劉家悅 胡穎 李波

摘要出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)穩(wěn)定具有重要作用。文章從出口“性價(jià)比”角度重新衡量中國(guó)出口貿(mào)易可持續(xù)水平，將中國(guó)對(duì)部分行業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)視為一項(xiàng)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，利用雙重差分法考察源頭污染控制對(duì)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響，并從企業(yè)家精神層面解釋源頭污染控制對(duì)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①源頭污染控制顯著影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施后，受規(guī)制企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)得到提升。同時(shí)，企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展有積極作用，而企業(yè)成立年限、融資約束則帶來(lái)消極影響。此外，為了進(jìn)一步確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性和時(shí)效性，文章利用2004—2018年海關(guān)數(shù)據(jù)，從行業(yè)層面對(duì)源頭污染控制與出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)結(jié)論依舊成立。②通過(guò)檢驗(yàn)邊際動(dòng)態(tài)影響模型發(fā)現(xiàn)，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)帶來(lái)的邊際影響是遞增的，總體呈現(xiàn)“J”型特征。清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)帶來(lái)的成本效應(yīng)具有一次性特征，政策實(shí)施后并未一直加強(qiáng)，補(bǔ)償效應(yīng)則需在時(shí)間積累下才能逐漸發(fā)揮作用；政策實(shí)施2年后成本效應(yīng)將被補(bǔ)償效應(yīng)超過(guò)，從而表現(xiàn)為促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。③根據(jù)作用機(jī)制分析，企業(yè)家精神是源頭污染控制影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用渠道之一。企業(yè)家精神被分為企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神，源頭污染控制通過(guò)激勵(lì)企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和挫傷企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。本研究深化了環(huán)境與貿(mào)易關(guān)系的理解，為促進(jìn)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)更高層次的對(duì)外開放提供了政策啟示。

關(guān)鍵詞 源頭污染控制；企業(yè)家精神；出口“性價(jià)比”；自然實(shí)驗(yàn)法

中圖分類號(hào)F205文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2021）08-0043-11DOI：10. 12062/cpre. 20210413

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“民族地區(qū)資本扶貧效應(yīng)與可持續(xù)機(jī)制研究”（批準(zhǔn)號(hào)：19BMZ119）。

出口貿(mào)易是中國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)的主要引擎。2013年，中國(guó)成為全球貨物貿(mào)易第一大國(guó)。然而在貿(mào)易繁榮背后卻有巨大隱患。一方面，在全球經(jīng)濟(jì)滯緩、貿(mào)易主義盛行背景下，中國(guó)陷于與美國(guó)的貿(mào)易博弈，加之新冠肺炎疫情的意外沖擊，國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境中不確定因素增多，中國(guó)出口面臨巨大挑戰(zhàn)。另一方面，中國(guó)世界貿(mào)易大國(guó)的地位在很大程度上依賴于大量“低質(zhì)低價(jià)”產(chǎn)品的出口[1]，在面臨外部沖擊時(shí)，中國(guó)出口表現(xiàn)出極大的脆弱性[2]。并且，高能耗高污染的出口貿(mào)易模式使國(guó)內(nèi)環(huán)境承受巨大傷害。中國(guó)高度重視出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展以及環(huán)境污染問(wèn)題，積極建設(shè)貿(mào)易強(qiáng)國(guó)，實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制。然而，環(huán)境規(guī)制自身所具有的成本效應(yīng)和補(bǔ)償效應(yīng)會(huì)對(duì)一國(guó)出口貿(mào)易產(chǎn)生完全相反的作用，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制下的貿(mào)易發(fā)展并不理想。在此背景下，以下問(wèn)題亟待厘清：環(huán)境規(guī)制究竟對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生了怎樣的影響？背后的作用機(jī)制是什么？如何有效發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對(duì)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的積極作用？

環(huán)境規(guī)制有助于解決環(huán)境問(wèn)題的同時(shí)，也會(huì)對(duì)一國(guó)的貿(mào)易產(chǎn)生影響，但具體是何影響，學(xué)界尚未形成一致結(jié)論。主要有兩派觀點(diǎn)：基于成本效應(yīng)的貿(mào)易受損論和基于補(bǔ)償效應(yīng)的貿(mào)易促進(jìn)論。造成結(jié)論不統(tǒng)一的原因可能是多數(shù)研究并未對(duì)環(huán)境規(guī)制的類型進(jìn)行細(xì)分，而不同類型環(huán)境規(guī)制的作用機(jī)制和最后效果往往存在較大差異[3]。環(huán)境規(guī)制按污染治理思路劃分，可以分為源頭污染控制和末端污染治理[4]。相比于末端污染治理，源頭污染控制要求企業(yè)在生產(chǎn)前便淘汰高能耗、高污染的生產(chǎn)設(shè)備，采用低能耗、低污染的生產(chǎn)技術(shù)[5]，更符合當(dāng)今的可持續(xù)發(fā)展理念。然而，既有文獻(xiàn)大多并未對(duì)環(huán)境規(guī)制類型進(jìn)行細(xì)分，從源頭污染控制角度入手展開研究的則更少。以往文獻(xiàn)僅籠統(tǒng)地將污染物排放量[6]、污染治理費(fèi)用[7]等作為代理變量，然而這些變量與所考察的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間往往存在內(nèi)生性問(wèn)題，并且較難獲取良好的工具變量進(jìn)行解決[8]。鑒于此，作者聚焦于環(huán)境規(guī)制中的源頭污染控制手段，基于中國(guó)集中對(duì)不同行業(yè)施行清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)這一特征事實(shí)，將其視為一項(xiàng)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，弱化源頭污染控制與出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展之間的反向因果關(guān)系，研究受規(guī)制行業(yè)中企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)水平的變化。此外，從企業(yè)家精神層面解釋源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用機(jī)制。文章試圖彌補(bǔ)以往文獻(xiàn)忽略對(duì)環(huán)境規(guī)制進(jìn)行細(xì)分研究的缺憾，從微觀層面為中國(guó)出口貿(mào)易模式轉(zhuǎn)型和制定合理環(huán)境政策提供理論指導(dǎo)。

