大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對生態(tài)文明建設績效的影響研究

劉丹，劉俊玲，鄭宇婷，張琦

（福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福建 福州 350108）

改革開放40 多年來，中國經(jīng)濟列車高速飛奔，城鎮(zhèn)不斷擴張。但與此同時，高能耗、高排放的經(jīng)濟發(fā)展方式也敲響了生態(tài)警鐘，“霧霾圍城”“藍藻水華”等環(huán)境污染現(xiàn)象頻繁爆發(fā)[1]。雖然近十年來，中國每年的環(huán)境污染治理成本高達GDP 的10%，但若繼續(xù)走粗放型生產模式拉動經(jīng)濟增長的老路，依照目前的治理技術水平，環(huán)境改善的拐點何時來臨仍未可知[2]。日益嚴峻的環(huán)境污染問題成為社會各界高度關注的焦點，可喜的是，黨和政府對污染防治和生態(tài)建設的重視程度日益提高。為了避免經(jīng)濟發(fā)展過程中帶來的環(huán)境污染問題，黨的十七大報告明確提出：“建設生態(tài)文明，基本形成節(jié)約能源資源和保護生態(tài)環(huán)境的產業(yè)結構、增長方式、消費模式?！秉h的十八大以來更是把生態(tài)文明建設擺到“五位一體”總體布局和“四個全面”戰(zhàn)略布局的戰(zhàn)略位置[3]。只有加快生態(tài)文明建設才能化解工業(yè)文明理念下經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的對抗，實現(xiàn)從“用環(huán)境換經(jīng)濟發(fā)展”到“用經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)化環(huán)境”，確保中國經(jīng)濟社會可持續(xù)健康發(fā)展。

福建省、江西省、貴州省作為首批國家生態(tài)文明試驗區(qū)積極開展各項整治活動，扎實推進生態(tài)文明建設。在大氣污染治理方面，實踐結合相關學者的理論研究，發(fā)現(xiàn)大氣污染難根治、易反復的根源在于大氣污染物易聚集在排放源所在的“空氣流域”和易蔓延至其他行政區(qū)[4]。政府意識到了大氣污染需要協(xié)同治理。2014 年以來，閩贛黔三省陸續(xù)出臺大氣污染聯(lián)防聯(lián)控實施方案，明確指出要“建立區(qū)域大氣污染聯(lián)防聯(lián)控機制，扭轉區(qū)域污染連片化的態(tài)勢，推動空氣質量整體提升”。該政策主要提出了兩點要求：一是實現(xiàn)主要大氣污染物排放總量的顯著降低，二是升級產業(yè)水平，從源頭減少污染物產生，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展和環(huán)境高水平治理，推進生態(tài)文明建設。那么在實際執(zhí)行過程中，該政策是否能推動企業(yè)研發(fā)技術、引進設備，實現(xiàn)“清潔生產”和優(yōu)化“末端治理”，進而降低大氣污染物的排放量，該政策能否對生態(tài)文明的建設起到推動作用？針對這些問題，本文以首批國家生態(tài)文明試驗區(qū)作為研究案例開展評估。

1 文獻綜述

目前關于生態(tài)文明的研究主要集中在其評價方法、評價指標體系等領域。在評價方法上，一些學者采用數(shù)據(jù)包絡分析（data envelopment analysis，DEA）以及基于松弛變量測度（slack-based measure，SBM）對生態(tài)文明建設效率進行測算，避免了指標賦權導致的主觀偏差[5]。這些研究大多將生態(tài)文明建設過程視為“黑箱”，無法準確識別出各階段績效。在評價指標體系上，多數(shù)學者側重于制度、經(jīng)濟、環(huán)境、社會等方面[6-8]。其中：生態(tài)制度主張通過法律來嚴格懲治破壞環(huán)境行為，健全環(huán)境保護和生態(tài)安全管理制度；生態(tài)經(jīng)濟主張在維護生態(tài)環(huán)境基礎上的可持續(xù)經(jīng)濟增長；生態(tài)環(huán)境主張人與自然和諧共處；生態(tài)社會倡導綠色的發(fā)展方式和生活方式。因此，我國生態(tài)文明的建設就是保障廣大人民的整體利益和長遠利益，以綠色發(fā)展為導向，兼顧經(jīng)濟高質量和生態(tài)高顏值協(xié)調并進，滿足人民對美好生活的需求。

