环境规制、融资约束与中国企业出口绿色技术含量

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环境规制、融资约束与中国企业出口绿色技术含量

摘 要： 提升企业出口绿色技术含量是培育竞争新优势、建设贸易强国的内在要求。在厘清环境规制、融资约束对出口绿色技术含量的影响机制基础上，本文利用双边随机边界模型，测算环境规制与融资约束对企业出口绿色技术含量的实际效应。结果表明：环境规制和融资约束对我国企业出口产品绿色技术含量分别具有正向促进和负向抑制作用，但前者对出口绿色技术含量的正效应并未完全冲抵后者引起的负效应，因而使得实际出口绿色技术含量负向偏离有效水平；进一步分析显示，出口绿色技术含量低于有效水平的局面并未随企业特征分组有所改善，并且出口绿色技术含量未达到国际出口的基准水平是我国对外贸易“大而不强”的重要原因。以上结论的发现，对驱动企业实现可持续发展和推动我国贸易强国建设具有一定的政策启示。
关键词： 环境规制； 融资约束； 出口绿色技术含量； 双边随机边界模型
一、引言
近年来，我国出口产品技术含量不断提升。根据统计，1980年我国出口产品中技术含量较低的初级产品占比高达50.3%，技术含量较高的机械及运输设备占比仅为4.65%。而到了2016年，初级产品占比已经下降到5.01%，机械及运输设备占比则上升至46.92%。可见，我国出口产品技术含量正在逐渐由低级走向高级。然而，在出口技术含量快速提升的同时，我国生态环境也发生了巨大变化，能源资源与生态环境空间已经由过去的比较充裕，转变成现在的达到或临近环境承载力上限。可见，我国出口产品技术含量的增长可能是以牺牲环境为代价的，换句话说，企业在追逐出口技术含量提升时并没有建立在绿色创新的前提之下。随着资源能源约束趋紧，国家对环境治理的力度也在逐渐增强，那么环境规制能否推动企业绿色技术创新，从而促进出口绿色技术含量的提升？提升强度如何？此外，根据世界银行投资环境调查结果，在80个样本国家中，我国面临的融资约束问题最为突出[1]，这是否意味着融资约束会抑制企业进行绿色技术创新，进而不利于出口产品绿色技术含量提升？如果是，融资约束的抑制效应较环境规制的促进效应孰强孰弱？遗憾的是，虽然过往文献对环境规制、融资约束与出口技术含量关系的研究较为丰富，但却从未有学者从绿色视角就上述主题进行探讨。本文基于中国工业企业出口数据，试图对上述问题做出解答。通过计算2000-2007年我国出口产品绿色技术含量，利用双边随机边界模型进行实证分析发现，环境规制和融资约束对我国企业出口产品绿色技术含量分别具有正向促进和负向抑制作用，但前者对出口绿色技术含量的正效应并未完全冲抵后者引起的负效应，从而使得实际出口绿色技术含量负向偏离有效水平。本文不仅补充了环境规制、融资约束对出口技术含量影响方面的相关文献，而且从绿色视角揭示了两者对出口绿色技术含量的影响机制，加深了人们对出口绿色技术含量的理解。在实践中，环境规制和融资约束是我国企业当前面临的无法忽视的客观存在，研究两者对出口绿色技术含量的影响方向和力度，不仅有利于提升企业出口产品绿色技术含量，而且对建设贸易强国具有重要的现实意义。
二、文献综述
本文旨在讨论环境规制、融资约束对出口绿色技术含量影响，因此理应分别阐述二者与出口绿色技术含量的关系。然而，国外对出口绿色技术含量的研究非常罕见，国内也仅有李长青等(2015)的一篇研究成果与本文研究主题比较接近。因此，这里主要总结分析环境规制、融资约束对出口技术含量影响的相关文献。
(一)环境规制与出口技术含量
关于环境规制对出口技术含量的影响，理论界存在两种截然不同的态度。一种观点是根据“污染天堂假说”，判定环境规制会抑制出口技术含量提升，原因在于，环境规制会增加出口企业的生产成本，消极诱导企业降低创新意愿和投资规模以控制成本，进而对出口技术含量增长造成明显的“抵消效应”；另一种观点则是基于“波特假说”，强调了环境规制对出口技术含量的积极作用，这是因为，环境规制成本上升会加大出口企业的竞争压力，正向激励企业扩大创新力度和投资规模，从而对出口技术含量增加具有一定的“创新补偿效应”。现有文献分别对以上两种观点进行了实证检验，但研究结论也存在较大分歧。