• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的影響效應

    2022-03-01 03:34:40張振華馮嚴超田文佳
    中國人口·資源與環(huán)境 2022年12期
    關(guān)鍵詞:外商試驗區(qū)臭氧

    張振華,汪 京,馮嚴超,田文佳

    (1.蘭州大學綠色金融研究院,甘肅 蘭州 730000; 2.蘭州大學經(jīng)濟學院,甘肅 蘭州 730000; 3.鄭州大學商學院,河南 鄭州 450001)

    為實質(zhì)性改善中國空氣質(zhì)量狀況,僅依靠末端治理措施遠遠不夠,還要同時從源頭入手,采取一系列財稅、金融等手段改變資源配置及其激勵機制,推動綠色技術(shù)創(chuàng)新,實現(xiàn)減污降碳協(xié)同增效[1]。2016年6月,中國人民銀行及國家發(fā)展和改革委員會(以下稱“國家發(fā)改委”)等七部委聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導意見》,將發(fā)展綠色金融作為促進生態(tài)文明建設(shè)、實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的重要工具。2017年至今,中國已在六省九地成立了綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū),通過建立綠色金融基礎(chǔ)設(shè)施,加強金融機構(gòu)綠色金融產(chǎn)品和服務創(chuàng)新能力,促進綠色信貸、綠色保險和綠色債券發(fā)行,探索建立環(huán)境權(quán)益交易市場,以及建立綠色金融風險防范機制,逐步積累了綠色金融發(fā)展經(jīng)驗。

    溫室氣體和大氣污染物同根同源,主要都源于化石燃料的燃燒利用過程[2-3]??諝赓|(zhì)量監(jiān)測指標包括空氣質(zhì)量指數(shù)及PM2.5、PM10、二氧化硫、氮氧化物、一氧化碳、臭氧六項大氣污染物[4]?!?021中國碳中和與清潔空氣協(xié)同路徑》報告顯示,近幾年二氧化硫、一氧化碳和PM2.5等大氣污染物均得到有效防治,但唯獨臭氧濃度持續(xù)上升。臭氧污染問題愈加嚴峻,成為中國大氣污染治理和溫室氣體減排方面面臨的棘手問題。

    基于以上分析,該研究提出相應的研究問題:①建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)能否有效治理城市近地面臭氧污染?②區(qū)域異質(zhì)性視角下,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的效應會有何不同?③哪些關(guān)鍵因素可能對上述影響效應產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用?因此,該研究利用2014—2019年中國215個城市面板數(shù)據(jù),通過使用雙重差分法(DID)和合成控制法(SCM)估計綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對城市近地面臭氧污染的影響,探究外商直接投資和金融發(fā)展水平所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用,并運用事件研究法、安慰劑檢驗、替換被解釋變量、控制其他環(huán)境政策和使用季度數(shù)據(jù)進一步開展穩(wěn)健性檢驗。

    1 文獻綜述

    綠色金融政策是指政府部門對于金融機構(gòu)、企業(yè)制定的有關(guān)融資條件、融資流程及激勵舉措的一系列制度安排,在中國主要表現(xiàn)為國家發(fā)改委、財政部及銀監(jiān)會等部門頒布的規(guī)章制度,旨在規(guī)范、促進綠色金融的發(fā)展[5]。現(xiàn)有綠色金融政策文獻從綠色金融政策的演進趨勢及提升建議、綠色經(jīng)濟發(fā)展效應和減污降碳效應等不同角度開展了相關(guān)研究。

    一是綠色金融政策的演進趨勢及提升建議。中國綠色金融體系具有戰(zhàn)略化、整體化和協(xié)同化的特征,總體發(fā)展指數(shù)呈上升趨勢,但總體水平不高,整體區(qū)域差距呈下降趨勢,呈現(xiàn)出明顯的兩極分化趨勢和俱樂部趨同現(xiàn)象,區(qū)域、年份等影響因素所導致的顯著性也不相同[6-8]。高贏[9]運用Dagum基尼系數(shù)等方法研究發(fā)現(xiàn),中國八大綜合經(jīng)濟區(qū)綠色發(fā)展績效水平整體偏低且呈現(xiàn)鮮明非均衡態(tài)勢,各綠色發(fā)展區(qū)域的協(xié)同性很大程度上被各社會經(jīng)濟因素對八大綜合經(jīng)濟區(qū)綠色發(fā)展績效的差異性影響所弱化。在綠色金融政策提升建議方面,Zhang等[10]研究認為中國綠色信貸政策實施中存在的主要問題是對政策細節(jié)模糊、執(zhí)行標準不明確及環(huán)境信息缺乏。綠色金融政策在中國國內(nèi)經(jīng)歷了從體系構(gòu)建到制度完善再到不同發(fā)展模式的發(fā)展過程,目前仍存在較大的提升空間,譬如可從市場融資方法、獎懲管理體制等方面入手,繼續(xù)提高綠色金融政策的有效實施[6,11-12]。由于政策演進研究有利于深入闡述政策變遷規(guī)律和演進邏輯,已有研究對國內(nèi)外的綠色金融政策的演進和建議都已做了全面的分析解讀[13]。不過相當一部分文獻對政策的實際成效缺乏關(guān)注,亟須開展進一步驗證。

    二是綠色金融政策對綠色經(jīng)濟發(fā)展的有效性。Wu等[14]利用動態(tài)面板模型研究得出,環(huán)境規(guī)制與中國的貿(mào)易效率之間存在顯著的U型關(guān)系,提高綠色全要素能源效率對實現(xiàn)減排和產(chǎn)業(yè)共贏發(fā)展至關(guān)重要,是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵。由于2008—2020年綠色金融無法與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、生態(tài)環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展有效掛鉤,綠色金融發(fā)展程度不高,制約了綠色金融與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展,但綠色金融政策對綠色經(jīng)濟發(fā)展一直存在積極影響,且有效性在不斷增強[15]。王修華等[16]基于中國滬深A股制造業(yè)上市公司季度數(shù)據(jù)進行實證分析,發(fā)現(xiàn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策顯著抑制了試驗區(qū)的整體企業(yè)發(fā)展,明顯降低了污染企業(yè)的生產(chǎn)效率,促進了綠色企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。綠色信貸政策作為代表性綠色金融政策,可以提高綠色信貸量,優(yōu)化綠色經(jīng)濟結(jié)構(gòu),在提高綠色上市公司的融資便利性、降低銀行成本效率、改善銀行信貸風險管理等方面均有顯著正效應[17-19]。Zhang等[10]通過DID模型研究綠色信貸政策,認為綠色信貸政策對“兩高”企業(yè)的短期融資行為具有激勵作用,但在長期內(nèi)具有懲罰性效應。也有研究認為綠色債券雖然可以發(fā)揮傳統(tǒng)融資功能,但是不能更好地吸引社會投資[20]。從不同角度出發(fā),綠色金融政策對于綠色經(jīng)濟發(fā)展的效應各異,但總體上表現(xiàn)出提高綠色經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的正效應。

    三是綠色金融政策的減污降碳效應。綠色金融政策的效應不僅體現(xiàn)在推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量,還體現(xiàn)在減污降碳效應方面。綠色金融政策使綠色金融試點地區(qū)的碳排放量增長趨勢明顯低于非試點地區(qū),能協(xié)同環(huán)境規(guī)制促進工業(yè)污染治理,且對工業(yè)廢氣、工業(yè)煙塵、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水、二氧化硫和二氧化碳排放量等具有積極作用[10,21-24]。Shen等[25]采用橫截面增廣自回歸分布滯后方法,證實了綠色投資與碳排放呈負相關(guān),而國家自然資源租金與碳排放呈正相關(guān)。減污降碳對于經(jīng)濟的發(fā)展具有重要意義。中國區(qū)域能源高效利用具有明顯的空間效應,而通過強化節(jié)能減排技術(shù)與管制,可以挖掘節(jié)能減排潛力,實現(xiàn)區(qū)域差異化節(jié)能減排[26-27]。中國綠色金融政策的發(fā)展可以從經(jīng)濟、金融和環(huán)境三個維度采取多種措施,促進能源可持續(xù)發(fā)展,從而治理化工污染[28]。已有研究從多方面證實,各類綠色金融政策在大氣環(huán)境領(lǐng)域的減污降碳方面具有顯著的治理效果。

