于安琪，劉冠坤，楊 超

（1.清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084；2.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，北京 100029；3.中國社會(huì)科學(xué)院亞太與全球戰(zhàn)略研究院，北京 100007）

一、引言

自改革開放以來，中國外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。目前已經(jīng)成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體，世界第一大出口國和第一大貿(mào)易國。經(jīng)濟(jì)的高速增長悄然改變了中國社會(huì)的主要矛盾，人民日益增長的對(duì)美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾，迫切需要中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)朝著綠色、可持續(xù)方向發(fā)展，以實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長。在中國經(jīng)濟(jì)從高速向高質(zhì)量增長方式轉(zhuǎn)變的過程中，污染防治和環(huán)境治理是需要跨越的一道重要關(guān)口。以二氧化硫?yàn)槔?017 年，中國成為世界上二氧化硫排放體量最大的國家，排放量高達(dá)875.3976 萬噸。在以往經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所忽視的環(huán)境問題，逐漸展露了其對(duì)人們生存和健康所產(chǎn)生的威脅。且在今后有關(guān)貿(mào)易福利問題的探討中，環(huán)境問題成為不可忽視的重要部分。而企業(yè)作為綠色發(fā)展最直接的載體，探究其出口對(duì)環(huán)境的內(nèi)在影響，對(duì)于加快中國經(jīng)濟(jì)平衡充分發(fā)展具有重要的實(shí)踐意義和政策內(nèi)涵。

經(jīng)濟(jì)增長和生態(tài)環(huán)境保護(hù)并不是一個(gè)“零和博弈”，雙方的良性發(fā)展并不必要以犧牲一方為代價(jià)。作為世界最大的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所取得的一系列成果，充分彰顯了經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)的協(xié)同性，也為本文探究中國出口貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響提供了一個(gè)良好的觀察窗口。與以往的研究相比，本文所做的邊際貢獻(xiàn)主要在于：①結(jié)合1998—2007 年中國工企和環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫構(gòu)建企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)，從微觀視角研究中國企業(yè)出口對(duì)環(huán)境污染的內(nèi)在影響，為相關(guān)主題的研究提供了新的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)驗(yàn)；②重點(diǎn)考察二氧化硫的排放情況①重點(diǎn)考察二氧化硫排放情況的原因在于：一方面，二氧化硫排放主要由工業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生，而非交通運(yùn)輸或家庭活動(dòng)產(chǎn)生；另一方面，二氧化硫氣體是酸雨的重要來源，并且會(huì)與大氣中的煙塵等其他污染物共同作用，從而直接或間接地危害環(huán)境和人類生命健康。此外，二氧化硫排放產(chǎn)生的負(fù)面影響是局部性的而不是跨區(qū)域或全球性的，并且已有較多先進(jìn)的減排技術(shù)以控制二氧化硫氣體的排放。事實(shí)上，為了解決由二氧化硫氣體引發(fā)的環(huán)境和生命健康問題，中國實(shí)施了越來越嚴(yán)格的環(huán)境政策（如“十一五”規(guī)劃強(qiáng)制要求2010 年二氧化硫排放量比2005 年減少10%等）。因此，作為最具代表性的污染物之一，深入研究二氧化硫氣體的排放及其影響因素，對(duì)于實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。，并得出企業(yè)出口對(duì)污染排放影響的穩(wěn)定結(jié)論：中國制造業(yè)企業(yè)出口對(duì)空氣污染尤其是二氧化硫排放強(qiáng)度有穩(wěn)定的抑制作用；③分別使用工具變量-兩階段最小二乘（IV-2SLS）和傾向得分匹配-雙重差分（PSM-DID）方法來控制內(nèi)生性，保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性；④對(duì)比分析了污染密集程度不同的制造業(yè)行業(yè)、不同地區(qū)的企業(yè)出口對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響；⑤考慮了兩控區(qū)環(huán)境規(guī)制因素對(duì)結(jié)果的影響；⑥進(jìn)一步分析出口的廣延邊際和集約邊際對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響，并發(fā)現(xiàn)出口的廣延邊際（出口狀態(tài)的改變）是出口企業(yè)降低二氧化硫排放強(qiáng)度的主要驅(qū)動(dòng)因素；⑦利用最新年份的企業(yè)污染數(shù)據(jù)重新估計(jì)企業(yè)出口及出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)?。虎噙M(jìn)行了充分的機(jī)制分析。

二、貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的理論假說及機(jī)制

學(xué)術(shù)界有關(guān)貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的理論與實(shí)證研究蓬勃發(fā)展，與本文直接相關(guān)的研究大致可劃分為貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的理論機(jī)制、經(jīng)典假說、模型框架和實(shí)證方法四大類。

