城鎮(zhèn)化建設的鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展和環(huán)境污染效應

陳林 萬攀兵

摘要 文章匹配相關空間柵格數據與鄉(xiāng)鎮(zhèn)經濟統(tǒng)計數據，整理10 796個鄉(xiāng)鎮(zhèn)2013—2017年間的經濟面板數據和2011—2017年間的環(huán)境面板數據，并基于2014年全國重點鎮(zhèn)建設名單增補調整的政策沖擊，評估了鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化建設的經濟績效和環(huán)境績效。結果表明：第一，全國重點鎮(zhèn)建設在提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的同時，加劇了其空氣污染，即積極的“鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展效應”與消極的“環(huán)境污染效應”并存。第二，鄉(xiāng)鎮(zhèn)的城鎮(zhèn)化建設效果具有明顯的區(qū)位異質性。城鎮(zhèn)化建設的鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展效應僅受到縣級城市中心的輻射影響，而環(huán)境污染效應則主要限于遠離地級和縣級城市中心的較偏遠鄉(xiāng)鎮(zhèn)。第三，城鎮(zhèn)化建設的鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展效應離不開工業(yè)化的配合，但卻可能存在污染性生產活動向西部地區(qū)轉移的“污染避難所”效應。因此，在推動城鎮(zhèn)化建設過程中，要堅持走兼顧生態(tài)文明建設的新型城鎮(zhèn)化道路。特別是欠發(fā)達的西部地區(qū)和遠離區(qū)域經濟中心的偏遠地區(qū)，不可片面為了吸引產業(yè)和人口流入，而放松環(huán)境規(guī)制要求。對于污染端，要通過供給側結構性改革，加大對高耗能高污染工業(yè)的改造力度，促進傳統(tǒng)工業(yè)轉型升級，推動新型工業(yè)化與城鎮(zhèn)化同步發(fā)展。

關鍵詞 城鎮(zhèn)化;重點鎮(zhèn)建設;空氣污染;空間柵格數據;污染避難所

中圖分類號 F061.5? 文獻標識碼 A? 文章編號 1002-2104（2021）04-0062-12? DOI：10.12062/cpre.20200610

我國近年的城鎮(zhèn)化建設取得了令人矚目的成就，截至2019年底，城鎮(zhèn)常住人口增加到8.48億人，城鎮(zhèn)化率高達60.60%，已提前一年完成《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》中“常住人口城鎮(zhèn)化率達到60%左右”的發(fā)展目標。然而，伴隨快速城鎮(zhèn)化而來的環(huán)境污染問題也日益嚴重，城市建設與生態(tài)環(huán)境相互協調逐漸得到了政府相關部門的應有重視[1]。那么，近年來我國快速擴張的城鎮(zhèn)化建設是否遵循兼顧“綠色”與“增長”的高質量發(fā)展路徑，是否實現了“新型工業(yè)化與城鎮(zhèn)化同步發(fā)展”？不同地區(qū)的城鎮(zhèn)化建設效果有何差異，是否存在“污染避難所”效應[2]？探討以上問題具有重要的理論與現實意義。

現有研究大多基于省級或地市級層面的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平指標考察我國城市地區(qū)城鎮(zhèn)化建設的各種績效[3-5]，卻較少關注我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化建設的政策效果，較少使用鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級的微觀層面數據與研究樣本。鑒于此，作者依托國家統(tǒng)計局最新發(fā)布的鄉(xiāng)鎮(zhèn)統(tǒng)計數據并匹配中科院資源環(huán)境科學數據中心、歐洲中期天氣預報中心及哥倫比亞大學社會經濟數據和應用中心等提供的空間柵格數據，利用2014年國家重點鎮(zhèn)增補調整這一政策沖擊構筑雙重差分模型，評估了近年來我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化建設的經濟績效和環(huán)境績效及其空間異質性。

1 文獻綜述

1.1 關于城鎮(zhèn)化建設的經濟效應研究

現有研究分別從經濟增長[6-7]、居民消費[8-9]、產業(yè)結構[10-11]、城鄉(xiāng)收入分配[12-13]和公共服務供給[14-15]等維度考察了城鎮(zhèn)化建設的經濟效應。朱孔來等[16]研究發(fā)現，城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，可以維持7.1%的經濟增長。雷瀟雨和龔六堂[17]的理論模型和實證檢驗均揭示出，城鎮(zhèn)化水平的提高可以促進城市消費率的增長，但是城鎮(zhèn)化發(fā)展過快則會抑制消費率的增長?；谑〖墝用娴男滦统擎?zhèn)化綜合指數和空間計量模型，藍慶新和陳超凡[18]實證發(fā)現，我國新型城鎮(zhèn)化建設能夠顯著提升產業(yè)發(fā)展層次。利用全國各地市人口城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入比數據，張耀軍和柴多多[19]研究揭示了城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間的負向關系?？傮w上，學界對城鎮(zhèn)化建設的經濟效應以正面態(tài)度為主。

遺憾的是，已有研究幾乎均是基于城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)地區(qū)人口密度、人口規(guī)模、GDP密度等城鎮(zhèn)化建設的結果變量[20]，考察我國城鎮(zhèn)化建設對各種經濟指標的影響，可能存在遺漏變量和反向因果問題。有別于現有文獻，作者利用2014年國家重點鎮(zhèn)建設名單的增補調整來識別不同地區(qū)城鎮(zhèn)化建設力度的外生波動差異，并通過構造雙重差分模型來考察城鎮(zhèn)化建設對地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的影響，從而較好地克服潛在的內生性問題。另外，不同于現有研究主要關注城市地區(qū)的城鎮(zhèn)化建設，作者著眼于鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)的城鎮(zhèn)化建設，進一步拓寬了城鎮(zhèn)化研究的范疇。

