企業數據庫中2位行業代碼為17的企業以及位于江蘇省、上海市和浙江省的企業。并且刪除了出口中明顯不屬于該行業的產品，比如肉類產品和農產品。由于兩個數據庫中的企業代碼體系不一致，無法直接根據企業代碼進行合并。因此，本文在以往的匹配方法基礎上進行了優化，顯著提高了兩個數據庫的匹配率。具體步驟為：(1)根據文獻中的常用做法，分別按照企業的名字、電話號碼和郵編以及法人名稱和電話號碼對兩個數據庫進行匹配。根據這三種方式匹配后，每個匹配的工業企業都會獲得一個海關企業的代碼。(2)然后把工業企業代碼與海關企業代碼進行一一對應，這樣可以讓那些在上面三步某些年份沒有匹配上的工業企業也獲得對應的海關代碼。(3)最后根據海關代碼把兩個數據庫進行合并。

此外，企業的進出口價格信息根據國家統計局進出口價格因子折現到2000年。合并后的企業主要核心變量信息如表1。表1表明水污染管制政策顯著提高了實驗組中企業產品的出口價格和價值，此外該管制導致了大量企業退出該出口市場。樣本中，外資企業和私有企業占有絕大多數，國有企業占比很小。

表1 數據描述

四、實證結果與分析

首先分析了水污染管制對實驗組中企業出口產品數量、價格和總價值的平均效應。由于雙重差分方法的使用前提是平行趨勢假設成立，進一步分析了水污染管制對企業出口產品的動態效應并檢驗平行趨勢假設是否成立。最后，對水污染管制效應進行了多樣化的異質性分析和多種穩定性檢驗。

(一)水污染管制對企業出口的平均效應估計

表2展示了回歸方程(1)的估計結果。因變量分別為企業出口產品的數量(amount)、價格(price)和總價值(revenue)的對數。其中，企業出口產品總價值是出口數量和價格的乘積。在(1)—(6)列中都控制了第二實驗組的預期效應、第一實驗組的自然災害效應以及時間固定效應，各列都在出口產品目的國層面聚類。此外，在(1)—(3)列中控制了企業—產品固定效應，在(4)—(6)列中分別控制了企業固定效應和產品固定效應。

表2 水污染管制對企業出口表現的平均效應估計

根據表2，水污染管制對企業出口產品數量、價格和總價值的影響系數均為正，但是對出口數量的影響系數在統計上并不顯著。這表明，水污染管制顯著提高了企業出口產品價格，但是對出口產品數量并無顯著影響。由于出口產品價值是出口數量和價格的乘積，因此水污染管制也顯著提高了企業出口產品的總價值。對比(1)—(3)和(4)—(6)，在控制不同的固定效應后，以上估計系數的方向保持一致，說明了估計的穩健性。盡管影響方向一致，但影響效應大小存在差別。這一系數差別說明了同類產品在不同企業中是異質的，這種異質性可能源于產品本身的差異(例如企業形象、產品品牌等因素會導致產品差異)，也可能源于出口目的國屬性的差異(如富裕程度、對該產品需求程度不同)?？紤]到產品本身的差異以及出口產品目的國屬性的不同，下文統一控制“企業—產品”固定效應以減少外在原因對水污染管制效應的影響。

(二)動態效應分析以及平行趨勢檢驗

圖1展示了動態估計方程(2)的估計結果。其中三個子圖的因變量分別是企業出口產品的數量、價格和總價值，縱軸表示估計結果。每個回歸方程中都控制了第一個實驗組的自然災害效應、第二個實驗組的預期效應、時間固定效應和“企業—產品”固定效應，各回歸方程都采用了出口產品目的國層面的聚類穩健標準誤差，并且均以2004年作為參照年份。

圖1驗證了平行趨勢的存在，即在政策發生前實驗組和控制組間存在平行趨勢。此外，該圖中的動態效應與表2中結論一致。隨著企業受該管制影響時間越久，企業出口產品數量下降越多、企業出口產品價格上升越多。