生態(tài)文明建設就是遵循可持續(xù)發(fā)展理念，尋求經(jīng)濟增長與環(huán)境保護的協(xié)調發(fā)展之路。大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對區(qū)域生態(tài)文明建設的影響，就是通過其對環(huán)境污染治理和經(jīng)濟增長兩方面的作用得以實現(xiàn)。目前學者們對聯(lián)防聯(lián)控政策的研究主要集中在環(huán)境效應和經(jīng)濟效應兩個方面。

大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的環(huán)境效應。部分學者發(fā)現(xiàn)協(xié)同治理能抑制大氣污染物排放，對改善區(qū)域環(huán)境有積極作用。其中，Wang 等[9]、楊斯悅等[10]、Biddle&Koontz[11]、毛顯強和張慶勇[12]針對不同的研究樣本，利用雙重差分模型發(fā)現(xiàn)大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對主要空氣污染物均有顯著的減排效應。趙志華和吳建南[13]利用三重差分模型考察了2010—2015 年中國275 個地級市大氣污染協(xié)同治理的效果，發(fā)現(xiàn)大氣污染協(xié)同治理對降低工業(yè)二氧化硫排放量有積極作用。然而，也有學者認為聯(lián)防聯(lián)控政策是以犧牲短期內的經(jīng)濟利益來保障“藍天”的實現(xiàn)，長期而言，并不能從根本上改善地區(qū)空氣質量[14-16]。

大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的經(jīng)濟效應。聯(lián)防聯(lián)控政策的實施不僅會影響經(jīng)濟主體（如企業(yè)）的排污行為，而且會通過影響經(jīng)濟主體（如企業(yè)）的生產經(jīng)營對經(jīng)濟增長產生影響。關于環(huán)境政策與經(jīng)濟發(fā)展的關系主要分為“成本提高說”和“波特假說”兩類觀點。“成本提高說”認為環(huán)境政策提高了企業(yè)的生產成本，進而對城市的經(jīng)濟發(fā)展不會起到促進作用。在Siegel[17]、L?fgren 等[18]的研究中發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的生產水平及效益產生顯著影響。然而，“波特假說”認為環(huán)境政策通過激勵企業(yè)的創(chuàng)新行為和生產效率促進城市經(jīng)濟增長。胡宗義和楊振寰[19]發(fā)現(xiàn)聯(lián)防聯(lián)控政策的實施可以有效控制污染，實現(xiàn)企業(yè)的高質量發(fā)展和拉動城市經(jīng)濟發(fā)展。

從已有文獻來看，大多學者從大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的環(huán)境效應、經(jīng)濟效應展開實證研究，環(huán)境效應側重于分析污染物減排效果和空氣質量改善效果，經(jīng)濟效應側重于分析企業(yè)生產率變化和城市經(jīng)濟增長變化。大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的相關理論與實證研究不斷完善，但仍有很大的探索空間。首先，學術界對大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的綜合效應研究較少，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策能不能實現(xiàn)經(jīng)濟增長與環(huán)境治理的“雙贏”，推動我國生態(tài)文明建設有待進一步探討。其次，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策強調從源頭上開展生態(tài)環(huán)境的治理與保護，倒逼能源結構綠色低碳轉型和生態(tài)環(huán)境質量協(xié)同改善[20]。鮮有文獻從宏觀角度上考慮到環(huán)境政策對污染物產生量的影響，但大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策能否轉變粗放型生產方式，從源頭上減少污染物產生量尚無定論。