1.2 關于城鎮(zhèn)化建設的環(huán)境效應研究

關于城鎮(zhèn)化建設與環(huán)境質量關系的研究，主要存在兩種競爭性的觀點。一種觀點認為，城鎮(zhèn)化建設離不開工業(yè)化的發(fā)展，伴隨著產業(yè)集聚和人口規(guī)模擴張，城鎮(zhèn)化建設可能因為能源消費激增而使得地區(qū)環(huán)境質量惡化。大量研究為此提供了支持性證據。如Hu等[21]發(fā)現，經歷30年高強度的工業(yè)化和城鎮(zhèn)化后，珠三角地區(qū)的土壤重金屬污染物顯著增加。鄧曉蘭等[22]使用1995—2010年中國省域面板數據發(fā)現，隨著經濟不斷發(fā)展，碳排放軌跡表現為單調遞增形態(tài)。張騰飛等[23]也檢驗出，中國的城鎮(zhèn)化進程對碳排放存在正向的影響。另一種觀點聲稱，城鎮(zhèn)化可通過有效利用公共基礎設施而降低能源使用和污染排放水平[24-25]。如張可[26]指出，經濟集聚促進了污染排放總量的空間集中，經濟活動向經濟密度高的城市集中有利于減排。梁偉等[27]采用廣義空間三階段最小二乘法進行整體估計后發(fā)現，本地和周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提升均對其霧霾污染具有顯著的負向影響。

總之，以往研究并不能就城鎮(zhèn)化建設與環(huán)境質量之間的內在關系達成有效共識。其主要原因在于現有研究無法有效分離出政策和空間效果的異質性。中國城鎮(zhèn)化建設很大程度上由地方政府主導，不同層級、區(qū)位和職能的地方政府由于面臨的考核壓力和晉升激勵有別，從而對環(huán)境造成不同程度的影響。另外，中國幅員遼闊，區(qū)域間存在巨大的空間異質性。因此，僅使用省級層面或地市級層面的面板數據，通過添加有限的經濟變量控制地域間的差異可能無法得出一致的結論。為此，作者試圖使用更為細致的鄉(xiāng)鎮(zhèn)面板數據考察城鎮(zhèn)化建設與環(huán)境質量之間的關系及其空間異質性效果。

2 重點鎮(zhèn)建設背景

2004年2月4日，原建設部、國家發(fā)改委等六部委公布了第一批1 887個重點鎮(zhèn)建設名單。經過十年左右的發(fā)展，首批全國重點鎮(zhèn)在集聚人口、擴大就業(yè)、帶動農村地區(qū)發(fā)展等方面取得一定成效。2013年7月，住建部、國家發(fā)改委等六部委在全國范圍內組織開展了重點鎮(zhèn)增補調整工作，并于2014年7月21日發(fā)布了最新一批重點鎮(zhèn)建設名單，同時宣布2004年的重點鎮(zhèn)名單作廢。

此輪重點鎮(zhèn)建設不僅要“服務支持農村、增強農村活力”，而且要“承接城市產業(yè)轉移、緩解城市壓力”，從而“落實積極穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化的戰(zhàn)略”。并且明確提出要“將全國重點鎮(zhèn)作為今后各地各有關部門扶持小城鎮(zhèn)發(fā)展的優(yōu)先支持對象”。2016年國務院印發(fā)《關于深入推進新型城鎮(zhèn)化建設的若干意見》，在關于“加快培育中小城市與特色小城鎮(zhèn)”的要求中，特別強調“提升縣城與重點鎮(zhèn)基礎設施水平”和“加大對中西部地區(qū)發(fā)展?jié)摿Υ?、吸納人口多的縣城和重點鎮(zhèn)的支持力度”。

伴隨著新一輪重點鎮(zhèn)名單的出臺，各級政府加大了對重點鎮(zhèn)的財政支持和政策傾斜[28]。以廣西賀州市政府為例，2015年出臺的《中共賀州市委員會賀州市人民政府關于推進綜合配套改革加快重點鎮(zhèn)發(fā)展的意見》中規(guī)定，“重點鎮(zhèn)轄區(qū)征收的土地出讓金，扣除成本和按規(guī)定計提各項基（資）金后，按不低于80%補助重點鎮(zhèn)”。為支持重點鎮(zhèn)基礎設施建設，賀州市鐘山縣要求，重點鄉(xiāng)鎮(zhèn)每年組織的城市維護建設稅收入全額返回鄉(xiāng)鎮(zhèn)。

經過增補調整后，我國重點鎮(zhèn)的數量急劇增加，從原先的1 887個重點鎮(zhèn)，增加到了3 675個，增長了近一倍，基本上“使每個縣（市）至少有1個重點發(fā)展的建制鎮(zhèn)列入全國重點鎮(zhèn)”。東部、中部和西部地區(qū)重點鎮(zhèn)均顯著增加。其中，東部地區(qū)增長最為迅速，全國占比從2004年的36.3%進一步上升到42.37%。在政策扶持下，東北、西北和西南等邊境地區(qū)重點鎮(zhèn)也明顯增加。

作者主要關注最新一批重點鎮(zhèn)建設的政策效果。預期在嚴格的考核壓力和地方政府自下而上的錦標賽式競爭下，納入重點鎮(zhèn)名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)在承接產業(yè)轉移和發(fā)展地方經濟方面會表現出更大的積極性，從而可能對當地城鎮(zhèn)化發(fā)展和環(huán)境質量產生影響。

3 研究設計

3.1 數據來源與處理

作者使用的鄉(xiāng)鎮(zhèn)面板數據分為2013—2017年鄉(xiāng)鎮(zhèn)經濟面板數據和2011—2017年鄉(xiāng)鎮(zhèn)環(huán)境面板數據。前者主要摘自2014—2018年中國縣域統(tǒng)計年鑒鄉(xiāng)鎮(zhèn)卷。主要從中選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口、工業(yè)企業(yè)數量和企業(yè)從業(yè)人員等指標。由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面統(tǒng)計指標較為缺乏且不連續(xù)，為增加更多的經濟指標，將鄉(xiāng)鎮(zhèn)數據與2014—2018年中國縣域統(tǒng)計年鑒縣市卷中關于縣域的統(tǒng)計數據進行匹配，從而得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)所在縣的經濟發(fā)展信息。