1文獻(xiàn)綜述

根據(jù)傳統(tǒng)貿(mào)易理論，一國(guó)擁有某種更為豐富的要素稟賦或者更為先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)時(shí)，就會(huì)在國(guó)際貿(mào)易中擁有比較優(yōu)勢(shì)。隨著環(huán)境保護(hù)意識(shí)的不斷提升，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不斷提高，環(huán)境也逐漸成為一種生產(chǎn)要素。一般地，一國(guó)的環(huán)境規(guī)制越寬松，該國(guó)生產(chǎn)的污染密集型產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)中就越具優(yōu)勢(shì)[10]。這主要是由于環(huán)境規(guī)制要求企業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)達(dá)到環(huán)保要求，但不論是通過(guò)控制污染物排放標(biāo)準(zhǔn)還是通過(guò)提高污染治理的技術(shù)水平，都必然會(huì)增加企業(yè)生產(chǎn)成本，導(dǎo)致企業(yè)減少生產(chǎn)，從而抑制出口，即環(huán)境規(guī)制的“成本效應(yīng)”[11]。不少學(xué)者[12-13]研究也證實(shí)了嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制的確會(huì)削弱一國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而抑制一國(guó)的出口貿(mào)易。但也有學(xué)者提出，應(yīng)該動(dòng)態(tài)地考察環(huán)境規(guī)制對(duì)出口貿(mào)易的影響。其中，最具影響力的觀點(diǎn)是“波特假說(shuō)”[14]，認(rèn)為適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會(huì)倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從長(zhǎng)期來(lái)看，該國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)會(huì)因此更具有比較優(yōu)勢(shì)，即環(huán)境規(guī)制的“補(bǔ)償效應(yīng)”。Costantini等[15]利用歐盟國(guó)家的制造業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)該假說(shuō)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)并沒(méi)有抑制制造業(yè)的出口，同時(shí)伴隨有技術(shù)進(jìn)步的跡象，一定程度上印證了此觀點(diǎn)。近年來(lái)，由于國(guó)內(nèi)環(huán)境問(wèn)題日益突出，環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的影響引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注，但研究結(jié)論也未達(dá)成一致。例如，任力和黃崇杰[10]利用相關(guān)數(shù)據(jù)考察環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)越抑制出口貿(mào)易發(fā)展。然而李小平等[16]的研究卻顯示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高會(huì)帶來(lái)出口比較優(yōu)勢(shì)的提升。此外，也有許多文獻(xiàn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)出口貿(mào)易的影響應(yīng)同時(shí)包括“成本效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”，但由于“補(bǔ)償效應(yīng)”具有滯后性[17]，實(shí)證結(jié)果便會(huì)顯示環(huán)境規(guī)制與出口呈“U”型關(guān)系[18]。這令環(huán)境規(guī)制與出口貿(mào)易之間的關(guān)系更顯復(fù)雜。

許多學(xué)者對(duì)環(huán)境規(guī)制與出口貿(mào)易的關(guān)系無(wú)法得到統(tǒng)一結(jié)論的原因進(jìn)行解釋。一代表性觀點(diǎn)認(rèn)為，許多研究中將環(huán)境規(guī)制變量當(dāng)作外生給定，忽略貿(mào)易因素也會(huì)對(duì)一國(guó)環(huán)境規(guī)制造成影響，是導(dǎo)致研究結(jié)果不一致的重要原因[19]。傅京燕和趙春梅[20]的研究結(jié)果證實(shí)了這一點(diǎn)，她們研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制是否內(nèi)生會(huì)引起行業(yè)出口比較優(yōu)勢(shì)的變化結(jié)果不同。另一代表性觀點(diǎn)認(rèn)為，不同類型的環(huán)境規(guī)制往往存在不同的作用機(jī)制和最終效果[3]。而現(xiàn)有文獻(xiàn)大多并未將環(huán)境規(guī)制進(jìn)行具體細(xì)分，僅利用污染排放量、污染治理費(fèi)用、績(jī)效綜合指標(biāo)等代理變量進(jìn)行籠統(tǒng)概括，難免會(huì)帶來(lái)結(jié)論不一致問(wèn)題。

2003年起，中國(guó)政府對(duì)部分行業(yè)集中推行清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)，這不僅可以作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)有效解決內(nèi)生性問(wèn)題，而且清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)聚焦于環(huán)境規(guī)制具體手段中的源頭污染控制，能夠較好地解決以上問(wèn)題。眾多學(xué)者對(duì)此展開研究，涉及主題有績(jī)效考察、企業(yè)就業(yè)吸納、企業(yè)生產(chǎn)率等，關(guān)于出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的研究極少。其中與出口相關(guān)的文獻(xiàn)中，張彩云[21]選用出口量來(lái)展開研究，認(rèn)為實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)在短期內(nèi)會(huì)抑制企業(yè)出口，但長(zhǎng)期可以通過(guò)提升生產(chǎn)率促進(jìn)企業(yè)出口。然而隨著全球垂直專業(yè)化分工的深入，出口貿(mào)易“量”上的優(yōu)勢(shì)不等同于一國(guó)能在國(guó)際上擁有較高的分工地位或較好的貿(mào)易條件[22]，不能代表該國(guó)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了可持續(xù)發(fā)展。高翔等[23]則從出口技術(shù)復(fù)雜度著手，認(rèn)為清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)可以在帶來(lái)生態(tài)環(huán)境改善的同時(shí)實(shí)現(xiàn)出口復(fù)雜度的提升。但技術(shù)復(fù)雜度的提高只能反映出口結(jié)構(gòu)發(fā)生優(yōu)化[24]，說(shuō)明更多部門去生產(chǎn)高技術(shù)的產(chǎn)品，但這些高技術(shù)產(chǎn)品是否能在國(guó)際市場(chǎng)中脫穎而出就不得而知了。實(shí)際上，新新貿(mào)易理論先后提出的生產(chǎn)率異質(zhì)性模型和產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性模型揭示了，一國(guó)或地區(qū)的出口產(chǎn)品能否被國(guó)際市場(chǎng)持續(xù)青睞，往往取決于產(chǎn)品價(jià)格和產(chǎn)品質(zhì)量?jī)煞矫妗Ｈ欢F(xiàn)有文獻(xiàn)較少能綜合考慮以上兩個(gè)方面，往往從價(jià)格或質(zhì)量的某一方面對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的持續(xù)發(fā)展進(jìn)行解釋。具體地，價(jià)格優(yōu)勢(shì)觀點(diǎn)認(rèn)為中國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格優(yōu)勢(shì)是中國(guó)出口貿(mào)易得以持續(xù)發(fā)展的原因，但該觀點(diǎn)假定產(chǎn)品具有同質(zhì)性，不僅忽略了產(chǎn)品的異質(zhì)性特征，而且也同中國(guó)產(chǎn)品主要出口于歐美發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的事實(shí)相矛盾。質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)觀點(diǎn)則認(rèn)為中國(guó)出口產(chǎn)品的質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)是根本原因，但至今仍缺少中國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量大幅提升的現(xiàn)實(shí)支撐。而“性價(jià)比”則是能綜合反映產(chǎn)品價(jià)格和產(chǎn)品質(zhì)量的指標(biāo)，一個(gè)商品的“性價(jià)比”越高，越能夠在國(guó)際市場(chǎng)上占據(jù)優(yōu)勢(shì)，出口發(fā)展越可持續(xù)[25]。

