所有制結構、環境規制強度與污染水平

劉 曄 劉建徽

（1.廈門大學經濟學院，福建廈門 361005； 2.西南大學經濟管理學院，重慶 400715）

當前我國環境治理任務依然繁重，黨的二十大報告指出“資源環境約束趨緊、環境污染等問題突出”［1］，要求“深入推進環境污染防治。 堅持精準治污、科學治污、依法治污，持續深入打好藍天、碧水、凈土保衛戰”［1］。 在倡導綠色發展理念背景下，探尋引起環境問題的各方面原因顯得尤其重要。 從經濟學界看，實證考察影響我國環境污染因素的研究文獻十分豐富，為解釋當前我國環境污染提供了很多不同層面的解釋。

一、文獻綜述

從現有的實證研究中國環境污染因素的文獻來看，大致主要包括以下三個方面。

第一，基于環境庫茲涅茨假說展開的研究。 該假說由格羅斯曼和克魯格（Grossman & Krueger）首次提出［2］，該假說認為環境污染與經濟發展水平之間呈“倒U 型”曲線關系，因此經濟發展水平是決定環境污染水平的重要因素。 我國學者對此展開了大量的實證研究。 如彭水軍和包群較早對此進行了實證研究，研究發現中國環境庫茲涅茨曲線的存在性與污染物的選取和估計方法有關［3］。 蔡昉等以SO2排放作為污染物指標的研究發現，中國GDP 與環境污染間整體上呈現“倒U 型”的曲線關系［4］。 此外，也有不少學者單獨采用溫室氣體的排放來檢驗環境庫茲 涅 茨 假 說［5-6］。

第二，“污染光環”和“污染避難所”假說。 這是分別由馬庫斯（Markusen）和安特維勒（Antweiler）等學者從外貿和外資的角度提出的兩種相反假說［7-8］。“污染光環”假說認為外貿外資給發展中國家帶來先進的污染治理技術和管理經驗，有助于發展中國家改善環境。 許和連和鄧玉萍的研究最早驗證了這一假說在中國的存在性［9］；盛斌和呂越基于我國36 個工業行業外商直接投資的研究［10］，高磊等學者基于川渝城市群外商直接投資的研究，也都支持了“污染光環”假說［11］。 而與此相反的是，“污染避難所”假說認為為吸引更多的外資，發展中國家通過降低環境標準和采取寬松的環境管制手段，會使其成為發達國家的污染避難所。 楊萬平和袁曉玲、金春雨和王偉強研究都發現外貿和外資會惡化中國環境質量，即滿足“污染避難所”假說［12-13］。

第三，財政分權視角的研究。 在中國式財政分權和基于經濟增長的政績考核體制下，為發展本地經濟及獲得更大的晉升機會，地方政府通過放松環境管制以吸引更多的外資流入，由此導致我國環境質量下降［14-15］，一些實證研究也支持了中國式分權下地方競爭對環境污染的加劇作用［16-17］。 但鄭潔等學者基于動態視角，發現當經濟發展水平較低時，財政分權對環境治理的影響以負向的替代效應為主，而當經濟發展水平較高時，財政分權對環境治理的影響則轉以正向的收入效應為主［18］。

