徐志偉，李蕊含

（天津財經(jīng)大學 商學院，天津 300222）

一、引 言

市場自身具有優(yōu)勝劣汰的選擇功能。理論上講，隨著環(huán)境規(guī)制力度的逐漸加大和污染排放標準的逐步嚴格，如果不采取有效的應對之策，在清潔生產(chǎn)成本上升的壓力下，市場的選擇功能會惡化高污染企業(yè)的生存狀態(tài)，乃至將其淘汰出市場。因此，作為作用于生產(chǎn)經(jīng)營決策的重要外生政策變量，政府環(huán)境規(guī)制力度的增強勢必會影響相當數(shù)量污染企業(yè)的經(jīng)濟績效和生存狀態(tài)。那么在現(xiàn)實經(jīng)濟中，高污染企業(yè)是否如理論預期一定較低污染企業(yè)更先被市場淘汰呢？如果答案是否定的，中國高污染企業(yè)的生存之道是否真如“波特假說”所揭示的，清潔生產(chǎn)成本上升壓力倒逼了企業(yè)自身生產(chǎn)效率改進，抑或是其他因素的作用呢？能否對上述問題給予清晰回答，對于進一步厘清環(huán)境規(guī)制過程中污染企業(yè)的生存狀態(tài)及其背后的深層原因，更好地實現(xiàn)中國經(jīng)濟結(jié)構轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量綠色發(fā)展具有相當重要的意義。

面對制度和環(huán)境的變化，如何實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)經(jīng)營一直是經(jīng)濟學研究的重要課題（Lyles等，2004）。隨著 Kalbfleisch 和 Prentice（1973）及 Cox 和 Oakes（1984）等學者提出和不斷完善的久期分析方法在經(jīng)濟學領域被廣泛采用，中國企業(yè)的生存狀態(tài)及其影響動因研究獲得了充分關注。重點研究領域包括但不限于：外資進入引致的競爭加劇如何影響企業(yè)生存狀態(tài)（鄧子梁和陳巖，2013；包群等，2015），進出口行為與企業(yè)生存狀態(tài)的關系（逯宇鐸等，2013；譚智等，2014；李淑云等，2018），經(jīng)濟體制和管理團隊文化沖突等因素對在華跨國企業(yè)生存狀態(tài)的影響（Papyrina，2007；Koch 等，2016），產(chǎn)業(yè)聚集能否降低企業(yè)的經(jīng)營風險（蔣靈多，2016；Howell等，2018），創(chuàng)新環(huán)境或創(chuàng)新行為是否是企業(yè)實現(xiàn)持續(xù)經(jīng)營的必備條件（Li和Ramsden，2016；張慧和彭璧玉，2017），戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)相關企業(yè)生存過程中的擴張行為、能力積累以及產(chǎn)業(yè)震蕩所產(chǎn)生的影響（肖興志等，2016；何文韜和肖興志，2018）等。

環(huán)境規(guī)制作用下，污染企業(yè)將被迫采取應對措施緩解生存壓力（Kheder和Zugravu，2012）。其中，可能路徑之一就是通過更多的創(chuàng)新活動提高生產(chǎn)效率，進而緩解清潔生產(chǎn)成本上升對企業(yè)自身經(jīng)營造成的負面影響，即產(chǎn)生“波特假說”效應（Porter和van der Linde，1995）。但迄今為止，由于研究樣本、變量選擇和估計方法等諸多因素限制，“波特假說”的存在性尚存爭議（Lanoie等，2008；2011）。與此同時，在環(huán)境規(guī)制過程中，地方政府實際上扮演了中央政府和企業(yè)的“中間人”角色（龍碩和胡軍，2014）。地方政府官員出于職位晉升（梁平漢和高楠，2014；郭峰和石慶玲，2017）及GDP偏好（Wu 等，2014；Ghanem 和 Zhang，2014；張彥博等，2018）等因素考慮，會通過“有形之手”對污染企業(yè)進行合謀扶持，進而對相關企業(yè)的生存狀態(tài)產(chǎn)生影響（Fraussen，2014）。而以政府補貼為代表的產(chǎn)業(yè)政策又是其中的關鍵因素（Chen，2002）。部分研究認為，以政府補貼為代表的產(chǎn)業(yè)政策具有明顯的政策效應（康妮和陳林，2018），可以顯著延長企業(yè)的生存時間（Fuentes和 Dresdner，2013；Smith 等，2018；曹平和王桂軍，2018）。但也有學者傾向于認為，政府補貼與企業(yè)存續(xù)時間呈現(xiàn)“倒U形”關系（傅利平和李永輝，2015），并與地區(qū)治理環(huán)境、企業(yè)性質(zhì)等因素聯(lián)系緊密（Mao和Xu，2018）。甚至有學者發(fā)現(xiàn)，接受相對較多補貼的企業(yè)往往更容易陷入財務困境，并最終導致其更早退出市場（Howell等，2018）。

