張偉廣,馮師鈺,韓 超

“十一五”約束性污染控制的企業(yè)減排效應(yīng)

張偉廣1,2*,馮師鈺1,韓 超3

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025；2.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所,北京 100006；3.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心,遼寧 大連 116025)

依托2006年“十一五”約束性污染控制政策的實(shí)施,基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)庫(kù),探究總量控制與約束性的環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施對(duì)企業(yè)減排的影響效果及其作用機(jī)制.研究發(fā)現(xiàn):約束性污染控制政策實(shí)施后,受規(guī)制強(qiáng)度較高的企業(yè)SO2和COD的污染排放量分別下降了12.8%、12.1%,該效應(yīng)經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)依然顯著;機(jī)制分析發(fā)現(xiàn),約束性污染控制實(shí)施后,SO2組樣本的潔凈能源消費(fèi)量上升0.12%、技術(shù)效率提升53.56%,COD組樣本潔凈能源消費(fèi)量上升0.14%、技術(shù)效率提升56.60%,企業(yè)通過(guò)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和技術(shù)效率的提升實(shí)現(xiàn)減排.異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)、重污染行業(yè)企業(yè)和非重污染行業(yè)企業(yè)以及東西部地區(qū)企業(yè)在減排效果上均存在顯著差異.企業(yè)到地理邊界的距離與企業(yè)污染排放量存在著局部負(fù)相關(guān)關(guān)系.

約束性污染控制；環(huán)境規(guī)制；企業(yè)減排

我國(guó)的“十一五”規(guī)劃首次提出環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制,將節(jié)能和減排的約束性指標(biāo)與官員政績(jī)考核相結(jié)合,在要求單位GDP能源消耗下降的同時(shí),約束性污染控制政策針對(duì)污染物減排方面提出了明確的目標(biāo)要求,規(guī)定在2006～2010年間各省份SO2、COD 2種污染物的排放總量下降至少達(dá)到10%以上.

環(huán)境政策是否有效直接取決于減排效應(yīng)是否顯著,中央提出的綠色發(fā)展理念能否轉(zhuǎn)化為政策紅利,取決于環(huán)境污染主體的應(yīng)對(duì)策略.現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)減排的效應(yīng)及其機(jī)理進(jìn)行了深入探討.關(guān)于環(huán)境規(guī)制的識(shí)別及其影響效果,相關(guān)學(xué)者分別使用企業(yè)治污資本投入或政府環(huán)境稅費(fèi)投入[1]、地區(qū)污染物去除率[2]、或者“兩控區(qū)”“千家企業(yè)節(jié)能行動(dòng)”“環(huán)保督查中心試點(diǎn)”[3-5]等制度或政策作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度或政策識(shí)別,全面探討了環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷等方面的作用[6-7],以及環(huán)境規(guī)制對(duì)微觀企業(yè)帶來(lái)加重負(fù)擔(dān)的“遵從成本”或促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的“波特假說(shuō)”效應(yīng)[8-11].具體到“十一五”約束性污染控制政策,多位學(xué)者研究了約束性污染控制政策出臺(tái)對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率水平的提升,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)資源再配置的效應(yīng)[12-13],以及對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)數(shù)量和質(zhì)量[14]、污染企業(yè)轉(zhuǎn)移[15]、企業(yè)減排[16]的影響,而鮮有結(jié)合微觀企業(yè)排污數(shù)據(jù),基于“十一五”規(guī)劃中不同省份面臨較大規(guī)制強(qiáng)度的結(jié)構(gòu)性差異,考察該政策對(duì)企業(yè)減排具體效應(yīng)及機(jī)制的探討.

本文采用雙重差分的方法,研究“十一五”約束性污染控制政策的出臺(tái)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的減排效應(yīng)及其作用機(jī)制,旨在為約束性污染控制政策的有效性提供現(xiàn)實(shí)依據(jù),進(jìn)一步拓寬我國(guó)實(shí)現(xiàn)減排任務(wù)目標(biāo)要求的路徑,為我國(guó)更快實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展提供政策參考.