根據鄉(xiāng)鎮(zhèn)名稱，從谷歌地圖上獲取到每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政中心的精確地理坐標。進一步根據經緯度信息并使用Arcgis 10.2采樣分析，可以得到與每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政中心距離最近的氣溫、降水、風速、對流層高度和PM2.5濃度數據。其中，氣溫和降水數據來源于中國科學院資源環(huán)境科學數據中心。由于該網站上公開的氣溫和降水數據僅更新到2015年，進一步從歐洲中期天氣預報中心發(fā)布的近地面2 m高的氣溫數據（精度為0.125°×0.125°）和美國國家航空航天局（NASA）網站上公布的全球降水測量數據（GPM）（精度為0.1°×0.1°）增補得到2016—2017年的氣溫和降水數據?？紤]到這兩項數據為月度數據，通過對各月數據取均值或加總

可以得到年度氣溫和降水數據。風速和對流層高度數據來自歐洲中期天氣預報中心ERA-interim數據庫。PM2.5濃度數據源自哥倫比亞大學社會經濟數據和應用中心公布的精度為0.1°×0.1°的全球空間柵格數據。這一歷史時間序列數據由Van Donkelaar等[29]通過處理捕捉氣溶膠光學厚度AOD（Aerosol Optical Depth）的衛(wèi)星圖片，并結合地球大氣運輸模型（Global Chemical Transport Model）以及地面PM2.5觀測站數據估算得到。該數據剔除了自然界灰塵與海鹽對PM2.5濃度的貢獻，并經過人口加權調整[30]。

剔除掉核心變量指標缺失值樣本后，為避免行政區(qū)劃調整的影響，僅保留樣本期間名稱一致的鄉(xiāng)鎮(zhèn)。此外，也剔除了行政職能特殊的兵團和農場以及街道辦事處樣本。最終，得到10 796個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的經濟面板數據（2013—2017）和環(huán)境面板數據（2011—2017）。

3.2 雙重差分模型

以2014年全國重點鎮(zhèn)增補調整作為我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化建設的一次政策沖擊，考察鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設的發(fā)展效應和環(huán)境效應。其中，2014年最新被列入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為城鎮(zhèn)化建設力度更大的處理組，2004年和2014年均未被選入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為城鎮(zhèn)化建設力度更小的控制組。鑒于2004年和2014年前后兩輪重點鎮(zhèn)的建設目標和政策內容不同，為集中考察最新的2014年重點鎮(zhèn)建設的政策效果，將2004年已經列入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)樣本進行刪除。

為考察以重點鎮(zhèn)建設為代表的城鎮(zhèn)化建設對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的影響，構建如下雙重差分模型：

urbanit=a+βtreati×postt+θXit+λt+μi+εit（1）

式中，urbanit為被解釋變量，表示第i個鄉(xiāng)鎮(zhèn)t年城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，使用城鎮(zhèn)建成區(qū)常住人口占鄉(xiāng)鎮(zhèn)常住人口比例衡量?？紤]到該比例指標容易受總體人口規(guī)模影響，也使用城鎮(zhèn)（建成區(qū)）常住人口規(guī)模作為補充性衡量指標。treati為鄉(xiāng)鎮(zhèn)是否納入2014年重點鎮(zhèn)建設名單。重點鎮(zhèn)建設名單增補調整發(fā)生于2014年7月21日，鑒于這項政策年中出臺，而決定著地方全年發(fā)展大計的地方政府年度工作報告和財政支出預算一般發(fā)生在年初，這項政策要真正落地并貫徹到地方，至少得延遲到下一年即2015年。因此，對于時間差分變量postt的設置，僅當時間出現在2015年及以后時，設postt為1，否則為0。

雙重差分估計量treati×postt為核心解釋變量，如果重點鎮(zhèn)建設在推進地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展方面發(fā)揮作用，其回歸系數β應顯著為正。為控制區(qū)域經濟發(fā)展水平的影響，回歸中加入了經反距離加權的鄉(xiāng)鎮(zhèn)所在縣的人均GDP、人均固定資產投資和人均財政支出等控制變量，即Xit。鄉(xiāng)鎮(zhèn)固定效應μi和年份固定效應λt則有助于控制不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)之間既有的不隨時間變化的個體差異和不同年份的外生沖擊。此外，回歸中將標準誤聚類到更高的區(qū)縣層面以控制區(qū)縣內同時影響控制組和處理組的潛在混淆因素。

鑒于中國自上而下的行政管理體制和自下而上的地方政府錦標賽競爭模式，作為中國正式行政層級中的最低層級，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府官員也面臨較高的經濟績效考核壓力和晉升激勵。對于納入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)而言，更是如此。為了完成重點鎮(zhèn)建設的主要經濟考核任務，抓住政策帶來的向上流動的晉升機會，納入重點鎮(zhèn)建設的鄉(xiāng)鎮(zhèn)相對于未納入重點鎮(zhèn)建設的鄉(xiāng)鎮(zhèn)而言，其地方官員更可能因為過度重視經濟績效方面的考核指標而忽視環(huán)境保護，導致環(huán)境質量惡化。為檢驗這種效果，本文構建計量模型（2）：

pm2.5it=a+βtreati×postt+θXit+τWit+λt+

μi+εit（2）

考慮到本文衡量空氣污染的pm2.5it為污染濃度數據，容易受到區(qū)域特定的氣候環(huán)境影響。因此，在模型1的基礎上，模型2進一步控制了氣溫、降水及其二次項與風速、對流層高度和二者交乘項衡量的空氣流通系數[31-32]，即Wit。主要變量見表1。

