姬潇涵，周定根，刘东华

（中南大学 商学院，湖南 长沙 410083）

自中国加入世界贸易组织20周年以来，对外贸易深度融入全球价值链，更成为助推我国经济腾飞的重要引擎。然而，我国贸易优势与丰裕资源储备、低廉要素成本密不可分，持续高耗能、高污染的粗放型增长引致了沉重的环境恶化，极大地加剧了全球气候变暖。能源问题扼守着国民经济命脉，生态环境更关乎着民生福祉，党的十九大报告明确强调“必须树立和践行绿水青山就是金山银山的理念”，故应努力建设低碳可持续经济模式。能源消费是CO2排放的核心源头，而我国能源结构中以煤炭为主的化石能源消耗比重高达85%以上。因此，节约煤炭等化石能源消耗成为实现低碳转型的重要突破口。鉴于此，厘清节能低碳政策能否实现“3E问题”，即环境、能源与经济的共生共赢，具有至关重要的现实意义。

环境规制与出口贸易、技术创新乃至国民经济发展的关系一直广受争议。然而，既往研究多侧重传统的比较优势指标，本质上反映了出口在“量”上的优势，鲜有研究考察环境规制对出口产品质量的作用。但不可否认的是，我国存在出口“数量”与“质量”不相匹配的客观矛盾，在国际专业化分工地位上存在低端锁定风险。同时，我国正处于由高速增长阶段向高质量转型发展的历史关口，实现二者和谐统一是打造“出口强国”的题中应有之义。因此，传统比较优势指标已然不能真实反映我国出口全貌。

自新新贸易理论提出以来，质量成为衡量出口转型升级的代表性指标[1]。产品质量的垂直选择对企业而言十分关键，甚至决定了一国的专业化生产、经济增长以及贸易方向，而遗憾的是鲜有研究考察环境规制对出口产品质量的作用。此外，受制于微观数据可得性限制，前人研究多以发达国家为背景，而我国作为世界上最大的发展中国家，环境规制对企业出口绩效的综合影响极具代表性价值，但二者间的关系仍不明晰。

本研究选定的万家企业节能低碳行动属于典型的前端控制型环境规制，区别于传统的末端控制型政策如排放权交易等，它将宏观节能目标拆解为企业特定减碳配额，更能有效推动企业关注于源头控制至生产监测的环保减排全流程，聚焦生产技术和工艺的重塑或改善。因此，本方案能否适应我国国情而取得不同效果，值得研究检验。本文基于中国工业企业数据库、中国海关进出口数据库和万家企业名录相匹配的面板数据集，利用该政策对企业技术创新行为产生的差异构造准自然实验。借助倾向得分匹配和双重差分法，推断落脚于企业的前端控制型环境规制政策对出口绩效的因果效应，由出口规模、质量和价格作为代理指标，旨在呈现更为深入系统的经验证据。此外，还检验了环境规制对企业技术创新这一作用机制，并区分贸易模式和市场竞争程度探讨了异质影响。

综上，本文边际贡献体现于两方面：首先，随着国际贸易价值链中消费者、供应商等主体对产品质量、环保需求的与日俱增，本文能够贯通出口数量、质量和价格三元视角，有助于丰富发展中国家背景下环境规制与出口贸易的关系研究，拓展“波特假说”的适用范围。其次，环境规制度量常遵循两种思路，即污染物排放单项指标和复合指标法，易引发较严重的内生问题或混杂因素干扰而导致评估偏差。本文以前端控制型万家企业节能低碳政策构造准自然实验，能避免上述问题以提供更为科学可靠的结论。此外，现有研究争议往往源自宏观数据的聚合偏差，而企业作为经济活动主体，更是环境规制的直接作用对象，是衡量政策有效性的关键。本文利用企业和产品层面数据，更为细致地揭示环境规制的根本效果，探寻我国经济低碳转型与贸易竞争优势的新机遇。