鑒于此，本文從污染物產生量既是經(jīng)濟發(fā)展的“產出”，也是環(huán)境治理的“投入”這一角度出發(fā)，構建了一個以污染物產生量為中間變量的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理的關聯(lián)系統(tǒng)，利用雙重差分模型，系統(tǒng)估計大氣污染聯(lián)防聯(lián)控對試驗區(qū)整體生態(tài)文明建設水平及經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境治理水平的影響。本文可能的邊際貢獻在于：首先，在研究方法上，通過構建一個經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理關聯(lián)模型，運用網(wǎng)絡SBM 模型測算區(qū)域生態(tài)文明建設績效，避免了指標加權法的主觀偏差和傳統(tǒng)DEA 的“黑箱”。其次，在研究內容上，綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理，從區(qū)域生態(tài)文明建設的角度來分析大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施效果，拓寬了該政策的研究維度。

2 大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對生態(tài)文明建設績效的影響研究設計

2.1 樣本選擇

福建省、江西省、貴州省作為首批納入國家生態(tài)文明試驗區(qū)的省份，肩負探索綠色發(fā)展路徑、完善生態(tài)文明制度體系的責任。科學評價大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施對試驗區(qū)生態(tài)文明建設的影響可以為全國生態(tài)文明建設工作積累重要經(jīng)驗，為環(huán)境與經(jīng)濟雙贏發(fā)展提供決策參考，為打造“美麗中國”助力添彩?；跀?shù)據(jù)的可獲得性原則，剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的3 個自治州，本文選取福建省、江西省、貴州省的26 個地級市作為研究對象。另外，考慮到閩贛黔三省分別在2017 年、2014年、2014 年開展大氣污染聯(lián)防聯(lián)控專項活動，本文選取2012—2018 年的數(shù)據(jù)，有利于進行政策實施前后的比較。

2.2 模型構建

2.2.1 雙重差分模型

近年來，越來越多的學者采用雙重差分法，通過比對受到政策影響的處理組和未受到政策影響的對照組，從而評估政策實施的“凈效應”。比如，Yang 等[21]、Gehritz[22]、楊斯悅等[10]、毛顯強和張慶勇[12]均運用雙重差分模型評估國內外環(huán)境政策的影響。因此，為了有效評價大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對生態(tài)文明建設的影響，本文將大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施作為一次準自然實驗，采用雙重差分法，將我國首批生態(tài)文明示范區(qū)的地級市分為兩組，一組是2012—2018 年實施大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的城市（記為實驗組①實驗組城市：福州、莆田、寧德、廈門、漳州、泉州、南昌、九江、宜春、貴陽、遵義、畢節(jié)、安順。），另一組是2012—2018年始終沒有實施大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的城市（記為對照組②對照組城市：三明、龍巖、南平、景德鎮(zhèn)、萍鄉(xiāng)、新余、鷹潭、贛州、上饒、吉安、撫州、六盤水、銅仁。）。對照組選取了同省的城市，保證了與處理組所處的地理位置、自然環(huán)境的相似性，滿足雙重差分法要求的平行趨勢，構建的雙重差分基準模型具體如下：

式中：i和t分別表示第i個城市，第t年；變量city表示是否為處理組城市，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控試點城市為1，非試點城市為0；time為時間虛擬變量，time為1 說明城市在該年實施了大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策，time為0 說明尚未進行大氣污染聯(lián)防聯(lián)控；control為控制變量，代表影響生態(tài)文明建設的其他因素；λt代表時間固定效應，φi代表城市固定效應，εit代表隨機誤差項。

被解釋變量Y表示城市生態(tài)文明建設績效。鑒于生態(tài)文明本質上就是在以較少的生態(tài)投入（能源消耗）滿足較高的經(jīng)濟產出和優(yōu)美的生態(tài)環(huán)境的需求，本文將生態(tài)文明建設績效分解為經(jīng)濟發(fā)展績效和環(huán)境治理績效兩階段，其中，城市經(jīng)濟發(fā)展績效，反映城市經(jīng)濟綠色化水平；城市環(huán)境治理績效，反映城市環(huán)境保護程度。