圖1 水污染管制對企業出口表現的動態效應

(三)異質性分析

首先，由于所有權性質的不同，國有企業、外資企業和私有企業受環境管制政策的影響也會有差異。為對比環境管制在不同類型業之間的效應差異，將總樣本按照所有權屬性分為了國有企業、外資企業(包括中外合作、中外合資、外商獨資企業)和私有企業(包括私營和集體企業)三個子樣本。Panel A中只包含國有企業，Panel B中只包含外資企業，Panel C中只包含私有企業，分別計算方程(1)的估計結果，在表3中列示。

表3 水污染管制對不同所有權企業的出口表現效應

根據表3的結果，水污染管制的出口效應在不同所有權企業之間差異較明顯。平均來看，水污染管制對企業出口產品數量具有正向影響但統計不顯著、對出口產品價格和出口總價值則具有顯著的正效應(表2)。但是，對國有企業而言，水污染管制政策顯著促進了出口產品數量的提高，但卻顯著降低了出口產品的價格，該發現與Zhang等一致(30)Zhang, Y., Cui, J., Lu, C.,“Does environmental regulation affect firm exports? Evidence from wastewater discharge standard in China”, China Economic Review, No. 61, 2020,pp.101-451.。與民營企業不同，國有企業同時具有經濟發展和社會穩定的雙重目標，不符合傳統經濟理論中的理性人假設，因此前述的“遵循成本效應”和“創新補償效應”在解釋國有企業出口表現受環境管制影響時基本失效，我們需要考慮我國國有企業的特殊性。長期的計劃管理使得國有企業注重生產數量忽略產品質量， 并且統籌規劃能力和管理效率都比較低(31)郭春麗、王蘊、易信、張銘慎：《正確認識和有效推動高質量發展》，《宏觀經濟管理》2018年第4期。，在應對環境管制時企業也會優先考慮出口數量而忽視產品質量的提高。此外，國有企業比較容易獲得大量政府補貼，即使污染治理的短期成本較高，以短期利益為導向的國有企業在高環境管制成本的背景下仍然可以保持較高的出口規模。然而，因為國有企業創新意識薄弱，創新效率較低，出口產品附加值也比較低，那么產品質量也會隨著低效的生產環境而降低。與總體效應一致，水污染對外資企業和私有企業產品的出口價格表現出顯著的正影響，對出口數量和出口總價值影響則并不顯著。

其次，分析水污染管制的出口效應是否受企業規模、年齡、污染排放強度以及出口產品目的國富裕程度和距離遠近的影響。為了估計這種異質性，分別構建企業規模、年齡、污染排放強度以及出口產品目的國富裕程度和距離遠近的虛擬變量，并采用三重差分的估計方法對方程(3)進行估計。具體來說，根據國家統計局標準把企業按照規模分為大企業和小企業，其中員工雇傭少于300人、銷售收入小于3000萬、總資產小于4000萬的企業為小企業，記為0，其他企業為大企業，記為1。按照成立時間將分為年輕企業和成熟企業兩個子樣本，其中，成立了五年及以上時間的企業為成熟企業，記為1，其余記為0。按照企業污染排放強度分為重污染企業和輕污染企業，具體來說，4位子行業代碼為1712、1723和1743的企業為重污染企業，記為1，企業記為0。針對來自于出口目的國差異的異質性，按照世界銀行對發達國家的定義把企業出口產品目的國分為發達國家(記為1)和發展中國家(記為0)，以并根據目的國與我國地理距離遠近將總樣本分為遠距離國家(非亞洲國家，記為0)和近距離國家(亞洲國家，記為1)。具體異質性估計結果在表4中列示。

