环境规制、企业利润率与合规成本规模异质性
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摘要
本文通过分析环境规制对中国制造业企业利润率的影响来检验"波特假说",即环境规制是否可以通过促进企业创新来提高企业的利润率,从而实现环境和经济发展之间的"双赢"。本文首先建立理论模型来分析环境规制如何影响不同规模的企业的利润率,发现环境规制可以提高合规成本较低的大规模企业的利润率,但会降低合规成本较高的小规模企业的利润率和企业数量。为检验理论模型的适用性,以清洁生产标准的实施作为准自然实验,利用1998—2007年中国制造业企业数据,使用倍差法实证分析了清洁生产标准的实施对于企业利润率的影响,发现清洁生产标准的实施显著提高了企业的利润率,但是并没有促进企业创新,也没有提高企业补贴。进一步的分析发现,清洁生产标准的实施提高了规模较大企业的利润率,降低了规模较小企业的利润率。最后,利用2004年和2008年中国经济普查的3分位行业级数据,使用倍差法发现清洁生产标准的实施减少了小规模企业的数量。因此,本文认为,由企业规模差异导致的"合规成本异质性"而非"波特假说",能够更好地解释清洁生产标准的实施对中国制造业企业利润率的影响。这一发现有助于促进对环境规制影响企业利润率机制的理解。
In this paper, we analyzed the impact of environmental regulation on the profitability of Chinese manufacturing enterprises to test the "Porter hypothesis". That is, whether environmental regulation can promote innovation to improve the profitability of enterprises, so as to achieve a win-win situation between environmental and economic development. This paper first established a theoretical model to analyze how environmental regulation affects the return on sales of firms of different sizes. Found that environmental regulation could increase the return on sales of large-scale firms with lower compliance costs, but would reduce the profit margins and number of small-scale firms with higher compliance costs. To test the applicability of the theoretical model, we will implement of the clean production standards as quasi-natural experiments, based on the data of China's manufacturing enterprises from 1998 to 2007, using DID method to analyze the impact of the implementation of cleaner production standards on corporate profitability. The study found that the implementation of cleaner production standards significantly increased the profitability of enterprises, but did not find the standard implementation in the short term to promote business innovation or increase corporate subsidies. Further analysis found that the implementation of cleaner production standards improved the scale of large enterprise's profitability, reduced the profitability of small-scale enterprises. Finally, this paper, using the 3-bit industry-level data of China's economic census in 2004 and 2008 and using DID method, found that the implementation of cleaner production standards reduced the number of small-scale enterprises. So we believe that the "compliance cost heterogeneity", which is caused by the difference of firm sizes, rather than the "Porter hypothesis" can better explain the impact of cleaner production standards on the profitability of China's manufacturing enterprises. The findings of this paper help to promote understanding of how environmental regulation affects corporate profitability.
In this paper, we analyzed the impact of environmental regulation on the profitability of Chinese manufacturing enterprises to test the "Porter hypothesis". That is, whether environmental regulation can promote innovation to improve the profitability of enterprises, so as to achieve a win-win situation between environmental and economic development. This paper first established a theoretical model to analyze how environmental regulation affects the return on sales of firms of different sizes. Found that environmental regulation could increase the return on sales of large-scale firms with lower compliance costs, but would reduce the profit margins and number of small-scale firms with higher compliance costs. To test the applicability of the theoretical model, we will implement of the clean production standards as quasi-natural experiments, based on the data of China's manufacturing enterprises from 1998 to 2007, using DID method to analyze the impact of the implementation of cleaner production standards on corporate profitability. The study found that the implementation of cleaner production standards significantly increased the profitability of enterprises, but did not find the standard implementation in the short term to promote business innovation or increase corporate subsidies. Further analysis found that the implementation of cleaner production standards improved the scale of large enterprise's profitability, reduced the profitability of small-scale enterprises. Finally, this paper, using the 3-bit industry-level data of China's economic census in 2004 and 2008 and using DID method, found that the implementation of cleaner production standards reduced the number of small-scale enterprises. So we believe that the "compliance cost heterogeneity", which is caused by the difference of firm sizes, rather than the "Porter hypothesis" can better explain the impact of cleaner production standards on the profitability of China's manufacturing enterprises. The findings of this paper help to promote understanding of how environmental regulation affects corporate profitability.