Copeland和Taylor(1994)[2]、Ederington等.(2005)[3]研究指出环境规制强度上的差异直接关系到相关产业的生产成本，进而会降低相关产业的比较优势、削弱其国际竞争力，不利于出口技术含量提升；而Jaffe和Palmer(1997)[4]、Costantini和Mazzanti(2012)[5]通过实证检验则支持了“波特假说”。关于我国环境规制对出口技术含量影响的研究，余娟娟(2015)[6]利用中国工业行业数据发现环境规制与出口技术复杂度之间存在“U”型关系；杨善奇(2016)[7]基于全国28个省市的面板数据进行实证分析后指出，环境规制强度的增加整体上能够促进我国出口技术复杂度增长，而谢靖和廖涵(2017)[8]以华东地区为研究对象，研究结果则表明环境规制强度与出口技术含量之间存在显著负相关；黄永明和何剑峰(2017)[9]通过省际面板数据实证检验发现“事前控制型”环境政策对出口技术含量产生正向效应，而“事后治理型”环境规制则存在负面作用。
(二)融资约束与出口技术含量
基于微观视角分析出口技术含量及其影响因素是国际经济学研究的新方向[10-11]，融资约束作为限制企业出口的客观存在和主要影响因素之一，也受到了学者们的特别关注。从文献来看，融资约束对出口技术含量提升具有明显的抑制作用。Gorodnichenko和Schnitzer(2012)[12]认为出口技术含量的提升多源于企业的创新和技术引进，而融资约束的存在会导致企业难以获得外部资金进行自主研发或技术引进，从而对企业创新决策产生一定的负效应，不利于一国出口技术含量提升；Fan等(2015)[13]在Arkolakis(2010)异质性企业模型基础上引入融资约束，研究表明融资约束会对企业产生质量调整效应，使得面临更紧融资约束的企业倾向于出口低质产品。针对我国的情况，刘慧等(2014)[14]利用行业三位码数据对融资约束与本土制造业出口技术含量的关系进行检验，结果发现前者对后者表现出显著的负效应；但刘慧和陆直(2016)[15]的研究也指出，融资约束强度缓解虽然有助于促进我国出口技术含量增长，却对本土企业出口技术含量赶超外资企业的作用并不显著。此外，李长青等(2015)[16]修正新古典投资模型研究创新支出对出口绿色技术含量影响时发现，融资约束在其中起到负向调节作用，并且对私营控股、非污染密集型企业的作用更明显。
从现有研究可以看出，有关融资约束对出口技术含量影响的研究已经达成共识，但环境规制对出口技术含量的影响还存在较大分歧。此外，现有文献多以考察出口技术含量为主，从绿色视角出发，讨论环境规制和融资约束对出口绿色技术含量影响的研究还处于空白。因此，针对现有研究的不足，本文将进一步对环境规制、融资约束对出口绿色技术含量的影响进行理论分析，在一定程度上弥补过往研究的缺憾，同时尝试从环境规制、融资约束对出口绿色技术含量影响差异性的角度探讨如何建设贸易强国。
三、理论分析与研究假说
(一)环境规制与出口绿色技术含量
出口绿色技术含量受到环境规制的影响。出口企业的绿色创新活动是出口产品绿色技术含量得以提升的根本途径，但只有绿色技术创新可以创造收益，以及日益趋紧的环境治理力度导致污染治理成本持续增加，严重压缩企业生存空间和盈利空间时，才能从根本上激发企业的绿色创新动力。一方面，环境规制作为环境管理的一项重要手段，不仅可以为企业提供一个能够有效激励绿色创新，保证创新持续、有效开展的运作机制，为绿色技术创新系统提供制度保障；而且还会将环保政策直接嵌入到企业发展中，通过市场信号引导企业进行环境保护[17]，从而推动企业通过工艺和产品的绿色含量涵养市场竞争，提升企业绿色创新发展的能力和动力[18]。因此，环境规制能够通过提升国家绿色创新的概率[19]和企业绿色创新的积极性[20]，实现出口产品绿色技术含量增长。另一方面，伴随绿色消费观念的增强和绿色贸易壁垒的兴起，国内产品必须满足一定绿色水平才能够进入国际市场并获得竞争力，国际市场规模的扩大会引发本国企业更为激烈的竞争，促使企业加大绿色技术创新力度，以支撑起企业产品绿色技术含量达到国际市场的最低要求，从而有利于推动出口绿色技术含量提升。
