湖南省大氣污染防治特護(hù)期政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響

艾洪山，周正清，李 科

（1.湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410006；2.湖南師范大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，湖南 長沙 410081）

黨的十九大報告強(qiáng)調(diào)，新時代推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)需要建立在“綠水青山就是金山銀山”的理念基礎(chǔ)之上。經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升需要政府實施有效的環(huán)境規(guī)制措施［1］，而政治集權(quán)、經(jīng)濟(jì)分權(quán)的制度背景可能導(dǎo)致中央與地方政府在環(huán)境保護(hù)問題中激勵不相容，進(jìn)而導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制失靈［2］。在環(huán)境治理實踐上，地方政府扮演著代理人角色，環(huán)境政策落地實施都依賴地方政府。在地方官員晉升錦標(biāo)賽模式下［3］，地方政府在環(huán)境規(guī)制的制定和實施過程中往往存在“逐底競爭（Race-to-the-bottom）”［4］。似乎在治理環(huán)境問題上地方政府天然是消極被動的［5-6］。但是，應(yīng)當(dāng)注意到地方政府治理環(huán)境的動力不僅僅源于上級政府也源自同級政府間競爭，高尚的道德情操和公眾參與［7-10］。特別是黨的十八大以來，中央政府生態(tài)文明理念的變化引起了地方官員的生態(tài)環(huán)保意識和行動的變化，環(huán)境保護(hù)在地方政府工作中的比重開始增加［11］。

高質(zhì)量發(fā)展階段需要與之相適應(yīng)的環(huán)境規(guī)制工具。環(huán)境規(guī)制工具通常有三種，分別為命令控制型、市場激勵型和自愿型環(huán)境規(guī)制。實踐中中國環(huán)境政策采用的環(huán)境規(guī)制工具往往是多元的［12］，一直帶有“行政命令有余，市場手段不足”的計劃經(jīng)濟(jì)色彩，具體表現(xiàn)為傳統(tǒng)手段命令控制型為主，市場激勵型為輔［13］。現(xiàn)有研究很少能夠細(xì)化評估單一環(huán)境規(guī)制工具（尤其是命令控制型）的效果。因此，該研究重點關(guān)注地方政府主導(dǎo)實施的環(huán)境規(guī)制政策及命令控制型環(huán)境規(guī)制工具效果評估。

湖南省2015年出臺的地方性環(huán)境規(guī)制政策《長株潭大氣污染防治特護(hù)期工作方案》（以下簡稱“特護(hù)期”）為該研究提供了絕佳的素材。在此項政策幫助下，該研究嘗試探討幾個關(guān)鍵但尚未得到很好回答的問題：地方政府愿意為治理環(huán)境付出多大的經(jīng)濟(jì)成本？特護(hù)期這項地方政府出臺的命令控制型環(huán)境規(guī)制工具效果如何？進(jìn)一步地，其具體作用機(jī)制如何？該研究通過對這些問題的探討彌補(bǔ)地方性環(huán)境規(guī)制政策研究的不足，為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型以及美麗中國建設(shè)建言獻(xiàn)策。

1 文獻(xiàn)綜述

相關(guān)研究主要包括三個方面。一是關(guān)于環(huán)境規(guī)制實施過程中地方政府與中央政府的關(guān)系。中國環(huán)境治理體制的核心特征是地方分權(quán)。具體表現(xiàn)為：中央政府的角色是政策制定者，負(fù)責(zé)提供宏觀層次的環(huán)境政治話語、價值、理念、法律法規(guī)和政策工具；地方政府的角色是政策實際執(zhí)行者，負(fù)責(zé)政策的實施，將中央政府的政治話語、法律和政策轉(zhuǎn)化為具體的環(huán)境治理績效［14］。環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行過程中，中央與地方關(guān)系及其激勵機(jī)制是關(guān)鍵性因素［11］。然而，環(huán)境治理中是否應(yīng)該賦予地方政府更大的自主權(quán)？現(xiàn)有研究出現(xiàn)了兩種矛盾的觀點。一類觀點認(rèn)為長期以來地方政府執(zhí)行效率低是中國環(huán)境規(guī)制實際實施效果低于預(yù)期目標(biāo)的原因［15］。在環(huán)境治理問題上，地方政府是中央政府的代理人。而經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心的大背景下，地方政府的首要目標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長而不是環(huán)境治理。與此同時，地方政府官員與污染企業(yè)之間會形成“默契”，一方面地方官員能夠達(dá)成經(jīng)濟(jì)建設(shè)的目標(biāo)，另一方面企業(yè)能在更寬松的環(huán)境規(guī)制約束下經(jīng)營形成成本優(yōu)勢［16］。分權(quán)體系下的地方政府被視為導(dǎo)致環(huán)境治理失效的最大責(zé)任方。中央政府針對地方政府分權(quán)治理執(zhí)行力低的問題，建立了中央生態(tài)環(huán)境保護(hù)督察制度。鄧輝等［2］發(fā)現(xiàn)中央生態(tài)環(huán)境保護(hù)督察制度從官員“震懾”、違法企業(yè)“懲罰”、公眾媒體“動員”三條路徑改善空氣質(zhì)量。另一類觀點認(rèn)為地方分權(quán)的環(huán)境治理體制的治理效果會優(yōu)于中央政府直接管控。主要原因是地方政府更了解當(dāng)?shù)氐默F(xiàn)實情況，能夠依據(jù)實際需求實施針對性的治理策略［17］。兩種觀點之間的矛盾被稱為“中國環(huán)境治理的地方分權(quán)悖論”［14］。解決“中國環(huán)境治理的地方分權(quán)悖論”，提升地方政府在環(huán)境治理上的積極性，不僅僅需要自上而下思考，同時也需要從地方政府的角度進(jìn)行研究。地方政府的激勵來自政治考核、晉升考核、財政分權(quán)、道德激勵［9，18］。地方政府在環(huán)境治理上并不一定總是消極被動的，道德激勵也有利于促進(jìn)地方環(huán)境治理［18］。地方政府間不僅僅存在“逐底競賽”也存在“競相向上”［19］。因此，研究環(huán)境規(guī)制實際操盤手（地方政府）的行為及貢獻(xiàn)是在根源上探討環(huán)境治理體制優(yōu)化，有助于提升環(huán)境治理效果。然而，少有實證研究關(guān)注到地方政府主導(dǎo)的環(huán)境規(guī)制政策效果。該研究關(guān)于湖南省特護(hù)期政策的研究恰好是對現(xiàn)有研究的有益補(bǔ)充。

