孫博文,傅鑫羽,任俊霖,趙秋運(yùn),傅帥雄,張 娜,5*

環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng)研究

孫博文1,傅鑫羽2,任俊霖3,趙秋運(yùn)4,傅帥雄1,張 娜1,5*

(1.北京大學(xué)光華管理學(xué)院,北京 100871；2.美國佐治亞州立大學(xué)安德魯楊政策研究學(xué)院城市研究中心,亞特蘭大 30303；3.武漢紡織大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院,湖北 武漢 430073；4.北京大學(xué)新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究院,北京 100871；5.石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,新疆 石河子 832003)

利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2004~2009年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù), 以清潔生產(chǎn)目錄標(biāo)準(zhǔn)的政策實(shí)施為外生沖擊事件,基于倍差估計(jì)法(DID)實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)盈利能力、盈利質(zhì)量、波特效應(yīng)和管理創(chuàng)新成本等藍(lán)色紅利的影響.結(jié)果發(fā)現(xiàn):環(huán)境規(guī)制顯著提升了制造企業(yè)的利潤率和企業(yè)的現(xiàn)金流充裕性,改善了企業(yè)的盈利能力和盈利質(zhì)量; 環(huán)境規(guī)制顯著降低了企業(yè)管理創(chuàng)新成本,但波特效應(yīng)不顯著.環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng)存在地方策略互動(dòng)、企業(yè)規(guī)模和所有制的異質(zhì)性:地方政府之間的策略性不合作抑制了環(huán)境規(guī)制藍(lán)色紅利效應(yīng).企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大提高了管理創(chuàng)新成本,但強(qiáng)化其他相關(guān)的藍(lán)色紅利效應(yīng).環(huán)境規(guī)制對(duì)國有企業(yè)的利潤率、現(xiàn)金流以及全要素生產(chǎn)率的改善作用強(qiáng)于非國有企業(yè),但更有助于降低非國有企業(yè)的管理創(chuàng)新成本.

環(huán)境規(guī)制；清潔生產(chǎn)目錄；中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；藍(lán)色紅利；倍差估計(jì)法(DID)

我國已經(jīng)從高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)楦哔|(zhì)量發(fā)展階段,加強(qiáng)中央環(huán)境管理以及出臺(tái)一系列針對(duì)性的環(huán)境規(guī)制政策,旨在實(shí)現(xiàn)降低環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的“雙重紅利”,一方面提高了環(huán)境治理的直接綠色紅利效應(yīng),另一方面還包括GDP增加、創(chuàng)新水平提高以及社會(huì)就業(yè)增長非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的間接藍(lán)色紅利效應(yīng)[1-2],成為我國經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展的重要制度保障.從眾多的研究來看,環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施一般都具有“立竿見影”的環(huán)境治理效果,綠色紅利效應(yīng)比較顯著[3-4],但對(duì)不同的藍(lán)色紅利效應(yīng)的研究結(jié)論莫衷一是,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)成本增加、利潤率、財(cái)務(wù)水平以及企業(yè)創(chuàng)新等因素的影響結(jié)論差異較大,與制度差異、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、企業(yè)特征以及時(shí)間動(dòng)態(tài)因素密切相關(guān)[5-8].

理論上,環(huán)境規(guī)制具有遵從成本效應(yīng)和波特效應(yīng),通過遵從成本效應(yīng)提高了企業(yè)平均成本和加總生產(chǎn)成本,降低了生產(chǎn)效率和利潤水平[9].環(huán)境規(guī)制投入擠出了其他要素投資水平,提高了要素價(jià)格,有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng),激勵(lì)企業(yè)提高技術(shù)水平和全要素生產(chǎn)率[10-13].對(duì)藍(lán)色紅利的實(shí)證研究中,一方面,環(huán)境規(guī)制通過遵從成本效應(yīng)降低了企業(yè)藍(lán)色紅利,增加了企業(yè)的合規(guī)成本,降低了企業(yè)的利潤[8-9].尤其是在經(jīng)濟(jì)增長與政治晉升的目標(biāo)激勵(lì)下,中國地方政府環(huán)境規(guī)制存在“非完全執(zhí)行”博弈邏輯, 導(dǎo)致地方政府為了吸引外資或者其他流動(dòng)性資源產(chǎn)生了“競爭到底”的環(huán)境規(guī)制策略性互動(dòng),不利于企業(yè)的長期技術(shù)創(chuàng)新與利潤增長[10].另一方面,環(huán)境規(guī)制通過波特效應(yīng)發(fā)揮實(shí)現(xiàn)藍(lán)色紅利.企業(yè)間信息不對(duì)稱[10]、研發(fā)投入[13-15]以及競爭者策略互動(dòng)[16-17]都是非完全競爭下促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的重要條件,環(huán)境規(guī)制的合規(guī)成本壓力激發(fā)了企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng),提高了企業(yè)生產(chǎn)率和競爭力[18-21].環(huán)境規(guī)制壓力進(jìn)一步提高了企業(yè)的污染治理的研發(fā)支出,提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[22-23].以CO2為非期望產(chǎn)出,全國及四大區(qū)域均支持波特假說的存在,碳排放規(guī)制強(qiáng)度的加強(qiáng),會(huì)推動(dòng)各地區(qū)在不同時(shí)期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度[24].但也有觀點(diǎn)認(rèn)為,環(huán)境規(guī)制改變了污染要素和污染治理設(shè)備的投入結(jié)構(gòu),對(duì)創(chuàng)新資金投入存在擠占效應(yīng)[25].環(huán)境規(guī)制的政策效果具有企業(yè)異質(zhì)性,有助于提高高生產(chǎn)率企業(yè)的市場份額[26],還降低了不同行業(yè)之間的資源錯(cuò)配[27-29].政府制定環(huán)境規(guī)制政策需要考慮到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)規(guī)模效率、純技術(shù)效率和技術(shù)水平效果的差異.環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率和技術(shù)水平均存在單門限效應(yīng),當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于一定程度時(shí),環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素能源效率和技術(shù)水平的影響為正,波特假說成立;而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過一定程度時(shí),環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素能源效率和技術(shù)水平影響為負(fù),此時(shí)波特假說不成立[30].但因?yàn)橥獠考s束條件的差異,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新和補(bǔ)貼影響并不顯著[31].

