(新疆大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，新疆烏魯木齊830046)

一、引言

近年來，我國出口產(chǎn)品技術(shù)含量不斷提升。根據(jù)統(tǒng)計，1980年我國出口產(chǎn)品中技術(shù)含量較低的初級產(chǎn)品占比高達(dá)50.3%，技術(shù)含量較高的機械及運輸設(shè)備占比僅為4.65%。而到了2016年，初級產(chǎn)品占比已經(jīng)下降到5.01%，機械及運輸設(shè)備占比則上升至46.92%?？梢?，我國出口產(chǎn)品技術(shù)含量正在逐漸由低級走向高級。然而，在出口技術(shù)含量快速提升的同時，我國生態(tài)環(huán)境也發(fā)生了巨大變化，能源資源與生態(tài)環(huán)境空間已經(jīng)由過去的比較充裕，轉(zhuǎn)變成現(xiàn)在的達(dá)到或臨近環(huán)境承載力上限?？梢?，我國出口產(chǎn)品技術(shù)含量的增長可能是以犧牲環(huán)境為代價的，換句話說，企業(yè)在追逐出口技術(shù)含量提升時并沒有建立在綠色創(chuàng)新的前提之下。隨著資源能源約束趨緊，國家對環(huán)境治理的力度也在逐漸增強，那么環(huán)境規(guī)制能否推動企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，從而促進出口綠色技術(shù)含量的提升？提升強度如何？此外，根據(jù)世界銀行投資環(huán)境調(diào)查結(jié)果，在80個樣本國家中，我國面臨的融資約束問題最為突出[1]，這是否意味著融資約束會抑制企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，進而不利于出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量提升？如果是，融資約束的抑制效應(yīng)較環(huán)境規(guī)制的促進效應(yīng)孰強孰弱？遺憾的是，雖然過往文獻對環(huán)境規(guī)制、融資約束與出口技術(shù)含量關(guān)系的研究較為豐富，但卻從未有學(xué)者從綠色視角就上述主題進行探討。本文基于中國工業(yè)企業(yè)出口數(shù)據(jù)，試圖對上述問題做出解答。通過計算2000-2007年我國出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量，利用雙邊隨機邊界模型進行實證分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制和融資約束對我國企業(yè)出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量分別具有正向促進和負(fù)向抑制作用，但前者對出口綠色技術(shù)含量的正效應(yīng)并未完全沖抵后者引起的負(fù)效應(yīng)，從而使得實際出口綠色技術(shù)含量負(fù)向偏離有效水平。本文不僅補充了環(huán)境規(guī)制、融資約束對出口技術(shù)含量影響方面的相關(guān)文獻，而且從綠色視角揭示了兩者對出口綠色技術(shù)含量的影響機制，加深了人們對出口綠色技術(shù)含量的理解。在實踐中，環(huán)境規(guī)制和融資約束是我國企業(yè)當(dāng)前面臨的無法忽視的客觀存在，研究兩者對出口綠色技術(shù)含量的影響方向和力度，不僅有利于提升企業(yè)出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量，而且對建設(shè)貿(mào)易強國具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

本文旨在討論環(huán)境規(guī)制、融資約束對出口綠色技術(shù)含量影響，因此理應(yīng)分別闡述二者與出口綠色技術(shù)含量的關(guān)系。然而，國外對出口綠色技術(shù)含量的研究非常罕見，國內(nèi)也僅有李長青等(2015)的一篇研究成果與本文研究主題比較接近。因此，這里主要總結(jié)分析環(huán)境規(guī)制、融資約束對出口技術(shù)含量影響的相關(guān)文獻。

(一)環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)含量

關(guān)于環(huán)境規(guī)制對出口技術(shù)含量的影響，理論界存在兩種截然不同的態(tài)度。一種觀點是根據(jù)“污染天堂假說”，判定環(huán)境規(guī)制會抑制出口技術(shù)含量提升，原因在于，環(huán)境規(guī)制會增加出口企業(yè)的生產(chǎn)成本，消極誘導(dǎo)企業(yè)降低創(chuàng)新意愿和投資規(guī)模以控制成本，進而對出口技術(shù)含量增長造成明顯的“抵消效應(yīng)”；另一種觀點則是基于“波特假說”，強調(diào)了環(huán)境規(guī)制對出口技術(shù)含量的積極作用，這是因為，環(huán)境規(guī)制成本上升會加大出口企業(yè)的競爭壓力，正向激勵企業(yè)擴大創(chuàng)新力度和投資規(guī)模，從而對出口技術(shù)含量增加具有一定的“創(chuàng)新補償效應(yīng)”?，F(xiàn)有文獻分別對以上兩種觀點進行了實證檢驗，但研究結(jié)論也存在較大分歧。Copeland和Taylor(1994)[2]、Ederington等.(2005)[3]研究指出環(huán)境規(guī)制強度上的差異直接關(guān)系到相關(guān)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，進而會降低相關(guān)產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢、削弱其國際競爭力，不利于出口技術(shù)含量提升；而Jaffe和Palmer(1997)[4]、Costantini和Mazzanti(2012)[5]通過實證檢驗則支持了“波特假說”。關(guān)于我國環(huán)境規(guī)制對出口技術(shù)含量影響的研究，余娟娟(2015)[6]利用中國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在“U”型關(guān)系；楊善奇(2016)[7]基于全國28個省市的面板數(shù)據(jù)進行實證分析后指出，環(huán)境規(guī)制強度的增加整體上能夠促進我國出口技術(shù)復(fù)雜度增長，而謝靖和廖涵(2017)[8]以華東地區(qū)為研究對象，研究結(jié)果則表明環(huán)境規(guī)制強度與出口技術(shù)含量之間存在顯著負(fù)相關(guān)；黃永明和何劍峰(2017)[9]通過省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn)“事前控制型”環(huán)境政策對出口技術(shù)含量產(chǎn)生正向效應(yīng)，而“事后治理型”環(huán)境規(guī)制則存在負(fù)面作用。