核心解釋變量：city×time為核心關注變量，衡量大氣污染聯(lián)防聯(lián)控試點城市的生態(tài)文明建設績效相比于非試點城市的平均變化。若系數(shù)為正且通過顯著性檢驗，說明大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策有效推進區(qū)域生態(tài)文明建設，政策有效。

控制變量：參照已有的研究成果，基于可拓展的隨機性的環(huán)境影響評估（stochastic impacts by regression on population,affluence and technology，STIRPAT）模型和環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC），本文從人口密度（pop）、人均國民收入（pgdp）、技術水平（tech）、產業(yè)結構（2ind）、對外開放程度（investment）五個層面選取影響因素。其中：人均國民收入采用人均GDP 進行衡量；技術水平基于研發(fā)強度這一角度，采用科技支出占公共財政支出的比重進行衡量[23]；產業(yè)結構：考慮到環(huán)境污染物主要來自第二產業(yè)，采用第二產業(yè)生產總值占地區(qū)生產總值的比重進行衡量[24]；對外開放程度采用人均外資額度進行衡量[25]。

2.2.2 基于DEA-SBM的城市生態(tài)文明建設績效評價模型與指標

DEA 作為績效測算的重要工具，被廣泛地應用在環(huán)境績效評價、生態(tài)績效評價等方面。相比于傳統(tǒng)的DEA 模型，網(wǎng)絡SBM 模型一方面能打開“黑箱”，評價決策單元整體績效及其子系統(tǒng)績效，了解被評價系統(tǒng)內部運作的真實情況，另一方面可以有效處理非期望產出問題以及變量松弛性問題。鑒于此，本文采用Tone[26]提出的網(wǎng)絡SBM 模型測算整體績效（生態(tài)文明建設績效）及其子系統(tǒng)績效（經(jīng)濟發(fā)展績效、環(huán)境治理績效），具體見模型（2）。

式中：假定系統(tǒng)有n個決策單元DMUj(j=1,…,n)，包含k個階段（k=1,…,K），mk和νk表示第k個階段的投入與產出數(shù)量，φ(k,h)表示階段k到階段h的中間指標的個數(shù)；xk表示k階段的投入，ydk表示k階段的期望產出，yuk表示k階段的非期望產出，z(k,h)代表階段k到階段h的連接，即中間產出；λk表示k階段的模型權重，sdk和suk分別表示期望產出和非期望產出的松弛變量；wk表示第k階段的權重，考慮到經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理需要協(xié)同并進，因此，經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理的重要性相同，即w1=w2。

在經(jīng)濟發(fā)展子系統(tǒng)中，參考國內大多學者的研究，選取能源消耗、勞動力、資本作為投入，GDP 作為產出。另外，城市經(jīng)濟發(fā)展時不可避免會產生污染物，考慮工業(yè)污染是環(huán)境污染最重要的來源，同時兼顧數(shù)據(jù)的可獲得性，選取工業(yè)二氧化硫產生量、工業(yè)煙粉塵產生量為中間變量。在環(huán)境治理子系統(tǒng)中，將節(jié)能環(huán)保支出納入指標體系中，選取二氧化硫排放量、工業(yè)煙粉塵排放量作為非期望產出。研究采集的原始數(shù)據(jù)均來自2013—2019《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各地級市統(tǒng)計年鑒及環(huán)境公報等（表1）。

表1 基于DEA-SBM的城市生態(tài)文明建設績效評價指標體系

3 基于DEA-SBM和雙重差分模型的實證研究結果及分析

3.1 平均效應

3.1.1 聯(lián)防聯(lián)控政策對生態(tài)文明建設績效的影響

無論是未加入控制變量的分析結果[表2 第（1）列]，還是加入控制變量的分析結果[表2 第（2）列]，雙重差分的核心解釋變量DID的系數(shù)雖都為正值，但顯著性檢驗均不通過。大氣污染協(xié)同治理對城市生態(tài)文明的建設沒有產生顯著影響。地方政府將大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策視為改善環(huán)境質量的重要手段和推進生態(tài)文明建設的新引擎，然而數(shù)據(jù)結果表明大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施未能推動生態(tài)文明的建設。這有必要打開“黑箱”，進一步分析大氣污染協(xié)同治理對經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理哪一方面沒有產生顯著影響造成總體結果的不顯著。

