(中國地質(zhì)大學(xué)(武漢) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,湖北 武漢 430074)

隨著環(huán)境問題日益惡化,世界各國政府開始重視環(huán)境規(guī)制。我國在現(xiàn)代化的過程中,雖然取得了GDP迅猛增長的巨大成就,但同時(shí)也為高能耗、高排放的粗放型增長方式付出了慘痛代價(jià),嚴(yán)重影響了我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長和社會(huì)的和諧穩(wěn)定發(fā)展。為推動(dòng)我國生態(tài)文明建設(shè)邁上新臺(tái)階,國家提出了“綠水青山就是金山銀山”的新發(fā)展理念。但環(huán)境保護(hù)產(chǎn)業(yè)調(diào)整必然導(dǎo)致企業(yè)環(huán)保投資成本增加、技術(shù)效率相對(duì)遲緩,環(huán)境規(guī)制和企業(yè)生產(chǎn)率之間能實(shí)現(xiàn)“雙贏”有待深入考證。

除了本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度外,區(qū)域互動(dòng)性也可能對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率造成影響。在政績考核體制和治理結(jié)構(gòu)的雙重作用下,地方政府為經(jīng)濟(jì)增長而展開競爭,環(huán)境規(guī)制可能存在向上或逐底競賽現(xiàn)象。那么,由于地方政府環(huán)境規(guī)制互動(dòng)形式的影響,企業(yè)會(huì)在遷址和創(chuàng)新之間做何抉擇，從而如何影響本地企業(yè)生產(chǎn)率增長？此外,我國地域遼闊,各區(qū)域發(fā)展不平衡,在基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)水平、資源稟賦、環(huán)境污染等方面存在顯著差異。1998年我國提出酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū),即“兩控區(qū)"劃分方案,兩控區(qū)和非兩控區(qū)環(huán)境規(guī)制力度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相差較大。如在綠色GDP十年研究中發(fā)現(xiàn),如果按綠色GDP核算方法扣除,位于兩控區(qū)的河北省GDP幾乎是零增長甚至是負(fù)增長,而位于非兩控區(qū)的海南省環(huán)境污染損失最少,占GDP的比例也很少[1]。那么，我國兩控區(qū)環(huán)境規(guī)制政策是在提高環(huán)境質(zhì)量的同時(shí)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、刺激生產(chǎn)率增長,還是以降低經(jīng)濟(jì)增長和企業(yè)生產(chǎn)率為代價(jià)來換取環(huán)境改善呢？基于此,本文擬將地理空間的環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)和企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)相結(jié)合,通過構(gòu)建模型,探討本地與鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系,具體對(duì)兩控區(qū)與非兩控區(qū)進(jìn)行對(duì)比分析,進(jìn)一步討論產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。

1 文獻(xiàn)綜述

在理論研究方面,對(duì)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系存在兩種不同的觀點(diǎn)[2]。

一是環(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)生產(chǎn)率提高。Porter認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制和企業(yè)生產(chǎn)率之間具備實(shí)現(xiàn)“雙贏"格局的現(xiàn)實(shí)可能性,合理的環(huán)境規(guī)制能刺激被管制企業(yè)在變動(dòng)約束條件下,優(yōu)化資源配置效率和改進(jìn)技術(shù)水平,刺激出企業(yè)的“創(chuàng)新補(bǔ)償"效應(yīng),從而在部分抵消企業(yè)“遵循成本"的同時(shí),提高生產(chǎn)率和國際競爭力[3,4];Berman、Bui通過對(duì)空氣質(zhì)量環(huán)境規(guī)制研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大的地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率反而有大幅提高[5];徐保昌等研究發(fā)現(xiàn)，我國排污征收費(fèi)用和企業(yè)生產(chǎn)率呈“U"型關(guān)系,跨越門檻后才可促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升[6];吳明琴選擇“兩控區(qū)"政策下1992—2009年我國280個(gè)城市進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)相比非兩控區(qū),兩控區(qū)的人均GDP增加了8.3%,環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長呈“雙贏”局面[7];王俊、蔡濛萌、王佳等研究發(fā)現(xiàn)不管是貿(mào)易開放帶來的環(huán)境規(guī)制技術(shù)溢出還是R&D投入獲得的內(nèi)生性綠色技術(shù)進(jìn)步,都會(huì)帶動(dòng)不同污染程度行業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率提升[8-10];張成等研究表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用,且長期效果明顯好于短期,說明創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)需要一定的時(shí)間過程[11]。