首先，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響可以從理論上分解為多種機(jī)制效應(yīng)。Grossman 和Krueger（1991）首次提出貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響可以分解為三種效應(yīng)，即規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)。規(guī)模效應(yīng)是指由于貿(mào)易擴(kuò)張導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)活動(dòng)增加進(jìn)而引起污染排放增加。結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指貿(mào)易引起的結(jié)構(gòu)變化，具體指勞動(dòng)密集型（非污染密集型）行業(yè)和資本密集型（污染密集型）行業(yè)市場份額的相對(duì)增長，所導(dǎo)致的行業(yè)構(gòu)成結(jié)構(gòu)變化會(huì)影響一國的污染排放。技術(shù)效應(yīng)是指由于環(huán)保產(chǎn)品和設(shè)備的引進(jìn)和使用，研發(fā)投資（R&D）增加，導(dǎo)致一國技術(shù)水平向更加清潔的方向發(fā)展，從而減少污染排放。從理論上來說，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響結(jié)果并不確定，其最終取決于規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)三種效應(yīng)的綜合作用。Copeland 和Taylor（1994）從行業(yè)層面分析貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的機(jī)制效應(yīng)，驗(yàn)證了三種效應(yīng)的理論假說。Cherniwchan et al（2017）從企業(yè)和工廠微觀層面探討貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響機(jī)制發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響機(jī)制從企業(yè)層面劃分為三部分：行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)污染強(qiáng)度的變化，行業(yè)內(nèi)清潔企業(yè)和污染企業(yè)市場份額的變化，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的進(jìn)入和退出。且企業(yè)內(nèi)部不同工廠之間存在潛在的調(diào)整機(jī)制，企業(yè)生產(chǎn)劃分為本部生產(chǎn)，在岸外包生產(chǎn)和離岸外包生產(chǎn)。最終貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響機(jī)制可以分解為企業(yè)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、企業(yè)進(jìn)入和退出、企業(yè)外包、企業(yè)內(nèi)部工廠的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和工廠生產(chǎn)的技術(shù)效應(yīng)等。以上文獻(xiàn)均是從理論角度考察貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響，但貿(mào)易是否有利于改善環(huán)境還未得到明確的答案。

其次，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響的經(jīng)典假說。Copeland 和Taylor（2004）基于大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢理論提出了污染避難所假說。污染避難所假說是指不同國家制定的環(huán)境政策嚴(yán)格程度有所差異（不同國家環(huán)境政策嚴(yán)格程度的差異是一個(gè)非常重要的比較優(yōu)勢來源），導(dǎo)致更嚴(yán)格環(huán)境政策國家的污染密集型產(chǎn)品生產(chǎn)從本國轉(zhuǎn)移到環(huán)境政策比較寬松的國家。大量學(xué)者圍繞污染避難所假說開展了研究。Taylor（2005），Copeland 和Taylor（1994，1995）認(rèn)為污染避難所可能是由收入導(dǎo)致的環(huán)境政策差異造成的。Chichilnisky（1994），Brander 和Taylor（1998）認(rèn)為污染避難所是由于制度能力和產(chǎn)權(quán)的差異造成的；Copeland 和Taylor（2003）認(rèn)為污染避難所是由于環(huán)境承載力的差異造成的。但Antweiler et al（2001）發(fā)現(xiàn)開放貿(mào)易會(huì)增加環(huán)境政策嚴(yán)格的發(fā)達(dá)國家的二氧化硫排放強(qiáng)度，降低環(huán)境政策寬松的發(fā)展中國家的二氧化硫排放強(qiáng)度。換而言之，相比傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢（如要素稟賦、生產(chǎn)技術(shù)差異），環(huán)境政策差異對(duì)貿(mào)易的影響很小。從比較優(yōu)勢促進(jìn)貿(mào)易的角度來看，Cole 和Elliott（2003），Managi et al（2009），Levinson（2009），Shapiro 和Walker（2018）均發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響作用很小。然而，Barrows 和Ollivier（2016），Bombardini 和Li（2020）均得出在比較優(yōu)勢的驅(qū)動(dòng)下，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響很大的結(jié)論。

再次，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響可以利用企業(yè)異質(zhì)性進(jìn)行分析。Cherniwchan et al（2017）基于Melitz（2003）的企業(yè)異質(zhì)性理論構(gòu)建貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的實(shí)證模型，并提出一個(gè)產(chǎn)業(yè)合理分配假說：市場合理化分配會(huì)減少企業(yè)污染排放。這是由于貿(mào)易自由化重新分配市場份額，使得生產(chǎn)率高的企業(yè)留在市場，而生產(chǎn)率低且污染的企業(yè)退出市場。Kreickemeier 和Richter（2014）的研究驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)合理分配假說的合理性。Forslid et al（2018）在異質(zhì)性企業(yè)理論的研究框架下得出貿(mào)易自由化會(huì)促進(jìn)出口企業(yè)增加減排投資從而變得更清潔，而非出口企業(yè)污染減排投資較少而比較污染。相關(guān)的實(shí)證研究主要涉及兩個(gè)方面：出口對(duì)環(huán)境的影響、貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境的影響。研究出口對(duì)環(huán)境的影響的一個(gè)重要結(jié)論是，出口企業(yè)比非出口企業(yè)清潔（Holladay，2016；Cui et al，2012；Pei et al，2021；馬妍妍和俞毛毛，2020；劉啟仁和陳恬，2020）。關(guān)于貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境的影響研究更側(cè)重于貿(mào)易自由化指標(biāo)的選取問題。Cherniwchan et al（2017）以美加墨三國簽訂北美自貿(mào)協(xié)定前后的關(guān)稅變動(dòng)水平衡量美國和墨西哥的貿(mào)易自由化，發(fā)現(xiàn)北美自由貿(mào)易協(xié)定會(huì)減少美國制造業(yè)企業(yè)的顆粒物和二氧化硫排放。Li et al（2020）通過構(gòu)建是否加入WTO 的年份虛擬變量來反映貿(mào)易自由化，并指出中國加入WTO（世界貿(mào)易組織）會(huì)減少一般貿(mào)易出口企業(yè)的二氧化硫排放強(qiáng)度。

