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    環(huán)境規(guī)制、市場競爭和企業(yè)全要素生產(chǎn)率

    2022-05-12 11:05:34耿曄強(qiáng)
    經(jīng)濟(jì)師 2022年5期
    關(guān)鍵詞:生產(chǎn)率規(guī)制顯著性

    ●耿曄強(qiáng) 李 晨

    一、引言

    自改革開放以來,我國的經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了飛速增長,但隨之帶來的環(huán)境污染問題也值得高度關(guān)注。2018 年《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》顯示,在全國338 個(gè)地級及以上城市中空氣質(zhì)量超標(biāo)的城市占總城市數(shù)的64.2%。環(huán)境規(guī)制是處理好環(huán)境污染治理與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系,實(shí)現(xiàn)“人與自然和諧共生”的重要手段。環(huán)境規(guī)制的實(shí)施會使企業(yè)生產(chǎn)成本提高,降低了企業(yè)的生產(chǎn)率。隨著規(guī)制強(qiáng)度的上升,企業(yè)為了彌補(bǔ)成本效應(yīng)帶來的損失,會產(chǎn)生進(jìn)行清潔技術(shù)的研發(fā)動力,促使其發(fā)展方式由粗放型經(jīng)濟(jì)向集約型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變,從而使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率得以提高。另一方面,市場競爭也使企業(yè)的生產(chǎn)率發(fā)揮著重要作用。當(dāng)市場機(jī)制處于充分競爭的情況下,企業(yè)會壓縮成本、積極主動進(jìn)行創(chuàng)新行為,進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高?;谝陨戏治?,本文試圖從政府這一主體對企業(yè)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策以及市場這一主體發(fā)揮的競爭效用兩方面入手,研究二者對企業(yè)生產(chǎn)率的作用方向。

    二、計(jì)量模型、指標(biāo)設(shè)定與描述性分析

    (一)計(jì)量模型

    為檢驗(yàn)理論分析中提出的關(guān)于三者之間關(guān)系的假說,本文設(shè)定以下基本計(jì)量模型:

    其中,下標(biāo)m代表年份、h代表企業(yè)、j代表行業(yè)、k代表地區(qū)。ERI、ERI2分別代表環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)和二次項(xiàng),HHI 表示赫芬達(dá)爾指數(shù),代表企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度,TFP表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。Z表示本文選取的控制變量的集合,包括企業(yè)規(guī)模(size)、政府補(bǔ)貼(subsidy)、人力資本(human)、融資約束(loan)、固定資產(chǎn)投資占比(fix),在本文的研究中,我們還控制了行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng),以控制行業(yè)、地區(qū)等特征對全要素生產(chǎn)率的影響,ε 代表隨機(jī)擾動項(xiàng)。

    (二)指標(biāo)設(shè)定

    變量說明。本文使用的主要變量有:

    1.企業(yè)全要素生產(chǎn)率:本文使用索洛殘差法計(jì)算TFP,具體公式如下:

    其中,Q、L、K分別代表工業(yè)增加值、職工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值。在穩(wěn)健性回歸中采用勞動生產(chǎn)率作為企業(yè)生產(chǎn)率替代變量。

    2.環(huán)境規(guī)制:參考王杰和劉斌(2014)、耿曄強(qiáng)和都帥帥(2020)的做法,在將單項(xiàng)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化的基礎(chǔ)上,利用綜合指數(shù)法構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的測量體系。

    3.市場競爭:本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)來對市場競爭程度加以衡量,具體公式如下:

    其中,Xi為第i個(gè)企業(yè)的銷售額,n代表市場內(nèi)的企業(yè)數(shù)量。該指數(shù)與市場集中度成正比,數(shù)值越高,競爭程度更低;反之則說明競爭程度越高。由于該指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo),若回歸系數(shù)為負(fù),表明激烈的市場競爭促進(jìn)了生產(chǎn)率的提升。

    4.控制變量:本文使用控制變量為企業(yè)規(guī)模(size)、政府補(bǔ)貼(subsidy)、人力資本(human)、融資約束(fin)、固定資產(chǎn)投資占比(fix)