3.3 平行趨勢檢驗

研究顯示，在2014年及其以前，處理組與控制組在城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)常住人口規(guī)模方面的增長趨勢較為一致，而當2014年重點鎮(zhèn)名單出臺后，控制組的增速相對處理組而言有所放緩。進一步使用控制變量進行調整，步驟如下：① 分別對處理組樣本和控制組樣本實施被解釋變量關于基準回歸模型（1）中控制變量的回歸，得到相應的回歸殘差。② 分別繪制第一步中得到的處理組與控制組回歸殘差的逐年均值圖?？梢园l(fā)現，2014年及其以前，處理組的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平低于控制組，而一旦重點鎮(zhèn)名單出臺后，上述趨勢開始逆轉。自2013年以來，控制組和處理組總體上均經歷了PM2.5濃度水平的下降，這可能與2013年出臺的“大氣十條”政策有關。在2014年重點鎮(zhèn)名單出臺前，控制組和處理組的變化趨勢幾乎一致，但重點鎮(zhèn)名單出臺后，處理組的下降趨勢明顯放緩，致使其與控制組的PM2.5濃度值差距縮小。使用控制變量進行調整后可以更容易看出，重點鎮(zhèn)名單出臺前，處理組PM2.5濃度水平低于控制組，但重點鎮(zhèn)名單出臺后，前者已經超越后者。綜上，可以推測重點鎮(zhèn)建設將對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和環(huán)境質量產生影響。

4 實證檢驗

4.1 基準回歸結果分析

表2的基準回歸結果表明，無論是以城鎮(zhèn)化率衡量，還是以城鎮(zhèn)常住人口規(guī)模衡量，納入2014年重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平總體上出現了顯著的提升。相對于非重點鎮(zhèn)而言，重點鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化率提高了約0.8個百分點，城鎮(zhèn)常住人口規(guī)模增長了3.1%。即使控制了區(qū)域的經濟發(fā)展條件，雙重差分變量的估計系數值和顯著性水平幾乎不變。與此同時，重點鎮(zhèn)建設對鄉(xiāng)鎮(zhèn)環(huán)境質量也帶來了顯著的負面影響。不添加任何經濟控制變量回歸時，雙重差分變量的估計系數值為0.530，在1%水平上顯著;加入經濟控制變量后該系數值增大為0.540，統(tǒng)計意義上仍十分顯著。這表明，以重點鎮(zhèn)建設為代表的鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設在提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的同時也加劇了其空氣污染。

重點鎮(zhèn)的重要功能在于有效轉移農村人口并緩解大中城市壓力，即推動農村人口更多向小城鎮(zhèn)就近轉移，而非大量涌入人口稠密的大中城市。在面臨每年新增城鎮(zhèn)人口和城鎮(zhèn)化率任務的硬考核約束以及通過城鎮(zhèn)化推動地方經濟和財政收入增長的軟政績和經濟激勵下，納入重點鎮(zhèn)建設的地方官員推動城鎮(zhèn)化的積極性不言而喻。與此同時，重點鎮(zhèn)的地位也客觀上為其城鎮(zhèn)化建設爭取到了更多的經濟資源和政策優(yōu)惠，包括來自上級政府的財政轉移支付投入、基礎設施建設和產業(yè)轉移支持。在地方官員

積極招商引資和上級政府政策導向的共同作用下，產業(yè)、資金、人口開始向重點鎮(zhèn)集聚，推動其城鎮(zhèn)化水平的提高。

一方面伴隨著經濟活動的集聚，重點鎮(zhèn)的污染水平可能會加劇，特別是當前我國工業(yè)化進程仍未結束，工業(yè)化發(fā)展對傳統(tǒng)化石能源消耗較大，產出規(guī)模和能源消耗的擴張會引起單位空間內污染排放總量的增加而加劇環(huán)境污染[33]。另一方面，重點鎮(zhèn)地區(qū)的官員在推動城鎮(zhèn)化建設過程中，也可能因為過度看重晉升激勵和經濟激勵而忽視了地區(qū)環(huán)境保護。特別是在招商引資過程中，對污染企業(yè)缺乏篩選，甚而降低環(huán)境門檻，從而使得地方環(huán)境質量進一步惡化[34]?？傊?，基準回歸結果表明，當前我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設過程中，仍面臨著區(qū)域發(fā)展與環(huán)境質量之間權衡取舍的發(fā)展困境。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗基準回歸結果的穩(wěn)健性，分別做如下處理：① 剔除掉重點鎮(zhèn)建設名單出臺的2014年的樣本。② 僅保留鎮(zhèn)的樣本進行回歸以避免鄉(xiāng)和鎮(zhèn)之間經濟條件差異對本文估計結果的干擾。③由于“大氣十條”政策自2013年9月開始實施，并且京津冀、珠三角和長三角城市面臨更高的減排目標要求，這可能對估計結果造成干擾。為此，本文構造“大氣十條”政策變量，即如果該鄉(xiāng)鎮(zhèn)位于京津冀、珠三角或長三角城市群內并且時間處在2013年以后則賦值為1，否則為0。并將該政策變量分別納入基準回歸模型（1）和（2）中進行回歸。估計結果如表3所示，回歸系數均未出現顯著的變化。

雖然此輪新增的重點鎮(zhèn)數量和范圍幾乎覆蓋到了全國所有縣級行政單位，這避免了本文的實驗組樣本在省級和地級市空間范圍內的政策選擇性問題。然而，在縣級行政單位以內，考慮到絕大部分縣級單位只能申報一個重點鎮(zhèn)，因此仍舊無法避免發(fā)生在縣域內的潛在樣本選擇問題。為此，使用基于傾向得分匹配法（propensity score matching，PSM）的雙重差分方法（PSM-DID），以進一步減小回歸的選擇性偏誤。