一是環(huán)境規(guī)制會(huì)阻礙企業(yè)生產(chǎn)率提高?！爸萍s假說"認(rèn)為，大多數(shù)企業(yè)已根據(jù)自身技術(shù)、資源、市場需求等方面做出最優(yōu)選擇,環(huán)境規(guī)制必然導(dǎo)致企業(yè)成本增加,短期內(nèi)運(yùn)用于生產(chǎn)經(jīng)營的資金減少,會(huì)導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率下降[12]?！拔廴咎焯眉僭O(shè)"認(rèn)為，當(dāng)一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)成本因環(huán)境規(guī)制增加時(shí),追求利潤最大化的企業(yè)傾向于將企業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制較輕區(qū)域,而這些區(qū)域成為污染密集型企業(yè)的“避難所"[13]。Simoes、Marques運(yùn)用2001—2008年葡萄牙非平衡面板數(shù)據(jù)分析了5年環(huán)境規(guī)制對(duì)城市廢棄物處理行業(yè)的全要素生產(chǎn)率影響,發(fā)現(xiàn)盡管由于規(guī)制透明提高了服務(wù)質(zhì)量,但是城市廢棄物處理行業(yè)全要素生產(chǎn)率卻呈下降趨勢[14];盛丹等研究發(fā)現(xiàn)，由于兩控區(qū)嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制,生產(chǎn)成本大幅增加,兩控區(qū)依然處在阻礙企業(yè)生產(chǎn)率增長的地位[15];孫文遠(yuǎn)研究得出，我國實(shí)施的“兩控區(qū)"政策總體上不利于城市就業(yè)水平提高,導(dǎo)致城市人才流失嚴(yán)重,影響企業(yè)創(chuàng)新能力[16]。此外,金剛等研究發(fā)現(xiàn)因環(huán)境規(guī)制區(qū)域差異和逐底競爭現(xiàn)象,使污染密集型企業(yè)空間自選擇效應(yīng)較大,往往選擇遷移至環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小的區(qū)域,導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制區(qū)域互動(dòng)和城市企業(yè)生產(chǎn)率形成以鄰為壑的關(guān)系[17]。

綜上所述,眾多文獻(xiàn)從不同的地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)創(chuàng)新等角度出發(fā)剖析了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系。一是歐美等發(fā)達(dá)國家的環(huán)境規(guī)制嚴(yán)厲程度遠(yuǎn)超我國,即使是采用相同的行業(yè)數(shù)據(jù),兩者之間沒有可比性。二是我國研究時(shí)間大多較為久遠(yuǎn),一方面考慮到企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)償需要一定的時(shí)間,另一方面隨著我國環(huán)境規(guī)制政策不斷修訂與完善,可能存在理論研究與當(dāng)前現(xiàn)實(shí)不符的情況。三是較少考慮區(qū)域互動(dòng)性,未對(duì)其細(xì)分為本地環(huán)境規(guī)制和鄰近環(huán)境進(jìn)行同時(shí)研究,且大多數(shù)僅片面判斷為促進(jìn)或抑制關(guān)系。四是探討“兩控區(qū)"政策對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率有何直接影響的文獻(xiàn)相對(duì)較少,大多數(shù)是研究經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量、污染治理績效、就業(yè)情況等。

