劉學之，段朵朵，張勃，孫祥棟

（北京化工大學經(jīng)濟管理學院，北京 100029）

引言

針對我國面臨的環(huán)境污染嚴重、資源約束趨緊、生態(tài)系統(tǒng)退化的嚴峻形勢[1]，習近平總書記反復倡導“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念，并在黨的十九大報告中明確指出必須堅持以節(jié)約優(yōu)先、保護優(yōu)先、自然恢復為主的方針，形成節(jié)約資源和保護環(huán)境的空間格局、產(chǎn)業(yè)結構、生產(chǎn)方式以及生活方式。石油化工行業(yè)（以下簡稱石化行業(yè)）產(chǎn)品覆蓋面廣、產(chǎn)業(yè)鏈長，是我國重要支柱產(chǎn)業(yè)之一，是國民經(jīng)濟的重要組成部分；同時由于能耗高、工序復雜，石化行業(yè)也是當前我國環(huán)境治理的重點領域。

石化行業(yè)產(chǎn)生的揮發(fā)性有機物（VOCs）是形成臭氧（O3）和細顆粒物（PM2.5）污染的重要前體物，主要包括非甲烷烴類（烷烴、烯烴、炔烴、芳香烴等）、含氧有機物（醛、酮、醇、醚等）、含氯有機物、含氮有機物、含硫有機物等成分。為了促使石化行業(yè)企業(yè)減少VOCs 排放，提高VOCs 污染控制技術，改善生活和生態(tài)環(huán)境質量，2015 年財政部、國家發(fā)展改革委、原環(huán)境保護部制定了《揮發(fā)性有機物排污收費試點辦法》（財稅〔2015〕71 號），并于2015 年10月1 日起在各省（區(qū)、市）陸續(xù)實施。2018 年1 月1日《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》施行后，施行兩年多的揮發(fā)性有機物排污收費政策退出了歷史舞臺，我國對VOCs 也不再單獨征收排污費。因此，2015年10 月—2018 年1 月在北京、上海、廣東等21 個省份開展的石化行業(yè)VOCs 排污收費試點工作為我們提供了一個探討石化行業(yè)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟績效關系的準自然實驗樣本①而同期的其他環(huán)境規(guī)制政策對全行業(yè)具有普遍約束意義，如2016 年9 月為了推動石化和化學工業(yè)結構調整和轉型升級，促進質量和效益提高而開始施行的《石化和化學工業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2016—2020 年）》等。。本文將基于雙重差分模型（DID 模型），準確評估石化行業(yè)VOCs 排污收費政策影響企業(yè)績效的效果及機制，以便為我國環(huán)境規(guī)制政策的后續(xù)優(yōu)化提供決策參考。

