环境立法管制对企业出口国内附加值率的影响
环境立法管制对企业出口国内附加值率的影响杨 烨 谢建国
[提 要] 本文通过理论建模和经验数据研究了环境立法管制与中国企业出口国内附加值率之间的关系。结果发现，环境立法管制有助于提升中国企业出口国内附加值率。机制分析证明：一方面，加强环境立法管制的“成本效应”促使直接受约束的企业寻找其他可替代要素。这种替代效应的大小取决于企业对污染型资源的依赖程度。“创新效应”通过改变企业生产效率影响企业成本加成。这两种效应均影响了出口国内附加值率。另一方面，环境立法管制提高了本国企业出口到国外市场的生产率下界，使间接受约束的企业改变定价策略，进而影响出口国内附加值率。本文研究表明，地区严格的执法力度有助于扩大环境立法管制对污染型资源依赖程度较低企业出口国内附加值率的积极影响。
[关键词] 环境立法管制；国内附加值率；要素替代；成本加成；执法力度
一、引言
改革开放以来，中国经济经历了快速而持续的增长。但早期粗放型发展模式导致污染物过度排放，环境污染问题日益严重。环境管制被认为是减少污染物、改善环境质量的有效途径。根据Shapiro & Walker(2018)的研究，在1990—2008年期间，环境法规解释了美国制造业污染物减少量的75%，甚至更多。中国自1989年通过《中华人民共和国环境保护法》后，全国人大及常委会至今已经制定了29部环境保护相关法律，中国环境保护相关法律体系日臻完善。由国家统计局和生态环境部的相关统计数据可知，截至2014 年底，中国各地区现行地方性环境法规总数达391 件，内容涉及大气污染、水污染以及环境保护综合法案等各个方面。2015 年修订后的《中华人民共和国立法法》通过后，环境治理相关立法权力扩大至地级市。
20世纪90年代初是中国环境立法发展的初期，1996—2004年则是地方环境立法的高峰时期。这段时间内，各地区通过的环境立法数量急剧增加(包群等，2013)。与此同时，贸易自由化和全球化生产的分工发展促使加工贸易企业数量与日俱增。传统的以贸易总额衡量企业贸易利得的方式夸大了企业生产的出口贡献(李昕和徐滇庆，2013)。对出口企业而言，国内附加值率指标能真实地反映企业贸易对国内经济的贡献，而中国企业的出口国内附加值率从2000年的49%上升到2006年的57%(李胜旗和毛其淋，2017；张杰等，2013)。根据已有研究，企业要素配置方式和生产效率是决定其出口国内附加值率高低的关键因素(高翔等，2018)。而环境立法管制政策作为一项重要的排污措施不仅影响污染排放，还能够通过环境成本内部化改变排污企业的要素配置方式和生产效率，最终作用于企业生产决策。那么，环境立法管制是否能够提升出口企业的国内附加值率，促进出口产品从低附加值、低产品质量的价值链低端向高附加值的全球价值链高端转变？具体作用机制如何？对该问题的回答，不仅有利于实现环境改善和中国经济高质量发展的双赢目标，而且有助于协调环境政策和贸易政策之间的关系。本文利用2000—2012年期间中国各地区环境立法的政策冲击，讨论了环境立法管制对企业出口国内附加值率的影响及作用机制。理论分析和实证检验均表明，环境立法管制的“成本效应”和“创新效应”通过成本加成和要素替代两条渠道对企业出口国内附加值率产生不可忽视的影响。
本文涉及的相关研究主要是企业出口国内附加值率和环境管制政策的经济影响。与出口国内附加值率相关的研究可分为两类。一是理论研究。Hummels et al.(2001)最先提出利用“垂直专业化率”衡量一国参与国际分工的程度。Yi(2003)使用垂直专业化来校准和模拟动态Ricardian模型，发现模型中引入垂直专业化可以与关税的下降相协调。贸易份额的增长不能简单归于全球关税壁垒的下降，调节后的模型仅凭单一的替代弹性就可以解释70%的贸易增长。二是国内附加值的测量及影响因素。关于国内附加值的测量，第一种是基于投入—产出表计算宏观层面各个国家各个部门出口中包含的国外增加值(VS)份额。国外附加值和国内附加值两部分共同构成了出口价值。第二种是Koopman et al.(2012)提出的在区别一般贸易和加工贸易的基础上利用投入—产出表测量出口国内附加值的方式，是对Hummels et al.(2001)测量方法的改进。第三种则是基于企业海关出口数据的一种微观层面测量方式。Upward et al.(2013)在Koopman et al.(2012)测量方法基础上，使用中国工业企业数据和海关数据计算了各出口企业的国内附加值。在此之后，学者们对基于企业层面微观数据测量出口国内附加值的方法不断改进和完善。例如，Kee & Tang( 2016)考虑了间接贸易问题，删除存在过度进口和过度出口的企业样本。张杰等(2013)通过识别中间贸易商、进口中间品、进口资本品以及考虑资本品折旧、中间品间接进口，重新计算了中国企业出口国内附加值，发现出口国内附加值率指标由2000年的0.49上升到2006年的0.57，一般贸易的出口附加值要高于加工贸易，并且外资进入是出口国内附加值率上升的重要因素。由于该方法全面考虑了各种可能引起测量误差的因素，因而得到了学者的广泛使用。在出口国内附加值影响因素的相关研究中，首先，中间品贸易自由化占据主导地位。这是因为进口中间品的技术溢出效应、成本加成效应和资源再配置效应等提升了中国企业出口国内附加值占率(Kee & Tang，2016；毛其淋和许家云，2019)。其次，大量研究表明出口国内部的经济因素(例如汇率、要素市场扭曲、产业集聚、市场化程度、劳动力工资制度等)对企业出口国内附加值率高低具有重要影响(余淼杰和崔晓敏，2018；高翔等，2018；邵朝对和苏丹妮，2019)。此外，行业结构、FDI等因素也对出口国内附加值率高低有显著影响。
