郭炳南 馮 雨 張 浩

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國的經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，但粗放型的發(fā)展模式也帶來了日益惡劣的環(huán)境問題。根據(jù)《2020年全球環(huán)境績效指數(shù)報告》，在180個國家和地區(qū)中，中國的環(huán)境績效綜合指數(shù)位列第120位，表明中國的環(huán)境治理正面臨嚴峻形勢。在第75屆聯(lián)合國大會上，中國提出了2030年碳達峰、2060年碳中和目標；隨后，“雙碳”目標被寫入“十四五”規(guī)劃。作為負責任的世界大國，中國始終是積極應對全球氣候變化的踐行者，早在2010年就圍繞“減碳降碳”開展了低碳城市試點工作，并在2012年和2017年擴大了試點范圍，向世界各國彰顯了中國應對全球環(huán)境問題的堅定決心和責任擔當。當前，中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，全要素生產(chǎn)率的提高是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必經(jīng)之路。(1)蔡昉：《中國經(jīng)濟改革效應分析——勞動力重新配置的視角》，《經(jīng)濟研究》2017年第7期。制造業(yè)企業(yè)既是碳排放大戶，也是碳減排技術研發(fā)的核心機構(gòu)，作為低碳城市建設的重要貢獻者，提高制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、減少碳排放，實現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)“環(huán)境—經(jīng)濟”的耦合協(xié)同，對于新時代推進高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

學界對環(huán)境規(guī)制的政策效應研究，多圍繞“遵循成本說”和“創(chuàng)新補償效應”展開：(1)遵循成本說：環(huán)境規(guī)制作為政策約束，在一定程度上會限制企業(yè)利潤最大化的產(chǎn)出水平，增加其支付成本，產(chǎn)生擠出效應(2)Thomas J. Dean, etal.，“Pollution Regulation as a Barrier to New Firm Entry: Initial Evidence and Implications for Future Research”， Academy of Management Journal,Vol.38,No.1,1995,pp.288-303.，進而抑制企業(yè)技術創(chuàng)新(3)Gary B, etal.,“Plant Vintage, Technology, and Environmental Regulation”,Journal of Environmental Economics and Management,Vol.46,No.3,2003,pp.384-402.、提升經(jīng)濟體的績效(4)Anu L?hteenm?ki-Uutela, Sari Repka, Teemu Haukioja, etal., “How to Recognize and Measure the Economic Impacts of Environmental Regulation: The Sulphur Emission Control Area case”,Journal of Cleaner Production, Vol.154,No.15,2017,pp.553-565.、提升重污染企業(yè)的盈利能力(5)Zhou Di, etal., “Does Environmental Regulation Promote Enterprises’ Profitability? Evidence from the Implementation of China’s Newly Revised Environmental Protection Law”, Economic Modelling, No.10,2021,pp.102-118.、降低城市的全要素生產(chǎn)率水平(6)徐彥坤、祁毓：《環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率影響再評估及機制檢驗》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2017年第6期。。(2)創(chuàng)新補償效應：合理的環(huán)境規(guī)制政策會對企業(yè)產(chǎn)生創(chuàng)新補償，進而激勵企業(yè)創(chuàng)新，為企業(yè)帶來更高的生產(chǎn)率(7)Porter C., etal., “Green and Competitive: Ending the Stalemate”, Harvard Business Review, Vol.73,No.5,1995,pp.120-134.、提升企業(yè)的專利申請數(shù)量和全要素生產(chǎn)率(8)Inmaculada Martínez-Zarzoso, Aurelia Bengochea-Morancho, Rafael Morales-Lage. “Does environmental policy stringency foster inNovation and productivity in OECD countries?”, Energy Policy,2019,p.110982.、增加企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(9)Sohail Ahmad Javeed, etal. “An analysis of Relationship Between Environmental Regulations and Firm Performance with Moderating Effects of Product Market Competition: Empirical Evidence from Pakistan”, Journal of Cleaner Production,Vol.254,No.1,2020,p.126505.、提升企業(yè)創(chuàng)新能力(10)Mbanyele William, etal., “Environmental Regulation and Technological Innovation: Evidence from China”, Environmental Science and Pollution Research International,Vol.29,No.9,2021,pp.12890-12910.。

