環(huán)境規(guī)制、市場競爭和企業(yè)全要素生產(chǎn)率

●耿曄強(qiáng) 李 晨

一、引言

自改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了飛速增長，但隨之帶來的環(huán)境污染問題也值得高度關(guān)注。2018 年《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》顯示，在全國338 個(gè)地級(jí)及以上城市中空氣質(zhì)量超標(biāo)的城市占總城市數(shù)的64.2%。環(huán)境規(guī)制是處理好環(huán)境污染治理與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)“人與自然和諧共生”的重要手段。環(huán)境規(guī)制的實(shí)施會(huì)使企業(yè)生產(chǎn)成本提高，降低了企業(yè)的生產(chǎn)率。隨著規(guī)制強(qiáng)度的上升，企業(yè)為了彌補(bǔ)成本效應(yīng)帶來的損失，會(huì)產(chǎn)生進(jìn)行清潔技術(shù)的研發(fā)動(dòng)力，促使其發(fā)展方式由粗放型經(jīng)濟(jì)向集約型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，從而使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率得以提高。另一方面，市場競爭也使企業(yè)的生產(chǎn)率發(fā)揮著重要作用。當(dāng)市場機(jī)制處于充分競爭的情況下，企業(yè)會(huì)壓縮成本、積極主動(dòng)進(jìn)行創(chuàng)新行為，進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。基于以上分析，本文試圖從政府這一主體對企業(yè)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策以及市場這一主體發(fā)揮的競爭效用兩方面入手，研究二者對企業(yè)生產(chǎn)率的作用方向。

二、計(jì)量模型、指標(biāo)設(shè)定與描述性分析

（一)計(jì)量模型

為檢驗(yàn)理論分析中提出的關(guān)于三者之間關(guān)系的假說，本文設(shè)定以下基本計(jì)量模型:

其中，下標(biāo)m代表年份、h代表企業(yè)、j代表行業(yè)、k代表地區(qū)。ERI、ERI2分別代表環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，HHI 表示赫芬達(dá)爾指數(shù)，代表企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度，TFP表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。Z表示本文選取的控制變量的集合，包括企業(yè)規(guī)模(size)、政府補(bǔ)貼(subsidy)、人力資本(human)、融資約束(loan)、固定資產(chǎn)投資占比(fix)，在本文的研究中，我們還控制了行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，以控制行業(yè)、地區(qū)等特征對全要素生產(chǎn)率的影響，ε 代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)指標(biāo)設(shè)定

變量說明。本文使用的主要變量有:

1.企業(yè)全要素生產(chǎn)率：本文使用索洛殘差法計(jì)算TFP，具體公式如下:

其中，Q、L、K分別代表工業(yè)增加值、職工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值。在穩(wěn)健性回歸中采用勞動(dòng)生產(chǎn)率作為企業(yè)生產(chǎn)率替代變量。

2.環(huán)境規(guī)制：參考王杰和劉斌(2014)、耿曄強(qiáng)和都帥帥（2020）的做法，在將單項(xiàng)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化的基礎(chǔ)上，利用綜合指數(shù)法構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的測量體系。

3.市場競爭：本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)來對市場競爭程度加以衡量，具體公式如下:

其中，Xi為第i個(gè)企業(yè)的銷售額，n代表市場內(nèi)的企業(yè)數(shù)量。該指數(shù)與市場集中度成正比，數(shù)值越高，競爭程度更低;反之則說明競爭程度越高。由于該指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo)，若回歸系數(shù)為負(fù)，表明激烈的市場競爭促進(jìn)了生產(chǎn)率的提升。

4.控制變量：本文使用控制變量為企業(yè)規(guī)模（size）、政府補(bǔ)貼（subsidy）、人力資本（human）、融資約束（fin）、固定資產(chǎn)投資占比（fix）