1 文献综述与制度背景

1.1 文献综述

环境规制与对外贸易的关系一直是学界广泛研究的热点议题，出口作为企业竞争力的重要成分，在检验可持续发展政策效果时具有举足轻重的地位。

与新古典经济学观点一致，“污染天堂效应”认为环境政策向企业施加了环保压力，无论是治理污染还是更新设备，势必会占据原本生产管理及技术创新资源，对企业生产力和出口竞争力产生不利影响[2]。以两控区政策为例，研究发现两控区城市的行业平均出口缩减2.2%，约114万美元[3]。进一步研究则表明环境规制会导致企业进入出口市场的概率降低，揭示了出口规模减小的内在机制[4]。对于碳密集型行业而言，环境规制不仅对出口贸易存在显著负面影响，且这一影响随规制强度的增加而不断扩大[5]。

与之相反，“波特假说”则从动态竞争角度指出严格而合理设计的环境法规会刺激企业技术创新，促进效率并提高产品价值，以更快的速度补偿合规成本，进而有利于提升企业的出口竞争优势[6-7]。许多研究据此提供了支持性证据，如基于欧盟背景，研究考察了能源税与排污交易制度对出口动态的影响，发现环境管制能够协同企业创新，显著提升各行业出口量[8]。从质量竞争力的视角，盛丹和张慧玲[9]以两控区政策作为外生冲击，发现环境管制显著提升了出口产品质量。值得注意的是，随着国际社会对环保主义、绿色消费的呼声愈发高涨，以技术水平升级为支撑的出口竞争力将更具可持续性。

尽管有关环境规制对企业出口贸易的文献已较丰富，但不足之处可归纳为以下方面：①因环境规制工具的差异化和复杂性而导致度量不当的问题。由于环境政策的效果随治污类别、监管方式而不同，采用污染防控支出或三废排放达标率等指标无法客观反映环境规制水平，易造成反向因果等内生性偏误[10]。②宏观聚合数据存在加总谬误，难以有效识别环境规制影响出口贸易的内在机理，且难以解答与出口产品质量、价格之间的深层次关系。③既往研究忽视了环境规制对出口产品质量的作用，且测度偏差成为阻碍实证研究的棘手问题之一。

对此，本文根据“波特假说”，认为从“创新补偿效应”的动态视角，环境规制将促使企业技术创新，成为培育出口竞争新优势的契机。万家企业节能低碳政策要求企业淘汰落后技术设备，积极优化生产工艺，使企业面临严峻的环境合规成本。在日趋强化的环保态势下，追求利益最大化和持续经营的企业将通过技术创新、改善效率以抵减环境规制带来的成本压力，进而有助于取得出口数量和出口质量的双重攀升[11]。并且随着国际社会环保意识日益提高，率先采用环境友好技术的厂家可以优先取得国际市场青睐，赢得先行优势，更能激发企业技术创新的内在动力[12]。而环境规制对于产品价格的影响存在两种途径，一方面，高生产率的企业具有更低的边际生产成本，在定价上取得下降空间，即“成本效应”[13]；另一方面，根据新新贸易理论，产品质量对价格有着重要影响，产品质量越好，企业对其定价就越高，即“质量效应”[14]。因此，环境规制对企业出口产品价格的最终影响取决于二者的相对大小。

当前我国正值对外贸易转型时期，企业面临节能环保与出口升级的双重压力，严格的环境政策究竟会顾此失彼还是两全其美？我国能否借此机会打响“中国智造”标签，摆脱“污染天堂”的不利地位，这些问题仍亟待回答。鉴于此，本文区分出口贸易的规模、质量和价格，对节能低碳政策下中国重点用能单位的创新潜力和经济潜力进行实证评估，以期全方位解答上述问题。

1.2 制度背景

与市场型工具互补，“十一五”时期国家发改委首次设定减碳6.3亿吨标准煤的强制节能约束目标，从源头控制投入的角度增强节能力度。而实现该目标的关键举措是“千家企业”节能行动，它覆盖了钢铁、电力等九大行业的重点企业，成为我国重点用能单位节能管理的有利探索。但是，迫于启动时间压力，该项目制定得较为仓促，在结构化设计、节能潜力评估方面仍存在缺陷[15]。

