徐 雷 楊家輝 鄭 理

1 引 言

長江經(jīng)濟(jì)帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州和云南9省2市，是助推中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎。依托黃金水道，近些年來長江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)發(fā)展迅速，已經(jīng)建立起較為完備的工業(yè)體系。然而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展成績卓著的背后，也存在著區(qū)域資源的極大浪費(fèi)和環(huán)境的嚴(yán)重破壞。面對新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增速放緩與環(huán)境污染加劇的雙重壓力，向綠色經(jīng)濟(jì)與綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型的理念日漸清晰彰顯。基于“生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展”的戰(zhàn)略定位，2014年9月，國務(wù)院頒布《關(guān)于依托黃金水道推動長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的指導(dǎo)意見》，提出“推進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)文明建設(shè)，使長江經(jīng)濟(jì)帶成為水清地綠天藍(lán)的生態(tài)廊道”。為加快推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，促進(jìn)東中西互動和中部地區(qū)崛起，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會可持續(xù)發(fā)展，早在2007年12月14日，國家發(fā)展和改革委員會以發(fā)改經(jīng)體［2007］3428號文件下發(fā)了《國家發(fā)展改革委關(guān)于批準(zhǔn)武漢城市圈和長株潭城市群為全國資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)的通知》。通知指出“武漢城市圈和長株潭城市群要從各自實(shí)際出發(fā)，根據(jù)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)的要求，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展與人口、資源、環(huán)境相協(xié)調(diào)，切實(shí)走出一條有別于傳統(tǒng)模式的工業(yè)化、城市化發(fā)展新路。”生態(tài)文明作為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要抓手，無疑會對以節(jié)能減排、提質(zhì)增效為目的的工業(yè)綠色發(fā)展起到積極地推進(jìn)作用。在政府越來越重視生態(tài)文明建設(shè)考核的背景下，政策試驗(yàn)通過局部試點(diǎn)然后總結(jié)推廣的方式來制定政策，這不僅有助于客觀評估 “兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的成效，而且還能為推動長江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)成為我國生態(tài)文明先行示范帶提供有益的政策啟示。“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立至今已逾十年之久，其是否有助于推動區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展？其影響因素和作用機(jī)制又是如何？鑒于此，本文從時間和空間兩個維度上深入探究位于長江經(jīng)濟(jì)帶的武漢城市圈和長株潭城市群“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的政策效應(yīng)，這對于推動長江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)成為我國綠色經(jīng)濟(jì)支撐帶，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)的“雙贏”具有重要的理論和實(shí)踐意義。

2 文獻(xiàn)述評

綠色經(jīng)濟(jì)強(qiáng)調(diào)將資本投入資源節(jié)約和環(huán)境友好領(lǐng)域，以此保證在經(jīng)濟(jì)增長的同時降低生態(tài)足跡（諸大建，2012［1］）。隨著環(huán)境保護(hù)工作的推進(jìn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對工業(yè)綠色發(fā)展的議題主要從三方面展開：其一，從區(qū)域工業(yè)污染物總體排放量（Pontus，2006［2］）、工業(yè)綠色發(fā)展水平（He等，2013［3］）、工業(yè)綠色發(fā)展效率（蘇利陽等，2013［4］）等方面對工業(yè)綠色發(fā)展績效進(jìn)行考察和評價。其二，將生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會協(xié)同相結(jié)合展開探討，聚焦于利用政策外部性解決地方政府將經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)優(yōu)先于環(huán)境目標(biāo)的問題（Zheng和Kahn，2013［5］；Lin和Zheng，2016［6］）。其三，關(guān)注工業(yè)綠色發(fā)展的空間異質(zhì)性，對采取環(huán)境政策的省份（城市）較其他地區(qū)進(jìn)行多角度比較（Yi和Liu，2015［7］）。例如徐成龍和莊貴陽（2018）［8］指出，我國東、中、西部地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展水平依舊呈現(xiàn)依次遞減規(guī)律，楊仁發(fā)和李娜娜（2019）［9］認(rèn)為環(huán)境規(guī)制雖然顯著提高了東部地區(qū)的工業(yè)綠色發(fā)展水平，但中西部地區(qū)的工業(yè)綠色發(fā)展水平依舊呈“U”型關(guān)系。面對地區(qū)間的顯著差異，宋馬林和王舒鴻（2013）［10］指出要加大對中西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制，并推動?xùn)|部沿海地區(qū)的先進(jìn)環(huán)保技術(shù)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

已有研究從不同角度探討影響綠色發(fā)展的因素，如環(huán)境規(guī)制（徐鵬杰等，2018［11］）、資源稟賦（張峰等，2018［12］）、技術(shù)進(jìn)步（楊莉莎等，2019［13］）、DEA（Toshiyuki和Yuan，2015［14］）等。在這些影響因素中，與本文相關(guān)的是環(huán)境規(guī)制與綠色發(fā)展的主題?？傮w來看不同的研究基于各自的前提假設(shè)和分析視角給出了相異的答案，觀點(diǎn)大致可以歸結(jié)為三類：一類觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色發(fā)展有促進(jìn)效應(yīng)。中央（地方）政府通過強(qiáng)有力的環(huán)境政策可以將環(huán)境污染的外部成本內(nèi)部化，有效降低污染排放（王敏和黃瑩，2015［15］）。不過與發(fā)達(dá)國家相比，中國的環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行力可能受法律體制建設(shè)條件薄弱的約束而遇到更大的阻力（史丹，2018［16］）。Rooij（2010）［17］、Zheng 和 Shi（2016）［18］分別考察中國省級區(qū)域環(huán)境政策的效果，均證實(shí)環(huán)境政策確實(shí)對減少區(qū)域產(chǎn)業(yè)污染排放有著積極的影響。Greenstone和Hanna（2014）［19］的研究也表明環(huán)境規(guī)制可能降低企業(yè)污染物的排放，從而能夠在一定程度上改善環(huán)境質(zhì)量。一類觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的作用不顯著。由于環(huán)境規(guī)制對整體工業(yè)綠色發(fā)展作用的本地效應(yīng)不明顯，且存在工業(yè)污染排放路徑依賴問題，孫博文和程志強(qiáng)（2019）［20］建議政府要重新審視環(huán)境治理投資決策，進(jìn)一步強(qiáng)化外部制度設(shè)計(jì)。更重要的是地方政府以往唯GDP增長的理念使得環(huán)境規(guī)制政策沒有有效的發(fā)揮作用（Liu和Guo，2013［21］），未能對環(huán)境產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)（Chen等，2013［22］）。第三類觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響具有一定的適用條件。沒有固定的環(huán)境規(guī)制工具，波特假說在中國是否成立，不僅與所選擇的環(huán)境規(guī)制工具相關(guān)（李玲和陶峰，2012［23］），也受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響（羅志高和楊繼瑞，2019［24］），同時環(huán)境規(guī)制工具在不同時期的適用性也存在差異（任勝鋼等，2016［25］）。所以采用區(qū)域規(guī)劃體制，實(shí)現(xiàn)從中央到地方的治理模式，抑制嚴(yán)重的污染和生態(tài)退化并逐步完善中國的環(huán)境治理系統(tǒng)十分必要（黃清煌等，2016［26］）。由此可見，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色發(fā)展水平的影響存在非線性、階段性特點(diǎn)。因此，Tang和Liu（2018）［27］認(rèn)為應(yīng)構(gòu)建適應(yīng)的生態(tài)環(huán)境網(wǎng)絡(luò)化治理機(jī)制，既綜合了各種治理機(jī)制（科層型治理、市場型治理、自治型治理機(jī)制）的優(yōu)點(diǎn)，又能克服單一治理機(jī)制的缺陷。