最后，貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的實(shí)證研究中內(nèi)生性問題的處理方法。Frankel 和Rose（2005）為了解決由于聯(lián)立性等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，運(yùn)用引力模型中的地理變量作為貿(mào)易的代理變量，運(yùn)用滯后期收入、投資率水平及人力資本等要素作為收入的工具變量，結(jié)果表明貿(mào)易對(duì)空氣質(zhì)量提升具有正面影響，但對(duì)于其他污染排放物質(zhì)則不盡然。由于文中僅使用了國家層面的橫截面數(shù)據(jù)，并且來源不同，使得數(shù)據(jù)質(zhì)量存有一定的疑義（L?schel et al，2013）。Managi et al（2009）將貿(mào)易和收入作為內(nèi)生性變量，并考慮到可能存在的序列相關(guān)，使用了廣義矩估計(jì)（GMM）方法進(jìn)行實(shí)證。發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響因樣本國家和污染物質(zhì)的不同而有所區(qū)別：貿(mào)易僅對(duì)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）國家的環(huán)境質(zhì)量改善有顯著的促進(jìn)作用。Gamper-Rabindran（2006）研究加入北美自由貿(mào)易協(xié)對(duì)墨西哥的污染排放的影響時(shí)，使用雙重差分模型（DID）的方法處理內(nèi)生性問題。Baghdadi et al（2013）同樣使用了雙重差分模型進(jìn)行研究，在解決區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)定變量的內(nèi)生性時(shí)，使用了傾向得分匹配（PSM）方法和雙重差分（DID）模型，結(jié)果表明簽訂有環(huán)保條款的區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化組織的成員國的二氧化碳排放量會(huì)更低。此外，Pei et al（2021）通過使用傾向得分（PSM）方法最大程度的處理內(nèi)生性問題。

通過梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，以發(fā)達(dá)國家為對(duì)象來研究貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響的文獻(xiàn)較多，以發(fā)展中國家尤其是中國為研究對(duì)象的文獻(xiàn)較為匱乏；從國家層面、行業(yè)層面或地區(qū)層面研究貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響的文獻(xiàn)較多，從企業(yè)微觀視角開展的研究較少?，F(xiàn)有的從企業(yè)微觀視角開展的貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響的研究在數(shù)據(jù)上有一定的局限性：使用企業(yè)某一年的橫截面數(shù)據(jù)，缺乏長期有效的企業(yè)數(shù)據(jù)，在相關(guān)問題的討論上難以深入。同時(shí)，選取的樣本存在代表性不足的問題，僅以上市公司的數(shù)據(jù)來研究出口企業(yè)是否更加清潔的問題。本文使用連續(xù)年份的企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)研究中國企業(yè)出口對(duì)環(huán)境的影響問題，有利于得出企業(yè)出口對(duì)污染排放影響的穩(wěn)健的結(jié)果，同時(shí)也為已有的相關(guān)文獻(xiàn)增添了新的內(nèi)容。針對(duì)以往研究對(duì)于出口對(duì)污染排放關(guān)系的不確定結(jié)論，本文通過使用中國企業(yè)的出口和污染排放數(shù)據(jù)可以為企業(yè)出口對(duì)環(huán)境影響的研究增加新的證據(jù)。

三、數(shù)據(jù)、模型及變量

（一）數(shù)據(jù)介紹

本文使用的數(shù)據(jù)來源于兩個(gè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)庫：其一是國家統(tǒng)計(jì)局公布的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（1998—2007）》。該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)了全部國有企業(yè)或銷售額超過500 萬元人民幣的非國有企業(yè)（以下簡稱“規(guī)模以上”工業(yè)企業(yè)）的記錄，其所屬行業(yè)包括采礦業(yè)、制造業(yè)和水電燃?xì)馍a(chǎn)供應(yīng)業(yè)。由于工企數(shù)據(jù)庫提供了對(duì)每一家企業(yè)多年連續(xù)的數(shù)據(jù)，這就為觀測企業(yè)層面的波動(dòng)性帶來了可能。其二是中國生態(tài)環(huán)境部公布的《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（1998—2007）》。環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)來自于各縣域內(nèi)的所有企業(yè)，所屬行業(yè)涉及采礦業(yè)、制造業(yè)、水電燃?xì)馍a(chǎn)供應(yīng)業(yè)。根據(jù)企業(yè)每年排放的化學(xué)需氧量、氨氣、二氧化硫、氮氧化物、空氣懸浮顆粒物的排放量由高到低排序，各縣域內(nèi)至少占一種污染物年排放量85%的企業(yè)被記錄在環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中。該數(shù)據(jù)庫中記錄的企業(yè)的總產(chǎn)出約占中國工業(yè)總產(chǎn)值的90%。②由于篇幅所限，兩個(gè)數(shù)據(jù)庫的詳細(xì)匹配步驟備索。由于工企和環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫所提供的制造業(yè)的詳細(xì)數(shù)據(jù)具有很高的可用性，且制造業(yè)更容易暴露于競爭壓力和國際貿(mào)易的市場機(jī)會(huì)中，在出口企業(yè)中來自制造業(yè)的企業(yè)比重較高，有利于深入研究探討該行業(yè)中的企業(yè)出口所產(chǎn)生的環(huán)境影響。因此，本文僅使用制造業(yè)企業(yè)樣本。

本文選擇2007 年及以前年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，主要有以下三點(diǎn)原因：首先，在兩個(gè)數(shù)據(jù)庫中2007 及以前年份的數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，缺失數(shù)值較少；其次，使用2007 年及以前年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究是合理的，Kee 和Tang（2016）、Brandt et al（2017）、Liu 和Qiu（2016）、李蕾蕾和盛丹（2018）等在關(guān)于企業(yè)環(huán)境質(zhì)量的研究中也都采用2007 年及以前的數(shù)據(jù)；再次，2008 年的特異性（全球金融危機(jī)和北京奧林匹克運(yùn)動(dòng)會(huì)）會(huì)對(duì)本文研究的準(zhǔn)確性產(chǎn)生很大的干擾。因此，本文使用2008 年以前年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行主體部分的結(jié)果分析，但基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)更新到2012 年，本文再以1998—2012 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行擴(kuò)展性分析，以此作為對(duì)主體回歸結(jié)果的補(bǔ)充。

