出口企业是否比非出口企业具有更高的环境友好性？？基于微型企业数据的检验_排污费论文

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      随着中国改革开放的深入，中国经济与世界越来越紧密地联系在一起，进出口贸易对国民经济的作用越发突出。较多的经济学者和贸易政策制定部门对企业生产率和出口行为之间的关系有了较深入的研究，但企业的环境友好度与出口行为之间的关系研究依然较少。国内外多数研究主要集中在进出口和FDI等对区域以及产业环境质量的影响，很少有文献探讨微观企业的贸易进出口决策对企业排放或环境保护的影响。

      国内出口企业和非出口企业哪个更加环保？无论是理论研究还是实证研究，都没有明确这两类企业在环保方面有无明显的差别。导致这一不足的部分原因是缺乏包含企业层面的排放量和出口方面的微观数据集。本文从这个议题出发，主要从微观角度探讨出口与非出口企业环境友好度的差别是否源于出口决策的不同；为克服样本选择、样本联立性问题，以及内生性问题产生的估计偏误，以反事实因果分析为基础，利用倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）探讨出口对企业排污的影响。稳健性检验发现，出口对中国工业企业降低排污作用显著，并根据经验事实做了进一步的解释，提出了相关政策含义。

      二、文献综述

      由于出口企业与非出口企业在企业规模、企业生产率和企业排污强度等重要方面都存在显著差异。换言之，企业是异质的而非同质的。因此，Melitz（2003）提出的异质企业贸易模型对于我们的研究有指导性作用。本文将对异质的出口企业与非出口企业之间的排污强度进行分析，并且综合其他因素，结合中国企业的特点阐述企业出口与企业排污之间的关系。

      目前，国际学术界对贸易自由化产生的环境影响存在两大阵营：自由贸易者与环境保护论者。受不同利益集团影响，以及研究目的、思路、数据及模型等存在较大差异，关于国际贸易对环境的影响有三种不同观点。

      第一种观点认为，不论从短期还是长期来看，国际贸易对环境质量的影响都是消极的。贸易会损毁自然资源，使得污染物随着跨国贸易转移至诸如发展中国家，使其成为“污染的天堂”，以寻求更高的经济利益，从而阻碍环境保护立法，影响国际达成有效的环境治理和约束协议。Cropper和Griffiths（1994）认为，环境的外部性是由自然资源的公共化造成的，如果各国产权体系不完善，则贸易会对环境带来负面影响。Chichilnisky（1994）在南北贸易模型的框架下研究产权问题及贸易模式时指出：如果贸易在产权制度不完备的国家和产权制度相对完备的国家之间发生，将导致环境资源的过度开采，从而使资源配置无效的状况进一步恶化，进而影响整个世界经济的健康发展。

      第二种观点认为，贸易不是产生环境问题的根源，自由贸易会促进经济发展，带来的收入增加可以作为促进环境管理和环境技术扩散的基金，对环境政策改革提供激励，增进国家间的环境协调。Ayres和Knesse（1969）指出，污染主要由经济活动中的生产和消费决定，贸易的存在只是通过改变生产和消费进而改变污染物构成，并不对环境总体构成危害。Antweiler等（2001）探讨了开放性的国际商品市场如何影响环境质量的问题，发现与出口贸易相关的技术效应和规模效应会导致污染减少，并提高环保程度。Mukhopadhyay（2004）分析了印度贸易自由化进程中的商品贸易结构，并且估计了进出口商品中的能源和碳含量，结果表明出口贸易有利于印度国内的环境保护。Jeffrey和Rose（2005）认为出口贸易对降低空气污染可能有积极的影响。

      第三种观点认为，国际贸易对环境的影响较为复杂，是综合影响正负大小对比的结果，应该尽量减少贸易对环境的负效应，增强贸易对环境的正效应。Copeland和Taylor（1994，1995）提出了“污染天堂假说”，指出贸易将缓和北方国家（发达国家）的环境污染问题，恶化南方国家（发展中国家）的环境质量。Joseph和Chai（2002）研究结论指出，中国的贸易环境负效应正超过其他正效应，因此环境法规必须更加严格。