就我国情形而言，随着污染物排放标准和清洁生产等一系列规制措施的出台，企业通过重新布局投入与生产以逃避环境规制的可能性不大[21]，利用绿色技术创新来应对环境规制的挑战便成为企业最明智的选择。因此，提出以下研究假说。
H1 环境规制对企业出口产品绿色技术含量具有正向促进作用。
(二)融资约束与出口绿色技术含量
融资约束是出口产品绿色技术含量提升的重要制约因素。内部融资与外部融资是企业从事绿色技术创新活动所需资金支持的两条路径，其中内部融资的扩张源于企业自身的资本积累，而外部融资的扩张则取决于外部融资约束[22]。根据融资次序理论，企业在融资时依据边际资本成本的高低，通常会优先选择内部融资[23]。内部融资并不能满足大规模的创新投入需求，并且如果全部依靠内部融资，会加大企业经营风险[21]，加之技术创新具有需要企业的持续投入，一旦中断将导致创新的失败的高转换成本等特性[24]，因此，外部融资的获取对企业绿色创新十分重要。由于知识具有非排他性的属性，企业倾向于将绿色技术创新活动视为商业机密，不会将其信息进行公开披露，外部投资者难以获取技术创新相关信息，因此外部投资者与企业之间存在着信息不对称；同时，绿色技术创新具有高风险的特性，外部投资者难以预估绿色创新投资的预期收益；此外，在绿色技术创新过程中，对技术创新人员的工作状态与研发投入资金的流动情况难以进行监督与制约，容易引发道德风险[25]。因此，外部投资者难以作出投资决策，企业受到的外部融资约束加剧，绿色技术创新活动减少，进入国际市场的产品绿色技术含量也难以提升。
在我国，国有银行掌握着关键信贷资源的配置权，这种高度集中的金融体制将加剧企业融资约束[26]。这是因为，国有银行的垄断招致银行信贷流向大型集团与国有企业，中小民营企业难以获得贷款支持[27]。因此，提出以下研究假说。
H2 融资约束对企业出口产品绿色技术含量具有负向抑制效应。
(三)环境规制、融资约束与出口绿色技术含量
由于融资约束对出口绿色技术含量产生抑制作用，环境规制对出口绿色技术含量具有促进作用，因此，当同时面临融资约束和环境规制时，企业将出于自身经营发展的考虑决定是否进行绿色技术创新。一方面，融资约束的存在使得企业意识到自身无法支持和持续规模庞大的绿色创新活动，即使环境政策趋紧也将倾向于选择增长污染治理成本，从而不利于绿色技术的创新和出口绿色技术含量的改善；另一方面，随着环境规制强度的加大，企业逐渐认识到国家对环境治理的重视，为了维系与政府机构的良好关系，谋求政府补贴或政策支持，即使面临融资约束企业也有可能利用商业信用等非正规金融进行融资，加大绿色技术创新力度，从而促进出口绿色技术含量提升。总之，融资约束会挤出环境规制，削弱对出口绿色技术含量的促进作用，而环境规制也能够缓解融资约束对出口绿色技术含量的抑制作用，进入国际市场的产品绿色技术含量能否提升取决于二者的合力。
在当前我国的特殊国情下，国有企业更倾向外部融资来削弱环境规制的挤出效应，民营企业则多利用内部融资支持环境规制的创新效应[21]。由于政府控制了大量要素资源，国有企业研发投入可以依赖于多样化融资渠道得以实现[28]，但民营企业创新活动却由于本身规模受到严重限制。同时，相对于国有企业，民营企业不仅技术创新自由度更大，创新效率也较高[29]。这意味着环境规制的创新效应将由于融资约束而大打折扣。因此，提出以下研究假说。
H3 在我国环境规制对企业出口绿色技术含量的正效应不能完全冲抵融资约束引起的负效应，从而会使得实际出口绿色技术含量负向偏离有效水平。
四、研究方法与数据
(一)双边随机边界模型构建
参照Kumbhakar与Parmeter(2009)[30]的双边随机前沿分析，本文选择双边随机边界模型进行实证检验，原因有三：一是根据前文的理论分析和我国国情，环境规制正效应、融资约束负效应会引起实际出口绿色技术含量单向偏离有效水平，即两者均呈现出单边分布特点，模型适用于该问题的研究；二是环境规制与融资约束变量的测算方式不统一，使用不同方法得到指标的回归结果往往相互冲突，利用双边随机边界模型在模型中则无需考虑企业是否受到环境规制和融资约束的影响，也不需要对二者进行指标替代，在一定程度上可以克服指标衡量的难题；三是双边随机边界模型不仅可以分别测度环境规制和融资约束对出口绿色技术含量的影响，而且可以度量二者的净效应。出口绿色技术含量的分解表达式为
GPRODYit