关于环境管制的经济影响存在两种截然相反的观点。新古典经济学家强调环境管制通过增加生产成本和降低创新的边际收益形成对企业生产的负向影响(Magat,1978)。另一部分以波特为代表的学者则颠覆了传统理论的观点：如果政策设计得当，政府设立的环境标准能够使企业从创新行为中获利(Porter & Linde，1995；André et al.，2009)。随着中国环境立法体系的日趋完善和企业微观层面数据的逐步易得，国内学者开始关注中国环境管制的经济影响。如陈诗一(2010)通过设计方向性距离动态模型模拟分析中国工业减排的收益和损失，指出减排措施在初始会造成较大潜在产出损失，但在减排后期产出增长将逐渐超过损失。刘悦和周默涵(2018)构建了一个异质企业模型，研究排污费征收、排放标准提高以及事前审核力度加强三类不同环境管制对企业行为的影响。理论研究表明，环境管制强化将增加企业的研发投入并提升生产效率。李蕾蕾和盛丹(2018)利用中国工业企业微观数据研究发现，地方环境立法会提高企业生产率和优化企业内部资源配置效率。环境管制对出口贸易影响的研究并不多见，仅有的几篇成果主要考察了环境管制对企业进出口动态和出口产品质量的影响。盛丹和李蕾蕾(2018)基于Heckman模型并结合微观企业数据考察了地区环境立法与企业出口的关系，发现一般环境立法有利于增加出口企业数量，专门性环境立法对企业出口决策具有负向影响。张永旺和宋林(2019)在技术创新与出口质量框架下探讨了环境规制对创新的出口产品质量效应的影响，发现环境规制与出口质量呈倒U型发展关系，环境规制通过资源再配置、技能溢价提升了行业出口质量。
综上所述，不难发现鲜有学者将环境管制作为影响企业出口国内附加值的因素展开研究。本文基于消费者异质性产品需求的超对数支出函数构建了相关理论模型，研究环境立法管制的“成本效应”和“创新效应”通过“要素替代”和“成本加成”两条渠道对企业出口国内附加值率产生的影响。同时，利用2000—2012年中国各地区环境立法管制的政策冲击和工业企业微观层面数据，并结合双重倍差法(DID)验证了理论假设。本文借鉴张杰等(2013)和Kee & Tang(2016)的方法测量企业出口国内附加值率，研究发现：环境立法管制有助于提高企业出口国内附加值率，其对污染程度大、劳动生产率和资本劳动比较低企业的积极影响更加显著。环境立法管制的“创新效应”提高了企业成本加成，“成本效应”使成本加成下降，但本文研究样本期间内环境立法管制对成本加成的总体效应是正向的，有助于提升企业出口国内附加值率。环境立法管制对企业出口附加值率的积极影响与当地执法力度有关。当执法力度更加严格时，环境立法管制对低污染企业、高劳动生产率和高资本劳动比企业出口国内附加值率具有显著的正向影响。
本文余下内容安排如下：第二部分建立理论模型并分析相应作用机制；第三部分是经验研究的模型设定和变量定义；第四部分是基准估计和相关实证检验；第五部分是扩展性分析；最后为本文主要结论。
二、理论模型与机制分析
环境立法管制影响微观企业行为的文献指出环境管制可通过“成本效应”和“创新效应”影响企业生产决策。本文拓展了Kee & Tang(2016)的模型，在消费者需求替代弹性可变情况下，将污染型和清洁型资源要素引入企业生产决策，同时考虑中间品投入，进而刻画环境立法管制影响企业出口国内附加值率的理论机制。
(一)需求
本部分在异质性企业框架下分析地区环境立法与企业出口国内附加值率之间的关系，以连续形式的超对数函数表示消费者对异质性产品的支出：
lnY=width=265,height=39,dpi=110
-lnPi)djdi+a
(1)
式中，N表示代表性消费者在异质性产品集合Δ内偏好的产品数目；消费者为达到效用U所花费的支出水平是Y；Pi为异质性产品i的价格；s(>0)衡量了各产品之间的替代弹性；a为随时间变化的固定效应。消费者的最优化选择是在既定收入水平下选择不同的产品组合以使自己的效用水平最大化。根据谢泼德引理(Shephard’s Lemma)，消费者对异质性产品i的需求函数为：
width=107,height=38,dpi=110
(2)
式中，width=247,height=43,dpi=110表示商品在当地的市场价格上限，E是消费者总支出。
(二)供给
笔者根据在生产过程中是否产生环境污染物将企业的资源要素投入分为污染型和清洁型两种。假设异质性企业利用这两种类型资源要素和复合中间品投入，在不改变替代弹性(CES)的技术前提下生产唯一的最终品qi：
width=248,height=24,dpi=110
αg+αc+αm=1
(3)
式中，qi表示异质性产品i的生产量；Φi表示企业的生产效率；g，c和m分别为污染型资源投入、清洁型资源投入和复合中间品投入。笔者假定企业生产过程中的污染物来源于污染型资源投入。式(3)通过引入污染型资源和清洁型资源来反映企业资源投入异质性。一般而言，地区环境立法设立的环境质量标准、污染排放标准和规定采用的清洁生产技术等对企业生产决策中的污染型资源投入有约束作用。αg，αc和αm反映了生产中污染型资源、清洁型资源和复合中间品投入占比，ϑ反映了三类投入要素之间的替代弹性。笔者在该简化模型中并未引入实物资本和人力资本等生产要素，因为它们和清洁型资源的影响机制相同。企业的中间品投入m包括国内中间品(mD)和进口中间品(mI)两部分，并且有：
width=273,height=23,dpi=110
(4)
式中，σ为两种类型中间投入品的替代弹性。本文在基础生产函数中引入不同污染程度的两种类型资源要素，开拓了环境立法管制影响企业出口国内附加值率的具体渠道。
(三)成本最小化
企业通过配置污染型资源、清洁资源和中间品三种要素来最小化其生产成本：
min(lg+qc+Pmm)
width=302,height=24,dpi=110
Ci=width=288,height=40,dpi=110
(5)
式中，l，w，Pm，PD和PI分别为污染型资源、清洁型资源、中间投入品和国内中间投入品、进口中间品价格。根据式(5)可得到企业边际成本表达式为：
width=110,height=35,dpi=110
width=319,height=40,dpi=110
(6)
式中，mci为企业边际成本；Φi为企业生产率。中间品价格指数Pm可用国内中间投入品价格指数PD和进口中间品价格指数PI的CES函数形式表示，即：
