譚 用 盛 丹

一、引言及文獻(xiàn)述評

出口貿(mào)易對企業(yè)污染排放的影響目前成為學(xué)術(shù)界和政府部門關(guān)注的熱點(diǎn)問題。一方面，出口貿(mào)易作為帶動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動(dòng)力，在我國經(jīng)濟(jì)總量中占有較大的份額，其對污染排放的影響直接關(guān)系到我國環(huán)境的改善和居民的健康生活。另一方面，近年來環(huán)境污染問題十分嚴(yán)峻，根據(jù)我國2012 年發(fā)布的《環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》(GB 3095—2012)標(biāo)準(zhǔn)，規(guī)定PM 2.5 日均濃度達(dá)到75～115 μg/m 為輕度污染，115～150 μg/m 為中度污染，150～250 μg/m 為重度污染，250 μg/m 以上為嚴(yán)重污染。嚴(yán)重的環(huán)境問題不僅危害中國的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和政府形象(陳詩一和陳登科，2018)，還會(huì)影響人民的正常工作和生活。那么，出口貿(mào)易對企業(yè)污染排放到底有怎樣的影響，其作用機(jī)制如何，是通過“清潔生產(chǎn)”還是“終端治理”實(shí)現(xiàn)的？現(xiàn)有的文獻(xiàn)對此一直語焉不詳。對這一問題進(jìn)行解答，不僅有利于揭開出口貿(mào)易影響企業(yè)排污的“面紗”，有效進(jìn)行企業(yè)的污染治理，也為我國新形勢下有效協(xié)調(diào)貿(mào)易政策和環(huán)境政策，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的綠色增長提供理論支撐和政策依據(jù)。

早期關(guān)于出口貿(mào)易與環(huán)境污染的文獻(xiàn)大多采用行業(yè)和國家層面的數(shù)據(jù)，將出口貿(mào)易的作用分解為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，探討不同效應(yīng)對污染減排的作用(Copeland 和Taylor，1994；Antweiler 等，2001；Managi 等，2009)。也有部分學(xué)者比較了出口貿(mào)易與其他影響因素對環(huán)境污染的作用，均發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易的作用相對較小(Brunel，2016；Shapiro 和Walker，2018)。雖然有少數(shù)文獻(xiàn)利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，考察了貿(mào)易自由化(Martin，2012；Cherniwchan，2017)、企業(yè)出口狀態(tài)(Forslid 等，2018；Holladay，2016；Cui 等，2016)對污染排放的作用，但是均沒有很好地解決出口貿(mào)易與污染排放的內(nèi)生性問題，也就很難準(zhǔn)確地識別出口對排污的影響，因此無法科學(xué)地評估出口貿(mào)易在環(huán)境改善中的作用。

此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)對發(fā)展中國家的研究相對較少，雖然Barrows 和Ollivier(2016)、Bombardini 和Li(2020)分別考察了出口貿(mào)易對印度、中國污染排放的影響，但仍停留在行業(yè)和地區(qū)層面，企業(yè)層面的研究較少。國內(nèi)學(xué)者雖然也關(guān)注了該問題，但大多是采用投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)或者省份層面數(shù)據(jù)進(jìn)行考察(何潔，2010；沈利生和唐志，2008；彭水軍和劉安平，2010；李小平和盧現(xiàn)祥，2010；李鍇和齊紹洲，2011)，缺乏微觀企業(yè)層面的分析和探討。

在前期文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文將利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，考察出口貿(mào)易對我國企業(yè)污染排放的影響，并檢驗(yàn)其作用的微觀機(jī)制。相較于前期文獻(xiàn)，本文主要?jiǎng)?chuàng)新之處體現(xiàn)在以下三個(gè)方面。

首先，我們采用中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，在企業(yè)層面考察出口行為對污染排放的影響。前期關(guān)于出口貿(mào)易與環(huán)境污染的文獻(xiàn)，大多采用行業(yè)、省份層面的加總數(shù)據(jù)(何潔，2010；李小平和盧現(xiàn)祥，2010；李鍇和齊紹洲，2011)，難以識別其對微觀企業(yè)的影響。雖然部分文獻(xiàn)從微觀層面研究了出口貿(mào)易對企業(yè)二氧化碳排放強(qiáng)度的影響，但是采用排污系數(shù)法度量的污染排放卻在一定程度上忽略了企業(yè)異質(zhì)性對結(jié)果的影響，而本文采用企業(yè)實(shí)際污染排放能夠有效控制企業(yè)異質(zhì)性對結(jié)果產(chǎn)生的可能性偏誤。另外，本文研究了企業(yè)出口對二氧化硫、工業(yè)粉塵、工業(yè)廢氣以及廢水等污染排放物的影響，是對前期文獻(xiàn)的有效拓展和補(bǔ)充。與此同時(shí)，利用微觀層面的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，我們可以有效識別出口貿(mào)易對污染排放影響的機(jī)制和作用渠道，這是國家和行業(yè)層面數(shù)據(jù)難以實(shí)現(xiàn)的。