1 文獻述評

目前環(huán)境規(guī)制對于企業(yè)績效的影響主要存在三種觀點，分別為“抑制假說”“促進假說”“不確定假說”。“抑制假說”認為環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效負相關，也即環(huán)境規(guī)制會給企業(yè)帶來增加成本的困擾，主要表現(xiàn)在外部污染治理費用的增加以及為適應當前政策所提高的創(chuàng)新投入，會對生產(chǎn)、銷售產(chǎn)生新的壓力，從而影響企業(yè)經(jīng)濟績效。傳統(tǒng)的新古典經(jīng)濟學家Walley 等提出在正常情況下，環(huán)境保護會給個人或廠商帶來額外的私人成本，是對社會產(chǎn)生正外部效應的典型，但環(huán)境保護產(chǎn)生的成本并沒有使企業(yè)得到補償，反而使得企業(yè)在同行業(yè)中的競爭力下降，進而影響企業(yè)績效[2]。Barbera 認為企業(yè)在減排壓力下，污染治理成本提高將會導致化工、鋼鐵等行業(yè)生產(chǎn)率下降0.1～0.3，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率之間負相關[3]。Gray 等研究也發(fā)現(xiàn)受政府環(huán)境規(guī)制影響，污染減排成本越高的企業(yè)生產(chǎn)率水平越低，進而導致企業(yè)經(jīng)營績效降低[4]。“促進假說”認為環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效正相關：在環(huán)境規(guī)制的影響下，企業(yè)積極創(chuàng)新生產(chǎn)，會在符合當前政策要求的條件下，增加生產(chǎn)效率，提高企業(yè)競爭力，減少由于污染排放所帶來的罰款等額外支出，同時也會形成行業(yè)壁壘，提高小微企業(yè)進入市場的門檻，在彌補創(chuàng)新投入成本的基礎上，提高企業(yè)的經(jīng)濟效益。Porter提出的“波特假說”強調受環(huán)境規(guī)制影響的企業(yè)在合理的監(jiān)管強度下，必然會考慮企業(yè)改造轉型，更新環(huán)保設備，創(chuàng)新生產(chǎn)技術，從而提高企業(yè)競爭和經(jīng)濟效益[5]。Lin、Bi 指出環(huán)境規(guī)制會對技術創(chuàng)新產(chǎn)生積極的拉動效應，在幫助企業(yè)減排的同時，生產(chǎn)更受市場所歡迎的環(huán)保產(chǎn)品，提高市場競爭，合理強度下的環(huán)境規(guī)制將會帶來環(huán)境保護、企業(yè)競爭以及經(jīng)濟增長之間的“三贏”[6,7]。Testa 等以建筑行業(yè)企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)嚴格的環(huán)境規(guī)制對加大先進技術設備、創(chuàng)新產(chǎn)品的投資和提高企業(yè)業(yè)績都具有積極的推動力[8]。“不確定假說”認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的影響具有不確定性：當環(huán)境規(guī)制給企業(yè)帶來的成本占總成本的比例很小時，可能不會對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著影響；但同時只有適當或有效的環(huán)境規(guī)制才能促使企業(yè)選擇技術創(chuàng)新；此外環(huán)境規(guī)制的實施時機也會對政策效果造成影響。Sanchez-Vargas 等認為環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率之間的關系實際上是非線性的，并且表示許多關于環(huán)境規(guī)制不同影響的爭論應當歸結于行業(yè)的異質性[9]。

國內學者對環(huán)境規(guī)制的研究不斷增多，且由于實證樣本選擇的不同而結論各異。葉紅雨等以229 家重污染行業(yè)上市公司為樣本，認為環(huán)境規(guī)制負向影響企業(yè)績效[10]；趙霄偉基于地級市以上城市工業(yè)的面板數(shù)據(jù)[11]、黃清煌等基于中國30 個省份的面板數(shù)據(jù)[12]也得出了環(huán)境規(guī)制負向影響經(jīng)濟績效的結論。相反地，涂紅星等以國內六大水污染密集型行業(yè)上市公司為樣本，認為環(huán)境管制對其中5 個行業(yè)的公司績效具有顯著的促進作用[13]；李樹等基于重污染行業(yè)上市公司的樣本[14]、張慧霞基于滬深A 股工業(yè)上市企業(yè)的樣本[15]、李志學等基于中國火力發(fā)電企業(yè)的樣本[16]也得出了一致的結論。另外，環(huán)境規(guī)制的“不確定假說”也有不少研究結論支持。姚林如等在研究分析不同環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的影響時，以規(guī)模以上大中型工業(yè)企業(yè)為樣本的實證研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的影響受環(huán)境規(guī)制類型的不同而存在差異，企業(yè)績效與命令型環(huán)境規(guī)制工具呈顯著負相關，與市場型環(huán)境規(guī)制工具呈顯著正相關[17]；鄒國偉等基于雙重差分法分析工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)樣本，認為環(huán)境規(guī)制政策的嚴格落實會促進企業(yè)績效的提高，但當政策執(zhí)行存在偏差時，既不存在“創(chuàng)新補償說”，也不存在“遵循成本說”，從而就不對企業(yè)績效產(chǎn)生影響[18]。

近年來，針對環(huán)境規(guī)制的“促進假說”，國內部分學者也探討了環(huán)境規(guī)制促進經(jīng)濟績效的傳導機制。頡茂華等采用結構—行為—績效（SCP）范式驗證了環(huán)境規(guī)制是通過技術創(chuàng)新路徑來提高企業(yè)績效的[19]。劉和旺等在探究環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制時，采用Olley and Pakes（OP）和Levinsohn and Pertrin（LP）半?yún)?shù)方法估算全要素生產(chǎn)率（TFP），通過面板固定效應模型分析認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極影響是通過技術創(chuàng)新進行傳導的，驗證了“強波特假說”的成立[20]。李冬琴采用多元回歸分析研究了環(huán)境政策工具及其交互項對環(huán)境技術創(chuàng)新和企業(yè)績效的影響，認為在環(huán)境政策對企業(yè)績效的影響中環(huán)境技術創(chuàng)新表現(xiàn)出完全中介作用[21]。在肯定技術進步路徑的基礎上，申晨等認為結構效應是“促進假說”的另一條作用路徑[22]。除此之外，還有學者認為環(huán)保投資也是環(huán)境規(guī)制促進企業(yè)績效的重要原因[23]。

