环境规制、环保投入与中国企业生产率——基于中国企业问卷数据的实证研究，本文主要内容关键词为：中国企业论文,生产率论文,问卷论文,规制论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
工业化国家的发展经验表明，任何国家在工业化进程中都要付出一定的环境代价。随着经济发展程度的不断提高，人们会越来越重视对环境的保护。近年来，中国政府相继制定了九部环境保护法律、和五十多部环境行政法规等一系列环境规制的法律和法规。同时，在“十一五”期间又把主要污染物的减排纳入了约束性指标进行考核，实践也表明，实行主要污染物总量控制，中国不仅有效地控制了污染物总量的排放，而且改善了环境质量①。因此，继续实行严格的环境规制计划，提高执法力度，将有可能使我国在人均不到3000美元的时候实现经济发展与环境保护相协调。正如金碚（2009）所说：“加强政府的资源环境规制并提高规制有效性，是现阶段中国工业化进程中的一个极为重要的问题”。
从经济学的角度看，实施环境规制其实质是要把企业负外部性内部化，由此会产生以下疑问。环境规制强度的提升对企业的绩效产生了什么样的影响？环境规制与企业生产率是否可以“双赢”？事实上，对这些疑问的回答不仅对评估现有环境规制政策和判断现行环境规制政策的有效性具有重要意义，而且还会为政府制定相关产业政策提供参考依据。因为，环境规制对企业的影响程度，不仅反映了规制政策的有效性，同时也反映了被规制企业应对规制的措施的有效性，以及转化规制带来的不利影响的能力和水平。
国内外不少研究者从行业或地区层面对环境规制政策及其影响进行过理论和实证研究（Jaffe et al.,1995; Alpay et al.,2002; Br
nnlund,2008；白雪洁等，2009；张成等，2010、2011；李钢等，2010），还有研究者在研究环境问题时，顺带讨论了这方面的问题（王兵等，2010；陈诗一，2010）。但是，从微观企业层面对该问题进行研究还刚刚起步。本文尝试从企业层面对环境规制与生产率的关系进行研究，因为通过生产率的提升来提高我国工业竞争力是未来我国工业发展的基本主题之一，而减少污染和走可持续发展之路又是我国工业发展的基本要求。可以说，从企业层面研究环境规制与生产率是研究中国工业发展问题的基础问题之一。
在国内外相关研究的基础上，本文的研究试图从三个方面弥补这些文献不足。一是立足于中国企业的微观层面来研究环境规制、环保投入与生产率的基本关系，并探讨环境规制与企业生产率“双赢”的机理，评价现行环境规制政策的效果，为宏观层面环境政策的制定提供微观证据，这是行业或省际加总数据无法做到的；二是研究中使用不同口径计算的生产率，在解决了异方差和多重共线性等问题的基础上，进一步通过工具变量法纠正了可能存在的内生性问题，保证了研究结论的可靠性；三是使用微观企业数据，可以观测企业本身的效率特征与环境规制、环保投入的关系，这可能是制定更为有效的环境规制政策的着力点。
二、文献回顾
有关环境规制与生产率的关系，在理论研究方面，相关文献可以归纳为三个假说，即“制约假说”、“波特假说”和“不确定性假说”。其中，“制约假说”认为环境规制需要企业投入相应的资本来降低污染，这会增加企业的负担，从而影响企业生产效率。“波特假说”则将动态创新机制引入分析框架，提出通过“创新补偿”和“先动优势”，可能会出现环境规制与企业生产率的“双赢”（Porter,1991; Potter and Linde,1995; Ambec and Barla,2002）。“不确定性假说”认为影响环境规制与生产率的关系的因素存在不确定性，而且实施环境规制的时机选择也具有差异性，这将导致环境规制对企业生产率的影响具有不确定性（Barbera and McConnell,1990; Wagner,2004；张嫂，2004；张红凤，2008）。
实证方面的研究，多以发达国家尤其是以OECD国家为研究对象。依据上述三个假说，相关实证文献也可以大致为三类。