雖然現有文獻為我國環境問題提供了上述諸多解釋，但國內還少有文獻從企業所有制結構的視角對環境問題進行研究。 公有制為主體、多種所有制經濟共同發展是我國的基本經濟制度，由此，所有制結構也可能是影響環境問題的重要因素之一。 不同所有制企業的環境效應如何？國企污染排放水平是否高于其他類型企業？ 哪類企業對環境污染具有更大的惡化作用？國內一直缺少這些方面的研究。 就國外文獻而言，貝拉迪和趙（Beladi & Chao）、薩哈（Saha）通過構建理論模型發現，私有資本的引入提高了總產量并由此對環境質量產生負面影響，但其結論缺乏相應的實證支持［19-20］。 李（Lee）基于污染管制實踐數據，實證發現公共企業具有更強的社會責任感，因此更傾向于減少污染排放［21］。 在以中國為對象的少量研究文獻中，王華等學者基于我國三個城市的企業調查微觀數據發現，國有企業在環境治理上表現最差，其次是私有企業，外資企業表現最好［22］。 盧現祥和許晶基于省級層面宏觀數據研究發現，國有企業的工業污染排放最嚴重，私營企業和外資企業幾乎一致［23］；杜雯翠等學者以行業面板數據研究發現，行業國有化程度越高，水環境污染排放水平越低［24］。 張國慶和李卉采用省際面板數據，研究認為企業民營化水平提高有利于降低單位產出污染物的排放［25］。 上述可見，對企業產權屬性與環境污染之間關系的研究結論并不一致，需要根據各國的具體情況和具體污染物進行更有針對性的研究。

由上可見，目前研究企業所有制結構與我國環境污染水平的現有文獻還很少，同時主要存在三個問題。 一是采用省級面板數據或行業面板數據［23-25］，相對而言較為粗略。 而采用企業調查微觀數據的研究又僅調查了三個城市的部分企業［22］，代表性不足。 二是在所有制類型方面都沒有完整涵蓋國有、集體、民營和外資這四種類型。 三是有些文獻針對單項污染排放（如水污染）的研究［24］，有些文獻則分不同污染物分別研究［23，25］，但都缺乏對環境污染綜合指標的研究。 與現有研究所不同的是，本文將中國工業企業數據庫和地級市數據進行匹配，采用中國2003—2009 年地級及以上城市的數據， 檢驗了四類企業所有制結構對污染排放水平間的影響。 本文的貢獻與特色主要體現在：一是通過將工業企業數據庫和地級市數據進行匹配，從而將研究樣本由省際層級推進和細化到地市層級； 二是利用工業企業數據庫企業注冊類型信息，首次完整涵蓋了國有、集體、民營和外資這四類所有制結構；三是本文既采用工業廢水、工業二氧化硫和工業煙（粉）塵排放量來衡量地區的污染排放水平，從而對不同的污染物分項研究，又通過構造環境污染綜合指標進行穩健性檢驗，并且能從總體上說明所有制結構對地區污染水平的影響；四是本文還同時考察了環境規制強度對所有制結構環境效應的影響，以對我國正在進行的環境稅改革提供相應的啟示。

二、研究設計

以中國工業企業數據庫為數據來源，根據各企業所在地址信息及企業財務詳細信息，將該數據庫與中國城市層面的數據進行匹配，并計算各城市中國有企業、集體企業、民營企業和外資企業①對于各類企業的定義，主要根據企業登記注冊類型來界定。 其中外資企業也包括了中國港澳臺企業。工業總產值占所在城市工業總產值的比重，從而得到各城市的企業所有制結構變量。 在數據處理方面，剔除了相關變量存在缺失值的樣本。 最終，選取了2003—2009 年中國236 個地級及以上城市作為研究樣本，共計1 321 個有效觀測值②2003 年是《中華人民共和國清潔生產促進法》開始實施的年份，也是科學發展觀的開局之年。 此外，雖然工企數據庫已更新補充到2015 年數據，但由于2009 年以后數據質量尤其是2010 年的數據質量存在相當嚴重的問題（參考陳林的研究）［26］，基于上述考慮，本文將研究樣本區間定在2003—2009 年。。 城市方面的其他數據取自《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》與CEIC數據庫。

（一）模型設計

為考察企業所有制結構與環境污染間的關系，本文在環境庫茲涅茨曲線基礎上引入城市企業所有制結構變量來考察其對環境污染的影響，設立系列雙向固定效應的基準回歸方程式（1）～（4）：