2011年，步入“十二五”规划伊始，为进一步加强节能管理、提升能源利用效率，国家发改委同十余部门联合印发了《万家企业节能低碳行动实施方案》，以2010年企业数据为基准，纳入了16 078家年综合能源消费量超过1万吨标准煤（以及其他年综合能源消费量5千吨以上）的重点耗能单位，以工业企业为主。“万家企业”年能源消费量占全国能耗总量的60%以上，总节能目标为2.5亿吨标准煤，约占“十二五”节能总量的37%，成为当前我国最具广泛性和代表性的节能政策。

该政策为每个企业确定了节能目标，是由各地节能主管部门依据本地区节能总量和各企业具体情况拆解而得。依照方案要求，每家企业将围绕以下方面展开部署：①建立健全节能管理体系，主动采用先进方法与技术；②加大节能技术改造力度，鼓励企业优化生产工艺和产品结构升级；③加快淘汰落后用能设备和工艺，积极使用高效节能电机；④开展能效达标对标工作，主要工业产品单耗应达到限额标准。此外，国家通过节能财税金融支持、节能目标责任制、奖惩机制及舆论监督等，充分保障政策落到实效。

与此同时，我国对外贸易发展也坚持稳中求进。2012年，商务部制定了《对外贸易发展“十二五”规划》，明确了培育外贸竞争新优势、提高质量和效益的战略重点，并且强调出口优化需要顺应节能低碳趋势。综上，此次行动在企业为主、政府引导、多措并举之下，取得可喜成效。截至2014年，万家企业共计节约3.09亿吨标准煤，超额完成目标任务，有效释放了节能潜力。

2 实证设计

2.1 模型设定

2.1.1 双重差分模型（DID）

为检验万家企业节能低碳行动对企业出口绩效的影响，本文建立如下双重差分基准模型：

式中：下标i、t分别表示企业和年份；被解释变量Valueit、Qualityit、Priceitg分别表示企业i在年份t的出口规模、出口产品质量和所出口产品g的价格。treati是虚拟变量，当企业位于节能低碳行动名单时，取值为1；timet在2010年之后取值为1，否则为0；timet·treati的系数代表双重差分的标准估计量，捕获了处理组相较对照组的平均差异；controlsit为控制变量，μt为时间固定效应，ηi为企业固定效应，εit为随机扰动项。为了消除可能的异方差和自相关，本文所有回归的标准误聚类在城市层面。

2.1.2 倾向得分匹配法（PSM）

采用DID模型最重要的前提是处理组和控制组必须满足共同趋势假设，即若无该政策，万家企业与其他企业在出口绩效上的变动趋势随时间变化不存在系统性差异。但由于政策选定企业多为重点耗能单位，使样本存在一定自我选择偏差，很可能无法满足DID的前提假定。然而，采用倾向得分匹配法却能够有效解决这一问题。

综合既有文献和企业数据特征，本文选取协变量如下：①工业总产值（Output），该变量能够准确度量企业生产规模，取自然对数以剔除量纲和异常值影响；②资本密集度（Capital density），企业资本密度可能同时影响企业出口与能耗，用企业固定资产年末净值余额除以就业人数后取自然对数进行估算；③财务状况（Debt），由企业的总负债比上总资产进行估算，即资产负债率； ④劳动力水平（Employment），用企业职工人数并取自然对数来衡量；⑤研发投入（R&D），利用基期企业研发投入费用并取自然对数来衡量。此外，进一步控制了企业年龄和产权特征。为保证最优匹配，本文采取卡尺匹配的方法，运用Logit回归计算倾向得分。

2.2 变量测度

2.2.1 被解释变量

出口产品质量：本文采用Khandelwal等[16]事后推理的思路来测算企业的出口产品质量。根据产品需求函数来建立计量模型，企业i在t年对f国出口的产品g的数量为：

为进行加总分析和便于比较，对式（6）的质量指标进行标准化处理，并以出口价值为权重计算，可得企业出口产品质量的表达式：

式中：valueifgt表示企业i在t年对国家f出口产品g的价值量，rqualityifgt表示标准化的企业出口产品质量，Δ表示企业i在t年对所有国家出口产品的集合。

