环境治理、政府绿色投入与贸易高质量增长

奥鹏网院作业

环境治理、政府绿色投入与贸易高质量增长
——基于制造业出口国内附加值率视角
李楠1 史贝贝1 白东北2

(1.西北大学经济管理学院，陕西 西安 710127；2.安徽财经大学经济学院，安徽 蚌埠 233030)

摘 要： 贸易高质量发展对贸易发展的质量和效益作出了具体要求，新时期下绿色贸易的发展成为推进贸易高质量增长的必然选择。基于政府绿色投入的研究视角，使用2000-2013年中国工业企业数据库和海关贸易数据库，测算中国制造业企业出口国内附加值率(DVAR)，并利用熵权法核算环境治理综合指标，通过构建固定效应模型和中介效应模型对环境治理影响企业出口国内附加值率的效果及其内在机制予以识别。研究表明，环境治理显著推动了企业DVAR提升，且相较于污染型企业而言，其对清洁型企业的推动效果更优。环境治理主要是通过提高政府环保支出和增加企业绿色补贴来推动企业DVAR的提升，具体来看，政府对地区和企业绿色投入的增加有助于降低企业成本、提高企业研发支出、增加地区企业流入量以及实现国内中间品市场扩大。环境治理对要素禀赋优越地区、外资和民营企业、劳动密集型企业DVAR提升的影响效果更为积极。

关键词： 环境治理； 政府绿色投入； 贸易高质量发展； 出口国内附加值率

一、引言
中国长期以来处于全球价值链中低端位置，传统贸易发展更是以牺牲环境为代价换取低附加值贸易利得，在这一背景下，伴随着出口增长，中国的环境污染问题越发严峻[1]。进入新时期，以“创新、协调、绿色、开放、共享”为代表的新发展理念的提出为中国现代化经济发展指明了方向。绿色发展模式逐渐成为平衡环境治理和经济发展关系的关键[2]，2019年11月，中共中央、国务院发布了《关于推进贸易高质量发展的指导意见》，明确指出“推进贸易与环境协调发展，发展绿色贸易，严格控制高污染、高耗能产品进出口。鼓励企业进行绿色设计和制造……实现可持续发展。”(1)文件来自中华人民共和国中央人民政府官网。这一意见的提出对于平衡环境保护与贸易利得关系及推动贸易高质量、可持续发展具有重要现实指导意义。但环境治理势必会对企业绿色成本产生冲击，进而挤占企业研发和生产性支出，这对企业在贸易中维持现有的价格优势以及进一步推进产品附加值攀升形成了阻碍。因此，如何解决环境治理与贸易发展，特别是以出口国内附加值率提升为代表的贸易高质量发展这一悖论成为了重中之重。政府推行环境治理意味着其对地区环境关注度和重视度的提升，因此政府在地区环境治理中扮演的角色和对企业绿色发展中发挥的影响能否成为突破环境保护与贸易发展，特别是贸易高质量发展矛盾关系的关键值得深入分析。基于此，本文就环境治理对制造业企业出口国内附加值率的变动影响展开理论和经验分析，并从政府视角切入，对影响这一结果的政府可能发挥的作用展开传导机制检验和扩展性分析，为探索兼顾环境治理和贸易高质量发展的可能性出路提供理论和经验参考。

目前，关于环境保护与贸易发展的讨论主要集中在两个方面，一个是环境治理对中国贸易发展的影响。针对这一研究方向，出现了不同的研究结论，以任力和黄崇杰(2015)[3]为代表的学者通过研究发现环境治理会影响企业产品竞争力，不利于出口。也有学者持相反观点，李小平等(2012)[4]认为环境治理有利于提升产业的贸易比较优势。康志勇等(2020)[5]通过研究进一步识别了行政命令型和公众参与型环境治理通过企业创新有助于其实现出口竞争的提升。此外，也有学者认为就污染密集型产业而言，环境治理和出口量之间存在“U”型的非线性关系，且大多数制造业目前尚处于拐点左侧[6]。通过梳理可以看到，环境治理对贸易发展的影响受到规制方式、行业性质等诸多因素作用，且大部分学者均是以中国贸易出口量作为贸易发展的代理变量进行研究。另一方面，是以提升出口国内附加值率为代表的贸易高质量发展的讨论。外贸高质量发展反映了贸易“增量”和“提质”的统一[7]，其不仅体现在规模上的扩充，在新时期下国际价值链位置的攀升[8]、贸易结构的优化、创新动能的激发以及贸易区域协调联动发展等都作为对贸易质量提高的新要求。《关于推进贸易高质量发展的指导意见》指出“要优化贸易结构，提高贸易发展质量和效益”。提升贸易发展质量就是需要大力推动产业链升级等，而促使产业链高端化途径之一就是实现企业出口国内附加值率的攀升[9]，因此诸多学者针对企业出口国内附加值率提升的影响因素展开了研究，主要包括以下几个方面。基于贸易角度的研究，包括推动服务业开放[10]以及推进贸易自由化的发展[11]。基于集聚角度的研究，包括推进产业集聚[12]和推动企业空间集聚程度的增加[13]。此外，也有学者从环境角度展开了相关研究，王毅等(2019)[14]从企业中间品使用比、全要素生产率和融资约束三方面就环境治理对企业出口国内附加值率的影响进行了分析，认为二者的积极关系主要受到中间品使用比变化的传导影响。

关于绿色投入和贸易高质量发展的研究，Antonietti和Marzucchi(2013)[15]从企业角度研究了其对绿色设备的投资与出口绩效关系，认为绿色投资等推动了生产率较高企业的出口利润。同时，企业产品的绿色特征也被视为是一种竞争力的体现，对产品进行绿色投资的企业更容易获得市场青睐，从而实现利润的增加[16]，因此应推动环境政策和绿色生产过程，从而在国家层面获得全球竞争力[17]。贸易高质量发展对微观企业生产力水平和产品质量提出了新要求，生产力水平的提高根本上需要激发企业创新动能，产品质量的提升在符合绿色产品特征下，需要提高产品所包含的国内价值贡献和技术水平。从企业绿色投入带来的影响看，一方面其为企业增加了成本负担，存在挤占生产性投资的可能，不利于企业转型发展。另一方面，当企业克服绿色投入带来的成本压力后，即实现企业全流程的绿色生产，从要素利用效率、生产过程的创新到产出品绿色价值的包含等，此时绿色投入对贸易高质量发展的助推影响得以释放。