為克服污染外部性可能造成的影響，政府將通過多種形式的環(huán)境規(guī)制政策對污染企業(yè)施加外部壓力。污染企業(yè)如不想坐以待斃可選擇的生存路徑之一就是通過提升生產(chǎn)效率以增加其市場競爭力。如果上述邏輯鏈條成立，則該過程符合借政府“有形之手”更好發(fā)揮市場“無形之手”作用的出發(fā)點。反之，如果政府出于多重因素考慮對污染企業(yè)施以諸如政府補貼之類的選擇性政策，則污染企業(yè)的生存狀態(tài)改善就是以扭曲市場自身資源優(yōu)化配置功能為代價的。但遺憾的是，現(xiàn)有研究較少對污染企業(yè)的生存狀態(tài)進行專門考察，也尚未對其生存之道給予足夠重視。本文以中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)為樣本，使用久期分析方法考察了污染企業(yè)的生存狀態(tài)，文章的邊際貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：（1）從微觀企業(yè)視角考察了企業(yè)污染物排放強度與生存狀態(tài)之間的關系，以對高污染企業(yè)是否率先退出市場進行判斷；（2）對污染企業(yè)究竟是通過生產(chǎn)效率提升還是依靠政府補貼改善生存狀態(tài)問題進行了考察，對其生存之道是否有悖于市場自然選擇功能進行了評價；（3）進一步根據(jù)行業(yè)屬性的異質(zhì)性，對研究樣本進行了分類考察。

二、理論邏輯與研究假設

（一）排污強度與污染企業(yè)生存狀態(tài)。拓展劉海英和謝建政（2016）的研究，對理論模型作如下假設：（1）生產(chǎn)函數(shù)性質(zhì)假設：污染企業(yè)存在規(guī)模報酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)，資本投入抽象為污染設備的運行成本，且污染設備的運行具有連續(xù)性；（2）環(huán)境規(guī)制強度跨期異質(zhì)性假設：污染企業(yè)在第t期 可以向環(huán)境任意排污，但隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，其在第t+1期必須安裝排污處理設備才能獲得生產(chǎn)許可；（3）排污處理設施與生產(chǎn)技術水平不相關假設：污染企業(yè)在第t+1期選擇安裝的排污處理設施只會減少排污強度，并不會直接作用于企業(yè)生產(chǎn)技術水平；（4）產(chǎn)品價格外生性假設：污染企業(yè)處于競爭性市場，對于特定污染企業(yè)而言，其產(chǎn)出商品價格是嚴格外生的。

基于上述假設，對于一家恰好位于臨界點的污染企業(yè)，如果在第t期其產(chǎn)出水平為Yt，勞動力投入量為lt，產(chǎn)生污染物排放的設備投入工時為xt，產(chǎn)出彈性為 α，對應的生產(chǎn)效率為At，則其生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

此時，該企業(yè)的生產(chǎn)過程將產(chǎn)生兩項生產(chǎn)成本：其一，勞動力投入成本ωlt；其二，污染設備運行成本。其中，ω為單位工資水平，τ為污染設備單位工時的運行費，如電力消耗和原材料投入等。如果臨界企業(yè)所生產(chǎn)產(chǎn)品的市場價格為pt，則其在第t期的利潤函數(shù)可表示為：

由一階條件可以得到該臨界企業(yè)生產(chǎn)設備最優(yōu)的運行函數(shù)：

由于企業(yè)處于能否持續(xù)經(jīng)營的臨界狀態(tài)，因此存在p=MC=AVC。由（3）式可以得到該臨界企業(yè)平均可變成本AVCt的最低點，即停止營業(yè)臨界點：

假設在第t+1期，由于環(huán)境規(guī)制強度的增加該臨界企業(yè)不得不加裝排污處理設施，如污水處理或脫硫脫硝裝置等，以減少生產(chǎn)活動中的污染物排放。其中，γ(e)＞ 0為加裝排污處理設施所增加的運行成本。γ是關于污染物排放強度e的函數(shù)，并且存在?γ/?e＞ 0。此時，第t+1期臨界企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)和利潤函數(shù)可以分別表示為：

其中，pt+1為臨界企業(yè)在第t+1期產(chǎn)出產(chǎn)品的市場價格，At+1為企業(yè)在第t+1期的生產(chǎn)效率，以此類推。f為加裝排污處理設施過程中發(fā)生的一次性購置、安裝或調(diào)試費等。此時，由一階條件可以得到臨界企業(yè)在第t+1期生產(chǎn)設備最優(yōu)的運行函數(shù)：

同理，可以得到臨界企業(yè)加裝排污處理設施之后能夠維持生存狀態(tài)所必需的臨界條件：

在其他條件不變的情況下，存在γ(e)＞ 0且?γ/?e＞ 0，因此在第t+1期臨界企業(yè)的停止營業(yè)臨界點將出現(xiàn)上升。并且原有排污強度越高，第t+1期停止營業(yè)點上升的幅度也就越大。此時，臨界企業(yè)如果不采取任何應對措施將會退出市場。由此，提出研究假設1：如污染企業(yè)不采取任何應對措施，高污染企業(yè)在環(huán)境規(guī)制過程中更難生存，即排污強度與生存狀態(tài)呈現(xiàn)反向關系。