目前,鮮有學(xué)者對(duì)清潔生產(chǎn)目錄政策實(shí)施的藍(lán)色紅利效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)研究,而且微觀制造業(yè)企業(yè)的績效評(píng)估研究也較為罕見.從環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的選擇來看,基本上是選取了排污費(fèi)、環(huán)境治理投資、環(huán)境稅、治污運(yùn)營成本以及治污績效等末端治理指標(biāo),難以反映環(huán)境規(guī)制的全過程治理特征,而且環(huán)境末端治理的政策實(shí)施依賴于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展、行業(yè)特征以及地方市場分割的制度環(huán)境,具有顯著的內(nèi)生性問題.而且在探討環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng)中,地方政府策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境規(guī)制政策效應(yīng)的影響作用也鮮有涉及.因此,本文以清潔生產(chǎn)目錄標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施這一政策沖擊作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2004~2009年的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的盈利能力、盈利質(zhì)量、波特效應(yīng)以及管理創(chuàng)新成本等藍(lán)色紅利指標(biāo)的影響,檢驗(yàn)了地方政府策略互動(dòng)、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)所有制屬性等異質(zhì)性特征,旨在緩解環(huán)境規(guī)制政策的內(nèi)生問題,為全過程管理型環(huán)境規(guī)制政策績效評(píng)估提供證據(jù).

1 研究方法

1.1 政策背景

環(huán)境規(guī)制政策遵循中央制定、地方實(shí)施的法定程序,基于環(huán)境規(guī)制環(huán)節(jié)分為末端治理型和過程管理型,末端治理型包括污染排放數(shù)量,排污權(quán)交易試點(diǎn),污染治理投資額、治污運(yùn)營成本以及績效綜合指標(biāo)等,而對(duì)于清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)目錄這一過程管理的環(huán)境規(guī)制指標(biāo)研究較少.2003~2010年,環(huán)境保護(hù)部共發(fā)布了56個(gè)重點(diǎn)行業(yè)清潔生產(chǎn)目錄,包括2003年的3項(xiàng),2006~2007年集中實(shí)施的22項(xiàng)以及2008~2010出臺(tái)的31項(xiàng)修正標(biāo)準(zhǔn),對(duì)降低企業(yè)環(huán)境污染起到了立竿見影的作用,綠色紅利效應(yīng)突出.

1.2 倍差估計(jì)法(DID)模型設(shè)定

DID方法一般可用于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)下政策績效的凈效應(yīng)估計(jì),克服非隨機(jī)變量的內(nèi)生問題[32-34].但DID的使用面臨著政策嚴(yán)格外生性和平行趨勢假定[35-38].本文選擇的清潔生產(chǎn)目錄政策實(shí)施滿足外生的假定,而且工業(yè)庫微觀數(shù)據(jù)庫的使用有助于克服加總數(shù)據(jù)的內(nèi)生問題,本文進(jìn)一步對(duì)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組進(jìn)行平行趨勢假定檢驗(yàn),實(shí)現(xiàn)了對(duì)政策凈效應(yīng)的科學(xué)評(píng)估.

本文將選擇DID探討環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)盈利能力、盈利質(zhì)量、波特效應(yīng)以及管理創(chuàng)新成本4個(gè)維度的藍(lán)色紅利y的影響(式1).

DID的核心是實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的設(shè)定,由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)多有調(diào)整,本文將行業(yè)代碼統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)至《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T4754-2011)[39],行業(yè)代碼調(diào)整后,清潔生產(chǎn)目錄的直接影響行業(yè)大都可識(shí)別至4位數(shù)行業(yè),部分能識(shí)別至2位數(shù)及3位數(shù)行業(yè).為了估計(jì)2006年的清潔生產(chǎn)目錄標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施的“凈效應(yīng)”,將2006年及之后的樣本time設(shè)定為1,其他年份設(shè)定為0;在處理組樣本的選擇上,本文保留了環(huán)境規(guī)制直接影響的4位數(shù)制造業(yè)樣本,分別是農(nóng)副食品加工業(yè)(13),酒、飲料和精制茶制造業(yè)(15),紡織業(yè)(17),化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)(26)及有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)(32)等4個(gè)行業(yè),進(jìn)一步剔除2007~2009年受到新的清潔生產(chǎn)目錄影響的相關(guān)4位數(shù)行業(yè),分別是1512、1391、1515、2612、3216、3212、3211、1511.最終將被精確識(shí)別的4位數(shù)行業(yè)下處理組變量設(shè)定為1;將共同2位數(shù)行業(yè)但不受政策影響的4位數(shù)行業(yè)處理組變量設(shè)定為0,以控制行業(yè)因素的影響.

1.3 平行趨勢檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

使用DID方法的前提是研究樣本滿足平行趨勢假設(shè),在清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施之前,實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組變量不存在系統(tǒng)差異,否則估計(jì)結(jié)果無法排除干擾因素的影響.檢驗(yàn)共同時(shí)間趨勢的方法是考慮式(2):

2 數(shù)據(jù)來源、變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的是1998~2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫,涵蓋了全部國有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收入在500萬元及以上, 2011年提高到2000萬元)的非國有工業(yè)企業(yè).根據(jù)實(shí)際需要對(duì)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了如下處理:(1)匹配合并.參考Brandt et al.(2012)[40]的研究統(tǒng)一匹配;(2)剔除異常值.刪除核心指標(biāo)缺失或?yàn)樨?fù)的樣本,包括企業(yè)總資產(chǎn)、工業(yè)總產(chǎn)值、實(shí)收資本以及固定資產(chǎn)凈值年平均余額等指標(biāo);刪除與一般會(huì)計(jì)準(zhǔn)則不符合的樣本,如總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)以及利潤率大于1;刪除就業(yè)人數(shù)小于8的企業(yè);(3)價(jià)格平減.以樣本初始年份1998年為基期,利用工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者購買價(jià)格指數(shù)以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)分別對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值、中間投入、本年折舊、固定資產(chǎn)合計(jì)及固定資產(chǎn)凈值年平均余額進(jìn)行價(jià)格平減;(4)參照聶輝華和賈瑞雪、楊汝岱使用固定資產(chǎn)合計(jì)、固定資產(chǎn)凈值年平均余額、本年折舊等變量的研究,基于永續(xù)盤存法計(jì)算了企業(yè)投資和資本存量[41-42].