綜合國內外研究現(xiàn)狀可以發(fā)現(xiàn)，目前環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效影響的相關研究取得了很大的進展。學者們對于現(xiàn)存的不同理論觀點都給予了充分的理論探討和充足的實證支持。但是環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的影響依然還有較大的拓展空間，值得進一步探究，主要表現(xiàn)為以下兩點：一是缺乏聚焦于行業(yè)、企業(yè)中微觀層面的“因果關系”推斷，尤其缺少聚焦石化行業(yè)的實證分析。已有研究或者基于宏觀資料探討“環(huán)境規(guī)制”這一大概念的政策實施效果，或者基于行業(yè)、企業(yè)中微觀數(shù)據(jù)探討了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟績效的“相關關系”，而中微觀層面準自然實驗樣本的缺失，導致了相關理論假說的中微觀層面實證支撐不足。二是現(xiàn)有研究缺少探討環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟績效的效果及其機制的時序演進關系，而明確環(huán)境規(guī)制傳導至并經(jīng)濟績效并產(chǎn)生影響的“時間間隔”，有利于準確認識相關政策的實施效果，從而更好地進行政策優(yōu)化調整。基于以上兩點不足，本文從中微觀層面出發(fā)，使用政策評估經(jīng)濟學工具，在探索相關變量滯后期的基礎上，研究VOCs 排污收費政策對石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的影響效果及因果機理。

2 模型方法及數(shù)據(jù)處理

2.1 基準雙重差分模型

雙重差分（DID）模型是一種被廣泛使用的政策評估工具。本文將VOCs 排污收費政策實施視為一項“準自然實驗”，將石化行業(yè)中屬于政策實施范圍的上市公司作為實驗組，把行業(yè)內其他上市公司作為對照組。由表1 可以看出，從2015 年起，北京、上海、廣東、安徽首先開始試點，隨后又有17 個省份陸續(xù)加入試點。

表1 各試點省份VOCs排污收費政策時間

各試點省份政策實施的時間點不同，無法滿足傳統(tǒng)倍差法對政策實施時間點相同的要求，因此本文采取多期倍差法，賦予各試點省份石化行業(yè)上市公司不同的政策實施時間點，重點關注交互項的符號和顯著性。構建以下模型評估VOCs 排污收費政策對石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的影響：

式中：下標i表示石化行業(yè)上市公司；t表示時間；Yit表示企業(yè)i在年份t的績效；treat 表示VOCs 排污收費試點政策的虛擬變量，試點范圍取值為1，非試點范圍取值為0；time 表示VOCs 排污收費政策在試點省份實施時間的虛擬變量，根據(jù)各試點省份開始實施政策的時間節(jié)點，實施政策當年及隨后的年份取1，政策實施前的年份取0；Xit表示影響企業(yè)績效的其他控制變量；α0表示常數(shù)項；α1表示交互項的系數(shù)；α2表示控制變量的系數(shù)；μi表示企業(yè)固定效應；γt表示時間固定效應；εit表示隨機擾動項。

按照模型設計，雙重交乘項的系數(shù)就是本文所研究的VOCs 排污收費政策對石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的影響。

2.2 DID 模型的穩(wěn)健性檢驗

使用DID 模型的前提是實驗組和對照組滿足平行趨勢假設，即在沒有VOCs 排污收費政策的干預下，實驗組和對照組中的企業(yè)績效變化趨勢是一致的。為了保證DID 模型估計結果的可靠性，本文設計了DID模型的平行趨勢假設檢驗。主要通過以下模型進行檢驗：

