能源效率下的企业性质与空气污染：中介效应和阈值效应.pdf

第4 5卷 第3期2 0 2 3年9月 延 边 大 学 农 学 学 报A g r i c u l t u r a lS c i e n c eJ o u r n a l o fY a n b i a nU n i v e r s i t y V o l.4 5 N o.3 S e p.2 0 2 3收稿日期:2 0 2 3-0 8-1 2 基金项目:2 0 2 3年安徽省高校科研编制计划项目(重点项目)(2 0 2 3 AH 0 5 2 8 0 6)作者简介:唐韵(1 9 8 8),女,安徽合肥人,硕士,讲师,研究方向为企业管理,E-m a i l:1 5 1 5 6 9 5 2 3 0 61 6 3.c o m文章编号:1 0 0 4-7 9 9 9(2 0 2 3)0 3-0 0 7 7-1 0 D O I:1 0.1 3 4 7 8/j.c n k i.j a s y u.2 0 2 3.0 3.0 1 2能源效率下的企业性质与空气污染:中介效应和阈值效应唐 韵(安徽国际商务职业学院 财会金融学院,合肥2 3 0 0 0 1)摘要:从能源效率角度出发,探讨企业性质对空气污染排放的影响,对于政策部门有效制定环境保护政策具有较高的参考价值。但目前学界关于能源效率中介下中国不同性质企业对空气污染影响机制的认识尚不统一。该研究从能源效率的中介角度探讨了企业性质对空气污染的影响机制,利用中国工业企业2 0 1 32 0 2 1年的面板数据进行了实证检验。研究表明:国有企业的空气污染高于私营企业,能源效率在企业性质和空气污染之间存在显著的反向中介效应;相比于私营企业,能源效率在国有企业与空气污染之间的中介效应较弱;能源效率对国有企业空气污染的中介效应存在一个阈值,当能源效率高于此阈值时,其中介作用将大幅度提升。关键词:企业性质;空气污染;能源效率;中介效应;阈值效应中图分类号:X 5 1;F 4 2 5 文献标志码:A T h en a t u r eo f e n t e r p r i s e sa n da i rp o l l u t i o nu n d e r e n e r g ye f f i c i e n c y:m e d i a t i n ge f f e c t sa n dt h r e s h o l de f f e c t sT ANGY u n(S c h o o l o fF i n a n c ea n dA c c o u n t i n gA n h u iI n t e r n a t i o n a lB u s i n e s sV o c a t i o n a lC o l l e g e,H e f e i2 3 0 0 0 1,C h i n a)A b s t r a c t:F r o mt h ep e r s p e c t i v eo f e n e r g ye f f i c i e n c y,t h i s s t u d ye x p l o r e s t h e i m p a c t o f e n t e r p r i s en a t u r eo na i rp o l l u t i o ne m i s s i o n s,w h i c hh a sh i g hr e f e r e n c ev a l u e f o rp o l i c ym a k e r s t oe f f e c t i v e l yf o r m u l a t ee n v i r o n-m e n t a l p r o t e c t i o np o l i c i e s.H o w e v e r,t h eu n d e r s t a n d i n go f t h em e c h a n i s mo fh o wd i f f e r e n t t y p e so f e n t e r-p r i s e s i nC h i n aa f f e c t a i rp o l l u t i o nu n d e rt h em e d i a t i o no fe n e r g ye f f i c i e n c yi sn o tu n i f i e di nt h ea c a d e m i cc o