2.2 變量說明

2.2.1 因變量:藍(lán)色紅利y 廣義上藍(lán)色紅利反映了環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn),包括企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長、利潤提高以及創(chuàng)新行為等,而且多數(shù)學(xué)者對(duì)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)利潤和波特效應(yīng)進(jìn)行了研究[43-44],而現(xiàn)代財(cái)務(wù)理論認(rèn)為,與反映企業(yè)盈利能力的企業(yè)利潤率指標(biāo)相比,企業(yè)現(xiàn)金流更能決定企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造能力以及企業(yè)的生存能力,反映了企業(yè)的盈利質(zhì)量,企業(yè)傾向于策略性地持有現(xiàn)金及投資決策應(yīng)對(duì)未來的不確定性[45-46],以預(yù)防可能遭受的損失或者預(yù)期之外的支出,以及獲得必要的生產(chǎn)要素進(jìn)行可行性價(jià)值投資,有助于企業(yè)的長期價(jià)值的實(shí)現(xiàn)[47-48].除此之外,衡量企業(yè)創(chuàng)新的全要素生產(chǎn)率指標(biāo)也可以分解為技術(shù)進(jìn)步,企業(yè)規(guī)模效率以及反映企業(yè)生產(chǎn)過程創(chuàng)新的管理效率三個(gè)方面[49],鮮有學(xué)者探討環(huán)境規(guī)制對(duì)于企業(yè)管理效率或者管理過程創(chuàng)新的影響.本文將從企業(yè)的盈利能力、盈利質(zhì)量、波特效應(yīng)以及管理創(chuàng)新成本等4個(gè)維度評(píng)估環(huán)境規(guī)制的制造業(yè)藍(lán)色紅利.

具體計(jì)算方式中:(1)企業(yè)盈利能力(w_profit_ rate):采用企業(yè)利潤率指標(biāo)衡量,計(jì)算方法為產(chǎn)品銷售利潤與產(chǎn)品銷售收入的比值;(2)企業(yè)盈利質(zhì)量(cash_flow):采用企業(yè)現(xiàn)金流指標(biāo)衡量,參考Guariglia et al. (2011)的研究[50],企業(yè)現(xiàn)金流為扣除所得稅之后的利潤總額與當(dāng)期折舊、利息支付之和;(3)波特效應(yīng)(tfp_op):采用全要素生產(chǎn)率tfp_op指標(biāo)衡量,對(duì)于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)庫而言,本文采用OP法[51]計(jì)算企業(yè)TEP,與傳統(tǒng)的索洛余量法、非參數(shù)估計(jì)以及LP法[52]相比,OP法不僅解決了要素投入的內(nèi)生問題,也通過考慮企業(yè)的進(jìn)入退出解決了樣本選擇問題;(4)企業(yè)創(chuàng)新管理成本(w_manfee):采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)管理費(fèi)用指標(biāo)衡量.

2.2.2 控制變量 微觀企業(yè)層面的指標(biāo)有(1)企業(yè)就業(yè)人數(shù)(employment);(2)企業(yè)的出口密集度(w_export_den):采用當(dāng)年出口額與工業(yè)總產(chǎn)值比值衡量;(3)企業(yè)的所有制屬性(state_own):設(shè)定國有企業(yè)虛擬變量=1,其他為0;(4)行業(yè)競爭度指數(shù)(hhi),采用計(jì)算赫希曼-赫芬達(dá)爾指數(shù)予以衡量.本文匹配了中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(2004~2009)與對(duì)應(yīng)年份的省級(jí)數(shù)據(jù),控制變量包括(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp):采用人均GDP指標(biāo)衡量;(2)財(cái)政支出密度(govfis):采用地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出與GDP的比值衡量;(3)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重(struc):采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP的比值衡量.

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)

具體指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1:

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

3 實(shí)證結(jié)果與討論

3.1 基準(zhǔn)模型:環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng)

表2反映了環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利檢驗(yàn)結(jié)果,變量time_treat的系數(shù)分別體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)微觀制造業(yè)企業(yè)的盈利能力、盈利質(zhì)量、波特效應(yīng)以及管理創(chuàng)新成本的影響結(jié)果,為了消除回歸的異方差性,主要變量進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理.

環(huán)境規(guī)制顯著提升了制造企業(yè)的利潤率以及改善了企業(yè)的現(xiàn)金流充裕性,影響系數(shù)分別為0.00191以及0.0575,對(duì)于改善企業(yè)的盈利能力和盈利質(zhì)量都有一定的促進(jìn)作用.環(huán)境規(guī)制的合規(guī)成本增加了企業(yè)的負(fù)擔(dān),但也淘汰了部分高污染、高耗能、低效率企業(yè),使得高效率企業(yè)得以生存,平均利潤率也會(huì)提高.除此之外,環(huán)境規(guī)制有助于改善企業(yè)的現(xiàn)金流情況,符合環(huán)境規(guī)制要求的企業(yè)可能得到了一定的補(bǔ)貼或者獎(jiǎng)勵(lì)政策支持,比如我國2004年實(shí)施的《清潔生產(chǎn)審核暫行辦法》就規(guī)定,中小企業(yè)發(fā)展基金應(yīng)當(dāng)根據(jù)需要安排適當(dāng)數(shù)額用于支持中小企業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)[54],隨后2005頒布的《重點(diǎn)企業(yè)清潔生產(chǎn)審核程序的規(guī)定》也指出,對(duì)在清潔生產(chǎn)審核工作中取得成績的企業(yè)、部門、機(jī)構(gòu)和個(gè)人,按照有關(guān)規(guī)定可享受相關(guān)鼓勵(lì)政策或給予一定的獎(jiǎng)勵(lì)[55],而相關(guān)規(guī)定的行業(yè)適用范圍是污染物排放超過國家和地方排放標(biāo)準(zhǔn),污染物排放總量超過地方核定指標(biāo)的嚴(yán)重污染企業(yè),以及使用有毒有害原料生產(chǎn)、排放有毒有害物質(zhì)的企業(yè)等,本研究對(duì)象中的化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)(26)和有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)(32)與政策直接相關(guān),通過計(jì)算可知行業(yè)2004~2008年平均補(bǔ)貼收入分別是22.55,29.75,29.07,24.35,27.5,相比較而言,其他行業(yè)2004~2008年行業(yè)平均補(bǔ)貼收入則是12.45, 13.95,13.49,12.85,12.34,補(bǔ)貼收入存在著系統(tǒng)性的差異,側(cè)面證實(shí)了環(huán)境規(guī)制政策對(duì)于相關(guān)補(bǔ)貼收入的促進(jìn)作用.但考慮到影響補(bǔ)貼收入的其他因素,本文還以2005年《重點(diǎn)企業(yè)清潔生產(chǎn)審核程序的規(guī)定》的出臺(tái)為外生沖擊事件,同樣基于DID檢驗(yàn)了此環(huán)境政策對(duì)企業(yè)補(bǔ)貼的影響,結(jié)果也進(jìn)一步證實(shí)了其對(duì)補(bǔ)貼收入的促進(jìn)凈效應(yīng)以及緩解了企業(yè)的流動(dòng)性困難.

