區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控環(huán)境治理政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響研究

程芳芳 傅京燕

摘要?大氣污染明顯的區(qū)域性特點決定了實施聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理的必要性，為破除原有單一主體治理缺陷，2012年中國開始實施聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策，且已初顯治理效果。本文篩選整理滬深A股上市公司2004—2017年數(shù)據，在聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策有效性檢驗的基礎上，考察區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響，研究發(fā)現(xiàn)：①政策有效性檢驗結果表明，區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策降低了工業(yè)SO2排放，促進了試點地區(qū)的經濟發(fā)展，一定程度上實現(xiàn)了經濟和環(huán)境的雙贏。②傾向得分匹配雙重差分和三重差分模型檢驗結果均證明區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策顯著擴大了企業(yè)生產規(guī)模，安慰劑檢驗結果顯示區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策對企業(yè)生產規(guī)模的擴張效應不太可能由地級市-行業(yè)-年份層面不可觀測因素驅動。③異質性檢驗結果表明，不同所有制、不同大小以及不同行業(yè)屬性的企業(yè)對聯(lián)防聯(lián)控政策的沖擊存在明顯的差異?；谝陨涎芯拷Y論，本文認為，雖然聯(lián)防聯(lián)控政策突破了行政界線，但是要考慮環(huán)境污染治理的協(xié)同收益（成本），應按照貢獻量等原則共同但有區(qū)別的合理分配，合理引導企業(yè)參與大氣污染防治工作，不斷開發(fā)綠色資源。此外，聯(lián)防聯(lián)控治理政策還要考慮不同行業(yè)在發(fā)展過程中的資源配置問題，優(yōu)化各要素資源在不同行業(yè)間的合理流動。

關鍵詞?聯(lián)防聯(lián)控;協(xié)同治理;企業(yè)生產規(guī)模;傾向得分匹配雙重差分

中圖分類號?F062.1文獻標識碼?A文章編號?1002-2104（2020）09-0046-08DOI：10.12062/cpre.20200310

與傳統(tǒng)治理手段不同的是，聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策考慮行政邊界、治理成本以及環(huán)境收益問題。聯(lián)防聯(lián)控作為宏觀經濟政策作用于微觀企業(yè)主體，對企業(yè)的生產和管理決策施加新的限制約束條件，必然導致企業(yè)行為決策進行調整。由于不同所有制、不同生產規(guī)模和不同行業(yè)屬性的企業(yè)對環(huán)境政策存在異質性響應，聯(lián)防聯(lián)控政策對不同企業(yè)的影響具有非對稱性[1]，其中企業(yè)生產規(guī)模作為企業(yè)行為決策的重要方面呈現(xiàn)出不同的狀態(tài)。部分不符合污染排放標準的企業(yè)限期整改，仍不達標者或將被關停。面臨環(huán)境政策的外部性壓力，企業(yè)如何繼續(xù)留存于市場并維持現(xiàn)有的企業(yè)生產規(guī)模，或為爭取更多的市場份額擴大規(guī)模？環(huán)境政策會直接導致受監(jiān)管部門勞動力流失[2]，進而企業(yè)縮減規(guī)模，但是卻忽略了企業(yè)在面臨嚴格的環(huán)境政策時也有可能會采取技術革新、引進污染處理設施、提高勞動生產率等一系列措施彌補外部性成本，企業(yè)生產規(guī)模反而會擴大。因此，聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響具有不確定性。

1?文獻綜述

環(huán)境作為經濟發(fā)展的內生變量，同時也是經濟發(fā)展規(guī)模的剛性約束[3]。企業(yè)作為市場經濟的微觀主體，其規(guī)模會對企業(yè)主體行為乃至經濟增長產生重要影響。由于環(huán)境政策對企業(yè)生產規(guī)模的研究相對薄弱，本文從環(huán)境政策對企業(yè)生產決策的影響方面進行文獻回顧，相關研究主要有三種觀點：

