绿金论文 | 环境规制、减排策略与�...

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（来源：江苏省绿色金融高端智库）

摘要

厘清企业对环境规制的差异化响应机制，是制定兼顾生态保护目标与产业韧性政策的关键，在中国迈向高质量发展的转型背景下尤为重要。现有研究存在明显短板，本文就此展开探讨：环境规制如何通过企业差异化减排策略重塑产业集聚格局。理论层面，本文将环境规制纳入异质性企业模型进行推演，结果表明企业两类减排策略——技术治污与减产限产，是驱动产业结构变迁的核心作用渠道。实证层面，本文以中国“十二五”时期硬性氨氮减排约束政策为准自然实验开展研究；构建双重差分模型，并选取地形坡度作为工具变量，通过两阶段最小二乘法缓解内生性问题。研究发现，环境规制虽能有效削减行业总体污染物排放，但会引发企业行为分化：大型企业主要依靠主动技术改造实现合规生产，呈现波特效应；中小企业则被动压缩生产规模以达标，市场份额持续萎缩。这种非对称冲击最终推动产业集中度提升。综上，环境规制具备产业结构重塑的调节作用。未来环境政策需依据企业规模实施差异化精细管控，从而统筹生态治理目标与产业稳定发展。

研究背景及意义

中国对高质量发展的追求，要求其发展范式从以高资源消耗和显著环境外部性为特征的粗放型增长模式，转向资源节约型和生态可持续的发展路径。作为这一转型的重要基石，中央政府不断完善环境规制工具箱，并持续强化执法力度，以推动环境成本内部化。尽管已有大量文献评估了这些政策的宏观经济影响和微观经济影响，但仍有一个关键维度尚未得到充分探讨：微观企业面对规制冲击时的异质性行为响应，以及由此引发的产业内部结构性转型。

准确评估环境规制的经济成本和社会成本，需要深入理解不同规模企业如何内部化合规负担。在中国，小微企业具有重要战略意义，其贡献了全国60%以上的GDP和80%以上的城镇就业。然而，环境规制框架往往会对这类企业施加不成比例的负担。借鉴Melitz异质性企业模型的理论洞见，合规要求可被视为一种显著的边际成本。大型企业通常能够利用规模经济来分摊减排技术投资成本，而小微企业则往往受制于流动性约束和有限的资源禀赋，难以完成设施升级。这种非对称影响不仅威胁较小市场参与者的生存，也成为推动产业重组和市场整合的重要催化因素。

本文通过考察环境规制、企业减排策略与产业集中度之间的关联，回应上述关键研究不足。在理论层面，本文揭示了差异化减排策略——技术治理与生产削减——如何重塑产业格局。在实证层面，本文以中国“十二五”规划期间（2011—2015年）引入的氨氮约束性减排目标作为准自然实验，基于全面的企业层面数据，采用双重差分模型，分析减排的双重渠道：产出削减效应与技术治理效应。本文的研究对“波特假说”提供了更加细致的验证，并通过强调环境政策作为一种关键的结构性杠杆，丰富了关于全球产业集中度的相关文献。