根據表4，水污染管制對企業出口產品數量和價值的效應基本不受企業規模、年齡、污染排放強度、出口產品目的國的富裕程度和距離遠近的影響，但是環境管制的出口價格效應則受到企業規模、污染排放強度、和出口目的國屬性的影響。具體來說，在該水污染管制政策執行之后，大企業比小企業的出口產品價格增加幅度更小，因為大企業比小企業對污染管制具有更強的抵抗力以及變通力，這與Cheng等的發現一致(32)Cheng, Z., Li, L., Liu, J., “Industrial structure, technical progress and carbon intensity in China’s provinces”, Renewable & Sustainable Energy Reviews, No. 81, 2018,pp.2935-2946.。即與大規模企業相比，環境管制對小規模企業出口價格的邊際效應更為顯著。污染排放強度大的企業比污染排放強度小的企業出口產品價格增加的更多，主要因為污染排放強度大的企業受管制影響導致的成本上升比污染排放強度弱的企業更多，并且為應對未來可能愈加嚴格的環境管制政策，污染強度大的企業具有更強烈的通過自主技術創新和購買先進排污技術的“未雨綢繆”長遠戰略動機，這在出口產出上表現為產品價格的提高。出口到發達國家的產品價格比出口到發展中國家的價格增加的更多，相比于發展中國家，發達國家的整體環境保護觀念更強，對更加綠色環保的高價產品具有更強的支付意愿。而當考慮水污染管制的出口效應是否與出口目的國距離遠近相關時，發現出口到亞洲國家的產品價格加成要高于非亞洲國家。一般來說，距離越近的目的國，出口產品價格應該越低。在水污染管制政策執行之前，受越南、印度尼西亞等其他亞洲國家紡織行業同業競爭的影響，江蘇省紡織行業企業對亞洲國家的出口產品價格要低于對距離更遠的非亞洲國家。環境管制執行之后，就近出口的相對產品價格增幅很可能會高于遠距離出口的價格增幅。表4的結果還表明水污染管制對企業出口產品數量和價格效應不受企業年齡的影響。

表4 水污染管制效應的異質性分析

(四)穩健性檢驗

為進一步討論以上結果是否穩健，本文進行了多維度的穩健性分析。首先，檢驗了第一個實驗組是否存在預期效應。其次，為了減少選擇性偏差，使用廣義精確匹配方法和雙重差分相結合的方式對水污染管制效應進行分析。第三，通過修改控制組來探討上文中的結論是否會因控制組的改變而不同。最后，由于本文樣本區間截止到2008年，可能會受到金融危機的影響，本文對此進行了檢驗。表5展示了這四組穩健性分析的結果。

1. 預期效應

在表5的Panel A中，使用三重差分的方法討論第一個實驗組(即江蘇省太湖地區的紡織染整行業企業)是否存在預期效應。該樣本為企業—產品—出口目的國—年份—月份層面的數據，時間跨度為2001—2004年，并且不包含第二個實驗組中的企業(即江蘇省非太湖地區的紡織染整行業企業)。為驗證第一實驗組的預期效應，本文假設政策執行時間為政策頒布時間，即為2004年6月1日。三重差分指的是：實驗組和控制組的差異構成第一個差分，2004年及2004年前是第二個差分，每年的6月份及之后和6月份之前是第三個差分。具體的回歸方程如下：

ln(Yfgcym)=β0+β1*Posty*Postm*Treat+Posty*Treat+Postm*Treat+

Posty*Postm+γym+ηfg+ξfgcym

(4)

方程(4)與方程(1)中相同的符號具有相同的含義，此外下標y指的是年份，m指的是月份。實驗組為江蘇省太湖地區的紡織染整行業企業，控制組為上海市和浙江省紡織染整行業的企業。

根據表5的結果，在假設存在預期效應的情況下，我們并未發現環境管制政策對企業出口產品的數量、價格和價值有顯著影響。因此，上文的結果并非是預期效應作用的結果。當然，還有其他可能原因可以用來解釋表5的結果。一方面，在該政策出臺之前，絕大部分環境管制政策并沒有實際效果，所以會讓企業認為該管制政策也不會被嚴格執行，從而不會產生提前準備行動；另一方面，企業要改變水污染排放強度，很可能改變整個生產線，工作量較大，六個月時間不足以完成，即使完成了也不足以顯示出效果。