1 研究方法

1.1 模型構(gòu)建

2006年“十一五”約束性污染控制政策的出臺(tái),對(duì)不同省份規(guī)定了不同強(qiáng)度的減排約束,成為良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),為“十一五”約束性污染控制的政策效果檢驗(yàn)提供了良好契機(jī),構(gòu)建計(jì)量模型如下:

式中: Emission分別代表企業(yè)在第年SO2排放量(kg)和COD排放量(kg),做取對(duì)數(shù)處理,在2種污染物的具體回歸模型中分別表示為SO2_emission和COD_emission;在污染排放控制強(qiáng)度達(dá)2倍以上的樣本企業(yè)中,強(qiáng)度較高的樣本被定義為處理組,用Treat=1表示,強(qiáng)度較低的樣本被定義為控制組,用Treat=0表示;Time表示政策虛擬變量,若時(shí)間在“十一五”約束性污染控制指標(biāo)出臺(tái)(2006年)之后,取Time=1,否則取0;交互項(xiàng)系數(shù)反映了約束性污染控制出臺(tái)對(duì)企業(yè)減排的凈效應(yīng),是本文關(guān)注的重點(diǎn);是系列控制變量;和分別為控制企業(yè)、年份的固定效應(yīng);為隨機(jī)誤差項(xiàng).

1.2 指標(biāo)說(shuō)明與數(shù)據(jù)處理

約束性污染控制的測(cè)度,是本文重點(diǎn)關(guān)注的解釋變量.《“十一五”期間全國(guó)主要污染物排放總量控制計(jì)劃》[17]規(guī)定各省污染物減排指標(biāo)是根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平和發(fā)展情況進(jìn)行劃分,部分相鄰省份的減排約束相差較大,因而本文選擇減排目標(biāo)相差在2倍以上的邊界縣市作為約束性污染控制的識(shí)別標(biāo)準(zhǔn).最終手工整理結(jié)果為:SO2組包含遼寧和吉林、遼寧和內(nèi)蒙古、河北和內(nèi)蒙古、山西和內(nèi)蒙古、陜西和內(nèi)蒙古、寧夏和內(nèi)蒙古、河南和安徽、江蘇和安徽、浙江和安徽、浙江和江西、廣東和福建、廣東和江西、貴州和云南、廣西和云南、四川和云南、吉林和黑龍江共16個(gè)組別,共計(jì)113個(gè)規(guī)制強(qiáng)度較高的縣市和105個(gè)規(guī)制強(qiáng)度較低的縣市;COD組包含河北和內(nèi)蒙古、山西和內(nèi)蒙古、寧夏和內(nèi)蒙古、寧夏和甘肅、河南和湖北、江蘇和安徽、浙江和安徽、浙江和福建、浙江和江西、廣東和福建、廣東和江西、廣西和云南、重慶和四川、重慶和湖北、陜西和湖北、湖南和湖北、湖南和江西共17個(gè)組別,共計(jì)121個(gè)規(guī)制強(qiáng)度較高的縣市和124個(gè)規(guī)制強(qiáng)度較低的縣市.

核心被解釋變量是企業(yè)污染物SO2和COD的排放量,由中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫(kù)匹配得到.首先以工業(yè)企業(yè)代碼為基準(zhǔn)對(duì)2個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配;若匹配不上或存在代碼重復(fù)問(wèn)題時(shí),其次使用企業(yè)名稱進(jìn)行匹配;最后對(duì)匹配后的數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行整理,去除重復(fù)匹配的部分,基于樣本年份的重合性,保留得到1998～2012年的數(shù)據(jù),而本文研究政策實(shí)施于2006年,與數(shù)據(jù)庫(kù)年份跨度非常契合.

本文選取以下與企業(yè)污染排放量高度相關(guān)的變量作為控制變量:(1)企業(yè)規(guī)模(scale):以企業(yè)年末固定資產(chǎn)的對(duì)數(shù)測(cè)度,工業(yè)企業(yè)的全部要素投入被用來(lái)生產(chǎn)產(chǎn)品和減少環(huán)境“負(fù)產(chǎn)出”,因此企業(yè)規(guī)模也決定了環(huán)境污染處理效率[18];(2)企業(yè)年齡(age):以當(dāng)前年份減企業(yè)成立時(shí)間加一取對(duì)數(shù)表示,反映企業(yè)改變?cè)猩a(chǎn)模式的難度;(3)企業(yè)利潤(rùn)率(profit):以企業(yè)利潤(rùn)與資產(chǎn)總計(jì)之比表示,反映企業(yè)可用于減排的先進(jìn)技術(shù)投入資金;(4)企業(yè)融資約束率(debt):以企業(yè)負(fù)債合計(jì)與資產(chǎn)總計(jì)之比表示,反映企業(yè)用于減排投入所需的融資難度;(5)企業(yè)資本密集度(capital):以固定資產(chǎn)合計(jì)與從業(yè)人數(shù)之比表示,反映企業(yè)先進(jìn)技術(shù)利用和知識(shí)轉(zhuǎn)化程度[19],資本密集型企業(yè)更接近技術(shù)前沿,更能反映企業(yè)減排技術(shù)、設(shè)備的先進(jìn)程度.