    (三)數(shù)據(jù)來源與處理

    1.數(shù)據(jù)來源。本文通過處理2004—2007 年間中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)層面的相關(guān)數(shù)據(jù)得到企業(yè)生產(chǎn)率、市場競爭和控制變量的數(shù)據(jù)集合。對于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的數(shù)據(jù),通過收集與處理2004—2007 年各類年鑒中與環(huán)境相關(guān)的原始數(shù)據(jù)得到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

    2.數(shù)據(jù)處理。本文將各污染物排放等數(shù)據(jù)進(jìn)行分行業(yè)整理,我們發(fā)現(xiàn)“印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制”等行業(yè)的數(shù)據(jù)缺失較多,由于這些行業(yè)中數(shù)據(jù)的不全面性,考慮到對后續(xù)研究帶來的各種不便,因此,本文在實(shí)證過程中對這些行業(yè)進(jìn)行了舍棄。對于有個(gè)別缺漏值的行業(yè)運(yùn)用均值插補(bǔ)法對缺漏值進(jìn)行填補(bǔ)。接著根據(jù)兩位數(shù)的行業(yè)代碼,對前文整理的行業(yè)層面數(shù)據(jù)和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)層面數(shù)據(jù)在stata 軟件中進(jìn)行匹配。最終保留了21 個(gè)制造業(yè)行業(yè)的企業(yè)層面樣本數(shù)據(jù)。

    三、實(shí)證回歸結(jié)果

    (一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

    本文進(jìn)行hausman 檢驗(yàn),由于結(jié)果拒絕原假設(shè),故本文在進(jìn)行實(shí)證時(shí)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。在基準(zhǔn)回歸中,本文采用逐步添加控制變量的方式進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。觀察變量的系數(shù)變化,對本文的研究假定和計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)?;貧w結(jié)果如表1 所示。其中第(1)列是僅考慮環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度一次項(xiàng)及其二次項(xiàng)和市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響的實(shí)證結(jié)果,同時(shí)控制了省份、行業(yè)固定效應(yīng),結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)系數(shù)分別顯著為負(fù)、顯著為正,說明環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)率之間不是簡單的線性關(guān)系,而是存在一個(gè)“拐點(diǎn)”;代表市場競爭的赫芬達(dá)爾指數(shù)的系數(shù)顯著小于零,表明市場競爭程度的增強(qiáng)促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。表1 第(2)—(7)列是在前一列的基礎(chǔ)上添加控制變量進(jìn)行回歸,觀察各列回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和赫芬達(dá)爾指數(shù)的系數(shù)的正負(fù)號并未發(fā)生改變,且均至少通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。

    表1 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

    我們根據(jù)第(7)列的完整估計(jì)模型來分析主要變量和控制變量對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。表中數(shù)據(jù)顯示環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)系數(shù)分別為負(fù)和正,且二者都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。表明環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率在時(shí)間維度上存在正“U”型關(guān)系,環(huán)境規(guī)制在實(shí)施前期對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)為抑制作用;但隨著環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度提升,企業(yè)對清潔技術(shù)的研發(fā)成本低于支付環(huán)境規(guī)制的成本,出于經(jīng)濟(jì)效益和社會效益的考慮,企業(yè)會傾向于實(shí)施技術(shù)創(chuàng)新或使用清潔技術(shù),進(jìn)而促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高。市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為負(fù),這意味著隨著市場競爭愈發(fā)激烈,對全要素生產(chǎn)率的影響愈強(qiáng)烈。