首先，環(huán)境政策負向影響企業(yè)生產決策。一些學者認為，環(huán)境政策讓企業(yè)承擔了污染減排的外部性成本，企業(yè)生產成本增加導致企業(yè)產品價格上漲，市場需求下降，從而勞動力縮減。Liu等[2]以勞動力衡量企業(yè)生產規(guī)模時，面對更嚴格的廢水排放標準，江蘇太湖所有紡織印染企業(yè)的勞動力需求減少了約7%。此外，還發(fā)現(xiàn)排放標準對不同類型的企業(yè)產生了不同的影響，更嚴格的排放標準使國內私營企業(yè)的就業(yè)減少了7.4%，但對國有或外資企業(yè)的影響很小或沒有影響。Greenstone[4]以美國制造業(yè)部門的企業(yè)為研究對象，結果發(fā)現(xiàn)與國家環(huán)境空氣質量達標的縣相比，空氣質量未達標縣的勞動力需求相對減少了約60萬個工作崗位，但是這種負向關系也與環(huán)境監(jiān)管嚴格性的變化有關[5]，污染密集型行業(yè)傾向于選址在環(huán)境政策相對寬松的縣，而勞動密集型產業(yè)則避開有工會的縣[6]。

其次，環(huán)境政策對企業(yè)的生產決策沒有影響。環(huán)境政策抑制就業(yè)在理論上可能行不通，環(huán)境監(jiān)管的倒逼機制也有可能讓企業(yè)提高生產率，對企業(yè)就業(yè)和規(guī)模的影響存在不確定性。Berman和Bui[7]以微觀數(shù)據估計洛杉磯急劇增加的空氣質量監(jiān)管對就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)沒有證據能夠表明地方空氣質量法規(guī)大大減少了就業(yè)，空氣質量規(guī)制僅對位于首都的非勞動密集型企業(yè)的就業(yè)產生了輕微的影響，企業(yè)生產規(guī)模與區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平之間的關系是政府環(huán)境規(guī)制能力有效運用的結果[8]。作為市場型環(huán)境政策，在歐盟排放交易體系的第一階段中，相對配額分配對受監(jiān)管的德國公司就業(yè)沒有顯著影響[9-10]。同樣，幾乎沒有證據表明，與非第一階段發(fā)電廠相比，二氧化硫交易計劃降低了第一階段發(fā)電廠的就業(yè)人數(shù)[11]。

最后，環(huán)境政策與企業(yè)生產決策之間的關系可能存在中介工具。根據“污染避難所”假說，企業(yè)向環(huán)境政策較為寬松的地區(qū)轉移，引起的經濟集聚可能產生企業(yè)生產規(guī)模效應。張會清和王劍[12]以江蘇省IT產業(yè)中的臺資企業(yè)為研究對象，結果表明外資企業(yè)的規(guī)模異質性決定了對外投資的市場能力差異。不同規(guī)模的外資企業(yè)對聚集定位的傾向由此發(fā)生分化，形成FDI地區(qū)集聚的規(guī)模效應，而投資者規(guī)模和市場取向決定了企業(yè)的區(qū)位選擇具有明顯的集聚效應[13]，不僅影響企業(yè)的規(guī)模發(fā)展，而且對企業(yè)的經濟效應產生重要作用 [14]，但是這種集聚存在區(qū)域異質性。Head等[15]、Huallacháin等[16]在控制影響地區(qū)選擇的特征之后，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有外國投資存量相對較高的地區(qū)更有可能吸引更多的投資，且小企業(yè)更偏好集聚定位[17]。集聚經濟使得企業(yè)遷移的機會成本增大，企業(yè)則要設法留下，努力適應環(huán)境政策。