引文
[1]韩超,胡浩然.清洁生产标准规制如何动态影响全要素生产率——剔除其他政策干扰的准自然实验分析[J].中国工业经济,2015,(5):70-82.
[2]李树,陈刚.环境管制与生产率增长——以APPCL2000的修订为例[J].经济研究,2013,(1):17-31.
[3]聂辉华,江艇,杨汝岱.中国工业企业数据库的使用现状和潜在问题[J].世界经济,2012,(5):142-158.
[4]汤维祺,钱浩祺,吴力波.内生增长下排放权分配及增长效应[J].中国社会科学,2016,(1):60-81.
[5]涂正革,谌仁俊.排污权交易机制在中国能否实现波特效应[J].经济研究,2015,(7):160-173.
[6]Albrizio,S.,T.Kozluk,and V.Zipperer.Environmental Policies and Productivity Growth:Evidence across Industries and Firms[J].Journal of Environmental Economics and Management,2017,81(1):209-226.
[7]Ambec,S.,and P.Barla.A Theoretical Foundation of the Porter Hypothesis[J].Economics Letters,2002,75(3):355-360.
[8]Anger,N.,and U.Oberndorfer.Firm Performance and Employment in the EU Emissions Trading Scheme:An Empirical Assessment for Germany[J].Energy Policy,2008,36(1):12-22.
[9]Barrett,S.Strategic Environmental Policy and Intrenational Trade[J].Journal of Public Economics,1994,54(3):325-338.
[10]Berman,E.,and L.T.M.Bui.Environmental Regulation and Productivity:Evidence from Oil Refineries[J].Review of Economics and Statistics,2001,83(3):498-510.
[11]Bernard,A.B.,J.Eaton,J.B.Jensen,and S.Kortum.Plants and Productivity in International Trade[J].American Economic Review,2003,93(4):1268-1290.
[12]Clerides,S.K.,S.Lach,and J.R.Tybout.Is Learning by Exporting Important?Micro-Dynamic Evidence from Colombia,Mexico,and Morocco[J].The Quarterly Journal of Economics,1998,113(3):903-947.
[13]Feenstra,R.C.,Z.Li,and M.Yu.Exports and Credit Constraints Under Incomplete Information:Theory and Evidence from China[J].Review of Economics and Statistics,2014,96(4):729-744.
[14]Greenstone,M.The Impacts of Environmental Regulations on Industrial Activity:Evidence from the 1970 and1977 Clean Air Act Amendments and the Census of Manufactures[J].Journal of Political Economy,2002,110(6):1175-1219.
[15]Greenstone,M.,J.A.List,and C.Syverson.The Effects of Environmental Regulation on the Competitiveness of US Manufacturing[R].NBER Working Paper,2012.
[16]Jaffe,A.B.,and K.Palmer.Environmental Regulation and Innovation:A Panel Data Study[J].Review of Economics and Statistics,1997,79(4):610-619.
[17]Jaffe,A.B.,S.R.Peterson,and P.R.Portney.Environmental Regulation and the Competitiveness of U.S.Manufacturing:What Does the Evidence Tell Us[J].Journal of Economic Literature,1995,33(1):132-163.
[18]Jefferson,G.H.,S.Tanaka,and W.Yin.Environmental Regulation and Industrial Performance:Evidence from Unexpected Externalities in China[R].SSRN Working Paper,2013.
[19]Lanoie,P.,J.Laurent-Lucchetti,N.Johnstone,and S.Ambec.Environmental Policy,Innovation and Performance:New Insights on the Porter Hypothesis[J].Journal of Economics and Management Strategy,2007,20(3):803-842.
[20]Mohr,R.D.Technical Change,External Economies,and the Porter Hypothesis[J].Journal of Environmental Economics and Management,2002,43(1):158-168.
[21]Palmer,K.,W.E.Oates,and P.R.Portney.Tightening Environmental Standards:The Benefit-cost or the No-cost Paradigm[J].The Journal of Economic Perspectives,1995,9(4):119-132.
[22]Porter,M.E.,and C.V.D.Linde.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].The Journal of Economic Perspectives,1995,9(4):97-118.
[23]Rassier,D.G.,and D.Earnhart.The Effect of Clean Water Regulation on Profitability:Testing the Porter Hypothesis[J].Land Economics,2010,86(2):329-344.
[24]Simpson,R.D.,and R.L.B.Lii.Taxing Variable Cost:Environmental Regulation as Industrial Policy[J].Journal of Environmental Economics and Management,1996,30(3):282-300.