    通過觀察控制變量的回歸結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對全要素生產(chǎn)率的作用顯著為負(fù),即隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度提升,企業(yè)的生產(chǎn)率會隨之降低??赡艿脑蚴钦a(bǔ)貼本質(zhì)上是一種生產(chǎn)性補(bǔ)貼,會降低企業(yè)的生產(chǎn)成本,引致企業(yè)追求低成本低利潤的經(jīng)營模式,不利于激勵企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)活動和提高企業(yè)生產(chǎn)率。融資約束的變化對全要素生產(chǎn)率的影響在1%的顯著性水平上為負(fù),即融資約束對全要素生產(chǎn)率具有抑制作用,這與現(xiàn)有的研究結(jié)論一致,原因在于當(dāng)企業(yè)面對的融資約束較小時(shí),更易獲得資金進(jìn)行創(chuàng)新投資,進(jìn)而獲得生產(chǎn)率的提升;反之,當(dāng)企業(yè)受到的融資約束較大時(shí),對該企業(yè)而言更難通過融資這一渠道促進(jìn)研發(fā)創(chuàng)新活動,其生產(chǎn)率也無法得到顯著提高。人力資本對生產(chǎn)率的影響顯著為正,也就是說企業(yè)對教育的投入份額越大越有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率,原因在于企業(yè)所投入的教育費(fèi)越多,對該企業(yè)的人力資本向高級化攀升具有促進(jìn)作用,勞動力的質(zhì)量提升帶來了生產(chǎn)率的提升。固定資產(chǎn)投資占比和企業(yè)生產(chǎn)率的固定資產(chǎn)投資占比越高,生產(chǎn)率越低,可能的解釋是若固定資產(chǎn)投資占比太高,必然會導(dǎo)致勞動占比小,當(dāng)企業(yè)員工的收入較少時(shí),會降低勞動者對所從事工作的熱情,進(jìn)而抑制了企業(yè)的生產(chǎn)率。企業(yè)規(guī)模對生產(chǎn)率的正向作用在1%的顯著性水平上得到檢驗(yàn),說明隨著企業(yè)的規(guī)模逐步擴(kuò)大,規(guī)模經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)得以發(fā)揮,帶動了生產(chǎn)率的提高。

    (二)異質(zhì)性結(jié)果

    在全樣本分析中,三個(gè)變量之間的關(guān)系與本文理論假說基本一致。在此基礎(chǔ)上,一方面為了檢驗(yàn)三者之間關(guān)系的穩(wěn)健性,另一方面為了更好地識別不同類型企業(yè)的生產(chǎn)率受環(huán)境規(guī)制和市場競爭程度的影響可能存在的差異,以使研究結(jié)果更具現(xiàn)實(shí)意義,接下來進(jìn)行異質(zhì)性回歸:

    1.分地區(qū)回歸結(jié)果。在現(xiàn)實(shí)中,不同地方的政府在環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度選擇上會考慮當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況,若僅從總體層面考慮環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的影響會忽視地區(qū)的特殊性,因此我們考慮地區(qū)差異進(jìn)行分樣本回歸。本文根據(jù)地理位置將總樣本劃分為東部和中西部兩組樣本數(shù)據(jù)。

    回歸結(jié)果與上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致,環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)均在1%的顯著性水平上分別和企業(yè)生產(chǎn)率呈負(fù)向、正向關(guān)系,在兩類樣本中“U”型關(guān)系依舊成立。兩組樣本中市場競爭(HHI)對生產(chǎn)率的回歸符號均為負(fù),表明激烈的市場競爭均促進(jìn)了企業(yè)提高生產(chǎn)率,但只有中西部的赫芬達(dá)爾系數(shù)在1%水平上顯著,東部的赫芬達(dá)爾系數(shù)并未通過顯著性檢驗(yàn)??赡艿脑蚴菛|部地區(qū)市場化程度高于中西部地區(qū),市場競爭所發(fā)揮的促進(jìn)作用不及中西部的效用強(qiáng)烈。值得注意的是,在控制變量中,政府補(bǔ)貼對中西部的企業(yè)生產(chǎn)率回歸結(jié)果與預(yù)期不符,原因可能是一方面企業(yè)為了獲得政府補(bǔ)貼會選擇進(jìn)行尋租行為,這種尋租成本的增加可能對企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生擠出效應(yīng),降低企業(yè)創(chuàng)新效率,對生產(chǎn)率起到了抑制作用。

    2.分競爭程度回歸結(jié)果。本文將赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)位于中位數(shù)以下和位于中位數(shù)以上的數(shù)據(jù)分別定義為高競爭行業(yè)和低競爭行業(yè),分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