      国内关于出口与环境之间关系的文献主要集中在宏观层面和行业层面，探讨贸易与环境污染间的关系，多数支持国际贸易对环境的影响复杂的观点。陈继勇等（2005）构建了中国环境污染与经济要素关系模型，结论表明对环境污染有显著正影响的是收入水平和高污染行业产品价格指数，对环境污染有显著负影响的是贸易开放度、生产技术和环境治理的资本投入。余北迪（2005）认为，出口贸易扩大产生的规模效应对中国生态环境的负面影响大大抵消了结构效应和技术效应产生的正面影响，即出口贸易对中国的总的环境效应为负。党玉婷、万能（2007）和李怀政（2009）研究表明，国际贸易对环境影响的技术效应和结构效应为正，但由于较大的规模负效应，故总效应仍为负。沈利生（2007）利用投入产出模型定量分析了出口贸易对我国能源消耗的影响，得出出口贸易有利于减少能源消耗，提高企业的环境友好度。

      三、理论模型

      本部分引入Melitz（2003）框架中的环境污染和技术升级的选择假设。该扩展模型认为存在国内和国外的两国世界，每个经济体由单一垄断竞争行业、但不同生产率的企业组成，并生产差异化产品。每家企业将劳动作为主要投入，产生的污染排放量作为副产品。

      （一）理论基础

      企业在权衡经营状况后决定是否升级到节能减排型的生产技术，技术升级需要额外的固定成本。该企业还决定是否出口，出口需要额外的可变成本（如运输和保险成本），即单位产品必须被运往目的地的额外成本τ＞1。技术升级是在两种不同技术之间做出选择，最初的生产技术被称为“肮脏”的技术，已升级的技术被认为是节能减排的技术，被称为“干净”技术。“干净”已升级的生产技术需要总固定成本，但是降低了污染物排放的成本。

      产出由雇佣劳动和污染物的价格作为主要投入，根据Copeland和Taylor（1994）的方法将技术j∈｛c，d｝（其中c指干净的技术，d指肮脏的技术）作为额外的生产投入。该生产函数可写为：

      

      其中l表示可变劳动投入，e表示污染物的价格，φ指企业特定的生产率水平。

      假设给定共同工资率为w，因此，企业可变成本为：

      

      其中，θ∈[0，1]表示生产过程的污染密集程度。当θ=0时，模型转变为Melitz的标准模式。生产不同产品的偏好有固定的替代弹性

=1/（1-ρ）＞1，ρ∈（0，1）。根据Dixit和Stiglitz（1977）的方法，用

表示任一企业产品的国内需求，用

表示出口市场需求：

      

      （二）企业行为

      在CES偏好下，由于成本取决于技术选择，利润最大化时的价格大于边际成本，从而市场的最优价格由方程（4）给出：将方程（4）带入（3）中可得市场的最优产出为：

      

      将方程（4）带入（3）中可得市场的最优产出为：

      

      我们将每家企业的利润从国内市场和出口市场的销售额中分离开来做推导。总固定生产成本和固定出口成本分别按比例分摊到国内利润

和国外利润

。因此，从每个市场赚取的利润可表示为：

      

      表示企业的固定成本，

表示企业决定是否出口的额外固定成本。

      假定企业可以通过支付额外的固定成本

（使用更干净技术的环保设备）以降低生产的污染密集度θ，为了简化分析，我们假设环保设备的使用可以将企业的污染物排放水平降为0（θ=0）。因此，采用环保设备进行生产的国内利润和国外利润函数为：

      

      令（6）式为0，我们可以得到采用非清洁技术的零利润临界生产率为：

      

      令（7）式为0，我们可以得到企业出口零利润临界生产率为：

      

      同理，令（8）式等于（6）式，我们可以得到升级到清洁技术的等效利润临界生产率为：

      

      

      预测1：在污染密集度给定的同一行业，效率最低的存活企业为使用非清洁技术的非出口企业，效率较高的企业会采用环保技术进行生产，并且平均排放较少的污染物。其经济学含义是，如（13）式成立要求非出口企业支付的固定成本

较小，使用环保技术的固定成本

较大。由于我国的清洁技术发展尚处于发展阶段，假定

较大并不苛刻。因此，预测1符合实际情况。

      一方面，根据预测1，只有高效率的非出口企业才会采用清洁技术进行生产。另一方面，与Melitz一样，所有的出口企业都会内销，同时，只有内销企业（非出口）中的高效率企业才能进行出口贸易。如（13）式成立要求非出口企业支付的固定成本

较小，运输和关税成本

较大，与非出口企业相比，出口企业需要更加完整的生产工序，需要支付较高的海外营销成本，

较大并不违背事实。当

成立时，只有高效率的非出口企业才会选择出口。因此，不管采用清洁技术进行生产的临界企业生产率与出口企业临界生产率的相对高低如何，一定存在使用清洁技术生产的出口企业。由此我们可得预测2。

