“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策的污染減排效應(yīng)

韓超 李翀宇 張淑睿

摘 要：基于2000—2010年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)，本文利用雙重差分法分別從企業(yè)和行業(yè)層面研究2006年將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核后“兩控區(qū)”政策對(duì)污染減排的影響。研究結(jié)果顯示：從企業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策提高了企業(yè)的污染減排力度;從行業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策提高了行業(yè)的污染減排力度，同時(shí)提高了行業(yè)內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)效率;從行業(yè)資源配置看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策導(dǎo)致生產(chǎn)要素發(fā)生了不平衡流動(dòng)，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的離散程度增大。進(jìn)一步利用DOP分解方法將行業(yè)污染變化分解為企業(yè)自身提升效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、企業(yè)進(jìn)入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)四個(gè)部分進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策會(huì)促進(jìn)資源向污染強(qiáng)度低的企業(yè)流動(dòng)。本文的研究結(jié)論表明，適當(dāng)增加政府減排壓力能夠顯著提高政策的執(zhí)行效果，對(duì)未來中國(guó)制定環(huán)境政策以及如何落實(shí)政策具有重要意義。

關(guān)鍵詞：“兩控區(qū)”政策;環(huán)境績(jī)效;污染減排效應(yīng);資源配置;雙重差分（DID）法

中圖分類號(hào)：F062.9? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2021）08-0031-09

一、問題的提出

近年來，在2020年要確保實(shí)現(xiàn)污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)階段性目標(biāo)的背景下，中國(guó)出臺(tái)一系列政策，如《打贏藍(lán)天保衛(wèi)戰(zhàn)三年行動(dòng)計(jì)劃》《水污染防治行動(dòng)計(jì)劃》等，從大氣、水和土壤三個(gè)方面進(jìn)行環(huán)境規(guī)制約束。同時(shí)，中國(guó)加大了對(duì)污染治理的投資力度，污染治理費(fèi)用逐年攀升，對(duì)廢氣治理的投資在2014年達(dá)到頂峰，約為789億元。然而，這些措施的成效并不盡如人意，政策執(zhí)行效果存續(xù)時(shí)期較短，大氣環(huán)境并未達(dá)到令公眾滿意的狀態(tài)。中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度逐漸放緩，要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，清潔的生產(chǎn)流程和高效率的生產(chǎn)環(huán)境不可或缺，但對(duì)環(huán)保的高要求在短期內(nèi)可能會(huì)對(duì)生產(chǎn)效率存在一定影響。Hsieh和Klenow[1]發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的資源錯(cuò)配程度嚴(yán)重，如果中國(guó)的資源錯(cuò)配程度減輕到與美國(guó)相同，其生產(chǎn)效率會(huì)獲得很大提升。在市場(chǎng)化改革的過程中，環(huán)境規(guī)制的實(shí)施不可避免會(huì)打破已經(jīng)形成的市場(chǎng)平衡，導(dǎo)致企業(yè)間出現(xiàn)非預(yù)期的生產(chǎn)要素流動(dòng)，進(jìn)而改變行業(yè)和地區(qū)間的生產(chǎn)效率差距;另外，地方政府在執(zhí)行這些決策時(shí)會(huì)有自己的考量，如是否對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展不利或影響個(gè)人晉升等。

陸銘和馮皓[2]發(fā)現(xiàn)，城市的人口和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)集聚水平越高，地區(qū)污染排放強(qiáng)度越低，中國(guó)目前阻止人口向中心區(qū)域聚集的政策對(duì)節(jié)能減排有負(fù)面影響。邵帥等[3]認(rèn)為，當(dāng)經(jīng)濟(jì)集聚水平達(dá)到一定程度后將對(duì)節(jié)能減排產(chǎn)生正向影響。段文斌等[4]認(rèn)為，減排效率與地區(qū)有關(guān)，產(chǎn)業(yè)間的差異也會(huì)造成減排效果的區(qū)別。Greenstone等[5]發(fā)現(xiàn)，美國(guó)清潔空氣法案的實(shí)施降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。郭妍和張立光[6]認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)生產(chǎn)效率的提高，驗(yàn)證了“波特假說”。環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)TFP的影響是不確定的，一方面，會(huì)增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，直接導(dǎo)致企業(yè)TFP的下降;另一方面，會(huì)促進(jìn)企業(yè)研發(fā)，使企業(yè)主動(dòng)采取對(duì)環(huán)境有利的高效技術(shù)，從而間接促進(jìn)企業(yè)TFP的提高，這種直接效應(yīng)和間接效應(yīng)相互作用導(dǎo)致總影響并不確定。解堊[7]認(rèn)為，由于排放減少導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步速度下降，同時(shí)又使效率指數(shù)提高，兩方相抵使得環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)生產(chǎn)率沒有明顯的影響。王杰和劉斌[8]認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)TFP的作用存在兩個(gè)拐點(diǎn)，影響效果呈倒N型分布，且中國(guó)大部分企業(yè)處于第一個(gè)拐點(diǎn)的左端。環(huán)境政策的實(shí)施是對(duì)市場(chǎng)的一種干預(yù)，會(huì)影響市場(chǎng)正常的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，導(dǎo)致資源配置出現(xiàn)扭曲。韓劍和鄭秋玲[9]發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)會(huì)導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的資源錯(cuò)配，不同行業(yè)的行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的資源錯(cuò)配程度有所不同。而具體到環(huán)境規(guī)制方面，韓超等[10]利用“十一五”規(guī)劃中的污染目標(biāo)研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)資源再配置的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會(huì)顯著降低污染行業(yè)的資源錯(cuò)配水平，且約束性環(huán)境規(guī)制對(duì)補(bǔ)貼性環(huán)境規(guī)制所導(dǎo)致的扭曲有抑制作用，從而間接提升企業(yè)生產(chǎn)率。楊赫等[11]通過省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)在地區(qū)間的轉(zhuǎn)移有正向影響，進(jìn)而提高了地區(qū)間的資源配置效率。