關于環(huán)境規(guī)制能否提升全要素生產(chǎn)率，存在諸多爭議。多數(shù)學者認為環(huán)境規(guī)制能顯著提升全要素生產(chǎn)率(11)Joseph S. etal., “Why Is Pollution from US Manufacturing Declining? The Roles of Environmental Regulation, Productivity, and Trade”, American Economic Review,Vol.108.No.12,2018,pp.3814-3854.，因為環(huán)境規(guī)制會引導決策者考慮創(chuàng)新的潛在機會成本(12)Yana Rubashkina, etal., “Environmental Regulation and Competitiveness: Empirical Evidence on the Porter Hypothesis from European Manufacturing Sectors”, Energy Policy,2015,p.120197.，即環(huán)境規(guī)制主要通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和創(chuàng)新作用于城市或行業(yè)的全要素生產(chǎn)率(13)Santis R., etal., “Environmental Regulation and Productivity Growth: Main Policy Challenges”, International Economics,Vol.41,No.1,2021,pp.264-277.(14)臧傳琴、孫鵬：《低碳城市建設促進了地方綠色發(fā)展嗎?——來自準自然實驗的經(jīng)驗證據(jù)》，《財貿(mào)研究》2021年第10期。。也有部分學者認為，環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間并非是單純的線性關系，而是存在著遞減的均衡(15)Armando Sanchez Vargas, etal., “An Empirical Analysis of the Nonlinear Relationship Between Environmental Regulation and Manufacturing Productivity”, Journal of Applied Economics, Vol.16,No.2,2019,pp.357-371.或U形關系(16)許長新、甘夢溪：《黃河流域經(jīng)濟型環(huán)境規(guī)制如何影響綠色全要素生產(chǎn)率?》，《河海大學學報(哲學社會科學版)》2021年第6期。。此外，少數(shù)學者認為環(huán)境規(guī)制會阻礙全要素生產(chǎn)率的提高，影響程度也會隨環(huán)境規(guī)制的類型而發(fā)生改變(17)夏涼、朱蓮美、王曉棟：《環(huán)境規(guī)制、財政分權(quán)與綠色全要素生產(chǎn)率》，《統(tǒng)計與決策》2021年第13期。，因為環(huán)境規(guī)制提升了企業(yè)的治理成本、侵蝕了企業(yè)利潤(18)Walley N, etal.,“It’s Not Easy Being Green”, Harvard Business Review, Vol.72,No.3,1994,pp.46-52.，且這種降低主要體現(xiàn)在企業(yè)的退出效應上(19)周瑞輝、劉耀彬、楊新梅：《環(huán)境規(guī)制強度與行業(yè)內(nèi)企業(yè)加總?cè)厣a(chǎn)率》，《南京財經(jīng)大學學報》2021年第5期。。盡管國內(nèi)外關于這一主題的研究不斷取得進展，但由于各國的環(huán)境規(guī)制政策存在較大差異、施策力度不同、研究對象和樣本也不同，尚未達成一致結(jié)論。

隨著這一探討的深入，中國的學者也針對本國的環(huán)境規(guī)制(如低碳城市試點)的政策效應評估展開了諸多研究，主要分為以下四種：第一，環(huán)境規(guī)制的污染減排效應。低碳城市建設顯著降低了城市空氣污染，且這種降低主要源于工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與創(chuàng)新(20)宋弘、孫雅潔、陳登科：《政府空氣污染治理效應評估——來自中國“低碳城市”建設的經(jīng)驗研究》，《管理世界》2019年第6期。。第二，環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應。低碳城市試點政策能夠提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力(21)熊廣勤、石大千、李美娜：《低碳城市試點對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響》，《科研管理》2020年第12期。，但不會對企業(yè)的生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)鏈布局產(chǎn)生影響(22)陳啟斐、王雙徐：《發(fā)展服務業(yè)能否改善空氣質(zhì)量?來自低碳試點城市的證據(jù)》，《經(jīng)濟學報》2021年第1期。。第三，環(huán)境規(guī)制對外商投資的影響。中國實施的低碳城市試點政策能夠促進外商直接投資(23)龔夢琪、劉海云、姜旭：《中國低碳試點政策對外商直接投資的影響研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第6期。，且試點政策主要通過污染減排、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及技術創(chuàng)新環(huán)境的改善等途徑產(chǎn)生影響(24)孫林、周科選：《中國低碳試點政策對外商直接投資質(zhì)量影響研究——來自“低碳城市”建設的準自然實驗證據(jù)》，《東南學術》2020年第4期。，但具體的影響效果取決于負的成本效應和正的技術創(chuàng)新效應的疊加(25)李佳、高湘茗、湯毅：《低碳視角下環(huán)境規(guī)制對出口的影響研究》，《宏觀經(jīng)濟研究》2021年第10期。。第四，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響。低碳城市試點政策能夠通過提升城市創(chuàng)新水平、促進產(chǎn)業(yè)升級進而提升所在城市的全要素生產(chǎn)率(26)佘碩、王巧、張阿城：《技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城市綠色全要素生產(chǎn)率——基于國家低碳城市試點的影響渠道檢驗》，《經(jīng)濟與管理研究》2020年第8期。，且這種促進效應具有滯后的長期政策效應(27)韋東明、顧乃華：《城市低碳治理與綠色經(jīng)濟增長——基于低碳城市試點政策的準自然實驗》，《當代經(jīng)濟科學》2021年第4期。及正向空間溢出效應(28)張兵兵、周君婷、閆志?。骸兜吞汲鞘性圏c政策與全要素能源效率提升——來自三批次試點政策實施的準自然實驗》，《經(jīng)濟評論》2021年第5期。。作為中國實現(xiàn)“碳達峰”“碳中和”目標的一項環(huán)境政策工具，低碳城市試點政策能否提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率是當前學術界關注的熱點問題，關鍵在于如何定量識別這一政策效果及影響機制。低碳城市試點政策的分批實施可以看作準“自然實驗”，為識別這一政策對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響提供了充分證據(jù)。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對低碳城市試點的政策效應研究主要集中在技術創(chuàng)新、污染減排等方面，為分析低碳城市試點與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的邏輯關系提供了有益借鑒。但已有研究主要以城市、行業(yè)為研究對象，缺乏對微觀企業(yè)及作用機制的探討。因此，探究低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及作用機制，對于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。本文利用低碳城市試點這一準自然實驗，基于2007—2020年中國滬深上市制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分模型，探討了低碳城市試點政策能否提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并對其傳導機制及異質(zhì)性進行了驗證。

