王 斌，康志勇，劉 馨

(揚(yáng)州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 揚(yáng)州 225009)

一、引言

環(huán)境保護(hù)與國際貿(mào)易是關(guān)系中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及全球經(jīng)濟(jì)福祉的兩個重要議題。國際貿(mào)易特別是出口貿(mào)易是中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的最重要推動力之一。2009年中國出口規(guī)模位列世界第一，2011年中國制造業(yè)出口額占世界出口總額的比重超過10%(1)請參見WTO網(wǎng)站：http://stat.wto.org/CountryProfile/WSDBCountryPFView.aspx?Country=CN&。。但是，在中國出口規(guī)模高速增長的同時，環(huán)境惡化問題日趨嚴(yán)重。以大氣污染為例，2006年中國成為世界上最大的二氧化碳排放國，且二氧化碳排放量以每年6%左右的速度不斷增長。數(shù)量巨大而價格低廉的煤炭滿足了高速發(fā)展的中國出口對大量廉價能源的需求[1]，也成為中國二氧化碳排放的主要源頭。學(xué)術(shù)界就出口貿(mào)易對環(huán)境的影響一直存在爭論：一方面，出口貿(mào)易可以增加出口國的收入水平，收入的提高會增加出口國改善環(huán)境的訴求，刺激出口國對清潔技術(shù)和節(jié)能減排技術(shù)的投資，最終改善環(huán)境；另一方面，由于出口貿(mào)易可能具有潛在的污染天堂效應(yīng)，使得低排放標(biāo)準(zhǔn)的國家成為污染避風(fēng)港[2]，最終引發(fā)出口國環(huán)境惡化。眾多學(xué)者基于不同國家的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行了實證研究，但并未取得一致的結(jié)論[3-4]。微觀企業(yè)既是貿(mào)易的主體，也是誘發(fā)環(huán)境問題的微觀基礎(chǔ)。異質(zhì)性貿(mào)易理論的興起以及微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的出現(xiàn)，克服了早期關(guān)于出口貿(mào)易和環(huán)境問題的研究集中在國家和行業(yè)層面的不足，使得在微觀企業(yè)層面進(jìn)行國際貿(mào)易與環(huán)境的研究成為可能[5]。為數(shù)不多的基于微觀企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)率，排放的有毒有害物質(zhì)更少[6-8]，對環(huán)境也更加友好[9-10]。出口企業(yè)更有能力和意愿采用“節(jié)能(清潔)技術(shù)”成為解釋上述發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵因素，即出口企業(yè)更傾向于采用改善環(huán)境的“清潔技術(shù)”[11-12]，存在“企業(yè)出口→采用節(jié)能技術(shù)→擁有更低能耗”的影響機(jī)制[13-15]。

作為一個處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的大國，政府的作用不能被忽視，在經(jīng)濟(jì)增長或稅收競爭等機(jī)制激勵下，補(bǔ)貼企業(yè)、促進(jìn)出口、實現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)以及就業(yè)增長就成為中國各級地方政府的自覺行為[16]。政府補(bǔ)貼不僅會影響企業(yè)的出口決策[17-18]，還有可能影響出口企業(yè)的技術(shù)學(xué)習(xí)效應(yīng)，技術(shù)效應(yīng)恰恰是出口企業(yè)可以有更低能耗或污染更少的關(guān)鍵因素[5]。有鑒于此，一個不言而喻的重要問題是：中國的出口企業(yè)是否擁有更低的能耗水平？國外文獻(xiàn)中發(fā)現(xiàn)的“企業(yè)出口→采用節(jié)能技術(shù)→擁有更低能耗”影響機(jī)制在中國成立嗎？政府補(bǔ)貼的存在是刺激還是弱化了企業(yè)采用“節(jié)能技術(shù)”的意愿？針對上述問題的研究，可以為中國環(huán)境政策的制定和實施提供來自微觀企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)。

與以往文獻(xiàn)相比，本文主要的研究特色可能體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，豐富既有的研究文獻(xiàn)。受到微觀企業(yè)數(shù)據(jù)可獲得性的限制，對環(huán)境與貿(mào)易問題的經(jīng)驗研究主要基于宏觀或中觀層面，而以企業(yè)特別是中國企業(yè)為對象的研究并不多。本文基于正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的中國(出口大國)制造業(yè)企業(yè)為研究對象，無疑能進(jìn)一步豐富該領(lǐng)域的相關(guān)研究。第二，研究視角的拓展。本文并未停留在簡單套用國外文獻(xiàn)研究的框架對中國企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證的階段，而在本文研究中引入了政府補(bǔ)貼變量進(jìn)行拓展，全面探究中國情景下企業(yè)出口對能耗的綜合影響效應(yīng)。第三，經(jīng)驗事實發(fā)現(xiàn)的獨特性。為了克服變量之間可能存在的內(nèi)生性等問題，本文采用傾向匹配得分法(PSM)進(jìn)行實證檢驗，并采用有調(diào)節(jié)的中介模型對其中的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗，為本文研究提供了更為可靠的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論機(jī)理與研究假說