mm u n i t y.T h i s s t u d ye x a m i n e s t h e i m p a c tm e c h a n i s mo f e n t e r p r i s en a t u r eo na i rp o l l u t i o n f r o mt h ep e r-s p e c t i v eo f e n e r g ye f f i c i e n c ya n de m p i r i c a l l y t e s t s i tu s i n gp a n e l d a t ao fC h i n e s e i n d u s t r i a l e n t e r p r i s e s f r o m2 0 1 3t o2 0 2 1.T h er e s u l t ss h o wt h a ts t a t e-o w n e de n t e r p r i s e sh a v eh i g h e ra i rp o l l u t i o nt h a np r i v a t ee n t e r-p r i s e s,a n dt h e r e i s a s i g n i f i c a n t r e v e r s em e d i a t i n ge f f e c t o f e n e r g ye f f i c i e n c yb e t w e e ne n t e r p r i s en a t u r e a n da i rp o l l u t i o n.C o m p a r e d t op r i v a t e e n t e r p r i s e s,t h em e d i a t i n ge f f e c t o f e n e r g ye f f i c i e n c yo ns t a t e-o w n e de n-t e r p r i s e sa n da i r p o l l u t i o n i sw e a k e r.T h e r e i s a t h r e s h o l de f f e c t o f e n e r g ye f f i c i e n c yo n t h em e d i a t i n ge f f e c to f a i rp o l l u t i o n i ns t a t e-o w n e de n t e r p r i s e s.Wh e nt h ee n e r g ye f f i c i e n c yi sh i g h e rt h a nt h i st h r e s h o l d,t h em e d i a t i n ge f f e c tw i l lb es u b s t a n t i a l l ye n h a n c e d.K e y w o r d s:E n t e r p r i s en a t u r e;a i rp o l l u t i o n;e n e r g ye f f i c i e n c y;m e d i a t i n ge f f e c t;t h r e s h o l de f f e c t 空气污染一直是世界各国环境治理中的重要内容,空气质量保护在我国政策顶层设计上也一直占延 边 大 学 农 学 学 报第4 5卷 据极其重要的位置,除了 中华人民共和国大气污染防治法 为空气污染物的排放提供基准外,还会在经济发展过程中根据我国空气质量实际情况持续性地制定相关空气污染治理政策,比如,2 0 1 9年的 全国大气污染防治工作要点、2 0 2 0年的 钢铁企业超低排放改造技术指南、2 0 2 2年的 减污降碳协同增效实施方案 等。在社会主义市场经济体制下,国有企业和私营企业构成了我国经济体系的绝大部分,根据国家统计局第4次经济普查数据,2 0 1 8年国有企业和私营企业占全国法人数量的9 9.5 9%。不同性质企业的环境保护能力、社会责任履行能力、能源使用效率等均存在差异,在空气污染物排放上也存在差异,进而表现出不同的环境行为,在空气污染物排放上也存在差异。那么企业性质与空气污染物排放之间存在何种关系呢?对此国内外学者存在较大争论。一部分学者认 为,国有企 业的环境污 染更严重,比 如M e y e r等1、周四军等2、韩超3。