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

1.數(shù)據(jù)來源。本文通過處理2004—2007 年間中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)層面的相關(guān)數(shù)據(jù)得到企業(yè)生產(chǎn)率、市場競爭和控制變量的數(shù)據(jù)集合。對于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的數(shù)據(jù)，通過收集與處理2004—2007 年各類年鑒中與環(huán)境相關(guān)的原始數(shù)據(jù)得到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

2.數(shù)據(jù)處理。本文將各污染物排放等數(shù)據(jù)進(jìn)行分行業(yè)整理，我們發(fā)現(xiàn)“印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制”等行業(yè)的數(shù)據(jù)缺失較多，由于這些行業(yè)中數(shù)據(jù)的不全面性，考慮到對后續(xù)研究帶來的各種不便，因此，本文在實(shí)證過程中對這些行業(yè)進(jìn)行了舍棄。對于有個(gè)別缺漏值的行業(yè)運(yùn)用均值插補(bǔ)法對缺漏值進(jìn)行填補(bǔ)。接著根據(jù)兩位數(shù)的行業(yè)代碼，對前文整理的行業(yè)層面數(shù)據(jù)和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)層面數(shù)據(jù)在stata 軟件中進(jìn)行匹配。最終保留了21 個(gè)制造業(yè)行業(yè)的企業(yè)層面樣本數(shù)據(jù)。

三、實(shí)證回歸結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文進(jìn)行hausman 檢驗(yàn)，由于結(jié)果拒絕原假設(shè)，故本文在進(jìn)行實(shí)證時(shí)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。在基準(zhǔn)回歸中，本文采用逐步添加控制變量的方式進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。觀察變量的系數(shù)變化，對本文的研究假定和計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表1 所示。其中第(1)列是僅考慮環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度一次項(xiàng)及其二次項(xiàng)和市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響的實(shí)證結(jié)果，同時(shí)控制了省份、行業(yè)固定效應(yīng)，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)系數(shù)分別顯著為負(fù)、顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)率之間不是簡單的線性關(guān)系，而是存在一個(gè)“拐點(diǎn)”；代表市場競爭的赫芬達(dá)爾指數(shù)的系數(shù)顯著小于零，表明市場競爭程度的增強(qiáng)促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。表1 第(2)—(7)列是在前一列的基礎(chǔ)上添加控制變量進(jìn)行回歸，觀察各列回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和赫芬達(dá)爾指數(shù)的系數(shù)的正負(fù)號(hào)并未發(fā)生改變，且均至少通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。

表1 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

我們根據(jù)第(7)列的完整估計(jì)模型來分析主要變量和控制變量對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。表中數(shù)據(jù)顯示環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)系數(shù)分別為負(fù)和正，且二者都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。表明環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率在時(shí)間維度上存在正“U”型關(guān)系，環(huán)境規(guī)制在實(shí)施前期對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)為抑制作用；但隨著環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度提升，企業(yè)對清潔技術(shù)的研發(fā)成本低于支付環(huán)境規(guī)制的成本，出于經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益的考慮，企業(yè)會(huì)傾向于實(shí)施技術(shù)創(chuàng)新或使用清潔技術(shù)，進(jìn)而促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高。市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著隨著市場競爭愈發(fā)激烈，對全要素生產(chǎn)率的影響愈強(qiáng)烈。