選擇重點鎮(zhèn)公布前一年即2013年鄉(xiāng)鎮(zhèn)的夜間燈光亮度值（數據來自中國科學院資源環(huán)境科學數據中心）、工業(yè)企業(yè)數量以及基準回歸中的控制變量作為匹配變量進行嚴格的1：1最近鄰匹配。經過PSM匹配后，處理組和控制組在經濟特征方面不再具有顯著的差異，并且匹配后特征變量中最大偏差僅為5.8%，從而保證了處理組與控制組樣本在政策沖擊前的平衡性。利用該樣本重新進行基準回歸模型（1）和（2）的回歸后發(fā)現，重點鎮(zhèn)建設依舊對地區(qū)城鎮(zhèn)化水平和PM2.5濃度產生了顯著的正向影響。關于常住人口規(guī)模的回歸系數盡管不顯著但依舊為正，一旦將標準誤聚類到鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面，該系數開始顯著。

與此同時，本文也通過隨機賦予鄉(xiāng)鎮(zhèn)政策選擇時間和處理組狀態(tài)，進行1 000次的安慰劑試驗。為便于運算，將樣本統(tǒng)一截取為2013—2017年。隨機選擇政策發(fā)生時間為2013、2014、2015或2016年，并在隨機選擇的政策年份下，從樣本中隨機選擇1 505個鄉(xiāng)鎮(zhèn)為處理組，剩余9 291個鄉(xiāng)鎮(zhèn)為控制組，進行250次有放回抽樣，從而可以得到1 000次回歸結果。結果發(fā)現，在分別關于城鎮(zhèn)化率、城鎮(zhèn)常住人口規(guī)模和PM2.5的1 000次隨機模擬試驗中，僅各自出現6、8和2次隨機試驗估計系數高于基準估計系數的情況。這表明重點鎮(zhèn)建設的政策效果在統(tǒng)計意義上是小概率事件，并非隨機發(fā)生的，從而進一步支持了本文的基準回歸結果。

4.3 空間異質性分析

4.3.1 東中西部重點鎮(zhèn)建設效果的異質性

作為我國經濟重心，東部沿海地區(qū)自改革開放以來一直是我國人口、資本、技術等各類生產要素的主要流入地，這一流動模式基本由市場配置效率所主導。然而，2014年重點鎮(zhèn)建設名單的增補調整卻可能對這一趨勢產生影響。盡管從中央戰(zhàn)略決策來看，此舉旨在推動區(qū)域和城鄉(xiāng)經濟社會一體化發(fā)展，但在實踐過程中，卻可能由于地方政府的錦標賽式競爭而產生一定程度的政策扭曲。

表4分樣本估計結果表明，重點鎮(zhèn)建設對西部地區(qū)城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)常住人口規(guī)模幾乎沒有顯著影響，但提升中部和東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率1個百分點左右，并且分別增加中部和東部地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口規(guī)模3.25%和3.67%。進一步考察空氣污染發(fā)現，西部重點鎮(zhèn)PM2.5濃度上升了近1.5個單位，并在1%水平上顯著，增量是全國平均水平的2.75倍;以西部地區(qū)重點鎮(zhèn)PM2.5濃度的均值26.778 3（μg/m3）為基準，則增幅高達5.55%。東部和中部重點鎮(zhèn)PM2.5濃度并無顯著變化。盡管第（8）列雙重差分變量的估計系數在10%水平上顯著，但系數值較小，僅為中部地區(qū)PM2.5濃度均值水平的0.6%。一旦將標準誤聚類到鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面時或者將樣本觀測周期調整為2013—2017年時，中部地區(qū)關于PM2.5的回歸系數將不再顯著。上述結果表明，東部和中部重點鎮(zhèn)的建設效果更優(yōu)，伴隨地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平提升的同時區(qū)域空氣質量并未明顯惡化;而西部重點鎮(zhèn)建設不僅未能有效提升地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，反而導致區(qū)域空氣質量惡化，因而建設效果較差。

區(qū)域間經濟發(fā)展水平和所處城鎮(zhèn)化階段的差異是造成上述政策異質性效果的主要原因。較之于東中部地區(qū)，西部地區(qū)經濟發(fā)展水平落后，城鎮(zhèn)化水平相對較低，尚處于城鎮(zhèn)化發(fā)展的初級階段[35]，在工業(yè)增長與資源環(huán)境保護之間面臨更為直接的“兩難選擇”[36]。特別是在面臨重點鎮(zhèn)建設的考核壓力和經濟激勵時，區(qū)位和經濟條件“先天不足”的西部重點鎮(zhèn)，更可能為了吸引投資和產業(yè)轉移而放松環(huán)境門檻，從而加劇地區(qū)空氣污染。換句話說，西部重點鎮(zhèn)在城鎮(zhèn)化建設中可能存在“污染避難所”效應。

4.3.2 不同區(qū)位條件重點鎮(zhèn)建設效果的異質性

鑒于重點鎮(zhèn)的建設目標之一在于承接城市產業(yè)轉移、緩解城市壓力。而以往研究表明，地理距離是產業(yè)轉移的重要因素。特別是一些污染性產業(yè)，往往會因為市區(qū)相對嚴格的環(huán)境規(guī)制而就近轉移到周邊地區(qū)。因此，到省會城市、地級城市和縣級城市中心的地理距離也一定程度上代表著重點鎮(zhèn)的區(qū)位條件和受到的經濟輻射效果的差異。為考察重點鎮(zhèn)建設隨其到各級城市中心距離非線性變化的政策效果，在基準回歸模型中加入核心解釋變量treati×postt與鄉(xiāng)鎮(zhèn)到各級行政中心距離分組distanceijk的交乘項[37]，構建計量模型：