本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，提供了全新的研究視角。已有關于低碳城市試點政策效果的研究，大多集中于城市或行業(yè)層面的研究，無法反映企業(yè)間的差異，使得低碳城市試點對企業(yè)影響的異質(zhì)性被抹平。本文結(jié)合宏觀層面的城市數(shù)據(jù)與微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，探討了低碳城市試點的政策效應，為環(huán)境規(guī)制政策是否能夠兼顧生態(tài)效應和經(jīng)濟效益提供了重要的微觀經(jīng)驗證據(jù)；第二，探討了作用機制。已有文獻主要聚焦于低碳城市對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升作用的識別較弱。本文在考察低碳城市試點對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用渠道時，識別了技術創(chuàng)新和融資約束的中介作用，這對于破解低碳城市試點建設期間的短期困境至關重要；第三，深化了研究結(jié)論。已有研究在探索低碳城市試點的政策效果時，多將個體的處理期假定一致，這可能使研究結(jié)果有偏。本文根據(jù)低碳城市試點政策的實施時間，構(gòu)建三期面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分模型，深入研究了三批低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的成效差異，研究結(jié)論更加準確。

二、理論分析與假說

低碳城市試點作為一項環(huán)境政策工具，目的是在試點城市實行低能耗、低污染、低排放的經(jīng)濟發(fā)展模式，建立以低碳為生活理念和行為特征的資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會。作為綜合性環(huán)境規(guī)制，低碳城市試點政策具有弱激勵性和弱約束性。一方面，中央和地方政府會通過在試點城市出臺各種激勵政策，如稅收減免、財政補貼、減少融資約束等，緩解企業(yè)的生產(chǎn)和資金壓力，引導企業(yè)改進綠色生產(chǎn)方式、提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；另一方面，中央和地方政府也會采取各種懲罰措施，如約談、罰款、通報批評等，倒逼企業(yè)進行污染治理。因此，在環(huán)境保護和高質(zhì)量發(fā)展的雙重需求下，污染排放的成本與日俱增，這要求企業(yè)重視污染減排，實現(xiàn)生產(chǎn)方式向創(chuàng)新、綠色、高效的增長方式轉(zhuǎn)變，提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率?；谝陨戏治觯疚奶岢觯?/p>

假設H1：低碳城市試點政策能夠提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率

低碳城市試點政策的實施有助于提升企業(yè)的能源使用效率、降低污染物的排放、促進企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級，在實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的同時降低污染排放總量。隨著全要素生產(chǎn)率水平的提高，制造業(yè)企業(yè)也會升級生產(chǎn)線、研發(fā)綠色生產(chǎn)技術，實現(xiàn)“波特假說”(29)M. Tang， etal., “From Command -and -Control to Market -Based Environmental Policies： Optimal Transition Timing and China’s Heterogeneous Environmental Effectiveness”, Economic Modelling, Vol.90,2020,pp.1-10.(30)Li Ying, etal.,“The Influence Study on Environmental Regulation and Green Total Factor Productivity of China’s Manufacturing Industry”, Discrete Dynamics in Nature and Society,2021,p.5580414.(31)Jiang Hongli, etal., “Can Smart City Construction Facilitate Green Total Factor Productivity? A quasi-natural Experiment Based on China’s Pilot Smart City”, Sustainable Cities and Society, Vol.69,2021,p.102809.。此外，創(chuàng)新補償效應也認為，技術創(chuàng)新是企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的重要機制，即促進企業(yè)技術創(chuàng)新是低碳城市試點驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的有效路徑。因此，企業(yè)可以通過提高研發(fā)投入、加大技術研發(fā)力度，通過改進生產(chǎn)技術降低污染物排放，彌補環(huán)境治理和研發(fā)投入的成本損失(32)Miao Wang, etal., “Regional Total Factor Productivity and Environmental Governance Efficiency of China’s Industrial Sectors: A two-stage Network-based Super DEA Approach”, Journal of Cleaner Production,Vol.273,2020,pp.110-123.(33)He Junxia and Wang Luxia and Tang Decai. “Research on Green Total Factor Productivity of Yangtze River Economic Belt Based on Environmental Regulation”, International Journal of Environmental Research and Public Health, Vol.18,No.22,2021,pp.12242-12263.。在低碳城市試點的政策壓力下，企業(yè)有促進技術創(chuàng)新的動力，以此提升能源使用效率、降低污染物排放，以達到政府環(huán)境規(guī)制所要求的排放水平，最終實現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟的雙贏。基于以上分析，本文提出：