通過對上述文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)環(huán)境政策與企業(yè)生產規(guī)模這一具體的企業(yè)生產決策之間的研究尚無定性或定量結論，聯(lián)防聯(lián)控作為典型的污染治理協(xié)同政策能不能使企業(yè)生產規(guī)模經濟帶來“1+1>2”的效應有待進一步研究。因此本文可能的邊際貢獻在于：一方面，在檢驗政策有效性的基礎上利用上市公司數(shù)據研究聯(lián)防聯(lián)控政策對企業(yè)的影響，拓寬了命令與市場型這兩個主流環(huán)境政策的研究維度。另一方面，關于環(huán)境政策在企業(yè)層面的效果評估主要集中在企業(yè)全要素生產率、企業(yè)轉型升級等行為模式，本文研究環(huán)境政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響效應，從微觀主體生產決策的角度豐富了企業(yè)層面的研究內容。

2?聯(lián)防聯(lián)控政策有效性檢驗

由于現(xiàn)有大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策存在地方環(huán)境權益分配不均、環(huán)境責任界定模糊等問題，直接影響政策的有效性，因此在檢驗聯(lián)防聯(lián)控政策對企業(yè)生產規(guī)模影響效應前必須考察該政策實施的有效性。鑒于聯(lián)防聯(lián)控主要是針對空氣污染的治理政策，本文構建以二氧化硫為因變量的雙重差分模型檢驗聯(lián)防聯(lián)控政策的有效性：

其中，ln（SO2）為各地級市工業(yè)二氧化硫排放量，time為時間虛擬變量。2012年10月《重點區(qū)域大氣污染防治“十二五”規(guī)劃》頒布，明確提出要“建立大氣污染聯(lián)防聯(lián)控機制”，為中國大氣污染防治環(huán)境監(jiān)管模式的戰(zhàn)略轉型提出了重大機遇和挑戰(zhàn)[18]。因此，本文將2013年視為時間節(jié)點，即2004—2012年time=0，2013—2017年time=1。treat為地區(qū)虛擬變量，聯(lián)防聯(lián)控政策試點城市取值為1，非聯(lián)防聯(lián)控政策試點城市取值為0。本文將京津冀、長三角和珠三角三大聯(lián)防聯(lián)控城市群共48個城市作為試點地區(qū)，其余226個地級市作為非試點地區(qū)。研究重點關注time×treat的系數(shù)，衡量的是聯(lián)防聯(lián)控政策試點地區(qū)的二氧化硫相對于非試點地區(qū)的平均變化。若系數(shù)為負，說明聯(lián)防聯(lián)控政策顯著降低了二氧化硫排放量，政策有效;反之則無效。時間固定效應比時間分組更詳細地區(qū)分了樣本，而個體固定效應也比地區(qū)分組更詳細地區(qū)分了樣本，因此，在模型（1）中不必加入單項，只需加入交叉項即可，即模型（1）實際上是基于雙向固定效應的DID模型[19]。X是一組控制變量向量，包括外商直接投資、企業(yè)數(shù)量、財政分權度、生師比、固定資產和產業(yè)結構。其中，財政分權度由地方財政一般預算內收入占比地方財政一般預算內支出衡量，產業(yè)結構由第三產業(yè)產值占比第二產業(yè)產值表示。λt代表時間固定效應，μi代表個體固定效應，εit代表隨機誤差項。

數(shù)據來源：工業(yè)二氧化硫排放量數(shù)據來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，外商直接投資實際使用金額、第二產業(yè)產值和第三產業(yè)產值數(shù)據來源于wind數(shù)據庫，地區(qū)生產總值、固定資產投資額、地方財政一般預算內收入、地方財政一般預算內支出和生師比數(shù)據來源于國務院發(fā)展研究中心信息網數(shù)據庫（鑒于篇幅，該部分未展示變量的描述性統(tǒng)計分析，如有需要可向作者索取）。