    已有綠色金融政策的相關(guān)研究從綠色金融政策演進趨勢、綠色經(jīng)濟發(fā)展效應及減污降碳效應等方面展開,實證分析方法科學全面,研究成果也為推進綠色金融政策、完善綠色金融體系作出了相應貢獻。但是已有文獻多從政策變遷、綠色金融體系的有效性評估等方面入手,針對所有省份或個別城市樣本開展研究,而鮮有學者針對大氣污染物中的臭氧治理效應開展相應的實證研究,對于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)影響臭氧治理的影響機理和區(qū)域異質(zhì)性解釋力較低?;诖耍撗芯坷?014—2019年中國215個城市面板數(shù)據(jù),通過構(gòu)建DID模型估計綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對城市近地面臭氧污染的影響,并探究外商直接投資和金融發(fā)展水平所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

    2 政策背景與研究假說

    2.1 綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策背景

    綠色金融在推動綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級等方面有著重要作用。通過實施綠色金融政策,能夠推動對節(jié)能環(huán)保、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領(lǐng)域的投融資支持,同時限制淘汰落后產(chǎn)能,提高新舊動能的轉(zhuǎn)換速度,引導資金流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)[6]。2017年6月,中國人民銀行和銀監(jiān)會等七部委聯(lián)合印發(fā)《建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)總體方案》,截至2022年6月已在六省九地成立綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)。各綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)結(jié)合自身實際情況,出臺了相關(guān)的政策制度及實施細則(表1)。

    表1 六省九地試驗區(qū)的典型性綠色金融政策

    綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的試點落實情況和試點效應,主要體現(xiàn)在以下三個方面[29]。第一,各試驗區(qū)結(jié)合本地具體發(fā)展情況總結(jié)出可復制可推廣的綠色金融經(jīng)驗,在貨幣信貸政策、金融監(jiān)管政策、財稅獎補政策和機構(gòu)內(nèi)部管理政策方面作出積極探索并取得了不錯成效。第二,各試驗區(qū)依托綠色金融改革創(chuàng)新優(yōu)勢,積極為國家戰(zhàn)略服務,持續(xù)推進地方生態(tài)文明建設(shè),充分發(fā)揮金融支持實體經(jīng)濟功能,促進地方綠色低碳經(jīng)濟轉(zhuǎn)型,提高生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。第三,各試驗區(qū)推動綠色金融產(chǎn)品和服務方式創(chuàng)新發(fā)展、不斷拓展綠色金融融資渠道,推動綠色低碳技術(shù)的研發(fā)和推廣應用,為生態(tài)產(chǎn)品價值化與市場化提供政策支撐與激勵,為企業(yè)實施綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型與落實環(huán)境責任提供行為激勵,使得地方綠色金融市場穩(wěn)步增長。

    2.2 研究假說

    綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)伴隨的綠色金融政策目標之一在于通過減污降碳協(xié)同增效,實現(xiàn)大氣污染物和溫室氣體協(xié)同減排目標,改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)橫跨中國的東、中、西部地區(qū)。中國不同地理區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度、空氣污染主要來源等因素各不相同。例如,中國東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的比重較大,人口密度大,道路網(wǎng)相對密集,機動車保有量高,移動源污染是空氣污染的重要來源;而西部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的比重較大,人口密度小,道路網(wǎng)相對稀疏,汽車保有量低,工業(yè)生產(chǎn)污染是大氣污染的重要來源。因此,不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對近地面臭氧污染的影響可能存在異質(zhì)性?;谏鲜隼碚摲治?,該研究提出以下假說。

    假說1:綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)能顯著降低近地面臭氧污染。

    假說2:不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對近地面臭氧污染的影響存在異質(zhì)性。

    外商直接投資對環(huán)境污染的影響存在不確定性。已有關(guān)于外商直接投資與環(huán)境污染的研究主要分為兩種觀點:“污染光環(huán)”與“污染天堂”。“污染光環(huán)”假說認為外商直接投資所帶來的先進技術(shù)、先進理念可以促進地區(qū)發(fā)展的綠色轉(zhuǎn)型,減少當?shù)氐沫h(huán)境污染,同時外商直接投資也可能會借助規(guī)模效應和結(jié)構(gòu)效應提高當?shù)仄髽I(yè)的治污效應,降低負向產(chǎn)出,提高綠色生產(chǎn)效率[30]?!拔廴咎焯谩奔僬f認為,外商在某地投資的原因可能是因為該地的污染規(guī)制水平相對較低,污染成本低給外商投資帶來很大的獲利空間,致使外商投資會加重當?shù)丨h(huán)境污染[31]。此外,外商直接投資可能會影響綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對近地面臭氧污染的降低效果。已有研究發(fā)現(xiàn)面對外商直接投資的激勵時,地方政府在外商直接投資與環(huán)境管制的博弈中存在選擇外商直接投資而放松環(huán)境管制的現(xiàn)象,進而影響政府環(huán)境政策的效率[32-33]。但這種作用效果存在不確定性,上述兩種環(huán)境污染假說均有可能存在。基于上述理論分析,該研究提出以下具有競爭性的假說。

    假說3a:外商直接投資能顯著降低近地面臭氧污染。

    假說3b:外商直接投資能顯著增加近地面臭氧污染。

    假說4a:外商直接投資在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染的過程中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。

    假說4b:外商直接投資在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染的過程中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用。

    金融發(fā)展水平對環(huán)境污染具有雙重效應。胡宗義等[34]的研究將金融發(fā)展對環(huán)境污染的影響分解為規(guī)模效應與技術(shù)效應。規(guī)模效應增加污染程度,技術(shù)效應減弱污染程度。分階段來看,金融發(fā)展與環(huán)境污染之間存在門檻特征:金融發(fā)展水平較低時,規(guī)模效應大于技術(shù)效應,金融發(fā)展對污染排放具有顯著促進作用,金融發(fā)展水平較高時,規(guī)模效應小于技術(shù)效應,金融發(fā)展對污染排放具有顯著抑制作用。此外,對于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)而言,更高的金融發(fā)展水平意味著更高的金融效率,金融發(fā)展水平對綠色金融政策的實施效果具有促進作用,同時也有研究發(fā)現(xiàn)更高的金融水平通過能源消費效應來減弱政策的實施效果這一現(xiàn)象[10,35-36]。因此金融發(fā)展水平可能會正向或負向調(diào)節(jié)綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對近地面臭氧污染的降低效果?;谏鲜隼碚摲治?,該研究提出以下具有競爭性的假說。

    假說5a:金融發(fā)展水平能顯著降低近地面臭氧污染。

    假說5b:金融發(fā)展水平能顯著增加近地面臭氧污染。

    假說6a:金融發(fā)展水平在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染的過程中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。

    假說6b:金融發(fā)展水平在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染的過程中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用。

    基于上述分析,構(gòu)建出綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)影響臭氧污染的研究設(shè)計框架,如圖1所示。

    圖1 綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)影響臭氧污染的研究設(shè)計框架

    3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

    3.1 模型構(gòu)建

    截至2022年6月,中國共設(shè)立兩批綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū),分別為2017年6月首批設(shè)立的貴安新區(qū)(貴陽市與安順市)、衢州市、湖州市、贛江新區(qū)(南昌市與九江市)、廣州市、昌吉州、哈密市、克拉瑪依市,以及2019年11月第二批設(shè)立的蘭州新區(qū)(蘭州市)。該研究旨在研究首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)中涉及的8個城市(昌吉州與哈密市因數(shù)據(jù)缺失嚴重而剔除)的近地面臭氧污染是否得到有效治理。通過將綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)看作一次準自然實驗,利用雙重差分(DID)模型開展政策實施效應評估。DID模型通過對政策實施前后進行時間趨勢上的差分及對實驗組和對照組之間進行政策實施與否的差分,以剔除隨時間變化及不可觀測的其他因素,從而識別出政策實施的凈效應[37]。該研究主要基于2017年的試驗區(qū)城市樣本,將2017年首批設(shè)立的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)涉及的8個城市定義為實驗組,其余城市定義為對照組(部分城市因數(shù)據(jù)缺失嚴重而剔除,包括昌都、儋州、濟源、萊蕪、林芝、日喀則、山南和諸暨等)。該研究通過215個城市2014—2019年的面板數(shù)據(jù),將2018年設(shè)為政策處理時點,構(gòu)建基準DID模型如下:

    其中:Emissionit表示城市i在第t年的臭氧污染。Policyit=Treati×Periodt,Treati表示綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的政策虛擬變量,若該城市是政策試點地區(qū),取值為1,否則取值為0;Periodt表示政策試點前后的時間虛擬變量,政策試點期間取1,非試點期間取0。Xit表示控制變量矩陣,包括經(jīng)濟發(fā)展水平(Deve)、公路里程數(shù)(Road)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平(Structure)、人口密度(Population)、機動車保有量(Cars)、受教育水平(Edu)和能源生產(chǎn)水平(Energy)。μi、νt、εit分別表示個體固定效應、時間固定效應和隨機擾動項。β1表示政策虛擬變量與時間虛擬變量的交互項的系數(shù),即政策效應。若β1顯著為負,則表示綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)可以降低近地面臭氧污染。

    此外,進一步構(gòu)建包含交互項的DID模型如下:

    其中:FDIit表示城市i在第t年的外商直接投資;Financeit表示城市i在第t年的金融發(fā)展水平。Policyit×FDIit表示外商直接投資和雙重差分項的交互項;Policyit×Financeit表示金融發(fā)展水平和雙重差分項的交互項。

    3.2 數(shù)據(jù)說明

    被解釋變量為近地面臭氧污染。數(shù)據(jù)來自全國城市空氣質(zhì)量實時發(fā)布平臺,由日度數(shù)據(jù)整理為年度數(shù)據(jù)。

    核心解釋變量Policyit為政策虛擬變量與時間虛擬變量的交互項,用于設(shè)定DID模型中的不同試點地區(qū)與政策發(fā)生前后時間。若某城市在某年實行了綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策,則解釋變量取值為1,否則取值為0。

    調(diào)節(jié)變量分別為:①外商直接投資(FDI)。外商直接投資可能給當?shù)貛怼拔廴竟猸h(huán)”效應或“污染天堂”效應,進而影響當?shù)氐目諝赓|(zhì)量[30-31]。選用各城市實際利用外資金額的自然對數(shù)衡量外商直接投資。②金融發(fā)展水平(Finance)。金融發(fā)展水平通過提高金融效率及減少資源錯配,影響城市的臭氧污染程度[38]。選用金融行業(yè)從業(yè)人員占比的自然對數(shù)衡量金融發(fā)展水平。

    控制變量分別為:①經(jīng)濟發(fā)展水平(Deve)。選用各城市人均GDP的自然對數(shù)來衡量當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平,對樣本城市的經(jīng)濟增長與近地面臭氧濃度之間的關(guān)系進行控制,減少不同城市之間不同環(huán)境庫茲涅茨拐點對分析結(jié)果的干擾[39]。②公路里程數(shù)(Road),機動車保有量(Cars)和人口密度(Population)。公路里程數(shù)通過影響機動車行駛時間與道路擁堵情況等因素來影響機動車排放量,進而影響近地面臭氧濃度。王鑫龍等[40]的研究表明,人均機動車保有量與人口密度會對當?shù)亟孛娉粞鯘舛仍斐娠@著影響。因此,該研究在已有研究的基礎(chǔ)上,將公路里程數(shù),機動車保有量和人口密度作為控制變量納入模型,并將其分別進行自然對數(shù)處理。③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Structure)。工業(yè)生產(chǎn)是臭氧等大氣污染的重要來源之一[41]。因此該研究選用各城市第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來控制地區(qū)工業(yè)發(fā)展對近地面臭氧濃度造成的影響。④受教育水平(Edu)。一個城市的受教育水平會在一定程度上影響當?shù)氐娜肆Y本。人力資本作為創(chuàng)新研發(fā)的重要基礎(chǔ),能夠引導結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)轉(zhuǎn)型,促使經(jīng)濟運行向綠色增長路徑轉(zhuǎn)型并在一定程度上提高政策實施效率[42]。同時受教育水平也會影響當?shù)鼐用竦沫h(huán)境保護意識,進而影響當?shù)氐拇髿馕廴舅剑?3]。該研究選用各城市財政支出中教育支出的自然對數(shù)來衡量當?shù)氐氖芙逃?。⑤能源生產(chǎn)水平(Energy)。能源生產(chǎn)過程中造成的排放是大氣污染的重要來源之一[44]。李繁榮等[45]的研究指出能源生產(chǎn)對環(huán)境造成污染,特別是大氣污染,并指出優(yōu)化能源的生產(chǎn)與消費是推動綠色發(fā)展的重要方式。選用能源行業(yè)從業(yè)人員占比的自然對數(shù)來衡量當?shù)氐哪茉瓷a(chǎn)水平。

    以上各個控制變量指標與數(shù)據(jù)均來自2014—2019年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》等,剔除了數(shù)據(jù)缺失嚴重的樣本,部分缺失數(shù)據(jù)用插值法進行補全。變量的描述性統(tǒng)計見表2。

    表2 變量的描述性統(tǒng)計

    4 實證結(jié)果與分析

    4.1 平行趨勢檢驗

    DID模型要求樣本對照組和樣本實驗組滿足平行趨勢假設(shè),從而保證估計量的無偏。具體而言,在該研究的基準回歸模型中,平行趨勢假設(shè)是指在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策實施之前,試點城市和非試點城市近地面臭氧濃度的情況在時間趨勢上應大體一致。而在政策實施之后,實驗組和對照組的平行趨勢應被打破,試點城市的近地面臭氧濃度相對非試點城市出現(xiàn)了趨勢上的顯著變化特征。平行趨勢檢驗結(jié)果如圖2所示,其中橫軸表示年份,縱軸表示城市近地面臭氧濃度的均值,實線表示政策試點城市近地面臭氧濃度平均值的年度變化趨勢,虛線表示非政策試點城市近地面臭氧濃度平均值的年度變化趨勢。圖2結(jié)果表明,在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策實施之前(2018年之前),試點城市與非試點城市的近地面臭氧濃度均值保持平行趨勢。而在試點政策實施之后,試點城市的近地面臭氧濃度均值開始顯著低于非試點城市,這種趨勢持續(xù)至樣本期結(jié)束。以上分析表明,所用基準回歸模型的平行趨勢假設(shè)成立,可以開展分析。

    圖2 綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策實施前后城市臭氧平均濃度

    4.2 全樣本和分區(qū)域樣本的基準回歸結(jié)果

    表3的回歸結(jié)果表明,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)顯著降低了城市近地面臭氧濃度,在一定程度上減緩了環(huán)境污染。表3中列(1)—列(3)呈現(xiàn)了全樣本回歸結(jié)果:在基準模型中控制城市和時間效應后能夠更加準確地提煉出政策效應;在控制了城市層面多種客觀因素和不客觀因素后,雙重差分項系數(shù)在1%的水平上顯著為負,說明試點政策降低了近地面臭氧污染,假說1(綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)能顯著降低近地面臭氧污染)得到驗證。

    關(guān)于控制變量,基于全樣本的回歸結(jié)果表明,人口密度、機動車數(shù)量對近地面臭氧濃度的增加均有促進作用,即人口規(guī)模的增大和人均機動車保有量的增多會加劇臭氧污染,惡化空氣質(zhì)量,與理論預期相符。

