傅京燕 司秀梅 曹翔

摘要進(jìn)入新常態(tài)以來(lái)，中國(guó)面臨著經(jīng)濟(jì)增速明顯下滑和環(huán)境污染日益嚴(yán)重的雙重不利局面。中國(guó)政府適時(shí)提出了綠色發(fā)展的新理念，并且明確了采用市場(chǎng)化機(jī)制來(lái)治理環(huán)境污染的思路。然而，關(guān)于市場(chǎng)化機(jī)制治理環(huán)境污染能否促進(jìn)綠色發(fā)展的研究卻相對(duì)欠缺。為此，本文在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，以中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策為例，將綠色發(fā)展區(qū)分為綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)，分別構(gòu)建同時(shí)包含好產(chǎn)出和壞產(chǎn)出的曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)和二氧化硫排放強(qiáng)度來(lái)衡量，以1998—2014年30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用雙重差分法和雙重差分傾向性得分匹配法實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易對(duì)綠色發(fā)展的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但作用甚微；②研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了綠色發(fā)展，而要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)則阻礙了綠色發(fā)展；③中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制通過(guò)促進(jìn)研發(fā)強(qiáng)度的提高促進(jìn)綠色發(fā)展，而通過(guò)抑制治污投入、技術(shù)引進(jìn)削弱其對(duì)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用；④中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制通過(guò)提高資本勞動(dòng)比增強(qiáng)其對(duì)綠色發(fā)展的抑制作用，而通過(guò)降低二產(chǎn)占比、化石能源占比減少其對(duì)綠色發(fā)展的負(fù)面影響。基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為，通過(guò)市場(chǎng)化機(jī)制更好地促進(jìn)綠色發(fā)展，可以從以下方面入手：進(jìn)一步優(yōu)化中國(guó)二氧化硫排放權(quán)交易機(jī)制，充分發(fā)揮其“看不見(jiàn)的手”的功能，進(jìn)一步增加綠色生產(chǎn)技術(shù)方面的研發(fā)投入，增加治理投入，加大力度吸收先進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)領(lǐng)域的外資，提高要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)的清潔化程度。

關(guān)鍵詞排污權(quán)交易；綠色發(fā)展；波特假說(shuō)；倍差法

中圖分類號(hào)X196文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2018）08-0012-10DOI：10.12062/cpre.20180313

發(fā)生在2017年元旦前后的“跨年霾”可謂史無(wú)前例，多達(dá)24個(gè)城市先后發(fā)布紅色預(yù)警，21個(gè)城市啟動(dòng)橙色預(yù)警，16個(gè)城市啟動(dòng)黃色預(yù)警，多地被迫出現(xiàn)學(xué)生放假、工廠停工等現(xiàn)象。在霧霾頻發(fā)的同時(shí)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度也出現(xiàn)了明顯的下滑，告別了以往高于8%的高增長(zhǎng)時(shí)代，步入了持續(xù)低于7%的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)。在此背景下，我國(guó)不僅面臨著實(shí)現(xiàn)“2020年比2010年經(jīng)濟(jì)總量翻一番”這一經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的壓力，而且也面臨著生態(tài)環(huán)境紅線不斷逼近的壓力。與此同時(shí)，2015年的十八屆五中全會(huì)創(chuàng)造性地將綠色發(fā)展納入中國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展的五大理念之一，上升為國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略，并成為《“十三五”規(guī)劃綱要》的重中之重。為此，中國(guó)政府在總結(jié)多年的環(huán)保經(jīng)驗(yàn)之后，改變了以往“行政命令有余，市場(chǎng)手段不足”的環(huán)保治理思路，提出采用市場(chǎng)化機(jī)制來(lái)治理環(huán)境污染，并在《全國(guó)生態(tài)保護(hù)“十三五”規(guī)劃綱要》明確提出在2017年建立起全國(guó)范圍內(nèi)的跨省區(qū)交易市場(chǎng)的要求。2017年12月，國(guó)家發(fā)改委發(fā)布了《全國(guó)碳排放權(quán)交易市場(chǎng)建設(shè)方案（發(fā)電行業(yè)）》，全國(guó)碳市場(chǎng)正式啟動(dòng)?？梢?jiàn)，采用市場(chǎng)化交易機(jī)制已經(jīng)成為中國(guó)政府治理環(huán)境污染的重要手段。那么，市場(chǎng)化交易機(jī)制能否促進(jìn)綠色發(fā)展？市場(chǎng)化交易機(jī)制通過(guò)哪些機(jī)制影響綠色發(fā)展？各機(jī)制所起到的作用如何？顯然，對(duì)于這些問(wèn)題的回答有利于客觀地理解市場(chǎng)化交易機(jī)制與綠色發(fā)展之間的關(guān)系，從而為相關(guān)決策提供參考依據(jù)。