    回歸結(jié)果顯示,環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)、二次項(xiàng)的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同,且均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn),說明無論是在市場競爭高的行業(yè)還是市場競爭低的行業(yè),政府實(shí)行的環(huán)境規(guī)制都對企業(yè)生產(chǎn)率有著“先抑制、后促進(jìn)”的政策效果。對于市場競爭對生產(chǎn)率的影響,結(jié)果表明在市場競爭程度較低的行業(yè),HHI指數(shù)的系數(shù)為負(fù),且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。在市場競爭程度較高的行業(yè),HHI指數(shù)的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正,說明市場競爭程度的提高對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用,可能的解釋是當(dāng)企業(yè)面臨激烈的市場競爭時(shí),競爭的壓力促使企業(yè)更趨向于選擇穩(wěn)健經(jīng)營,不愿承擔(dān)科技創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn),從而不會促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。

    3.分高低技術(shù)行業(yè)回歸結(jié)果。本文將樣本中的行業(yè)分為中高技術(shù)行業(yè)和中低技術(shù)行業(yè)兩組。

    實(shí)證結(jié)果顯示,環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù),兩組樣本中分別通過了10%、1%的顯著性水平檢驗(yàn),環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)的系數(shù)均為正,通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。通過比較系數(shù)大小發(fā)現(xiàn),中高技術(shù)行業(yè)組環(huán)境規(guī)制的二次項(xiàng)系數(shù)大于中低技術(shù)行業(yè)組系數(shù),這說明中高技術(shù)行業(yè)組的企業(yè)生產(chǎn)率隨相同單位環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的改變而變化程度更大。這是因?yàn)閷τ谥懈呒夹g(shù)行業(yè)組的企業(yè)而言,由于擁有良好的技術(shù)創(chuàng)新和實(shí)踐基礎(chǔ),在面對政府實(shí)施的環(huán)境規(guī)制時(shí),中低技術(shù)行業(yè)組進(jìn)行技術(shù)升級所需的時(shí)間更久,而中高技術(shù)行業(yè)擁有更強(qiáng)的能力、更迅速的反應(yīng)來處理環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響,故其對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用會晚于擁有中高技術(shù)的企業(yè)。在中高技術(shù)行業(yè)組中,市場競爭的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù);然而在中低技術(shù)行業(yè)組中,市場競爭的符號由負(fù)轉(zhuǎn)正,這與我們的預(yù)期相反,這一估計(jì)系數(shù)的變化說明市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響會因行業(yè)技術(shù)水平呈現(xiàn)出異質(zhì)性。這在簡澤(2012)的研究中,可以找到較合理的解釋,其原因可能是市場競爭對企業(yè)有“逃離競爭效用”和“租金消散作用”兩個(gè)方向的影響,對于處于技術(shù)前沿的企業(yè)而言,面對市場的競爭,他們有能力更好地緩解競爭增強(qiáng)帶來的負(fù)面影響(如市場份額下降和被市場淘汰的威脅),甚至?xí)訌?qiáng)對技術(shù)的研發(fā)程度和管理水平的提高,從而對全要素生產(chǎn)率起到促進(jìn)作用;但是對于另一組子樣本——技術(shù)水平較低的企業(yè),市場競爭的增強(qiáng)使得他們面對更嚴(yán)峻的生存挑戰(zhàn),且他們沒有足夠的資本、技術(shù)等條件來應(yīng)對復(fù)雜的環(huán)境,這時(shí),占據(jù)支配地位的是“逃離競爭效應(yīng)”,因此,對全要素生產(chǎn)率起到抑制作用。

    (三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    為增強(qiáng)研究結(jié)果的說服力和可信度,本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性分析:

    1.內(nèi)生性問題。使用最小二乘法估計(jì)環(huán)境規(guī)制、市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響可能會存在內(nèi)生性問題,導(dǎo)致依據(jù)計(jì)量模型的實(shí)證分析說服力不足。這是由于:(1)遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題,上文實(shí)證過程中盡管選取了諸多和企業(yè)有關(guān)的變量進(jìn)行控制,但由于數(shù)據(jù)獲得受限,仍然會出現(xiàn)錯(cuò)過關(guān)鍵變量的情況。(2)逆向因果關(guān)系的存在也會導(dǎo)致回歸結(jié)果的可信度降低,如生產(chǎn)率上升可能會反過來促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級,降低企業(yè)對環(huán)境的污染排放,提高環(huán)境規(guī)制實(shí)際耐受強(qiáng)度。因此,為解決內(nèi)生性問題,本文采取工具變量法。考慮到工具變量的選取原則,并通過借鑒相關(guān)研究,在這里將環(huán)境規(guī)制的工具變量定為標(biāo)準(zhǔn)煤、市場競爭的工具變量設(shè)為市場競爭(HHI)的滯后一期。其中,標(biāo)準(zhǔn)煤的數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。繼而利用2SLS、兩步GMM 和迭代GMM 方法依次驗(yàn)證上文結(jié)論。觀察檢驗(yàn)結(jié)果系數(shù)符號和顯著性發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率仍存在正“U”型關(guān)系。代表市場競爭的赫芬達(dá)爾指數(shù)的系數(shù)同樣在1%水平上顯著為負(fù),表明激烈的市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率促進(jìn)作用明顯。這再次證明了本文結(jié)論的可靠性。此外,“標(biāo)準(zhǔn)煤和市場競爭的滯后一期”在上述回歸后經(jīng)過過度識別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn),證明了本文工具變量選取的合理性,使得結(jié)論更具可靠性。

    2.替換指標(biāo)回歸。在針對前述內(nèi)生性問題進(jìn)行處理后,這里進(jìn)一步進(jìn)行替換指標(biāo)的計(jì)量分析,以使研究結(jié)論更可靠。我們對因變量全要素生產(chǎn)率的測度用勞動生產(chǎn)率進(jìn)行替換,并逐步添加控制變量,對實(shí)證結(jié)果的可靠性再次進(jìn)行檢驗(yàn)。計(jì)量結(jié)果可知,環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和市場競爭以及控制變量集合的回歸結(jié)果均與基準(zhǔn)分析一致,且都至少通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn),證明研究結(jié)論有較高的可信度。

    四、市場競爭對于環(huán)境規(guī)制和全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的門限效應(yīng)

    研究發(fā)現(xiàn),在市場競爭程度不斷提升的背景下,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升能夠通過增加清潔型產(chǎn)品收益,進(jìn)而促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)增長。隨著市場競爭程度不斷提高,有助于市場一體化的加強(qiáng),有利于加強(qiáng)地區(qū)之間的交流與合作,進(jìn)而有助于構(gòu)建地區(qū)之間利益共同體,實(shí)現(xiàn)環(huán)境污染治理是地方政府之間利益訴求,有助于保持地區(qū)之間的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)或環(huán)境政策一致性,能夠提升環(huán)境規(guī)制效果,顯著降低地區(qū)的污染排放水平。市場競爭水平程度越高,就越有助于發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的污染減排以及資源配置的作用,進(jìn)而推動企業(yè)提高生產(chǎn)率。鑒于此,環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率可能存在基于競爭程度的門檻效應(yīng)。為進(jìn)一步厘清環(huán)境規(guī)制、市場競爭和全要素生產(chǎn)率三者的關(guān)系,本部分研究以市場競爭為門檻變量,構(gòu)建門檻效應(yīng)模型,通過計(jì)量結(jié)果來判斷在不同區(qū)間的市場競爭程度內(nèi),環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響是否存在差異。由于上文測算出當(dāng)前環(huán)境規(guī)制尚未跨越環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn),因此,本部分將主要針對環(huán)境規(guī)制一次項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn),使得對當(dāng)前的現(xiàn)實(shí)情況更具有參考性和指導(dǎo)性。

    在檢驗(yàn)過程中,本文參考Hansen 的處理方式,采取Bootstrap 抽樣法來確定門檻臨界值和門檻個(gè)數(shù),回歸結(jié)果分別在1%和5%的顯著性水平上接受了單一、雙重門檻的假設(shè),三重門檻P 值大于10%,拒絕了三重門檻的假設(shè),故而認(rèn)為市場競爭存在雙重門檻效應(yīng)。接著根據(jù)市場競爭的不同門檻值設(shè)置虛擬變量,進(jìn)而生成與環(huán)境規(guī)制的交叉項(xiàng)。進(jìn)而設(shè)定以下計(jì)量模型:

    由于本文選取的市場競爭指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo),因此,三個(gè)區(qū)間的競爭程度依次遞減。但均呈現(xiàn)對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,但這種促進(jìn)作用隨著市場競爭的增強(qiáng),表現(xiàn)出先減弱后增強(qiáng)的趨勢。具體而言,在競爭程度值低于0.2286 時(shí),環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用系數(shù)最小,為-0.433;在競爭程度值處于[0.2286,0.3090]這一區(qū)間時(shí),環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為-0.475,;在競爭程度值高于0.3090 時(shí),環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用表現(xiàn)最為強(qiáng)烈,回歸系數(shù)為-0.510。在劃分的三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi),環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的作用系數(shù)顯著為負(fù),表明當(dāng)下環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用尚未發(fā)揮,未達(dá)到環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的拐點(diǎn),環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率有著抑制作用,且這種抑制作用隨著市場競爭的增強(qiáng)呈現(xiàn)遞減的趨勢,說明隨著市場競爭程度的減弱,環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用逐漸增強(qiáng),也就是說,當(dāng)市場競爭愈發(fā)激烈,環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用不斷減小。在企業(yè)面臨更加激烈的市場競爭和政府的環(huán)境規(guī)制時(shí),可以激勵企業(yè)逐步由“要素替代效應(yīng)”向“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”轉(zhuǎn)變,最終實(shí)現(xiàn)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高的目標(biāo)。

    五、進(jìn)一步研究

    (一)不同類型環(huán)境規(guī)制的檢驗(yàn)

    上文對環(huán)境規(guī)制的研究主要從整體的視角切入,從理論和實(shí)證兩個(gè)方面檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制和現(xiàn)實(shí)影響。為使本文研究更具針對性和現(xiàn)實(shí)性,對環(huán)境規(guī)制進(jìn)行分類,進(jìn)一步探求不同類型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響。

    通過梳理相關(guān)文獻(xiàn),本文以能否形成固定資產(chǎn)和影響時(shí)期為依據(jù),將環(huán)境規(guī)制分為費(fèi)用型和投資型兩種類型,數(shù)據(jù)均來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

    對于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制(LnFEE),通過“排污費(fèi)征收額”這一代理指標(biāo)來衡量。由于排污費(fèi)的征收,對于企業(yè)而言,在短期內(nèi)會提高企業(yè)的生產(chǎn)成本,企業(yè)更傾向于認(rèn)繳罰金而非進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,甚至在追求高利潤率的驅(qū)動下可能會擠占研發(fā)投入,使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過某一特定值后,排污費(fèi)對企業(yè)帶來的成本不斷升高,相比于繳納排污費(fèi),企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新會更利于利潤率的提高和市場份額的擴(kuò)大,因此,會激勵其加大研發(fā)力度,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高。對于投資型環(huán)境規(guī)制(LnINV),以“污染治理投資總額”這一代理指標(biāo)來衡量。這一政策實(shí)施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高作用在長期更明顯,這主要是因?yàn)橛捎谡a(bǔ)貼等的存在,可以在一定程度上分擔(dān)企業(yè)的治污壓力,加之我國對于清潔技術(shù)的研發(fā)尚未成熟,企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的動力不足,但在長期,隨著規(guī)制政策趨于完善、政府的綠色投資加大,為企業(yè)提供了更精準(zhǔn)的創(chuàng)新方向,具有創(chuàng)新導(dǎo)向性,同時(shí)降低了創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn),增強(qiáng)企業(yè)研發(fā)信心,且企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新會帶來先發(fā)優(yōu)勢,從而在市場上獲得更有利的競爭地位,基于以上考慮會引發(fā)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)變革,進(jìn)而提高了全要素生產(chǎn)率。