其次，對企業(yè)出口與污染排放之間的內(nèi)生性問題進(jìn)行了處理。內(nèi)生性問題是研究出口與污染減排的一個(gè)關(guān)鍵問題。Holladay(2016)和Cui 等(2016)雖然考察了企業(yè)的出口狀態(tài)對污染排放的影響，但是二者均沒有對出口狀態(tài)與污染排放存在的內(nèi)生性進(jìn)行處理，也就難以科學(xué)地評估出口貿(mào)易對企業(yè)污染排放的作用，識別其影響機(jī)制。本文在前期文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用企業(yè)所在地區(qū)同一行業(yè)其他企業(yè)的平均出口退稅率作為出口的工具變量。其他企業(yè)所面臨的平均退稅率一方面反映了地區(qū)-行業(yè)層面出口比較優(yōu)勢，會(huì)影響企業(yè)出口行為；另一方面出口退稅率不會(huì)通過出口以外的途徑直接影響企業(yè)排污，從而能夠在一定程度上解決出口與排污之間的內(nèi)生性問題。

再次，揭示了出口貿(mào)易影響企業(yè)污染排放的微觀機(jī)制。雖然也有部分文獻(xiàn)從企業(yè)層面探討了出口對污染排放的影響，并且有少量文獻(xiàn)檢驗(yàn)了中國的情況。然而，鮮有文獻(xiàn)探討企業(yè)出口如何影響企業(yè)的排污行為。特別是隨著出口數(shù)量的不斷增加，我國出口企業(yè)生產(chǎn)率不高，存在生產(chǎn)率悖論的情況下，出口企業(yè)的排污行為如何？是傾向于通過技術(shù)手段更新機(jī)器設(shè)備，用于污染的減排(即末端治理)；還是更多地依靠采用清潔型的生產(chǎn)要素投入，實(shí)現(xiàn)清潔生產(chǎn)。本文的研究旨在對上述問題進(jìn)行解答。實(shí)際上，在面臨出口“生產(chǎn)率悖論”的情況下，排污機(jī)器設(shè)備的投資作為固定成本，是國內(nèi)大多數(shù)出口企業(yè)難以承擔(dān)的。同時(shí)，隨著企業(yè)在國際市場上的成長，對生產(chǎn)綠色產(chǎn)品、低能耗環(huán)保型產(chǎn)品的需求更高，出口企業(yè)會(huì)更多地采用低能耗的清潔型能源。低能耗的要素投入作為可變成本，國內(nèi)企業(yè)更易承擔(dān)。本文發(fā)現(xiàn)出口對二氧化硫、煙塵和工業(yè)廢氣排放的抑制作用，主要是通過提高能源利用率和采用清潔型能源實(shí)現(xiàn)的，即“清潔生產(chǎn)”；而對廢水排放的影響，更多地是通過增加污水處理設(shè)備實(shí)現(xiàn)的，即“終端治理”。

最后，研究對于發(fā)展中國家企業(yè)層面的污染減排，具有重要的借鑒價(jià)值。雖然也有部分學(xué)者從企業(yè)層面考慮出口對污染減排的影響，但大部分研究仍以發(fā)達(dá)國家作為研究的重點(diǎn)。Cui 等(2016)利用美國企業(yè)層面的污染數(shù)據(jù)，考察企業(yè)出口對污染排放的影響，其研究表明，企業(yè)出口能夠降低企業(yè)的污染排放。這實(shí)際上是符合“污染天堂假說”的，即發(fā)達(dá)國家通過產(chǎn)品出口，將污染密集型的環(huán)節(jié)或者生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，從而降低了本國的污染排放。但是，根據(jù)“污染天堂的假說”，對于發(fā)展中國家(如中國)而言，企業(yè)在進(jìn)行出口貿(mào)易時(shí)，生產(chǎn)的環(huán)節(jié)是污染密集型的，因此出口貿(mào)易增加了企業(yè)的污染排放。而本文的研究發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易降低了企業(yè)的污染排放。這與前期理論預(yù)期并不一致。本文為研究發(fā)展中國家出口貿(mào)易對企業(yè)污染的影響提供了一個(gè)新的證據(jù)，也是對前期文獻(xiàn)的補(bǔ)充，即發(fā)展中國家在貿(mào)易開放后并不必然使得污染排放增加，發(fā)展中國家的企業(yè)做好減排措施后，完全可以在進(jìn)行出口貿(mào)易的同時(shí)達(dá)到減少污染排放的目的。換言之，發(fā)展中國家在參與全球貿(mào)易的時(shí)候完全可以避免自身成為“污染天堂”。

本文余下的部分安排如下：第二部分介紹計(jì)量模型、指標(biāo)構(gòu)建和數(shù)據(jù)的處理，并對主要變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述；第三部分是計(jì)量結(jié)果部分，包括基準(zhǔn)回歸、內(nèi)生性處理、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析；第四部分是本文研究結(jié)論與政策建議。

二、數(shù)據(jù)說明和計(jì)量模型的設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)說明

本文主要采用的數(shù)據(jù)庫是中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。其中，第一部分?jǐn)?shù)據(jù)來自2001—2007 年中國工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫的企業(yè)范圍如下：“十五”時(shí)期(2001—2005 年)，以工業(yè)污染中占污染負(fù)荷85%的工業(yè)企業(yè)作為重點(diǎn)調(diào)查企業(yè)；“十一五”期間(2006—2010 年)，以所有工業(yè)污染源為總體，篩選出主要污染物(廢水、化學(xué)需氧量、氨氮、二氧化硫、煙塵及工業(yè)固體廢物)排放量占各地區(qū)(以區(qū)縣為基本單位)全年排放量85%以上的單位為重點(diǎn)調(diào)查單位，企業(yè)只要有其中一項(xiàng)符合即為重點(diǎn)調(diào)查企業(yè)。除此之外，排放廢水中含有重金屬等有毒有害物質(zhì)以及產(chǎn)生危廢的排污單位均為重點(diǎn)調(diào)查單位。這意味著，中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫涵蓋了各地區(qū)最主要的污染排放企業(yè)。這些企業(yè)的排污是工業(yè)污染主要來源。