理論上來(lái)說(shuō)，排污權(quán)交易手段通過(guò)激勵(lì)企業(yè)的自身減排動(dòng)力能夠形成一種正確的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)，倒逼綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境改善的雙贏。然而，現(xiàn)實(shí)中的市場(chǎng)化交易機(jī)制并不完美，交易成本、信息不完全等問(wèn)題直接影響到市場(chǎng)化交易機(jī)制的有效性。因此，采用經(jīng)驗(yàn)性證據(jù)來(lái)驗(yàn)證現(xiàn)實(shí)中市場(chǎng)化交易的有效性具有重要意義。縱觀中國(guó)市場(chǎng)化交易機(jī)制在環(huán)境問(wèn)題上的實(shí)際應(yīng)用，迄今為止只有二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制和二氧化碳排放權(quán)交易機(jī)制進(jìn)行了相關(guān)的試點(diǎn)工作。其中，始于2013年的二氧化碳排放權(quán)交易機(jī)制已成為時(shí)下最為熱點(diǎn)的話題，但在數(shù)據(jù)上相對(duì)欠缺，難以進(jìn)行有效的實(shí)證分析；而始于2002年的二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策在中國(guó)實(shí)行了十幾年時(shí)間，可以為實(shí)證分析提供足夠的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)。此外，二氧化硫作為霧霾的三大主要元兇之一，是中國(guó)環(huán)境污染治理的重中之重。因此，本文研究中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對(duì)綠色發(fā)展的影響及其作用機(jī)制，不僅可以為現(xiàn)存的二氧化硫排污權(quán)交易是否有效提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，而且也可以給現(xiàn)存的二氧化硫排污權(quán)交易和即將運(yùn)行的全國(guó)碳交易市場(chǎng)提供經(jīng)驗(yàn)啟示。

傅京燕等：排污權(quán)交易機(jī)制對(duì)綠色發(fā)展的影響中國(guó)人口·資源與環(huán)境2018年第8期1文獻(xiàn)綜述

排污權(quán)交易機(jī)制是一種具體的環(huán)境規(guī)制形式，綠色發(fā)展體現(xiàn)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染之間的關(guān)系。兩者的學(xué)理基礎(chǔ)來(lái)自著名環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家Porter[1]提出的波特假說(shuō)。在波特假說(shuō)出現(xiàn)以前，新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的認(rèn)識(shí)一直占據(jù)著主流地位，認(rèn)為：環(huán)境規(guī)制能夠顯著抑制環(huán)境污染問(wèn)題，但隨之而來(lái)給企業(yè)增加的治污成本會(huì)削弱其國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。波特假說(shuō)認(rèn)為恰到好處的環(huán)境規(guī)制能夠通過(guò)激勵(lì)技術(shù)進(jìn)步從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，有力地批判了新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)。時(shí)至今日，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)波特假說(shuō)的研究熱度不減，但至今仍存在諸多爭(zhēng)議。

大多數(shù)文獻(xiàn)支持了波特假說(shuō)。Porter和Linde[2]認(rèn)為：環(huán)境規(guī)制提高了企業(yè)的環(huán)保意識(shí)，促使企業(yè)更加高效利用資源，給企業(yè)帶來(lái)創(chuàng)新動(dòng)力，進(jìn)而通過(guò)提升技術(shù)水平而帶來(lái)新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。Ambec和Barla[3]、Ambec和Barla[4]則從企業(yè)經(jīng)營(yíng)者行為角度分析了波特假說(shuō)，指出：環(huán)境規(guī)制激勵(lì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)者促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。另外一些學(xué)者采用實(shí)證分析的方法支持了波特假說(shuō)。例如，Cecere和Corrocher[5]采用歐洲國(guó)家層面的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，越嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用越強(qiáng)。與此同時(shí)，也有學(xué)者采用中國(guó)數(shù)據(jù)分析支持了波特假說(shuō)。例如，王兵和劉光天[6]以綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量綠色生產(chǎn)技術(shù)，采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)證明了環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。

一部分文獻(xiàn)否定了波特假說(shuō)。Palmer等[7]認(rèn)為波特假說(shuō)并不具有普適性，其理由如下：第一，經(jīng)典的理性人假說(shuō)要求企業(yè)總是能夠從利益最大化的角度做出最優(yōu)生產(chǎn)決策，因此并不依賴政府對(duì)環(huán)境的管制；第二，波特假說(shuō)的提出者和支持者中相當(dāng)一部分人都是采用案例分析的方法，其嚴(yán)謹(jǐn)性顯得不夠；第三，波特假說(shuō)強(qiáng)調(diào)的是合理的環(huán)境規(guī)制，但是對(duì)環(huán)境規(guī)制的合理性評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)卻避而不談。這種觀點(diǎn)也得到了不少文獻(xiàn)的支持，例如Jaffe等[8]認(rèn)為機(jī)會(huì)成本等因素會(huì)使得現(xiàn)實(shí)中企業(yè)往往難以處于最有效率的生產(chǎn)邊界，從而環(huán)境規(guī)制的非效率現(xiàn)象常常存在，無(wú)法起到促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用。Simpson和Bradford[9]通過(guò)反證法進(jìn)行分析，認(rèn)為“企業(yè)創(chuàng)新并不一定依賴環(huán)境規(guī)制的激勵(lì)作用”。以尤濟(jì)紅和王鵬[10]為代表的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)也發(fā)現(xiàn)波特假說(shuō)在中國(guó)并不存在。