另一部分学者则认为,私营企业对环境污染更加严重,比如刘辉煌等4、C l 等5、方卉等6等。还有一部分学者认为,企业性质与污染物排放之间不存在明显的关系,比如袁晓玲等7、韩旺红等8、W a n g等9。企业的能源效率是指企业单位能源所带来的经济效益量1 0。不同性质企业在生产技术水平、创新能力等方面存在差异,在能源使用效率上相应存在差异。空气污染物排放是能源消耗的结果,根据世界卫生组织的数据,造成空气污染的主要原因是家庭、工业、运输部门能源消耗效率低下。因此,能源效率被认为是研究企业性质与空气污染物排放之间内在关系的关键中介变量,其中介作用力的发挥在一定程度上决定着企业性质对空气污染物排放的影响力度。此外,社会经济现象之间相互作用关系的生成往往有一个临界值,在此临界值以内社会经济现象的相互作用关系往往较弱,而当突破此临界值时原有关系便会被突破,一种新的作用关系便会生成,即阈值效应1 1。能源效率中介作用的发挥并不是完全线性的,而是可能存在阈值效应,阈值效应的存在会造成能源效率在企业性质与空气污染物排放之间的中介作用前后存在差异。那么能源效率在中国企业性质与空气污染之间是否存在中介作用,如果存在,那么这种中介作用力是否存在阈值,对于中国国有企业和私营企业有没有差异,对此,国内外学者很少针对中国国有企业和私营企业进行深入研究。该研究从能源效率角度出发,探讨企业性质对空气污染排放的影响,以及能源效率在其中的中介效应,在进一步补充当前理论研究的同时,也为政策部门有效制定环境保护政策提供一些参考。1 文献回顾与假设提出社会主义市场经济体制下,与私营企业相比,国有企业有更大的议价能力,与政府部门的关系更好,而私营企业的政府背景往往比较弱,在支付污染税方面的议价能力较弱4。由于政府和企业之间的联姻关系,国有企业更有可能逃避环境监管。特别是一些国有企业的行政级别高于地方政府部门,地方环境保护部门往往很难对其展开切实、有效的监管1 2。此外,国有企业通常还会受到地方政府的保护和支持,生存压力往往比较小,相比于私营企业,国有企业提升生产能力和技术水平的动机往往也比较低。这与大部分现有文献的研究结论一致,比如刘辉煌等4基于动态最小二乘法和面板门槛模型实证研究了我国不同性质工业企业的环境污染治理情况,结果表明,国有企业环境污染程度比私营企业高。韩超等人3的研究结论一致,他们以二氧化硫(S O2)为例探究了节能政策对污染排放的协同效应以及影响机制,研究中指出,国有企业的污染排放比非国有企业更严重。因此,提出假设1:假设1:国有企业的空气污染显著高于私营企业。目前,学术界针对性地研究中国国有企业和私营企业的能源效率和环境污染关系的很少,大部分研究主要集中在比较外商投资企业和本地企业的能源效率以及外国直接投资对能源效率的影响上,比如呙小明等1 3、蒋雪梅等1 4、穆献中等1 5。少量文献虽然也考虑到了中国国有企业和私营企业的差异,但仅仅只是比较了国有企业和私营企业的能源效率,比如冉启英等1 2、曹思未等1 6在研究中均认为,中国国有企业的能源效率低,而私营企业的能源效率高。能源效率是企业经济效益的侧面体现,能源效率越高,企业单位产出的能源成本越低,相应的盈利能力越强1 7。提升能源效率是所有企业的共同目标,这是它们降低成本、提升盈利能力的主要方式之一。而高盈利水平又给企业的技术创新和环境保护提供了资金支持,生产技术的创新为充分消耗能源提供了可能,环境保护措施的强化为控制污染物排放提供了可能。所以,无论何种性质企业,能源效率87 第3期唐韵:能源效率下的企业性质与空气污染:中介效应和阈值效应的提升都有助于它们降低空气污染物排放。基于以上分析,提出假设2:假设2:能源效率在企业性质和空气污染之间存在显著的反向中介效应。国有企业和私营企业的能源效率是存在差异的。国有企业受到的软预算限制较弱,当国有企业面临亏损、破产和其他问题时,它们往往会享受各种政府补贴,容易带来道德风险,削弱了国有企业节能减排的动力,能源效率较低1 8。相反,私营企业面临着严格的预算限制,节能减排与其利润最大化的目标是一致的,提升能源效率的积极性更高。根据边际效益递减规律,能源效率较低时,能源效率的小幅度提升能够带来经济效益的较大幅度提升,进而能够较大幅度地降低空气污染物的排放。而在能源效率较高时,能源效率的大幅度提升带来的经济效益提升幅度却较小,进而对空气污染物排放的控制作用也较低1 9。