（1）“制约假说”的前提是将企业负外部性内部化，从企业的成本角度看，在企业技术资源条件不变的情况下，这将增加企业的生产成本，进而影响企业生产率。Gray（1987）对20世纪70年代美国制造业部门进行研究后，发现这一时期制造业部门生产率下降的30％是由美国环境保护局的规制造成的。Jaffe等（1995）在对环境规制与美国制造业竞争力之间的关系进行检验时，发现环境规制引发了“挤出效应”（crowing－out effect），即为了满足环境规制要求，企业在此方面投入的财力、人力和技术资源不会产生直接的生产价值，反而挤占了企业在其他方面的投资，最终妨碍了企业生产率的提高。Gray和Shadbegian（1995）使用美国造纸业、炼油业和炼钢业三个产业的数据进行研究，发现反映规制严格程度的企业污染治理成本与生产率之间存在着负相关关系，还发现为满足环境规制要求花费的成本与企业的生产率水平与增长水平也都存在负相关性。
（2）自“波特假说”被提出后，国内外许多研究者对这一假说进行了检验。研究主要围绕行业层面数据进行。Berman和Bui（2001）对洛杉矶的冶炼业进行研究后，发现20世纪80年代晚期以来，尽管对空气污染的控制强度在不断提高，但该地区冶炼业的生产率比美国其他地区的冶炼业有较高的生产率，这意味着污染控制投资提高了生产率。Hamamoto（2006）使用日本制造业数据进行研究，发现环境规制的压力能刺激产业的创新活动，从而对全要素生产率具有显著的正向推动作用。还有一些研究者对发展中国家是否也出现“双赢”进行了检验。Alpay等（2002）在研究墨西哥食品加工业时，发现20世纪90年代晚期以来，面临不断加强的环境规制，该国食品加工产业的生产率是在不断增长的，他们估计环境规制强度每提高10％会引致生产率增长2.8％。Murty和Kumar（2003）对印度的研究也表明企业的技术效率随着环境规制的严格而提高。关于中国的实证研究主要在地区和行业层面。白雪洁和宋莹（2009）对2004年中国省级火电行业的环境规制进行分析。发现环境规制相对非规制有利于中国各地区火电行业的技术效率提升（这符合“波特假说”），即合理的环境规制可以激发技术创新、规模改造，最终赢得效率提升。张成等（2010、2011）对1996—2007年中国工业部门全要素生产率与环境管制及强度的关系进行的研究，发现环境规制及其在给企业带来一定“遵循成本”的同时，也能够激发“创新补偿”效应，并且这种效应大于企业的“遵循成本”，但这种关系在地区之间存在差异。从长远来看，环境规制及强度和生产率可以实现“双赢”。
（3）“不确定性假说”对研究行业或企业异质性对环境规制与生产率的关系影响提供了崭新的视角。Brnnlund（2008）使用瑞典1913—1999年制造业部门数据，发现环境规制和生产率增长的关系不显著。他认为，其可能的原因是生产率增长与环境规制事实上就是无关的，也可能是研究中使用的测度环境规制的变量没有真实地反映出环境规制强度。解垩（2008）对1998—2004年中国省际工业生产率与环境规制关系的研究，发现增加污染投资和减少工业SO[,2]排放对工业生产率没有明显的影响，原因可能是由于它们对生产率的两个组成部分的影响相抵消所致。傅京燕和李丽莎（2010）认为环境规制与我国各行业的国际竞争力呈“U”型关系。在拐点之前，环境规制会起到负面作用，此后则会促进比较优势的形成，这主要受企业或行业异质性因素的影响。针对实证上出现的不一致。Telle和Larsson（2007）认为，这可能是因为研究者使用的数据和研究方法造成的。本文将以中国企业为研究对象，重点分析我国企业在环境规制与生产率之间的关系，并研究环境规制对生产率的影响机制，进而解释在环境规制约束下，企业为应对规制而采取的行动及差异的原因。这不仅对评估现行环境规制政策提供实证方面的依据，而且可以为未来产业政策的调整提供参考。
三、环境规制对生产率影响的机理及研究假设