少數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)進(jìn)步、競(jìng)爭(zhēng)力的作用存在不確定性，或者說(shuō)波特假說(shuō)具有條件性。Greaker[11]認(rèn)為不夠嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)使得企業(yè)不大可能去追求較高的價(jià)格加成率來(lái)彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制帶來(lái)的成本，相反嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將迫使企業(yè)去追求更高的價(jià)格加成率來(lái)抵消環(huán)境支出成本。Lanoie等[12]研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)期的環(huán)境規(guī)制并不能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，而環(huán)境規(guī)制的滯后項(xiàng)卻符合了波特假說(shuō)。此外，李斌等[13]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步的作用具有門(mén)檻效應(yīng)，Rexhuser和Rammer[14]、張平等[15]認(rèn)為不同類型的環(huán)境規(guī)制之間的異質(zhì)性直接影響著波特假說(shuō)的存在性。

正如前文所述，波特假說(shuō)認(rèn)為恰到好處的環(huán)境規(guī)制能夠通過(guò)激勵(lì)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由此可見(jiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們主要集中在環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系研究上，對(duì)環(huán)境規(guī)制能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一問(wèn)題的研究較為缺乏。涂正革和諶仁俊[16]則進(jìn)一步將環(huán)境規(guī)制能否兼顧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境改善的雙贏為波特效應(yīng)，當(dāng)環(huán)境規(guī)制兼顧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境改善時(shí)意味著波特效應(yīng)存在，反之則說(shuō)明波特效應(yīng)不存在。借助于這一思想，本文將綠色發(fā)展這一理念融入到波特假說(shuō)和波特效應(yīng)中。綠色發(fā)展意味著經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步在促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)的同時(shí)需要減少污染排放（即實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步），只有不斷提升綠色生產(chǎn)技術(shù)才能實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙贏。從這一意義來(lái)看，綠色生產(chǎn)技術(shù)是實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雙贏的途徑，而實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雙贏是綠色發(fā)展的最終目的。因此，本文將綠色生產(chǎn)技術(shù)視為綠色發(fā)展方式，而把環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雙贏視為綠色發(fā)展效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本文采用主流的政策評(píng)估方法就中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對(duì)綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)的影響及其作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。其中，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對(duì)應(yīng)著具體的環(huán)境規(guī)制，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制與綠色發(fā)展方式、綠色發(fā)展效應(yīng)之間的關(guān)系檢驗(yàn)可以驗(yàn)證波特假說(shuō)、波特效應(yīng)的存在性。相比以往研究，本文可能的創(chuàng)新之處如下：①鮮有文獻(xiàn)就排污權(quán)交易機(jī)制與綠色發(fā)展這一重要問(wèn)題展開(kāi)實(shí)證研究，本文以中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易這一具體環(huán)境規(guī)制政策為研究對(duì)象，從波特假說(shuō)、波特效應(yīng)兩個(gè)維度進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并且進(jìn)一步驗(yàn)證了其作用機(jī)制；②在綠色發(fā)展的衡量指標(biāo)上，本文區(qū)分了綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)，采用綠色全要素生產(chǎn)率、單位GDP污染物排放強(qiáng)度分別衡量綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)，更加清晰全面地測(cè)度了綠色發(fā)展水平。

2政策背景與模型構(gòu)建

2.1中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易的政策背景

至今為止，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易經(jīng)歷了十多年的發(fā)展歷程?！笆濉睍r(shí)期中國(guó)政府提出了“到2005年全國(guó)二氧化硫排放量比2000年下降10%，控制在1 800萬(wàn)t以內(nèi)”的總量減排目標(biāo)。為實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，中國(guó)先后啟動(dòng)了二氧化硫排污交易試點(diǎn)項(xiàng)目，如太原市政府與亞洲開(kāi)發(fā)銀行合作，試行覆蓋全市范圍的二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)，南通市與美國(guó)環(huán)保協(xié)會(huì)合作的南通市排污權(quán)交易項(xiàng)目等等。2001年3月，中國(guó)環(huán)保部門(mén)與美國(guó)環(huán)保協(xié)會(huì)進(jìn)行了進(jìn)一步的合作，擴(kuò)大了原有的試點(diǎn)，推行了相關(guān)的示范工作。同年9月，江蘇南通達(dá)成了第一個(gè)二氧化硫排污權(quán)交易協(xié)議，開(kāi)啟中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易的歷史先河。在這些試點(diǎn)項(xiàng)目和交易案例的經(jīng)驗(yàn)積累下，中國(guó)環(huán)保總局于2002年3月發(fā)布《關(guān)于開(kāi)展“推動(dòng)中國(guó)二氧化硫排放總量控制及排污交易政策實(shí)施的研究項(xiàng)目”示范工作的通知》，明確指出在上海、天津、山東、江蘇、河南、山西等6個(gè)省級(jí)行政區(qū)和柳州市開(kāi)展二氧化硫排放總量控制及排污權(quán)交易試點(diǎn)工作。時(shí)至今日，中國(guó)政府一直延續(xù)了這一制度。