通過觀察控制變量的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對全要素生產(chǎn)率的作用顯著為負(fù)，即隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度提升，企業(yè)的生產(chǎn)率會(huì)隨之降低。可能的原因是政府補(bǔ)貼本質(zhì)上是一種生產(chǎn)性補(bǔ)貼，會(huì)降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，引致企業(yè)追求低成本低利潤的經(jīng)營模式，不利于激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)和提高企業(yè)生產(chǎn)率。融資約束的變化對全要素生產(chǎn)率的影響在1%的顯著性水平上為負(fù)，即融資約束對全要素生產(chǎn)率具有抑制作用，這與現(xiàn)有的研究結(jié)論一致，原因在于當(dāng)企業(yè)面對的融資約束較小時(shí)，更易獲得資金進(jìn)行創(chuàng)新投資，進(jìn)而獲得生產(chǎn)率的提升；反之，當(dāng)企業(yè)受到的融資約束較大時(shí)，對該企業(yè)而言更難通過融資這一渠道促進(jìn)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)，其生產(chǎn)率也無法得到顯著提高。人力資本對生產(chǎn)率的影響顯著為正，也就是說企業(yè)對教育的投入份額越大越有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率，原因在于企業(yè)所投入的教育費(fèi)越多，對該企業(yè)的人力資本向高級(jí)化攀升具有促進(jìn)作用，勞動(dòng)力的質(zhì)量提升帶來了生產(chǎn)率的提升。固定資產(chǎn)投資占比和企業(yè)生產(chǎn)率的固定資產(chǎn)投資占比越高，生產(chǎn)率越低，可能的解釋是若固定資產(chǎn)投資占比太高，必然會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)占比小，當(dāng)企業(yè)員工的收入較少時(shí)，會(huì)降低勞動(dòng)者對所從事工作的熱情，進(jìn)而抑制了企業(yè)的生產(chǎn)率。企業(yè)規(guī)模對生產(chǎn)率的正向作用在1%的顯著性水平上得到檢驗(yàn)，說明隨著企業(yè)的規(guī)模逐步擴(kuò)大，規(guī)模經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)得以發(fā)揮，帶動(dòng)了生產(chǎn)率的提高。

（二）異質(zhì)性結(jié)果

在全樣本分析中，三個(gè)變量之間的關(guān)系與本文理論假說基本一致。在此基礎(chǔ)上，一方面為了檢驗(yàn)三者之間關(guān)系的穩(wěn)健性，另一方面為了更好地識(shí)別不同類型企業(yè)的生產(chǎn)率受環(huán)境規(guī)制和市場競爭程度的影響可能存在的差異，以使研究結(jié)果更具現(xiàn)實(shí)意義，接下來進(jìn)行異質(zhì)性回歸:

1.分地區(qū)回歸結(jié)果。在現(xiàn)實(shí)中，不同地方的政府在環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度選擇上會(huì)考慮當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，若僅從總體層面考慮環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的影響會(huì)忽視地區(qū)的特殊性，因此我們考慮地區(qū)差異進(jìn)行分樣本回歸。本文根據(jù)地理位置將總樣本劃分為東部和中西部兩組樣本數(shù)據(jù)。

回歸結(jié)果與上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致，環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)均在1%的顯著性水平上分別和企業(yè)生產(chǎn)率呈負(fù)向、正向關(guān)系，在兩類樣本中“U”型關(guān)系依舊成立。兩組樣本中市場競爭(HHI)對生產(chǎn)率的回歸符號(hào)均為負(fù)，表明激烈的市場競爭均促進(jìn)了企業(yè)提高生產(chǎn)率，但只有中西部的赫芬達(dá)爾系數(shù)在1%水平上顯著，東部的赫芬達(dá)爾系數(shù)并未通過顯著性檢驗(yàn)。可能的原因是東部地區(qū)市場化程度高于中西部地區(qū)，市場競爭所發(fā)揮的促進(jìn)作用不及中西部的效用強(qiáng)烈。值得注意的是，在控制變量中，政府補(bǔ)貼對中西部的企業(yè)生產(chǎn)率回歸結(jié)果與預(yù)期不符，原因可能是一方面企業(yè)為了獲得政府補(bǔ)貼會(huì)選擇進(jìn)行尋租行為，這種尋租成本的增加可能對企業(yè)研發(fā)活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，降低企業(yè)創(chuàng)新效率，對生產(chǎn)率起到了抑制作用。

2.分競爭程度回歸結(jié)果。本文將赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)位于中位數(shù)以下和位于中位數(shù)以上的數(shù)據(jù)分別定義為高競爭行業(yè)和低競爭行業(yè)，分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