表2 模型（1）的回歸結果

3.1.2 聯(lián)防聯(lián)控政策對經(jīng)濟發(fā)展績效、環(huán)境治理績效的影響

為考察大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對經(jīng)濟發(fā)展績效、環(huán)境治理績效的影響，本文利用模型（1）進行樣本回歸，結果見表2 的第（3）、（4）列。第（3）列結果顯示在控制其他因素的干擾后，大氣污染協(xié)同治理促進了城市經(jīng)濟發(fā)展，但這一結果并沒有通過顯著性檢驗。大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策雖然致力于打破行政區(qū)劃協(xié)同減排，倒逼產業(yè)結構調整優(yōu)化，但在短時間內無法明顯推動城市經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟綠色高質量發(fā)展。第（4）列結果表明在消除諸多控制變量的干擾后，實施大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策會導致城市環(huán)境治理績效平均提升9.69%，同時，控制變量中的產業(yè)結構、技術水平變量通過顯著性檢驗。第二產業(yè)占總GDP 的比重與環(huán)境治理績效呈負相關關系，可能是由于第二產業(yè)主要包含傳統(tǒng)高耗能產業(yè)，其資源利用率低的生產方式導致污染物排放多；技術水平與環(huán)境治理績效呈正相關關系，原因在于技術進步能夠帶來污染物處理技術的創(chuàng)新，減少污染排放量，提高城市環(huán)境治理水平。對外開放水平與環(huán)境治理績效呈正相關水平，可能是對外開放有利于引進國外環(huán)境友好型的技術，提升污染的治理績效?；貧w結果說明大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策可以釋放“綠色驅動力”，提升環(huán)境治理水平，切實讓廣大群眾享受大氣污染聯(lián)防聯(lián)控整治行動帶來的環(huán)境紅利。

實證結果表明，大氣污染協(xié)同治理對城市經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理的影響存在明顯差異，其對經(jīng)濟發(fā)展無顯著促進作用導致了整體生態(tài)文明建設績效的不顯著。

3.2 動態(tài)效應

考慮到政策的效果往往受到時間的影響[27]，為進一步檢驗大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對生態(tài)文明建設績效及經(jīng)濟發(fā)展績效、環(huán)境治理績效的動態(tài)影響，本文借鑒付明衛(wèi)等[28]的研究思路，在基準模型（1）上加入時間虛擬變量（yeari）與處理組變量（city）的交互項（DIDi）進行面板估計。其中，yeari表示政策實施的第i年，yeari為1 說明該年是試點城市實施大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的第1 年，其余年份為0，其余變量均與基準模型（1）相同。這樣，DID1、DID2、DID3、DID4、DID5分別表示在政策實施的第1 年、第2 年、第3 年、第4 年、第5 年對績效的影響。

從表3 可以看出，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策效果存在時滯性。對生態(tài)文明建設而言，政策實施的第1～3 年核心解釋變量系數(shù)（DID1、DID2、DID3）均不顯著。在政策實施的第4 年，其對生態(tài)文明建設的促進作用才顯著并逐漸增強。從子階段層面來說，對經(jīng)濟發(fā)展績效而言，在大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策實施的前3 年，經(jīng)濟發(fā)展績效沒有發(fā)生顯著變化，在隨后的第4 年和第5 年，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策顯著提升了經(jīng)濟發(fā)展績效。對環(huán)境治理績效而言，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策實施的第3 年起，政策開始發(fā)揮作用，環(huán)境治理績效顯著提升，從邊際效應大小來看，DID3、DID4、DID5系數(shù)的絕對值持續(xù)增加，邊際效應遞增，環(huán)境治理水平逐年增強。