表1為聯(lián)防聯(lián)控政策有效性檢驗結果。第（1）列為未加任何控制變量的雙重差分回歸估計結果，相比于非試點地區(qū)，二氧化硫平均下降了0.154萬t。第（2）列為加入控制變量的雙重差分回歸估計結果，相比于非試點地區(qū)，二氧化硫平均下降了0.129萬t，可以說明聯(lián)防聯(lián)控政策的有效性。此外，本文還驗證了2013年聯(lián)防聯(lián)控政策對經濟增長的影響。第（3）列和（4）列結果顯示，在沒加控制變量時，試點地區(qū)比非試點地區(qū)的經濟對數(shù)增長高0.062萬元，加入控制變量后，試點地區(qū)比非試點地區(qū)的經濟對數(shù)增長高0.099萬元?？傊?，聯(lián)防聯(lián)控政策可以實現(xiàn)環(huán)境和經濟的雙贏。由于地級市層面只搜集到生產總值指數(shù)，生產總值、外商直接投資、固定資產均以生產總值指數(shù)進行平減，其中地級市層面的生產總值指數(shù)由歷年各省份統(tǒng)計年鑒搜集整理。

除了檢驗聯(lián)防聯(lián)控政策對工業(yè)SO2排放的影響外，本文還通過檢查其對工業(yè)廢水排放的影響進行了證偽檢驗。由于聯(lián)防聯(lián)控政策主要是針對大氣污染進行區(qū)域聯(lián)合治理的控排措施，而且大氣污染和廢水污染的排放及處理過程存在較大差異，因此區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策對廢水減排不應該產生影響，也從側面進一步證明了聯(lián)防聯(lián)控政策在大氣治理方面的有效性。針對模型（1）選擇同樣的控制變量進行回歸，結果見表1中的第（5）列和（6）列。結果顯示區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策對工業(yè)廢水排放不存在統(tǒng)計意義上的顯著影響。綜上結果表明，工業(yè)SO2排放的減少是由區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策引起的，而不是由其他因素驅動，支持DID估計的有效性。

3?聯(lián)防聯(lián)控政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響

3.1?PSM-DID檢驗

結合國家環(huán)境保護總局發(fā)布的《國家酸雨和二氧化硫污染防治“十一五”規(guī)劃》（環(huán)發(fā)[2008]1號）中重點監(jiān)測的電力、化工、石化、鋼鐵、有色、醫(yī)藥、制造、冶金、水泥、玻璃行業(yè)和wind數(shù)據披露的證監(jiān)會行業(yè)屬性區(qū)分二氧化硫排放企業(yè)和非二氧化硫排放企業(yè)。為了保證樣本的穩(wěn)定性和有效性，本文剔除ST和*ST企業(yè)（公司經營連續(xù)兩年虧損和連續(xù)三年虧損，退市預警企業(yè)），個別缺失數(shù)據由插值法補充。通過篩選最終獲得2004—2017年滬深兩市全部A股上市公司中230家二氧化硫排放企業(yè)，其中試點地區(qū)93家，非試點地區(qū)137家，以此為樣本進行模型構建。

為了檢驗聯(lián)防聯(lián)控試點政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響，本文構建雙重差分模型：

其中， scaleijt表示 i城市行業(yè)j 的企業(yè)在t年的生產規(guī)模，用員工總數(shù)衡量[20]， time為時間虛擬變量，聯(lián)防聯(lián)控試點政策前為0，聯(lián)防聯(lián)控試點政策后為1。 treat為企業(yè)虛擬變量，聯(lián)防聯(lián)控政策試點城市的企業(yè)取值為1，非聯(lián)防聯(lián)控政策試點城市的企業(yè)取值為0。 time×treat的系數(shù)β1即為本文研究的聯(lián)防聯(lián)控試點政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響結果。 X為包括企業(yè)償債能力、收益質量、盈利能力、營運能力、資本結構以及員工構成在內的一系列控制變量的向量。具體衡量指標為流動比率、經營活動凈收益占比利潤總額、銷售利率、存貨周轉率、資產負債率和人均創(chuàng)收。 χt為時間固定效應， δj為行業(yè)固定效應， αi為個體固定效應， εijt為隨機誤差項。變量描述性統(tǒng)計見表2。