為了追蹤同一個(gè)企業(yè)在不同年份的動(dòng)態(tài)變化，本文參照Brandt et al（2012）的方法構(gòu)建企業(yè)在不同年份存續(xù)狀態(tài)的面板數(shù)據(jù)，從而更直觀地觀察企業(yè)進(jìn)入和退出狀態(tài)的變化，這也是本文區(qū)別于Pei et al（2021）文章的特色之處。首先根據(jù)數(shù)據(jù)中已有的企業(yè)唯一認(rèn)證識(shí)別碼（ID）逐年跟蹤企業(yè)。但考慮到企業(yè)在重組、兼并或收購時(shí)會(huì)生成新ID 的情況，繼而通過企業(yè)名稱、所屬行業(yè)、地址等信息將同一企業(yè)識(shí)別出來。該面板數(shù)據(jù)的構(gòu)建過程主要分為四個(gè)步驟：①匹配連續(xù)兩年的樣本；②匹配連續(xù)三年的樣本；③構(gòu)建一個(gè)連續(xù)十年的面板數(shù)據(jù)；④整理得到本文的非平衡面板數(shù)據(jù)，最終構(gòu)建出的這一非平衡面板數(shù)據(jù)可以清晰地觀察同一企業(yè)在不同年份的存續(xù)狀態(tài)的動(dòng)態(tài)變化，這為本文后續(xù)研究出口企業(yè)的進(jìn)入和退出對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響提供了數(shù)據(jù)支撐。③由于篇幅所限，用企業(yè)ID 和其他信息逐年匹配成功的企業(yè)數(shù)量的百分比結(jié)果備索。表1 報(bào)告了每年的企業(yè)總數(shù)、每年一直存在的企業(yè)數(shù)量、新進(jìn)入的企業(yè)數(shù)量和退出的企業(yè)數(shù)量。

表1 企業(yè)數(shù)量動(dòng)態(tài)變化

參照Brandt et al（2012）、聶輝華等（2012）的數(shù)據(jù)處理方法，本文基于初步匹配的面板數(shù)據(jù)，首先，排除同年重復(fù)或錯(cuò)誤記錄的觀測值；其次，依據(jù)2002 年國民行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)將2003 年以前年份企業(yè)的4 位數(shù)行業(yè)代碼進(jìn)行統(tǒng)一；再次，剔除關(guān)鍵指標(biāo)缺失或明顯錯(cuò)誤記錄的企業(yè)觀測樣本；最后，刪除企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)少于8 人的樣本。最終得到的1998—2007 年的非平衡面板數(shù)據(jù)共有111038 個(gè)觀測值。④由于篇幅所限，企業(yè)存活年份與對(duì)應(yīng)的企業(yè)數(shù)量統(tǒng)計(jì)結(jié)果備索。

（二）變量說明

本文首先根據(jù)企業(yè)的出口交貨值是否大于零，將企業(yè)分為出口和非出口企業(yè)，進(jìn)而生成企業(yè)是否出口的虛擬變量；其次根據(jù)企業(yè)出口交貨值和企業(yè)總產(chǎn)出計(jì)算出企業(yè)出口強(qiáng)度；再次根據(jù)環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中的二氧化硫排放量計(jì)算企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度；最后根據(jù)工企數(shù)據(jù)庫中的財(cái)務(wù)信息變量，參照Ackerberg et al（2015）的方法（ACF 方法）估計(jì)全要素生產(chǎn)率。ACF 方法相較于其他測算全要素生產(chǎn)率方法的優(yōu)點(diǎn)是可以解決“函數(shù)相關(guān)性”問題，使得全要素生產(chǎn)率的估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確?？紤]到全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法有可能影響本文的結(jié)論，筆者分別采用OP 和OLS 方法對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行重新估計(jì)以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表2 基于工企數(shù)據(jù)庫和環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，對(duì)企業(yè)二氧化硫排放值、二氧化硫排放強(qiáng)度、出口狀態(tài)、出口強(qiáng)度、全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)虛擬變量和企業(yè)所有權(quán)類型虛擬變量進(jìn)行詳細(xì)描述說明。

表2 變量描述

此外，通過對(duì)全樣本、出口企業(yè)樣本和非出口企業(yè)樣本在二氧化硫排放量、二氧化硫排放強(qiáng)度、全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)和所有權(quán)類型等變量的平均值差異進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的二氧化硫排放強(qiáng)度顯著低于非出口企業(yè)⑤由于篇幅所限，全樣本、出口企業(yè)樣本和非出口企業(yè)樣本單獨(dú)的統(tǒng)計(jì)性描述結(jié)果以及對(duì)比分析結(jié)果備索。。這為后續(xù)的實(shí)證分析提供了統(tǒng)計(jì)依據(jù)。

（三）計(jì)量模型構(gòu)建

本文首先構(gòu)建以下基準(zhǔn)計(jì)量模型（理論基礎(chǔ)參見Forslid et al，2018；Cui et al，2012；Holladay，2016；Antweiler et al，2001），考察在控制企業(yè)層面變量后，企業(yè)出口狀態(tài)對(duì)其產(chǎn)生的二氧化硫排放強(qiáng)度的影響，以探討出口企業(yè)的環(huán)境績效。

