傅京燕, 程芳芳

一、引 言

經濟高質量發(fā)展需要兼顧環(huán)境保護和經濟發(fā)展兩個維度，這也是環(huán)境政策實施評價標準的核心問題。經濟增長與環(huán)境保護的協同發(fā)展是實現綠水青山就是金山銀山“兩山論”的關鍵要義，在高質量發(fā)展背景下，環(huán)境政策無疑要兼顧經濟增長與環(huán)境改善，從經濟—環(huán)境二維視角來審視政策效果。因此，需要對經濟與環(huán)境相互作用的新特點進行研究回應，包括經濟與環(huán)境如何聯動與共融，從而體現高質量發(fā)展的內涵和特征。

基于我國環(huán)境污染治理的復雜性，政府在環(huán)境治理過程中不斷探索和改進適合中國經濟發(fā)展模式的環(huán)境政策?；仡櫸覈h(huán)境規(guī)制政策工具發(fā)展歷程，行政命令手段一直占據主導地位，市場型政策相對較少。2001年我國開始初步探索市場化的環(huán)境政策形式，建立了二氧化硫排污權有償使用和交易機制。市場化環(huán)境治理機制的逐漸完善以及在全國范圍的開展，不僅豐富了我國環(huán)境政策工具的形式，而且在總量控制的前提下扭轉了我國環(huán)境污染治理的被動局面，污染型企業(yè)開始主動承擔污染減排責任。目前，粵港澳大灣區(qū)實施規(guī)劃綱要明確把綠色金融等社會資本作為環(huán)境治理的融資手段，并制定了一系列鼓勵綠色金融產品的創(chuàng)新機制，其中排污權交易手段作為綠色金融的一種重要環(huán)境權益交易方式在大氣和流域治理方面具有重要的運用前景。市場型環(huán)境手段較命令控制型手段有助于激勵企業(yè)的創(chuàng)新行為，同時也有助于增加市場的效率與環(huán)境治理的成本節(jié)約。

2018年《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》顯示全國338個地級及以上城市中，只有121個城市環(huán)境空氣質量達標，僅占全部城市數的35.8%。本文以二氧化硫(SO2)這一區(qū)域性主要污染物為研究對象，考察環(huán)境與經濟之間的聯動關系及政策效果。研究二氧化硫排污權交易對經濟發(fā)展和環(huán)境保護的雙重作用，一方面回答了我國市場型機制是否有效、環(huán)境保護和經濟發(fā)展是否可以協同推進等當前政策前沿問題，另一方面也分析了環(huán)境政策工具在我國不同區(qū)域運用的有效性及其差異性。

相比于以往的研究，本文的邊際貢獻為：第一，環(huán)境規(guī)制的研究文獻大多數都是從整體上關注命令型環(huán)境規(guī)制，只有少量文獻關注市場型環(huán)境政策工具，對排污權交易的研究有助于深入挖掘市場手段在我國環(huán)境污染治理中的作用，是對環(huán)境政策分析的重要補充；第二，在排污權交易機制的研究文獻中，多數都是考察排污權交易的試點政策對諸如技術創(chuàng)新、生產率等單一要素的影響，鮮有文獻從經濟增長數量和經濟增長質量兩個維度研究經濟和環(huán)境的兼容性問題，對排污權交易經濟效應的研究能夠進一步正確認識環(huán)境和經濟的相互作用關系；第三，從研究方法看，本文采用的雙重差分和傾向得分匹配雙重差分計量模型的應用在一定程度上避免了潛在的內生性問題，使研究結果更具穩(wěn)健性。

本研究其余部分結構安排如下：第二部分為文獻回顧；第三部分為制度背景和模型構建；第四部分為實證分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為區(qū)域異質性檢驗；第七部分為結論與政策啟示。

二、文獻回顧

為平衡好經濟穩(wěn)增長和環(huán)境質量改善之間的關系，兼顧經濟和環(huán)境二者目標的政策工具一直是環(huán)境經濟學理論研究和政策研究的核心問題。環(huán)境規(guī)制雖然可以提高社會的整體福利，但是卻讓企業(yè)承擔了外部性成本，降低了企業(yè)效益進而削弱其競爭力，(1)Gray, W.B., Shadbegian, R.J., “Environmental Regulation and Manufacturing Productivity at the Plant Level”, National Bureau of Economic Research Working Paper, No.4321, 1993.“波特假說”理論卻認為雖然環(huán)境規(guī)制給企業(yè)帶來了一定的規(guī)制成本，但是其引發(fā)的企業(yè)創(chuàng)新活動可能會完全抵消法規(guī)的成本，降低總體生產成本并提高企業(yè)的競爭力。(2)Porter, M.E., Van, der.Linde.C., “Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship”, Journal of Economic Perspectives, Vol.9, No.4, 1995, pp.97-118.針對上述兩種對立的觀點，不同的學者將研究范圍定位在企業(yè)和產業(yè)層面，或者地區(qū)和國家層面等驗證“波特假說”是否成立，并得出了差異化的研究結論。“波特假說”的反對者認為，由于環(huán)境規(guī)制存在“擠出效應”，增加了企業(yè)生產過程中的環(huán)境保護成本，導致生產利潤下降并嚴重制約了經濟發(fā)展。(3)Hering, L., Poncet, S., “Environmental Policy and Exports: Evidence from Chinese Cities”, Journal of Environmental Economics and Management, Vol.68, No.2, 2014, pp.296-318.(4)Jaffe, A.B., Newell, R.G., Stavins, R.N., “Environmental Policy and Technological Change”, Environmental and Resource Economics, Vol.22, No.1-2, 2002, pp.41-70.考慮中國二氧化硫排放情況，地級市層面上環(huán)境保護稅對地區(qū)環(huán)境質量和經濟增長產生了重要的影響，二氧化硫排污費征收標準的提高對經濟增長的數量和質量均產生了抑制效應。(5)盧洪友、劉啟明、徐欣欣、楊娜娜：《環(huán)境保護稅能實現“減污”和“增長”么？——基于中國排污費征收標準變遷視角》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第6期?！安ㄌ丶僬f”的支持者認為，環(huán)境規(guī)制通過技術革新提高企業(yè)生產力，進而抵消環(huán)境規(guī)制成本并提高市場競爭力。環(huán)境規(guī)制的外部性壓力可以倒逼企業(yè)綠色化轉型，從而發(fā)揮先行者優(yōu)勢，提高經濟發(fā)展動力。(6)Simpson, R.D., Bradford, III.R.L., “Taxing Variable Cost: Environmental Regulation as Industrial Policy”, Journal of Environmental Economics and Management, Vol.30, No.3, 1996, pp.282-300.也有部分研究者認為二者沒有必然的聯系，環(huán)境規(guī)制和經濟發(fā)展之間的矛盾很難調和，不能簡單地認為兩者是促進或抑制的線性關系，環(huán)境規(guī)制和經濟發(fā)展之間應該存在一種非線性的不確定關系。(7)Wils, Annababette., “The Effects of Three Categories of Technological Innovation on the Use and Price of Nonrenewable Resources”, Ecological Economics, Vol.37, No.3, 2001, pp.457-472.(8)Czech, B., “Prospects for Reconciling the Conflict between Economic Growth and Biodiversity Conservation with Technological Progress”, Conservation Biology, Vol.22, No.6, 2008, pp.1389-1398.