=βXit+εit
(1)
其中，GPRODYit表示实际出口绿色技术含量。有效水平这里Xit表示企业个体特征，β为参数。vit为随机干扰项，反映不可观测因素引起的出口绿色技术含量的随机变动。ωit≥0、μit≥0，用于权衡环境规制与融资约束引致的实际出口绿色技术含量在有效水平上的异向变动程度。当ωit或μit=0时，说明企业只受环境规制或融资约束影响，此时模型为单边随机边界模型。当ωit=μit=0时，模型为有效水平的表达式，是普通的OLS估计。考虑到复合扰动项εit未必为零，易造成OLS估计有偏，所以利用极大似然估计。并提出如下假设：第一，随机干扰项vit服从正态分布，即第二，ωit、μit均服从指数分布，即ωit～iid.Exp(0,σω)、μit～iid.Exp(σu)；第三，ωit、μit、vit之间彼此独立，且与xit不相关。
根据分布假设，可以得到εit的分布密度函数
f(εit)Ф
ФФ(dit)
(2)
其中，φ(·)、Ф(·)表示标准正态分布的概率密度函数和累积分布函数，其余参数依次表示为


(3)
由εit分布密度函数能够得到第个观测值的对数似然函数
lnL(xit,θ)=-ln(σit+σω)+ln[exp(ait)Ф(cit)+exp(bit)Ф(dit)]
(4)
其中，θ={β，σv,σμ,σω}。利用似然函数的最大化，得到各参数估计值。进一步地，为求得企业μit和ωit的点估计值，推导出二者的条件分布，并分别记为

(5)

(6)
其中，λ=(1/σμ)+(1/σω)，X1it=Ф(dit)+exp(ait-bit)Ф(cit)，X2it=exp(bit-ait)X1it。
由式(5)、(6)，可以推导出μit和ωit条件期望，进而得到企业实际出口绿色技术含量与有效水平的绝对偏离，并进行转化以得到实际水平与有效水平的相对偏离
ФФ(cit-σv)]
(7)
ФФ(dit-σv)]
(8)
式(7)、(8)分别表达了环境规制、融资约束对出口绿色技术含量正效应和负效应的相对程度，进而可以推导出二者对出口绿色技术含量的净效应
NE=E(1-e-ωit|εit)-E(1-e-μit|εit)
=E(e-μit-e-ωit|εit)
(9)
(二)计量模型的设定
企业间的出口绿色技术含量差异源于内部因素和外部环境两方面。前者通过企业的个性特征对其出口绿色技术含量水平施加影响，后者通过市场竞争、产业政策对产业层面的出口绿色技术含量发挥效应并作用到企业。本文重在分析不同企业间的出口绿色技术含量差异，所以选择内部因素测度企业出口绿色技术含量有效水平。设定模型如下
lnGPRODYit=β0+β1subsidyit+β2qualityit+β3indusryit+β4relationit+β5lnageit+β6scaleit+β7deltit+β8densityit+β9natureit+ΣArea+ωit-μit+vit
(10)
其中，lnGPRODY表示企业出口绿色技术含量对数，subsidy为企业是否获得政府补贴的虚拟变量，quality为企业员工质量，industry为企业所属行业，relation为企业的隶属关系，lnage为企业年龄的自然对数，scale为企业员工数量，debt为企业资产负债率，density为企业资产密集度，nature为企业性质，∑Area和∑Year为地区和年度控制变量，下标i、t分别表示企业和时间。
(三)出口绿色技术含量测算
由于本文旨在测算微观企业的出口绿色技术含量，与既有文献利用区域数据进行宏观层面研究存在显著差异，因此需要重新构建度量指标。考虑到企业全要素生产率能够较好的体现技术水平，产排污系数可以表示绿色技术水平，本文利用二者乘积表示企业出口绿色技术含量。但由于企业产排污数据并未纳入统计，本文以地区产排污系数、地区显性比较优势以及企业所占比重三者的乘积作为企业绿色技术水平，从而得到企业出口绿色技术含量表达式
GPRODYijk=GCijk×TFPijk
=GCk×RCAjk×wijk×TFPijk
=
(11)
式(11)中，GPRODYijk、GCijk、TFPijk分别表示k地区j行业i企业的出口产品绿色技术含量、绿色技术水平和近似全要素生产率。
表示k地区绿色技术水平，选取工业废水排放量、二氧化硫排放量以及工业固体废物产生量作为污染物衡量指标，参照李玲等[31]的研究方法，首先计算地区单位产值的污染物排放量，其次对地区单位产值的污染物排放量标准化以消除量纲的影响，最后将标准化后的污染物排放得分ρ等权加和平均，得到地区产排污系数，即地区绿色技术水平GCk；n表示污染物种类数，这里n=3。
表示k地区j行业显性比较优势，表示企业i在k地区j行业的产值比重，乘积表示企业i出口显性比较优势；x表示工业总产值。