近年來圍繞著環(huán)境政策效果的評估日漸流行，She等（2019）［28］采用雙重差分（DID）方法探究長江流域?qū)嵭械暮娱L制政策，宋弘等（2019）［29］利用雙重差分法考察低碳城市建設(shè)對城市空氣污染的影響。與本文密切相關(guān)的是“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)評估。部分文獻(xiàn)傾向于認(rèn)為試驗(yàn)區(qū)設(shè)立具有正向的政策效果，比如李琳和劉瑩（2015）［30］評估了中三角和長三角城市2000-2012年的綠色效率，發(fā)現(xiàn)中三角城市群內(nèi)部呈現(xiàn)低水平均衡型的綠色發(fā)展格局，只有長沙一個省會城市的綠色效率處于前列，表明“兩型社會”建設(shè)卓有成效。鄧榮榮（2016）［31］基于雙重差分法證實(shí)“兩型社會”建設(shè)顯著抑制了長株潭城市群碳排放規(guī)模和強(qiáng)度。王茜茜等（2011）［32］、劉傳江和馮碧梅（2009）［33］的研究均表明武漢市“兩型社會”建設(shè)成效顯著，呈現(xiàn)良好發(fā)展態(tài)勢。然而，操小娟和李和中（2011）［34］卻認(rèn)為雖然政府對武漢城市圈“兩型社會”建設(shè)出臺了一系列激勵政策措施，但成效不顯著，還需要進(jìn)一步加強(qiáng)制度建設(shè)。還有學(xué)者認(rèn)為試驗(yàn)區(qū)設(shè)立在城市群內(nèi)部產(chǎn)生空間分異效果，付麗娜等（2013）［35］運(yùn)用超效率DEA模型測算了長株潭城市群的生態(tài)效率，結(jié)果顯示整體生態(tài)效率穩(wěn)步上升，但是城市間差異明顯，省會城市長沙應(yīng)發(fā)揮輻射帶動作用，形成“中心-外圍”的經(jīng)濟(jì)生態(tài)格局。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的研究，多止于綠色發(fā)展的指標(biāo)體系構(gòu)建及測度、工業(yè)綠色發(fā)展績效評估以及影響工業(yè)綠色發(fā)展因素探究。基于同一層面的實(shí)證研究，由于指標(biāo)選取的差異、綜合指數(shù)所依賴的量綱標(biāo)準(zhǔn)不同，評價結(jié)果也會出現(xiàn)分歧，并且缺乏較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬R別。除此之外，目前也缺乏這一類政策實(shí)施對工業(yè)綠色發(fā)展的實(shí)證檢驗(yàn)的文獻(xiàn)。對于“兩型社會”的研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用平均化的研究設(shè)計(jì)，忽略了不同主體的異質(zhì)性，存在一定的邏輯缺陷。即使少數(shù)文獻(xiàn)采用目前流行的政策評估方法如雙重差分法，但難以將試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的單獨(dú)作用剝離開。并且受限于高質(zhì)量數(shù)據(jù)的可得性，難以捕捉較長時間跨度的政策效果。另外內(nèi)在機(jī)理多隱諱于理論闡述之中，尚未提供清晰的理論解釋和規(guī)范的實(shí)證檢驗(yàn)，鑒于以往研究的局限性，本文的創(chuàng)新以及邊際貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下幾個方面，通過構(gòu)造2003-2017年長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市的面板數(shù)據(jù)，借助合成控制法和傾向得分匹配-雙重差分法，旨在從因果關(guān)系的角度揭示“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響效果。結(jié)合“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的目標(biāo)與現(xiàn)有數(shù)據(jù)的可獲得性。本文從以下方面豐富了既有文獻(xiàn)。其一，探究“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響效果，在一定程度上豐富了這一研究主題文獻(xiàn)的分析視角。本文所考察的“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)政策既體現(xiàn)了自上而下（具有系統(tǒng)性因素）的政府推動，同時地方政府對“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)的積極爭取也展現(xiàn)了自下而上（具有個體性因素）的選擇性特點(diǎn)。其三，本文對“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響效果進(jìn)行了細(xì)致的考察，在總結(jié)“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展成效的基礎(chǔ)上，為促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)文明建設(shè)提供更加切實(shí)可行的對策建議。

3 政策識別與計(jì)量模型

Abadie和Gardeazabal（2003）［36］提出基于非參數(shù)估計(jì)的合成控制法（SCM），通過控制組的加權(quán)平均構(gòu)造“反事實(shí)”控制組以達(dá)到對政策效果進(jìn)行識別的目的。本文模擬在樣本時期內(nèi)，某城市在未納入“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)情形下的工業(yè)綠色發(fā)展水平，假設(shè)該區(qū)域包含N+1個城市，城市1在T0期納入試驗(yàn)區(qū)，其他N個城市未納入試驗(yàn)區(qū)。G1it和G0it分別表示城市i在t期納入和未納入試驗(yàn)區(qū)潛在的工業(yè)綠色發(fā)展水平，即城市i納入試驗(yàn)區(qū)的因果效應(yīng)為τit=G1it-G0it。城市i在t期觀測到的工業(yè)綠色發(fā)展水平為Git=G0it+τitDit，Dit表示城市i在t期的試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)狀態(tài)，若城市i在t期納入試驗(yàn)區(qū)取值為1，否則為0。簡便起見，假設(shè)第1個城市在T0期納入試驗(yàn)區(qū)，而其他N個城均未納入試驗(yàn)區(qū)，那么對于t>T0，試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)表示為τ1t=G11t-G01t=G1t-G01t。由于第1個城市納入試驗(yàn)區(qū)，因而在t>T0期，可以觀測到潛在結(jié)果G11t，但無法觀測到如果其未受到試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)時的潛在結(jié)果G01t。為估計(jì)城市1的“反事實(shí)”結(jié)果，G01it可以記作如下等式：