二是關(guān)于環(huán)境政策效果評估。中國環(huán)境規(guī)制政策實施采取漸進(jìn)策略，先從區(qū)域試點開始，而后在全國鋪開。這種體制環(huán)境為實證研究提供了豐富的素材。因此，近年來越來越多學(xué)者開始評估試點型環(huán)境規(guī)制政策效果。Cai等［20］以中國1998年出臺的“兩控區(qū)”政策為例，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會驅(qū)趕“骯臟”的外商直接投資。并且2006年環(huán)境績效納入地方官員晉升考核體系加強(qiáng)了“兩控區(qū)”內(nèi)的環(huán)境規(guī)制效果［21］。中國《大氣污染防治法》（APPCL2000）修訂顯著提高了空氣污染密集型工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率［22］。這類環(huán)境規(guī)制政策通常由三類環(huán)境規(guī)制工具混合形成，具體表現(xiàn)形式為以命令控制型工具為主，市場激勵及公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具為輔。另有文獻(xiàn)著重研究市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具的政策效果，脫硫價格補(bǔ)貼［23］、2007年二氧化硫排污收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)提高［24］、排污權(quán)交易［13］。這幾個政策很難剝離出純粹的市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具效果。首先，多個環(huán)境規(guī)制政策實施對象重疊。這幾次環(huán)境規(guī)制針對的地區(qū)是二氧化硫污染嚴(yán)重區(qū)域，因此“兩控區(qū)”中限制排放的管制手段會產(chǎn)生干擾。其次，多個環(huán)境規(guī)制政策實施時間重疊。這幾次環(huán)境規(guī)制的實施恰好都是在“兩控區(qū)”的第二階段，此外排污收費(fèi)與排污權(quán)交易政策是同期并行政策［24］。而湖南省特護(hù)期政策則能夠緩解其他環(huán)境規(guī)制工具的干擾。特護(hù)期政策是一項純命令控制型環(huán)境規(guī)制工具，規(guī)制的方式是針對重點污染季節(jié)污染物排放的限制及處理。借助湖南省特護(hù)期政策，文章能夠更精準(zhǔn)地識別出命令控制型環(huán)境規(guī)制工具政策效果，更深刻認(rèn)識命令環(huán)境規(guī)制工具，彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足。

三是研究環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。傳統(tǒng)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為污染物是經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生的非期望產(chǎn)出，而非期望產(chǎn)出處置有經(jīng)濟(jì)代價。環(huán)境規(guī)制是政府部門對非期望產(chǎn)出采取的管理手段，可以被看作經(jīng)濟(jì)增長的成本。另一種觀點則認(rèn)為不能簡單地將環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長對立起來。環(huán)境規(guī)制政策將會產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，而嚴(yán)格且設(shè)計合理的環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)能夠部分或者完全彌補(bǔ)成本［25］。這種觀點也被稱為“波特假說”?！安ㄌ丶僬f”的存在性一直備受爭議，有大量文獻(xiàn)從理論和實證上對其進(jìn)行檢驗［26］?！安ㄌ丶僬f”成立的條件是實施嚴(yán)格且設(shè)計合理的環(huán)境規(guī)制政策［24］。因此，如何設(shè)計嚴(yán)格而又合理的環(huán)境規(guī)制政策最大化創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)？這需要對多種環(huán)境規(guī)制工具更加深入地認(rèn)識。該研究通過對湖南省特護(hù)期政策這項純命令控制型環(huán)境規(guī)制工具對電力消費(fèi)水平的影響進(jìn)行評估，加強(qiáng)了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)增長的研究。

由此，該研究的邊際貢獻(xiàn)在以下幾個方面。第一，研究視角上，直接考察了地方政府環(huán)境規(guī)制制定與執(zhí)行的主觀能動性。通過研究湖南省特護(hù)期政策，從實證角度出發(fā)評估地方性政府環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)成本，回應(yīng)地方政府晉升錦標(biāo)賽理論，指出在環(huán)境治理過程中地方政府能夠自發(fā)地出臺環(huán)境規(guī)制政策。第二，研究數(shù)據(jù)上，利用湖南省日度電力消費(fèi)數(shù)據(jù)衡量經(jīng)濟(jì)活動的短時變化。通過湖南省所有地級市的時點（每日24小時）電力消費(fèi)數(shù)據(jù)，分析特護(hù)期政策對各時點電力消費(fèi)水平的影響。第三，采用的準(zhǔn)實驗湖南省特護(hù)期政策是一項純命令控制型環(huán)境規(guī)制工具。通過對環(huán)境規(guī)制工具效果更為細(xì)致的評估，豐富環(huán)境規(guī)制研究，為制定環(huán)境規(guī)制政策提供參考。