鑒于此,本文從區(qū)域環(huán)境規(guī)制視角出發(fā),深入研究了本地、鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。首先,全樣本檢驗(yàn)我國本地、鄰近環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率之間呈何種關(guān)系;其次，將樣本劃分為兩控區(qū)、非兩控區(qū),具體探討了“兩控區(qū)"政策下環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率有何不同,并對(duì)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性做了分析，以進(jìn)一步厘清兩者之間的關(guān)系。

2 理論分析與研究假設(shè)

實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制和企業(yè)競爭、經(jīng)濟(jì)增長之間“雙贏"的關(guān)鍵在于“創(chuàng)新補(bǔ)償"效應(yīng)的大小,準(zhǔn)確地說,很大程度上取決于環(huán)境規(guī)制能否促進(jìn)企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。環(huán)境規(guī)制既有負(fù)面效應(yīng),也有正面效應(yīng)。正如頡茂華所言,在生產(chǎn)管理投入一定的情況下,治理污染投入增加擠占了企業(yè)其他正常研發(fā)投入,必然導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率降低,這時(shí)本地環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率、經(jīng)營績效呈負(fù)相關(guān)[18]。隨著本地政府不斷加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度,當(dāng)達(dá)到一個(gè)“極點(diǎn)"以后,被動(dòng)接受環(huán)境規(guī)制不尋求生產(chǎn)創(chuàng)新的企業(yè)需要支付更高昂的環(huán)境規(guī)制成本,最終只能被淘汰,存留下來的富有市場競爭力的優(yōu)勢企業(yè)更重視技術(shù)創(chuàng)新。隨著時(shí)間的推移,在治污技術(shù)創(chuàng)新邊際績效遞減規(guī)律的作用下,企業(yè)更傾向于技術(shù)創(chuàng)新,通過提高企業(yè)的生產(chǎn)率水平或治污能力,最終減緩或抵消政府環(huán)境規(guī)制給企業(yè)增加的環(huán)境成本,稱為環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)"。盡管在某些情況下生產(chǎn)中的污染排放可能會(huì)有所增多,但由于生產(chǎn)工藝的改進(jìn),提高了企業(yè)收益,可支付污染處理成本。正是在這種較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制下,企業(yè)生產(chǎn)率反而得到了較快提升?；谝陨戏治?提出假設(shè)1——本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)生產(chǎn)率呈“U"型關(guān)系。

考慮到各城市區(qū)域互動(dòng)性既存在競相向上,又存在逐底競賽現(xiàn)象,鄰近城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會(huì)對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。根據(jù)“污染天堂”假設(shè),若地理相鄰城市間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有所差異,則會(huì)引起污染企業(yè)的空間自選擇效應(yīng)。隨著鄰近城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增大,不愿意就地創(chuàng)新的企業(yè)為了逃避環(huán)境規(guī)制成本,往往會(huì)選擇遷移到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小的地區(qū)。此類企業(yè)大多數(shù)屬于當(dāng)?shù)厣a(chǎn)率較小的企業(yè),考慮到相鄰城市間整體平均生產(chǎn)率相差不大,會(huì)導(dǎo)致接收地的企業(yè)整體平均生產(chǎn)率下降,此時(shí)出現(xiàn)“以鄰為壑"的現(xiàn)象。但隨著鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越來越大,兩地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度相差甚遠(yuǎn)時(shí),本地政府為了營造綠色良好環(huán)境，贏取外來投資者和公眾的歡心,也會(huì)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制,鄰近城市企業(yè)的污染轉(zhuǎn)移天堂不復(fù)存在。同時(shí),鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度加大,本地企業(yè)既無環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小的地區(qū)轉(zhuǎn)移,又不進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新而遭淘汰。相反,存留下來的富有競爭力的企業(yè)傾向于選擇就地創(chuàng)新,從而提高了本地企業(yè)生產(chǎn)率水平,此時(shí)出現(xiàn)“以鄰為伴"的現(xiàn)象?；谝陨戏治?提出假設(shè)2——鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)生產(chǎn)率呈“U"型關(guān)系。