1.3 描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果.

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

2 基準(zhǔn)分析

2.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為觀測(cè)政策實(shí)施的宏觀整體效果,本文首先對(duì)“十一五”約束性污染控制的總量效應(yīng)進(jìn)行分析.以樣本縣域內(nèi)企業(yè)在各年的污染排放量均值表征各區(qū)縣的年均污染排放量,分別表示為:mean_SO2、mean_COD,作為因變量代入計(jì)量模型(1).如表2所示,SO2和COD排放量回歸方程的交互項(xiàng)系數(shù)均在1%的顯著性水平上為負(fù),這說(shuō)明“十一五”約束性污染控制的實(shí)施,使規(guī)制強(qiáng)度較高縣域的排污量顯著低于規(guī)制強(qiáng)度較低的縣域,宏觀層面驗(yàn)證了約束性污染控制政策抑制了工業(yè)企業(yè)的污染物排放.

接下來(lái),本文從微觀企業(yè)層面考察其對(duì)企業(yè)排污產(chǎn)生的影響,被解釋變量為企業(yè)SO2和COD的排放量,結(jié)果如表3所示.第(1)、(2)列給出了約束性污染控制對(duì)SO2排放量的回歸結(jié)果,第(3)、(4)列給出了約束性污染控制對(duì)COD排放量的回歸結(jié)果.其中,第(1)、(3)列控制了個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng),未加入控制變量,交互項(xiàng)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù),這表明“十一五”約束性污染政策出臺(tái)后,規(guī)制強(qiáng)度較高樣本組的SO2排放量相對(duì)規(guī)制強(qiáng)度較低的樣本組降低24.1%;COD排放量相對(duì)降低17.0%.第(2)、(4)列在控制了個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上,加入了控制變量.回歸結(jié)果顯示“十一五”約束性污染政策出臺(tái)后,規(guī)制強(qiáng)度較高樣本組的SO2排放量相對(duì)規(guī)制強(qiáng)度較低的樣本組降低了12.8%;COD排放量相對(duì)降低了12.1%,約束性污染控制政策顯著降低了微觀企業(yè)的污染排放水平,具有顯著的減排效應(yīng).

表2 宏觀層面基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差,***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著,County FE表示控制了地區(qū)固定效應(yīng),Year FE表示控制了年份固定效應(yīng),Observations表示參與回歸的樣本數(shù)量,2表示擬合優(yōu)度,YES表示回歸模型中加入了該變量.下同.

表3 企業(yè)層面基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注:Firm FE表示控制個(gè)體固定效應(yīng),下同.

2.2 動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

為了更精準(zhǔn)地檢驗(yàn)是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)前提,同時(shí)改進(jìn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果只能反映“十一五”約束控制對(duì)企業(yè)污染排放的平均影響而無(wú)法檢驗(yàn)政策在不同時(shí)段內(nèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)問(wèn)題,借鑒陶鋒等[14]的做法,設(shè)定“十一五”約束政策實(shí)施的前一年(2005)為基準(zhǔn)年,構(gòu)建動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型如下:

式中:參數(shù)表示政策實(shí)施當(dāng)年與基準(zhǔn)年份的差距,反映了“十一五”約束性污染控制的政策效應(yīng).SO2和COD如圖1所示:政策實(shí)施前回歸系數(shù)基本不顯著,說(shuō)明基本滿足平行趨勢(shì)前提,沒(méi)有其他政策和突發(fā)事件的干擾.隨著2006年約束性污染控制政策的實(shí)施,SO2排放量與政策實(shí)施前相比有顯著的下降趨勢(shì),在政策實(shí)施第3年開始出現(xiàn)輕微反彈,但很快出現(xiàn)下降.COD排放量與政策實(shí)施前相比,具有更顯著的下降趨勢(shì),且從政策實(shí)施后第4年開始,企業(yè)污染排放的下降幅度增大.