環(huán)境規(guī)制的波特效應(yīng)并不顯著,可以從動(dòng)態(tài)時(shí)間維度以及企業(yè)TFP的分解效應(yīng)來理解,一方面,環(huán)境規(guī)制會(huì)帶來企業(yè)合規(guī)成本的增加,導(dǎo)致企業(yè)根據(jù)要素相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)調(diào)整要素的投入結(jié)構(gòu),因此可能增加了企業(yè)的運(yùn)行與管理成本,這意味短期內(nèi)清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施對(duì)企業(yè)TFP促進(jìn)效應(yīng)不顯著,但從長期來看,環(huán)境規(guī)制的成本被企業(yè)內(nèi)生化,企業(yè)在預(yù)期到環(huán)境規(guī)制政策的持續(xù)性后,傾向于提高企業(yè)長期清潔技術(shù)研發(fā)投入,有助于改善企業(yè)TFP.另一方面,企業(yè)TFP可分解為企業(yè)的組織管理創(chuàng)新以及清潔生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步兩方面,列(4)檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)組織管理創(chuàng)新成本的影響,發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制顯著降低了企業(yè)的組織管理創(chuàng)新成本,系數(shù)為-0.0331,且通過1%的顯著檢驗(yàn),說明環(huán)境規(guī)制在增加了企業(yè)排污費(fèi)支出、治污設(shè)備投資的同時(shí),還可能加速推進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)流程再造、執(zhí)行新產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)以及配置人力資源等方式提高了企業(yè)的管理效率,但與此同時(shí),企業(yè)可能會(huì)將原來用于技術(shù)創(chuàng)新的要素資源轉(zhuǎn)移到污染治理之中,抑制了清潔生產(chǎn)技術(shù)水平的進(jìn)步,最終綜合效應(yīng)表現(xiàn)為對(duì)TFP的抑制效應(yīng).

表2 環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng)

注:***<0.01, **<0.05, *<0.1,回歸方程對(duì)時(shí)間固定效應(yīng)與企業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行控制(下同).

3.2 平行趨勢檢驗(yàn)

清潔生產(chǎn)目錄實(shí)施這一外生政策沖擊能有效克服環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行的內(nèi)生問題,但對(duì)于環(huán)境規(guī)制政策影響企業(yè)藍(lán)色紅利這一凈效應(yīng)的估計(jì)來看,還需要政策執(zhí)行之前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本的變量無系統(tǒng)差異,滿足平行趨勢假定,否則就難以排除環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施之外的其他因素干擾.本文設(shè)計(jì)了表3與表4兩種方案進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn).

表3 實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的系統(tǒng)差異

備注:△代表一階時(shí)間差分,△△代表實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的雙重差分結(jié)果,反映了清潔生產(chǎn)目錄政策的凈效應(yīng)大小和方向.

表4 處理組與對(duì)照組平行趨勢檢驗(yàn)

表3計(jì)算了實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的差值并對(duì)時(shí)間進(jìn)行回歸,進(jìn)而基于時(shí)間變量的系數(shù)顯著性進(jìn)行判斷,考慮到2期數(shù)據(jù)無法進(jìn)行最小二乘回歸,本文基于工業(yè)庫補(bǔ)充了2003年被剔除的企業(yè)藍(lán)色紅利樣本數(shù)據(jù),結(jié)果發(fā)現(xiàn)清潔生產(chǎn)目錄實(shí)施的2006年之前兩者在10%的顯著上均不存在系統(tǒng)差異,實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的企業(yè)利潤率、現(xiàn)金流、全要素生產(chǎn)率以及管理創(chuàng)新成本的值分別是0.333,0.125,0.333以及0.273,驗(yàn)證了平行趨勢假說,而且2006年之后(含2006)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本數(shù)據(jù)的系統(tǒng)差異性也均得到了驗(yàn)證.在一階時(shí)間差分△的基礎(chǔ)之上,本文計(jì)算了實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的雙重差分值△△,不難發(fā)現(xiàn),2006年清潔生產(chǎn)目錄實(shí)施之后,企業(yè)的利潤率和現(xiàn)金流凈增加了0.003以及0.024,而全要素生產(chǎn)率和管理創(chuàng)新成本則降低了0.061和62.138,主要變量的符號(hào)驗(yàn)證了基準(zhǔn)模型中time_treat的系數(shù)符號(hào)方向,研究結(jié)論符合預(yù)期.

表4中基于式(3)對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的平行趨勢假定進(jìn)行了檢驗(yàn),一方面,本文設(shè)定了treat_ before和treat_after等2個(gè)交互項(xiàng),系數(shù)分別代表了2006年之前與2006年之后樣本中實(shí)驗(yàn)組對(duì)照組的面板樣本中觀測變量的系統(tǒng)性差異.另一方面,本文還對(duì)環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行之前的2004和2005年,以及政策執(zhí)行后2006和2007年的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組觀測變量的系統(tǒng)差異進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果取決于treat_2004,treat_2005,treat_2007以及treat_ 2008的系數(shù)顯著性.