表3 政策效果的動態(tài)效應

以上的分析結果表明，政策的實施效果存在滯后性，需要一段時間才能發(fā)揮作用。長遠而言，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施對生態(tài)文明建設具有顯著的促進作用。政策的執(zhí)行也明顯提升城市經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理水平，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展和環(huán)境高水平發(fā)展。并且，政策的“提升”效果隨著執(zhí)行時間的推移而增加。

3.3 異質性分析

由前文的分析可知，大氣污染協(xié)同治理顯著提升了環(huán)境治理績效，但對經(jīng)濟發(fā)展績效沒有產生顯著影響。為識別造成這一現(xiàn)象的具體原因，就需要進一步從經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理的產出物來分析造成環(huán)境污染的具體污染源。因此，將GDP、工業(yè)二氧化硫產生量、工業(yè)煙（粉）塵產生量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙粉塵排放量分別作為因變量構建雙重差分模型，具體的模型如下：

式中：Q為經(jīng)濟發(fā)展的產出指標和環(huán)境治理的產出指標，具體而言，經(jīng)濟發(fā)展的產出指標選取GDP、工業(yè)二氧化硫產生量（Pso2）、工業(yè)煙（粉）塵產生量（Psmog），環(huán)境治理的產出指標選取業(yè)二氧化硫排放量（Eso2）、工業(yè)煙粉塵排放量（Esmog）。核心解釋變量系數(shù)表示大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施對產出指標（Q）的影響，其余變量均與基準模型（1）設定相同。

從表4 的實證結果可知，在控制了相關變量及個體、時間固定效應的情況下，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對GDP的效果不顯著。從污染物的產生量來看，大氣污染協(xié)同治理對工業(yè)二氧化硫的產生量沒有顯著影響，但顯著降低工業(yè)煙粉塵的產生量，平均減少了44.54%。從污染物的排放量來看，實施大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策后試點城市的工業(yè)二氧化硫排放量顯著減少，平均降低了16.49%，工業(yè)煙（粉）塵的排放量雖然減少但沒有通過顯著性檢驗。進一步可以得出大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施雖然有效降低了工業(yè)煙粉塵產生量，但對GDP 和二氧化硫產生量的影響不顯著是導致經(jīng)濟發(fā)展績效不顯著的主要原因。并且，試點城市環(huán)境治理績效的提升主要由于大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的實施顯著降低了工業(yè)二氧化硫排放量。

表4 DID模型（3）的回歸結果

以上回歸結果表明大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對不同污染物的產生和排放影響顯著差異。當城市面對多種污染物時，往往存在博弈的行為。大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的試點城市涉及工業(yè)煙粉塵企業(yè)優(yōu)先選擇“清潔生產”，通過技術因素降低工業(yè)煙粉塵的產生量，如試點城市的鋼鐵企業(yè)通過技術革新提高能源使用效率，降低平均噸鋼綜合能耗，從源頭降低污染物的產生量；而試點城市二氧化硫的排放量雖然顯著減少但其產生量無顯著變化，表明了工業(yè)二氧化硫的相關企業(yè)優(yōu)先選擇“末端治理”，通過提高除硫率來完成減排任務。據(jù)《第二次全國污染源普查公報》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、各地區(qū)市統(tǒng)計年鑒等資料和相關文獻發(fā)現(xiàn)工業(yè)二氧化硫大多來自普通類型的工業(yè)企業(yè)，數(shù)量多且變化大。相比而言，工業(yè)煙（粉）塵主要來自鋼鐵、建材等大企業(yè)，在研發(fā)技術所需的雄厚資金和科研人才方面更具優(yōu)勢[13]。另外，鋼鐵、建材行業(yè)生產流程長且環(huán)節(jié)多，工業(yè)煙粉塵排放渠道多。而二氧化硫主要來自煤炭等化石燃料的燃燒過程，其工業(yè)排放源集中在企業(yè)內各種燃燒設備[29]。再者，國家“十一五”“十二五”規(guī)劃均把工業(yè)二氧化硫減排設為目標，未涉及工業(yè)煙（粉）塵減排，二氧化硫排放監(jiān)測體系更為完善，政府在執(zhí)行大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策時對工業(yè)二氧化硫排放量監(jiān)測工作更為熟悉[30]。任務的難度是影響博弈行為的重要因素[31]，因此，面對執(zhí)行大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策時，工業(yè)煙（粉）塵相關的企業(yè)往往優(yōu)先選擇通過新技術等方式優(yōu)化生產過程、提高能源使用效率來減少污染物產生量，而工業(yè)二氧化硫相關企業(yè)往往優(yōu)先選擇購買除硫設備等方式進行污染末端治理。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 平行趨勢檢驗

