环境规制如何影响资本跨区流动.pdf
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1、中国人口 资源与环境 2023 年 第33 卷 第8 期CHINA POPULATION,RESOURCES AND ENVIRONMENT Vol.33 No.8 2023环境规制如何影响资本跨区流动?李俊成1,王文蔚2,胡珺3(1.中国社会科学院金融研究所,北京 100710;2.中国人民银行金融研究所,北京 100033;3.海南大学经济管理学院,海南 海口 570228)摘要 绿色低碳已成为“十四五”时期中国发展的鲜明底色,厘清绿色发展理念下企业的资源配置策略并适时引导纠偏,对于更好实现“双碳”目标具有重要意义。该研究聚焦企业资本的跨区域流动,从异地投资的视角考察环境规制如何影响企业的
2、资源配置策略。首先,文中基于理论模型考察了环境规制影响企业异地投资的作用机制;其次,以20042019年中国A股上市公司为研究对象,实证检验了环境规制对企业异地投资的影响。结果显示:伴随着环境规制强度的提高,企业的异地投资规模显著提升。作用机理检验显示,生产成本、技术创新水平、资产质量和市场竞争效率是环境规制影响企业异地投资的重要机制。具体而言,企业生产成本的增加是环境规制推动企业异地投资的重要原因,而技术创新水平的提升以及企业资产质量和市场机制的改善能在一定程度上消减环境规制对异地投资的影响。异质性分析结果表明,环境规制对企业异地投资的影响在非高新技术企业、高污染行业、低活力市场和中西部地区
3、中更为明显。该研究从资本跨区域流动的视角揭示了环境规制下企业的资源配置策略,为进一步完善环境规制的政策框架体系提供了有益参考。研究发现,环境规制内化了企业环境污染的外部性成本,受制于生产成本增加和创新能力束缚,具有逐利特质的企业更多表现为逃离管制的“逐底竞争”行为。因此,政府部门应创新环境规制的政策工具箱,将疏堵结合作为重点,降低企业技术创新和更迭设备所面临的成本和不确定性,为企业的工艺改造和绿色技术创新提供积极的政策支持,最终实现经济社会与环境的协调发展。关键词 环境规制;异地投资;合规成本;技术创新;市场出清中图分类号 F062.2 文献标志码 A 文章编号 1002-2104(2023)
4、08-0080-09 DOI:10.12062/cpre.20230326中共二十大报告指出,“中国式现代化是人与自然和谐共生的现代化”。十年来,中国全方位、全地域、全过程加强生态环境保护,污染防治攻坚向纵深推进,生态系统保护修复力度不断加大,绿色、循环、低碳发展迈出坚实步伐,一个“青山常在、绿水长流、空气常新”的美丽中国正不断变为现实。在新时代生态文明建设的实践中,中国环境规制政策体系经历了由弱转强、从起步构建到全面提升的发展历程。现阶段,中国环境规制的制度框架正不断完善,环境规制的政策工具也日趋多元。但仍需看到的是,由于中国地区间资源环境承载能力存在较大差异,各地区所出台的环境规制政策也不
5、尽相同。差异化环境规制的存在,使得区位选择成为了企业资源配置的重要考量。基于此,文中基于企业异地投资的视角对环境规制如何影响资本跨区流动进行系统考察,以期为科学认识环境规制的微观经济效应提供经验证据和政策启示。1理论分析环境规制对于企业生产经营的影响具有多面性。一方面,环境规制会增加企业的生产经营成本,降低利润空间1;另一方面,环境规制也会激发企业在减排过程中的创新动能,发挥“波特效应”,提升创新水平和生产效率2。与此同时,环境规制还会加速市场出清,通过淘汰落后产能和僵尸企业,改善企业资产质量,提高市场竞争效率3-4。借鉴马光荣等5的框架,文中从一个简单的理论模型出发,分析环境规制强度的增加对
6、资本跨地区流动的影响效果。假设有若干个城市,每个城市i投入资本Ki和劳动Li生产产品,为简化起见,设定生产函数为柯布道格收稿日期:2022-11-20 修回日期:2023-04-01作者简介:李俊成,博士,助理研究员,主要研究方向为绿色金融、金融风险与监管。E-mail:ljc_。通信作者:胡珺,副教授,主要研究方向为绿色金融。E-mail:。基金项目:国家自然科学基金青年项目“环境规制下的企业成本转嫁研究:机制、后果与治理”(批准号:71902050);中国社会科学院青年科研启动项目“环境规制下企业转型风险研究:机制、后果与治理”(批准号:2023YQNQD033)。李俊成,王文蔚,胡珺.环