值得注意的是，環(huán)境規(guī)制不一定會對經濟發(fā)展產生直接的促進或抑制效應，往往會受到中介工具的影響。例如，包括要素流動、貿易風險、逃稅、腐敗或不完全競爭等在內的市場條件會改變環(huán)境政策的分配效應。(9)Fullerton, D., Muehlegger, E., “Who Bears the Economic Burdens of Environmental Regulations?”, Review of Environmental Economics and Policy, Vol.13, No.1, 2019, pp.62-82.若將環(huán)境規(guī)制引入異質性企業(yè)模型的理論框架中分析企業(yè)行為，則發(fā)現環(huán)境政策及其執(zhí)行程度會影響FDI的區(qū)位選擇問題以及引致企業(yè)退出或進入本國市場。(10)唐杰英：《環(huán)境規(guī)制、兩控區(qū)政策與FDI的區(qū)位選擇——基于中國企業(yè)數據的實證研究》，《國際貿易問題》2019年第5期。倘若從資源配置的角度出發(fā)，對外直接投資實際上是資源優(yōu)化整合的重要手段，可以實現資源的優(yōu)化配置，也能促進東道國的經濟增長。(11)胡琰欣、屈小娥、李依穎：《我國對“一帶一路”沿線國家OFDI的綠色經濟增長效應》，《經濟管理》2019年第6期。(12)Silajdzic, S., Mehic, E., “Absorptive Capabilities, FDI, and Economic Growth in Transition Economies”, Emerging Markets Finance and Trade, Vol.52, No.4, 2016, pp.904-922.但是從環(huán)境規(guī)制強度的度量層面來看，幾乎很難找到一種理想的方法，既有理論基礎又易進行數據處理的單一變量來衡量環(huán)境監(jiān)管的嚴格性。(13)Brunel, C., Levinson, A., “Measuring the Stringency of Environmental Regulations”, Review of Environmental Economics and Policy, Vol.10, No.1, 2016, pp.47-67.

上述文獻涉及的環(huán)境規(guī)制工具是命令型環(huán)境政策工具，而市場型環(huán)境政策諸如碳稅或碳交易政策等也會對經濟產生一定的影響，倒逼企業(yè)向清潔型產業(yè)轉型升級。與命令型政策工具不同的是，這種倒逼效應存在異質性，此外環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色轉型這種產業(yè)升級模式的促進作用與地方政府競爭有很密切的聯系，而且存在空間溢出效應。(14)楊騫、秦文晉、劉華軍：《環(huán)境規(guī)制促進產業(yè)結構優(yōu)化升級嗎？》，《上海經濟研究》2019年第6期。但是，如果企業(yè)采用更有效的方法創(chuàng)新地響應環(huán)境規(guī)制并積極主動管理環(huán)境績效，則能夠依賴企業(yè)的資源和能力更好地獲得可持續(xù)性利益。(15)Ramanathan, R., He, Q., Black, A., et al., “Environmental Regulations, Innovation and Firm Performance: A Revisit of the Porter Hypothesis”, Journal of Cleaner Production, Vol,155, 2017, pp.79-92.基于產業(yè)結構的研究視角，不同的市場型環(huán)境工具對經濟增長的影響效應與作用機制存在差異，有研究發(fā)現市場型各政策工具對經濟增長的影響效應及傳導機制具有較強的互補性和異質性，提高市場型政策工具總體強度能夠持續(xù)促進經濟增長。(16)史長寬：《市場類環(huán)境工具對經濟增長的影響效應與作用機制──基于產業(yè)結構的視角》，《中南大學學報》(社會科學版)2019年第2期。