假設H2：低碳城市試點政策可以通過企業(yè)技術創(chuàng)新，提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率

陳艷瑩等(34)陳艷瑩、張潤宇、李鵬升：《環(huán)境規(guī)制的雙贏效應真的存在嗎?——來自中國工業(yè)污染源重點調(diào)查企業(yè)的證據(jù)》，《當代經(jīng)濟科學》2020年第6期。認為，企業(yè)的融資約束越低，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響越顯著。低碳城市試點增加了企業(yè)的排污成本，即企業(yè)生產(chǎn)的額外成本相對提高。根據(jù)有限理性人假說，基于長期經(jīng)濟利益的考慮，企業(yè)會尋找風險共擔者，以降低自身的經(jīng)營風險。政府在低碳城市試點的過程中也會對企業(yè)的綠色生產(chǎn)行為給予支持，通過稅收減免、財政補貼等形式拓寬企業(yè)的融資渠道。受政府支持的金融機構(gòu)也會適度降低其信貸門檻，有效緩解企業(yè)的融資約束。在政府部門的幫扶和金融機構(gòu)的支持下，企業(yè)能夠獲得更多的外源性融資，進而將這部分資金用于技術創(chuàng)新、工藝升級、設備改進等方面，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率也會因制度和金融環(huán)境的改善而得到提升?；谝陨戏治?，本文提出：

假說H3：低碳城市試點政策可以通過緩解企業(yè)融資約束，提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)模型構(gòu)建

本文將低碳城市試點政策作為準自然實驗。鑒于觀察期內(nèi)公布了三批試點名單，企業(yè)個體的處理期不完全一致，處理期虛擬變量也因個體而存在差異，故本文采用多期雙重差分模型來研究低碳城市對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，通過對比試點城市與非試點城市的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率在試點前后的差異，進而識別其凈效應。本文設定的多期雙重差分模型如下：

TFPit=β0+β1Treat*timeit+γXit+μi+λt+εit

(1)

其中，i、t代表企業(yè)和年份，TFPit代表制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平；Treat為受到低碳政策沖擊的狀態(tài)，其中，受到政策沖擊表述為1，否則表述為0；timeit為受到政策沖擊的時間，timeit=(1,1,1)代表個體從第1期開始受到政策影響，timeit=(0,0,0)代表從未受到政策沖擊；Xit表示控制變量，μi為個體固定效應，λt為年份固定效應，εit為隨機誤差項。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

鑒于2006年財政部頒布新的會計準則，并于2007年開始在上市公司中實施。因此，本文以2007年為樣本選擇的起始年，選取了2007—2020年滬深A股制造業(yè)類上市公司為研究樣本。為保證樣本的有效性及穩(wěn)定性，本文剔除了重要變量缺失的樣本企業(yè)、2007年以后上市的企業(yè)及上市不滿一年、已經(jīng)退市或被暫停上市的公司，共計得到 9856個有效的公司-年度樣本觀測值。相關數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫及中國研究數(shù)據(jù)服務平臺。

(三)變量說明

1.解釋變量

本文的被解釋變量為制造業(yè)上市企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。關于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的計算，常見的有ACF(35)韓嫣、羅德尼·史密斯、武拉平：《FDI對農(nóng)業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響路徑——創(chuàng)新的中介作用》，《農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟》2021年第8期。、OP(36)戴鵬毅、楊勝剛、袁禮：《資本市場開放與企業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《世界經(jīng)濟》2021年第8期。、LP(37)張慶國、黃杏子：《國有企業(yè)融資約束、全要素生產(chǎn)率與西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展》，《南開經(jīng)濟研究》2021年第6期。、GMM(38)王貴東：《1996-2013年中國制造業(yè)企業(yè)TFP測算》，《中國經(jīng)濟問題》2018年第4期。等四種方法。雖然OP法可以避免同時性偏差問題，但其在計算時會剔除實際投資值非正的樣本，導致研究結(jié)果有偏，故本文采用LP法測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率，使用GMM法測算的數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。本文設定的企業(yè)全要素生產(chǎn)率模型如下：

Yit=βLit+γKit+hi(Lit,Kit)+εit

(2)

上式中，總產(chǎn)出Y定義為企業(yè)的營業(yè)收入，L表示企業(yè)的勞動力投入，K定義為資本投入，采用固定資產(chǎn)凈額表示，h表示中間品投入，參考魯曉東等(39)魯曉東、連玉君：《中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計:1999-2007》，《經(jīng)濟學(季刊)》2012年第2期。的做法進行計算。鑒于測算出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的數(shù)值較大，在后續(xù)測算時，將企業(yè)全要素生產(chǎn)率數(shù)值除十萬后納入模型，以簡化計算。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為低碳城市試點政策的虛擬變量。若樣本期間內(nèi)上市公司所在城市實施低碳試點政策，則該指標取值為1，否則為0。將實施了低碳城市試點的省份和城市作為處理組，其余省市作為對照組。如果某省份實施低碳試點，則其所轄城市實施試點時間與該省份試點時間保持一致，第一批試點名單和第二批存在重合的城市，以第一批試點為準。