2 特護(hù)期政策背景

為改善空氣質(zhì)量，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，湖南省政府于2015年10月頒布了《長株潭大氣污染防治特護(hù)期工作方案》。方案針對湖南省大氣污染的季節(jié)性高發(fā)特征，確立每年10月至次年2月（共計5個月）為長株潭地區(qū)大氣污染防治特護(hù)期。特護(hù)期期間，長沙、株洲、湘潭實施統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)一預(yù)報預(yù)警、統(tǒng)一防治、統(tǒng)一執(zhí)法的區(qū)域大氣污染聯(lián)防聯(lián)控工作機(jī)制。特護(hù)期內(nèi)，在大氣污染防治工作常態(tài)化的基礎(chǔ)上，針對不利氣象條件，進(jìn)一步加大工作力度，加強(qiáng)區(qū)域協(xié)同，努力減少秋冬季節(jié)重污染天氣出現(xiàn)的頻次，降低空氣污染程度，提高空氣質(zhì)量優(yōu)良率。長沙、株洲、湘潭三市人民政府聯(lián)合湖南省環(huán)保廳等多個部門，開展大氣污染防治專項執(zhí)法檢查。具體措施由六部分組成。第一，整治燃煤污染。長株潭地區(qū)嚴(yán)格控制燃煤電廠和燃煤鍋爐排污，燃煤企業(yè)盡可能使用優(yōu)質(zhì)煤炭，達(dá)不到排放標(biāo)準(zhǔn)的燃煤鍋爐一律停用。第二，整治重點工業(yè)企業(yè)廢氣排放。長株潭地區(qū)鋼鐵、建材、冶金等重點行業(yè)不能穩(wěn)定達(dá)標(biāo)排放企業(yè)實施停產(chǎn)治理。第三，整治移動源污染。長株潭地區(qū)加大對儲油庫和重點加油站抽查抽測頻次，確保油品質(zhì)量達(dá)標(biāo)、油氣回收設(shè)施正常使用，按照年度任務(wù)要求淘汰黃標(biāo)車，城區(qū)主要路段嚴(yán)格實施黃標(biāo)車限行。第四，加強(qiáng)揚(yáng)塵控制。長株潭地區(qū)加強(qiáng)施工揚(yáng)塵等各類揚(yáng)塵源污染控制，加強(qiáng)道路保潔。第五，嚴(yán)控其他大氣污染源。對長株潭地區(qū)餐飲油煙、露天焚燒垃圾及秸稈、煙花爆竹燃放等現(xiàn)象進(jìn)行嚴(yán)格管控。第六，加強(qiáng)大氣環(huán)境監(jiān)測、預(yù)警和應(yīng)急。長株潭地區(qū)實行聯(lián)防聯(lián)控，建立重污染天氣監(jiān)測預(yù)警體系和環(huán)境空氣質(zhì)量預(yù)警預(yù)報系統(tǒng)，開展重污染天氣下大氣環(huán)境聯(lián)合執(zhí)法檢查。特護(hù)期政策是一項典型的由政府主導(dǎo)的命令控制型環(huán)境規(guī)制政策，其對大氣污染物的管制主要體現(xiàn)在長株潭區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控以及針對污染源行政命令式管控。強(qiáng)制性行政命令式管控下，大氣污染減排效果較好。長株潭地區(qū)2013—2019年年均AQI由172下降至82，年均PM2.5濃度由132 μg/m3下降至47.5 μg/m3。

3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)描述

3.1 模型設(shè)定

該研究核心目標(biāo)是估計特護(hù)期政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響。湖南省政府于2015年10月頒布《長株潭大氣污染防治特護(hù)期工作方案》實施細(xì)則，到2019年10月，該政策一共執(zhí)行了4期（2015年10月1日—2016年2月29日，2016年10月1日—2017年2月28日，2017年10月16日—2018年3月15日，2018年10月16日—2019年3月15日）。政策針對對象是湖南省長沙、株洲和湘潭三個城市，其他城市并不在政策覆蓋范圍之內(nèi)。這樣的政策設(shè)定下，恰好滿足雙重差分模型的構(gòu)建條件，可以利用湖南省長株潭以外的城市來構(gòu)造處理組的反事實結(jié)果。因此，雙重差分模型被用于估計特護(hù)期政策對經(jīng)濟(jì)的因果關(guān)系。

其中：Electricityi，t是第i座城市第t期的電力消費(fèi)水平；treati×montht是核心解釋變量，它由特護(hù)期城市虛擬變量treati和特護(hù)期政策執(zhí)行時間虛擬變量montht交互形成。若城市i為長沙、株洲、湘潭三座城市之一，treati為1；若城市i為其他城市，則treati為0。montht代表第t期特護(hù)期政策是否執(zhí)行，若第t期為特護(hù)期執(zhí)行時期則為1，其他時間段為0。θt是時間固定效應(yīng)，用于控制隨時間變化又不隨個體變化的特征，例如宏觀形勢波動對電力消費(fèi)的影響。δi是城市固定效應(yīng)，用于吸收不隨時間變化因素對電力消費(fèi)的影響。εi，t是誤差項。Xi，t是一系列的控制變量，包括節(jié)假日效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和氣象活動狀況。

在選取控制變量時，考慮到長株潭地區(qū)是湖南省打造的經(jīng)濟(jì)一體化重點建設(shè)對象，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平與湖南省其他城市有一定的差異。因此，處理組和控制組電力消費(fèi)的絕對量存在差異，通過添加控制變量的方式來緩解估計中可能出現(xiàn)的偏誤。具體而言，該研究控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口數(shù)量和工業(yè)企業(yè)數(shù)。城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與電力消費(fèi)水平高度相關(guān)，同時也與區(qū)域環(huán)境污染相關(guān)。參照宋弘等［27］的做法，通過控制城市生產(chǎn)總值控制城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。在三種產(chǎn)業(yè)部門中工業(yè)用電所占比重最大，因此，選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)企業(yè)數(shù)來度量城市的工業(yè)水平［23］。人口基數(shù)是電力消費(fèi)水平高低的重要影響因素，選取年末人口數(shù)控制人口數(shù)量對電力消費(fèi)的影響［28］。此外，通過添加城市和年份交互固定效應(yīng)來消除這種差異（限于篇幅未報告）。節(jié)假日活動對于用電行為的影響也非常大。通常的生產(chǎn)經(jīng)營活動都在工作日，節(jié)假日電力消費(fèi)更多是日常生活用電和待機(jī)耗電。未考慮節(jié)假日因素可能會將節(jié)假日引發(fā)的電力消費(fèi)變化混入估計結(jié)果從而高估。該研究控制樣本期每年的節(jié)假日和周末構(gòu)成的虛擬變量以排除節(jié)假日效應(yīng)對估計結(jié)果的干擾［29］。空氣污染水平與天氣狀況密切相關(guān)，并且天氣狀況同時影響電力的供應(yīng)和消費(fèi)水平。為排除天氣狀況對估計結(jié)果的干擾，進(jìn)一步控制日度的大氣活動數(shù)據(jù)，包括氣溫、風(fēng)速、降水和日照時長［20-21］。

式（1）關(guān)注特護(hù)期政策執(zhí)行階段效果。特護(hù)期政策的出臺也代表著湖南省政府對治理環(huán)境污染、生態(tài)文明建設(shè)問題的重視程度加深。環(huán)境規(guī)制政策的有效執(zhí)行，很大程度上依賴地方政府對環(huán)境問題的重視程度。因此特護(hù)期政策出臺也能代表湖南省環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力的提升。文章構(gòu)建式（2）研究特護(hù)期出臺對電力消費(fèi)水平的影響。與式（1）估計的處理效應(yīng)略有不同，式（2）估計的是以特護(hù)期出臺為表征的地方政府環(huán)境治理理念加強(qiáng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。另外，值得注意的是，式（2）的估計中假設(shè)了特護(hù)期執(zhí)行期間與非特護(hù)期執(zhí)行期間的電力消費(fèi)水平受到特護(hù)期政策出臺的影響是同質(zhì)的，并且有可能會混入一部分其他環(huán)境規(guī)制政策加強(qiáng)而產(chǎn)生的效果。