式（1）中，δt、μi分別為年份和城市層面的固定效應(yīng)，用以控制不隨地區(qū)（時間）變化的時間（地區(qū)）特征。Zi表示未受到試驗(yàn)區(qū)建設(shè)影響的控制變量，θt表示待估計(jì)參數(shù)，λt為隨時間變化的無法觀測到的共同因子，εit為隨機(jī)沖擊。為求解G0it，引入一個（N×1）維的權(quán)重向量（w2，…，wN+1）'，滿足wj≥0①為了避免過分外推造成的可能偏差，這里將權(quán)重限制非負(fù)，相當(dāng)于用控制組地區(qū)的凸組合來合成控制組。，對每個控制組城市的變量值進(jìn)行 加權(quán)。對每個控制組城市的變量值進(jìn)行加權(quán)，通過數(shù)據(jù)驅(qū)動規(guī)劃求解，假定存在最優(yōu)權(quán)重向量（w2*，…，w*N+1）'，使得

可以證明，在一般條件下式（3）趨近于0。對于，城市1的“反事實(shí)”結(jié)果可以用合成控制組近似表示，即，政策效果的估計(jì)值為：

4 樣本分組、變量選擇和數(shù)據(jù)說明

4.1 樣本分組

為了更加清晰展示出“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)的具體地理分布，圖1中點(diǎn)狀陰影即為實(shí)驗(yàn)組武漢城市圈（武漢、黃石、鄂州、孝感、黃岡、咸寧）和長株潭城市群（長沙、株洲、湘潭）的具體位置，其他淺灰色區(qū)域即為控制組的99個城市①包括直轄市上海和重慶，以及浙江省的杭州、寧波、溫州、嘉興、湖州、紹興、金華、衢州、麗水、舟山和臺州11個地級市，江蘇省的南京、無錫、徐州、常州、蘇州、南通、連云港、淮安、鹽城、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江、泰州和宿遷13個地級市，安徽省的合肥、蕪湖、蚌埠、淮南、馬鞍山、淮北、銅陵、安慶、黃山、阜陽、六安、宿州、滁州、毫州、池州和宣城16個地級市，江西省的南昌、景德鎮(zhèn)、萍鄉(xiāng)、九江、新余、鷹潭、贛州、吉安、宜春、撫州和上饒11個地級市，湖北省的十堰、宜昌、襄陽、荊門、荊州和隨州6個地級市，湖南省的衡陽、邵陽、岳陽、常德、張家界、益陽、郴州、永州、懷化和婁底10個地級市，貴州省的貴陽、六盤水、遵義和安順4個地級市，四川省的成都、自貢、攀枝花、瀘州、德陽、綿陽、廣元、遂寧、內(nèi)江、樂山、南充、眉山、宜賓、廣安、達(dá)州、雅安、巴中和資陽18個地級市，云南省的昆明、曲靖、玉溪、保山、昭通、麗江、普洱和臨滄8個地級市。武漢城市圈的仙桃、潛江和天門三個省直管市（副地級市）由于數(shù)據(jù)缺失，不納入分析范圍。的地理位置，空白處為數(shù)據(jù)缺失地區(qū)，缺失數(shù)據(jù)的地區(qū)多為少數(shù)民族自治區(qū)所屬的縣級市。

圖1 長江經(jīng)濟(jì)帶“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)實(shí)驗(yàn)組與控制組城市劃分

4.2 變量選擇

在被解釋變量方面，考慮到不同城市發(fā)展水平的差異較大，相比于工業(yè)污染物排放量（絕對值），從工業(yè)污染物排放強(qiáng)度（相對值）的視角考察工業(yè)綠色發(fā)展水平能夠更好的兼顧地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率，提高區(qū)域之間工業(yè)綠色發(fā)展水平的可比性。此外，考慮到工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵可以直觀反映本地區(qū)的環(huán)境污染狀況?；跀?shù)據(jù)的連續(xù)性和可獲得性，本文以工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度來表征工業(yè)綠色發(fā)展水平。具體的，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度（water）是指工業(yè)廢水排放總量除以規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值，工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度（so2）是指工業(yè)二氧化硫排放總量除以規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值，工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度（dust）是指工業(yè)煙（粉）塵排放總量除以規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值，即單位工業(yè)總產(chǎn)值的工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放量（噸/萬元）。

控制變量方面，考慮合成控制對象的擬合效果，并且避免遺漏變量可能帶來的偏誤，盡可能對影響工業(yè)綠色發(fā)展的重要因素加以控制。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）可能通過技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)影響地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展水平，這里用地區(qū)人均生產(chǎn)總值（單位為元）來表征；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)被認(rèn)為是影響工業(yè)綠色發(fā)展的重要因素，這里用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（%）表示第二產(chǎn)業(yè)占比（second），用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（%）表示第三產(chǎn)業(yè)占比（third）。對外開放水平（trade）用進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（%）來表示。人力資本水平（human）用高等學(xué)校在校生人數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎兀?）來表示；城鎮(zhèn)化水平（urban）與工業(yè)化密不可分，對地區(qū)環(huán)境的影響不言而喻，用非農(nóng)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎兀?）來表示；財政支出規(guī)模（govern）用財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（%）來表示，以此衡量地方政府對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)活動的干預(yù)程度。

4.3 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于本文研究時間較長、覆蓋區(qū)域較廣，對個別城市和年份的缺失值，通過所在省份的統(tǒng)計(jì)年鑒和均值插補(bǔ)法補(bǔ)齊完善。地級市的人口、經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異較大，為消除城市之間的體量差別，本文采用人均、百分比等相對數(shù)據(jù)，另外為降低異方差對估計(jì)結(jié)果的干擾，所有變量均作對數(shù)化處理。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 指標(biāo)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