      预测2：在污染密集度给定的同一行业内，相对于非出口企业，出口企业平均使用更多的清洁技术生产，排放较少的污染物。

      四、数据处理及变量设定

      本文以下分析主要基于2004年中国规模以上工业企业微观数据，这个调查数据是国家统计局对全部国有和规模以上（年主营业务收入500万元）的非国有工业法人企业的工业统计数据库。

      选取影响出口状态的关键变量，运用Stata软件对企业层面的微观数据集进行描述性分析。由于本文研究的是出口企业与非出口企业之间排污强度的差别，而本文将排污费作为反映企业排污强度的指标，当企业的排污费为0时，本身就属于一类截断类型的回归，与PSM结合处理起来较为复杂。而当企业排污费为0，并不代表这类企业全部都是清洁型企业，只是没有交纳排污费而已，实际操作中，可能往往以罚款或其他形式代替了排污交费。排除这类企业，可以更好推论认为排污费越高的企业污染越为严重。因此，将数据排污费等于0的企业数据排除掉，①剩余观测值为63068家企业。变量的基本描述性统计如表1。

      

      

      表1对主要变量进行了描述性分析，但是没有将出口企业与非出口企业进行划分，得出的描述性统计值只是在总体上对变量进行简单统计。把其他诸如企业规模、生产率、资本劳动比、国企、内外资以及补贴等变量纳入分析，是为了PSM方法匹配出口决策的需要。

      表2显见，出口企业的排污费平均值高于非出口企业，这与我们在理论模型部分得出的结论相反，但是否代表出口企业的环境友好程度就差呢？我们不能单纯地依据平均值草率得出结论，因为我们只是笼统地将企业分为出口与非出口两类，并没有考虑行业的异质性和规模效应对企业排污强度的影响。由于样本可能存在两方面的问题，一是内生性问题，二是样本自选择问题，因此仅从平均意义上也并不能证明出口企业一定要比非出口企业环境友好。将企业进行行业划分后比较企业的排污强度，可以看到资本密集型行业的排污强度高于劳动密集型；重工业明显高于轻工业；公用事业高于采矿业和制造业，这些规律都与行业的特征相吻合，也说明了企业排污强度存在行业异质性。如何更好地深入理解行业差异背后的出口与非出口企业之间的排污差别，就需要进一步的探讨。

      五、企业出口对企业排污影响的实证分析

      （一）OLS与计量估计的问题

      出口对企业排污的影响，传统的OLS方法计量方程的一般形式如下所示：

      

      其中下标i表示不同的企业，lnpwf表示企业排污费的对数；exp为二值虚拟变量（即1为出口企业，0为非出口企业）；X为解释lnpwf水平差别的其他所有控制性向量集；

为期望为0的误差项。方程中α表示出口对企业排污费的影响能力，如果其值大于0且统计显著，表明存在出口的排污效应，相反，则证明出口企业更为环保。

      但OLS估计也存在一定的缺陷，一方面，虽然我们已经尽量全面地考虑了与排污费相关的变量和企业、行业等特征变量，但依然不能保证覆盖所有的影响因素；而且OLS并不能纠正出口和非出口企业之间存在的“自选择”问题。另一方面，OLS方法可能存在的内生性问题造成估计是有偏的。因此，在使用OLS方法估计时应该慎重。

      （二）PSM方法

      企业出口与排污之间存在一定的关系，但两者并不是简单的因果关系，也可能产生OLS无法解决的内生性问题，②直接导致OLS估计的失效。PSM方法的基本思路是：如果能够用一组共同影响的变量来解释出口企业和非出口企业两者间的差异，那么我们就可以用这些共同影响因素进行分层配对，使得每层内有两种企业：出口者和非出口者，且必须满足“给定其他条件相同”。为排除其他企业特征对结果的影响，采取PSM方法进行处理（Rosenbaum和Rubin，1983，1985）。该方法的过程是：给定某个出口企业（作为“处理组”），采用PSM方法，在所有的非出口企业中，选出与该企业得分最接近的企业作为“对照组”。倾向性得分定义为：

      

      其中

和

分别表示同一个体在干预组和不在干预组两种情形下的输出结果。根据匹配方法的不同，权重函数的选择也不相同。③Gilligan和Hoddinott（2006）认为Kernel匹配不存在如NN匹配时可能产生无效标准差的问题，故本文亦采用Kernel匹配的形式。权重函数的表达式为：

      