工業(yè)企業(yè)調(diào)查范圍指《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T 4754—2011)中采礦業(yè)、制造業(yè)、電力燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)共計(jì)3 個(gè)門類39 個(gè)行業(yè)的企業(yè)，自來水生產(chǎn)與供應(yīng)業(yè)(4610)、水力發(fā)電(4412)、土砂石開采業(yè)(1011、1012、1013、1019)不納入重點(diǎn)調(diào)查工業(yè)企業(yè)范圍。重點(diǎn)調(diào)查單位的企業(yè)信息與污染排放信息被收錄于環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中的《工業(yè)企業(yè)污染排放及處理利用情況》。其中污染數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)指標(biāo)包括：①主要污染物的排放量和處理量，如二氧化硫、煙塵、廢水、化學(xué)需氧量、氨氮的排放量、處理量；②企業(yè)排污設(shè)施數(shù)量，如廢水治理設(shè)施數(shù)(套)、廢氣治理設(shè)施數(shù)(套)、脫硫設(shè)施數(shù)(套)；③企業(yè)對污染的處理能力，如廢水治理設(shè)施處理能力(噸/日)、廢氣治理設(shè)施處理能力(標(biāo)立方米/時(shí))、脫硫設(shè)施脫硫能力(千克/時(shí))；④能源消費(fèi)和使用情況，如工業(yè)用水量(噸)、工業(yè)煤炭消費(fèi)量(噸)、原料煤消費(fèi)量(噸)、燃料油消費(fèi)量(不含車船用)(噸)；⑤部分年份還統(tǒng)計(jì)了清潔能源的使用量和企業(yè)使用能源的等級，如潔凈燃?xì)庀M(fèi)量(萬立方米)、燃料煤平均硫份(%)、重油平均硫份(%)。

第二部分是2001—2007 年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)涵蓋了全部國有企業(yè)及銷售額在500 萬元以上的非國有工業(yè)企業(yè)信息，包括企業(yè)所有制、企業(yè)所在地、行業(yè)類別和企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)等方面的信息。我們參考Brandt 等(2017)的做法，對數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了如下處理：①利用企業(yè)的法人代碼、企業(yè)名稱、地區(qū)代碼、行業(yè)代碼、成立年份、地址等構(gòu)建新的面板數(shù)據(jù)；②采用永續(xù)盤存法估算企業(yè)的實(shí)際資本存量；③刪除企業(yè)員工少于8人、流動(dòng)資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的樣本；④本文首先根據(jù)企業(yè)的注冊類型確定企業(yè)的所有制屬性，然后根據(jù)企業(yè)的注冊資本再次調(diào)整企業(yè)的所有制屬性；⑤為避免行業(yè)代碼不一致的問題，我們統(tǒng)一將行業(yè)代碼調(diào)整為國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)(GB/T 4754—2002)；⑥采用2004 年經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)庫中的工業(yè)總產(chǎn)值填補(bǔ)了該數(shù)據(jù)庫2004 年缺失的工業(yè)總產(chǎn)值。

我們利用企業(yè)的法人代碼和企業(yè)名稱對上述兩個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，得到了本文所使用的樣本。其中，2001—2007 年總的樣本量為264465。匹配前后的樣本量及匹配比率如表1 所示。

表1 污染數(shù)據(jù)庫的匹配率

（二）變量度量與模型設(shè)定

本文使用污染密集度(lnPollution)來度量污染程度，其定義為二氧化硫、煙塵、工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水各指標(biāo)的排放量占企業(yè)銷售收入的比重。企業(yè)i 在t 期出口交貨值(lnexport)，選自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。出口變量的定義為lnexport＝log(export＋1)，export 表示企業(yè)的出口交貨值，如果企業(yè)的出口交貨值為0，則lnexport＝0，即出口交貨值為0 的企業(yè)也包含在本文的樣本中。企業(yè)的規(guī)模采用企業(yè)的年平均就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值進(jìn)行測度。在機(jī)制分析過程中，本文還用到了脫硫設(shè)備數(shù)(desulfer)、廢氣治理設(shè)備數(shù)(degas)、廢水治理設(shè)施數(shù)(water_fac)、天然氣消費(fèi)量(natural_gas)和原料煤消費(fèi)量(raw_coal)5 個(gè)指標(biāo)，采用各設(shè)備數(shù)或者消費(fèi)量逐一取對數(shù)值進(jìn)行測度。

企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(tfp)采用Brandt 等(2017)的方法，對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了計(jì)算。具體而言，參照Brandt 等(2017)的方法，本文分兩步計(jì)算得到企業(yè)的tfp。

第一步，估計(jì)以下生產(chǎn)函數(shù)

其中，y表示i 企業(yè)t 年平減之后的實(shí)際產(chǎn)出。k、m分別表示用相應(yīng)價(jià)值指數(shù)平減之后的固定資產(chǎn)凈值和中間品投入，l表示勞動(dòng)投入。e、、分別表示企業(yè)出口虛擬變量、所在CIC 4 分位行業(yè)滯后一期的最終品關(guān)稅以及所在CIC 4 分位行業(yè)滯后一期的投入品關(guān)稅。Z表示企業(yè)所有制、時(shí)間、四分位行業(yè)以及省份固定效應(yīng)?；貧w后根據(jù)每一組估計(jì)系數(shù)(,,)和預(yù)期值?，得到?：