環(huán)境規(guī)制對(duì)污染減排和資源配置效率會(huì)產(chǎn)生影響，但學(xué)者們未能得出一致結(jié)論。2006年將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核后“兩控區(qū)”（以下簡(jiǎn)稱“‘兩控區(qū)疊加環(huán)境績(jī)效考核”）政策對(duì)污染減排有怎樣的影響，其通過何種途徑實(shí)現(xiàn)污染減排，其結(jié)果是改善資源錯(cuò)配還是加劇資源錯(cuò)配？為此，本文利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)，使用雙重差分（DID）法研究“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策對(duì)污染減排和資源配置的影響。本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)在于：一是從企業(yè)和行業(yè)兩個(gè)層面對(duì)“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策的污染減排效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià);二是考慮2006年將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核，以此為分界探究改革前后的污染減排差異，為提升政策效果提供了依據(jù)。

二、制度背景與研究假設(shè)

（一）制度背景

“兩控區(qū)”是酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)的簡(jiǎn)稱，包括中國(guó)酸雨污染嚴(yán)重的南方城市和二氧化硫污染嚴(yán)重的北方城市，占地109平方公里，占國(guó)土面積11.4%;酸雨污染控制區(qū)主要包括降水PH值小于等于4.5的城市，二氧化硫污染控制區(qū)主要包括空氣中二氧化硫年均濃度超過國(guó)家二級(jí)標(biāo)準(zhǔn)且日均濃度超過國(guó)家三級(jí)標(biāo)準(zhǔn)的城市，國(guó)家級(jí)貧困縣不納入“兩控區(qū)”城市。1998年《國(guó)務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問題的批復(fù)》發(fā)布，標(biāo)志著“兩控區(qū)”政策開始正式實(shí)施，規(guī)定了對(duì)于二氧化硫排放的一系列限制和凈化措施，且主要通過地方政府減少二氧化硫的排放。

2002年原國(guó)家環(huán)境保護(hù)總局發(fā)布《兩控區(qū)酸雨和二氧化硫污染防治“十五”計(jì)劃》，對(duì)“兩控區(qū)”的污染排放有了更嚴(yán)格的要求。然而上述理想目標(biāo)并未達(dá)成，從2002年開始，中國(guó)的二氧化硫排放量就有了逐步回升的趨勢(shì)，2005年“兩控區(qū)”實(shí)際二氧化硫排放總量1 472萬噸，比原本的排放要求多了418.8萬噸，其中酸雨控制區(qū)的排放量大于二氧化硫污染控制區(qū)的排放量。由于政策在后期收效甚微，2005年12月3日，國(guó)務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的決定》，對(duì)2010年的環(huán)境目標(biāo)提出了新的要求，利用環(huán)境保護(hù)領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任制提高地方政府的環(huán)保積極性。這一舉措將各地區(qū)減排任務(wù)分配至地方官員，加入地方官員的績(jī)效考核;同時(shí)，中國(guó)進(jìn)一步建立健全了監(jiān)察機(jī)關(guān)的監(jiān)管體制，加強(qiáng)環(huán)境監(jiān)管制度?！皟煽貐^(qū)”政策的目標(biāo)和實(shí)施計(jì)劃于2010年結(jié)束，雖然未實(shí)現(xiàn)其減排目標(biāo)，但對(duì)全國(guó)性污染減排提供了政策參考，在推動(dòng)污染減排的過程中發(fā)揮了積極作用。

（二）研究假設(shè)