根據(jù)異質(zhì)性貿(mào)易理論的研究，企業(yè)的出口競爭力體現(xiàn)在其成本(效率)優(yōu)勢上[19-20]。單位成本越低，則企業(yè)跨越出口固定成本獲得正利潤的可能性越大[21]。參考Batrakova和Davies做法[14]，本文假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)滿足Cobb-Douglas形式使用兩種生產(chǎn)要素勞動(l)和能源(f)進(jìn)行生產(chǎn)，相對應(yīng)的生產(chǎn)要素勞動和能源的價格分別是w和r；企業(yè)的生產(chǎn)成本由可變成本和固定成本構(gòu)成。θi為企業(yè)的生產(chǎn)率水平參數(shù)，θi>0，說明可變生產(chǎn)成本與企業(yè)生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)。在企業(yè)技術(shù)水平以及生產(chǎn)率給定的條件下，代表性企業(yè)的單位成本函數(shù)可以表示為：

(1)

假設(shè)企業(yè)處于壟斷競爭市場，則非出口企業(yè)和出口企業(yè)面臨的需求函數(shù)分別為：

q(i)=p(i)-σPσ-1I

(2)

q*(i)=p*(i)-σP*(σ-1)I*

(3)

其中σ為替代彈性；p*(i)和p(i)為出口企業(yè)和不出口企業(yè)的價格，P*和P是根據(jù)企業(yè)價格權(quán)重計算的價格指數(shù)；I是消費在不同產(chǎn)品上的金額。在利潤最大化條件下，非出口和出口企業(yè)的價格：

(4)

(5)

相應(yīng)的非出口企業(yè)和出口企業(yè)的需求函數(shù)可以表示為：

(6)

(7)

可得非出口和出口企業(yè)相應(yīng)的利潤函數(shù)為：

(8)

(9)

(10)

(11)

對FA求導(dǎo)，令β=1-ραi(σ-1)，可得：

(12)

(13)

從(12)式和(13)式可知，企業(yè)對于節(jié)能技術(shù)的投資規(guī)模取決于其生產(chǎn)率、能源價格和市場潛力，效率更高的企業(yè)傾向于更多地投資于節(jié)能技術(shù)。這個結(jié)果背后的邏輯是更高效的公司有更高的銷售額和市場規(guī)模，能夠產(chǎn)生環(huán)保技術(shù)投資的溢價，更加有效地降低邊際成本，出口企業(yè)有更高的傾向進(jìn)行節(jié)能技術(shù)的投資。因此，對于任何給定的生產(chǎn)力水平，出口企業(yè)在節(jié)能技術(shù)方面投入的資金要多于非出口企業(yè)，即：

命題1：由于出口企業(yè)更傾向于在清潔技術(shù)方面的投資，在其他條件相同的情況下，出口企業(yè)的能耗強(qiáng)度要低于非出口企業(yè)，即，出口企業(yè)更加清潔。