（二）污染企業(yè)的生存路徑。臨界污染企業(yè)可通過對生產(chǎn)效率進行調(diào)整等一系列措施來應對清潔生產(chǎn)成本上升給其帶來的生存挑戰(zhàn)。由式（4）和式（8）可以得到：

（1）企業(yè)提升生產(chǎn)效率。在其他條件不變的情況下，對式（9）求解的偏導數(shù)可以有：

（2）政府進行補貼扶持。正如前文所述，在現(xiàn)實的環(huán)境規(guī)制過程中，地方政府出于多重因素考慮會選擇性地給予臨界企業(yè)以補貼為代表的政策扶持。假設臨界企業(yè)在加裝排污處理設施過程中能夠獲得的政府補貼為sub，則式（9）可以改造為：

現(xiàn)實層面，相較于抽象的資本產(chǎn)出彈性而言，行業(yè)屬性更易于觀察。即有研究表明，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)時，資本密集度相對較高的重工業(yè)的資本產(chǎn)出彈性 α也相對較大（Michl，1999；鄭東雅和皮建才，2017）。因此，具有不同行業(yè)屬性性質(zhì)的污染企業(yè)，其生存路徑的選擇效果是不同的。具有更高資本產(chǎn)出彈性的重工業(yè)企業(yè)在“求生存”過程中需要更有力的應對措施才能起到相似的效果。由此，提出研究假設4：身處重工業(yè)行業(yè)中的污染企業(yè)需要更多的效率提升或是政府補貼才能改善生存狀態(tài)。

三、樣本與模型選取

（一）樣本選取。由于具有樣本量大、指標多、期間長等一系列優(yōu)勢，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫目前被廣泛應用于企業(yè)經(jīng)營狀況的分析研究。中國污染物排放數(shù)據(jù)庫則包含了數(shù)十萬家各類型微觀企業(yè)數(shù)十種重要污染物排放數(shù)據(jù)，能夠相對全面反映工業(yè)企業(yè)的排污信息。本文將上述兩個數(shù)據(jù)庫按照法人代碼、企業(yè)名稱和電話號碼等維度進行橫向匹配和縱向合并，獲得全部國有企業(yè)和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)包含經(jīng)營信息和污染物排放信息的研究樣本。由于工業(yè)增加值、中間產(chǎn)品價值和政府補貼等一些重要的統(tǒng)計信息缺失，基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的研究大多截止至2007年。因此參照通行做法，將1998年至2007年作為研究的樣本期間。為了解決左歸并問題，將1998年之后開業(yè)企業(yè)作為樣本企業(yè)?？紤]到企業(yè)成立當年如果經(jīng)營不滿一個完整自然年度或是經(jīng)營活動尚未完全開展可能導致營業(yè)收入不足500萬元，其相關信息就不會在中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中得到反映，因此以企業(yè)成立的下一年份作為第一個完整經(jīng)營年度進行樣本篩選。例如，統(tǒng)計1998年開業(yè)企業(yè)，則以經(jīng)匹配后的1999年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為基礎，通過“開業(yè)時間=1998”進行篩選，如該企業(yè)在2000年數(shù)據(jù)庫中仍出現(xiàn)則認定其存活1年，令表示歸并的虛擬變量failure=0；反之，則認為其在1年時間內(nèi)退出市場，依此類推。為保證久期分析的準確性，如遇到持續(xù)經(jīng)營期間內(nèi)因個別年份統(tǒng)計信息缺失產(chǎn)生的區(qū)間歸并問題，將failure視為外生，忽略引致歸并的內(nèi)生因素。經(jīng)過上述處理，共獲得11 248家有效的污染企業(yè)樣本。參照謝千里等（2008）的通行做法，回歸過程中刪除持續(xù)經(jīng)營期間財務指標缺失和財務統(tǒng)計信息異常的樣本。

對于核心解釋變量“企業(yè)污染物排放強度”作如下處理：（1）考慮到廢水排放總量和廢氣排放總量最能綜合反映各類污染物排放總體信息，將兩項指標除以經(jīng)平減后的固定資產(chǎn)凈值，近似反映企業(yè)污染物的排放相對強度；（2）參考趙連閣等（2014）的做法，取每個微觀企業(yè)兩項污染物排放相對強度與全部樣本企業(yè)排放相對強度平均值的比值，進行無量綱化處理；（3）利用無量綱處理后的廢水和廢氣排放相對強度的算術平均值poll反映樣本企業(yè)污染物綜合排放強度。

