何 硯 陸文香

(1.北京市社會(huì)科學(xué)院 經(jīng)濟(jì)所，北京 100101； 2.清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)評述

改革開放40年來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，但是伴隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速增長，環(huán)境污染問題也日益嚴(yán)峻?！吨袊h(huán)境狀況公報(bào)》顯示，2016年全國有254個(gè)地級市的空氣環(huán)境質(zhì)量不達(dá)標(biāo)，占全國所有城市的比重高達(dá)75%。與此同時(shí)，中國政府也高度重視環(huán)境污染問題的治理。中共十九大報(bào)告明確強(qiáng)調(diào)“建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計(jì)，必須樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念“。同時(shí)，中國政府出臺(tái)了一系列的環(huán)境管制政策，陸續(xù)制定和修訂環(huán)境立法法案。因而，評估環(huán)境管制(或環(huán)境立法)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有助于制定更加有效的環(huán)境立法條例，從而改善環(huán)境質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

在研究環(huán)境管制影響方面的文獻(xiàn)中，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要探討環(huán)境管制政策對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)率(王兵 等,2008;李樹 等,2013;Albrizio et al.,2017;盛丹 等,2019)、創(chuàng)新(Jaffe et al.,1997;Hamamoto,2006;Zhao et al.,2016;涂紅星 等,2014;Ramanathan et al.,2017)、對外投資(Hanna,2010;Chung,2014；Millimet et al.,2016;Cai et al.,2016)等方面的影響。

當(dāng)然也有一些學(xué)者探討環(huán)境管制對中國行業(yè)(或企業(yè))出口的影響。例如，Hering et al.(2014)基于1997—2003年城市-行業(yè)面板數(shù)據(jù)考察了兩控區(qū)政策對出口的影響，研究結(jié)果表明，嚴(yán)格的環(huán)境管制總體上抑制了城市行業(yè)的出口貿(mào)易，并且該效應(yīng)對污染型行業(yè)影響更大；任力等(2015)使用中國出口貿(mào)易行業(yè)層面樣本數(shù)據(jù)研究國外環(huán)境規(guī)制對中國出口貿(mào)易的影響發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)國家的環(huán)境規(guī)制對中國出口產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而發(fā)展中國家的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對中國出口沒有明顯的影響。與上述文獻(xiàn)研究結(jié)論不同的是，王杰等(2016)通過構(gòu)造環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對中國企業(yè)出口的影響發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制顯著促進(jìn)了企業(yè)出口，而命令控制型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口的促進(jìn)作用要大于市場化環(huán)境規(guī)制。杜威劍等(2017)專門考察環(huán)境管制對企業(yè)出口范圍和分布影響的研究表明，環(huán)境管制傾向于縮小污染密集型企業(yè)出口產(chǎn)品范圍，增加其核心產(chǎn)品的出口集中度。此外，近年來環(huán)境管制與企業(yè)出口質(zhì)量的關(guān)系也得到了關(guān)注，但是所得的結(jié)論存在較大的差異。盛丹等(2017)發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制顯著提升了企業(yè)出口質(zhì)量；而韓超等(2018)則認(rèn)為，環(huán)境管制在總體上抑制了產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

綜上，盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)就環(huán)境管制與企業(yè)出口的關(guān)系進(jìn)行了一定的研究，但本文至少在如下三個(gè)方面有所貢獻(xiàn)：一是將企業(yè)出口規(guī)模、出口決策與出口質(zhì)量升級納入同一個(gè)框架，以此來系統(tǒng)評估環(huán)境管制對企業(yè)出口行為的影響效應(yīng)；二是在評估環(huán)境管制的出口效應(yīng)時(shí)考慮到企業(yè)融資約束的異質(zhì)性；三是現(xiàn)有大部分文獻(xiàn)主要基于行業(yè)或地區(qū)層面的宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，難以克服環(huán)境管制的內(nèi)生性問題，也沒能探討環(huán)境管制影響企業(yè)出口的作用機(jī)制，本文則使用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，彌補(bǔ)了這方面文獻(xiàn)研究不足。綜上，本文利用1998—2007年中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，以地方環(huán)境立法政策的實(shí)施進(jìn)行準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用倍差法和事件分析法系統(tǒng)全面評估環(huán)境管制對中國制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響，以深入剖析企業(yè)融資約束在其中的作用。

二、理論機(jī)制分析

一般而言，環(huán)境管制主要通過“成本效應(yīng)”與“技術(shù)效應(yīng)”兩個(gè)方面影響企業(yè)出口行為。

(1)成本效應(yīng)。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的環(huán)境管制程度加強(qiáng)之后，企業(yè)需要增加更多的與環(huán)境保護(hù)有關(guān)的投資，以此來符合嚴(yán)苛的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)要求(彭冬冬 等，2016)。企業(yè)可能需要通過購買減排技術(shù)設(shè)備方式以實(shí)現(xiàn)清潔生產(chǎn)，并按照排污量的多少向環(huán)保部門繳納相應(yīng)的排污費(fèi)用。這些應(yīng)對嚴(yán)格環(huán)境管制方面的費(fèi)用無疑會(huì)對企業(yè)的生產(chǎn)性投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，提高了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本，不利于企業(yè)再生產(chǎn)和擴(kuò)大再生產(chǎn)，進(jìn)而對出口產(chǎn)生負(fù)面影響(Cole et al.,2005)。

(2)技術(shù)效應(yīng)。在面臨嚴(yán)格的環(huán)境管制以及由此引致的環(huán)境成本壓力時(shí)，企業(yè)可能會(huì)自主地進(jìn)行技術(shù)革新，通過技術(shù)革新來提高能源利用效率，以此減少單位產(chǎn)出的污染排放量，并最終實(shí)現(xiàn)降污增效的雙贏效果(祁毓 等,2016;李蕾蕾 等,2018)；嚴(yán)格的環(huán)境管制能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行更多的研發(fā)創(chuàng)新，這可以抵消環(huán)境規(guī)制的遵循成本，并通過獲得“創(chuàng)新補(bǔ)償”實(shí)現(xiàn)國際競爭力的提升(Porter et al.,1995)；通常情況下，研發(fā)創(chuàng)新投入的增加也會(huì)進(jìn)一步提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，因而，嚴(yán)格的環(huán)境管制有利于提升企業(yè)生產(chǎn)率(王兵 等,2008;李樹 等,2013)。綜上，環(huán)境管制通過“技術(shù)效應(yīng)”對企業(yè)出口產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)(Melitz,2003)。