借鉴Head和Ries(2003)的研究，利用“索罗余值法”测算的近似全要素生产率予以表示；Q为企业产出，K为资本投入，L为劳动投入，s为资本贡献度，参照李春顶等[32]的研究设定，取s=1/3。
(四)数据说明与变量构造
1. 数据来源与处理
本文使用的样本数据主要来源于“中国工业企业数据库”，其涵盖了全部国有工业企业和年销售额500万元以上非国有工业企业的130余项指标，是研究微观企业最适用的数据库。由于2004年未统计“出口交货值”指标，无法测度企业的出口绿色技术含量，因此将2004年从1998-2007年样本期间剔除。同时，考虑到我国出口技术含量提升的主要来源是制造业[33]，本文以制造业为研究对象。
在保证原始数据的准确性后，对数据所存在的错漏值进行处理：删除“出口交货值”缺失、小于零以及未持续经营的企业样本；剔除“中间投入”、“固定资产净值”、“新产品产值”、“应收账款”小于零的企业样本；剔除“从业人数”小于10、“工业总产值”小于“工业增加值”、“开业时间”为1949年之前的企业样本。最终得到的企业样本数为6 049家，共54 441个观测值，样本分布见表1。
表1 样本分布状况

2. 变量定义与描述性统计
被解释变量：出口绿色技术含量(lnGPRODY)，由地区绿色技术水平、企业显性比较优势与企业全要素生产率三者乘积构建，并将其以自然对数形式代入模型。
解释变量：企业补贴(subsidy)，虚拟变量，用是否获得政府补贴表示，获得补贴为1，否则为0；企业员工质量(quality)，以“(应付工资+福利+劳动保险+养老医疗保险+住房补贴)/从业人数”表示；企业行业类型(industry)，借助李玲等[31]的划分方式和划分结果，分为重度污染、中度污染和轻度污染企业；企业隶属关系(relation)，包括中央直属、省属、市属、县属、乡镇街道、居民委员会以及其他七种状况；企业成立年限对数(lnage)，用“调查年份-开业年份+1”表示，并将其自然对数代入模型；企业规模(scale)，用企业从业人数表示；企业资产负债率(debt)，用“总资产/总负债”表示；企业资本密集度(density)，用“固定资产总额/从业人数”表示；企业性质(nature)，分为公有控股企业(国有、集体)、私有控股企业(法人、民营)和外资控股企业(港澳台、外商独资)。
控制变量：地区变量(Area)，利用国家统计局2003年的划分标准，将31个省市区分为东部、中部和西部地区；年份变量(Year)，样本时间区间生成的虚拟变量。
主要变量的描述性统计见表2。
表2 主要变量的描述性统计