當然，經濟發(fā)展不僅會受到環(huán)境政策的影響，還會受到其他因素的干擾，諸如城市規(guī)模、產業(yè)集聚水平、地理范圍等。城市規(guī)模和城市產業(yè)集聚水平均會對城市綠色全要素生產率產生影響，但是由于城市規(guī)模、資源稟賦、地理位置等要素的差異，城市產業(yè)集聚對綠色全要素生產率的影響存在區(qū)域異質性，(17)Wetwitoo, J., Kato, H., “Inter-Regional Transportation and Economic Productivity: A Case Study of Regional Agglomeration Economies in Japan”, The Annals of Regional Science, Vol.59, No.2,2017, pp.321-344.而利用包含非期望產出的SBM模型測算230個城市的綠色全要素生產率，發(fā)現中國綠色全要素生產率增長速度呈波動趨勢，技術效率總體呈下降趨勢，而技術進步效率總體呈上升趨勢。(18)余泳澤、楊曉章、張少輝：《中國經濟由高速增長向高質量發(fā)展的時空轉換特征研究》，《數量經濟技術經濟研究》2019年第6期?；谛陆洕乩砟Ｐ偷氖袌鰸摿瘮担鋮捣从沉艘?guī)模經濟的重要性，結果發(fā)現各地區(qū)之間的需求聯系緊密且隨著時間的推移而不斷增長，(19)Hanson, G.H., “Market Potential, Increasing Returns and Geographic Concentration”, Journal of International Economics, Vol.67, No.1, 2005, pp.1-24.但受限于地理范圍，不同地區(qū)的經濟增長路徑模式存在異質性。(20)劉貫春、劉媛媛、張軍：《中國省級經濟體的異質性增長路徑及模式轉換——兼論經濟增長源泉的傳統分解偏差》，《管理世界》2019年第6期。以國際層面的三大自由貿易區(qū)為研究對象，探索不同區(qū)域內環(huán)境規(guī)制對貿易的影響情況，結果發(fā)現歐盟與中國—東盟自由貿易區(qū)成員國的環(huán)境規(guī)制對雙邊貿易產生了顯著的負向影響，而北美自由貿易區(qū)出口國的環(huán)境規(guī)制對雙邊貿易產生了顯著的正向影響。(21)成喜玲、劉凇延：《環(huán)境規(guī)制與區(qū)域經濟一體化——基于三大自由貿易區(qū)面板數據的實證研究》，《經濟問題探索》2018年第11期。

通過對以上文獻的回顧分析可知，環(huán)境政策對經濟發(fā)展而言是一把“雙刃劍”，從最初環(huán)境保護和經濟發(fā)展相對平衡，到經濟持續(xù)高速發(fā)展，環(huán)境保護政策已經無法滿足經濟發(fā)展帶來的環(huán)境惡化，再到現在的環(huán)境保護被提升至國家戰(zhàn)略層面，說明環(huán)境質量是區(qū)域產業(yè)發(fā)展的重要生產要素，也是城市品質和產業(yè)發(fā)展的重要內涵特征。由此可知，經濟和環(huán)境的發(fā)展是一種動態(tài)演進過程。目前我國經濟發(fā)展換擋降速，整個國民經濟發(fā)展期間環(huán)境政策是否可以同時兼顧經濟發(fā)展和環(huán)境保護是亟須回答的問題，而如何運用市場這只“看不見的手”作為關鍵的環(huán)境治理創(chuàng)新手段為實現環(huán)境和經濟的雙贏提供了可能性，也為本文研究以排污權交易為代表的市場型環(huán)境規(guī)制對經濟增長的影響提供了切入點。

三、制度背景和模型構建

2001年江蘇省南通市順利實施中國首例排污權交易，2002年3月，環(huán)?？偩职l(fā)布《關于開展“推動中國二氧化硫排放總量控制及排污交易政策實施的研究項目”示范工作的通知》，在山東、山西、江蘇、河南及上海、天津、柳州四省三市率先開展SO2排污有償使用和交易的示范工作。但是早期的試點工作局限性很大，不僅范圍有限而且涉及的行業(yè)也很少，未建立排污權交易中心，難以形成排污權交易市場，因此大部分試點地區(qū)的二級市場并不活躍，幾乎沒有交易量，(22)任勝鋼、鄭晶晶、劉東華、陳曉紅：《排污權交易機制是否提高了企業(yè)全要素生產率——來自中國上市公司的證據》，《中國工業(yè)經濟》2019年第5期。此時的試點工作尚不成熟。

在對前期試點工作探索的基礎上，2007年國務院有關部門組織江蘇、天津、浙江、河北、山西、重慶、湖北、陜西、內蒙古、湖南、河南11個省(區(qū)、直轄市)開展排污權有償使用和交易試點，并取得了一定進展。因此，為保證所有試點地區(qū)均在政策研究范圍內，本文以2008年為政策沖擊時間節(jié)點，江蘇、天津、浙江、河北、山西、重慶、湖北、陜西、內蒙古、湖南、河南11個省(區(qū)、直轄市)為實驗組，其余省份(區(qū)、直轄市)為控制組。

由于有研究發(fā)現基于市場的排污權交易并未表現出顯著穩(wěn)定的效應，(23)申晨、賈妮莎、李炫榆：《環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素生產率——基于命令—控制型與市場激勵型規(guī)制工具的實證分析》，《研究與發(fā)展管理》2017年第2期。因此要檢驗排污權交易對經濟增長的影響，有必要對排污權交易的有效性進行驗證。為此，本文以各省份二氧化硫排放量為被解釋變量，利用雙重差分模型檢驗排污權交易是否真正降低了二氧化硫排放量，模型如下：

ln(so2)it=η1(time×policy)+ωiXit+πi+λt+κit

(1)