首先，环境污染物是在企业生产过程中产生的一种废物，反映了资源利用的低效率。采取恰当的环境规制可以引导企业进行创新，从而促使企业寻找提高资源利用效率的新方法来减少这种废物的排放，或者环境规制将引导企业去寻找将废物变为可销售产品的途径来提高企业的销售收入，这就是所谓的“创新补偿理论”。同时，在社会环境意识日益提高及有效环境规制下，企业通过率先采用环境友好措施，如改进生产过程与产品环境性能、开发新产品或新生产技术，并率先将这样的产品或技术引入市场，可捷足先登，优先于其他竞争者在市场中获得更多“货币投票”，即获得“先动优势”（Porter和Linde,1995）。如上世纪70年代，日本汽车业受日本防止大气污染法颁布的影响，严格限制汽车排气，随后日本车在美国市场获得了飞跃发展。再如，近年来油电、油气混合汽车受到广泛关注，企业开发这种技术的动机并非在于个别地、具体地对应环境规制措施，而是因为他们意识到公众对加强环境规制措施具有长期、普遍的倾向，为了在以这种倾向为前提的市场中确立自己的竞争优势，企业主动进行的研发。
根据以上分析，本文提出假设1：环境规制与中国企业生产率存在正向关系。
其次，不可否认，当企业面临较强的环境规制时，企业将投入较多的资金在污染治理上，即污染治理成本和资金投入随着环境规制强度的提高而增加，而这可能会产生“挤出效应”（挤占了企业在其他方面的投资），从而给企业的经营绩效带来一定负面影响。但是，从动态的角度看，在环境规制强度提高时，企业可以通过内部挖潜与技术创新来应对由于环境规制标准提高而增加的成本（李钢等，2010）。也即，通过“创新补偿”机制会抵消甚至超过由于环境规制强度增大给企业经济绩效带来的不利影响。目前，已经有越来越多的企业意识到“即使没有环境规制也要采取应对措施”、“如果有可能，要采取超越环境规制标准的应对措施”，由此自发地采取积极的环境对策。那么，随着中国环境规制强度的提高，“先动优势”将进一步激励企业对环保技术创新的投入，这最终又能转化为企业的生产率的提高。
根据以上分析，本文提出假设2：环境规制的强度与中国企业生产率也存在正向关系，并且规模越大，环境规制对生产率的影响也越大。
最后，环保是企业未来竞争优势的重要来源（金碚，2009），企业将环境成本内化的战略不仅是企业适应社会环境保护现状的要求，更是企业在以实际行动履行其社会责任。对社会公众而言，若某企业能比其他企业更好地承担社会责任，那么在进行消费时，可能会首先选购该企业的产品（李永友、沈坤荣，2008），最终企业的竞争力在无形中得到提高。因此，在面临环境规制压力时，那些较先采取了先进环保技术或主动控制污染排放的企业（这些企业将对环保设备进行投资）将更可能会获得包括创新优势、效率优势和先动优势等一系列的竞争优势，而这些优势的获得将提高企业的生产率。
根据以上分析，本文提出假设3：随着环境规制强度的提高，企业会增加对环保的投入，并与生产率存在正向关系。
四、研究设计
1.变量设计
（1）因变量。对企业生产率指标的选择一直是相关研究的难点。测算企业层面的生产率的方法有多种，但由于不同国家所处的经济发展阶段、发展模式、制度差异以及数据来源的局限性，不同测算的方法就具有不同的适用性。考虑到中国所处于的经济与制度转型阶段且作为发展中大国的双重背景，我们所选择的测算企业全要素生产率的方法，必定要切合处于特定转型背景下的中国企业的实际特点。国内学者常用的生产率的测算方法主要有两种：随机前沿分析法（SFA）和数据包络分析法（DEA）。这两类方法各有自己独特的优点，为保证本文的实证研究的可靠性，我们使用了两种方法分别对企业生产率进行了测算，使用的软件为STATA11.2② 和DEAP2.1。在测算中，我们以企业从业人员平均人数和企业固定资产净值年均余额分别表示劳动（L）和资本（K）投入，以产品销售收入表示产出。