通過以上分析可以看到：一方面，環(huán)境管制通過“成本效應(yīng)”對企業(yè)出口產(chǎn)生抑制作用；另一方面，環(huán)境規(guī)制通過“技術(shù)效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率，以此促進(jìn)企業(yè)出口。因此，環(huán)境管制對企業(yè)出口的凈影響取決于“成本效應(yīng)”與“技術(shù)效應(yīng)”的相對大小。此外，根據(jù)世界銀行投資環(huán)境調(diào)查報(bào)告，中國的企業(yè)融資約束程度在80個(gè)樣本國(地區(qū))中排序第一(Claessens et al.,2006;孫靈燕 等，2011)，中國企業(yè)存在嚴(yán)重的融資約束問題。有鑒于此，我們有必要進(jìn)一步分析環(huán)境管制對不同融資約束程度企業(yè)出口的影響是否存在差異性。實(shí)際上，環(huán)境管制的“技術(shù)效應(yīng)”與企業(yè)融資約束密切相關(guān)，在地方環(huán)境立法政策實(shí)施之后，只有那些融資約束程度較低的企業(yè)才有可能通過研發(fā)創(chuàng)新或購買已有先進(jìn)技術(shù)的方式進(jìn)行工藝流程的優(yōu)化升級，以此滿足環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)的新要求(孫學(xué)敏 等,2014)。在這個(gè)過程中，低融資約束企業(yè)在地方環(huán)境立法后技術(shù)水平和生產(chǎn)效率獲得較大程度的提升，甚至超過“成本效應(yīng)”帶來的負(fù)面效應(yīng)，從而對企業(yè)出口產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，環(huán)境管制更傾向于對低融資約束企業(yè)的出口活動(dòng)帶來積極的影響。據(jù)此，與高融資約束企業(yè)相比，環(huán)境管制更有可能促進(jìn)低融資約束企業(yè)的出口。為了表述的更加清晰，圖1給出了相關(guān)理論機(jī)制作用圖。

圖1理論機(jī)制

三、計(jì)量模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型與方法

為了準(zhǔn)確考察環(huán)境管制對企業(yè)出口的因果效應(yīng)，本文將以地方環(huán)境立法政策的實(shí)施進(jìn)行準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，并采用倍差法進(jìn)行實(shí)證分析。環(huán)境立法政策實(shí)施在很大程度上提高了地方的環(huán)境管制水平，然而不同行業(yè)的污染密集度存在顯著差異，進(jìn)而對環(huán)境管制的提升程度也并不相同。具體而言，污染密集度高的行業(yè)在環(huán)境立法政策實(shí)施后面臨的環(huán)境管制強(qiáng)度較大，而污染密集度低的行業(yè)面臨的環(huán)境管制強(qiáng)度則相對較小。據(jù)此，我們可構(gòu)建如下基準(zhǔn)倍差法模型，以此來識(shí)別環(huán)境管制對企業(yè)出口的影響：

EXPfirt=α0+α1×Polluinteni×Aftert+ λ×Xfirt+φf+φt+εfirt

(1)

本文另一個(gè)需要考察的問題是，環(huán)境管制對不同融資約束企業(yè)出口行為的影響是否存在差異性。為了對此進(jìn)行檢驗(yàn)，需要構(gòu)造企業(yè)融資約束水平(FC)，與孫靈燕等(2011)的做法類似，本文使用企業(yè)利息支出除以固定資產(chǎn)所得的比值來度量，若該比值越小，則意味著企業(yè)面臨的融資約束程度越大，反之則表明企業(yè)面臨的融資約束程度越小。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步測算企業(yè)相對融資約束指標(biāo)(RelFC)，具體采用企業(yè)融資約束水平與其所在地區(qū)-行業(yè)平均融資約束水平的比值來衡量。然后，將RelFC與Polluinten、After形成交叉項(xiàng)，并將它們加入到基準(zhǔn)倍差法模型中，得到如下拓展回歸模型：

EXPfirt=α0+α1×Polluinteni×Aftert+α2×Polluinteni×Aftert×RelFCft+α3×Polluinteni×RelFCft+

α4×Aftert×RelFCft+α5×RelFCft+ λ×Xfirt+φf+φt+εfirt

(2)

在式(2)中，三重交叉項(xiàng)Polluinteni×Aftert×RelFCft的估計(jì)系數(shù)為α2，這反映了環(huán)境管制對不同融資約束企業(yè)出口的差異性影響，如果α2大于0且顯著，則表明對于融資約束較小的企業(yè)，環(huán)境管制對其出口的促進(jìn)作用就越大。

(二)樣本數(shù)據(jù)

本文主要使用了1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)(5)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)調(diào)查的對象是全部國有工業(yè)企業(yè)以及“規(guī)模以上”非國有企業(yè)。，并借鑒Brandt et al.(2012)的方法對不同年份的企業(yè)樣本進(jìn)行匹配，進(jìn)而構(gòu)建得到非平衡企業(yè)面板數(shù)據(jù)。本文的研究對象是中國制造業(yè)企業(yè)，對應(yīng)的二位數(shù)行業(yè)代碼為13～42。同時(shí)，剔除從業(yè)人員數(shù)小于8人的企業(yè)樣本，將2003年前后的中國工業(yè)行業(yè)分類進(jìn)行了調(diào)整統(tǒng)一。最后，參照Feenstra et al.(2014)的做法，對樣本數(shù)據(jù)特別是異常樣本做了進(jìn)一步篩選處理。