通过文献梳理可以看到，聚焦环境治理与贸易发展关系的文章较多，但就环境治理对以出口国内附加值率为代表的贸易高质量发展的影响研究较为少见，而从政府视角切入探讨政府绿色支出所发挥的作用更鲜有涉及。基于此，本文使用中国工业企业数据库和海关贸易数据库中制造业企业相关数据信息，通过构建固定效应模型和中介效应模型就环境治理对制造业企业出口国内附加值率的影响及政府绿色投入可能发挥的作用进行识别，并就要素禀赋、企业类型和要素密集度展开异质性分析以及进一步就政府绿色投入对企业生产变动带来的影响进行深入剖析。本文可能的边际贡献主要包括：(1)以环境治理对企业出口国内附加值率影响的长期效应作为研究目标，使用2000-2013年中国工业企业数据库和海关贸易数据库企业信息展开研究。同时，配合熵权法的使用对环境治理进行多维指标的综合计算，避免使用单一指标可能产生的信息遗漏现象，并随后转换核算标准对出口国内附加值率二次计算、采用卫星灯光校准后的PM2.5指标替换等进行系列稳健性检验，从时间跨度和研究方法上提高了评估结果的科学性。(2)从政府角度出发，系统分析了环境治理对企业出口国内附加值率影响的传导机制，从政府对地区和企业绿色投入两个方面展开，对政府绿色投入所发挥的中介作用进行了识别，填补了以政府视角研究的空白。(3)进一步深入剖析了政府的绿色投入行为对企业生产变动的影响，对传导机制的分析进行了深化和拓展，以更加明确的视角呈现政府在环境治理中所产生的具体影响和重要作用，也为解决环境治理与推动贸易高质量发展悖论提供了重要参考和研究支撑。

二、理论机理分析与研究假设
环境治理旨在约束企业生产对环境的负外部性影响，为了达到地区环境考核要求和满足经济绿色发展需要，企业会加大对研发创新的支持力度，虽然环境治理强度与企业技术发展存在非线性关系[18]，但是从长期看，环境治理确能推动企业技术革新发展从而助推创新补偿效应大于遵循成本效应，即强“波特假说”的实现，而这一结果直接提升了企业生产率水平，因此在严格且适宜的环境治理下可以实现提升环境质量和企业生产效率“双赢”的结果[19]，这也为企业DVAR的提高创造了可能。同时，环境治理的实施会引发企业间绿色竞争，促使其研发生产具有新技术和绿色特征的产品取得“先动优势”[20]，在同类产品中获得市场竞争力[21]，而这一动态竞争会间接产生地区知识和技术的溢出效应，从而诱发地区企业集聚的出现，集聚的促进效应有助于降低企业间交易成本等，知识和技术溢出及成本降低等综合因素，有助于推动企业DVAR提升的实现。此外，环境治理背景下企业技术创新的推进也改变着中间品投入市场结构，从质量上看，技术水平的提升推高了国内中间品质量，促进了其对进口中间品的替代；从数量上看，技术创新也扩展了国内中间品供给的种类，这大大拓宽了企业对国内中间品的可选择性，同时，技术创新所引发的生产效率的提高也增加了国内中间品供给数量，从而推动其价格降低，实现价格优势。因此，环境治理的推进有助于推动国内中间品对进口中间品的替代，从而实现企业DVAR提升。而在环境治理过程中，不同环境类型企业反应也存在差异，清洁型企业由于污染程度较低，转型发展阻力相对较小，而污染型企业由于属于环境治理的重点监管对象，因此治污成本较高，转型发展周期也相对较长。基于这一分析，环境治理的实施对清洁型企业DVAR的提高效果相对优于对污染型企业的影响。

H1 环境治理有助于推动制造业企业出口国内附加值率的提升，且对清洁型企业DVAR提高的促进效果优于对污染型企业的影响。

环境治理的实施会增加企业成本负担，为了满足环保要求，可能会出现治污投资挤占研发投入[22]或生产性投资的现象从而产生“挤出效应”[23]。但由于环境治理的最终目的是改善社会整体的环境质量，而政府推行环境治理反映了其对改善地区环境质量的迫切需求，不论是政治晋升需要还是环保考核压力均会倒逼其加大对地区环境治理的投入力度和政策支持。有研究显示，空气污染确实能够显著改变政府环保支出比重[24]，而鉴于二者间存在着紧密联系，也有学者将环保投入视为环境治理程度的代理变量[25]。在这一背景下，以政府环保支出水平提高为代表的政府绿色投入的增加会减轻企业生产对环境的污染度，从而一定程度上分担了企业治污投入压力。同时，企业作为污染治理的重点监管对象，政府对企业补贴也有利于缓解其治污成本和研发成本压力。由于政府补贴旨在促进企业更好地进行生产和发展，而企业更高水平生产发展的关键在于创新的实现，因此可以将政府对企业补贴这一行为视为政府对企业的绿色投入。基于上述分析，政府对地区和企业的绿色投入的增多有利于缓解企业成本压力、促进研发投入上升，进而有利于加快企业技术创新的“补偿效应”的实现。此外，政府对地区和企业绿色投入的增加会加速地区企业产生绿色竞争从而实现地区整体竞争优势以及推高地区市场活力，进而吸引更多企业流入，引致地区经济集聚效应的出现。进一步地，政府绿色投入在加速推动企业研发的同时，也间接推动着国内中间品市场的扩大，在政府对地区和企业绿色投入的支持下，创新活力得到加速释放，推动了国内中间品对进口中间品的替代。综上，环境治理背景下，政府更加重视地区环境的改善，其会增加以地区环保支出和企业补贴为代表的政府绿色投入，通过提升政府对地区和企业环境治理的参与度，促进企业成本降低、研发创新的增加、地区企业流入量的增多以及实现国内中间品市场的扩大，进而推动地区制造业企业出口国内附加值率的提升。

