趙春明，魏云飛

（北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875）

自2001 年加入WTO 以來(lái)，中國(guó)精準(zhǔn)把握經(jīng)濟(jì)全球化帶來(lái)的深入發(fā)展機(jī)會(huì)，積極推動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易自由化，分階段調(diào)整進(jìn)口許可、進(jìn)口配額等政策規(guī)制，依靠國(guó)內(nèi)勞動(dòng)要素稟賦優(yōu)勢(shì)和相對(duì)寬松的環(huán)境管制，進(jìn)一步釋放國(guó)內(nèi)進(jìn)口動(dòng)能。2006 年中國(guó)首次提出“積極擴(kuò)大進(jìn)口”，主動(dòng)取消部分產(chǎn)品進(jìn)口管制，滿足國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原材料供應(yīng)，及人民生活的日常需求，提高進(jìn)口便利，更好發(fā)揮進(jìn)口對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用。至此，中國(guó)拉開(kāi)主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口的帷幕。經(jīng)過(guò)多年的發(fā)展，中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易逐步從量的增長(zhǎng)向質(zhì)的提升轉(zhuǎn)變。一方面，進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模不斷上升，進(jìn)口總額從2000 年的1.86 萬(wàn)億元增長(zhǎng)至2021 年的17.36 萬(wàn)億元；另一方面，進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化調(diào)整，中高技術(shù)商品成為最主要的進(jìn)口商品種類。

然而，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貿(mào)易擴(kuò)張不可避免地帶來(lái)了環(huán)境污染問(wèn)題，其中工業(yè)企業(yè)既是國(guó)際貿(mào)易的參與主體，又是污染排放的源頭。因此，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及發(fā)展動(dòng)能轉(zhuǎn)換的重要階段，實(shí)現(xiàn)中國(guó)工業(yè)企業(yè)減污降碳至關(guān)重要。研究企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)污染排放密度之間的關(guān)系，不僅可以明晰企業(yè)進(jìn)口的環(huán)境效應(yīng)，而且對(duì)實(shí)現(xiàn)中國(guó)“雙碳”目標(biāo)以及經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有著非常重要的實(shí)踐價(jià)值和意義。

1 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)中大部分與進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度測(cè)算相關(guān)的研究，著眼于測(cè)度方法的不斷演進(jìn)及進(jìn)出口商品技術(shù)復(fù)雜度的國(guó)際比較，其中進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算一般沿用出口技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)算方法。Michaely[1]首先建立了商品出口技術(shù)復(fù)雜度計(jì)算模型。Hausmann 等[2]在Michaely 的基礎(chǔ)上進(jìn)行了改進(jìn)，以顯性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)作為權(quán)重得到出口技術(shù)復(fù)雜度。樊綱等[3]運(yùn)用顯示技術(shù)附加值賦值這一原理，在此基礎(chǔ)上開(kāi)展貿(mào)易品技術(shù)附加值水平識(shí)別相關(guān)研究，并結(jié)合上述原理提出了較為具體的賦值方法，創(chuàng)造性地提出四種建立在貿(mào)易品技術(shù)分布基礎(chǔ)上的貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析方法，這些方法分別為：競(jìng)爭(zhēng)互補(bǔ)指數(shù)、競(jìng)爭(zhēng)壓力指數(shù)、技術(shù)高度曲線以及貿(mào)易品高低技術(shù)分類分析法，文章根據(jù)所提方法對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行了整體性分析研究，目前中國(guó)出口結(jié)構(gòu)已經(jīng)從先前的低技術(shù)附加值變成中等技術(shù)附加值為主的形式，而進(jìn)口仍然以中高技術(shù)為主。杜修立等[4]在樊綱等[3]基礎(chǔ)上，提出全新的出口貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)測(cè)算方式，該方式結(jié)合一國(guó)產(chǎn)品總生產(chǎn)在全球的分布權(quán)重及SITC 三位碼分類水平，站在國(guó)際比較的層面對(duì)中國(guó)改革開(kāi)放至今的貿(mào)易出口技術(shù)水平進(jìn)行分析，結(jié)果表明雖然中國(guó)出口貿(mào)易技術(shù)水平始終表現(xiàn)出持續(xù)上升的狀態(tài)但仍然較低。楊汝岱等[5]在Hausmann 等[2]研究基礎(chǔ)上，通過(guò)剔除技術(shù)復(fù)雜度中與本國(guó)相關(guān)的部分，對(duì)貿(mào)易商品技術(shù)復(fù)雜度及國(guó)家產(chǎn)品出口技術(shù)含量給出了新的定義。Xu[6]拓展了研究角度，將全國(guó)人均GDP 這一數(shù)值替換為中國(guó)沿海的9 個(gè)出口主力省份的人均GDP 加權(quán)平均值，同時(shí)綜合考量不同產(chǎn)品存在的質(zhì)量差異，使用出口產(chǎn)品單位價(jià)格考量產(chǎn)品質(zhì)量水平，在一定程度上調(diào)整了國(guó)家產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)算。