我國在1998年批準(zhǔn)實(shí)施的“兩控區(qū)"政策,一定程度上緩解了空氣污染加重的趨勢,那么對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率有何影響呢？從假設(shè)1、2可推測:當(dāng)一個(gè)地區(qū)實(shí)行較為嚴(yán)苛的環(huán)境規(guī)制政策時(shí),有助于更快跨過門檻,進(jìn)入“U"型曲線的右半部分,環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率呈正相關(guān)階段。相比非兩控區(qū),兩控區(qū)嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制,一方面使兩控區(qū)內(nèi)低效率企業(yè)淘汰比例更高;另一方面企業(yè)“被逼"技術(shù)創(chuàng)新,提高了自身生產(chǎn)率,在彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本的同時(shí),反而促進(jìn)了地區(qū)生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)績效提升,“波特假說"在此得到驗(yàn)證。相反,由于非兩控區(qū)環(huán)境規(guī)制管理較寬松,企業(yè)往往采取被動(dòng)治理污染或企業(yè)遷址的態(tài)度,創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)較弱,更多的是成本遵循,給企業(yè)帶來較大的經(jīng)濟(jì)壓力,“制約假說"和“污染天堂假設(shè)"在此得到驗(yàn)證?；谝陨戏治?提出假設(shè)3——兩控區(qū)較嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度促進(jìn)了該地區(qū)的企業(yè)生產(chǎn)率,非兩控區(qū)則相反。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2017年A股上市公司為研究樣本。樣本篩選過程包括:①剔除被PT、ST、*ST、S*和S的上市公司;②考慮到西藏地區(qū)的特殊性和“三廢"數(shù)據(jù)較難收集,剔除了西藏地區(qū)的上市公司;③剔除某些計(jì)算指標(biāo)缺失和異常的樣本。經(jīng)過以上程序,最終獲得6152家樣本。

本文的數(shù)據(jù)來源主要包括:①工業(yè)產(chǎn)值、工業(yè)“三廢"數(shù)據(jù)來自于相關(guān)年份的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》;②企業(yè)全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫;③控制變量主要來自于相關(guān)年份的《中城市國統(tǒng)計(jì)年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫和上市公司的年報(bào)。

3.2 變量定義與衡量

被解釋變量:對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率指標(biāo)的選擇一直是相關(guān)研究的難點(diǎn),也是本文的重點(diǎn)所在。本文參照魯曉東、胡曉琳和葉康濤的研究，選用全要素生產(chǎn)率(TFP)作為企業(yè)生產(chǎn)率指標(biāo),分別運(yùn)用OLS方法和LP方法進(jìn)行生產(chǎn)率計(jì)算[19-21]。全要素生產(chǎn)率通常表示扣除相關(guān)要素貢獻(xiàn)后的剩余生產(chǎn)率水平,更加貼合實(shí)際且具有研究意義。采取OLS方法估計(jì)TFP,作為以下方程得到的殘差,lnVA=α+βklnk+βllnL+FixedEffects+ε。其中,Fixed Effects為年度、行業(yè)固定效應(yīng)。采用LP方法估計(jì)TFP,半?yún)?shù)回歸的因變量為lnVA,狀態(tài)變量為lnK,自由變量為lnL,計(jì)算時(shí)同樣控制了年度、行業(yè)固定效應(yīng)。模型計(jì)算中的lnVA是按收入法計(jì)算的企業(yè)增加值取對(duì)數(shù),該增加值為本期折舊攤銷額+營業(yè)稅金及附加+營業(yè)利潤+支付的職工薪酬+利息凈支出計(jì)算,并通過該省當(dāng)年產(chǎn)品出廠價(jià)格指數(shù)平減。lnK為企業(yè)的固定資本存量取對(duì)數(shù),該固定資產(chǎn)存量為企業(yè)固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)歷史成本金額計(jì)算,并通過該省當(dāng)年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減；lnL是企業(yè)的勞動(dòng)力投入即從業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)；lnM為企業(yè)的中間品投入,取對(duì)數(shù),中間品投入為總產(chǎn)值(以營業(yè)收入代替)與增加值之差,并通過該省當(dāng)年產(chǎn)品出廠價(jià)格指數(shù)平減。