（2）解释变量。①如何测度环境规制是研究中最需要注意的一个问题。选择恰当的测度环境规制的指标在很多情况下，对经验研究结果有显著的影响（Mulatu et al.,2001）。考虑到中国环境保护的实际问题主要是“有法不依”（即环境规制执法强度需要提高）的问题，而不是“无法可依”（即环境规制标准强度需要提高）的问题（李钢等，2010）。且在调查问卷中有如下问题：政府对企业环保检查___次/年？据此，我们使用政府环保检查次数作为环境规制（FRE）的代理变量。②对环境规制强度的度量，一般可以用企业对污染控制的努力程度、承受的成本和直接测量三个方面进行衡量（Levinson,1996）。在调查问卷中有这样的问题：在2005年，企业在环保方面的运营费用（包括监控、审计、交纳规费、罚款等）是多少？据此，我们使用2005年企业在环保方面的运营费用作为环境规制强度（REGU1）变量。③对环保投入的度量，在问卷中有这样的问题：在过去三年中，企业在环境保护方面的设备（即“三废”及降低噪声的设备）投资是多少？据此，我们用过去三年在环保方面的投资代理环境投入（RGEU2）变量。这样做的好处是这个变量是过去三年的环保投入，从而便于我们考察过去的环保投入对企业生产率的滞后效应。
（3）控制变量。在考察企业生产率相关的因素时，还应控制一些与企业生产率紧密相关的变量。综合相关的理论和本文所使用的数据，我们选择以下指标作为控制变量。①人力资本（HUM）。人力资本反映了企业在技术、管理和生产组织等方面的综合实力，人力资本越强的企业，其生产率也越高。在问卷中有在企业里大学（及以上）学历的员工占员工总数的比例问题，我们以此来衡量企业人力资本。②出口（EXP）。出口与企业生产率之间的关系并不是十分确定，存在“出口中学习效应”和“自我选择效应”的争论，但有研究表明通过“出口中学习效应”可以使企业生产率得到提高，故我们使用企业2005产品/服务销售中出口占总销售额的比例来衡量出口指标。③规模因素（SIZE）。因为规模经济因素，企业规模是导致企业生产率异质性的主要来源之一，越是具有生产效率的企业其规模应该越大。我们的研究按照企业员工的数量设置了相应的虚拟变量。④市场力量（MAR）。一般而言，越是具有较高的生产率，企业在行业中的市场份额就越高，我们以企业主要产品所在“市场的竞争程度”来反映企业的市场力量。⑤地理位置（REG）。企业所处地理位置在很大程度上决定了企业的交通条件、信息和技术获取能力、获得中间投入品和其他生产要素的能力，甚至极大影响着企业的市场竞争意识，从而会对企业的效率产生很大的影响。
考虑到企业的所有制类型特征差异，在计量模型中，我们还加入了企业是否为外商投资企业、港澳台企业、民营企业以及国有企业的虚拟变量（OWN），采用分组的虚拟变量形式，以国有企业为基准组，考察企业的所有制差异对于效率的影响效果。除以上刻画单个企业特性的变量外，我们还控制了企业所处的行业③ （IND）（2分位）以及企业所在城市（CITY）两组虚拟变量，分别以采掘业和北京为基准组，以此考察不同行业、不同城市之间与企业生产率之间不可观察的因素，以上相关变量定义见表1。
2.模型构建
借鉴前文所总结的文献中环境规制与企业生产率的关系的分析，在尽可能考虑到计量模型可能的变量遗漏和多重共线性这两个问题基础上，并且重点考虑到中国企业所处于的转型背景，以及我们样本数据的实际特点，我们采用如下计量模型：
其中，i表示不同的企业，X表示前文中的一系列控制变量，μ和ε为随机误差项。需要说明的是，我们的因变量使用了两种不同的
，对使用SFA法测算的企业生产率，其反映的是一个企业在特定投入规模下与最大产出之间的差距，那么在回归中，如果变量的系数为负，则恰恰说明效率提高了。
3.数据来源说明
本文使用的数据源于世界银行和国家统计局进行的一次工业企业调查④，具体而言，本文使用的数据来自两个方面。一是国际金融公司（IFC）委托北京大学中国经济研究中心进行的一项关于企业社会责任的调查，该调查在2006年春对全国12个城市的1268家企业进行了问卷调查，具体而言，样本城市为（从北向南）长春、丹东、赤峰、北京、石家庄、西安、淄博、重庆、十堰、吴江、杭州和顺德。调查问卷的内容涉及劳动保护、环保管理、市场环境、政府监管等方面。为了保证样本代表了真实的企业分布状况，该调查按各样本城市中每类企业的份额来抽取企业。在该样本中，68.7％是国内私营企业，其余的三种类型的企业大致各占10％。调查的企业是从一个年销售额大于500万元的企业全集中随机抽取的，这是因为是统计局中只保存着500万元年销售额以上企业的数据。二是国家统计局提供的这些样本企业在2000—2005年的财务和人员信息，包括雇佣人数、总利润、税收、总销售额等信息。综上，我们的研究使用的企业样本无论从规模、所有制类型，还是所在行业等方面均具有广泛的代表性。