圖1 SO2和COD動(dòng)態(tài)效應(yīng)

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.3.1 傾向得分匹配法 為了提高穩(wěn)健性,本文分別采用1:1和1:2最近鄰匹配法的PSM,對(duì)處理組的每一個(gè)樣本進(jìn)行最相似特征識(shí)別,并將匹配范圍設(shè)定到每年.表4第(1)、(2)列分別為采用1:1和1:2最近鄰匹配法對(duì)SO2排放量進(jìn)行雙重差分的估計(jì)結(jié)果;第(3)、(4)列分別為采用1:1和1:2最近鄰匹配法對(duì)COD排放量進(jìn)行雙重差分的估計(jì)結(jié)果.表4的結(jié)果顯示,經(jīng)過(guò)匹配后的估計(jì)結(jié)果仍然支持約束性污染政策具有顯著減排效果的結(jié)論,即無(wú)論采用哪種匹配方法,“十一五”規(guī)制政策的出臺(tái)對(duì)企業(yè)污染排放量均有顯著的抑制作用,匹配后樣本的DID回歸與未經(jīng)匹配的基準(zhǔn)回歸結(jié)果差異不大.

表4 傾向得分匹配后的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

2.3.2 安慰劑檢驗(yàn) 除了約束性污染控制政策之外,為排除同期可能存在的外生政策和其他因素的干擾,同時(shí)驗(yàn)證不存在其他隨機(jī)因素導(dǎo)致處理組和控制組之間存在排污量的顯著差異,本文假設(shè)政策實(shí)施時(shí)間在2010年.將2010～2012年作為政策干預(yù)年重新進(jìn)行雙重差分,回歸結(jié)果如表5第(1)、(2)列所示,回歸結(jié)果顯示交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著,這表明排污量下降是“十一五”約束性控制政策出臺(tái)的結(jié)果,不存在其他隨機(jī)因素的干擾.

2.3.3 三重差分 約束性污染控制的影響對(duì)于不同的企業(yè)而言存在顯著的差異[13],由于無(wú)法對(duì)所有企業(yè)展開調(diào)查,各地的規(guī)制行為可能強(qiáng)調(diào)“突出重點(diǎn)”,產(chǎn)生“抓大放小”的影響[9],因此企業(yè)污染排放可能存在依賴于規(guī)模的組間差異.本文將各年份處理組和控制組企業(yè)的生產(chǎn)總值按照順序排列,以中值為界構(gòu)造大規(guī)模組和小規(guī)模組的組別虛擬變量.依賴于生產(chǎn)總值的規(guī)模虛擬變量size,在模型中的設(shè)定如下:

表5 時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)和三重差分回歸結(jié)果

2.3.4 排除樣本因素干擾 前文在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)匹配過(guò)程中,由于樣本缺失等問(wèn)題只完成了約50%的匹配,近一半數(shù)據(jù)的缺失可能會(huì)對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響,導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差.因此,借鑒韓超等[4]的處理方法,僅利用1998～2012年各年工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行合并、刪重處理,穩(wěn)健性檢驗(yàn)利用處理后的污染庫(kù)數(shù)據(jù)重新進(jìn)行基準(zhǔn)回歸.回歸結(jié)果如表6所示:第(1)、(2)列分別表示對(duì)SO2和COD排放量不加控制變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果,回歸系數(shù)均顯著為負(fù),且與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相似;第(3)、(4)列分別表示SO2和COD排放量加入控制變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果,系數(shù)回歸結(jié)果均為負(fù),雖然對(duì)COD的回歸結(jié)果沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn),但值為0.18,基本可以驗(yàn)證“十一五”約束性污染控制政策對(duì)企業(yè)污染排放的顯著抑制作用,不存在樣本干擾因素,驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性.

表6 利用工業(yè)企業(yè)污染庫(kù)數(shù)據(jù)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3 機(jī)制分析

3.1 企業(yè)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變

企業(yè)轉(zhuǎn)變能源使用結(jié)構(gòu),是減少對(duì)傳統(tǒng)能源的使用量,轉(zhuǎn)而使用清潔能源從而降低污染排放量.我國(guó)的重工業(yè)是煤炭消耗的“大戶”[20],隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和市場(chǎng)化改革的推進(jìn),煤炭消費(fèi)量主要由石油和天然氣來(lái)替代[21],天然氣的能源利用效率高于煤炭,產(chǎn)生的污染也更少[22].