以上文獻(xiàn)為我們理解環(huán)境規(guī)制對(duì)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響提供了多維度的分析思路，但也發(fā)現(xiàn)了些許局限。既有研究環(huán)境規(guī)制與出口貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)存在結(jié)論不一致的問(wèn)題，這可能是由于忽略內(nèi)生性和未區(qū)分具體規(guī)制手段所致。為此，有學(xué)者利用中國(guó)實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)展開相關(guān)研究。然而，與出口相關(guān)的文獻(xiàn)較少，同時(shí)相關(guān)文獻(xiàn)中的研究指標(biāo)難以反映出中國(guó)出口貿(mào)易可持續(xù)水平。為此，作者基于中國(guó)對(duì)部分行業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的特征事實(shí)，利用出口“性價(jià)比”指數(shù)衡量出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展水平，研究源頭污染控制對(duì)此的影響，并對(duì)背后的作用機(jī)制進(jìn)行解釋。

2研究設(shè)計(jì)

2. 1模型構(gòu)建2. 1. 1基準(zhǔn)模型

面對(duì)日益嚴(yán)峻的環(huán)境問(wèn)題，原國(guó)家環(huán)境保護(hù)總局自2003年起陸續(xù)在部分行業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)，總計(jì)56項(xiàng)。具體地，2003—2007年共實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)25項(xiàng)，而2008—2010年實(shí)施的大多是對(duì)以往標(biāo)準(zhǔn)的補(bǔ)充和完善[8]。因此，設(shè)定清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施的時(shí)間為2003—2007年，具體實(shí)施時(shí)間點(diǎn)分為2003年6月、2006年10月、2006年12月、2007年2月、2007年7月以及2007年10月。在《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)》中僅說(shuō)明標(biāo)準(zhǔn)適用的業(yè)務(wù)范圍，并沒(méi)有明確所涉及行業(yè)的代碼。為此，依據(jù)2002年版《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》，將各項(xiàng)清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)“適用性范圍”所對(duì)應(yīng)的行業(yè)進(jìn)行代碼匹配。對(duì)于仍然無(wú)法確定的行業(yè)代碼，則借鑒龍小寧等[26]的方法，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)信息進(jìn)行確認(rèn)和匹配，最終得到清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)涉及的行業(yè)信息，因文章篇幅限制，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的行業(yè)信息未列出，如需備索。

作者所采用的企業(yè)層面數(shù)據(jù)大多來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)樣本量巨大，指標(biāo)覆蓋全面，在學(xué)術(shù)界有非常廣泛的應(yīng)用。并且，其涵蓋了規(guī)模各異的企業(yè)數(shù)據(jù)，更能綜合反映環(huán)境規(guī)制實(shí)施后企業(yè)整體的出口行為變化。而另一逐漸被學(xué)界應(yīng)用的上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)，其樣本量相對(duì)較小，而且以大型企業(yè)為主，不具有普遍代表性，難以反映中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行與發(fā)展的一般規(guī)律。由于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)2008年之后的數(shù)據(jù)存在變量大小異常、變量定義模糊、測(cè)量誤差明顯等問(wèn)題[27]，因此選取2000—2007年的數(shù)據(jù)展開研究。但同時(shí)這也帶來(lái)了一個(gè)問(wèn)題，若將2006—2007年作為政策沖擊年則可觀測(cè)的時(shí)間過(guò)短，可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)果存在誤差。據(jù)此，將2003年作為政策沖擊年，利用雙重差分法研究源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響。將2003年實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)中的出口企業(yè)設(shè)為處理組，未受到政策約束的出口企業(yè)設(shè)為對(duì)照組，通過(guò)比較兩組企業(yè)在政策實(shí)施前后出口“性價(jià)比”指數(shù)的變化，來(lái)識(shí)別源頭污染治理實(shí)施對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的因果效應(yīng)。建立基準(zhǔn)模型如下：

其中，i，t分別表示企業(yè)和年份，EXit代表t年企業(yè)i的出口“性價(jià)比”指數(shù)。postt表示時(shí)間虛擬變量，企業(yè)i所在行業(yè)實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)年及以后年份為1，其余年份為0。具體地，postt在2003年之前取0，在2003年及之后取1。treati=1代表出口企業(yè)i位于政策約束行業(yè)，是處理組；treati=0代表出口企業(yè)i未處于政策約束行業(yè)，是對(duì)照組。α1衡量了清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的平均處理效應(yīng)。Z代表一系列可能會(huì)影響企業(yè)出口“性價(jià)比”的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成立年限、企業(yè)融資約束、政府補(bǔ)貼。δi代表企業(yè)固定效應(yīng)，δt代表年份固定效應(yīng)，前者用來(lái)控制企業(yè)層面不可觀測(cè)因素對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響，后者用來(lái)控制共同宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的影響。φit和σit都為隨機(jī)誤差項(xiàng)，用以控制對(duì)企業(yè)貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展有影響的但難以捕捉的因素。