隨著測(cè)算方法的成熟，近幾年關(guān)注進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究逐漸增多。一方面，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度提升促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。徐光耀[7]在計(jì)算過(guò)程中選取中國(guó)四個(gè)主要進(jìn)口貿(mào)易伙伴：法國(guó)、澳大利亞、日本以及俄羅斯，針對(duì)不同進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)下進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用展開(kāi)分析，結(jié)果表明擴(kuò)展優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品、核心設(shè)備以及中國(guó)短缺資源能夠?yàn)閲?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值提升帶來(lái)積極影響，而楊玲[8]測(cè)算了“一帶一路”規(guī)劃中所包含的18 個(gè)省份的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度水平，并檢驗(yàn)了其對(duì)中國(guó)制造業(yè)帶來(lái)的增加值提高效應(yīng)，同時(shí)文章發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)于制造業(yè)增加值提升表現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性。Chen 等[9]研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度提升對(duì)于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，尤其是進(jìn)口中間品與最終品。另一方面，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的外溢性為進(jìn)口國(guó)帶來(lái)技術(shù)進(jìn)步。葉靈莉等[10]針對(duì)國(guó)家進(jìn)口產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)及技術(shù)進(jìn)步之間的作用展開(kāi)了研究，其協(xié)整分析結(jié)果表明，進(jìn)口貿(mào)易過(guò)程中資本品及中間品能夠?qū)夹g(shù)進(jìn)步產(chǎn)生明顯的正向影響，中間品表現(xiàn)出更強(qiáng)的技術(shù)溢出。錢(qián)學(xué)鋒等[11]借助Feenstra[12]的研究建立了能夠觀察進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)發(fā)展變化的測(cè)算方法，同時(shí)計(jì)算了國(guó)家進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)變化對(duì)于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用，結(jié)果表明處于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈上端的行業(yè)，其擴(kuò)展進(jìn)口產(chǎn)品的種類能夠?qū)θ厣a(chǎn)率產(chǎn)生正向促進(jìn)影響；同時(shí)，自身行業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品豐富度提升無(wú)法有效推動(dòng)這一數(shù)值的提高。黃茂興等[13]將中國(guó)31 個(gè)省（市）在1991 年至2007 年間的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，對(duì)技術(shù)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)同國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明技術(shù)水平提升、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及科學(xué)的資本深化可以對(duì)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程帶來(lái)積極的影響。

進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)污染之間的關(guān)系問(wèn)題，本質(zhì)上是從企業(yè)層面研究貿(mào)易與環(huán)境之間的關(guān)系，而要理解它們之間的關(guān)系需要梳理影響企業(yè)排放的因素。人口及經(jīng)濟(jì)密集度提升對(duì)污染物排放密度的降低具有積極作用[14]，同時(shí)產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染具有空間溢出效應(yīng)。蘇丹妮等[15]聚焦產(chǎn)業(yè)集聚及其集聚模式對(duì)企業(yè)減排產(chǎn)生的影響，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚通過(guò)降低中間品價(jià)格、提升全要素生產(chǎn)率水平、優(yōu)化企業(yè)污染處理能力三種主要方式降低企業(yè)污染排放密度。Shapiro 等[16]建立量化模型發(fā)現(xiàn)，1990年到2008 年美國(guó)制造業(yè)污染下降背后主要的驅(qū)動(dòng)因素是環(huán)境規(guī)制。Bao 等[17]收集了中國(guó)31 個(gè)省份層面84 個(gè)區(qū)域法規(guī)，運(yùn)用DID 與合成控制法估計(jì)中國(guó)省級(jí)層面環(huán)境立法與區(qū)域污染間的因果關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)僅僅當(dāng)環(huán)境法規(guī)被嚴(yán)格執(zhí)行時(shí)才能顯著降低區(qū)域污染排放。而韓超等[18]在約束性污染物總量控制的基礎(chǔ)上，將二氧化硫作為具體樣本案例，對(duì)減排壓力當(dāng)中不同地區(qū)實(shí)現(xiàn)減排的方式進(jìn)行了探索，研究結(jié)果顯示站在企業(yè)層面來(lái)看，約束性污染物總量控制會(huì)產(chǎn)生明顯的減排效應(yīng)，其將推動(dòng)企業(yè)應(yīng)用更為清潔的生產(chǎn)方式。

通過(guò)梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，目前對(duì)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算主要集中在行業(yè)層面，雖然已有文獻(xiàn)嘗試將其與環(huán)境質(zhì)量聯(lián)系，但仍然較少聚焦在污染排放的微觀主體層面。本文的主要邊際貢獻(xiàn)如下：一是聚焦參與貿(mào)易和污染排放的微觀主體——制造業(yè)企業(yè)，探究制造業(yè)企業(yè)層面的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與其污染排放密度的關(guān)系，為進(jìn)口的環(huán)境效應(yīng)提供直接的微觀證據(jù)。二是補(bǔ)充了貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)論，即企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與其人力資本存在“互補(bǔ)效應(yīng)”，且企業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的減排效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用。三是利用尚未廣泛使用的中國(guó)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)，并將其與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)及海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，使用企業(yè)污染物排放量與總產(chǎn)值的比值取對(duì)數(shù)作為污染度量指標(biāo)，從而可以更加客觀地衡量企業(yè)的污染排放水平。

2 理論假說(shuō)