所以,在国有企业能源效率较低的情况下,能源效率的反向中介作用较大,而在私营企业能源效率较高的情况下,能源效率的反向中介作用较小。综合以上分析,提出假设3:假设3:相对于私营企业,能源效率在国有企业和空气污染之间的反向中介效应较大。2 研究设计2.1 变量设置2.1.1 外生变量:空气污染排放(O U)目前学术界以及实务界对于空气污染排放的衡量指标有多种,其中,空气中的二氧化硫(S O2)、氮氧化合物(NOx)和工业粉尘(PM 2.5)的含量是运用最多的3种指标,该文选择企业单位产值所排放的二氧化硫(S O2)、氮氧化合物(NOx)和工业粉 尘(PM 2.5)作为空气污染排放的替代变量,单位分别为m3/万元、m3/万元和t/万元。2.1.2 内生变量:企业性质(S E)企业性质被定义为虚拟变量。根据2 0 0 7年实施的 中华人民共和国合伙企业法 的解释,国有资产直接或间接合计持股比例超过5 0%,或低于5 0%但为最大股东的企业即为国有企业,赋值为“1”,而国有资产直接或间接合计持股比例低于5 0%且不是最大股东的企业即为私营企业,赋值为“0”。2.1.3 中介变量:能源效率(E R)借鉴刘信恒2 0、孙鹏博等2 1等学者的研究,将企业的煤炭、燃油和燃气3种主要能源的消耗折算为标准煤消耗,而后用标准煤消耗量比上企业总收入的自然对数(单位:t/万元)作为企业能源效率的替代指标。该指标为反向指标,指标值越大,则企业的能源效率越低。2.1.4 控制变量结合胡雪萍等2 2、徐绪堪等2 3、孙燕铭等2 4等学者的研究,该研究选择以下变量为控制变量。1)企业规模(Z)用企业总资产的自然对数表示(单位:百万元)。大型企业往往更具创新性,它们有额外的资源来改进生产技术和环境技术,监管机构往往对它们的环境监管也更加严格。同时,大型企业更具有社会影响力,它们有更强的议价能力来避免环境惩罚。因此,企业规模是空气污染排放的负向影响因素。2)企业利润水平(P)用企业的净资产利润率表示(单位:%),它是企业管理效率的综合反映,直接影响企业的现金流及环保投入能力,是空气污染排放的负向影响因素。3)资产负债率(L)体现企业基本财务结构的稳定性,资产负债率(单位:%)越高,企业承担的债务成本越高,可用于环保技术改进和污染物处理的能力越弱,是空气污染排放的正向影响因素。4)企业年龄(A)用企业成立的具体时间表示(单位:年),不足1年的四舍五入。企业成立的时间越久,管理体制越完善,社会知名度越高,社会责任往往也越大,控制污染物排放的能力和压力也越大,是空气污染排放的负向影响因素。5)企业环保投入水平(T)用企业的废弃物和污染物处理设备的购买成本的自然对数表示(单位:百万元),该数值越大,表明企业用于环境保护的投入水平越高,企业环境保护能力越强,是空气污染排放的负向影响因素。2.2 模型构建该部分拟通过构建数量模型分析企业性质对空气污染的影响以及能源效率在其中的中介效应。首先构建企业性质对空气污染排放影响的基准模型为:O Ui t=0+1S Ei t+jxi t+i+t+i t.(1)在基准模型基础上,加入中介变量,形成主效应模型:O Ui t=0+1S Ei t+2E Ri t+jxi t+i+t+i t.(2)将企业性质和能源效率的交互项加入模型(2),97延 边 大 学 农 学 学 报第4 5卷 构建中介效应模型,以检验能源效率在企业性质影响空气污染物排放过程中的间接影响:O Ui t=0+1S Ei t+2E Ri t+3S Ei tE Ri t+jxj i t+i+t+i t,(3)式中,0、1、2、3和j(j=1,2,3,4,5)为待估参数,x表示控制变量,表示企业个体固定效应,表示时间固定效应,i为企业指示标志,t为时间指示标志,为随机误差项。2.3 数据选择与描述性统计工业企业是空气污染物排放的主体,政府部门在制定空气质量保护措施时也主要是针对工业企业的,该研究选择工业企业为实证样本。数据来源于中国环境保护统计数据库(C E S D)和工业企业年度调查报告(A S I F)。C E S D由中华人民共和国环境保护部编制,包含工业部门的年度排放数据、能源数据和环境投资数据。A S I F由国家统计局编制,包含2 0 1 3年以来年销售额超过10 0 0万元的所有国有和非国有工业企业的生产和财务信息。这两个综合数据库被越来越多的研究人员使用在企业环境行为的研究中,比如L i u等2 5、H u a n g等2 6。