H2 环境治理通过提高政府对地区环保支出水平和企业补贴实现出口国内附加值率攀升。

中国各个地区发展基础差异较大，这就使得环境治理对不同地区企业可能产生迥异的影响。由于出口企业主要集中在东部地区，且生产率相对高的企业更有可能产生出口行为[26]，这就推动了东部地区企业集聚的产生，进而有助于降低交易成本。而东部高生产率企业的集聚在推动企业竞争的同时，也有助于知识和技术发展的溢出，形成“竞争效应”和“学习效应”的良性循环。同时，东部地区兼具基础设施相对完善、市场化水平和对外开放水平较高以及政府行政管理高效等优势，使得环境治理对东部地区企业DVAR的促进效果相对于中西部地区而言更好。就不同类型企业来看，外资企业由于具备雄厚的资金和技术优势，在面对环境治理时具备良好的转型发展基础；民营企业由于是全方位参与市场化竞争后留存下来的结果，因此，在环境治理实施后能够较快地适应市场变化，通过压缩劳动力投入成本作为缓冲和推进技术革新等来推进企业绿色发展。而国有企业由于更容易获得金融信贷支持和政府补贴[27]等相关资源，因此市场竞争压力较小，在面对环境治理时转型发展的迫切性相对较低，而这不利于企业创新行为的推进。因此，环境治理有助于推进外资企业和民营企业DVAR的提升，但对国有企业DVAR的影响不能达到理想效果。从要素密集度看，由于这一时期中国以劳动密集型生产为主，在该方面具备比较优势，因此在环境治理背景下，劳动密集型企业会通过压缩劳动力成本来抵消治污成本上升带来的负向影响，而针对资本和技术密集型企业而言，由于资本和技术基础薄弱，因此通过创新进行环境治理时效果相对较弱，特别是技术密集型企业，技术革新对企业更大的红利影响需要更长的周期实现。因此，环境治理对劳动密集型企业DVAR提升影响效果最好，对资本和技术密集型企业DVAR增加的影响相对较弱。

H3 环境治理对企业出口国内附加值率的提升作用受到地区要素禀赋、企业类型以及要素密集度差异的影响。

三、研究设计
(一)模型构建
基于上述分析，并通过对已有研究的借鉴，本文在添加了企业个体固定效应、时间固定效应和地区固定效应的基础上，构建环境治理对制造业企业DVAR影响的固定效应模型

DVARpit=α0+α1environpt+∑Controlpit+τi+δt+φp+εpit

(1)

其中，DVARpit为p地区的企业i在第t年的出口国内附加值率，environpt为p地区第t年的环境治理程度，Controlpit表示影响出口国内附加值率的系列控制变量；τi、δt、φp分别表示个体、时间和地区固定效应，εpit为随机干扰项。

(二)变量选择、说明与处理
1.变量选择与说明

被解释变量：企业出口国内附加值率(DVAR)。本文基于中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库计算制造业企业层面的出口国内附加值率，借鉴张杰等(2013)[28]的研究，基于下述公式展开计算

width=55,height=17,dpi=110
width=277,height=163,dpi=110
(2)

在式(2)中，T代表不同贸易方式类型，O、P、M分别为一般贸易类型企业、加工贸易企业和混合贸易企业；width=44,height=17,dpi=110为T种贸易类型下企业i在t年的出口国内附加值率；width=34,height=20,dpi=110表示一般贸易类型企业i在第t年的实际中间品进口额,width=34,height=20,dpi=110表示加工贸易类型企业i在第t年的实际中间品进口额，width=28,height=17,dpi=110为企业i在第t年使用的国内原材料中包含的国外成分；Yit表示企业i在第t年的总产出；ωo和ωp为权重，分别表示一般贸易企业和加工贸易企业中间品进口比重。

核心解释变量：环境治理(environ)。本文从政府角度出发，选取行政命令型环境治理方式进行研究。政府实施环境治理的目的在于约束市场主体对环境的负外部性影响，而作为政策的推行方，地方政府宏观上的引导和约束具有方向作用，因此本文从地区整体的环境情况出发，选取各省工业废水排放达标率、工业二氧化硫排放达标率、工业烟尘排放达标率及工业固体废物利用率，以这四个指标为基础，部分借鉴魏敏和李书昊(2018)[29]对熵权法的使用，对上述四个指标优先进行无量纲化处理，将标准化后的数据基于熵权法核算公式进行权重测算和环境治理综合指标的计算。之所以选取这一方法主要归因于一方面其可以较好地提取各项分指标的信息，拓宽了代理变量容纳的信息量，尽可能地降低单一指标选取带来的不稳定性；另一方面源于使用该方法计算的权重属于客观赋权的一种，极大地避免了主观因素的干扰，提高了计算科学性。具体权重核算公式如下所示

width=193,height=19,dpi=110其中width=96,height=17,dpi=110

(3)

width=163,height=17,dpi=110
(4)

在式(3)中，Ej表示信息熵，m为研究对象数量，xij为具体元素，因此Pij可视为每个元素对所在特征变量下的贡献度。式(4)中Wj表示在信息熵基础上计算的权重。

控制变量：基于前人的研究基础，本文分别选取企业年龄(age)、资本密度(capital)、劳动力投入(labor)、行业集中度(HHI)以及企业全要素生产率(TFP)作为控制变量并将其添加进模型中。其中企业年龄按照其现有年份减去开业年份加1并取对数进行测度，资本密度通过企业固定资产净值与企业平均雇佣员工数之比并取对数进行衡量，劳动力投入选取企业雇佣员工数量并取对数进行衡量。本文采用赫芬达尔指数(HHI)来测算行业集中程度，具体为width=125,height=19,dpi=110其中width=15,height=17,dpi=110为行业i中企业f劳动力投入量，Ei表示行业i中劳动力投入总量。此外，针对企业全要素生产率，本文选用LP方法进行计算，这里借鉴白东北等(2019)[30]使用半参数回归法，迭代次数设置为50且置信区间为95%，将企业雇佣员工数量、固定资产、工业增加值和中间品投入上述可能影响企业生产率的因素纳入到对TFP的估算中来，其中中间品投入作为工具变量来解决TFP生产过程中的内生性问题。

其他变量选取：为探究环境治理对制造业企业出口国内附加值率产生影响的机制原因，本文从政府视角切入，以政府环保投资额并取对数作为政府对地区绿色投入的代理变量，选取政府对企业补贴作为其对企业绿色投入的代理变量，分别从宏观地区和微观企业两个方面展开内在机制的分析。之所以将政府对企业的补贴视为其对企业绿色投入的代理变量源于当绿色发展战略在顶层得到确立并对地方政府形成了环保压力背景下，地方政府更倾向于对绿色发展企业进行补贴[31]。此外，由于政府对企业补贴目的在于推动企业更好地进行生产和发展，而技术创新作为影响企业生产发展的关键因素，其直接决定着企业的生产水平和出口竞争力，因此这里将政府补贴视为其对企业绿色创新的补贴。基于以上分析，本文选取政府补贴为政府对企业绿色投入的代理变量。此外，为了避免虚拟变量或政府补贴额直接作为政府补贴代理变量可能存在的缺陷，本文参考岳文(2020)[32]的测算方法，使用政府补贴占企业销售额比重进行测度，该方法既体现了政府补贴数额，也能反映补贴与企业规模的关联。为了进一步剖析政府对地区和企业绿色投入带来的深入影响，本文从国内中间品投入比重出发识别政府绿色投入对国内中间品投入变动的影响，采用国内中间品投入占比进口中间品投入进行测度，以分析可能存在的“相对价格效应”。