為解決不滿足平行趨勢造成的評估偏差問題，本文選擇用傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）保留滿足平行趨勢的對照組和處理組中的樣本，以正確評估政策效果。具體做法為：采用Logit模型，以為被解釋變量，以償債能力、收益質量、盈利能力、營運能力、資本結構以及人均創(chuàng)收作為相應的協(xié)變量進行近鄰匹配，匹配后結果顯示各變量的標準化偏差（%bias）均小于10%，而且各變量的t統(tǒng)計量檢驗結果都不顯著（鑒于篇幅，該部分未展示具體的回歸結果，如有需要可向作者索?。床痪芙^實驗組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設，表明匹配結果是有效的。

2013年聯(lián)防聯(lián)控區(qū)域協(xié)同治理試點政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響結果見表3，結果顯示聯(lián)防聯(lián)控政策擴大了企業(yè)生產規(guī)模。這是因為一方面企業(yè)要發(fā)展就要不斷提高勞動生產率，單位時間內產出增加，那么企業(yè)遵循環(huán)境規(guī)制的產出效應就可能大于企業(yè)的成本效應，勞動生產率產生的補償效應彌補了規(guī)制成本，企業(yè)就會增加員工人數(shù)，擴大企業(yè)生產規(guī)模。另一方面，企業(yè)面臨同樣的環(huán)境規(guī)制政策，具有較強的競爭力才能不會被市場淘汰。在環(huán)境規(guī)制標準的約束下，企業(yè)選擇綠色行為，從靜態(tài)的“規(guī)制—響應”向“綠色—雙贏”動態(tài)轉變，逐漸適應環(huán)境政策動態(tài)調整。企業(yè)為了獲取綠色市場份額，則會擴大企業(yè)生產規(guī)模，同時也會獲得政府綠色金融等優(yōu)惠政策支持。

上述傾向得分匹配雙重差分可能無法完全排除區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控試點政策以外的其他政策的干擾，影響政策的凈效應評估，比如2011年在北京、上海、天津、重慶等實施的碳排放權交易試點政策，2014年長沙、株洲、湘潭、三門峽、洛陽等地實施的水權交易試點政策，這些試點政策可能對試點地區(qū)和非試點地區(qū)的企業(yè)生產規(guī)模影響不一致。為排除其余政策導致的結果偏差，本文在2004—2017年滬深兩市A股上市公司中匹配出另一對試點和非試點地區(qū)不受聯(lián)防聯(lián)控政策影響的非SO2排放企業(yè)作為處理組和控制組樣本，構建三重差分模型解決這一問題，模型如下。

其中，in_dummy為行業(yè)虛擬變量，當匹配出的樣本中企業(yè)為SO2排放行業(yè)時in_dummy=1，否則in_dummy=0。фj為行業(yè)固定效應，模型中其他變量的含義參考模型（2）。本文重點關注的是time×treat×in_dummy的待估系數(shù)α1。模型（3）的回歸結果見表4，報告了三重差分估計的聯(lián)防聯(lián)控政策的凈平均處理效應，結果顯示與表3的傾向得分匹配雙重差分估計的結果保持一致，說明聯(lián)防聯(lián)控試點政策顯著擴大了企業(yè)生產規(guī)模。至此，本文實證證明了中國聯(lián)防聯(lián)控試點政策促進了企業(yè)生產規(guī)模的擴大。

3.2?穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述傾向得分匹配雙重差分和三重差分結果的穩(wěn)健性，本文選擇替換代理變量以及排除具體政策干擾的方法進行檢驗，結果見表5。前文中用企業(yè)員工總數(shù)衡量企業(yè)生產規(guī)模，現(xiàn)用企業(yè)總資產替代員工數(shù)量進行模型（2）的回歸。結果顯示替換被解釋變量以后結果與表3保持一致，這說明替換變量不會影響本文估計結果的穩(wěn)健性。2011年，國家對江蘇、安徽、山西、上海、河北、山東、內蒙古、云南、廣西、廣東、遼寧和天津12個?。ㄊ小^(qū)）加大了排污費征收力度，為了排除該項政策的影響，剔除樣本中隸屬于這些省份的企業(yè)進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示回歸結果與表3保持一致，說明聯(lián)防聯(lián)控政策擴大企業(yè)生產規(guī)模這一研究結果具有很好的穩(wěn)健性。