width=200,height=22,dpi=110
(7)
再一次运用成本最小化理论，可以计算得到mD和mI的相对投入比例：
min Pmm=PDmD+PImI
width=236,height=23,dpi=110
(8)
width=137,height=55,dpi=110
(9)
由需求式(2)和边际成本式(6)结合企业利润最大化的最优定价条件，可得企业成本加成：
width=115,height=38,dpi=110
(10)
式中，e为自然对数的底数；Ω是方程width=114,height=30,dpi=110的反函数，具有width=42,height=31,dpi=110>0,Ω(0)=0,Ω(e)=1等性质。
(四)零利润条件
根据Melitz(2003)关于异质性企业的研究，企业处于进入与退出市场的临界处时利润为零。当企业的成本加成为零时，利润也为零。因此，在确定各个市场企业生产率临界值时不必考虑固定成本差异。记企业在国内市场和出口市场的生产率临界值分别为width=18,height=13,dpi=110和width=26,height=15,dpi=110结合各市场的价格上限则有：
width=134,height=34,dpi=110
(11)
式中，企业在国内和国外市场提供产品的临界生产率决定方程意味着，当投入要素成本和运输途中的冰山成本τ上升或出口目的国价格上限width=18,height=16,dpi=110和汇率ε下降时，出口企业的生产率临界值width=21,height=15,dpi=110将上升。
结合式(6)、式(10)和式(11)可将关于不同市场生产率临界值的企业成本加成函数表示为：
width=126,height=38,dpi=110
(12)
式中，O代表国内市场D或国外市场X，即width=15,height=15,dpi=110为出口成本加成，width=15,height=15,dpi=110为国内市场成本加成。式(12)意味着，企业生产效率的上升会使成本加成增加，而企业所在市场生产率临界值的上升会使成本加成下降。
(五)地方环境立法与出口国内附加值率
企业的出口国内附加值是指总产值中减去从国外进口的中间品价值。进口的国外中间品额用PImI表示，企业总产值用Piqi表示，则出口国内附加值率可表示为：width=188,height=15,dpi=110由于数据的限制，无法计算内销部分的国内附加值，故此处仅讨论企业出口部分的国内附加值率。参考余淼杰和崔晓敏(2018)的研究，将企业的出口国内附加值率表示为：
width=260,height=181,dpi=110
(13)
width=701,height=101,dpi=110
式(14)表明，企业出口国内附加值率受企业生产率、成本加成和国内中间品与进口中间品相对价格的影响。本文假设环境立法通过影响生产率Φi和改变企业污染型资源的使用成本l作用于企业出口国内附加值率。这主要是因为，目前命令控制型的环境管制手段仍然起到主导性作用。环境立法规定企业必须采用的清洁生产标准和“关停并转”等措施，迫使企业采取新的技术并改进生产方式，有利于提升企业生产率水平，进而降低边际成本(祁毓等，2016；Albrizio et al.，2017；童健等，2016)。从式(13)可以看出，环境立法管制的这种“创新效应”引起的边际成本下降将直接增加出口国内附加值。此外，企业生产中产生的污染物来源于污染型资源的投入，而环境立法通过制定污染排放标准、环境质量标准和排污费征收标准等增加了污染型资源的使用价格l，改变企业的生产决策，体现出环境立法标准的“成本效应”。本文在以上假定基础上，考虑两种情况下企业的“创新效应”和“成本效应”。
1.直接受环境立法标准约束的企业(αg≠0，记为A类型企业)。环境立法标准的执行使直接受约束企业必须采取新的技术改进生产方式，从而降低污染排放，否则只能退出市场。根据式(6)和式(13)，环境立法管制的这种“创新效应”有助于提升直接受约束企业出口国内附加值率。同时，环境立法管制意味着污染型资源g的使用成本l提高，将对A类型企业的出口国内附加值率产生直接影响。因此，可以通过分析污染型资源要素价格上涨对企业出口国内附加值率的作用，进而讨论环境立法管制“成本效应”的影响，也即通过对式(14)简单变形并取自然对数,可得：
width=118,height=15,dpi=110
width=273,height=66,dpi=110
(15)
进一步对式(15)求关于污染型资源要素价格l的一阶导数则有：
width=145,height=35,dpi=110
width=254,height=63,dpi=110
(16)
由式(16)可以看出，污染型资源投入的要素价格上涨通过企业成本加成和要素替代两条途径影响出口国内附加值率width=65,height=15,dpi=110的大小。首先看成本加成效应。一方面，由式(6)可知，当污染型资源投入的要素价格上涨时，存活企业的边际成本增加，降低了企业的产品竞争力。结合式(10)，企业的成本加成受到边际成本增加的影响而下降。另一方面，污染型资源投入的要素价格上涨使部分生产率位于出口临界值附近的企业因利润小于固定成本而退出市场。随着这些生产效率相对较低企业的退出，由式(11)中width=18,height=13,dpi=110的表达式可以看出，企业出口的生产率临界值将上升。式(12)表明，企业出口的生产率临界值上升通过降低存活企业相对于市场临界值的生产率，进而使成本加成下降。其次看要素替代效应。由式(16)可以看出，当ϑ>1时污染型要素、清洁型要素和复合中间品的投入具有较大的替代效应。由于CES函数的“多样性偏好”特点，污染型要素价格上涨促使企业更多使用进口中间品mI，从而导致出口的国内附加值率下降。当ϑ=1时，要素之间不存在替代效应。当ϑ<1时，各要素之间的可替代程度较低，污染型资源要素的价格上涨时，为了符合环境立法标准，企业增加环保、创新投资迫使国内附加值率被动上升。根据上述分析，对于污染资源要素依赖程度较大的企业(ϑ<1)而言，环境立法管制“成本效应”比其他企业要小，并且由于“创新效应”的存在，环境立法管制对污染资源要素依赖程度较大企业出口国内附加值率的负向影响较小。
