袁一仁，成金華，徐德義，崔興華

一、引 言

改革開放40多年來，對外貿(mào)易發(fā)展迅猛，推動中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就。但隨著改革開放的不斷深入，新的矛盾也不斷出現(xiàn)，貿(mào)易帶來的污染排放對國內(nèi)生態(tài)環(huán)境造成了嚴重影響，經(jīng)濟增長與資源環(huán)境之間的矛盾愈發(fā)突出，中國在獲得貿(mào)易利益的同時，也付出了巨大的資源環(huán)境代價[1]。在資源環(huán)境的剛性約束下，傳統(tǒng)的增長力量逐漸減弱，出口貿(mào)易作為拉動經(jīng)濟增長的主要動力之一，始終呈現(xiàn)著 “大而不強”的特征，特別是當中國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)之后，適應和引領經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)需要新的增長動力。由此可見，未來出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型的目標已不再是量的增長，而應是促進生產(chǎn)效率的提升[2]，但過去傳統(tǒng)的生產(chǎn)效率概念沒有考慮能源消耗和環(huán)境污染問題，會扭曲對經(jīng)濟績效和社會福利的評價[3]。因此，將傳統(tǒng)生產(chǎn)率和資源環(huán)境納入統(tǒng)一分析框架，是未來研究綠色發(fā)展問題的重要內(nèi)容。部分學者將綠色生產(chǎn)效率定義為包含能源消耗及污染排放的投入產(chǎn)出效率[4]，即產(chǎn)出指標不僅要考慮經(jīng)濟產(chǎn)出，還要考慮污染排放等副產(chǎn)品[5]。

本文擬從我國當前經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)的國內(nèi)背景和嵌入全球價值鏈的國際背景出發(fā)，回答以下三個問題：(1)出口能否提高企業(yè)的傳統(tǒng)生產(chǎn)效率?(2)出口產(chǎn)生的環(huán)境效應是否抑制了企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的增長?(3)出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的影響存在怎樣的區(qū)域和行業(yè)異質(zhì)性?同時，從三個方面對以往研究進行拓展：第一，從研究視角上，當前已有文獻大多只關注出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響，對綠色生產(chǎn)效率的影響也只是停留在宏觀層面，本文將關于出口與生產(chǎn)效率的研究從宏觀層面拓展到微觀企業(yè)層面。第二，在經(jīng)驗方法上，已有研究在測算微觀企業(yè)生產(chǎn)效率時大多采用兩類方法：一是采用以人均產(chǎn)出或增加值等指標來度量的勞動生產(chǎn)效率，二是采用OP方法(Olley-Pakes方法)[6]或LP方法 (Levinsohn-Petrin，一致半?yún)?shù)估計法)[7]測算的全要素生產(chǎn)效率[8]。李長青等[3]對企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率進行了研究，但只是在采用LP方法測算出傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)效率的基礎上增加了綠色系數(shù)。本文采用考慮非期望產(chǎn)出的基于松弛變量度量法 (Slacks-Based Measure，SBM)評價模型測算了企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率，避免了參數(shù)方法預先設定函數(shù)形式所造成的估計偏差。第三，在異質(zhì)性分析上，本文根據(jù)企業(yè)所在省份和所屬行業(yè)污染排放程度的不同，分別進行了區(qū)域異質(zhì)性檢驗和行業(yè)異質(zhì)性檢驗，有助于不同區(qū)域和不同行業(yè)的企業(yè)針對性地制定出口策略，實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。