考慮“十一五”約束性污染控制出臺(tái)對(duì)企業(yè)減排的機(jī)制是否通過(guò)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)來(lái)實(shí)現(xiàn),用工業(yè)企業(yè)每年的潔凈燃?xì)庀M(fèi)量占企業(yè)能源消費(fèi)總量值gas度量企業(yè)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變率.分別使用SO2減排和COD減排的樣本組對(duì)潔凈燃?xì)庀M(fèi)量進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果如表7第(1)、(2)列所示.交互項(xiàng)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正,其中,SO2樣本組企業(yè)清潔能源使用率提高了0.12%,COD樣本組企業(yè)清潔能源使用率提高了0.14%.這表明“十一五”約束性污染控制政策出臺(tái)之后污染控制強(qiáng)度較高的樣本企業(yè)積極轉(zhuǎn)變能源結(jié)構(gòu),減少了以硫化物為代表的傳統(tǒng)能源的使用,更多采用清潔能源進(jìn)行生產(chǎn).

表7 清潔能源使用和技術(shù)效率

3.2 企業(yè)技術(shù)效率的提升

波特假說(shuō)認(rèn)為,合理設(shè)計(jì)的環(huán)境規(guī)制政策會(huì)激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新,最終提高盈利能力.由于環(huán)境政策改變了環(huán)境生產(chǎn)因素的相對(duì)價(jià)格,企業(yè)有動(dòng)力找出節(jié)約使用它們的方法[23],因此合理的環(huán)境規(guī)制政策能夠促進(jìn)企業(yè)通過(guò)積極提高技術(shù)效率水平,降低污染排放量.以單位產(chǎn)出的污染排放量度量技術(shù)進(jìn)步水平,表示為,該值越低,則技術(shù)效率水平越高.分別使用SO2減排和COD減排的樣本組對(duì)企業(yè)技術(shù)效率回歸,回歸結(jié)果如表7第(3)、(4)列所示.規(guī)制政策實(shí)施后,SO2樣本組企業(yè)技術(shù)效率水平提高了53.65%, COD樣本組企業(yè)技術(shù)效率水平提高了56.60%.這表明“十一五”約束性污染控制作為環(huán)境規(guī)制政策重要類型之一,對(duì)企業(yè)技術(shù)效率提升有積極的促進(jìn)作用,驗(yàn)證了“波特假說(shuō)”的存在性,也驗(yàn)證了約束性污染控制政策能夠通過(guò)企業(yè)技術(shù)效率的提升,作用于企業(yè)減排.

4 異質(zhì)性分析

4.1 企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性

表8 不同性質(zhì)企業(yè)減排效應(yīng)的異質(zhì)性

國(guó)有制企業(yè)和非國(guó)有制企業(yè)在內(nèi)生壓力、工作效率等方面的差異決定了其應(yīng)對(duì)環(huán)境政策這種外部沖擊時(shí)的靈敏反應(yīng)程度不同[24].因此,根據(jù)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的企業(yè)登記注冊(cè)類型,將工業(yè)企業(yè)劃分為:國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)、其他企業(yè),探究不同所有制企業(yè)應(yīng)對(duì)環(huán)境政策沖擊時(shí)的減排效應(yīng)差異.表8顯示,對(duì)國(guó)有企業(yè)SO2和COD排放量進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果均不顯著且交互項(xiàng)系數(shù)為正;對(duì)外資企業(yè)和其他企業(yè)SO2和COD排放量的回歸結(jié)果顯示,交互項(xiàng)系數(shù)均為負(fù).因此約束性污染控制降低了非國(guó)有企業(yè)SO2和COD排放量,而并未顯著降低國(guó)有企業(yè)的污染排放量.可能的原因是:國(guó)有企業(yè)多為政府投資或參與控制,在財(cái)政資金支持等方面具有優(yōu)勢(shì),生存壓力較小;受行政型治理壓力、領(lǐng)導(dǎo)任期限制、工資限制等因素的影響,面對(duì)環(huán)境規(guī)制的壓力時(shí)很難對(duì)技術(shù)研發(fā)人員進(jìn)行工資或股權(quán)激勵(lì),更傾向于漸進(jìn)性創(chuàng)新.而非國(guó)有企業(yè)自負(fù)盈虧[25],對(duì)環(huán)境規(guī)制帶來(lái)的技術(shù)創(chuàng)新、能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變壓力都更為敏感;創(chuàng)新人員的激勵(lì)機(jī)制市場(chǎng)化,更容易產(chǎn)生減排技術(shù)的突破性創(chuàng)新,因此減排效果更好.