2. 選擇性偏差

雖然上文中通過對比實驗組和控制組檢驗了平行趨勢假設，但是水污染管制效應還是會由于實驗組和控制組企業的非對稱屬性而不同，即可能存在樣本選擇性偏差。為進一步提高實驗組和控制組的可比性，使用廣義精確匹配(coarsened exact matching，CEM)和雙重差分相結合的方法，對方程(1)進行了估計。其中，在使用廣義精確匹配方法的時候考慮了企業的所有權性質、年齡、企業規模、4位行業代碼，以及出口目的國和出口時間。根據表5中Panel B的結果，精確匹配之后的樣本仍然表現出相似的研究結論，即環境管制能夠顯著提高出口產品價格，而對出口數量影響則不顯著。

3. 不同控制組

選擇除江蘇省之外的所有紡織染整行業企業作為控制組，結果顯示在表5的Panel C中。不難發現，即使更換了控制組，水污染管制依然表現出與上文相似的出口效應，即顯著提高了企業出口產品的價格和價值，但是對出口產品數量并無顯著影響。

4. 金融危機效應

2008年的全球金融危機對國內市場和國際市場都產生了巨大影響。雖然理論上這個影響對江蘇省、上海市和浙江省的紡織染整行業企業是同質的，但是由于企業屬性以及出口產品國屬性不同，可能會導致金融危機對不同企業的環境管制出口效應有差異，進而影響本文的主要結論。因此，在方程(1)基礎上控制了金融危機效應，結果顯示在表5 的Panel D中。我們發現，本文主要結論在控制了金融危機效應之后仍然成立。

表5 水污染管制效應的穩定性檢驗

綜合以上四個方面的穩定性檢驗，我們可以認為本文的主要結論比較穩健、可信。

五、進一步討論

為深入了解環境管制政策出口效應背后的故事，進一步討論管制執法強度差異引起的異質性、環境管制對企業出口的廣延邊際效應以及環境管制對企業中間產品使用的影響。

(一)環境管制執法差異

根據上文，我們已經發現水污染管制的出口效應會因為企業所有權屬性不同而不同，該發現某種程度上也反映了污染管制執法差異帶來的異質性。為討論環境管制在執法層面是否存在差異，本文使用三重差分的方法考察了水污染管制效應是否會隨企業與太湖距離的加大而變得寬松。理論上，水污染管制執法程度對所有被管制的企業應該是一樣，不會因為企業距離太湖較遠而變寬松。但是，越靠近太湖的企業最可能直接影響到太湖的水質，為更加高效的改善太湖水的質量，可能導致越靠近太湖的企業會受到更嚴格的執法。與本文邏輯相同，He等和包群都發現了在環境管制中存在執法力度差異，并且導致了最終的環境管制效果存在差別(33)He, G., Wang, S., Zhang, B., “Watering down environmental regulation in China”, The Quarterly Journal of Economics,Vol.135,No.4,2020,pp.2135-2185.(34)包群、邵敏、楊大利：《環境管制抑制了污染排放嗎?》，《經濟研究》2013年第12期。。