2.间接受环境立法管制约束的企业(αg=0，记为A′类型企业)。A′类型企业的出口国内附加值率不直接受到环境立法管制标准的影响，“创新效应”并不明显，但环境立法管制通过“成本效应”改变该类型企业生产率相对市场生产率下界的优势，从而对出口国内附加值率产生影响。具体地，根据式(11)，环境立法管制使得A类型企业生产成本增加，提升了本国企业出口到国外市场的生产率下界width=26,height=15,dpi=110再结合式(12)。这将进一步降低企业在出口市场的成本加成，最终减少A′类型企业的出口国内附加值率。由于A′类型企业并不受环境立法管制的约束(αg=0)，因此不存在要素替代效应。
根据以上异质性企业理论分析，可以得到以下推断：
命题1 环境立法管制通过改变企业成本加成和要素配置影响企业出口国内附加值率。
命题2 对污染型资源要素依赖程度较高的企业，环境立法管制对其出口国内附加值率的负向影响相对较小。
一般而言，污染型资源要素依赖程度较高的企业位于初级自然资源开采、加工行业。这些行业的特点是污染严重、劳动力要素使用效率和投入占比较低(童健等，2016)。因此，为验证命题2，笔者通过污染严重程度、劳动力效率以及资本劳动比来识别对污染型资源依赖度较高的企业。
三、实证模型和变量定义
(一)模型设定
为了考察环境立法管制对企业出口国内附加值率的影响，本文使用倍差法(DID)进行实证估计：
DVARijgt=α+β1ELijgt+θ×Xijgt+μi
+ωt+εijgt
(17)
式中，DVARijgt为t年g地区j行业的企业i出口的国内附加值率；ELijgt为企业所在地区的环境立法虚拟变量；Xijgt为其他控制变量，包括企业层面的企业规模、企业年龄、管理成本、企业贸易方式和所有制性质以及污染程度，地区层面控制变量有经济发展水平、产业结构、外资利用水平和地区政府竞争程度。μi表示企业层面固定效应；ωt为时间固定效应；εijgt表示随机误差项。
根据理论部分分析，环境立法管制通过创新效应和成本效应影响成本加成，进而作用于企业出口国内附加值率。为检验这一作用机制，具体设置以下模型：
MPijgt=width=231,height=16,dpi=110
+θ×Xijgt+μi+ωt+cj+εijgt
(18)
式中，MPijgt代表企业的成本加成。该指标的计算参考盛丹和王永进(2012)的研究，利用公式(pit-mcit)/pit=1-1/(1+μit)=(DYit-Wit)/(DYit+MIDit)得到。DYit，Wit，MIDit分别为企业工业增加值、应付工资总额和中间投入额。width=64,height=16,dpi=110代表企业生产效率和要素成本。企业生产效率用全要素生产率TFP衡量。该指标采用学者普遍使用的LP方法计算得到。由于缺乏企业生产成本相关数据，本文使用企业创新投入的倒数值间接衡量环境管制的成本效应。这是因为，Magat(1978)最早提出环境管制政策使企业生产成本增加从而迫使企业减少创新投资的“成本效应” 理论。袁宝龙(2018)利用中国制造业行业2003-2014年数据研究表明环境规制对研发投入产生显著的“挤出效应”。式(18)交叉项估计系数β2反映了环境立法通过生产率和要素成本对企业成本加成的影响效应。
首先，本文关注环境立法管制对企业出口国内附加值率的总体影响结果。其次，验证命题2指出的环境立法管制对不同污染型资源投入依赖程度企业的异质性影响。再次，验证命题3，分析环境立法管制通过成本加成对企业出口国内附加值率的影响。最后，估计式(18)检验环境立法管制对企业成本加成的作用机制。
由于较难衡量企业要素替代弹性，为验证命题2，本文根据童健等(2016)对行业污染高低的划分标准和本文实际测量结果，以企业污染排放量决定的污染程度、企业劳动生产率和资本劳动比虚拟变量来识别企业对所使用的污染型要素投入的依赖程度。通常而言，污染较严重行业意味着企业对污染型要素投入依赖程度较高。笔者对企业污染程度高低的分组结果表明，高污染行业企业普遍存在劳动生产效率较低和人均资本占比较小的特点。具体地，相比其他企业，劳动生产率、资本劳动比低于全样本指标值25分位数的企业对污染要素依赖性较强，本文定义为低劳动生产率组和低资本劳动比组，其对应组内企业污染程度较高，也最有可能受环境立法管制的约束。相反，劳动生产率、资本劳动比高于全样本指标值75分位的企业则对污染型要素依赖程度较低，本文定义为高劳动生产率组和高资本劳动比组，其受到环境立法管制约束的可能较小。
(二)关键变量定义
1.出口国内附加值率(DVARijgt)的测算。本文借鉴张杰等(2013)和Kee & Tang(2016)的方法，结合中国工业企业数据库和中国海关数据库测算了2000—2012年中国企业出口国内附加值率(DVARijgt)。
首先，根据现有定义，企业出口国内附加值率(DVARijgt)可表示为：
DVARijgt
width=331,height=177,dpi=110
2.环境立法管制。环境管制是较难直接获得的指标。目前相关研究中多使用环保投入、环保工作人员数、排污税等间接替代指标衡量。但是由于这些指标与地方经济发展、企业排污技术水平等有关而存在较严重的内生性问题，因此很难准确反映环境管制的严苛程度。有鉴于此，笔者借鉴包群等(2013)的分析，以各地区环境立法作为环境政策管制力度的衡量指标。主要是因为，各地区地理环境、经济发展差异较大，其环境立法的治理目标、内容和形式各不相同，但各地区的环境立法时间却能准确反映当地环境问题的政策需求紧迫程度，为研究环境管制政策引起的企业创新投资行为变化提供了很好的评估工具。本文收集了中国30个省(市)级地区2000—2012年期间颁布的环境相关立法数量，包括一般性环境立法和特定减排立法，例如《水污染防治条例》《大气污染防治管理办法》《排污许可证管理办法》《湿地保护条例》等，但不包含行政规章。