研究亮点

（1）行为分化：识别出一种基于企业规模差异的行为分化：大型企业采取主动的技术治理路径，体现出“波特效应”；而小型企业则依赖防御性的产出削减路径。

（2）结构性转型：证明非对称的合规成本通过存续企业之间集约边际上的市场份额再分配，推动产业集中度提高。

（3）规模依赖型波特效应：提供了稳健证据表明，创新带来的“共赢”抵消效应具有规模依赖性，其结果是在有效加重较小市场参与者负担的同时，使行业领先企业受益。

研究结果

研究假说：

H1：环境规制会直接降低企业的均衡产出，并减少其污染排放。

H2：企业会根据自身类型，对环境规制采取异质性的减排策略。具体而言，较小规模企业主要通过削减产出来实现合规，而较大规模企业则倾向于增加研发投资。

H3：环境规制会提高产业集中度。

1.基准结果

表1报告了基准估计结果。因变量分别为企业层面的氨氮排放量自然对数（lnems）、氨氮产生量自然对数（lnpro）、生产时间自然对数（lntime）和工业产出自然对数（lnoutput）。在所有模型设定中，估计得到的β3均始终为负；除氨氮产生量自然对数外，所有系数均具有统计显著性。对于污染排放而言，在仅控制企业固定效应的最简模型设定中（第（1）列），系数为-0.369。在最严格的模型设定中（第（5）列），即同时纳入企业固定效应、年份固定效应、省份—年份交互固定效应以及一组全面的宏观经济控制变量后，该系数仍稳健地保持在-0.134。

第（6）至第（8）列的回归结果考察了环境规制对产出相关指标——氨氮产生量自然对数、生产时间自然对数和工业产出自然对数——的影响，以验证生产端调整渠道是否存在。如表1所示，在这些模型设定中，交互项系数均始终为负。具体而言，虽然实物生产量的系数（第（6）列）为负（-0.187），但未达到传统意义上的统计显著性水平。原始污染物产生量未表现出显著性，可能源于不同行业企业在技术性生产指标报告方式上的内在异质性，从而导致标准误较大。然而，环境规制对经济维度和运营维度的影响更加明显：生产时间自然对数（第（7）列）和工业产出自然对数（第（8）列）的系数分别在5%和10%水平上显著为负。这表明，规制冲击主要表现为企业总运营时长和工业增加值的下降。综合来看，这些结果为命题1提供了方向性支持，证实目标行业中的企业至少部分依赖产出削减效应来满足氨氮约束性目标。此外，实物生产量与工业产出自然对数在显著性上的差异，也暗示了第6节将进一步讨论的技术治理效应：如果大型企业能够通过技术升级而非削减原始生产量来降低排放强度，那么在全样本基准回归中，总体减产效应自然会表现出较弱的统计稳健性。

最后，通过比较第（1）—（2）列与第（3）—（5）列，可以观察到生产调整所发挥的作用。当将氨氮产生量自然对数纳入控制变量后，β3的绝对值显著下降，例如从第（2）列的0.281降至第（5）列的0.134。氨氮产生量自然对数的系数高度显著（第（5）列为0.861），表明产出与排放之间存在较强的正相关关系。这证实，相当一部分减排是通过直接产出效应实现的，而并非完全依赖技术减排。

不同固定效应结构下结果的稳定性凸显了本文研究发现的可靠性。年份固定效应和省份—年份交互固定效应的纳入，确保了研究结果并非由宏观经济波动或区域政策变化所驱动。控制变量方面，第二产业占GDP比重（gdp2）和人口规模（lnpeople）等变量也对排放产生了显著影响，这与环境经济学理论相一致。

2.稳健性检验结果

2.1.平行趋势检验结果

如图1所示，2011年之前各年份β3的估计系数在统计上均不显著，且接近于零，表明在规制冲击发生之前，处理组与控制组之间的氨氮排放并不存在系统性分化。

政策实施后，2011年和2012年的估计系数显著为负，并呈现出明显的下降趋势。这一模式表明，约束性减排目标对企业层面的排放产生了实质性且即时的抑制作用。此外，处理后系数绝对值的不断增大揭示出一种累积性动态效应，这可能反映了企业从短期产出收缩转向长期先进减排技术投资所需的时间滞后。上述发现有力支持了本文双重差分设计的有效性，证实观察到的减排效果确实由政策冲击所驱动，而非源于既有的产业发展趋势。

2.2.安慰剂检验

为进一步缓解基准结果可能受到不可观测宏观经济变动或区域经济差异驱动的担忧，本文开展了多项安慰剂检验。

2.2.1.水污染特异性

为排除观察到的氨氮减排仅仅是一般性产业衰退或经济绩效变化副产物的可能性，本文以工业废水排放总量作为因变量进行安慰剂检验。由于水是生产过程中的基础投入要素，若企业经济活动发生显著收缩，则应反映为其工业废水排放总量的下降。然而，表2第（1）列的估计结果显示，交互项系数并未显著为负；事实上，在规划实施后，重点行业的废水排放还出现了小幅增加。工业废水总体排放未受到显著负向影响，说明氨氮排放的下降是由具有针对性的环境规制所驱动，而非企业整体经济绩效波动所致。