2. 1. 2行業(yè)層面檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

其中，h，t分別表示行業(yè)和年份，EXht代表t年行業(yè)h的出口“性價(jià)比”指數(shù)，由企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)加權(quán)平均所得。將2006—2007年的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)一律視為于2007年開始具體實(shí)施，即postt在2007年之前取0，在2007年及之后取1。treath=1代表該行業(yè)為受規(guī)制行業(yè)，是處理組；treath=0代表該行業(yè)不受規(guī)制，是對(duì)照組。ρ1衡量了清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的平均處理效應(yīng)。lnSizeht為行業(yè)出口規(guī)模，以行業(yè)中包含出口企業(yè)數(shù)的對(duì)數(shù)來(lái)衡量，是模型（3）的控制變量，主要為了控制不同行業(yè)出口集中度的差異對(duì)最終結(jié)果的影響。θh代表行業(yè)固定效應(yīng)，θt代表年份固定效應(yīng)，τht為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2. 1. 3邊際動(dòng)態(tài)影響模型

最后將出口產(chǎn)品“性價(jià)比”指數(shù)，依次按照產(chǎn)品層面、出口國(guó)層面進(jìn)行加權(quán)平均，最終得到企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)EXit。此外，可以根據(jù)行業(yè)類別，按企業(yè)出口占行業(yè)總出口的比重加權(quán)平均，得到行業(yè)層面的出口“性價(jià)比”指數(shù)EXht。

2. 2. 2控制變量的選取

為減少因遺漏變量帶來(lái)的回歸誤差，確保回歸結(jié)果的有效性，借鑒相關(guān)文獻(xiàn)研究的做法，在回歸方程中加入如下控制變量：①企業(yè)規(guī)模（lnsize）。以企業(yè)雇傭員工數(shù)的對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。新貿(mào)易理論和新新貿(mào)易理論都強(qiáng)調(diào)了企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)出口決策的影響。生產(chǎn)規(guī)模越大的企業(yè)，出口越容易實(shí)現(xiàn)[32]，并且會(huì)通過(guò)提高企業(yè)生產(chǎn)效率，進(jìn)一步強(qiáng)化企業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[33]。預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。②企業(yè)成立年限（age）。利用當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份加1的方法進(jìn)行衡量。根據(jù)企業(yè)生命周期理論，企業(yè)成立時(shí)間越久，企業(yè)投資規(guī)模越大、市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)越豐富、企業(yè)品牌效應(yīng)顯現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)在出口市場(chǎng)上遭遇沖擊時(shí)也理應(yīng)更容易應(yīng)對(duì)。預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。③企業(yè)融資約束（finance）。以企業(yè)利息支出占總資產(chǎn)的比值進(jìn)行衡量。融資約束高的企業(yè)，生產(chǎn)率水平越低，將不利于其維持出口關(guān)系，縮短企業(yè)的出口持續(xù)時(shí)間[34]。預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為負(fù)。④政府補(bǔ)貼（subsidy）。以企業(yè)補(bǔ)貼收入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值進(jìn)行衡量。政府補(bǔ)貼可視為政府對(duì)企業(yè)的轉(zhuǎn)移支付，能夠降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，影響企業(yè)的出口決策，增強(qiáng)企業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力[35]。預(yù)期其系數(shù)符號(hào)為正。

2. 3數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

文章主要數(shù)據(jù)來(lái)自清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)目錄、中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度為2000—2007年。首先借鑒施炳展等[31]的方法對(duì)中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：①剔除信息損失樣本；②剔除單筆貿(mào)易交易規(guī)模較小樣本；③剔除貿(mào)易中間商樣本；④僅保留制造業(yè)樣本數(shù)據(jù)，并剔除總體樣本量小于100的產(chǎn)品。其次，對(duì)于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，根據(jù)Brandt等[36]的樣本匹配法對(duì)原始樣本進(jìn)行匹配，以解決指標(biāo)缺失、指標(biāo)異常等問(wèn)題。此外，1998—2002年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)依據(jù)1994年版的國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)進(jìn)行分類，2003—2007年則依據(jù)2002年版。因此，將2000—2002年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的相關(guān)數(shù)據(jù)按照2002年版國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類進(jìn)行更新。控制變量的原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于此。隨后，根據(jù)Yu[37]的方法，通過(guò)企業(yè)名稱、電話號(hào)碼等信息將中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)與中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行合并。在此過(guò)程中，HS編碼已與國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類相匹配，在之后處理2004—2018年的行業(yè)數(shù)據(jù)時(shí)將繼續(xù)沿用該匹配結(jié)果。最后，根據(jù)清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)信息，得到處理組和對(duì)照組的相關(guān)數(shù)據(jù)。

3估計(jì)結(jié)果與分析

3. 1基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先對(duì)模型（1）進(jìn)行源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的實(shí)證檢驗(yàn)，表1報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。第（1）列僅考察清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)的影響，進(jìn)一步地，在第（2）列中加入各個(gè)控制變量進(jìn)行回歸。此外，若在清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施期間，有其他相關(guān)政策同時(shí)實(shí)施，則可能會(huì)對(duì)回歸結(jié)果造成影響。而在2004—2007年間，政府對(duì)部分行業(yè)實(shí)施了水污染排放標(biāo)準(zhǔn)和大氣固定源污染物排放標(biāo)準(zhǔn)。為了回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，作者進(jìn)一步引入污染物排放標(biāo)準(zhǔn)的虛擬變量。若企業(yè)所在的4分位行業(yè)實(shí)施了以上排放標(biāo)準(zhǔn)則取值為1，否則為0，用來(lái)控制污染物排放標(biāo)準(zhǔn)在同時(shí)期實(shí)施可能會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的影響。結(jié)果顯示，無(wú)論是否有控制變量，是否控制污染物排放標(biāo)準(zhǔn)，postt×treati的系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)能夠有效促進(jìn)企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)提升，即源頭污染控制有助于企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。