本文对所选变量首先进行了描述性统计分析，具体结果见表1。可以看出，所有变量取值均在合理区间中，因此，可以视为本文变量选取均有效。

表1 变量的描述性统计结果

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资料来源：作者整理。

2.变量数据来源

本文企业层面相关数据主要来自于中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库，其余数据来自于《中国环境年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及各地方政府官网。

四、实证结果与分析
(一)基准回归结果
1.环境治理对制造业企业出口国内附加值率的影响

本文以制造业出口企业数据为基础，对模型(1)展开估计，具体结果见表2。可以看出，列(1)在未添加控制变量情况下，环境治理的实施对制造业企业出口国内附加值率的提升具有积极的促进作用，且通过了1%置信水平检验；列(2)—(6)为依次加入企业年龄、资本密度、劳动力投入、行业集中度及企业全要素生产率在内的5个控制变量，不论从回归系数角度还是显著性来看，回归结果并未发生较大波动，反映出二者存在积极促进关系这一结果的内在稳定性。具体来看，企业年龄对制造业出口国内附加值率产生的积极影响归因于，企业存在时间越长表明其对市场的熟悉度和适应性越高，有利于降低企业对信息及中间品搜寻成本进而提高企业出口国内附加值率。资本密度的抑制作用可能受到其对这一时期中国以劳动密集型生产为主这一比较优势的偏离影响[33]；而劳动力投入的增加推高了企业成本从而加重了企业生产负担，在一定程度上阻碍了出口国内附加值率的提升；行业的竞争程度直接影响着企业生产活动，当行业集中度过大时，意味着市场垄断程度越高，垄断企业对要素和市场定价等的控制不利于资源的优化配置和市场化水平的提高，同时也挤压着其他现存企业的发展，从而不利于DVAR的提高。企业全要素生产率对制造业出口国内附加值率提升有积极促进作用主要归因于，随着企业生产效率的提高，有利于节约企业生产成本，同时也推高了国内中间品质量，推动了国内中间品对进口中间品的替代，在这二者的综合影响下有助于提高企业出口国内附加值率。

表2 环境治理对制造业企业出口国内附加值率的影响分析

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注：括号内的数值为企业层面进行聚类的稳健标准误；*、**、*** 分别表示在 10%、5%和 1%的置信水平上显著。下同。

2.环境治理对不同污染程度企业出口国内附加值率的影响

进一步的，本文基于行业的环境污染程度，就环境治理对不同污染程度企业DVAR的影响进行了探讨。借鉴鞠可一等(2020)[34]依据主要污染物排放量对企业进行环境标准分类，根据制造业行业工业废水排放量分别将其划分为清洁型行业和污染型行业，并将对应企业按照上述标准进行归类，具体回归结果见表3。可以看到，环境治理对清洁型企业DVAR的推动作用大于其对污染型企业，产生这一结果的原因可能为，清洁型企业由于其对环境污染程度相对较低，向绿色发展转型相对容易，因此环境治理有助于加速推动企业采用新技术进而提高生产效率，促进了这类型企业DVAR的大幅提升。环境治理的实施目的在加强对存在污染的企业的环境约束，因此这类型企业就成为了监管的重点对象。在重点监管的背景下，由于这类企业污染程度较重，因此向绿色转型发展阻力较大，推进起来较为缓慢，环境治理所产生的有利影响存在滞后性，因此其作用效果相对较弱，这也从侧面说明环境治理的确对污染型企业的发展冲击更大。至此，假设1得到了验证。

表3 环境治理对不同污染程度的企业出口国内附加值率影响

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(二)稳健性检验
1.变量替换检验

本文基准回归部分是基于国内中间品包含的国外成分为5%展开的分析，有学者通过研究认为，中国加工贸易企业使用的国内中间品中包含的国外成分大约占到5%-10%[35]，因此，这里将这一比例调整为10%重新进行DVAR的测算并进行检验。同时，环境治理与PM2.5存在紧密关系，环境治理越严，PM2.5数值就越低，因此，本文选取PM2.5作为环境治理的代理变量进行进一步分析。为保证数据质量，这里采用经过卫星灯光校准后的城市PM2.5数据进行变量替换检验。具体结果见表4。列(1)—(2)表示在重新测算后的数据基础上环境治理对企业DVAR的影响，可以看到结果依然是前者对后者具有显著促进作用。列(3)—(4)表示在重新测算后的数据基础上，灯光PM2.5这一代理变量的影响结果，可以看出灯光PM2.5与出口国内附加值率存在反向的抑制作用，也就是说随着环境治理程度的提高，有助于促进制造业DVAR的显著提升。以上结果均说明了基准回归结果的稳健。

表4 变量替换检验

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2.内生性问题处理

制造业企业DVAR的变化反映了出口贸易真实利得的变动，而这一变化与企业生产行为直接相关。企业生产是产生环境问题的主要原因之一，而这反过来会对环境治理程度产生一定影响，因此，模型存在潜在的内生性问题。基于此，结合本文核心解释变量指标的选取特点和研究需要，部分借鉴陈诗一和陈登科(2018)[36]的处理方式，采用省级政府工作报告中与环境有关词汇出现频数作为环境治理的工具变量以解决模型内生性问题。之所以选择这一变量为代理变量，源于地方政府工作报告中环境相关词汇出现频数越多，说明政府对此类话题关注程度越高，即更倾向于进行环境治理；同时政府报告中环境相关词汇出现次数并不受企业出口国内附加值率影响，因此工具变量选择有效。基于以上分析，本文采用二阶段最小二乘法(2SLS)进行工具变量检验，具体结果见表5。列(1)—(2)表示国内中间品所含国外成分占比5%时所得出口国内附加值率的回归结果，列(3)—(4)表示国内中间品所含国外成分占比10%时所得出口国内附加值率的回归结果，可以看出，工具变量通过了第一阶段检验，证明了工具变量选取有效。进一步地，在纠正了模型可能存在的内生性后，环境治理对企业DVAR的影响依然起到了显著提升作用，证明了基准结果稳健。

