中國(guó)排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)研究

馬曉鈺 ，李娜，葛純寶

（1.新疆大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830046；2.新疆大學(xué) 新疆創(chuàng)新管理研究中心，新疆 烏魯木齊 830046；3.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093）

環(huán)境污染問(wèn)題一直是社會(huì)各界高度關(guān)注的焦點(diǎn)。黨的十九屆五中全會(huì)通過(guò)的《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》明確提出持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量的目標(biāo)。然而，中國(guó)煤炭消費(fèi)總量仍處于增長(zhǎng)階段，二氧化碳排放總量尚未達(dá)到峰值，實(shí)現(xiàn)污染減排仍然面臨著較大的生態(tài)環(huán)境壓力。與此同時(shí)，2007 年中國(guó)在部分地區(qū)開(kāi)展了排污權(quán)交易試點(diǎn)，其后年份內(nèi)陸續(xù)出臺(tái)相關(guān)政策，旨在實(shí)現(xiàn)污染減排和綠色發(fā)展的雙贏。那么，中國(guó)排污權(quán)交易制度政策效應(yīng)如何？是否產(chǎn)生了如期的經(jīng)濟(jì)效果？回答上述問(wèn)題，不僅有助于評(píng)價(jià)中國(guó)排污權(quán)交易制度政策效果，而且對(duì)加快實(shí)現(xiàn)污染減排和綠色發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于排污權(quán)交易制度經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，現(xiàn)有研究從污染減排、能源利用以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面加以分析。

（1）污染減排方面。有學(xué)者指出排污權(quán)交易制度能夠明顯抑制企業(yè)污染，從而實(shí)現(xiàn)環(huán)境效益[1-3]。比如，排污權(quán)交易制度能夠明顯抑制二氧化硫排放[4-5]，或緩解其無(wú)效問(wèn)題[6]，且這種抑制作用在重污染行業(yè)、核心城區(qū)以及試點(diǎn)地區(qū)表現(xiàn)得更為明顯[1,7]。也有學(xué)者強(qiáng)調(diào)排污權(quán)交易制度污染減排短期效果不明顯[8]，但長(zhǎng)期則存在經(jīng)濟(jì)紅利[9]和環(huán)境紅利[10]。

（2）能源利用效率方面。有學(xué)者指出排污權(quán)交易制度對(duì)省級(jí)能源利用效率具有積極作用[11-12]，中國(guó)碳排放交易試點(diǎn)推動(dòng)了碳強(qiáng)度的顯著下降，試點(diǎn)省份的碳排放量年均下降約0.026 噸/萬(wàn)元[13]。因此，排污權(quán)交易制度能夠減少能源大量浪費(fèi)，提升能源利用效率[14]。也有學(xué)者指出中國(guó)的碳交易體系與低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型之間存在正相關(guān)關(guān)系[15]，提高能源利用效率和建設(shè)低碳經(jīng)濟(jì)是解決當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間矛盾的重要途徑[16]。排污權(quán)交易制度能夠顯著降低單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗和提高綠色全要素能源效率[17]。

（3）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面。排污權(quán)交易制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和數(shù)量都有促進(jìn)作用[3]，二氧化硫排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)量和質(zhì)量均產(chǎn)生了抑制效應(yīng)[18]。也有部分研究者認(rèn)為二者沒(méi)有必然的聯(lián)系，環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的矛盾很難調(diào)和，不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為兩者是促進(jìn)或抑制的線性關(guān)系，環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間應(yīng)該存在一種非線性的不確定關(guān)系[19-20]。排污權(quán)交易制度可通過(guò)減弱對(duì)能源過(guò)度依賴(lài)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[21-22]。

現(xiàn)有研究為評(píng)價(jià)中國(guó)排污權(quán)交易制度政策效果提供了重要參考，但也存在不同程度局限。為此，本文以2007 年中國(guó)11 個(gè)省份排污權(quán)有償使用和交易試點(diǎn)作為外生準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分方法（DID）考察了排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)，并檢驗(yàn)了其背后的作用機(jī)理。與現(xiàn)有研究相比，本文邊際貢獻(xiàn)如下：一是將2007 年中國(guó)11 個(gè)省份排污權(quán)有償使用和交易試點(diǎn)作為外生準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法評(píng)價(jià)了中國(guó)排污權(quán)交易制度的政策效果，對(duì)是否產(chǎn)生了如政策預(yù)期的效果（減排、促增和提效）進(jìn)行檢驗(yàn)，豐富了環(huán)境規(guī)制政策方面的研究。二是從城市工業(yè)特征、資源稟賦、地理位置三個(gè)方面對(duì)排污權(quán)交易政策影響二氧化硫排放、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源效率等方面的異質(zhì)性進(jìn)行研究，排除了因試點(diǎn)范圍內(nèi)的不同地區(qū)、不同城市對(duì)政策沖擊的影響造成的差異。三是進(jìn)一步考察了中國(guó)排污權(quán)交易制度政策效應(yīng)背后的作用機(jī)理，為深入推動(dòng)中國(guó)污染減排和綠色發(fā)展提供決策參考。

1 制度背景和研究假設(shè)