國(guó)際貿(mào)易主要通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)以及結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)企業(yè)污染排放產(chǎn)生影響，其中規(guī)模效應(yīng)對(duì)企業(yè)污染排放具有正效應(yīng)，而技術(shù)效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)是貿(mào)易減排效應(yīng)的關(guān)鍵作用機(jī)制。在企業(yè)異質(zhì)性范式興起以后，關(guān)于國(guó)際貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響文獻(xiàn)逐漸聚焦到企業(yè)層面。本文將進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響分為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。

假說(shuō)1：直接效應(yīng)——進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度提高促使企業(yè)污染排放密度降低。

貿(mào)易促使生產(chǎn)要素跨國(guó)配置，加速資源國(guó)際流動(dòng)，而進(jìn)口貿(mào)易使得進(jìn)口國(guó)企業(yè)在生產(chǎn)端優(yōu)化要素投入，增加多元化要素選擇，差異化的要素結(jié)構(gòu)投入對(duì)行業(yè)的污染排放行為產(chǎn)生影響[19]。同時(shí)，進(jìn)口貿(mào)易使得國(guó)家間市場(chǎng)整合，加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，而市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度內(nèi)生決定了企業(yè)價(jià)格加成和企業(yè)數(shù)量，價(jià)格加成在企業(yè)價(jià)值增加值的占比越高，企業(yè)污染排放密度越低，企業(yè)進(jìn)入與退出對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響取決于企業(yè)自身的污染排放水平。

企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度也可能通過(guò)外包直接影響企業(yè)污染排放密度。企業(yè)經(jīng)過(guò)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的重組與優(yōu)化，將重污染生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給國(guó)內(nèi)或國(guó)外企業(yè)，會(huì)降低自身的平均污染排放密度。如果將重污染生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給國(guó)內(nèi)企業(yè)，那么在國(guó)家層面污染排放總量不會(huì)發(fā)生改變；如果將重污染生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給國(guó)外企業(yè)，那么企業(yè)自身的污染排放密度下降會(huì)拉動(dòng)國(guó)家的污染排放總量下降。

假說(shuō)2：間接效應(yīng)——人力資本提高與企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度具有“互補(bǔ)效應(yīng)”。

通過(guò)與發(fā)達(dá)國(guó)家貿(mào)易，進(jìn)口國(guó)可以進(jìn)口到生產(chǎn)技術(shù)含量高的產(chǎn)品，進(jìn)而消化、吸收促進(jìn)企業(yè)人力資本積累。趙春明等[20]利用中國(guó)的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口與人力資本積累之間的關(guān)系。制造業(yè)企業(yè)的減排不僅需要技術(shù)的提高，也需要人力資本的積累。因?yàn)闊o(wú)論是企業(yè)大量的研發(fā)投入，還是進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高，均需要相應(yīng)的人力資本進(jìn)行生產(chǎn)轉(zhuǎn)化。同時(shí)，高人力資本投入會(huì)降低制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的污染排放水平，所以人力資本在進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高與人力資本的積累相互促進(jìn)、相輔相成。一方面，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高促進(jìn)了企業(yè)人力資本積累，且進(jìn)口知識(shí)溢出需要人力資本實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)化；另一方面，企業(yè)人力資本提高會(huì)促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)端優(yōu)化要素投入，進(jìn)而促使企業(yè)提高進(jìn)口產(chǎn)品技術(shù)水平。

假說(shuō)3：間接效應(yīng)——全要素生產(chǎn)率在進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

進(jìn)口貿(mào)易是技術(shù)外溢的傳遞渠道之一，企業(yè)層面的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，從企業(yè)進(jìn)口商品數(shù)量與進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)的角度衡量了進(jìn)口貿(mào)易質(zhì)量。出口國(guó)的高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品為進(jìn)口企業(yè)帶來(lái)潛在的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)與產(chǎn)品生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)口企業(yè)通過(guò)借鑒和學(xué)習(xí)國(guó)外的產(chǎn)品生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)本國(guó)技術(shù)發(fā)展，從而降低企業(yè)的污染排放水平。從Coe 等[21]通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)研究貿(mào)易的技術(shù)溢出如何通過(guò)進(jìn)口傳導(dǎo)影響母國(guó)的全要素生產(chǎn)率以來(lái)，學(xué)者們從各種角度分析了進(jìn)口貿(mào)易溢出效應(yīng)的存在性及程度大小[22]。而林伯強(qiáng)等[23]通過(guò)聯(lián)立方程組檢驗(yàn)了進(jìn)口產(chǎn)品技術(shù)外溢與能源環(huán)境效率之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易的進(jìn)口技術(shù)傳導(dǎo)顯著提高了能源環(huán)境效率。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文主要使用了中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本區(qū)間為2000—2014 年。中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局收集的達(dá)到一定規(guī)模的工業(yè)企業(yè)基本信息及財(cái)務(wù)信息的原始統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)在研究企業(yè)層面相關(guān)話題時(shí)被廣泛使用，其權(quán)威性與可靠性毋庸置疑。本文借鑒了Brandt 等[24]和聶輝華等[25]文章中對(duì)該數(shù)據(jù)庫(kù)的清洗方法。首先，剔除主要財(cái)務(wù)指標(biāo)的異常值，包括刪除觀測(cè)值為負(fù)的樣本，比如總資產(chǎn)及工業(yè)總產(chǎn)值等，刪除從業(yè)人員小于8 的樣本。其次，參考會(huì)計(jì)準(zhǔn)則給出的標(biāo)準(zhǔn)，將流動(dòng)資產(chǎn)和固定資產(chǎn)凈值大于企業(yè)總資產(chǎn)和累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊等不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的樣本刪除。中國(guó)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)目前開(kāi)發(fā)和使用程度較低，該數(shù)據(jù)庫(kù)覆蓋了排污總量占各地區(qū)排放85%以上的工業(yè)企業(yè)，其中包括詳細(xì)的企業(yè)污染排放和處理指標(biāo)，如二氧化硫、工業(yè)廢氣、工業(yè)粉塵的排放量和去除量等。因?yàn)樵摂?shù)據(jù)庫(kù)的企業(yè)層面污染相關(guān)指標(biāo)是由企業(yè)自行上報(bào)，有學(xué)者懷疑企業(yè)存在瞞報(bào)行為，針對(duì)這一不可避免的疑慮，陳登科[26]在其研究中進(jìn)行了詳細(xì)論述，通過(guò)描繪二氧化硫排放量與其他變量的相關(guān)關(guān)系論證了該數(shù)據(jù)庫(kù)的可靠性，同時(shí)本文對(duì)該數(shù)據(jù)庫(kù)的異常值進(jìn)行處理，剔除明顯的離群值。中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)是中國(guó)海關(guān)總署公布的基于產(chǎn)品視角的月度交易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)在國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域的研究中得到廣泛應(yīng)用。