其中，i、t分別代表地區(qū)和時間，ln(so2)為各地區(qū)二氧化硫排放量的對數值，time為時間虛擬變量，年份為2003—2007年時time=0，年份為2008—2016年時time=1，policy為政策虛擬變量，實驗組地區(qū)policy=1，控制組地區(qū)policy=0，η1為本文關注的政策有效性系數，若η1顯著為負，則說明排污權交易政策的實施是有效的。X為一系列控制變量，包括地區(qū)技術創(chuàng)新水平、環(huán)境規(guī)制強度、地區(qū)差異發(fā)展水平、產業(yè)結構和能源消費，ωi為待估參數向量，πi為個體效應，λt為時間效應，κit為擾動項。由于時間固定效應比時間分組time更詳細地區(qū)分了樣本，而個體固定效應也比地區(qū)分組policy更詳細地區(qū)分了樣本，因此，在模型(1)中不必加入time和policy項，只需加入交叉項即可，即模型(1)實際上是基于雙向固定效應的DID模型。(24)王桂軍、盧瀟瀟：《“一帶一路”倡議與中國企業(yè)升級》，《中國工業(yè)經濟》2019年第3期。

為檢驗排污權交易對經濟增長的政策效應，本文選用雙重差分法，模型構建如下：

rjgdpit=α1(time×policy)+λiXit+μi+χt+εit

(2)

gelit=β1(time×policy)+δiXit+φi+τt+φit

(3)

其中，rjgdp為代表經濟增長數量的人均地區(qū)生產總值，gel為代表經濟增長質量的綠色經濟效率，α1、β1為本文關注的政策評估效應系數，λi、δi為待估參數向量，μi、φi為個體效應，χt、τt為時間效應，εit、φit為擾動項。具體指標解釋如下：

被解釋變量：從兩個維度考量經濟增長，一方面是經濟增長數量，用人均地區(qū)生產總值(rjgdp)衡量，為消除價格波動帶來的影響，對人均地區(qū)生產總值用生產總值指數進行平減處理。另一方面是經濟增長質量，經濟不僅要實現“量”的增長而且要有“質”的突破，“污染防治”作為三大攻堅戰(zhàn)之一，經濟增長要兼顧環(huán)境保護，倡導綠色消費、綠色生活等綠色理念，因此本文選擇用考慮非期望產出的super-sbm方向距離函數測算的綠色經濟效率指標衡量經濟增長質量，其中投入包括勞動、資本和能源，勞動投入用各省份第一產業(yè)從業(yè)人員數、第二產業(yè)從業(yè)人員數和第三產業(yè)從業(yè)人員數相加進行衡量，數據來源于Wind數據庫。借鑒單豪杰(25)單豪杰：《中國資本存量K的再估算:1952～2006年》，《數量經濟技術經濟研究》2008年第10期。的折舊——貼現法，折舊率選取10.96%進行資本存量測算，原始數據來源于《中國統計年鑒》。由于我國是為數不多的能源消費結構以煤為主的國家之一，(26)邵帥、李欣、曹建華、楊莉莉：《中國霧霾污染治理的經濟政策選擇——基于空間溢出效應的視角》，《經濟研究》2016年第9期。因此將煤炭消費量占能源消費總量的比重作為能源投入，數據來源于《中國能源統計年鑒》。期望產出為平減后的人均地區(qū)生產總值，非期望產出為廢水排放總量、固體廢棄物排放總量和二氧化硫排放總量，數據來源于《中國環(huán)境年鑒》和《中國統計年鑒》。

控制變量：(1)地區(qū)技術創(chuàng)新水平(tec)：技術創(chuàng)新水平是地區(qū)甚至一國的核心競爭力，技術創(chuàng)新能力與經濟增長有很強的相關性，且不同地區(qū)的技術創(chuàng)新帶來的經濟增長效應也不盡相同。為真正度量地區(qū)創(chuàng)新能力，本文選擇國內發(fā)明專利授權數衡量地區(qū)技術創(chuàng)新水平。(2)環(huán)境規(guī)制強度(ers)：長期以來，基于EKC、“波特假說”等理論的環(huán)境規(guī)制與經濟增長之間的關系一直是環(huán)境經濟學的研究熱點，目前兩者尚未有統一的定量關系，但是可以確定環(huán)境規(guī)制是影響經濟發(fā)展的重要因素，本文選擇用環(huán)境污染治理投資占GDP的比重衡量環(huán)境規(guī)制強度。(3)地區(qū)發(fā)展不平衡水平(taier)：地區(qū)間經濟發(fā)展水平差異導致經濟資源由欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)流動，若經濟資源流失嚴重將會對地方經濟增長產生劇烈的負向影響，目前我國地區(qū)發(fā)展不平衡問題仍然很突出，(27)杜秦川：《實現平衡、充分發(fā)展需破解四大結構性問題》，《宏觀經濟管理》2019年第3期。本文選擇用泰爾指數衡量地區(qū)發(fā)展不平衡水平，具體算法為：