表4中面板樣本treat_before變量無一例外系數(shù)均不顯著,佐證了環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施之前包括企業(yè)利潤率、現(xiàn)金流、企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及管理費(fèi)用并沒有系統(tǒng)性的差別,滿足平行趨勢假定,進(jìn)一步, treat_after系數(shù)則顯示,除了全要素生產(chǎn)率之外,環(huán)境規(guī)制對(duì)其他藍(lán)色紅利變量的影響系數(shù)均能通過不同水平的顯著檢驗(yàn),體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制政策的凈效應(yīng).同理,對(duì)于截面樣本而言,政策執(zhí)行之前的treat_ 2004和treat_2005系數(shù)不顯著,證實(shí)了平行趨勢假定,但在政策執(zhí)行之后1期后的變量treat_2007對(duì)包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的所有藍(lán)色紅利變量系數(shù)均顯著,但政策執(zhí)行2期后變量treat_2008對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效影響變得不顯著,這意味著清潔生產(chǎn)目錄對(duì)于企業(yè)的經(jīng)營績效雖然具有“立竿見影”的效果,但在政策效果的延續(xù)方面還存在改進(jìn)之處,需要進(jìn)一步市場化的環(huán)境規(guī)制手段予以補(bǔ)充,實(shí)現(xiàn)企業(yè)環(huán)境合規(guī)成本的內(nèi)生化.

3.3 安慰劑檢驗(yàn)

表5 環(huán)境規(guī)制政策效果的安慰劑檢驗(yàn)

續(xù)表5

安慰劑檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是反事實(shí)檢驗(yàn)的一種方法,利用倍差估計(jì)法(DID)評(píng)估環(huán)境規(guī)制政策績效可能遭受質(zhì)疑,其中的邏輯在于,清潔生產(chǎn)目錄實(shí)施的年份可能對(duì)企業(yè)沒有實(shí)質(zhì)意義,企業(yè)的績效指標(biāo)變化可能來自于其他未知的因素影響,如果其他政策沖擊與清潔生產(chǎn)目錄標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施無關(guān),但time_treat的系數(shù)在其他年份依然顯著,這意味著time_treat對(duì)于企業(yè)績效的影響應(yīng)該歸因于清潔生產(chǎn)目錄之外的其他因素.為此本文進(jìn)一步通過樣本調(diào)整,構(gòu)造“反事實(shí)樣本”進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)(placebo test),首先是進(jìn)行樣本調(diào)整,本文基于當(dāng)年實(shí)驗(yàn)組樣本的企業(yè)數(shù)目,然后在總樣本總數(shù)隨機(jī)挑選了相同數(shù)量的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組,交互項(xiàng)time_fake_treat反映了隨機(jī)樣本中環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng).此外,對(duì)環(huán)境規(guī)制政策的作用時(shí)間進(jìn)行調(diào)整,以評(píng)估環(huán)境規(guī)制的“預(yù)期效應(yīng)”或者“滯后效應(yīng)”.本文假定2005年作為虛假的環(huán)境規(guī)制沖擊年份進(jìn)行檢驗(yàn),變量time_ from2005_treat的系數(shù)顯著,不顯著符合預(yù)期,意味著企業(yè)存在對(duì)環(huán)境規(guī)制政策的預(yù)期效應(yīng).表5中,隨機(jī)樣本time_fake_treat系數(shù)以及虛假?zèng)_擊變量time_from2005_treat系數(shù)樣本無一例外不顯著,證實(shí)了本文中2006年清潔生產(chǎn)目錄之一環(huán)境規(guī)制政策沖擊效應(yīng)的存在.

3.4 異質(zhì)性特征

我國中央政府對(duì)地方有絕對(duì)的人事任免權(quán),在政治晉升、稅收競爭以及社會(huì)就業(yè)的三重激勵(lì)之下,地方政府傾向于采取市場分割的地方保護(hù)主義發(fā)展本地經(jīng)濟(jì),或者采用競爭到底的環(huán)境政策吸引高污染企業(yè)的進(jìn)入,在此背景下,環(huán)境規(guī)制策略行為可能會(huì)加強(qiáng)“污染避難所”效應(yīng),弱化環(huán)境規(guī)制政策效果.表6中市場分割與政策沖擊的交互項(xiàng)time_ treat_seg系數(shù)反映了策略性不合作的影響.結(jié)果顯示,策略性不合作顯著抑制了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)利潤、現(xiàn)金流以及全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,降低了清潔生產(chǎn)目錄政策實(shí)施的藍(lán)色紅利,與此同時(shí)也提高了管理創(chuàng)新成本,不利于企業(yè)組織管理效率的提升.

表6 環(huán)境規(guī)制策略互動(dòng)與藍(lán)色紅利效應(yīng)異質(zhì)性

表6顯示,企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大強(qiáng)化了環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng),企業(yè)規(guī)模越大,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的利潤率、現(xiàn)金流以及全要素生產(chǎn)率的提升越顯著,規(guī)模較大的企業(yè)對(duì)環(huán)境規(guī)制下的合規(guī)成本不敏感,能夠在承擔(dān)相關(guān)成本支出增加的情況下調(diào)整生產(chǎn)工藝與生產(chǎn)流程,促進(jìn)企業(yè)的效率改善,與此同時(shí),較大規(guī)模的企業(yè)往往承擔(dān)了稅收與就業(yè)的社會(huì)負(fù)擔(dān),因此也會(huì)得到更多的財(cái)政補(bǔ)貼支持,有利于進(jìn)一步保持現(xiàn)金流的充裕,但也進(jìn)一步加劇了企業(yè)的管理成本.表7中,環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng)在國有企業(yè)中更顯著,與私有企業(yè)、外商投資企業(yè)以及港澳臺(tái)外資企業(yè)相比,環(huán)境規(guī)制對(duì)國有企業(yè)的利潤率、現(xiàn)金流以及全要素生產(chǎn)率的改善更為顯著,但相比而言,對(duì)非國有企業(yè)的管理創(chuàng)新成本的抑制作用更顯著,這意味著環(huán)境規(guī)制會(huì)給非國有企業(yè)帶來更大的生存壓力,倒逼其通過引進(jìn)治污處理設(shè)備和技術(shù)人才,優(yōu)化生產(chǎn)與管理流程的方式提高管理創(chuàng)新水平,而國有企業(yè)因?yàn)轭A(yù)算軟約束的問題能夠源源不斷的獲得政府資金與信貸資源的支持,對(duì)環(huán)境規(guī)制的合規(guī)成本并不敏感.