遗憾的是调查数据没有给出2000—2005年全部环保数据，只有2005年一年的数据，因此我们只用了2005年的横截面数据。另外，出于本文的研究目的，我们剔除了无效样本（如数据缺失严重或没有相关财务指标等）。
五、实证研究结果与分析
1.环境规制与企业生产率：一个初步检验
我们首先考察环境规制及其强度与企业生产率的关系。在利用OLS对横截而数据进行计量分析时，必须注意可能存在的多重共线性和异方差问题。通过观察解释变量的Pearson相关系数矩阵，发现除企业地区的分布与城市变量之外，其他变量之间相关系数绝对值一般都在0.5以内，我们因此将以上两组指标变量依次纳入到模型中进行多次逐步回归，以避免严重的多重共线性问题。为了减少模型中可能存在的异方差问题对估计结果稳健性影响，我们采用怀特（1980）所推导出的异方差一致协方差矩阵，对模型回归结果的标准误差和t统计值进行了修正，这既使得OLS方法的结果更为稳健可靠，又可一定程度上消除模型的异方差问题。表2报告了以两种不同的生产率为因变量的OLS模型回归结果。
从表2中各模型的回归结果可以看出，在控制了人力资本、企业规模、出口、市场力量、行业、地理位置、所有制及城市这些因素后，环境规制及其强度变量与企业生产率呈现正向关系，而且其系数和显著性都表现出相当的稳健性，我们的假设1和假设2，即环境规制及其强度与企业生产率的“双赢”在回归结果中得到了验证。
（1）环境规制与环境规制强度变量。在模型1～4中，因变量是通过DEA方法计算出的生产率。模型1和模型2重点检验了环境规制与企业效率之间的关系，结果表明环境规制与企业生产率之间存在正向关系，并且其系数在5％水平上显著为正。另外，从表3中国企业环境管理情况也可以看出，设有专门的环境保护部门的企业占总调查样本的55.18％，为达到环保标准而进行额外投资的企业也有50.7％，在调查中还发现，那些在环保方面进行过投入或在环保管理做得相对较好的企业，其生产率都明显高于在环保管理方面没有进行投入或无作为企业的生产率。基于以上分析，本文的研究结论可能说明，较严格的环境规制给企业提供了关于生产无效率信息的来源和激励企业进行技术革新，从而有利于促进企业生产率的提高。
综合上述事实，本文的回归结果可能说明，目前中国企业已经有能力接受较高的环境保护标准，甚至把提高环境质量作为提升竞争力的一种重要方式（金碚，2009）。同时，这也表明“波特假说”中提出的环保与生产率“双赢”在中国企业中得到了证实。模型3和模型4表明，环境规制强度与企业生产率也存在正向关系，其系数在1％水平上显著为正，环境规制强度每增加10％，企业生产率相应会上升0.5％和0.7％。另外，从调查数据的统计看，2005年全部有环保运营费用的企业中，其环保运营费占企业销售额平均水平仅为0.03％，这个数据和李刚等（2010）的研究结论相一致。
本文的研究结果表明，对企业的环境保护成本而言，即使中国政府实施了更严格的环境保护标准，其对中国企业成本的影响也是十分有限的。更进一步看，这表明相对小型企业，中国大中型工业企业完全有能力承受较高的环境标准。
在模型5～8中，因变量是使用SFA法得出生产率，我们的回归结果表明，除模型5之外，在控制了城市因素后，环境规制及规制强度变量的符号至少在10％水平上显著为负，这与我们的预期相符，考虑到这里使用的生产率是一个企业在等量生产要素投入条件下其产出与最大产出的距离。因此，我们可以这样认为，中国工业环境规制及其强度的提高将会有助于企业生产率的提高，其提高幅度与模型1～4得到的结果相差无几，假设1和假设2再次得到验证。