(二)融資約束與出口技術(shù)含量

基于微觀視角分析出口技術(shù)含量及其影響因素是國際經(jīng)濟學(xué)研究的新方向[10-11]，融資約束作為限制企業(yè)出口的客觀存在和主要影響因素之一，也受到了學(xué)者們的特別關(guān)注。從文獻來看，融資約束對出口技術(shù)含量提升具有明顯的抑制作用。Gorodnichenko和Schnitzer(2012)[12]認(rèn)為出口技術(shù)含量的提升多源于企業(yè)的創(chuàng)新和技術(shù)引進，而融資約束的存在會導(dǎo)致企業(yè)難以獲得外部資金進行自主研發(fā)或技術(shù)引進，從而對企業(yè)創(chuàng)新決策產(chǎn)生一定的負(fù)效應(yīng)，不利于一國出口技術(shù)含量提升；Fan等(2015)[13]在Arkolakis(2010)異質(zhì)性企業(yè)模型基礎(chǔ)上引入融資約束，研究表明融資約束會對企業(yè)產(chǎn)生質(zhì)量調(diào)整效應(yīng)，使得面臨更緊融資約束的企業(yè)傾向于出口低質(zhì)產(chǎn)品。針對我國的情況，劉慧等(2014)[14]利用行業(yè)三位碼數(shù)據(jù)對融資約束與本土制造業(yè)出口技術(shù)含量的關(guān)系進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)前者對后者表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)；但劉慧和陸直(2016)[15]的研究也指出，融資約束強度緩解雖然有助于促進我國出口技術(shù)含量增長，卻對本土企業(yè)出口技術(shù)含量趕超外資企業(yè)的作用并不顯著。此外，李長青等(2015)[16]修正新古典投資模型研究創(chuàng)新支出對出口綠色技術(shù)含量影響時發(fā)現(xiàn)，融資約束在其中起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，并且對私營控股、非污染密集型企業(yè)的作用更明顯。

從現(xiàn)有研究可以看出，有關(guān)融資約束對出口技術(shù)含量影響的研究已經(jīng)達(dá)成共識，但環(huán)境規(guī)制對出口技術(shù)含量的影響還存在較大分歧。此外，現(xiàn)有文獻多以考察出口技術(shù)含量為主，從綠色視角出發(fā)，討論環(huán)境規(guī)制和融資約束對出口綠色技術(shù)含量影響的研究還處于空白。因此，針對現(xiàn)有研究的不足，本文將進一步對環(huán)境規(guī)制、融資約束對出口綠色技術(shù)含量的影響進行理論分析，在一定程度上彌補過往研究的缺憾，同時嘗試從環(huán)境規(guī)制、融資約束對出口綠色技術(shù)含量影響差異性的角度探討如何建設(shè)貿(mào)易強國。

三、理論分析與研究假說

(一)環(huán)境規(guī)制與出口綠色技術(shù)含量

出口綠色技術(shù)含量受到環(huán)境規(guī)制的影響。出口企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動是出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量得以提升的根本途徑，但只有綠色技術(shù)創(chuàng)新可以創(chuàng)造收益，以及日益趨緊的環(huán)境治理力度導(dǎo)致污染治理成本持續(xù)增加，嚴(yán)重壓縮企業(yè)生存空間和盈利空間時，才能從根本上激發(fā)企業(yè)的綠色創(chuàng)新動力。一方面，環(huán)境規(guī)制作為環(huán)境管理的一項重要手段，不僅可以為企業(yè)提供一個能夠有效激勵綠色創(chuàng)新，保證創(chuàng)新持續(xù)、有效開展的運作機制，為綠色技術(shù)創(chuàng)新系統(tǒng)提供制度保障；而且還會將環(huán)保政策直接嵌入到企業(yè)發(fā)展中，通過市場信號引導(dǎo)企業(yè)進行環(huán)境保護[17]，從而推動企業(yè)通過工藝和產(chǎn)品的綠色含量涵養(yǎng)市場競爭，提升企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展的能力和動力[18]。因此，環(huán)境規(guī)制能夠通過提升國家綠色創(chuàng)新的概率[19]和企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性[20]，實現(xiàn)出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量增長。另一方面，伴隨綠色消費觀念的增強和綠色貿(mào)易壁壘的興起，國內(nèi)產(chǎn)品必須滿足一定綠色水平才能夠進入國際市場并獲得競爭力，國際市場規(guī)模的擴大會引發(fā)本國企業(yè)更為激烈的競爭，促使企業(yè)加大綠色技術(shù)創(chuàng)新力度，以支撐起企業(yè)產(chǎn)品綠色技術(shù)含量達(dá)到國際市場的最低要求，從而有利于推動出口綠色技術(shù)含量提升。