除此之外，研究過程中還使用了其他數(shù)據(jù)。例如，根據(jù)各個(gè)地區(qū)歷年《環(huán)境污染防治條例》、《環(huán)境保護(hù)條例》等政策性立法文件來識(shí)別地方環(huán)境立法情況(包括是否實(shí)施環(huán)境立法以及具體實(shí)施的時(shí)間)；各個(gè)行業(yè)的“三廢”利用產(chǎn)值、污染物排放量數(shù)據(jù)來自歷年《中國環(huán)境年鑒》；HS6位碼產(chǎn)品的進(jìn)口關(guān)稅稅率數(shù)據(jù)來自WTO的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本估計(jì)結(jié)果

表1報(bào)告了環(huán)境管制影響企業(yè)出口行為的基本回歸結(jié)果。本文首先考察環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模的影響效應(yīng)。表1列(1)只控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，回歸結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)顯著為正。這表明，在環(huán)境立法政策實(shí)施后，高污染行業(yè)的企業(yè)出口規(guī)模相比于低污染行業(yè)出現(xiàn)更大幅度的提升，即環(huán)境管制顯著擴(kuò)大了企業(yè)出口規(guī)模。列(2)進(jìn)一步控制了企業(yè)層面的影響因素，而核心變量Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，再次表明環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大具有顯著的促進(jìn)作用。如前所述，企業(yè)出口行為還可能會(huì)受到中國加入WTO引致的貿(mào)易自由化的影響，為了穩(wěn)健起見，表1列(3)利用加入行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的辦法對此進(jìn)行控制?；貧w結(jié)果顯示，變量Tariff的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明進(jìn)口關(guān)稅減免或貿(mào)易自由化對企業(yè)進(jìn)口規(guī)模具有顯著的促進(jìn)作用，這與田巍等(2013)的研究發(fā)現(xiàn)是一致的。重要的是，在控制了貿(mào)易自由化的作用之后，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)仍然在5%水平上顯著為正，即環(huán)境管制顯著促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大。表1列(4)在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制了國有企業(yè)改革與外資放松管制這兩項(xiàng)政策改革的影響效應(yīng)后，變量Soesreform的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而變量FDIrelax的估計(jì)系數(shù)未能通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明國有企業(yè)改革激勵(lì)了企業(yè)開展出口貿(mào)易活動(dòng)，而外資放松管制政策對企業(yè)出口的影響并不明顯。更為重要的是，在控制了這兩項(xiàng)政策變動(dòng)之后，核心解釋變量Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，再次表明環(huán)境管制顯著促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大。

表1 基本回歸結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)為企業(yè)層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下對應(yīng)的t值；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

以上主要是從集約邊際的角度考察環(huán)境管制與企業(yè)出口的關(guān)系，與此相關(guān)的一個(gè)問題是，環(huán)境管制是否也會(huì)影響企業(yè)出口決策呢？對此進(jìn)行研究，這可視為從擴(kuò)展邊際的視角揭示環(huán)境管制與企業(yè)出口的關(guān)系的一種努力。表1列(5)報(bào)告了以企業(yè)出口虛擬變量(EXPDum)為被解釋變量的回歸結(jié)果。從中可以看到，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明在控制了其他影響因素之后，環(huán)境管制也顯著提高了企業(yè)出口的概率。通過上述研究結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制不僅顯著擴(kuò)大了企業(yè)出口規(guī)模，還明顯提高了企業(yè)出口概率。換言之，環(huán)境管制從集約邊際和擴(kuò)展邊際兩個(gè)維度顯著促進(jìn)了企業(yè)出口。

圖2企業(yè)融資約束的異質(zhì)性效應(yīng)：出口規(guī)模

(二)融資約束的異質(zhì)性影響

表2列(1)報(bào)告了環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模的異質(zhì)性影響的回歸結(jié)果。從中可以看到，三重交叉項(xiàng)Polluinten×After×RelFC的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)相對融資約束程度越小，環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大的促進(jìn)作用就越大；另外我們也注意到，在控制了企業(yè)融資約束因素之后，表2列(1)中交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)為正，但并不顯著，這意味著，對于融資約束程度較高的企業(yè)而言，環(huán)境管制對其出口規(guī)模沒有產(chǎn)生明顯的影響。出于表述清楚起見，我們基于表2列(1)的回歸結(jié)果模擬了環(huán)境管制對不同融資約束企業(yè)出口規(guī)模的邊際效應(yīng)(見圖2)。從圖2中可以直觀地看出，當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束程度較高時(shí)(即越靠近縱軸)，環(huán)境管制的邊際效應(yīng)線幾乎趨近于水平軸，這說明環(huán)境管制對這部分企業(yè)出口規(guī)模幾乎沒有明顯的影響；不過隨著企業(yè)融資約束程度的降低(即越遠(yuǎn)離縱軸)，環(huán)境管制的邊際效應(yīng)線向右上方傾斜，且傾斜幅度越來越大，這表明環(huán)境管制顯著擴(kuò)大了低融資約束企業(yè)的出口規(guī)模，并且這一促進(jìn)效應(yīng)隨著企業(yè)融資約束程度下降而不斷增強(qiáng)。

在表2列(2)中，我們進(jìn)一步檢驗(yàn)了環(huán)境管制對企業(yè)出口決策的異質(zhì)性影響?；貧w結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，而三重交叉項(xiàng)Polluinten×After×RelFC的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)的出口決策沒有明顯的影響，但是隨著企業(yè)融資約束程度的降低，環(huán)境管制傾向于提高企業(yè)的出口概率。為了表述直觀起見，圖3描述了環(huán)境管制對不同融資約束企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)。