    考慮到分區(qū)域樣本中,部分區(qū)域的樣本量較少,可能帶來估計效度的問題,因此在全樣本基準回歸的基礎(chǔ)上,使用合成控制法(SCM)對政策效應的區(qū)域異質(zhì)性進行分析?;鶞驶貧w采用的政策評估方法,即雙重差分法,在分區(qū)域樣本中具有一定的局限性,主要體現(xiàn)在:實驗組相比于對照組的樣本數(shù)量過少,對照組未進行匹配篩選等因素可能造成政策內(nèi)生性問題。王修華等[16]和Zhang等[10]運用雙重差分與傾向得分匹配的方法開展了相應研究;蘇治等[46]的研究中采用了合成控制法取代雙重差分法與傾向得分匹配法。合成控制法相對于雙重差分法、傾向得分匹配法的優(yōu)勢在于:①作為一種非參數(shù)的方法,擴展了傳統(tǒng)的雙重差分法。②通過數(shù)據(jù)驅(qū)動確定權(quán)重,減少了主觀選擇的誤差,避免了政策內(nèi)生性問題。③可以對單個研究個體提供與之對應的合成控制對象,避免平均化的評價。鑒于以上原因,進一步采用合成控制法進行區(qū)域異質(zhì)性分析。

    分別對東部、中部、西部三個區(qū)域樣本中的單個實驗組使用合成控制法進行分析。選取各自區(qū)域樣本集合內(nèi)其他的非試點城市作為控制組,使用合成控制法對控制組中的樣本進行篩選和賦予權(quán)重,構(gòu)造一個與實驗組在政策處理前類似的合成控制對象,進而開展政策評估。如圖3—圖5所示,各組在2018年之前的擬合效果都較好,2018年后,實驗組樣本的近地面臭氧濃度顯著下降,合成控制組樣本的近地面臭氧濃度有上升趨勢,說明綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)可以降低近地面臭氧濃度,DID模型估計結(jié)果較好。對于東部地區(qū)而言,試驗區(qū)政策在湖州對臭氧污染治理的效果并不好,但在廣州和衢州對臭氧污染治理的影響較為顯著(圖3)。對于中部地區(qū)而言,試驗區(qū)政策在南昌和九江對臭氧污染治理的影響都較大(圖4)。對于西部地區(qū)而言,試驗區(qū)政策在安順對臭氧污染治理的影響較為顯著,在貴陽和克拉瑪依對臭氧污染治理的影響相對于安順而言較弱(圖5)。假說2(不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對近地面臭氧污染的影響存在異質(zhì)性)得到驗證。

    圖3 湖州、廣州和衢州的合成控制法結(jié)果

    圖4 南昌和九江的合成控制法結(jié)果

    圖5 貴陽、安順和克拉瑪依的合成控制法結(jié)果

    4.3 調(diào)節(jié)效應的全樣本分析

    外商直接投資與金融發(fā)展水平等地區(qū)間差異可能會影響綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策的實施效果。對此,在模型(2)和模型(3)中通過設(shè)置外商直接投資、金融發(fā)展水平分別與雙重差分項的交互項,考察綠色金融改革試驗區(qū)對城市近地面臭氧濃度的異質(zhì)性影響。

    外商直接投資的差異。外資流入的環(huán)境溢出效應具有不確定性。一方面,“污染光環(huán)”假說認為,外商直接投資可以為東道國帶來更為先進的發(fā)展理念、更加順應企業(yè)的管理制度及更為高效的生產(chǎn)技術(shù),提高生產(chǎn)效率,改善環(huán)境質(zhì)量[30]。另一方面,“污染天堂”假說認為,東道國可能面臨較低的環(huán)境規(guī)制水平等因素導致劣質(zhì)外商直接投資的大量涌入,進而增加環(huán)境負擔[31]。選用各城市實際利用外資金額的自然對數(shù)衡量外商直接投資(FDI),在基準回歸模型中納入外商直接投資和雙重差分項的交互項(Policy×FDI)。表4中列(1)—列(3)的回歸結(jié)果表明,政策主效應顯著為負,外商直接投資的系數(shù)并不顯著,而交互項系數(shù)顯著為正。該研究的模型回歸結(jié)果表明,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)在樣本期內(nèi)的外商直接投資本身并不會對臭氧污染直接造成顯著的“污染天堂”效應,但外商直接投資的增長不利于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理,間接造成“污染天堂”效應。這是因為面對外商直接投資的激勵時,地方政府在外商直接投資與環(huán)境管制的博弈中存在選擇外商直接投資而放松環(huán)境管制的現(xiàn)象,進而影響政府環(huán)境政策的效率[32-33]。假說4b(外商直接投資在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染的過程中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用)得到驗證。

    金融發(fā)展水平的差異。城市金融發(fā)展水平的提升直接優(yōu)化了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)資源配置能力,尤其有助于降低高污染、高耗能企業(yè)的資源錯配率,提高企業(yè)生產(chǎn)效率,降低非期望產(chǎn)出,最終改善城市環(huán)境質(zhì)量[38]。因而金融發(fā)展水平的提升可以使得綠色金融改革創(chuàng)新實驗區(qū)的政策效應更加顯著。該研究選用金融行業(yè)從業(yè)人員占比的自然對數(shù)(Finance)衡量金融發(fā)展水平,并在基準回歸模型中納入金融發(fā)展水平和雙重差分項的交互項(Policy×Finance)。表4中列(1)、列(4)和列(5)的回歸結(jié)果表明,政策主效應顯著為負,金融發(fā)展水平的系數(shù)并不顯著,而交互項系數(shù)顯著為負。該研究的模型回歸結(jié)果表明,雖然金融發(fā)展水平本身對臭氧污染沒有顯著影響,但是在金融發(fā)展水平較高的城市,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策對臭氧污染的改善效果更好。這是因為對于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)而言,更高的金融發(fā)展水平意味著更高的金融效率,金融發(fā)展水平對綠色金融政策的臭氧污染治理效果具有促進作用[10,35-36]。假說6a(金融發(fā)展水平在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染的過程中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用)得到驗證。

    表4 全樣本的交互效應回歸結(jié)果

    4.4 調(diào)節(jié)效應的區(qū)域異質(zhì)性分析

    由于東部地區(qū)與中西部地區(qū)在外商直接投資與金融發(fā)展水平上有顯著異質(zhì)性,該研究在對全樣本分析的基礎(chǔ)上,進一步對東部與中西部兩個分區(qū)域樣本進行異質(zhì)性分析,回歸結(jié)果見表5。關(guān)于外商直接投資效應,在東部地區(qū)和中西部地區(qū)政策主效應全部顯著為負,外商直接投資的系數(shù)并不顯著;而交互項系數(shù)在東部地區(qū)顯著為正,在中西部地區(qū)顯著為負。這說明外商直接投資本身對臭氧污染沒有顯著影響。但是,在東部地區(qū),外商直接投資的增長不利于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理,間接造成“污染天堂”效應;在中西部地區(qū),外商直接投資的增長有利于促進綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理,間接帶來“污染光環(huán)”效應。一方面,東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平高,生產(chǎn)要素完備,相比于中西部地區(qū)的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū),清潔型與污染型等各類外商更有動力在東部地區(qū)的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)進行投資與生產(chǎn),進而造成“污染天堂”效應[31]。因此,在東部地區(qū),外商直接投資對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)抑制臭氧污染存在顯著的負向調(diào)節(jié)作用。另一方面,中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)水平相較東部地區(qū)較差,外商直接投資可以為中西部地區(qū)的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)帶來技術(shù)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,進而實現(xiàn)“污染光環(huán)”效應[30](表5)。因此,在中西部地區(qū),外商直接投資對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)抑制臭氧污染存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