其中：i為企業(yè)；t為年份。被解釋變量是二氧化硫排放強(qiáng)度的自然對(duì)數(shù)，二氧化硫排放強(qiáng)度是用二氧化硫排放量除以總產(chǎn)出然后加1 得到；Exijt為企業(yè)出口狀態(tài)的虛擬變量口時(shí)取值為1，反之為0；β為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，其系數(shù)的大小和符號(hào)表示企業(yè)出口對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響；Wit為控制變量，包括全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)虛擬變量和企業(yè)所有權(quán)類型虛擬變量；C0為常數(shù)項(xiàng)；π為控制變量的系數(shù)向量；模型的設(shè)定及控制變量的選取參考Pei et al（2021）的文獻(xiàn)；為了得到一致的估計(jì)，本文在做回歸時(shí)加入了企業(yè)固定效應(yīng)（αi）和年份固定效應(yīng)（μt）；?it為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、企業(yè)出口影響環(huán)境績效的計(jì)量結(jié)果分析

（一）企業(yè)出口狀態(tài)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響

表3 報(bào)告了企業(yè)出口狀態(tài)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。在控制其他因素不變的前提下，回歸結(jié)果見列（1），相較于非出口企業(yè)，企業(yè)出口可以降低二氧化硫排放強(qiáng)度，即出口企業(yè)較為清潔。該回歸結(jié)果和Holladay（2016）用美國企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的回歸結(jié)果類似。列（1）的結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時(shí)，二氧化硫排放強(qiáng)度會(huì)下降6.86%⑥參考Halvorsen 和Palmquis（t1980）、Kennedy（1981）的計(jì)算方法，二氧化硫排放強(qiáng)度下降的百分比是由公式 計(jì)算出來的，其中表示β 的估計(jì)值，表示β 估計(jì)值的方差。，且在1%的水平上顯著。為了排除其他會(huì)隨行業(yè)和省份變動(dòng)的因素的干擾，本文逐漸加入行業(yè)、省份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果見列（2）～列（4）。其回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，相較于非出口企業(yè)，出口企業(yè)排放的二氧化硫強(qiáng)度較低。當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時(shí)，二氧化硫排放強(qiáng)度至少下降2.96%。

一個(gè)值得思考的問題是，環(huán)境規(guī)制有可能會(huì)對(duì)污染氣體的排放產(chǎn)生影響。王嶺等（2019）基于地級(jí)城市空氣污染數(shù)據(jù)研究中央環(huán)保督察對(duì)空氣污染治理的影響，指出首輪中央環(huán)保督察和“回頭看”對(duì)空氣污染有降低的效果。李樹和陳剛（2013）、王杰和劉斌（2014）發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。盛丹和張國峰（2019）年研究了兩控區(qū)環(huán)境管制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長之間的關(guān)系?？紤]到全要素生產(chǎn)率于二氧化硫排放之間的關(guān)系，本文需要進(jìn)一步控制影響全要素生產(chǎn)率的相關(guān)因素以盡可能排除其對(duì)本文結(jié)果的影響。因此，本文依據(jù)“國務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問題的批復(fù)”文件，將二氧化硫控制區(qū)的省份識(shí)別出來（9 個(gè)省份、2 個(gè)直轄市和3 個(gè)自治區(qū)），并刪除這些地區(qū)的樣本，以考慮非二氧化硫控制區(qū)的企業(yè)出口狀態(tài)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響?；貧w結(jié)果見表3 列（5），在排除了兩控區(qū)政策的干擾之后，相比較非出口企業(yè)，出口企業(yè)排放的二氧化硫強(qiáng)度較低；當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時(shí)，二氧化硫排放強(qiáng)度會(huì)下降3.35%，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表3 出口狀態(tài)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的實(shí)證分析結(jié)果

（二）企業(yè)出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響

上文的實(shí)證結(jié)果已經(jīng)表明出口企業(yè)比非出口企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度低，為進(jìn)一步考慮出口企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度低的原因，本文構(gòu)建了出口強(qiáng)度變量，進(jìn)一步研究出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響，回歸結(jié)果見表4。列（1）中的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上小于0，意味著出口強(qiáng)度平均每增加1%時(shí)，二氧化硫排放強(qiáng)度減少0.19%。為了排除其他會(huì)隨行業(yè)和省份變動(dòng)的因素的干擾，本文在回歸時(shí)逐漸加入行業(yè)、省份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果見列（2）～列（4）?；貧w系數(shù)均在1%的水平上顯著表明企業(yè)出口強(qiáng)度與二氧化硫排放強(qiáng)度存在顯著的負(fù)向關(guān)系。為進(jìn)一步排除兩控區(qū)政策對(duì)結(jié)果的影響，本文按照表3 列（5）的操作方法，進(jìn)一步考慮非二氧化硫控制區(qū)的企業(yè)出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響，回歸結(jié)果見表4 列（5）。在排除了兩控區(qū)政策的干擾之后，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。出口強(qiáng)度平均每增加1%時(shí)，二氧化硫排放強(qiáng)度下降0.09%。

表4 出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的實(shí)證分析結(jié)果

（三）雙向因果關(guān)系的控制

為了降低企業(yè)出口與二氧化硫排放強(qiáng)度之間可能存在雙向因果關(guān)系所導(dǎo)致的模型內(nèi)生性對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文引入出口強(qiáng)度的滯后項(xiàng)進(jìn)行兩階段最小二乘（2SLS）回歸?；貧w結(jié)果見表5。⑦由于篇幅所限，兩階段最小二乘回歸第一階段的回歸結(jié)果備索。結(jié)合列（1）～列（4）的結(jié)果可知，使用滯后一期的出口強(qiáng)度作為工具變量時(shí)，出口強(qiáng)度與二氧化硫排放強(qiáng)度依然呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且在1%水平上顯著。