圖3企業(yè)融資約束的異質(zhì)性效應(yīng)：出口決策

由圖3可以看出，當(dāng)企業(yè)的相對融資約束程度較高時(shí)，環(huán)境管制的邊際效應(yīng)線與水平軸十分接近，這表明環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)出口概率的影響并不明顯；然而隨著企業(yè)相對融資約束程度的降低，環(huán)境管制的邊際效應(yīng)不斷變大(體現(xiàn)為邊際效應(yīng)線向右上方傾斜，且傾斜幅度變大)，這表明環(huán)境管制對企業(yè)出口概率的提升作用隨著企業(yè)融資約束程度降低而不斷提高。以上檢驗(yàn)結(jié)果說明，環(huán)境管制對企業(yè)出口的影響效應(yīng)確實(shí)與企業(yè)自身融資約束程度有關(guān)，且存在顯著的異質(zhì)性，即隨著融資約束程度的降低，環(huán)境管制對企業(yè)出口的促進(jìn)作用逐步增強(qiáng)。其實(shí)對這一結(jié)果并不難理解，如前所述，環(huán)境管制主要通過“成本效應(yīng)”與“技術(shù)效應(yīng)”兩個(gè)維度影響企業(yè)出口行為，其中“成本效應(yīng)”對于不同融資約束的企業(yè)不會(huì)存有很大的差異，即企業(yè)的環(huán)境成本會(huì)隨著地方環(huán)境立法政策的實(shí)施而增加，這會(huì)對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營性投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，進(jìn)而對企業(yè)出口產(chǎn)生負(fù)面影響；與此不同的是，環(huán)境管制的“技術(shù)效應(yīng)”則與企業(yè)融資約束密切相關(guān)，這是因?yàn)榈胤江h(huán)境立法政策實(shí)施之后，只有融資約束程度較低的企業(yè)才有可能通過研發(fā)創(chuàng)新或購買已有先進(jìn)技術(shù)的方式進(jìn)行工藝流程的優(yōu)化升級，以此滿足環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)的新要求(孫學(xué)敏 等，2014)。在這個(gè)過程中，低融資約束企業(yè)在地方環(huán)境立法后技術(shù)和生產(chǎn)效率得到較高程度提升，甚至超過“成本效應(yīng)”帶來的負(fù)面效應(yīng)，從而對企業(yè)出口產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。

表2 企業(yè)融資約束的異質(zhì)性影響

注:括號(hào)內(nèi)為企業(yè)層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下對應(yīng)的t值；*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

(三)倍差法設(shè)定的有效性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

我們進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)的基本思路是構(gòu)造虛假的立法時(shí)間。具體的，我們先構(gòu)造環(huán)境立法政策實(shí)施前一年的時(shí)間變量(1ybefdum)，然后將它與處理組變量Polluinten形成交叉項(xiàng)，并引入基準(zhǔn)倍差法模型(1)進(jìn)行估計(jì)。從表3列(1)和表4列(1)可以看到，交叉項(xiàng)Polluinten×1ybefdum的估計(jì)系數(shù)為正，但均不顯著。為了穩(wěn)健起見，我們還構(gòu)造環(huán)境立法政策實(shí)施前兩年的時(shí)間變量(2ybefdum)，然后將Polluinten×2ybefdum進(jìn)一步引入上述回歸模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表3列(2)和表4列(2)所示。交叉項(xiàng)Polluinten×2ybefdum在兩列回歸結(jié)果中均沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)。這再次表明，除了真正的立法年份之外，其他“虛假”的立法時(shí)間均不會(huì)對企業(yè)出口(包括出口規(guī)模和出口決策)產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用，這便印證了前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

2.平行趨勢檢驗(yàn)

倍差法估計(jì)結(jié)果的可靠性另一個(gè)重要的假設(shè)前提是滿足平行趨勢假設(shè)，即在政策沖擊發(fā)生之前(在本文中為實(shí)施環(huán)境立法政策)，處理組與對照組的結(jié)果變量(即出口)應(yīng)該具有相似的變化趨勢。對此，我們采用事件分析法的思路來檢驗(yàn)平行趨勢假設(shè)是否成立，為此設(shè)定如下回歸模型：

(3)

其中，j表示環(huán)境立法政策實(shí)施的時(shí)期，若是負(fù)數(shù)，表示環(huán)境立法政策實(shí)施之前的時(shí)期，若為正數(shù)則表示環(huán)境立法政策實(shí)施之后的時(shí)期；1[

Year=j

}表示環(huán)境立法政策實(shí)施第j年的虛擬變量；交叉項(xiàng)的估計(jì)參數(shù)αj是我們最為關(guān)注的，它刻畫了環(huán)境管制對企業(yè)出口的年度效應(yīng)，具體而言，如果在立法政策實(shí)施前各交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)αj(j<0)不顯著，則表明處理組與對照組的結(jié)果變量在立法政策實(shí)施前具有相似的變化趨勢，滿足平行趨勢假設(shè)。

表3列(3)報(bào)告了對式(3)(以企業(yè)出口規(guī)模為因變量)的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，在立法政策實(shí)施之前，各個(gè)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均為正，但都沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這意味著處理組與對照組企業(yè)的出口規(guī)模在地方環(huán)境立法政策實(shí)施之前并沒有明顯的差異，即滿足平行趨勢假設(shè)。在立法政策實(shí)施的當(dāng)年及其之后的時(shí)期，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，并且隨著時(shí)間推移，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)值有所增大。這表明，在環(huán)境立法政策實(shí)施之后，環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模的促進(jìn)作用隨時(shí)間推移逐步增強(qiáng)。為了表述直觀起見，我們將表3列(3)的回歸結(jié)果繪制在圖4中，圖4實(shí)線部分表示環(huán)境管制的邊際效應(yīng)，虛線部分為95%置信區(qū)間。