7、境规制如何影响资本跨区流动?J.中国人口 资源与环境,2023,33(8):80-88.LI J C,WANG W W,HU J.How do environmental regulations affect crossregional capital flows?J.China population,resources and environment,2023,33(8):80-88.80李俊成,等:环境规制如何影响资本跨区流动?拉斯形式:Yi=AiKiL1-i(1)其中:Yi是第i个城市的产出,Ai是全要素生产率。为便于讨论,假设劳动力不可以跨地区流动。因此,资本在各城市间自由流动,将使得
8、城市的资本边际产出恰好等于资本市场上的利率r,即城市间资本的边际产出相等。对于不同的城市i和j而言,需满足:AiK-1iL1-i=AjK-1jL1-j=r(2)借鉴Heutel6的设定,文中假设企业的生产过程会产生污染,且与产出规模成正比为Y,为污染排放系数,污染排放的单位成本为pz。由此,企业的利润最大化问题可表示为:maxk,li=AiKiL1-i-riKi-wiLi-pziAiKiL1-i(3)优化可得:ri=(1-ipz)Ai(KiLi)-1(4)令ki表示人均资本。由于资本自由流动,不同的城市i和j需满足:r=(1-pzi)Aiki-1=(1-pzj)Ajkj-1(5)污染排放的单位
9、成本pz体现了环境规制的强度。若pzi pzj,即城市i的环境规制强度更高,要保持资本边际产出相等,需满足ki kj,进一步可得(kikj)(pipj)0,即城市i相对于城市j的环境规制强度更高,则城市i相较于城市j的资本数量越少,意味着若城市i的环境规制政策趋严,则城市i流向其他地区的投资将会有所增加。对于污染行业的企业,其污染系数pi大于非污染企业污染系数ni。在其他条件相同的情况下,若城市i的环境规制政策趋于严格,要保持资本边际产出相等,需满足kpi 0。此外,为体现环境规制改善企业资产质量的效应,借鉴Bernanke等8的设定,文中在企业的资本生产要素中加入异质性冲击以体现企业资产质量
10、的差异性,且满足(pz)0。同 时,假 设 企 业 面 临 市 场 交 易 成 本At(Kt)L1-t,且参数满足(pz)0。由此,企业的利润最大化问题及优化结果可表示为:maxK,LAt(Kt)L1-t-rtKt-wtLt-pzAt(Kt)L1-t-At(Kt)L1-t(6)r=i(pzi)1-pzi-(pz)Ai(pzi)i(pzi)ki-1=j(pzj)1-pzi-(pz)Aj(pzj)j(pzj)kj-1(7)推得:ki=(r (pz)1-pz-(pz)Ai(pz)1-11(pz)=(1-pz-(pz)Ai(pz)r)11-(pz)1-(8)进而可得:kipz=11-Ai()pzir
11、11-1-pzi-(pzi)1-(-)(pzi)1-+11-(1-pzi-()pzr)11-Ai(pzi)1-Ai(pzi)(pzi)1-+(1-pzi-()pzi Ai()pzir)11-1-(pzi)2-11-(pzi)+11-Ai()pzir 11-1-pzi-(pzi)1-(pzi)(pzi)1-1-(1-pz-()pz Ai()pzr)11-rpzr2 (pz)1-(9)上式中第 1项11-Ai(pzi)r11-1-pzi-(pzi)1-(-)(pzi)1-0,表示环境规制通过影响生产率水平进而影响资本外流。该项符号为正,说明环境规制通过提升本地的生产率水平,提升了本地的资本规模,即
12、减少资本外流(吸引资本流入)和企业异地投资规模。上式第3项(1-pzi-(pzi)Ai(pzi)r)11-1-(pzi)2-11-(pzi)0,表示环境规制通过改善地区企业的资产质量进而影响资本外流。该项符号为正,表明环境规制有助于改善本地企业的资产质量,进而减少了本地的资本外流和异地投资规模。上式中第4项11-Ai(pzi)r11-1-pzi-(pzi)1-(pzi)(pzi)1-0,表示环境规制通过改善市场竞争效率,降低交易成本进而影响资本外流。该项符号为正,表明环境规制有助于完善本地的市场竞争机制,进而减少了本地的资本外流和异地投资规模。如上所述,环境规制强度的增加对企业异地投资的影响具
