環境合規推動貿易高質量發展了嗎？

徐保昌 閆文影 李秀婷

摘要打贏污染防治攻堅戰和堅持貿易強國戰略是推進中國經濟綠色高質量發展的兩個重要發力點，因此探究環境合規對貿易高質量發展的影響具有深刻的理論與現實意義。本文采用2003—2013年中國工業企業數據庫、中國海關數據庫與《中國城市統計年鑒》的匹配數據系統考察環境合規對貿易高質量發展的影響及其作用機制。研究結果表明：環境合規有效推動了貿易高質量發展。影響機制檢驗發現，環境合規主要通過提高企業生產率和擴大政府補貼規模推動貿易高質量發展。異質性檢驗結果證實，環境合規對東部地區企業貿易的高質量發展存在顯著的正向影響;環境合規對高污染和低污染行業內企業貿易的高質量發展均表現出顯著的促進作用，且對高污染企業的作用效果較為明顯;環境合規主要促進外資企業貿易的高質量發展。研究結論為推動環境規制政策實施和促進貿易綠色高質量發展提供了經驗證據。

關鍵詞環境合規貿易高質量發展生產率補貼

一、引言

隨著中國貿易規模的持續擴張和工業化進程的深入推進，過于依賴廉價勞動力和資源消耗的粗放經濟增長模式易引發生產的“高消耗、低產出”，伴隨而來的是嚴重的環境污染和高昂的治污成本。《2020年全球環境績效指數（EPI）報告》顯示，在參與評估的180個國家和地區中，中國僅位居第120位，且根據《2020中國生態環境狀況公報》，全國337個地級及以上城市中，仍有135個城市的空氣質量超標。因此，全面推進環境污染治理工作是當務之急。十九大報告中提出“堅持人與自然和諧共生”的方略;黨的十九屆五中全會又進一步強調要持續改善環境質量，并將推進生態文明建設作為“十四五”時期經濟社會發展的關鍵目標之一;2021年政府工作報告中正式寫入2030年實現“碳達峰”和2060年實現“碳中和”的“雙碳”目標。這些舉措均凸顯了中國推進經濟綠色可持續發展的決心。然而，作為供給側結構改革的主要手段，環境規制政策的“非完全執行”現象仍在所難免（張華，2016），環境合規壓力的控制成為中國環境治理進程中亟需解決的難題。

近年來，在出口導向型戰略的指引下，中國的出口貿易形成以高污染加工貿易產品出口為主的比較優勢。中國貿易的發展受制于綠色貿易壁壘，且長期處于全球價值鏈的低端位置。為克服以上難題，企業亟須提升出口產品的質量，并加快推動企業綠色轉型。2019年11月發布的《中共中央國務院關于推進貿易高質量發展的指導意見》，強調要發展綠色貿易，鼓勵企業進行綠色設計和制造，提高產品質量，促進貿易高質量發展。那么，環境合規在促進污染減排的同時對貿易高質量發展產生了何種影響？其作用機制又是什么？以上問題是探究十九大報告中要求的推進貿易強國建設和生態文明建設的重要內容。

為厘清環境合規與貿易高質量發展的因果關系，本文通過理論分析闡明了環境合規影響貿易高質量發展的機理和傳導機制，并基于2003—2013年中國工業企業數據庫、海關數據庫及《中國城市統計年鑒》的匹配數據，對環境合規如何影響貿易高質量發展進行系統的實證分析。研究結果證實，環境合規有利于貿易高質量發展;影響機制檢驗表明，環境合規通過影響企業生產率和政府補貼規模推動貿易高質量發展。

相較于既有文獻，本文的邊際貢獻主要包括以下三個方面：第一，本文基于2003—2013年中國工業企業數據庫、海關貿易數據庫與《中國城市統計年鑒》的匹配數據進行環境合規與貿易高質量發展的因果推斷。一方面，相比多數聚焦于宏觀層面貿易高質量發展的研究，本文使用微觀數據有利于考察環境合規對貿易高質量發展的異質性影響;另一方面，現有研究多使用2007年之前的中國工業企業及海關貿易數據，本文時間區間的選擇有利于深入考察環境合規對貿易高質量發展的動態影響。

第二，為避免使用單一指標可能產生的估計誤差，本文進行一系列指標替換的穩健性檢驗。關于企業出口產品質量的測度方法，當前學術研究中普遍采用需求信息回歸推斷法，而環境合規衡量指標的測度方法尚未完全統一，本文采用多種指標衡量環境合規壓力，有利于更好地刻畫環境合規的內涵。

第三，本文對環境合規影響貿易高質量發展的傳導機制進行拓展，深化了環境治理多方協調的重要意義。相比大量關注環境合規通過提升企業自身創新能力進而影響出口貿易的既有研究，本文對企業生產率和政府補貼規模的傳導作用進行系統的考察，為環境政策的制定和完善提供有益思考。

余文結構安排如下：第二部分為文獻綜述與研究假說;第三部分建立計量模型，并對變量設定與數據處理過程加以說明;第四部分為實證結果分析;第五部分為研究結論與啟示。

二、文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

環境合規的主要表現形式為地方政府對本地企業實施較為嚴格的環境規制，而貿易高質量發展主要表現為企業出口產品質量的升級。鑒于此，與本文研究主題密切相關的文獻主要包括三類。