表5 工具变量检验

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3.转换研究方法的检验

在基准回归部分，本文采用面板回归方法对环境治理和制造业企业DVAR关系进行了探究，由于二者的因果关系可能受到其他因素干扰从而影响评估结果，因此，为确保其他对DVAR的可能影响因素被剔除干净，及准确识别环境治理对其的因果影响，这里采用双重差分法(DID)对二者关系再次进行检验。由于本文是选取行政命令型环境治理方式展开的研究，因此这里采用同一方式，选取2012年经由国务院批复的重点区域大气污染防治“十二五”规划项目作为一项政府环境治理的政策(tD)，该项目涉及全国19个省、自治区和直辖市，目的是改善大气质量、严格环境准入、推进能源清洁利用等从而促进经济发展方式转变，要求在重点区域率先推行大气污染联防联控工作，这一环境治理政策的实施可以视为一项“准自然实验”，恰可以通过双重差分法来识别其对企业DVAR的影响。基于这一背景，本文展开相关检验，具体结果见表6。可以看出，相较于基准回归结果，环境治理对企业DVAR提升的“净效应”有一定程度下降，但前者对后者依然存在显著的促进作用。在经过一系列稳健性检验后，可以证明基准回归结果可信且稳健。

表6 转换研究方法的检验

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(三)影响机制检验：中介效应模型
上述一系列研究均证明了环境治理对制造业企业DVAR具有显著的促进作用，通过理论机理分析可知，实现这一结果主要源于环境治理的实施促进了政府环保支出(govprotect)和政府补贴(govsubsidy)的增加，从而有助于提升企业出口国内附加值率。基于此，本文进一步构建中介效应模型对这一影响渠道进行实证检验以验证理论部分分析。具体模型构建如下

DVARpit=a0+a1environpt+∑Controlpit+τi+δt+φp+εpit

(5)

govprotectpt=γ0+γ1environpt+∑Controlpt+δt+φp+εpt

(6)

govsubsidypt=θ0+θ1environpt+∑Controlpit+τi+δt+φp+εpit

(7)

DVARpit=π0+π1environpt+π2govprotectptπ3govsubsidypt+τi+δt+φp+εpit

(8)

本文对可能影响环保投入的地区总人口、人均财政收入水平、森林覆盖率和城镇化率等上述变量进行识别，并将其作为影响政府环保支出的控制变量添加进模型(6)中。此外，政府补贴除了会受到企业个体特征影响外，还受到地区财政收入水平影响，因此除了企业年龄、资本密度、劳动力投入、行业集中度和企业全要素生产率外，本文在模型(7)控制变量中还添加了地区人均财政收入水平。

具体回归结果如表7所示，其中列(1)-(2)分别表示环境治理对中介变量政府环保支出和政府补贴的影响，分别是对模型(6)和模型(7)回归结果的反映，可以看出环境治理显著推动了政府绿色环保投资和政府对企业补贴的增加，说明在环境治理过程中政府的作用得到了有效发挥，其作为社会主体的一部分，对环境治理的重视、参与和引导规范着整体社会可持续发展的方向，也为社会环境质量的提升和企业向清洁型转型发展提供了有利的外部助推环境。政府实施环境治理反映出其对环境质量发展的重视，而随着环境治理的推行和程度的加深，政府并未缺席这一治理过程，环境向好不仅仅需要企业投入其中，也需要政府参与和承担起相应责任。列(3)为模型(5)的回归结果，也就是基准回归结果。

表7 影响机制检验

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列(4)—(5)分别表示核心解释变量和以政府绿色环保投资和政府对企业补贴为代表的中介变量对企业DVAR的回归结果，可以看到在添加了中介变量后回归系数较基准回归结果均有所下降，证明部分中介效应的存在。就政府绿色环保投资而言，证实了环境治理确实通过促进政府绿色环保投资的增加推动了企业DVAR的升高。环境治理的推行反映出政府对改善地方环境质量的决心，因此，在这一背景下与治理环境相关的环保支出水平也会受到相关决策的刺激得到提升，而环境治理属于整体社会范围下的治理行为，政府和企业最终的环境目标具有趋同性，均是实现社会环境质量整体的改善，基于此，政府绿色环保投资的增加在一定程度上减轻了企业环保支出成本，为企业转变生产发展方式提供了有利的外部支撑，也为企业研发资金的积累提供有利条件。基于这一分析，政府绿色环保投资的增加有利于加速企业技术创新[37]，从而实现企业DVAR的提升。就政府补贴而言，环境治理是通过增加政府对企业的补贴实现了企业DVAR的提升。环境治理在短期内势必会加重企业生产成本负担，政府补贴的增多为环境治理带来的对企业成本的冲击起到了较好的抵补作用。而基于环境治理大背景，企业依然需要推进创新进程，转变生产发展方式，政府补贴的存在对抵补企业创新行为带来的“成本效应”有着积极影响，加速了企业技术革新带来的“补偿效应”的实现，从而有助于推动企业DVAR提高。随后，本文将两个中介变量同时置于模型中，即列(6)为模型(8)的回归结果，可以看到回归系数进一步下降，即可以视为环境治理是通过促进政府绿色环保投资和其对企业补贴的增加进而实现了对制造业企业DVAR升高的影响，可以肯定政府投入在二者促进关系中所发挥的积极作用。假设2得到验证。

五、扩展性分析
通过前文一系列的分析，可以看出环境治理对制造业企业DVAR具有显著的提升作用，那么这一积极的促进效果是否会因区域间要素禀赋差异、不同企业类型以及要素密集度区别而出现异质性值得进一步讨论。因此，本文在前文分析基础上就上述三个方面展开扩展性分析。此外，环境治理对企业DVAR的提升作用主要是通过政府绿色投入的增加得以实现，那么政府绿色投入这一重要因素是如何具体地对企业生产变动进行影响的呢？基于此，本文从政府绿色投入切入，分别就其对企业成本、企业数量和企业国内中间品使用的影响展开讨论，以明确政府绿色投入所发挥的具体效果，从而对影响机制部分进行有益深化和扩展补充。