Ii,j表示i地區(qū)j直轄市的地區(qū)生產總值，Pi,j表示i地區(qū)j直轄市的總人口，在對北京市、天津市、上海市和重慶市的泰爾指數計算時，j代表該直轄市的市轄區(qū)，n代表地區(qū)所包含直轄市或市轄區(qū)的個數。由于泰爾指數衡量的是差異性，當出現負值時說明公平形勢發(fā)生了逆轉，因此選擇用泰爾指數的絕對值衡量地區(qū)發(fā)展不平衡的絕對水平。(4)產業(yè)結構(stru)：經濟增長中產業(yè)結構變遷發(fā)揮了重要作用，產業(yè)結構的不斷演進對經濟數量型增長和質量型增長的影響均表現出動態(tài)波動過程，(28)楊仁發(fā)、李娜娜：《產業(yè)結構變遷與中國經濟增長——基于馬克思主義政治經濟學視角的分析》，《經濟學家》2019年第8期。本文選擇用第二產業(yè)產值與第三產業(yè)產值的比值衡量產業(yè)結構動態(tài)轉型過程，當比值大于1時說明我國第二產業(yè)仍處于主導地位，小于1時則說明第二產業(yè)正逐漸向第三產業(yè)轉型升級。(5)能源消費(nyxf)：能源是支撐一國經濟增長和經濟發(fā)展的重要物質基礎，經濟高質量發(fā)展背景下的能源消費理論揭示了不同區(qū)域的能源消費具有多元化格局，(29)韓君、張慧楠：《中國經濟高質量發(fā)展背景下區(qū)域能源消費的測度》，《數量經濟技術經濟研究》2019年第7期。單位產值的能源消耗可以衡量經濟生產中的能源利用效率，(30)許啟欽、孫浦陽、陳思陽：《貿易開放是否改善了能源效率:基于省區(qū)間比較優(yōu)勢非線性的實證分析》，《上海經濟研究》2011年第8期。直接影響經濟發(fā)展質量即綠色經濟效率。因此，本文用單位生產總值的能源消費總量衡量能源消費。

數據來源：地區(qū)生產總值、人均地區(qū)生產總值、第二產業(yè)產值和第三產業(yè)產值來源于國研網，國內發(fā)明專利授權數來源于Wind數據庫，環(huán)境污染治理投資占GDP的比重來源于歷年《中國環(huán)境統計年鑒》，各地區(qū)能源消費總量來源于《中國能源統計年鑒》，直轄市和市轄區(qū)數據來源于《中國城市統計年鑒》，部分數據由各省市統計年鑒或統計公報補充，各地區(qū)二氧化硫排放總量數據來源于歷年《中國環(huán)境年鑒》和《中國統計年鑒》。另外，用于平減的生產總值指數來源于國家統計局官方網站。

由于《中國城市統計年鑒》和《中國能源統計年鑒》公布的截止年份為2017年，即2016年統計數據，同時為了避免早期試點工作的影響，本文將樣本區(qū)間設定在2003—2016年，西藏和港澳臺地區(qū)關鍵變量數據缺失嚴重，故從樣本集中剔除，具體指標的描述性統計見表1。

表1 變量的描述性統計

本文分別計算了實驗組和控制組的經濟增長數量和經濟增長質量的平均值，如圖1所示。圖1中(1a)為經濟增長數量歷年平均值變化，為消除指數增長趨勢，對經濟增長數量指標取對數處理。相比于實驗組，控制組地區(qū)在2008年發(fā)生了明顯的波動。無論是控制組還是實驗組，2011年我國經濟增長在絕對數量上都有所下降，可能是復雜的國內和國際經濟形勢的影響，導致經濟下行壓力加大，但是在2008年之前基本保持相似的平行增長趨勢。圖1中(1b)為經濟增長質量歷年平均值變化，可發(fā)現2008年之后實驗組和控制組的經濟增長質量開始出現趨同現象，在2011年這種趨同表現得更加明顯，但是在2008年之前經濟增長質量走勢基本保持一致。

圖1 實驗組和控制組地區(qū)經濟增長平均值變化

此外，本文將樣本分為政策前和政策后兩個時期，比較了控制組和實驗組其余變量的均值變化情況。為更加直觀地體現控制組和實驗組地區(qū)各變量在政策實施前和政策實施后的均值變化，本文采用比值法進行分析，結果見表2。具體步驟為：首先計算出政策實施前后控制組和實驗組均值，然后計算政策實施前后實驗組變量與控制組變量的比值，最后將政策實施后的比值與政策實施前的比值做差值比較。當差值為負數時，表明二氧化硫排污權交易使實驗組和控制組地區(qū)的變量之比變小了；當差值為正數時，表明二氧化硫排污權交易使實驗組和控制組地區(qū)的變量之比變大了。

表2 控制組和實驗組地區(qū)各變量在試點前后的均值比較

從具體結果來看，實驗組的二氧化硫排放量在政策前后都高于控制組，政策前實驗組的二氧化硫排放量比控制組高出54.55%，政策實施之后這一比例下降至48.17%，降低了6.38%，這初步表明二氧化硫排污權交易降低了二氧化硫排放量。從技術創(chuàng)新變量來看，政策前實驗組均值小于控制組均值，政策后實驗組均值大于控制組均值，二氧化硫排污權交易政策增加了地方技術創(chuàng)新水平。從環(huán)境規(guī)制強度、產業(yè)結構升級這兩個變量來看，無論是在政策前還是政策后實驗組均大于控制組，但是二氧化硫排污權交易政策擴大了產業(yè)結構的差距，縮減了環(huán)境規(guī)制強度之間的差距。從區(qū)域發(fā)展不平衡程度和單位產值的能源消費水平這兩個變量來看，無論是在政策前還是政策后實驗組均小于控制組，但是二氧化硫排污權交易政策擴大了區(qū)域發(fā)展不平衡程度的差距，縮減了單位產值能源消費水平的差距。需要說明的是，這僅僅是在不考慮其他因素的情況下對單變量的均值變化進行簡單的對比分析，二氧化硫排污權交易是否真正降低了二氧化硫排放并促進了經濟增長還有待更加嚴格地實證檢驗。

四、實證分析

表3 排污權交易政策的有效性檢驗

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表3列出了排污權交易政策的有效性檢驗結果，為了方便對排污權交易政策進行橫向比較，第(1)列為未加入任何控制變量的雙向固定效應回歸模型，第(2)列為加入技術創(chuàng)新水平、環(huán)境規(guī)制強度、地區(qū)差異發(fā)展水平、產業(yè)結構升級和能源消費變量的雙向固定效應回歸模型。結果顯示排污權交易顯著降低了二氧化硫排放量，表明排污權交易政策的實施是有效的。