回歸結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同，且均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，說明無論是在市場競爭高的行業(yè)還是市場競爭低的行業(yè)，政府實(shí)行的環(huán)境規(guī)制都對企業(yè)生產(chǎn)率有著“先抑制、后促進(jìn)”的政策效果。對于市場競爭對生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明在市場競爭程度較低的行業(yè)，HHI指數(shù)的系數(shù)為負(fù)，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。在市場競爭程度較高的行業(yè)，HHI指數(shù)的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，說明市場競爭程度的提高對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用，可能的解釋是當(dāng)企業(yè)面臨激烈的市場競爭時(shí)，競爭的壓力促使企業(yè)更趨向于選擇穩(wěn)健經(jīng)營，不愿承擔(dān)科技創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)，從而不會(huì)促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。

3.分高低技術(shù)行業(yè)回歸結(jié)果。本文將樣本中的行業(yè)分為中高技術(shù)行業(yè)和中低技術(shù)行業(yè)兩組。

實(shí)證結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，兩組樣本中分別通過了10%、1%的顯著性水平檢驗(yàn)，環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)的系數(shù)均為正，通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。通過比較系數(shù)大小發(fā)現(xiàn)，中高技術(shù)行業(yè)組環(huán)境規(guī)制的二次項(xiàng)系數(shù)大于中低技術(shù)行業(yè)組系數(shù)，這說明中高技術(shù)行業(yè)組的企業(yè)生產(chǎn)率隨相同單位環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的改變而變化程度更大。這是因?yàn)閷τ谥懈呒夹g(shù)行業(yè)組的企業(yè)而言，由于擁有良好的技術(shù)創(chuàng)新和實(shí)踐基礎(chǔ)，在面對政府實(shí)施的環(huán)境規(guī)制時(shí)，中低技術(shù)行業(yè)組進(jìn)行技術(shù)升級(jí)所需的時(shí)間更久，而中高技術(shù)行業(yè)擁有更強(qiáng)的能力、更迅速的反應(yīng)來處理環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響，故其對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用會(huì)晚于擁有中高技術(shù)的企業(yè)。在中高技術(shù)行業(yè)組中，市場競爭的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)；然而在中低技術(shù)行業(yè)組中，市場競爭的符號(hào)由負(fù)轉(zhuǎn)正，這與我們的預(yù)期相反，這一估計(jì)系數(shù)的變化說明市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響會(huì)因行業(yè)技術(shù)水平呈現(xiàn)出異質(zhì)性。這在簡澤(2012)的研究中，可以找到較合理的解釋，其原因可能是市場競爭對企業(yè)有“逃離競爭效用”和“租金消散作用”兩個(gè)方向的影響，對于處于技術(shù)前沿的企業(yè)而言，面對市場的競爭，他們有能力更好地緩解競爭增強(qiáng)帶來的負(fù)面影響(如市場份額下降和被市場淘汰的威脅)，甚至?xí)訌?qiáng)對技術(shù)的研發(fā)程度和管理水平的提高，從而對全要素生產(chǎn)率起到促進(jìn)作用;但是對于另一組子樣本——技術(shù)水平較低的企業(yè)，市場競爭的增強(qiáng)使得他們面對更嚴(yán)峻的生存挑戰(zhàn)，且他們沒有足夠的資本、技術(shù)等條件來應(yīng)對復(fù)雜的環(huán)境，這時(shí)，占據(jù)支配地位的是“逃離競爭效應(yīng)”，因此，對全要素生產(chǎn)率起到抑制作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)研究結(jié)果的說服力和可信度，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性分析:

1.內(nèi)生性問題。使用最小二乘法估計(jì)環(huán)境規(guī)制、市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響可能會(huì)存在內(nèi)生性問題，導(dǎo)致依據(jù)計(jì)量模型的實(shí)證分析說服力不足。這是由于：(1)遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，上文實(shí)證過程中盡管選取了諸多和企業(yè)有關(guān)的變量進(jìn)行控制，但由于數(shù)據(jù)獲得受限，仍然會(huì)出現(xiàn)錯(cuò)過關(guān)鍵變量的情況。(2)逆向因果關(guān)系的存在也會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果的可信度降低，如生產(chǎn)率上升可能會(huì)反過來促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級(jí)，降低企業(yè)對環(huán)境的污染排放，提高環(huán)境規(guī)制實(shí)際耐受強(qiáng)度。因此，為解決內(nèi)生性問題，本文采取工具變量法。考慮到工具變量的選取原則，并通過借鑒相關(guān)研究，在這里將環(huán)境規(guī)制的工具變量定為標(biāo)準(zhǔn)煤、市場競爭的工具變量設(shè)為市場競爭(HHI)的滯后一期。其中，標(biāo)準(zhǔn)煤的數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。繼而利用2SLS、兩步GMM 和迭代GMM 方法依次驗(yàn)證上文結(jié)論。觀察檢驗(yàn)結(jié)果系數(shù)符號(hào)和顯著性發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率仍存在正“U”型關(guān)系。代表市場競爭的赫芬達(dá)爾指數(shù)的系數(shù)同樣在1%水平上顯著為負(fù)，表明激烈的市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率促進(jìn)作用明顯。這再次證明了本文結(jié)論的可靠性。此外，“標(biāo)準(zhǔn)煤和市場競爭的滯后一期”在上述回歸后經(jīng)過過度識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)，證明了本文工具變量選取的合理性，使得結(jié)論更具可靠性。

2.替換指標(biāo)回歸。在針對前述內(nèi)生性問題進(jìn)行處理后，這里進(jìn)一步進(jìn)行替換指標(biāo)的計(jì)量分析，以使研究結(jié)論更可靠。我們對因變量全要素生產(chǎn)率的測度用勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行替換，并逐步添加控制變量，對實(shí)證結(jié)果的可靠性再次進(jìn)行檢驗(yàn)。計(jì)量結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和市場競爭以及控制變量集合的回歸結(jié)果均與基準(zhǔn)分析一致，且都至少通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，證明研究結(jié)論有較高的可信度。

四、市場競爭對于環(huán)境規(guī)制和全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的門限效應(yīng)

研究發(fā)現(xiàn)，在市場競爭程度不斷提升的背景下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升能夠通過增加清潔型產(chǎn)品收益，進(jìn)而促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)增長。隨著市場競爭程度不斷提高，有助于市場一體化的加強(qiáng)，有利于加強(qiáng)地區(qū)之間的交流與合作，進(jìn)而有助于構(gòu)建地區(qū)之間利益共同體，實(shí)現(xiàn)環(huán)境污染治理是地方政府之間利益訴求，有助于保持地區(qū)之間的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)或環(huán)境政策一致性，能夠提升環(huán)境規(guī)制效果，顯著降低地區(qū)的污染排放水平。市場競爭水平程度越高，就越有助于發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的污染減排以及資源配置的作用，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)提高生產(chǎn)率。鑒于此，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率可能存在基于競爭程度的門檻效應(yīng)。為進(jìn)一步厘清環(huán)境規(guī)制、市場競爭和全要素生產(chǎn)率三者的關(guān)系，本部分研究以市場競爭為門檻變量，構(gòu)建門檻效應(yīng)模型，通過計(jì)量結(jié)果來判斷在不同區(qū)間的市場競爭程度內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響是否存在差異。由于上文測算出當(dāng)前環(huán)境規(guī)制尚未跨越環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)，因此，本部分將主要針對環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，使得對當(dāng)前的現(xiàn)實(shí)情況更具有參考性和指導(dǎo)性。

在檢驗(yàn)過程中，本文參考Hansen 的處理方式，采取Bootstrap 抽樣法來確定門檻臨界值和門檻個(gè)數(shù)，回歸結(jié)果分別在1%和5%的顯著性水平上接受了單一、雙重門檻的假設(shè)，三重門檻P 值大于10%，拒絕了三重門檻的假設(shè)，故而認(rèn)為市場競爭存在雙重門檻效應(yīng)。接著根據(jù)市場競爭的不同門檻值設(shè)置虛擬變量，進(jìn)而生成與環(huán)境規(guī)制的交叉項(xiàng)。進(jìn)而設(shè)定以下計(jì)量模型：