(一)要素禀赋、企业类型和要素密集度异质性下的检验
1.要素禀赋差异下环境治理对企业出口国内附加值率的影响

中国区域间经济发展水平差异较大，要素禀赋基础不同，因此，不同区域就发展基础而言存在不平衡性，这种不平衡会使得不同地区在面对自上而下的政策实施时，可能会产生异质性结果。为了识别环境治理对地区真实贸易利得变动产生的差异性影响，本文以东部地区和中西部地区作为划分标准展开地区要素禀赋差异的分析，之所以将中部和西部地区合并研究源于西部地区出口企业数量过少，因此将其与中部地区合并研究。此外，为了促进国际贸易发展，国家推动了国家级保税区的成立，以鼓励国际贸易和保税业务的发展，国家级保税区的建立可在一定程度上视为自由贸易区，其建立为地区外贸发展提供了良好的外部环境，对地区企业出口贸易存在较大程度的影响，为了剔除这一政策实施带来的干扰，本文在对这一政策实施涉及到的城市进行剔除后，再次进行回归检验，具体结果见表8。列(1)—(2)为未剔除政策影响的回归结果，列(3)—(4)为剔除了其他政策干扰后的结果，综合来看，环境治理对东部地区企业DVAR的提升具有显著的促进作用，且结果均通过了1%置信水平检验，而对中西部地区并没有起到相应效果。产生这一结果的原因可能为东部地区技术发展水平、市场竞争力以及制度完善程度等外部条件较优，在这一环境下所属企业的经济技术水平和竞争力相较于中西部地区较强，因此在面对环境治理时，企业进行发展变革基础较好，从而有利于推动其转型发展，实现企业DVAR的提升。

表8 要素禀赋差异下环境治理对DVAR的影响检验

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2.企业类型差异下环境治理对企业出口国内附加值率的影响

本文根据不同企业类型，将制造业企业归为国有企业、外资企业和民营企业三类，并就环境治理对不同企业类型的出口国内附加值率影响进行识别，具体结果见表9。可以看出，环境治理对外资企业和民营企业DVAR提高具有显著的促进作用，特别是对外资企业的提升效果更好；而相对于这两类企业，环境治理对国有企业DVAR提高并没有产生良好效果。产生上述结果源于外资企业在资金和技术上具有一定优势，面对环境治理其有能力推动企业转型发展。民营企业是完全经过市场经济考验而立足于市场中，其具有较强的市场竞争力，环境约束的实施会加速这类企业技术创新的发生，从而促进企业DVAR提升。而国有企业在发展上由于具有更多的政策、金融信贷等方面扶持，其自身在面对市场变革时敏感度相对较低，因此在面对环境治理时，企业转型发展困难重重。同时，由于国有企业承担着更多的政治经济任务和社会责任，因此政府补贴的创新激励效果有限[38]，致使环境治理对该类企业DVAR的影响并未起到积极效果。

表9 企业类型差异下环境治理对DVAR的影响检验

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3.要素密集度差异下环境治理对企业出口国内附加值率的影响

本文按照要素密集程度将行业分为劳动密集型、资本密集型以及技术密集型三类，并按此分类划分为三种不同要素密集度企业，就环境治理对不同要素密集程度企业DVAR的影响进行分析，具体结果见表10。可以看出，环境治理对三种要素密集度企业DVAR均起到了显著促进作用，但对劳动密集型企业DVAR提升效果最好，而对技术密集型企业的影响效果最弱。之所以出现这一结果可能由于这一时期中国的比较优势是以劳动密集型生产为主，在这一比较优势下企业可以通过压缩劳动力成本抵消因环境治理实施带来的环境生产改造成本的上升，而这一行为在满足环境保护要求的同时又直接提高了企业生产效率，从而实现了环境保护与提高企业DVAR的“双赢”。而环境治理对技术密集型企业DVAR提升影响较小从侧面反映出中国技术革新基础薄弱，面对环境治理，技术密集型企业可能受到研发基础、创新周期等内外部条件限制而不能较快释放技术发展带来的巨大潜力，从而对企业DVAR快速提升有一定影响，这也是政府在实施环境治理时需要关注的方向之一。至此，假设3得到验证。

表10 要素密集度差异下环境治理对DVAR的影响检验

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(二)政府绿色投入与企业生产变动关系探究
1.政府绿色投入对企业成本的影响

环境治理的实施会给企业成本带来负担，而企业成本又是影响企业DVAR的重要因素之一，企业成本升高会阻碍DVAR的提升，进而不利于中国贸易向高附加值、高质量发展的转变。因此，政府环保支出和政府补贴对企业成本这一重要因素的影响成为探讨的关键，本文首先对这二者关系进行了分析。其次，在环境治理背景下企业成本被推高的同时，存在挤占企业生产性支出的可能，进而影响到研发和企业创新活动的发展，因此这里进一步就政府绿色支出对企业研发的影响进行分析，由于企业规模直接影响着成本的支出，因此这里将企业工业总产值(industrial)作为企业规模的代理变量添加进模型的控制变量中，具体结果见表11。列(1)—(2)可以看出，政府环保支出和政府补贴均促进了企业成本的下降，特别是前者的影响更为积极，通过了10%置信水平检验，说明政府绿色支出有助于抵补由环境治理推高的企业成本。进一步地，政府支出对企业成本的抵补是否会造成企业安于生产现状而怠于创新需要进一步分析。从列(3)—(4)的结果可以看到这一情形并不存在，政府环保支出和政府补贴均显著地推动了企业研发投入的增加，说明政府的绿色支出是有助于推动企业创新行为的发生。综上可以看到，政府环保支出和政府补贴有助于降低企业成本，对由环境治理带来的企业成本的负担进行一定程度的“补偿”，而在总成本下降的前提下，企业研发支出得到增加反映出企业对创新投入的重视和倾斜，有助于加速推动创新“补偿效应”的实现，进而促进企业DVAR快速提升。

表11 政府绿色投入对企业成本和研发的影响

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2.政府绿色投入对地区企业数量变动的影响

地区企业数量的变动会对地区市场竞争度和发展水平产生影响，一个地区企业数量的增多意味着该地存在经济集聚倾向，而集聚的促进效应所带来的交易成本的降低[39]、知识和技术的溢出以及资源和信息的高效匹配[40]等均推动着地区市场化水平和企业生产效率的提高。基于这一分析，这里就政府环保支出和政府补贴的增加对地区企业数量变动的影响展开讨论，分别从地区企业净流入量和企业总数量增长率两方面进行检验，同时，本文将地区经济增长率水平和地区外企数量添加进了控制变量中。具体结果见表12。综合来看，政府环保支出和政府补贴均有助于推动地区企业净流入量和企业总数量增长率的提升，特别是政府环保支出具有更显著的影响。上述结果说明在环境治理背景下，政府绿色投入的增加有助于推动地区经济集聚现象的出现，吸引更多企业进驻，集聚的促进效应有利于推动地区市场化水平和企业生产效率的提高，进而对企业DVAR的增加有良好的助推作用。