解釋變量:在目前的統(tǒng)計(jì)資料中,關(guān)于環(huán)境規(guī)制(ERS)措施的直接數(shù)據(jù)較難獲取,已有文獻(xiàn)采取多種不同的替代指標(biāo)來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。環(huán)境規(guī)制指標(biāo)分為不同類型,分別是行政命令型、市場激勵(lì)型、公眾參與型、環(huán)境規(guī)制總體綜合指數(shù)[22]。本文采取第四種綜合指數(shù)方法測量地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。由于環(huán)境規(guī)制的效果具有滯后性,選擇相較于樣本前一期的2013—2016年數(shù)據(jù)計(jì)算環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

本地環(huán)境規(guī)制(ERS):借鑒黃志基、唐國平[23,24]關(guān)于“工業(yè)三廢"排放量綜合指數(shù)的計(jì)算方法,構(gòu)建區(qū)域?qū)用娴沫h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)ERSit。

計(jì)算城市在全國范圍內(nèi)的環(huán)境污染排放相對(duì)強(qiáng)度POijt:

(1)

式中,POist為第i個(gè)城市第t年第s種污染物的環(huán)境污染排放相對(duì)強(qiáng)度;Mist為第i個(gè)城市第t年第s種污染物的排放總量;Nit為第i個(gè)城市第t年的實(shí)際工業(yè)總產(chǎn)值。POist的數(shù)值越大,表示第i個(gè)城市第t年第j種污染物的排放強(qiáng)度在全國范圍內(nèi)相對(duì)越高,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越弱。

計(jì)算環(huán)境污染排放相對(duì)強(qiáng)度綜合指數(shù)POit。由于POijt是一個(gè)無量綱變量,因此進(jìn)行加總平均是有意義的,計(jì)算公式為:

(2)

式中,POit為第i個(gè)城市第t年的環(huán)境污染排放相對(duì)強(qiáng)度綜合指數(shù)?？疾斓?種污染物分別為：工業(yè)SO2、工業(yè)廢水和工業(yè)固體。

計(jì)算環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù):

ERSit=1/POit

(3)

式中,ERSit為第i個(gè)城市第t年的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)。環(huán)境污染排放相對(duì)強(qiáng)度POit越小,ERSit越大,表明實(shí)行較為嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)；反之，則實(shí)行較為寬松的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。

鄰近環(huán)境規(guī)制(WER):鄰近環(huán)境規(guī)制表示除了研究樣本所在城市以外的其他所有城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加權(quán)平均和。本文運(yùn)用地理距離權(quán)重矩陣法進(jìn)行鄰近城市的權(quán)重計(jì)算,與簡單的Queen型0-1鄰接矩陣相比,該矩陣假設(shè)任何城市均存在環(huán)境規(guī)制互動(dòng)行為,只是距離相距較遠(yuǎn)則互動(dòng)行為較弱,計(jì)算公式為:

(4)

式中,WERit為第t年除城市i之外所有城市環(huán)境規(guī)制執(zhí)行程度的加權(quán)平均和;Wij為空間權(quán)重矩陣中的元素,指兩城市i與j之間距離倒數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化后的值。

控制變量:企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長與企業(yè)自身屬性和企業(yè)所在城市的區(qū)域?qū)傩跃哂忻芮械年P(guān)聯(lián),因此本文選取以下相關(guān)變量加以控制:①企業(yè)層面控制變量，包括資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)全部從業(yè)人數(shù)(Size)、公司已上市的年齡(Age)、第一股東持股比例(Share1);②城市層面控制變量，包括法律保護(hù)水平(Law)、第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重(Ind)、人均地區(qū)生產(chǎn)總值(Agdp),見表1。