4.2 企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性

減排效果在不同的企業(yè)規(guī)模間可能存在異質(zhì)性.分別根據(jù)SO2和COD處理組和控制組內(nèi)樣本企業(yè)的年末工業(yè)產(chǎn)值現(xiàn)值進(jìn)行排序,將樣本劃分為大、中、小3個(gè)規(guī)模等級(jí),并進(jìn)行分組回歸,結(jié)果如表9所示:大企業(yè)的SO2排放量和COD排放量均顯著為負(fù),這表明規(guī)制強(qiáng)度較高的大型企業(yè),其SO2排放量在規(guī)制政策實(shí)施后相對(duì)降低了23.7%,COD排放量相對(duì)降低了15.8%;而中型企業(yè)的SO2排放量和COD排放量在政策實(shí)施后分別降低了4.9%和11.5%,但交互項(xiàng)系數(shù)均小于大型企業(yè),且減排效果并不顯著.可能的原因是:其一,大規(guī)模公司污染強(qiáng)度更低是因?yàn)楦鼉A向于采用清潔技術(shù)作為末端處理技術(shù),而小公司因?yàn)槿狈Ρ匾睦麧?rùn)率而無(wú)法充分利用采用清潔技術(shù)使得規(guī)?；貓?bào)率不斷增加的優(yōu)勢(shì)[11],減排效果較差;其二,在環(huán)境規(guī)制領(lǐng)域,大型企業(yè)更容易被政府監(jiān)管,為節(jié)約征稅成本,政府側(cè)重于加強(qiáng)對(duì)少數(shù)大型企業(yè)的監(jiān)管力度,即形成“抓大放小”效應(yīng),因而大型企業(yè)面臨更嚴(yán)苛的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,減排效果相對(duì)大于小企業(yè).

表9 企業(yè)規(guī)模對(duì)污染減排效應(yīng)的異質(zhì)性

4.3 行業(yè)的異質(zhì)性

根據(jù)《第一次全國(guó)污染源普查公報(bào)》[26],SO2排放量位居前5位的行業(yè)分別是:電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè);COD排放量位居前5位的行業(yè)分別是:農(nóng)副食品加工業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、造紙業(yè)及紙制品行業(yè)、飲料制造業(yè).分別對(duì)SO2和COD污染排放重點(diǎn)行業(yè)和非重點(diǎn)行業(yè)企業(yè)進(jìn)行回歸,結(jié)果如表10所示,第(1)、(2)列結(jié)果顯示,在5大重污染行業(yè)的樣本企業(yè)中,規(guī)制強(qiáng)度較高的企業(yè)SO2排放量相對(duì)下降6.7%,但系數(shù)并不顯著;而對(duì)非5大重污染行業(yè)的樣本企業(yè)進(jìn)行回歸的結(jié)果表明,規(guī)制強(qiáng)度較高的企業(yè)污染排放量顯著降低了17.8%,減排效果高于5大重污染行業(yè)企業(yè).第(3)、(4)列結(jié)果顯示,在5大污染行業(yè)的樣本企業(yè)中,規(guī)制強(qiáng)度較高的企業(yè)COD排放量相對(duì)降低了29.1%,且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn),而非5大污染企業(yè)減排效果則不顯著.

表10 重點(diǎn)污染行業(yè)和非重點(diǎn)污染行業(yè)減排效果異質(zhì)性

為了驗(yàn)證SO2高污染行業(yè)企業(yè)減排效果并不理想的原因,本文以SO2去除率作為因變量,表示企業(yè)減排技術(shù)質(zhì)量或減排效率,回歸結(jié)果顯示:SO2的5大污染企業(yè)并沒(méi)有顯著提高減排技術(shù)和減排效率,因此污染減排效果并不顯著.相反非5大污染企業(yè)積極提高了SO2的減排技術(shù)水平.