本文首先使用世界銀行的人均GDP 數(shù)據(jù)與CEPII-BACI 數(shù)據(jù)庫(kù)中的貿(mào)易數(shù)據(jù)，測(cè)算出商品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，然后將該指標(biāo)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配。其次，將商品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)加權(quán)到企業(yè)層面，計(jì)算出企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度。最后，將企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度、工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和污染數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本。

3.2 變量說(shuō)明與實(shí)證方程

被解釋變量為lnwrit，表示t 期i 企業(yè)的污染排放。本文參考卜文超等[27]，選取二氧化硫排放密度（SO2）、工業(yè)廢水排放量密度（water）、工業(yè)廢氣排放密度（gas）與煙塵排放密度（smoke）衡量制造業(yè)企業(yè)的污染排放，即該企業(yè)的當(dāng)期污染物排放總量與其工業(yè)總產(chǎn)值比值取對(duì)數(shù)。借鑒Brandt 等[24]的做法，本文將名義總產(chǎn)值用產(chǎn)出價(jià)格指數(shù)平減計(jì)算出企業(yè)當(dāng)期實(shí)際產(chǎn)出水平。

核心解釋變量為import_tech_sophit，表示t 期i企業(yè)的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度。Hausmann 等[2]基于傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論，提出能夠?qū)Ξa(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)進(jìn)行計(jì)算的方式，作者假定高收入國(guó)家產(chǎn)出的產(chǎn)品質(zhì)量水平優(yōu)于低收入國(guó)家。本文借鑒該方法對(duì)制造業(yè)企業(yè)層面下的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行計(jì)算。需要通過(guò)式（1）得出產(chǎn)品層面技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)。

其中，f 表示產(chǎn)品，k 表示國(guó)家，t 表示年份；Xkft表示t 年k 地區(qū)或國(guó)家產(chǎn)品f 的出口額，Xkt表示t年k 地區(qū)或國(guó)家的出口總額，pergdpkt表示t 年k地區(qū)或國(guó)家的人均GDP，Prodyft則代表了t 年f 產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)。我們將計(jì)算出的產(chǎn)品層面技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)與中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，然后根據(jù)企業(yè)不同產(chǎn)品進(jìn)口占企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品總額的比重將產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)加權(quán)，從而得到企業(yè)層面的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)式（2）：

其中，Hift表示t 年i 企業(yè)進(jìn)口f 產(chǎn)品的金額，Hit表示t 年i 企業(yè)進(jìn)口總額，import_tech_sophit則表示t 年i 企業(yè)的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度。

控制變量為controlit，表示t 年企業(yè)層面的控制變量。主要包括：企業(yè)年齡（age）根據(jù)當(dāng)期年份減去企業(yè)成立年份加1 衡量；企業(yè)規(guī)模（size）根據(jù)企業(yè)雇員數(shù)量、營(yíng)收等變量所劃分，為工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中原有變量，本文將其做為固定效應(yīng)加入實(shí)證模型中；企業(yè)人均資產(chǎn)規(guī)模（assets）運(yùn)用企業(yè)資產(chǎn)總量與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值取對(duì)數(shù)衡量；企業(yè)營(yíng)運(yùn)能力（risk）使用應(yīng)收賬款與固定資產(chǎn)總額取對(duì)數(shù)衡量；企業(yè)出口交貨值（exp）使用數(shù)據(jù)庫(kù)中該指標(biāo)取對(duì)數(shù)。變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