其中，treati×yeart是核心解釋變量，它由特護(hù)期城市虛擬變量treati和特護(hù)期政策出臺時間虛擬變量yeart交互形成。其他變量與式（1）一致。

3.2 數(shù)據(jù)來源

3.2.1 電力消費(fèi)數(shù)據(jù)

從湖南省國家電網(wǎng)公司收集了湖南省所有地級市的時點（每日24小時）電力消費(fèi)資料（2010年10月1日—2019年10月15日）。數(shù)據(jù)集能夠全面實時反映湖南省的生產(chǎn)經(jīng)營狀況?？紤]到時點數(shù)據(jù)在日夜變化幅度以及特護(hù)期政策的實施過程對空氣質(zhì)量監(jiān)測的口徑，將電力消費(fèi)數(shù)據(jù)按日加總得到湖南省各地級市的日度電力消費(fèi)數(shù)據(jù)。

3.2.2 氣象數(shù)據(jù)

文章使用的氣象數(shù)據(jù)來自國家氣象科學(xué)數(shù)據(jù)共享服務(wù)平臺，采用該平臺的中國地面氣候資料日值數(shù)據(jù)集（V3.0）。該數(shù)據(jù)是氣象站點日值，監(jiān)測提供了與大氣活動相關(guān)的氣壓、氣溫、降水量、蒸發(fā)量、相對濕度、風(fēng)向風(fēng)速、日照時數(shù)等信息。采用反向距離加權(quán)（IDW）方法將監(jiān)測點數(shù)據(jù)先插值成格點數(shù)據(jù)，再分區(qū)域平均計算得到2010—2019年湖南省各地級市的日度氣象資料。

3.2.3 空氣污染物數(shù)據(jù)

文章使用的大氣污染物濃度數(shù)據(jù)源自中國空氣質(zhì)量在線監(jiān)測分析平臺。該平臺提供2014年以來中國367個城市和地區(qū)觀測點的時點空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)，所包含的變量包括PM2.5、PM10、SO2、O3、CO和AQI指數(shù)。通過加權(quán)平均的方式將時點空氣質(zhì)量轉(zhuǎn)換為日度數(shù)據(jù)，得到湖南省所有地級市的空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)。

3.2.4 宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)

為減少估計產(chǎn)生的偏誤，從湖南省統(tǒng)計公報中，搜集各城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r指標(biāo)。考慮到工作日和節(jié)假日、周末的用電習(xí)慣差異，從中國國務(wù)院網(wǎng)站發(fā)布的節(jié)假日調(diào)休時間安排中，整理收集了歷年工作日、節(jié)假日數(shù)據(jù)。

3.3 數(shù)據(jù)描述

表1為描述性統(tǒng)計表。湖南省地級市日均消費(fèi)電力大約2.2489×107kW·h。總體而言，湖南省的空氣質(zhì)量水平處于良好區(qū)間，污染物主要由PM2.5、PM10和O3構(gòu)成。

表1 描述性統(tǒng)計表

圖1展示了控制組與處理組的趨勢差異。處理組是特護(hù)期城市（長沙、株洲、湘潭），控制組是非特護(hù)期城市（湖南省除長沙、株洲、湘潭外的所有地級市）。直接繪制圖形會混入季節(jié)性因素等一系列混雜因素影響，文章借鑒He等［5］的做法，吸收了一系列的固定效應(yīng)和城市特征的影響得到殘差化的電力消費(fèi)水平。圖1a刻畫了特護(hù)期政策頒布后，特護(hù)期城市及非特護(hù)期城市的殘差化電力消費(fèi)水平變化情況。特護(hù)期政策頒布后特護(hù)期執(zhí)行期間內(nèi)（每年的1、2、10、11及12月）特護(hù)期城市殘差化電力消費(fèi)的增長明顯低于控制組。在非特護(hù)期執(zhí)行期間內(nèi)（每年的3—9月）處理組和控制組殘差化電力消費(fèi)水平的趨勢基本一致。圖1b刻畫了特護(hù)期政策頒布前，特護(hù)期城市和非特護(hù)期城市的殘差化電力消費(fèi)水平變化。特護(hù)期政策頒布前非特護(hù)期執(zhí)行期間特護(hù)期城市殘差化電力消費(fèi)水平略高于非特護(hù)期城市。但是，特護(hù)期執(zhí)行期間兩組城市的殘差化電力消費(fèi)水平一致。結(jié)合圖1a和圖1b的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在特護(hù)期政策頒布后特護(hù)期城市殘差化電力消費(fèi)水平在特護(hù)期執(zhí)行期間及非特護(hù)期執(zhí)行期間有明顯的下降。首先特護(hù)期執(zhí)行期間特護(hù)期城市的殘差化電力消費(fèi)水平明顯低于非特護(hù)期城市（圖1a），而特護(hù)期政策頒布前的同時期內(nèi)兩組城市的差距并不明顯（圖1b）。其次，非特護(hù)期期間兩組城市的差距在特護(hù)期政策頒布后明顯縮小。圖1b中非特護(hù)期期間內(nèi)兩組城市的殘差化電力消費(fèi)水平存在差異，特護(hù)期城市的殘差化電力消費(fèi)水平高于非特護(hù)期城市。而圖1a中非特護(hù)期期間內(nèi)特護(hù)期城市在4—9月殘差化電力消費(fèi)水平和非特護(hù)期城市無明顯差異。但是，在2—4月特護(hù)期城市明顯低于非特護(hù)期城市。這表明特護(hù)期政策在實際執(zhí)行過程中可能存在時滯性。特護(hù)期在實際執(zhí)行時間會比政策文件規(guī)定時間更長。