二、理論機理與研究假說

(一)出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響機制

目前已有較多研究成果證實了出口存在 “學習效應”，即出口促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提高[9][10]。出口的 “學習效應”主要通過以下四種機制實現(xiàn)：(1)競爭機制。國際市場的激烈競爭以及發(fā)達國家對產(chǎn)品質(zhì)量的高要求促使出口企業(yè)不斷改進產(chǎn)品質(zhì)量。在市場機制的作用下，低效率企業(yè)難以獲得生存空間，從而使得資源流向生產(chǎn)效率較高的企業(yè)，并促進生產(chǎn)效率的進一步提升[11]。為了避免被市場淘汰，出口企業(yè)會被迫增加研發(fā)投資和人力資本以維持其市場競爭地位，這有助于增強企業(yè)的創(chuàng)新能力，降低企業(yè)在生產(chǎn)活動中的無效率[2]。(2)技術(shù)溢出機制。企業(yè)通過出口貿(mào)易嵌入到全球生產(chǎn)價值鏈當中，不僅可以從國際市場獲得先進知識與管理經(jīng)驗，還可以通過人才流動、技術(shù)培訓指導等方式充分吸收發(fā)達國家的先進技術(shù)，從而提高企業(yè)自身的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率[12]。同時，通過產(chǎn)業(yè)鏈的關聯(lián)，出口企業(yè)可以對上下游關聯(lián)的非出口企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出，促進隱性知識的流動，間接推動上下游非出口企業(yè)生產(chǎn)效率的提高。(3)示范機制。企業(yè)通過出口參與到國際市場中，發(fā)達國家的企業(yè)會起到標桿和示范作用，出口企業(yè)通過學習、模仿等努力趕超發(fā)達國家先進企業(yè)，并逐漸形成企業(yè)自身的 “特定優(yōu)勢”[13]，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)效率。同時，外商直接投資也會對內(nèi)資企業(yè)形成示范效應，并進一步促進出口的溢出[14]，從而導致更強的示范效應，提高出口企業(yè)的生產(chǎn)效率。(4)逆向激勵機制。Gereffi等[15]認為，發(fā)達國家的進口企業(yè)為了滿足本國消費者對產(chǎn)品質(zhì)量以及環(huán)保等方面的要求，會通過生產(chǎn)設備轉(zhuǎn)讓、派技術(shù)人員到出口企業(yè)指導生產(chǎn)等方式強制要求出口企業(yè)提升出口產(chǎn)品的質(zhì)量和產(chǎn)品清潔度，促使不具有自主創(chuàng)新能力的出口企業(yè)轉(zhuǎn)變成具有一定研發(fā)和創(chuàng)新能力的企業(yè)，從而促進了出口企業(yè)生產(chǎn)效率的提升?；诖?，本文提出如下理論假設：

理論假設H1：出口的 “學習效應”有助于促進企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的提高。

(二)出口對綠色生產(chǎn)效率的影響機制

貿(mào)易對環(huán)境的影響形成了 “污染避難所”效應、“污染光暈”效應以及不確定三種研究結(jié)論。其中，“污染避難所”效應指在開放經(jīng)濟條件下，國際貿(mào)易將高污染產(chǎn)業(yè)從發(fā)達國家轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，使得發(fā)展中國家成為發(fā)達國家的污染避難所[16]?！拔廴竟鈺灐毙赴l(fā)達國家往往具有較高的環(huán)境標準和污染處理技術(shù)水平，通過國際直接投資或國際貿(mào)易將先進污染處理技術(shù)擴散到發(fā)展中國家，從而提高了發(fā)展中國家的污染處理技術(shù)水平[17]。Grossman等[18]將國際貿(mào)易活動對環(huán)境的影響機制分解為規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術(shù)效應。本文借鑒此影響機理，將其應用到中國出口貿(mào)易與企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的分析當中。規(guī)模效應是指在企業(yè)的污染排放強度和污染治理成本以及排污技術(shù)等不變的情況下，出口通過影響生產(chǎn)的規(guī)模而對環(huán)境污染產(chǎn)生影響。根據(jù)零結(jié)合公理和產(chǎn)出弱可處置性公理[19][20]，產(chǎn)出的增長會造成更多的污染物排放，對生態(tài)環(huán)境帶來壓力，不利于企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的提高[21]。同時，根據(jù)李嘉圖的比較優(yōu)勢理論，長期以來，我國憑借低成本的要素比較優(yōu)勢參與到全球價值鏈中，通過進行簡單加工再出口使出口規(guī)模迅速擴大，這本身就消耗了大量的資源能源，并且我國的加工貿(mào)易多為高耗能、高污染產(chǎn)品，從而導致出口貿(mào)易隱含碳排放量劇增，國內(nèi)污染加重[22]。結(jié)構(gòu)效應的影響則較為復雜，出口通過結(jié)構(gòu)效應對環(huán)境產(chǎn)生的影響是不確定的，也是導致貿(mào)易對環(huán)境的影響得出不同結(jié)論的主要原因。當出口貿(mào)易促使要素稟賦流向一國相對清潔的生產(chǎn)部門時，將促使一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從污染型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向清潔型產(chǎn)業(yè)，貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應對環(huán)境的影響是正向的。反之，當貿(mào)易促使要素稟賦流向一國的污染型生產(chǎn)部門時，貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應對環(huán)境的影響是負向的。我國全球價值鏈參與度的增加，使得國內(nèi)具有比較優(yōu)勢的行業(yè)產(chǎn)出增加、缺乏比較優(yōu)勢的行業(yè)產(chǎn)出減少，不同行業(yè)產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的變化會進一步對國內(nèi)污染排放產(chǎn)生影響。在我國出口貿(mào)易額較大的行業(yè)中，污染密集型行業(yè)居多[23]，因此，出口的結(jié)構(gòu)效應也可能導致國內(nèi)污染增加。技術(shù)效應是指出口企業(yè)通過引進發(fā)達國家先進的環(huán)保設備和清潔技術(shù)等，改善出口企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，吸收發(fā)達國家的技術(shù)溢出，獲得較清潔的生產(chǎn)技術(shù)，從而使得出口企業(yè)單位產(chǎn)出的污染排放強度或單位產(chǎn)出的能源消耗強度降低。通常來講，技術(shù)效應會對環(huán)境產(chǎn)生正向作用，并通過了許多學者的實證檢驗[24][25]。綜合貿(mào)易對環(huán)境影響的三效應，并根據(jù)我國的發(fā)展現(xiàn)狀以及已有研究結(jié)論，本文提出如下理論假設：