為了有效識(shí)別企業(yè)層面污染排放密度受到進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度帶來(lái)的影響，本文在參考呂越等[28]和劉曉丹等[29]文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，構(gòu)建式（3）雙向固定效應(yīng)計(jì)量模型做因果識(shí)別：

其中，γi代表企業(yè)固定效應(yīng)，γt代表年份固定效應(yīng)，controlit表示企業(yè)層面的控制變量，import_tech_sophit表示t 年i 企業(yè)的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度，lnwrit表示t 年i 企業(yè)的污染排放密度，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β 是核心識(shí)別系數(shù)，表示所涉及的企業(yè)i在t 年進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的對(duì)數(shù)值上升對(duì)于該企業(yè)污染排放規(guī)模的影響程度。

3.3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 為未加入企業(yè)層面控制變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)廢水排放密度、二氧化硫以及煙塵排放密度具有顯著的負(fù)效應(yīng)，且企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度每提高1%，廢水排放密度降低約3%，二氧化硫排放密度降低約2%，煙塵排放密度降低約4%。因此，可以得出文章基本結(jié)論，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度可以促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)減排。

表2 基準(zhǔn)回歸

表3 中匯報(bào)了加入控制變量后的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)于企業(yè)廢水、二氧化硫以及煙塵的排放規(guī)模依然具有顯著負(fù)向影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的可靠性，其中進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度每提高1%，二氧化硫排放密度降低約6%，而煙塵排放密度的顯著性水平下降且系數(shù)略微下調(diào)，工業(yè)廢水排放密度結(jié)果穩(wěn)健。在表3 中加入人均資產(chǎn)、企業(yè)營(yíng)運(yùn)能力和出口交貨值作為控制變量，且其在四種被解釋變量中均產(chǎn)生了對(duì)于企業(yè)污染排放密度的明顯負(fù)向影響，其中高人均資產(chǎn)與高企業(yè)營(yíng)運(yùn)能力反映了企業(yè)自身良好的基本面，而這些規(guī)模較大、經(jīng)營(yíng)較好的企業(yè)更加注重環(huán)保；參與出口的企業(yè)生產(chǎn)效率更高，而生產(chǎn)效率更高的企業(yè)有更好的能力應(yīng)對(duì)企業(yè)污染排放。

表3 基準(zhǔn)回歸——控制變量

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4.1 交叉固定效應(yīng)

在基準(zhǔn)回歸中，我們僅僅考慮到企業(yè)與年份的雙向固定效應(yīng)，而企業(yè)的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度會(huì)受到企業(yè)所處行業(yè)的影響，且不同行業(yè)中企業(yè)污染排放規(guī)模各有差別。我們通過(guò)行業(yè)小類代碼與年份的交叉固定效應(yīng)，可以控制在四位行業(yè)碼層面逐年變動(dòng)可能影響企業(yè)污染排放的因素，比如，行業(yè)層面逐年變化的污染規(guī)制程度、不同行業(yè)的技術(shù)沖擊等因素，該做法的好處是確保文章所關(guān)注的核心解釋變量系數(shù)β，所產(chǎn)生的效應(yīng)來(lái)自于同一年處于同一行業(yè)的不同企業(yè)層面的污染排放密度差異。通過(guò)控制行業(yè)四位碼與年份的交叉固定效應(yīng)，我們可以進(jìn)一步精準(zhǔn)地識(shí)別出企業(yè)層面進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)于各企業(yè)污染排放密度產(chǎn)生的影響β。

表4 匯報(bào)了加入行業(yè)與年份交叉固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。從表中可以看出，企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)其工業(yè)廢水排放密度和二氧化硫排放密度具有顯著的負(fù)效應(yīng)，且進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的對(duì)數(shù)值每提高1%，廢水排放密度降低約4%，二氧化硫排放密度降低約5.5%，表明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果在控制住行業(yè)層面可能的影響后結(jié)果依然穩(wěn)健，且進(jìn)一步論證了進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高可以顯著降低企業(yè)污染物排放密度。

表4 加入交叉固定效應(yīng)

3.4.2 更換被解釋變量

本文的被解釋變量是制造業(yè)企業(yè)的污染排放密度，使用企業(yè)污染物的排放總量與企業(yè)當(dāng)年實(shí)際工業(yè)總產(chǎn)值的比取對(duì)數(shù)來(lái)衡量，但是在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與污染數(shù)據(jù)庫(kù)中均存在企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值變量，研究基準(zhǔn)回歸中所涉及到的企業(yè)污染排放密度是來(lái)自數(shù)據(jù)庫(kù)中的工業(yè)總產(chǎn)值，考慮到污染數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)值為企業(yè)自行上報(bào)的數(shù)據(jù)，可能存在瞞報(bào)問(wèn)題，導(dǎo)致本文基本結(jié)論改變。所以我們將企業(yè)污染排放密度的分母更換為工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的當(dāng)年可比價(jià)格工業(yè)總產(chǎn)值，回歸結(jié)果匯報(bào)在表5 中可見(jiàn)。