在实证研究中，本文参照盛丹和李蕾蕾(2018)的方式，采用双重倍差法(DID)考察环境立法前后对照组和实验组对企业出口国内附加值影响的差异性。这一实证方法能够最大限度地避免环境管制测量方面的不准确，排除经济发展、贸易政策和产业政策等对企业生产的干扰。在本文建立的回归模型中，环境立法管制这一虚拟变量实质是通过duj×dt的倍差法得到。duj=1代表地区j通过了环境立法，为处理组，duj=0表示未通过立法，为参照组。dt等于1代表通过立法后的年份，0则表示立法前以及当年的年份。这种设计方式实现了对环境立法政策变量的滞后期效应估计。因此，环境立法管制虚拟变量通过该倍差法能够反映在该地区环境立法通过前后时期，处理组相比参照组对被解释变量的真实作用效果。
3.其他控制变量。企业规模大小和管理费用分别利用产品销售收入和管理费用取对数得到。企业年龄利用观察期年份减去成立时间加1并取对数衡量。地区层面控制变量中，经济增长率、产业结构、人均外商投资和政府竞争程度分别使用各地区GDP增长率、工业总产值占GDP比重、人均利用外资额取对数和政府财政预算支出占城市GDP比重衡量。企业的劳动生产效率为工业增加值与从业人数的比值。资本劳动比为企业固定资产与从业人数的比值。基于劳动生产率，笔者将全样本划分为三组：劳动生产率低于全样本25分位数的低劳动生产率组、劳动生产率高于75分位数的高劳动生产率组、劳动生产率介于全样本25分位数与75分位数之间的中等劳动生产率组。类似地，利用资本劳动比指标将样本划分为低资本劳动比组、高资本劳动比组和中等资本劳动比组。借鉴童健等(2016)的研究结果将企业所属行业分为低污染组和高污染组，并生成相应虚拟变量。(1)工业企业数据中行业代码为7，16，18，19，20，21，23，24，27，29，30，34，35，36，37，39，40，41，42，43的企业归为低污染组，其他企业则为高污染组。此外，本文将国家资本金大于0的企业令国有企业虚拟变量取值为1，否则为0；外商资本金大于0 或中国港澳台资本金大于0时，令外资企业虚拟变量取值为1，否则为0；当企业加工贸易出口占比等于1时，则加工贸易虚拟变量赋值为1，否则为0；企业一般贸易出口额占比等于1时，一般贸易虚拟变量取值为1，否则为0。
(三)数据来源与匹配
本文实证分析主要涉及两类数据。第一类是企业-产品层面数据，具体包括企业生产经营、产品贸易的价格、数量等数据。其中，企业经营绩效类数据主要来自2000—2012年中国工业企业数据，并且借鉴Brandt et al.(2012)的方法删除存在变量异常、严重缺失以及规模过小的观测值。企业—目的国层面产品数据来自2000—2012年海关数据库。首先，将该数据库中以月份记录的数据合并加总为各年份总的海关记录数据。其次，对按照年份汇总的数据表进行匹配合并为总的海关数据表。同时，为了规范样本数据，剔除企业名称、出口目的国缺失的样本以及交易数量小于等于1的样本。最后，借鉴Yu(2015)的方法，主要通过利用企业名称对两大数据库中的企业进行匹配，对于未匹配成功的企业继续使用法定代表人、企业地址和邮政编码等信息整合匹配。本文最终得到158 579家出口企业数据，2000—2012年共计482 748个研究对象(限于篇幅未列出具体变量信息)。
四、实证分析
(一)基准回归
1.总样本估计。表1列出了环境立法管制对企业出口国内附加值率的影响。结果表明：总体而言，环境立法管制有助于提升企业出口国内附加值率。表1第(1)列控制了企业、时间层面固定效应，表1第(2)列～第(6)列以及后面各表结果均控制了企业、时间和地区层面固定效应，环境立法管制的回归系数均显著为正。同时，从表1第(2)列开始逐次控制企业层面和地区层面特征变量，以避免遗漏变量导致的结果偏误。笔者发现，当表1第(2)列引入企业污染程度和贸易类型时，并未影响环境立法管制系数的符号，相比低污染企业，污染严重企业的出口国内附加值率较低。相比从事混合贸易的企业，纯加工贸易企业出口国内附加值率较低，而一般贸易企业的出口国内附加值率则较高。表1第(3)列引入企业性质时，环境立法管制的回归系数为0.011 6，并在1%水平上显著为正。外资企业的估计系数显著为负，表明相比其他非外资企业，外资企业的出口国内附加值较低。表1第(4)列和第(5)列进一步控制企业劳动生产率和资本劳动比，发现相比中等劳动力组和中等资本劳动比组，高劳动生产率组和高资本劳动比组的企业出口国内附加值率更高。表1第(6)列同时纳入企业层面和地区层面特征变量，环境立法管制的回归系数值减小为0.002 0，但符号依然为正并通过显著性检验，与表1各列结果基本一致。
表1 基准估计结果
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说明：***，**和*分别代表1%，5%和10%的统计显著性水平；圆括号内为稳健标准误；下表同。第(1)列控制时间、企业层面固定效应，以后均控制企业、时间、地区层面固定效应。由于篇幅限制，本文所有表格均未列出模型估计过程中控制变量的具体结果。
2.平行趋势检验。由于双重倍差法DID的有效性必须建立在平行趋势假定基础上，即环境立法管制执行之前处理组与对照组出口国内附加值率具有共同趋势。为此，本文设立如下模型进行平行趋势检验，以确保表1基准估计结果可信：
DVARigt=width=214,height=16,dpi=110
width=196,height=16,dpi=110
width=189,height=16,dpi=110
width=226,height=16,dpi=110
width=226,height=16,dpi=110
+cj+εijt