第一類文獻聚焦于環境規制作用效果的評估，具體從地區污染治理、產業升級和企業生產率提升三個角度展開。

其一，地區角度，既有文獻主要關注環境規制的污染減排效應。基于中國現實，工業經濟依然沿襲“先污染，后治理”的發展模式，加之地方環保部門可能存在的粉飾性污染治理行為，中國的環境規制效率整體偏低。可喜的是，部分環境政策的推行已取得良好的污染減排效果，如王嶺等（2019）發現2015年實施的中央環保督察制度在降低空氣污染方面取得顯著成效。其二，產業角度，既有文獻主要從產業結構升級的角度展開。一種觀點強調“成本效應”的主導作用，主張環境合規壓力的上升不利于企業的研發創新和管理體系的優化，進而對產業結構升級產生負面影響。不可避免地，部分污染密集型產業將以轉移的方式達到降低或規避環境規制壓力的目的，整體表現為區域產業結構的變化和調整。另一種觀點以“波特假說”為核心，主張嚴格的環境規制會倒逼企業進行技術創新，進而推動產業結構的轉型和升級。更深入地，楊喆和陳慶慧（2022）發現環境規制政策有利于工業的綠色轉型和升級。其三，企業角度，既有文獻主要考察環境規制對企業全要素生產率的影響，學術觀點主要分為三類：促進論（任勝鋼等，2019）、抑制論（盛丹和張國峰，2019）及非線性論（徐保昌和謝建國，2016）。

與本文研究主題聯系密切的第二類文獻為出口產品質量的研究，主要探究出口產品質量指標的構建和出口產品質量的影響因素。

關于出口產品質量指標的構建，早期研究多采用單位價值法（Hallak，2006），而此方法的缺陷在于單位價值中產品質量以外的因素并未得到有效排除。鑒于此，目前出口產品質量研究中普遍使用的測算方法為需求信息回歸推斷法。現有文獻主要從三個角度對出口產品質量的影響因素展開分析。第一，從微觀企業的特征和供給側的資源投入出發，諸多學者考察企業生產率（張夏等，2020）、人力資本（方森輝和毛其淋，2021）等對企業出口產品質量的影響。第二，就國內經濟環境而言，基于政府角度，部分政策的實施可能對出口產品質量產生差異化影響。例如，最低工資標準的上調（許和連和王海成，2016）對出口產品質量的提升存在顯著的抑制作用，而國有企業改制（王海成等，2019）卻有利于出口產品質量的提升。基于市場角度，許明（2016）發現市場競爭與融資約束的相互作用促使實際出口產品質量低于有效產品質量水平。第三，國際貿易層面的外部沖擊，如匯率變動（張明志和季克佳，2018）、貿易自由化（余淼杰和李樂融，2016）等均對出口產品質量產生顯著影響。

與本文研究主題最為契合的是環境規制影響出口貿易的相關文獻。基于產品和行業層面，陸旸（2009）發現嚴格的環境規制有利于提升污染密集型商品的比較優勢，因而適當提高環境規制強度有利于提升污染密集型行業的出口競爭力。基于企業層面，第一種觀點認為，環境規制對企業的出口貿易和競爭力存在正向影響（Xie等，2022）;第二種觀點認為，環境規制對企業出口貿易存在抑制作用（Hwang?和?Kim，2017）;第三種觀點認為，環境規制與企業出口競爭力表現為非線性關系（Zhang?和?Song，2020）。基于國家層面，主要包括環境規制對出口貿易存在促進作用（Costantini?和?Crespi，2008）、抑制作用（Levinson?和?Taylor，2008）、無顯著影響（Arouri等，2012）三種觀點。

根據以上文獻梳理，環境合規相關的研究主要考察環境規制對污染治理、產業升級、企業生產率的影響。貿易高質量發展相關的研究主要探討出口產品質量的影響因素。環境合規與貿易高質量發展的研究主要存在以下三個方面的不足：第一，關于環境合規能否有效促進貿易高質量發展尚未達成一致意見，深層次原因可能是關于環境合規影響貿易高質量發展機理的研究仍不夠深入;第二，內生性問題的處理有待進一步拓展;第三，關于長三角地區環境治理及貿易發展的研究尚不夠完善。本文將從以上三方面對既有研究進行豐富和補充。

（二）研究假說

環境合規對企業的影響主要表現為負向的“成本效應”和正向的“創新補償效應”。新古典主義主張“成本效應”的主導作用，認為嚴格的環境規制會提高企業的生產成本。主要表現為環境合規促使企業加大環保投資，部分用于改進生產的資金被占用，導致企業降低產品質量以實現短期利潤最大化，降低了企業的出口產品競爭力，甚至抑制經濟的增長（Blackman等，2010），因而“成本效應”對貿易高質量發展存在抑制作用。而Porter和Linde（1995）強調“創新補償效應”的關鍵作用，認為嚴格的環境規制有利于企業生產效率的提高和研發創新活動的開展，環境規制帶來的創新補償可以部分或全部抵消企業的生產和治污成本，因而“創新補償效應”對貿易高質量發展表現為促進作用。同時，長三角地區得益于其在城市群中的核心地位，具有諸多優勢。一方面，政府較為關注長三角地區的環境保護工作，環境政策的執行得到保障;另一方面，政府提供的金融支持有利于緩解長三角地區企業的合規成本壓力，有利于環境合規的“創新補償效應”的發揮，進而推動貿易高質量發展。基于此，本文提出如下研究假說：