表5 更換被解釋變量

根據(jù)回歸結(jié)果，我們可以看出企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)二氧化硫排放密度具有顯著影響，且進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的對(duì)數(shù)值每提高1%，二氧化硫排放密度降低約4%。雖然對(duì)二氧化硫排放密度的影響系數(shù)略有下滑，但是回歸結(jié)果在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上依然顯著，同時(shí)雖然其他污染物的排放密度在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著，但是系數(shù)的方向依然說(shuō)明，提升進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度能夠?yàn)槠髽I(yè)減排帶來(lái)積極影響。

3.5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文先使用海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)測(cè)算制造業(yè)企業(yè)層面的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度，然后將其與污染數(shù)據(jù)庫(kù)和工企數(shù)據(jù)庫(kù)匹配，所以不可避免的存在樣本損失，為了彌補(bǔ)樣本選擇性偏差所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，參考Heckman[30]提出的解決方法，采用兩階段樣本自選擇模型做內(nèi)生性檢驗(yàn)。具體包括兩步回歸，使用Probit 模型進(jìn)行一階段樣本自選擇回歸，測(cè)算逆米爾斯比（inv_mills），見(jiàn)式（4）：

其中，matchit=1 表示成功匹配的企業(yè)，matchit=0則表示樣本損失。然后將計(jì)算的逆米爾斯比做為控制變量加入基準(zhǔn)回歸中，檢驗(yàn)企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響。

表6 匯報(bào)了Heckman 兩步法的回歸結(jié)果，從表中可以看出，一階段核心解釋變量對(duì)樣本匹配損失具有顯著影響，且在二階段回歸中，逆米爾斯比在1%的顯著性水平下對(duì)企業(yè)污染排放密度有顯著負(fù)向影響，在控制樣本自選擇影響后，我們依然得到企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度在1%的顯著性水平下降低了企業(yè)污染排放水平。故盡管在數(shù)據(jù)匹配中存在樣本損失，且存在一定的樣本選擇性偏差，但是依然不影響基本結(jié)論，即企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度明顯負(fù)向作用于企業(yè)污染排放。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3.6 機(jī)制檢驗(yàn)

3.6.1 人力資本

本文采用應(yīng)付職工薪酬與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)作為企業(yè)人力資本的衡量指標(biāo)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)效率工資理論與信號(hào)理論可知，若企業(yè)的薪酬水平越高，則會(huì)吸引到人力資本高的雇員，同時(shí)高工資會(huì)提高雇員的工作效率，所以可以用平均薪酬作為人力資本的替代指標(biāo)。

本文參考心理學(xué)中常用的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)[31]，表7 第（1）列匯報(bào)了人力資本作為調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果。從表中可以看出，在加入進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與人力資本的交乘項(xiàng)后，核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量不顯著，但是交叉效應(yīng)對(duì)企業(yè)污染具有顯著的負(fù)效應(yīng)。該結(jié)果驗(yàn)證了人力資本與進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的“互補(bǔ)性”假說(shuō)，即當(dāng)人力資本為0 時(shí)，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的負(fù)效應(yīng)不顯著，同時(shí)當(dāng)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度為0 時(shí)，企業(yè)人力資本提高對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響也不顯著，只有當(dāng)人力資本與進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度相交時(shí)結(jié)果才顯著。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)

從表中第（1）列人力資本與企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的交乘項(xiàng)可以看出，人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)在5%的顯著性水平下增加了進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的負(fù)效應(yīng)，即人力資本越高企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度降低企業(yè)污染排放密度的效應(yīng)越強(qiáng)，且假定企業(yè)的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度保持不變，人力資本每提高1%，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放的負(fù)效應(yīng)增強(qiáng)約7.3%。因此，企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度具有顯著的負(fù)效應(yīng)，且企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)人力資本之間具有“互補(bǔ)效應(yīng)”，而該效應(yīng)隨著企業(yè)人力資本的提高而上升。

3.6.2 技術(shù)外溢

技術(shù)外溢是國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域被廣泛證實(shí)的事實(shí)，企業(yè)參與進(jìn)出口貿(mào)易的行為可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新及生產(chǎn)率水平的提高。在貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)研究中，該途徑被稱為“技術(shù)效應(yīng)”，即企業(yè)通過(guò)技術(shù)進(jìn)步降低污染排放水平。根據(jù)產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)測(cè)算的假設(shè)，若企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度越高，則該企業(yè)進(jìn)口的商品大多來(lái)源于人均GDP 水平較高的國(guó)家或地區(qū)，而富裕國(guó)家或地區(qū)往往具有較高的生產(chǎn)率水平，且技術(shù)進(jìn)步較快，具有進(jìn)口行為的母國(guó)企業(yè)可以通過(guò)借鑒、學(xué)習(xí)并引進(jìn)新的生產(chǎn)技術(shù)，降低自身生產(chǎn)成本，從而提高企業(yè)生產(chǎn)效率。

本文使用“索洛殘差”衡量企業(yè)全要素生產(chǎn)率。參考徐瑛等[32]、胡亞茹等[33]的文獻(xiàn)，首先，假定企業(yè)生產(chǎn)行為符合柯布·道格拉斯函數(shù)，即：yit=Akitαlitβ，假定α+β=1，yit表示t 期i 企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值，kit表示t 期i 企業(yè)的固定資產(chǎn)總額，lit表示t 期i 企業(yè)勞動(dòng)力水平，A 表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；將該生產(chǎn)函數(shù)取對(duì)數(shù)，得到簡(jiǎn)約估計(jì)式（5）：