此外，控制變量的估計(jì)結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成立年限、企業(yè)融資約束、政府補(bǔ)貼都與企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展密切相關(guān)。其中，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展正相關(guān)，說(shuō)明規(guī)模越大的企業(yè)越能促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展，這印證了上文的預(yù)測(cè)。一般來(lái)說(shuō)，規(guī)模越大的企業(yè)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)越顯著，能夠降低生產(chǎn)成本，提升企業(yè)利潤(rùn)率，幫助企業(yè)抵御風(fēng)險(xiǎn)，提高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力[26]。企業(yè)成立年限系數(shù)顯著為負(fù)，和預(yù)期不符，這可能是因?yàn)槠髽I(yè)成立一段時(shí)間后，由于企業(yè)經(jīng)營(yíng)慣性，導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)對(duì)市場(chǎng)不敏感，忽略生產(chǎn)模式創(chuàng)新升級(jí)等問(wèn)題，對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展不利。Baldwin等[38]利用1973—1997年加拿大企業(yè)的數(shù)據(jù)得出，新進(jìn)入市場(chǎng)的企業(yè)比老企業(yè)擁有更強(qiáng)的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”，在出口市場(chǎng)中適應(yīng)能力和存活能力更強(qiáng)[39]。企業(yè)融資約束的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明企業(yè)受到的融資約束越低，企業(yè)出口貿(mào)易發(fā)展越可持續(xù)，這和陽(yáng)佳余[40]的研究結(jié)果一致。良好的融資環(huán)境不僅能夠幫助企業(yè)出口，而且還能促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)張，有利于出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。政府補(bǔ)貼的系數(shù)為負(fù)，但并不顯著?？赡艿脑蚴钦畬?duì)企業(yè)的補(bǔ)貼效率不高，未能成為企業(yè)在出口市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來(lái)源[41]。此外，政府在選擇補(bǔ)貼對(duì)象時(shí)，也通常會(huì)選擇出口能力更強(qiáng)的企業(yè)[42]，而往往這些企業(yè)的出口優(yōu)勢(shì)并不依賴于政府補(bǔ)貼。

3. 2穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3. 2. 1“平行趨勢(shì)”假設(shè)檢驗(yàn)

使用雙重差分法的重要前提是樣本要符合“平行趨勢(shì)”假設(shè)，明確在政策實(shí)施前，處理組和對(duì)照組具有相同的趨勢(shì)。如果政策實(shí)施前，兩組的出口“性價(jià)比”指數(shù)變化趨勢(shì)不同，則無(wú)法證明平均處理效應(yīng)是因?yàn)檎邔?shí)施所導(dǎo)致。為了對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)，將模型（2）進(jìn)行回歸估計(jì)。表2的（1）列報(bào)告了估計(jì)結(jié)果：在實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)前，treati×2000、treati×2001、treati×2002均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施具有隨機(jī)性，處理組和對(duì)照組都未發(fā)現(xiàn)明顯的趨勢(shì)變動(dòng)差別。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施的第一年，對(duì)應(yīng)交叉項(xiàng)treati×2003的系數(shù)并不顯著，而政策實(shí)施后對(duì)應(yīng)的交叉項(xiàng)treati×2004、treati×2005、treati×2006、treati×2007的系數(shù)均顯著。這些通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的交叉項(xiàng)系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正，由小變大，且系數(shù)在2007年有較大的提升，這可能是因?yàn)槭艿?006—2007年實(shí)施的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的影響。為使檢驗(yàn)更加嚴(yán)謹(jǐn)，在（2）列中，將2006—2007年受規(guī)制的企業(yè)樣本進(jìn)行剔除，再次進(jìn)行回歸。最終結(jié)果顯示，2000—2006年系數(shù)顯著性以及大小變化和之前實(shí)驗(yàn)結(jié)果相差不大，但2007年的系數(shù)大小相較前一次實(shí)驗(yàn)結(jié)果來(lái)說(shuō)有所下降，但這并未影響研究結(jié)果通過(guò)了“平行趨勢(shì)”假設(shè)檢驗(yàn)。

3. 2. 2隨機(jī)分組檢驗(yàn)

雙重差分法還要保證樣本分組具有隨機(jī)性，如果不具備該條件，即便處理組和對(duì)照組在政策實(shí)施前的變動(dòng)趨勢(shì)相同，也無(wú)法保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。具體到研究主題，由于清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施的對(duì)象是污染較為嚴(yán)重的行業(yè)，可能具有一定的傾向性，為此，將原對(duì)照組進(jìn)行篩選，把污染程度相近行業(yè)中的企業(yè)樣本作為新對(duì)照組。清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施的行業(yè)是四位數(shù)代碼，那么就將其所在二位數(shù)代碼的“大”行業(yè)中的其余四位數(shù)代碼的“小”行業(yè)作為新對(duì)照組企業(yè)的樣本來(lái)源，最終形成新面板數(shù)據(jù)，用來(lái)減小非隨機(jī)分組問(wèn)題對(duì)回歸結(jié)果的影響。表2的（3）列報(bào)告了估計(jì)結(jié)果，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)仍然對(duì)企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)有顯著的促進(jìn)作用。

3. 2. 3安慰劑檢驗(yàn)

該檢驗(yàn)是為保證政策僅影響處理組，如果對(duì)照組同樣受到清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的影響，那么隨機(jī)抽取企業(yè)作為處理組，其余企業(yè)作為對(duì)照組時(shí)，交叉項(xiàng)postt×treati將不再顯著。本研究清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)涉及的企業(yè)樣本為9 215個(gè)，借鑒張彩云等[43]的方法，從總樣本中隨機(jī)抽取9 215個(gè)企業(yè)作為處理組，其余企業(yè)作為對(duì)照組，再次進(jìn)行回歸。表2的（4）列報(bào)告了估計(jì)結(jié)果，交叉項(xiàng)postt×treati的系數(shù)并不顯著，說(shuō)明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3. 2. 4行業(yè)層面檢驗(yàn)