假說1：環境合規能有效促進貿易高質量發展。

環境合規通過兩個途徑影響貿易高質量發展。首先，環境合規通過提升企業生產率促進貿易高質量發展。2020年黨的十九屆五中全會強調，提高全要素生產率是中國經濟實現高質量發展的關鍵。基于中國著力推進經濟綠色轉型的背景，環境合規通過促使企業發揮“生產率效應”進而促進貿易高質量發展，主要表現在：第一，環境合規倒逼企業進行產品創新和生產工藝創新，既有助于形成出口產品的競爭優勢，又有利于企業生產率的提升，進而有利于貿易高質量發展。第二，環境合規有利于激發企業的“學習效應”，即企業通過學習前沿的技術和經營管理經驗，實現管理安排和資源配置的優化，促進企業生產率的提升，進而影響出口產品在全球產業鏈的位置，推動了貿易高質量發展。

其次，環境合規通過擴大政府補貼規模促進貿易高質量發展。企業的研發活動具有高風險、高投入和不確定性的特點，小規模和資金短缺企業的創新研發活動受到不同程度的抑制，而大規模企業也需全面考慮企業的綜合實力和經營情況再決定是否開展研發創新活動。環境合規通過影響政府補貼規模促進貿易高質量發展，主要表現在：第一，從補貼的本質出發，補貼是企業利潤的重要組成部分，政府對企業的補貼行為預示著企業具有良好的經營績效和清潔生產能力，進而引發金融機構的放貸行為和個人投資者的投資行為的調整，企業面臨的融資約束得到緩解，對企業研發創新、進口高質量中間品，提升全球價值鏈地位均存在顯著的正向促進作用（馬述忠等，2017），總體上有利于貿易高質量發展。第二，從資源配置的角度出發，補貼規模的增加有利于企業的要素配置合理化，進而促進企業進行規模擴張。受益于規模經濟，企業研發活動的風險性和不確定性得到緩解，出口產品的質量和多樣化程度均得到大幅提升，最終會促進貿易高質量發展。鑒于此，本文提出如下研究假說：

假說2：環境合規通過影響企業生產率和政府補貼規模促進貿易高質量發展。

三、計量模型、變量設定與數據處理

（一）計量模型與變量設定

為探究環境合規與貿易高質量發展的內在邏輯，同時考慮到環境合規壓力對貿易高質量發展可能存在的滯后性影響，本文設定如下計量模型：

quaijkt=α+βERkt-1+γXijkt+μi+μj+μk+μt+εijkt（1）

其中，下標?i、j、k、t分別表示企業、行業、地區、時間。quaijkt表示企業出口產品質量，ERkt-1表示環境合規的滯后一期。X為控制變量的集合，μi、μj、μk、μt分別表示企業、行業、地區和年份固定效應，εijkt為隨機擾動項。

（二）核心變量測度

1被解釋變量

企業出口產品質量（quaijkt）。本文使用出口產品質量衡量企業層面貿易的高質量發展。本文借鑒Khandelwal等（2013）的研究，利用2003—2013年中國海關貿易數據，采用需求信息回歸推斷法測算出口產品質量。

產品m的需求函數設定如下：

zm=p-σmλσ-1mEP（2）

其中，zm與λm分別表示產品m的需求數量和質量，E表示消費者支出，P表示價格指數，pm表示產品m的價格。

基于式（2），設定如下計量模型：

lnzicmt+σlnpicmt=μm+μct+εicmt（3）

其中，zicmt表示企業i在t年向c國出口的產品m的總數量，σ表示產品需求彈性，采取與蘇丹妮等（2018）相一致的取值，取值為3。picmt表示出口產品的單位價格，μm表示產品固定效應，μct表示目的國年份固定效應，εicmt為回歸殘差項，包含企業出口產品質量的相關信息。

估計式（3），再將回歸得到的殘差項εicmt進行如下運算，可得企業—產品—國家—年份四維層面的出口產品質量：

qicmt=lnicmt=icmtσ-1=lnzicmt-lnicmtσ-1（4）

考慮到出口產品質量的可比性要求，本文對式（4）得到的出口產品質量進行歸一化處理：

Qicmt=[qicmt-min（qicmt）]/[max（qicmt）-min（qicmt）]（5）

其中，max（qicmt）和min（qicmt）分別表示出口產品m在企業、年份和出口國家層面的最大和最小值。Qicmt為歸一化后的產品質量，取值范圍為[0，1]。

將歸一化后的產品質量以企業出口額在當年總出口額中所占的比重為權重進行加權，同時進行產品層面的加總，最終得到企業—年份層面的出口產品質量：

quait=∑m∈D?valueicmt∑cvalueicmt×Qicmt（6）

其中，valueicmt表示企業i在第t年向c國出口的產品m的出口額，D代表產品集合。本文采用產品質量的100倍進行實證估計，表示為qua100。

2核心解釋變量

環境合規指標（ER）。本文以環境規制來衡量地區的環境合規壓力。指標的構建借鑒沈坤榮等（2017）的研究，基于二氧化硫去除率、工業煙（粉）塵去除率兩個指標，通過線性加權的方式構建地級市環境規制綜合指數，具體過程如下：

第一步，對兩個單項指標進行歸一化處理：

prskd=[prkd-min（prd）]/[max（prd）-min（prd）]（7）

其中，prkd表示城市k的第d類污染物的去除率，max（prd）與min（prd）分別代表第d類污染物去除率在所有城市中的最大、最小值。prskd表示歸一化后的城市k的第d類污染物的去除率。