在前文對排污權交易政策有效性檢驗的基礎上，采用雙重差分法檢驗排污權交易對經濟增長的影響。為了便于核心解釋變量系數的橫向比較，本文仍然選擇不加控制變量的雙向固定效應和加控制變量的雙向固定效應兩種模型進行回歸估計，結果見表4，其中第(1)列和第(3)列是未加任何控制變量的基準回歸模型，第(2)列和第(4)列為加入控制變量的回歸模型。為了得到更為貼近實際的回歸系數，本文只對第(2)列和第(4)列的回歸結果進行解讀。

表4 排污權交易政策對經濟增長的影響——雙重差分法

注：Standard errors in parentheses,*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

由表4的回歸結果可知，核心解釋變量time×policy的系數表明排污權交易政策對經濟增長數量和經濟增長質量均表現出了顯著的促進作用，實現了環(huán)境和經濟的雙贏。這是因為排污權交易政策作為市場型環(huán)境規(guī)制，以市場為抓手對排污和治污主體進行經濟激勵，通過出售多余排污權獲得經濟回報，這實質上也是對企業(yè)環(huán)境保護行為的一種補償。同時，排污權交易政策給排污企業(yè)帶來了治污成本壓力，但是長期的排污權交易可以通過經濟激勵補償刺激排污主體企業(yè)技術革新提高企業(yè)全要素生產率，從而促進經濟在數量和質量雙重維度上的改變。

從控制變量來看，技術創(chuàng)新對經濟增長數量和經濟增長質量的正向促進作用均不顯著，說明技術創(chuàng)新投入還不能滿足我國經濟發(fā)展在“量”上的需求，但是目前經濟發(fā)展已經由高速增長轉向高質量增長，不能再以單純追求GDP的提高為目標，技術創(chuàng)新還是要偏向綠色經濟發(fā)展。技術創(chuàng)新無疑是拉動經濟增長的重要因素，而我國經濟增長模式已由傳統粗放型向集約型模式轉變，通過提高生產要素的質量、使用效率以及技術進步等實現經濟新增長，那么技術創(chuàng)新方式也會跟著轉變繼而帶動經濟增長質量的提升。

地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度對經濟增長數量表現出顯著的促進作用，但對經濟增長質量的促進作用還未顯現出來，這也從側面印證了環(huán)境和經濟之間非對立和此消彼長的關系，而是可以達到共融共生的狀態(tài)。根據“波特假說”理論，環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新補償效應可以促進經濟持續(xù)增長，也能夠對經濟增長產生一種“創(chuàng)造性破壞”作用，進而促使或逼迫生產部門打破原有的經濟增長模式而創(chuàng)立新的經濟增長模式，(31)陶靜、胡雪萍：《環(huán)境規(guī)制對中國經濟增長質量的影響研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第6期。以促進經濟增長質量的改善。但是，新經濟增長模式的建立是一個漸進式過程，經濟增長質量在此方面還未顯現出來。能源消費對經濟增長數量和經濟增長質量表現出顯著或不顯著的抑制作用，這說明我國經濟增長在數量和質量上都不依賴于能源消費。

此外，產業(yè)結構調整升級作為我國經濟結構方式轉變的重要層面，也是優(yōu)化經濟增長方式的重要途徑。目前，我國產業(yè)由低技術含量、低附加值向高技術含量、高附加值產業(yè)轉型升級，促進地區(qū)全要素生產率的提升，帶動了經濟數量增長，但是轉型過程中還存在諸多比如資源錯配、要素利用率低等問題，難免出現轉型陣痛，對經濟增長質量的促進效果并不顯著。地區(qū)發(fā)展不平衡程度在1%的顯著性水平上對經濟增長數量產生了負向抑制效果，說明受地理位置、經濟規(guī)模以及經濟結構等諸多因素的影響，地區(qū)發(fā)展不平衡會影響到經濟增長在數量上的變動。理論上地區(qū)發(fā)展不平衡也會對經濟發(fā)展質量產生抑制作用，但是結果顯示對經濟增長質量并沒有產生顯著的效果，由此可說明其對經濟增長質量可能存在非線性影響效應，地區(qū)發(fā)展不平衡水平還在合理區(qū)間內波動，未超過引起經濟增長質量實質性變化的“突變”值。

五、穩(wěn)健性檢驗

雙重差分法在應用時，政策前的實驗組和控制組要滿足絕對的平行趨勢檢驗，這一嚴格的假設在現實經濟體中很難實現，大多數情況滿足變量的走勢基本一致。為了避免低估或高估政策效果，本文選擇傾向得分匹配雙重差分法進行穩(wěn)健性檢驗，具體做法為選擇Logit模型，以policy為被解釋變量，以地區(qū)技術創(chuàng)新水平、環(huán)境規(guī)制強度、地區(qū)發(fā)展不平衡水平、產業(yè)結構升級和能源消費變量作為相應的協變量，考慮樣本量的大小，選擇用1∶1近鄰匹配法進行樣本匹配，匹配之后的平衡性檢驗結果見表5。

表5 平衡性檢驗結果

由表5可以看出，匹配后所有變量的標準化偏差(%bias)小于10%，且所有t檢驗結果顯示不拒絕實驗組與控制組無系統差異的原假設，表明匹配結果是有效的。通過檢驗傾向得分匹配的共同取值范圍(見圖2)也可以看出匹配前實驗組和控制組概率分布存在明顯的差異且共同趨勢范圍較小，匹配后實驗組和控制組概率分布具有較好的一致性且共同取值范圍較大，可以保證待估參數的準確性。