2.2計(jì)量模型構(gòu)建

本文將中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易視為一次“自然實(shí)驗(yàn)”，并將樣本分為受到政策影響的處理組（實(shí)施二氧化硫排污權(quán)交易的地區(qū)）與沒(méi)有受到該項(xiàng)政策影響的控制組（未實(shí)施二氧化硫排污權(quán)交易的地區(qū)）。具體而言，在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，本文將上海市、天津市、山東省、江蘇省、河南省、山西省等6個(gè)省級(jí)行政區(qū)設(shè)定為實(shí)驗(yàn)組，而把剩余地區(qū)設(shè)定為控制組。由于中國(guó)從2002年開(kāi)始實(shí)行二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策，因此本文以2002年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，即1998—2001年為實(shí)施前、2002—2014年為實(shí)施后。這樣就可以通過(guò)對(duì)比處理組與控制組在兩期的變化來(lái)評(píng)估這一政策的效果。具體的基準(zhǔn)回歸模型為：

GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi×

YEARt）+μit（1）

其中，i表示地區(qū)，t代表時(shí)間。GD代表綠色發(fā)展；POLICYi代表地區(qū)虛擬變量，POLICYi=1表示地區(qū)i實(shí)行了二氧化硫排污權(quán)交易，POLICYi=0表示i地區(qū)沒(méi)有實(shí)行二氧化硫排污權(quán)交易；YEAR代表時(shí)間虛擬變量，YEAR=1表示t時(shí)期實(shí)行了二氧化硫排污權(quán)交易，YEAR=0表示t時(shí)期沒(méi)有實(shí)行二氧化硫排污權(quán)交易；μ為擾動(dòng)項(xiàng)。

模型（1）雖然可以有效解決樣本選擇偏誤問(wèn)題，但是卻存在遺漏變量的可能。為此，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上增加一系列控制變量。由于本文的解釋變量為綠色發(fā)展水平，因此本文參考以往文獻(xiàn)將研發(fā)投入強(qiáng)度、技術(shù)引進(jìn)、治污投入、要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等直接和間接影響綠色發(fā)展水平的關(guān)鍵變量作為控制變量，得到模型（2）。

GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi×

YEARt）+∑βjControljit+μit（2）

其中，j表示第j個(gè)控制變量，Control代表研發(fā)投入強(qiáng)度、技術(shù)引進(jìn)、治污投入、要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等控制變量，其他變量的含義跟模型（1）類似。

3實(shí)證分析

3.1指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）綠色發(fā)展方式?？紤]到本文以中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策為研究對(duì)象，因此在參考以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文以GDP為好產(chǎn)出，以二氧化硫排放量為壞產(chǎn)出，然后以資本存量K、勞動(dòng)投入L、能源投入E等為投入變量，借鑒陳超凡[17]的測(cè)算方法構(gòu)建了曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)來(lái)衡量綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，記為GTFP。其中，曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)越大代表綠色生產(chǎn)技術(shù)水平越高。具體來(lái)說(shuō)，當(dāng)中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制提高了綠色全要素生產(chǎn)率意味著波特假說(shuō)存在，反之則說(shuō)明波特假說(shuō)并不存在。

（2）綠色發(fā)展效應(yīng)。本文采用二氧化硫排放強(qiáng)度來(lái)代表綠色發(fā)展效應(yīng)，即單位GDP二氧化硫排放量，記為SI。二氧化硫排放強(qiáng)度的下降與否體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境改善能否實(shí)現(xiàn)雙贏，從而能夠發(fā)映出綠色發(fā)展效應(yīng)的存在性。具體來(lái)說(shuō)，當(dāng)中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制使得二氧化硫排放強(qiáng)度下降意味著其導(dǎo)致了綠色發(fā)展效應(yīng)，下降程度越大代表綠色發(fā)展效應(yīng)越強(qiáng)；反之則沒(méi)有帶來(lái)綠色發(fā)展效應(yīng)。