1.1 制度背景

關(guān)于排污權(quán)交易制度，中國(guó)政府在不同時(shí)期實(shí)行了不同方式予以試點(diǎn)與推廣。21 世紀(jì)初，中國(guó)政府就開(kāi)始了二氧化硫排污權(quán)交易制度這一市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制的早期探索。2002 年，原環(huán)境保護(hù)部開(kāi)展了二氧化硫排污權(quán)交易的示范工作，即“4+3+1”項(xiàng)目，包括江蘇、山東、河南和山西4 省，上海、天津和柳州3 市，以及華能集團(tuán)1 企業(yè)。該示范工作只局限于電力行業(yè)，沒(méi)有設(shè)立排污權(quán)交易市場(chǎng)。2007 年開(kāi)始，財(cái)政部、原國(guó)家環(huán)境保護(hù)部以及國(guó)家發(fā)展改革委批復(fù)了江蘇、天津、浙江、河北、山西、重慶、湖北、陜西、內(nèi)蒙古、湖南、河南11個(gè)省份開(kāi)啟二氧化硫排污權(quán)交易制度試點(diǎn)。同年11 月，浙江省掛牌了第一個(gè)排污權(quán)交易中心，標(biāo)志著中國(guó)排污權(quán)交易從場(chǎng)外走進(jìn)場(chǎng)內(nèi)，排污權(quán)交易走上規(guī)范化和制度化道路。此后各地排污權(quán)交易中心陸續(xù)掛牌。2017 年年底，排污權(quán)的有償使用和交易制度基本建立，試點(diǎn)工作基本完成。截至2019 年年初，中國(guó)已有28 個(gè)省份開(kāi)展了排污權(quán)有償使用和交易試點(diǎn)。由此可見(jiàn)，中國(guó)政府在不同時(shí)期一直高度關(guān)注排污權(quán)交易問(wèn)題，并出臺(tái)相應(yīng)政策，旨在利用環(huán)境規(guī)制方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的雙贏，然而其政策效果如何，有待進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)分析。

鑒于此，本文通過(guò)圖1 分別繪制了2003—2017 年中國(guó)排污權(quán)交易制度試點(diǎn)省份（江蘇、天津、浙江、河北、山西、重慶、湖北、陜西、內(nèi)蒙古、湖南和河南等）與非試點(diǎn)省份（上海、北京、遼寧、吉林、黑龍江、福建、廣東、安徽、廣西、貴州、海南、江西、云南、四川、甘肅、寧夏、青海、西藏和新疆）的二氧化硫、人均GDP、單位GDP 能耗以及綠色全要素能源效率均值變化趨勢(shì)。通過(guò)比較可知，試點(diǎn)地區(qū)二氧化硫排放量一直高于非試點(diǎn)地區(qū)，人均GDP 也是如此，而單位GDP能耗和綠色全要素能源效率則呈現(xiàn)交替變化。但不難發(fā)現(xiàn)，2008 年以后，相比于非試點(diǎn)地區(qū)，試點(diǎn)地區(qū)二氧化硫排放量趨于下降，單位GDP 能耗下降較快，綠色全要素能源效率提升較快。2012—2015 年，試點(diǎn)與非試點(diǎn)地區(qū)綠色全要素能源效率都短暫下降，但試點(diǎn)地區(qū)的綠色全要素能源效率仍高于非試點(diǎn)地區(qū)。上述分析為中國(guó)排污權(quán)交易制度政策效應(yīng)的評(píng)估提供了初步證據(jù)，但需要強(qiáng)調(diào)的是，中國(guó)排污權(quán)交易制度的精確影響依然有待于更為嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本文在后續(xù)的實(shí)證分析部分，通過(guò)構(gòu)建計(jì)量模型分析中國(guó)排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)，進(jìn)行更為科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼咴u(píng)估檢驗(yàn)。

圖1 試點(diǎn)與非試點(diǎn)地區(qū)指標(biāo)均值變化

1.2 研究假設(shè)

總體而言，排污權(quán)交易制度的政策目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)污染減排和綠色發(fā)展的雙贏。那么，在理論上，排污權(quán)交易制度影響污染減排與綠色發(fā)展的具體表現(xiàn)有哪些？參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文主要從污染減排、能源利用效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三個(gè)方面分析排污權(quán)交易制度的影響，并提出相關(guān)假設(shè)。具體如下：

（1）排污權(quán)交易制度與污染減排。關(guān)于排污權(quán)交易制度是否具有污染減排效應(yīng)，學(xué)者觀點(diǎn)尚未達(dá)成一致。有學(xué)者認(rèn)為歐盟排放交易系統(tǒng)通過(guò)刺激低碳技術(shù)創(chuàng)新能夠?qū)崿F(xiàn)污染減排[23-24]，二氧化硫排污權(quán)交易政策顯著降低了單位產(chǎn)出二氧化硫排放[4-5]或排放強(qiáng)度[25-27]。排污權(quán)交易政策促使廣東省2020 年二氧化硫和氮氧化物排放量相較2010 年分別下降33%和31%[28]，且能通過(guò)抑制企業(yè)污染，提升環(huán)境效益[1-2]。上述學(xué)者基本認(rèn)為排污權(quán)交易制度通過(guò)建立污染排放權(quán)交易市場(chǎng)，能夠降低全社會(huì)污染治理總成本，從而實(shí)現(xiàn)環(huán)境資源的優(yōu)化配置，進(jìn)而達(dá)到污染減排的目的。排污權(quán)交易制度促使企業(yè)通過(guò)購(gòu)買(mǎi)排污權(quán)以降低成本，也可能促使其進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新或清潔生產(chǎn)，降低排污量，對(duì)企業(yè)形成經(jīng)濟(jì)激勵(lì)。也有學(xué)者強(qiáng)調(diào)排污權(quán)交易制度污染減排短期效果不明顯[8]，但存在長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)紅利[9]和環(huán)境紅利[10]。更有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，排污權(quán)交易制度的污染減排效應(yīng)僅在重污染行業(yè)、核心城區(qū)以及試點(diǎn)地區(qū)表現(xiàn)得更為明顯[1,29]。盡管排污權(quán)交易制度是否具有污染減排效應(yīng)，學(xué)者觀點(diǎn)不一，但從政策設(shè)計(jì)角度看，排污權(quán)交易制度旨在通過(guò)促進(jìn)污染減排，達(dá)到保護(hù)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙贏效果。因此，本文提出：