理論假設H2：出口的 “環(huán)境效應”不利于企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的提高。

綜上所述，出口對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響是 “學習效應”和 “環(huán)境效應”的綜合體現(xiàn)。當出口的 “學習效應”大于 “環(huán)境效應”時，出口對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的提高有促進作用；反之，當出口的 “學習效應”小于 “環(huán)境效應”時，出口對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的提高有抑制作用。

三、模型設計與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法與模型

1.企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的測算。對于企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的測算，本文采用Tone[26]提出的基于非期望非徑向非角度的SBM模型①本文中傳統(tǒng)生產(chǎn)效率根據(jù)Tone(2001)提出的投入導向可變規(guī)模的SBM模型使用R3.4.3軟件進行測算。為節(jié)約篇幅，這里并未給出具體測算過程，如讀者需要，可向作者索取。，綜合考慮投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出之間的關系。與傳統(tǒng)生產(chǎn)效率相比，綠色生產(chǎn)效率彌補了傳統(tǒng)生產(chǎn)效率因忽略環(huán)境污染問題而造成的偏差，使評價結(jié)論更加符合可持續(xù)發(fā)展、綠色發(fā)展的發(fā)展理念。SBM模型綜合了投入導向和產(chǎn)出導向，同時考慮了投入及產(chǎn)出變量的改進空間。非期望產(chǎn)出SBM模型如下：

對于一個系統(tǒng)內(nèi)的n個決策單元 (DMUj，j＝1，2，…，n)，每個決策單元包含m種投入指標 (i＝1，2，…，m)、s1種期望產(chǎn)出指標和s2種非期望產(chǎn)出指標，用向量表示為：定義矩陣，假設X＞0，Y g＞0，Y b＞0。

那么，其生產(chǎn)可能性集為：

式 (3)中的s－、sg、sb分別表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的松弛變量，λ為權(quán)重向量。其中，Green_EE為綠色生產(chǎn)效率評價標準，且Green_EE∈ [0，1]，松弛變量s－、sg、sb嚴格縮減。當目標函數(shù)Green_EE＝1，且s－、sg、sb均為0時，模型存在最優(yōu)解，表示決策單元強有效。當Green_EE＜1，或s－、sg、sb不全為0時，決策單元為弱有效，存在效率損失，此時投入產(chǎn)出存在改進空間。投入無效率和產(chǎn)出無效率表示為：

2.面板Tobit模型構(gòu)建。由于本文測算的綠色生產(chǎn)效率取值在0到1之間，屬于受限因變量模型，因此，本文構(gòu)建面板Tobit模型如下：

其中，Green_EE為企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率，用式 (2)中基于非期望產(chǎn)出的SBM模型測算的企業(yè)綠色生產(chǎn)效率表示；ex為企業(yè)出口，用企業(yè)的出口交貨值與企業(yè)銷售額的比率表示；X為控制變量，包括企業(yè)年齡 (ages)、企業(yè)固定資產(chǎn)投入 (fixed_assets)、企業(yè)銷售額 (sales_out)以及企業(yè)利潤 (profit)；εit為隨機擾動項，εit～N(0，σ2)。同時，為了增強模型的穩(wěn)健性，本文在模型中還控制了時間固定效應 (year)、行業(yè)固定效應 (industry)以及區(qū)域固定效應 (region)。