3.中介變量

根據(jù)前文的理論分析，本文的中介變量主要有兩個：企業(yè)技術創(chuàng)新與企業(yè)融資約束。

企業(yè)技術創(chuàng)新：衡量企業(yè)技術創(chuàng)新活動的指標較為復雜，鑒于本文不涉及技術創(chuàng)新效率，且企業(yè)專利申請量、授權(quán)量數(shù)據(jù)缺失較多，參考向為民(40)向為民、文旭初、何琪：《風險投資、政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新》，《軟科學》2022年第1期。的做法，采用研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例來衡量企業(yè)的技術創(chuàng)新能力，考察低碳城市試點能否通過促進企業(yè)技術創(chuàng)新進而影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

企業(yè)融資約束：采用企業(yè)融資約束的SA指數(shù)衡量。鑒于融資約束的KZ指數(shù)和WW指數(shù)在計算時包含了許多具有內(nèi)生性的金融變量，可能導致融資約束的指數(shù)存在偏差。Hadlock et al.(41)Hadlock C J, etal., “New Evidence on Measuring Financial Constraints: Moving Beyond the KZ Index”, The Review of Financial Studies, Vol.23,No.5,2010,pp.1909-1940.在避免內(nèi)生性的基礎上，根據(jù)企業(yè)的財務報告對企業(yè)的融資約束類型進行劃分，采用具有較強外生性的企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡構(gòu)建SA指數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束水平。特別的，控制變量中的企業(yè)融資約束采用FC指數(shù)，這里的中介機制檢驗采用SA指數(shù)，以考察低碳城市試點能否通過緩解企業(yè)融資約束進而影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

4.控制變量

考慮到遺漏變量可能導致模型估計誤差，本文選取了部分隨時間變化的個體經(jīng)濟特征作為控制變量。變量及其定義參見表1。

表1 主要變量定義

四、 實證分析

(一)平行趨勢檢驗

雙重差分估計的一個前提是處理組與控制組滿足平行趨勢假設，即在受到低碳城市試點政策沖擊之前，各地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有著相同的變化趨勢。本文以低碳城市試點政策啟動前4年、政策啟動后6年為比較基準，構(gòu)建回歸方程如下：

(3)

(3)式中，Dpre_s、Dcurrent、Dpost_s分別表示低碳城市試點政策實施之前、實施時以及實施后的年份與政策虛擬變量的交互項，φpre_s、φcurrent、φpost_s分別為對應系數(shù)，其他變量與回歸方程(1)相同。

圖1反映了動態(tài)效應系數(shù)估計值及其在95%置信水平上的置信區(qū)間。根據(jù)圖1，在低碳城市試點政策實施前，試點與非試點地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在顯著差異，滿足平行趨勢假定。從動態(tài)效應來看，低碳城市試點第三年的動態(tài)效應系數(shù)開始顯著并逐漸增大，表明低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在兩年的滯后性。但從第七年開始，動態(tài)效應系數(shù)又開始不顯著，表明低碳城市試點政策對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應是有限的，呈邊際報酬遞減，并在第七年可能逐漸消失。可能的原因在于，低碳城市試點政策的弱激勵性和弱約束性，隨著政策實施時間的推進，激勵和約束的作用不再顯著，企業(yè)在政策實施過程中逐漸產(chǎn)生懈怠現(xiàn)象，以致長期效果不佳。總體而言，低碳城市試點政策在短期內(nèi)對制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用。

圖1 平行趨勢檢驗圖

(二)基準回歸

為考察低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文基于多期雙重差分模型進行檢驗，結(jié)果見表2。

表2第(1)列和第(2)列分別顯示了不加控制變量與加入控制變量的情況下，對模型(1)進行回歸而得到的結(jié)果。在同時控制企業(yè)和年份固定效應下，交叉項的系數(shù)顯著為正，表明低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有較強的激勵作用。低碳城市試點可以通過引導企業(yè)技術創(chuàng)新、緩解融資約束、優(yōu)化資本配置效率等多種方式，提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。據(jù)此，驗證假設 1，低碳城市試點可以提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表2 基準回歸結(jié)果及穩(wěn)健性分析Ⅰ