第二步，計算調整系數：

Bkd=pkd∑kpkd/GDPk∑kGDPk（8）

其中，Bkd為調整系數，pkd為城市k的第d類污染物的排放量，∑kpkd為所有城市第d類污染物的總排放量。GDPk為城市k的國內生產總值（GDP），∑kGDPk為所有城市的GDP總量。

最后，根據污染物去除率的歸一化指標和調整系數，計算城市k的環境規制綜合指數：

ERk=∑2d=1Bkdprskd/2（9）

3控制變量

本文選取企業、行業、地區三個層面的控制變量。

企業層面選取如下指標。（1）企業年齡（age）：企業成立時間越長，經營和管理體系越成熟，可以更好地為企業出口產品質量的提升提供內在驅動力。本文采用當年年份與企業成立年份之差加1衡量。（2）企業規模（size）：基于新貿易理論，企業規模的差異反映了企業創新能力的差異，會對出口產品質量水平產生重要影響。本文采用總資產的對數值對其進行衡量。（3）企業生產率（TFP）：全要素生產率反映了企業的生產效率，是影響企業出口產品質量的關鍵因素。本文借鑒Head和Ries（2003）的研究：TFP=ln（Q/L）-sln（K/L），其中，Q表示工業增加值，受限于數據質量，采用工業總產值替代，L表示年平均從業人數，K表示固定資產規模，s表示資本貢獻度，取值為1/3。（4）企業杠桿率（leverage）：企業杠桿率是反映企業負債風險的重要指標，對企業的出口產品升級產生重要影響。本文采用負債總額與資產總額的比值衡量。（5）企業利潤率（profit）：企業利潤率反映了企業的盈利情況，是影響企業出口產品質量的重要因素。本文采用利潤總額與資產總額的比值衡量。

行業和地級市層面選取如下指標。（1）行業競爭度（HHI）：行業競爭影響企業產品的生產和出口決策，進而對企業的出口產品質量構成影響。本文采用4位數行業代碼下的赫芬達爾指數衡量，即HHI=∑Ni=1（Xi/X）2，其中，N表示4位數行業內企業的數量，Xi表示第i家企業的規模;X表示市場總規模，采用總資產對其進行衡量。（2）地區經濟發展水平（pgdp）：地區經濟發展水平會對當地企業的出口產品質量的升級產生宏觀影響。本文采用地級市人均GDP的對數值衡量。（3）地區人均實際外商投資（FDI）：外資流入有利于引進先進技術，進而對企業出口產品質量產生影響。本文采用地級市人均實際外商投資的對數值衡量。（5）產業結構（industry）：產業結構的變動和調整是企業出口產品質量的重要影響因素。本文采用第三產業產值占GDP的比重衡量。

（三）數據處理

本文主要使用的數據有三類：第一，2003—2013年中國工業企業數據庫，涵蓋企業層面的生產和財務信息;第二，2003—2013年中國海關貿易數據庫，包含產品層面的企業進出口信息;第三，2003—2013年《中國城市統計年鑒》，包括地區層面的眾多信息。其中，中國工業企業數據庫存在指標異常、指標缺失等諸多問題，本文對異常的樣本觀測值進行剔除處理，具體包括員工人數小于8人的樣本;總資產、工業總產值等關鍵指標缺失的樣本;不符合會計準則的樣本，如總資產小于流動資產、總資產小于固定資產凈值和累計折舊小于當期折舊的樣本。本文借鑒施炳展和邵文波（2014）的方法處理海關貿易數據庫，具體包括剔除信息缺失的樣本、保留制造業樣本等九個步驟。本文根據企業名稱和年份、企業郵政編碼和電話號碼后七位這兩種方法先將中國海關數據庫與中國工業企業數據庫進行匹配后，再與《中國城市統計年鑒》匹配，從而獲得最終的匹配數據。

為保證構建環境規制指標所需基礎指標的完整性，本文樣本的時間區間選取2003—2013年。本文的研究對象為長三角地區長三角地區包括：上海市、江蘇省、浙江省和安徽省，總計41個城市。制造業企業，因而僅保留二位數行業代碼為13—43的樣本。為避免異常值的影響，本文采取與司登奎等（2021）相一致的方法對連續變量進行了前后1%的縮尾處理。

主要變量的描述性統計信息見表1。

四、實證結果分析

（一）基準回歸

表2報告了環境合規影響貿易高質量發展的基準回歸結果，核心解釋變量設定為環境合規的滯后一期（L.ER）。其中，模型（1）僅考慮核心解釋變量，并進一步控制企業、時間、行業、地區層面的固定效應。模型（2）—模型（4）中匯報了逐步引入企業、行業、地區層面控制變量的估計結果。表2回歸結果顯示，模型（1）—模型（4）中核心解釋變量的估計系數均在1%的水平上顯著為正，說明環境合規有利于貿易高質量發展，此結論與本文假說1保持一致。其原因在于，一方面，長三角地區的環境合規壓力的上升促使企業環境治理的成本增加，產品市場競爭進一步加劇，企業亟需形成獨特的產品競爭優勢;另一方面，地方政府通過補貼等手段為當地企業提供資金支持，有助于激發企業的創新意識，激勵企業進行技術升級和產品創新，進而促進企業生產率的提升和產品競爭優勢的形成，出口產品質量大幅提升推動實現貿易高質量發展。其政策含義在于：地方政府應意識到環境合規與本地企業貿易的高質量發展并不是對立的關系，絕不可為保護本地企業的發展而放松環境規制的管制力度;企業也應當進一步明確環境合規與自身的高質量發展的關系，將如何更好地應對環境合規壓力納入企業的發展規劃。