    關(guān)于金融發(fā)展水平,在東部地區(qū)和中西部地區(qū)政策主效應全部顯著為負,外商直接投資的系數(shù)并不顯著;而交互項系數(shù)在東部地區(qū)顯著為負,在中西部地區(qū)并不顯著為負。這說明金融發(fā)展水平本身對臭氧污染沒有顯著影響。但是,在東部地區(qū),金融發(fā)展水平的提升強化了綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理效應;在中西部地區(qū),金融發(fā)展水平的提升并不會顯著增強綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理效應。一方面,相比于中西部地區(qū),東部地區(qū)的整體經(jīng)濟發(fā)展水平較高,金融發(fā)展水平較高,有助于提高綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的金融效率并減少資源錯配率,進而通過提高企業(yè)生產(chǎn)效率并降低非期望產(chǎn)出,最終改善臭氧污染治理情況[38]。因此,在東部地區(qū),金融發(fā)展水平對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)抑制臭氧污染存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。另一方面,相比于東部地區(qū),中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相對滯后,金融發(fā)展水平不高,對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的金融效率提高可能并不顯著(表5)。因此,在中西部地區(qū),金融發(fā)展水平對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)抑制臭氧污染并不存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

    表5 分區(qū)域的交互效應回歸結(jié)果

    5 穩(wěn)健性檢驗

    5.1 基于事件研究法的穩(wěn)健性檢驗

    平行趨勢假設(shè)是DID模型的重要假設(shè)之一,在該研究中平行趨勢假設(shè)體現(xiàn)為在試點政策前后,實驗組與對照組的近地面臭氧濃度具有類似平行變化的趨勢。平行趨勢檢驗的方法,主要包括王修華等[16]的研究中采用的平行趨勢圖法或圖像觀察法,及韓永輝等[47]的研究中采用的事件研究法兩種方法。參考徐佳等[48]的研究中采用平行趨勢檢驗作為穩(wěn)健性檢驗,為了保證DID模型回歸結(jié)果的無偏性,在采取平行趨勢圖法的基礎(chǔ)上,運用事件研究法進一步檢驗平行趨勢假設(shè),具體計量模型如下:

    其中:Beforex、Currentt、Postt分別表示政策處理前、中、后時點的虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項,Periodt表示政策處理時點的虛擬變量,Xit表示控制變量矩陣。選用試點政策實施前一期為模型的基準組,為了消除多重共線性,剔除政策處理前一年的Beforex交互項。

    表6與圖6匯報了事件研究法回歸結(jié)果與回歸系數(shù)及其對應的95%置信區(qū)間??梢钥闯觯圏c政策實施前,回歸系數(shù)均不顯著異于0,而政策實施后的回歸系數(shù)顯著,符合平行趨勢假設(shè)。

    圖6 基于事件研究法的平行趨勢檢驗

    表6 基于事件研究法的穩(wěn)健性檢驗

    5.2 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

    為了檢驗綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)試點政策是否對多種大氣污染都存在降低效應,選取二氧化硫(SO2)、二氧化氮(NO2)兩種大氣污染物衡量指標替換被解釋變量。如果綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對其他大氣污染也存在降低效應,則說明綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的降低效應并不是由其他偶然因素引起的。表7匯報了替換被解釋變量的回歸結(jié)果?;貧w結(jié)果表明,在控制一系列影響因素后,樣本期內(nèi)綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對NO2有降低效應,對SO2并不存在顯著影響。從臭氧的形成機制來看,近地面臭氧污染是在高溫光照條件下,由機動車、發(fā)電廠、燃煤鍋爐和水泥爐窯排放的NOx,及機動車和石化工業(yè)排放的有機溶劑所產(chǎn)生的VOCs,在光照太陽輻射的催化作用下產(chǎn)生的[49]。因此,NO2的降低與臭氧污染的降低存在顯著的協(xié)同性,這進一步證明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

    表7 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

    5.3 基于安慰劑檢驗的穩(wěn)健性檢驗

    由于基準回歸結(jié)果可能受遺漏變量、隨機因素等不可觀測因素的影響,該研究借鑒已有文獻[50-51]的做法,通過在215個樣本城市中隨機篩選8個綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū),構(gòu)造了對實驗組選擇的隨機反事實實驗,并根據(jù)實驗得到的估計系數(shù)與t值判斷結(jié)論的可靠性。為進一步增強安慰劑檢驗的效力,將上述隨機實驗重復1 000次,繪制出反事實估計系數(shù)與t值的概率密度圖,在此基礎(chǔ)上,驗證臭氧污染的降低效果是否顯著受到除綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策外的其他因素的影響。若隨機處理情況下,反事實的估計系數(shù)與t值分布在0附近,則意味著基準回歸中識別出的影響效應的確是由于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策發(fā)生帶來的結(jié)果。檢驗結(jié)果如圖7所示,隨機處理后的估計系數(shù)與t值集中分布于0附近,表明臭氧污染的治理效果不是由其他不可觀測的因素造成的,在模型設(shè)定中并不存在嚴重的遺漏變量問題,基準回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

    圖7 隨機處理后的估計系數(shù)與t值分布

    5.4 控制其他環(huán)境政策影響的穩(wěn)健性檢驗

    綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)試點政策實施前后推行的其他國家級環(huán)境政策也可能會對臭氧污染造成影響,因此借鑒已有文獻[52]的方法,收集并整理了2018年前后與綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)試點城市相關(guān)的國家級環(huán)境政策,包括《國家生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)方案》《國家低碳城市試點工作的通知》。通過在基準回歸方程中加入兩個同期的環(huán)境政策的虛擬變量與時間趨勢的交互項,控制回歸結(jié)果中兩個環(huán)境政策對臭氧污染的影響。表8匯報了控制其他環(huán)境政策影響的回歸結(jié)果。從表8中列(4)可以看出,在加入了其他環(huán)境政策的交互項后,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策虛擬變量系數(shù)與列(1)中基準回歸結(jié)果相差不大,并且兩個同期環(huán)境政策的系數(shù)均不顯著,表明綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的降低效應受其他環(huán)境政策的影響較小,說明基準回歸結(jié)果穩(wěn)健。

    表8 控制其他環(huán)境政策影響的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

    5.5 基于臭氧季度數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗

    該研究選取的臭氧濃度數(shù)據(jù)來自全國城市空氣質(zhì)量實時發(fā)布平臺的各地臭氧實時監(jiān)測數(shù)據(jù)。根據(jù)《環(huán)境空氣質(zhì)量標準》(GB3095-2012),臭氧納入監(jiān)測的實施時間分為“四步走”:2012年,在京津冀、長三角、珠三角等重點區(qū)域及直轄市和省會城市開展臭氧監(jiān)測;2013年在113個環(huán)境保護重點城市和環(huán)保模范城市開展監(jiān)測;2015年在所有地級以上城市開展監(jiān)測;2016年全國各地都要按照該標準監(jiān)測和評價環(huán)境空氣質(zhì)量狀況,并向社會發(fā)布監(jiān)測結(jié)果。直至2015年前后,全國各城市才完成開展臭氧監(jiān)測工作。因此選取的樣本期只有2014—2019年。為了進一步捕捉臭氧濃度變化的時間規(guī)律、得到更穩(wěn)健的結(jié)論,收集2014—2019年各季度臭氧濃度的季度數(shù)據(jù),運用雙重差分法進行穩(wěn)健性檢驗。

    表9匯報了以季度數(shù)據(jù)為樣本的回歸結(jié)果,表明:將年度樣本數(shù)據(jù)替換為季度樣本數(shù)據(jù)后,Policy的系數(shù)仍顯著為負。加入了季度固定效應后,估計系數(shù)絕對值比基準回歸中的結(jié)果更小,這表明年度數(shù)據(jù)可能掩蓋了一年中不同季度的臭氧濃度變化趨勢、將各季度的臭氧濃度差異加總,使得基準回歸的估計系數(shù)偏大。在此基礎(chǔ)上加入城市-年度交互固定效應后,估計系數(shù)絕對值進一步變小,且顯著性變?nèi)?,說明臭氧濃度會在一定程度上受到交互固定效應的影響。季度數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果仍顯著為負,表明基準回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