圖1左圖反映了樣本企業(yè)Kaplan-Meier分布函數(shù)。結(jié)果顯示，樣本企業(yè)的平均生存年限僅為2.32年左右，其中超過1/3將在經(jīng)營1年之后退出市場。圖1右圖進一步反映了不同污染強度企業(yè)的經(jīng)營風險分布。其中，分年度將污染物綜合排放強度poll進行排序，將位于中位數(shù)以上的企業(yè)定義為高污染企業(yè)。結(jié)果顯示，在設立5年之內(nèi)全部污染企業(yè)的經(jīng)營風險均隨經(jīng)營期限的延長而逐步加大，從第6年開始經(jīng)營風險基本保持穩(wěn)定。但需注意的是，在所有樣本年份低污染企業(yè)的經(jīng)營風險都高于高污染企業(yè)，同等狀態(tài)下將面臨著更高的退出風險。由此初步判斷，在環(huán)境規(guī)制強度不斷加大的背景下，高污染企業(yè)可能更易于獲得更高的安全邊際，這一點明顯與市場優(yōu)勝劣汰的自然選擇功能相悖，但卻與樣本期間內(nèi)中國環(huán)境污染程度逐步加深的直覺基本相符。

圖1 樣本企業(yè)Kaplan-Meier分布與風險分布

（二）模型選取。常見的久期分析包括加速失效模型和比例風險模型（COX模型是一種非參數(shù)型的比例風險模型）。其中，如果設定λ0(t)為依賴時間t且與個體特征無關的“基準風險”，exβ為與解釋變量x相關的個體風險，則比例風險模型的基本假定是λ(t;x)= λ0(t)exβ。如果這個假定不成立，則包括COX模型在內(nèi)的比例風險模型就不能成立。為此，需要對比例風險模型進行設定檢驗。計算核心解釋變量poll的舍恩菲爾德殘差（Schoenfeld Residuals），并觀測其結(jié)果與時間的擬合效果。結(jié)果顯示，poll的殘差對時間的回歸斜率顯著不為0，因此比例風險模型的基本假定并不成立。最終，選擇加速失效模型對污染企業(yè)的生存狀態(tài)進行考察?；灸Ｐ腿缦拢?/p>

對于污染企業(yè)i，T表示生存時間，x為影響生存且與持續(xù)時間無關的解釋變量，β為回歸系數(shù)向量，e是獨立同分布隨機變量。設S(t|x,β)為exp(ei)的生存函數(shù)，則存在：

式（13）中，exp(-βx)＞1意味著風險加速，exp(-βx)＜1意味著風險減速；由此當βx＞0時企業(yè)生存狀態(tài)改善，當βx＜0時生存狀態(tài)惡化。

參考既有研究，解釋變量向量X除包括污染物綜合排放強度poll之外，還包括如下控制變量（CV）：（1）全要素生產(chǎn)率（tf p），用LP方法計算得到企業(yè)全要素生產(chǎn)率之后對結(jié)果取對數(shù)，2004年工業(yè)增加值缺失數(shù)據(jù)利用聶輝華等（2012）提供的方法折算獲得；（2）企業(yè)規(guī)模（scale），用經(jīng)平減后的企業(yè)總資產(chǎn)對數(shù)值及其平方項度量；（3）盈利能力（probit），用企業(yè)的總資產(chǎn)收益率衡量；（4）杠桿率（leverage），用企業(yè)的資產(chǎn)負債率衡量；（5）財務負擔（f_burden），用企業(yè)利息支出占主營業(yè)務收入比重衡量；（6）工資負擔（w_burden），用企業(yè)工資福利費支出占主營業(yè)務收入比重衡量；（7）資本密集度（density），用經(jīng)平減后的企業(yè)勞均固定資產(chǎn)凈值衡量；（8）地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度（regulation），用省際排污費征繳金額對數(shù)值衡量；（9）所有制性質(zhì)（ownership），用虛擬變量反映，國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0。此外，回歸過程中還進一步控制了企業(yè)隸屬關系（af filiation）、兩位數(shù)代碼行業(yè)（industry）、所屬省份（region） 和所屬年份（year）。有關數(shù)據(jù)分別利用工業(yè)品出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和消費者物價指數(shù)平減至1998年。表1描述了核心解釋變量和相關控制變量的統(tǒng)計特征。

表1 核心解釋變量與相關控制變量描述性統(tǒng)計特征

四、實證結(jié)果

（一）總體回歸結(jié)果。首先對污染物綜合排放強度與企業(yè)生存狀態(tài)之間關系進行總體回歸，表2 第（1）至第（4）列分別列示了Exponential、Weibull、Gompertz和Loglogistic四種分布的回歸結(jié)果。Loglogistic分布回歸系數(shù)反映的是風險概率的半彈性，其各項估計值與加速失效模型的回歸系數(shù)是相反的。各種概率分布的回歸結(jié)果均顯示了非常高的穩(wěn)健性?？紤]到Weibull分布原假設lnp對應的p值為0，且其AIC信息準則擬合結(jié)果等于21 901.13，小于Gompertz分布的擬合結(jié)果24 948.08，因此最終選擇第（2）列的Weibull分布作為基準回歸模型。結(jié)果顯示，與圖1右圖初步的描述性分析結(jié)果相吻合，中國污染企業(yè)市場退出行為確實存在“逆向選擇”效應。在控制了隸屬關系、所屬行業(yè)和所在地區(qū)等一系列因素之后，高污染企業(yè)仍然較低污染企業(yè)更易于在市場中生存。通過計算，污染物綜合排放強度的生存比率值為1.002，即企業(yè)污染物排放強度每增加1%，其生存概率反而增加0.2%。因此初步研究結(jié)果顯示，研究假設1并未成立。