式中，dm表示年份與政策開始實施時間差的虛擬變量，若年份=2017，該?。▍^(qū)、市）政策實施時間為2016 時，則時間差虛擬變量d1為1，d-2，d-1，d0均為0；dm×treati表示生成的時間差虛擬變量與實驗組虛擬變量的交互項；ξ0表示常數(shù)項；βm表示交互項的系數(shù)；ξ1表示控制變量的系數(shù)。

2.3 樣本選擇與指標選取

2.3.1 樣本選擇

參照《揮發(fā)性有機物排污收費試點辦法》，并根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB/T 4754—2011）①因為《揮發(fā)性有機物排污收費試點辦法》中對VOCs 排污收費試點行業(yè)范圍的劃分依據(jù)是《國民經(jīng)濟分類》（GB/T 4754-2011），當時未發(fā)布最新標準（GB/T 4754-2017），因此，本文基于前者展開研究。，明確界定VOCs 排污收費試點行業(yè)范圍，主要涉及原油加工及石油制品制造、有機化學原料制造、初級形態(tài)塑料及合成樹脂制造、合成橡膠制造、合成纖維單（聚合）體制造、倉儲業(yè)等行業(yè)，如表2 所示。參照上述行業(yè)分類，基于Wind 數(shù)據(jù)庫，按照地域相近的原則，選取屬于“實施政策省份的石化行業(yè)大類或不實施政策省份的特定行業(yè)細類”的上市公司作為研究樣本（不包括ST 及*ST 公司）。處理后樣本容量為337 家上市公司，其中處理組樣本97 家，對照組樣本240 家，共1496 個觀測值。

3.3.2 指標選取

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量是企業(yè)績效。在現(xiàn)有研究中，用來衡量企業(yè)績效的指標主要有總資產(chǎn)回報率[14]、利潤率[24]、主營業(yè)務利潤率[25]等?？紤]到大量文獻選擇總資產(chǎn)報酬率（ROA）作為企業(yè)績效的衡量指標，因此本文也選擇總資產(chǎn)報酬率衡量企業(yè)績效。

表2 VOCs排污收費試點行業(yè)范圍

（2）解釋變量。環(huán)境規(guī)制的度量至今還沒有一個統(tǒng)一的標準，一般是根據(jù)研究側重點不同而選擇不同的代理變量進行衡量，有使用污染物排放水平或治理投入進行測度的[26-28]，也有使用政策實施節(jié)點的虛擬變量進行測度的[18]?？紤]到本文優(yōu)先考察VOCs 排污收費政策與企業(yè)績效的因果效應，因此本文的解釋變量是實驗組別虛擬變量和政策實施時點虛擬變量的交互項。

（3）控制變量。企業(yè)績效的影響因素較多，為盡可能地避免因遺漏變量而導致的內生性問題以及估計結果的偏誤，筆者充分梳理了現(xiàn)有研究文獻，并發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模[29]、資產(chǎn)負債率[30]、資產(chǎn)流動性[31]、企業(yè)存續(xù)年限[32]是影響企業(yè)績效的最主要因素。基于現(xiàn)有實證經(jīng)驗，本文引入資產(chǎn)負債率（LEV）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)流動性（LIQ）、企業(yè)存續(xù)年限（AGE）作為控制變量，從而盡可能使實驗組與對照組處于相似的外生環(huán)境中。相關變量的描述性統(tǒng)計如表3所示，描述性統(tǒng)計中各變量觀測值數(shù)量存在略微差異，主要由于樣本企業(yè)中部分指標個別數(shù)據(jù)缺失。

3 實證檢驗與分析

3.1 基本回歸結果

基于式（1）及相關控制變量的選取，文章首先分析了VOCs 排污收費政策對石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的影響，結果如表4 所示。表4 第（1）列中列示了交互項（當期）對企業(yè)績效的回歸結果，第（2）至（5）列為依次引入控制變量后的回歸結果，綜合五次回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，政策實施當期對企業(yè)績效的影響符號為正，但在10%的概率水平上不顯著。現(xiàn)實中，試點省份VOCs 排污收費政策的開始時間并非全部發(fā)生于年度初期，相反地，大部分發(fā)生于年中或年末，因此若仍使用當年的財務績效作為被解釋變量，會大大減弱解釋力度。理論上，“波特假說”認為環(huán)保政策對經(jīng)濟產(chǎn)生影響的主要途徑是促進企業(yè)進行技術創(chuàng)新或采用創(chuàng)新性技術進而影響企業(yè)績效，雖然可能在短期內增加成本，但在長期內可以提升企業(yè)生產(chǎn)效率，增加企業(yè)競爭力、促進經(jīng)濟增長。也就是說短期內，VOCs 排污收費政策不會提高石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效。