2.2.2.替代污染物（二氧化硫、氮氧化物和化学需氧量）

尽管平行趋势分析证实排放差异自2011年开始出现，但仍有必要进一步验证这些变化究竟是由“十二五”规划中的特定约束性目标所驱动，还是由影响重点行业的更广泛宏观经济冲击所造成。本文通过针对替代污染物开展一系列安慰剂检验来回应这一问题。首先，本文考察二氧化硫和氮氧化物。这两类污染物在《国家环境保护规划》中受到不同的行业特定规制约束。正如预期，表2第（2）—（3）列的结果显示，交互项系数并未显著为负，表明基准结果并非由影响所有污染物的一般经济趋势所导致。相反，由于该规划将相同的重点行业同时列为氨氮和化学需氧量减排的重点对象，从理论上看，本文应当观察到氨氮和化学需氧量排放同步下降。第（4）列的结果证实，政策对氨氮和化学需氧量排放具有统计显著的负向影响。综合来看，这些发现进一步验证了本文识别策略的有效性，确认所估计的减排效果是由“十二五”规划下重点行业的认定及其相应规制目标所特定驱动的。

2.3.样本选择偏差

环境规制的影响往往因行业而异，并可能引发显著的资本再配置。正如Greenstone所指出的，严格的规制可能抑制产业增长和就业，从而促使资本从高规制行业流向低规制行业。在基准回归中，本文采用平衡面板数据，以降低企业进入和退出市场所带来的噪声；然而，这一做法也可能因排除了受规制压力影响而进入或退出市场的企业，从而引入样本选择偏差。例如，如果高昂的合规成本迫使效率最低且可能高污染的企业退出市场，那么平衡面板可能会错误刻画政策的真实总体影响。

为解决这一问题，本文使用2008—2012年中国工业企业污染数据库中的完整非平衡样本，对式（9）进行重新估计。表2第（5）—（6）列报告的结果显示，β3的系数仍然显著为负，且系数大小与基准估计结果高度接近。这种一致性表明，本文的主要结论对企业更替动态具有稳健性，并非由样本选择偏差所驱动。

2.4.测量误差

尽管“十二五”规划将氨氮减排确立为国家约束性目标，但这些规制在中国不同地区的实际严格程度存在显著空间异质性。根据国务院于2011年8月发布的《节能减排综合性工作方案》，具体减排任务依据各省份不同的产业结构和环境容量进行分解和下达。为控制由区域差异引致的潜在测量误差，并进一步考察规制强度如何调节政策影响，本文根据各省份被分配的减排目标，将样本省份划分为以下三个不同组别。

强规制地区：该组包括山东、广东等工业重镇在内的13个省份，其被要求完成的减排目标高于10%的全国平均水平。

中等规制地区：该组包括湖北、安徽等13个省份。这些省份被要求实现正向减排，但其减排目标低于10%的门槛值。

弱规制地区：该组由边疆地区或工业化程度较低的省份构成，包括新疆、海南和青海。这些省份的排放量被允许相对于2010年水平有所增加。

通过以上方式划分样本，本文能够更准确地识别规制严格程度对企业排放行为的边际影响，并确保基准估计结果对于地理层面的政策差异具有稳健性。

表3报告了按区域规制严格程度分类的子样本回归结果。具体而言，第（1）、（2）和（3）列分别报告了强规制地区、中等规制地区和弱规制地区的估计结果。子样本分析揭示出明显的政策梯度：随着规制严格程度从强转向弱，交互项系数的绝对值逐渐减小。处理效应的这种单调递减趋势，与国务院所分配的异质性减排任务高度一致。尽管政策影响的大小受到地方目标严格程度的调节，但所有组别中系数均一致为负，这凸显了“十二五”规划在全国范围内抑制工业氨氮排放的有效性。