假設(shè)1：排污權(quán)交易制度具有污染減排效應(yīng)。

（2）排污權(quán)交易制度與能源利用效率。排污權(quán)交易制度可通過(guò)市場(chǎng)化、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)或綠色創(chuàng)新促進(jìn)能源利用效率提升。市場(chǎng)化方面，排污權(quán)交易制度相當(dāng)于設(shè)定一地區(qū)最高污染排放量，這就促使治污技術(shù)不同的企業(yè)承擔(dān)不同職責(zé)，高治污技術(shù)企業(yè)可將多余排污權(quán)出售給低治污技術(shù)企業(yè)，從而達(dá)到助推總體能源利用效率提升的效果[17]。然而，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的加快，地方政府為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，會(huì)對(duì)域內(nèi)企業(yè)實(shí)行“過(guò)度干預(yù)”，這會(huì)直接影響到企業(yè)間排污配額分配過(guò)程，從而影響能源效率。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)方面，排污權(quán)交易制度會(huì)影響企業(yè)資源分配、投資和研發(fā)行為[30]，通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化資源配置影響能源利用效率[2]。一是排污權(quán)交易制度將污染外部性內(nèi)部化，促使能源效率高的企業(yè)以多余的污染排放配額換取收益，進(jìn)而強(qiáng)化以技術(shù)創(chuàng)新為基礎(chǔ)的效率提升[31]，最終推動(dòng)自身能源利用效率提升；二是排污權(quán)交易制度會(huì)提高企業(yè)對(duì)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)收益預(yù)期，促使企業(yè)更專(zhuān)心于創(chuàng)新投入，從而提升能源利用效率。因此，本文提出：

假設(shè)2：排污權(quán)交易制度能夠促進(jìn)能源利用效率提升。

（3）排污權(quán)交易制度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。根據(jù)假設(shè)1 和假設(shè)2，排污權(quán)交易制度能促進(jìn)污染減排和能源利用效率提升，因此對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和改善環(huán)境具有重要影響。但由于排污權(quán)交易制度屬于環(huán)境規(guī)制組成部分，而后者與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性關(guān)系[19-20]，因此排污權(quán)交易制度能否通過(guò)能源利用效率提升和污染減排促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)難以從理論上進(jìn)行確定。如果排污權(quán)交易制度對(duì)能源利用效率的影響程度強(qiáng)于污染減排，那么，這種效應(yīng)就表現(xiàn)為綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反之則可能不明顯。傅京燕和程芳芳[3]指出排污權(quán)交易制度不但能顯著降低二氧化硫排放量，而且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量和數(shù)量都有促進(jìn)作用。盧洪友等[18]認(rèn)為二氧化硫排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)量和質(zhì)量均產(chǎn)生了抑制效應(yīng)。綜上，本文提出：

假設(shè)3：排污權(quán)交易制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不確定。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本與數(shù)據(jù)

考慮數(shù)據(jù)可得性，本文選取2003—2017 年我國(guó)281個(gè)地級(jí)市作為研究樣本。具體步驟如下：（1）劃分實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組。本文將實(shí)施了二氧化硫排污權(quán)交易制度省份所轄地級(jí)市作為實(shí)驗(yàn)組，其他地級(jí)市作為對(duì)照組。實(shí)驗(yàn)組地級(jí)市所在省份涵蓋東、中、西三大地區(qū)，包括江蘇、天津、浙江、河北、山西、湖北、湖南、河南、重慶、陜西和內(nèi)蒙古等11 個(gè)省份。（2）政策實(shí)施年份。由于2007 年11 月中國(guó)第一個(gè)排污權(quán)交易中心才掛牌成立，之后各地排污權(quán)交易中心才開(kāi)始陸續(xù)掛牌，所以本文將2008 年設(shè)置為排污權(quán)交易制度開(kāi)始年份，2008—2017 年設(shè)置為執(zhí)行年份，2003—2007 年設(shè)置為制度出臺(tái)前的年份。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》雜志官網(wǎng)公布的原始數(shù)據(jù)。

2.2 計(jì)量模型

本文使用雙重差分法估計(jì)排污權(quán)交易制度的政策效果，使用城市分組變量和政策時(shí)間變量的交互項(xiàng)作為解釋變量，用來(lái)衡量排污權(quán)交易政策的平均處理效應(yīng)。使用城市分組變量和政策實(shí)施之后每個(gè)年份虛擬變量的交互項(xiàng)作為解釋變量，用來(lái)衡量政策的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)。模型如下：

式（1）和（2）分別是平均處理效應(yīng)模型和動(dòng)態(tài)趨勢(shì)模型。其中，post表示時(shí)間分組變量，2008 年及其后，變量取1，2007 年及其前取0。treatit(t=2003,2004,…,2017;i=1,2,…,281)為t年城市分組變量，試點(diǎn)地區(qū)為1，非試點(diǎn)為0，即城市處理變量。β1treatit?postt和treatit?γt分別為政策實(shí)施對(duì)應(yīng)的平均處理效應(yīng)和動(dòng)態(tài)趨勢(shì)變量，β1、βt分別為對(duì)應(yīng)系數(shù)，也是本文主要關(guān)注的系數(shù)，二者反映排污權(quán)交易制度對(duì)地級(jí)市因變量產(chǎn)生的平均影響和動(dòng)態(tài)趨勢(shì)變動(dòng)。Yi為對(duì)數(shù)化的i城市二氧化硫排放量lnSO2、人均生產(chǎn)總值lngdp、單位生產(chǎn)總值能耗lnegdp和綠色全要素能源效率lngtfpe。Xi為控制變量，包括城市能源消費(fèi)總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度和研發(fā)創(chuàng)新。Et表示對(duì)其后的變量按年度分別加總。λ、γ分別為省份固定、時(shí)間固定效應(yīng)，分別控制不隨時(shí)間變化的城市特征和不隨城市變化的時(shí)間特征，從而減少遺漏變量帶來(lái)的影響。provincej?timet是省份時(shí)間固定效應(yīng)，意在控制隨時(shí)間變化的省份特征。ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.3 變量定義