工業企業調查數據庫和海關企業數據庫都沒有提供企業的經緯度數據，但包括企業的詳細地址和名字信息。本文首先根據企業地址和名字利用Python從百度地圖中爬取每個企業的經緯度。對于樣本中存在的少數地理位置發生變動的企業，本文予以刪除。之后，利用該數據對方程(3)展開估計。此時方程(3)中Extensionit為各個企業到太湖中心距離的對數。表6中前三列展示了這一回歸結果，總體來看，企業到太湖距離越遠，環境管制執行力度越弱，環境管制對企業出口價格的正效應就越弱，但是這一結果并不顯著。進一步，對國有企業、外資企業和私有企業進行差異性分析，結果發現，三重差分系數在三個子樣本中顯著為負(見附錄中表A1中Panel A的結果)。 結合表3雙重差分的估計結果，當環境管制執行力度變弱時，環境管制對提高外資企業和私有企業出口產品價格的影響程度越弱，而對降低國有企業出口產品價格的影響程度越強。國有企業可以通過獲取政府財政支持而在滿足水污染排放標準的同時降低出口產品價格，這一效應在環境管制執行力度更弱的情況下更加顯著。在環境管制執行較為嚴格(距離太湖更近)和較為寬松(距離太湖更遠)地區的企業很可能會受到同等額度的政府補貼，用于水污染防治，但是在距離太湖中心較近的企業面臨的防治任務更重，其水污染治理所需成本越高，因此降低出口產品價格的空間較小。與之相反，距離太湖較遠的企業因為防治任務較輕，投入在污水治理中的費用較低，產品降價空間反而較高。

表6 水污染管制其他效應分析

(二)廣延邊際效應 (Extensive marginal effects)

上文主要討論了水污染管制的集約邊際效應。除此之外，廣延邊際效應也非常值得關注。水污染管制會提高企業的生產成本，這會導致部分企業退出或進入該市場，而且企業的退出和進入會直接影響該管制的平均效應。因此，本文進一步分析該水污染管制如何影響企業的廣延邊際效應。我們將企業退出定義為本年度在樣本中而下一年度不在樣本中，將企業進入定義為本年度在樣本中而上一年度不在樣本中，樣本為企業—年份層面，采用雙重差分法估計方程(1)。此時方程(1)中的因變量分別為企業退出或者進入的虛擬變量。估計結果如表6中列(4)—(5)。

結果顯示，該水污染管制執行之后，實驗組企業的退出率顯著提高了2.8%，而對企業進入率并沒有顯著影響。進一步分析該水污染管制的廣延邊際效應是否受企業的所有權屬性影響，結果顯示在附錄中(表A2)。結果發現企業的退出率提高主要來自于外資企業和私有企業，而水污染管制對國有企業的廣延邊際效應不顯著。

(三)水污染管制對企業中間投入品進口的影響

水污染管制對企業污水處理具有更強的約束力，這是否會促使企業使用更加環保的中間投入品或者更加先進的機器設備呢？與此同時，由于管制導致企業生產成本上升，所以會不會導致企業減少對其他中間投入品的需求？由于無法獲知企業所有中間投入品的價格和質量，本文無法直接對這些問題進行研究，但是海關企業包含著詳細的企業進口數據，而根據聯合國的廣泛經濟分類(BEC)標準，本文可以識別出紡織染整行業進口的中間投入品。因此，本文進一步考察了企業進口的中間投入品是否受到該管制的影響。

根據表6列(6)—(8)的結果，水污染管制雖然增加了企業的生產成本，但是并沒有減少企業中間投入品的購買，相反增加了企業進口中間投入品的數量。原因可能是上文所提及的企業把管制導致上升的成本轉移給了消費者，從而沒有影響自身的生產數量。而企業中間投入品進口增加主要來自外資企業(見附錄中表A1中Panel B的結果)。此外，無論是對整個樣本進行分析還是分別考察不同所有權的企業，本文發現該水污染管制并沒有顯著影響企業中間投入品的價格和價值。這些結論表示該水污染管制并沒有顯著影響企業的進口表現。