出口规模：借鉴前人研究，本文以企业出口交货值来衡量企业出口规模，数据来自中国工业企业数据库[3-4]。

出口产品价格：利用产品单位价值量进行衡量，并取自然对数，数据来自中国海关进出口数据库。

2.2.2 解释变量和控制变量

以万家企业节能低碳行动作为解释变量，企业节能低碳行动采用虚拟变量衡量，根据国家发改委公布的政策名单对各样本企业赋值，位于名单上的企业为1，否则为0。

与此同时，本文纳入下列控制变量，既有文献表明这些变量是企业出口的潜在影响因素。

企业年龄（Age）：相对初创企业，成熟企业具有更丰富的商业经验，进而影响企业的行为决策，往往使其出口概率更高。本文采用当年年份与企业成立年份之差再加1并取自然对数来衡量企业年龄。

资本密集度（Capital density）：它反映了企业生产对资本或劳动力的依赖程度，以固定资产占就业人数的比例并取自然对数来表示。

财务状况（Debt）：以企业的资产负债率来衡量，用总负债除以总资产计算而得。

产权性质（SOE）：企业所有制类型也会对出口参与产生重要影响，本文采用国有资产占实收资产的比例来衡量，大于50%则视为国有企业。

融资约束（Financing constraints）：企业资本流动会制约出口市场发展和生产规模扩张，进而影响出口行为，且资金越紧张，越易降低产品质量。本文用利息支出占主营业务收入的比例来衡量融资约束。

市场化程度（Marketization）：利用樊纲等[19]构建的地区市场化指数来衡量。

行业集中度（HHI）：采用赫芬达尔指数来衡量，具体计算为某特定市场全部企业市场份额的平方和：。当HHI值越小时，市场竞争越激烈，更可能促使企业改进生产效率，增强竞争力。

2.3 数据说明

本文数据主要源自两套大型微观数据库，时间跨度均为2007—2013年。第一，中国工业企业数据库，由中国国家统计局收集，用于计算企业或行业层面控制变量；第二，中国海关进出口数据库，来自中国海关总署，包含了详细的产品贸易数据。

样本确定步骤为：首先，借鉴Brandt等[20]的方法对中国工业企业数据库进行跨年度匹配与数据清洗。此外，由于国家统计局在2011年修订了《国民经济行业分类标准》，为保证行业编码一致性，我们将其统一转换为GB/T 4754—2002。第二，对中国海关进出口数据库进行清理，并将海关HS8分位编码同国际HS2007版六分位编码对齐，在HS6分位基础上同SITC Rev4三分位编码对齐[18]。此外，剔除了无法准确体现质量内涵的农产品和资源品。第三，为满足研究所需，对以上两套数据库进行合并，接着与万家企业节能低碳行动企业名单进行匹配[21]。同时，剔除后两年新增进万家企业节能低碳行动的企业，避免干扰政策评估效果。经过广泛搜索和匹配，最终得到1 630家企业，并进一步构成大型非平衡面板数据。

3 实证结果分析

3.1 平衡性检验

通过平衡性检验来考察协变量选择和匹配方法的有效性，即是否满足共同趋势假设，结果如表1所示。结果显示，匹配之前，协变量均值在处理组与控制组之间存在显著差异，而匹配之后各变量在两组之间的分布变得均衡，无显著差异，这表明采用PSM-DID方法的合理性。

表1 平衡性检验

3.2 基准回归结果

万家企业节能低碳行动对企业出口绩效的双重差分基准回归结果如表2所示。列（1）显示，在控制了企业、年份固定效应及一系列控制变量后，节能低碳政策能够在5%的水平下显著正向促进企业出口规模，影响系数为0.403；列（2）显示，节能低碳政策对企业出口产品质量的影响系数为0.007，在5%的水平下显著；列（3）显示，节能低碳政策能够在10%的水平下显著降低企业出口产品价格，影响系数为-0.051。上述结果表明，万家企业节能低碳行动能够在整体上促进出口扩张，实现“优质低价”，显著改善企业出口绩效。