加入控制變量后，低碳城市試點的政策效應更為“干凈”。根據(jù)回歸結(jié)果，交叉項的系數(shù)明顯降低，說明在考慮個體差異的因素后， 低碳城市試點政策的實施在短期內(nèi)能夠提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率約0.95個百分點。進一步地，企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、資本投入、經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流的系數(shù)均顯著為正，說明隨著企業(yè)年齡的增加、企業(yè)規(guī)模的擴大、資產(chǎn)負債率的提高、資本投入和經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流的增加，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率也會隨之提高。通常而言，企業(yè)的資產(chǎn)負債率保持在合理范圍較為合適，過高和過低都不好。研究卻表明，資產(chǎn)負債率越高的企業(yè)，全要素生產(chǎn)率提升地越快，這可能是因為資產(chǎn)負債率較高的企業(yè)，危機意識更強，這類企業(yè)對國家政策的反應更為靈敏。此外，為了降低企業(yè)經(jīng)營的財務風險，企業(yè)會更加積極主動地提升全要素生產(chǎn)率。融資約束、資產(chǎn)抵押能力的系數(shù)顯著為負數(shù)，說明企業(yè)受到的融資約束越小、資產(chǎn)抵押能力越低，提升全要素生產(chǎn)率的愿望就更強烈。融資約束越小，企業(yè)獲得融資的可能性越高，用于新技術研發(fā)和工藝升級的投入隨之提高，這亦是全要素生產(chǎn)率提升的關鍵所在。企業(yè)的資產(chǎn)抵押率越低，企業(yè)經(jīng)營狀況就越好，貸款風險也就越小，企業(yè)的可貸資金越多，用于技術研發(fā)的投入比例就越高，全要素生產(chǎn)率的提升就越為顯著。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換計算方法

參考張慶國等(42)張慶國、黃杏子：《國有企業(yè)融資約束、全要素生產(chǎn)率與西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展》，《南開經(jīng)濟研究》2021年第6期。的做法，使用GMM法重新測算全要素生產(chǎn)率，并對模型(1)重新回歸，結(jié)果見表2第3、4列。根據(jù)表2，交叉項及主要控制變量的系數(shù)及符號并未發(fā)生顯著變化，即低碳城市試點仍顯著提升了制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，進一步證實了假說1。

2.刪除上交板上市企業(yè)

刪除在上海證券交易所上市的股票(43)宋敏、周鵬、司海濤：《金融科技與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——“賦能”和信貸配給的視角》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2021年第4期。，得到4270個樣本數(shù)據(jù)，對模型重新進行回歸，結(jié)果見表2第5、6列。根據(jù)回歸結(jié)果，交叉項及主要控制變量的系數(shù)及符號并未發(fā)生顯著變化，進一步驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.縮尾處理

考慮到極端值的影響，參考張慶國等(44)張慶國、黃杏子：《國有企業(yè)融資約束、全要素生產(chǎn)率與西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展》，《南開經(jīng)濟研究》2021年第6期。的做法，對連續(xù)變量在 1% 分位和 99% 分位進行雙側(cè)縮尾處理，將小于1%和大于99%分位數(shù)的數(shù)值替換為該點上的數(shù)值。對模型重新進行回歸，結(jié)果見表3第7、8列。交叉項的系數(shù)及符號并未發(fā)生顯著變化，說明結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.控制行業(yè)屬性

為考察不同行業(yè)低碳城市試點的政策效果以及政策執(zhí)行力度、檢驗不同行業(yè)對該政策的敏感性，本文參考陳中飛等(45)陳中飛、江康奇：《數(shù)字金融發(fā)展與企業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2021年第10期。的檢驗方法，在回歸時進一步將數(shù)據(jù)聚類到行業(yè)層面，對模型(1)重新進行回歸，結(jié)果見表3第9、10列。根據(jù)回歸結(jié)果，上述結(jié)論依舊成立。

表3 穩(wěn)健性分析Ⅱ

(四)異質(zhì)性檢驗

1.企業(yè)所有制異質(zhì)性

按企業(yè)所有制性質(zhì)，將樣本數(shù)據(jù)劃分為國有與非國有企業(yè)，對模型(1)重新進行回歸，進而考察低碳城市試點對不同類型企業(yè)的異質(zhì)性影響。樣本期間內(nèi)，部分企業(yè)的所有制發(fā)生了改變，根據(jù)低碳城市試點的時間對這部分企業(yè)進行處理，即在政策實施前所有制屬性發(fā)生改變的，按照改變后的所有制進行分析；在政策實施后所有制屬性發(fā)生改變的，按照改變前的所有制進行分析；沒有實施低碳城市試點政策的企業(yè)，以屬性年份較長的為準?；貧w結(jié)果如表3所示。

表4中，第1、3列是未納入控制變量的結(jié)果，第2、4列是納入控制變量的回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果，國有企業(yè)的交叉項系數(shù)顯著為正，說明低碳城市試點顯著提升了國有制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。非國有企業(yè)的交叉項系數(shù)為正，但在統(tǒng)計上并不顯著，說明環(huán)境規(guī)制對國有制造業(yè)企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的激勵性更強。