表5 控制雙向因果關(guān)系

（四）雙重差分方法的分析

在處理模型內(nèi)生性問題的過程中，盡管本文引入出口強(qiáng)度的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行IV-2SLS 檢驗(yàn)，但仍然可能存在工具變量解釋效力不足的問題。因此本文進(jìn)一步采用雙重差分（DID）的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。計(jì)量方程設(shè)定為

其中：du和dt為虛擬變量；du=1 表示企業(yè)是出口企業(yè)，du=0 表示企業(yè)是非出口企業(yè)；dt=1 表示企業(yè)出口及之后的年份，dt=0 表示企業(yè)出口前的年份；交互項(xiàng)du×dt的估計(jì)系數(shù)β度量的是企業(yè)出口對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的真實(shí)影響。其他控制變量的選取與式（1）一致。模型估計(jì)的準(zhǔn)確性很大程度上取決于找到與處理組企業(yè)相對(duì)應(yīng)的對(duì)照組企業(yè)。為尋找與處理組企業(yè)盡可能相似的對(duì)照組企業(yè)，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法，基于逐年匹配和一對(duì)一的最近鄰匹配原則，選用全要素生產(chǎn)率、工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)、地區(qū)和企業(yè)所有權(quán)類型進(jìn)行匹配。匹配完成后采用雙重差分（DID）的方法進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表6。列（1）～列（4）的回歸系數(shù)均在5%及上水平上顯著，企業(yè)出口會(huì)顯著降低二氧化硫排放強(qiáng)度。

表6 使用雙重差分方法

五、企業(yè)出口影響環(huán)境績效的機(jī)制分析

本部分探究了出口企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度低的潛在影響機(jī)制。導(dǎo)致企業(yè)污染排放強(qiáng)度低的機(jī)制主要包括減排投資（Cao et al，2016）、清潔技術(shù)的R&D（陳登科，2020；林伯強(qiáng)和劉泓汛，2015；Levinson，2009；Levinson，2015；Shapiro 和Walker，2018；Su 和Ang，2012；Girma et al，2008；Batrakova 和Davies，2012）、二氧化硫去除率（Pei et al，2020）、生產(chǎn)率（Forslid et al，2018）。受限于高質(zhì)量R&D 數(shù)據(jù)的獲取，本文基于企業(yè)研發(fā)投資程度與新產(chǎn)品產(chǎn)值的正向關(guān)系（羋斐斐等，2021；毛其淋，2019；田巍和余淼杰，2014），以企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值作為R&D 的代理變量進(jìn)行機(jī)制分析，回歸結(jié)果見表7。列（2）和列（4）以ln（SO2emissions intensity）作為被解釋變量，列（1）和列（3）的被解釋變量為ln（R&D）。列（1）和列（2）的回歸結(jié)果顯示，出口企業(yè)通過提升企業(yè)的R&D 水平，進(jìn)一步強(qiáng)化了出口企業(yè)的二氧化硫減排效應(yīng)。同時(shí)，列（3）和列（4）的回歸結(jié)果揭示了企業(yè)出口強(qiáng)度的二氧化硫減排效應(yīng)同樣受到R&D 水平正向影響。

表7 R&D 機(jī)制

本文接下來主要探討出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率因素對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響。Forslid et al（2018）得出，出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)，全要素生產(chǎn)率高的出口企業(yè)污染物排放強(qiáng)度低。為了證實(shí)全要素生產(chǎn)率機(jī)制的有效性，本文在回歸模型中構(gòu)建了企業(yè)出口虛擬變量與全要素生產(chǎn)率的交乘項(xiàng)作為核心解釋變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表8。從列（1）～列（4）的回歸結(jié)果中可知，在其他因素不變的情況下，企業(yè)出口和全要素生產(chǎn)率對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度具有交互影響。出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越高，二氧化硫排放強(qiáng)度越低。⑧此外，本文在回歸模型中構(gòu)建了企業(yè)出口強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率交乘項(xiàng)作為核心解釋變量進(jìn)行回歸，受限于篇幅，其回歸結(jié)果備索。

表8 全要素生產(chǎn)率機(jī)制

六、企業(yè)出口影響環(huán)境績效的進(jìn)一步分析

（一）用OLS 和OP 方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

全要素生產(chǎn)率是本文重點(diǎn)考察的控制變量，也是衡量企業(yè)生產(chǎn)力水平的重要指標(biāo)，且與企業(yè)污染物的排放水平密切相關(guān)。因此，本文采用以普通最小二乘法（OLS）和OP 方法計(jì)算出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，對(duì)控制以ACF 方法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率變量的回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。回歸結(jié)果見表9。在其他因素不變的情況下，出口企業(yè)的二氧化硫排放強(qiáng)度低，而且回歸系數(shù)均在1%的水平顯著，說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 二氧化硫排放強(qiáng)度與出口狀態(tài)變量關(guān)系的實(shí)證分析結(jié)果（OLS 和OP）