圖1 殘差化特護(hù)期城市與非特護(hù)期城市電力消費(fèi)水平趨勢

4 實證結(jié)果

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)式（1），文章回歸了日度電力消費(fèi)、特護(hù)期政策、節(jié)假日、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、氣象因素及一系列固定效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)狀況包括GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)企業(yè)數(shù)、人口數(shù)、節(jié)假日，氣象因素包括溫度、降水、風(fēng)速、日照時長。表2中列（1）—列（5）依次加入了城市固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)、季度固定效應(yīng)、月度固定效應(yīng)及日度固定效應(yīng)，所有的標(biāo)準(zhǔn)誤都聚類到城市層面。其中，年度固定效應(yīng)控制了隨年度變化的特征，例如年度宏觀經(jīng)濟(jì)波動；季節(jié)固定效應(yīng)控制了季節(jié)性的特征，例如季節(jié)性的生產(chǎn)行為；月度固定效應(yīng)進(jìn)一步控制了月度特征，例如行業(yè)的景氣規(guī)律；日度固定效應(yīng)進(jìn)一步控制了隨日期變化的短時經(jīng)濟(jì)波動，例如民間習(xí)俗、生產(chǎn)習(xí)慣等。需要注意的是，更精細(xì)的固定效應(yīng)會包含相對粗糙的固定效應(yīng)。日度固定效應(yīng)會包含月度、季節(jié)及年度固定效應(yīng)所代表的時間特征。

表2 特護(hù)期政策執(zhí)行對電力消費(fèi)水平的影響

表2給出了式（1）的估計結(jié)果。列（1）中只添加了控制變量和城市固定效應(yīng)估計系數(shù)顯著為負(fù)。但是，列（1）僅僅識別了不隨時間變化的城市特征，不隨城市變化的時間特征也會引起電力消費(fèi)水平的變化。因此，列（2）中模型添加了年度固定效應(yīng)，模型系數(shù)仍然顯著為負(fù)。湖南省電力消費(fèi)具有明顯的季節(jié)性特征，春秋季節(jié)電力消費(fèi)水平較低，夏冬季節(jié)電力消費(fèi)水平較高。忽略電力消費(fèi)水平的季節(jié)性特征會低估系數(shù)。列（3）在列（2）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了季節(jié)固定效應(yīng)。與列（2）結(jié)果相比，列（3）的系數(shù)絕對值明顯變大，且同樣顯著為負(fù)。列（4）在列（3）的基礎(chǔ)上控制了月度固定效應(yīng)。列（4）的結(jié)果同樣顯著為負(fù)，估計系數(shù)的絕對值略微變大。列（5）中還添加了日度固定效應(yīng)更為嚴(yán)格地控制電力消費(fèi)水平的時變特征。列（5）的結(jié)果同樣顯著為負(fù)，估計系數(shù)的絕對值略微變大。總體而言，五列結(jié)果都比較接近，核心估計變量穩(wěn)健為負(fù)，控制變量的系數(shù)符合預(yù)期也較為穩(wěn)健。列（5）中控制了多種固定效應(yīng)，受到遺漏變量影響的可能性最小。將列（5）作為基準(zhǔn)結(jié)果，分析表明處理組的電力消費(fèi)水平顯著下降了約12.45%（e-0.133-1）。這意味著為治理長株潭城市群的秋冬季空氣污染，湖南省主動出臺特護(hù)期政策，承擔(dān)了特護(hù)期城市電力消費(fèi)水平平均下降12.45%（4.802×106kW·h）的經(jīng)濟(jì)代價。

表3給出式（2）的估計結(jié)果。其估計方法選擇和估計過程的控制變量選擇策略與表2類似。從估計結(jié)果看，無論文章選擇何種控制策略，核心解釋變量的估計系數(shù)都顯著為負(fù)。其中，文章重點關(guān)注的估計策略列（5）的估計系數(shù)為-0.125，表明特護(hù)期政策出臺后特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平顯著下降，幅度約為11.75%（e-0.125-1）。綜合表2和表3的結(jié)果，表3列（5）中核心解釋變量的估計系數(shù)絕對值小于表2列（5）。在假設(shè)特護(hù)期政策對非特護(hù)期執(zhí)行期間與特護(hù)期執(zhí)行期間產(chǎn)生同質(zhì)性影響后，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的影響變小，原因在于非特護(hù)期執(zhí)行期間受到更寬松的管制。

表3 特護(hù)期政策出臺對電力消費(fèi)水平的影響

4.2 平行趨勢檢驗

DID模型的核心假設(shè)是滿足平行趨勢假定，即處理組在沒有接受處理的情況下，因變量應(yīng)該與控制組具有一致的時間變化趨勢。然而，當(dāng)因變量的影響因素及其時間變動趨勢在處理組和控制組之間存在差異時，會導(dǎo)致因變量的變化趨勢也出現(xiàn)差異，從而對DID的反事實框架構(gòu)成威脅。文章參照J(rèn)acobson等［30］的方法，借助事件研究法檢驗平行趨勢假設(shè)。在回歸中加入各時點虛擬變量與政策變量的交互項，構(gòu)建式（3）。

圖2中展示了式（3）的平行趨勢檢驗的結(jié)果。首先，在特護(hù)期政策執(zhí)行前估計系數(shù)為正且不顯著。這表明在特護(hù)期政策執(zhí)行前4個月，處理組和控制組之間的電力消費(fèi)水平?jīng)]有顯著差異。其次，雖然特護(hù)期政策執(zhí)行后每期的政策效果顯著程度有所差異，但方向均為負(fù)，符合預(yù)期。這表明特護(hù)期政策執(zhí)行期間特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平顯著下降。其中，特護(hù)期政策執(zhí)行當(dāng)月系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)。特護(hù)期政策執(zhí)行后第一個月系數(shù)略微上升但仍為負(fù)。特護(hù)期政策執(zhí)行后第二個月到第四個月特護(hù)期的效果最大。由此可見，特護(hù)期政策在出臺當(dāng)月以及后三個月的效果更為顯著。

圖2 特護(hù)期政策執(zhí)行動態(tài)效應(yīng)

同樣地，文章也關(guān)注特護(hù)期政策出臺前后的動態(tài)效果。由此，式（3）的基礎(chǔ)上將核心解釋變量替換為構(gòu)建式（4），其中yearj代表特護(hù)期政策出臺的第j年。該研究的數(shù)據(jù)樣本是從2010—2019年，樣本期包括了特護(hù)期政策出臺前5年與特護(hù)期出臺的后4年。式（4）中的核心βj代表的是特護(hù)期出臺前后9年間每年的年平均處理效應(yīng)。