第二步，假設(shè)的函數(shù)為如下形式：

參照De Loecker 和Warzynski(2012)的方法，本文運(yùn)用GMM 方法對生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(tfp)。

三、計(jì)量結(jié)果分析

（一）初步回歸結(jié)果

本部分將采用2001—2007 年企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，考察企業(yè)出口行為對環(huán)境污染的影響。我們選取了二氧化硫、煙塵、工業(yè)廢氣和污水排放量作為主要考察的污染指標(biāo)。本文的計(jì)量模型設(shè)置如下：

其中，lnPollution是企業(yè)i 在t 期的污染物排放密集度的對數(shù)值。在這里本文分別采用了二氧化硫(SO)、煙塵(dust)、工業(yè)廢氣(gas)、工業(yè)廢水(wastewater)的排放密集度。Lnexport是企業(yè)i 在t 期出口交貨值，選自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。是本文主要考察的變量，如果小于0，說明企業(yè)出口量的增加有利于降低企業(yè)單位產(chǎn)出的污染排放的密集度，有利于環(huán)境的改善。X 是控制變量，本文采用了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、企業(yè)的規(guī)模、省區(qū)層面環(huán)境立法(dudt)和行業(yè)研發(fā)密集度(tesintV)對企業(yè)特征進(jìn)行控制。δ是時(shí)間固定效應(yīng)、是企業(yè)固定效應(yīng)；是殘差項(xiàng)。

選取tfp 作為主要控制變量的原因在于，研究貿(mào)易與污染關(guān)系時(shí)，大量文獻(xiàn)考察了生產(chǎn)率的作用。Cui 等(2016)采用美國企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)率能夠降低企業(yè)的污染排放，而且出口對污染排放的影響是通過生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)的。與其發(fā)現(xiàn)不同，F(xiàn)orslid等(2018)通過構(gòu)建理論模型考察了減排投資、生產(chǎn)率、出口和污染排放之間的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)出口及生產(chǎn)率與企業(yè)污染排放之間存在負(fù)向關(guān)系，但是出口對污染排放的影響并不依賴于生產(chǎn)率。那么，生產(chǎn)率與企業(yè)的污染排放是否存在負(fù)向關(guān)系，出口是通過生產(chǎn)率還是直接對企業(yè)的污染排放產(chǎn)生作用，本文將在實(shí)證分析中進(jìn)一步檢驗(yàn)和分析。

利用最小二乘的估計(jì)方法，我們得到如表2 所示的回歸結(jié)果。表2 中的第(1)列至第(4)列是未加入控制變量的回歸結(jié)果，第(5)列至第(8)列加入了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率和企業(yè)規(guī)模的控制變量。除此之外，考慮到我國企業(yè)所有制之間的差異，均加入了企業(yè)所有制的虛擬變量，并且控制了年份和企業(yè)的固定效應(yīng)。從回歸結(jié)果可以看出，首先，加入了控制變量后，除廢水之外，其他各污染物的回歸系數(shù)雖然都有所降低，但均保持在0.01 的水平上，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明在其他因素不變的情況下，出口貿(mào)易能夠降低二氧化硫、煙塵、工業(yè)廢氣和廢水的排放密集度，有利于環(huán)境的改善。此外，從各控制變量看，tfp(生產(chǎn)率)的回歸系數(shù)為負(fù)，影響水平保持在0.16 以上，并且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明企業(yè)的生產(chǎn)率對企業(yè)的污染排放產(chǎn)生了負(fù)向影響，企業(yè)生產(chǎn)率越高，越有利于減少環(huán)境污染。size(企業(yè)規(guī)模)的回歸系數(shù)為負(fù)，并且均在統(tǒng)計(jì)上顯著，即企業(yè)的規(guī)模與污染排放密度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)規(guī)模越大，單位產(chǎn)品的污染排放越小，這一發(fā)現(xiàn)與Cui 等(2016)的研究結(jié)果相一致。

表2 初步回歸結(jié)果

（二）工具變量的回歸結(jié)果

在表3 中，我們檢驗(yàn)了企業(yè)出口數(shù)量對環(huán)境污染的影響。而實(shí)際上企業(yè)的出口量并不是企業(yè)的外生特征(Lileeva 和Trefler，2010)，二者的這種關(guān)系可能受到其他共同因素的影響(Cherniwchan 等，2017)。以Melitz 為代表的新新貿(mào)易理論認(rèn)為，企業(yè)的生產(chǎn)率會(huì)決定企業(yè)的出口行為。只有生產(chǎn)率高的企業(yè)能夠克服出口的固定成本而進(jìn)行出口。而生產(chǎn)率高的企業(yè)能源利用率往往也比較高，其污染密集度也會(huì)較低。為此，企業(yè)的出口數(shù)量和污染排放可能受到企業(yè)生產(chǎn)率的共同影響。為了解決內(nèi)生性問題，本文選取了企業(yè)所在地區(qū)同一行業(yè)其他企業(yè)的平均出口退稅率作為企業(yè)出口的工具變量。具體而言，我們參照Chandra 和Long(2013)計(jì)算出口退稅率的方法，計(jì)算了企業(yè)層面的出口退稅率，具體如下。