表2 模型初步回歸結(jié)果

控制變量的估計結(jié)果與直覺基本相符，盈利能力的增強以及杠桿率、工資負擔的下降均有利于提高相關企業(yè)生存幾率。總資產(chǎn)對數(shù)值估計結(jié)果的一次項為負，二次項為正，說明生存時間與企業(yè)規(guī)模之間存在“正U形”關系，中等規(guī)模污染企業(yè)面臨著最高的經(jīng)營風險。對于該現(xiàn)象相關文獻曾給出如下解釋：企業(yè)過快擴張會對持續(xù)生存構成威脅（肖興志等，2014），并且這一特征對于小型企業(yè)表現(xiàn)得尤為明顯（Holmes等，2010）。因此，隨著規(guī)模的擴張，小型企業(yè)在初始階段其生存風險是逐步加大的，只有當企業(yè)規(guī)模跨過“正U形”曲線拐點逐步向大型企業(yè)發(fā)展時，其生存狀態(tài)才會逐步改善。此外，實證結(jié)果還顯示，樣本期間內(nèi)所有制性質(zhì)的估計結(jié)果顯著為負，說明國有企業(yè)將面對相對更高的經(jīng)營風險，這可能與非國有企業(yè)更易于規(guī)避環(huán)境監(jiān)管等因素有關。最后，需要特別關注以下兩點信息：其一，環(huán)境規(guī)制強度與污染企業(yè)生存狀態(tài)之間雖呈現(xiàn)一定的負向關系，但其結(jié)果未通過顯著性檢驗；其二，全要素生產(chǎn)率雖然對生存狀態(tài)有一定的改善作用，但回歸系數(shù)也始終不夠顯著。以上兩條信息說明，地方政府環(huán)境規(guī)制強度的增加并沒有將高污染且低效率企業(yè)淘汰出市場。原因很可能是存在“非市場化”因素通過外部的不斷輸血維持低效率企業(yè)生存（王萬珺和劉小玄，2018）。換言之，可能存在著資源錯配因素延長了低效率企業(yè)的生存時間（李平等，2018）。

（二）內(nèi)生性的處理。企業(yè)污染物排放強度并非隨機產(chǎn)生的，而是根據(jù)生存狀態(tài)自我進行生產(chǎn)方式和經(jīng)營模式選擇的結(jié)果。因此，聯(lián)立偏誤問題可能會對本文的估計結(jié)果產(chǎn)生內(nèi)生性干擾?，F(xiàn)有文獻經(jīng)常采用傾向匹配得分（PSM）等方法控制內(nèi)生性，但該方法存在一定弊端。例如，PSM要求處理組與控制組的傾向得分有較大的共同取值范圍，否則會因觀測值丟失導致樣本代表性缺失；PSM只控制了可測變量的影響，由此會帶來隱性偏差等。在存在合適工具變量的前提下，工具變量法可能是一種相對更好的處理內(nèi)生性的估計方法（Hansen和Kozbur，2014）。綜合考慮，本文通過如下方法解決內(nèi)生性問題。

首先，計算污染物綜合排放強度poll的滯后一期項，重新擬合其與企業(yè)生存狀態(tài)之間的關系。如表3第（1）列所示，滯后一期的污染物排放綜合強度仍然會對企業(yè)生存時間產(chǎn)生正向影響，且影響程度和顯著性水平均顯著高于當期污染強度的回歸結(jié)果。因此，在控制內(nèi)生性之后，相關研究結(jié)論依然穩(wěn)健。其次，參考包群等（2015）的研究，采用兩部估計法對模型進行再次檢驗?？傮w回歸結(jié)果已顯示，環(huán)境規(guī)制強度不會對本地區(qū)污染企業(yè)生存時間產(chǎn)生顯著影響，但顯然其會對污染企業(yè)的排放強度產(chǎn)生作用。同時對于特定微觀企業(yè)，包括環(huán)境規(guī)制在內(nèi)的政府政策具有外生性（Smulders和Di Maria，2012），也較為適合作為工具變量。因此，將地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度regulation和poll的滯后一期項作為工具變量對當期企業(yè)污染物排放綜合強度進行回歸，然后用擬合殘差值代入久期分析模型對企業(yè)生存時間的影響進行再次估計。表3第（2）列的回歸結(jié)果顯示，污染物排放綜合強度的增加依然有助于相關企業(yè)獲得更長的生存時間，“污而不倒”現(xiàn)象仍舊穩(wěn)定存在。