有關(guān)“兩控區(qū)”政策對(duì)二氧化硫排放影響的文獻(xiàn)并不多。田欣等[12]研究了“兩控區(qū)”政策對(duì)水污染企業(yè)的影響，將政策實(shí)施時(shí)間點(diǎn)確認(rèn)為2001年，而實(shí)際上“兩控區(qū)”政策從1998年開始實(shí)施，其研究的水污染企業(yè)也不是受到規(guī)制力度最大的企業(yè)，而僅是受到間接影響的企業(yè)。湯韻和梁若冰[13]通過地級(jí)市面板數(shù)據(jù)研究了“兩控區(qū)”政策對(duì)二氧化硫減排的影響。熊波和楊碧云[14]利用1997—2015年地級(jí)市數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，“兩控區(qū)”政策的減排效果明顯，不同地區(qū)的減排力度不同。

首先，1998—2006年二氧化硫排放僅在最初存在小幅下降，之后開始逐漸回升，并且回升速度逐年加快，到2005年，這種速度迅速放緩，2006年后又出現(xiàn)了快速下降。[限于篇幅，1998—2010年中國(guó)企業(yè)年均二氧化硫排放趨勢(shì)圖未在正文列出，留存?zhèn)渌?。]其次，將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核后，地方政府將加大相關(guān)政策的執(zhí)行力度，盡最大可能達(dá)成目標(biāo)[15]。最后，由于企業(yè)初始稟賦的差異，不同企業(yè)面對(duì)環(huán)境規(guī)制的應(yīng)對(duì)策略可能不盡相同，政府對(duì)環(huán)境的干預(yù)可能會(huì)加劇不同類型企業(yè)在TFP、勞動(dòng)和資本等方面的差異。綜上所述，筆者提出以下研究假設(shè)：

H1：“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策將顯著降低企業(yè)的二氧化硫排放量和二氧化硫排放強(qiáng)度。

H2：“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策將導(dǎo)致生產(chǎn)要素發(fā)生不平衡流動(dòng)，擴(kuò)大企業(yè)間的TFP、勞動(dòng)要素投入和資本要素投入差異，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的離散程度增大。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

本文所使用數(shù)據(jù)主要來源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)。由于1998年前數(shù)據(jù)的不可獲得性，且《國(guó)家環(huán)境保護(hù)“十一五”規(guī)劃》新劃定了環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市名單，“兩控區(qū)”的作用逐漸減小，可能會(huì)受到其他影響因素的干擾。因此，本文主要使用2000—2010年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行分析，其包括了中國(guó)的國(guó)有工業(yè)企業(yè)和規(guī)模以上（每年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入大于500萬元）工業(yè)企業(yè)的基本信息和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。二氧化硫排放數(shù)據(jù)及其相關(guān)污染數(shù)據(jù)來源于中國(guó)企業(yè)排放數(shù)據(jù)庫(kù)。為了提高估計(jì)的精確性，本文剔除了企業(yè)固定資本和工業(yè)生產(chǎn)總值缺失、職工人數(shù)小于8和開業(yè)年份大于企業(yè)所在年份的樣本和沒有城市位于“兩控區(qū)”的省份（青海、西藏、海南）內(nèi)的樣本。

（二）變量定義

1.被解釋變量：二氧化硫排放量、二氧化硫排放強(qiáng)度、TFP

二氧化硫排放量（lnso2_emi）用企業(yè)二氧化硫排放量加1后取自然對(duì)數(shù)衡量，二氧化硫排放強(qiáng)度（lnso2_den）用企業(yè)二氧化硫排放量除以企業(yè)總產(chǎn)值的自然對(duì)數(shù)衡量。由于企業(yè)狀態(tài)是時(shí)刻變化的，直接使用最小二乘法對(duì)企業(yè)TFP進(jìn)行測(cè)算會(huì)存在內(nèi)生性并產(chǎn)生較大的偏誤，本文采用Olley和Pakes[16]的OP法計(jì)算TFP（lntfp）并取自然對(duì)數(shù)。

2.解釋變量：時(shí)間與地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)

本文考察“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策的效果，解釋變量為將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核的時(shí)間虛擬變量與是否為“兩控區(qū)”政策劃定范圍的地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)（post×tcz），當(dāng)時(shí)間為2006年及以后時(shí)，post取值為1，否則為0，當(dāng)企業(yè)位于“兩控區(qū)”時(shí)，tcz取值為1，否則為0。