(1)双超企业是指污染物排放超过国家和地方排放标准,或者污染物排放总量超过地方人民政府核定的排放总量控制指标的污染严重企业。双有企业是指使用有毒有害原料进行生产或者在生产中排放有毒有害物质的企业。
(2)对这一观点的详细说明,可参见《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)公开附录中关于清洁生产制度的介绍。
(3)Jaffe and Palmer(1997)将波特假说分成三种版本:狭义的波特假说(Narrow Version Porter Hypothesis)认为有弹性的环境规制(如排污费、排污权交易等)更容易促进企业创新;弱的(Weak Version)波特假说认为环境规制促进了企业的环境创新;强的(Strong Version)波特假说认为环境规制不仅可以促进企业创新,而且创新补偿甚至可以超过企业的合规成本从而提高企业的利润率。可见,弱的波特假说是强的波特假说实现的前提。本文主要验证强的波特假说。
(1)具体来说,企业生产率的提高可能是因为环境规制促进了企业创新,也可能是因为环境规制导致了资源配置向高生产率企业倾斜,由于数据可得性的约束,Albrizio et al.(2017)无法将这些因素区分开。
(1)将约束条件代入目标函数,可以求出的二阶条件为-2b<0,所以满足一阶条件的点即为最大值点。下文类似,不再赘述。
(1)可以很容易证明该式中分子和分母均为正值。
(2)本文的假说主要依赖于合规成本的异质性,环境规制使合规成本较小的企业获益更多。合规成本异质性可能是由企业规模大小引起的,也可能是由不同公司治理等其他因素引起。之所以考虑企业规模而不是其他因素,是考虑到中国工业企业数据库中主要是主营业务收入在500万元以上的企业,整体来讲企业规模较大,同时其他影响合规成本异质性因素比如公司治理可能也跟企业规模有关(大规模企业通常治理更为规范)。对于由其他因素导致的合规成本异质性,后续做进一步的研究。
(3)当企业的数量趋于无穷时,如果企业的合规成本小于其他企业合规成本的均值,则环境规制将提高企业的利润率。
(1)如制革行业(猪轻革)是在2003年实施清洁生产标准,4分位行业代码为1910,如果企业所在4分位行业代码为1910,则该企业的treatit值在2003年及以后为1,2003年以前为0。
(2)国务院2007年发布《关于印发节能减排综合性工作方案的通知》(简称《通知》)的附件中提到了“十一五”期间要淘汰的“落后生产能力”所涉及的行业。“十一五”时期是从2006年开始,但是《通知》指出2006全国没有实现年初确定的节能降耗和污染减排的目标,因而可能导致2007年以后减排措施实施更严格。由于在本文的样本期内清洁生产标准的实施主要集中在2007年,因此,对o_capacityit的设定实际上是最可能导致回归结果不显著的设定,因为此时o_capacityit与treatit共线性最强。
(3)《大气污染物综合排放标准》、《污水综合排放标准》几乎涉及所有行业,这里不考虑这些排放标准。
(1)本文考虑的清洁生产标准的实施时间截至2007年7月1日,不考虑2007年10月1号以后实施的5项清洁生产标准,因为实施时间太短。同理,2006年10月1号实施的清洁生产标准,本文在回归中视作2007年开始实施。在后文的数据来源部分,会对此进行详细说明。
(2)使用不同的指标衡量企业规模不影响结果,只是本文认为当被解释变量为新产品产值、管理费用、出口规模和研发支出时,使用总销售额衡量企业规模更合理。
(3)之所以采用了2004年和2008年中国经济普查年鉴的行业数据,而没有直接使用中国工业企业数据库对企业进行行业加总,是因为中国经济普查年鉴的行业数据包括了所有规模企业(尤其包括了小规模的企业)而中国工业企业数据库中主要是主营业务收入在500万元以上的企业。行业数据中如果不包括小规模企业,就无法对假说2进行证伪检验。如果回归结果不显著,则无法判断不显著的结果是因为假说2不成立导致的,还是因为没有包括小规模企业导致的。感谢匿名审稿专家建议对这一点进行说明。
(1)限于篇幅,本文的描述性统计在正文中没有列示,可查看《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)附件。
(2)本文的样本仅包括制造业,所以铁矿采选业没有包括在我们的样本中。