本文借鑒常用的平行趨勢假設檢驗方法，繪制了政策實施前后實驗組和對照組的年度生態(tài)文明建設績效均值、年度經(jīng)濟發(fā)展績效均值和年度環(huán)境治理績效均值的走勢。由圖1～圖3 可以看出，政策實施前兩組城市的績效均值變動趨勢基本一致，平行趨勢假設成立。

圖1 實驗組和對照組經(jīng)濟發(fā)展績效時間趨勢

圖2 實驗組和對照組環(huán)境治理績效時間趨勢

圖3 實驗組和對照組生態(tài)文明建設績效時間趨勢

4.2 傾向匹配得分后的雙重差分法（PSM-DID）

考慮到不同城市的個體特征不能完全趨于一致，為盡可能消除“選擇性偏差”的影響，采用PSM 和DID 相結合的方法，進一步加強實驗組與控制組的可比性，使得回歸結果更加準確。表5 表明了匹配后的樣本通過了平衡性檢驗，證實了匹配后樣本的有效性。表6 顯示了對匹配后的新樣本進行回歸后的結果。結果表明大氣污染協(xié)同治理對城市經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理的影響存在明顯差異，其對經(jīng)濟發(fā)展無顯著促進作用導致了整體生態(tài)文明建設績效的不顯著，與前文的結論一致。因此，利用雙重差分模型得到的回歸結果是穩(wěn)健的。

表5 匹配后的平衡性檢驗

表6 PSM-DID回歸結果

4.3 反事實檢驗

為排除其他政策因素的干擾，使用反事實檢驗法將政策實施的時間提前兩年或滯后兩年，其余變量不變進行估計。結果表明當政策的實施時間提前兩年，DID 的估計系數(shù)不顯著，環(huán)境治理方面并沒有得到與真實效應相同的顯著正效應；當政策的實施時間滯后兩年，DID 估計系數(shù)顯著。由前文的動態(tài)性檢驗可知，政策的效果存在時滯性，延后政策的實施時間使得政策效應凸顯，試點城市的生態(tài)文明建設績效、經(jīng)濟發(fā)展績效和環(huán)境治理績效均顯著提升。這一檢驗結果證實了上文回歸結果是穩(wěn)健可信的。

5 結論與建議

5.1 研究結論

本文依據(jù)雙重差分法的思路，以大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策這一外生沖擊構造一項“準自然實驗”，利用2012—2018 年首批生態(tài)文明試驗區(qū)的26 個地級市數(shù)據(jù)，構建經(jīng)濟發(fā)展—環(huán)境治理的關聯(lián)系統(tǒng)，運用網(wǎng)絡SBM 模型測算了地區(qū)生態(tài)文明建設績效，進一步采用雙重差分法評估了大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對城市生態(tài)文明建設績效、經(jīng)濟發(fā)展績效和環(huán)境治理績效的影響，并運用了平行趨勢檢驗、PSM-DID、反事實檢驗等方法進行穩(wěn)健性檢驗以確保評估結果的可靠性。結果表明：（1）從平均效應來看，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對城市生態(tài)文明建設的促進作用沒有通過顯著性檢驗，其原因在于聯(lián)防聯(lián)控政策雖然顯著提升了城市環(huán)境治理水平，但對經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)]有產生顯著影響。（2）從動態(tài)效應來看，政策存在時滯性，需要一段時間才能發(fā)揮作用。隨著時間的推移，政策對城市生態(tài)文明建設績效的提升效果逐漸顯現(xiàn)并不斷增強，實現(xiàn)經(jīng)濟增長與環(huán)境治理的“雙贏”。（3）從污染物異質性來看，在源頭生產階段，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策顯著降低了工業(yè)煙（粉）塵的產量；在末端治理階段，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策對工業(yè)二氧化硫的排放量具有顯著的抑制作用。