      其中K（·）服从高斯正态分布函数；h为窗宽参数。

      （三）PSM方法估计结果

      根据倾向得分匹配的原理，我们使用probit模型预测企业出口的概率作为倾向性得分。表3的左半部分为probit回归，右半部分反映相应变量的边际效应，以控制了年份和行业效应的结果2为基准进行解释。具体地，从边际效应（2）可以看出，企业规模size、企业年龄age、外资变量for系数显著为正，表明企业规模越大、生存时间越长，企业决定出口的概率就越大，同时表明随着企业规模的扩大和经营时间的延长，企业可能不会单纯地满足于国内市场，进入国际市场的概率也会增加。外资企业出口的概率比内资企业高37.3个百分点，这可以解释成大多数外资企业都是跨国经营的大型企业，在国际市场上有一定的市场份额，企业出口有天然的竞争优势，其出口的概率也相对较高。资本劳动比lnkl和劳动生产率lp的系数为负意味着劳动密集型企业和劳动生产率低的企业反而出口概率更高，产生这种结果的原因可以解释为2004年国内的出口企业多集中在加工贸易行业，而加工贸易多属于劳动密集型企业，且劳动生产率普遍较低。由于可以贴牌生产和销售，加工贸易无须支付大量的海外营销成本，在设备提供、人员服务和质量控制方面也可以得到国外企业的帮助，因此，加工贸易企业进入出口市场的成本较低，进入出口市场的概率也相对较大。国有变量state和政府补贴sub系数显著为负，表明非国有企业和政府补贴越少，企业出口的概率越高，这也表明政府在选择扶持强者的同时也在选择保护弱者。

      

      probit模型给出了每家企业出口概率，即倾向得分。企业的倾向得分越高，企业出口的概率越大。

      

      图1中，实线1和虚线0分别表示出口企业和非出口企业倾向得分的Kernel密度。不难看出，出口企业倾向得分分布偏右，平均得分与出口组相差较为明显。非出口企业集中在倾向得分较低的部分，两者都在迅速达到顶峰后急转直下，分布都不平缓，而出口企业得分最高点较之非出口企业更高，在两者的交点后，出口企业处处高于非出口企业。

      

      表4表明，在PSM前运用最小二乘估计，得出出口企业排污强度比非出口企业高22.45%；而经过匹配后的处理组的平均处理效应ATT等于-0.2813，即出口企业排污强度相较于非出口企业低了28.13%，表明在运用PSM方法纠正“自选择效应”和可能的内生性问题后，得出了与OLS估计完全不同的结果，且T检验值显著，OLS估计确实存在较为明显的内生性和自我选择问题。表5的平衡检验结果也能证明PSM比OLS更适合本文的研究结论。也就是说，通过倾向得分匹配处理后我们得到，出口企业的排污强度低于非出口企业的结论，这与理论模型得出的结论相一致。

      依据Smith和Todd（2005）的研究，处理组企业与对照组企业基于匹配变量X的标准偏差为：

      

      标准偏差的值越小，可认为模型匹配效果越好。一般认为只要标准偏差的绝对值小于20就不会引起匹配的失效（Rosenbaum和Rubin，1985）。为进一步检验匹配的效果优劣，在计算匹配变量标准偏差的同时，对处理组和控制组企业匹配变量的均值进行T检验，以判断二者是否存在显著差异，如果没有统计上的显著差异则可认为匹配效果满足要求。④

      依照标准偏差和匹配后的处理组和控制组的匹配变量的要求，我们发现各匹配变量的标准偏差的绝对值均显著小于20，可认为选取的匹配变量是适合的，且匹配方法选择恰当，因此，Kernel配对的估计是可以信赖的。表5最后1列是平衡性检验的T检验的概率值，表明上述匹配变量均不能在10%的显著性水平下拒绝匹配后处理组与控制组企业无显著差异的原假设（exp变量稍大于5%的显著性水平），因此，匹配结果基本满足了匹配平衡的要求。

      （四）PSM方法稳健性检验

      本部分基于PSM方法进一步实证检验不同条件下的probit回归结果是否稳定。主要考虑以下三种情形：（1）检验不同所有制的ATT是否发生改变；（2）考察不同行业的ATT是否存在差异；（3）检验不同地区ATT的差异性如何。⑤

      表6报告了考虑更多匹配变量及控制变量后的ATT结果，除了法人企业检验不显著外，其他类型企业均在10%水平上显著。不同所有制企业的ATT差距都在40%以上，其中民营企业出口对环境的友好程度作用最强，高达76.06%。而相对而言，国有和集体企业虽然也表现出明显的出口环境友好倾向，但其处理效应要明显小于其他经济类型的企业。因此，公有经济企业在出口过程中如何更好地利用绿色贸易条件，强化企业的环境形象，是更好地“走出去”的品牌手段。

      

      

      