    表9 臭氧季度數(shù)據(jù)樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

    6 結(jié)論與政策建議

    綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)是中國人民銀行、銀監(jiān)會等部委,響應國家發(fā)展綠色金融以促進生態(tài)文明建設(shè)并實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的指導意見而提出的試點政策。該研究圍繞首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的影響效應展開討論,實證分析了首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的影響效應,并進一步探究了影響效應的區(qū)域異質(zhì)性,及外商直接投資與金融發(fā)展水平對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)影響臭氧污染的調(diào)節(jié)作用。主要結(jié)論如下。

    (1)在樣本期內(nèi),綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)可以顯著降低近地面臭氧污染。不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對近地面臭氧污染的影響存在異質(zhì)性。

    (2)在全國層面和東部地區(qū)的樣本中,外商直接投資本身并不會直接造成顯著的“污染天堂”效應,但外商直接投資的增長不利于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理,間接造成“污染天堂”效應。但在中西部地區(qū),外商直接投資的增長有利于促進綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理,會間接帶來“污染光環(huán)”效應。

    (3)在全國層面和東部地區(qū)的樣本中,雖然金融發(fā)展水平本身對臭氧污染沒有顯著影響,但是在金融發(fā)展水平較高的城市,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策對臭氧污染的改善效果更好,即金融發(fā)展水平的提升強化了綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理效應。但在中西部地區(qū),金融發(fā)展水平的提升并不會顯著增強綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的治理效應。

    綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)設(shè)立時間較短,在發(fā)展中仍存在政策協(xié)同性不足、組織協(xié)調(diào)能力有待加強等體制機制上的一些問題,需要持續(xù)加強制度體系建設(shè)。該研究對于進一步完善中國綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策,降低城市臭氧污染水平具有重要的指導意義。根據(jù)研究結(jié)論,相關(guān)政策建議主要體現(xiàn)在以下四個方面。

    第一,近地面臭氧既是大氣污染物,又是溫室氣體。建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)對臭氧污染的降低效果表明,通過逐步推廣綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的實施范圍,有利于推動臭氧污染治理,增強綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的環(huán)境治理間接效應,推動大氣污染物和溫室氣體協(xié)同減排目標的實現(xiàn)。

    第二,綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)影響臭氧污染的區(qū)域異質(zhì)性表明,各試驗區(qū)應根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平、資源環(huán)境狀況及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平,以成本有效性為前提構(gòu)建推動綠色金融政策落地的短中長期政策智慧庫,因地制宜探索綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)與大氣污染治理目標的區(qū)域匹配性,探索富有地區(qū)特色的綠色金融創(chuàng)新之路。

    第三,外商直接投資對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)降低近地面臭氧污染具有負向調(diào)節(jié)作用,一定程度上造成“污染天堂”效應。因此,亟須合理制定招商引資政策,嚴防“污染天堂”效應。地方政府在落實綠色金融政策的同時,需要通過合理制定招商引資政策,防止外商進行高污染性投資;通過鼓勵外商引導當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,進而形成“污染光環(huán)”效應。東部地區(qū)應更加注意防范外商污染性投資,保障環(huán)境保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展并行。由于中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)水平比東部地區(qū)相對滯后,可通過吸引外商投資,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迭代升級,進而發(fā)揮“污染光環(huán)”效應。

    第四,金融發(fā)展水平對綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)抑制臭氧污染具有正向的調(diào)節(jié)作用,并且分區(qū)域結(jié)果表明在東部地區(qū)的調(diào)節(jié)作用顯著。因此,亟須持續(xù)優(yōu)化區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境,提升金融服務發(fā)展水平,提高綠色金融政策效率。東部區(qū)域金融發(fā)展水平較高,在進一步擴大規(guī)模的同時應更加注重提升政策效率,促進綠色金融高質(zhì)量發(fā)展。由于中西部地區(qū)金融發(fā)展水平相對較低,應根據(jù)金融市場現(xiàn)狀適當擴張金融規(guī)模,推動本地綠色金融政策產(chǎn)生降低臭氧污染的效果。