(3)其中,2005年的3项清洁生产评价指标体系由国家发展和改革委员会与国家环保总局联合发布,2009年的6项由国家发展和改革委员会与工业和信息化部联合发布。其余由国家发展和改革委员会单独发布。
(4)本文将分析重点放在清洁生产标准(由国家环境保护总局公布和实施)而非清洁生产评价指标体系(主要由国家发展和改革委员会公布和实施),是因为在加入控制变量后清洁生产指标评价体系的系数变得不显著。这存在以下几种可能,一是因为国家环境保护总局与国家发展和改革委员会职能不同。国家环境保护总局负责新改扩建项目的环境影响评价和重点企业的清洁生产审核,国家发展和改革委员会主要是负责项目审批。因此,清洁生产标准的实施有可能对企业产生更大的影响。二是具体条款不同。清洁生产标准各指标几乎都有一个明确的标准,比清洁生产评价指标体系在指标设置上更简单和客观。因此,清洁生产标准的实施可能更难以被企业所规避。还有一个可能是是否实施了清洁生产评价指标体系与是否属于淘汰落后产能行业这两个变量共线性更强。
(1)限于篇幅,排放标准清单表格和后文中的“十一五”时期淘汰落后生产能力一览表在正文中没有列示,可登陆《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)下载论文附件。
(1)区域限批,是指如果一家企业或一个地区出现严重环保违规的事件,环保部门有权暂停这一企业或这一地区所有新建项目的审批,直至该企业或该地区完成整改。流域限批是指某个河流流域限制新的污染企业数量。
(2)国家环境保护总局在2007年实施区域限批的地区是:河北唐山市、山西吕梁市、贵州六盘水市、山东莱芜市。实施流域限批的地区包括:长江安徽段的巢湖市和芜湖经济技术开发区,黄河流域的甘肃白银市与兰州高新技术产业开发区、内蒙古巴彦淖尔市、陕西渭南市、山西河津市(县级)与襄汾县,淮河流域的河南周口市、安徽蚌埠市,海河流域的河北邯郸经济技术开发区、河南濮阳经济开发区、山东莘县工业园区。省级环境保护主管部门在2007年实施区域限批的地区包括:四川泸州市(2006年12月16日),河北晋州市、石家庄高新技术开发区和经济技术开发区、无极县、深泽县与枣强大营镇皮毛工业区,河南新乡市、通许县,上海浦东新区川沙功能区,北京昌平区,山西尧都区、襄汾县、蒲县、霍州市、侯马市、长治郊区、潞城市、襄垣县、闻喜县、新绛县、河津市、柳林县、交口县、孝义市和汾阳市,辽宁辽阳县,广东清远市清城区、茂名市茂南区,陕西韩城市。国家环境保护总局实施区域限批和流域限批地区信息来源于中国环境保护部的官方网站,省级环境保护主管部门实施区域限批的地区信息来源于相关新闻公开报道。仅省级以上的环保主管部门有实施区域限批和流域限批的权利。中国第一例区域限批是四川泸州市,发生在2006年12月16日。
(1)表5分析了清洁生产标准的实施在样本期内是否促进了企业创新,如果考虑的时间更长,结果可能不同。
(2)Porter and Linde(1995)提到的由环境规制促进的产品创新和生产过程创新非常广泛,囿于数据限制,这里只能对代表性的变量进行检验。
(3)在中国工业企业数据中仅2001、2004、2005、2006和2007年共5年有研发支出的数据。
(4)研发支出是企业的成本,那么,利润率的上升是否可能是由研发支出的下降导致的?样本中企业总销售额的均值为4473万元,这意味着如果企业利润率要增加0.0057(根据表3),在总的销售额保持不变的情况下,研发支出平均大约需下降25.50万元(4473×0.057)。而研发支出的均值为33万元,研发比例下降0.0754,意味着研发支出平均大约下降2.49万元(33×0.0754)。显然,利润率的上升不可能是研发支出的减少导致的。
(5)由于新产品产值、出口、补贴以及研发支出数据中绝大部分观测值是0,此时用普通最小二乘法(OLS)回归会使回归系数有向零的偏误即回归曲线变得更加平坦。根据回归系数的正负符号,即使回归曲线变得更加陡峭,“清洁生产标准的实施没有促进企业创新和提高企业补贴”这一结论也是成立的。不使用Tobit等非线性模型的原因是这些模型在回归中无法控制企业固定效应,可能导致遗漏变量的内生性问题。
(1)这里的数量是按观测值进行计算。
[2]李树,陈刚.环境管制与生产率增长——以APPCL2000的修订为例[J].经济研究,2013,(1):17-31.