就我國情形而言，隨著污染物排放標(biāo)準(zhǔn)和清潔生產(chǎn)等一系列規(guī)制措施的出臺，企業(yè)通過重新布局投入與生產(chǎn)以逃避環(huán)境規(guī)制的可能性不大[21]，利用綠色技術(shù)創(chuàng)新來應(yīng)對環(huán)境規(guī)制的挑戰(zhàn)便成為企業(yè)最明智的選擇。因此，提出以下研究假說。

H1環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量具有正向促進作用。

(二)融資約束與出口綠色技術(shù)含量

融資約束是出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量提升的重要制約因素。內(nèi)部融資與外部融資是企業(yè)從事綠色技術(shù)創(chuàng)新活動所需資金支持的兩條路徑，其中內(nèi)部融資的擴張源于企業(yè)自身的資本積累，而外部融資的擴張則取決于外部融資約束[22]。根據(jù)融資次序理論，企業(yè)在融資時依據(jù)邊際資本成本的高低，通常會優(yōu)先選擇內(nèi)部融資[23]。內(nèi)部融資并不能滿足大規(guī)模的創(chuàng)新投入需求，并且如果全部依靠內(nèi)部融資，會加大企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險[21]，加之技術(shù)創(chuàng)新具有需要企業(yè)的持續(xù)投入，一旦中斷將導(dǎo)致創(chuàng)新的失敗的高轉(zhuǎn)換成本等特性[24]，因此，外部融資的獲取對企業(yè)綠色創(chuàng)新十分重要。由于知識具有非排他性的屬性，企業(yè)傾向于將綠色技術(shù)創(chuàng)新活動視為商業(yè)機密，不會將其信息進行公開披露，外部投資者難以獲取技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)信息，因此外部投資者與企業(yè)之間存在著信息不對稱；同時，綠色技術(shù)創(chuàng)新具有高風(fēng)險的特性，外部投資者難以預(yù)估綠色創(chuàng)新投資的預(yù)期收益；此外，在綠色技術(shù)創(chuàng)新過程中，對技術(shù)創(chuàng)新人員的工作狀態(tài)與研發(fā)投入資金的流動情況難以進行監(jiān)督與制約，容易引發(fā)道德風(fēng)險[25]。因此，外部投資者難以作出投資決策，企業(yè)受到的外部融資約束加劇，綠色技術(shù)創(chuàng)新活動減少，進入國際市場的產(chǎn)品綠色技術(shù)含量也難以提升。

在我國，國有銀行掌握著關(guān)鍵信貸資源的配置權(quán)，這種高度集中的金融體制將加劇企業(yè)融資約束[26]。這是因為，國有銀行的壟斷招致銀行信貸流向大型集團與國有企業(yè)，中小民營企業(yè)難以獲得貸款支持[27]。因此，提出以下研究假說。

H2融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量具有負(fù)向抑制效應(yīng)。

(三)環(huán)境規(guī)制、融資約束與出口綠色技術(shù)含量

由于融資約束對出口綠色技術(shù)含量產(chǎn)生抑制作用，環(huán)境規(guī)制對出口綠色技術(shù)含量具有促進作用，因此，當(dāng)同時面臨融資約束和環(huán)境規(guī)制時，企業(yè)將出于自身經(jīng)營發(fā)展的考慮決定是否進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。一方面，融資約束的存在使得企業(yè)意識到自身無法支持和持續(xù)規(guī)模龐大的綠色創(chuàng)新活動，即使環(huán)境政策趨緊也將傾向于選擇增長污染治理成本，從而不利于綠色技術(shù)的創(chuàng)新和出口綠色技術(shù)含量的改善；另一方面，隨著環(huán)境規(guī)制強度的加大，企業(yè)逐漸認(rèn)識到國家對環(huán)境治理的重視，為了維系與政府機構(gòu)的良好關(guān)系，謀求政府補貼或政策支持，即使面臨融資約束企業(yè)也有可能利用商業(yè)信用等非正規(guī)金融進行融資，加大綠色技術(shù)創(chuàng)新力度，從而促進出口綠色技術(shù)含量提升。總之，融資約束會擠出環(huán)境規(guī)制，削弱對出口綠色技術(shù)含量的促進作用，而環(huán)境規(guī)制也能夠緩解融資約束對出口綠色技術(shù)含量的抑制作用，進入國際市場的產(chǎn)品綠色技術(shù)含量能否提升取決于二者的合力。