其中，下標i 表示城市，t 表示年份，Pit表示地區環境污染水平。 SOEit、COEit、PEit、FEit分別表示城市中國有企業、集體企業、民營企業和外資企業工業總產值所占的比重，反映了企業所有制結構的屬性。 LnGDP 為人均產出水平的對數值，通過各城市的GDP 指數將其換算成以2003 年為基期的實際值。 由于環境污染與經濟發展水平之間可能存在“倒U 型”的曲線關系［2］，因此在模型中加入該變量的平方項，以驗證環境庫茲涅茨假說。 Zit為影響環境污染的其他控制變量。 Cityi和Yeart分別為城市固定效應和年份固定效應，εit為隨機擾動項。

（二）變量定義與描述性統計

被解釋變量：環境污染水平（P）。 在構建環境污染水平指標上，目前主要有這幾種方法：一是直接采用工業二氧化硫、工業廢水和工業粉塵這三類污染物的排放總量［27］；二是采用單位非農產出的污染排放量［28］；三是采用人均污染排放量［29］；四是采用不同的權重方法來構建環境污染綜合指數［30-31］。 考慮到各類污染物外溢性程度存在差異，采用綜合指標無法體現所有制結構對不同污染物排放的影響，且構建污染綜合指數很大程度上可能受到權重選擇方法的影響。 此外，從工業企業污染排放水平角度看，采取單位產出的平均污染水平相比于人均污染水平或排放總量更為合理。 因此，本文在基準回歸中采用單位工業產值的二氧化硫排放量、工業廢水排放量和工業煙塵排放量這三個指標來衡量各地區的污染排放水平，并對這三個指標取對數以減少異方差的影響。 此外，再構建污染綜合指數來作為穩健性檢驗。

主要解釋變量：所有制結構（SOE、COE、PE、FE）。本文基于2003—2009 年的中國工業企業數據庫來計算該變量。 由于工業企業數據庫涵蓋了全國所有的國有工業企業和規模以上的非國有工業企業，并且其工業總產值占全國工業總產值的比例高達98%以上，因此采用該數據庫來計算中國城市所有制結構具有相當的合理性。 在中國，國有企業、集體企業、民營企業和外資企業是組成國民經濟的四個主要成分。 因此，我們分別計算國有企業工業總產值占比（SOE）、集體企業工業總產值占比（COE）、民營企業工業總產值占比（PE）和外資企業工業總產值占比（FE）來反映所有制結構。 我們借助工業企業數據庫中行政區代碼以及電話區號指標來識別各企業所屬城市，并將計算所得到的各地區各年四類企業的占比與地級市數據進行匹配。

參考相關文獻結合本文的研究目的，模型（1）～（4）中的其他控制變量（Zit）包括：一是產業結構（Struc），由于第二產業是“三廢”污染物的主要排放產業，因此以第二產業總產值占地區GDP 的比重進行衡量；二是環境規制強度（Regul），以每單位工業總產值的環境治理投資額并取對數值表示，其指的是在工業污染源治理和城鎮環境基礎設施建設的資金投入，隨市場經濟的發展，環境污染治理資金的主體來源已由政府過渡為企業［32］，該值越大，表示該地區企業所需承擔的單位污染治理投資費用越多，因此其面臨的環境規制也就越嚴格①使用該指標可以衡量企業單位污染的治理費用，突出企業內部化環境外部性的意愿。；三是技術水平（Ln（K/L）），本文借鑒許和連和鄧玉萍的做法［9］，采用資本勞動比來度量一個地區的技術進步水平，其中資本勞動比用資本存量除年末就業人數得到，資本量參考張軍等學者采用“永續存盤法”進行計算［33］，以2003 年為基期，折舊率為9.6%，勞動力水平用各城市年末就業人數衡量；四是財政分權度（FD），借鑒郭慶旺和賈俊雪的做法［34］，采用財政支出分權指標=fdc/（fdc+fdP+fdf）來進行衡量地方財政分權度，其中fdc、fdp、fdf分別表示城市、省級和中央的人均財政支出。 此外，為了盡可能消除遺漏變量產生的影響，本文控制了城市固定效應和年份固定效應，以使估計結果更加穩健。 各主要變量的描述統計如表1 所示。