（1）被解釋變量。用城市二氧化硫排放量lnSO2、人均生產(chǎn)總值lngdp、單位生產(chǎn)總值能耗lnegdp和綠色全要素能源效率lngtfpe表示。工業(yè)二氧化硫排放量指企業(yè)在燃料燃燒和生產(chǎn)工藝過(guò)程中排入大氣的二氧化硫數(shù)量。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是將一個(gè)國(guó)家核算期內(nèi)實(shí)現(xiàn)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與常住人口相比進(jìn)行計(jì)算，是衡量各國(guó)人民富裕程度和生活水平的標(biāo)準(zhǔn)。城市單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值能源消費(fèi)量借鑒了吳健生等[32]的研究，即基于DMSP/OLS 夜間燈光數(shù)據(jù)和能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間的定量關(guān)聯(lián)，在地級(jí)市尺度上模擬得到中國(guó)城市能源消費(fèi)量，再除以地區(qū)生產(chǎn)總值得到能源強(qiáng)度。全要素能源效率使用SBMMalmquist-Luenberger 指數(shù)法測(cè)得，其中投入變量為勞動(dòng)、資本和能源，期望產(chǎn)出為地區(qū)生產(chǎn)總值，非期望產(chǎn)出為工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵和工業(yè)廢水排放量。

（2）核心解釋變量。該變量是一個(gè)虛擬變量。把來(lái)自實(shí)施二氧化硫排污權(quán)交易制度的11 個(gè)省份所轄的地級(jí)市政策實(shí)施年份（2008—2017 年）賦值為1，其余都賦值為0。

（3）控制變量?？刂谱兞堪ǔ鞘心茉聪M(fèi)總量lne，基于DMSP/OLS 夜間燈光數(shù)據(jù)，在地級(jí)市尺度上模擬得到該城市能源消費(fèi)量，衡量城市能源消費(fèi)規(guī)模；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)erchan，用城市第二產(chǎn)業(yè)增加值與GDP 之比計(jì)算；工業(yè)結(jié)構(gòu)ind，用城市工業(yè)增加值與GDP 之比計(jì)算；人口密度pd，用城市年末常住人口除以行政區(qū)域面積得到，是衡量城市人口分布狀況的重要指標(biāo)；研發(fā)創(chuàng)新lninnova，用發(fā)明專(zhuān)利數(shù)來(lái)衡量。

（4）其他變量?？紤]到排污權(quán)交易制度會(huì)影響污染減排、能源利用效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但同時(shí)也可能受市場(chǎng)化進(jìn)程和創(chuàng)新水平的影響。因此，我們參考王小魯?shù)萚33]的研究，選取中國(guó)各省份市場(chǎng)化測(cè)算報(bào)告中的市場(chǎng)化總指數(shù)market、政府與市場(chǎng)關(guān)系指數(shù)governer以及要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)gactor衡量市場(chǎng)化水平，并匹配到市級(jí)數(shù)據(jù)中。選取各城市專(zhuān)利授權(quán)總數(shù)lnpatent來(lái)衡量城市研發(fā)創(chuàng)新能力，選取綠色發(fā)明專(zhuān)利占發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)的比例衡量城市綠色創(chuàng)新強(qiáng)度。以上變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表2 報(bào)告了本文基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果及動(dòng)態(tài)趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果。從列（1）可以看出，排污權(quán)交易制度對(duì)二氧化硫排放量的回歸系數(shù)是-1.546 2 且通過(guò)1%顯著水平檢驗(yàn)，說(shuō)明排污權(quán)交易制度顯著降低了工業(yè)二氧化硫排放。列（2）動(dòng)態(tài)趨勢(shì)模型系數(shù)絕對(duì)值呈逐年增大的趨勢(shì)，且大部分年份顯著為負(fù)，表明排污權(quán)交易制度對(duì)二氧化硫排放的負(fù)向效應(yīng)非但沒(méi)有減弱，反而呈現(xiàn)持續(xù)加強(qiáng)態(tài)勢(shì)。因此，二氧化硫排污權(quán)交易政策試點(diǎn)起到了污染減排效應(yīng)，且此政策實(shí)施的效應(yīng)并未隨時(shí)間減弱，而是逐漸加強(qiáng)。這是因?yàn)榕盼蹤?quán)交易制度促使城市加強(qiáng)了治污強(qiáng)度，促使其通過(guò)增加治污支出或改善治污技術(shù)，提升綠色技術(shù)效率，從而降低了污染物排放，并且由于示范效應(yīng)的存在，這種效應(yīng)隨著時(shí)間推移而增加。因?yàn)樵诙唐趦?nèi)企業(yè)會(huì)更傾向于采取暫時(shí)增加治污成本方式減少排放或購(gòu)買(mǎi)排污配額，而隨著高治污技術(shù)企業(yè)技術(shù)的不斷改進(jìn)，這些企業(yè)會(huì)逐漸意識(shí)到長(zhǎng)期而言提升治污技術(shù)是更為經(jīng)濟(jì)的方式。這就促使其更多通過(guò)改善治污技術(shù)減少污染排放。排污權(quán)交易制度對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)是0.570 8 且通過(guò)5%顯著水平檢驗(yàn)，表明排污權(quán)交易制度政策顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。動(dòng)態(tài)趨勢(shì)模型系數(shù)呈逐年增大的趨勢(shì)，且都顯著為正，說(shuō)明排污權(quán)交易制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)持續(xù)強(qiáng)化。這可能是因?yàn)榕盼蹤?quán)交易制度主要通過(guò)能源利用效率提升促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。排污權(quán)交易制度對(duì)單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗的回歸系數(shù)是-0.178 4（在10%水平上顯著），表明排污權(quán)交易制度政策顯著提高了能源效率。列（5）～（6）動(dòng)態(tài)趨勢(shì)模型系數(shù)絕對(duì)值呈逐年增大的趨勢(shì)，且大部分年份顯著為負(fù)，說(shuō)明排污權(quán)交易制度對(duì)能源效率的提升效應(yīng)持續(xù)。列（7）～（8）排污權(quán)交易制度對(duì)綠色全要素能源效率的回歸系數(shù)是0.828 3（在10%水平上顯著），說(shuō)明排污權(quán)交易制度政策顯著提高了綠色全要素能源效率；動(dòng)態(tài)趨勢(shì)模型系數(shù)呈逐年增大的趨勢(shì)，且都顯著為正，說(shuō)明排污權(quán)交易制度對(duì)綠色全要素能源效率提升效應(yīng)持續(xù)。排污權(quán)交易制度對(duì)能源利用效率和綠色全要素能源效率的影響與前文假設(shè)相一致。