4.4 地區(qū)的異質(zhì)性

將樣本企業(yè)按照地理位置劃分為東部、中部、西部并分別進(jìn)行回歸,結(jié)果如表11所示,東部地區(qū)工業(yè)企業(yè)在“十一五”約束實(shí)施后減排效果顯著:規(guī)制強(qiáng)度較高的樣本企業(yè)SO2排放量相對(duì)降低了34.7%, COD排放量相對(duì)降低了43.9%,且均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn);中部地區(qū)樣本企業(yè)SO2減排通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn),但高規(guī)制強(qiáng)度企業(yè)僅相對(duì)降低排污量16.3%,遠(yuǎn)低于東部地區(qū)企業(yè)的減排水平,COD的減排效果不顯著;西部地區(qū)樣本企業(yè)的SO2和COD減排效果均不顯著.可能的原因是東部地區(qū)企業(yè)減排技術(shù)水平較高,東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚可以共享企業(yè)的污染末端處理技術(shù),提高了污染減排的協(xié)作效率;同時(shí),東部等發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政資金相對(duì)充裕,在環(huán)境規(guī)制的屬地管理體制下,治理環(huán)境污染的內(nèi)在動(dòng)機(jī)更強(qiáng).

表11 東、中、西部地區(qū)企業(yè)減排效應(yīng)異質(zhì)性

5 討論與建議

5.1 討論

污染負(fù)外部性會(huì)對(duì)中心城市企業(yè)集聚產(chǎn)生抑制作用,外圍城市受到輻射的程度要小于中心城市[27].同時(shí),在邊界地區(qū)存在搭便車效應(yīng):一個(gè)地區(qū)在污染控制方面的支出并不只對(duì)該地區(qū)有利,它也有利于鄰近的地區(qū)[28].由于地區(qū)財(cái)政資源有限,其更喜歡把資金投資在能夠獲得最大收益的地方,即中心地區(qū)[29].在邊界上,環(huán)境法規(guī)存在不連續(xù)性,省級(jí)監(jiān)管機(jī)構(gòu)在邊境縣執(zhí)行政策時(shí)可能沒(méi)有內(nèi)陸縣嚴(yán)格,從而使得污染企業(yè)更偏好由行政中心向行政邊界轉(zhuǎn)移[30].因此,污染企業(yè)與行政邊界的距離對(duì)約束性污染控制減排效果的影響有待研究.

2006年“十一五”約束性污染政策出臺(tái)后,樣本按照各省相異的減排控制強(qiáng)度被分配到省界兩側(cè),由于其處理狀態(tài)完全按照省界進(jìn)行分配,本文將省界作為斷點(diǎn),采用精確斷點(diǎn)回歸的方法,探究在斷點(diǎn)附近局部范圍內(nèi)處理組和控制組的減排差異,以及樣本與省界的距離大小對(duì)企業(yè)減排產(chǎn)生的影響.設(shè)置斷點(diǎn)回歸模型為:

表12第(1)、(2)列和第(3)、(4)列分別表示利用斷點(diǎn)回歸方法對(duì)樣本距離和SO2排污量及COD排放量的局部線性回歸估計(jì)結(jié)果.控制組樣本與省界距離的單位變動(dòng)將使SO2排放量下降6.93%;處理組樣本與省界距離的單位變動(dòng)將使SO2排放量下降2.43%.控制組樣本與省界距離的單位變動(dòng)將使COD排放量下降4.12%;處理組樣本與省界距離的單位變動(dòng)將使COD排放量下降3.11%,工業(yè)企業(yè)與省界線的距離與企業(yè)排污量呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系.企業(yè)與省界的距離衡量了企業(yè)受規(guī)制主體規(guī)制政策輻射的大小:與省界的距離越小,企業(yè)受到規(guī)制的輻射強(qiáng)度越小,則污染排放強(qiáng)度上升.

表12 企業(yè)與省界距離對(duì)污染減排的影響

5.2 建議

環(huán)境規(guī)制實(shí)施要精準(zhǔn)施策,避免“一刀切”的治理方式.在約束性污染控制政策對(duì)不同地區(qū)減排目標(biāo)具有非對(duì)稱性的基礎(chǔ)上,對(duì)約束強(qiáng)度較高地區(qū)的企業(yè)要由政策倒逼減排向主動(dòng)減排轉(zhuǎn)變,同時(shí)提高規(guī)制強(qiáng)度較低地區(qū)污染企業(yè)的減排激勵(lì).注意減排政策在地區(qū)之間的協(xié)同效應(yīng),提高污染治理政策制定的效率.