式中，width=24,height=15,dpi=110为时间虚拟变量，如果观测值处于所在地区环境立法前n年，则width=56,height=13,dpi=110否则为0；如果观测值处于所在地区环境立法后n年，则width=57,height=15,dpi=110否则为0。ELi和Xigt的定义如前文所述。在具体估计中，将早于环境立法管制前3年的观测值合并到n=-3组，晚于环境立法管制后3年的观测值合并到n=3组。
表2报告了具体估计结果。其中表2第(1)列未加入控制变量，控制了时间固定效应，表2第(2)列加入了控制变量，表2第(3)列进一步控制了行业固定效应。结果显示，width=231,height=15,dpi=110和width=63,height=15,dpi=110的估计系数均为通过常规水平下的统计显著性检验。这表明环境立法管制执行前和执行当年处理组和对照组企业之间出口国内附加值率的变化趋势并不存在显著差异，即基准估计满足平行趋势假定，本文的DID方法有效。此外，width=145,height=15,dpi=110和width=63,height=15,dpi=110的估计系数在表2中均为正并通过显著性检验。这表明在环境立法管制执行后第一年开始，处理组企业出口国内附加值率相对对照组企业有显著增加。
表2 平稳趋势检验及动态效应估计
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3.要素替代效应。理论部分命题2表明，与其他企业相比，污染型要素依赖程度较高的企业，其出口国内附加值率受到环境立法管制的负面影响相对较小。为了验证该推断，表3通过依次加入污染程度、劳动生产率和资本劳动比虚拟变量识别企业对污染型要素投入的依赖程度，发现环境立法管制对污染严重企业、低劳动生产率和低资本劳动比企业的出口国内附加值率具有正向的积极影响，而对其他企业影响为负。具体地，表3第(1)列中环境立法管制的回归系数为正，环境立法管制与高污染组虚拟变量的交互项回归系数也在1%统计水平上显著为正。表3第(2)列通过劳动生产率识别企业对污染型资源的依赖程度。此时，环境立法管制与低劳动生产率虚拟变量的交互项回归系数显著为正，而其与高劳动生产率虚拟变量的交互项回归系数显著为负。表3第(3)列以资本劳动比高低对企业分组并生成虚拟变量。回归结果表明，环境立法管制与低资本劳动比虚拟变量的交互项系数显著为正，而与高资本劳动比虚拟变量的交互项回归系数在1%统计水平上显著为负。表3第(4)列同时加入各组虚拟变量进行回归，结果与表3前三列基本一致。该部分估计结果间接证明，环境立法管制对出口国内附加值率的影响存在要素替代效应，其对污染要素投入依赖性较大的企业不仅不存在整体上的负面影响，反而有助于提高出口国内附加值率，但却降低了污染要素投入依赖性较小的企业出口国内附加值率。
表3 环境立法管制的要素替代效应
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4.成本加成效应。表4验证了环境立法管制对企业出口国内附加值率的成本加成效应。表4第(1)列首先以出口国内附加值率作为因变量考察成本加成对其作用效果，发现成本加成的回归系数在1%水平上显著为正。这说明企业成本加成越高越有助于提高出口国内附加值率。表4第(2)列～第(4)列以成本加成为因变量分析环境立法管制对企业成本加成的影响。结果表明，总体而言环境立法管制并没有因成本效应降低企业成本加成，反而有助于提高企业成本加成。具体地，表4第(2)列环境立法管制的回归系数在1%水平上显著为正，其与高污染组、低劳动生产率组以及低资本劳动比组虚拟变量的交互项回归系数也显著为正。这表明环境立法管制对高污染、低劳动生产率和低资本劳动比企业的正向影响显著大于其他企业。环境立法管制与高劳动生产率组、高资本劳动比组虚拟变量的交互项回归系数显著为负。这表明环境立法管制加强对该类型企业的成本加成具有负面影响。这可能是因为高劳动生产率、高资本劳动比企业对污染型资源投入依赖程度较低，环境立法管制很难迫使其展开创新，反而由于环境立法管制的“成本效应”引起出口临界生产率上升而降低了该类型企业的成本加成。表4第(3)列和第(4)列分别引入了以赫芬达尔指数衡量的行业集中度及其与环境立法管制的交互项，发现企业所处行业集中度越高，环境立法管制越能促进成本加成的增加。同时发现，引入行业集中度与环境立法管制交互项时，其他主要变量的回归系数符号并未发生改变，表明估计结果较为稳健。
(二)稳健性检验
本文主要解释变量即环境立法管制为宏观层面变量，企业出口国内附加值率是个体微观层面变量，二者之间存在因果关系引发内生性的概率较小。为了进一步保证估计结果的可靠性，本文从以下几个方面展开稳健性检验。
表4 环境立法管制的成本加成效应
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1.控制出口国内附加值率滞后项的影响。企业前一期较高的出口国内附加值率很可能存在“惯性”，即上一期较高的出口国内附加值率会保持到本期。表5第(1)列中出口国内附加值率的滞后项回归系数显著为正，表明如果企业前一期出口国内附加值率较高，则本期依然较高。这主要是因为企业生产方式、使用的国内和进口中间品比例基本固定，在短期内不会轻易改变。同时，笔者发现引入滞后项后，环境立法管制及其与各分组虚拟变量交互项系数的估计结果与前文相比未发生较大变化。
2.控制企业和地区层面可能遗漏的重要变量。(1)企业层面融资约束异质性。此处以企业利息支出与固定资产净值年均余额的比值衡量企业面临的融资约束。该值越大，表明企业面临的融资约束越小。表5第(2)列引入企业融资约束变量，其回归系数在1%水平上显著为正，表明企业面临融资约束越小则有助于提高出口国内附加值率。环境立法管制对出口国内附加值率的影响依然显著为正，并且其与高污染、低劳动生产率和低资本劳动比的虚拟变量交互项对出口国内附加值率均具有显著的积极影响。该结果表明，加入融资约束后环境立法管制对企业出口国内附加值率的影响结果依然稳健。(2)地区层面贸易自由化程度异质性。由于中国各个地区贸易自由化程度存在很大差异，而根据毛其淋和许家云(2019)的研究，贸易自由化对企业出口国内附加值率具有重要的影响。因此，本部分在表5第(3)列加入衡量地区贸易自由化程度的进出口额增长率。结果发现，地区贸易自由化程度的增加有利于提升企业出口国内附加值率，并且其他主要解释变量的系数符号并未因该指标的加入而发生变化。在表5第(6)列以企业成本加成为因变量，同时控制融资约束与贸易自由化后，环境立法管制变量的估计系数依然显著为正，并且其与各分组虚拟变量交互系数的估计结果与前文基本一致，说明基准回归结果稳健。