2.5.发展阶段

根据企业生命周期理论，处于不同演化阶段的企业会表现出异质性的决策行为；若未能加以适当控制，可能会引入遗漏变量偏误。当受规制行业与非受规制行业在平均成熟度方面存在显著差异时，这一问题尤为重要。从理论上看，在区域经济发展的早期阶段，环境保护往往会让位于快速工业增长，这可能导致在该时期设立的污染密集型企业出现集中分布。已有经验证据表明，企业的创新能力和投资策略会随着企业存续年限而演变。因此，较老企业可能具有“技术惯性”或沿袭传统生产工艺，其特征不同于较年轻的市场进入者。由此可能产生一种风险：基准估计结果捕捉到的并非“十二五”规划的真实影响，而是行业间在污染治理能力方面的固有差异。

为将规制效应与上述生命周期动态相分离，本文在基准模型中进一步纳入企业成立年份作为控制变量。表3第（4）列报告的结果显示，交互项系数仍然为负，并在1%水平上具有统计显著性。此外，其系数大小与表1中的主要研究发现高度一致。这种稳定性证实，本文实证结果对于企业年龄和发展阶段的潜在影响具有稳健性，从而确保观察到的减排效果确实由政策驱动。

3.减产还是治理：对波特假说的再检验

3.1.机制分析

为阐明命题1背后的具体微观行为机制，本节将企业层面的减排分解为两个主要渠道：

3.1.1.产出削减效应

企业可以通过削减或暂停生产活动来实现规制合规——这一策略在中国环境治理实践中较为常见。例如，为应对季节性空气污染，宁夏回族自治区于2020年末要求297家企业停产，并对另外363家企业实施限产。荆门（湖北）和唐山（河北）也实施了类似的应急干预措施，要求钢铁、焦化、水泥等重工业企业暂停运营，以缓解污染峰值水平。尽管这一渠道在短期内具有有效性，但其实现减排目标的直接代价是工业产出的下降。

3.1.2.技术治理效应

相反，企业也可以通过优化人员配置和升级污染减排设备，在维持产出水平不变的同时降低排放强度。不同于停产限产，这种治理导向型路径通常需要大量资本投入，并依赖于长期的技术改造投资。一个典型案例是陵川金隅冀东环保科技有限公司，其投入大量资金开展燃烧系统改造项目，以治理氮氧化物和二氧化硫。类似地，河北春蕾实业集团额外投入6000万元，显著高于常规产能成本，用于采用节能技术；随后又投入超过2880万元，用于深入推进环境治理。

这些案例表明，两种渠道之间存在根本性差异：产出削减效应是一种成本相对较低的短期调整方式，而技术治理效应则是一种资本密集型策略，需要企业具备更强的财务资源禀赋。因此，拥有更大规模经济和更强流动性的大型企业可能更倾向于选择后者。然而，这种行业层面的异质性是否构成一般性的经验证据规律，仍需在后续部分进行严格检验。

3.2.产出削减效应

为考察规制影响如何随企业规模而变化，本文将工业产出位于前20%和后20%的企业分别定义为大型企业和小型企业。估计结果见表4，其中第（1）—（3）列聚焦于大型企业，第（4）—（6）列聚焦于小型企业。

首先，第（1）列和第（4）列中的交互项系数均在统计上显著为负，表明两类企业均会利用技术治理机制来实现减排目标。然而，大型企业系数的绝对值显著高于小型企业，说明大型企业中的技术治理效应更加明显——这一发现直接支持命题2。其次，政策对生产时间的影响（第（2）列与第（5）列）呈现出鲜明对比：环境规制对大型企业的运营时间没有显著影响，却显著缩短了小型企业的生产时长。这表明，小型企业通常面临更严格的规制压力，且用于技术适应的资源较少，因此被迫更加依赖产出削减来实现合规。