圖4環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模的動(dòng)態(tài)影響

圖5環(huán)境管制對企業(yè)出口決策的動(dòng)態(tài)影響

從圖4中可以清晰地看到，在地方環(huán)境立法政策實(shí)施之前，邊際效應(yīng)線較為平坦，但是從環(huán)境立法政策實(shí)施的當(dāng)年起，邊際效應(yīng)線開始向右上方傾斜，且傾斜幅度隨時(shí)間推移不斷變大。顯然，上述檢驗(yàn)較好地支持了環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模影響的倍差法估計(jì)結(jié)果，是滿足平行趨勢假設(shè)的。表4列(3)報(bào)告了以企業(yè)出口決策為因變量的事件分析法估計(jì)結(jié)果。同樣為了表述直觀起見，圖5繪制了環(huán)境管制的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)。從圖5中可以清楚地看出，在立法政策實(shí)施之前，邊際效應(yīng)線較為平坦(在表4列(3)中表現(xiàn)為各個(gè)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著)，這表明，在環(huán)境管制對企業(yè)出口決策影響的倍差法估計(jì)中，平行趨勢假設(shè)是成立的；此外，我們還注意到，在立法政策實(shí)施的當(dāng)年及其之后的時(shí)期，邊際效應(yīng)線向右上方傾斜的幅度趨于增大，這意味著環(huán)境管制對企業(yè)出口概率的提升作用隨時(shí)間推移也在逐步增大。

3.改變倍差法模型的其他設(shè)定

在前文的基本倍差法估計(jì)中，我們均是采用行業(yè)污染密集度(Polluinteni)這一連續(xù)變量作為處理組，因此在本質(zhì)上是屬于連續(xù)處理組的倍差法模型。為了穩(wěn)健起見，接下來采用兩種方法來改變倍差法模型的設(shè)定方式，以重新進(jìn)行估計(jì)。

我們采取的第一種方法是構(gòu)造離散處理組倍差法模型。首先，我們根據(jù)行業(yè)污染密集度的中位數(shù)(Polluintenm)構(gòu)造高污染行業(yè)虛擬變量(Treati)，如果行業(yè)i的污染密集度大于或等于Polluintenm，則Treati取值為1，否則取值為0；其次，我們用Treati替換式(2)中的Polluinteni進(jìn)行回歸。表3列(4)和表4列(4)報(bào)告了基于離散倍差法模型的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)估計(jì)結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，三重交叉項(xiàng)Treat×After×RelFC的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，而交叉項(xiàng)Treat×After的估計(jì)系數(shù)并不顯著，環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)的出口沒有明顯的影響，但是隨著企業(yè)融資約束程度的降低，環(huán)境管制傾向于提高企業(yè)的出口概率和促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大，這與前文的估計(jì)結(jié)果是一致的。

我們采取的第二種方法是更換處理組與對照組的設(shè)置。具體而言，我們構(gòu)造一個(gè)新的處理組虛擬變量(Lifadumr)，如果地區(qū)r實(shí)施了環(huán)境立法政策，則Lifadumr取值為1，否則取值為0。接下來，我們用Lifadumr替換式(2)中的Polluinteni進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表3列(5)和表4列(5)所示。交叉項(xiàng)Lifadum×After的估計(jì)系數(shù)并不顯著，而三重交叉項(xiàng)Lifadum×After×RelFC的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，這再次表明環(huán)境管制對企業(yè)出口的促進(jìn)效應(yīng)隨著企業(yè)融資約束程度的降低而增強(qiáng)。

4.控制地區(qū)層面影響因素

考慮到除了地區(qū)環(huán)境立法之外，市場分割、開發(fā)區(qū)設(shè)立、市場化進(jìn)程等其他地區(qū)因素也可能會(huì)影響企業(yè)出口行為(張杰 等,2010;沈鴻 等,2017;王聰 等,2018)，接下來在基準(zhǔn)倍差法模型中加入“地區(qū)×?xí)r間”交叉項(xiàng)固定效應(yīng)來對地區(qū)層面的影響因素加以控制。表3列(6)和表4列(6)分別報(bào)告了以企業(yè)出口規(guī)模和企業(yè)出口決策為因變量的回歸結(jié)果。從結(jié)果中可以看到，在控制了所有地區(qū)層面隨時(shí)間變化的影響因素之后，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，而三重交叉項(xiàng)Polluinten×After×RelFC的估計(jì)系數(shù)顯著為正，再次表明“環(huán)境管制對企業(yè)出口的促進(jìn)效應(yīng)隨著企業(yè)融資約束程度的降低而增強(qiáng)”這一核心結(jié)論具有很好的穩(wěn)健性。

5.處理樣本選擇偏差

為了處理潛在的樣本選擇偏差問題，接下來采用Heckman(1979)兩步法進(jìn)一步估計(jì)環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模的影響。其基本步驟是：先采用Probit方法估計(jì)企業(yè)出口決策方程，在此基礎(chǔ)上構(gòu)造逆米爾斯比率指標(biāo)(記為Mills)；然后將上一步構(gòu)造所得的逆米爾斯比率(Mills)加入到企業(yè)出口規(guī)模的影響因素模型中進(jìn)行估計(jì)。Heckman兩步法第二階段的回歸結(jié)果報(bào)告在表3列(7)。從回歸結(jié)果中可以看出，逆米爾斯比率(Mills)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，這意味著本文的回歸樣本并不存在嚴(yán)重的樣本選擇偏差問題。此外我們還注意到，表3列(7)中核心變量Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)大小、顯著性水平與基本回歸結(jié)果(表2第(1)列)較為接近，這再次表明環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模的促進(jìn)效應(yīng)隨著企業(yè)融資約束程度的降低而增強(qiáng)。

表3 倍差法模型設(shè)定有效性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：出口規(guī)模

(續(xù)表3)