六、結論與政策建議

中國加入世貿組織以來，出口迅速發展。然而，高污染生產過程造成的環境問題使傳統的粗放型貿易戰略受到質疑。作為一種重要的管制手段，環境管制對我國企業出口的影響值得研究。對于這個問題，現有文獻尚未給出一致的結論。以江蘇省紡織染整行業水污染管制政策視為準自然實驗，本文利用工業企業調查數據和海關企業數據，使用多階段雙重差分方法討論了該水污染管制政策對企業出口產品數量和質量的影響及其機制。研究發現：(1)環境管制總體上提高了企業出口產品規模(數量)，但是這一結果在統計上并不顯著。但是當出口企業為國有企業時，環境管制對出口產品數量表現出顯著的促進效應，即顯著提高了出口產品數量。這主要是由于國有企業“重數量、輕質量”的歷史習慣。(2)環境管制總體上顯著提高了企業出口產品價格(質量)，假設2得以驗證。這種質量促進效應在民營企業中更加顯著，而在國有企業中則顯示了完全相反的效應，即環境管制顯著降低了國有企業出口產品質量，這主要是因為與民營企業相比，國有企業進行技術創新、升級工藝流程、提高產品附加值的積極性更低。此外，環境管制的出口質量促進效應在小企業、重污染企業、出口到發展中國家的企業以及出口到更近國家的企業中更強。(3)環境管制總體上顯著提高了企業出口的綜合表現(數量×質量)，并且在民營企業和重污染企業中更強。針對環境管制對企業出口表現的影響，現有實證研究大多得到否定結論。例如，Hering和Poncet以我國兩控區環境管制政策為例，發現該政策降低了企業出口規模(35)Hering, L., Poncet, S., “Environmental policy and exports: evidence from Chinese cities”, Journal of Environmental Economics and Management,Vol.68,No.2,2014,pp.296-318.。Shi和Xu以“十一五”規劃為例，發現嚴格的環境監管降低了高污染行業企業的出口可能性和出口數量(36)Shi, X., Xu, Z., “Environmental regulation and firm exports: Evidence from the eleventh Five-Year Plan in China”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 89, 2018,pp.187-200.。Gao等發現，我國的環境稅收沖擊會降低出口規模(37)Gao, Y., Yao, X., Wang, W., Liu, X., “Dynamic effect of environmental tax on export trade: Based on DSGE mode”, Energy & Environment, Vol.30,No.7,2019,pp.1275-1290.。但本文以江蘇省的水污染管制政策為例，并未發現上述負面影響。反之，我們發現該政策顯著提高了企業出口產品質量。換言之，當環境管制政策相對成熟時，環境管制對企業出口具有促進作用。

表 A1 水污染管制對不同所有權企業的其他效應分析

表 A2 水污染管制對不同所有權企業的廣延邊際效應分析

這些結論不僅有助于理解環境管制下的我國企業出口，并且凸顯了進一步加強環境管制的重要意義。首先，在我國環境狀況惡化的嚴峻形勢下，政府首先應在基本觀念上明確環境管制對企業出口競爭力提升存在積極作用。經濟發展與環境治理并非相互矛盾，兩者需相互依存、相互促進，才能實現經濟可持續、高質量發展。實現這一目標的前提是環境管制政策相對成熟、具有針對性且執行力強。因此，環境管制政策不應該“一刀切”，要因地制宜，政府在制定政策時要考慮地域、行業、企業性質等異質性的影響。針對性強的環境管制政策配合強有力的執行力，可以實現環境治理改善與企業競爭力提升的雙贏局面。

其次，政府在加強專項環境管制政策如水污染管制、空氣污染管制等的同時，也要有意識地健全綜合環境治理體系，豐富環境管制“工具箱”。例如，完善企業環境污染公眾監督機制，強化企業環境治理和污染排放信息披露機制，推行自愿型環保工具，調動企業保護環境的自覺性和主動性。尤其針對國有企業，要進一步深化國有企業改革，清除高污染國有企業背后的“保護傘”，提高國有企業自主創新水平。

最后，企業需要正確對待并積極響應政府環境法規。企業必須充分認識到，在發展的同時，也要著眼于環境保護。國有企業要改變傳統生產經營模式和管理思想，提高企業創新積極性和統籌規劃能力，大幅度提升產品質量和生產效率。我國政府未來會不可避免地通過相關政策限制企業排放、規范環境治理，企業最好采用前瞻性戰略進行內部調整和部署，減少環境約束對企業出口的負面影響，協調環境治理和企業健康發展。

附錄