表1 變量描述性統計

三、實證結果與分析

為考察不同企業所有制結構與環境污染間的關系，依前文的基準回歸方程式（1）～（4），本文分別估計了國有、集體、民營和外資這四類企業所有制結構對污染排放水平的影響。 本部分將首先報告基準回歸結果，并對結果進行分析；接著，考察環境規制強度這一調節變量對基準回歸結果的影響；最后，擬通過構建污染水平的綜合指標來對結論進行穩健性檢驗。

（一）企業所有制結構與污染排放水平

依據基準回歸方程式（1）—（4），本文基準回歸結果如表2 所示，具體分析如下。

表2 企業所有制結構與污染排放水平

首先，對公有制企業（國有企業和集體企業）的環境效應進行分析可以發現①詳見表2（1）、（5）和（9）列。，當被解釋變量為工業二氧化硫排放水平和工業煙塵排放水平時，變量SOErate 的系數分別在1%和5%顯著性水平下為正，而當被解釋變量為工業廢水排放水平時，變量SOErate 的系數并不顯著。 說明隨國有企業比重的增加，會顯著提高工業二氧化硫和工業煙塵的污染排放水平，但對工業廢水的排放水平并不產生影響。 其主要原因可能在于，相比于廢水污染物，二氧化硫和煙塵的外溢性相對較強，因此國有企業對該類污染物的減排動機較弱，而對于地域性的污染物而言，由于容易被監管部門觀測到從而影響其聲譽以及影響本地官員的晉升，因此對于地域性污染物，國有企業具有較強的減排動機。 通過對模型（2）的估計可以發現，集體企業比重的增加顯著降低了地域性污染物（工業廢水）的排放，但對外溢性的污染物（工業二氧化硫、工業煙塵）的排放并不產生顯著影響①詳見表2（2）、（6）和（10）列。。 這表明，相比于國有企業，集體企業更加注重本地的環境質量，因此對于地域性污染物的排放會有更加嚴格的控制。

其次，對非公有制企業（民營企業和外資企業）的環境效應進行分析可以發現，民營企業比重的提高會對二氧化硫排放有顯著的負向影響，而對工業廢水、煙塵兩類污染物雖也為負向但并不顯著②詳見表2（3）、（7）和（11）列。，總體上反映了民營企業相對于國有企業具有更低的污染排放水平。 這表明雖然民營企業以追求利潤最大化為目標，但是并沒有證據表明民營企業比國有企業有更高的污染效應。 這結果與針對我國的已有研究文獻結論一致［22-23，25］。 對于外資企業，表2 結果顯示①詳見表2（4）、（8）和（12）列。，只有工業廢水的估計系數都在5%的水平下顯著為正，說明在這一期間內外資企業的引進在一定程度上存在微弱的“污染避難所”效應，這與楊萬平和袁曉玲的研究結論一致［12］。

最后，進一步考察學術界普遍關心的環境庫茲涅茨假說。 從表2 的估計結果來看，大多數情況下經濟發展水平變量（LnGDP）的一次項系數為正，二次項系數均為負，因而人均產出與環境污染之間呈“倒U 型”的曲線關系，環境污染隨著經濟發展水平的提高呈現出先惡化后改善的發展趨勢。 這表明在本研究樣本下，環境庫茲涅茨假說是存在的。 這一結論與蔡昉等學者以SO2排放作為污染物指標的研究結論一致［4］，也與國內單獨采用溫室氣體的排放的其他研究結論一致［5-6］。