由于本文選取的市場競爭指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo)，因此，三個(gè)區(qū)間的競爭程度依次遞減。但均呈現(xiàn)對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用隨著市場競爭的增強(qiáng)，表現(xiàn)出先減弱后增強(qiáng)的趨勢。具體而言，在競爭程度值低于0.2286 時(shí)，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用系數(shù)最小，為-0.433；在競爭程度值處于[0.2286，0.3090]這一區(qū)間時(shí)，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為-0.475，；在競爭程度值高于0.3090 時(shí)，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用表現(xiàn)最為強(qiáng)烈，回歸系數(shù)為-0.510。在劃分的三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的作用系數(shù)顯著為負(fù)，表明當(dāng)下環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用尚未發(fā)揮，未達(dá)到環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的拐點(diǎn)，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率有著抑制作用，且這種抑制作用隨著市場競爭的增強(qiáng)呈現(xiàn)遞減的趨勢，說明隨著市場競爭程度的減弱，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用逐漸增強(qiáng)，也就是說，當(dāng)市場競爭愈發(fā)激烈，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用不斷減小。在企業(yè)面臨更加激烈的市場競爭和政府的環(huán)境規(guī)制時(shí)，可以激勵(lì)企業(yè)逐步由“要素替代效應(yīng)”向“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”轉(zhuǎn)變，最終實(shí)現(xiàn)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高的目標(biāo)。

五、進(jìn)一步研究

（一）不同類型環(huán)境規(guī)制的檢驗(yàn)

上文對環(huán)境規(guī)制的研究主要從整體的視角切入，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制和現(xiàn)實(shí)影響。為使本文研究更具針對性和現(xiàn)實(shí)性，對環(huán)境規(guī)制進(jìn)行分類，進(jìn)一步探求不同類型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響。

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，本文以能否形成固定資產(chǎn)和影響時(shí)期為依據(jù)，將環(huán)境規(guī)制分為費(fèi)用型和投資型兩種類型，數(shù)據(jù)均來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

對于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制（LnFEE），通過“排污費(fèi)征收額”這一代理指標(biāo)來衡量。由于排污費(fèi)的征收，對于企業(yè)而言，在短期內(nèi)會(huì)提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，企業(yè)更傾向于認(rèn)繳罰金而非進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，甚至在追求高利潤率的驅(qū)動(dòng)下可能會(huì)擠占研發(fā)投入，使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過某一特定值后，排污費(fèi)對企業(yè)帶來的成本不斷升高，相比于繳納排污費(fèi)，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新會(huì)更利于利潤率的提高和市場份額的擴(kuò)大，因此，會(huì)激勵(lì)其加大研發(fā)力度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高。對于投資型環(huán)境規(guī)制（LnINV），以“污染治理投資總額”這一代理指標(biāo)來衡量。這一政策實(shí)施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高作用在長期更明顯，這主要是因?yàn)橛捎谡a(bǔ)貼等的存在，可以在一定程度上分擔(dān)企業(yè)的治污壓力，加之我國對于清潔技術(shù)的研發(fā)尚未成熟，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的動(dòng)力不足，但在長期，隨著規(guī)制政策趨于完善、政府的綠色投資加大，為企業(yè)提供了更精準(zhǔn)的創(chuàng)新方向，具有創(chuàng)新導(dǎo)向性，同時(shí)降低了創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)企業(yè)研發(fā)信心，且企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新會(huì)帶來先發(fā)優(yōu)勢，從而在市場上獲得更有利的競爭地位，基于以上考慮會(huì)引發(fā)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)變革，進(jìn)而提高了全要素生產(chǎn)率。