通过这两个数据库共获得了2 0 1 32 0 2 1年1 84 6 7个观测值,其中,25 9 2个国有企业观测值,1 58 7 5个私营企业观测值。计算两种性质企业下各变量的描述性统计指标(表1),所有计算过程由S t a t a完成。由表1可知,国有企业和私营企业的S O2平均排放分别为0.4 2 3m3/万元和0.1 0 3m3/万元。国有企业和私营企业的N Ox平均排放分别为1.3 1 4t/万元和0.2 4 5t/万元。国有企业的P M 2.5平均排放为0.7 8 3t/万元,私营企业为0.1 1 1t/万元。总体来看,国有企业的空气污染排放远高于私营企业。表1 描述性统计指标汇总表T a b l e1 S u mm a r yo fd e s c r i p t i v e s t a t i s t i c a l i n d i c a t o r s变量国有企业(O b s=25 9 2)M e a nS t d.D e v.M i nM a x私营企业(O b s=1 58 7 5)M e a nS t d.D e v.M i nM a xS O20.4 2 32.6 5 401 0 4.2 7 50.1 0 30.5 2 503 6.1 6 1NOx1.3 1 43.1 3 305 4.2 9 70.2 4 51.3 3 509 4.1 0 3PM2.50.7 8 32.9 3 407 7.2 0 10.1 1 11.0 2 507 1.7 1 2E R0.2 5 10.5 3 207.7 8 00.0 5 60.2 4 401 5.9 9 3Z1 3.0 7 31.5 7 19.9 3 41 8.6 4 91 2.2 1 21.2 9 39.9 2 61 9.2 5 8P0.0 9 50.0 9 800.7 8 80.0 7 00.0 6 600.6 7 1L0.5 6 60.2 6 40.0 0 52.6 4 50.5 2 00.4 0 403 5.7 8 8A1 7.7 1 41 4.2 9 216 41 1.8 5 07.4 7 616 4T15 1 0.7 6 257 3 2.7 6 108 80 4 51 1 1.9 4 514 5 9.2 7 601 2 68 8 5 国有企业和私营企业差异化的空气污染物排放是由企业性质决定的,还是由企业差异化的行业分布所造成的呢?也就是说,是否更多的国有企业分布在高污染行业,而更多的私营企业分布在低污染行业?根 据 国 家 最 新 经 济 行 业 分 类 标 准(G B/T 4 7 5 4-2 0 1 7),我国工业划分为4 1大类(行业)。计算国有企业和私营企业在4 1个工业行业中的分布比例(图1)。可以看出,国有企业和私营企业在行业分布上存在显著差异,烟草制品业(C 1 6)、石油和天然气开采业(B 0 7)、煤炭开采和洗选业(B 0 6)、电力、热力生产和供应业(D 4 4)、金属制品、机械和设备修理业(C 4 3)和燃气生产和供应业(D 4 5)、有色金属矿采选业(B 0 9)等高污染行业中国有企业占比超过5 0%,在其他行业中国有企业的比例相对较低,这表明国有企业的行业分布不是随机的。相当数量的国有企业来自高污染行业。重工业作为中国成立以后首先重点发展的产业,在2 0世纪5 0年代,便得到了快速发展,国有企业成为我国重工业的先行者和主要参与者。随着中国改革开放的逐步推进,私营企业逐渐发展起来。然而,大多数私营企业作为后来者主要集中在轻工业领域,很难进入重工业领域,比如文教、工美、体育和娱乐用品制造业(C 2 4)、家 具 制 造 业(C 2 1)、纺 织 服 装 和 服 饰 业(C 1 8)等。08 第3期唐韵:能源效率下的企业性质与空气污染:中介效应和阈值效应图1 4 1个工业行业的企业数量分布F i g.1 D i s t r i b u t i o no f e n t e r p r i s e s i n4 1i n d u s t r i a l i n d u s t r i e s 4 1个行业的国有企业和私营企业的平均能源效率比较见图2。在大多数行业,国有企业的煤炭消费占总收入的比率高于私营企业,电力、热力生产和供应业(D 4 4)、非金属矿采选业(B 1 0)、非金属矿物制品业(C 3 0)、水的生产和供应业(D 4 6)等行业甚至达到了1 0以上的差距。