圖2 樣本匹配前后傾向得分核密度圖

為確保雙重差分模型回歸結果的有效性，基于以上平衡性和核密度檢驗結果，本文選擇傾向得分匹配雙重差分法模型仍然從經濟增長數量和經濟增長質量兩個維度做進一步的穩(wěn)健性檢驗，結果見表6。

表6 排污權交易政策對經濟增長的影響——PSM-DID

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為保證前后結果的可對比性，仍然選擇加控制變量和不加控制變量的雙向固定效應模型進行回歸估計。由表6可以看出，核心解釋變量time×policy均通過了顯著性檢驗，且系數符號沒有發(fā)生根本性的改變，大多數控制變量的顯著性和系數符號也沒有發(fā)生根本性改變。這一結果表明排污權交易政策不僅有利于經濟在數量上的絕對增長，同樣促進了經濟高質量增長，與上述研究結果保持一致，說明結果具有穩(wěn)健性。

2014年碳交易市場完全啟動，(32)李廣明、張維潔：《中國碳交易下的工業(yè)碳排放與減排機制研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2017年第10期。碳交易和排污權交易的實質都是市場化機制的排放權交易，但屬于不同的政策體系，制度設計特別是限制的條件也不盡相同。從標的物進行分析，以二氧化碳為代表的溫室氣體排放權交易不屬于污染物，排污權交易主要是針對二氧化硫和氮氧化物等污染物。但是，考慮到氣體排放的同根同源性，控制碳排放也意味著控制了化石能源等的消耗，也間接減少了污染物的排放。因此，為了排除碳交易政策對結果造成影響，本文縱向層面保留2003—2013年期間均未受到碳交易政策影響的樣本進行回歸，橫向層面剔除了碳交易政策試點，以只受到排污權交易政策影響的樣本進行回歸。為了使縱向和橫向結果得到一致性對比且使估計更加接近真實值，本文選擇加控制變量的雙向固定效應模型進行回歸，結果見表7，其中(1)和(3)列為縱向檢驗結果，(2)和(4)列為橫向檢驗結果。表7結果顯示核心解釋變量time×policy對經濟增長數量和經濟增長質量均表現出顯著的促進作用，進一步驗證了排污權交易可以實現環(huán)境和經濟的雙贏。

表7 排除碳交易政策影響后檢驗

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六、區(qū)域異質性檢驗

盡管前文已經驗證了排污權交易政策實施的有效性，但是由于試點地區(qū)屬于不同經濟帶，研究結果是否存在政策效應評估差異了？因此，本文將根據試點所處不同的經濟帶對排污權交易的經濟增長效應進行區(qū)域異質性檢驗。

由于2007年排污權交易政策涉及的11個試點地區(qū)分布于我國東中西三大經濟帶，現將排污權交易11個試點地區(qū)劃分為三大區(qū)域，即東部地區(qū)的江蘇、天津、浙江、河北，中部地區(qū)的山西、湖北、內蒙古、湖南、河南，西部地區(qū)的重慶和陜西，進行雙重差分回歸估計。為保證前后估計結果的可對比性，仍然選擇加控制變量的雙向固定效應模型進行回歸，結果見表8。

表8 排污權交易政策對經濟增長的區(qū)域異質性檢驗

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表8回歸結果顯示二氧化硫排污權交易對經濟增長的影響表現出明顯的區(qū)域異質性，這是因為推行排污權交易要考慮市場化程度，三大區(qū)域市場機制的完善程度不同。東部地區(qū)市場化程度最高，但是在排污權有償之前已經存在的企業(yè)在初期可以無償取得配額分配，而在后期所有企業(yè)“一視同仁”地以相同價格購買排污權，這種“相等”實際上并不公平，甚至會出現“鞭打快?！钡姆葱ЧＶ胁康貐^(qū)由于市場發(fā)展不成熟，市場上實際推行的基于排污權的融資工具很少，產品難以創(chuàng)新，主要集中在排污權租賃、排污權回購、排污權質押貸款等方面，隨著綠色金融等排污權交易手段在市場中的推行，市場機制將會越來越完善。西部地區(qū)二級市場不活躍，出現不同程度的二級市場交易記錄“斷層”現象，同時政府對排污權交易市場過度干預，比如排污交易只限本地等，過度“保護”導致市場化機制難以建立?；谝陨线@些共性或特有的區(qū)域市場化交易機制問題，經濟增長效應表現出了明顯的差異性。

排污權交易政策對東部地區(qū)經濟增長數量和經濟增長質量的回歸系數均沒有通過統計意義上的顯著性檢驗。這表明東部地區(qū)經濟增長速度有絕對減緩趨勢，地區(qū)發(fā)展不只是單純對生產總值絕對數量上的考察。東部地區(qū)相比于其他地區(qū)工業(yè)發(fā)展較為先進，附加污染比較嚴重，排污權交易費用較高，排污主體實施起來過程比較復雜，而且又面臨嚴格的其他類型環(huán)境規(guī)制成本，對經濟增長的“量”和“質”都會造成一定的影響。另外東部地區(qū)先進的產業(yè)發(fā)展可以促進地區(qū)經濟高速發(fā)展，但是受限于環(huán)境資源、能源要素供給，產業(yè)升級壓力巨大，經濟高質量發(fā)展的實現面臨一定的困難。但是，由于東部地區(qū)相較于中部和西部地區(qū)來說經濟增長目前還比較依賴于技術創(chuàng)新投入，技術投入力度較大，成果轉化較多，可以帶動經濟在數量和質量上的雙重提高，而環(huán)境規(guī)制越嚴格也會倒逼排污治污企業(yè)自主進行技術創(chuàng)新，創(chuàng)新補償效應后續(xù)會發(fā)揮積極作用。