計(jì)量模型與前文的設(shè)定一致。回歸結(jié)果可知費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制（LnFEE）和投資型環(huán)境規(guī)制（LnINV）對企業(yè)生產(chǎn)率的正“U”型關(guān)系依然存在，且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。通過比較，可以發(fā)現(xiàn)在未跨過環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)時(shí)，費(fèi)用型規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用更小，當(dāng)跨過環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)后，投資型環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在數(shù)值上遠(yuǎn)大于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制，與上文的分析一致。投資型環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的正向作用大于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制，可能原因是投資型環(huán)境規(guī)制與費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制相比，存在反饋機(jī)制較為完善、對技術(shù)創(chuàng)新的導(dǎo)向性擁有更多政策保障等優(yōu)勢，所以對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更明顯。

（二）技術(shù)創(chuàng)新對不同類型環(huán)境規(guī)制的中介效應(yīng)

在區(qū)分不同類型環(huán)境規(guī)制后，進(jìn)一步檢驗(yàn)創(chuàng)新在費(fèi)用型和投資型兩類環(huán)境規(guī)制中的中介效應(yīng)，沿襲前文的中介模型，將模型中的ERI分為費(fèi)用型（LnFEE）和投資型（LnINV），分別進(jìn)行回歸。

從回歸結(jié)果來看，費(fèi)用型、投資型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響，均在1%的顯著水平上產(chǎn)生抑制作用，說明當(dāng)下的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度尚未跨越拐點(diǎn)，“成本效應(yīng)”依然占據(jù)主導(dǎo)地位，與前文的結(jié)果一致。二者對中介變量技術(shù)創(chuàng)新的作用顯著為負(fù)，說明當(dāng)下環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)能力并沒有正向的激勵(lì)效果，反而會(huì)抑制創(chuàng)新活力。費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向作用低于投資型環(huán)境規(guī)制，可能的解釋是費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制的影響在短期內(nèi)更加效果顯著，而對于投資型環(huán)境規(guī)制，在長期對企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)作用會(huì)更明顯，短期內(nèi)可能會(huì)存在反饋效率不及時(shí)、政策上缺乏對技術(shù)創(chuàng)新的導(dǎo)向性等問題，所以對技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向作用更明顯。當(dāng)核心變量環(huán)境規(guī)制（LnFEE/LnINV）和中介變量創(chuàng)新同時(shí)對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí)，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響依然顯著為負(fù)，但影響程度有所降低；創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響在1%的顯著水平上為正。以上結(jié)果說明創(chuàng)新在不同類型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響中均起到了中介作用，不同類型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的總效應(yīng)中，有一部分是通過技術(shù)創(chuàng)新來間接實(shí)現(xiàn)的。通過計(jì)算可得二者的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為32.74%、24.76%。這一研究結(jié)果有效地證明了在費(fèi)用型和投資型環(huán)境規(guī)制中均能夠通過技術(shù)創(chuàng)新這一傳導(dǎo)機(jī)制對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)應(yīng)影響，豐富了本文的研究。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

第一，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈“U”型關(guān)系，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，不利于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，只有當(dāng)環(huán)境規(guī)制超過一定的強(qiáng)度才能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提升；市場競爭的加強(qiáng)也對企業(yè)生產(chǎn)率起著促進(jìn)作用，隨著市場競爭程度的加強(qiáng)，有助于環(huán)境規(guī)制盡快到達(dá)“U”型曲線的拐點(diǎn)，早日發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的推動(dòng)作用。對于控制變量，融資約束、固定資產(chǎn)投資占比、政府補(bǔ)貼對企業(yè)生產(chǎn)率有著抑制效果，而企業(yè)規(guī)模、人力資本的提升會(huì)促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