表7 環(huán)境規(guī)制與藍(lán)色紅利效應(yīng)的企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

表8 環(huán)境規(guī)制與藍(lán)色紅利效應(yīng)的企業(yè)所有制異質(zhì)性

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了廓清清潔生產(chǎn)目錄標(biāo)準(zhǔn)的凈效應(yīng),還有必要綜合考慮2006年國家集中出臺(tái)的其他環(huán)境政策干擾,進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).梳理政策文本發(fā)現(xiàn),2006年國家發(fā)改委的清潔生產(chǎn)評(píng)價(jià)體系與清潔生產(chǎn)目錄的目標(biāo)4位數(shù)行業(yè)無重復(fù),因此將這一事件的影響剔除.此外本文的研究還需要考慮中國環(huán)境保護(hù)部的官方網(wǎng)站的排放標(biāo)準(zhǔn)清單,其中2006年的排放清單目錄包括啤酒工業(yè)污染物排放標(biāo)準(zhǔn)(GB 19821- 2005)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)水污染物排放標(biāo)準(zhǔn)(GB18466-2005)以及煤炭工業(yè)污染排放物標(biāo)準(zhǔn)(GB 20426-2006 部分替代:GB 8978-1996;GB 16297-1996)等,有必要在穩(wěn)健性檢驗(yàn)的時(shí)候可以把政策重合的啤酒工業(yè)污染物排放標(biāo)準(zhǔn)(GB 19821-2005)的行業(yè)剔除,結(jié)果共刪除了2554個(gè)樣本.表9中反映了基準(zhǔn)模型的再檢驗(yàn)結(jié)果,不難發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的盈利能力和盈利質(zhì)量依然具有顯著的促進(jìn)作用,此外還有助于降低企業(yè)的管理創(chuàng)新成本以及有利于提高企業(yè)組織管理效率,而值得注意的是,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的波特效應(yīng)的抑制作用開始變得顯著.此外其他控制變量的系數(shù)與基準(zhǔn)模型幾無差別,證實(shí)了研究結(jié)論的穩(wěn)健性.

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.6 啟示

本文證實(shí)了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)盈利、盈利質(zhì)量、波特效應(yīng)以及管理創(chuàng)新成本等藍(lán)色紅利的顯著影響,在生態(tài)文明建設(shè)背景下,提高未來環(huán)境規(guī)制政策的有效性要求進(jìn)一步強(qiáng)化對(duì)特定污染行業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策,增強(qiáng)環(huán)境管理集權(quán),完善省級(jí)以下行政區(qū)環(huán)境政策執(zhí)法的垂直管理體系,并擴(kuò)大中央政府在環(huán)境保護(hù)事務(wù)中的支出范圍.由于環(huán)境規(guī)制政策的藍(lán)色紅利效應(yīng)的發(fā)揮還依賴于市場一體化的制度環(huán)境,這就要求進(jìn)一步打破省際壁壘和地方保護(hù)主義,推動(dòng)區(qū)域污染防治合作機(jī)制的不斷完善;其次,要求進(jìn)一步深化國企改革,轉(zhuǎn)變國有企業(yè)內(nèi)部的僵化體制,合理發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對(duì)大型企業(yè)、國有企業(yè)的藍(lán)色紅利促進(jìn)效應(yīng).最后,要求給予機(jī)制活、規(guī)模小、效率高的中小企業(yè)一定的環(huán)保資金補(bǔ)貼支持.

4 結(jié)論

4.1 環(huán)境規(guī)制顯著提高了制造業(yè)企業(yè)的利潤率和現(xiàn)金流充裕水平,降低了企業(yè)的組織管理創(chuàng)新成本,但短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制無法實(shí)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高.

4.2 地方政府之間的策略不合作抑制了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)利潤、現(xiàn)金流和全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,提高了企業(yè)的管理創(chuàng)新成本.

4.3 企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大強(qiáng)化了環(huán)境規(guī)制的藍(lán)色紅利效應(yīng),企業(yè)規(guī)模越大,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的利潤率、現(xiàn)金流以及全要素生產(chǎn)率的提升更顯著,但也進(jìn)一步提高了企業(yè)的管理創(chuàng)新成本.

4.4 環(huán)境規(guī)制對(duì)國有企業(yè)的利潤率、現(xiàn)金流以及全要素生產(chǎn)率的改善更為顯著,有利于降低非國有企業(yè)的管理創(chuàng)新成本,促進(jìn)非國有企業(yè)組織管理創(chuàng)新.

[1] Tullock G. Excess benefit [J]. Water Resources Research, 1967,3(2): 643-644.

[2] Pearce D. The Role of Carbon Taxes in Adjusting to Global Warming [J]. The Economic Journal, 1991,101(407):938.

[3] Porter M E. America's green strategy, Scientific American, 1991, (4):96.

[4] Berman E, Bui L T. Environmental regulation and productivity: evidence from oil refineries. Review of Economics and Statistics, 2001,83(3):498-510.

[5] Ambec S, Cohen M A, Elgie S, Lanoie P. The Porter hypothesis at 20: can environmental regulation enhance innovation and competitiveness?. Review of environmental economics and policy, 2013,7(1):2-22.

[6] 李 鋼,馬 巖,姚磊磊.中國工業(yè)環(huán)境管制強(qiáng)度與提升路線——基于中國工業(yè)環(huán)境保護(hù)成本與效益的實(shí)證研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2010,(3):31-41. Li G, Ma Y, Yao L L. The Intensity and upgrade path for china’s industrial environmental regulation: An Empirical study of the costs and benefits of china’s industrial environmental protection [J]. China Industrial Economics, 2010,(3):31-41.

[7] 董敏杰,梁泳梅,李 鋼.環(huán)境規(guī)制對(duì)中國出口競爭力的影響——基于投入產(chǎn)出表的分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2011,(3):57-67. Dong M J, Liang Y M, Li G. Impact of environmental regulation on china’s export competitiveness: Based on the input-output model [J]. China Industrial Economics, 2011,(3):57-67.

[8] 張三峰,卜茂亮.環(huán)境規(guī)制,環(huán)保投入與中國企業(yè)生產(chǎn)率——基于中國企業(yè)問卷數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究, 2011,(2):129-146. Zhang S F, Bu M L. Environmental regulation,environmental protection investment and productivity: An Empirical study based on questionnaire of enterprises in China [J]. Nankai Economic Studies, 2011,(2):129-146.

[9] Gray W B. The cost of regulation: OSHA, EPA and the productivity slowdown [J]. American Economic Review, 1987,77(77):998-1006.