其中，distancekij代表第i個鄉(xiāng)鎮(zhèn)到第j級（1，2，3分別代表省會城市、地級城市和縣級城市）城市中心的地理距離組別。當考察到縣級城市中心的距離distanceki3時，k=1，2，3，…，7分別代表到縣級城市中心0～5 km、5～10 km、10～15 km、15～20 km、20～25 km、25～30 km和30 km及以上的鄉(xiāng)鎮(zhèn);當考察到地級城市中心的距離distanceki2時，k=1，2，3，…，7分別代表到地級城市中心0～20 km、20～40 km、40～60 km、60～80 km、80～100 km、100～120 km和120 km及以上的鄉(xiāng)鎮(zhèn);當考察到省會城市中心的距離distanceki1時，k=1，2，3，…，7分別代表到省會城市中心0～50 km、50～100 km、100～150 km、150～200 km、200～250 km、250～300 km和300 km及以上的鄉(xiāng)鎮(zhèn)。模型（3）和模型（4）中基準組分別為treati×postt×distanceij7和treati×postt×distanceij1，回歸中被刪除。

表5的回歸結果表明，與省會城市中心的距離對重點鎮(zhèn)建設的城鎮(zhèn)化提升效應和環(huán)境污染效應幾乎沒有影響。而與地級城市中心的距離僅對重點鎮(zhèn)建設的環(huán)境污染效應有一定調節(jié)作用。具體而言，重點鎮(zhèn)建設顯著提升了那些距離地級城市中心100 km及以上鄉(xiāng)鎮(zhèn)的PM2.5濃度水平，并且距離越遠，政策效果越顯著。然而，重點鎮(zhèn)建設對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化的提升效應并未受到地級城市中心的輻射影響。相比之下，與縣級城市中心的地理距離對重點鎮(zhèn)建設的城鎮(zhèn)化提升效應和環(huán)境污染效應均具有一定的調節(jié)作用。具體而言，重點鎮(zhèn)建設顯著提升了那些距離縣級城市中心0～5 km范圍內鄉(xiāng)鎮(zhèn)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平以及那些距離縣級城市中心30 km及以上鄉(xiāng)鎮(zhèn)的PM2.5濃度水平。鑒于30 km和100 km分別接近或超過本文樣本中大部分縣級城市和地級城市的行政區(qū)劃半徑，因此縣級市和地級市行政邊界地區(qū)重點鎮(zhèn)建設的環(huán)境污染效應較為明顯。

上述結果表明，以重點鎮(zhèn)建設為代表的鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提升效應受到直屬縣級城市中心的經濟輻射影響，但并未受到更高層級的省會城市和地級城市中心的經濟輻射影響。并且，相應的經濟輻射效果僅限于與縣城毗鄰的鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)。然而，隨著到所在

地級城市和縣級城市中心距離的增加，重點鎮(zhèn)建設的環(huán)境污染效應進一步強化，并且主要體現在遠離地級和縣級城市中心的偏遠鄉(xiāng)鎮(zhèn)。

由于幾乎每個縣市都至少有一個重點鎮(zhèn)，省級財政和地級市財政相關政策支持顯然覆蓋有限，因此重點鎮(zhèn)建設主要依賴更低層級的地方政府，特別是直屬縣級政府的支持。另一方面，縣級城市中心由于數量更多、分布更廣，作為區(qū)域經濟發(fā)展中心，對周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)的經濟輻射影響更大。從區(qū)位條件來看，離縣城中心較近的重點鎮(zhèn)由于中心城區(qū)的擴張更能直接享受到城鎮(zhèn)化進程加速的紅利，大量吸引農村人口和部分城區(qū)人口的流入，也一定程度上緩解了中心城區(qū)人口壓力。因此，在重點鎮(zhèn)建設過程中，縣級城市中心的經濟輻射效果較為顯著，并且主要作用于縣城周邊的鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)。

重點鎮(zhèn)建設環(huán)境效應的區(qū)位異質性，與地方政府產業(yè)規(guī)劃和布局以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府間的引資競爭有關。首先，為減少對中心城區(qū)的污染輻射，地市政府和區(qū)縣政府傾向于將污染性產業(yè)和工業(yè)企業(yè)布局在離市區(qū)相對較遠的鄉(xiāng)鎮(zhèn)特別是行政邊界地區(qū)，比較典型的是開發(fā)區(qū)建設和工業(yè)園區(qū)建設。其次，位置偏遠的鄉(xiāng)鎮(zhèn)為彌補自身的區(qū)位條件劣勢，在引資競爭中往往傾向于放松環(huán)境質量要求，容易成為工業(yè)污染源的“避難所”。因此，遠離地級城市中心和縣級城市中心的偏遠鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在重點鎮(zhèn)建設過程中遭受更大的環(huán)境污染。

4.4 機制分析

4.4.1 工業(yè)化的作用渠道分析

基準回歸結果表明，重點鎮(zhèn)建設對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和環(huán)境質量分別具有顯著的正向和負向影響。以往研究也揭示出，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與環(huán)境質量均與我國工業(yè)化建設密切相關[38-40]。由于重點鎮(zhèn)大多以工業(yè)專業(yè)化為發(fā)展導向[41]，通過承接大中城市產業(yè)轉移和發(fā)展工業(yè)化既有助于提高城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，也會因工業(yè)污染源集聚而對地區(qū)環(huán)境質量產生負面影響。因此，工業(yè)化建設可能是引致上述效果的重要渠道。