第二，為確保研究結(jié)果的可靠性，本文分別從異質(zhì)性、工具變量、替代變量等多角度進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。從地區(qū)差異性來看，東部、中西部和高市場化、低市場化地區(qū)，均在短期會(huì)抑制生產(chǎn)率的提升，在長期會(huì)促進(jìn)生產(chǎn)率的提升，市場競爭在中西部和高市場化的促進(jìn)作用更強(qiáng)烈；從行業(yè)特異性來看，高、低競爭行業(yè)和中高技術(shù)制造業(yè)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與生產(chǎn)率呈“U”型關(guān)系，在中低技術(shù)制造業(yè)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制在短期的抑制作用不明顯，但在長期起促進(jìn)作用，市場競爭的促進(jìn)作用在低競爭和中高技術(shù)制造業(yè)更明顯；從企業(yè)特異性來看，環(huán)境規(guī)制對有研發(fā)投入、無研發(fā)投入和民營企業(yè)均造成先抑制、后促進(jìn)的作用，但在國有企業(yè)的作用不顯著；市場競爭對有研發(fā)投入、民營、國有企業(yè)的促進(jìn)作用明顯，但相比之下對積極研發(fā)的企業(yè)和民營企業(yè)的促進(jìn)作用更大。

第三，檢驗(yàn)了市場競爭對于環(huán)境規(guī)制和全要素生產(chǎn)率之間的門檻效應(yīng)，結(jié)果表明在劃分的三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的作用系數(shù)顯著為負(fù)，表明當(dāng)下環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用尚未發(fā)揮，未達(dá)到環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的拐點(diǎn)，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率有著抑制作用，且這種抑制作用隨著市場競爭的增強(qiáng)呈現(xiàn)遞減的趨勢，也就是說，隨著市場競爭愈發(fā)激烈，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用不斷減小。

第四，在區(qū)分不同類型的環(huán)境規(guī)制類型后，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的“U”型關(guān)系依然成立，且在未跨過環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)時(shí)，費(fèi)用型規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用更小，當(dāng)跨過規(guī)制拐點(diǎn)后，投資型環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制。進(jìn)一步，檢驗(yàn)了對于兩種不同類型環(huán)境規(guī)制，創(chuàng)新依舊發(fā)揮了中介效應(yīng)。

（二）政策建議

基于以上分析，本文提出以下政策建議：對于政府而言，首先，由于環(huán)境規(guī)制和企業(yè)生產(chǎn)率存在的“U”型關(guān)系，只有超過適宜強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度才能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升，因此積極探索和選擇與中國實(shí)際情況相適應(yīng)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度尤為重要；各級(jí)政府要深入落實(shí)、積極監(jiān)督污染監(jiān)管部門的執(zhí)行力度，早日實(shí)現(xiàn)“倒逼”企業(yè)生產(chǎn)率提升的目標(biāo)；提高自主技術(shù)研發(fā)能力。加入對科技研發(fā)投入力度，提高科研人才培養(yǎng)規(guī)模與水平，建立技術(shù)創(chuàng)新人才激勵(lì)機(jī)制，營造進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的良好氛圍，進(jìn)一步提升自主研發(fā)能力，切實(shí)提高技術(shù)創(chuàng)新的整體水平。其次，加強(qiáng)對先進(jìn)科學(xué)技術(shù)引進(jìn)消化再吸收。積極引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)，通過“技術(shù)引進(jìn)—消化吸收—再創(chuàng)新”的過程，不斷提升整體的技術(shù)水平，提升綠色經(jīng)濟(jì)增長的效果。對于企業(yè)而言，應(yīng)該具備長遠(yuǎn)發(fā)展的眼光，意識(shí)到對于自身長期發(fā)展來說，加大對企業(yè)的綠色投資并不會(huì)帶來抑制生產(chǎn)率的問題，反而在長久時(shí)間里會(huì)促進(jìn)生產(chǎn)率的提高，因此，企業(yè)應(yīng)借助我國市場競爭日益充分的有利契機(jī)，不斷引入市場化的治理模式和激勵(lì)模式，從而更好地促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。積極進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，研發(fā)清潔環(huán)保技術(shù)；同時(shí)，面對日益激烈的市場競爭環(huán)境，企業(yè)應(yīng)主動(dòng)培養(yǎng)創(chuàng)新環(huán)境，在企業(yè)內(nèi)部構(gòu)建健全的創(chuàng)新機(jī)制；企業(yè)還可以創(chuàng)造濃厚的文化思想氛圍，為我國國內(nèi)國際雙循環(huán)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展貢獻(xiàn)力量。