一般而言，低碳城市試點政策會對企業(yè)利潤最大化的目標造成沖擊，增加企業(yè)的額外成本，但企業(yè)能通過技術創(chuàng)新和經(jīng)營戰(zhàn)略調(diào)整，實現(xiàn)創(chuàng)新補償效應，彌補部分額外成本。低碳城市試點作為一項環(huán)境規(guī)制政策，強化了政府的環(huán)境監(jiān)管職責，在提高政府環(huán)境執(zhí)法效率的同時，也增強了對企業(yè)的監(jiān)管和處罰，迫使企業(yè)對生產(chǎn)行為做出調(diào)整，進而達到環(huán)保要求。國有企業(yè)兼具市場主體和政策性工具的雙重屬性，相較于非國有制企業(yè)而言，更容易獲得政府和金融機構(gòu)的融資支持，進而實現(xiàn)技術創(chuàng)新。在財政補貼、稅收減免等方面，國有企業(yè)也有著天然的資源優(yōu)勢。此外，國有企業(yè)對政府政策的敏感性與執(zhí)行力較強，對綠色生產(chǎn)過程也更為關注，以上共同形成了全要素生產(chǎn)率的重要資源，引導國有制造業(yè)企業(yè)投入更多的資源提升全要素生產(chǎn)率。因此，低碳城市試點對國有制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。

2.行業(yè)異質(zhì)性

根據(jù)環(huán)保部2008年制定的《上市公司環(huán)境信息披露指南》，本文篩選出16個制造業(yè)重污染行業(yè)，將其他制造業(yè)認定為輕污染行業(yè)，剔除企業(yè)經(jīng)營范圍發(fā)生改變以致污染類型發(fā)生改變的企業(yè)，共計得到8834個樣本數(shù)據(jù)。本文將樣本數(shù)據(jù)劃分為重污染行業(yè)與輕污染行業(yè)后，對模型(1)重新進行回歸，結(jié)果見表4。

表4 異質(zhì)性檢驗

表4中，第5、7列是未納入控制變量的結(jié)果，第6、8列是納入控制變量的回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果，重污染行業(yè)的交叉項系數(shù)顯著為正，說明低碳城市試點顯著提升了重污染型制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；輕污染型企業(yè)的交叉項系數(shù)為正，但在統(tǒng)計上并不顯著，即低碳城市試點對重污染型制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。

重污染型行業(yè)和輕污染型行業(yè)均會受到低碳城市試點的政策影響，導致兩類行業(yè)的污染治理成本增加。由于兩種行業(yè)的污染排放量和生產(chǎn)技術存在顯著差異，因而兩類行業(yè)對低碳城市試點的應對策略各不相同。作為污染排放大戶，重污染型行業(yè)是環(huán)境治理的關鍵，因而低碳城市試點方案對高污染行業(yè)實施了更加嚴格的審查機制，并通過征收能源稅和碳排放稅等方式，增加了重污染型企業(yè)的外部成本。與輕污染行業(yè)相比，重污染行業(yè)面臨著更加嚴格的實施標準，污染治理的外部成本也更高，低碳城市試點政策下的“貿(mào)易壁壘”效應也越發(fā)明顯，在高昂外部成本的重負下，重污染型行業(yè)進行綠色生產(chǎn)技術變革的愿望更加迫切，因而低碳城市試點政策對重污染型行業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為顯著。

五、 影響機制分析

根據(jù)現(xiàn)有研究，低碳城市試點主要通過遵循成本和技術創(chuàng)新兩種效應作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率。本文進一步從企業(yè)技術創(chuàng)新和企業(yè)融資約束兩個角度，探討低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響機制。

(一)企業(yè)技術創(chuàng)新的中介機制檢驗

參考Baron et al.(46)Baron, R.M., etal., “The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual, Strategic, and Statistical Considerations”, Journal of Personality and Social Psychology, Vol.51,No.6,1986,pp.1173-1182.的做法，本文采用逐步檢驗回歸系數(shù)法，驗證企業(yè)技術創(chuàng)新和企業(yè)融資約束在低碳城市試點提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率中的中介機制。在模型(1)的基礎上，進一步構(gòu)建了模型(4)、模型(5)，具體如下：

INOit=α0+α1Treat*timeit+ρXit+μi+τt+εit

(4)

TFP=γ0+γ1INOit+γ2Treat*timeit+ρXit+μi+τt+εit

(5)

其中，INOit表示企業(yè)技術創(chuàng)新水平，Xit表示控制變量，μi為個體固定效應，τt為年份固定效應，εit為隨機誤差項。其中，企業(yè)技術創(chuàng)新采用研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例表示。

表5中，第1、2、3列為企業(yè)技術創(chuàng)新的三步法回歸結(jié)果。第一步中交叉項的系數(shù)顯著為正，說明低碳城市試點能夠提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第二步中，交叉項系數(shù)顯著為正，說明低碳城市試點政策的實施能夠促進制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新。第三步的INOit系數(shù)顯著為正，說明在低碳城市試點的政策背景下，制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率隨著技術創(chuàng)新水平的提高而提升。根據(jù)三步檢驗法的判定條件，可以認定低碳城市試點政策能夠通過促進企業(yè)技術創(chuàng)新，進而提升全要素生產(chǎn)率，驗證了H2。說明低碳城市試點政策的實施能夠通過技術創(chuàng)新實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升，從而驗證了“波特假說”在中國的適用性。