表3 描述性統(tǒng)計

表4 政策實施當期與企業(yè)績效的回歸結果

基于以上分析結果，同時參考余偉等的研究，充分考慮政策實施效應具有一定的滯后性[33]，本文采用滯后一期的交互項進行回歸分析，結果如表5 所示。表5 中第（1）列為滯后一期的交互項對企業(yè)績效的回歸結果，我們發(fā)現(xiàn)VOCs 排污收費政策實施對企業(yè)績效呈現(xiàn)正向影響。第（2）至（5）列為依次引入控制變量后的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)滯后一期的交互項的估計系數(shù)符號和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生實質性改變，均表現(xiàn)為正向影響。以引入完整控制變量的第（5）列回歸結果進行具體分析，VOCs 排污收費政策的實施使ROA 提高了1.647 個百分點，并在5%置信水平上通過顯著性檢驗。

表5 政策實施（滯后一期）與企業(yè)績效的回歸結果

控制變量的估計結果也和預期基本一致：資產(chǎn)負債率越高，越不利于企業(yè)績效的提高；企業(yè)規(guī)模越大，越有利于企業(yè)績效的提高；企業(yè)流動性越強，越有利于企業(yè)績效的提高；而企業(yè)存續(xù)年限與企業(yè)績效關系不顯著。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，本文進一步實施平行趨勢檢驗。平行趨勢檢驗結果如表6 所示。可以看出政策實施前兩年（d-2×treat）、前一年（d-1×treat）的虛擬變量對企業(yè)ROA 的影響均不顯著，符合平行趨勢假設。同時政策實施當年（d0×treat）不顯著，政策實施后一年（d1×treat）顯著，進一步證實了前文采用政策虛擬變量滯后一期所得回歸結果的穩(wěn)健性，也即證實了政策實施顯著地促進了企業(yè)績效的提高，但存在一定的滯后性。

表6 平行趨勢檢驗結果

3.3 影響機制檢驗

前文實證結果得出VOCs 排污收費政策對石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效會產(chǎn)生促進作用，“波特假說”認為環(huán)境規(guī)制會使企業(yè)加大創(chuàng)新投入，積極推動綠色技術的研發(fā)、環(huán)保設備的升級，從而使企業(yè)生產(chǎn)效率得以提高[20]，企業(yè)競爭力得以提升，同時還能夠降低企業(yè)的排污費用，實現(xiàn)環(huán)保與效益的雙贏。沿著“波特假說”的理論脈絡，本文進一步探討石化行業(yè)VOCs排污收費政策對企業(yè)績效的影響機制，即VOCs 排污收費政策是否通過技術創(chuàng)新促進了企業(yè)績效的增長。在尋找技術創(chuàng)新的衡量指標時，采用現(xiàn)有研究中的普遍做法，將研發(fā)支出作為衡量指標。同時為了避免異方差的影響，參考毛劍峰等以及嚴焰等的做法，將研發(fā)支出取對數(shù)處理[34,35]。進一步地，本文選擇將當期研發(fā)支出作為中介變量引入實證方程，主要從企業(yè)實際運營角度考慮，當年研發(fā)費用支出大多是由企業(yè)上年預算決定，這在很大程度上回避了內生性問題。相關做法也在已有研究中得到了論證[36-39]。

根據(jù)基準DID 模型（滯后一期）的計算結果，文章進一步采用逐步回歸法進行“波特假說”的中介效應檢驗，在表5 實證回歸結果的基礎上，根據(jù)式（3）檢驗交互項對假定的中介變量化技術創(chuàng)新TEC 的影響，最后，在式（1）的基礎上引入中介變量TEC 構建式（4）進行進一步實證。