图2 4 1个行业的能源效率F i g.2 E n e r g ye f f i c i e n c yo f 4 1i n d u s t r i e s 以NOx为例,绘制4 1个工业行业中的国有企业和私营企业的NOx平均排放折线图(图3),由图可以看出,不同行业的NOx排放差异很大,烟草制品业(C 1 6)、有色金属矿采选业(B 0 9)、石油和天然气开采业(B 0 7)、电力、热力生产和供应业(D 4 4)、非金属矿采选业(B 1 0)等行业的NOx排放很高,仪器仪表制造业(C 4 0)、电气机械和器材制造业(C 3 8)、纺织服装、服饰业(C 1 8)、专用设备制造业(C 3 5)等行业相对较低。同一行业中的国有企业和私营企业空气污染物排放差异很大,在2 6个行业中是国有企业高于私营企业,在1 5个行业中低于或等于私营企业。因此,尽管国有企业和私营企业的行业分布并不完全随机,但国有企业和私营企业间的空气污染物排放仍存在差异。造成这种现象的原因,是否与它们差异化的能源效率有关,还需要进行中介效应检验。18延 边 大 学 农 学 学 报第4 5卷 图3 4 1个行业的N Ox排放F i g.3 N Oxe m i s s i o n s f r o m4 1i n d u s t r i e s3 实证检验3.1 中介效应分析根据前文设定,外生变量O U包含S O2、NOx和PM 2.5等3个指标,所以,分别以这3个指标为外生变量,利用2 0 1 32 0 2 1年的面板数据对前文各模型进行参数估计,以检验企业性质对空气污染的影响,以及能源效率的中介效应(表2)。由表2可以看出,各模型的P r o.(F-s t a t)均为0.0 0 0,且模型(1)(3)的A d jR2在逐步增加,各模型的整体参数估计结果较显著。S O2、NOx和PM 2.53个指标下各模型中的S E参数估计值均为正数,且t检验的P值均小于0.1,说明企业性质对企业的各种空气污染物排放存在显著的正向影响。由于S E在设置时是以国有企业为基础,即国有企业设置为“1”,所以,在0.0 1水平上S E参数估计值为正数表明国有企业对空气污染物的排放存在显著的正向影响,国有企业的空气污染物排放高于私营企业,假设1成立。模型(2)中的E R的参数估计值均为正数,t检验的P值均小于0.1,由于该研究能源效率为反向指标,所以能源效率对企业空气污染排放存在显著的直接反向影响。模型(3)中,S E与E R的交互项参数估计值均为正数,t检验的P值均小于0.0 5,表明能源效率在企业性质和空气污染排放之间存在显著的反向中介效应,假设2成立。比较不同模型可以发现,模型(3)中E R的参数估计值较模型(2)均有不同程度的提升,交互项的加入强化了能源效率对企业空气污染排放的影响力度。模型(3)中S E的参数估计值较模型(1)有不同幅度下降,能源效率中介效应的加入在一定程度上弱化了企业性质对空气污染排放的影响。但需要指出的是,模型(3)中S E的参数估计值较模型(1)下降的幅度较小,比如S O2指标下模型(1)中S E的参数估计值为0.0 3 3,模型(3)中也仅为0.0 3 1。根据前文的描述性分析,国有企业的能源效率明显低于私营企业,国有企业的空气污染排放明显高于私营企业,在高能源消耗下,能源效率小幅度地提升能够达到大幅度的降低国有企业空气污染排放的效果。但中介变量加入后,S E对空气污染排放影响的边际并未大幅度下降,而该研究S E的设置是基于国有企业,所以可以推断,能源效率的中介效应对于国有性质企业空气污染排放的中介效应并不高。从控制变量来看,企业规模(Z)在各模型中具有显著的负系数,表明规模较大的企业通常有较少的空气污染物排放,因此,从这个角度来看,企业规模越大越好,这与L e i等2 7的结论一致。企业利润水平(P)具有负系数,但显著水平普遍较低。虽然高利润率企业的现金流及环保投入能力较强,但企业不一定会根据盈利水平决定环保投入资金的多少,尤其是在企业初创阶段或快速成长阶段,其首要任务是占领市场,履行环境保护等社会责任并不是此时的主要任务,相应就不会在污染控制上投入太多精力。资产负债率(L)具有显著的正系数,表明债务占总资产的比例越高,污染排放越大,增加债务比例不利于企业环境行为的改善。企业年龄(A)具有显著的负系数,老企业的空气污染排放相对较低,新成立企业的环境行为较差。企业环境投资水平28 第3期唐韵:能源效率下的企业性质与空气污染:中介效应和阈值效应(T)具有显著的负系数,企业环境投资水平越高,往往环境保护能力越强,对于空气污染物排放控制得也越好。