由于增值稅是對所有行業(yè)都征收17%的稅率，因此本文可以根據(jù)定義計(jì)算企業(yè)所支付的增值稅：

其中，VATpayable為企業(yè)i 在第t 年支付的增值稅額，ValueAdded為企業(yè)的增加值部分，rebate為企業(yè)的出口退稅率。式(7)表示，企業(yè)交付的增值稅額應(yīng)等于企業(yè)生產(chǎn)增值的17%減去出口退稅額。由此，本文可以得到企業(yè)實(shí)際支付的增值稅率rebate為：

其中，revenue為企業(yè)的利潤額，VATonthroughput為企業(yè)的進(jìn)項(xiàng)稅，VATpayable為企業(yè)繳納的增值稅，export為企業(yè)的出口金額，上述指標(biāo)在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中都有統(tǒng)計(jì)。為此，本文可以根據(jù)這些指標(biāo)推算出企業(yè)實(shí)際的出口退稅率。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步將企業(yè)所在地區(qū)同一行業(yè)的平均出口退稅率作為企業(yè)出口的工具變量。采用這一工具變量的原因在于，一方面，同一地區(qū)同一行業(yè)的其他企業(yè)的平均出口退稅率能夠很好地反映該地區(qū)地方政府對企業(yè)i 所處行業(yè)的出口激勵(lì)，從而影響企業(yè)i 的出口傾向；另一方面，同一地區(qū)同一行業(yè)其他企業(yè)的平均出口退稅率不會(huì)對企業(yè)i 的污染排放產(chǎn)生直接的影響，這符合工具變量的要求，能夠較好地解決本文所面臨的內(nèi)生性問題。

利用兩階段最小二乘法，本文得到了表3 的回歸結(jié)果。從表3 的回歸結(jié)果可以看出，首先，Anderson LM 的統(tǒng)計(jì)量均大于70，且相伴概率均為0，而Cragg-Donald Wald F 的統(tǒng)計(jì)量均大于Stock-Yogo 弱工具變量檢驗(yàn)的10%臨界值(16.38)。這說明可以拒絕弱工具變量的原假設(shè)，本文的工具變量能夠解決內(nèi)生性問題。其次，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健，各回歸系數(shù)的絕對值有所提高，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明本文在控制了內(nèi)生性問題之后，出口對二氧化硫、煙塵、工業(yè)廢氣和污水排放均產(chǎn)生了明顯的負(fù)向作用，即企業(yè)出口有利于企業(yè)污染減排。最后，比較表2 與表3 的回歸結(jié)果可以看出，表3 中企業(yè)出口對各類污染物排放的影響有了較大程度增強(qiáng)。這說明在初步回歸中內(nèi)生性問題比較嚴(yán)重，導(dǎo)致本文的回歸結(jié)果產(chǎn)生了不同程度的向下偏移?？赡艿脑蛟谟?，部分中國出口企業(yè)采取粗放型增長的模式擴(kuò)大經(jīng)營和出口規(guī)模，從而導(dǎo)致排污與出口同時(shí)增長。如果不考慮這種情況導(dǎo)致的內(nèi)生性，可能會(huì)低估出口對污染排放的抑制作用。為此，下文的回歸中將采用工具變量的兩階段最小二乘法作為基準(zhǔn)方法，進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

表3 工具變量回歸

（三）機(jī)制分析

具體而言，本文選取了脫硫設(shè)備數(shù)、廢氣治理設(shè)備數(shù)、廢水治理設(shè)施數(shù)、天然氣消費(fèi)量和原料煤消費(fèi)量五個(gè)指標(biāo)檢驗(yàn)出口對企業(yè)污染排放的影響機(jī)制。其中，脫硫設(shè)備數(shù)、廢氣治理設(shè)備數(shù)、廢水治理設(shè)施數(shù)反映了出口對減排設(shè)備的影響，如果lnexport 的回歸系數(shù)為正，說明出口促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)行減排投資，增加了減排設(shè)備，從而降低了污染；天然氣消費(fèi)量體現(xiàn)的是企業(yè)選擇優(yōu)質(zhì)清潔能源來實(shí)現(xiàn)減排的目的。在該項(xiàng)回歸中，如果出口的回歸系數(shù)為正，并且統(tǒng)計(jì)上是顯著的，說明出口有利于企業(yè)轉(zhuǎn)向使用清潔度更高的要素投入，從而實(shí)現(xiàn)污染的減排；原料煤消費(fèi)量反映的是企業(yè)提高了能源的利用效率。在該項(xiàng)回歸中，如果出口的系數(shù)為負(fù)，并且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，說明出口能夠減少對原料煤的消費(fèi)數(shù)量。

基于上述推斷，本文利用企業(yè)所在地區(qū)同一行業(yè)其他企業(yè)的平均出口退稅率作為出口的工具變量，考察了企業(yè)出口行為對污染排放的影響機(jī)制，具體回歸結(jié)果參見表4。從表4 的回歸結(jié)果可以看出：①脫硫設(shè)備數(shù)、廢氣處理設(shè)備這兩部分的回歸結(jié)果均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。這說明出口降低了企業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢氣的排放密度，并不是通過增加排污設(shè)備實(shí)現(xiàn)的。②廢水治理設(shè)施數(shù)中，出口的回歸系數(shù)為0.047，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明出口主要是通過促進(jìn)企業(yè)增加廢水治理設(shè)施來減少排放的污水。③天然氣消費(fèi)量中，出口的回歸系數(shù)為0.017，并且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明企業(yè)出口能夠促進(jìn)企業(yè)使用更多的清潔型能源。④原料煤消費(fèi)量中，出口的回歸系數(shù)為-0.277，并且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明出口很大程度上降低了企業(yè)原料煤的使用數(shù)量。其主要可能的原因在于，一方面企業(yè)通過出口貿(mào)易活動(dòng)，提高了自身的生產(chǎn)效率，生產(chǎn)效率的提高會(huì)增加企業(yè)的能源利用率；另一方面企業(yè)轉(zhuǎn)而使用清潔能源，如天然氣。