其次，通過(guò)固定效應(yīng)模型測(cè)算出“索洛殘差”；最后，通過(guò)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)污染排放密度的影響。

表7 第（2）列匯報(bào)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染在1%的顯著性水平下具有負(fù)向影響，而該影響會(huì)受到全要素生產(chǎn)率變化的調(diào)節(jié)，當(dāng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率每提高1%時(shí)，在統(tǒng)計(jì)的意義上，該負(fù)效應(yīng)會(huì)上升14.3%。與人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)相比，企業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)污染排放密度的調(diào)節(jié)效應(yīng)更明顯且更有效。

3.7 異質(zhì)性分析

3.7.1 是否出口

大部分學(xué)者認(rèn)為，出口行為的企業(yè)環(huán)境效應(yīng)主要來(lái)自于“技術(shù)外溢”，企業(yè)通過(guò)提高技術(shù)水平進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型，說(shuō)明存在持續(xù)出口的企業(yè)樣本中，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高對(duì)污染排放密度的負(fù)向效應(yīng)更加明顯。本文在進(jìn)口企業(yè)的樣本中，根據(jù)出口交貨值篩選出2000 年到2014 年存在持續(xù)出口行為的企業(yè)，通過(guò)分樣本回歸檢驗(yàn)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響，在具有持續(xù)出口行為的企業(yè)樣本與非持續(xù)出口企業(yè)樣本之間的差異。表8 匯報(bào)了出口異質(zhì)性的回歸結(jié)果，第（1）列是存在持續(xù)出口行為的企業(yè)，第（2）列是非持續(xù)出口的企業(yè)。

表8 異質(zhì)性——是否出口

我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響，在具有持續(xù)出口行為與非持續(xù)出口行為的樣本中均具有顯著的負(fù)向影響，但是存在顯著性水平差異與影響系數(shù)大小差異。這主要是因?yàn)樵诜浅掷m(xù)出口的企業(yè)中，既包括不存在出口行為的企業(yè)樣本，又包括出口行為不連續(xù)的企業(yè)樣本。與存在持續(xù)出口行為的企業(yè)樣本對(duì)比發(fā)現(xiàn)，在非持續(xù)出口企業(yè)的樣本中，進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響僅在5%的顯著性水平下顯著，且系數(shù)值比存在持續(xù)出口行為的企業(yè)樣本小。因?yàn)榇嬖诔掷m(xù)出口行為的企業(yè)與國(guó)際高密度互動(dòng)，相比不存在出口行為的企業(yè)或非持續(xù)出口的企業(yè)更容易受到國(guó)際先進(jìn)技術(shù)水平外溢的影響，從而使得出口企業(yè)在進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響效應(yīng)上更為顯著且程度更高。

3.7.2 是否為國(guó)資控股

企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率與技術(shù)進(jìn)步具有顯著影響，特別是國(guó)資與外資企業(yè)在研究中被廣泛討論。吉生保等[34]探究了中國(guó)國(guó)資控股與外資控股的研發(fā)效率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外資嵌入促進(jìn)國(guó)資企業(yè)的研發(fā)效率提升。為了觀察企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度，在國(guó)資企業(yè)與外資企業(yè)中的異質(zhì)性效應(yīng)，我們根據(jù)企業(yè)性質(zhì)，將總樣本劃分為國(guó)資控股和外資控股企業(yè)。國(guó)資控股企業(yè)包括個(gè)體工商戶、國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)，外資控股企業(yè)包含外商獨(dú)資、中外合資以及中外合作企業(yè)。表9匯報(bào)了分樣本回歸結(jié)果。第（1）列為國(guó)資企業(yè)的回歸結(jié)果，第（2）列為外資企業(yè)的回歸結(jié)果。

表9 異質(zhì)性——是否國(guó)資

根據(jù)回歸結(jié)果，企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響在外資企業(yè)中顯著，而在國(guó)資企業(yè)中不顯著，說(shuō)明進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響主要集中在外資企業(yè)。因?yàn)橄啾扔谕赓Y企業(yè)的市場(chǎng)化技術(shù)進(jìn)步，國(guó)資企業(yè)相對(duì)保守，且在國(guó)際貿(mào)易中處于價(jià)值鏈的中低端[35]，進(jìn)而使得全要素生產(chǎn)率與人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)在外資企業(yè)樣本中更為顯著，所以在外資企業(yè)中進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的負(fù)向影響也更為顯著。

3.7.3 企業(yè)區(qū)位

企業(yè)的空間布局是市場(chǎng)選擇與政府規(guī)劃的共同結(jié)果，本文通過(guò)分樣本回歸，研究進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的地區(qū)異質(zhì)性。表10 匯報(bào)了分樣本回歸結(jié)果，其中第（1）列為東部地區(qū)，第（2）列為中西部地區(qū)。