表1 變量含義

3.3 模型設(shè)計(jì)

考慮到環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率不一定為簡單的線性關(guān)系,本文將環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)同時(shí)引入回歸模型中,構(gòu)建以下模型:

(5)

(6)

式中,TFPint為第i個(gè)城市第n個(gè)企業(yè)第t年的生產(chǎn)率,分為TFPOLS和TFPLP;ERSit-1、WERit-1分別為第i個(gè)城市第t-1年的本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度;controls為控制變量,如城市層面和企業(yè)層面等;ε為殘差項(xiàng)。模型估計(jì)采用Stata15.1軟件。

4 實(shí)證分析及結(jié)果

4.1 實(shí)證分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì):從表2可見,LP方法計(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFPLP)均值為15.28,標(biāo)準(zhǔn)差為0.804,最小值為12.80,最大值為19.00，兩者之間的差異不明顯,標(biāo)準(zhǔn)差較小,說明企業(yè)生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)較集中,采用OLS法的特征相同。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)(ERS)均值為3.798,最小值為0.218,最大值為11.45,最小值與最大值之間差距較大,表明本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在明顯差異,且大多數(shù)本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小。鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(WER)均值為2.461,標(biāo)準(zhǔn)差為0.691,最小值為0.674,最大值為4.580,說明不同地區(qū)的鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在明顯差異。資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)平均值為0.410,企業(yè)從業(yè)人數(shù)(Size)均值為6811。公司上市年齡(Age)均值為18.17,第一大股東持股比例(Share1)的均值為35.78%。該省法律保護(hù)水平(Law)的均值為9.147,第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重(Ind)均值為41.43%,人均地區(qū)生產(chǎn)總值(Agdp)為74806。

相關(guān)性分析與共線性識(shí)別:相關(guān)分析可對(duì)變量之間的相關(guān)程度和相關(guān)方向進(jìn)行初步了解,兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值越大,說明兩個(gè)變量之間的相關(guān)性越強(qiáng)。一般情況下,解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)在0.8以上,說明模型有可能存在嚴(yán)重的多重共線性問題。各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)見表3。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

注:*、**、***分別表示通過10%、5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表4、5、6同。

從相關(guān)系數(shù)可見,TFPLP、TFPOLS與ERS的相關(guān)系數(shù)為0.167、0.187,在1%的顯著性水平下呈顯著正相關(guān),說明在沒有其他因素影響的情況下,本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越強(qiáng),企業(yè)的生產(chǎn)率越高。TFPLP、TFPOLS與WER的相關(guān)系數(shù)分別為0.093、0.100,在1%的顯著性水平下顯著正相關(guān),說明在沒有其他因素影響的情況下,鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越強(qiáng),企業(yè)生產(chǎn)率越高。TFP與Lev、Size、Age、Share1、Law、Agdp均呈正相關(guān)性,與Ind呈負(fù)相關(guān)性。相關(guān)分析只是對(duì)變量間的相關(guān)性進(jìn)行初步分析,并未加入其他變量進(jìn)行控制,具體分析需要在回歸分析中進(jìn)行驗(yàn)證。此外,大部分解釋變量和控制變量之間的相關(guān)性都較低(在0.8以下),可推斷模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。為了進(jìn)一步準(zhǔn)確驗(yàn)證模型是否存在嚴(yán)重的多重性共線性問題,本文采用了方差膨脹因子檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)各變量的VIF值都較小(小于10),證實(shí)了模型確實(shí)不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