基準(zhǔn)模型的回歸是基于2003年清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施，囿于企業(yè)層面數(shù)據(jù)時(shí)間的限制，作者并未對(duì)2006—2007年的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行考察。但該時(shí)間段實(shí)施的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)多達(dá)22項(xiàng)，涉及行業(yè)更加廣泛，對(duì)此進(jìn)行考察有助于確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。因此，作者利用2004—2018年的制造業(yè)海關(guān)數(shù)據(jù)，從行業(yè)層面考察源頭污染控制對(duì)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響，這不僅在一定程度上保證了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，而且同時(shí)兼顧到了時(shí)效性。為了保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，在基于模型（3）進(jìn)行回歸時(shí)，將2003年實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的行業(yè)樣本剔除，表3報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。第（1）列是單獨(dú)考察清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)行業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)的影響，在第（2）列中加入了行業(yè)規(guī)模進(jìn)行控制。此外，由于污染物排放標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施時(shí)間為2004—2007年，同樣可能會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果造成影響，因此在第（3）、（4）列中對(duì)此進(jìn)行控制。首先，從行業(yè)層面去考察源頭污染控制對(duì)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響時(shí)，無(wú)論是否加入控制變量、是否控制污染物排放標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)論依舊成立，說(shuō)明清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施確實(shí)能夠在一定水平上促進(jìn)行業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)提升，即源頭污染控制能夠促進(jìn)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。其次，從交叉項(xiàng)的系數(shù)大小來(lái)看，行業(yè)層面的估計(jì)結(jié)果普遍比企業(yè)層面的要小，這可能是因?yàn)樾袠I(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)是由企業(yè)“性價(jià)比”指數(shù)加權(quán)平均而得出的，會(huì)導(dǎo)致一定的誤差，但至少交叉項(xiàng)的系數(shù)都在10%的顯著性水平下顯著為正。再次，行業(yè)規(guī)模是影響行業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展重要變量，行業(yè)中出口企業(yè)越多，對(duì)行業(yè)出口貿(mào)易越有利，這和許多文獻(xiàn)的結(jié)論一致，這可能是企業(yè)之間形成的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)以及企業(yè)集聚帶來(lái)的規(guī)模效應(yīng)所致[44-45]。

3. 3動(dòng)態(tài)邊際影響

事實(shí)上，以上結(jié)果只能反映平均處理效應(yīng)，即清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)出口“性價(jià)比”的凈效應(yīng)，不能識(shí)別其中成本效應(yīng)和補(bǔ)償效應(yīng)動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)。平均處理效應(yīng)顯示，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施后補(bǔ)償效應(yīng)超過(guò)了成本效應(yīng)。但這不能確定補(bǔ)償效應(yīng)大于成本效應(yīng)的結(jié)果是否一直都是如此？或者相對(duì)于成本效應(yīng)來(lái)說(shuō)，補(bǔ)償效應(yīng)一直增大并因此逐漸提升了出口“性價(jià)比”指數(shù)？抑或是成本效應(yīng)一直減小并逐漸弱于補(bǔ)償效應(yīng)，而使得出口“性價(jià)比”指數(shù)得到提升？為此，作者通過(guò)建立模型（4），考察政策影響的具體動(dòng)態(tài)變化。估計(jì)結(jié)果見表4。第（1）列與第（2）列，以及第（3）列與第（4）列的區(qū)別都在于有無(wú)加入控制變量，但第（3）列與第（4）列還同時(shí)剔除了2006—2007年受規(guī)制企業(yè)的樣本。

首先，通過(guò)觀察各列估計(jì)結(jié)果可知，不論是否加入控制變量、是否剔除2006—2007年受規(guī)制企業(yè)的樣本，交叉項(xiàng)postt×treati都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明源頭污染控制確實(shí)能夠促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。其次，MUyear的回歸系數(shù)在2003年普遍為負(fù)但不顯著，自2004年開始變顯著，并逐漸增大。具體地，第（1）—（2）列的估計(jì)結(jié)果顯示，MU2004的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施1年時(shí)，企業(yè)出口“性價(jià)比”仍受到抑制。在2005—2007年，MUyear的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明此時(shí)清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)帶來(lái)的成本效應(yīng)被補(bǔ)償效應(yīng)超過(guò)，企業(yè)出口“性價(jià)比”由此得到提升。但MU2007的回歸系數(shù)相較于MU2006來(lái)說(shuō)有所減小，這也許是由于2006—2007年又有許多行業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)，從而會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響。鑒于此，在第（3）—（4）列中，將2006—2007年實(shí)施清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)的企業(yè)樣本進(jìn)行剔除。此時(shí)MUyear的回歸系數(shù)逐漸增大，由負(fù)轉(zhuǎn)正。據(jù)此可以得出結(jié)論：從絕對(duì)影響來(lái)看，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)起初降低了企業(yè)的出口“性價(jià)比”指數(shù)，但這個(gè)降低作用在逐漸減小，企業(yè)的出口“性價(jià)比”指數(shù)得以逐步提升。從動(dòng)態(tài)邊際影響來(lái)看，清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)的邊際影響是遞增的，呈現(xiàn)“J”型特征，說(shuō)明清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)的積極作用在穩(wěn)步提升。進(jìn)一步通過(guò)觀察回歸系數(shù)的大小變化可以看出，成本效應(yīng)不會(huì)隨著政策實(shí)施而一直增加，反而呈現(xiàn)一次性特點(diǎn)：補(bǔ)償效應(yīng)則需要時(shí)間積累才能逐漸發(fā)揮作用，作用效果會(huì)越來(lái)越大，并于政策實(shí)施2年后超過(guò)成本效應(yīng)，在表4中則具體表現(xiàn)為MUyear的回歸系數(shù)在2005年由負(fù)轉(zhuǎn)正。該結(jié)果與韓超等[8]基于行業(yè)數(shù)據(jù)所得的結(jié)論相類似，但正如Melitz[46]等文獻(xiàn)所強(qiáng)調(diào)的，出口貿(mào)易本質(zhì)上應(yīng)該是微觀企業(yè)基于自身利潤(rùn)最大化目標(biāo)而做出的理性決策，因此，基于企業(yè)數(shù)據(jù)展開出口主題的相關(guān)研究更能反映實(shí)際情況。