在當(dāng)前我國的特殊國情下，國有企業(yè)更傾向外部融資來削弱環(huán)境規(guī)制的擠出效應(yīng)，民營企業(yè)則多利用內(nèi)部融資支持環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新效應(yīng)[21]。由于政府控制了大量要素資源，國有企業(yè)研發(fā)投入可以依賴于多樣化融資渠道得以實現(xiàn)[28]，但民營企業(yè)創(chuàng)新活動卻由于本身規(guī)模受到嚴(yán)重限制。同時，相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)不僅技術(shù)創(chuàng)新自由度更大，創(chuàng)新效率也較高[29]。這意味著環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新效應(yīng)將由于融資約束而大打折扣。因此，提出以下研究假說。

H3在我國環(huán)境規(guī)制對企業(yè)出口綠色技術(shù)含量的正效應(yīng)不能完全沖抵融資約束引起的負(fù)效應(yīng)，從而會使得實際出口綠色技術(shù)含量負(fù)向偏離有效水平。

四、研究方法與數(shù)據(jù)

(一)雙邊隨機邊界模型構(gòu)建

參照Kumbhakar與Parmeter(2009)[30]的雙邊隨機前沿分析，本文選擇雙邊隨機邊界模型進行實證檢驗，原因有三：一是根據(jù)前文的理論分析和我國國情，環(huán)境規(guī)制正效應(yīng)、融資約束負(fù)效應(yīng)會引起實際出口綠色技術(shù)含量單向偏離有效水平，即兩者均呈現(xiàn)出單邊分布特點，模型適用于該問題的研究；二是環(huán)境規(guī)制與融資約束變量的測算方式不統(tǒng)一，使用不同方法得到指標(biāo)的回歸結(jié)果往往相互沖突，利用雙邊隨機邊界模型在模型中則無需考慮企業(yè)是否受到環(huán)境規(guī)制和融資約束的影響，也不需要對二者進行指標(biāo)替代，在一定程度上可以克服指標(biāo)衡量的難題；三是雙邊隨機邊界模型不僅可以分別測度環(huán)境規(guī)制和融資約束對出口綠色技術(shù)含量的影響，而且可以度量二者的凈效應(yīng)。出口綠色技術(shù)含量的分解表達(dá)式為

=βXit+εit

(1)

根據(jù)分布假設(shè)，可以得到εit的分布密度函數(shù)

(2)

其中，φ(·)、Ф(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)，其余參數(shù)依次表示為

(3)

由εit分布密度函數(shù)能夠得到第個觀測值的對數(shù)似然函數(shù)

lnL(xit,θ)=-ln(σit+σω)+ln[exp(ait)Ф(cit)+exp(bit)Ф(dit)]

(4)

其中，θ={β，σv,σμ,σω}。利用似然函數(shù)的最大化，得到各參數(shù)估計值。進一步地，為求得企業(yè)μit和ωit的點估計值，推導(dǎo)出二者的條件分布，并分別記為

(5)

(6)

其中，λ=(1/σμ)+(1/σω)，X1it=Ф(dit)+exp(ait-bit)Ф(cit)，X2it=exp(bit-ait)X1it。

由式(5)、(6)，可以推導(dǎo)出μit和ωit條件期望，進而得到企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量與有效水平的絕對偏離，并進行轉(zhuǎn)化以得到實際水平與有效水平的相對偏離

(7)

(8)

式(7)、(8)分別表達(dá)了環(huán)境規(guī)制、融資約束對出口綠色技術(shù)含量正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)的相對程度，進而可以推導(dǎo)出二者對出口綠色技術(shù)含量的凈效應(yīng)

NE=E(1-e-ωit|εit)-E(1-e-μit|εit)

=E(e-μit-e-ωit|εit)

(9)

(二)計量模型的設(shè)定

企業(yè)間的出口綠色技術(shù)含量差異源于內(nèi)部因素和外部環(huán)境兩方面。前者通過企業(yè)的個性特征對其出口綠色技術(shù)含量水平施加影響，后者通過市場競爭、產(chǎn)業(yè)政策對產(chǎn)業(yè)層面的出口綠色技術(shù)含量發(fā)揮效應(yīng)并作用到企業(yè)。本文重在分析不同企業(yè)間的出口綠色技術(shù)含量差異，所以選擇內(nèi)部因素測度企業(yè)出口綠色技術(shù)含量有效水平。設(shè)定模型如下

lnGPRODYit=β0+β1subsidyit+β2qualityit+β3indusryit+β4relationit+β5lnageit+β6scaleit+β7deltit+β8densityit+β9natureit+ΣArea+ωit-μit+vit