(二)數(shù)據(jù)來源與處理

1.數(shù)據(jù)來源。本文選取的研究時段為2005—2013年，數(shù)據(jù)主要來源于 《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和 《中國城市統(tǒng)計年鑒》。雖然 《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》是國內(nèi)最全面的數(shù)據(jù)庫之一，但其存在樣本匹配混亂、變量大小異常等缺陷[27]，因此，在使用時需要先對數(shù)據(jù)進行匹配和異常值刪除等處理。本文借鑒Brandt等[28]提出的序貫匹配方法對企業(yè)進行匹配。同時，根據(jù)余淼杰[29]、陶攀等[30]、Cai等[31]和Feenstra等[32]的方法對數(shù)據(jù)進行以下處理：(1)剔除部分存在工業(yè)總產(chǎn)值、銷售額、規(guī)定資產(chǎn)等指標有缺失的企業(yè)；(2)剔除部分年平均人數(shù)在10以下的企業(yè)；(3)剔除四位行業(yè)代碼中決策單元個數(shù)小于18(投入產(chǎn)出變量的3倍)的企業(yè)；(4)剔除成立時間異?；驘o效的企業(yè)、沒有公司名稱或編碼的企業(yè)、流動資產(chǎn)超過固定資產(chǎn)的企業(yè)、固定資產(chǎn)合計超過總資產(chǎn)的企業(yè)；(5)剔除關鍵變量 (如企業(yè)工業(yè)生產(chǎn)總值、企業(yè)銷售額，企業(yè)固定資產(chǎn))前后5%分位的極端值。最終得到了158 820個觀測值。

關于投入變量、期望產(chǎn)出變量、非期望產(chǎn)出變量的具體說明如下：

(1)企業(yè)的投入變量包括了企業(yè)的資本存量和勞動力人數(shù)，其中，資本存量數(shù)據(jù)采用永續(xù)盤存法測算：K t＝K t－1(1－δt)＋It/Pt，式中K t和K t－1分別為t期和t－1期的樣本企業(yè)的資本存量，δt為折舊率。這里參考劉志成等[14]、Wang等[33]的做法，取折舊率為5%。It為t期的樣本企業(yè)固定資產(chǎn)投入，P t為樣本企業(yè)所在省份t期的投資價格指數(shù)。勞動力人數(shù)指標用樣本企業(yè)的年平均從業(yè)人員數(shù)表示。

(2)企業(yè)的期望產(chǎn)出變量用樣本企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值來衡量，以生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)進行平減處理。平減指數(shù)從 《中國價格統(tǒng)計年鑒》中得到，并將環(huán)比指數(shù)調(diào)整成以2004年為基期的定基指數(shù)。

(3)企業(yè)的非期望產(chǎn)出變量主要包括工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量以及工業(yè)煙塵排放量。數(shù)據(jù)來源于 《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

進一步地，本文根據(jù)測算的企業(yè) “三廢”排放強度以及已有研究的行業(yè)污染分類情況，對工業(yè)行業(yè) (基于兩位行業(yè)代碼)的環(huán)境污染情況進行如下分類 (如表2所示)。分類結(jié)果與王杰等[35]的分類結(jié)果較為接近。