4進(jìn)一步分析：作用機(jī)制

4. 1中介效應(yīng)模型

源頭污染控制的治理思路是從根本上減少污染，企業(yè)須在生產(chǎn)前便采用能源利用效率更高、污染排放量更少的生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)，這不僅大大增加了企業(yè)的生產(chǎn)成本，而且迫切要求企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新。這勢(shì)必會(huì)影響企業(yè)家的生產(chǎn)、出口決策，而企業(yè)家精神能夠潛移默化地對(duì)企業(yè)家的決策行為產(chǎn)生影響。因此，作者從企業(yè)家精神層面解釋源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用機(jī)制。目前學(xué)術(shù)界對(duì)企業(yè)家精神的定義眾說(shuō)紛紜，較為廣泛接受的觀點(diǎn)是德國(guó)學(xué)派所主張的，認(rèn)為企業(yè)家精神的核心是企業(yè)家創(chuàng)新精神，它能促進(jìn)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率[47]。具體地，創(chuàng)新成果可體現(xiàn)為產(chǎn)品創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新等方面[48]。結(jié)合研究主題，源頭污染控制令企業(yè)生產(chǎn)成本劇增，基于自身利潤(rùn)最大化的目標(biāo)，企業(yè)可能會(huì)收縮產(chǎn)品邊界和市場(chǎng)邊界，減少產(chǎn)品出口種類以降低可能會(huì)面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，即源頭污染控制導(dǎo)致企業(yè)家創(chuàng)新精神受損，具體表現(xiàn)為打擊了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。同時(shí)，企業(yè)基于生產(chǎn)技術(shù)亟待升級(jí)的壓力，企業(yè)家創(chuàng)新精神中技術(shù)創(chuàng)新受到激勵(lì)。鑒于此，將具體考察企業(yè)家精神的核心——企業(yè)家創(chuàng)新精神是否為源頭污染控制影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用渠道。構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

其中，i、t表示企業(yè)和年份，technologyit和productit為模型的中介變量，分別代表企業(yè)家創(chuàng)新精神中的技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新（下文分別采用企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神進(jìn)行表示）。其中，企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神用企業(yè)當(dāng)年中間品投入費(fèi)用比上一年企業(yè)中間品投入費(fèi)用的比值表示。中間品投入反映了生產(chǎn)過(guò)程的迂回度，中間品投入越多，對(duì)技術(shù)水平的要求越高[49]，這側(cè)重于反映企業(yè)在生產(chǎn)過(guò)程中的創(chuàng)新。企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神用企業(yè)當(dāng)年出口產(chǎn)品種類數(shù)比上一年企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)的比值表示，主要反映企業(yè)出口的產(chǎn)品邊界。模型（11）是總效應(yīng)模型（與基準(zhǔn)模型設(shè)定一致），模型（12）、（13）是中介機(jī)制模型，模型（14）是直接效應(yīng)模型。四個(gè)模型的控制變量和固定效應(yīng)均與前文一致。

4. 2中介效應(yīng)檢驗(yàn)

基于模型（11）—（14），從企業(yè)家精神層面檢驗(yàn)源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用機(jī)制，表5報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。第（1）列是對(duì)模型（11）的估計(jì)結(jié)果，和基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果一致。第（2）、（3）列分別報(bào)告了模型（12）、（13）的估計(jì)結(jié)果。第（4）、（5）列表示分別加入企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神后源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響。第（6）列是對(duì)模型（14）的估計(jì)，表示當(dāng)兩個(gè)中介變量都加入到模型后源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響。

第（2）列的估計(jì)結(jié)果顯示，源頭污染控制顯著增加了企業(yè)的中間品投入費(fèi)用，說(shuō)明企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神得到激勵(lì)，令企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)得到創(chuàng)新進(jìn)步。一般來(lái)說(shuō)，企業(yè)在嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制之下，會(huì)面臨更換設(shè)備和更新技術(shù)兩種選擇。高翔等[23]的研究結(jié)果顯示，企業(yè)會(huì)更傾向于選擇更換設(shè)備而非技術(shù)創(chuàng)新。但估計(jì)結(jié)果表明，源頭污染控制會(huì)令企業(yè)更加側(cè)重于生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新。第（3）列的估計(jì)結(jié)果顯示，源頭污染控制會(huì)收緊企業(yè)的出口產(chǎn)品范圍，這意味著企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神受挫，這可能是因?yàn)樵搭^污染控制帶來(lái)的成本效應(yīng)，致使企業(yè)為了減少所面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行產(chǎn)品轉(zhuǎn)換行為[50]。隨后將企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神單獨(dú)加到基準(zhǔn)模型中，即表5中第（4）、（5）列的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，并且都能使交互項(xiàng)postt×treati的系數(shù)有所變小，說(shuō)明企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神是源頭污染控制影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的中介變量。進(jìn)一步地，將兩個(gè)變量同時(shí)加入基準(zhǔn)模型中，即表5第（6）列的估計(jì)結(jié)果。首先，企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神顯著為正，企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神顯著為負(fù)。其次，交叉項(xiàng)postt×treati的估計(jì)系數(shù)相較于基準(zhǔn)模型來(lái)說(shuō)，雖然顯著性和大小都有所下降，但仍通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。以上結(jié)果說(shuō)明企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神的中介效應(yīng)顯著，但僅存在部分中介效應(yīng)，意味著從企業(yè)家精神層面解釋源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響可行，具體表現(xiàn)為源頭污染控制通過(guò)激勵(lì)企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神，挫傷企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。