（二）環境規制強度、企業所有制結構與環境污染水平

雖然從整體上看，國有企業比重的提高相對于其他企業的比重提高在大多數污染物上具有更高的污染水平，外資企業比重的提高僅在工業廢水上產生微弱污染效應，而民營企業和集體企業比重的提高則有利于降低部分污染物的排放水平。 但是有必要探討環境規制強度在其中所起的作用，從而為政策決策者提供經驗證據，特別是為我國環境稅的進一步改革提供一些參考。 從直覺上看，在寬松的環境規制條件下，企業增加污染排放帶來額外的成本增加小于減排成本，導致其減少污染排放的動力較小，因此可以預期，嚴格的環境規制強度有助于降低企業的污染排放水平。 為驗證這一點，本文基于我國各年的環保重點城市，將環保重點城市界定為環境規制較嚴格的城市②環保重點城市凸顯了政府對該地區環境質量的重視，因此有足夠理由相信對于環保重點城市而言，其環境規制強度更嚴格。，即HighRgul=1，其余城市為環境規制較為寬松的城市，即HighRgul=0。 定義該變量后，我們將其與各類企業所有制結構指標相乘并引入各個模型中，通過考察該交乘項的系數來分析環境規制強度是否會對各類企業的環境效應產生影響。

這一估計結果報告見表3。 該結果顯示，不管是采用何種污染物排放量來表示地區污染水平，不論對于國有企業、集體企業、民營企業和外資企業，交互項SOE×HighRgul、COE×HighRegul、PE×HighRgul 和FE×HighRgul 的估計系數都為負，且絕大多數都顯著為負（詳見表3），該結果表明對于環保重點城市而言，即環境規制更為嚴格的城市，不論國有企業、集體企業、民營企業和外資企業的環境污染狀況都得到相應的緩解。因此，提高環境規制強度，能夠使企業內化生產過程中產生的環境外部性成本降低，從而減少污染物的排放。從以上結果可以總結得出，嚴格的環境規制對于企業減少污染排放來說是尤為重要的。此外，從交互項的估計結果來看，國有企業和民營企業減排的顯著性更高，表明在同樣環境規制強度下，其減排效果要更明顯。

表3 環境規制、所有制結構與污染水平

（三）穩健性檢驗

為驗證上述結論的穩健性，本文采用不同于上文的污染綜合指標和環境規制強度指標，再次進行檢驗。 首先，采用于文超等學者的方法來構建污染水平的綜合指標［35］，即將SO2排放量、工業廢水排放量、工業煙塵排放量進行處理，得到無量綱變量，再將三個變量進行算術平均，得到污染排放綜合性指標，并將其作為污染排放水平指標來替代基準回歸方程式（1）～（4）中以三類污染物的實際排放量衡量的地區污染水平。 檢驗結果如表4 所示。

表4 穩健性檢驗1——污染綜合指標

表4 結果顯示，采取污染綜合度量指標與基準回歸表2 采取污染物分項指標的研究結果沒有太大區別。 總體上看，國有企業比重SOErate 的提高會顯著加大地區污染水平，集體企業比重COErate 和民營企業比重PErate 的提高會顯著降低地區污染水平，而外資企業比重的影響則不顯著。 經濟發展水平變量（LnGDP）的一次項系數均顯著為正，二次項系數均顯著為負，人均產出與環境污染間的“倒U 型”關系成立，再次驗證了環境庫茲涅茨假說（詳見表4）。

其次，本文參照李玲等學者的方法［36］，建立由廢水排放達標率、二氧化硫去除率和工業固體廢物綜合利用率三個指標綜合形成的減排強度來構建環境規制強度指標①根據《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》中制造業廢水、廢氣、工業固體廢物排放及治理數據。。 具體計算過程如下：一是對廢水排放達標率、二氧化硫去除率和工業固體廢物綜合利用率三個指標按0-1進行線性標準化；二是計算各個評價指標的調整系數；三是根據各單項指標的標準化值和平均權重，計算環境規制強度指標。 而后，我們將其作為環境規制強度的衡量指標與四類企業所占比重做交乘。 表5 的檢驗結果顯示，交互項SOE×HighRgul、COE×HighRegul、PE×HighRgul 和FE×HighRgul 的估計系數都為負，且絕大多數都顯著為負，再一次驗證了表3 實證結果的穩健性，即環境規制強度的增加將顯著降低各類企業的地區污染排放水平（詳見表5）。