表2 行業(yè)污染強度分類

四、測算結(jié)果分析

(一)整體及區(qū)域測算結(jié)果分析

本文采用非期望SBM模型，并基于盡可能細分的四位數(shù)行業(yè)代碼對工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率進行了測算，測算結(jié)果如表3所示。從整體來看，2005—2013年工業(yè)企業(yè)平均綠色生產(chǎn)效率僅為0.367①這里的平均綠色生產(chǎn)率效率指的是基于企業(yè)工業(yè)產(chǎn)出的加權(quán)平均。首先對根據(jù)基于四位數(shù)行業(yè)代碼分類的每個行業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)率效率進行測算，然后根據(jù)企業(yè)產(chǎn)出進行加權(quán)。，但呈不斷增長趨勢。本文的測算結(jié)果與吳英姿等[5]的測算結(jié)果較為接近，但與李斌等[36]測算的0.534的工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率相比較低。測算結(jié)果不同的原因可能在于：(1)選取的樣本時間以及數(shù)據(jù)處理方法等的不同；(2)由于是基于行業(yè)數(shù)據(jù)進行的測算，本文選取的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)較宏觀數(shù)據(jù)有更多的決策單元，且企業(yè)間差別較大，存在較多的決策單元相對于生產(chǎn)前沿面的生產(chǎn)效率較低，從而使得整體效率低于基于宏觀數(shù)據(jù)的測算結(jié)果。從測算結(jié)果可以看出，較低的綠色生產(chǎn)效率說明我國工業(yè)企業(yè)長期高投入、高能耗、高污染的粗放型增長方式有著較強的環(huán)境負外部性，造成了較為嚴重的環(huán)境污染，從而降低了工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率。從企業(yè)所在地區(qū)來看，不同區(qū)域的平均綠色生產(chǎn)效率差異明顯，東、中、西部地區(qū)綠色生產(chǎn)效率依次遞減。結(jié)果不難理解，東部沿海地區(qū)的技術(shù)更加先進、工業(yè)規(guī)模較大、體系更加完善，因而綠色生產(chǎn)效率較高，而中西部地區(qū)工業(yè)起步較晚，污染處理技術(shù)相對落后，從而導致綠色生產(chǎn)效率水平較低。

(二)行業(yè)測算結(jié)果分析

本文采用核密度估計方法對不同時期、不同行業(yè)的企業(yè)綠色生產(chǎn)效率進行分析，結(jié)果如圖1所示。從圖1(a)中可以看出，2005—2008年企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的分布主要集中在0.300～0.500之間，且集中度較高。圖1(b)顯示了2009—2013年四位行業(yè)代碼綠色生產(chǎn)效率的核密度估計結(jié)果。從圖中可以看出，2009年以后，企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率有明顯的右移趨勢，說明工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率呈增長趨勢。從核密度函數(shù)的形狀來看，2005—2008年主要呈現(xiàn)為 “單峰”，2009—2013年主要呈現(xiàn)為 “寬峰”向 “雙峰”演變的趨勢，表明行業(yè)之間差距明顯。在2013年形成 “雙峰”，且右端面積增大，說明2013年行業(yè)間差距有減小趨勢。

表3 2005—2013年各地區(qū)企業(yè)平均綠色生產(chǎn)效率

圖1 2005—2013年四位行業(yè)代碼綠色生產(chǎn)效率核密度估計結(jié)果

表4 兩位數(shù)代碼行業(yè)綠色生產(chǎn)效率

續(xù)表4

本文進一步給出了基于兩位行業(yè)代碼的平均綠色生產(chǎn)效率測算結(jié)果 (如表4所示)。結(jié)合表2、表4可以看出，我國各行業(yè)間的綠色生產(chǎn)效率差異較大，輕度污染行業(yè)的綠色生產(chǎn)效率明顯高于重度污染行業(yè)。綠色生產(chǎn)效率排名前三的行業(yè)依次為化學纖維制造業(yè)、專用設備制造業(yè)、通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)，其樣本期內(nèi)的平均綠色生產(chǎn)效率分別為0.643、0.612和0.602。其中，專用設備制造業(yè)、通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)屬于技術(shù)密集型行業(yè)，生產(chǎn)技術(shù)水平較高，從而綠色生產(chǎn)效率水平也較高；化學纖維制造業(yè)屬于重度污染行業(yè)，但其綠色生產(chǎn)效率較高，說明高污染和高生產(chǎn)效率可以并存，當高污染行業(yè)有較大產(chǎn)出時，其綠色生產(chǎn)效率也較高。而綠色生產(chǎn)效率較低的行業(yè)主要集中在紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、水的生產(chǎn)和供應業(yè)，其樣本期內(nèi)的平均綠色生產(chǎn)效率僅為0.134、0.223和0.225。造成這些行業(yè)綠色生產(chǎn)效率較低的原因除了技術(shù)水平較低、污染能耗較大、污染排放強度較高外，還有其自身的行業(yè)特征原因。尤其是紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)的綠色生產(chǎn)效率最低，僅為0.134，可能的原因在于該行業(yè)進入門檻較低、企業(yè)差異明顯，與前沿面水平有較大距離，造成企業(yè)的平均綠色生產(chǎn)效率水平較低。而水的生產(chǎn)和供應業(yè)具有公共產(chǎn)品特征，且有較強的壟斷性質(zhì)，行業(yè)競爭力較弱，不利于其綠色生產(chǎn)效率的提高。另外，從表4中各行業(yè)的時間變化趨勢來看，大部分行業(yè)的綠色生產(chǎn)效率均呈現(xiàn)波動性增長態(tài)勢，只有較少行業(yè)和年份出現(xiàn)綠色生產(chǎn)效率倒退現(xiàn)象。工業(yè)行業(yè)整體較低的綠色生產(chǎn)效率和波動性增長趨勢反映了我國工業(yè)企業(yè)綠色生產(chǎn)效率仍有較大的增長潛力和提升空間。