(1)EXPScale(2)EXPScale(3)EXPScale(4)EXPScale(5)EXPScale(6)EXPScale(7)Heckman兩步法Polluinten×Year(+2)0.4336???(3.052)Polluinten×Year(+3)0.5149???(3.134)Polluinten×Year(+4)0.6535???(3.479)Treat×After0.0211(0.721)Treat×After×RelFC0.0337??(2.220)Treat×RelFC0.0569???(4.424)After×RelFC0.0582???(5.485)0.0126???(3.690)0.0535???(5.403)0.0454???(4.716)Lifadum×After-0.0301(-1.136)Lifadum×After×RelFC0.0947???(10.988)Lifadum×RelFC-0.0490???(-7.689)Polluinten×After×RelFC0.2467???(4.810)0.2074???(3.881)Polluinten×RelFC0.1042?(1.737)0.0761(1.266)RelFC0.0343???(3.672)0.0217??(2.272)0.0139?(1.686)0.0213??(2.354)Firmsize0.7081???(78.550)0.7081???(78.550)0.7081???(78.548)0.7160???(78.433)0.8014???(151.062)0.7170???(78.193)0.7137???(77.788)Firmage0.0100???(11.578)0.0100???(11.575)0.0100???(11.598)0.0098???(11.259)0.0081???(15.380)0.0100???(11.440)0.0096???(11.066)Firmklr-0.3536???(-51.692)-0.3536???(-51.692)-0.3538???(-51.708)-0.3669???(-51.597)-0.3953???(-92.290)-0.3688???(-51.851)-0.3656???(-51.218)Firmwage0.0008(1.377)0.0008(1.377)0.0008(1.377)0.0008(1.370)0.0002(1.247)0.0007(1.315)0.0008(1.376)Govsub0.6360???(25.731)0.6359???(25.728)0.6364???(25.748)0.6376???(25.627)0.6835???(51.751)0.6538???(26.431)0.6372???(25.593)Soesdum-0.5353???(-19.845)-0.5353???(-19.845)-0.5354???(-19.845)-0.5346???(-19.590)-0.5546???(-33.128)-0.4880???(-17.658)-0.5351???(-19.598)Foreidum2.9264???(90.237)2.9264???(90.236)2.9267???(90.248)2.9297???(89.953)3.0464???(177.847)2.7710???(84.756)2.9326???(90.046)Tariff-0.0199???(-6.278)-0.0197???(-6.225)-0.0196???(-6.149)-0.0200???(-6.324)-0.0183???(-9.698)-0.0111???(-3.885)-0.0194???(-6.089)Soesreform0.3607???(4.803)0.3616???(4.812)0.3594???(4.781)0.3772???(5.021)0.0467(1.062)0.7224???(9.792)0.3501???(4.629)FDIrelax0.0041(0.577)0.0040(0.567)0.0060(0.854)-0.0007(-0.102)-0.0062(-1.421)0.0040(0.563)0.0033(0.464)Mills-0.0042(-1.315)常數(shù)項(xiàng)-4.2936???(-42.551)-4.2906???(-42.470)-4.2954???(-42.474)-4.2975???(-42.360)-4.8208???(-80.533)-3.9352???(-40.500)-4.2761???(-41.733)企業(yè)固定效應(yīng)是是是是是是是時(shí)間固定效應(yīng)是是是是是是地區(qū)×?xí)r間固定效應(yīng)是觀測值5309405309405309405309401738021530940117213R20.8560.8560.8560.8570.8540.8580.335

表4 倍差法模型設(shè)定有效性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：出口決策

(續(xù)表4)

(1)EXPDum(2)EXPDum(3)EXPDum(4)EXPDum(5)EXPDum(6)EXPDumSoesdum-0.0559???(-19.254)-0.0559???(-19.256)-0.0559???(-19.254)-0.0558???(-18.984)-0.0598???(-33.201)-0.0510???(-17.131)Foreidum0.3020???(92.570)0.3020???(92.567)0.3021???(92.578)0.3024???(92.260)0.3097???(179.655)0.2852???(86.680)Tariff-0.0020???(-5.944)-0.0020???(-5.861)-0.0020???(-5.804)-0.0021???(-6.296)-0.0019???(-9.561)-0.0013???(-4.432)Soesreform0.0599???(7.405)0.0601???(7.421)0.0599???(7.390)0.0597???(7.355)0.0287???(6.042)0.0879???(11.091)FDIrelax0.0002(0.228)0.0002(0.210)0.0003(0.452)-0.0002(-0.198)-0.0010??(-2.069)0.0000(0.006)常數(shù)項(xiàng)-0.3232???(-32.419)-0.3227???(-32.311)-0.3232???(-32.322)-0.3267???(-32.613)-0.3336???(-55.894)-0.2930???(-30.787)企業(yè)固定效應(yīng)是是是是是是時(shí)間固定效應(yīng)是是是是是地區(qū)×?xí)r間固定效應(yīng)是觀測值5309405309405309405309401738021530940R20.8320.8320.8320.8330.8260.833

(四)影響機(jī)制檢驗(yàn)

通過前文研究，我們得到的一個(gè)主要發(fā)現(xiàn)是，環(huán)境管制顯著促進(jìn)了企業(yè)出口。與此相關(guān)的一個(gè)重要問題是，環(huán)境管制通過什么渠道影響了企業(yè)出口？為研究這一問題，可以對潛在的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，以深入地揭示環(huán)境管制與企業(yè)出口的內(nèi)在聯(lián)系。

如同前文所指出的那樣，環(huán)境管制主要通過“成本效應(yīng)”與“技術(shù)效應(yīng)”影響企業(yè)出口。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫沒有直接統(tǒng)計(jì)企業(yè)環(huán)境成本或生產(chǎn)成本方面的數(shù)據(jù)，導(dǎo)致我們無法就“成本效應(yīng)”這一機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。在這一部分，我們主要檢驗(yàn)環(huán)境管制是如何通過“技術(shù)效應(yīng)”這一機(jī)制影響企業(yè)出口的(6)限于篇幅，本文只報(bào)告了以企業(yè)出口規(guī)模為對象的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，不過我們也以企業(yè)出口決策為對象進(jìn)行了影響機(jī)制檢驗(yàn)，得到的結(jié)論基本類似。。具體而言，我們將從企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)效率兩個(gè)方面展開研究。表5列(1)報(bào)告了環(huán)境管制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果，這里企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新(Innovation)采用“1+企業(yè)研發(fā)費(fèi)用”的對數(shù)值來衡量。從表5列(1)可以看到，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，表明環(huán)境管制顯著促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。表5列(2)進(jìn)一步檢驗(yàn)了環(huán)境管制是否通過研發(fā)創(chuàng)新這一渠道影響了企業(yè)出口規(guī)模。我們采取的做法是，將研發(fā)創(chuàng)新(Innovation)與Polluinten、After形成三重交叉項(xiàng)以及兩兩交叉項(xiàng)，并將它們加入到基準(zhǔn)倍差法模型進(jìn)行估計(jì)。回歸結(jié)果顯示，三重交叉項(xiàng)Polluinten×After×Innovation的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明環(huán)境管制通過研發(fā)創(chuàng)新這一渠道顯著促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大；另外還發(fā)現(xiàn)，表5列(2)中交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)為正但不顯著，這就進(jìn)一步表明研發(fā)創(chuàng)新是環(huán)境管制促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大的重要渠道。