五、实证结果与分析
(一) 全样本估计
1. 出口绿色技术含量影响因素估计
基于上述环境规制与融资约束对企业出口绿色技术含量的理论分析和测度方法，本文采用计量模型进行估计，结果见表3。其中，模型1使用OLS估计，模型2-6使用双边随机边界的MLE估计，模型2中施加了约束条件lnσw=lnσu=0，模型3在此基础上取消了约束条件，模型4控制了地区变量，模型5剔除了模型4中不显著变量lnage，并控制了地区和时间变量，模型6在模型5基础上增加了lnage。通过比较各模型的对数极大似然函数值(LL)，本文后续分析主要以模型6进行。
根据模型6，政府补贴、员工质量、企业行业类型、企业隶属关系、企业规模、企业资产负债率、企业资本密集度等因素对企业出口绿色技术含量提升具有促进作用，企业年龄、企业性质等因素则更倾向于抑制企业出口绿色技术含量增加。值得一提的是，企业资产负债率与企业性质显著性方向与预期不符。前者可能是因为，根据财务杠杆效应，如果税息前资金利润率大于负债的资金成本，那么企业负债反而可能会促进其额外收入增长[34]，进而有利于企业加大绿色技术革新；后者可能是因为，与超产权理论一致，即所有权引起的企业治理机制优化虽然在短期具有积极作用，但由于市场竞争的存在，企业治理机制的长期效应并不取决于所有权归属，这意味着公有控股企业进行绿色技术研发的效率未必低于私有控股企业和外资控股企业。
表3 双边随机边界模型的全样本估计

2. 方差分解：环境规制与融资约束的影响效应测算
表4列出了环境规制与融资约束的影响效应测算结果。可以看出，环境规制对出口绿色技术含量的促进效应未能完全冲抵融资约束引起的抑制效应。具体来看，环境规制的正效应系数为0.299 8，融资约束的负效应系数为0.435 2，二者的净效应E(w-u)=σw-σμ=-0.1352<0，表明环境规制与融资约束的共同作用使得实际出口绿色技术含量负向偏离有效水平。从影响比重看，无法解释部分总方差为2.219 1，这其中12.59%是由环境规制和融资约束对出口绿色技术含量的效应贡献的；而在二者对出口绿色技术含量的共同作用中，融资约束相对于环境规制优势更为突出，影响比重达到67.82%。这表明，虽然环境规制对出口绿色技术含量具有一定作用，但是实际出口绿色技术含量的形成更取决于融资约束。
表4 方差分解：环境规制与融资约束的影响效应分析

3. 环境规制与融资约束的效应测度
下面估算环境规制、融资约束使实际出口绿色技术含量相对于有效水平的偏离程度，相应的估计式为(7)、(8)，其含义是环境规制正效应和融资约束负效应相对于有效水平变动的百分比。进一步地，根据式(9)可以测算出二者的综合影响效应。表5呈现了针对全样本的估计结果。平均而言，环境规制的正效应使得企业出口绿色技术含量相对有效水平提升23.07%，验证了假说H1；融资约束的负效应使得企业出口绿色技术含量低于有效水平30.29%，验证了假说H2；二者的综合影响效应使得实际出口绿色技术含量低于有效水平7.23%。这意味着，由于环境规制、融资约束对企业出口绿色技术含量影响方向和程度的差异，对于出口绿色技术含量为0.048 1的企业，其有效水平应为0.051 8，相比下降了0.003 7，验证了假说H3。
表5的4-6列展现了环境规制、融资约束各自效应以及二者净效应的分布特征。结果表明，环境规制、融资约束使实际出口绿色技术含量向有效水平的不同方向发生偏离，前者使出口绿色技术含量提升，后者则使出口绿色技术含量降低，但前者始终处于弱势地位。具体而言，在第1四分位(Q1)，有1/4的企业在环境规制和融资约束的共同作用下，实际出口绿色技术含量下降幅度高达13.48%。而在第3四分位(Q3)，另有1/4的企业，环境规制的正效应与融资约束的负效应仅使出口绿色技术含量下降0.65%。这表明，虽然环境规制的正效应在一定程度上缓冲了融资约束的负效应，但前者始终未能完全冲抵后者。这主要是因为，第一，融资是改善企业环境行为的一个重要因素，企业内部融资不足亦或外部融资渠道不畅时，企业回应环境规制的绿色技术革新行为也会被约束；第二，我国前期环境规制盲目推行一刀切式政策，具有很强的刚性，对企业增加绿色技术投资的“创新补偿效应”不明显，甚至引发了“抵消效应”。
表5 环境规制与融资约束对出口绿色技术含量效应估计