3.控制變量

本文參考桑瑞聰?shù)萚17]選取企業(yè)層面的控制變量：企業(yè)規(guī)模（lnV）用企業(yè)工業(yè)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)衡量;企業(yè)人數(shù)（lnL）用企業(yè)員工數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量;企業(yè)年齡（lnP）用當(dāng)年時(shí)間減去企業(yè)成立時(shí)間后加1取自然對(duì)數(shù)衡量。本文參考韓晶等[18]選取行業(yè)層面的控制變量：行業(yè)勞資比（ind_KL）用四位數(shù)行業(yè)固定資產(chǎn)投資與總就業(yè)人數(shù)之比衡量;行業(yè)市場(chǎng)化程度（market）用行業(yè)中非國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占所有企業(yè)產(chǎn)值的比重衡量;行業(yè)集聚度（ind_con）用每個(gè)地區(qū)三位數(shù)行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與每年三位數(shù)行業(yè)中工業(yè)總產(chǎn)值之比衡量。

（三）模型設(shè)定

本文基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

lnso2_emicijt/lnso2_dencijt=β0+β1postt×tczcijt+∑4n=2βnXit+αi+δt+ηjt+θct+εcijt（1）

其中，c、i、j和t分別為行業(yè)、企業(yè)、省份和年份;post×tcz為時(shí)間虛擬變量與地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng);αi為企業(yè)固定效應(yīng);δt為年份固定效應(yīng);ηjt為省份—年份固定效應(yīng);θct為行業(yè)—年份固定效應(yīng);Xit為上述企業(yè)層面的控制變量;εcijt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表1是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

四、回歸結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2是本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果，從列（1）可以看出，2006年及以后二氧化硫排放量與之前相比顯著下降了12.84%。從列（2）可以看出，交互項(xiàng)系數(shù)未發(fā)生顯著變化，說明二氧化硫排放量的減少與企業(yè)所處省份及行業(yè)的關(guān)系不大，主要是由2006年的政策引起的。從列（3）—列（6）可以看出，若僅引入企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策會(huì)顯著降低二氧化硫排放強(qiáng)度。引入企業(yè)層面的控制變量后，交互項(xiàng)系數(shù)仍然負(fù)向顯著且變大，說明控制變量中的某些因素抵消了實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的部分區(qū)別?？紤]到某些行業(yè)具有污染排放強(qiáng)度高的特征，在政策實(shí)施階段有部分行業(yè)出臺(tái)了相應(yīng)的污染排放規(guī)范，為了排除這種行業(yè)內(nèi)部自我約束帶來的影響，本文控制了二位數(shù)行業(yè)—年份固定效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)二氧化硫排放強(qiáng)度出現(xiàn)輕微下降。考慮到各省份中“兩控區(qū)”城市的數(shù)量不同，而且在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境目標(biāo)考量下，出臺(tái)的政策會(huì)有所不同，本文控制了省份—年份固定效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)政策效應(yīng)進(jìn)一步減弱，但依然顯著為負(fù)。這可能是因?yàn)椤皟煽貐^(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策的實(shí)施往往集中于行業(yè)水平，而某些行業(yè)隨著經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的發(fā)展可能出現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張、使用低成本的高污染技術(shù)等。因此，控制行業(yè)—年份固定效應(yīng)后，政策的實(shí)際效應(yīng)減弱。綜上所述，H1得以驗(yàn)證。

為確保雙重差分檢驗(yàn)的合理性，需要進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。本文將企業(yè)是否位于“兩控區(qū)”的虛擬變量分別與2000—2010年的年份虛擬變量交互，如果在2005年之前交互項(xiàng)不顯著，而2005年之后卻顯著，則說明平行趨勢(shì)是滿足的。另外，通過檢驗(yàn)得到的結(jié)果可以反映政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。如表3所示，2000年的時(shí)間虛擬變量與地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平上顯著，系數(shù)為0.0874，隨后逐漸減小。這可能是因?yàn)?，“兩控區(qū)”政策的頒布與實(shí)施從1998年開始，在實(shí)施之初是有效果的，系數(shù)為正說明企業(yè)一開始并未通過降低二氧化硫排放強(qiáng)度的途徑進(jìn)行減排，而更可能通過減產(chǎn)等手段減少排放量。在2004年，系數(shù)全部由正轉(zhuǎn)負(fù);從2006年起，多數(shù)系數(shù)在1%的水平上顯著，且其絕對(duì)值逐漸增大，說明2006年將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核以來，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核的政策效果取得了明顯進(jìn)展，并且這種進(jìn)展與2000年相比更有意義，因?yàn)樗@著降低了二氧化硫排放強(qiáng)度且影響程度不斷加深，整體呈現(xiàn)出不斷加強(qiáng)的趨勢(shì)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)[限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文列出，留存?zhèn)渌?。]