5 實(shí)證檢驗(yàn)

5.1 合成控制法驗(yàn)證試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響

為客觀評價“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對武漢城市圈和長株潭城市群工業(yè)污染排放強(qiáng)度的影響效果，在此采用合成控制法，利用99個控制組城市構(gòu)建試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后工業(yè)污染排放強(qiáng)度的“反事實(shí)”狀態(tài)。通過對比試點(diǎn)城市和合成城市在政策實(shí)施前后的狀況，從工業(yè)污染排放強(qiáng)度是否有顯著性變化的角度測度試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的有效性。雖然同為“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)實(shí)施背景下的城市群（圈），但是無論從城市群的發(fā)展水平還是政策落實(shí)本身的側(cè)重點(diǎn)來看都存在巨大的差異，有必要對武漢城市圈和長株潭城市群予以區(qū)分考察。同時為了避免平均化的分析，接下來依次構(gòu)建每個實(shí)驗(yàn)組城市的合成控制對象。試點(diǎn)城市和對應(yīng)的合成城市2003-2017年的工業(yè)污染排放強(qiáng)度如圖2所示①由于文章篇幅限制以及結(jié)果顯著性不強(qiáng)的原因，工業(yè)so2與工業(yè)（煙）粉塵的排放強(qiáng)度的合成控制圖并未展現(xiàn)，可以與作者索取。，垂直虛線所在位置表示“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的時間，虛線左側(cè)為試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前，虛線右側(cè)為試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后?！皟尚蜕鐣痹囼?yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)綠色發(fā)展的影響即為兩者強(qiáng)度差值。

圖2 “兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的合成控制法檢驗(yàn)① 受版面限制，9個實(shí)驗(yàn)組城市的權(quán)重表、以及預(yù)測變量的擬合和對比表未加以展示。同時鑒于“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)政策對降低工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度的效果并不明顯，相應(yīng)的合成控制圖也未加以展示，可以與作者索取。

在虛線左側(cè)，武漢城市圈各試點(diǎn)城市和其對應(yīng)的合成控制城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度都非常接近，差異極小，說明合成控制對象較好地擬合了武漢城市圈工業(yè)廢水排放強(qiáng)度情況的變動路徑。而在虛線右側(cè)，二者逐漸偏離，各試點(diǎn)城市實(shí)際與合成的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度以及不同污染物的排放強(qiáng)度下降態(tài)勢呈現(xiàn)出差異性。具體來看，武漢市、咸寧市和黃岡市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度低于合成控制對象，其余污染物也僅有少數(shù)城市低于合成控制對象。而對于黃石和鄂州市的減排效果均不明顯。可能的原因是2013年國務(wù)院正式發(fā)布的《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013-2020年）》中將黃石和鄂州確定為資源型城市，而資源型城市資源稟賦較高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為依賴第二產(chǎn)業(yè)，從而不利于產(chǎn)業(yè)綠色升級。從政策實(shí)施效果的時間點(diǎn)來看，各試點(diǎn)城市工業(yè)廢水排放強(qiáng)度和合成路徑分離的時間點(diǎn)和幅度不一致。在政策實(shí)施后，咸寧市和黃岡市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的實(shí)際路徑和合成路徑的重合度仍然較高，到2010年實(shí)際的排放強(qiáng)度才緩慢低于對應(yīng)的合成控制城市，說明試驗(yàn)區(qū)設(shè)立政策在降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度排放強(qiáng)度方面具有滯后性。但有些城市工業(yè)污染排放強(qiáng)度遠(yuǎn)高于合成城市下降的幅度。比如，咸寧市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，武漢市和孝感市的工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度與合成城市相比呈明顯的下降趨勢。

“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前，長株潭城市群與合成控制對象的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度擬合度較高，說明合成控制法較好地擬合了試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前的指標(biāo)特征，政策實(shí)施前二者沒有顯著差異。在虛線右側(cè)，合成路徑和真實(shí)路徑差異明顯，意味著相對于長株潭城市群其他城市，設(shè)立試驗(yàn)區(qū)降低了長沙、株洲和湘潭的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度。從政策實(shí)施效果的時間點(diǎn)來看，政策實(shí)施后合成長沙的工業(yè)污染排放強(qiáng)度變化較平穩(wěn)，沒有明顯的下降趨勢，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的實(shí)際與合成路徑偏離度在政策剛開始實(shí)施就快速拉大后又逐漸放緩，說明政策可能具有一定的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。

從整體結(jié)果看，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來在降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度方面取得了良好成效，但對工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度的減排效果不是很明顯，可能是由于大氣和煙（粉）塵具有跨區(qū)域高流動性特征。此外，水質(zhì)污染更容易被人們所感知，因而地方政府在環(huán)境治理過程中會將更多的關(guān)注度向廢水治理傾斜。與武漢城市圈相比，長株潭城市群的政策效果更顯著，可能是由于長株潭更加緊湊的層級關(guān)系，便于發(fā)揮省會城市的輻射帶動能力，使長株潭城市群在工業(yè)綠色發(fā)展的政策落實(shí)和資源共享方面更加便捷，同時湖南省政府將湘江治理保護(hù)確定為湖南省“一號重點(diǎn)工程”，這都有利于降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度。