    猜你喜歡
    外商試驗區(qū)臭氧
    文印室內(nèi)臭氧散發(fā)實測分析及模擬
    18個自貿(mào)試驗區(qū)
    商周刊(2019年19期)2019-10-17 03:23:44
    聚焦《歐盟外商直接投資審查條例》
    中國外匯(2019年12期)2019-10-10 07:26:48
    各試驗區(qū)先行先試 探索創(chuàng)造模范做法
    我國自由貿(mào)易試驗區(qū)發(fā)展現(xiàn)狀以及未來展望
    看不見的污染源——臭氧
    利用臭氧水防治韭菜遲眼蕈蚊
    中國蔬菜(2016年8期)2017-01-15 14:23:43
    4個自貿(mào)試驗區(qū)總體方案實施率超過90%
    大社會(2016年6期)2016-05-04 03:42:08
    臭氧分子如是說
    誰是冒牌外商
    宅男免费午夜| 亚洲精品国产av成人精品| 国产高清国产精品国产三级| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| 亚洲综合色网址| 99热网站在线观看| 婷婷色综合大香蕉| 日韩大片免费观看网站| 久久久久精品久久久久真实原创| 90打野战视频偷拍视频| 欧美最新免费一区二区三区| 日本-黄色视频高清免费观看| 日本黄大片高清| 中文天堂在线官网| 2022亚洲国产成人精品| 亚洲精品久久久久久婷婷小说| 亚洲美女黄色视频免费看| 国产免费一级a男人的天堂| 国产成人精品一,二区| 熟女人妻精品中文字幕| 国产成人aa在线观看| 国产日韩欧美视频二区| a 毛片基地| 亚洲国产精品成人久久小说| 黄网站色视频无遮挡免费观看| 男人爽女人下面视频在线观看| 老司机影院成人| 国产精品国产三级国产专区5o| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 国产色爽女视频免费观看| 两个人免费观看高清视频| 国产在线视频一区二区| 亚洲一区二区三区欧美精品| 在线观看美女被高潮喷水网站| 麻豆精品久久久久久蜜桃| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品| 国产成人精品久久久久久| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 大片免费播放器 马上看| 国产69精品久久久久777片| 97超碰精品成人国产| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 天堂8中文在线网| 欧美xxxx性猛交bbbb| 夜夜爽夜夜爽视频| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 国产亚洲欧美精品永久| 我要看黄色一级片免费的| 亚洲少妇的诱惑av| 大话2 男鬼变身卡| 97在线视频观看| 美女国产高潮福利片在线看| 国产精品国产av在线观看| 永久免费av网站大全| 国产一区亚洲一区在线观看| 又黄又粗又硬又大视频| 日韩精品免费视频一区二区三区 | 黄色配什么色好看| 男人操女人黄网站| 毛片一级片免费看久久久久| 欧美 日韩 精品 国产| 免费看光身美女| 日本色播在线视频| 好男人视频免费观看在线| 国产乱来视频区| 国产精品人妻久久久久久| 1024视频免费在线观看| 国产精品一区二区在线不卡| 久久久久久人人人人人| 亚洲成色77777| 日韩中字成人| 人妻人人澡人人爽人人| 亚洲国产毛片av蜜桃av| 深夜精品福利| 亚洲成色77777| 天天操日日干夜夜撸| 欧美精品一区二区免费开放| 日日撸夜夜添| 少妇人妻久久综合中文| 十分钟在线观看高清视频www| 国产精品欧美亚洲77777| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久 | 国产成人精品在线电影| 美女大奶头黄色视频| 视频区图区小说| 久久午夜综合久久蜜桃| 在线观看美女被高潮喷水网站| 中文字幕免费在线视频6| 亚洲精品国产av蜜桃| 中文字幕亚洲精品专区| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 久久鲁丝午夜福利片| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 永久免费av网站大全| 亚洲av成人精品一二三区| 久久精品久久精品一区二区三区| 少妇人妻精品综合一区二区| 精品一品国产午夜福利视频| 制服丝袜香蕉在线| 亚洲伊人久久精品综合| www.熟女人妻精品国产 | 亚洲精品美女久久av网站| 伊人亚洲综合成人网| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看| 毛片一级片免费看久久久久| 超碰97精品在线观看| 成年女人在线观看亚洲视频| 伦理电影大哥的女人| 欧美亚洲 丝袜 人妻 在线| 中国三级夫妇交换| 欧美少妇被猛烈插入视频| 咕卡用的链子| 建设人人有责人人尽责人人享有的| 考比视频在线观看| 天堂中文最新版在线下载| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 久久国内精品自在自线图片| 亚洲精品中文字幕在线视频| 亚洲精品久久成人aⅴ小说| 免费看光身美女| a级毛片在线看网站| 国产精品偷伦视频观看了| 国产一区二区在线观看av| 久久久久久伊人网av| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 中文字幕最新亚洲高清| 午夜老司机福利剧场| 久久久久网色| 乱人伦中国视频| 国产在线视频一区二区| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 有码 亚洲区| 久久精品夜色国产| 日本欧美视频一区| 精品酒店卫生间| 久久免费观看电影| 日韩制服骚丝袜av| 久久综合国产亚洲精品| 国产精品99久久99久久久不卡 | 国产免费福利视频在线观看| 国产精品偷伦视频观看了| 夫妻午夜视频| 久久青草综合色| 亚洲人与动物交配视频| 免费黄频网站在线观看国产| 久久鲁丝午夜福利片| 大香蕉久久成人网| 卡戴珊不雅视频在线播放| 精品亚洲成a人片在线观看| 成人毛片a级毛片在线播放| 搡老乐熟女国产| 男人舔女人的私密视频| 22中文网久久字幕| 91精品伊人久久大香线蕉| 免费少妇av软件| 只有这里有精品99| 国产亚洲精品久久久com| av视频免费观看在线观看| 日本午夜av视频| 午夜福利影视在线免费观看| 91精品三级在线观看| 国产成人91sexporn| 亚洲欧美一区二区三区国产| 亚洲人成77777在线视频| 少妇的逼好多水| 欧美亚洲日本最大视频资源| 亚洲一码二码三码区别大吗| 亚洲色图综合在线观看| h视频一区二区三区| 两性夫妻黄色片 | 精品人妻熟女毛片av久久网站| 日日撸夜夜添| 日韩一区二区三区影片| 久久人妻熟女aⅴ| 青春草亚洲视频在线观看| 久久久久久久国产电影| 亚洲精品视频女| 黄色毛片三级朝国网站| 亚洲丝袜综合中文字幕| 亚洲伊人久久精品综合| 51国产日韩欧美| 在线天堂中文资源库| 成人国产av品久久久| 91久久精品国产一区二区三区| 晚上一个人看的免费电影| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 精品少妇久久久久久888优播| 极品少妇高潮喷水抽搐| 国产精品国产三级专区第一集| 男男h啪啪无遮挡| 亚洲三级黄色毛片| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 一级黄片播放器| 女性生殖器流出的白浆| 国产视频首页在线观看| 国产一区有黄有色的免费视频| 在线观看免费日韩欧美大片| a级毛片黄视频| 免费看光身美女| 欧美精品国产亚洲| 高清毛片免费看| 黄色一级大片看看| 蜜臀久久99精品久久宅男| 免费久久久久久久精品成人欧美视频 | 亚洲精品色激情综合| 男女边吃奶边做爰视频| av电影中文网址| 丝瓜视频免费看黄片| 另类亚洲欧美激情| 男女啪啪激烈高潮av片| 日韩av免费高清视频| 亚洲欧美清纯卡通| 国产精品久久久av美女十八| 在线天堂最新版资源| 最近最新中文字幕免费大全7| av国产精品久久久久影院| 超碰97精品在线观看| videos熟女内射| 国产永久视频网站| 少妇的丰满在线观看| av电影中文网址| 久久久久久久亚洲中文字幕| 久久人妻熟女aⅴ| 午夜激情久久久久久久| 国产片特级美女逼逼视频| 亚洲欧美色中文字幕在线| 两性夫妻黄色片 | 九草在线视频观看| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 伊人久久国产一区二区| 波多野结衣一区麻豆| 日本欧美国产在线视频| 看十八女毛片水多多多| 青青草视频在线视频观看| 国产xxxxx性猛交| 最黄视频免费看| 亚洲国产色片| 欧美日韩一区二区视频在线观看视频在线| 一二三四中文在线观看免费高清| 午夜视频国产福利| 日韩制服骚丝袜av| 99热这里只有是精品在线观看| 99视频精品全部免费 在线| 久久影院123| tube8黄色片| 午夜av观看不卡| 老司机亚洲免费影院| 国产一区二区三区综合在线观看 | 在线精品无人区一区二区三| 久久久精品94久久精品| 日韩视频在线欧美| 国产精品秋霞免费鲁丝片| 少妇人妻精品综合一区二区| 国产成人精品无人区| 久久韩国三级中文字幕| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 夫妻午夜视频| 久久狼人影院| 久久久久视频综合| 三上悠亚av全集在线观看| 亚洲av中文av极速乱| 亚洲精品国产av成人精品| 在线天堂中文资源库| 亚洲精品国产色婷婷电影| 午夜福利视频在线观看免费| 少妇人妻久久综合中文| 婷婷成人精品国产| 免费人妻精品一区二区三区视频| 日韩 亚洲 欧美在线| 亚洲成av片中文字幕在线观看 | 最新中文字幕久久久久| 大香蕉97超碰在线| 亚洲精品美女久久久久99蜜臀 | 久久久久国产网址| 国产成人av激情在线播放| 美女中出高潮动态图| 草草在线视频免费看| 建设人人有责人人尽责人人享有的| 满18在线观看网站| 婷婷色综合www| 亚洲中文av在线| 国产亚洲最大av| 极品少妇高潮喷水抽搐| 男的添女的下面高潮视频| 中文字幕最新亚洲高清| 亚洲av综合色区一区| 深夜精品福利| 少妇人妻久久综合中文| 亚洲五月色婷婷综合| 夜夜爽夜夜爽视频| 天天操日日干夜夜撸| 啦啦啦在线观看免费高清www| 