本文的研究表明，随着环境规制及其强度的不断提高，企业生产的“清洁度”也不断提高。更为重要的是，这不是以削弱企业生产率为代价，相反，两者实现了“双赢”。综合以上实证研究结果，我们有理由相信，在中国企业的发展过程中，环境保护与企业生产率之间将存在长期的正向关系。
（2）在控制了环境规制及其强度的情况下，本文选取的大部分指标与生产率之间存在正向关系。
①人力资本变量。在模型1～8中，人力资本变量的系数至少在5％水平上显著，这表明，人力资本水平的提高与企业生产率存在稳定的正向关系，这与其他相关研究相一致。
②出口变量。其结果表明，出口与企业生产率存在负向关系。这一结果有些出乎意料，可能解释是，虽然目前大量中国企业进入全球价值链，但这是建立在我国劳动密集型竞争优势的基础之上的，在进入全球价值链的初始阶段，可能会由于进口了先进的生产设备提升了企业生产率，但是随着企业被限制或锁定在全球价值链的低端阶段的到来，不仅不能促进生产率的提高，反而会阻碍生产率的提高（刘志彪、张杰，2009）。
③企业规模变量。其结果表明，与小型企业相比，大型和中型企业与生产率存在显著的一致性的正向关系。这表明与小企业相比，在面临环境规制及其强度的压力下，大中型企业凭借其雄厚的资金和技术实力，能顺利转化环境成本，实现环境保护与生产率提升的“双赢”。
④市场力量变量。本文的研究表明，与主要产品市场竞争激烈的企业相比，在控制了环境规制后，产品市场竞争适中的企业与生产率有显著负向关系，这可能说明对市场竞争适中的企业而言，其生产率受到环境规制及强度的影响较大。对竞争较低的企业，其与企业生产率存在正向关系，但都不显著，这可能与这些企业属于都是自然垄断行业有关，这类的企业具有相当的垄断势力，但其垄断来源于政府对行业的规制，并不是由生产率高或技术先进带来的，那么本文的实证结果也在情理之中。另外，我们的回归结果可能因为市场力量与企业规模存在多重共线性问题，导致回归结果出现不稳定。
⑤行业虚拟变量。总体而言，与采掘业相比，制造业在考虑环境规制情况下，与生产率存在正向关系，但系数只有在模型4中在5％水平上显著，其他都不显著。可能的原因是不同城市对制造业污染排放的规制及强度不同，从而导致回归结果的不稳定。电力、煤气及水的生产和供应业与企业生产率负相关，且都不显著，可能是因为这类行业都是自然垄断行业，其效率原本就不是很高，那么环境规制及强度的提高只会对其产生负面影响。这样的结果，说明未来中国环境规制政策的制定，要充分考虑到行业之间的差别。
⑥企业所有制结构变量。研究发现，在控制了环境规制及强度后，所有制变量与企业生产率都有正向关系，且在l％水平上显著。与国有企业相比，外商投资企业的生产率提高程度要显著高于港澳台投资企业和国内民营企业。进一步我们可以发现，国内民营企业和港澳台投资企业的生产率差距已经较小，环境规制对两类企业的因素的影响相差无几。这个结果的政策含义是未来的环境规制政策对外商投资企业、国内私营企业和港澳台投资企业应同等对待，这样可以最大程度的避免发达国家为降低污染治理成本，而将污染密集型产业转移到中国。
⑦地区虚拟变量。研究发现，控制了环境规制及强度的影响后，相比东部企业，位于中西部地区的企业其生产率要下降2.3％～5.3％之间，这表明环境规制及其强度加大对中部地区和西部地区的影响较大，这也可能反映了我国中西部地区的企业发展更多的是仰赖于地区自然资源和较低的环境标准。
关于城市虚拟变量，由于太多，也不是本文讨论的重点，所以不做详细讨论。
2.进一步的考察：环保投入与生产率
众多研究指出，通过“先动优势”，那些率先对环保进行投资的企业不仅不会牺牲其生产率，反而能通过“创新补偿”提高企业生产率。也即环境规制通过对企业的环保投入这个渠道来影响企业生产率。这里我们要关注的是本文计量模型中可能由于存在逆向因果（reverse causality）关系所导致的内生性问题。因为，既然环境规制及其强度可以促进企业生产率提高，那么生产率越高的企业可能更有能力和资金进行环保设备投资。结合我们数据的实际特点，本文采用工具变量法处理在估计企业环保投入与生产率的关系时可能存在的内生性偏误。