從上述合成控制法的結(jié)果比較來看，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度和“反事實(shí)”合成的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度具有較為明顯的差異。但由于難以確保所構(gòu)造的合成控制組能否較好地擬合實(shí)驗(yàn)組城市工業(yè)綠色發(fā)展的潛在變化路徑，接下來將采用統(tǒng)計(jì)中秩檢驗(yàn)（rank test）的排序檢驗(yàn)方法，驗(yàn)證相關(guān)結(jié)論的穩(wěn)健性。其基本思路為：在控制組（99個城市）中隨機(jī)選取一個城市為新的實(shí)驗(yàn)組，假設(shè)該城市在2008年也受到試驗(yàn)區(qū)政策的沖擊，借助合成控制法構(gòu)造相應(yīng)的合成控制對象，估計(jì)其在“反事實(shí)”狀態(tài)下所產(chǎn)生的政策效果，然后將試驗(yàn)區(qū)城市實(shí)際產(chǎn)生的政策效果與新實(shí)驗(yàn)組在“反事實(shí)”狀態(tài)下產(chǎn)生的政策效果進(jìn)行比較，如果二者的政策效果存在顯著的差異，則說明試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的作用是顯著的。接下來對這9個城市依次進(jìn)行排序檢驗(yàn)，結(jié)果如圖3所示，其中黑色實(shí)線表示實(shí)驗(yàn)組，灰色虛線表示控制組，可以看出在2008年試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前，實(shí)驗(yàn)組城市的平均預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差與控制組城市的平均預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差的差距并不大，實(shí)驗(yàn)組城市的平均標(biāo)準(zhǔn)誤差曲線分布在控制組城市的曲線簇內(nèi)部。而在2008年政策實(shí)行后，兩者間的差距開始逐漸拉大，為保持誤差分布圖完整，在此沒有刪除控制組中平均預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差較大的城市，但是依舊可以明顯看出，長沙市的分布位于大部分控制組城市的下方，借助傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)推斷的顯著性檢驗(yàn)，如果隨機(jī)從控制組（99個城市）中選取一個沒有納入“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)的城市進(jìn)行估計(jì)，能夠得到與長沙市一樣顯著的“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)對降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的概率僅為6/99，約為6.1%，這說明在90%的顯著性水平下，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)對降低長沙市工業(yè)廢水排放強(qiáng)度產(chǎn)生了顯著性差異的結(jié)論并不是偶然因素引起的。若進(jìn)一步剔除高于實(shí)驗(yàn)組城市平均預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差2倍以上的城市，株洲、湘潭、武漢、咸寧等城市的平均預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差處于其他控制組城市預(yù)測誤差分布下方的較低位置，得到與株洲、湘潭、武漢、咸寧等城市一樣顯著的政策效應(yīng)值的概率也均小于1/10。因此，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)政策對降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

圖3 隨機(jī)置換檢驗(yàn)

5.2 PSM-DID驗(yàn)證試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響

由于“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)政策既體現(xiàn)了自上而下的政府推動，也體現(xiàn)了地方政府自下而上的積極爭取，因此難以完全消除“自選擇”的影響，為進(jìn)一步驗(yàn)證試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響，在此采用5對1最近鄰匹配方法。表2顯示工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)的系數(shù)值為-0.272，通過5%的顯著性檢驗(yàn)，說明試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有效降低工業(yè)廢水的排放強(qiáng)度。工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)未通過顯著性檢驗(yàn)。這與上述合成控制法的結(jié)果一致，即試驗(yàn)區(qū)設(shè)立僅對降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度產(chǎn)生顯著的改善效應(yīng)。為了保證結(jié)論的可靠性，考慮到在樣本量足夠大的情況下，匹配結(jié)果不存在顯著差異（Vandenberghe和Robin，2004［38］），本文選擇其他不同的傾向得分匹配方法①本文也分別采用局部線性回歸、半徑以及內(nèi)核匹配來驗(yàn)證，三者結(jié)果與最近鄰匹配的結(jié)果在符號和統(tǒng)計(jì)顯著性上基本沒有發(fā)生變化。但由于本文篇幅限制，文章中并未展示，可以向作者索取。，同時傾向得分分布對共同支撐條件可能產(chǎn)生尾部影響，進(jìn)一步使用修剪策略驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸對實(shí)驗(yàn)組尾部極端樣本的穩(wěn)健性①本文通過剔除實(shí)驗(yàn)組傾向得分分布的尾部2%和5%的樣本的兩種修剪水平。結(jié)果表明上述回歸分析依舊具有較好的可靠性。但由于本文篇幅限制，文章中并未展示，可以向作者索取。，實(shí)證結(jié)果表明不同匹配方法得到的估計(jì)結(jié)果是基本等價的。

表2 “兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的PSM-DID分析

武漢城市圈和長株潭城市群作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)合體，分別是湖北省和湖南省產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)要素最密集、最具活力的地區(qū)，也是兩省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心區(qū)域。由于地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素的異質(zhì)性將致使政策效果存在差異，如果不考慮樣本空間的異質(zhì)性，利用無關(guān)聯(lián)和均質(zhì)性計(jì)量方法探討試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)綠色發(fā)展的作用，在一定程度上會導(dǎo)致政策估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。為此有必要將樣本城市劃分為上、中、下游三大區(qū)域，然后將“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)城市分別對三大區(qū)域進(jìn)行回歸分析。根據(jù)前3列的回歸結(jié)果，試驗(yàn)區(qū)城市對下游城市工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)分別為-0.322、-0.314、-0.375，通過了5%和10%不等的顯著性檢驗(yàn)。對中游地區(qū)僅有工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)為-0.429，并在5%的水平下顯著。說明對于中游地區(qū)與下游地區(qū)，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的抑制作用尤為顯著。而試驗(yàn)區(qū)城市對上游地區(qū)的各種污染物的平均處理效應(yīng)均未通過顯著性檢驗(yàn)。在解讀和執(zhí)行“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立政策時，長株潭城市群和武漢城市圈的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理位置和地區(qū)集聚程度存在差異性，從而給工業(yè)綠色發(fā)展的持續(xù)性和實(shí)施效率造成影響，為此分別將長株潭城市群和武漢城市圈作為實(shí)驗(yàn)組，其他城市作對照組進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)第4列和第5列的回歸結(jié)果，長株潭城市群的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的系數(shù)值為-0.446，并且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，而其他二者排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)雖然為負(fù)，但是未通過顯著性檢驗(yàn)。這也驗(yàn)證了上述試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的作用更為顯著的結(jié)論。武漢城市圈的各污染物的排放強(qiáng)度均未通過顯著性檢驗(yàn)，和上述合成控制法的結(jié)果較為近似。

通過異質(zhì)性討論發(fā)現(xiàn)，長株潭城市群和武漢城市圈在降低工業(yè)污染排放強(qiáng)度方面的共性和差異性證實(shí)了不同區(qū)域間外部環(huán)境的不平衡會導(dǎo)致地方政府執(zhí)行力和政策效果的偏差。地區(qū)間的工業(yè)綠色發(fā)展水平存在著作用機(jī)理：一種是本地的高污染企業(yè)可能會通過將污染就近轉(zhuǎn)移，從而惡化鄰近地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量；一種是本地的試驗(yàn)區(qū)設(shè)立通過示范效應(yīng)引起鄰近地區(qū)對工業(yè)綠色發(fā)展的重視，改善鄰近地區(qū)的環(huán)境。將試驗(yàn)區(qū)分別對接壤城市和不接壤城市進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示，當(dāng)接壤城市做控制組時，三種污染物排放強(qiáng)度的交互項(xiàng)系數(shù)都為正值，但未通過顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)以不接壤城市做控制組時，盡管工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度為負(fù)值，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，而工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的系數(shù)值為-0.307，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果在證實(shí)了試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)綠色發(fā)展存在著一定的空間溢出效應(yīng)。