其余控制變量方面，企業層面，模型（4）中企業年齡的估計系數顯著為負，主要原因在于，隨著企業存續時間的推移，企業設施面臨老化，需要投資部分資金進行設備的更新，企業出口產品質量的提升受到抑制。企業規模的估計系數顯著為正，原因在于企業規模擴張的過程中伴隨著資本積累的逐步增加和管理經驗的逐步豐富，有利于出口產品質量的提升。企業生產率的估計系數顯著為正，原因在于較高的生產率意味著企業生產效率的提升，有助于出口產品質量升級。企業杠桿率的估計系數并不顯著。企業利潤率的估計系數顯著為正，原因在于企業利潤能有效緩解企業的融資約束，為企業研發投入提供資金支持，進而推動了企業出口產品質量的提升。行業和地區層面：赫芬達爾指數的估計系數顯著為負，原因在于，隨著產品市場競爭度的提升，企業會提升產品質量以維持其市場地位。地區經濟發展水平的估計系數顯著為負，原因在于環境合規壓力的上升導致企業融資成本的增加，同時削弱了企業的盈利能力，企業將縮減規模以維持自身的正常經營，出口產品質量的提升在短期內受到抑制。地區人均實際外商投資與產業結構的估計系數均不顯著。

（二）穩健性檢驗

本文基準回歸證實了環境合規對貿易高質量發展的促進作用，為進一步檢驗本文核心結論的可靠性，本文從三個角度進行穩健性檢驗，具體包括變量角度、數據角度和內生性角度。

1變量角度

為進一步驗證指標設定的合理性和排除核心解釋變量可能存在的測量誤差的影響，本文進行一系列更換核心解釋變量衡量方式的穩健性檢驗。

本文借鑒朱平芳等（2011）的研究，基于工業二氧化硫、工業煙（粉）塵、工業廢水的排放量，構建環境合規替代指標（ER2），并設定為滯后一期。表3匯報了替換環境合規指標的估計結果。由表3可知，在模型（1）—模型（4）中，逐步引入企業、行業、地區層面的控制變量，核心解釋變量的估計系數均在1%的水平上顯著為正，表明環境合規對貿易高質量發展存在顯著的促進作用，進一步證實了本文核心解釋變量的選擇與測算的合理性。

企業固定效應控制控制控制控制時間固定效應控制控制控制控制地區固定效應控制控制控制控制行業固定效應控制控制控制控制R208061080990810008101樣本數162993161828161828161828

本文進一步變換核心解釋變量的衡量方式，由于《中國城市統計年鑒》中二氧化硫相關的數據最為全面，借鑒沈坤榮等（2017）的研究，以地級市工業二氧化硫去除率（so2qclv）的滯后一期作為環境合規的替代指標。表4報告了相應的估計結果，其中核心解釋變量的估計系數在5%的水平上顯著為正，所得結論仍與前文高度一致。

2數據角度

（1）擴展區域

本文基準回歸僅以長三角地區出口制造業為研究對象，此處進一步將研究對象擴展為2003—2013年所有地區的出口制造業企業。表5報告了相應的回歸結果，結果顯示核心解釋變量估計系數仍顯著為正，表明環境合規對貿易高質量發展仍表現出顯著的促進作用，支持了本文的核心結論。值得注意的是，核心解釋變量的顯著性相比僅考慮長三角地區樣本有所降低，說明環境合規主要促進了長三角地區企業的貿易高質量發展。主要原因在于，政府格外重視長三角地區環境的保護，給予其多方面的資金支持，助其順利度過研發創新階段資金短缺的難關，環境合規引致的“創新補償效應”大于“成本效應”，因此環境合規的積極作用在長三角地區較為顯著。

（2）剔除可能存在異常的數據

本文的一個重要數據來源為中國工業企業數據庫，多數學者發現2010年數據質量存在嚴重問題，可能影響實證估計結果。鑒于此，本文對2010年數據進行剔除處理，表6報告了剔除2010年數據的估計結果。由表6可知，核心解釋變量的大小和顯著性均與基準回歸無明顯差異，說明在排除可能存在的數據問題后，本文的核心結論依然穩健。

3內生性角度

本文基準回歸中的核心解釋變量設定為環境合規的滯后一期，有利于緩解反向因果導致的內生性問題。然而，內生性問題仍有待進一步解決，具體體現在三個方面：其一，以環境合規滯后一期作為環境合規的代理指標仍可能存在較大的測量誤差，具體表現為地區污染物排放情況可能存在漏報瞞報的可能性。其二，固定效應有效控制了不隨時間變化的變量的遺漏問題，然而隨時間而變化的變量的遺漏問題仍未得到合理解決。其三，本文核心解釋變量為地級市層面的因素，而被解釋變量為企業層面因素，此設計在一定程度上緩解了反向因果的內生性問題的影響，但并不能完全避免反向因果的問題。一方面，環境合規有利于企業層面貿易的高質量發展;另一方面，貿易發展情況不佳的企業往往可能采用高污染、高排放的生產方式，地方政府會加強對此類企業的監管。本文采用工具變量法控制上述內生性問題的影響。關于工具變量的構建，須遵循兩個原則：第一，相關性，即工具變量與環境合規指標密切相關;第二，外生性，工具變量只能通過環境合規的途徑間接影響企業出口產品質量水平。鑒于此，本文借鑒徐保昌等（2020）的研究，選取同年度同一地級市建成區綠化覆蓋率作為工具變量。一方面，此指標反映了地方政府環境保護的態度，與環境合規呈現正相關關系;另一方面，此指標不會直接對企業出口產品質量水平產生影響。