表5 中介機制檢驗

為驗證企業(yè)技術創(chuàng)新中介檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用Bootstrap檢驗中介路徑系數(shù)乘積。在進行Bootstrap檢驗時，我們假定樣本容量足夠大，能夠代表總體，可以進行有放回的抽樣實驗。在分別進行抽樣500次、1000次、2000次后，觀察到間接效應的第2.5個百分點和第97.5個百分點的置信區(qū)間均不包含0，拒絕原假設，認為中介路徑系數(shù)乘積顯著，即存在中介效應。進一步地，直接效應的置信區(qū)間也不包括0，說明系數(shù)是顯著的，判定企業(yè)技術創(chuàng)新在低碳城市試點提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程中起到部分中介作用，進一步驗證了假說H2。

(二)企業(yè)融資約束的中介機制檢驗

回歸模型同模型(1)、模型(4)、模型(5)；回歸結(jié)果參見表5。SA指數(shù)計算模型如下：

SAit=-0.737*sizeit+0.043*sizeit2-0.04*ageit

(7)

其中，size表示企業(yè)規(guī)模，age表示企業(yè)年齡。SA指數(shù)為負，其絕對值越大，說明企業(yè)的融資約束程度越高。

第二步中，交叉項系數(shù)顯著為負，說明低碳城市試點政策的實施能夠緩解企業(yè)融資約束。第三步的SA系數(shù)顯著為負，說明在低碳城市試點的政策背景下，制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率隨著企業(yè)融資約束的降低而提升。根據(jù)三步檢驗法的判定條件，可以認定低碳城市試點政策能夠通過緩解企業(yè)融資約束，進而提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，驗證了假說H3。

類似的，Bootstrap檢驗進一步驗證了假說H3，且可以判定融資約束在低碳城市試點提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程中起到部分中介作用。

六、結(jié)論與政策啟示

本文基于2007—2020年中國制造業(yè)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，將低碳城市試點建設看作一次準自然實驗，采用多期雙重差分模型，考察了低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及作用機制。結(jié)果表明：(1)低碳城市試點政策能夠顯著提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，在進行了平行趨勢檢驗、更換計量方法、縮小樣本量等一系列穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論依舊成立，低碳城市試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應呈邊際報酬遞減；(2)異質(zhì)性分析表明，低碳城市試點能夠顯著提升國有制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，且會提升高污染型制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；(3)機制檢驗表明，低碳城市試點主要通過促進企業(yè)技術創(chuàng)新、緩解企業(yè)融資約束進而提升全要素生產(chǎn)率；此外，機制檢驗也驗證了“波特假說”在中國的適用性。

基于以上研究結(jié)論，本文從三個角度提出如下建議。

第一，完善低碳城市試點工作，有計劃地擴大試點范圍。研究表明低碳城市試點政策提升了制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，說明各級政府可以借助于低碳城市試點這一環(huán)境政策工具來降低污染排放，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時，試點政策對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用呈邊際報酬遞減，所以政府在推進低碳城市試點政策時，應當不斷增強政策的約束性和激勵性，通過政策、融資、監(jiān)管等多種方式，助推制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，避免企業(yè)因額外成本的增加而陷入持續(xù)性的環(huán)境規(guī)制高成本陷阱。

第二，注重對國有企業(yè)和重污染型制造業(yè)企業(yè)的激勵和幫扶。研究表明低碳城市試點對國有企業(yè)和重污染型制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升作用更強，說明國有企業(yè)和重污染型企業(yè)在低碳城市試點的政策背景下，承受著更大的成本壓力。一方面，可以加大對非國有企業(yè)的環(huán)境監(jiān)管力度，倒逼其進行生產(chǎn)方式的改進；另一方面，要繼續(xù)強化國有企業(yè)在綠色生產(chǎn)方面的先鋒模范作用，促進國有企業(yè)的技術經(jīng)驗共享。對于重污染型制造業(yè)企業(yè)，可以設立政策性專項資金，緩解重污染型企業(yè)的資金匱乏問題，通過金融支持為重污染型行業(yè)的綠色發(fā)展紓困。

第三，企業(yè)要積極進行技術創(chuàng)新，實現(xiàn)清潔化生產(chǎn)?？紤]到技術創(chuàng)新和融資約束是低碳城市試點政策提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要路徑，這意味著政府在政策實施的過程中可以下放部分管理權(quán)，充分發(fā)揮企業(yè)的主觀能動性；企業(yè)也應該主動組建技術研發(fā)團隊、加大創(chuàng)新研發(fā)投入，改進生產(chǎn)工藝，降低污染排放，實現(xiàn)“環(huán)境—經(jīng)濟—科技”的耦合協(xié)同。此外，還可以引導商業(yè)銀行加大對企業(yè)綠色生產(chǎn)的融資支持，調(diào)整信貸資源配置，增加對重污染型企業(yè)的信貸投放，鼓勵更多市場性金融資源向技術創(chuàng)新活動傾斜。