圖3中特護(hù)期政策出臺之前模型系數(shù)為正且不顯著。特護(hù)期政策出臺后，模型系數(shù)均為負(fù)，且大部分顯著。其中，特護(hù)期政策在剛出臺的前兩年（2015和2016年）效果不顯著，但是在2017年之后系數(shù)顯著為負(fù)。這表明特護(hù)期政策出臺后，特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平下降。總體來看，特護(hù)期政策的政策效果逐年加強(qiáng)，具體表現(xiàn)為特護(hù)期政策出臺以后，在特護(hù)期執(zhí)行期間特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平顯著下降，并且隨著環(huán)境規(guī)制要求的提升，特護(hù)期城市的整體電力消費(fèi)水平下降幅度變大。

圖3 特護(hù)期政策出臺動態(tài)效果

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 生產(chǎn)計劃變動

特護(hù)期政策是湖南省針對秋冬季節(jié)大氣污染高發(fā)時期的特殊治理政策，每年的執(zhí)行時間基本一致，并且它是一項命令控制型環(huán)境規(guī)制工具。特護(hù)期內(nèi)特護(hù)期城市的大氣污染物濃度達(dá)到一定的級別后，企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營會受到限制。因此，特護(hù)期城市的企業(yè)對時間固定的管制政策可能會產(chǎn)生預(yù)期。企業(yè)的生產(chǎn)計劃可能會做出調(diào)整，即在非特護(hù)期期間擴(kuò)大生產(chǎn)。若特護(hù)期城市的企業(yè)的生產(chǎn)計劃調(diào)整，那么它們在非特護(hù)期的電力消費(fèi)會增大，文章估計的特護(hù)期政策效果就會被低估。此外，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營也受到比較多的因素影響，例如訂單數(shù)量、技術(shù)水平、企業(yè)制度安排等，這些因素通常是短期無法改變的。因此，企業(yè)生產(chǎn)調(diào)整的機(jī)會成本可能會比較大。并且，在特護(hù)期內(nèi)只有污染物超過一定的濃度時，政府才會對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營進(jìn)行監(jiān)管。這意味著生產(chǎn)管制在特護(hù)期的出現(xiàn)也存在一定程度的不確定性。企業(yè)在面對不確定的監(jiān)管時，有可能會采取以不變應(yīng)萬變的決策［31］。因此，特護(hù)期城市的企業(yè)生產(chǎn)計劃也可能不調(diào)整。

為了檢驗特護(hù)期城市是否存在生產(chǎn)計劃調(diào)整的預(yù)期效應(yīng)，表4列（1）—列（4）中，依次增加了特護(hù)期政策前一個月與特護(hù)期城市的交互項至特護(hù)期政策前四個月與特護(hù)期城市的交互項。結(jié)果顯示，在依次添加政策提前變量與特護(hù)期城市的交互項后特護(hù)期政策變量的系數(shù)基本不變，穩(wěn)定在-0.13左右，并且每個政策提前變量與特護(hù)期城市交互項的估計系數(shù)均不顯著。因此，可以認(rèn)為特護(hù)期內(nèi)企業(yè)并沒有因為特護(hù)期政策提前調(diào)整生產(chǎn)計劃。

表4 穩(wěn)健性檢驗：預(yù)期效應(yīng)

此外，文章還借助Topalova［32］的方法構(gòu)建了一項安慰劑測試，進(jìn)一步證實了特護(hù)期城市企業(yè)在非特護(hù)期期間生產(chǎn)計劃沒有發(fā)生調(diào)整。文章使用特護(hù)期政策執(zhí)行前4個月的樣本作為假設(shè)的政策沖擊時間，在這個假設(shè)的政策時間段內(nèi)其實并沒有真正執(zhí)行特護(hù)期政策。所以在假設(shè)的政策沖擊時間下，任何對照組和處理組之間顯著的差別都意味著可能存在預(yù)期效應(yīng)。具體而言，通過特護(hù)期城市虛擬變量和假設(shè)特護(hù)期政策執(zhí)行時間變量交互項檢驗特護(hù)期城市在非特護(hù)期的生產(chǎn)狀況。假設(shè)的特護(hù)期政策時間變量shiftmontht在2015—2019年每年的6—9月取1，其他時間段取0。結(jié)果顯示，假設(shè)的特護(hù)期政策變量Treati×shiftmontht并不顯著，這說明相對于非特護(hù)期城市，特護(hù)期城市在非特護(hù)期間電力消費(fèi)沒有顯著地上升，特護(hù)期城市企業(yè)生產(chǎn)計劃沒有因為特護(hù)期政策而改變（因篇幅受限未報告）。

5.2 其他政策干擾

湖南省的特護(hù)期政策是湖南省在大氣污染物治理上的嘗試。特護(hù)期政策2015年開始執(zhí)行，每年的10月至次年2月都是對大氣污染物的重點管制時間。與此同時，每年秋冬季都是霧霾污染最嚴(yán)重的時間段。其實，中國政府在2013年就已經(jīng)注意到秋冬季的霧霾，并且制定了《大氣污染防治行動計劃》。這是一項國家層面的大氣污染物防控政策。《大氣污染防治行動計劃》改變了火力發(fā)電廠能源使用的方式，在冬季顯著地降低了污染物的排放。國家層面的環(huán)境政策也有可能影響到湖南省秋冬季的電力消費(fèi)，雖然文章在模型中控制了年度固定效應(yīng)能夠在一定程度上吸收國家層面政策的影響。為了進(jìn)一步排除《大氣污染防治行動計劃》的干擾，文章生成了一個虛假的特護(hù)期政策實施時間，將特護(hù)期政策提前至特護(hù)期政策提出年份（2015年）之前。2010—2015年每年10月至次年2月作為政策時間變量與特護(hù)期城市相乘形成交互項Treati×fakemontht。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似，表5中依次添加固定效應(yīng)。結(jié)果顯示，Treati×fakemontht的系數(shù)均不顯著，這表明2010—2015年秋冬季的《大氣污染防治行動計劃》對特護(hù)期政策的估計不會產(chǎn)生干擾。