13、有正反不同方向的多重效应,其净效用取决于上述多重效应的相对大小。为检验何种效应居于主导地位,文中基于中国上市公司数据,实证检验环境规制对于本地企业异地投资影响的净效应。2实证研究设计2.1样本选取和数据来源该研究使用的上市公司异地投资数据来源于 CSMAR数据库,企业相关财务数据来源于iFind数据库,城市层面有关数据来源于 中国城市统计年鉴,样本的时间范围为20042019年。需要说明的是,为克服极端值影响,文中对主要连续变量在1%水平上进行双向缩尾处理(Winsorize)。2.2模型设定构建如下的实证模型检验环境规制对企业异地投资的影响:NOcit=+ERct+Xit+i+t+it(10
14、)其中:NOcit代表注册地位于城市c的公司i在第t年设立的外地子公司的数量;ERct为核心解释变量,代表城市c在第t年的环境规制强度;Xit为相关控制变量,i代表企业固定效应;t代表年份固定效应,it为残差项。2.3变量定义2.3.1企业异地投资借鉴马光荣等5的做法,利用上市公司关联公司文件,整理筛选出上市公司的子公司,并根据关联方所在地确定子公司所在城市。若子公司所在城市与母公司不一致,则将其确定为企业的异地投资,加总可得企业当年异地投资的总体规模。文中将异地投资(NO)定义为,企业异地投资数量加1后的自然对数。2.3.2环境规制借鉴叶琴等9、董直庆等10的做法,文中通过计算各地区各类污染
15、物(SO2、烟尘和工业废水)排放的综合指数来衡量各地的环境规制强度。具体计算方法如下:根据各地区污染物排放及经济产出指标,计算单位经济产出污染物排放,将各地区单位污染物排放进行标准化:DEsij=DEij-min(DEj)/max(DEj)-min(DEj),其中DEij为地区i第j类污染物的实际单位排放,max()DEj、min()DEj分别为各地区污染物的单位最大排放量和最小排放量。设定调整参数,由于不同地区污染物排放比重与强度相差较大,使用调整参数能够反映各地区污染的差异,计算公式为:Wj=DEij-DEij,其中-DEij为样本区间内j污染物的单位排放平均水平。计算得各地区的环境规制强
16、度:ERit=1jWjDEsij。2.3.3控制变量该研究将以下企业特征变量作为控制变量:企业规模(Size),采用企业总资产的自然对数表示;盈利能力(Roa),定义为企业净利润与总资产的比值;发展能力(Da),以企业营业收入的增长率表示;杠杆水平(Lev),以企业总负债与总资产的比值表示,现金流(Cash),以企业经营活动现金流量与总资产的比值衡量;销售增长(Sale),以企业销售收入的增长率表示;股权结构(Con),以企业第一大股东的持股比例表示。主要变量定义及描述性统计见表1。3实证结果分析3.1基准回归表2报告了环境规制影响资本跨区流动的基准回归结果。其中,未添加控制变量的回归结果显示
17、,环境规制(ER)的系数在10%水平上显著为正,表明环境规制对企业异地投资存在显著的正向作用。在控制企业层面控制变量后,环境规制(ER)的系数在1%水平上显著为正,表明环境规制的提高的确可以显著促进企业异地投资。3.2内生性问题讨论文中采取变量滞后、更改模型设定及工具变量回归等方法对基准回归的结果进行再检验,以进一步消除遗漏变量、反向因果等内生性问题对基准回归结论的干扰。3.2.1变量滞后一期借鉴刘强等11的做法,使用变量滞后一期的方法以82李俊成,等:环境规制如何影响资本跨区流动?克服可能存在的内生性问题的影响。表3的回归结果显示,变量滞后一期并不影响基准回归所得到的结论。3.2.2DID检
18、验为进一步克服可能存在的遗漏变量等问题,借鉴Fard等12的做法,利用2011年开始的碳排放权交易试点作为准自然实验,采取双重差分法(DID)检验环境规制政策对于企业异地投资的影响效应。表3中基于DID检验的回归结果显示,碳排放权交易试点政策显著提升了试点地区企业异地投资的规模,这也佐证了基准回归结论的稳健性。3.2.3工具变量检验对于环境规制指标,文献中常用的工具变量为空气流通系数13-14。空气流通系数定义为风速和混合层高度的乘积,风速和混合层高度这两个气象因素决定了污染扩散的程度,其中风速越大,越有利于污染物的扩散,从而有助于降低一个地区的污染水平,而混合层高度则导致了污染物的垂直分散,
19、因此较高的空气流通系数意味着污染物扩散较快,污染水平更低,从而越倾向于采取较低的环境规制政策,满足工具变量相关性的假设。同时,一个地区的空气流通系数主要由气象地理条件决定,因而满足工具变量外生性的假设。空气流通系数的数据来源为欧洲中级天气预报中心 ERA 数据集,借鉴任胜钢等15的做法,根据中国城市的经纬度与数据集进行匹配,然后将每个单元的风速与边界层高度的乘积作为空气流通系数(COE),相应的工具变量回归结果见表3。其中,第一阶段的回归结果显示,环境规制强度与空气流通系数显著负相关且F值远大于10,通过了弱工具变量检验。第二阶段的回归结果显示,在控制内生性问题后,环境规制与企业异地投资的回归