本文采用的工具变量有两个：①国家是否有针对企业主要产品的环保标准。因为，国家对某种产品颁布环保标准，与环境规制有关。同时政府颁布的这个环保标准并不是针对某个企业的，显然这与具体某个企业的生产率并没有太大的关系。②生产经理或环保管理部门是否了解什么是清洁生产。一般而言，清洁生产是企业社会责任的主要表现之一，而生产性环保投入又是企业社会责任的主要表现（金碚、李钢，2006）。在一项与我们使用相同数据的研究中，研究者发现环保排在企业社会责任的第二重要位置，有16.3％的企业总经理或所有者表示认同（徐尚昆、杨汝岱，2007）。在本文中选“了解”且说出的“清洁生产”的三个主要内容中与环保相关的比例都超过70％。那么，可以认为了解清洁生产会促使企业对环保进行相应的投入，而这种投入主要是为企业履行社会责任。
我们先使用典型相关性似然比检验方法来检验未被包括的工具变量是否与内生的自变量相关。结果表明本文的工具变量都拒绝了零假设（零假设是模型识别力不够）。弱工具变量检验的F值在工具变量模型中分别为22.66和23.45，根据Staiger和Stock（1997）提出的判断标准：当只有1个内生变量时，第一阶段回归的F值大于10是个经验的临界点。另外，根据Stock、Wright和Yogo（2002）提出的方法进行的弱工具变量检验，本文的两个工具变量的F值也都大于显著性程度为10％的临界值（临界值＝19.93），这进一步证明本文不存在弱工具变量的问题。对于外生性检验，过度识别检验的Sargon统计量P值（见表4）说明，我们选取的工具变量均满足这一条件。这些检验说明，在统计意义上所选工具变量是有效的。
从表4中的回归结果可以发现，与OLS估计结果相比，2SLS方法得出的系数都有所提高。然后，我们还采用其中一个工具变量或者不控制城市特征时，进行了检验。其结果都表明，我们关心的变量的回归系数的符号和显著性都没有发生显著变化。表4中的结果表明，环保投入对企业的生产率都有显著正向影响，即企业人力资本存量、规模、行业及所有制等因素不变的情况下，环保投入增加10％，则预计企业的生产率会提高0.6％～0.9％，本文的假设3得到验证。
我们利用Hausman检验来比较2SLS与OLS模型的回归结果，但都无法推翻2SLS与OLS模型的回归系数没有系统性差异的原假设。在不存在内生变量的情况下，OLS回归比2SLS更有效，所以，尽管我们使用工具变量处理了可能出现的内生性问题，但基于过度识别检验、弱工具变量检验及Hausman检验的结果，我们接受表4中的OLS回归结果。这说明前文讨论的有可能出现的内生性问题并不显著。
3.稳健性检验
进一步检验实证分析的结果是否随着参数设定的变化保持适当的稳健性是非常必要的。本文采用了如下的稳健性的测试方法：使用资本—劳动比率（企业固定资产总额/企业员工数）作为反映企业生产率的指标。因为上面使用非参数和参数法测算的生产率是企业剔除资本、劳动要素后的技术创新等技术进步因素对生产率的影响部分，一个不容忽视的事实是，对中国企业生产率的提升而言，很大程度上是与凝结在生产装备设备中的资本规模因素相关，因而必须充分考虑资本要素因素对企业生产率的影响效应（张杰等，2009）。稳健性检验的回归结果显示（见表5），我们重点关注的环境规制强度变量、环保投入变量的系数符号和显著性都没有发生实质性的改变。总之，稳健性检验结果表明，中国企业生产率与环境规制可以实现“双赢”，中国企业也有能力应对严格的环境规制。
六、结论与政策含义
本文以2006年中国企业调查数据为样本，考察了环境规制对中国企业生产率的影响及作用机制，得出如下基本结论。
其一，环境规制及其强度与企业生产率之间存在着稳定、显著的正向相关关系，一定程度上反映出我国企业的发展并没有因为环境规制带来的成本上升而受到影响，由此为我们制定相应的环境规制政策提供了参考。这一结论一方面说明中国企业有能力承受更高的环境标准，另一方面也说明我国的污染控制政策对企业实现污染减排起到了积极作用。在我们的研究中，这种作用主要是通过污染排放罚款收费制度实现的。