(10)

其中，lnGPRODY表示企業(yè)出口綠色技術(shù)含量對數(shù)，subsidy為企業(yè)是否獲得政府補貼的虛擬變量，quality為企業(yè)員工質(zhì)量，industry為企業(yè)所屬行業(yè)，relation為企業(yè)的隸屬關(guān)系，lnage為企業(yè)年齡的自然對數(shù)，scale為企業(yè)員工數(shù)量，debt為企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，density為企業(yè)資產(chǎn)密集度，nature為企業(yè)性質(zhì)，∑Area和∑Year為地區(qū)和年度控制變量，下標(biāo)i、t分別表示企業(yè)和時間。

(三)出口綠色技術(shù)含量測算

由于本文旨在測算微觀企業(yè)的出口綠色技術(shù)含量，與既有文獻利用區(qū)域數(shù)據(jù)進行宏觀層面研究存在顯著差異，因此需要重新構(gòu)建度量指標(biāo)?？紤]到企業(yè)全要素生產(chǎn)率能夠較好的體現(xiàn)技術(shù)水平，產(chǎn)排污系數(shù)可以表示綠色技術(shù)水平，本文利用二者乘積表示企業(yè)出口綠色技術(shù)含量。但由于企業(yè)產(chǎn)排污數(shù)據(jù)并未納入統(tǒng)計，本文以地區(qū)產(chǎn)排污系數(shù)、地區(qū)顯性比較優(yōu)勢以及企業(yè)所占比重三者的乘積作為企業(yè)綠色技術(shù)水平，從而得到企業(yè)出口綠色技術(shù)含量表達(dá)式

GPRODYijk=GCijk×TFPijk

=GCk×RCAjk×wijk×TFPijk

(11)

式(11)中，GPRODYijk、GCijk、TFPijk分別表示k地區(qū)j行業(yè)i企業(yè)的出口產(chǎn)品綠色技術(shù)含量、綠色技術(shù)水平和近似全要素生產(chǎn)率。

借鑒Head和Ries(2003)的研究，利用“索羅余值法”測算的近似全要素生產(chǎn)率予以表示；Q為企業(yè)產(chǎn)出，K為資本投入，L為勞動投入，s為資本貢獻度，參照李春頂?shù)萚32]的研究設(shè)定，取s=1/3。

(四)數(shù)據(jù)說明與變量構(gòu)造

1. 數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的樣本數(shù)據(jù)主要來源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，其涵蓋了全部國有工業(yè)企業(yè)和年銷售額500萬元以上非國有工業(yè)企業(yè)的130余項指標(biāo)，是研究微觀企業(yè)最適用的數(shù)據(jù)庫。由于2004年未統(tǒng)計“出口交貨值”指標(biāo)，無法測度企業(yè)的出口綠色技術(shù)含量，因此將2004年從1998-2007年樣本期間剔除。同時，考慮到我國出口技術(shù)含量提升的主要來源是制造業(yè)[33]，本文以制造業(yè)為研究對象。

在保證原始數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性后，對數(shù)據(jù)所存在的錯漏值進行處理：刪除“出口交貨值”缺失、小于零以及未持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本；剔除“中間投入”、“固定資產(chǎn)凈值”、“新產(chǎn)品產(chǎn)值”、“應(yīng)收賬款”小于零的企業(yè)樣本；剔除“從業(yè)人數(shù)”小于10、“工業(yè)總產(chǎn)值”小于“工業(yè)增加值”、“開業(yè)時間”為1949年之前的企業(yè)樣本。最終得到的企業(yè)樣本數(shù)為6 049家，共54 441個觀測值，樣本分布見表1。

表1 樣本分布狀況

2. 變量定義與描述性統(tǒng)計

被解釋變量：出口綠色技術(shù)含量(lnGPRODY)，由地區(qū)綠色技術(shù)水平、企業(yè)顯性比較優(yōu)勢與企業(yè)全要素生產(chǎn)率三者乘積構(gòu)建，并將其以自然對數(shù)形式代入模型。

解釋變量：企業(yè)補貼(subsidy)，虛擬變量，用是否獲得政府補貼表示，獲得補貼為1，否則為0；企業(yè)員工質(zhì)量(quality)，以“(應(yīng)付工資+福利+勞動保險+養(yǎng)老醫(yī)療保險+住房補貼)/從業(yè)人數(shù)”表示；企業(yè)行業(yè)類型(industry)，借助李玲等[31]的劃分方式和劃分結(jié)果，分為重度污染、中度污染和輕度污染企業(yè)；企業(yè)隸屬關(guān)系(relation)，包括中央直屬、省屬、市屬、縣屬、鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道、居民委員會以及其他七種狀況；企業(yè)成立年限對數(shù)(lnage)，用“調(diào)查年份-開業(yè)年份+1”表示，并將其自然對數(shù)代入模型；企業(yè)規(guī)模(scale)，用企業(yè)從業(yè)人數(shù)表示；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(debt)，用“總資產(chǎn)/總負(fù)債”表示；企業(yè)資本密集度(density)，用“固定資產(chǎn)總額/從業(yè)人數(shù)”表示；企業(yè)性質(zhì)(nature)，分為公有控股企業(yè)(國有、集體)、私有控股企業(yè)(法人、民營)和外資控股企業(yè)(港澳臺、外商獨資)。