[3]聂辉华,江艇,杨汝岱.中国工业企业数据库的使用现状和潜在问题[J].世界经济,2012,(5):142-158.
[4]汤维祺,钱浩祺,吴力波.内生增长下排放权分配及增长效应[J].中国社会科学,2016,(1):60-81.
[5]涂正革,谌仁俊.排污权交易机制在中国能否实现波特效应[J].经济研究,2015,(7):160-173.
[6]Albrizio,S.,T.Kozluk,and V.Zipperer.Environmental Policies and Productivity Growth:Evidence across Industries and Firms[J].Journal of Environmental Economics and Management,2017,81(1):209-226.
[7]Ambec,S.,and P.Barla.A Theoretical Foundation of the Porter Hypothesis[J].Economics Letters,2002,75(3):355-360.
[8]Anger,N.,and U.Oberndorfer.Firm Performance and Employment in the EU Emissions Trading Scheme:An Empirical Assessment for Germany[J].Energy Policy,2008,36(1):12-22.
[9]Barrett,S.Strategic Environmental Policy and Intrenational Trade[J].Journal of Public Economics,1994,54(3):325-338.
[10]Berman,E.,and L.T.M.Bui.Environmental Regulation and Productivity:Evidence from Oil Refineries[J].Review of Economics and Statistics,2001,83(3):498-510.
[11]Bernard,A.B.,J.Eaton,J.B.Jensen,and S.Kortum.Plants and Productivity in International Trade[J].American Economic Review,2003,93(4):1268-1290.
[12]Clerides,S.K.,S.Lach,and J.R.Tybout.Is Learning by Exporting Important?Micro-Dynamic Evidence from Colombia,Mexico,and Morocco[J].The Quarterly Journal of Economics,1998,113(3):903-947.
[13]Feenstra,R.C.,Z.Li,and M.Yu.Exports and Credit Constraints Under Incomplete Information:Theory and Evidence from China[J].Review of Economics and Statistics,2014,96(4):729-744.
[14]Greenstone,M.The Impacts of Environmental Regulations on Industrial Activity:Evidence from the 1970 and1977 Clean Air Act Amendments and the Census of Manufactures[J].Journal of Political Economy,2002,110(6):1175-1219.
[15]Greenstone,M.,J.A.List,and C.Syverson.The Effects of Environmental Regulation on the Competitiveness of US Manufacturing[R].NBER Working Paper,2012.
[16]Jaffe,A.B.,and K.Palmer.Environmental Regulation and Innovation:A Panel Data Study[J].Review of Economics and Statistics,1997,79(4):610-619.
[17]Jaffe,A.B.,S.R.Peterson,and P.R.Portney.Environmental Regulation and the Competitiveness of U.S.Manufacturing:What Does the Evidence Tell Us[J].Journal of Economic Literature,1995,33(1):132-163.
[18]Jefferson,G.H.,S.Tanaka,and W.Yin.Environmental Regulation and Industrial Performance:Evidence from Unexpected Externalities in China[R].SSRN Working Paper,2013.
[19]Lanoie,P.,J.Laurent-Lucchetti,N.Johnstone,and S.Ambec.Environmental Policy,Innovation and Performance:New Insights on the Porter Hypothesis[J].Journal of Economics and Management Strategy,2007,20(3):803-842.
[20]Mohr,R.D.Technical Change,External Economies,and the Porter Hypothesis[J].Journal of Environmental Economics and Management,2002,43(1):158-168.
[21]Palmer,K.,W.E.Oates,and P.R.Portney.Tightening Environmental Standards:The Benefit-cost or the No-cost Paradigm[J].The Journal of Economic Perspectives,1995,9(4):119-132.
[22]Porter,M.E.,and C.V.D.Linde.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].The Journal of Economic Perspectives,1995,9(4):97-118.
[23]Rassier,D.G.,and D.Earnhart.The Effect of Clean Water Regulation on Profitability:Testing the Porter Hypothesis[J].Land Economics,2010,86(2):329-344.
[24]Simpson,R.D.,and R.L.B.Lii.Taxing Variable Cost:Environmental Regulation as Industrial Policy[J].Journal of Environmental Economics and Management,1996,30(3):282-300.