表5 穩(wěn)健性檢驗：其他政策干擾

5.3 安慰劑檢驗

由于在實證策略中文章僅以長株潭地區(qū)為控制組進(jìn)行了實證檢驗，盡管上述所有結(jié)果均支持特護(hù)期政策顯著降低了長株潭地區(qū)電力消費(fèi)的結(jié)論，但是仍不能排除文章所得結(jié)果的偶然性。為了進(jìn)一步確認(rèn)文章估計的特護(hù)期政策效果不是偶然所得，參照Chetty等［33］的方法，設(shè)計了安慰劑測試。隨機(jī)挑選3個湖南省的城市作為處理組，隨機(jī)挑選樣本期作為政策實施時間，估計生成的隨機(jī)政策變量的效果。并且重復(fù)上述過程500次，把得到的結(jié)果從小到大排列，按系數(shù)大小和出現(xiàn)的次數(shù)繪制核密度圖。結(jié)果顯示，隨機(jī)政策呈正態(tài)分布，真實的特護(hù)期政策對電力消費(fèi)影響的系數(shù)為-0.1328，遠(yuǎn)在隨機(jī)政策的分布之外。這表明，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)的影響并不是偶然所得，而是真實存在的（篇幅受限未報告）。

6 進(jìn)一步討論

6.1 特護(hù)期對每日生產(chǎn)行為影響

環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行主體為政府，限于監(jiān)督技術(shù)、成本和人員限制，在環(huán)境規(guī)制政策實施過程中，并不一定能做到全天候?qū)崟r監(jiān)測，不能保證每一個時點都給予政策被執(zhí)行主體相同的政策執(zhí)行強(qiáng)度。因此，被執(zhí)行主體往往會抓住政策執(zhí)行過程中的薄弱環(huán)節(jié)進(jìn)行偷排或者生產(chǎn)［34］，具體表現(xiàn)為企業(yè)在特護(hù)期內(nèi)可能會調(diào)整每日的生產(chǎn)行為。通過減少日間的生產(chǎn)活動并且加強(qiáng)夜間生產(chǎn)的方式來規(guī)避特護(hù)期期間對生產(chǎn)經(jīng)營活動的限制。為了從更加微觀的視角考察特護(hù)期政策對每日電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，文章利用2010年10月1日—2019年10月15日的時點電力消費(fèi)水平數(shù)據(jù)，以小時為時間跨度，用電力消費(fèi)水平為被解釋變量，評估了0：00—23：00時特護(hù)期政策對電力消費(fèi)的影響，如圖4所示。

圖4中從左到右依次為0：00—23：00時特護(hù)期政策執(zhí)行時特護(hù)期城市電力消費(fèi)的變化。結(jié)果顯示，特護(hù)期政策對每日電力消費(fèi)水平的影響分為三階段。特護(hù)期內(nèi)每日的凌晨0：00—8：00時電力消費(fèi)水平降幅較小，而9：00—20：00時電力消費(fèi)的降幅較大，21：00—23：00時介于兩時段之間。與文章的預(yù)期一致，夜間特護(hù)期對電力消費(fèi)的影響小于工作時間段。

圖4 特護(hù)期對每日各時點生產(chǎn)行為的影響

6.2 區(qū)域異質(zhì)性

特護(hù)期政策劃定的執(zhí)行區(qū)域為長沙、株洲、湘潭三市。但是這三城市在湖南省的行政地位不一致，用電結(jié)構(gòu)也存在差異。長沙是湖南省的省會城市，同時也是經(jīng)濟(jì)中心，在特護(hù)期實施的過程中政府可能會實施差異化性的限制政策，將管制的重心放到長沙以外的其他特護(hù)期城市中，以減少對湖南省經(jīng)濟(jì)的影響。另外，三城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異較大［35］。長沙市第三產(chǎn)業(yè)比重較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最高。株洲市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是典型的“二、三、一”。湘潭市的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)在第二和第三產(chǎn)業(yè)之間頻繁變換。并且，從工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)看，株洲市承載的是污染程度更高的重工業(yè)行業(yè)，而長沙市的工業(yè)部門主要由污染程度較低高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)構(gòu)成［36］。因此，特護(hù)期政策在三城市的實施效果可能存在差異。特護(hù)期政策對電力消費(fèi)的影響在更為清潔且行政級別更高的長沙市可能更小，而在污染程度更高的株洲市可能更大。

文章通過分解三城市的政策效果來比較特護(hù)期政策在特護(hù)期城市的異質(zhì)性。具體而言，文章將特護(hù)期城市虛擬變量拆分，再將這三城市虛擬變量與特護(hù)期政策執(zhí)行時間變量交互，生成長沙、株洲、湘潭的特護(hù)期政策執(zhí)行變量。然后在式（1）的基礎(chǔ)上，將核心解釋變量替換為三城市的特護(hù)期政策執(zhí)行變量，如式（5）所示。

其中：Changsha在城市i為長沙時取1，其他城市時取0；Zhuzhou在 城 市i為 株 洲 時 取1，其 他 城 市 時 取0；Xiangtan在城市i為湘潭時取1，其他城市時取0。β1、β2、β3分別長沙、株洲、湘潭三座城市在特護(hù)期期間電力消費(fèi)水平受到的影響。

表6中Treati×montht為基準(zhǔn)模型核心解釋變量的系數(shù)，Changsha×montht為長沙市在特護(hù)期期間電力消費(fèi)水平的變化，Zhuzhou×montht為株洲市在特護(hù)期期間電力消費(fèi)水平的變化，Xiangtan×montht為湘潭市在特護(hù)期期間電力消費(fèi)水平的變化。與基準(zhǔn)回歸模型類似表中依次添加固定效應(yīng)，結(jié)果顯示，長沙、株洲、湘潭三城市在特護(hù)期期間電力消費(fèi)水平均顯著下降。其中：株洲市下降幅度最大，約為12.36%（e-0.132-1）；湘潭市下降幅度排名第二，約為15.46%（e-0.168-1）；長沙市下降幅度最小，約為8.97%（e-0.094-1）。通過分解特護(hù)期政策在三城市的效果，文章發(fā)現(xiàn)重工業(yè)產(chǎn)業(yè)占比最大的株洲市受到的影響最大，第三產(chǎn)業(yè)及高新技術(shù)行業(yè)占比大的省會城市長沙市受到的影響最小。特護(hù)期期間對電力消費(fèi)的限制主要集中長沙市以外的特護(hù)期城市。