控制變量：地區(qū)變量(Area)，利用國家統(tǒng)計局2003年的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將31個省市區(qū)分為東部、中部和西部地區(qū)；年份變量(Year)，樣本時間區(qū)間生成的虛擬變量。

主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

(一) 全樣本估計

1. 出口綠色技術(shù)含量影響因素估計

基于上述環(huán)境規(guī)制與融資約束對企業(yè)出口綠色技術(shù)含量的理論分析和測度方法，本文采用計量模型進行估計，結(jié)果見表3。其中，模型1使用OLS估計，模型2-6使用雙邊隨機邊界的MLE估計，模型2中施加了約束條件lnσw=lnσu=0，模型3在此基礎(chǔ)上取消了約束條件，模型4控制了地區(qū)變量，模型5剔除了模型4中不顯著變量lnage，并控制了地區(qū)和時間變量，模型6在模型5基礎(chǔ)上增加了lnage。通過比較各模型的對數(shù)極大似然函數(shù)值(LL)，本文后續(xù)分析主要以模型6進行。

根據(jù)模型6，政府補貼、員工質(zhì)量、企業(yè)行業(yè)類型、企業(yè)隸屬關(guān)系、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)資本密集度等因素對企業(yè)出口綠色技術(shù)含量提升具有促進作用，企業(yè)年齡、企業(yè)性質(zhì)等因素則更傾向于抑制企業(yè)出口綠色技術(shù)含量增加。值得一提的是，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)性質(zhì)顯著性方向與預(yù)期不符。前者可能是因為，根據(jù)財務(wù)杠桿效應(yīng)，如果稅息前資金利潤率大于負(fù)債的資金成本，那么企業(yè)負(fù)債反而可能會促進其額外收入增長[34]，進而有利于企業(yè)加大綠色技術(shù)革新；后者可能是因為，與超產(chǎn)權(quán)理論一致，即所有權(quán)引起的企業(yè)治理機制優(yōu)化雖然在短期具有積極作用，但由于市場競爭的存在，企業(yè)治理機制的長期效應(yīng)并不取決于所有權(quán)歸屬，這意味著公有控股企業(yè)進行綠色技術(shù)研發(fā)的效率未必低于私有控股企業(yè)和外資控股企業(yè)。

表3 雙邊隨機邊界模型的全樣本估計

2. 方差分解：環(huán)境規(guī)制與融資約束的影響效應(yīng)測算

表4 方差分解：環(huán)境規(guī)制與融資約束的影響效應(yīng)分析

3. 環(huán)境規(guī)制與融資約束的效應(yīng)測度

表5的4-6列展現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制、融資約束各自效應(yīng)以及二者凈效應(yīng)的分布特征。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制、融資約束使實際出口綠色技術(shù)含量向有效水平的不同方向發(fā)生偏離，前者使出口綠色技術(shù)含量提升，后者則使出口綠色技術(shù)含量降低，但前者始終處于弱勢地位。具體而言，在第1四分位(Q1)，有1/4的企業(yè)在環(huán)境規(guī)制和融資約束的共同作用下，實際出口綠色技術(shù)含量下降幅度高達(dá)13.48%。而在第3四分位(Q3)，另有1/4的企業(yè)，環(huán)境規(guī)制的正效應(yīng)與融資約束的負(fù)效應(yīng)僅使出口綠色技術(shù)含量下降0.65%。這表明，雖然環(huán)境規(guī)制的正效應(yīng)在一定程度上緩沖了融資約束的負(fù)效應(yīng)，但前者始終未能完全沖抵后者。這主要是因為，第一，融資是改善企業(yè)環(huán)境行為的一個重要因素，企業(yè)內(nèi)部融資不足亦或外部融資渠道不暢時，企業(yè)回應(yīng)環(huán)境規(guī)制的綠色技術(shù)革新行為也會被約束；第二，我國前期環(huán)境規(guī)制盲目推行一刀切式政策，具有很強的剛性，對企業(yè)增加綠色技術(shù)投資的“創(chuàng)新補償效應(yīng)”不明顯，甚至引發(fā)了“抵消效應(yīng)”。