表5 穩健性檢驗2———環境規制效果

四、研究結論與政策建議

本文利用2003—2009 年的工業企業數據，計算了各年各城市的企業所有制結構，在此基礎上，基于地級及以上城市的數據，采用單位工業產值的工業廢水、工業二氧化硫和工業煙（粉）塵排放量來衡量地區的環境污染水平，實證分析了企業所有制結構與環境污染之間的關系以及驗證了嚴格的環境規制在其中所起的重要作用。 現將實證研究結論總結如下，并基于這些實證結論，提出相應的啟示和政策建議。

（一）研究結論

本文實證結果表明，其一，國有企業的高比重總體上會增加地區污染水平，并主要表現在二氧化硫等外溢性強的污染物排放上；集體企業的比重越高則地域性的污染物即工業廢水的排放水平越低；民營企業的比重總體上會減少污染排放水平，尤其顯著降低強外溢性的工業二氧化硫排放；而外資企業的污染排放效應總體上并不顯著，僅在工業廢水排放上有微弱的正向影響。 其二，從實證結果看，相比于國有企業而言，民營企業和集體企業比重的提高總體上會對各類污染物排放有較顯著的負向影響。 其三，環境規制強度會影響各類所有制結構的環境效應，通過實施嚴格的環境管制措施，不論對于國有企業、集體企業、民營企業還是外資企業，都能起到將排放污染產生的負外部性成本內化為自身的生產成本，從而減少各類污染物的排放量。 其四，在同樣環境規制強度（如環境稅稅率水平）下，國有企業和民營企業減排效果比其他類型企業更顯著。其五，人均產出與環境污染之間存在“倒U 型”關系，實證表明環境庫茲涅茨假說在我國的現實存在。

（二）政策建議

第一，應進一步增強國有企業的環境社會責任。 與其他所有制主體相比，國有企業具有目標的多元性及更強的政企關聯，從而有可能使其更容易逃避環境監管和偏離社會目標，由此導致國有企業更容易產生環境污染問題。因此，在當前我國推動ESG 的政策背景下，應強化國有企業履行社會責任、提高治理水平，以實現社會福利的最大化。

第二，進一步發揮民營經濟在經濟社會發展中的作用。民營企業雖然以追求利潤最大化為目標，但目前沒有證據表明其比重上升對環境質量不利，相反在總體上其比國有企業具有更好的環境效應。 這意味著在促進民營經濟發展過程中，有可能取得效率和環境上的雙重紅利。

第三，進一步強化和優化環境規制政策。 在我國目前以指令性的環境政策為主的背景下，進一步提高環境稅稅率，實施以市場激勵為手段的環境政策，不僅有助于企業將污染排放的負外部性成本內化為自身的成本，從而減少污染排放，而且通過相應的配置政策將有助于企業采取更清潔的生產技術，提高資源的使用效率。

第四，以創新和綠色驅動經濟高質量發展。 實證表明環境庫茲涅茨假說現實存在，由此意味著現實中即使在短期內存在經濟增長和環境友好間的兩難抉擇，但持續促進經濟發展是最終解決環境問題的必然之路。 由此，注重創新驅動和綠色技術的應用來推動經濟高質量發展是今后我國必須堅持的基本理念。

第五，實施更有針對性的環境稅政策。近年來尤其是2018 年環境保護稅的實施，環境稅改革在我國環境政策中得到重視。 但正如本文研究表明，企業所有制結構對于具有不同外溢性的污染物排放的影響不同。 各類企業的環境污染效應都有賴于嚴格的環境規制，但同樣環境規制強度下，不同所有制企業減排效果也有差異。 因此對于我國環境稅的進一步改革而言，在具體實施過程中有必要考慮企業所有制結構的特征和污染物外溢性的強弱，對于不同所有制結構以及不同外溢性的污染物而言，環境稅的實施應更具有針對性。