表10 異質(zhì)性——區(qū)位因素

從回歸結(jié)果來(lái)看，與中西部相比，東部地區(qū)的企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響更為顯著，且回歸系數(shù)的值更高，這說(shuō)明進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的減排效應(yīng)在東部地區(qū)更強(qiáng)。一種可能的解釋是污染密集型企業(yè)的空間遷移導(dǎo)致進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的減排效應(yīng)更加顯著[36]，而本文認(rèn)為相比較而言，中國(guó)東部區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及對(duì)外開(kāi)放程度更高，所以全要素生產(chǎn)率與人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)在東部地區(qū)更強(qiáng)，進(jìn)而導(dǎo)致東部地區(qū)企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響比中西部地區(qū)更加顯著。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

本文從微觀視角出發(fā)檢驗(yàn)了制造業(yè)企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高對(duì)其污染排放的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。制造業(yè)企業(yè)是直接參與國(guó)際貿(mào)易的主體，所以可以直接從國(guó)際貿(mào)易的知識(shí)溢出與技術(shù)溢出中受益。在進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)后，企業(yè)會(huì)受到市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的沖擊，經(jīng)過(guò)市場(chǎng)選擇，持續(xù)參與國(guó)際貿(mào)易的企業(yè)生產(chǎn)效率更高。同時(shí)進(jìn)口國(guó)享受到來(lái)自出口國(guó)的“技術(shù)外溢”，進(jìn)一步促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的提高。人力資本積累也是進(jìn)口貿(mào)易的有利方面，其中知識(shí)的傳播、技能偏向型技術(shù)進(jìn)步等方式是高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口促進(jìn)人力資本積累的有效途徑。

在實(shí)證分析部分，本文利用中國(guó)2000—2014年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫(kù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，檢驗(yàn)了進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。通過(guò)雙向固定效應(yīng)模型驗(yàn)證了企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的提高會(huì)降低企業(yè)污染排放密度，且該效應(yīng)對(duì)污染物——二氧化硫的影響更加顯著。在進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性分析后，本文的基本結(jié)論依然成立。在機(jī)制檢驗(yàn)部分，本文參考調(diào)節(jié)效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)方法，驗(yàn)證了人力資本與全要素生產(chǎn)率對(duì)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜的減排效應(yīng)具有顯著的調(diào)節(jié)作用，其中人力資本與企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度具有“互補(bǔ)效應(yīng)”。在異質(zhì)性分析部分，本文分別檢驗(yàn)了企業(yè)的持續(xù)出口行為、企業(yè)性質(zhì)和企業(yè)區(qū)位的異質(zhì)性效應(yīng)，其中進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的負(fù)效應(yīng)對(duì)位于東部或外資參股、控股的企業(yè)更加顯著，而在是否具有持續(xù)出口行為異質(zhì)性分析中，企業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)企業(yè)污染排放密度的影響均顯著，但是顯著性水平與回歸系數(shù)的大小存在差異，具有持續(xù)出口行為的企業(yè)與輕污染行業(yè)的顯著性水平更高，回歸系數(shù)更大。

4.2 政策建議

首先，優(yōu)化進(jìn)口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，拓展海外市場(chǎng)。中國(guó)需要進(jìn)一步擴(kuò)大進(jìn)口，優(yōu)化產(chǎn)品進(jìn)口結(jié)構(gòu)，提高進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量，無(wú)論在國(guó)家層面還是企業(yè)層面，都應(yīng)該堅(jiān)定不移貫徹執(zhí)行“走出去”與“引進(jìn)來(lái)”。其次，注重人力資本積累，提高生產(chǎn)技術(shù)水平。高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)人力資本積累，而人力資本的提升又會(huì)促使企業(yè)生產(chǎn)效率提高，進(jìn)而促使企業(yè)生產(chǎn)端資源配置更加高效。所以，在合理優(yōu)化進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)時(shí)，也應(yīng)注重人力資本的有效配置，實(shí)現(xiàn)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度提高與人力資本積累的“勢(shì)能互補(bǔ)”。再次，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局，強(qiáng)化區(qū)域減排。位于東部的企業(yè)，其進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)污染排放密度的影響更加顯著。一方面是區(qū)位優(yōu)勢(shì)，另一方面反映出產(chǎn)業(yè)空間分布的不均衡性。中國(guó)幅員遼闊，區(qū)域差異大，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的首要任務(wù)是解決區(qū)域發(fā)展不均衡問(wèn)題，而產(chǎn)業(yè)布局對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響顯而易見(jiàn)，國(guó)家應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，將超大城市的工業(yè)企業(yè)向周邊衛(wèi)星城疏解，緩解中心城市的重污染，帶動(dòng)衛(wèi)星城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。最后，優(yōu)化地區(qū)營(yíng)商環(huán)境，擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放。一方面，中國(guó)要進(jìn)一步推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈優(yōu)化升級(jí)，從原材料加工向自主創(chuàng)新轉(zhuǎn)型，進(jìn)一步做大做強(qiáng)做優(yōu)國(guó)資企業(yè)；另一方面，則要堅(jiān)持不懈擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，不斷打造更加優(yōu)質(zhì)的區(qū)域營(yíng)商環(huán)境，使市場(chǎng)煥發(fā)出更強(qiáng)勁的生命力，加大力度招商引資，提高環(huán)保技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈綠色化、清潔化轉(zhuǎn)型。