表5 稳健性检验
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3.改变出口国内附加值率指标的测量方式。本文在测算企业出口国内附加值率时考虑了返回并被本国吸收以及纯重复计算的出口国内附加值，那么环境立法管制对企业出口国内附加值率的正向影响是否因考虑上述因素而被干扰？笔者在表5第(4)列中采用未剔除本国回流系数(δDjt)和重复计算系数(δPjt)的企业DVAR作为因变量进行再估计。结果发现环境立法管制回归系数的符号和显著性并无明显变化，说明在计算企业DVAR过程中考虑δDjt和δPjt的大小并不会对本文经验研究的主要结果产生显著影响。本文主要结论具有稳健性。
4.特殊观测值再估计。在表5第(5)列笔者以研究期间内连续出口的企业为研究对象对前面的结论进行稳健性检验。环境立法管制对连续出口企业的出口国内附加值率呈现出显著的正向影响。该结果表明本文主要结论依然稳健。
(三)内生性问题
地方环境立法一般由地方相关政府部门决定，和企业生产决策行为并不具有相关性。根据本文搜集的环境立法数据，在2000—2012年期间，环境立法数量排名前三的地区分别为湖南、贵州和湖北，而这三个地区经济发展水平并没有处在全国前列。环境立法管制与经济发展水平不完全匹配的数据事实也反映了环境立法管制相对外生的特点。但是，为了确保环境立法管制指标选取的外生性，本文借鉴Chen et al.(2016)的方法，采用地方政府工作报告中与环境保护相关词汇(包括环保、污染、减排、绿色、生态、低碳、空气、二氧化硫、污水治理、绿化面积、PM2.5和PM10)出现的词频占报告全文比重作为环境立法管制的工具变量。
首先，环境治理这一工具变量对高污染、低劳动生产率和低资本劳动比企业出口国内附加值率的积极影响显著大于其他企业。其次，环境治理工具变量使污染型要素投入依赖程度较强的企业成本加成上升，而使污染型要素投入依赖程度较弱的企业成本加成降低。最后，本部分还使用该工具变量对稳健性检验部分的内容再一次检验，发现结果基本一致。
五、拓展性分析：执法力度与立法监管的附加值效应
法治体系的效率不仅取决于书面立法，还取决于执法实践。具体而言，环境立法对微观企业的影响不仅与地区是否通过立法有关，而且与该地区环保部门对已通过立法的实际执行效率密切相关。特别地，中国普遍存在着对现有环境立法的“非完全执行”现象(Wang & Jin, 2007)。基于此，笔者有必要进一步探索各地区不同执法力度对环境立法管制影响企业出口国内附加值率的作用效果。根据中国目前的环保执法措施主要以排污收费为主，笔者借鉴包群等(2013)的做法，采用“地区排污费征收额/地区工业企业个数”作为环境执法力度的衡量指标。
表6的估计结果表明，地方执法力度的加强起到了明显的积极效果。表6第(1)列估计模型中以全要素生产率为因变量，可以看到环境立法管制与执法力度的交互项估计系数在1%统计显著性水平上为正的0.020 5。这意味着与执法力度较弱地区的企业相比，严格执行环保立法收费惩罚制度的企业其全要素生产率相对提高幅度为0.020 5个单位。表6第(2)列模型中环境立法管制与执法力度的交互项对企业要素成本影响的估计系数并没有通过显著性检验，而环境立法管制却能显著增加企业要素成本。这说明相对严格的执法力度使得以企业创新投入的倒数值衡量的要素成本效应并没有因为环境立法管制的加强而增加。主要原因可能是，当地区执法力度较严格时，企业为了避免缴纳排污费，在环境立法管制加强时并不会因为要素成本效应而显著降低创新投资。但如果执法力度较弱则环境立法会降低企业创新投资(环境立法管制的系数为正的0.001 3并且显著)形成成本效应。表6第(3)列～第(9)列以企业成本加成为因变量，将全部样本根据污染程度、劳动生产率和资本劳动比高低分为不同的子样本进行估计。可以看到，与表4结果类似，环境立法管制加强使得低污染、高劳动生产率和高资本劳动比企业成本加成显著降低。但是，如果地区执法力度更加严格，则环境立法管制的这一负效应将不显著甚至变为正向的积极效应，具体表现为各列中环境立法管制与执法力度交互项系数显著为正或不显著。
为了进一步分析执法力度对环境立法的成本加成效应的具体作用机制，笔者在模型中引入执法力度、环境立法管制和企业生产率(要素成本)三者的交互项。从估计结果容易看出，执法力度越严格时，环境立法管制加强使生产率对所有不同分类子样本中企业(除高劳动生产率分组企业估计系数不显著外)的成本加成均具有积极影响。执法力度、环境立法管制和要素成本三者交互项估计系数表明，地区更加严格的执法力度会在环境立法管制加强时，使要素成本对污染型要素依赖程度较强企业的成本加成具有积极效应，表现在三者交互项估计系数在表6第(4)列和第(6)列显著为正。从表6第(5)列、第(7)列和第(9)列估计结果可以看出，要素成本与执法力度、环境立法管制三者的交互项估计系数未通过显著性检验，说明其并未对低污染行业、高劳动生产率和高资本劳动比企业的成本加成产生明显的抑制作用，而表6的估计结果显示要素成本能显著降低企业成本加成。因此，该部分的回归结果表明，严格的执法力度使环境立法管制带来的成本效应变得不那么显著，并且有助于促进环境立法管制加强时企业全要素生产效率对成本加成的积极影响，从而提高企业出口国内附加值率。
表6 执法力度的作用效果
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六、结论及政策启示