中介效應檢驗的回歸結果如表7 所示（其中觀測值數(shù)量存在差異的原因主要在于樣本企業(yè)存在缺失個別年份科技創(chuàng)新的數(shù)據(jù)）。表中第（1）列為基準DID（滯后一期）結果，表中第（2）列為交互項與中介變量的回歸結果，交互項系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，說明實施VOCs 排污收費政策，會增加下一年度上市公司的研發(fā)支出，也即促進企業(yè)的技術創(chuàng)新；表中第（3）列為在基準DID 模型（滯后一期）的基礎上引入中介變量的回歸結果，交互項系數(shù)為正但不能拒絕0 假設，中介變量在5%置信水平上顯著為正。從而論證了石化行業(yè)VOCs 排污收費政策的實施使企業(yè)加大研發(fā)投入，推動技術創(chuàng)新，推動企業(yè)績效提高。

表7 中介效應檢驗回歸結果

3.4 異質性分析

進一步地，考慮到地區(qū)差異性，根據(jù)國家統(tǒng)計局對東中西地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11 個省份；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8 個省份；西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等12 個省份。的劃分，文章依次對不同區(qū)域進行實證分析及中介效應檢驗，檢驗結果如表8 所示（觀測值個數(shù)存在差異的原因主要在于樣本企業(yè)存在缺失個別年份科技創(chuàng)新的數(shù)據(jù)）。表中第（1）列、第（4）列、第（7）列為基準DID（滯后一期）模型回歸結果，第（2）列、第（5）列、第（8）列為引入中介變量后的回歸結果，第（3）列、第（6）列、第（9）列為中介變量與滯后一期交互項的回歸結果。

分區(qū)域看，第（1）～（3）列為東部地區(qū)的分析結果。從第（1）列可以看出，交互項系數(shù)為1.632，在10%置信水平上通過顯著性檢驗，表示VOCs 排污收費政策的實施使ROA 提高1.632 個百分點，即政策的實施對東部地區(qū)石化行業(yè)上市公司的企業(yè)績效呈現(xiàn)顯著的促進作用。從第（2）列、第（3）列可以看出，政策的積極效果是通過促進技術創(chuàng)新的提高，從而實現(xiàn)企業(yè)績效的增長，存在完全中介效應。第（4）～（6）列為中部地區(qū)的分析結果。從第（4）列可以看出，交互項系數(shù)為2.735，在5%置信水平上通過顯著性檢驗，表示VOCs 排污收費政策的實施使ROA 提高2.735 個單位，VOCs 排污收費政策對中部地區(qū)石化行業(yè)上市公司的企業(yè)績效也呈現(xiàn)出顯著的促進作用，并且其影響機制與東部地區(qū)相同，與東部地區(qū)存在差異的是，在引入中介變量后，交互項系數(shù)依然顯著但絕對值略有降低，如表中第（5）列結果所示，表明技術創(chuàng)新在政策對企業(yè)績效的影響機制中體現(xiàn)出的是部分中介效應。第（7）～（9）列為西部地區(qū)的分析結果。從第（7）列可以看出，VOCs 排污收費政策對西部地區(qū)石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的影響不顯著。但是從第（9）列可以看出，政策的實施對技術創(chuàng)新同樣存在顯著的促進作用?？傮w上看，VOCs 排污收費政策對東中西不同地區(qū)的影響具有區(qū)域差異性，具體表現(xiàn)為對中部地區(qū)石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的促進作用最強且最顯著，東部次之，西部則無顯著影響；VOCs 排污收費政策在東中區(qū)域的影響機制與全樣本的結果保持一致，表現(xiàn)為通過促進企業(yè)技術創(chuàng)新，提高企業(yè)績效的傳導路徑，西部地區(qū)的技術創(chuàng)新補償作用不顯著。

針對環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的促進效果在東、中、西部地區(qū)存在的差異性，文章推斷主要是由于區(qū)域發(fā)展階段的不同。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展一直處于國內領先地位，且現(xiàn)階段企業(yè)綠色技術水平本身處于一個較高的地位，在污染減排方面已取得顯著成效，能夠較大程度地降低排污收費的成本，因而新的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的提升效果不及中部；中部地區(qū)現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展水平雖然不及東部，但正因為當前基準低，所以環(huán)境規(guī)制在中部地區(qū)發(fā)揮的創(chuàng)新補償作用最為明顯；而西部發(fā)展相對落后，為了促進經(jīng)濟發(fā)展，政府往往給予很多優(yōu)惠政策，在一定程度上可以彌補企業(yè)關于VOCs 排污收費政策所應付出的成本，雖然環(huán)境規(guī)制在西部地區(qū)表現(xiàn)為正效應，但并不是主要由環(huán)境規(guī)制的實施造成的，這也正是環(huán)境規(guī)制對西部地區(qū)企業(yè)績效不顯著的原因。