1.雙重差分傾向得分匹配（PSM—DID）

雙重差分法排除了大量因素的干擾，利用實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組得出的結(jié)果比較精確，但對(duì)照組中可能存在某些與實(shí)驗(yàn)組樣本差異較大的樣本，對(duì)平行趨勢(shì)假設(shè)造成干擾。此外，可能會(huì)存在影響結(jié)果的內(nèi)生因素，如某地區(qū)的企業(yè)通過短期內(nèi)改變排放量對(duì)是否處于“兩控區(qū)”進(jìn)行干預(yù)，或者某地區(qū)由于能源豐富、污染密集型行業(yè)聚集而被劃入“兩控區(qū)”等。為了減少這些因素導(dǎo)致的選擇偏誤，利用PSM—DID方法，更加嚴(yán)格地選擇對(duì)照組樣本，利用PSM為每個(gè)企業(yè)的特征賦值，并根據(jù)數(shù)值的近似性將與“兩控區(qū)”企業(yè)特征相似的非“兩控區(qū)”企業(yè)挑選出來與實(shí)驗(yàn)組合并做DID回歸，以檢驗(yàn)基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。本文采用兩種PSM方法選擇對(duì)照組：一是利用最鄰近匹配，將“兩控區(qū)”企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，將其他企業(yè)對(duì)其進(jìn)行一對(duì)三匹配作為對(duì)照組;二是使用半徑匹配，將半徑設(shè)置為0.002進(jìn)行匹配，匹配過程中的控制變量為企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)人數(shù)與企業(yè)固定資產(chǎn)的比值。兩種方法均得到了與基準(zhǔn)回歸基本一致的結(jié)果。

2.考慮重點(diǎn)環(huán)境保護(hù)城市

2002年頒布的《大氣污染防治重點(diǎn)城市劃定方案》將包含43個(gè)直轄市、省會(huì)城市、沿海開放城市和重點(diǎn)旅游城市以及4個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市在內(nèi)的113個(gè)城市劃分為重點(diǎn)城市，要求他們?cè)?005年之前達(dá)到相應(yīng)的空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。其中既包括重要的經(jīng)濟(jì)政治中心城市，也包括一些空氣質(zhì)量極差的重污染城市，為了完成減排目標(biāo)，地方政府會(huì)在這些城市加大污染治理力度。由于大氣污染防治重點(diǎn)城市與“兩控區(qū)”城市部分重合，污染重點(diǎn)城市的治理行動(dòng)很可能對(duì)“兩控區(qū)”政策造成干擾，本文單獨(dú)估計(jì)位于大氣污染防治重點(diǎn)城市之內(nèi)的樣本受到的政策影響，重新進(jìn)行政策評(píng)估。在加入是否屬于重點(diǎn)環(huán)境保護(hù)城市和其實(shí)施時(shí)間之后的交互項(xiàng)后，政策效果仍然顯著，顯著水平有所下降，這可能是由于大氣污染防治重點(diǎn)城市與“兩控區(qū)”城市重合率比較高，導(dǎo)致實(shí)施效果不明顯。

3.排除環(huán)境政策的變動(dòng)

隨著污染排放問題受到越來越多的重視，僅對(duì)“兩控區(qū)”內(nèi)二氧化硫和酸雨進(jìn)行控制已無法滿足中國(guó)的減排要求，根據(jù)中國(guó)能源規(guī)劃，煤炭消費(fèi)量會(huì)逐年增高，且新建火電廠往往修建在“兩控區(qū)”范圍之外，二氧化硫的排放區(qū)域發(fā)生了很大改變，僅對(duì)“兩控區(qū)”進(jìn)行污染控制起到的效果無法覆蓋新興的污染重點(diǎn)地區(qū)和行業(yè)。2008年中國(guó)出臺(tái)的《國(guó)家酸雨和二氧化硫污染防治“十一五”規(guī)劃》為每個(gè)省份安排了減排標(biāo)準(zhǔn)，從國(guó)家層面上對(duì)污染排放進(jìn)行控制，這種控制是與“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策呈并列關(guān)系的平行政策，理論上來說并不會(huì)對(duì)本文的研究產(chǎn)生干擾，但為避免潛在的影響，本文將2008年及之后的樣本刪除后進(jìn)行回歸，結(jié)果仍然是負(fù)向顯著的。

（三）減排機(jī)制分析

“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策促進(jìn)二氧化硫減排的途徑可能有：在生產(chǎn)過程中優(yōu)化生產(chǎn)方法，以更加清潔的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn);在污染排放端增加廢氣處理裝置;直接減少生產(chǎn)以降低污染排放。