表4 出口對企業(yè)污染排放的機(jī)制檢驗(yàn)

從上述結(jié)果可知，出口對氣體污染減排的影響，更多的是依靠在生產(chǎn)過程中使用更為清潔的能源，而不是增加減排設(shè)施。而水污染相比于氣體污染而言，卻沒有通過使用清潔能源實(shí)現(xiàn)減排，而是依靠增加廢水處理設(shè)施。企業(yè)出口對水與其他氣體、煙塵等的影響機(jī)制存在明顯差異，可能的原因在于，不同污染物企業(yè)采用減排的方法是不同的。對于水污染的排放，企業(yè)只能通過減排投資、增加污水處理設(shè)施來減少污染，因此出口貿(mào)易會(huì)促進(jìn)廢水處理設(shè)備的增加。而對于二氧化硫、煙塵和工業(yè)廢氣的排放，企業(yè)既可以選擇增加除硫和除塵設(shè)備，也可以選擇使用清潔能源。就出口貿(mào)易的影響而言，企業(yè)出口更多的是促進(jìn)了企業(yè)增加使用清潔能源來降低污染排放，對排污設(shè)備的投資沒有起到正向作用。

實(shí)際上，企業(yè)減排主要通過使用清潔能源、改進(jìn)生產(chǎn)工藝和使用排污處理設(shè)施三種方法，而由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文無法得到生產(chǎn)工藝的相關(guān)數(shù)據(jù)。為此，本文僅從清潔能源使用和排污設(shè)施兩條渠道進(jìn)行了檢驗(yàn)。從現(xiàn)有的結(jié)果來看，出口貿(mào)易沒有使企業(yè)增加脫硫設(shè)備數(shù)和廢氣治理設(shè)備數(shù)，僅增加了廢水治理設(shè)施數(shù)；出口貿(mào)易增加了清潔能源的使用并減少了污染型能源的使用。這說明出口貿(mào)易沒有從終端治理層面(脫硫和廢氣治理)減少污染氣體的排放，而是轉(zhuǎn)向了前端的清潔生產(chǎn)。對于水污染，出口貿(mào)易更多地是促進(jìn)了終端治理。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)出口對企業(yè)污染物排放的影響機(jī)制，同時(shí)考慮到污染數(shù)據(jù)庫樣本中具有對各類污染物平均設(shè)備處理能力的統(tǒng)計(jì)，本文采用該項(xiàng)指標(biāo)對影響機(jī)制進(jìn)行了再檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表5 所示。從表5 的回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)出口對二氧化硫和工業(yè)廢氣排放的平均處理能力在統(tǒng)計(jì)上都不顯著。而對廢水處理能力產(chǎn)生了正向作用，回歸系數(shù)為0.212，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即企業(yè)出口對廢水處理能力的影響無論在程度還是在顯著性上，都明顯高于對二氧化硫和工業(yè)廢氣處理能力的影響。這一結(jié)果與前文的影響機(jī)制相一致，出口確實(shí)沒有促進(jìn)企業(yè)對二氧化硫、工業(yè)廢氣等進(jìn)行排污設(shè)施的投資，也沒有增強(qiáng)企業(yè)的污染處理能力。同時(shí)，企業(yè)出口促進(jìn)了企業(yè)對污水治理設(shè)施的投資，從而使污水治理設(shè)施數(shù)量增加，進(jìn)而提高了污水處理能力。

表5 出口對企業(yè)污染排放的機(jī)制的再檢驗(yàn)

從上述分析可以看出，對于二氧化硫、煙塵和工業(yè)氣體等污染物排放的降低，出口企業(yè)主要是通過使用清潔型能源(天然氣)、提高能源利用率，而不是通過促進(jìn)企業(yè)對除硫設(shè)備、廢氣處理設(shè)備的投資實(shí)現(xiàn)的。而對于廢水排放的降低，出口企業(yè)主要是通過增加廢水治理設(shè)備來實(shí)現(xiàn)的。對于這一結(jié)論，本文無論是采用污染治理設(shè)備數(shù)，還是污染處理能力，都是穩(wěn)健的。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 采用出口虛擬變量的回歸

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在這一部分更換了對出口的度量方式，采用出口虛擬變量(expdum)對企業(yè)的出口行為進(jìn)行描述，如果企業(yè)選擇出口，expdum＝1，否則expdum＝0。需要注意的是，由于expdum 是0、1，如果本文直接用出口退稅率(rebate)作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘回歸(2SLS)是有偏的。原因在于，2SLS 的第一階段回歸采用的是OLS 方法，將rebate 和其他控制變量對expdum 做回歸。而expdum 是二維虛擬變量，這樣得到第一階段的expdum 估計(jì)值是有偏的。為此，本文參照Minetti 和Zhu(2011)的方法，采用禁止回歸方法(Forbidden Regression)對這一問題進(jìn)行處理。該方法專門用于處理內(nèi)生性變量是離散變量的問題。