命題2：政府補(bǔ)貼對出口企業(yè)能耗水平的影響效果不確定，取決于技術(shù)進(jìn)步和成本降低兩者效應(yīng)的疊加。

三、實證模型、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文以中國政府以及中國四川省發(fā)布的兩套統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)來源。第一套數(shù)據(jù)是國家統(tǒng)計局2008—2010年間對全部國有和規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元)非國有企業(yè)的工業(yè)統(tǒng)計報表數(shù)據(jù)庫。第二套數(shù)據(jù)來自四川省實施的《千戶企業(yè)節(jié)能行動推進(jìn)方案》所公布的企業(yè)綜合能耗(標(biāo)準(zhǔn)煤)數(shù)據(jù)。根據(jù)該方案公布的信息，納入千戶企業(yè)節(jié)能行動的企業(yè)為2010年全年綜合能源消費量5000噸標(biāo)準(zhǔn)煤及以上且獨立核算的工業(yè)企業(yè)(不含煤炭采掘、洗選、經(jīng)營等企業(yè))。據(jù)統(tǒng)計，2010年四川省重點工業(yè)用能企業(yè)(年綜合能源消費量5000噸標(biāo)準(zhǔn)煤及以上)1710家，其能耗量占全省能源消費總量60%以上。這是迄今為止中國省級政府發(fā)布的最具代表性和權(quán)威性的微觀企業(yè)能耗數(shù)據(jù)(2)中國各級政府幾乎一直不報告企業(yè)的能耗數(shù)據(jù)，造成在企業(yè)能耗(污染)領(lǐng)域的研究一直缺乏微觀數(shù)據(jù)的證據(jù)。四川省在實施國家《萬家企業(yè)節(jié)能低碳行動》時公布了2010年企業(yè)的能耗數(shù)據(jù)，這也是目前我國唯一能找到的制造業(yè)企業(yè)能耗數(shù)據(jù)，希望未來能獲得更為全面的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步驗證。。本文利用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫所有企業(yè)的中文名稱作為匹配工具，來對《千戶企業(yè)節(jié)能行動推進(jìn)方案》中的所有樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，并參考學(xué)術(shù)界通行方法對匹配后的數(shù)據(jù)進(jìn)行了清洗，最終成功匹配完成兩個數(shù)據(jù)庫的匹配，總共匹配工業(yè)企業(yè)樣本共968家。

(二)研究設(shè)計

(14)

(15)

公式(15)成立必須滿足Rubin提出的條件獨立假設(shè)(CIA假設(shè))[26]，對于具有相同外生特征變量集X=x的企業(yè)，企業(yè)是否出口和企業(yè)能耗水平兩者之間應(yīng)該是相互獨立的，即需要滿足公式(16)：

(16)

繼而在滿足公式(16)的情形下，我們有如下等式：

(17)

需要注意的是，公式(17)的成立需要滿足如下條件：首先，影響能耗水平變量EC的控制變量集X中的外生特征變量是可以觀測到的(observability)；其次，控制組與處理組的特征變量的分布情況需要足夠近似，即需要有共同的支持集(common support)；最后，個體處理值的穩(wěn)定假設(shè)(Stable Unit Treatment Value Assumption)，該假設(shè)既要求各處理企業(yè)之間是互不影響的[27]，又要求每一個處理企業(yè)僅對應(yīng)一個實驗結(jié)果。當(dāng)上述條件得到滿足后，企業(yè)出口行為對企業(yè)能耗水平的影響可以通過下式進(jìn)行估算：

(18)

(19)

(三)重要變量的定義與測算

1.核心變量

企業(yè)能耗強(qiáng)度(EC)。本文將四川省政府在實施國家《千戶企業(yè)節(jié)能行動推進(jìn)方案》時所公布的企業(yè)綜合能耗數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)煤的使用量。對于企業(yè)而言，能耗規(guī)模與企業(yè)產(chǎn)出規(guī)模密切相關(guān)，給定其他條件不變，產(chǎn)出越高相應(yīng)的能耗也越大。本文采用相對能耗強(qiáng)度(標(biāo)準(zhǔn)煤/銷售額)作為企業(yè)能耗強(qiáng)度的代理變量。企業(yè)出口(export)，根據(jù)企業(yè)出口交貨值界定的0-1型變量。政府補(bǔ)貼(subsidy),本文擬使用企業(yè)是否獲得政府補(bǔ)貼以及補(bǔ)貼強(qiáng)度(補(bǔ)貼額/銷售額)作為代理變量。

2.協(xié)變量

具體而言包括：(1)企業(yè)總產(chǎn)值,該變量準(zhǔn)確度量了企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模且直接可以從企業(yè)數(shù)據(jù)中獲得，為剔除量綱和異常值影響，取自然對數(shù)。(2)企業(yè)資本勞動比，定義為企業(yè)資本存量和企業(yè)年均員工數(shù)比值的對數(shù)值。(3)技術(shù)水平，企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)決策往往具有自選性，本文使用OP半?yún)?shù)方法計算，具體估算方法可參見康志勇等的研究[28]。(4)財務(wù)狀況,由總負(fù)債比上企業(yè)的總資產(chǎn)進(jìn)行估算，即資產(chǎn)負(fù)債率。(5)企業(yè)年齡,反應(yīng)企業(yè)處于生命周期的不同階段，從而會有不同的創(chuàng)新策略，影響企業(yè)的節(jié)能技術(shù)選擇。(6)研發(fā)投入,用基期的研發(fā)投入?yún)^(qū)分企業(yè)的創(chuàng)新行為，除了創(chuàng)新可能會同時影響能耗和出口外，創(chuàng)新還是出口影響企業(yè)能耗的重要的傳導(dǎo)機(jī)制之一,根據(jù)基期企業(yè)研發(fā)費用界定0-1型變量。(7)人力資本因素,創(chuàng)新研發(fā)行為必然會對企業(yè)提出較高人力資本積累要求,本文選用企業(yè)人均培訓(xùn)費用作為企業(yè)人力資本的代理變量。企業(yè)所處的行業(yè)競爭因素定義為按照二分位行業(yè)企業(yè)的銷售額計算的行業(yè)赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)。此外，本文還考慮控制企業(yè)的所有制、行業(yè)等固定效應(yīng)。本文按照是否屬于“出口企業(yè)”，將企業(yè)樣本區(qū)分為兩組，分別整理了主要變量的描述性統(tǒng)計，如表1所示。顯然，就結(jié)果變量(企業(yè)能耗)而言，出口企業(yè)與非出口企業(yè)存在明顯的差異。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