在现免费观看毛片| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 亚洲精品,欧美精品| 久久97久久精品| 午夜福利视频在线观看免费| 亚洲精品自拍成人| 免费观看性生交大片5| 一个人免费看片子| 22中文网久久字幕| 亚洲精品av麻豆狂野| 亚洲欧美色中文字幕在线| 22中文网久久字幕| 两个人看的免费小视频| 国产成人欧美| 久久久久久久久久久免费av| 最近最新中文字幕免费大全7| 夜夜骑夜夜射夜夜干| 精品视频人人做人人爽| av播播在线观看一区| videossex国产| 日韩视频在线欧美| 免费人妻精品一区二区三区视频| av电影中文网址| 亚洲精品一二三| 七月丁香在线播放| av黄色大香蕉| 久久精品国产自在天天线| 日本欧美国产在线视频| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 热re99久久精品国产66热6| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 母亲3免费完整高清在线观看 | 精品酒店卫生间| 五月开心婷婷网| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 欧美xxxx性猛交bbbb| 性高湖久久久久久久久免费观看| 99香蕉大伊视频| 婷婷色综合www| 欧美激情 高清一区二区三区| xxx大片免费视频| 久久久久久人妻| 最新的欧美精品一区二区| 热re99久久国产66热| 一区二区日韩欧美中文字幕 | 国产极品粉嫩免费观看在线| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 久久久久人妻精品一区果冻| 午夜精品国产一区二区电影| 欧美精品人与动牲交sv欧美| 又黄又粗又硬又大视频| 久久精品人人爽人人爽视色| 国产片内射在线| 亚洲图色成人| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 好男人视频免费观看在线| 国产精品不卡视频一区二区| 国产成人免费观看mmmm| 妹子高潮喷水视频| 大陆偷拍与自拍| xxx大片免费视频| 激情视频va一区二区三区| 亚洲图色成人| 色5月婷婷丁香| 九九在线视频观看精品| 90打野战视频偷拍视频| 亚洲精品色激情综合| 晚上一个人看的免费电影| 免费高清在线观看日韩| 日韩av免费高清视频| 青春草国产在线视频| 少妇的丰满在线观看| 99久久精品国产国产毛片| 考比视频在线观看| 久久精品国产自在天天线| 成人无遮挡网站| 午夜免费观看性视频| 久久久久精品久久久久真实原创| 国产亚洲精品久久久com| 国产伦理片在线播放av一区| 国产欧美另类精品又又久久亚洲欧美| 啦啦啦啦在线视频资源| 性高湖久久久久久久久免费观看| 中文精品一卡2卡3卡4更新| 少妇人妻精品综合一区二区| www.av在线官网国产| 国产国拍精品亚洲av在线观看| 欧美丝袜亚洲另类| 久久久久精品人妻al黑| 亚洲欧美成人精品一区二区| 免费在线观看黄色视频的| 99久国产av精品国产电影| 久久亚洲国产成人精品v| 视频区图区小说| 国产精品99久久99久久久不卡 | 日韩中文字幕视频在线看片| 国产日韩欧美视频二区| 十八禁网站网址无遮挡| 国产成人午夜福利电影在线观看| 男的添女的下面高潮视频| 午夜免费鲁丝| 丝袜喷水一区| 汤姆久久久久久久影院中文字幕| 精品一区在线观看国产| 高清av免费在线| 国产一级毛片在线| 亚洲av日韩在线播放| 男男h啪啪无遮挡| 久久这里有精品视频免费| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 亚洲欧美日韩另类电影网站| 90打野战视频偷拍视频| 中文字幕最新亚洲高清| 在线观看一区二区三区激情| 中文字幕人妻熟女乱码| 欧美成人精品欧美一级黄| 人人妻人人澡人人看| 亚洲图色成人| 在线观看三级黄色| 蜜桃在线观看..| 人人澡人人妻人| 国产在线视频一区二区| 99九九在线精品视频| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 最近2019中文字幕mv第一页| 国产精品成人在线| 99热6这里只有精品| 亚洲第一区二区三区不卡| 国产av国产精品国产| 一级爰片在线观看| 国产永久视频网站| 丰满少妇做爰视频| 伦精品一区二区三区| 少妇的逼好多水| 精品人妻一区二区三区麻豆| 国产精品一国产av| 精品一区二区三区视频在线| 久久久国产精品麻豆| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 在线观看人妻少妇| 国产国语露脸激情在线看| 国产亚洲一区二区精品| 日韩中字成人| 久久久a久久爽久久v久久| 一级片'在线观看视频| 国产精品国产av在线观看| 国产综合精华液| 黄色配什么色好看| 丝袜美足系列| 尾随美女入室| 国产亚洲欧美精品永久| 国产在线一区二区三区精| 国产黄频视频在线观看| 丰满少妇做爰视频| 亚洲,欧美,日韩| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 欧美丝袜亚洲另类| 欧美精品人与动牲交sv欧美| 久久99热这里只频精品6学生| 精品视频人人做人人爽| av片东京热男人的天堂| 国产一级毛片在线| 久久久亚洲精品成人影院| 最近手机中文字幕大全| videosex国产| 国产综合精华液| 久久毛片免费看一区二区三区| 亚洲精品色激情综合| 精品亚洲成国产av| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 亚洲av综合色区一区| 免费高清在线观看视频在线观看| 精品国产一区二区三区久久久樱花| 爱豆传媒免费全集在线观看| 久久精品国产a三级三级三级| av免费在线看不卡| 男女无遮挡免费网站观看| 在线观看国产h片| 少妇高潮的动态图| 国产精品熟女久久久久浪| 国产精品国产三级专区第一集| 中文字幕免费在线视频6| 爱豆传媒免费全集在线观看| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 亚洲婷婷狠狠爱综合网| 男女下面插进去视频免费观看 | av网站免费在线观看视频| 久久精品久久久久久久性| 少妇人妻 视频| 成人综合一区亚洲| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久 | 国产免费视频播放在线视频| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 99热这里只有是精品在线观看| 搡女人真爽免费视频火全软件| 日韩视频在线欧美| 18禁裸乳无遮挡动漫免费视频| 乱码一卡2卡4卡精品| 69精品国产乱码久久久| 久久99热6这里只有精品| 一级,二级,三级黄色视频| www日本在线高清视频| 大陆偷拍与自拍| 中文字幕av电影在线播放| 99re6热这里在线精品视频| 欧美性感艳星| 18禁国产床啪视频网站| 多毛熟女@视频| 亚洲丝袜综合中文字幕| 国产男女内射视频| 男女无遮挡免费网站观看| 国产国拍精品亚洲av在线观看| 精品一品国产午夜福利视频| 亚洲色图综合在线观看| 高清黄色对白视频在线免费看| 欧美丝袜亚洲另类| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 蜜桃在线观看..| 亚洲高清免费不卡视频| 1024视频免费在线观看| 亚洲图色成人| 伦理电影免费视频| 免费av不卡在线播放| 国产 精品1| 99香蕉大伊视频| 国产免费又黄又爽又色| 中国国产av一级| 最近中文字幕2019免费版| 亚洲人与动物交配视频| 亚洲av成人精品一二三区| 欧美日韩视频精品一区| 亚洲少妇的诱惑av| 在线观看国产h片| 99精国产麻豆久久婷婷| 51国产日韩欧美| 亚洲美女视频黄频| 亚洲人成网站在线观看播放| 久久午夜福利片| 日韩一本色道免费dvd| 高清毛片免费看| 97在线视频观看| 亚洲成色77777| 97精品久久久久久久久久精品| 一区二区av电影网| 日韩欧美一区视频在线观看| 热re99久久国产66热| 亚洲精品乱码久久久久久按摩| 中文字幕制服av| 777米奇影视久久| 午夜视频国产福利| 搡老乐熟女国产| 一本一本久久a久久精品综合妖精 国产伦在线观看视频一区 | 寂寞人妻少妇视频99o| 色婷婷久久久亚洲欧美| 国产精品 国内视频| 久久精品夜色国产| 中文天堂在线官网| 狂野欧美激情性bbbbbb| a级毛片在线看网站| 亚洲欧美日韩另类电影网站| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 日韩一区二区三区影片| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕 | 国产成人一区二区在线| 国产精品女同一区二区软件| 尾随美女入室| 久久精品久久精品一区二区三区| 少妇高潮的动态图| 国产精品久久久久久av不卡| 精品国产露脸久久av麻豆| 一本大道久久a久久精品| 免费人妻精品一区二区三区视频| 久久久久久久亚洲中文字幕| 久久97久久精品| 日韩人妻精品一区2区三区| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 国产精品久久久久久久电影| 黄色 视频免费看| 九色成人免费人妻av| 少妇高潮的动态图| 亚洲精品第二区| 成人国语在线视频| 日韩在线高清观看一区二区三区| 一本久久精品| 免费观看a级毛片全部| 免费人成在线观看视频色| 嫩草影院入口| 日本与韩国留学比较| 夜夜爽夜夜爽视频| 精品少妇内射三级| 这个男人来自地球电影免费观看 | 中文字幕制服av| 激情五月婷婷亚洲| 欧美日韩一区二区视频在线观看视频在线| 国产成人欧美| 黑人猛操日本美女一级片| 精品国产露脸久久av麻豆| 美女视频免费永久观看网站| 国国产精品蜜臀av免费| 国产av精品麻豆| 热re99久久精品国产66热6| 2018国产大陆天天弄谢| 波野结衣二区三区在线| 欧美丝袜亚洲另类| 国产激情久久老熟女| 99精国产麻豆久久婷婷| 丝袜在线中文字幕| www.熟女人妻精品国产 | 国产日韩欧美视频二区| 大码成人一级视频| 女性生殖器流出的白浆| 久久久精品区二区三区| 国产国拍精品亚洲av在线观看| 欧美最新免费一区二区三区| 欧美3d第一页| √禁漫天堂资源中文www| 香蕉丝袜av| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 午夜激情av网站| 国产精品一区二区在线观看99| 咕卡用的链子| 婷婷色麻豆天堂久久|