為了進一步排除回歸結果由地級市-行業(yè)-年份層面不可觀測因素影響的可能性，本文選擇隨機分配試點地區(qū)的方法對表3的固定效應回歸結果進行安慰劑檢驗[20]。在進行500次隨機抽樣的基礎上利用新樣本進行模型（2）回歸，并進一步繪制了500個估計系數(shù)的分布及其相關的P值，隨機分配后回歸估計結果見圖1。圖1的左邊為未加任何控制變量的估計結果，右邊為加入了一系列控制變量的估計結果，結果均顯示核密度曲線的峰值出現(xiàn)在估計系數(shù)為零的地方，且大多數(shù)估計系數(shù)的P值大于0.1。進一步在圖中添加表3中第（1）列和第（2）列的估計系數(shù)值，發(fā)現(xiàn)該值在本次安慰劑檢驗中屬于異常值?？傊?，區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策對企業(yè)生產規(guī)模的擴張效應不太可能由地級市-行業(yè)-年份層面不可觀測因素驅動。

3.3?異質性分析

本文將從企業(yè)所有制、企業(yè)大?。ǜ鶕医y(tǒng)計局印發(fā)的《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》公布的劃分標準：工業(yè)行業(yè)營業(yè)收入（單位：萬元）Y≥40 000、2 000≤Y<40 000、300≤Y<2 000、Y<300分別為大、中、小和微型企業(yè)）以及行業(yè)屬性方面對聯(lián)防聯(lián)控政策影響企業(yè)生產規(guī)模的異質性進行討論，研究聯(lián)防聯(lián)控政策下不同性質、不同大小和不同行業(yè)特征的企業(yè)行為是否有所不同。

由于本文統(tǒng)計資料顯示小型企業(yè)和微型企業(yè)個數(shù)比較少，故不討論這兩種類型企業(yè)的異質性問題。表6顯示子樣本回歸結果總體保持穩(wěn)健，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中聯(lián)防聯(lián)控政策的規(guī)模效應相對要小，大型企業(yè)中聯(lián)防聯(lián)控的規(guī)模效應小于中型企業(yè)。上述異質性效應可歸因于以下方面：國有企業(yè)被中央政府或地方政府投資或實際控股，在資源利用以及財政支持等方面的競爭力大于非國有企業(yè)，因此在面臨聯(lián)防聯(lián)控等外部規(guī)制或成本壓力的刺激時都不是很敏感。相反，非國有企業(yè)（包括私企和外資企業(yè)）虧損或盈利都由企業(yè)自身承擔，在面臨同樣的外部規(guī)制或成本壓力時要素仍可以實現(xiàn)自由流動，資源優(yōu)化配置效應會更高，則更期望能通過提高勞動生產率彌補外部性成本，提高市場競爭力，因此在非國有企業(yè)中聯(lián)防聯(lián)控政策的規(guī)模效應更加明顯。從企業(yè)大小的角度進行考量，聯(lián)防聯(lián)控政策更有利于中型企業(yè)的擴建。原因在于：大型企業(yè)受限于擴建的空間位置，在面臨污染減排的外部性政策時基本依靠維持現(xiàn)有規(guī)模彌補外部性成本，而中型企業(yè)則可以通過雇傭更多的員工進行污染減排設施處理，同時還可以提高企業(yè)勞動生產率，進而提高企業(yè)收益。