排污權交易政策對中部地區(qū)經濟增長的影響結果顯示排污權交易實現了經濟發(fā)展在數量上的增長，但是對經濟增長質量的作用并不明顯。中部地區(qū)作為我國經濟發(fā)展的第二梯隊，主動承接新興產業(yè)，而且自然資源相對比較豐富，經濟發(fā)展在“量”上有明顯的轉變。但是中部地區(qū)對技術創(chuàng)新的投入相對比較薄弱，想要通過綠色科技創(chuàng)新、清潔能源轉型等實現技術帶動經濟在質量上的進步有一定的滯后性，產業(yè)結構也仍處在持續(xù)優(yōu)化升級階段且中部地區(qū)區(qū)域之間還未實現經濟的協同聯動發(fā)展，因此要想兼顧經濟增長“量”和“質”的雙重效果還需政策上的推動。

排污權交易政策對西部地區(qū)經濟增長的影響結果顯示排污權交易僅促進了西部地區(qū)的經濟增長數量，并沒有實現西部地區(qū)經濟的高質量發(fā)展。這是因為西部地區(qū)地域廣闊，屬于資源富集區(qū)，其獨特的地理位置很容易吸引東部和中部地區(qū)投資轉移或自主承接產業(yè)轉移，雖然可以極大提高經濟增長在絕對數上的優(yōu)勢，但是也承擔了環(huán)境污染的壓力，降低了地區(qū)環(huán)境質量。西部地區(qū)傳統產業(yè)轉型升級與生態(tài)工業(yè)、新型產業(yè)建設正逐步推進，而且在“一帶一路”沿線具有獨特的區(qū)位優(yōu)勢，經濟發(fā)展在質量上的改善具有明顯的后發(fā)優(yōu)勢。

七、結論與政策啟示

本文基于2003—2016年中國30個省份的樣本數據，首先選擇雙重差分模型對排污權交易政策的有效性進行檢驗并對排污權交易政策能否實現經濟和環(huán)境的雙贏進行考察，其次選擇傾向得分匹配雙重差分法對研究結果做穩(wěn)健性檢驗并排除碳交易政策的影響，最后對排污權交易試點進行不同經濟帶劃分，考察排污權交易對經濟增長的異質性效應。結果顯示：(1)排污權交易政策顯著降低了二氧化硫排放量，說明排污權交易政策實施的有效性，且對經濟增長數量和經濟增長質量均表現出顯著的促進作用，實現了經濟和環(huán)境的雙贏。(2)傾向得分匹配雙重差分穩(wěn)健性檢驗結果顯示排污權交易政策對經濟增長數量和經濟增長質量表現出正向促進效應，在排除碳交易政策的影響后結果依然穩(wěn)健。(3)將試點地區(qū)劃分為東中西三大經濟帶，結果顯示不同區(qū)域的排污權交易政策對經濟增長的影響表現出明顯的區(qū)域異質性，其中排污權交易政策對東部地區(qū)經濟增長的雙重影響不顯著，雖然實現了中部和西部地區(qū)經濟在數量上的增長，但是沒有實現經濟的高質量發(fā)展。

根據以上研究結果，本文得出以下政策啟示：

(1)在綠色經濟發(fā)展的宏觀背景下，需要充分發(fā)揮市場型環(huán)境規(guī)制工具的作用。本文的研究結果表明，排污權交易政策不僅能有效降低二氧化硫的排放，而且促進了地區(qū)經濟發(fā)展在絕對數和質量上的增長，實現了經濟和環(huán)境的兼容。這一研究結果為解決當前我國環(huán)境污染問題提供了新的治理方向，即要充分發(fā)揮市場在環(huán)境治理過程中的作用，逐步完善市場型環(huán)境政策。目前，排污權有償使用和交易試點工作還需進一步推進，包括不同區(qū)域間配額的分配以及理清市場型手段與命令型手段之間的關系。另外，目前排污權交易與其他環(huán)境權益交易市場相似，存在二級市場交易不活躍的情況，從而難以有效激勵市場主體進入以及難以實現對排污權交易價格進行市場定價，因此需要與資源有償使用以及綠色金融相關聯，發(fā)展排污權抵押等多元化盤活綠色資產的排污權交易市場創(chuàng)新，激活二級交易市場。

(2)市場型環(huán)境政策與經濟發(fā)展并不相悖，可以達到共融共生狀態(tài)。在排除碳交易政策的影響后，試點地區(qū)的排污權交易仍然對經濟增長有顯著的促進作用，排污權交易政策充分發(fā)揮了市場的主導作用和政府的保障性功能，政府和市場各有邊界。在一級市場中各地區(qū)政府應該根據本地實際污染物排放情況選擇合理的排污權定價方法和配額期限，使排污權價格能夠市場化，真實體現供需狀況。二級市場中要充分發(fā)揮“市場”的作用，政府充當監(jiān)管角色，由交易雙方根據市場情況自行決定是否交易以及交易定價，碳交易、用能權和水權在內的交易要充分利用排污權交易的政策示范作用。

(3)為進一步推進排污權有償使用和交易試點工作，要充分重視排污權交易對經濟增長的區(qū)域異質性。排污權交易在不同區(qū)域的實施效果存在明顯的差異，說明市場手段在實現污染減排的同時不能很好地兼顧地域差異。因此，排污權交易機制的進一步完善要考慮不同經濟帶之間的異質性，因地制宜，各施其政。除了在中西部地區(qū)完善排污權交易市場外，可以使配額分配、交易成本、市場制度設計等方面的支持政策更多地傾向東部地區(qū)，給予企業(yè)自愿進行污染減排交易的激勵，實現政府、市場、社會資本三方三地同治，逐步顯現差異化的市場治理模式。