具體而言，第一階段，本文采用Probit 模型，用工具變量(rebate)以及其他控制變量對內(nèi)生變量(expdum)做回歸，如下式所示：

由式(9)的估計(jì)，本文可以得到企業(yè)出口概率P。第二階段，本文將P 和出口退稅率一起作為expdum 的工具變量，進(jìn)行2SLS 回歸，得到了表6 的回歸結(jié)果。

表6 采用出口虛擬變量的回歸結(jié)果

從表6 的回歸結(jié)果可以看出，expdum 對各類污染物排放密集度的影響均為負(fù)，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明無論是用出口數(shù)量還是出口的二值變量來度量企業(yè)的出口行為，得到的結(jié)論都是一致的，即企業(yè)的出口行為確實(shí)降低了企業(yè)對二氧化硫、煙塵、工業(yè)廢氣和廢水的排放，有利于環(huán)境的改善。由此可知，本文基于表3 得到的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2. 更換工具變量

為進(jìn)一步驗(yàn)證本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們更換了工具變量的指標(biāo)，采取企業(yè)所在地區(qū)同一行業(yè)出口企業(yè)的數(shù)量作為企業(yè)出口的工具變量。根據(jù)出口溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)，一方面，企業(yè)的出口行為還受到鄰近地區(qū)、同行業(yè)中其他企業(yè)出口行為的影響，因此該工具與企業(yè)出口存在相關(guān)關(guān)系；另一方面，所在地區(qū)同一行業(yè)出口企業(yè)的數(shù)量對企業(yè)的污染排放不會(huì)產(chǎn)生影響，這符合工具變量的要求，能夠解決本文的內(nèi)生性問題。在更換了工具變量之后，出口對企業(yè)各污染物排放的回歸系數(shù)依然為負(fù)，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這說明即使我們更換了工具變量的指標(biāo)，出口對企業(yè)污染排放的負(fù)向影響依然存在，并且是較為明顯的。

3. 控制城市-年份、行業(yè)-年份的固定效應(yīng)

為了消除地區(qū)和行業(yè)的時(shí)間發(fā)展趨勢對實(shí)證結(jié)果的影響，我們進(jìn)一步控制了城市-年份、行業(yè)-年份的固定效應(yīng)。在控制了城市-年份、行業(yè)-年份聯(lián)合固定效應(yīng)之后，我們的回歸結(jié)果與初始的回歸結(jié)果是相類似的，即企業(yè)出口的增加減少了污染物的排放密度，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這說明本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

4. PSM 和DID 方法的應(yīng)用

為進(jìn)一步驗(yàn)證本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們在本部分將采用PSM 和DID 方法考察企業(yè)出口對污染排放密集度的影響。具體而言，首先，我們定義了switch 虛擬變量，企業(yè)在樣本期內(nèi)由不出口變?yōu)槌隹?，則switch＝1；企業(yè)在樣本期內(nèi)一直未出口，則switch＝0，利用PSM 方法將這兩組企業(yè)進(jìn)行配對。配對過程中，我們采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率、應(yīng)繳納增值稅、資本存量、就業(yè)人數(shù)作為匹配變量可進(jìn)行傾向得分匹配。利用匹配之后的樣本，我們發(fā)現(xiàn)switch_psm 的回歸系數(shù)依然為負(fù)，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這說明我們在消除了內(nèi)生性問題之后，企業(yè)的出口行為依然使企業(yè)污染密集度下降，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，即無論用工具變量方法還是PSM 和DID 方法，本文的實(shí)證結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

（五）異質(zhì)性分析

考慮到企業(yè)出口對污染排放的影響會(huì)因行業(yè)的污染程度(Cui 等，2016、Cherniwchan，2017)、要素密集度(戴覓等，2014)、企業(yè)規(guī)模(Cui 等，2016)發(fā)生改變。本部分將從上述幾個(gè)方面分別考察企業(yè)出口對污染排放的異質(zhì)性影響。

1. 污染行業(yè)和清潔行業(yè)的差異

Cui 等(2016)、Cherniwchan(2017)等的研究均發(fā)現(xiàn)出口對企業(yè)污染排放的影響，會(huì)因行業(yè)污染程度的不同而有所差異。考慮到這一因素，我們參照Cui 等(2016)的做法，構(gòu)建清潔行業(yè)的虛擬變量less_pollu。其中，我們首先在行業(yè)層面計(jì)算各類污染物排放量占其工業(yè)總產(chǎn)值比重，然后將 75%分位數(shù)以上的行業(yè)定義為污染行業(yè)，less_pollu＝0；其余為清潔行業(yè)，less_pollu＝1。構(gòu)建這一指標(biāo)與出口的交叉項(xiàng)，我們發(fā)現(xiàn)，在加入lnexport×less_pollu 項(xiàng)之后，我們的主要結(jié)論仍然成立。這說明本文基于工具變量得到的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，企業(yè)出口降低了企業(yè)的污染排放。其次，相對于清潔行業(yè)，出口對污染行業(yè)的排污減排的影響更為明顯。可能的原因在于，出口主要是促進(jìn)企業(yè)用清潔能源替代污染能源來降低企業(yè)的污染排放，污染行業(yè)可能使用了更多污染能源。因此，當(dāng)出口促使污染行業(yè)的企業(yè)用清潔能源代替污染能源時(shí)，對企業(yè)排污的抑制作用更為明顯。