(1)双超企业是指污染物排放超过国家和地方排放标准,或者污染物排放总量超过地方人民政府核定的排放总量控制指标的污染严重企业。双有企业是指使用有毒有害原料进行生产或者在生产中排放有毒有害物质的企业。
(2)对这一观点的详细说明,可参见《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)公开附录中关于清洁生产制度的介绍。
(3)Jaffe and Palmer(1997)将波特假说分成三种版本:狭义的波特假说(Narrow Version Porter Hypothesis)认为有弹性的环境规制(如排污费、排污权交易等)更容易促进企业创新;弱的(Weak Version)波特假说认为环境规制促进了企业的环境创新;强的(Strong Version)波特假说认为环境规制不仅可以促进企业创新,而且创新补偿甚至可以超过企业的合规成本从而提高企业的利润率。可见,弱的波特假说是强的波特假说实现的前提。本文主要验证强的波特假说。
(1)具体来说,企业生产率的提高可能是因为环境规制促进了企业创新,也可能是因为环境规制导致了资源配置向高生产率企业倾斜,由于数据可得性的约束,Albrizio et al.(2017)无法将这些因素区分开。
(1)将约束条件代入目标函数,可以求出的二阶条件为-2b<0,所以满足一阶条件的点即为最大值点。下文类似,不再赘述。
(1)可以很容易证明该式中分子和分母均为正值。
(2)本文的假说主要依赖于合规成本的异质性,环境规制使合规成本较小的企业获益更多。合规成本异质性可能是由企业规模大小引起的,也可能是由不同公司治理等其他因素引起。之所以考虑企业规模而不是其他因素,是考虑到中国工业企业数据库中主要是主营业务收入在500万元以上的企业,整体来讲企业规模较大,同时其他影响合规成本异质性因素比如公司治理可能也跟企业规模有关(大规模企业通常治理更为规范)。对于由其他因素导致的合规成本异质性,后续做进一步的研究。
(3)当企业的数量趋于无穷时,如果企业的合规成本小于其他企业合规成本的均值,则环境规制将提高企业的利润率。
(1)如制革行业(猪轻革)是在2003年实施清洁生产标准,4分位行业代码为1910,如果企业所在4分位行业代码为1910,则该企业的treatit值在2003年及以后为1,2003年以前为0。
(2)国务院2007年发布《关于印发节能减排综合性工作方案的通知》(简称《通知》)的附件中提到了“十一五”期间要淘汰的“落后生产能力”所涉及的行业。“十一五”时期是从2006年开始,但是《通知》指出2006全国没有实现年初确定的节能降耗和污染减排的目标,因而可能导致2007年以后减排措施实施更严格。由于在本文的样本期内清洁生产标准的实施主要集中在2007年,因此,对o_capacityit的设定实际上是最可能导致回归结果不显著的设定,因为此时o_capacityit与treatit共线性最强。
(3)《大气污染物综合排放标准》、《污水综合排放标准》几乎涉及所有行业,这里不考虑这些排放标准。
(1)本文考虑的清洁生产标准的实施时间截至2007年7月1日,不考虑2007年10月1号以后实施的5项清洁生产标准,因为实施时间太短。同理,2006年10月1号实施的清洁生产标准,本文在回归中视作2007年开始实施。在后文的数据来源部分,会对此进行详细说明。
(2)使用不同的指标衡量企业规模不影响结果,只是本文认为当被解释变量为新产品产值、管理费用、出口规模和研发支出时,使用总销售额衡量企业规模更合理。
(3)之所以采用了2004年和2008年中国经济普查年鉴的行业数据,而没有直接使用中国工业企业数据库对企业进行行业加总,是因为中国经济普查年鉴的行业数据包括了所有规模企业(尤其包括了小规模的企业)而中国工业企业数据库中主要是主营业务收入在500万元以上的企业。行业数据中如果不包括小规模企业,就无法对假说2进行证伪检验。如果回归结果不显著,则无法判断不显著的结果是因为假说2不成立导致的,还是因为没有包括小规模企业导致的。感谢匿名审稿专家建议对这一点进行说明。
(1)限于篇幅,本文的描述性统计在正文中没有列示,可查看《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)附件。