由表4可知,模型1的全樣本ERS回歸結(jié)果在LP、OLS方法下一次項(xiàng)系數(shù)分別為-0.0464、-0.0430,二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.00476、0.00418,且都在1%的水平上顯著,說明本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率存在“U"型,且結(jié)果穩(wěn)健,驗(yàn)證了假設(shè)1。模型2的全樣本W(wǎng)ER回歸結(jié)果在LP、OLS方法下一次項(xiàng)系數(shù)分別為0.0536、0.0542,且在1%的水平上顯著,二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.0347、0.0288,且在5%的水平上顯著,說明鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率存在“U"型關(guān)系,且結(jié)果穩(wěn)健,驗(yàn)證了假設(shè)2。為了進(jìn)一步考察兩控區(qū)、非兩控區(qū)不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有何影響,本文將全樣本細(xì)分為兩控區(qū)和非兩控區(qū),并帶入式(5)和式(6)進(jìn)行檢驗(yàn)。

表4 全樣本ERS及WER回歸結(jié)果

(續(xù)表4)

項(xiàng)目 模型1 模型2 TFPLPTFPOLSTFPLPTFPOLSShare1 0.00900??? 0.00899??? 0.00900??? 0.00899??? (15.84) (16.07) (15.85) (16.08)Law-0.00833???-0.00771??-0.00791??-0.00746?? (-2.60) (-2.45) (-2.46) (-2.35)Ind-0.0148???-0.0150???-0.0133???-0.0133??? (-8.82) (-9.05) (-12.26) (-12.45)Agdp 0.391??? 0.372??? 0.202??? 0.196??? (7.81) (7.56) (4.87) (4.80) -cons 8.730??? 7.876??? 10.77??? 9.776??? (15.39) (14.10) (23.03) (21.22)N 6152 6152 6152 6152R2 0.366 0.189 0.365 0.188

注:回歸系數(shù)下方括號(hào)內(nèi)為t值,下表同。

由表4可知,模型1的兩控區(qū)ERS回歸結(jié)果在LP、OLS方法下一次項(xiàng)系數(shù)分別為-0.055、-0.053,二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.006、0.0058,且在1%的水平上顯著,說明兩控區(qū)本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率存在“U"型關(guān)系,且結(jié)果穩(wěn)健。模型1的非兩控區(qū)ERS回歸結(jié)果在LP、OLS方法下的一次項(xiàng)系數(shù)分別為-0.0358、-0.0294,且分別在5%、10%的水平上顯著,說明非兩控區(qū)本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與本地企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。對(duì)于兩控區(qū)而言,非兩控區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低,處在“U"型關(guān)系的左半部分,本地環(huán)境規(guī)制抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此,我國應(yīng)加強(qiáng)對(duì)非兩控區(qū)的環(huán)境規(guī)制力度,以盡快突破拐點(diǎn),進(jìn)入“U"型的右半部促進(jìn)階段。

由表5知,模型2的兩控區(qū)WER回歸結(jié)果在LP、OLS方法下一次項(xiàng)系數(shù)分別為0.0842、0.0805,且在1%的水平上顯著,說明兩控區(qū)鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與本地企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系,且結(jié)果穩(wěn)健。模型2的非兩控區(qū)WER回歸結(jié)果在LP、OLS方法下二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.129、0.132,且在1%的水平上顯著,說明非兩控區(qū)鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率存在“U"型,且結(jié)果穩(wěn)健。表明相對(duì)非兩控區(qū)而言,兩控區(qū)的各個(gè)城市鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大,處于“U"型關(guān)系的右半部分,對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用顯著。同時(shí)，說明我國“兩控區(qū)政策"效果顯著,既保障了地區(qū)環(huán)境質(zhì)量,又促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表5 兩控區(qū)、非兩控區(qū)回歸結(jié)果