表2 Logit和Probit方法回歸結(jié)果

就絕對能耗而言，出口企業(yè)的絕對能耗比非出口企業(yè)更高，可能與出口企業(yè)的平均規(guī)模更大有關(guān)；就相對能耗而言，出口企業(yè)的相對能耗則明顯低于非出口企業(yè)。但是，這并不一定是“出口”行為產(chǎn)生的結(jié)果，可能是“自選擇效應(yīng)”導(dǎo)致“出口”組中的企業(yè)在能耗等特征上比未“出口”企業(yè)有更好的表現(xiàn)。其他變量也存在明顯的差異，因此本文預(yù)期可以通過PSM的方法削弱“自選擇”偏誤，評估企業(yè)出口行為對企業(yè)能耗規(guī)模的異質(zhì)性影響。本文分別采用了Probit方法和Logit方法分別進(jìn)行了估算(見表2)，所有變量系數(shù)基本能通過5%的顯著性檢驗，說明本文變量設(shè)定合理可靠。下文的PSM模型中將基于Logit模型進(jìn)行檢驗。

四、實證結(jié)果及分析

(一)樣本匹配效果檢驗

以最近鄰匹配法為例來說明匹配效果，圖1中的子圖(左)和圖(右)分別呈現(xiàn)了“出口行為”的企業(yè)(處理組)與沒有“出口行為”的企業(yè)(對照組)在匹配前后的核密度函數(shù)。本文從圖中可以看出，在匹配前兩者PS值的概率分布存在明顯差異，在完成匹配后，兩組樣本PS值的概率分布已經(jīng)非常接近，表明兩者的各方面特征已非常接近，匹配效果較好。采用半徑匹配和Kernel匹配得到的結(jié)果與此相似，不再詳述。另外，本文還對樣本進(jìn)行了匹配前后的平衡性檢驗，結(jié)果表明文章對匹配變量的選取是恰當(dāng)?shù)?，得出的估計結(jié)果也是準(zhǔn)確的。

圖1 匹配前后的核密度函數(shù)

表3 平衡性檢驗的結(jié)果

(二)匹配平衡性檢驗

PSM檢驗結(jié)論是否可靠與“獨立性條件”能否得到滿足密切相關(guān)，即要求匹配后出口企業(yè)樣本與未出口的企業(yè)樣本在匹配變量上不存在顯著差異。因此，在進(jìn)行傾向評分匹配估計之前，需要就配對進(jìn)行匹配平衡性檢驗。一般認(rèn)為，匹配后各個變量在兩組之間應(yīng)該不存在明顯的差異，即標(biāo)準(zhǔn)偏差值越小越好，但是這一條件在大多數(shù)情況下不容易滿足，因此本文根據(jù)Rosenbaum和Rubin提出的評定標(biāo)準(zhǔn)[24]認(rèn)為:配對后標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于5%，匹配效果可靠；如果配對后標(biāo)準(zhǔn)化偏差大于20%，則匹配存在嚴(yán)重的問題，結(jié)果不可靠。

由于各期配對后各匹配變量的匹配平衡檢驗結(jié)果大致相同，且限于文章的篇幅，此處僅報告了全樣本各匹配變量的匹配平衡檢驗結(jié)果。從表3最后一列均值T檢驗的相伴概率值可知，核心變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于5%，本文匹配變量選取合適且配對估計的結(jié)論可靠。