五、回歸結(jié)果分析

(一)全樣本初始檢驗

本文采用面板Tobit模型來檢驗出口對企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的影響①由于采用的是企業(yè)特征及財務的相關數(shù)據(jù)，通常不包含單位根。且本文面板數(shù)據(jù)的截面企業(yè)數(shù)為21 053，樣本時間長度為9年，N?T，故省略了面板單位根檢驗。，并對比分析二者之間的差異，估計結(jié)果如表5所示。

表5 全樣本初始檢驗結(jié)果

表5中的第2列和第3列為出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響回歸結(jié)果。第2列中出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)為0.007 1，并且在1%的顯著性水平下顯著為正。第3列增加了行業(yè)、時間和區(qū)域固定效應以后，出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)變?yōu)?.006 2，仍在1%的顯著性水平下顯著，說明出口對企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率有顯著的促進作用，通過學習和模仿發(fā)達國家的先進生產(chǎn)技術(shù)，獲取技術(shù)溢出，提高自身的生產(chǎn)效率，充分發(fā)揮了出口的 “學習效應”。表5中的第4列和第5列為考慮環(huán)境因素后出口對綠色生產(chǎn)效率的影響回歸結(jié)果。從第4列可以看出，出口對綠色生產(chǎn)效率的影響系數(shù)為－0.003 3，在5%的顯著性水平下顯著為負，增加行業(yè)、時間和區(qū)域固定效應以后系數(shù)變?yōu)椋?.007 9，負向影響效應增大，且顯著性增加。可見，在增加環(huán)境因素后，出口對綠色生產(chǎn)效率的影響為負，說明出口的確會帶來環(huán)境污染效應，不利于企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的提升。綜合表5中2—4列可以發(fā)現(xiàn)，出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率有顯著的正向作用，但對綠色生產(chǎn)效率有顯著的負向作用，說明出口的學習效應提高了企業(yè)的技術(shù)水平，但隨著對外開放程度的逐漸加深，開放發(fā)展和綠色發(fā)展之間產(chǎn)生了沖突，出口產(chǎn)生了大量的污染排放，對綠色生產(chǎn)效率造成了環(huán)境負效應，且環(huán)境效應的負向作用大于學習效應的正向作用，最終導致工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率下降。

從其他控制變量的回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)的年齡和固定資產(chǎn)投資等變量對企業(yè)的傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率均存在顯著的負向影響?？赡艿脑蛟谟?，企業(yè)在剛成立初期，有較強的發(fā)展動力，努力提升技術(shù)水平，但隨著時間的增長，這種動力慢慢減弱，僵尸企業(yè)的比例越來越高，而企業(yè)的固定資產(chǎn)投資越多，所需成本就越高，在不了解市場或資源配置不合理的情況下，往往導致生產(chǎn)效率下降。企業(yè)的銷售額和企業(yè)利潤對生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的影響顯著為正，與預期相符。

(二)行業(yè)異質(zhì)性檢驗

根據(jù)前文對工業(yè)行業(yè)污染程度的劃分，本文分別檢驗了出口對三類污染行業(yè)的傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的影響，進一步分析出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率影響的行業(yè)異質(zhì)性?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 行業(yè)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