表12 政府绿色投入对地区企业数量变动的影响

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3.政府绿色投入对企业国内中间品投入变动的影响

对于制造业企业DVAR的核算，国内中间品投入是核心指标之一，国内中间品投入程度直接决定着中国企业对外出口所获真实贸易利得的多少，也影响着中国制造业的升级和所处价值链位置，因此，在环境治理背景下政府绿色投入的增加是否会影响国内中间品投入的变动值得分析，基于此，本文展开了相关检验，具体结果见表13。可以看出，政府环保支出和政府补贴均显著地促进了国内中间品投入比重的上升，即在政府绿色投入下国内中间品投入对进口中间品投入的“替代效应”显现。政府绿色投入的增加加速了企业技术创新，为供给更高质量和更多数量的国内中间品提供了可能，从质量上看有助于推动其对进口中间品的替代，从数量上看供给的增多使得国内中间品价格趋于降低，因此具有价格优势。在质量上的“替代效应”和数量上的“相对价格效应”共同作用下，政府绿色投入推动了企业国内中间品投入比重的增加，进而直接有助于促进企业DVAR提升。

表13 政府绿色投入对国内中间品投入变动的影响

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六、结论及政策建议
环境治理引起的企业绿色成本的上升与制造业出口国内附加值率提升显然产生了冲突，如何解决环境治理与贸易高质量发展这一悖论成为推动绿色贸易发展的关键。本文基于制造业出口企业视角，利用2000-2013年中国工业企业数据库和海关贸易数据库，通过构建固定效应模型就环境治理对企业出口国内附加值率的变动影响进行了分析，并进一步从政府绿色投入角度展开，论证了政府对地区和企业绿色支出的重要作用。实证结果显示：(1)环境治理显著地促进了制造业企业出口国内附加值率的提升，且这一结果对清洁型企业DVAR提升的作用效果优于对污染型企业的影响。基准结果在经过一系列稳健性检验后依然成立。(2)环境治理与企业出口国内附加值率提升的积极关系主要通过政府对地区环保支出和对企业补贴的增加这两个中介传导机制实现，以政府环保支出和政府补贴为代表的政府绿色投入有利于降低企业成本和提高其研发投入水平，加速创新“补偿效应”的实现；同时，政府绿色投入的增多也吸引了地区企业净流入量和总量增长率的增加，推动着集聚的促进效应发挥其作用。此外，政府绿色投入的增加也推动着国内中间品对进口中间品“替代效应”的出现。(3)异质性检验表明环境治理对东部地区企业DVAR提升效果优于对中西部地区的企业。就企业类型来看，环境治理对外资企业和民营企业DVAR增加的影响效果更好，对国企DVAR的影响没有达到理想效果。就要素密集度而言，环境治理对劳动密集型企业DVAR提升幅度更大，而对技术密集型企业的影响最弱。

基于上述结论，本文提出相关政策建议如下：(1)推动地区环境治理实施的长效性，同时应加大对污染型企业转型发展过程中的关注。环境治理对企业发展带来的积极影响通过长期作用得以实现，因此对这一积极效果的维持和推动需要从长远性和动态性来看待。同时在这一过程中，污染型企业由于转型发展存在较大阻力，环境政策应切实考虑此类企业绿色成本、技术革新周期以及可能受到的国内外市场竞争的冲击等因素，在环境治理背景下对这类企业转型发展的过渡阶段给予相关的政策倾斜，为加速其转型提供有力的外部环境支持。(2)提高政府对地方环境治理参与度，加大对地区环保投入和企业绿色发展的补贴。环境治理以社会整体环境质量改善为最终目标，政府对地区环保投入和企业补贴的增加一定程度上有助于分担企业绿色投入成本，避免企业绿色成本对创新投入的过度“挤出”。应提高政府在环境治理中的参与度和引导作用，在财政支出上重视环境治理方向，在政策实施上规范城市绿色发展，激发地区微观主体绿色治理和城市发展活力，在结果上推进有利于产品质量提升的政府投入支持，提升企业中间品竞争力，形成国内中间品-产成品市场内部良性循环。(3)环境治理的实施应充分考虑中西部地区企业竞争优势整体相对较弱的现实情况，政策的推行应给予充分考量，配合适时、适度的财政补贴、绿色金融贷款和政策优惠支持以推动其更好地转型发展。同时继续深化对国有企业绿色转型发展的探索，强化国有企业在技术、知识和管理等方面对其他类型企业的学习，以提高国有企业整体创新效率。此外，加强政策和金融信贷对技术密集型企业发展的支持，提高该类企业技术发展基础水平进而释放技术创新带来的更大红利。

参考文献

[1]许士春. 贸易对我国环境影响的实证分析[J].世界经济研究,2006(3):63-68.

[2]史贝贝,冯晨,张妍,等.环境规制红利的边际递增效应[J].中国工业经济,2017(12):40-58.

[3]任力,黄崇杰.国内外环境规制对中国出口贸易的影响[J].世界经济,2015,38(5):59-80.

[4]李小平,卢现祥,陶小琴.环境规制强度是否影响了中国工业行业的贸易比较优势[J].世界经济,2012,35(4):62-78.

[5]康志勇,汤学良,刘馨.环境规制、企业创新与中国企业出口研究——基于“波特假说”的再检验[J].国际贸易问题,2020(2):125-141.

[6]李玉楠,李廷.环境规制、要素禀赋与出口贸易的动态关系——基于我国污染密集产业的动态面板数据[J].国际经贸探索,2012,28(1):34-42.

[7]马林静.基于高质量发展标准的外贸增长质量评价体系的构建与测度[J].经济问题探索,2020(8):33-43.

[8]戴翔,宋婕.我国外贸转向高质量发展的内涵、路径及方略[J].宏观质量研究,2018,6(3):22-31.

[9]蔡承彬.政府补贴对企业出口国内附加值的影响研究[J].宏观经济研究,2018(7):103-113.

[10]邵朝对,苏丹妮,李坤望.服务业开放与企业出口国内附加值率:理论和中国证据[J].世界经济,2020,43(8):123-147.

[11]毛其淋,许家云.贸易自由化与中国企业出口的国内附加值[J].世界经济,2019,42(1):3-25.