(三)企業(yè)出口、政府補(bǔ)貼與能耗強(qiáng)度

1.企業(yè)出口與能耗強(qiáng)度的PSM檢驗結(jié)果基于Logit運(yùn)算的最近鄰匹配方法對(4)式進(jìn)行PSM檢驗，通過Bootstrap自舉法1000次獲得估計的標(biāo)準(zhǔn)差(表4)。結(jié)果顯示，出口企業(yè)的能耗強(qiáng)度更低，且在5%的水平上通過了顯著性檢驗。為了保證結(jié)論的穩(wěn)健可靠，本文還采用了Kernel匹配法作為參考?；贙ernel匹配法檢驗，ATT系數(shù)不僅一致且顯著性更高。文本的結(jié)論也和已有研究的結(jié)論一致[11,13]，即出口企業(yè)擁有更低的能耗強(qiáng)度。

表4 出口對企業(yè)能耗的平均處理效果

考慮到出口企業(yè)在節(jié)能技術(shù)方面的優(yōu)勢是其節(jié)能降耗的關(guān)鍵，企業(yè)在節(jié)能技術(shù)方面的投資效應(yīng)的發(fā)揮不僅需要一定的時間，還存在一定的滯后性，因此本文通過控制企業(yè)是否前期有出口行為進(jìn)行再次檢驗。本文匹配了2008—2009的樣本數(shù)據(jù)(4)請根據(jù)本文數(shù)據(jù)樣本特點，如果擴(kuò)大到2007年樣本，則樣本數(shù)據(jù)不足100且結(jié)論仍然一致。，根據(jù)2010年樣本企業(yè)中在2008以及2009年是否有出口行為定義0-1變量，控制企業(yè)前期出口行為對后期能耗強(qiáng)度的影響，檢驗結(jié)果見表4。在控制前期出口行為后，無論是采用最近鄰匹配還是Kernel匹配結(jié)果都顯示，出口企業(yè)的能耗強(qiáng)度更低。這一結(jié)論不僅再次證明前文假說成立，也間接說明出口企業(yè)技術(shù)效應(yīng)的發(fā)揮需要一定的時間。由于控制企業(yè)前期出口會損失掉大量數(shù)據(jù)樣本，且控制前期出口行為并不改變本文的研究結(jié)論,因此下文在引入政府補(bǔ)貼的進(jìn)一步分析中，將不再控制前期出口行為這一變量。

表5 企業(yè)出口、政府補(bǔ)貼對企業(yè)能耗的平均處理效果

2.企業(yè)出口、政府補(bǔ)貼與能耗強(qiáng)度的PSM檢驗結(jié)果

政府補(bǔ)貼的存在可能會對出口企業(yè)的能耗強(qiáng)度產(chǎn)生影響，政府補(bǔ)貼對出口企業(yè)既存在成本效應(yīng)，也存在促進(jìn)技術(shù)效應(yīng)。成本效應(yīng)會增加企業(yè)的能耗強(qiáng)度，而技術(shù)效應(yīng)則會降低能耗強(qiáng)度。下文中將引入政府補(bǔ)貼變量，將樣本按照是否獲得補(bǔ)貼劃分為獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)樣本和未獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)樣本兩個部分，分別進(jìn)行PSM檢驗判斷政府補(bǔ)貼的影響作用及其大小。本文樣本中獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)一共有212家，占總樣本數(shù)的28%左右。檢驗結(jié)果如表5所示，對于未獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)樣本，無論是最近鄰匹配還是Kernel匹配，出口企業(yè)的能耗強(qiáng)度顯著低于非出口企業(yè)，說明“企業(yè)出口→傾向于節(jié)能技術(shù)投資→企業(yè)擁有更低能耗”機(jī)制仍然存在。對于獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)樣本，出口企業(yè)雖然仍然表現(xiàn)出較低的能耗強(qiáng)度，但無法通過顯著性檢驗，說明政府補(bǔ)貼的存在可能弱化了出口企業(yè)的技術(shù)效應(yīng)。

上文理論分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)投資效應(yīng)是導(dǎo)致出口企業(yè)擁有更低能耗的關(guān)鍵原因，本文根據(jù)是否存在創(chuàng)新研發(fā)行為，將獲得補(bǔ)貼的企業(yè)區(qū)分為有創(chuàng)新研發(fā)行為和無創(chuàng)新研發(fā)行為兩個樣本，分別進(jìn)行PSM的檢驗(結(jié)果如表5)。政府補(bǔ)貼給予有研發(fā)創(chuàng)新的企業(yè)，出口企業(yè)仍然表現(xiàn)出顯著的低能耗強(qiáng)度，即傳導(dǎo)機(jī)制仍然存在；政府補(bǔ)貼給予無創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)，企業(yè)的能耗強(qiáng)度會更高，但也沒有通過顯著性檢驗。綜合上述檢驗結(jié)果，我們可以判斷，政府補(bǔ)貼對于出口企業(yè)的能耗影響存在兩種沖突的機(jī)制。如果補(bǔ)貼存在于創(chuàng)新企業(yè)，則傾向于體現(xiàn)出技術(shù)投資效應(yīng)，進(jìn)而降低企業(yè)能耗；相反，如果補(bǔ)貼給無研發(fā)的企業(yè)對能耗強(qiáng)度的降低產(chǎn)生阻礙作用。