表7報告了工具變量的估計結果。其中，KleibergenPaap?rk?LM檢驗和KleibergenPaap?rk?Wald?F檢驗均拒絕了其原假設，說明不存在工具變量識別不足和弱工具變量問題，工具變量選擇的合理性得到驗證。第二階段核心解釋變量的估計系數均顯著為正，且系數相對基準回歸有所增大，說明在充分考慮可能存在的內生性問題后，本文的核心結論并未發生實質性改變。

（三）影響機制檢驗

基于以上分析，環境合規推動了貿易高質量發展。接下來，本文擬對環境合規對貿易高質量發展作用的傳導機制進行考察。檢驗過程分為三步：第一，被解釋變量對除中介變量之外的基礎變量進行回歸;第二，中介變量對基礎變量回歸;第三，被解釋變量對基礎變量和中介變量進行回歸。鑒于此，本文借鑒柏培文和楊志才（2019）的研究，機制檢驗模型設定如下：

quaijkt=α+βERkt-1+γCijkt+μi+μj+μk+μt+εijkt（10）

Mijkt=α+βERkt-1+γCijkt+μi+μj+μk+μt+εijkt（11）

quaijkt=α+βERkt-1+γCijkt+γ1Mijkt+μi+μj+μk+μt+εijkt（12）

其中，M?表示中介變量，具體為企業生產率（TFP）和政府補貼規模（sub）。企業生產率的衡量方式與前文一致;政府補貼規模采用企業補貼收入加1的對數值衡量。C表示模型（1）控制變量集合X中剔除企業生產率之外的其他變量，其余變量的設定方法與基準回歸一致。

表8匯報了影響機制檢驗的估計結果。其中，模型（1）與本文基準回歸結果保持高度一致，即環境合規顯著促進了貿易高質量發展。模型（2）中核心解釋變量TFP的估計系數顯著為正，說明環境合規對企業生產率存在倒逼作用，驗證了“波特假說”的存在性。其原因在于環境合規通過誘發被規制企業進行研發創新活動進而促進企業生產率的提升。模型（3）報告了引入企業生產率的回歸結果，企業生產率的估計系數顯著為正，說明企業生產率的提升對企業出口產品質量升級存在顯著的正向影響，主要原因在于企業生產率的提升可以有效降低產品的生產成本，為企業進一步增加研發投入奠定了基礎。總體而言，環境合規通過影響企業生產率進而促進貿易高質量發展的傳導機制得到驗證。

模型（4）中核心解釋變量sub的估計系數顯著為正，說明環境合規有利于擴大政府補貼規模，其原因在于地方政府在對企業施加高強度環境合規壓力的同時，也對被規制企業給予較大程度的資金支持和政策偏向，以鼓勵支持和引導微觀企業的發展。模型（5）匯報了引入政府補貼規模的估計結果，其中政府補貼規模的估計系數顯著為正，其原因在于補貼的增加為企業進行研發創新活動提供了資金支持，有利于提升企業的出口產品質量。上述估計結果與環境合規通過影響政府補貼規模進而影響企業的貿易高質量發展的判斷高度吻合，假說2得以驗證。

（四）異質性檢驗

為深入探究環境合規對貿易高質量的影響在不同維度的差異性，本文從地區層面、行業層面和企業層面對樣本進行分類：一是地區異質性，本文將長三角地區企業按所在地區劃分為東部、中部。二是行業異質性，本文依據《第一次全國污染源普查方案》中列出的11個重污染行業，將樣本劃分為高污染行業和低污染行業。三是企業異質性，本文采用與Yu（2015）相一致的方法，基于企業所有制，將樣本劃分為國有、外資和民營企業。

1地區異質性

表9的地區分樣本回歸結果顯示，環境合規對貿易高質量發展的影響在不同地區間呈現較大差異性。在東部地區組別中，核心解釋變量的估計系數顯著為正，即環境合規有利于東部地區企業貿易的高質量發展;而在中部地區組別中，核心解釋變量的估計系數并不顯著，說明環境合規并未對中部地區企業的貿易高質量發展產生顯著影響。深層次原因在于，其一，位處中部地區的經濟實力相比東部地區仍存在差距，地方政府對本地企業的扶持力度不夠，企業主動調整的能力較差，企業難以在短期內實現技術的升級和產品的創新。其二，東部地區的優勢還表現在環境保護相關的宣傳、監督等工作的落實較為充分，因而環境合規對企業的積極作用在東部地區較為顯著。