表4分析了以上三種途徑的實(shí)施效果，列（1）利用二氧化硫產(chǎn)生量（so2_production）估計(jì)企業(yè)通過清潔生產(chǎn)減少排放的效果，結(jié)果表明二氧化硫產(chǎn)生量降低了10.24%，且在1%的水平上顯著，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策促使企業(yè)以更清潔的方式生產(chǎn)產(chǎn)品。列（2）將被解釋變量設(shè)置為企業(yè)的二氧化硫處理率（so2_treatment），即二氧化硫處理量與二氧化硫產(chǎn)生量的比值加1后取自然對(duì)數(shù)，可以反映出企業(yè)的末端治理水平，結(jié)果表明二氧化硫處理率顯著提高，說明更多的企業(yè)選擇增加生產(chǎn)末端的減排投入，以達(dá)到環(huán)保要求。列（3）利用企業(yè)的工業(yè)增加值（lnD）分析企業(yè)是否通過降低產(chǎn)量以減少排放，結(jié)果表明企業(yè)的工業(yè)增加值顯著降低，說明仍然存在一些企業(yè)以減產(chǎn)應(yīng)對(duì)環(huán)保要求，或大部分企業(yè)的節(jié)能技術(shù)無法達(dá)到新出臺(tái)的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，不得不放棄部分生產(chǎn)換取最終的達(dá)標(biāo)。

五、行業(yè)層面污染減排效應(yīng)與資源配置

（一）企業(yè)間行為差異與行業(yè)層面污染減排效應(yīng)

本文基于三位數(shù)行業(yè)進(jìn)行二氧化硫排放量加總，之后除以行業(yè)每年總產(chǎn)值，以估計(jì)政策對(duì)行業(yè)層面二氧化硫排放量（emi_ind）和二氧化硫排放強(qiáng)度（den_ind）的影響。表5列（1）反映了“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策對(duì)行業(yè)層面二氧化硫排放量的影響，上述政策導(dǎo)致行業(yè)層面二氧化硫排放量下降，但并不顯著。列（2）被解釋變量為行業(yè)平均二氧化硫排放量（a_emi_ind），結(jié)果表明行業(yè)平均二氧化硫排放顯著下降;列（3）按二氧化硫排放量將行業(yè)內(nèi)第75%分位企業(yè)與第25%分位企業(yè)作差以反映行業(yè)內(nèi)部高排放量企業(yè)與低排放量企業(yè)的減排力度差異（emi_diff），發(fā)現(xiàn)上述政策會(huì)導(dǎo)致排放量差異增大18.55%，即高排放量企業(yè)的減排力度將大于低排放量企業(yè)的減排力度，這種擴(kuò)大的差異可能是行業(yè)內(nèi)企業(yè)受到異質(zhì)性影響的體現(xiàn)，也可能是行業(yè)內(nèi)部政策實(shí)施力度不均造成扭曲的體現(xiàn)，這種不平衡會(huì)造成企業(yè)間生產(chǎn)要素流動(dòng)等影響。列（4）行業(yè)層面二氧化硫排放強(qiáng)度（den_ind）顯著降低了17.09%。列（5）利用二氧化硫排放強(qiáng)度的行業(yè)差異（den_diff）對(duì)結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)政策的嚴(yán)格實(shí)施對(duì)行業(yè)整體排放強(qiáng)度的分布狀態(tài)沒有顯著影響，減排強(qiáng)度在行業(yè)內(nèi)趨于集中，這可能是政策效果的直接反映，也可能是政策作用于企業(yè)生產(chǎn)要素分配方面導(dǎo)致的。整體來看，無論是企業(yè)層面還是行業(yè)層面，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策在污染減排方面都有顯著負(fù)向影響。

（二）資源配置及生產(chǎn)要素分析

以環(huán)保為目標(biāo)的環(huán)境規(guī)制在減少污染排放的同時(shí)勢(shì)必會(huì)打破原本市場(chǎng)的平衡，對(duì)市場(chǎng)中的資源配置產(chǎn)生影響，最直接的表現(xiàn)在TFP方面。為了進(jìn)一步分析“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策對(duì)生產(chǎn)要素分配變動(dòng)的影響，本文構(gòu)建如下模型進(jìn)行行業(yè)層面的估計(jì)：

yjct=α0+α1postt×tczjct+∑4n=2αnXjct+εjct（2）

其中，yjct分別代表三位數(shù)行業(yè)內(nèi)TFP差異水平、勞動(dòng)要素投入差異水平和資本要素投入差異水平;Xjct為上述行業(yè)層面的控制變量;εcijt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表6是行業(yè)層面TFP差異比較，列（1）表明，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策顯著提高了行業(yè)整體TFP水平（lntfp_ind）。列（2）被解釋變量為行業(yè)平均TFP（a_tfp_ind），仍顯著為正，但系數(shù)變小，這可能是因?yàn)樾袠I(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量擴(kuò)張。為了確定要素流動(dòng)對(duì)資源配置的影響，將行業(yè)內(nèi)TFP從低到高第75%分位企業(yè)與第25%分位企業(yè)的差值（tfp_diff1）作為被解釋變量，列（3）顯示，高TFP企業(yè)與低TFP企業(yè)的TFP差異被拉大，TFP在行業(yè)中的分布趨于分散，表明“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策顯著提高了資源再分配程度。列（4）利用行業(yè)內(nèi)TFP排名第90%分位企業(yè)與第10%分位企業(yè)的差值（tfp_diff2）進(jìn)行回歸，其系數(shù)約為列（3）的兩倍，表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