    計(jì)量模型與前文的設(shè)定一致?;貧w結(jié)果可知費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制(LnFEE)和投資型環(huán)境規(guī)制(LnINV)對企業(yè)生產(chǎn)率的正“U”型關(guān)系依然存在,且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。通過比較,可以發(fā)現(xiàn)在未跨過環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)時(shí),費(fèi)用型規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用更小,當(dāng)跨過環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)后,投資型環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在數(shù)值上遠(yuǎn)大于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制,與上文的分析一致。投資型環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的正向作用大于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制,可能原因是投資型環(huán)境規(guī)制與費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制相比,存在反饋機(jī)制較為完善、對技術(shù)創(chuàng)新的導(dǎo)向性擁有更多政策保障等優(yōu)勢,所以對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更明顯。

    (二)技術(shù)創(chuàng)新對不同類型環(huán)境規(guī)制的中介效應(yīng)

    在區(qū)分不同類型環(huán)境規(guī)制后,進(jìn)一步檢驗(yàn)創(chuàng)新在費(fèi)用型和投資型兩類環(huán)境規(guī)制中的中介效應(yīng),沿襲前文的中介模型,將模型中的ERI分為費(fèi)用型(LnFEE)和投資型(LnINV),分別進(jìn)行回歸。

    從回歸結(jié)果來看,費(fèi)用型、投資型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響,均在1%的顯著水平上產(chǎn)生抑制作用,說明當(dāng)下的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度尚未跨越拐點(diǎn),“成本效應(yīng)”依然占據(jù)主導(dǎo)地位,與前文的結(jié)果一致。二者對中介變量技術(shù)創(chuàng)新的作用顯著為負(fù),說明當(dāng)下環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)能力并沒有正向的激勵效果,反而會抑制創(chuàng)新活力。費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向作用低于投資型環(huán)境規(guī)制,可能的解釋是費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制的影響在短期內(nèi)更加效果顯著,而對于投資型環(huán)境規(guī)制,在長期對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用會更明顯,短期內(nèi)可能會存在反饋效率不及時(shí)、政策上缺乏對技術(shù)創(chuàng)新的導(dǎo)向性等問題,所以對技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向作用更明顯。當(dāng)核心變量環(huán)境規(guī)制(LnFEE/LnINV)和中介變量創(chuàng)新同時(shí)對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí),結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響依然顯著為負(fù),但影響程度有所降低;創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響在1%的顯著水平上為正。以上結(jié)果說明創(chuàng)新在不同類型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響中均起到了中介作用,不同類型環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的總效應(yīng)中,有一部分是通過技術(shù)創(chuàng)新來間接實(shí)現(xiàn)的。通過計(jì)算可得二者的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為32.74%、24.76%。這一研究結(jié)果有效地證明了在費(fèi)用型和投資型環(huán)境規(guī)制中均能夠通過技術(shù)創(chuàng)新這一傳導(dǎo)機(jī)制對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)應(yīng)影響,豐富了本文的研究。

    六、研究結(jié)論與政策建議

    (一)研究結(jié)論

    第一,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈“U”型關(guān)系,當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí),不利于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升,只有當(dāng)環(huán)境規(guī)制超過一定的強(qiáng)度才能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提升;市場競爭的加強(qiáng)也對企業(yè)生產(chǎn)率起著促進(jìn)作用,隨著市場競爭程度的加強(qiáng),有助于環(huán)境規(guī)制盡快到達(dá)“U”型曲線的拐點(diǎn),早日發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的推動作用。對于控制變量,融資約束、固定資產(chǎn)投資占比、政府補(bǔ)貼對企業(yè)生產(chǎn)率有著抑制效果,而企業(yè)規(guī)模、人力資本的提升會促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