本文將SO2行業(yè)細分為六大行業(yè)，即化學纖維制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工、有色金屬礦采選業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工、化學原料及化學制品制造業(yè)，結果發(fā)現(xiàn)化學纖維制造業(yè)的政策規(guī)模效應最明顯，黑色金屬冶煉及壓延加工行業(yè)沒有通過顯著性檢驗。這種行業(yè)間的異質性特征可能是因為：在當前環(huán)境規(guī)制愈發(fā)嚴格的形勢下，政策帶給企業(yè)的技術效應可能要大于該企業(yè)在行業(yè)內的資源配置效應，那么通過技術要素投入降低單位污染排放量的激勵就越強。嚴格的環(huán)境規(guī)制導致部分企業(yè)難以達到環(huán)境要求而被迫退出市場，留存企業(yè)則會根據自己的技術優(yōu)勢擴大企業(yè)生產規(guī)模，增強市場競爭力。但是，不同的行業(yè)污染減排措施不同，技術投入有所差異，再經過市場的“優(yōu)勝劣汰”則表現(xiàn)出不同的企業(yè)生產規(guī)模擴張效應（限于篇幅，未展示行業(yè)異質性的具體回歸結果，如需備索）。

4?結論與政策啟示

本文利用2004—2017年滬深A股上市公司數(shù)據，以2013年區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策為自然實驗，構建雙重差分基礎識別框架以控制潛在的內生性問題，實證研究區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策對企業(yè)生產規(guī)模的影響。研究結果發(fā)現(xiàn)：①政策有效性檢驗結果表明，區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策降低了工業(yè)SO2排放，促進了試點地區(qū)的經濟發(fā)展，實現(xiàn)了經濟和環(huán)境的雙贏。②傾向得分匹配雙重差分和三重差分模型檢驗結果均證明區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策顯著擴大了企業(yè)生產規(guī)模，安慰劑檢驗結果顯示區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理政策對企業(yè)生產規(guī)模的擴張效應不太可能由地級市-行業(yè)-年份層面不可觀測因素驅動。③異質性檢驗結果表明不同所有制、大小以及行業(yè)屬性的企業(yè)對聯(lián)防聯(lián)控政策的沖擊存在明顯的差異。

基于以上研究結論，本文的政策啟示如下：

（1）目前中國大氣污染呈明顯的區(qū)域性特點，需要充分加強區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控協(xié)同治理。本文的研究結果表明區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策不僅降低了工業(yè)二氧化硫的排放，實現(xiàn)了經濟和環(huán)境的雙贏，還為其他地區(qū)環(huán)境治理提供了可操作的借鑒思路。目前中國環(huán)境污染治理還存在碎片化現(xiàn)象，大氣污染獨有的空間擴散特征需要系統(tǒng)化和整體化治理，才會達到“1+1>2”的減排效果。

（2）合理引導企業(yè)參與大氣污染防治工作。根據研究結果可知區(qū)域協(xié)同治理的環(huán)境政策是企業(yè)生產規(guī)模變動的重要影響因素，其中綠色金融政策發(fā)揮了重要作用，綠色信貸的環(huán)境效益較為顯著。環(huán)境權益市場的不斷推廣為企業(yè)綠色發(fā)展提供了融資平臺，企業(yè)更愿意借助市場手段參與環(huán)境治理，不斷開發(fā)綠色金融重點支持產業(yè)和吸引包括綠色建筑、綠色能源等在內的綠色資源。

（3）聯(lián)防聯(lián)控政策的制定需統(tǒng)籌考慮企業(yè)異質性。研究結果顯示區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策的企業(yè)生產規(guī)模擴張效應在不同所有制企業(yè)、不同大小和不同行業(yè)屬性之間存在差異，這種差異說明區(qū)域協(xié)同治理在提高企業(yè)勞動力生產率的同時可能不能很好地兼顧公平問題。因此，聯(lián)防聯(lián)控政策的實施需要考慮企業(yè)的異質性問題，政府在制定企業(yè)營商環(huán)境政策時，更多的優(yōu)惠政策應適當?shù)叵蚍菄衅髽I(yè)和中型企業(yè)傾斜。

（編輯：劉照勝）

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