2行業污染程度異質性

表9的行業分樣本回歸結果顯示，核心解釋變量的估計系數均顯著為正。值得注意的是，在高污染企業組別中，核心解釋變量的估計系數大于低污染行業，說明環境合規對高污染和低污染行業企業的貿易高質量發展均存在正向影響，且對高污染企業的影響作用較大。其原因在于，高污染企業對環境的負向影響較為明顯，因而成為環境規制的重點對象，地方政府對高污染企業的生產和經營活動實施更加嚴格的規制標準，因此高污染行業內企業通常更快達到最優環境規制水平，同時推動了貿易高質量發展。

3所有制異質性

表9的企業所有制分樣本估計結果顯示，在外資企業組別中核心解釋變量的估計系數顯著為正，而在國有和民營企業組別中核心解釋變量的估計系數并不顯著，說明環境合規主要促進了外資企業的貿易高質量發展。原因在于，一方面，從環境合規倒逼企業創新的角度出發，國有企業與地方政府之間存在的天然聯系決定了國有企業擁有“政治庇護”的優勢，國有企業缺乏創新的動機;民營企業通常面臨較強的融資約束，同樣不利于研發創新活動的開展;而外資企業作為自負盈虧的主體，具有較強的技術升級和創新意識，為貿易高質量發展提供了完備的基礎條件。另一方面，從企業管理體制的改進出發，國有企業的調整空間較為有限;民營企業管理體制相對而言并不成熟，低水平的環境合規壓力并不足以推動國有和民營企業的貿易高質量發展;而外資企業對市場信息的識別較為敏銳，不斷通過改進管理體制推動資源的優化配置，有助于推動貿易高質量發展。

五、結論與啟示

隨著中國進入經濟高質量發展和出口轉型升級的新階段，依賴污染密集型加工貿易產品出口的策略逐漸難以為繼。推動環境合規和貿易高質量發展是加強生態文明建設、促進經濟高質量發展的重要舉措。

本文基于2003—2013年中國工業企業數據庫、中國海關數據庫和《中國城市統計年鑒》的匹配數據，深入探究環境合規與貿易高質量發展之間的因果邏輯。研究結果表明，環境合規顯著促進了貿易高質量發展。進一步考察環境合規影響貿易高質量發展的作用機制，研究發現環境合規通過促進企業生產率提升和政府補貼規模的擴大推動貿易高質量發展。異質性檢驗發現：地區角度，環境合規顯著推動了東部地區企業貿易的高質量發展;行業角度，環境合規有利于高污染和低污染行業內企業貿易的高質量發展，這種促進作用在高污染行業內企業更為明顯;企業角度，環境合規有助于外資企業的貿易高質量發展。

本研究的政策啟示主要包括以下三點：

第一，基于中國經濟已步入高質量發展階段的時代背景，解決污染問題需要進一步加大環境合規壓力，并以此促進貿易高質量發展。本文的研究結果表明，環境合規有利于貿易高質量發展，而傳統認為環境合規制約貿易發展的觀點存在其局限性。為更好地適應中國環境治理的目標要求，本文的研究結論為中國利用供給側宏觀手段推進生態文明建設和貿易強國建設提供了經驗證據，也為中國深入推進環境規制政策改革指明了方向。

第二，環境合規與促進貿易高質量發展并不矛盾，關鍵在于環境政策的設計和調整。本文異質性檢驗結果證實，環境合規對貿易高質量的影響在地區、行業、企業層面均存在顯著差異，說明環境政策實施的全面性和平衡性尚不能得到保證。因此，環境規制政策的設計既要考慮地區經濟、資源的不平衡程度，又要顧及規制對象的微觀差異。國家在推進環保工作的同時，應輔以相關的金融財稅政策，著力推進經濟欠發達地區的污染治理。地方環保部門應當對不同污染程度的行業的環境合規壓力實行彈性調整;為不同所有制的企業提供公平的競爭環境，對國有企業施加更大的合規壓力，并加強對國有企業的監督。

第三，保障環境執法力度是發揮環境合規積極作用的重要一環（楊喆等，2022）。由本文分析可知，除環境合規引致的“成本效應”可能影響貿易高質量的發展之外，環境規制的“非完全執行”現象也可能制約環境合規積極作用的發揮。鑒于此，本文提出以下三方面的建議：首先，加強對高污染企業和環境規制政策執行情況的監察力度，保證環境規制政策的有效實施。其次，對違反環境合規要求的企業執行相關處罰，加大對清潔生產企業的補貼和扶持力度。最后，將地方環境治理情況納入地方政府官員的工作考核標準之中，進一步對地方政府對高污染企業的庇護行為加以限制。

參考文獻：

[1]柏培文，?楊志才.?勞動力議價能力與勞動收入占比——兼析金融危機后的影響[J].?管理世界，?2019（5）.

[2]方森輝，?毛其淋.?高校擴招？人力資本與企業出口質量[J].?中國工業經濟，?2021（11）.

[3]韓民春，袁瀚坤.“一帶一路”能否提升中國出口產品質量——基于制度環境視角的微觀研究[J].現代經濟探討，2021（11）.

[4]陸旸.?環境規制影響了污染密集型商品的貿易比較優勢嗎？[J].?經濟研究，?2009（4）.

[5]馬述忠，?張洪勝，?王笑笑.?融資約束與全球價值鏈地位提升——來自中國加工貿易企業的理論與證據[J].?中國社會科學，?2017（1）.

[6]任勝鋼，?鄭晶晶，?劉東華，?等.?排污權交易機制是否提高了企業全要素生產率——來自中國上市公司的證據[J].?中國工業經濟，?2019（5）.