表2 基准回归结果

3.3 稳健性检验

3.3.1 安慰剂检验

为排除基准回归结果受遗漏变量驱动的可能性，本文通过随机分配政策执行企业进行安慰剂检验[22]。本文随机生成政策企业名单，并假设这部分企业实施了节能低碳行动，为避免任何偶然因素而重复抽样500次，重新按式（1）～（3）回归。图1描绘了随机样本的估计系数分布及其相关的P值，自左至右分别对应出口规模、出口产品质量和出口产品价格，估计系数分布在0的附近且基本服从正态分布，绝大多数估计值的显著性水平都大于0.1。同时，本文的真实估计在安慰剂检验中属于明显异常值，这意味着结果未受遗漏变量影响，符合预期效果。

图1 安慰剂检验

3.3.2 控制区域时间趋势

尽管前文对于固定效应以及控制变量的处理在理论上能够排除区域层面不随时间变化特征的影响，但仍无法避免不同地区随时间发展可能存在不同的出口变化趋势。因此，本文在基准回归中加入了地区—年份固定效应[23]，结果如表3中列（1）～列（3）所示，timet·treati的估计系数与表2相比几乎没有变化，说明潜在遗漏变量并未对基本结论造成冲击。

3.3.3 异常值检验

为避免结果受影响力强的异常值影响，本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理，并重新估计基准方程组，回归结果如表3中列（4）～列（6）所示，仍与前文保持一致，反映结果未受异常值干扰，结论稳健。

表3 稳健性检验

4 拓展性分析

4.1 机制检验

前文结果表明，节能低碳政策能够促进企业出口取得有利发展。但随之而来的问题是，该政策对出口绩效的内在影响渠道是什么？本节将验证理论分析中提出的“创新补偿效应”是否存在，以提供更为直观的证据。由于技术创新存在多种不同衡量指标，本文选取全要素生产率作为代理变量，原因是它既能有效测度企业技术水平变化，又能直观反映企业生产活动调整，可以较好地体现企业创新成果，且更贴合本文传导逻辑[24]。在测度方式上，本文选取半参数法（简称OP法），并利用固定效应估计法（简称FE法）和劳动生产率（简称Labor法）两种测度进行稳健检验，表4报告了回归结果，列（1）～列（3）依次代表节能低碳政策对企业技术创新的影响。结果显示在三种度量指标下，回归系数均显著为正，表明节能低碳政策能够促进技术创新，有效验证了“创新补偿效应”。

表4 机制检验

4.2 异质性探讨

4.2.1 贸易模式

在我国出口贸易中，加工贸易占据主导地位，且与一般贸易相比，在发展模式、关税政策上存在根本性差异[25]。因此，区分企业贸易模式有助于更加透彻地认识出口企业在环境规制下的表现。

众所周知，发展中国家在技术变革上与发达国家存在差异，前者通常更依赖于引进外来技术，避免自主研发。对于加工贸易而言，企业在对外联系上具有天然优势，便于获取创新技术和生产工艺来源，进而推动效率改善，带来出口规模扩张且加快提升产品质量，更大程度地满足消费者需求[26]。然而，一般贸易企业在要素投入结构上，更为独立地承担生产制造各个环节，固定成本更高，难于在短期实现技术更新改造，因此对出口规模、产品质量的促进作用较缓慢。在出口产品价格方面，由于技术创新对定价具有双重作用，既可能通过提高产品质量，调增产品价格，也可能通过改善效率，降低边际成本，从而调减定价。

本文构造了贸易模式虚拟变量，若企业平均加工贸易比例高于50%，则视为加工贸易企业，赋值为1，否则为一般贸易企业，赋值为0，回归结果如表5所示。在出口规模与出口产品质量方面，对于加工贸易企业组，节能低碳政策的影响系数至少在5%的水平下显著，且影响系数的绝对值也明显大于一般贸易企业，而一般贸易企业组的出口产品质量并未受到显著影响。在出口产品价格方面，节能低碳政策仅对一般贸易企业的出口产品价格造成显著负向影响，原因在于一般贸易企业的产品质量未取得明显提高，通过效率对价格的传导机制占据主导，使得价格下降。以上结果表明，节能低碳政策能够显著改善加工贸易企业的出口绩效，而对一般贸易企业的影响较弱。