5.3 試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文分析表明，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立助推了區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展。那么，究竟是何種因素導(dǎo)致試驗(yàn)區(qū)設(shè)立具有正向的環(huán)境效應(yīng)，其中的傳導(dǎo)過程又是怎樣的？就“兩型社會”綜合配套改革試驗(yàn)總體方案的內(nèi)容比較來看，2008年10月18日，湖北省人民政府關(guān)于印發(fā)《武漢城市圈資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)總體方案》的通知（鄂政發(fā)［2008］58號），綜合配套改革試驗(yàn)的重點(diǎn)內(nèi)容圍繞著創(chuàng)新資源節(jié)約的體制機(jī)制、創(chuàng)新環(huán)境保護(hù)的體制機(jī)制、創(chuàng)新科技的體制機(jī)制、創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的體制機(jī)制、創(chuàng)新統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的體制機(jī)制、創(chuàng)新節(jié)約集約用地的體制機(jī)制、創(chuàng)新財稅金融體制機(jī)制、創(chuàng)新對內(nèi)對外開放的體制機(jī)制以及創(chuàng)新行政管理體制和運(yùn)行機(jī)制等九個方面。2009年1月21日，湖南省人民政府關(guān)于印發(fā)《長株潭城市群資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)總體方案》的通知（湘政發(fā)［2009］4號），綜合配套改革試驗(yàn)的主要內(nèi)容圍繞著創(chuàng)新資源節(jié)約體制機(jī)制、創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境保護(hù)體制機(jī)制、創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的體制機(jī)制、創(chuàng)新科技和人才管理體制機(jī)制、創(chuàng)新土地管理體制機(jī)制、創(chuàng)新投融資體制機(jī)制、創(chuàng)新財稅體制機(jī)制、創(chuàng)新統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展體制機(jī)制和創(chuàng)新行政管理體制機(jī)制等十個方面。由于本文所選取的指標(biāo)多為宏觀變量，因此難為完整呈現(xiàn)所涵蓋的作用路徑，但像經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）、城鎮(zhèn)化水平（urban）、財政支出水平（govern）、對外開放水平（trade）等指標(biāo)也在一定程度上與上述體制機(jī)制相聯(lián)系，可以相對粗略的梳理試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制。接下來首先將實(shí)驗(yàn)組分為“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)、長株潭城市群和武漢城市圈三組，其他城市為控制組，在控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)后對所有控制變量進(jìn)行回歸分析，以此甄別和量化試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對不同因素的影響，所得結(jié)果如表3所示，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對控制變量的影響系數(shù)基本符合預(yù)期，具體來看，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對第二產(chǎn)業(yè)占比（second）、第三產(chǎn)業(yè)占比（third）的交互項(xiàng)系數(shù)分別為-0.130和-0.063，并且在1%的水平下顯著。因此有必要更為具體的建立起分類引導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展導(dǎo)向機(jī)制。“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）的交互項(xiàng)系數(shù)為1.142，并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。說明試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可能通過發(fā)揮城市群的集聚效應(yīng)和規(guī)模報酬遞增效應(yīng)，使得環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)良性循環(huán)的高級發(fā)展形態(tài)。“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對對外開放水平（trade）的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.299，并且在1%的水平下顯著，就政策的平均意義而言，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對對外開放水平（trade）會產(chǎn)生一定程度的抑制作用，可能是由于試驗(yàn)區(qū)嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制對對外開放水平（trade）產(chǎn)生擠出效應(yīng)。“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對人力資本水平（human）、城鎮(zhèn)化水平（urban）以及財政支出水平（govern）的交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.373、0.440、0.500，并且均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，可以看出試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可以提升城市的吸引力，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，吸引高素質(zhì)人員，增加政府財政支出水平。這一結(jié)果與“兩型社會”綜合配套改革試驗(yàn)總體方案中的“構(gòu)建城市群循環(huán)經(jīng)濟(jì)體系”、“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展”相呼應(yīng)。進(jìn)一步將實(shí)驗(yàn)組分別替換成長株潭城市群和武漢城市圈，其他城市作為控制組。結(jié)果表明，除了武漢城市圈的對外開放水平（trade）外，盡管系數(shù)絕對值的大小存在差異，但試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對長株潭城市群和武漢城市圈所有控制變量的交互項(xiàng)系數(shù)從符號和顯著性上來看都與“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)全樣本是相同的。

表3 “兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制檢驗(yàn)（一）

續(xù)表

由于上述的分析中，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立只對工業(yè)廢水的排放強(qiáng)度具有顯著的抑制作用，因而這里只對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度進(jìn)行機(jī)制機(jī)理分析。根據(jù)中介效應(yīng)模型，若中介變量的交互項(xiàng)系數(shù)與其單獨(dú)作為中介變量的系數(shù)值均顯著，那么說明必然存在中介效應(yīng)，且在二者均顯著的條件下，將政策虛擬變量和中介變量同時納入回歸模型中，其交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，則視為“完全中介效應(yīng)”，這就意味著“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)如果促進(jìn)了區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展，必然需要經(jīng)過中介變量才可以起作用，反之亦然。根據(jù)以上判定標(biāo)準(zhǔn)，分析結(jié)果如下表4，從“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)與全樣本的對比分析來看，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.196，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明試驗(yàn)區(qū)設(shè)立能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)毓I(yè)綠色發(fā)展。且當(dāng)中介變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）、對外開放水平（trade）和城鎮(zhèn)化水平（urban）時，根據(jù)以上判斷標(biāo)準(zhǔn)均屬于“完全中介效應(yīng)”且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為39.25%、34.84%、24.70%，也就是說“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的降低，必然會通過上述三種中介變量而進(jìn)行。但對于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占比（second、third）而言，第二產(chǎn)業(yè)（second）的中介變量未顯著，也就是說明雖然存在中介效應(yīng)，但效果并不明顯。而第三產(chǎn)業(yè)（third）由于符號一致，則被視為遮掩效應(yīng)，也就是效果最為微弱甚至是無關(guān)。為了剔除可能存在西部大開發(fā)政策重疊的干擾，使實(shí)驗(yàn)組和控制組更具有良好的可比性，這里進(jìn)一步將中游地區(qū)做控制組再次進(jìn)行機(jī)制分析，從“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)與中游地區(qū)樣本的對比分析來看，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.206，并在1%的水平下顯著。與前者結(jié)論一致。且可以視為“完全中介效應(yīng)”的中介變量為第二產(chǎn)業(yè)（second）、第三產(chǎn)業(yè)（third）和城鎮(zhèn)化水平（urban）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）與對外開放水平（trade）由于其符號一致問題，被視為遮掩效應(yīng)，即便是將政策虛擬變量和中介變量同時納入回歸模型中的系數(shù)顯著，但依舊無法確認(rèn)其部分中介效應(yīng)的存在，而財政支出（govern）相較于前兩者雖然依舊被視為遮掩效應(yīng)，但根據(jù)政策虛擬變量和中介變量同時納入回歸模型其交互項(xiàng)系數(shù)不顯著可知，其中或許存在中介效應(yīng)，只是介于數(shù)據(jù)和實(shí)際情況無法深入探知。綜上所述，中介效應(yīng)隨著控制組選擇的不同略有變化，當(dāng)控制組為全樣本時，“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可以通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）、對外開放水平（trade）和城鎮(zhèn)化水平（urban）影響工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，且不同機(jī)制發(fā)揮的作用方向也存在差異，但難以施展產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用。當(dāng)控制組為中游城市時，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立更依賴于通過第二產(chǎn)業(yè)占比（second）、第三產(chǎn)業(yè)占比（third）和城鎮(zhèn)化水平（urban）影響工業(yè)綠色發(fā)展水平。