（3）控制變量。在參考陳超凡[17]、萬(wàn)倫來(lái)等[18]研究的基礎(chǔ)上，本文選取了研發(fā)強(qiáng)度、技術(shù)引進(jìn)、治污投入、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等直接和間接影響綠色發(fā)展的重要變量作為控制變量，相應(yīng)的指標(biāo)選擇如下：①研發(fā)強(qiáng)度，選取研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與GDP之比來(lái)衡量，記為RD；②技術(shù)引進(jìn)，由于技術(shù)引進(jìn)主要是以外商直接投資的形式實(shí)現(xiàn)，因此選取固定資產(chǎn)投資中外資直接投資所占比重來(lái)衡量，記為FI；③治污投入，本文主要分析的是二氧化硫排放，囿于數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了治理廢氣投資額占GDP比重來(lái)衡量治污投入，記為EP；④要素稟賦，由于資本密集型產(chǎn)品的排污強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的排污強(qiáng)度，因此選取資本勞動(dòng)比率來(lái)衡量要素稟賦，記為KL；⑤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，由于第二產(chǎn)業(yè)的排污強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的排污強(qiáng)度，因此選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，記為STR；⑥能源結(jié)構(gòu)，選取化石能源消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重來(lái)衡量能源結(jié)構(gòu)，記為FE。

在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，本文采用了1998—2014年30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)（不含西藏、港澳臺(tái)地區(qū)）。原始數(shù)據(jù)來(lái)源如下：GDP、勞動(dòng)投入量（用從業(yè)人數(shù)來(lái)表示）、第二產(chǎn)業(yè)增加值、外商直接投資額來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，二氧化硫排放量、治理廢氣投資額來(lái)自歷年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，能源投入（能源消費(fèi)量）來(lái)自歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》；物質(zhì)資本存量、化石能源占比來(lái)自北京理工大學(xué)能源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策中心iNEMS數(shù)據(jù)庫(kù)；R&D;投入資金來(lái)自歷年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.2試點(diǎn)前后的簡(jiǎn)單對(duì)比分析

本文將樣本分為兩個(gè)階段（1998—2001年為非試點(diǎn)時(shí)期、2002—2014年為試點(diǎn)時(shí)期）來(lái)分別考察主要變量在試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)的均值變化情況，具體見(jiàn)表1。

為更加直觀地體現(xiàn)試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)各變量在試點(diǎn)時(shí)間和非試點(diǎn)時(shí)間的均值變化情況，本文采用比值法來(lái)進(jìn)行衡量。以綠色全要素生產(chǎn)GTFP變量為例，首先計(jì)算出非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)GTFP與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP的比值，然后計(jì)算試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)GTFP與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP的比值，最后將試點(diǎn)時(shí)期的比值與非試點(diǎn)時(shí)期的比值做差。當(dāng)這一差值為負(fù)數(shù)時(shí)，表明中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)使得試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP之比變小了；當(dāng)這一差值為正數(shù)時(shí)，表明中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)使得試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP之比變大了。由此，可以初步反映出中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易這一政策對(duì)各變量的影響。

從被解釋變量的兩大衡量指標(biāo)來(lái)看，試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平有所提高而二氧化硫排放強(qiáng)度有所下降。其中，試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)在試點(diǎn)前后都高于非試點(diǎn)地區(qū)，試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度在試點(diǎn)前后都低于非試點(diǎn)地區(qū)。從具體的數(shù)值差距來(lái)看，非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)比非試點(diǎn)地區(qū)僅僅高出0.23%（相差無(wú)幾），試點(diǎn)之后這一超出比例為7.92%，擴(kuò)大了7.69%；非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度比非試點(diǎn)地區(qū)低7.72%，試點(diǎn)之后這一比例則為29.66%，擴(kuò)大了21.94%。這初步表明，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易提升了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，并降低了其二氧化硫排放強(qiáng)度。需要說(shuō)明的是，這僅僅是在不控制其他重要影響因素的情況下的簡(jiǎn)單對(duì)比分析，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易是否真正促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步還有待更加嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。從控制變量來(lái)看，試點(diǎn)地區(qū)的資本勞動(dòng)比率、第二產(chǎn)業(yè)比重、固定資產(chǎn)投資中外資比重、化石能源占比、R&D;投資占GDP比重、治理廢氣投資占GDP比重等衡量指標(biāo)在試點(diǎn)前后均高于非試點(diǎn)地區(qū)。從數(shù)值差距來(lái)看：對(duì)于資本勞動(dòng)比率、第二產(chǎn)業(yè)比重、固定資產(chǎn)投資中外資比重等三個(gè)指標(biāo)而言，試點(diǎn)之后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的差距有所縮小；對(duì)于化石能源占比、R&D;投資占GDP比重、治理廢氣投資占GDP比重等三個(gè)指標(biāo)而言，試點(diǎn)之后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的差距有所擴(kuò)大。

3.3回歸分析

為了便于橫向比較各變量系數(shù)的大小，本文對(duì)非虛擬變量先進(jìn)行了倍數(shù)放大處理，然后進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。這樣就可以直觀地分析各變量對(duì)因變量的彈性大小，進(jìn)而可以比較各變量之間的作用大小。由此，本文采用雙重差分法和雙重差分傾向性匹配得分法就中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)、二氧化硫排放強(qiáng)度的影響及其作用機(jī)