表6 區(qū)域異質(zhì)性

6.3 污染物濃度異質(zhì)性

特護(hù)期政策的實施強(qiáng)度會隨著大氣污染濃度水平變化而變化。特護(hù)期政策建立了一套應(yīng)急預(yù)警政策。當(dāng)空氣質(zhì)量指數(shù)的每日預(yù)測平均值超過200（嚴(yán)重污染水平）時，采取藍(lán)色預(yù)警；當(dāng)空氣質(zhì)量指數(shù)的每日預(yù)測平均值連續(xù)兩天超過200時，采取黃色預(yù)警；當(dāng)空氣質(zhì)量指數(shù)的每日預(yù)測平均值連續(xù)三天超過200時，采取橙色預(yù)警；當(dāng)空氣質(zhì)量指數(shù)的每日預(yù)測平均值連續(xù)四天超過200時，采取紅色預(yù)警。針對不同級別的預(yù)警政府部門將牽頭采取不同強(qiáng)度的整治手段，包括錯峰生產(chǎn)、限產(chǎn)、停產(chǎn)、限行等等。有理由相信，大氣污染物的濃度有可能會影響特護(hù)期政策的實施執(zhí)行強(qiáng)度。因此，該研究通過三重差分的方式識別特護(hù)期執(zhí)行期間污染物濃度變化對電力消費(fèi)水平的影響，如式（6）所示。其中，pollutantt為大氣污染物的濃度水平。另外，盡管通過控制變量、固定效應(yīng)和模型設(shè)定的方式緩解了引入污染物導(dǎo)致的內(nèi)生性，但是為進(jìn)一步削弱內(nèi)生性，利用污染物滯后一期作為污染物以及對應(yīng)交互項的工具變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，但因篇幅所限未報告。

表7中列（1）—列（7）依次測試了AQI（空氣質(zhì)量指數(shù)）以及大氣中PM2.5、PM10、SO2、CO、O3、NO2濃度對特護(hù)期政策效果的影響。列（1）中核心解釋變量Treati×montht×pollutantt的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明特護(hù)期政策執(zhí)行期間AQI升高時特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平顯著下降。其余列（2）—列（6）為其他六種大氣污染物對特護(hù)期政策執(zhí)行期間特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平的影響，其中僅僅只有PM10和SO2顯著為負(fù)。這表明特護(hù)期政策執(zhí)行期間大氣污染物中僅僅只有PM10或SO2濃度升高時特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平顯著下降。綜合以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，特護(hù)期政策治理是以降低AQI為導(dǎo)向的，當(dāng)AQI較高時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的限制較大。此外，不同的大氣污染物對特護(hù)期政策的實施效果的影響也存在異質(zhì)性。這可能與不同大氣污染物在特護(hù)期期間的治理效果有關(guān)。大氣中PM10或SO2濃度較大時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的限制較大。大氣中PM2.5、CO、O3濃度較高時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的限制并不顯著。大氣中NO2濃度較高時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平不產(chǎn)生限制。

表7 污染物濃度異質(zhì)性

7 結(jié) 論

近幾年，大范圍持續(xù)的大氣污染給中國經(jīng)濟(jì)和民眾健康帶來了巨大影響，為應(yīng)對這一影響中國政府做了很多努力。從2000年《大氣污染防治法》的修訂到2018年《打贏藍(lán)天保衛(wèi)戰(zhàn)三年行動計劃》一系列針對大氣污染治理自上而下的政策的實施，中國的空氣質(zhì)量逐步提高。這些成果毫無疑問離不開中央政府針對性的環(huán)境規(guī)制政策，但環(huán)境政策的實際執(zhí)行者地方政府的貢獻(xiàn)也同樣不容忽視。為彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，該研究以湖南省出臺的地方性環(huán)境規(guī)制政策特護(hù)期為分析對象，選擇2020年1月1日至2019年10月15日的時點數(shù)據(jù)和日度數(shù)據(jù)作為分析對象，利用DID方法估計了特護(hù)期政策對長株潭地區(qū)電力消費(fèi)水平的影響，度量地方性環(huán)境規(guī)制政策的經(jīng)濟(jì)代價。研究發(fā)現(xiàn)：①在環(huán)境治理問題上地方政府并不總是消極對待，湖南省出臺的特護(hù)期政策就是良好的例證。特護(hù)期政策出臺以后，湖南省對特護(hù)期的環(huán)境治理約束在加強(qiáng)。具體而言，特護(hù)期政策出臺后特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平下降幅度約為11.75%。特護(hù)期政策在實際執(zhí)行期間環(huán)境治理約束進(jìn)一步加強(qiáng)，特護(hù)期政策執(zhí)行期間特護(hù)期城市的電力消費(fèi)水平下降了約12.45%，在經(jīng)歷一系列的穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論依舊穩(wěn)健。②特護(hù)期執(zhí)行期內(nèi)每日24時的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在異質(zhì)性。白天工作時間段環(huán)境規(guī)制的約束強(qiáng)，電力消費(fèi)水平水平下降程度大；夜間環(huán)境規(guī)制的約束減弱，環(huán)境規(guī)制約束最輕的時段是每日的0—8時。③特護(hù)期政策的執(zhí)行效果在區(qū)域上也存在異質(zhì)性。株洲、湘潭、長沙三城市特護(hù)期期間電力消費(fèi)水平下降的程度依次遞減。此外，特護(hù)期政策的目標(biāo)導(dǎo)向是降低空氣質(zhì)量指數(shù)，當(dāng)空氣質(zhì)量指數(shù)較高時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的限制較大。不同的大氣污染物對特護(hù)期政策實施效果的影響存在異質(zhì)性，大氣中PM10或SO2濃度較大時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的限制較大；大氣中PM2.5、CO、O3濃度較高時，特護(hù)期政策對電力消費(fèi)水平的限制并不顯著。

上述結(jié)論蘊(yùn)含著豐富的政策啟示：①要深入宣傳貫徹習(xí)近平生態(tài)文明思想，增強(qiáng)地方官員的生態(tài)環(huán)保意識，充分發(fā)揮地方政府參與生態(tài)環(huán)境治理的主觀能動性。②充分發(fā)揮信息化監(jiān)管時效性強(qiáng)的優(yōu)勢，加強(qiáng)環(huán)境監(jiān)管與信息技術(shù)的融合，彌補(bǔ)夜間環(huán)境規(guī)制約束較弱的短板。③結(jié)合不同大氣污染物的特性與主要污染物類別，采取針對性的污染物治理手段以降低污染物治理成本。