(二) 子样本估计
1. 按企业性质分组的子样本估计
现有研究表明，不同性质企业在研发投入、创新绩效等方面表现出显著的异质性(胡谍等，2015；张秀峰等，2015)。为了考察净效应的企业性质特征，本文将样本按企业性质分组进行估计。根据表6，不同性质企业的实际出口绿色技术含量均显著低于有效水平，这意味着企业出口绿色技术含量受到企业性质影响，但不同性质的企业所受影响程度不同。平均而言，公有控股企业净效果最明显，实际出口绿色技术含量低于有效水平7.86%；外资控股企业次之，下降幅度为7.30%；私有控股企业最低，但降幅也达到了6.81%。公有控股企业往往不仅拥有雄厚的国资背景，而且承担着政府的多项任务，与政府谈判能力也相对较强。相反，私有控股企业面临的环境规制强度高，且与政府谈判能力较弱，以环境规制为导向的融资约束趋紧也会更加倒逼其绿色技术升级。然而，在第3四分位(Q3)，公有控股企业实际出口绿色技术含量仅低于有效水平0.32%，远低于私有控股企业的0.56%和外资控股企业的0.81%，表明受国家环境规制强度日益提高影响，已有1/4的公有控股企业逐渐由被动性的增加治污成本转向主动性的绿色技术创新。但需要指出的是，融资约束对三种性质企业出口绿色技术含量的抑制效应依然突出，进一步解决企业“融资难、融资贵”问题是推动企业绿色技术创新和提升出口绿色技术含量的重要保障。
表6 环境规制与融资约束对出口绿色技术含量效应估计(按企业性质分组)

2. 按污染强度分组的子样本估计
不同行业的企业承受的污染规制强度不同，对绿色技术的需求也表现出较大差异。为考察净效应的企业污染强度特征，将样本按污染强度分组进行估计。根据表7，环境规制与融资约束的异向效应使得不同污染强度的企业实际出口绿色技术含量均低于有效水平。平均而言，轻度污染企业实际出口绿色技术含量负向偏离有效水平的程度最高，为7.96%，这主要与轻度污染企业的环境规制相对宽松，企业绿色技术创新的动力不强，以及在全球价值链分工中处于“低端锁定”位置，企业绿色技术创新能力不够有关。然而，在第1四分位(Q1)，有1/4重度污染企业的实际出口绿色技术含量较有效水平下降14.76%，大于轻度、中度污染企业，这意味着，对于这1/4的重度污染企业，在环境规制的情况下，更倾向于选择被动性的增加治污成本。第3四分位(Q3)的估计结果显示，环境规制和融资约束的综合影响效应使得中度污染企业的出口绿色技术含量提升0.19%，重度污染企业、轻度污染企业分别下降0.71%、1.67%，这表明，1/4的重度与轻度污染企业基本克服了融资约束问题；而1/4的中度污染企业不仅已经克服融资约束，并在环境规制正效应的作用下提升了出口绿色技术含量，这与样本企业中中度污染企业的出口绿色技术含量高于其他污染强度企业的实际情况相契合，证实了本文结论的可靠性。
表7 环境规制与融资约束对出口绿色技术含量效应估计(按企业污染强度分组)

(三)拓展讨论：我国如何实现从“贸易大国”向“贸易强国”转变
改革开放的持续推进，为我国对外贸易注入巨大的生机与活力，使我国从一个相对封闭的经济体一跃成为举世瞩目的贸易大国，但“大而不强”却是不争的事实。我国与贸易强国的差距何在？如何实现从“贸易大国”向“贸易强国”转变？根据前文的分析，本文认为，我国企业实际出口绿色技术含量未达到国际出口的基准水平，即出口绿色技术含量有效水平，是我国对外贸易“大而不强”的重要原因。
为证实这一点，本文利用企业实际出口绿色技术含量与环境规制和融资约束的净效应测算每年企业出口绿色技术含量的有效水平，结果如图1所示。根据图1，1998-2007年，环境规制对出口绿色技术含量的正效应始终低于融资约束的负效应，从而导致了实际出口绿色技术含量对有效水平的负向偏离。正是由于该负向偏离的存在，限制了我国从“贸易大国”向“贸易强国”转变。从整体上看，环境规制与融资约束的共同作用下，我国企业实际出口绿色技术含量年均低于有效水平7.21%，说明企业出口绿色技术含量实际上具有较大的提升空间。从趋势上看，我国出口绿色技术含量呈现增长态势，与我国出口实际情况相符，但同时可以观测，其与有效水平的差距并未明显降低。一方面，环境规制对企业绿色技术创新刺激效应不足，尤其体现在分组估计中公有控股企业和轻度污染企业上(二者在各自分组中的环境规制正效应平均值最低)。另一方面，我国尚未完善的金融市场扭曲了不同性质企业的真实融资约束，具体体现在公有控股企业和重度污染企业上(二者在各自分组中的融资约束负效应平均值最高)。然而，随着新发展理念的树立、金融市场的不断完善，我国将着力发展更高层次的开放型经济，环境规制与融资约束对企业出口绿色技术含量正向偏离作用将更凸显，“贸易强国”目标在未来一段时期内必然实现。