[10] Christainsen G B, Haveman R H. The contribution of environmental regulations to the slowdown in productivity growth [J]. Journal of environmental economics and management, 1981,8(4):381-390.

[11] 張 華.地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的策略互動(dòng)研究——對(duì)環(huán)境規(guī)制非完全執(zhí)行普遍性的解釋[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2016,(7):74-90. Zhang H. Strategic interaction of regional environmental regulation: An Explanation on the universality of incomplete enforcement of environmental regulation [J]. China Industrial Economics, 2016,(7): 74-90.

[12] Porter M E. Towards a dynamic theory of strategy. Strategic management journal [J]. 1991,12(S2):95-117.

[13] Porter M E, Van der Linde C. Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship [J]. Journal of economic perspectives, 1995,9(4):97-118.

[14] Mohr R D. Technical change, external economies, and the Porter hypothesis [J]. Journal of Environmental economics and management, 2002,43(1):158-168.

[15] 湯維祺,錢浩祺,吳力波.內(nèi)生增長下排放權(quán)分配及增長效應(yīng)[J]. 中國社會(huì)科學(xué), 2016,(1):60-81. Tang W Q, Qian H Q, Wu L B. The mechanism and effects of allocation of emission rights on the condition of endogenous growth [J]. Social Sciences in China, 2016,(1):60-81.

[16] Barrett S. Strategic environmental policy and international trade [J]. Journal of public Economics, 1994,54(3):325-338.

[17] Simpson R D, Bradford R L. Taxing variable cost: Environmental regulation as industrial policy [J]. Journal of Environmental Economics and Management, 1996,30(3):282-300.

[18] Brunnermeier S B, Cohen M A. Determinants of environmental innovation in US manufacturing industries [J]. Journal of environmental economics and management, 2003,45(2):278-293.

[19] Johnstone N, Ha??i? I, Popp D. Renewable energy policies and technological innovation: evidence based on patent counts [J]. Environmental and resource economics, 2010,45(1):133-155.

[20] 涂正革,諶仁俊.排污權(quán)文易機(jī)制在中國能否實(shí)現(xiàn)波特效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2015,(7):160-73. Tu Z G, Chen R J. Can emissions trading scheme achieve the Porter effect in China [J]. Economic Research Journal, 2015,(7):160-73.

[21] Feng C, Shi B, Kang R. Does Environmental Policy Reduce Enterprise Innovation?—Evidence from China [J]. Sustainability, 2017,9(6):872.

[22] Jaffe A B, Palmer K. Environmental regulation and innovation: a panel data study [J]. Review of Economics and Statistics, 1997,79(4): 610-619.

[23] Hamamoto M. Environmental regulation and the productivity of Japanese manufacturing industries [J]. Resource & Energy Economics, 2006,28(4):299-312.

[24] 范 丹,王維國.中國區(qū)域環(huán)境績效及波特假說的再檢驗(yàn)[J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2013,33(5):952-959. Fan D, Wang W G. Environmental performance in China’s regional economies and re-testing the Porter Hypothesis [J]. China Environmental Science, 2013,33(5):952-959.

[25] 徐彥坤,祁 毓.環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率影響再評(píng)估及機(jī)制檢驗(yàn)[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì), 2017,38(6):147-160. Xu Y K, Qi Y. Re-evaluate the impact of environment regulation enterprise productivity and its mechanism [J]. Finance & Trade Economics, 2017,38(6):147-160.

[26] 韓 超,張偉廣,馮展斌.環(huán)境規(guī)制如何“去”資源錯(cuò)配-基于中國首次約束性污染控制的分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2017,(4):115-134. Han C, Zhang W G, Feng Z B. How does environmental regulation remove resource misallocation: An Analysis of the first obligatory pollution control in China [J]. China Industrial Economics, 2017, (4):115-134.

[27] Restuccia D, Rogerson R. Policy distortions and aggregate productivity with heterogeneous establishments [J]. Review of Economic Dynamics, 2008,11(4):707-720.

[28] Hsieh C T, Klenow P J. Misallocation and manufacturing TFP in china and India [J]. Quarterly Journal of Economics, 2009,124(4):1403- 1448.

[29] Brandt L, Van Biesebroeck J Y. Creative accounting or creative destruction? Firm-level productivity growth in Chinese manufacturing [J]. Journal of development economics, 2012,97(2):339-351.

[30] 王 騰,嚴(yán) 良,何建華,等.環(huán)境規(guī)制影響全要素能源效率的實(shí)證研究——基于波特假說的分解驗(yàn)證[J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2017,37(4): 1571-1578. Wang T, Yan L, He J H, et al. An empirical study on the effect of environmental regulation on total factor energy efficiency: Decomposition verification based on Potter hypothesis [J]. China Environmental Science, 2017,37(4):1571-1578.

[31] 龍小寧,萬 威.環(huán)境規(guī)制、企業(yè)利潤率與合規(guī)成本規(guī)模異質(zhì)性[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2017,(6):155-174. Long X N, Wan W. Environmental regulation, corporate profit margins and compliance cost heterogeneity of different scale enterprises [J]. China Industrial Economics, 2017,(6):155-174.

[32] 陳 林,伍海軍.國內(nèi)雙重差分法的研究現(xiàn)狀與潛在問題[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2015,(7):133-148. Chen L, Wu H J. Research status and potential problems of difference- in-difference method in China [J]. The Journal of Quantitative & Technical Economics, 2015,(7):133-148.

[33] Card A D. Using the longitudinal structure of earnings to estimate the effect of training programs [J]. The Review of Economics and Statistics, 1985,67(4):648-660.

[34] Meyer B. Natural and Quasi-Experiments in Economics [J]. Journal of Business & Economic Statistics, 1995,13(2):151-161.

[35] 周黎安,陳 燁.中國農(nóng)村稅費(fèi)改革的政策效果:基于雙重差分模型的估計(jì)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2005,(8):44-53. Zhou L A, Chen Y. The Policy effect of tax-and-fees reforms in rural China: A difference-in-differences estimation [J] Economic Research Journal, 2005,(8):44-53.

[36] Heckman J J, Jr R R. Alternative methods for evaluating the impact of interventions: An overview [J]. Journal of Econometrics, 1985, 30(1):239-267.