表3 內(nèi)生性處理、持續(xù)性考察及其他穩(wěn)健性檢驗①由于篇幅所限，表4和表5省略控制變量的回歸結(jié)果，如有需要可向作者索取。

（三）“污而不倒”現(xiàn)象的持續(xù)性。生存函數(shù)S(t|x,β)本身就是通過概率密度函數(shù)重點刻畫不隨時間變化的解釋變量x對于企業(yè)生存狀態(tài)的影響。對于實際生存期限T*超過樣本觀測期間t的右歸并問題，能夠通過概率函數(shù)P(T*＞t)=S(t|x,β)進行似然估計。因此，久期分析不僅能夠準確刻畫樣本期間內(nèi)的企業(yè)生存，還能有效估計樣本期間之后生存狀態(tài)的變化。但為進一步觀察“污而不倒”現(xiàn)象的可持續(xù)性，本文通過如下方法對2007年之后污染企業(yè)的生存狀態(tài)進行拓展研究，以進一步印證相關結(jié)論是否會隨時間的推移而產(chǎn)生變化。

從2011年開始，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務收入標準上調(diào)至2 000萬元，統(tǒng)計口徑變化可能導致將主營業(yè)務收入介于500萬元至2 000萬元區(qū)間的污染企業(yè)誤判為退出市場，因此將2010年作為右歸并時間節(jié)點對模型進行再次檢驗。經(jīng)處理，污染企業(yè)樣本總量增加至16 085家，平均生存年限延長至4.10年。由于2008年至2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫部分年度工業(yè)增加值數(shù)據(jù)缺失，因此此處僅對企業(yè)隸屬關系、兩位數(shù)代碼行業(yè)、所屬省份和所屬年份進行控制，回歸結(jié)果如表3第（3）列所示。結(jié)果顯示，回歸系數(shù)估計結(jié)果和顯著性水平雖有小幅下降，但研究假設1依然未能成立。“污而不倒”現(xiàn)象雖有緩解，但依然存在。

最新的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國污染物排放數(shù)據(jù)庫分別只更新至2013年和2012年，因此現(xiàn)有研究大多難以對其后年份企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營狀況進行考察。但2013年之后，國家環(huán)境規(guī)制力度顯著增強，特別是近年來掀起的“環(huán)保風暴”可能直接會影響污染企業(yè)生存。因此，對近年“污而不倒”現(xiàn)象是否能夠持續(xù)問題進行考察就顯得尤為必要。考慮到工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)質(zhì)量，選擇2007年成立的污染企業(yè)作為樣本，通過國家市場監(jiān)督管理總局的企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)手工檢索截至2018年底樣本企業(yè)的生存狀態(tài)。如果系統(tǒng)狀態(tài)顯示“存續(xù)”則認定企業(yè)依然生存，出現(xiàn)“吊銷”或“注銷”等其他狀態(tài)則認定企業(yè)退出。通過數(shù)據(jù)庫匹配得到的2007年開業(yè)的污染企業(yè)數(shù)量為1 995家，其中198家在企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)未能檢索到，予以剔除。觀察剩余1 798家樣本企業(yè)生存年限，結(jié)果顯示其平均生存年限為5.5年，甚至高于以2010年為右歸并的4.10年。當然，其中可能存在少量企業(yè)已經(jīng)退出市場但尚未進行“注銷”等特殊情形，但從大概率上講，“環(huán)保風暴”并未帶來污染企業(yè)生存狀態(tài)的顯著變化。原因可能主要有以下方面：其一，“環(huán)保風暴”關停的重點是“小散亂污”企業(yè)，而本文研究樣本為全部國有企業(yè)和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)，樣本企業(yè)生存所受影響并不顯著；其二，“環(huán)保風暴”常采取重污染期間強制企業(yè)停產(chǎn)方式控制排污，但“停產(chǎn)≠死亡”，污染企業(yè)可能采取“錯峰生產(chǎn)”方式應對環(huán)保督查；其三，環(huán)保督查強度在不同地區(qū)存在顯著差異，部分污染企業(yè)可能采取生產(chǎn)地轉(zhuǎn)移等方式進行規(guī)避，這樣對污染企業(yè)整體的生存狀態(tài)就不會產(chǎn)生直接作用。