5結(jié)論與啟示

文章聚焦于環(huán)境規(guī)制的源頭污染控制手段，以其最具代表性的清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)作為切入點(diǎn)，利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，構(gòu)建企業(yè)出口“性價(jià)比”指標(biāo)，研究源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的影響，并對(duì)其作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，為制定二者協(xié)調(diào)發(fā)展的政策提供了新思路[51]。主要得到以下結(jié)論：①源頭污染控制的實(shí)施能夠顯著促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。同時(shí)還從行業(yè)層面對(duì)該結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證，依然成立。②進(jìn)一步地，為了明確源頭污染治理對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展影響的具體變化，通過(guò)構(gòu)建邊際動(dòng)態(tài)影響模型考察源頭污染治理帶來(lái)的邊際影響，結(jié)果顯示該邊際影響是遞增的，呈現(xiàn)“J”型特征，說(shuō)明清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)出口“性價(jià)比”指數(shù)的積極作用在穩(wěn)步提升。其中，成本效應(yīng)具有一次性特點(diǎn)，而補(bǔ)償效應(yīng)需在一定的時(shí)間積累下逐漸發(fā)揮作用，最終補(bǔ)償效應(yīng)在政策實(shí)施2年后超過(guò)成本效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。③通過(guò)構(gòu)建中介效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)，從企業(yè)家精神層面解釋源頭污染控制對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的作用機(jī)制是可行的。具體地，聚焦于企業(yè)家精神的核心——企業(yè)家創(chuàng)新精神，并將其分為企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神和企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神展開研究。實(shí)證結(jié)果表明，源頭污染控制的實(shí)施激勵(lì)了企業(yè)家技術(shù)創(chuàng)新精神，挫傷了企業(yè)家產(chǎn)品創(chuàng)新精神，進(jìn)而影響企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。

根據(jù)以上結(jié)論，可得以下政策啟示：①環(huán)境規(guī)制按污染治理思路劃分，可分為源頭污染控制與末端污染治理，前者相比后者來(lái)說(shuō)，不僅更加注重從根源上減少環(huán)境污染，而且要求企業(yè)重視技術(shù)創(chuàng)新。文章研究證明源頭污染控制的實(shí)施能夠促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。因此，政府應(yīng)考慮進(jìn)一步推進(jìn)和深化源頭污染控制，細(xì)化防污減排標(biāo)準(zhǔn)，逐步擴(kuò)大清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的適用行業(yè)范圍。并且，政府應(yīng)積極利用清潔生產(chǎn)導(dǎo)向，鼓勵(lì)出口企業(yè)采用清潔生產(chǎn)技術(shù)以應(yīng)對(duì)出口貿(mào)易壁壘。②源頭污染控制帶來(lái)的成本效應(yīng)雖然短期存在，但是政策本身依然可以在此有所改進(jìn)。政府可以為規(guī)制企業(yè)設(shè)置一定時(shí)間的緩沖期或者予以定向補(bǔ)貼，從而降低企業(yè)因更新生產(chǎn)技術(shù)而造成生產(chǎn)成本陡增所帶來(lái)的負(fù)面影響，引導(dǎo)企業(yè)加快落實(shí)規(guī)制政策并且進(jìn)一步提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性。③政府應(yīng)重視培育和保護(hù)企業(yè)家精神，盡快建立健全制度體系，營(yíng)造良好的市場(chǎng)環(huán)境，使企業(yè)家才智得到充分發(fā)揮。培育企業(yè)家創(chuàng)新精神，降低企業(yè)家創(chuàng)新的門檻，提高企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)抵抗力。

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Environmental regulation at source， entrepreneurship and sustainable development of export

LIU Jiayue1，2，HU Ying1，LI Bo1，2

（1. School of Economics， South？Central University for Nationalities， Wuhan Hubei 430074， China；

2. Hubei Moderately Prosperous Society in All Respects Construction Research Institute， Wuhan Hubei 430074， China）

AbstractThe sustainable development of export trade plays an important role in China？s economic development and social stability. This study reevaluated the sustainable level of China？s export trade from the perspective of export？cost performance？， regarded China？s implementation of cleaner production standards for some industries as a？quasi natural experiment？， used the Difference？in？Differences method to investigate the impact of environmental regulation at source on the sustainable development of export trade， and explained the mechanism of environmental regulation at source on the sustainable development of export trade from the perspective of entrepre？ neurship. The results showed that：①Environmental regulation at source had a significant impact on the sustainable export trade of en？ terprises. The implementation of cleaner production standards improved the export？cost performance？index of regulated enterprises. At the same time， the scale of enterprises had a positive effect on the sustainable export trade， while the number of years of establishment and financing constraints had a negative impact. In addition， in order to further ensure the robustness and timeliness of the empirical re？ sults， this paper used the 2004-2018 customs data to test the relationship between environmental regulation at source and export trade sustainability at the industrial level， and found that the conclusion was still valid.②By testing the marginal dynamic impact model， it was found that the marginal impact of cleaner production standards was increasing， showing a？J？shape. The cost effect of cleaner pro？ duction standards had a one？time feature， which failed to be continuously strengthened after the implementation of the policy， but the compensation effect could gradually play a role only with the accumulation of time. After two years of implementation of the policy， the cost effect would be exceeded by the compensation effect， which was reflected in promoting the sustainable development of enterprises？ export trade.③According to the analysis of the mechanism， entrepreneurship was one of the channels that environmental regulation at source affected the sustainable development of export trade. Specifically， entrepreneurship can be divided into entrepreneurial technolo？ gy innovation spirit and entrepreneurial product innovation spirit. Environmental regulation at source affected the sustainable develop？ ment of export trade by stimulating entrepreneurial technology innovation spirit and dampening entrepreneurial product innovation spir？ it. This study deepens the understanding of the relationship between environment and trade， and provides important policy implications for promoting the sustainable development of export trade and achieving a higher level of opening up.

Key wordsenvironmental regulation at source； entrepreneurship； export？cost performance？； natural experiment method

（責(zé)任編輯：劉照勝）