從表6可以看出，重度污染行業(yè)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響為正，但并不顯著，對綠色生產(chǎn)效率的影響系數(shù)顯著為負。中度污染行業(yè)和輕度污染行業(yè)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)分別為0.004 8和0.005 6，在1%的顯著性水平下顯著為正，體現(xiàn)了在不同行業(yè)分類下，出口對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的 “學習效應”促進了生產(chǎn)效率的提高。對考慮環(huán)境因素后的綠色生產(chǎn)效率的影響系數(shù)分別為－0.011 0和－0.010 8，在1%的顯著性水平下顯著為負，體現(xiàn)了在不同行業(yè)分類下，出口對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的 “環(huán)境效應”不利于綠色生產(chǎn)效率的提高。行業(yè)異質(zhì)性的回歸結(jié)果再次證明，出口的 “學習效應”對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的正向作用以及出口的 “環(huán)境效應”對綠色生產(chǎn)效率的負向作用。進一步觀察可以發(fā)現(xiàn)，三類行業(yè)的出口對綠色生產(chǎn)效率的負向影響系數(shù)均大于對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的正向影響系數(shù)，且對綠色生產(chǎn)效率的負向影響更加顯著，說明出口產(chǎn)生的 “環(huán)境效應”大于出口產(chǎn)生的 “學習效應”?？梢娭袊趨⑴c全球價值鏈的過程中，雖然獲得了貿(mào)易利益，但卻付出了巨大的環(huán)境代價，未來必須轉(zhuǎn)變貿(mào)易發(fā)展方式，增強自身的創(chuàng)新能力，避免發(fā)達國家對我國價值鏈地位的低端鎖定。

(三)區(qū)域異質(zhì)性檢驗

本文進一步根據(jù)中國的傳統(tǒng)區(qū)域劃分，檢驗了東、中、西部地區(qū)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的影響，以研究出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的區(qū)域異質(zhì)性。回歸結(jié)果如表7所示。

從表7可以看出，東部地區(qū)和中部地區(qū)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)分別為0.005 9和0.011 4，但西部地區(qū)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)為－0.043 5，顯著為負，說明東部地區(qū)和中部地區(qū)發(fā)揮了出口的 “學習效應”，而西部地區(qū)的出口并未體現(xiàn) “學習效應”，出口更能促進經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的提高。這也一定程度上反映了我國工業(yè)企業(yè)在區(qū)域上的聚集程度。全部樣本中，東部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)占全國工業(yè)企業(yè)的79.9%，其中，出口企業(yè)中有92.2%的企業(yè)位于東部地區(qū)。可見，出口企業(yè)主要聚集在東部沿海省份，東部地區(qū)可以通過同時發(fā)揮 “出口中學習”和 “聚集中學習”的雙重優(yōu)勢來提高企業(yè)的傳統(tǒng)生產(chǎn)效率。而西部地區(qū)的技術(shù)水平較低，對發(fā)達國家先進技術(shù)溢出的吸收能力較弱。另外，企業(yè)除受到自身內(nèi)部因素的影響，還會受到同區(qū)位外部環(huán)境因素的影響。企業(yè)之間 “鄰居群體”的存在，為企業(yè)分享信息、獲取知識、提升技術(shù)等提供了重要的平臺和渠道[37]。而西部地區(qū)出口企業(yè)相對較少，不具備 “聚集中學習”的優(yōu)勢，無法充分享有企業(yè)集聚所帶來的技術(shù)知識溢出；加之西部地區(qū)的經(jīng)濟技術(shù)相對落后，部分出口企業(yè)的位置處于相對隔離區(qū)位，導致企業(yè)間的學習交流不順暢，難以實現(xiàn)有效追趕[38]。從東部、中部、西部地區(qū)企業(yè)的出口行為對出口企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響結(jié)果來看，三大地區(qū)均表現(xiàn)為負向影響作用，影響系數(shù)分別為－0.006 2、－0.011 5和－0.025 6，但只有東部地區(qū)在1%的顯著性水平下顯著，中西部地區(qū)出口對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的負向影響作用并不顯著?？赡艿脑蛟谟冢瑬|部地區(qū)的開放程度較高，雖然出口貿(mào)易帶來了經(jīng)濟收益，但同時加快了資源的消耗，產(chǎn)生了大量污染物，體現(xiàn)了出口對東部地區(qū)的 “環(huán)境效應”。因此，出口對東部地區(qū)企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的負向影響更為顯著。其他控制變量均通過了穩(wěn)健檢驗，這里不再一一贅述。

表7 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

(四)內(nèi)生性檢驗

由于企業(yè)的生產(chǎn)效率對出口也會產(chǎn)生影響，會導致方程 (7)存在內(nèi)生性問題。本文進一步采用工具變量法控制方程的內(nèi)生性，IV-Tobit模型的估計結(jié)果如表8所示。