表2 模型估计结果汇总表T a b l e2 S u mm a r yo fm o d e l e s t i m a t i o nr e s u l t s变量S O2(1)(2)(3)NOx(1)(2)(3)PM 2.5(1)(2)(3)常数项0.4 4 0(0.8 6)0.2 4 2*(2.1 5)0.2 4 5(0.4 9)0.7 8 7(1.1 5)-0.0 0 2(-0.5 0)0.4 6 2(0.5 1)0.2 8 6(0.4 3)-0.3 9 6(-0.6 7)0.2 9 9(1.8 2)S E0.0 3 3*(3.2 7)0.0 4 3*(6.9 0)0.0 3 1*(2.1 1)0.3 2 4*(1.5 4)0.1 4 1*(0.1 9)0.3 0 1*(1.6 2 4)0.3 3 8*(9.1 7)0.2 1 7*(6.6 9)0.3 2 4*(0.6 1 7)E R0.1 0 6*(2.0 8)0.2 1 4*(6.2 1)0.2 6 4*(1.8 2)0.3 5 5*(3.3 3)0.2 2 0*(1.8 4 5)0.3 0 3*(3.0 5 1)S EE R0.0 8 6*(4.6 7)1.6 2 4*(2.1 7)0.4 1 2*(0.8 6)Z-0.0 4 3*(-6.0 5)-0.0 2 3*(-4.6 2)-0.0 2 5*(-3.5 0)-0.0 9 2*(-9.6 8)-0.0 8 5*(-0.7 1)-0.0 7 3*(-3.6 2)-0.0 5 8*(-1.3 5)-0.0 4 5*(-0.6 6)-0.0 5 1*(-2.5 1)P-0.0 6 2(-0.5 0)-0.0 3 8(-1.4 2)-0.0 9 3(-0.7 6)-0.3 4 7*(-2.1 0)-0.1 8 4(-1.5 5)-0.0 1 2(-3.5 5)-0.3 7 3*(-2.3 3)-0.2 6 5*(-1.8 8)-0.1 7 2(-0.9 1)L0.0 1 6(0.7 7)0.0 1 8*(1.8 0)0.0 1 0(0.4 6)0.0 1 7(0.6 1)0.0 2 7(0.8 9)0.0 1 8(0.9 5)0.0 6 0*(2.1 6)0.0 3 6(1.4 9)0.0 5 2(3.6 2)A-0.0 0 4*(-0.1 6)-0.0 0 6*(-1.0 6)-0.0 0 5*(-0.5 2)-0.0 0 3*(-1.4 1)-0.0 0 3*(-1.8 5)-0.0 0 7*(-0.1 6)-0.0 1 2*(-0.8 2)-0.0 0 8*(-0.2 8)-0.0 0 6*(-1.0 2)T-0.1 7 3*(-2.9 0)-0.1 3 5*(-2.0 5)-0.1 4 5*(-1.8 7)-0.1 7 5*(-3.2 3)-0.1 2 8*(-5.0 4)-0.1 6 8*(-2.6 1)-0.1 4 5*(-1.8 2)-0.1 4 8*(-1.2 0)-0.1 1 3(-0.9 7)F-s t a t3 4.5 91 1 2.6 61 4 6.0 12 1 1.2 51 2 7.9 11 8 6.3 66 4.9 71 8 2.3 21 2 4.5 2P r o.(F-s t a t)0.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 0A d jR20.2 8 70.3 6 80.5 1 50.3 1 30.3 7 84.6 3 30.1 5 30.3 4 40.4 2 5 注:()内为t统计值,*、*和*分别表示P0.0 1、P0.0 5、P0.1,表示固定效应。3.2 行业差异分析进一步检验能源效率在国有企业与空气污染之间的中介效应。根据前文对工业分布的描述性分析可以看出,国有企业普遍集中于高污染的重工业领域,私营企业主要集中于低污染的轻工业领域,该研究将全部样本分为高污染行业和低污染行业两个子样本。根据环保部发布的 上市企业环境信息披露报告,高污染行业包括电力、热力生产和供应业、黑色金属矿采选业、非金属矿采选业、石油和天然气开采业、煤炭开采和洗选业、黑色金属冶炼和压延加工业等行业,其余行业属于低污染行业。以内生变量中的NOx为例,分别利用高污染行业样本和低污染行业样本对前文模型重新进行参数估计(表3)。