2. 要素密集度的差異

考慮到中國企業(yè)出口存在“生產(chǎn)率悖論”的特征，即勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率低，反而出口更多。為此，本文參照戴覓等(2014)的做法，對行業(yè)進(jìn)行了分類。其中ints為資本密集型行業(yè)的虛擬變量，ints＝1 表示資本密集型行業(yè)，ints＝0 表示勞動(dòng)密集型行業(yè)。加入ints 與lnexport 的交叉項(xiàng)進(jìn)行兩階段最小回歸。由回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①從總體上而言，在加入lnexport_ints 項(xiàng)之后，本文的主要結(jié)論仍然成立，即出口貿(mào)易能夠降低幾種主要污染物的排放密度。②交叉項(xiàng)lnexport_ints 的系數(shù)均為正，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這說明相對于勞動(dòng)密集型行業(yè)，資本密集型行業(yè)的出口貿(mào)易對企業(yè)的減排效果更弱。上述回歸結(jié)果表明，勞動(dòng)密集型行業(yè)相較于資本密集型行業(yè)的出口貿(mào)易對污染排放的抑制作用更為明顯。存在上述結(jié)果的可能原因在于，出口企業(yè)更有動(dòng)機(jī)進(jìn)行節(jié)能減排，否則可能無法獲得出口許可。對于具有相同生產(chǎn)率的兩個(gè)企業(yè)，出口企業(yè)會(huì)分配一部分勞動(dòng)、資本進(jìn)行污染減排，但是這些減排措施并不直接增加企業(yè)產(chǎn)出。為此，出口企業(yè)由于實(shí)施了節(jié)能減排措施，使得產(chǎn)出較非出口企業(yè)更少，出口企業(yè)生產(chǎn)率更低。與此類似，我國的出口企業(yè)也多為勞動(dòng)密集型企業(yè)，所以相較于資本密集型企業(yè)，其更有動(dòng)機(jī)進(jìn)行污染減排，從而表現(xiàn)出生產(chǎn)率越低，減排能力卻越強(qiáng)的情況。

四、研究結(jié)論與政策建議

環(huán)境問題已成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中急需解決的關(guān)鍵問題，其中企業(yè)污染減排是解決環(huán)境問題的重中之重。那么，作為一個(gè)出口大國，我國的出口貿(mào)易會(huì)對企業(yè)的污染減排產(chǎn)生怎樣的影響？其影響機(jī)制如何？是否受其他因素的影響？鮮有文獻(xiàn)從企業(yè)層面進(jìn)行分析和探討。鑒于此，本文利用2001—2007 年中國企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)出口行為對污染減排的影響，探究了其影響機(jī)制和作用渠道。

具體而言，首先，我們利用企業(yè)污染排放中對主要污染物排放的統(tǒng)計(jì)，考察了企業(yè)出口對污染物排放密集度的影響，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易能夠降低二氧化硫、煙塵、工業(yè)廢氣和廢水的排放密度，減少企業(yè)對空氣和水的污染，有利于環(huán)境的改善。同時(shí)，考慮到企業(yè)出口行為與污染排放之間可能存在的內(nèi)生性，我們選用同一地區(qū)同一行業(yè)其他企業(yè)平均出口退稅率作為工具變量對內(nèi)生性進(jìn)行了處理。處理了內(nèi)生性之后，我們的主要結(jié)論依然成立。在此基礎(chǔ)上，利用數(shù)據(jù)中對減排設(shè)施數(shù)量、原煤消耗量和天然氣使用量的統(tǒng)計(jì)，我們進(jìn)一步考察了出口貿(mào)易影響企業(yè)污染排放的作用機(jī)制。實(shí)證分析表明，出口對二氧化硫、煙塵和工業(yè)廢氣排放的影響，主要是通過選擇優(yōu)質(zhì)的低污染能源、提高能源的使用率實(shí)現(xiàn)的，即“清潔生產(chǎn)”；而對廢水排放的影響更多地是依靠投資減排設(shè)備，即“終端治理”。其次，我們還進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在采取出口虛擬變量、更換工具變量、控制城市-年份、行業(yè)-年份固定效應(yīng)之后，本文的實(shí)證結(jié)果依然穩(wěn)健。最后，考慮到企業(yè)出口對污染排放的影響會(huì)因行業(yè)污染程度、行業(yè)要素密集度、企業(yè)規(guī)模的不同而有所差異，我們還進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)。異質(zhì)性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，出口對企業(yè)污染排放的影響在污染行業(yè)、勞動(dòng)密集型行業(yè)、規(guī)模較小企業(yè)中的作用相對較強(qiáng)。

本文的政策含義是十分明顯的。長期以來，粗放型的增長模式使我國面臨自然環(huán)境惡化和貿(mào)易增長模式難以為繼的雙重挑戰(zhàn)。我國目前正在面臨不斷升級的中美貿(mào)易摩擦，對我國的環(huán)境污染無疑是“雪上加霜”。為此，我國在調(diào)整貿(mào)易政策、實(shí)現(xiàn)貿(mào)易增長模式轉(zhuǎn)型的過程中，也要考慮出口貿(mào)易對企業(yè)污染排放的影響。在尋找貿(mào)易新的增長點(diǎn)的同時(shí)，有效地利用出口貿(mào)易來降低企業(yè)的污染排放，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的綠色增長。同時(shí)，環(huán)境政策也應(yīng)加大對企業(yè)的補(bǔ)貼和技術(shù)引導(dǎo)，使其在使用清潔能源的同時(shí)，增加對排污設(shè)施的投資，從而實(shí)現(xiàn)“既要金山銀山，又要綠水青山”的可持續(xù)發(fā)展。