不僅要注重總量減排,更要重視減排的實(shí)現(xiàn)途徑.應(yīng)警惕邊界污染企業(yè)跨地轉(zhuǎn)移的“污染避難所”效應(yīng),對(duì)整體污染減排目標(biāo)帶來(lái)不利干擾.同時(shí)應(yīng)更加注重生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)進(jìn)步、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變,從根本上減少污染物的產(chǎn)生量,降低僅通過(guò)增加末端處理技術(shù)的資本投入所帶來(lái)污染去除量短暫提升,將污染減排納入可持續(xù)的實(shí)現(xiàn)路徑.

根據(jù)企業(yè)自身屬性及其所處行業(yè)、地區(qū)的異質(zhì)性,制定實(shí)施相應(yīng)的引導(dǎo)政策,以激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、綠色發(fā)展的積極性.大規(guī)模企業(yè)相對(duì)承擔(dān)了較多的減排任務(wù),應(yīng)注重效益補(bǔ)貼;非國(guó)有企業(yè)相對(duì)于國(guó)有企業(yè)更易于實(shí)現(xiàn)突破性技術(shù)創(chuàng)新,應(yīng)健全市場(chǎng)化的激勵(lì)機(jī)制;發(fā)揮經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)在污染治理、減排技術(shù)等方面的優(yōu)勢(shì),通過(guò)區(qū)域協(xié)作,提升全局減排效果.

6 結(jié)論

6.1 “十一五”約束性污染控制顯著降低了微觀企業(yè)SO2和COD的排放量,并在引入控制變量、進(jìn)行傾向得分匹配、三重差分、安慰劑檢驗(yàn)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立.

6.2 “十一五”約束性污染政策的出臺(tái)可能會(huì)通過(guò)提升企業(yè)技術(shù)效率和轉(zhuǎn)變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的方式降低企業(yè)污染排放量,而且企業(yè)到地理邊界的距離與減排效應(yīng)存在局部線性的負(fù)相關(guān)關(guān)系.

6.3 通過(guò)異質(zhì)性分析,發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)的減排效果并不顯著,而非國(guó)有企業(yè)、規(guī)模較大企業(yè)和東部地區(qū)具有顯著的減排效應(yīng);SO2污染排放的前5大行業(yè)減排效果并不顯著,而COD污染排放的前5大行業(yè)承擔(dān)了主要的減排任務(wù).

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Enterprises emission reduction effect of the "Eleventh Five-Year Plan" obligatory pollution control.

ZHANG Wei-guang1,2*, FENG Shi-yu1, HAN Chao3

(1.School of Economics, Dongbei University of Finance and Economics,Dalian 116025,China；2.Institute of Industrial Economics, Chinese Academy of Social Sciences, Beijing 100006, China；3.Center for Industrial and Business Organization, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China)., 2022,42(11)：5436～5446

Relying on the implementation of the "Eleventh Five-Year" obligatory pollution control in 2006, based on the matching database of Chinese industrial enterprise data and enterprise pollution emission data, this paper analyzed the effect and mechanism of the implementation of total control and obligatory environmental regulation policy on enterprise emission reduction. Results suggested that the pollution emissions of SO2and COD of enterprises with high regulatory intensity decreased by 12.8% and 12.1% respectively after the implementation of obligatory pollution control, and the effect remained significant after a series of robustness tests. Mechanism analysis showed that after the implementation of obligatory pollution control, clean energy consumptions and technical efficiency of SO2group increased by 0.12% and 53.56% respectively; while for COD group, clean energy consumptions and technical efficiency increased by 0.14% and 56.60% respectively. Emissions of enterprises indeed decreased via the the change of energy consumption structure and the improvement of technical efficiency. Heterogeneity analysis showed that there were significant differences in emission reduction effects between state-owned enterprises and non-state-owned enterprises, large-scale enterprises and small-scale enterprises, heavy pollution industry enterprises and non-heavy pollution industry enterprises, as well as enterprises in the eastern and western regions. There was a local negative correlation between enterprises' distance to geographical boundary and the enterprises pollution emissions.

obligatory pollution control；environmental regulation；enterprise emission reduction

X32

A

1000-6923(2022)11-5436-11

張偉廣(1991-),男,河南上蔡人,講師,博士,主要從事環(huán)境規(guī)制與企業(yè)減排方面的研究.發(fā)表論文10余篇.

2022-04-28

遼寧省教育廳項(xiàng)目(LN2020Q37);東北財(cái)經(jīng)大學(xué)科研項(xiàng)目(DUFE2020Q09)

* 責(zé)任作者, 講師, sunshine_zwg@163.com