為考察重點鎮(zhèn)建設對區(qū)域工業(yè)化發(fā)展的影響，本文分別選取工業(yè)企業(yè)數量、二三產業(yè)從業(yè)人員數量和企業(yè)從業(yè)人員數量占比來綜合衡量工業(yè)化的不同方面，并將上述指標替換基準回歸模型（1）中的被解釋變量重新進行回歸。鑒于工業(yè)在我國經濟總量中仍保持較高比重，特別是對于經濟集聚度較低的鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)，第三產業(yè)發(fā)展較為落后，地區(qū)經濟對工業(yè)依賴度可能更高，因而二三產業(yè)從業(yè)人員數量和企業(yè)從業(yè)人員占比這兩項指標盡管衡量不盡完美，但二者的變化仍可以捕捉到工業(yè)化發(fā)展和產業(yè)轉移帶來的就業(yè)機會。

表6的回歸結果表明，納入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)在工業(yè)企業(yè)數量、二三產業(yè)從業(yè)人數和企業(yè)從業(yè)人數占比方面均經歷了較為顯著的增長。當不考慮控制變量進行回歸時，三者的估計系數分別為0.072、0.015和0.032，各自在5%、10%和1%的水平上顯著。而當控制區(qū)域經濟條件后，三者的估計系數和顯著性水平幾乎不變。平均而言，相對于未納入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)而言，納入重點鎮(zhèn)建設名單的鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)企業(yè)數量增加了7.47%、二三產業(yè)從業(yè)人數增加了約1.51%，企業(yè)從業(yè)人數占比提高了3.2個百分點。

城鎮(zhèn)化的發(fā)展離不開工業(yè)化的推進，尤其是產業(yè)的支撐。事實上，重點鎮(zhèn)建設本身亦是一項重要的產業(yè)政策，在各級政府的政策引導和產業(yè)規(guī)劃下，重點鎮(zhèn)成為地方主導產業(yè)建設的首選之地。相對完善的基礎設施和工業(yè)用地優(yōu)惠條件吸引著大量工業(yè)企業(yè)入駐，由此帶來工業(yè)水平的提升和二三產業(yè)發(fā)展。與此同時，更多的就業(yè)機會和經商機會也吸引著更多外來人口涌入，進一步推動鄉(xiāng)鎮(zhèn)常住人口規(guī)模的增加和城鎮(zhèn)化率的提升。另一方面，當前我國工業(yè)化進程中，工業(yè)發(fā)展消耗了大量化石能源[42]，從而加劇空氣污染。根據辜勝阻等[43]的分析，2005—2014年10年間，隨著我國工業(yè)增加值的不斷增長，工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)固體廢物分別增長了1.58倍和1.45倍。經濟集聚和工業(yè)生產規(guī)模擴張也導致污染排放加劇。因此，作為我國城鎮(zhèn)化建設中的一項重要工程，重點鎮(zhèn)建設通過工業(yè)化發(fā)展一方面提升了鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，另一方面也導致區(qū)域環(huán)境質量惡化。分析表明，近年來我國快速擴張的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化建設似乎并未實現鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)經濟增長和環(huán)境質量的協調發(fā)展。

4.4.2 “污染避難所”效應

重點鎮(zhèn)建設通過工業(yè)化加劇了鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)空氣污染，但這只能識別重點鎮(zhèn)建設在全國所有鄉(xiāng)鎮(zhèn)平均意義上的政策效果，并不能有效解釋為何西部鄉(xiāng)鎮(zhèn)較之于東中部鄉(xiāng)鎮(zhèn)更為顯著的環(huán)境污染效應。實際上，從區(qū)位條件和經濟基礎來看，較之于東部和中部地區(qū)，西部地區(qū)具有較為明顯的發(fā)展劣勢。因此，為了推動工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展，西部地區(qū)的重點鎮(zhèn)更可能在引資競爭過程中降低環(huán)境門檻，從而吸引大量污染性企業(yè)遷入。這一現象可以概

括為“污染避難所”效應，并且在國際貿易領域得到了大量經驗證據的支持[44-47]。Wu等[48]和Chen等[49]利用我國“十一五”計劃中關于COD和SO2強制減排目標的區(qū)域差異，構筑雙重差分模型探討了環(huán)境規(guī)制對污染性生產活動的影響。研究表明，嚴格的環(huán)境規(guī)制推動污染性生產活動更多向環(huán)境規(guī)制較為寬松的西部和長江上游地區(qū)轉移，因此也從區(qū)域間產業(yè)轉移視角支持了“污染避難所”效應。

如果“污染避難所”效應在重點鎮(zhèn)建設中也成立，那么發(fā)展條件更不利的西部地區(qū)將成為更多污染性生產活動的集聚地，西部重點鎮(zhèn)的污染排放將顯著增加。為此，首先分樣本考察西部重點鎮(zhèn)是否相對于東中部重點鎮(zhèn)而言具有更顯著的產業(yè)轉移效應。表7中模型（1）—（3）的回歸結果表明，西部重點鎮(zhèn)建設使得工業(yè)企業(yè)數量增加了24.98%，增幅是全國平均水平的3.3倍，并顯著高于東部和中部地區(qū)重點鎮(zhèn)水平。其次，囿于鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面排污數據的不可得，將研究的視野聚集到地級市層面，并分樣本考察重點鎮(zhèn)建設是否導致西部地區(qū)出現更多的工業(yè)污染排放。為了較好地刻畫重點鎮(zhèn)政策在地級市層面的效果，借鑒汪增洋和張學良[41]的思路，將每個地級市內的重點鎮(zhèn)數量進行加總然后除以該市行政區(qū)域面積，從而得到反映每個地級市參與重點鎮(zhèn)建設強度的處理變量，并重新構造核心解釋變量， 對應的DID模型也隨之變形為連續(xù)型DID，回歸結果報告在表7第4—6列中。相對于東中部地區(qū)而言，西部重點鎮(zhèn)建設導致地區(qū)排放相對更多的工業(yè)煙塵。這一結果基本與表4中第7—9列的回歸結果一致，并揭示出西部重點鎮(zhèn)建設中可能存在的“污染避難所”效應。