（二）污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)的異質(zhì)性分析

根據(jù)國務(wù)院發(fā)布的《第一次全國污染源普查方案》中的污染行業(yè)分類，本文將制造業(yè)各行業(yè)分為污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分析。污染密集型行業(yè)包括重點(diǎn)污染行業(yè)和重點(diǎn)監(jiān)測行業(yè)，非污染密集型行業(yè)包括所有其他行業(yè)。⑨由于篇幅所限，污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)細(xì)分列表備索。基于污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)樣本進(jìn)行實(shí)證分析的，結(jié)果見表10。

表10 污染密集型行業(yè)和非污染密集型行業(yè)中企業(yè)出口對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度影響的實(shí)證分析結(jié)果

表10 的回歸結(jié)果顯示，在污染密集型制造業(yè)樣本中，企業(yè)出口狀態(tài)對(duì)SO2排放強(qiáng)度的影響才是顯著負(fù)向的。即在污染密集型行業(yè)中，出口企業(yè)比非出口企業(yè)較為清潔。這可能是由于污染密集型行業(yè)是國家重點(diǎn)監(jiān)控行業(yè)，國家制定嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)來監(jiān)控此類行業(yè)企業(yè)的污染排放。綜合而言，在不同污染密集型行業(yè)中，出口企業(yè)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響存在顯著的異質(zhì)性。

（三）不同地區(qū)異質(zhì)性分析

由于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境保護(hù)力度和資源稟賦的不同，本文有理由認(rèn)為出口企業(yè)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響因企業(yè)所在地區(qū)而異。因此，本文根據(jù)中央政府的行政區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本中企業(yè)按所在地區(qū)劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)四大區(qū)域。由于東部地區(qū)的樣本數(shù)量大于其他地區(qū)，為了方便統(tǒng)計(jì)，本文借鑒Wang et al（2018）的方法，將非東部地區(qū)的所有樣本企業(yè)合入一個(gè)樣本中進(jìn)行異質(zhì)性分析。

如表11 所示，本文分別測試了出口狀態(tài)對(duì)東部和非東部地區(qū)樣本中企業(yè)的二氧化硫排放強(qiáng)度的影響?？傮w而言，研究結(jié)果與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果報(bào)告的一致。換而言之，出口企業(yè)可以降低二氧化硫的排放強(qiáng)度。需要強(qiáng)調(diào)的是，在東部地區(qū)的企業(yè)中這一效果尤其明顯，但在其他地區(qū)不存在統(tǒng)計(jì)上的顯著性。

表11 東部地區(qū)和其他地區(qū)的企業(yè)出口對(duì)其二氧化硫排放強(qiáng)度影響的異質(zhì)性實(shí)證分析結(jié)果

（四）出口的廣延邊際和集約邊際

集約邊際是指出口企業(yè)增加其出口份額；廣延邊際是指企業(yè)出口狀態(tài)的改變，即由非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)。此部分重點(diǎn)回答出口企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度的下降究竟是由出口的廣延邊際還是集約邊際所驅(qū)動(dòng)的問題。即探究企業(yè)從不出口狀態(tài)向出口狀態(tài)的轉(zhuǎn)變是否比企業(yè)增加出口強(qiáng)度對(duì)環(huán)境的影響更為重要。參考Pei et al（2021）年的處理方式，本文采用在所有年份中一直運(yùn)營的企業(yè)作為樣本，重新估計(jì)回歸模型（1）。如果估計(jì)結(jié)果完全是由于企業(yè)從不出口狀態(tài)向出口狀態(tài)的轉(zhuǎn)變引起的，那么此部分的回歸結(jié)果應(yīng)該表明對(duì)于一直運(yùn)營中的企業(yè)，企業(yè)出口對(duì)平均二氧化硫排放強(qiáng)度沒有顯著影響。

如表12 中Panel A 所示，在1998—2007 年間連續(xù)運(yùn)營的企業(yè)中，企業(yè)出口對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度沒有顯著的影響。說明影響二氧化硫排放強(qiáng)度下降的主要驅(qū)動(dòng)因素是企業(yè)進(jìn)入和退出，即企業(yè)出口狀態(tài)的改變。此外，本文參考Pei et al（2020）的文章，通過構(gòu)建出口虛擬變量和出口強(qiáng)度變量的交乘項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表12 中Panel B 的回歸結(jié)果表明，出口企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度的變化主要是由廣延邊際（由不出口到出口狀態(tài)的變動(dòng)）驅(qū)動(dòng)的，而不是由集約邊際（增加出口強(qiáng)度）驅(qū)動(dòng)的。

表12 集約邊際和廣延邊際對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度影響的實(shí)證分析結(jié)果

此外，本文將數(shù)據(jù)擴(kuò)展到最新年份，構(gòu)建1998—2012 年的企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于2007 年以后的工企數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，在測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率時(shí)，因?yàn)槿鄙傧嚓P(guān)關(guān)鍵指標(biāo)（固定資產(chǎn)凈值年平均余額、折舊、工業(yè)增加值等）的數(shù)據(jù)而無法計(jì)算。因此，本文以勞動(dòng)生產(chǎn)率（工業(yè)總產(chǎn)值/從業(yè)人數(shù)）代替全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸分析。基于擴(kuò)大樣本量的數(shù)據(jù)來進(jìn)一步檢驗(yàn)企業(yè)出口和企業(yè)出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響，回歸結(jié)果依然保持穩(wěn)健。⑩由于篇幅所限，擴(kuò)充樣本的回歸結(jié)果備索。

七、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論及貢獻(xiàn)