制進(jìn)行了回歸分析。

3.3.1雙重差分法回歸分析

（1）排污權(quán)交易與綠色發(fā)展方式的雙重差分法分析。表2是采用雙重差分法分析排污權(quán)交易對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的影響結(jié)果。模型（1）是不包含任何控制變量的基準(zhǔn)模型，從模型（2）到模型（7）依次增加了要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等控制變量。由表2可以看出：模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過(guò)程中核心解釋變量POLICY×YEAR的顯著性和系數(shù)符號(hào)均沒(méi)有發(fā)生根本性的變化，并且大部分解釋變量的系數(shù)符號(hào)也沒(méi)有發(fā)生變化。此外，模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過(guò)程中可決系數(shù)也在不斷變大，并且在包含最多控制變量的模型（7）中各變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

從本文最為關(guān)心的核心解釋變量來(lái)看，其回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，這表明中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后顯著促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。從系數(shù)的大小來(lái)看，中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平提高了0.8%。然而，通過(guò)與其他變量的回歸系數(shù)進(jìn)行橫向比較可知，這一系數(shù)相對(duì)較小。換句話說(shuō)，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后確實(shí)提升了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平，但作用相對(duì)較小。這在一定程度上支持了波特假說(shuō)。

從控制變量來(lái)看，要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、化石能源占比等三個(gè)變量分別在1%、1%、10%的水平上顯著為負(fù)。這表明，要素稟賦結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)資本勞動(dòng)比越高的地區(qū)越制約著綠色生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步。隨著我國(guó)工業(yè)化程度的不斷推進(jìn)，資本勞動(dòng)占比不斷攀升，并且呈現(xiàn)粗放式增長(zhǎng)的特征。由于資本密集型產(chǎn)品的清潔度低于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，因而在這一粗放式工業(yè)化發(fā)展過(guò)程中資本勞動(dòng)比的提高勢(shì)必

會(huì)直接降低綠色生產(chǎn)技術(shù)水平。就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量而言，第二產(chǎn)業(yè)占比越高越不利于綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。在三次產(chǎn)業(yè)中第二產(chǎn)業(yè)的污染相對(duì)最大，較高的二產(chǎn)占比意味著相同國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值下污染排放越高，從而綠色生產(chǎn)技術(shù)水平越低。從能源結(jié)構(gòu)變量來(lái)看，化石能源占比越高越不利于綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，這也符合化石能源屬于污染性能源的客觀事實(shí)。

與此同時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等三個(gè)控制變量依次在1%、1%、5%的水平上顯著為正。這說(shuō)明，在現(xiàn)有基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高研發(fā)強(qiáng)度、增加治污投入、引進(jìn)外資可以促進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。企業(yè)研發(fā)投入經(jīng)費(fèi)增加能夠直接推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，這直接使得企業(yè)在單位產(chǎn)值上投入的要素?cái)?shù)量更少，污染排放也隨之降低，即提升了綠色生產(chǎn)技術(shù)水平。增加治污投入，則可以從生產(chǎn)過(guò)程和末端處理兩方面直接消納一部分污染物產(chǎn)生量，從而直接減少了單位產(chǎn)值下污染物的最終排放量。一方面，相比內(nèi)資而言，外資往往具有相對(duì)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，意味著在同等產(chǎn)值下外資企業(yè)的要素投入更少，從而相應(yīng)產(chǎn)生的污染物就相對(duì)更少；另一方面，內(nèi)資企業(yè)由于遭受外資企業(yè)先進(jìn)技術(shù)的挑戰(zhàn)，往往會(huì)通過(guò)加大技術(shù)研發(fā)投入和模仿學(xué)習(xí)外資企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等方式提升自己的生產(chǎn)技術(shù)，從而也會(huì)提升自身的綠色生產(chǎn)技術(shù)。從各變量回歸系數(shù)的橫向比較來(lái)看，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)、核心解釋變量POLICY×YEAR對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的正向促進(jìn)作用依次減弱，而要素稟賦結(jié)構(gòu)、化石能源占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的負(fù)向抑制作用依次減弱。

（2）排污權(quán)交易與綠色發(fā)展效應(yīng)的雙重差分法分析。表3是采用雙重差分法分析排污權(quán)交易對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度的影響結(jié)果。為了考察各變量回歸系數(shù)的穩(wěn)健性，在具體的回歸中也采用了逐步引入控制變量的方法。其中，

模型（1）是不包含任何控制變量的基準(zhǔn)模型，從模型（2）到模型（7）依次增加了要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、化石能源占比、研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等控制變量。

由表3不難看出：模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過(guò)程中核心解釋變量POLICY×YEAR的顯著性和系數(shù)符號(hào)均沒(méi)有發(fā)生根本性的變化，并且大部分解釋變量的系數(shù)符號(hào)也沒(méi)有發(fā)生變化。此外，模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過(guò)程中可決系數(shù)也在不斷變大，并且在包含最多控制變量的模型（7）中各變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