表4 “兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響機(jī)制檢驗(yàn)（二）① 由于human計(jì)算所得的間接效應(yīng)值為0.00，且為遮掩效應(yīng)，考慮到表格排版，未加以展示，可以與作者索取。

續(xù)表

5.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從上述基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果來看，基于面板數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了合成控制法有關(guān)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立與工業(yè)綠色發(fā)展的結(jié)論，但隨著時間維度和空間維度的不同會不會出現(xiàn)變化，因此本部分將通過樣本的有效篩選、分地區(qū)和采用新指標(biāo)的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

考慮到對被解釋變量的不同選擇能從不同角度反映政策實(shí)施的效果，為了盡可能減少偏差，增強(qiáng)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。鑒于地區(qū)工業(yè)污染排放強(qiáng)度不僅與污染治理水平相關(guān)，同時還受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)規(guī)模的影響，因此本文進(jìn)一步采用能夠從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的角度對工業(yè)污染強(qiáng)度予以度量的單位GDP工業(yè)污染排放量這一指標(biāo)作為新被解釋變量，具體的將各指標(biāo)分別替換成單位GDP工業(yè)廢水排放量、單位GDP工業(yè)二氧化硫排放量以及單位GDP工業(yè)煙（粉）塵排放量?；谕瑯拥幕鶞?zhǔn)回歸，就試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對單位GDP工業(yè)污染排放量的影響進(jìn)行實(shí)證考察。根據(jù)第1列的結(jié)果，單位GDP工業(yè)廢水排放量的平均處理效應(yīng)的系數(shù)為-0.242，且在5%的水平下顯著，所得結(jié)果與之前結(jié)果基本保持一致。

2016年頒布的《長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展規(guī)劃綱要》中提出要推進(jìn)長三角城市群、長江中游城市群、成渝城市群建設(shè)，帶動長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域一體化發(fā)展。為了探究“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對工業(yè)綠色發(fā)展的影響會不會隨控制組的變動出現(xiàn)較大差異，這里將控制組分為三大城市群進(jìn)行回歸分析，由于城市群與表2中經(jīng)濟(jì)區(qū)域在地理位置上差別不大，這里只需替換指標(biāo)來衡量。發(fā)現(xiàn)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對長三角城市群的工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放量的平均處理效應(yīng)分別為-0.457、-0.531、-0.717，通過了顯著性檢驗(yàn)。對中游城市群的工業(yè)廢水排放量的平均處理效應(yīng)為-0.337，在5%的水平下顯著。這再次印證了無論是最具經(jīng)濟(jì)活力的長三角城市群還是實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的重點(diǎn)區(qū)域長江中游城市群，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的影響并不隨控制組選擇出現(xiàn)較大差異。需要說明的是，由于中游城市群是“兩型社會”建設(shè)引領(lǐng)區(qū)，將中游城市群作為控制組得出的估計(jì)結(jié)果更能反映試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的環(huán)境效應(yīng)。

國家從2010年開始在長江經(jīng)濟(jì)帶陸續(xù)設(shè)立10個國家級承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)，這些示范區(qū)可能會加重承接地的環(huán)境污染，從而高估“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)的正向效應(yīng)。為減輕潛在空間選擇性偏誤和空間識別上的遺漏干擾，有必要從樣本剔除承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)后重新進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。實(shí)證結(jié)果表明工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)顯著為負(fù)，試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立降低了地區(qū)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的結(jié)論依舊穩(wěn)健。為進(jìn)一步剔除西部大開發(fā)對控制組的潛在影響，將樣本精準(zhǔn)到中游地區(qū)，在此基礎(chǔ)上再剔除中游地區(qū)中的承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)，結(jié)果表明舊指標(biāo)的工業(yè)廢水和工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)分別為-0.527、-0.498，并且通過了1%和5%的顯著性檢驗(yàn)，新指標(biāo)的結(jié)果也基本一致，從而再次驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

本文的實(shí)證檢驗(yàn)采用的是2003-2017年的城市數(shù)據(jù)，在這15年中，除了2008年“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立外，工業(yè)綠色發(fā)展可能還受其他政策的影響，例如2011年國務(wù)院頒布了《工業(yè)轉(zhuǎn)型升級規(guī)劃（2011-2015年）》，將發(fā)展資源節(jié)約型、環(huán)境友好型工業(yè)作為轉(zhuǎn)型升級的重要著力點(diǎn)。為推進(jìn)全國環(huán)境保護(hù)法規(guī)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策的制定與實(shí)施，環(huán)境保護(hù)部2011年底頒布并實(shí)施了《“十二五”全國環(huán)境保護(hù)法規(guī)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策建設(shè)規(guī)劃》，后又頒布了《環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)（2012）》等環(huán)境監(jiān)管文件，2013年起實(shí)施大氣污染物特別排放限值政策，國務(wù)院又印發(fā)了《大氣污染防治行動計(jì)劃》。為了減少在此期間其他環(huán)境政策的推行對相關(guān)估計(jì)結(jié)果的影響，通過縮小時間窗口有效控制其他事件的影響。本文將時間窗口縮短至2003-2012年。根據(jù)回歸結(jié)果，舊指標(biāo)的平均處理效應(yīng)的系數(shù)均為負(fù)值，但不顯著。新指標(biāo)的工業(yè)廢水排放量的平均處理效應(yīng)在5%的顯著性水平下為負(fù)，其他污染物的平均處理效應(yīng)仍不顯著，實(shí)證結(jié)論與前文基本一致。