图1 lnGPRODY、lnGPRODY*与净效应变化趋势图
六、结论与政策启示
在经济新常态大背景下，提升我国企业出口绿色技术含量是培育竞争新优势、建设贸易强国的内在要求。本文根据1998-2007年中国工业企业出口数据，利用双边随机边界分析实证检验了环境规制与融资约束对企业出口绿色技术含量的影响方向和力度，主要得出如下结论：(1)环境规制和融资约束对我国出口绿色技术含量提升分别具有正向促进作用和负向抑制作用，但前者对绿色技术含量的正效应并未完全冲抵后者引起的负效应，从而使得实际出口绿色技术含量负向偏离有效水平；(2)企业出口绿色技术含量低于有效水平的局面并未随企业特征分组有所改善，其中，按照企业性质分组时，环境规制和融资约束的净负效应由大到小依次为公有、外资、私有控股企业，按照污染强度分组时，净负效应由大到小依次为轻度、重度、中度污染企业；(3)我国企业实际出口绿色技术含量未达到国际出口的基准水平，即有效出口绿色技术含量，是我国对外贸易“大而不强”的重要原因，但同时我国企业实现出口绿色技术含量呈现稳步增长态势，“贸易强国”建设目标未来必然能够实现。
本文在相关研究中具有承上启下的作用，既扩展了环境规制、融资约束与出口技术含量所触及的领域，又在揭示二者对出口绿色技术含量影响机制的基础上，剖析了二者对出口绿色技术含量影响的方向和力度。实践上看，本文研究结论具有以下三点启示。首先，政府在实施环境政策时要避免一刀切式政策引起企业被动性增加治污成本，要结合企业性质、污染强度等自身特性采取适当的针对性规制措施，扩大企业的环境规制创新效应，培育竞争新优势和贸易强国建设；其次，本文有助于提高政府对企业面临融资约束时选择倾向的认识，这对政府缓解企业“融资难、融资贵”问题，以及调整金融资源配置、提高金融资源利用效率不无裨益。最后，从企业层面来说，本文对企业当前面临环境规制和融资约束两大客观事实的分析，有利于企业做好自身定位，根据自身所处的发展阶段和实际环境及时调整经营策略，实现企业可持续发展。
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Environmental Regulation, Financial Constrains and Green Technology Content of Chinese Enterprises Exports
GE Tao, LI Jin-ye, MA Li
(School of Economics and Business, Xinjiang University, Wulumuqi 830046, China)
Abstract：Enhancing the content of green technology in enterprises’ exports is an inherent requirement to cultivate new competitive advantages and build a powerful trade country. On the basis of clarifying the mechanism of environmental regulation and financial constraints on enterprises’ export green technology content, this paper uses the two-tier stochastic frontier model to measure the actual effect of environmental regulation and financial constraints on enterprises’ export green technology content. The results show that environmental regulations and financial constraints have positive and negative effects on the green technology content of export products of Chinese export enterprises respectively, but the positive effects of the former on the green technology content of export enterprises have not completely offset the negative effects caused by the latter, thus causing the actual export green technology content to deviate from the effective level negatively. Further analysis shows that the situation where the export green technology content is lower than the effective level has not improved with the grouping of enterprise characteristics, and the export green technology content has not reached the benchmark level of international export, which is an important reason why China’s foreign trade is “large but not strong”. The findings of the above conclusions have certain policy implications for driving enterprises to realize sustainable development and promoting the construction of China’s trade powers.
Key words：environmental regulation; financial constraints; green technology content of exports; two-tier stochastic frontier model