表5 環(huán)境規(guī)制與融資約束對出口綠色技術(shù)含量效應(yīng)估計

(二) 子樣本估計

1. 按企業(yè)性質(zhì)分組的子樣本估計

現(xiàn)有研究表明，不同性質(zhì)企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新績效等方面表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性(胡諜等，2015；張秀峰等，2015)。為了考察凈效應(yīng)的企業(yè)性質(zhì)特征，本文將樣本按企業(yè)性質(zhì)分組進行估計。根據(jù)表6，不同性質(zhì)企業(yè)的實際出口綠色技術(shù)含量均顯著低于有效水平，這意味著企業(yè)出口綠色技術(shù)含量受到企業(yè)性質(zhì)影響，但不同性質(zhì)的企業(yè)所受影響程度不同。平均而言，公有控股企業(yè)凈效果最明顯，實際出口綠色技術(shù)含量低于有效水平7.86%；外資控股企業(yè)次之，下降幅度為7.30%；私有控股企業(yè)最低，但降幅也達(dá)到了6.81%。公有控股企業(yè)往往不僅擁有雄厚的國資背景，而且承擔(dān)著政府的多項任務(wù)，與政府談判能力也相對較強。相反，私有控股企業(yè)面臨的環(huán)境規(guī)制強度高，且與政府談判能力較弱，以環(huán)境規(guī)制為導(dǎo)向的融資約束趨緊也會更加倒逼其綠色技術(shù)升級。然而，在第3四分位(Q3)，公有控股企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量僅低于有效水平0.32%，遠(yuǎn)低于私有控股企業(yè)的0.56%和外資控股企業(yè)的0.81%，表明受國家環(huán)境規(guī)制強度日益提高影響，已有1/4的公有控股企業(yè)逐漸由被動性的增加治污成本轉(zhuǎn)向主動性的綠色技術(shù)創(chuàng)新。但需要指出的是，融資約束對三種性質(zhì)企業(yè)出口綠色技術(shù)含量的抑制效應(yīng)依然突出，進一步解決企業(yè)“融資難、融資貴”問題是推動企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新和提升出口綠色技術(shù)含量的重要保障。

表6 環(huán)境規(guī)制與融資約束對出口綠色技術(shù)含量效應(yīng)估計(按企業(yè)性質(zhì)分組)

2. 按污染強度分組的子樣本估計

不同行業(yè)的企業(yè)承受的污染規(guī)制強度不同，對綠色技術(shù)的需求也表現(xiàn)出較大差異。為考察凈效應(yīng)的企業(yè)污染強度特征，將樣本按污染強度分組進行估計。根據(jù)表7，環(huán)境規(guī)制與融資約束的異向效應(yīng)使得不同污染強度的企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量均低于有效水平。平均而言，輕度污染企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量負(fù)向偏離有效水平的程度最高，為7.96%，這主要與輕度污染企業(yè)的環(huán)境規(guī)制相對寬松，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動力不強，以及在全球價值鏈分工中處于“低端鎖定”位置，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力不夠有關(guān)。然而，在第1四分位(Q1)，有1/4重度污染企業(yè)的實際出口綠色技術(shù)含量較有效水平下降14.76%，大于輕度、中度污染企業(yè)，這意味著，對于這1/4的重度污染企業(yè)，在環(huán)境規(guī)制的情況下，更傾向于選擇被動性的增加治污成本。第3四分位(Q3)的估計結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制和融資約束的綜合影響效應(yīng)使得中度污染企業(yè)的出口綠色技術(shù)含量提升0.19%，重度污染企業(yè)、輕度污染企業(yè)分別下降0.71%、1.67%，這表明，1/4的重度與輕度污染企業(yè)基本克服了融資約束問題；而1/4的中度污染企業(yè)不僅已經(jīng)克服融資約束，并在環(huán)境規(guī)制正效應(yīng)的作用下提升了出口綠色技術(shù)含量，這與樣本企業(yè)中中度污染企業(yè)的出口綠色技術(shù)含量高于其他污染強度企業(yè)的實際情況相契合，證實了本文結(jié)論的可靠性。

表7 環(huán)境規(guī)制與融資約束對出口綠色技術(shù)含量效應(yīng)估計(按企業(yè)污染強度分組)

(三)拓展討論：我國如何實現(xiàn)從“貿(mào)易大國”向“貿(mào)易強國”轉(zhuǎn)變

改革開放的持續(xù)推進，為我國對外貿(mào)易注入巨大的生機與活力，使我國從一個相對封閉的經(jīng)濟體一躍成為舉世矚目的貿(mào)易大國，但“大而不強”卻是不爭的事實。我國與貿(mào)易強國的差距何在？如何實現(xiàn)從“貿(mào)易大國”向“貿(mào)易強國”轉(zhuǎn)變？根據(jù)前文的分析，本文認(rèn)為，我國企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量未達(dá)到國際出口的基準(zhǔn)水平，即出口綠色技術(shù)含量有效水平，是我國對外貿(mào)易“大而不強”的重要原因。