表2 排污權(quán)交易制度基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 剔除其他政策的影響

考慮到排污權(quán)交易制度實(shí)施的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)還可能受到其他環(huán)境政策的影響，比如能源調(diào)整政策和節(jié)能政策等，導(dǎo)致回歸結(jié)果不可靠。能源調(diào)整政策主要集中在煤炭消費(fèi)大?。òńK、山東、河南、河北、山西、陜西和內(nèi)蒙古），以及一些西部發(fā)展太陽(yáng)能、風(fēng)能等新能源的省份（包括寧夏、甘肅、青海、云南和新疆）。節(jié)能政策包括財(cái)政部和科技部在2009 年開(kāi)展的節(jié)能與新能源汽車(chē)示范推廣試點(diǎn)工作，2011 年國(guó)家節(jié)能減排財(cái)政政策綜合示范等。2013 年，國(guó)務(wù)院出臺(tái)了《全國(guó)資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020 年）》。同年，國(guó)家發(fā)改委印發(fā)《全國(guó)老工業(yè)基地調(diào)整改造規(guī)劃（2013—2022 年）》。參考史丹和李少林[17]的做法，剔除煤炭生產(chǎn)大省和煤炭消費(fèi)大省下轄的地市、西部部分省份下轄地市，以及上述節(jié)能政策包含的城市，排除能源政策的干擾；剔除2013—2017 年的數(shù)據(jù)，排除2013 年后一系列政策的干擾。剔除有關(guān)能源政策和2013 年之后政策的影響的回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 排污權(quán)交易制度回歸結(jié)果（剔除其他政策）

從中可以看出，剔除有關(guān)能源政策和2013 年后的政策后，排污權(quán)交易制度對(duì)二氧化硫排放量的回歸系數(shù)分別是-1.672 3、-0.168 7，二者均顯著，說(shuō)明排污權(quán)交易制度政策顯著降低了工業(yè)二氧化硫排放量的結(jié)論具有穩(wěn)健性；排污權(quán)交易制度對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)分別是0.593 8、0.515 2，二者均顯著，說(shuō)明排污權(quán)交易制度政策顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論具有穩(wěn)健性；排污權(quán)交易制度對(duì)單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗的回歸系數(shù)分別是-0.167 1、-0.366 0，且顯著，說(shuō)明排污權(quán)交易制度政策顯著提高能源效率的結(jié)論具有穩(wěn)健性；排污權(quán)交易制度對(duì)綠色全要素能源效率的回歸系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明排污權(quán)交易制度政策顯著提高綠色全要素能源效率的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

在排除了部分能源政策和2013 年后的政策后，可能存在其他的一些政策對(duì)試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市產(chǎn)生不一致的影響。例如2011 年在北京、上海、天津、重慶、湖北、廣東和深圳7 省市開(kāi)展的碳交易試點(diǎn)工作等。本文選取三重差分法克服這一問(wèn)題，構(gòu)建以下模型：

式中：group是分類(lèi)變量，為了排除一些重點(diǎn)城市可能獲得的特殊政策，如省會(huì)城市以及省內(nèi)第二大城市、資源型城市和老工業(yè)基地城市，把這些城市設(shè)為1，其余城市設(shè)為0。其余變量設(shè)定同公式（1）。本文感興趣的是treatit·posttt·groupit（ddd）的系數(shù)β1，用來(lái)估計(jì)排污權(quán)交易制度的凈影響，結(jié)果如表4 所示。表4 中報(bào)告的三重差分回歸結(jié)果與表2 中雙重差分法回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明前文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 排污權(quán)交易制度三重差分回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分法的前提條件是要滿足實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組平行趨勢(shì)假設(shè)，即在排除排污權(quán)交易制度的影響后，二氧化硫、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗以及綠色全要素能源效率在實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的變化趨勢(shì)一致。本文以2008 年作為排污權(quán)交易制度的基準(zhǔn)年，對(duì)于基準(zhǔn)年前三年（2005—2007 年）與實(shí)施后的年份（2009—2017 年）進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2 所示。從圖中可見(jiàn)，2008 年之前，回歸系數(shù)β在0 值附近且不顯著，說(shuō)明這些年試點(diǎn)與非試點(diǎn)城市在時(shí)間趨勢(shì)上無(wú)顯著差異；2008 年以后，二氧化硫和單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗的系數(shù)開(kāi)始變?yōu)樨?fù)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值和綠色全要素能源效率的系數(shù)開(kāi)始變?yōu)檎?，說(shuō)明排污權(quán)交易制度可能會(huì)影響這些指標(biāo)?？傊疚牟捎秒p重差分法能滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

3.3.2 安慰劑檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)排污權(quán)交易制度的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是否受其他城市層面不可觀測(cè)及隨機(jī)因素的影響，本文借鑒Cai 等[34]的做法通過(guò)隨機(jī)分配試點(diǎn)城市進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。本文從281 個(gè)地級(jí)市隨機(jī)選取108 個(gè)城市作為實(shí)驗(yàn)組，其他為對(duì)照組，進(jìn)行1 000 次隨機(jī)抽樣，按照公式（2）進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。圖3 分別報(bào)告了二氧化硫排放量（lnSO2）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（lnpgdp）、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗（lnegdp）和綠色全要素能源效率（lngtfpe）的核密度分布情況。從圖3 中可見(jiàn)，t值都集中分布在0 點(diǎn)附近，相應(yīng)的P值大多分布在0.1 以上，說(shuō)明隨機(jī)分配試點(diǎn)城市時(shí)，排污權(quán)交易制度的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)不顯著，模型結(jié)果不受其他不可觀測(cè)和隨機(jī)因素的影響，本文核心結(jié)論穩(wěn)健。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)

3.3.3 基于動(dòng)態(tài)時(shí)間窗與反事實(shí)檢驗(yàn)