進(jìn)一步檢驗(yàn)生產(chǎn)要素在行業(yè)內(nèi)的流動(dòng)，以企業(yè)就業(yè)人數(shù)代表勞動(dòng)要素投入，企業(yè)固定資產(chǎn)代表資本要素投入，進(jìn)行行業(yè)層面的勞動(dòng)要素投入差異比較和資本要素投入差異比較。表7列（1）為行業(yè)內(nèi)部勞動(dòng)要素使用量（lab_ind），用行業(yè)總雇傭人數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量，結(jié)果表明行業(yè)內(nèi)勞動(dòng)人數(shù)增加;列（2）為行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（lab_pro_ind），用行業(yè)總產(chǎn)值除以行業(yè)勞動(dòng)人數(shù)總和衡量，結(jié)果表明“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策會(huì)提高行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。列（3）和列（4）分別以勞動(dòng)生產(chǎn)率第75%分位企業(yè)與第25%分位企業(yè)的差值（lab_diff1）和第90%分位企業(yè)與第10%分位企業(yè)的差值（lab_diff2）為被解釋變量，計(jì)算行業(yè)中勞動(dòng)分配的平衡性，勞動(dòng)要素在政策影響下分布趨于分散。

從表7列（5）—列（8）可以看出，行業(yè)中資本要素得到顯著增加，而資本生產(chǎn)率的影響不顯著，但資本生產(chǎn)率在行業(yè)中的分布變化與勞動(dòng)類似，政策會(huì)提高要素分配的離散程度。兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策顯著提高了行業(yè)勞動(dòng)效率，但對(duì)資本效率僅有微弱影響，這可能是因?yàn)椋阂环矫?，企業(yè)為了減少污染排放會(huì)更新生產(chǎn)技術(shù)，這種新技術(shù)往往需要引入高素質(zhì)的人力資源，這會(huì)通過帶來新技術(shù)和優(yōu)化勞動(dòng)生產(chǎn)流程等方法增強(qiáng)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率;另一方面，資本要素投入可能與污染要素投入處于平行關(guān)系，它們作用于不同的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，當(dāng)沖擊發(fā)生后，資本要素仍按原有途徑被使用;還有一種可能，資本要素使用量增加，同時(shí)部分作用于生產(chǎn)的資本被投入到污染減排中，導(dǎo)致效果不顯著。綜上所述，兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策會(huì)改變行業(yè)的要素分布，H2得以驗(yàn)證，這表明行業(yè)的資源錯(cuò)配確實(shí)存在，且隨著企業(yè)差距的擴(kuò)大，市場(chǎng)可能會(huì)產(chǎn)生更大的扭曲。

控制了企業(yè)固定效應(yīng)后，本文的結(jié)論實(shí)質(zhì)上是基于在位企業(yè)進(jìn)行分析得到的。僅通過離散度判斷行業(yè)內(nèi)的資源配置變化可能無法排除行業(yè)內(nèi)部的混雜影響，吳利學(xué)等[19]認(rèn)為，在多個(gè)生產(chǎn)率分解方法中，動(dòng)態(tài)Olley-Pakes（DOP）方法更適用于中國(guó)制造業(yè)發(fā)展。本文將采用DOP分解方法對(duì)加總的二氧化硫排放量和二氧化硫排放強(qiáng)度變化進(jìn)行分解，加總及分解公式如下：

emi=∑f∈Ω

ctifirmshare×emi（3）

ΔemiG=φS2-φS1+SE2φE2-φS2+SX1φS1-φX1=ΔqS+ΔcovS+SE2φE2-φS2+SX1φS1-φX1（4）

其中，E、S和X分別為進(jìn)入企業(yè)、在位企業(yè)和退出企業(yè);emi為行業(yè)加總的二氧化硫排放量或二氧化硫排放強(qiáng)度;firmshare為企業(yè)份額;ΔemiG為分解的二氧化硫排放量或二氧化硫排放強(qiáng)度;ΔqS為生產(chǎn)率變化的企業(yè)自身提升效應(yīng)（組內(nèi)）;ΔcovS為生產(chǎn)率變化的資源配置效應(yīng)（組間）;SE2φE2-φS2為企業(yè)進(jìn)入效應(yīng);SX1φS1-φX1為企業(yè)退出效應(yīng)。