4.2 討論

考慮政策的實(shí)施效果會(huì)因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)有所不同,在前文的基礎(chǔ)上進(jìn)行討論。設(shè)國企為1、非國企為0,對(duì)模型1、模型2分別加入環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸(表6)?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)顯著為正,且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明在兩控區(qū)和非兩控區(qū)中,產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異對(duì)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系有顯著的正影響。即與非國有企業(yè)比較,國有企業(yè)與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系更強(qiáng)。我國國有企業(yè)承擔(dān)著大量的社會(huì)責(zé)任和政策性負(fù)擔(dān),為實(shí)現(xiàn)全社會(huì)福利的最大化,政府常作為國有股權(quán)的行使者或國有企業(yè)的“保護(hù)傘",金融機(jī)構(gòu)樂于向國有企業(yè)提供政策性信貸,而非國有企業(yè)卻面臨著嚴(yán)重的信貸歧視。國企相對(duì)于非國企具有更雄厚的實(shí)力和政策適應(yīng)性,適應(yīng)環(huán)境規(guī)制的能力更強(qiáng),對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用明顯大于非國企。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交乘項(xiàng)回歸結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證前面結(jié)果的可靠性,本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn):①將城市廢水、費(fèi)氣污染治理設(shè)施當(dāng)年運(yùn)行費(fèi)用之和與工業(yè)產(chǎn)值之比作為衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的指標(biāo)。②在回歸模型中添加其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的變量,如企業(yè)層面的產(chǎn)權(quán)比率、總資產(chǎn)凈利潤率,以及城市層面的地區(qū)生產(chǎn)總值、普通高等學(xué)校數(shù)等。③將樣本選取1/3,再次進(jìn)行同樣的回歸。其穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,本文的假設(shè)通過檢驗(yàn),說明本文模型的穩(wěn)健性較好。

5 結(jié)論與建議

我國各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度相差較大,且平均值和中位數(shù)都較小,傾向于向最小值靠近。本地環(huán)境規(guī)制、鄰近環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率都呈“U"型關(guān)系。兩控區(qū)的鄰近環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系，非兩控區(qū)的本地環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,說明兩控區(qū)更為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率,非兩控區(qū)則相反。與非國有企業(yè)相比,國有企業(yè)對(duì)環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更顯著。

綜上所述,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈“U"型關(guān)系,而我國企業(yè)目前環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度普遍偏低,本文提出以下幾方面建議:①政府必須做好引導(dǎo)作用。政府完善相關(guān)環(huán)境保護(hù)法律法規(guī)、強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力度是目前解決企業(yè)環(huán)境與企業(yè)生產(chǎn)率的前提和主要驅(qū)動(dòng)力。我國現(xiàn)行環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度整體偏低,政府還應(yīng)加強(qiáng)各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制力度,無論是兩控區(qū)還是非兩控區(qū),都應(yīng)制定更加嚴(yán)格且適當(dāng)?shù)姆纱胧?強(qiáng)化環(huán)境監(jiān)督。此外,政府還應(yīng)針對(duì)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性“對(duì)癥下藥",切忌無的放矢,打擊非國有企業(yè)環(huán)境保護(hù)的積極性。②企業(yè)創(chuàng)新是第一要素。環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率的最大問題取決于環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生何種作用,只有將外生的環(huán)境規(guī)制阻礙轉(zhuǎn)化為企業(yè)內(nèi)在的發(fā)展動(dòng)力才是當(dāng)前和未來切實(shí)可行的方法。若企業(yè)能以環(huán)境規(guī)制作為契機(jī),積極主動(dòng)轉(zhuǎn)向綠色創(chuàng)新,升級(jí)技術(shù)與設(shè)備,不但環(huán)境問題將迎刃而解,而且企業(yè)的生產(chǎn)效率也將隨之提高,甚至有可能引領(lǐng)新一輪的經(jīng)濟(jì)增長模式。但是解決環(huán)境問題并不能一蹴而就,實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與企業(yè)生產(chǎn)率“雙贏”也并非易事,只有在政府環(huán)境規(guī)制和企業(yè)自身創(chuàng)新這兩方面的不斷努力下,這些問題才能最終得以解決。