[37] Manski C F. Anatomy of the Selection Problem [J]. Journal of Human Resources, 1989,24(3):343-360.

[38] Bertrand M, Duflo E, Mullainathan S. How much should we trust differences-in-differences estimates? [J]. The Quarterly Journal of Economics, 2004,119(1):249-275.

[39] GB/T4754-2011 國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類 [S]. 2011. GB/T4754-2011 National Economic Industry Classification [S]. 2011.

[40] Brandt L, Biesebroeck J V, Zhang Y. Creative accounting or creative destruction? Firm-level productivity growth in Chinese manufacturing [J]. Journal of Development Economics, 2012,97(2):339-351.

[41] 聶輝華,賈瑞雪.中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率與資源誤置[J]. 世界經(jīng)濟(jì), 2011,(7):27-42. Nie H H, Jia R X. China's manufacturing enterprise productivity and resource misallocation [J]. The Journal of World Economy, 2011,(7): 27-42.

[42] 楊汝岱.中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2015,(2):61-74.

[43] Yang R D. Study on the total factor productivity of Chinese manufacturing enterprises [J]. Economic Research Journal, 2011,(7): 27-42.

[44] Berman E, L T M Bui. Environmental regulation and productivity: evidence from oil refineries [J]. Review of Economics and Statistics, 2001,83(3):498-510.

[45] Jefferson G H, S Tanaka, W Yin. Environmental regulation and industrial performance: Evidence from unexpected externalities in China [R]. SSRN Working Paper, 2013.

[46] Bates T W, Kahle K M, Stulz R M. Why Do U.S. Firms hold so much more cash than they used to? [J]. Journal of Finance, 2009, 64(5):1985-2021.

[47] Malherbe F. Self-fulfilling liquidity dry-ups[J]. Journal of Finance, 2014,69(2):947-970.

[48] 劉 波,李志生,王泓力,等.現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)創(chuàng)新[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2017,52(3):166-180. Liu B, Li Z S, Wang H L, et al. Cash flow uncertainty and corporate innovation [J]. Economic Research Journal, 2017,52(3):166-180.

[49] Bolton P, Chen H, Wang N. A unified theory of Tobin's Q, corporate investment, financing, and risk management [J]. Social Science Electronic Publishing, 2011,66(5):1545-1578.

[50] Chambers R G, Chung Y, F?re R. Benefit and Distance Functions [J]. Journal of Economic Theory, 1996,70(2):407-419.

[51] Guariglia A, Liu X, Song L. Internal finance and growth: Microeconometric evidence on Chinese firms [J]. Journal of Development Economics, 2008,96(1):79-94.

[52] Olley G S, Pakes A. The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry [J]. Econometrica, 1996,64(6):1263-1297.

[53] Levinsohn J, Petrin A. Estimating production functions using inputs to control for unobservable [J]. Review of Economic Studies, 2010, 70(2):317-341.

[54] 孫博文,雷 明.市場分割、降成本與高質(zhì)量發(fā)展:一個(gè)拓展新經(jīng)濟(jì)地理模型分析[J]. 改革, 2018,(7):53-63. Sun B W, Lei M. Market segmentation, cost reduction and high quality development: An analysis of a new economic geography model [J]. Reform, 2018,(7):53-63.

[55] 國家發(fā)展和改革委員會(huì)、原國家環(huán)境保護(hù)總局.清潔生產(chǎn)審核暫行辦法[Z]. 2004-8-16. National Development and Reform Commission、Former State Environmental Protection Administration. Interim measures for clean production audit [Z]. 2004-8-16.

[56] 國家發(fā)展和改革委員會(huì)、原國家環(huán)境保護(hù)總局.重點(diǎn)企業(yè)清潔生產(chǎn)審核程序的規(guī)定[Z]. 2005-12-13. National Development and Reform Commission、Former State Environmental Protection Administration. Provisions for the Clean Production Audit Procedures of Key Enterprises [Z]. 2005-12-13.

Research on the blue dividend effect of environmental regulation.

SUN Bo-wen1, FU Xin-yu2, REN Jun-lin3, ZHAO Qiu-yun4, FU Shuai-xiong1, ZHANG Na1,5*

(1.Guanghua School of Management, Peking University, Beijing 100871, China；2.Urban Studies Institute, Andrew Young School of Policy Studies, Georgia State University, Atlanta 30303, USA；3.Wuhan Textile University School of Accounting, Wuhan 430073, China；4.Institute of New Structural Economics at Peking University, Beijing 100871, China；5.School of Economics and Management, Shihezi University, Shihezi 832003, China)., 2019,39(8)：3518~3529

The policy of cleaner production catalogue standards as an exogenous impact event was implemented in this paper, and the China Industrial Enterprise Database 2003~2009 manufacturing enterprise sample data and the method of difference-in-difference (DID) were used to test environmental regulation’s effect on such four types of blue dividends as profitability, profit quality, Poter effect and management innovation cost. The environmental regulation was found to improve the profit rate and cash flow abundance significantly, which means the improvement of the profitability and profit quality respectively. Environmental regulation significantly reduced the organizational management innovation cost, but the Potter effect was not significant. The blue dividend effects of environmental regulation were heterogeneous in local strategic interactions, enterprise scale and enterprise ownership. That is, the strategic non-cooperation between local governments inhibited blue dividend effect significantly. The larger the company's scale was, the more significant the environmental regulation would increase the company's profit rate, cash flow and total factor productivity, but it further exacerbated the management innovation cost.In addition to significantly reducing the management innovation cost for the non-state-owned enterprises, environmental regulations had a more pronounced effect on blue dividends for state-owned enterprises.

environmental regulation；clean production catalog；Chinese industrial enterprise database；blue dividend；difference-in-difference

X196

A

1000-6923(2019)08-3518-12

孫博文(1988-),男,河南商丘人,博士后,主要從事環(huán)境經(jīng)濟(jì)與區(qū)域可持續(xù)發(fā)展方面研究.發(fā)表論文30余篇.

2019-01-02

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(41801119);國家社會(huì)科學(xué)基金后期資助項(xiàng)目(18FGL003);中國博士后科學(xué)基金第63批面上資助項(xiàng)目(2018M630004);國家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目(18BJL120);中國博士后科學(xué)基金第63批面上資助項(xiàng)目(2018M620483)

* 責(zé)任作者, 副教授, zhangnanuaa@163.com