      表7报告了分行业的处理组与对照组ATT差距及检验结果。我们发现无论将行业如何分类，其ATT值都通过10%显著性水平检验。在三种不同分类情况下，重工业、资本密集型行业和采矿业出口对企业排污强度的降低作用更为明显。一个可能的原因是，由于重工业、资本密集行业以及采矿业等行业被认为是典型的污染型行业，出口过程中受到国外绿色贸易壁垒的压力要比其他传统产业更重，所以与非出口的同类行业相比，更加注重采用清洁生产技术、减少企业污染排放，提高环境质量。

      利用同样的匹配办法，我们分别估计了不同地区的ATT，结果见表8。我们发现无论是东部、中部还是西部，所有地区的ATT值都通过10%显著性水平，表明这些地区的非出口企业的排污强度高于出口企业，出口客观上确实帮助企业改善自身的环境质量。同时，出口对企业排污强度的影响效应存在显著的地区差异，其中，东部地区最强，中部次之，西部最弱。这一方面说明东部地区企业清洁生产技术要显著优于其他地区，另一方面也能看出东部地区出口企业集中，国际化经验丰富，在规避国际市场绿色贸易壁垒方面已经有充分的准备和行动，值得中西部地区效仿。

      通过以上分所有制、分行业、分地区的PSM方法稳定性检验均证明非出口企业的排污强度高于出口企业，因此我们认为出口能帮助企业改善环保程度，提高企业的环境质量。

      六、结论与政策含义

      出口能否改善企业在环保方面的记录，一直以来是贸易与环境关系上探讨较多的问题，但受限于微观数据的可得性，很少有文献对异质性企业出口与环境友好关系进行研究。本文基于2004年30万余家工业企业数据运用PSM方法对排污与企业出口之间的关系进行了经验检验。在选择了恰当的匹配变量后，使用probit模型估计出口的概率作为匹配参照的倾向得分，进行样本的Kernel匹配，发现与出口企业相比，非出口企业的排污费要高出28.13%左右。在增加了更多的匹配变量之后，分所有制、分行业、分地区的检验结果也都表明出口企业相较于非出口企业对环境更为友好。不同所有制结果显示，虽然都表现出不同程度的出口绿色效应，但以国有和集体为代表的公有制企业的出口绿色效果要远差于民营和外资企业。资本密集企业、重工业以及采矿业等传统污染较重的企业在出口的环保程度上都表现较高的处理效应。东部地区的处理作用更为明显，中西部地区次之。

      研究具有重要的政策含义：政府应完善企业的环境政策，鼓励出口和非出口企业采取清洁生产制度，解决两类企业环境质量的差别，增强企业自身的环境软实力；促进重工业、资本密集行业以及采矿业等典型的污染型行业进行产业升级，加大环保研发力度，促使企业从污染强度较高的传统行业转向更加清洁高效的行业；此外，鼓励中西部地区企业效仿东部企业的崛起途径，在鼓励企业出口的同时加大力度发展环保产业，通过环境成本内在化，使得出口产品价值提升，并有效避免“绿色贸易壁垒”对出口产品的影响，增加出口产品的国际竞争力。

      本文研究也存在一些需要进一步完善的地方，如企业环境质量，由于数据缺乏，我们仅用企业的排污费作为其环境质量的重要核心变量，虽然有一定程度的合理性，即排污费越高，预示企业的排污量越大，但它和排污量等还是有本质上区别，这也可能对本文的研究产生一定的影响。此外，我们仅利用了2004年工业企业的数据，数据的时效性不强，且不能连续观察其动态演化规律。这些缺陷都需要在进一步的研究中进行修正和完善。

      

      ①排污费为零的情况：（1）当企业排污费为零时，代表企业真的没有污染排放；（2）由于统计及其他原因，虽然企业存在污染排放，并没有交纳排污费。

      ②一方面出口可能是排污降低的原因，即出口后的企业为提高竞争力改良技术，采用更加清洁、生产率更高的技术使得企业的排污降低；另一方面排污也可能是促进企业出口的原因，排污低的环保型企业运用更加清洁先进的技术，相对于同行业企业有更强的竞争力，也会促使企业进入更加广阔的出口市场。因此，现实中出口与企业排污的因果联系可能表现为单向的，也可能双向。

      ③主要有NN匹配、分层匹配、Kernel匹配、半径匹配、DD匹配。

      ④在这样的检验条件下，我们删除了企业亏损虚拟变量，故对匹配变量重新进行PSM检验。

      ⑤对于第一情形，匹配变量排除了内外资的虚拟变量for和国有企业虚拟变量state；对于第二情形，不控制行业虚拟变量；对于第三情形，不控制地区虚拟变量。

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