（四）進一步的穩(wěn)健性檢驗。除對內(nèi)生性和“污而不倒”現(xiàn)象的考察之外，進一步進行其他形式的穩(wěn)健性檢驗。poll是經(jīng)過無量綱處理后反映污染企業(yè)廢水和廢氣排放強度的綜合指標，由此擔心處理過程中可能導致部分數(shù)據(jù)的原始統(tǒng)計特征丟失，影響估計結(jié)果穩(wěn)健性。利用企業(yè)廢水（氣）排放量與固定資產(chǎn)凈值的比值直接反映樣本企業(yè)不同類型污染物的排放強度，再將結(jié)果作為代理變量引入模型重新估計，具體結(jié)果如表3第（4）列和第（5）列所示。結(jié)果說明，無論是工業(yè)廢水還是工業(yè)廢氣，高排污企業(yè)依然能夠獲得更高的生存幾率，且不同類型污染物對于企業(yè)生存狀態(tài)的影響強度大體相當。進一步，不同門類企業(yè)生產(chǎn)過程可能存在異質(zhì)性。因此，將采掘行業(yè)，電力、燃氣和水的生產(chǎn)和供應行業(yè)刪除，僅保留制造業(yè)企業(yè)對模型進行重新估計。如表3第（6）列所示，無論是回歸系數(shù)估計值還是顯著性水平，制造業(yè)企業(yè)與全部工業(yè)樣本企業(yè)的回歸結(jié)果都極為接近，說明“污而不倒”現(xiàn)象在各門類企業(yè)中均穩(wěn)定存在。

五、生存路徑的考察與行業(yè)屬性的作用

（一）生存路徑的考察。樣本期間內(nèi)污染企業(yè)的經(jīng)營風險并未隨著污染物排放強度的增加而增加，還在相當程度上表現(xiàn)出生存幾率與排污強度同向相行的變化趨勢。這種“污而不倒”現(xiàn)象背后，污染企業(yè)必有其自身的生存之道。本文主要從生產(chǎn)效率和補貼依賴兩個角度對污染企業(yè)的生存路徑展開進一步分析。

首先，通過觀察污染物綜合排放強度poll與全要素生產(chǎn)率tf p交乘項的回歸結(jié)果分析生產(chǎn)效率在企業(yè)“求生存”過程中的作用，以檢驗相關企業(yè)是否會因效率提升而增加自身的生存幾率。表4第（1）列中poll×tf p的回歸結(jié)果異常不顯著，說明生產(chǎn)效率的調(diào)節(jié)效應并沒有得到有效發(fā)揮?；蛘哒f，清潔生產(chǎn)成本上升能夠倒逼污染企業(yè)提升效率以降低經(jīng)營風險的預期結(jié)果并未產(chǎn)生。因此，研究假設2并不成立。

繼續(xù)考察政府是否通過補貼扶持等“有形之手”改善了污染企業(yè)生存狀態(tài)?？紤]到絕大多數(shù)企業(yè)并不能夠連續(xù)多年獲得政府補貼，直接用實獲補貼金額與污染物排放強度進行交乘可能會丟失重要的統(tǒng)計信息。因此，借鑒鄧子梁和陳巖（2013）的研究，通過構造代理變量sub=log(subsidy/asset+0.01)反映政府補貼相對強度。其中，subsidy為企業(yè)實獲補貼金額，asset為企業(yè)總資產(chǎn)。如表4第（2）列所示，poll×sub的回歸結(jié)果表明，政府補貼的調(diào)節(jié)作用明顯，污染企業(yè)確實會通過獲得政府補貼改善自身生存狀態(tài)，延長生存時間。由此證明了研究假設3成立。

進一步計算政府補貼的具體影響。對回歸系數(shù)進行換算，poll×sub對應的生存比率值為1.0002，sub的對應值為0.9453。由此，政府補貼強度對于企業(yè)生存的實際影響大約為1.2023。即政府補貼強度每變化1%，企業(yè)生存時間將會變化0.2023個標準差。

表4 污染企業(yè)生存路徑的分析

大量研究還表明，政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)效率之間存在密切關聯(lián)，并會對生產(chǎn)效率產(chǎn)生不確定性影響（余明桂等，2010；Carboni，2011）。構造poll×sub×tf p交乘項進一步考察政府補貼和生產(chǎn)效率對于污染企業(yè)生存狀態(tài)的綜合調(diào)節(jié)效應。如表4第（3）列所示，poll×sub×tf p交乘項的回歸系數(shù)極小且僅能勉強通過10%的顯著性檢驗。因此，對于高污染強度企業(yè)進行政府補貼雖然可能在一定程度上通過提升生產(chǎn)效率間接降低企業(yè)經(jīng)營風險，但其作用本身是非常有限的?！拔鄱坏埂爆F(xiàn)象背后深層次的原因還在于政府補貼的直接作用。