5.2 政策建議

（1）加快區(qū)域大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的有效落實。本文的實證結果表明，從長遠來看，大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策提升了城市生態(tài)文明建設，實現(xiàn)“青山綠水”和“金山銀山”的有機統(tǒng)一，為其他地區(qū)生態(tài)文明建設提供有益借鑒。第一，政府應宜早制定、落實大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策。以削減大氣污染物排放為手段，建立統(tǒng)一規(guī)劃、統(tǒng)一監(jiān)測、統(tǒng)一協(xié)調的區(qū)域大氣污染聯(lián)防聯(lián)控機制，深化區(qū)域內環(huán)保、住建、氣象等多部門協(xié)同合作，加強區(qū)域大氣環(huán)境聯(lián)合執(zhí)法監(jiān)管，扎實做好大氣污染防治工作。第二，政府要建立大氣污染聯(lián)防聯(lián)控長效機制。組織有關部門不斷跟蹤評估政策實施效果，根據(jù)不同階段、不同地區(qū)的具體執(zhí)行情況，及時發(fā)現(xiàn)問題，不斷改進相應制度，確保大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策的長期有效實施。

（2）制定不同污染物的針對性減排方案。根據(jù)本文的研究結果可知，面對政府實施大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策，工業(yè)煙（粉）塵相關的企業(yè)往往優(yōu)先選擇優(yōu)化生產過程來減少污染物產生量，而工業(yè)二氧化硫相關企業(yè)往往優(yōu)先選擇污染末端治理來降低污染物排放量。因此，政府要強化對工業(yè)煙（粉）塵相關企業(yè)末端排放的監(jiān)測，加強對工業(yè)二氧化硫相關企業(yè)污染源頭的控制，推動企業(yè)逐步形成“源頭清潔生產—末端污染治理”的治理體系，實現(xiàn)地區(qū)污染減排，增強人民藍天幸福感。第一，強化工業(yè)煙（粉）塵相關企業(yè)末端排放的監(jiān)測。政府可實地訪查，摸清煙（粉）塵排放的工序及重點污染源點，一方面對重點排放源開展除塵系統(tǒng)改造升級，提高除塵效率，保證這些點位的排放達標。另一方面強化重點排放源的監(jiān)測系統(tǒng)，保障監(jiān)測數(shù)據(jù)的科學性和合理性，遏止企業(yè)想在監(jiān)測點位設置上魚目混珠的可能，著力解決排放監(jiān)測設備良莠不齊、運行不規(guī)范等問題。第二，加強工業(yè)二氧化硫相關企業(yè)污染源頭的控制。一方面政府可通過各種激勵措施促進企業(yè)研發(fā)能源高效率技術使燃料充分燃燒，減少能源消耗量，如對煤炭利用率高的企業(yè)給予金融和稅收等方面的優(yōu)惠，并通過建立示范項目推廣研發(fā)技術的應用。另一方面政府可通過價格杠桿控制含硫煤炭的使用，綜合利用政策、法律和經(jīng)濟的多重手段降低含硫煤炭的使用，同時加大對風電、光伏、地熱能等各種清潔能源的技術研發(fā)。

表7 政策時點提前兩點或滯后兩年的回歸結果