    第二,為確保研究結(jié)果的可靠性,本文分別從異質(zhì)性、工具變量、替代變量等多角度進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。從地區(qū)差異性來看,東部、中西部和高市場化、低市場化地區(qū),均在短期會抑制生產(chǎn)率的提升,在長期會促進(jìn)生產(chǎn)率的提升,市場競爭在中西部和高市場化的促進(jìn)作用更強(qiáng)烈;從行業(yè)特異性來看,高、低競爭行業(yè)和中高技術(shù)制造業(yè)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與生產(chǎn)率呈“U”型關(guān)系,在中低技術(shù)制造業(yè)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制在短期的抑制作用不明顯,但在長期起促進(jìn)作用,市場競爭的促進(jìn)作用在低競爭和中高技術(shù)制造業(yè)更明顯;從企業(yè)特異性來看,環(huán)境規(guī)制對有研發(fā)投入、無研發(fā)投入和民營企業(yè)均造成先抑制、后促進(jìn)的作用,但在國有企業(yè)的作用不顯著;市場競爭對有研發(fā)投入、民營、國有企業(yè)的促進(jìn)作用明顯,但相比之下對積極研發(fā)的企業(yè)和民營企業(yè)的促進(jìn)作用更大。

    第三,檢驗(yàn)了市場競爭對于環(huán)境規(guī)制和全要素生產(chǎn)率之間的門檻效應(yīng),結(jié)果表明在劃分的三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi),環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的作用系數(shù)顯著為負(fù),表明當(dāng)下環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用尚未發(fā)揮,未達(dá)到環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的拐點(diǎn),環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率有著抑制作用,且這種抑制作用隨著市場競爭的增強(qiáng)呈現(xiàn)遞減的趨勢,也就是說,隨著市場競爭愈發(fā)激烈,環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的抑制作用不斷減小。

    第四,在區(qū)分不同類型的環(huán)境規(guī)制類型后,環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的“U”型關(guān)系依然成立,且在未跨過環(huán)境規(guī)制拐點(diǎn)時(shí),費(fèi)用型規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用更小,當(dāng)跨過規(guī)制拐點(diǎn)后,投資型環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制。進(jìn)一步,檢驗(yàn)了對于兩種不同類型環(huán)境規(guī)制,創(chuàng)新依舊發(fā)揮了中介效應(yīng)。

    (二)政策建議

    基于以上分析,本文提出以下政策建議:對于政府而言,首先,由于環(huán)境規(guī)制和企業(yè)生產(chǎn)率存在的“U”型關(guān)系,只有超過適宜強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度才能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升,因此積極探索和選擇與中國實(shí)際情況相適應(yīng)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度尤為重要;各級政府要深入落實(shí)、積極監(jiān)督污染監(jiān)管部門的執(zhí)行力度,早日實(shí)現(xiàn)“倒逼”企業(yè)生產(chǎn)率提升的目標(biāo);提高自主技術(shù)研發(fā)能力。加入對科技研發(fā)投入力度,提高科研人才培養(yǎng)規(guī)模與水平,建立技術(shù)創(chuàng)新人才激勵機(jī)制,營造進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的良好氛圍,進(jìn)一步提升自主研發(fā)能力,切實(shí)提高技術(shù)創(chuàng)新的整體水平。其次,加強(qiáng)對先進(jìn)科學(xué)技術(shù)引進(jìn)消化再吸收。積極引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù),通過“技術(shù)引進(jìn)—消化吸收—再創(chuàng)新”的過程,不斷提升整體的技術(shù)水平,提升綠色經(jīng)濟(jì)增長的效果。對于企業(yè)而言,應(yīng)該具備長遠(yuǎn)發(fā)展的眼光,意識到對于自身長期發(fā)展來說,加大對企業(yè)的綠色投資并不會帶來抑制生產(chǎn)率的問題,反而在長久時(shí)間里會促進(jìn)生產(chǎn)率的提高,因此,企業(yè)應(yīng)借助我國市場競爭日益充分的有利契機(jī),不斷引入市場化的治理模式和激勵模式,從而更好地促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。積極進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,研發(fā)清潔環(huán)保技術(shù);同時(shí),面對日益激烈的市場競爭環(huán)境,企業(yè)應(yīng)主動培養(yǎng)創(chuàng)新環(huán)境,在企業(yè)內(nèi)部構(gòu)建健全的創(chuàng)新機(jī)制;企業(yè)還可以創(chuàng)造濃厚的文化思想氛圍,為我國國內(nèi)國際雙循環(huán)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展貢獻(xiàn)力量。

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