表8 控制內(nèi)生性的工具變量檢驗

內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示，Wald外生性檢驗值較高，且均在1%的顯著性水平下顯著，說明本文選取的工具變量符合外生性假設。從回歸結(jié)果可以看出，出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響顯著為正，體現(xiàn)了出口的 “學習效應”，但出口對增加環(huán)境因素的綠色生產(chǎn)效率為負，體現(xiàn)了出口的 “環(huán)境效應”，且 “環(huán)境效應”大于 “學習效應”，最終不利于綠色生產(chǎn)效率的提高，與前文實證結(jié)果相一致，說明出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率具有穩(wěn)健的因果影響。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從以下兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗：(1)由于受到2008年經(jīng)濟危機的影響，該年份的數(shù)據(jù)可能會影響整體的統(tǒng)計結(jié)果，因此，在穩(wěn)健性檢驗時剔除2008年的數(shù)據(jù)重新進行回歸。(2)在控制變量中，進一步增加了企業(yè)的年平均勞動力人數(shù)和是否含有外資(虛擬變量)。兩種情況的檢驗結(jié)果如表9所示。

表9 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從表9可以看出，無論是剔除可能影響統(tǒng)計結(jié)果的年份還是增加控制變量，出口仍然對企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率有正向促進作用，對企業(yè)綠色生產(chǎn)效率有負向作用，與初始全樣本檢驗結(jié)果一致，且均在1%的顯著性水平下顯著，說明本文的檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策啟示

本文將出口的 “學習效應”和 “環(huán)境效應”拓展到我國工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率研究領域，采用基于非期望產(chǎn)出的SBM模型測算了工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率，并通過構(gòu)建面板Tobit模型考察了出口對企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和綠色生產(chǎn)效率的影響。研究結(jié)果顯示：從整體來看，2005—2013年工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率呈波動增長趨勢，樣本期內(nèi)平均綠色生產(chǎn)效率為36.7%；東、中、西部地區(qū)的綠色生產(chǎn)效率呈現(xiàn)遞減特征，且輕度污染行業(yè)的綠色生產(chǎn)效率高于重度污染行業(yè)。進一步的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率有顯著的正向作用，證明了出口 “學習效應”的存在，但出口對綠色生產(chǎn)效率的影響顯著為負，說明出口會帶來環(huán)境負效應，不利于綠色生產(chǎn)效率的提高。深入到行業(yè)層面和區(qū)域?qū)用姘l(fā)現(xiàn)，污染程度較低的行業(yè)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率及綠色生產(chǎn)效率的影響更為顯著，東部地區(qū)和中部地區(qū)的出口對傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的影響顯著為正，但出口對東部地區(qū)的綠色生產(chǎn)效率有顯著負向影響。從本文的研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，隨著我國嵌入全球價值鏈程度的不斷加深，出口貿(mào)易對我國生態(tài)環(huán)境質(zhì)量和工業(yè)企業(yè)綠色生產(chǎn)效率產(chǎn)生了嚴重影響，以致經(jīng)濟效益大打折扣，這也成為我國參與全球價值鏈面臨的重要挑戰(zhàn)之一。

基于上述結(jié)論，本文的政策啟示主要有以下兩點：第一，出口的 “學習效應”對于促進中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率提升具有重要作用，應在充分挖掘企業(yè)自身潛力、提高綠色技術(shù)水平的同時，鼓勵企業(yè)引進國外先進的技術(shù)，通過學習和模仿發(fā)達國家的先進生產(chǎn)技術(shù)，獲取技術(shù)溢出，通過充分發(fā)揮出口的 “學習效應”，提高自身的生產(chǎn)效率。第二，出口的 “環(huán)境效應”不利于中國工業(yè)企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的改善，應調(diào)整和優(yōu)化企業(yè)出口結(jié)構(gòu)，適當降低部分高能耗、高碳排放的污染密集型產(chǎn)品的出口規(guī)模，通過充分抑制出口的 “環(huán)境效應”，改善企業(yè)綠色生產(chǎn)效率。從本文的研究結(jié)果來看，出口的 “環(huán)境效應”體現(xiàn)出明顯的行業(yè)和區(qū)域特征，污染較低的產(chǎn)品出口帶有明顯的環(huán)境競爭優(yōu)勢，且對東部地區(qū)企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響最為顯著。因此，要重點著眼于東部地區(qū)出口企業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)升級，通過制定較高的環(huán)境質(zhì)量行業(yè)標準倒逼污染密集型企業(yè)放棄高污染產(chǎn)品的出口優(yōu)勢。