本文通过拓展Kee & Tang(2016)的研究，建立了环境立法管制影响企业出口国内附加值率的理论模型，并运用中国企业微观层面数据进行验证。研究发现：环境立法管制的“成本效应”和“创新效应”通过要素替代和成本加成两条渠道影响中国企业出口国内附加值率。第一，当企业对污染型资源依赖程度较大即要素替代弹性较小时，因无法使用资本、劳动力等替代要素，环境立法管制的“成本效应”会迫使企业国内附加值率被动上升。企业将通过清洁技术提高生产效率，“创新效应”也更加明显，最终提升出口国内附加值率。当污染型要素与其他要素之间替代性较高时，环境立法管制促使企业利用其他要素投入代替污染型要素而不必采取清洁技术，从而导致出口国内附加值率下降。第二，环境立法管制加强提高了本国企业出口到国外市场的生产率下界，使间接受约束的企业改变定价策略，并通过出口企业的生产率影响其成本加成和出口国内附加值率。中国企业层面数据证明了环境立法管制对企业出口国内附加值率的正向影响。环境立法管制对高污染、低劳动效率和低资本劳动比企业的正向影响显著大于其他企业。最后，拓展研究表明，地区严格的执法力度有助于通过“创新效应”加强环境立法管制对污染型资源依赖程度较低企业出口国内附加值率的正向影响。
本文的结论具有重要的政策含义。中国的环境立法管制对污染严重企业的“创新效应”更加明显，有助于促使企业提高出口国内附加值率，进而更加迅速融入全球生产价值链。这对提升企业的国际分工地位具有重要作用。对污染较低企业而言，环境立法管制政策的“成本效应”更明显。即加强环境立法管制会导致低污染企业成本加成降低，不利于企业出口国内附加值率的提升，但是严格的执法力度却能够转变环境立法管制的这一不利影响。因此，本文研究揭示了地方环境执法力度在政府环境治理与企业嵌入全球价值链生产模式中的关键作用：仅凭单纯的立法文本对污染行为进行监管时，很容易引起非污染企业融入全球价值链过程受阻，还必须有环保执法机构在实际执法中严格确保法制效果。我们强调环境执法力度的重要性，若要使环境立法管制政策对所有工业企业而言有助于提升贸易绩效以及更好地融入全球价值链，必须做到有法可依和执法必严的双管齐下。
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ENVIRONMENTAL LEGISLATION AND FIRM’S EXPORT DOMESTIC VALUE ADDED
YANG Ye XIE Jian-guo
(School of Economics, Nanjing University)
Abstract: This paper uses theoretical modeling and empirical data to study the relationship between environmental legislation control and the domestic value-added rate of Chinese firm’s exports. It turns out that environmental legislation and control can help increase the domestic value-added rate of Chinese firms’ exports. Mechanism analysis proves that, on the one hand, the “cost effect” of strengthening environmental legislation control makes directly constrained companies look for other alternative elements. The magnitude of this substitution effect depends on the degree of dependence of the company on polluting resources. The “innovation effect” affects the cost bonus of firms by changing the production efficiency. Both effects affect the domestic value-added rate of exports. On the other hand, environmental legislative control increases the lower bound of the productivity of domestic firms exporting to foreign markets, and makes indirectly restricted firms change their prices, which in turn acts on the domestic value-added rate of exports. Expansion studies show that strict regional law enforcement will help expand the positive impact of environmental legislation and control on the domestic value-added rate of exports of firms with a low degree of dependence on polluting resources.
Key words: environmental legislation; domestic value added; factor substitution; markup; law enforcement
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