（1）動(dòng)態(tài)時(shí)間窗檢驗(yàn)。為了確保排污權(quán)交易制度政策效應(yīng)短期內(nèi)也存在，本文以2008 年為政策實(shí)施節(jié)點(diǎn)，分別采取3 年、5 年、7 年和9 年（包括政策實(shí)施節(jié)點(diǎn)2008 年，以及政策實(shí)施前后各1 年、2 年、3 年和4 年）進(jìn)行檢驗(yàn)。表5 檢驗(yàn)結(jié)果表明，排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)仍然顯著（包括排污權(quán)交易制度對(duì)二氧化硫的減排效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效應(yīng)，對(duì)能源效率和綠色全要素能源效率的提升效應(yīng)），說(shuō)明前文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

（2）反事實(shí)檢驗(yàn)。本文假設(shè)2008 年中國(guó)沒(méi)有進(jìn)行排污權(quán)交易制度試點(diǎn)，觀察實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組核心變量系數(shù)是否會(huì)隨時(shí)間變化產(chǎn)生顯著差異。具體為：選擇不存在排污權(quán)交易制度的2004—2007 年樣本區(qū)間，并將2005年和2006 年設(shè)定為假想的排污權(quán)交易制度的政策年份（實(shí)際排污權(quán)交易制度的政策時(shí)點(diǎn)是2008 年）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5 所示。從表5 中可知，除2005 年外，虛構(gòu)的排污權(quán)交易制度變量的估計(jì)系數(shù)基本不顯著，說(shuō)明前文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表5 排污權(quán)交易制度動(dòng)態(tài)時(shí)間窗與反事實(shí)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

3.3.4 基于PSM-DID方法的檢驗(yàn)

為了克服實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組城市的變動(dòng)趨勢(shì)存在的差異所帶來(lái)的誤差，降低雙重差分法可能存在的“選擇性偏差”，本文使用傾向得分匹配（PSM-DID）以控制變量作為識(shí)別特征，對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組城市進(jìn)行匹配，然后進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)果如表6 所示。從表6 中可見(jiàn)，排污權(quán)交易制度顯著降低了工業(yè)二氧化硫排放量，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提升能源效率和綠色全要素能源效率。PSM-DID 的回歸結(jié)果與雙重差分法的基準(zhǔn)回歸結(jié)果無(wú)顯著差異，進(jìn)一步支撐了前文的實(shí)證結(jié)論，說(shuō)明前文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表6 排污權(quán)交易制度PSM-DID回歸結(jié)果

3.3.5 基于工具變量法的檢驗(yàn)

排污權(quán)交易試點(diǎn)城市的選擇看似是隨機(jī)的，但還可能受到其他潛在因素的影響。本文借鑒Hering&Poncet[35]、任勝鋼等[2]、史丹和李少林[17]的做法，采用工具變量法克服試點(diǎn)城市選擇內(nèi)生性的影響。本文選取通風(fēng)系數(shù)作為是否納入排污權(quán)交易試點(diǎn)城市（treat）的工具變量。通風(fēng)系數(shù)由氣象條件和當(dāng)?shù)氐牡乩項(xiàng)l件決定，具有外生性。通風(fēng)系數(shù)低意味著污染物擴(kuò)散慢，污染物擴(kuò)散慢，意味著污染物濃度大，政府更可能采取更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，導(dǎo)致納入排污權(quán)交易試點(diǎn)城市的概率加大。因此，通風(fēng)系數(shù)與排污權(quán)交易試點(diǎn)城市的入選是負(fù)相關(guān)關(guān)系，滿足相關(guān)性。本文把歐洲天氣數(shù)據(jù)中心ERA 數(shù)據(jù)集與中國(guó)城市經(jīng)緯度相匹配，然后把每個(gè)單元的十米風(fēng)速與邊界層高度乘積作為通風(fēng)系數(shù)。本文通風(fēng)系數(shù)采用的是2004—2017 年281 個(gè)城市年均通風(fēng)系數(shù)的自然對(duì)數(shù)。工具變量的回歸結(jié)果如表7 所示。第一階段回歸中工具變量與時(shí)間交互項(xiàng)系數(shù)（ivpost）均顯著，說(shuō)明工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性存在。第二階段回歸中treatit×postit（did）的系數(shù)仍然顯著，與雙重差分法的基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致性。說(shuō)明前文的研究結(jié)果不是樣本選擇偏差造成的，結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表7 排污權(quán)交易制度工具變量回歸結(jié)果

4 進(jìn)一步分析

4.1 影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文已經(jīng)驗(yàn)證了排污權(quán)交易政策的有效性，但該制度的試點(diǎn)影響二氧化硫排放、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗和綠色全要素能源效率的機(jī)制是什么？本文將探討排污權(quán)交易政策是否會(huì)通過(guò)綠色創(chuàng)新、市場(chǎng)化和政府干預(yù)三條途徑影響二氧化硫排放、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗和綠色全要素能源效率。故構(gòu)建了下面的模型：

式中：Y表示本文的被解釋變量，分別為二氧化硫排放量（lnSO2）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（lnpgdp）、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗（lnegdp）和綠色全要素能源效率（lngtfpe）；moderate表示調(diào)節(jié)變量，這里指的是創(chuàng)新變量：專(zhuān)利授權(quán)總數(shù)（lnpatent）和綠色發(fā)明專(zhuān)利占比（gii）；市場(chǎng)化變量：市場(chǎng)化總水平（market）和要素市場(chǎng)發(fā)育水平（lngactor）；政府行為變量：政府市場(chǎng)關(guān)系水平（lngov1）和政府干預(yù)力度（lngov2）。這里市場(chǎng)化總水平、要素市場(chǎng)發(fā)育水平和政府市場(chǎng)關(guān)系水平，借鑒史丹和李少林[17]的做法，采用中國(guó)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程測(cè)算報(bào)告的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是省級(jí)層面的，所以本文會(huì)將數(shù)據(jù)進(jìn)一步匹配到市級(jí)層面。政府干預(yù)力度用政府財(cái)政支出占國(guó)民生產(chǎn)總值的百分比來(lái)衡量。本文感興趣的是treatit·postit·moderatei（did·moderate）的系數(shù)β1，結(jié)果如表8 所示。