[7]沈坤榮，?金剛，?方嫻.?環境規制引起了污染就近轉移嗎？[J].?經濟研究，?2017（5）.

[8]盛丹，?張國峰.?兩控區環境管制與企業全要素生產率增長[J].?管理世界，?2019（2）.

[9]施炳展，?邵文波.?中國企業出口產品質量測算及其決定因素——培育出口競爭新優勢的微觀視角[J].?管理世界，?2014（9）.

[10]司登奎，?李小林，?趙仲匡.?非金融企業影子銀行化與股價崩盤風險[J].?中國工業經濟，?2021（6）.

[11]蘇丹妮，?盛斌，?邵朝對.?產業集聚與企業出口產品質量升級[J].?中國工業經濟，?2018（11）.

[12]王海成，?許和連，?邵小快.?國有企業改制是否會提升出口產品質量[J].?世界經濟，?2019（3）.

[13]王嶺，?劉相鋒，?熊艷.?中央環保督察與空氣污染治理——基于地級城市微觀面板數據的實證分析[J].?中國工業經濟，?2019（10）.

[14]徐保昌，?潘昌蔚，?李思慧.?環境規制抑制中國企業規模擴張了嗎？[J].?中國地質大學學報，?2020（2）.

[15]徐保昌，?謝建國.?排污征費如何影響企業生產率：來自中國制造業企業的證據[J].?世界經濟，?2016（8）.

[16]許和連，?王海成.?最低工資標準對企業出口產品質量的影響研究[J].?世界經濟，?2016（7）.

[17]許明.?市場競爭？融資約束與中國企業出口產品質量提升[J].?數量經濟技術經濟研究，?2016（9）.

[18]楊喆，?陳慶慧.?環境規制的“雙重紅利”效應研究[J].?江漢學術，?2022（3）.

[19]楊喆，?陳慶慧，?李濤.?環境規制與工業綠色轉型升級——基于規制異質性和執行力度視角的分析[J].?重慶理工大學學報，?2022（4）.

[20]余淼杰，?李樂融.?貿易自由化與進口中間品質量升級——來自中國海關產品層面的證據[J].?經濟學，?2016（3）.

[21]張華.?地區間環境規制的策略互動研究——對環境規制非完全執行普遍性的解釋[J].?中國工業經濟，?2016（7）.

[22]張明志，?季克佳.?人民幣匯率變動對中國制造業企業出口產品質量的影響[J].?中國工業經濟，?2018（1）.

[23]張夏，?汪亞楠，?施炳展.?事實匯率制度？企業生產率與出口產品質量[J].?世界經濟，?2020（1）.

[24]朱平芳，?張征宇，?姜國麟.?FDI與環境規制：基于地方分權視角的實證研究[J].?經濟研究，?2011（6）.

[25]Arouri?M?E?H，?Caporale?G?M，?Rault?C，?et?al.?Environmental?Regulation?and?Competitiveness：?Evidence?from?Romania[J].?Ecological?Economics，?2012，81

[26]Blackman?A，?Lahiri?B，?Pizer?W，?et?al.?Voluntary?Environmental?Regulation?in?Developing?Countries：?Mexicos?Clean?Industry?Program[J].?Journal?of?Environmental?Economics?and?Management，?2010，60（3）.

[27]Costantini?V，?Crespi?F.?Environmental?Regulation?and?the?Export?Dynamics?of?Energy?Technologies[J].?Ecological?Economics，?2008，66（2/3）.

[28]Hallak?J?C.?Product?Quality?and?the?Direction?of?Trade[J].?Journal?of?International?Economics，?2006，68（1）.

[29]Head?K，?Ries?J.?Heterogeneity?and?the?FDI?Versus?Export?Decision?of?Japanese?Manufacturers[J].?Journal?of?the?Japanese?and?International?Economies，?2003，17（4）.

[30]Hwang?J?A，?Kim?Y.?Effects?of?Environmental?Regulations?on?Trade?Flow?in?Manufacturing?Sectors：?Comparison?of?Static?and?Dynamic?Effects?of?Environmental?Regulations[J].?Business?Strategy?and?the?Environment，?2017，26（5）.

[31]Khandelwal?A?K，?Schott?P?K，?Wei?S.?Trade?Liberalization?and?Embedded?Institutional?Reform：?Evidence?from?Chinese?Exporters[J].?American?Economic?Review，?2013，103（6）.

[32]Levinson?A，?Taylor?M?S.?Unmasking?the?Pollution?Haven?Effect[J].?International?Economic?Review，?2008，49（1）.

[33]Porter?M?E，?Linde?C?V?D.?Toward?a?New?Conception?of?the?EnvironmentCompetitiveness?Relationship[J].?The?Journal?of?Economic?Perspectives，?1995，9（4）.

[34]Xie?D，?Li?X，?Zhou?D.?Does?Environmental?Information?Disclosure?Increase?Firm?Exports？[J].?Economic?Analysis?and?Policy，?2022，73.

[35]Yu?M.?Processing?Trade，?Tariff?Reductions?and?Firm?Productivity：?Evidence?from?Chinese?Firms[J].?The?Economic?Journal，?2015，125（585）.

[36]Zhang?Y，?Song?L.?Defining?the?Optimal?Implementation?Space?of?Environmental?Regulation?in?Chinas?Export?Trade[J].?Sustainability，?2020，12（20）.

（責任編輯：蔣妍）