表8為“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策對(duì)行業(yè)層面二氧化硫排放量影響的回歸結(jié)果，列（1）的回歸結(jié)果表明，上述政策顯著降低了行業(yè)層面二氧化硫排放量。列（2）被解釋變量為行業(yè)層面二氧化硫排放量的算術(shù)平均，再次證實(shí)了上述政策對(duì)行業(yè)層面二氧化硫排放量有顯著降低作用。列（3）被解釋變量為將二氧化硫排放量進(jìn)行分解后得到的OP協(xié)方差，系數(shù)顯著為正，表明上述政策使資源從低排放量企業(yè)向高排放量企業(yè)流動(dòng)。列（4）和列（5）分別為企業(yè)進(jìn)入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)，上述政策顯著降低了企業(yè)進(jìn)入對(duì)二氧化硫排放量的影響，企業(yè)退出對(duì)二氧化硫排放量的影響不顯著。

表9為“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策對(duì)行業(yè)層面二氧化硫排放強(qiáng)度影響的回歸結(jié)果，列（1）和列（2）的回歸結(jié)果表明，上述政策顯著降低了行業(yè)層面二氧化硫排放強(qiáng)度。列（3）被解釋變量為將二氧化硫排放強(qiáng)度進(jìn)行分解后得到的OP協(xié)方差，其系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，表明上述政策會(huì)使“兩控區(qū)”內(nèi)資源由高排放強(qiáng)度企業(yè)向低排放強(qiáng)度企業(yè)轉(zhuǎn)移，排放強(qiáng)度小的企業(yè)可能會(huì)受到更多資源傾斜。列（4）和列（5）的回歸結(jié)果表明，上述政策使企業(yè)進(jìn)入對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響降低了，使企業(yè)退出對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響提高了。

六、研究結(jié)論與政策啟示

基于2000—2010年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫(kù)，本文利用DID法分別從企業(yè)和行業(yè)層面研究2006年將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核后“兩控區(qū)”政策對(duì)污染減排的影響。研究結(jié)果顯示：從企業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策提高了企業(yè)的污染減排力度;從行業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策提高了行業(yè)的污染減排力度，同時(shí)提高了行業(yè)內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)效率;對(duì)行業(yè)資源配置來說，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策導(dǎo)致生產(chǎn)要素發(fā)生了不平衡流動(dòng)，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的離散程度增大。進(jìn)一步利用DOP分解方法將行業(yè)污染變化分解為企業(yè)自身提升效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、企業(yè)進(jìn)入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)四個(gè)部分進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策會(huì)促進(jìn)資源向污染強(qiáng)度低的企業(yè)流動(dòng)。本文的研究結(jié)論表明，適當(dāng)增加政府減排壓力能夠顯著提高政策的執(zhí)行效果，對(duì)未來中國(guó)制定環(huán)境政策以及如何落實(shí)政策具有重要意義。

根據(jù)以上研究結(jié)論，筆者認(rèn)為應(yīng)該加強(qiáng)長(zhǎng)期可持續(xù)的環(huán)境治理行為，強(qiáng)調(diào)高質(zhì)量發(fā)展。一項(xiàng)長(zhǎng)期有效的環(huán)境政策，對(duì)各地的發(fā)展規(guī)劃和企業(yè)的創(chuàng)新方向都有很強(qiáng)的指導(dǎo)作用，避免環(huán)境治理政策僅在短期有效，忽視了環(huán)境治理行為是需要長(zhǎng)期堅(jiān)持的現(xiàn)實(shí)。應(yīng)進(jìn)一步完善官員績(jī)效考核制度，適當(dāng)增加政府的減排壓力，與中央政府統(tǒng)一制定實(shí)施的政策相比，地方政府更能有的放矢地根據(jù)當(dāng)?shù)厍闆r出臺(tái)減排政策。將環(huán)境治理納入官員績(jī)效考核能夠?qū)崿F(xiàn)污染減排，但企業(yè)間的生產(chǎn)要素差異進(jìn)一步擴(kuò)大，具體體現(xiàn)在企業(yè)的TFP、勞動(dòng)要素投入和資本要素投入等方面。

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（責(zé)任編輯：孫 艷）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2021.08.004

[引用格式]韓超，李翀宇，張淑睿.“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績(jī)效考核政策的污染減排效應(yīng)[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2021，（8）：31-39.

收稿日期：2021-05-10

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下東北地區(qū)創(chuàng)新要素結(jié)構(gòu)分析與優(yōu)化對(duì)策研究”（18ZDA042）;國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“異質(zhì)性企業(yè)約束下環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)污染排放影響機(jī)制”（71774028）;中央宣傳部“宣傳思想文化青年英才”自選項(xiàng)目;遼寧省教育廳人文社科類重點(diǎn)項(xiàng)目“環(huán)境治理的資源再配置效應(yīng)：遼寧的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)”（LN2017ZD003）

作者簡(jiǎn)介：韓 超（1984-），男，山東東平人，研究員，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。E-mail：super263@126.com