考慮到環(huán)境管制會(huì)激勵(lì)企業(yè)發(fā)展新的生產(chǎn)技術(shù)和組織方式，能夠提升企業(yè)的生產(chǎn)率(李樹 等,2013)，而生產(chǎn)率的提高對出口具有積極的影響(Melitz,2003)。據(jù)此，接下來檢驗(yàn)企業(yè)生產(chǎn)率是否為環(huán)境管制促進(jìn)企業(yè)出口的渠道。為了避免選擇性偏差與同步偏差問題，與李淑云等(2018)類似，本文采用Olley et al.(1996)的半?yún)?shù)方法測算企業(yè)生產(chǎn)率(TFP)。從表5列(3)可以看到，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明環(huán)境管制顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率，這與李樹等(2013)的研究發(fā)現(xiàn)是類似的。與上文類似，表5列(4)加入TFP與Polluinten、After的三重交叉項(xiàng)以及兩兩交叉項(xiàng)。回歸結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)未能通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，而三重交叉項(xiàng)Polluinten×After×TFP的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明生產(chǎn)率提升是環(huán)境管制促進(jìn)企業(yè)出口的另一個(gè)重要渠道。

表5 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

本文研究的另一個(gè)重要發(fā)現(xiàn)是，環(huán)境管制對企業(yè)出口的促進(jìn)作用隨著企業(yè)融資約束程度的降低而增強(qiáng)。接下來我們進(jìn)一步探討這一結(jié)果背后可能的影響機(jī)理，如前所述，在環(huán)境立法政策實(shí)施之后，為了滿足更高的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)要求，本地區(qū)的企業(yè)需要購買已有先進(jìn)技術(shù)或研發(fā)創(chuàng)新對工藝流程進(jìn)行優(yōu)化升級，但這需要大量的資金投入，因此只有融資約束較低的企業(yè)才有能力進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新或工藝流程升級活動(dòng)，故從理論上而言，環(huán)境管制會(huì)在很大程度上促進(jìn)低融資約束水平企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新開展和生產(chǎn)效率的提升。為了對此進(jìn)行檢驗(yàn)，我們以企業(yè)融資約束水平的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為高融資約束企業(yè)子樣本與低融資約束企業(yè)子樣本。表5列(5)和列(6)分別報(bào)告了環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)與低融資約束企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響。從結(jié)果中可以看到，表5列(5)中交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，而它在表5列(6)中為正，且在1%水平上顯著，這表明環(huán)境管制顯著促進(jìn)了低融資約束企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新開展，而對高融資約束企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新甚至起到了一定的抑制作用。進(jìn)一步地，表5列(7)和列(8)分別報(bào)告了環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)與低融資約束企業(yè)生產(chǎn)效率的影響。回歸結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)在表5列(7)中并不顯著，但在表5列(8)中則顯著為正，表明環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)的生產(chǎn)效率沒有明顯的影響，但是顯著促進(jìn)了低融資約束企業(yè)的生產(chǎn)效率提升。總體而言，上述檢驗(yàn)結(jié)果與我們的理論預(yù)期是相吻合的，較好地解釋了環(huán)境管制對企業(yè)出口的促進(jìn)作用隨著企業(yè)融資約束程度的降低而增強(qiáng)這一結(jié)論。

五、進(jìn)一步研究：環(huán)境管制與融資約束是否會(huì)影響企業(yè)出口質(zhì)量升級

令人感興趣的另一個(gè)問題是，環(huán)境管制與融資約束是否也會(huì)影響企業(yè)出口質(zhì)量？接下來將就此問題做進(jìn)一步研究，以系統(tǒng)全面地呈現(xiàn)環(huán)境管制、融資約束與企業(yè)出口行為的關(guān)系。我們先建立式(4)來考察環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量的影響。在研究過程中，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量的影響是否與企業(yè)融資約束有關(guān)，我們將企業(yè)相對融資約束(RelFC)與Polluinten、After形成交叉項(xiàng)，并將它們加入到式(4)中，進(jìn)而得到擴(kuò)展后的模型式(5)：

Qualityfirt=α0+α1×Polluinteni×Aftert+ λ×Xfirt+φf+φt+εfirt

(4)

Qualityfirt=α0+α1×Polluinteni×Aftert+α2×Polluinteni×Aftert×RelFCft+α3×Polluinteni×RelFCft+

α4×Aftert×RelFCft+α5×RelFCft+ λ×Xfirt+φf+φt+εfirt

(5)

其中，因變量Qualityfirt表示企業(yè)f在t期的出口質(zhì)量；與前文類似，式(4)中交叉項(xiàng)Polluinteni×Aftert的估計(jì)系數(shù)α1刻畫了環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量的因果效應(yīng)；在式(5)中，三重交叉項(xiàng)Polluinteni×Aftert×RelFCft的估計(jì)系數(shù)α2刻畫了環(huán)境管制對不同融資約束企業(yè)出口質(zhì)量的異質(zhì)性影響效應(yīng)。對于企業(yè)出口質(zhì)量，則借鑒Khandelwal et al.(2013)的方法來測算(7)限于篇幅，這里沒有給出產(chǎn)品質(zhì)量的測算過程。，其基本的思路是根據(jù)出口產(chǎn)品銷售量和產(chǎn)品價(jià)格的信息來估計(jì)產(chǎn)品質(zhì)量，qualfcht=εfcht/