[12]邵朝对,苏丹妮.产业集聚与企业出口国内附加值：GVC升级的本地化路径[J].管理世界,2019,35(8):9-29.

[13]闫志俊,于津平.出口企业的空间集聚如何影响出口国内附加值[J].世界经济,2019,42(5):74-98.

[14]王毅,黄先海,余骁.环境规制是否降低了中国企业出口国内附加值率[J].国际贸易问题,2019(10):117-131.

[15]ANTONIETTI R, MARZUCCHI A. Green tangible investment strategies and export performance:a firm-level investigation [J]. INGENIO (CSIC-UPV) Working Paper Series,2013,108:150-161.

[16]YANG S X, DING P Q, WANG G L, et al. Green investment in a supply chain based on price and quality competition [J]. Soft Computing,2019,24:2589-2608.

[17]KANG S J, LEE S. Impacts of environmental policies on global green trade [J]. Sustainability,2021,13(3):1517.

[18]郑洁,刘舫,赵秋运,等.环境规制与高质量创新发展:新结构波特假说的理论探讨[J].经济问题探索,2020(12):171-177.

[19]李树,陈刚.环境管制与生产率增长——以APPCL2000的修订为例[J].经济研究,2013,48(1):17-31.

[20]马中东,宁朝山.环境规制与企业低碳竞争力分析[J].统计与决策,2010(18):182-183.

[21]CHAFFEE E E. Three models of strategy [J]. Academy of Management Review, 1985, 10(1):89-98.

[22]STOEVER J, WECHE J P. Environmental regulation and sustainable competitiveness:evaluating the role of firm-level green investments in the context of the porter hypothesis [J]. Environmental & Resource Economics,2018,70(2):429-455.

[23]BARBERA A J, MCCONNELL V D. The impact of environmental regulations on industry productivity:direct and indirect effects [J]. Journal of Environmental Economics & Management,1990,18(1):50-65.

[24]席鹏辉,梁若冰.空气污染对地方环保投入的影响——基于多断点回归设计[J].统计研究,2015,32(9):76-83.

[25]BROBERG T, MARKLUND P O, SAMAKOVLIS E, et al. Testing the Porter hypothesis:the effects of environmental investments on efficiency in Swedish industry [J]. Journal of Productivity Analysis,2013,40(1):43-56.

[26]KASAHARA H, LAPHAM B. Productivity and the decision to import and export:theory and evidence [J]. Journal of Inter National Economics,2013,89(2):297-316.

[27]孔东民,刘莎莎,王亚男.市场竞争、产权与政府补贴[J].经济研究,2013,48(2):55-67.

[28]张杰,陈志远,刘元春.中国出口国内附加值的测算与变化机制[J].经济研究,2013(10):124-137.

[29]魏敏,李书昊.新时代中国经济高质量发展水平的测度研究[J].数量经济技术经济研究,2018,35(11):3-20.

[30]白东北,张营营,王珏.产业集聚与中国企业出口行为:基于企业劳动力成本的研究[J].世界经济研究,2019(11):46-64+135.

[31]王竹泉,王惠,王贞洁.企业绿色发展、政府补贴和研发支出——兼论企业的道德发展层级[J].当代财经,2021(2):75-87.

[32]岳文.政府补贴与企业出口国内附加值率:事实与影响机制[J].财贸研究,2020,31(5):13-27.

[33]白东北,张营营.产业协同集聚与制造业企业出口国内附加值率[J].财贸研究,2020,31(4):18-35.

[34]鞠可一,周得瑾,吴君民. 环境规制可以“双赢”吗？——中国工业行业细分视角下的强“波特假说”研究[J].北京理工大学学报(社会科学版),2020(1):21-28.

[35]KOOPMAN R, WANG Z, WEI S J. Estimating domestic content in exports when processing trade is pervasive[J]. Journal of Development Economics,2012,99(1):178-189．

[36]陈诗一,陈登科.雾霾污染、政府治理与经济高质量发展[J].经济研究,2018,53(2):20-34.

[37]张平淡,朱松,朱艳春.我国环保投资的技术溢出效应——基于省级面板数据的实证分析[J].北京师范大学学报(社会科学版),2012(3):126-133.

[38]许家云,徐莹莹.政府补贴是否影响了企业全球价值链升级？——基于出口国内附加值的视角[J].财经研究,2019,45(9):17-29.

[39]FAN C C, SCOTT A J. Industrial agglomeration and development:a survey of spatial economic issues in East Asia and a statistical analysis of Chinese regions [J]. Economic Geography,2003,79(3):295-319.

[40]林伯强,谭睿鹏.中国经济集聚与绿色经济效率[J].经济研究,2019,54(2):119-132.

Environmental Governance, Government Green Investment and High-Quality Trade Growth: Research on Domestic Value-Added Rate of Manufacturing Exports
LI Nan1, SHI Bei-bei1, BAI Dong-bei2

(1.School of Economics & Management, Northwest University, Xi’an 710127, China; 2.School of Economics, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233030, China)

Abstract：The high-quality development of trade has made specific requirements for the quality and benefit of trade development. In the new era, the development of green trade has become an inevitable choice to promote the high-quality growth of trade. Based on the enterprise information of the China Industrial Enterprise Database and China Customs Database from 2000 to 2013, this paper calculates the domestic value-added rate (DVAR) of manufacturing enterprises' export, and uses entropy weight method to fit the comprehensive index of environmental regulation. From the perspective of government green investment, this paper analyzes the impact of environmental governance on the domestic value-added rate of manufacturing exports and the mechanism was identified by constructing fixed effect model and intermediary effect model. The results show that: first, environmental governance significantly promotes the rise of enterprise DVAR, and compared with polluting enterprises, it has a better promotion effect on clean enterprises. Second, the positive relationship between environmental governance and domestic value-added rate of manufacturing exports promotion is mainly realized through the increase of government expenditure on regional environmental protection and subsidies to enterprises. Specifically, the increase of government green investment in regions and enterprises helps to reduce enterprise costs, improve enterprise R&D expenditure, increase the inflow of regional enterprises and expand the domestic intermediate market. Finally, the heterogeneity analysis shows that environmental governance has a more positive effect on the improvement of DVAR in areas with superior factor endowment, foreign and private enterprises, and labor-intensive enterprises, but it is not conducive to the development of DVAR in central and western regions and state-owned enterprises, and has a weaker impact on technology intensive enterprises.

Key words：environmental governance; government green investment; high quality trade development; domestic value-added rate of exports