圖2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗原理

(四)基于協(xié)調(diào)中介效應(yīng)模型的影響機(jī)制檢驗

通過上文的PSM檢驗，發(fā)現(xiàn)補(bǔ)貼的存在會弱化出口企業(yè)的技術(shù)投資效應(yīng)，如果補(bǔ)貼給有研發(fā)創(chuàng)新行為的企業(yè)，則企業(yè)的技術(shù)研發(fā)機(jī)制仍可以得到穩(wěn)定的發(fā)揮，但如果補(bǔ)貼給無研發(fā)意愿的企業(yè)，則補(bǔ)貼會增加企業(yè)的能耗。為了更進(jìn)一步驗證政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對于上述結(jié)論是否存在差異性結(jié)論，本文采用有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型對存在政府補(bǔ)貼下的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗。中介變量(技術(shù)研發(fā))在自變量(企業(yè)出口)與調(diào)節(jié)變量(補(bǔ)貼強(qiáng)度)對因變量(能耗強(qiáng)度)的交互影響中是否發(fā)揮中介效應(yīng)，包括中介效應(yīng)的大小和顯著性。Preacheret等將調(diào)節(jié)變量不同水平下的中介作用稱為條件中介作用(如圖2所示)[29]。

有調(diào)節(jié)的中介模型類似與傳統(tǒng)的中介效應(yīng)模型，作為中介變量的企業(yè)節(jié)能技術(shù)研發(fā)會受到政府補(bǔ)貼的影響，且在不同補(bǔ)貼強(qiáng)度下可能會呈現(xiàn)不同的結(jié)論。區(qū)別于傳統(tǒng)中介效應(yīng)模型的三步檢驗過程[29]提出了針對有調(diào)節(jié)的中介模型更為便捷的直接檢驗方法，可以根據(jù)理論框架選擇不同的有調(diào)節(jié)的中介模型。Preacheret等提供了兩種計算條件間接效應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)誤的方法，基于正態(tài)理論和自舉法(Bootstrap)[29]。Bootstrap方法關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)誤差的計算并不基于正態(tài)理論，偏差校正和百分位置信區(qū)間是非對稱的，這更好地反映了條件間接效應(yīng)的抽樣分布，適用性更強(qiáng)，同時該方法將調(diào)節(jié)變量不同水平下的中介分析置于同一個模型中，避免了遺漏數(shù)據(jù)。本文基于Hayes發(fā)展的Process程序并采用Bootstrap方法來獲得間接效應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)誤的方法，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型方程可以設(shè)定為[30]：

rdij=a1exij+a2subij+a3exijsubij+X*+εij

(20)

ecij=b1rdij+b2subij+b3exijsubij+b4exijsubij+b5rdijsubij+X*+εij

(21)