(2)本文的样本仅包括制造业,所以铁矿采选业没有包括在我们的样本中。
(3)其中,2005年的3项清洁生产评价指标体系由国家发展和改革委员会与国家环保总局联合发布,2009年的6项由国家发展和改革委员会与工业和信息化部联合发布。其余由国家发展和改革委员会单独发布。
(4)本文将分析重点放在清洁生产标准(由国家环境保护总局公布和实施)而非清洁生产评价指标体系(主要由国家发展和改革委员会公布和实施),是因为在加入控制变量后清洁生产指标评价体系的系数变得不显著。这存在以下几种可能,一是因为国家环境保护总局与国家发展和改革委员会职能不同。国家环境保护总局负责新改扩建项目的环境影响评价和重点企业的清洁生产审核,国家发展和改革委员会主要是负责项目审批。因此,清洁生产标准的实施有可能对企业产生更大的影响。二是具体条款不同。清洁生产标准各指标几乎都有一个明确的标准,比清洁生产评价指标体系在指标设置上更简单和客观。因此,清洁生产标准的实施可能更难以被企业所规避。还有一个可能是是否实施了清洁生产评价指标体系与是否属于淘汰落后产能行业这两个变量共线性更强。
(1)限于篇幅,排放标准清单表格和后文中的“十一五”时期淘汰落后生产能力一览表在正文中没有列示,可登陆《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)下载论文附件。
(1)区域限批,是指如果一家企业或一个地区出现严重环保违规的事件,环保部门有权暂停这一企业或这一地区所有新建项目的审批,直至该企业或该地区完成整改。流域限批是指某个河流流域限制新的污染企业数量。
(2)国家环境保护总局在2007年实施区域限批的地区是:河北唐山市、山西吕梁市、贵州六盘水市、山东莱芜市。实施流域限批的地区包括:长江安徽段的巢湖市和芜湖经济技术开发区,黄河流域的甘肃白银市与兰州高新技术产业开发区、内蒙古巴彦淖尔市、陕西渭南市、山西河津市(县级)与襄汾县,淮河流域的河南周口市、安徽蚌埠市,海河流域的河北邯郸经济技术开发区、河南濮阳经济开发区、山东莘县工业园区。省级环境保护主管部门在2007年实施区域限批的地区包括:四川泸州市(2006年12月16日),河北晋州市、石家庄高新技术开发区和经济技术开发区、无极县、深泽县与枣强大营镇皮毛工业区,河南新乡市、通许县,上海浦东新区川沙功能区,北京昌平区,山西尧都区、襄汾县、蒲县、霍州市、侯马市、长治郊区、潞城市、襄垣县、闻喜县、新绛县、河津市、柳林县、交口县、孝义市和汾阳市,辽宁辽阳县,广东清远市清城区、茂名市茂南区,陕西韩城市。国家环境保护总局实施区域限批和流域限批地区信息来源于中国环境保护部的官方网站,省级环境保护主管部门实施区域限批的地区信息来源于相关新闻公开报道。仅省级以上的环保主管部门有实施区域限批和流域限批的权利。中国第一例区域限批是四川泸州市,发生在2006年12月16日。
(1)表5分析了清洁生产标准的实施在样本期内是否促进了企业创新,如果考虑的时间更长,结果可能不同。
(2)Porter and Linde(1995)提到的由环境规制促进的产品创新和生产过程创新非常广泛,囿于数据限制,这里只能对代表性的变量进行检验。
(3)在中国工业企业数据中仅2001、2004、2005、2006和2007年共5年有研发支出的数据。
(4)研发支出是企业的成本,那么,利润率的上升是否可能是由研发支出的下降导致的?样本中企业总销售额的均值为4473万元,这意味着如果企业利润率要增加0.0057(根据表3),在总的销售额保持不变的情况下,研发支出平均大约需下降25.50万元(4473×0.057)。而研发支出的均值为33万元,研发比例下降0.0754,意味着研发支出平均大约下降2.49万元(33×0.0754)。显然,利润率的上升不可能是研发支出的减少导致的。
(5)由于新产品产值、出口、补贴以及研发支出数据中绝大部分观测值是0,此时用普通最小二乘法(OLS)回归会使回归系数有向零的偏误即回归曲线变得更加平坦。根据回归系数的正负符号,即使回归曲线变得更加陡峭,“清洁生产标准的实施没有促进企业创新和提高企业补贴”这一结论也是成立的。不使用Tobit等非线性模型的原因是这些模型在回归中无法控制企业固定效应,可能导致遗漏变量的内生性问题。
(1)这里的数量是按观测值进行计算。