表5 节能低碳、贸易模式与企业出口绩效

4.2.2 市场竞争程度

由于不同行业的竞争程度差异明显，各企业承受的外部激励因素呈现不平衡的突出特征。一方面，竞争性产业往往比垄断性产业形成更多的研发激励，使企业具有通过创新逃离行业激烈竞争局面的内在动力[27]；另一方面，在低市场竞争行业中，如果企业拥有市场支配力，则能将更多的环境规制成本转嫁给消费者，从而导致环境规制对其行为的影响很小。相比之下，在市场竞争较强的行业中，企业较难转移规制成本，不得不开展创新以降低成本，从而促进出口绩效。因此，从理论上推断，对于市场竞争程度越激烈的行业，节能低碳政策对企业出口的影响要大于竞争程度较弱的行业。

本文选取行业集中度指标来衡量市场竞争程度，根据各行业HHI数值在样本年份的平均水平进行划分，高于50分位数定义为低市场竞争度企业，反之则定义为高市场竞争度企业。表6报告了回归结果，如列（1）、列（2）所示，节能低碳政策对企业出口规模的正向影响在不同竞争程度的企业中结果稳健，但对高市场竞争度企业的影响系数明显大于对低市场竞争度企业的影响系数。而从列（3）、列（4）可以发现，对于高市场竞争度企业而言，节能低碳政策能够在10%的显著性水平下提高出口产品质量，而对于低市场竞争度企业的影响则不显著。对于出口产品价格而言，列（5）、列（6）结果表明，在高市场竞争度企业中，由于政策促进了出口产品质量升级，即通过质量效应的传导途径占据上峰，使得出口产品价格并未显著降低，而在低市场竞争度企业中，出口产品价格在1%的显著性水平下出现下降。以上结果表明，节能低碳政策能在更大程度上推动市场竞争程度高的企业实现出口绩效升级。

表6 节能低碳、市场竞争程度与企业出口绩效

5 结论与政策建议

鉴于我国面临经济提质增效与污染防治攻坚的双重挑战，推进技术创新水平成为统筹推进“五位一体”总体布局及制造业高质量发展的核心要义。本文以2011年万家企业节能低碳行动构造一项准自然实验，运用PSM-DID法实证考察节能低碳政策对出口规模、出口产品质量及出口产品价格的全面影响，有助于明晰低碳经济转型与外贸发展转型可否协调共赢，并为其他发展中国家及转型经济体在环境规制政策抉择上提供有益借鉴。

研究结果表明：①节能低碳政策能够显著改善企业出口绩效，具体表现为出口规模增加、出口产品质量升级和出口产品价格降低，为发展中国家背景下的“强波特假说”提供了支持证据，实证结果在一系列稳健性检验中均保持可靠；②更进一步的机制检验揭示了节能低碳政策能够有效激发企业技术创新，通过“创新补偿效应”驱动企业出口升级；③异质性分析表明，节能低碳政策能够在更大程度上有效改善加工贸易企业的出口绩效，并且在市场竞争程度更激烈的行业中作用更强。

据此，本研究提出以下政策建议：首先，持续推进和完善前端控制型环境规制。应充分发挥前端控制型环境规制在顶层设计和执行效率上的优势，设定适当的节能约束目标或进一步提高清洁环保标准，以此降低工业煤炭消耗和碳排放，并积极尝试应用于其他污染物防控或资源的使用监管，从源头上激发企业创新节能生产技术，提高生产效率，增强贸易竞争优势。同时，利用节能目标责任制，将环保实施效果与政企官员绩效考核挂钩，消除地方政府只追求GDP和政绩的局限。

其次，注重环境政策设计的差异化和灵活度。应从政策设计、施行机制和潜力评估上，充分考虑不同特征企业的承载能力，与行业专家一同发展基准测试或能源审计工具，辅助制定合理有效的考核目标和执行强度，避免在政策设计上一概而论。

最后，建立健全政策配套体系，通过节能标志、财政拨款、人才培育等方式支持企业技术研发。地方政府可以因地制宜，在技能培训方面，开展能源审计专项技能实践；在经济手段方面，建立价格调整制度，对高污染、高耗能单位实施“惩罚性”价格，对节能项目给予财政补贴。另外，鼓励企业充分发挥出口“干中学”效应，推动国外先进技术经验外溢，通过优化我国技术创新环境来突破环境规制的成本压力，创造可持续出口竞争优势。