表6 協(xié)調(diào)的中介效應(yīng)模型估計結(jié)果

其中具體參數(shù)設(shè)定和上文的中介模型一致，通過系數(shù)(b1+b5subij)(a1+a3subij)來檢驗具有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)是否存在以及顯著性的大小。按照調(diào)節(jié)變量(政府補(bǔ)貼)不同強(qiáng)度是否存在不同的中介效應(yīng)，包括低補(bǔ)貼強(qiáng)度、中等補(bǔ)貼強(qiáng)度和高補(bǔ)貼強(qiáng)度下的中介效應(yīng)是否顯著及中介效應(yīng)的大小，將調(diào)節(jié)變量(政府補(bǔ)貼)按照補(bǔ)貼強(qiáng)度的均值、均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差，劃分了低、中、高三種調(diào)節(jié)強(qiáng)度，檢驗在調(diào)節(jié)變量的不同水平下自變量對因變量影響的中介作用。經(jīng)過Bootstrap1000次，在95%的置信區(qū)間下，得到條件中介效應(yīng)的回歸結(jié)果(表6)，其中_bs_1,_bs_2,_bs_3是調(diào)節(jié)變量從小到變大的一個過程。從表6的結(jié)果可知，隨著調(diào)節(jié)變量變大，即補(bǔ)貼強(qiáng)度的增強(qiáng)，所得到的條件中介效應(yīng)存在明顯的差異。當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度較小時，出口促進(jìn)技術(shù)研發(fā)減少能耗的中介效應(yīng)不存在，相反還更容易導(dǎo)致成本效應(yīng)的發(fā)揮和企業(yè)能耗的增加；當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度適中時，中介效應(yīng)存在且通過了1%水平的顯著性檢驗；當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度趨于增強(qiáng)時，中介效應(yīng)不再顯著。從中介效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制看，過少或者過高的補(bǔ)貼強(qiáng)度，均無法有效促進(jìn)企業(yè)節(jié)能技術(shù)研發(fā)投資，進(jìn)而降低能耗。當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度較低時，不足以刺激企業(yè)突破節(jié)能技術(shù)研發(fā)投資的前期“門檻”，補(bǔ)貼會增加企業(yè)的能耗；當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度較高時，企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)能力是有限，不會隨著外部政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的提升而同步提高，表現(xiàn)為當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度較大時，無法再進(jìn)一步有效促進(jìn)企業(yè)節(jié)能技術(shù)研發(fā)投資并降低能耗強(qiáng)度。

(五)競爭性政府補(bǔ)貼、企業(yè)出口與能耗強(qiáng)度

上文針對是否存在政府補(bǔ)貼以及政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對出口企業(yè)的能耗強(qiáng)度的影響進(jìn)行了細(xì)致的檢驗。時至今日，中國還不具備完全放棄政府補(bǔ)貼這一政策工具的條件，如何科學(xué)合理地實施政府補(bǔ)貼政策，進(jìn)而有利于被補(bǔ)貼的企業(yè)能呈現(xiàn)低能耗的結(jié)果，是更具現(xiàn)實意義的問題。Aghionet等認(rèn)為，以競爭兼容方式施行的補(bǔ)貼可弱化補(bǔ)貼對創(chuàng)新研發(fā)的負(fù)面作用[31]。按照這一思想，本文也通過計算補(bǔ)貼競爭兼容度指標(biāo)，進(jìn)一步研究政府補(bǔ)貼政策的實施對出口企業(yè)能耗強(qiáng)度的影響(5)根據(jù)本文數(shù)據(jù)樣本的估算，補(bǔ)貼強(qiáng)度最高的產(chǎn)業(yè)是補(bǔ)貼強(qiáng)度最低產(chǎn)業(yè)的4.8倍左右，補(bǔ)貼政策的實施集中性非常明顯。。

表7 競爭性補(bǔ)貼、出口對企業(yè)能耗的平均處理效果

補(bǔ)貼競爭兼容度是刻畫政府補(bǔ)貼是以更競爭性的方式還是更集中性的方式施行政府補(bǔ)貼的指標(biāo)，補(bǔ)貼競爭性越強(qiáng)則補(bǔ)貼的兼容性也越強(qiáng)，反映補(bǔ)貼政策越是以離散且均勻的方式覆蓋到行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)。補(bǔ)貼競爭兼容度指標(biāo)具有離散性和均勻性兩個維度，政府補(bǔ)貼的赫芬達(dá)爾指數(shù)可以相對較好兼顧到補(bǔ)貼競爭兼容的兩種性質(zhì)。本文按照是否大于政府補(bǔ)貼的赫芬達(dá)爾指數(shù)均值，將樣本劃分為大于均值和小于均值兩個樣本。大于均值說明補(bǔ)貼的競爭兼容性差；相反，小于均值則說明補(bǔ)貼更趨于離散性和均勻性。從表7回歸結(jié)果看，當(dāng)政府補(bǔ)貼實施對象趨于集中時，政府補(bǔ)貼的成本效應(yīng)更加明顯，出口企業(yè)未能體現(xiàn)出更低的能耗強(qiáng)度；相反，當(dāng)政府補(bǔ)貼實施對象更趨于離散和均勻時，獲得政府補(bǔ)貼的出口企業(yè)則能體現(xiàn)出更低的能耗強(qiáng)度。為了保證結(jié)論的穩(wěn)健可靠，本文還采用政府補(bǔ)貼的赫芬達(dá)爾指數(shù)中位數(shù)作為劃分樣本的依據(jù)，所得結(jié)論仍然一致。