这些差异化的减排渠道进一步导致了异质性的经济结果。根据波特假说，严格但设计合理的环境规制能够诱发技术创新，进而提升生产效率和市场竞争力。第（3）列和第（6）列的结果为这一现象提供了有力证据。对于大型企业而言，政策冲击对经济效益具有统计显著的正向影响，说明通过先进技术治理措施产生的“创新补偿”不仅能够覆盖合规成本，而且能够超过合规成本。相比之下，小型企业的经济绩效显著下降，因为其较弱的技术治理能力无法抵消产出收缩所带来的损失。这种行为分化证实，中国情境下的波特效应具有规模依赖性：大型企业能够成功将规制压力转化为竞争优势，而小型企业则承受了更沉重的“合规成本”负担。

3.3.技术治理效应

技术治理效应的直接表现是企业生产率的提升。由于数据限制，本文无法直接计算全要素生产率，也无法与创新数据集进行匹配。因此，本文从排放强度的两个维度来刻画技术治理效应：环境绩效，即单位生产时间的氨氮排放量（ept）；以及绿色技术效率，即单位废水排放量对应的氨氮排放量（epew）。表5对不同规模企业的技术治理效应进行了详细检验。

结果揭示了异质性企业在技术适应方面存在显著差异。对于大型企业而言，政策对环境绩效具有统计显著的负向影响，并在10%水平上显著（-0.162）。尽管绿色技术效率的系数同样为负（-0.001），但未达到统计显著性水平。这表明，大型企业主要通过优化生产流程和人员配置来提升环境绩效，并表现出初步的技术升级能力。对于小型企业而言，结果则呈现出截然不同的模式。政策对环境绩效的影响在统计上并不显著。更重要的是，绿色技术效率的系数在1%水平上显著为正（0.003）。这表明，在规制压力下，小型企业单位废水中的氨氮浓度实际上有所上升。这种行为分化证实，较小市场参与者缺乏改善内部环境治理所需的资本能力和技术能力。小型企业并未实现“共赢”的波特效应，而是似乎陷入了合规成本约束之中，其防御性的生产削减未能跟上降低排放强度所需的技术要求。

这些发现进一步证实了中国环境治理框架下波特假说的规模依赖性。大型企业凭借更强的财务资源和规模经济，能够有效通过主动的技术治理路径实现减排。这使其能够将生产与污染脱钩，在维持甚至提升运营效率的同时降低排放强度。相反，小型企业由于缺乏实现技术治理改进的能力，被迫依赖防御性的产出削减路径来满足约束性目标。这种差异表明，环境规制虽然能够成为大型企业技术创新的催化剂，但对于较小市场参与者而言，则主要表现为沉重的合规成本负担，并可能由此重塑产业格局。

3.4.产业集中度

经验证据揭示了企业对规制响应中存在一种规模依赖型行为分化。大型企业受益于更高的研发效率和规模经济，能够有效利用技术治理效应产生创新补偿。对这类企业而言，生产效率提升所带来的收益往往超过合规成本，从而为波特假说提供了有力支持。相反，小型企业通常受制于技术适应所需资源的不足，往往将产出削减作为主要应对机制，进而导致其经济绩效显著恶化。

3.4.1.基本结果

大型企业与小型企业之间差异化的经济结果——前者表现为波特效应，后者表现为绩效下降——表明产业格局可能发生重构。具体而言，随着大型企业巩固其竞争优势，而小型企业面临边缘化，污染密集型行业可能日益由大型市场参与者主导，从而导致命题3所提出的产业集中度提高。

为对该命题进行实证检验，本文计算EG指数以衡量产业集中度，并以劳动就业作为基准指标。基于式（9）的修正模型所得估计结果报告于表6。如第（1）列所示，环境规制显著促进了产业集中度提高。这些发现表明，规制冲击对不同规模企业产生的非对称影响，使市场份额向大型企业转移，从而加剧了产业集中度。