由表3可以看出,高污染行业下各模型中的S E具有显著的正向系数,并且明显高于低污染行业下的估计值,这表明国有企业的排放更高,私营企业的环境行为更好。加入中介变量及其与S E的交互项之后,高污染行业下的S E系数值变化不大,但低污染行业下的S E系数值出现了较大的变化,由模型(1)中的0.1 6 4下降到了0.0 8 1,能源效率的加入大幅度改善了低污染行业的空气污染排放。比较了两个样本下的交互项系数可以发现,低污染行业下的交互项系数为0.6 2 4,而在高污染行业下仅为0.2 2 3,这进一步论证了能源效率在企业性质与空气污染之间的中介效应的差异,在国有企业与空气污染之间的中介效应较弱,而在空气污染较小的行业,能源效率的中介作用较大。所以,综上分析,前文假设3不成立。出现这种现象的原因可能是因为能源效率中介作用力的发挥需要达到一定阈值,国有企业的能源效率普遍偏低,能源效率中介38延 边 大 学 农 学 学 报第4 5卷 效应未能有效发挥,而私营企业的能源效率普遍较高,在阈值水平以上,所以能源效率的中介边际较高。为验证这一假说,后文将进行能源效率中介效应的阈值效应检验。表3 不同行业的模型估计结果汇总表(N Ox)T a b l e3 S u mm a r yo fm o d e l e s t i m a t i o nr e s u l t s f o rd i f f e r e n t i n d u s t r i e s(N Ox)变量高污染行业(1)(2)(3)低污染行业(1)(2)(3)常数项0.3 9 0*(3.6 6)0.4 4 3*(6.5 8)0.0 7 7(0.8 1)0.5 2 5(0.6 5)0.2 7 6*(2.5 8)0.2 4 4(0.3 1)S E0.3 5 7*(2.8 1)0.3 4 3*(2.5 0)0.3 4 4*(4.6 7)0.1 6 4*(2.3 0)0.1 3 9*(2.2 6)0.0 8 1*(1.5 0)E R0.5 0 6*(1.6 1)0.5 5 1*(5.1 7)1.0 1 9*(4.4 6)1.8 6 5*(2.2 2)S EE R0.2 2 3*(1.5 1)0.6 2 4*(0.8 5)F-s t a t1 6 5.8 34 1 5.6 62 7 2.8 82 0.1 36 4.8 22 5.4 7P r o.(F-s t a t)0.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 00.0 0 0A d jR20.3 1 00.3 3 20.4 4 60.2 6 00.2 7 40.3 6 3 注:()内为t统计值,*、*和*分别表示P0.0 1、P0.0 5、P)jj i t+i+t+i t,(4)式中,()为指示函数,E R为阈值变量,表示阈值,其余设置与前文一致。在阈值效应模型估计之前,利用B o o t s t r a p方法对变量是否存在阈值进行检测,并计算具体阈值,检测结果如表4所示。表4 阈值效应检测表T a b l e4 T h r e s h o l de f f e c td e t e c t i o nt a b l e阈值变量类型F值P值检测标准1%5%1 0%阈值9 5%置信区间E R单阈值9 4.6 1 20.0 0 85 6.6 2 74 0.9 5 42 6.5 2 42.4 8 72.2 9 6,2.6 6 0双阈值4 8.6 2 70.2 0 75 5.2 1 74 0.1 4 82 3.5 4 8 由表4可知,单阈值效应的P值为0.0 0 8,在1%水平下是显著的,而双阈值未通过显著性检验,表明模型(4)存在一个阈值。因此,能源效率的中介作用存在单阈值效应。同时,检测显示,能源效率的阈值 估 计 值 为2.4 8 7,9 5%置 信 区 间 为 2.2 9 6,2.6 6 0。分别用内生变量的3个指标对模型(4)进行单阈值效应估计(表5)。由表5可知,各P r o.(F-s t a t)均为0.0 0 0,A d jR2均在0.4左右,各模型整体估计结果较好。可以看出,当E R低于阈值时,S E*E R项在3个模型中的估计值分别为0.0 1 5、0.0 8 9和0.1 5 4,t检验的P值均小于0.0 1,而当E R高于阈值时,S E*E R项的估计 值 均 有 较 大 幅 度 上 升,分 别 达 到 了0.2 4 1、0.3 3 7和0.5 2 7,t检验的P值