五、結(jié)論與政策建議

盡管出口貿(mào)易和環(huán)境問題在中國受到越來越多的關(guān)注，但是已有的研究卻忽視了政府補(bǔ)貼可能影響的存在，未能將政府補(bǔ)貼納入到企業(yè)出口與環(huán)境影響的研究框架內(nèi)。針對現(xiàn)有研究的不足，本文以Melitz異質(zhì)性企業(yè)模型為基礎(chǔ)引入政府補(bǔ)貼[19]，借助中國四川省制造業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，就“出口會降低中國制造業(yè)企業(yè)能耗強(qiáng)度嗎？出口行為有利于節(jié)能技術(shù)采用的傳導(dǎo)機(jī)制在中國企業(yè)中是否存在？大量存在的政府補(bǔ)貼又會對上述機(jī)制產(chǎn)生何種影響？”三個主要問題展開討論，得到如下有意義的發(fā)現(xiàn)：(1)從總體上看，樣本期內(nèi)的出口企業(yè)擁有更低的能耗水平，出口企業(yè)有利于降低企業(yè)能耗的結(jié)論基本成立,且政府補(bǔ)貼的存在會對出口企業(yè)的能耗水平產(chǎn)生影響，補(bǔ)貼政策實施的對象、強(qiáng)度和方式是影響的關(guān)鍵。(2)本文借助有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，對政府補(bǔ)貼具有的潛在影響機(jī)制進(jìn)行了實證檢驗,研究發(fā)現(xiàn)，相對于沒有出口行為的企業(yè)而言，出口企業(yè)更傾向于節(jié)能技術(shù)的投資，因此能耗強(qiáng)度更低。這一結(jié)果支持了Girma和Hanley關(guān)于出口企業(yè)更有利于節(jié)能技術(shù)使用的觀點[13]，其與Batrakova和Davies等基于不同國別的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究結(jié)論一致[14]。(3)政府補(bǔ)貼的實施存在會弱化出口企業(yè)采用節(jié)能技術(shù)的動力，導(dǎo)致被補(bǔ)貼的企業(yè)其能耗水平顯著高于未獲得補(bǔ)貼的出口企業(yè)的水平,且具體的補(bǔ)貼對象的選擇也會影響上述機(jī)制。例如，如果補(bǔ)貼給有研發(fā)的企業(yè)，則強(qiáng)化上述機(jī)制；如果補(bǔ)貼無研發(fā)的企業(yè)則相反。如果補(bǔ)貼競爭兼容程度越低，則弱化的效果也越明顯。結(jié)合第一個問題的結(jié)論，我們可以發(fā)現(xiàn)：中國的企業(yè)出口也具有技術(shù)投資效應(yīng)，有利于改善環(huán)境的節(jié)能技術(shù)的使用，但現(xiàn)行政府補(bǔ)貼的存在弱化了上述機(jī)制，使得出口增長與環(huán)境改善的雙贏的目標(biāo)產(chǎn)生沖突。

本文的研究結(jié)論可能含有如下政策含義：首先，政策制定者需要重視出口企業(yè)技術(shù)效應(yīng)的發(fā)揮，鼓勵出口企業(yè)在節(jié)能技術(shù)的研發(fā)投資以及應(yīng)用；其次，鑒于補(bǔ)貼政策具有抑制和促進(jìn)的雙重效應(yīng)，如何設(shè)計科學(xué)合理的補(bǔ)貼政策成為實現(xiàn)出口增長與環(huán)境優(yōu)化雙贏的關(guān)鍵。從短期看，中國尚不具備全面放棄政府補(bǔ)貼的條件，補(bǔ)貼對象以及補(bǔ)貼強(qiáng)度的選擇就顯得十分重要。如果政府補(bǔ)貼能以更具競爭兼容方式補(bǔ)貼給具有創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)，并有效控制補(bǔ)貼強(qiáng)度，則補(bǔ)貼促進(jìn)出口企業(yè)降低能耗的作用能得到最大程度的體現(xiàn)。從長期看，政府應(yīng)該避免補(bǔ)貼對市場機(jī)制的扭曲，充分利用市場機(jī)制來實現(xiàn)出口增長與環(huán)境保護(hù)的雙贏。另外，出口企業(yè)擁有更低的能耗強(qiáng)度，有利于環(huán)境保護(hù)。當(dāng)然政府補(bǔ)貼會弱化這一機(jī)制的結(jié)論是基于中國四川省制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)獲得的，這一結(jié)論是否在全國范圍內(nèi)都具有普遍的意義還需要進(jìn)一步研究，這也為我們的下一步研究指明了方向。