为确保上述结果的稳健性，本文进一步细化固定效应设定。（1）省份—年份交互项。由于“十二五”规划目标是在省级层面进行分解的，本文在第（2）列中纳入省份—年份交互固定效应，以控制随时间变化的区域政策变动。交互项仍然显著为正，且系数大小保持高度稳定。（2）行业—省份交互项。在第（3）列中，本文进一步纳入行业—省份交互固定效应，以控制特定行业—地区组合中不随时间变化的特征。回归系数仍然在统计上显著为正，且数值保持一致。

综上，表6的结果提供了稳健证据，表明环境规制是推动产业集中度提高的重要催化因素。受规制行业内部集中度的上升表明，“十二五”规划不仅实现了污染减排，也加速了中国产业格局的结构性整合。

3.4.2.替代性假说检验

尽管表6表明环境规制会推动产业集中度提高，但仍有必要考虑一种替代性解释：大型企业经济绩效的改善可能并非源于创新补偿，即波特效应，而是源于再配置效应。根据这一假说，随着小型企业被边缘化或退出市场，大型企业可能只是获得了剩余市场份额，并因此受益于规模扩张或垄断力量增强。若该解释成立，则产业集中度提高将是大型企业绩效提升的原因，而非其更强技术治理能力的结果。

为区分上述竞争性机制并处理潜在内生性问题，本文采用两阶段最小二乘法（2SLS）。具体而言，本文使用县域层面的平均地理坡度作为产业集中度，即EG指数的工具变量（IV）。从理论上看，地理坡度决定土地开发成本和空间承载能力，并直接影响产业集聚程度。此外，作为长期地质演化的产物，地理坡度相对于当代企业决策和地方政策环境具有严格外生性。其仅通过影响产业格局作用于企业产出，因此满足排除性约束。

表7报告了2SLS估计的第二阶段结果。本文首先检验工具变量有效性的诊断统计量。不同模型设定下的Kleibergen-Paap rk LM统计量，例如第（1）列的8.141和第（2）列的6.179，均具有统计显著性，从而拒绝了识别不足的原假设。更重要的是，本文主要模型设定中的Kleibergen-Paap rk Wald F统计量，例如第（1）列的62.675和第（2）列的21.985，均显著高于通常采用的10这一阈值，有效排除了弱工具变量偏误的担忧。表7的结果未能为再配置假说提供证据。无论是在大型企业子样本还是小型企业子样本中，政策冲击与产业集中度之间的交互项均不具有统计显著性。这表明，产业集中度本身并不决定企业绩效。为确保稳健性，第（3）—（4）列采用更加严格的10%企业规模分类阈值重复上述分析，结果仍然一致地不显著。

综上，这些发现否定了“大型企业仅仅通过获取退出企业留下的市场空缺而实现增长”的替代性解释。相反，这些结果进一步强化了本文的核心结论：大型企业组所表现出的经济韧性和增长，是其更强技术适应能力和技术治理能力所带来的政策驱动型结果。环境规制通过创新补偿，而非单纯依赖垄断力量或市场重组，为行业领先企业促成了“共赢”结果。

政策建议

本文证实，“十二五”规划虽然有效降低了氨氮排放，但也对不同规模企业产生了非对称影响。基于上述研究发现，本文提出如下政策建议：首先，政策制定者应从“一刀切”的强制性规制要求，转向更加精细化、基于企业规模差异的规制设计。鉴于小型企业主要通过产出削减来承担合规成本，应向其提供有针对性的补贴或信贷支持，帮助其采用清洁生产技术，从而避免过度的市场波动和产业衰退。其次，鉴于大型企业展现出将规制压力转化为竞争优势的能力，政府应进一步激励其加大绿色技术研发投资。设立行业特定的“绿色创新基金”，有助于加速环境治理模式从末端治理向一体化绿色生产流程转型。第三，考虑到产业集中度提高的趋势，政策应鼓励大型企业建设生态工业园区。园区内的集中式污染处理设施能够在环境治理中形成规模经济，降低所有参与企业的边际减排成本，并提升行业整体竞争力。

初审：袁立夫

审核：徐彩瑶

排版编辑：陈 楠

文献推荐人：陈 楠