表8 不同地區(qū)模型回歸結果

針對技術創(chuàng)新的中介效應在東、中部地區(qū)存在的差異性①西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效無顯著影響，因此不做分析。，本文推斷主要是由于企業(yè)發(fā)展路徑的不同。東部地區(qū)經(jīng)濟基礎雄厚，產(chǎn)業(yè)集聚度高[40]，企業(yè)在競爭激烈的市場中謀求更高的發(fā)展主要取決于技術創(chuàng)新，因此技術創(chuàng)新在東部地區(qū)體現(xiàn)出完全中介效應。中部地區(qū)由于硬性條件的限制，在諸多方面都有可提高的空間，并非完全依賴技術創(chuàng)新才能促進企業(yè)經(jīng)營績效的提高，尤其對于企業(yè)快速成長階段，技術創(chuàng)新并不是唯一的必經(jīng)之路，這就解釋了為什么技術創(chuàng)新在中部地區(qū)體現(xiàn)出的是部分中介效應。

4 結論與政策啟示

本文以VOCs 排污收費政策為準自然實驗，基于石化行業(yè)337 家上市公司數(shù)據(jù)，在平行趨勢檢驗的基礎上，運用雙重差分模型，實證研究了VOCs 排污收費政策對石化行業(yè)上市公司企業(yè)績效的影響結果及因果機制，得到以下三點結論：

一是環(huán)境規(guī)制對石化行業(yè)企業(yè)績效的正向影響具有滯后性。VOCs 排污收費政策實施當期對企業(yè)績效的影響不顯著，而政策的實施對次年企業(yè)績效具有顯著的正向影響，使得企業(yè)ROA 平均提高了1.677 個百分點。二是環(huán)境規(guī)制對石化行業(yè)企業(yè)績效的促進作用是通過企業(yè)的技術創(chuàng)新實現(xiàn)的。企業(yè)受到環(huán)境規(guī)制后，為減少或避免由于污染排放而造成的環(huán)保支出，會通過加大研發(fā)投入以升級環(huán)保設備、創(chuàng)新新技術，從而實現(xiàn)了減少污染排放與提高企業(yè)績效的雙贏局面，論證了“波特假說”在中國石化行業(yè)的有效性。三是環(huán)境規(guī)制對石化行業(yè)企業(yè)績效的影響具有區(qū)域差異性。VOCs 排污收費政策的實施對東、中地區(qū)具有顯著的正向影響，對西部地區(qū)則無顯著影響。政策的實施通過技術創(chuàng)新（完全中介）使東部地區(qū)企業(yè)ROA平均提高了1.632 個百分點，使中部地區(qū)企業(yè)ROA 平均提高了2.735 個百分點。

根據(jù)以上研究結論，本文的政策啟示有：第一，擴充VOCs 的征稅品種。加強生態(tài)文明建設，進一步加大石化行業(yè)生態(tài)環(huán)境保護的政策實施力度。考慮到VOCs 是近地面臭氧、二次細粒子生成的重要前體物，治理VOCs 對控制臭氧、PM2.5，改善大氣環(huán)境質量具有迫切的現(xiàn)實意義，建議進一步完善并豐富納入征稅范圍的VOCs 種類，在提升石化企業(yè)經(jīng)濟績效的同時，實現(xiàn)環(huán)境保護。第二，堅持推進科技創(chuàng)新。進一步加強石化行業(yè)企業(yè)的科技投入，聚焦石化行業(yè)發(fā)展的共性、關鍵技術的研發(fā)，鼓勵企業(yè)開展創(chuàng)新活動，將環(huán)境規(guī)制的壓力轉化為企業(yè)績效增長的動力。第三，西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制需因地制宜。需在優(yōu)化西部地區(qū)石化行業(yè)發(fā)展環(huán)境、提升西部地區(qū)石化企業(yè)的內生發(fā)展動力的基礎上，合理劃定環(huán)境規(guī)制強度區(qū)間，探索依靠環(huán)境規(guī)制驅動企業(yè)增長的可能路徑。