從本文最為關(guān)心的核心解釋變量POLICY×YEAR來(lái)看，其回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后顯著降低了試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度。從系數(shù)的大小來(lái)看，中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度下降了0.9%。通過(guò)與其他解釋變量系數(shù)的對(duì)比，不難發(fā)現(xiàn)：核心解釋變量POLICY×YEAR的回歸系數(shù)在數(shù)值上遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于其他變量。這表明，中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制導(dǎo)致了波特效應(yīng)，但其作用較弱。這一研究發(fā)現(xiàn)與閆文娟和郭樹(shù)龍[19]的研究結(jié)論較為一致。

從控制變量來(lái)看，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等三個(gè)控制變量依次在1%、5%、1%的水平上顯著為負(fù)。這說(shuō)明，在現(xiàn)有基礎(chǔ)上，繼續(xù)提高研發(fā)強(qiáng)度、增加治污投入、引進(jìn)外資有利于進(jìn)一步降低二氧化硫排放強(qiáng)度。與此同時(shí)，要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、化石能源占比等三個(gè)變量均在1%的水平上顯著為正。這表明，要素稟賦結(jié)構(gòu)越高、第二產(chǎn)業(yè)占比越大、化石能源占比越高會(huì)阻礙二氧化硫排放強(qiáng)度的下降。這與資本越密集污染越重、第二產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中污染最重、化石能源排污程度高于非化石能源的客觀事實(shí)相符合。從各變量回歸系數(shù)的橫向比較來(lái)看，化石能源占比、要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度下降的阻礙作用依次減弱，而研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)、核心解釋變量POLICY×YEAR對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度

正如前文所述，雙重差分法假設(shè)在沒(méi)有實(shí)行該政策時(shí)實(shí)驗(yàn)組與控制組的因變量變化趨勢(shì)一樣，即實(shí)驗(yàn)組和控制組具有同質(zhì)性。然而，這一假設(shè)并不能在現(xiàn)實(shí)中得到滿足。為此，本文采用雙重差分傾向性得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體思路為：采用Logit模型，以POLICY為因變量，以資本勞動(dòng)比率、第二產(chǎn)業(yè)占比、化石能源占比、研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等變量作為相應(yīng)的協(xié)變量，然后采用Kernel核匹配法進(jìn)行樣本匹配。由此，本文得到了匹配之后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，具體見(jiàn)表4。

由表4不難看出，各變量的t統(tǒng)計(jì)量都不顯著，即接受實(shí)驗(yàn)組與控制組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)。這表明這一匹配結(jié)果是有效的，即適合采用雙重差分傾向性得分匹配法來(lái)進(jìn)行估計(jì)。由此，本文采用雙重差分傾向性得分匹配法從綠色生產(chǎn)技術(shù)和二氧化硫排放強(qiáng)度兩個(gè)維度進(jìn)一步分析中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易對(duì)綠色發(fā)展的影響，具體結(jié)果見(jiàn)表5。其中，模型（1）和模型（2）是以綠色生產(chǎn)技術(shù)為因變量，模型（1）不包含任何控制變量，而模型（2）包含了控制變量；模型（3）和模型（4）是以二氧化硫排放強(qiáng)度為因變量，模型（3）不包含任何控制變量，而模型（4）則包含了控制變量。

由表5不難看出，以綠色生產(chǎn)技術(shù)為因變量的模型（1）和模型（2）的核心解釋變量POLICY×YEAR均在1%的水平上顯著為正，而以二氧化硫排放強(qiáng)度為因變量的模型（3）和模型（4）的核心解釋變量POLICY×YEAR也都在

1%的水平上顯著為負(fù)。進(jìn)一步將其與表2、表3進(jìn)行對(duì)比，不難發(fā)現(xiàn)其系數(shù)在數(shù)值上也相差無(wú)幾。這再次表明，中國(guó)二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但作用甚微。由此可見(jiàn)，這一研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

3.4進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)

上述分析結(jié)果表明：中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的促進(jìn)作用和二氧化硫排放強(qiáng)度的抑制作用分別為0.8%、0.9%，其作用甚微。那么，究竟是什么因素導(dǎo)致中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對(duì)綠色發(fā)展的作用甚微呢？為此，本文借鑒劉瑞明和趙仁杰[20]的思路，分別以上述控制變量為因變量，采用雙重倍差法進(jìn)一步估計(jì)中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對(duì)這些控制變量的影響，相應(yīng)的回歸結(jié)果見(jiàn)表6。由表6不難看出，以要素稟賦結(jié)構(gòu)、研發(fā)強(qiáng)度為因變量的模型中，核心解釋變量POLICY×YEAR均在1%的水平上顯著為正，即表明中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制在一定程度提高了試點(diǎn)地區(qū)的資本勞動(dòng)比和研發(fā)投入。在以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、治污投入、技術(shù)引進(jìn)為因變量的模型中，核心解釋變量POLICY×YEAR分別在5%、5%、10%、1%的水平上顯著為負(fù)，即表明中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制在一定程度降低了試點(diǎn)地區(qū)的二產(chǎn)占比、化石能源占比、治理廢氣投資額，并且在一定程度上抑制了外資的進(jìn)入。