通過(guò)表8 可以看出，在二氧化硫排放、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗和綠色全要素能源效率方面，排污權(quán)交易制度對(duì)工業(yè)二氧化硫排放受到創(chuàng)新、市場(chǎng)和政府因素影響顯著，可以顯著降低工業(yè)二氧化硫排放和單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗，顯著提高人均地區(qū)生產(chǎn)總值和綠色全要素能源效率。進(jìn)一步說(shuō)明排污權(quán)交易制度通過(guò)綠色創(chuàng)新、市場(chǎng)化和政府干預(yù)發(fā)揮自身政策效應(yīng)。

表8 影響機(jī)制檢驗(yàn)

4.2 異質(zhì)性分析

前文已經(jīng)驗(yàn)證了排污權(quán)交易政策的有效性，但試點(diǎn)范圍內(nèi)的不同地區(qū)、不同城市對(duì)政策沖擊的影響是否存在差異？本文接下來(lái)分別從城市工業(yè)特征、資源稟賦、地理位置三個(gè)方面對(duì)排污權(quán)交易政策影響二氧化硫排放、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源效率等方面的異質(zhì)性進(jìn)行研究。具體而言，從城市工業(yè)基地類(lèi)型、資源型城市類(lèi)型、地區(qū)類(lèi)型三個(gè)角度進(jìn)行考察。

（1）城市工業(yè)基地類(lèi)型。2013年，國(guó)家發(fā)改委印發(fā)《全國(guó)老工業(yè)基地調(diào)整改造規(guī)劃（2013—2022 年）》，其中列出的全國(guó)老工業(yè)基地有120 個(gè)，包括95 個(gè)地級(jí)老工業(yè)城市和25 個(gè)直轄市、計(jì)劃單列市、省會(huì)城市的市轄區(qū)，涉及全國(guó)27 個(gè)省份。本節(jié)研究排污權(quán)交易政策對(duì)老工業(yè)基地和非老工業(yè)基地城市影響是否有所不同，結(jié)果如表9 所示。從表9 中可以看出，除了排污權(quán)交易政策對(duì)老工業(yè)基地城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值和綠色全要素能源效率的影響不顯著外，其余情況下至少在10%水平下顯著，符號(hào)方向與表2 中基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。各列中，老工業(yè)基地排污權(quán)交易政策影響程度均低于非老工業(yè)基地城市，表明相比于后者，排污權(quán)交易制度更能通過(guò)降低二氧化硫排放、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、降低單位生產(chǎn)總值能耗和提升綠色全要素能源效率方式產(chǎn)生政策效果。上述異質(zhì)效應(yīng)可能的原因在于：老工業(yè)基地城市的工業(yè)部門(mén)在城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中占有重要地位，但單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗較高，短期內(nèi)很難通過(guò)排污權(quán)交易制度促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，降低能耗，進(jìn)而減少污染物的排放和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。非老工業(yè)基地城市通常都是經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)、經(jīng)濟(jì)活力更高的城市，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)部門(mén)依賴(lài)程度相對(duì)較低，單位能耗不高，因而對(duì)環(huán)境訴求更高，更樂(lè)意加入排污權(quán)交易政策，所以該試點(diǎn)政策對(duì)非老工業(yè)基地城市的二氧化硫減排、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、單位產(chǎn)值能耗以及綠色全要素能源效率效應(yīng)的作用更為明顯。

表9 排污權(quán)交易制度影響的異質(zhì)性（城市工業(yè)基地類(lèi)型）

（2）資源型城市及其不同類(lèi)型。2013 年，中國(guó)國(guó)務(wù)院正式發(fā)布《全國(guó)資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020 年）》，首次界定262 個(gè)資源型城市，包括成長(zhǎng)型城市3 個(gè)、成熟型城市141 個(gè)、衰退型城市67 個(gè)和再生型城市23 個(gè)。本節(jié)研究排污權(quán)交易政策對(duì)資源型城市及其不同類(lèi)型影響是否有所不同，結(jié)果如表10 所示。

通過(guò)表10 可以看出，排污權(quán)交易政策對(duì)資源型城市在二氧化硫、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗和綠色全要素能源效率的影響都是顯著的，方向與前文研究保持一致，但影響力要低得多?？赡艿脑蚴琴Y源型城市資源稟賦優(yōu)越，依托自然資源為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的單一導(dǎo)致就業(yè)結(jié)構(gòu)的單一，很難短時(shí)間改變自己的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致排污權(quán)交易制度影響有限。

表10 排污權(quán)交易制度影響的異質(zhì)性（資源型城市及其不同類(lèi)型）

工業(yè)二氧化硫排放、人均地區(qū)生產(chǎn)總值和綠色全要素能源效率方面，排污權(quán)交易制度對(duì)成長(zhǎng)型資源型城市影響最大，對(duì)再生型資源型城市影響次之，對(duì)成熟型資源型城市影響較小，對(duì)衰退型資源型城市的影響不顯著；單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗方面，排污權(quán)交易制度會(huì)降低成熟型資源型城市的單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗，提高衰退型資源型城市的單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗，對(duì)成長(zhǎng)型和再生型資源型城市的影響不顯著。上述異質(zhì)效應(yīng)可能的原因：成長(zhǎng)型資源型城市資源儲(chǔ)量高，使用成本低，但是政府更加注重進(jìn)一步提高資源深加工水平，加快推進(jìn)新型工業(yè)化，也更加注重環(huán)境，注重提高綠色能源效率，樂(lè)意加入排污權(quán)交易政策，所以排污權(quán)交易制度對(duì)工業(yè)二氧化硫排放、人均地區(qū)生產(chǎn)總值和綠色全要素能源效率方面影響都較大；成熟型資源型城市資源儲(chǔ)量高，使用成本低，但政府此時(shí)加入排污權(quán)交易政策意愿較低，所以排污權(quán)交易制度對(duì)工業(yè)二氧化硫排放、人均地區(qū)生產(chǎn)總值和綠色全要素能源效率方面影響較小，由于此時(shí)能源使用技術(shù)更成熟，所以排污權(quán)交易制度會(huì)降低單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗；衰退型資源型城市資源已經(jīng)趨于枯竭，使用能源成本大，人口和資源外移，排污權(quán)交易制度很難有效實(shí)施，所以排污權(quán)交易制度很難對(duì)此類(lèi)城市產(chǎn)生影響；再生型城市更加注重技術(shù)的發(fā)展來(lái)緩解資源枯竭帶來(lái)的影響，樂(lè)意加入排污權(quán)交易政策，所以排污權(quán)交易制度對(duì)此類(lèi)城市也會(huì)產(chǎn)生較大影響。