6 結(jié)論與對策建議

本文通過構(gòu)造2003-2017年長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市的平衡面板數(shù)據(jù)，主要借助合成控制法和傾向得分匹配-雙重差分法，結(jié)合“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的目標(biāo)與現(xiàn)有數(shù)據(jù)的可獲得性，旨在從因果關(guān)系的角度評估“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響效果。實(shí)證結(jié)果表明：“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來在降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度方面取得了明顯的成效，但是在降低工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放強(qiáng)度方面效果并不明顯。即“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響更多的體現(xiàn)在工業(yè)水污染排放治理方面，而在工業(yè)大氣排放污染治理方面效果不彰。就區(qū)域間的比較而言，長株潭城市群較武漢城市圈在降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度方面所取得的成效更為顯著。同時“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)通過示范效應(yīng)在一定程度上對接壤城市降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度具有空間溢出效應(yīng)。就傳導(dǎo)機(jī)制而言，通過引入中介效應(yīng)模型證實(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平在“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)對降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度方面存在顯著的中介效應(yīng)。一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)也均驗(yàn)證了上述結(jié)論的可靠性。為貫徹落實(shí)《中國制造2025》，加快推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展，2016年6月30日，工業(yè)和信息化部關(guān)于印發(fā)《工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃（2016-2020年）》的通知（工信部規(guī)〔2016〕225號），其發(fā)展目標(biāo)指出“到2020年，綠色發(fā)展理念成為工業(yè)全領(lǐng)域全過程的普遍要求，工業(yè)綠色發(fā)展推進(jìn)機(jī)制基本形成。”結(jié)合這一要求，在總結(jié)“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展成效的基礎(chǔ)上，有助于為長江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)成為我國綠色發(fā)展先行帶提供科學(xué)依據(jù)和有益啟示：

第一，從國家層面進(jìn)行工業(yè)綠色發(fā)展的頂層設(shè)計(jì)，搭建全方位、多層次、寬領(lǐng)域的長江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)文明建設(shè)合作平臺?！皟尚蜕鐣鲍@批后，湖北省、湖南省人民政府相繼印發(fā)“兩型社會”綜合配套改革試驗(yàn)總體方案，但從內(nèi)容來看，約束性指標(biāo)相對較少，而從工業(yè)綠色發(fā)展的成就來看，更多的體現(xiàn)在工業(yè)廢水的節(jié)能減排，而在工業(yè)大氣污染方面成效相對較小。正是由于“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)在走出一條有別于傳統(tǒng)模式的工業(yè)化、城市化發(fā)展新路上還有待繼續(xù)探索，所以湖南、湖北也沒有納入新一輪的國家生態(tài)文明試驗(yàn)區(qū)建設(shè)，而同樣位居長江經(jīng)濟(jì)帶中上游地區(qū)、與湖南、湖北接壤的江西和貴州獲得了這一資格，這也說明了生態(tài)文明建設(shè)的復(fù)雜性。因此有必要積極嘗試和探索多元化的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，形成長江經(jīng)濟(jì)帶以“兩型社會”為依托的區(qū)域綠色互動機(jī)制和整體綠色發(fā)展格局。

第二，構(gòu)建以政府主導(dǎo)的生態(tài)環(huán)境保護(hù)治理體系，通過強(qiáng)化各類工業(yè)污染物排放約束，實(shí)現(xiàn)地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展。在長株潭“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)獲批后，湖南省將湘江流域治理和保護(hù)列為“省政府一號重點(diǎn)工程”，將治理好工業(yè)廢水排放作為“兩型社會”建設(shè)的首要標(biāo)志，先后出臺《長株潭城市群區(qū)域規(guī)劃》、《長株潭城市群區(qū)域規(guī)劃條例》、《長株潭城市群生態(tài)綠心地區(qū)總體規(guī)劃》，確定湖南生態(tài)文明體制改革的“施工圖”。因此，節(jié)能減排政策在針對不同區(qū)域，以及不同污染物因地制宜制定差異化和專業(yè)化治理政策的同時，應(yīng)積極發(fā)揮“以點(diǎn)帶線，以線促面”的“兩型社會”試驗(yàn)區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展思路，通過組建具有執(zhí)行力的區(qū)域污染治理的聯(lián)防聯(lián)控機(jī)制，不斷完善分類引導(dǎo)的不同污染物減排導(dǎo)向機(jī)制，實(shí)現(xiàn)以城市群作為工業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)增長極的輻射和帶動作用。

第三，鑒于當(dāng)前復(fù)雜的國際局勢以及疫情的發(fā)展形勢，應(yīng)以構(gòu)建內(nèi)需體系為主體框架的國內(nèi)循環(huán)體系為契機(jī)，實(shí)施產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)再造和產(chǎn)業(yè)鏈提升工程，以資源環(huán)境承載能力為基礎(chǔ)，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境功能布局，擴(kuò)大環(huán)境容量與生態(tài)空間。從系統(tǒng)論出發(fā)優(yōu)化環(huán)境治理方式，在多重目標(biāo)中尋求動態(tài)平衡。在提高產(chǎn)業(yè)配套發(fā)展能力的同時，強(qiáng)化主體功能區(qū)在國土空間開發(fā)保護(hù)中的基礎(chǔ)作用，打造“中心-外圍”生態(tài)格局，提高跨區(qū)域資源配置和要素空間整合能力，形成區(qū)域間、產(chǎn)業(yè)間高水平的合作共生局面。以區(qū)域差異化的調(diào)控措施取代一刀切的管理模式，在發(fā)揮城市群核心帶動功能的同時，全方位評估城市群對不同污染物治理的響應(yīng)程度以及對不同污染物治理的優(yōu)勢和不足，通過宏觀體系的優(yōu)化與厚植工業(yè)綠色發(fā)展的微觀基礎(chǔ)相結(jié)合，實(shí)現(xiàn)工業(yè)綠色發(fā)展的生態(tài)友好模式。