（二）行業(yè)屬性的作用。繼續(xù)考察污染企業(yè)“求生存”過程中行業(yè)屬性的作用，以驗證是否如研究假設4所預期的那樣，資本產(chǎn)出彈性相對更高的重工業(yè)企業(yè)需要更多的政策干預才能改善生存狀態(tài)。表4第（4）列顯示了僅保留重工業(yè)企業(yè)之后，政府補貼調(diào)節(jié)效應的變化。結(jié)果顯示，poll×sub的回歸結(jié)果系數(shù)依然為正。這也意味著對于重工業(yè)中的污染企業(yè)而言，政府補貼依然存在顯著的調(diào)節(jié)效應。進一步，對更為關心的政府補貼調(diào)節(jié)效應大小進行計算。對表4第（4）列中的相關系數(shù)進行換算，poll×sub對應的生存比率值為1.0021，sub的對應值為0.9212。計算得到在重工業(yè)中，政府補貼強度對于企業(yè)生存的實際影響大約為1.1782。相較于全行業(yè)樣本計算得到的結(jié)果，標準差變化幅度減少0.0241個單位。結(jié)果說明，同樣強度的政府補貼在重工業(yè)企業(yè)中所產(chǎn)生的偏效應相對更小。換言之，如果身處于重工業(yè)之中，污染企業(yè)需要更大強度的政府補貼才能改善其生存狀態(tài)，他們的“補貼依賴癥”更為嚴重。由此，研究假設4得證。

六、研究結(jié)論與政策反思

本文以1998至2007年11 248家工業(yè)企業(yè)為樣本，運用久期分析方法考察了中國污染企業(yè)的生存狀態(tài)和生存路徑。研究獲得以下發(fā)現(xiàn)：（1）中國污染企業(yè)存在“污而不倒”的“逆向選擇”效應，高污染企業(yè)的生存時間反而相對較長；（2）高污染企業(yè)并沒有如“波特假說”所預期的那樣，通過企業(yè)自身提升生產(chǎn)效率改善生存狀態(tài)，“污而不倒”現(xiàn)象存在的深層原因在于以補貼為代表的政府干預；（3）政府補貼的干預效果與污染企業(yè)行業(yè)屬性有關，重工業(yè)行業(yè)企業(yè)的“補貼依賴癥”相對更為嚴重。

2015年1月1日，修訂后的被稱為“史上最嚴”的環(huán)保法——《中華人民共和國環(huán)境保護法》正式施行。在其修訂前后，《大氣污染防治行動計劃》、《水污染防治行動計劃》、《土壤污染防治行動計劃》也相繼出臺。此后，多地掀起“環(huán)保風暴”，以“小散亂污”治理為重點限產(chǎn)、停產(chǎn)了一批污染企業(yè)。雖然治污成效初步顯現(xiàn)，但在執(zhí)行過程中過多依靠行政手段的做法也引起了爭議。結(jié)合本文研究結(jié)論，對于當前環(huán)境規(guī)制政策應進行如下反思：

其一，注重還原市場選擇功能，倒逼企業(yè)轉(zhuǎn)型增效。污染物排放是人類經(jīng)濟活動的副產(chǎn)品，污染防治的政策制定須還原經(jīng)濟學本源，單純依靠行政手段的效果可能不會有長久之效。因此長期來看，環(huán)境規(guī)制政策的根本發(fā)力點還應在于構建完善的環(huán)境保護法律制度，并在此基礎上依法控排、依法治污，減少通過“一刀切”等臨時措施過多干預微觀企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。最終目標是在強化外部約束基礎上，通過充分發(fā)揮市場選擇功能倒逼污染企業(yè)提升效率，實現(xiàn)轉(zhuǎn)型發(fā)展，真正變“短功”為“長效”。

其二，建立有效的污染企業(yè)退出機制和保障機制。面對日益加大的環(huán)境規(guī)制力度，政府的“發(fā)力點”不應僅限于對高污低效企業(yè)一關了之。還應在建立完善高效的資本資產(chǎn)交易市場、勞動力再就業(yè)市場和技術轉(zhuǎn)讓扶持市場等方面持續(xù)“做功”，解決轉(zhuǎn)型困難的企業(yè)關停后企業(yè)、職工和社會各方的后顧之憂，降低市場退出壁壘和退出成本，才是在“市場在資源配置中起決定性作用”過程中“更好發(fā)揮政府作用”的應有之意。

其三，注重多部門政策間的銜接協(xié)調(diào)。高污染企業(yè)退出難一直是困擾中國經(jīng)濟結(jié)構轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量綠色發(fā)展的難點問題之一，其重要原因就是部門職權條塊分割等產(chǎn)生的環(huán)境規(guī)制政策和以政府補貼為代表的產(chǎn)業(yè)政策之間的矛盾和沖突。為此，在政策制定和執(zhí)行過程中，應該尤為注重政策間的相互配合、相向而行，減少部門間“一方治污染，一方給補貼”這樣相互沖突的政策供給，力爭形成污染治理的政策合力。

當然，由于部分核心變量缺失，本文的基礎模型僅觀測了1998-2007年之間的樣本，穩(wěn)健性檢驗樣本右歸并期間也僅延長至2010年，樣本企業(yè)數(shù)量增至16 085家。但文章未能對近年來掀起的“環(huán)保風暴”所產(chǎn)生的現(xiàn)實影響，特別是“環(huán)保風暴”下污染企業(yè)的生存路徑進行更為細致的刻畫和估計。這些都需要后續(xù)隨著數(shù)據(jù)庫更新再進行必要的跟蹤研究。