根據(jù)前文的分析結(jié)果，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步并降低了二氧化硫排放強(qiáng)度，即提高研發(fā)強(qiáng)度、增加治理廢氣投資額、吸引外資進(jìn)入均促進(jìn)了綠色發(fā)展；要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)抑制了綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步并阻礙了二氧化硫排放強(qiáng)度的下降，即提高資本勞動(dòng)比、第二產(chǎn)業(yè)比重、化石能源占比阻礙了綠色發(fā)展。

由此可知，從研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等三個(gè)變量來(lái)看，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過(guò)促進(jìn)研發(fā)強(qiáng)度的提高而促進(jìn)綠色發(fā)展，而通過(guò)抑制治污投入、技術(shù)引進(jìn)而削弱其對(duì)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用。從要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等三個(gè)變量來(lái)看，中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過(guò)提高資本勞動(dòng)比而增強(qiáng)了其對(duì)綠色發(fā)展的抑制作用，而通過(guò)降低二產(chǎn)占比、化石能源占比而降低了其對(duì)綠色發(fā)展的負(fù)面影響。

4結(jié)論與政策建議

本文以1998—2014年30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用雙重差分法和雙重差分傾向性得分匹配法實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易對(duì)綠色發(fā)展的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但作用甚微，即在一定程度上支持了波特假說(shuō)；②研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了綠色發(fā)展，而要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)則阻礙了綠色發(fā)展；③中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過(guò)促進(jìn)研發(fā)強(qiáng)度的提高而促進(jìn)綠色發(fā)展，而通過(guò)抑制治污投入、技術(shù)引進(jìn)而削弱其對(duì)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用；④中國(guó)二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過(guò)提高資本勞動(dòng)比而增強(qiáng)其對(duì)綠色發(fā)展的抑制作用，而通過(guò)降低二產(chǎn)占比、化石能源占比而減少其對(duì)綠色發(fā)展的負(fù)面影響。根據(jù)本文研究結(jié)論可得到如下政策建議：

（1）采取有力措施使排污權(quán)交易機(jī)制充分發(fā)揮其“看

不見(jiàn)的手”的功能：①建立更大范圍的跨區(qū)域排污權(quán)交易市場(chǎng)。由于排污權(quán)交易機(jī)制建立在不同交易主體邊際減排成本存在差異的基礎(chǔ)上，因此形成更大范圍的跨區(qū)域交易機(jī)制，可以進(jìn)一步增強(qiáng)排污權(quán)交易機(jī)制的價(jià)格激勵(lì)作用。②通過(guò)機(jī)制設(shè)計(jì)發(fā)揮排污權(quán)交易機(jī)制與環(huán)保稅的協(xié)同作用。在環(huán)保稅已經(jīng)開(kāi)征的背景下，政府部門(mén)可以通過(guò)恰當(dāng)?shù)闹贫仍O(shè)計(jì)使排污權(quán)交易機(jī)制與環(huán)保稅之間發(fā)揮協(xié)同作用，充分發(fā)揮“看不見(jiàn)的手”在配置環(huán)境資源中的作用，實(shí)現(xiàn)環(huán)境資源的優(yōu)化配置，使各種環(huán)境政策工具如排污許可與總量、環(huán)評(píng)、環(huán)境保護(hù)稅、排污權(quán)交易等制度有效銜接。

（2）進(jìn)一步增加綠色生產(chǎn)技術(shù)方面的研發(fā)投入，增加治理投入，加大力度吸收綠色生產(chǎn)技術(shù)領(lǐng)域的外資。作為“十三五”規(guī)劃五大發(fā)展理念之一的綠色發(fā)展是推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的基本途徑和方式，也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重點(diǎn)任務(wù)和重要內(nèi)涵。經(jīng)濟(jì)活動(dòng)過(guò)程的“綠色化”作為綠色發(fā)展的主要途徑，對(duì)應(yīng)著本文的綠色生產(chǎn)技術(shù)，因此采取有力措施提高綠色生產(chǎn)技術(shù)可以實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。

（3）提高要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)的清潔化程度。根據(jù)前文分析，無(wú)論是非試點(diǎn)地區(qū)還是試點(diǎn)地區(qū)，資本勞動(dòng)比的平均值經(jīng)過(guò)了2到3倍的提高，第二產(chǎn)業(yè)比重的平均值都提高了6個(gè)百分點(diǎn)左右，化石能源占比始終在90%左右。本文的實(shí)證結(jié)果表明，這三個(gè)指標(biāo)的提高都會(huì)抑制綠色發(fā)展，因此只有促使要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)清潔化才能從源頭上實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。

（編輯：劉照勝）

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