本文采用企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)出口狀態(tài)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響進(jìn)行深入研究和探討，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的環(huán)境績效與出口狀態(tài)密切相關(guān)。具體而言，首先，出口狀態(tài)與二氧化硫排放強(qiáng)度之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系。當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時(shí)，二氧化硫排放強(qiáng)度會(huì)下降6.86%。其次，基于出口企業(yè)分析出口強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響發(fā)現(xiàn)，出口強(qiáng)度平均每增加1%，二氧化硫排放強(qiáng)度減少0.19%。再次，通過使用不同污染密集型行業(yè)、不同地區(qū)的企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，出口狀態(tài)與二氧化硫排放強(qiáng)度之間的負(fù)向關(guān)系存在顯著的行業(yè)和地區(qū)異質(zhì)性。最后，本文進(jìn)一步將數(shù)據(jù)更新到2012 年最新年份，使用擴(kuò)充樣本后的1998—2012 年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)比非出口企業(yè)排放的二氧化硫強(qiáng)度低，出口企業(yè)更加清潔；且出口強(qiáng)度與二氧化硫排放強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。此外，機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)的研發(fā)投資、全要素生產(chǎn)率水平較高，且二者均與二氧化硫排放強(qiáng)度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。對(duì)出口的廣延邊際效用和集約邊際效用進(jìn)行對(duì)比得出，出口企業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度低主要是由于出口的廣延邊際效用所驅(qū)動(dòng)的。綜合而言，中國的出口企業(yè)總體上比非出口企業(yè)更加清潔。鑒于中國目前仍屬于勞動(dòng)密集型國家，相比于出口資本密集型產(chǎn)品而言，出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的環(huán)境負(fù)擔(dān)更輕。本文的結(jié)論在一定程度上證明了“污染避難所假說”在我國并不成立。

本文的研究具有實(shí)證和理論雙重貢獻(xiàn)。實(shí)證層面，已有文獻(xiàn)大多研究發(fā)達(dá)國家參與貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響，以發(fā)展中國家尤其是中國為研究對(duì)象的文獻(xiàn)較為匱乏。同時(shí)，已有文獻(xiàn)大多是從國家層面、行業(yè)層面或地區(qū)層面研究貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響，從企業(yè)微觀層面研究貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響的文獻(xiàn)非常稀缺；雖然有些研究嘗試使用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，但其用到的數(shù)據(jù)均具有一定的局限性，比如僅使用某一年的橫截面數(shù)據(jù)，或僅使用上市公司的數(shù)據(jù)。因此這類文獻(xiàn)選取的樣本存在代表性不足的問題。本文使用連續(xù)多年的微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，更有助于考察企業(yè)出口行為對(duì)環(huán)境的影響，有助于對(duì)該問題的研究得出更加穩(wěn)健可靠的結(jié)論。本文的研究成果為已有的文獻(xiàn)增添了新的內(nèi)容，為貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的研究提供了微觀層面的依據(jù)。除以上貢獻(xiàn)之外，本文考慮到貿(mào)易與環(huán)境可能存在來自多方面的內(nèi)生性問題，本文提供了兩種處理內(nèi)生性的思路，其一，通過構(gòu)建工具變量使用兩階段最小二乘的方法來處理內(nèi)生性問題；其二，使用傾向得分匹配和雙重差分相結(jié)合的方法處理內(nèi)生性問題。本文充分利用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)信息的優(yōu)勢，從多個(gè)維度對(duì)本文研究進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析，并對(duì)貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的機(jī)制進(jìn)行充分分析。理論層面，國外學(xué)者從行業(yè)細(xì)分到企業(yè)，再到生產(chǎn)工廠，深入探討了發(fā)達(dá)國家貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響，并指出貿(mào)易對(duì)環(huán)境的作用方向受到規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)及企業(yè)生產(chǎn)行為和生產(chǎn)方式的影響，即貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響具有不確定性。但基于中國數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的正向作用在多重檢驗(yàn)方法下依舊保持穩(wěn)健，即企業(yè)出口能有顯著降低企業(yè)二氧化硫的排放強(qiáng)度。換而言之，中國的對(duì)外開放不僅是全面的，和諧的，同時(shí)也是綠色的。該結(jié)論為今后完善發(fā)展中國家發(fā)展與綠色協(xié)同的發(fā)展理論提供了有益的參考。

（二）對(duì)策建議

基于本文的研究結(jié)果，本文認(rèn)為應(yīng)從以下幾方面來推動(dòng)環(huán)境保護(hù)與貿(mào)易發(fā)展的良性互動(dòng)。首先，立足于中國經(jīng)濟(jì)“雙循環(huán)”的新格局，要進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開放，貫徹落實(shí)“走出去”戰(zhàn)略，不斷擴(kuò)大“走出去”企業(yè)規(guī)模；其次，加大企業(yè)的科研投入與科研力度，提高企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，嚴(yán)格執(zhí)行綠色、高質(zhì)量生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)，減少企業(yè)污染排放；再次，加大對(duì)東部沿海地區(qū)出口企業(yè)，尤其是低污染出口企業(yè)的政策及資金支持，強(qiáng)化東部沿海地區(qū)出口企業(yè)的示范作用，不斷推進(jìn)從沿海到內(nèi)陸的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，從而減輕貿(mào)易對(duì)環(huán)境所產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)；此外，對(duì)標(biāo)國際高標(biāo)準(zhǔn)環(huán)境保護(hù)成本，提高企業(yè)的生產(chǎn)出口門檻及環(huán)境污染成本，鼓勵(lì)輕污染乃至無污染的綠色出口行為；最后，確保企業(yè)出口結(jié)構(gòu)調(diào)整與國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的方向一致，確保企業(yè)“走出去”與國家對(duì)外開放的步調(diào)一致，構(gòu)建和完善綠色全產(chǎn)業(yè)鏈，推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。