5? 研究結論與啟示

基于全國重點鎮(zhèn)建設名單增補調整的政策實踐，評估了近年來我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設的經濟績效和環(huán)境績效。研究發(fā)現，總體上我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設提高了鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，但同時也導致區(qū)域環(huán)境質量惡化。相對于東中部地區(qū)而言，西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設效率明顯更低。進一步考察鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設效果的區(qū)位異質性發(fā)現，鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的提升效果僅受到直屬縣級城市中心的輻射影響，并且這一效果僅限于與縣城毗鄰的鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)。而鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設則明顯惡化了遠離地級和縣級城市中心的較偏遠鄉(xiāng)鎮(zhèn)的環(huán)境質量。機制分析表明，工業(yè)化發(fā)展可能是我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化建設產生上述雙重效應的重要渠道。并且，我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)城鎮(zhèn)化建設過程中可能存在污染性生產活動向西部地區(qū)轉移的“污染避難所”效應。

研究發(fā)現具有重要的政策含義：第一，要堅持走以人為本、統(tǒng)籌協調、科學發(fā)展的新型城鎮(zhèn)化道路。城鎮(zhèn)化建設不能片面追求速度，更要看重質量。在著力提升城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的同時，要兼顧地區(qū)生態(tài)環(huán)境質量。特別是欠發(fā)達的西部地區(qū)和遠離區(qū)域經濟中心的偏遠地區(qū)，不可片面為了吸引產業(yè)和人口流入，而放松環(huán)境規(guī)制要求。第二，鑒于工業(yè)化是當前我國城鎮(zhèn)化建設中空氣污染加劇的主要推手，并且我國工業(yè)化進程仍未結束，要通過供給側結構性改革，加大對高耗能高污染工業(yè)的改造力度，推動傳統(tǒng)工業(yè)轉型升級，堅持走兼顧經濟增長和環(huán)境質量的新型工業(yè)化發(fā)展道路。第三，就我國重點鎮(zhèn)建設而言，要合理布局重點鎮(zhèn)建設名單，建立健全重點鎮(zhèn)動態(tài)評估與退出機制，堅持集約化發(fā)展原則，逐步淘汰清理一批不符合政策要求、經濟環(huán)境雙無效率的重點鎮(zhèn)，避免盲目的造城運動。要因地制宜，合理有序推進產業(yè)轉移，將重點鎮(zhèn)建設與專業(yè)鎮(zhèn)、特色鎮(zhèn)建設和鄉(xiāng)村振興有機融合。

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Township development and environmental pollution

effect of urbanization construction

CHEN Lin1 ，2 WAN Panbing3

（1. Institute of Industrial Economics， Jinan University， Guangzhou Guangdong 510632， China;

2. Guangzhou Regional Low Carbon Economy Research Base， Guangzhou Key Research

Base for Humanities and Social Sciences， Guangzhou Guangdong 510632， China;

3. Economics and Management School， Wuhan University， Wuhan Hubei 430072， China）

Abstract Covering 10，796 townships， this study matched the spatial raster data and the township economic statistics， compiled the economic panel data in 2013-2017 and the environmental panel data in 2011-2017， and evaluated the economic and environmental performance of urbanization in township areas based on the policy impact of the addition and adjustment of the national key township construction list in 2014. The results showed that： Firstly， while enhancing the level of urbanization development in townships， the construction of national key towns had aggravated air pollution， i.e. the positive ‘township development effect coexisted with the negative ‘environmental pollution effect. Secondly， the effect of township urbanization construction had obvious regional heterogeneity. The township development effect of urbanization was only affected by the radiation function of the county-level city centers， while the environmental pollution effect mainly occurred in more remote townships far from the city-level and county-level urban centers. Thirdly， the township development effect of urbanization was closely related to industrialization， but a ‘pollution haven effect might exist when polluting production activities moved to the western regions in the urbanization process. Therefore， in the process of promoting urbanization， we must adhere to the new urbanization road that takes into account the construction of ecological civilization. Specifically， in the underdeveloped western regions and remote areas far away from regional economic centers， local governments should not relax the environmental regulations in order to attract industry and population inflows. With regard to the pollution sources， all sectors should strengthen the transformation of high energy consumption and high pollution industries through supply-side structural reforms， promote the transformation and upgrading of traditional industries， and promote the simultaneous development of new industrialization and urbanization.

Key words urbanization; construction of key townships; air pollution; spatial raster data; pollution haven

（責任編輯：劉照勝）

收稿日期：2019-10-29? 修回日期：2020-06-15

作者簡介：陳林，博士，教授，博導，主要研究方向為國有經濟與環(huán)境規(guī)制。E-mail：Charlielinchen@qq.com。

通信作者：萬攀兵，博士，講師，主要研究方向為環(huán)境經濟與綠色低碳。E-mail：2576352391@qq.com。

基金項目：“研究闡釋黨的十九屆四中全會精神”國家社會科學基金重點項目“自由貿易試驗區(qū)負面清單制度的推廣與評估”（批準號：20AZD050）;國家自然科學基金面上項目“競爭政策與準入規(guī)制的協調機制研究”（批準號：71773039）;教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“我國全要素生產率提升與測算研究”（批準號：17JZD013）;廣東省自然科學基金面上項目“粵港澳大灣區(qū)空氣污染與公眾健康”（批準號：2020A1515011233）;廣東省基礎與應用基礎研究重大項目“粵港澳環(huán)境質量協同創(chuàng)新聯合實驗室”科技創(chuàng)新戰(zhàn)略專項資金項目（批準號：2019B121205004）;中央高校基本科研業(yè)務費項目（批準號：20JNTZ06/ 20JNZS15）;清華大學中國現代國有企業(yè)研究院資助項目“黨組織在混合所有制企業(yè)中的領導地位和作用研究”（批準號：ISOEYB202021）。