表6列(1)報(bào)告了環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量影響的估計(jì)結(jié)果(即對應(yīng)于式(4))，作為比較的基礎(chǔ)，我們只控制企業(yè)固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明，在環(huán)境立法政策實(shí)施后，高污染行業(yè)的企業(yè)出口質(zhì)量相比于低污染行業(yè)出現(xiàn)更大幅度的提升，這意味著環(huán)境管制顯著促進(jìn)了企業(yè)出口質(zhì)量升級。為了結(jié)果穩(wěn)健起見，表6列(2)加入企業(yè)層面的控制變量，然而核心解釋變量Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)和顯著性水平并沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，再次表明環(huán)境管制有利于促進(jìn)企業(yè)出口質(zhì)量升級。表6列(3)在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了貿(mào)易自由化、國有企業(yè)改革以及外資放松管制等其他政策變動(dòng)的作用因素，在控制這些額外的政策因素之后，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)依然為正，且在5%水平上顯著，即表明環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量升級具有顯著的促進(jìn)作用。我們想進(jìn)一步探究的問題是，環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量的影響是否與企業(yè)自身的融資約束程度有關(guān)？為此，我們對式(5)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果報(bào)告在表6列(4)之中，三重交叉項(xiàng)Polluinten×After×RelFC的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)相對融資約束程度越小，環(huán)境管制對企業(yè)出口質(zhì)量升級的促進(jìn)作用就越大；有趣的是，在考慮了企業(yè)融資約束之后，交叉項(xiàng)Polluinten×After的估計(jì)系數(shù)大小比表6列(3)結(jié)果出現(xiàn)了較大幅度的降低，并且未能通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明對于融資約束程度較高的企業(yè)而言，環(huán)境管制對其出口質(zhì)量沒有明顯的影響?；诒?列(4)的回歸結(jié)果，我們還進(jìn)一步模擬了環(huán)境管制對不同融資約束企業(yè)出口質(zhì)量的邊際效應(yīng)，具體見圖6。

表6 環(huán)境管制與融資約束對企業(yè)出口質(zhì)量升級的影響

從圖6可以清晰地看到，當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束程度較高時(shí)，環(huán)境管制的邊際效應(yīng)線趨近于水平軸，表明環(huán)境管制對這部分企業(yè)的出口質(zhì)量幾乎沒有明顯的影響；隨著企業(yè)融資約束程度的降低，環(huán)境管制的邊際效應(yīng)線向右上方傾斜，且傾斜幅度越來越大，這意味著，環(huán)境管制顯著提升了低融資約束企業(yè)的出口質(zhì)量，并且這一促進(jìn)效應(yīng)隨著企業(yè)融資約束程度降低而不斷增強(qiáng)。實(shí)際上，對這一異質(zhì)性影響的結(jié)果并不難理解，根據(jù)前文檢驗(yàn)結(jié)果可知，在環(huán)境立法政策實(shí)施之后，為符合更高的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)要求，只有融資約束較低的企業(yè)才有足夠能力和資金進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新以及工藝流程升級活動(dòng)，繼而這類企業(yè)的出口質(zhì)量也隨之出現(xiàn)了較大幅度的提升。

圖6企業(yè)融資約束的異質(zhì)性效應(yīng)：出口質(zhì)量

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文以地方環(huán)境立法政策的實(shí)施進(jìn)行準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用倍差法和事件分析法系統(tǒng)全面地評估了環(huán)境管制對中國制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響，并深入分析了企業(yè)融資約束在其中所起的作用。具體的，利用1998—2007年中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，本文得到了如下研究結(jié)論：(1)環(huán)境管制不僅顯著促進(jìn)了企業(yè)的出口規(guī)模的擴(kuò)大，而且還明顯提高了企業(yè)出口概率，即從集約邊際和擴(kuò)展邊際兩個(gè)維度促進(jìn)了企業(yè)出口；(2)采用事件分析法考察了環(huán)境管制對企業(yè)出口的動(dòng)態(tài)效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大和出口概率的提升作用隨立法時(shí)間推移而逐步增強(qiáng)；(3)通過引入企業(yè)融資約束的異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制對高融資約束企業(yè)出口沒有明顯的影響，但顯著促進(jìn)了低融資約束企業(yè)的出口，并且該效應(yīng)隨著企業(yè)融資約束程度降低而不斷增強(qiáng)；(4)進(jìn)一步的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，環(huán)境管制激勵(lì)了企業(yè)(尤其是低融資約束企業(yè))進(jìn)行自主創(chuàng)新和技術(shù)改進(jìn)活動(dòng)，促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)率的提升，從而對企業(yè)出口產(chǎn)生促進(jìn)作用；(5)環(huán)境管制在總體上促進(jìn)了企業(yè)出口質(zhì)量升級，并且這一作用隨著企業(yè)融資約束的降低而增強(qiáng)。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，對我們的政策啟示是：(1)環(huán)境管制不僅有利于擴(kuò)大企業(yè)出口規(guī)模和提高企業(yè)出口概率，而且還能顯著促進(jìn)企業(yè)出口質(zhì)量提升，這意味著中國各地區(qū)實(shí)施的環(huán)境立法政策在總體上取得了環(huán)境改善、出口擴(kuò)張和貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的“多贏”成效，因此，中國地方政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)制定和修訂環(huán)境法案，在這過程中尤其要注重結(jié)合當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境狀況，制定合理、適度的環(huán)境管制政策和法案；(2)考慮到目前中國部分地區(qū)對環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行監(jiān)管較為松散，為了更好地通過環(huán)境立法來激發(fā)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝升級，這些地區(qū)應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)環(huán)境執(zhí)法強(qiáng)度，提升環(huán)境監(jiān)督強(qiáng)度；(3)環(huán)境管制對企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大和出口質(zhì)量提升的促進(jìn)作用隨著企業(yè)自身融資約束的降低而增強(qiáng)，因而，中國地方政府在制定環(huán)境法案、提高環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的同時(shí)，還應(yīng)當(dāng)加快推進(jìn)金融市場化改革，不斷拓寬企業(yè)的融資渠道，優(yōu)化企業(yè)的融資環(huán)境，切實(shí)降低企業(yè)的融資約束水平。