（3）不同地區(qū)類(lèi)型。依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地理位置因素，本節(jié)把中國(guó)分為東、中、西三個(gè)區(qū)域，研究排污權(quán)交易政策對(duì)東、中、西部地區(qū)城市的影響是否有所不同，結(jié)果如表11所示。

表11 排污權(quán)交易制度影響的異質(zhì)性（地區(qū)類(lèi)型）

通過(guò)表11 可以看出，排污權(quán)交易政策對(duì)工業(yè)二氧化硫排放的影響，中部最大，東部和西部次之；對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的影響，西部最大，中部次之，東部最小；對(duì)單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗的影響，中部最大，東部次之，西部不顯著；對(duì)綠色全要素能源效率的影響，西部最大，東部和中部不顯著。上述異質(zhì)效應(yīng)可能的原因：東部位于中國(guó)東南沿海地區(qū)，是中國(guó)經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)，人口最稠密的地區(qū)，自然資源相對(duì)匱乏；西部地區(qū)位于中國(guó)內(nèi)陸地區(qū)，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)，人口稀疏，但是自然資源豐富；中部地區(qū)位于東部地區(qū)和西部地區(qū)的過(guò)渡地帶，人口稠密，自然資源豐富，承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，尤其是制造業(yè)的轉(zhuǎn)移[36]。由于中國(guó)三大地區(qū)的特征，東部和中部地區(qū)更加注重單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗的降低，而西部地區(qū)更加重視綠色全要素能源效率的提升；中部地區(qū)由于承接更多東部地區(qū)制造產(chǎn)業(yè)，所以排污權(quán)交易政策對(duì)工業(yè)二氧化硫排放的影響最大。西部地區(qū)由于本身經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，但自然資源豐富，所以排污權(quán)交易政策對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的提升效應(yīng)最大。

5 結(jié)論與啟示

本文將2007 年中國(guó)11 個(gè)省份排污權(quán)有償使用和交易試點(diǎn)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，評(píng)價(jià)了排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)及背后的作用機(jī)理。基于2004—2017 年中國(guó)281個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分法并考慮內(nèi)生性問(wèn)題、選擇性偏差、安慰劑和反事實(shí)檢驗(yàn)后，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：排污權(quán)交易制度會(huì)降低污染物排放，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和提高能源利用效率，該效果主要通過(guò)綠色創(chuàng)新、市場(chǎng)化和政府干預(yù)三種媒介發(fā)揮作用。排污權(quán)交易制度政策效果在不同工業(yè)基地、不同資源型和不同地區(qū)城市呈現(xiàn)明顯異質(zhì)性，相比于老工業(yè)基地、非資源型城市和東、西部城市，該效果在非老工業(yè)基地城市、資源型城市和中部地區(qū)表現(xiàn)更為明顯。

本文結(jié)論政策啟示如下：

首先，加強(qiáng)排污權(quán)交易政策市場(chǎng)化屬性，引導(dǎo)減排增效效應(yīng)。通過(guò)給予市場(chǎng)更多的自主權(quán)，充分發(fā)揮排污權(quán)交易制度的市場(chǎng)化屬性，使排污權(quán)這項(xiàng)基于市場(chǎng)的環(huán)境規(guī)制手段更好地實(shí)施，為排污權(quán)交易主體提供良好的市場(chǎng)交易平臺(tái)，讓市場(chǎng)引導(dǎo)交易，從而引導(dǎo)排污權(quán)交易制度更好地發(fā)揮政策效果。

其次，注重政府引導(dǎo)，挖掘經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。政府規(guī)制強(qiáng)度對(duì)排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)具有很大的影響，地區(qū)政府對(duì)環(huán)境的重視程度，能夠促進(jìn)排污權(quán)交易制度的實(shí)施，政府通過(guò)適當(dāng)?shù)母深A(yù)，可以發(fā)揮“看不見(jiàn)的手”的作用。

再次，完善交易機(jī)制，刺激排污權(quán)交易效果良性發(fā)展。完善排污權(quán)交易制度對(duì)綠色創(chuàng)新強(qiáng)度的激勵(lì)機(jī)制，以此激發(fā)企業(yè)更多的研發(fā)投入，增加企業(yè)的研發(fā)投入會(huì)帶來(lái)一定程度的技術(shù)創(chuàng)新，同時(shí)對(duì)產(chǎn)值的增加、污染減排都會(huì)產(chǎn)生正面影響，通過(guò)增加研發(fā)投入強(qiáng)度來(lái)促進(jìn)地區(qū)排污權(quán)交易制度的政策效應(yīng)。

最后，結(jié)合發(fā)展實(shí)際，實(shí)施差異化管理策略。結(jié)合城市自身要素稟賦特點(diǎn)，重點(diǎn)發(fā)展低耗能低污染行業(yè)，針對(duì)不同資源型城市進(jìn)行政策調(diào)整優(yōu)化，加大排污權(quán)交易制度在衰退型資源型城市的實(shí)施力度，進(jìn)而提升能源利用效率。排污權(quán)交易制度產(chǎn)生效果在東、中、西部各不相同，各地區(qū)在排污權(quán)配額分配時(shí)可重點(diǎn)考慮地區(qū)差異，結(jié)合地區(qū)自身產(chǎn)業(yè)特征和要素稟賦，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，實(shí)現(xiàn)降低能耗和提高能源效率等可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。