20、系数依旧显著为正,与基准回归结果保持一致。3.3稳健性检验尽管基准回归控制了丰富的企业特征变量,但仍存在潜在的偏误问题。为保证回归结果的稳健性,该研究开展了一系列稳健性检验(表4)。3.3.1更换代理变量在基准回归中,采用污染物排放综合指数作为衡量环境规制强度的代理变量。在稳健性检验中,文中使用经工业产值调整的排污费收费金额(ER_PDF)作为衡量环境规制强度的指标16。替换解释变量度量指标后的回归结果显示,ER_PDF的系数在1%水平上显著为正,即在采用新的测度方法后,前文的研究结论依然保持不变。3.3.2控制宏观系统性因素在基准回归的基础上进一步引入地区与年份的联合固定效应,目的在于从动态
21、趋势上刻画随时变性宏观系统因素影响,排除地区层面的时变性宏观系统因素影响17。控制了联合固定效应的回归结果显示,环境规制(ER)的系数在5%水平上显著为正,这意味着即便在控制了时变性宏观系统因素之后,研究结论依然存在。3.3.3排除环保补助的影响在推动环境治理的过程中,政府除采取“环境规制”等约束手段外,也会采用“环保补助”等激励手段。与环境规制相似,环保补助也可以对企业的资源配置策略产生影响。与此同时,作为引导企业绿色转型的两种典型手段,“环境规制”与“环保补助”通常也存在着相互关联的紧密联系。为了排除这一效应的影响,借鉴Fard等12的做法,在企业层面上,将各地区的环境规制强度对企业获得的
22、环保补助的一次项和二次项进行回归,将余下的残差作为排除环保补贴干扰后的环境规制强度ER_resid,并以ER_resid作为解释变量对基准回归结果进行重新检验。回归结果显示,排除环保补助影响的环境规制强度依然显著提升了企业的异地投资规模,表明研究结论具有较强的稳健性。3.3.4剔除省会城市相较于其他城市,省会城市因其地位特殊,因此可能执行更为严格的环境规制。为克服可能存在的偏向性影响,文中将省会城市样本剔除后进行重新回归。结果显表1主要变量定义及描述性统计变量名称异地投资环境规制企业规模盈利能力发展能力负债率现金流销售增长股权结构变量符号NOERSizeROADaLevCashSalesCon
23、变量定义企业异地投资的总体规模,具体测度如上文所述环境规制强度,具体测度方式如上文所述企业总资产的自然对数企业净利润与总资产的比值企业营业收入的增长率企业总负债与总资产的比值企业经营活动现金流量与总资产的比值企业销售收入的增长率企业第一大股东的持股比例(%)样本量3 856 53 856 53 856 53 856 53 856 53 856 53 856 53 856 53 856 5均值1.235 80.235 221.758 60.068 90.030 00.047 40.051 30.031 236.682 7标准差1.151 11.561 21.387 60.140 80.522 5
24、0.134 20.360 70.855 216.113 183中国人口 资源与环境 2023 年 第 8 期示,在剔除省会城市样本后,核心解释变量的系数依然在5%的显著性水平上为正,进一步佐证了基准回归结果的稳健性。3.3.5更改聚类标准借鉴王遥等18的做法,将聚类标准调整至城市层面以检验基准回归结论的稳健性。结果显示,聚类标准的调整并不改变基准回归结论。4作用机制分析根据理论部分的分析,对于微观企业而言,环境规制既具有增加生产成本的“合规成本”效应,也有驱动技术创新、改善资产质量、促进市场竞争的“转型治理”效应,并分别从正反两个不同的方向对企业的异地投资决策产生影响。文中将对上述效应在环境规
25、制影响企业异地投资决策过程中的存在性和作用方向进行检验。文中构建调节效应模型,通过观察调节变量与核心解释变量之间交乘项系数的符号及其显著性以验证相关效应的存在性及作用方向。4.1合规成本效应若存在环境规制的“合规成本”效应,那么可以预期的是,环境规制对企业异地投资的影响随着企业合规成本的升高而增强。借鉴吕鹏等19的做法,将环境规制下的合规成本划分为内部成本和外部成本,其中内部成本指企业的生产制造成本(MC),外部成本指企业的社会公关成本(PRC)。就生产制造成本而言,购置更环保的生产材料和改造、升级落后的生产工艺是企业应对环境规制强度提升更为有效和长久的策略。文中使用经营业收入标准化的购置商品
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