為證實這一點，本文利用企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量與環(huán)境規(guī)制和融資約束的凈效應(yīng)測算每年企業(yè)出口綠色技術(shù)含量的有效水平，結(jié)果如圖1所示。根據(jù)圖1，1998-2007年，環(huán)境規(guī)制對出口綠色技術(shù)含量的正效應(yīng)始終低于融資約束的負(fù)效應(yīng)，從而導(dǎo)致了實際出口綠色技術(shù)含量對有效水平的負(fù)向偏離。正是由于該負(fù)向偏離的存在，限制了我國從“貿(mào)易大國”向“貿(mào)易強國”轉(zhuǎn)變。從整體上看，環(huán)境規(guī)制與融資約束的共同作用下，我國企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量年均低于有效水平7.21%，說明企業(yè)出口綠色技術(shù)含量實際上具有較大的提升空間。從趨勢上看，我國出口綠色技術(shù)含量呈現(xiàn)增長態(tài)勢，與我國出口實際情況相符，但同時可以觀測，其與有效水平的差距并未明顯降低。一方面，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新刺激效應(yīng)不足，尤其體現(xiàn)在分組估計中公有控股企業(yè)和輕度污染企業(yè)上(二者在各自分組中的環(huán)境規(guī)制正效應(yīng)平均值最低)。另一方面，我國尚未完善的金融市場扭曲了不同性質(zhì)企業(yè)的真實融資約束，具體體現(xiàn)在公有控股企業(yè)和重度污染企業(yè)上(二者在各自分組中的融資約束負(fù)效應(yīng)平均值最高)。然而，隨著新發(fā)展理念的樹立、金融市場的不斷完善，我國將著力發(fā)展更高層次的開放型經(jīng)濟，環(huán)境規(guī)制與融資約束對企業(yè)出口綠色技術(shù)含量正向偏離作用將更凸顯，“貿(mào)易強國”目標(biāo)在未來一段時期內(nèi)必然實現(xiàn)。

圖1 lnGPRODY、lnGPRODY*與凈效應(yīng)變化趨勢圖

六、結(jié)論與政策啟示

在經(jīng)濟新常態(tài)大背景下，提升我國企業(yè)出口綠色技術(shù)含量是培育競爭新優(yōu)勢、建設(shè)貿(mào)易強國的內(nèi)在要求。本文根據(jù)1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)出口數(shù)據(jù)，利用雙邊隨機邊界分析實證檢驗了環(huán)境規(guī)制與融資約束對企業(yè)出口綠色技術(shù)含量的影響方向和力度，主要得出如下結(jié)論：(1)環(huán)境規(guī)制和融資約束對我國出口綠色技術(shù)含量提升分別具有正向促進作用和負(fù)向抑制作用，但前者對綠色技術(shù)含量的正效應(yīng)并未完全沖抵后者引起的負(fù)效應(yīng)，從而使得實際出口綠色技術(shù)含量負(fù)向偏離有效水平；(2)企業(yè)出口綠色技術(shù)含量低于有效水平的局面并未隨企業(yè)特征分組有所改善，其中，按照企業(yè)性質(zhì)分組時，環(huán)境規(guī)制和融資約束的凈負(fù)效應(yīng)由大到小依次為公有、外資、私有控股企業(yè)，按照污染強度分組時，凈負(fù)效應(yīng)由大到小依次為輕度、重度、中度污染企業(yè)；(3)我國企業(yè)實際出口綠色技術(shù)含量未達(dá)到國際出口的基準(zhǔn)水平，即有效出口綠色技術(shù)含量，是我國對外貿(mào)易“大而不強”的重要原因，但同時我國企業(yè)實現(xiàn)出口綠色技術(shù)含量呈現(xiàn)穩(wěn)步增長態(tài)勢，“貿(mào)易強國”建設(shè)目標(biāo)未來必然能夠?qū)崿F(xiàn)。

本文在相關(guān)研究中具有承上啟下的作用，既擴展了環(huán)境規(guī)制、融資約束與出口技術(shù)含量所觸及的領(lǐng)域，又在揭示二者對出口綠色技術(shù)含量影響機制的基礎(chǔ)上，剖析了二者對出口綠色技術(shù)含量影響的方向和力度。實踐上看，本文研究結(jié)論具有以下三點啟示。首先，政府在實施環(huán)境政策時要避免一刀切式政策引起企業(yè)被動性增加治污成本，要結(jié)合企業(yè)性質(zhì)、污染強度等自身特性采取適當(dāng)?shù)尼槍π砸?guī)制措施，擴大企業(yè)的環(huán)境規(guī)制創(chuàng)新效應(yīng)，培育競爭新優(yōu)勢和貿(mào)易強國建設(shè)；其次，本文有助于提高政府對企業(yè)面臨融資約束時選擇傾向的認(rèn)識，這對政府緩解企業(yè)“融資難、融資貴”問題，以及調(diào)整金融資源配置、提高金融資源利用效率不無裨益。最后，從企業(yè)層面來說，本文對企業(yè)當(dāng)前面臨環(huán)境規(guī)制和融資約束兩大客觀事實的分析，有利于企業(yè)做好自身定位，根據(jù)自身所處的發(fā)展階段和實際環(huán)境及時調(diào)整經(jīng)營策略，實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。