其二，环保投入与企业生产率存在显著正向关系。这说明在目前工业污染防治压力下，中国企业的污染治理主观能动性得到了积极的发挥，而这并不是以损害企业效率为代价。
其三，在面对环境规制及其强度下，不同的行业、不同的规模和不同的地理位置的企业生产率呈现不同的表现，表明不同的行业、规模和地理位置的企业对环境成本上升带来的压力的消化能力是不一样的，未来的环境政策要充分考虑到这些不同。
基于实证结果，本文提出如下政策建议。
第一，我国环境规制带来的成本上升仅占企业生产成本很小的一部分，这其实反映了企业应对环境规制的能力和水平。对企业决策者们而言，应转变以往一贯持有的环境规制及其强度的提高会导致企业生产率下降的错误理念，以积极主动的姿态应对政府的环境保护措施。在面对环境规制及其强度不断提高情况下，不同的企业可以采取不同的应对措施，国内的企业应该最大限度地利用政府的一些相关扶持政策，在环保技术创新上加大投入，实施制度创新、技术创新和管理创新，提高对资源的利用效率和技术水平，逐步降低生产成本，从而最终提高在国内外市场上的竞争力。港澳台企业和外资企业应提升其环境保护和守法意识，严格履行其全球统一的标准，在生产过程中做到排放达标，积极履行其环境责任：这样，企业通过不断地推进技术进步，将其环境管理内化于企业发展战略之中，适应环境成本内在化的时代要求，努力寻找将生产废弃物变为可销售产品的途径，努力使企业在生产过程中变得更清洁。
第二，我国企业已经有能力承受更加严格的环境规制标准，因此，对违反环境保护政策的企业，政府应该继续进一步提高污染的收费标准，使其真正对企业采纳更清洁生产技术产生激励效果。这样，在一定程度上将避免出现在静态分析框架下规制实施者与被规制企业之间不合作博弈。在具体的操作方式上，政府一方面要设计合理的环境规制模式，引导企业增强企业绿色生产意识，改变污染治理模式，逐步由传统的末端治理模式转变为源头治理模式，从而最大限度地减少政企之间较高的交易成本；另一方面采取激励相容的政策措施，引导政府与企业建立合作关系。同时，借鉴国际经验，设计以市场为基础的激励型环境规制措施，引进非正式的环境规制方法，包括环境协议、环境管理认证与审计等。
第三，对不同行业、地区及规模的企业的环境规制措施及强度不应采取“一刀切”。由于中国处于经济社会转型时期，国内各地区经济发展水平差异巨大，如果采取“一刀切”的标准来规制所有的企业，将导致一些企业被迫退出，这可能会影响社会的和谐稳定。同时，环境规制即使是对同一个地区内的不同规模的企业也应区别对待。因此，政府实施严格而有弹性的环境规制政策能一方面通过过程补偿降低生产成本，另一方面通过产品补偿增加产品价值，最终使企业生产率得以提升。
第四，政府对企业环境保护管理制度建设进行指导，提升企业自愿环境管理意识。从研究使用的数据可以发现，中国企业通过ISO14000认证的企业所占比例仅有20％，更多的企业是为了达到排放标准而“被动”参与环保，可见中国企业的环境责任意识薄弱，自愿环境管理意识不强。因此，政府应加大对企业进行环保的宣传，并提供相应的环保管理认证辅导和培训，对企业已有的成功的环保技术和环保管理经验进行总结并加以推广，对自愿参与环保管理的企业提供资金和技术上的资助，建立企业内部环境保护约束机制，倡导企业参与自愿环保管理。
注释：
① 2010年2月9日，第一次全国污染源普查成果新闻公报。
② 具体而言，使用的是STATA软件中的frontier命令。
③ 如果使用4位数代码划分行业，会导致在回归模型中自由度大大降低，进而可能导致一些变量不显著。因此，我们根据企业2位数代码分为三类：采掘业、制造业和电力、煤气及水的生产和供应业。
④ 感谢姚洋教授提供的数据帮助，当然文责自负。
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