胡求光 周宇飛

摘要?從中國的發(fā)展實踐來看，產業(yè)集聚在助力經濟發(fā)展的同時，也會對生態(tài)環(huán)境產生不可預知的外部性。本文試圖從理論和經驗兩個層面，就國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的產業(yè)集聚對污染和治理兩個維度的影響進行系統(tǒng)考察。作為實現(xiàn)中國經濟高質量發(fā)展的試驗田，國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的設立實質就是產業(yè)在空間上的集聚。本文利用2003—2017年中國285個地級市的面板數(shù)據(jù)，將開發(fā)區(qū)設立視為一種準自然實驗，采用傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）考察國家級經濟技術開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚產生的環(huán)境效應是加劇了污染還是促進了治理。研究發(fā)現(xiàn)：總體上國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的設立有利于改善地區(qū)環(huán)境績效，開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚在初始所形成的污染集中排放加劇了環(huán)境污染，但后期所產生的技術溢出和示范效應則能有效提升環(huán)境治理水平。進一步對樣本對象的空間、時間和資源稟賦的異質性考察表明，國家級開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對中西部地區(qū)環(huán)境績效的提升要優(yōu)于東部地區(qū)，尤其是環(huán)境治理水平方面;設立時間較晚的開發(fā)區(qū)對當?shù)丨h(huán)境績效的提升要顯著優(yōu)于早期設立的開發(fā)區(qū);與非資源型城市相比，資源型城市的國家級開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚能更有效降低排污規(guī)模，提升環(huán)境治理效率。并且上述結論在各種穩(wěn)健性檢驗中仍然成立。開發(fā)區(qū)設立的產業(yè)集聚政策先天具有“自上而下”的導向性，根據(jù)實證結論，提出地方政府應基于自身條件，建設符合當?shù)貐^(qū)位導向的開發(fā)區(qū)，結合地區(qū)經濟發(fā)展階段和主導產業(yè)，營造合乎地區(qū)自身稟賦基礎的制度環(huán)境，分層次完善國家級經濟開發(fā)區(qū)，加強產業(yè)集聚對環(huán)境治理的助推作用，從而實現(xiàn)產業(yè)發(fā)展與經濟增長綠色聯(lián)動。

關鍵詞?開發(fā)區(qū);產業(yè)集聚;環(huán)境效應;傾向得分匹配雙重差分模型

中圖分類號?X32;F427文獻標識碼?A文章編號?1002-2104（2020）10-0064-09?DOI：10.12062/cpre.20200639

改革開放四十年來，中國經濟取得了長足發(fā)展，這背后離不開產業(yè)政策的有力支持。為更好地發(fā)揮政府在經濟中的調控作用，中國政府采取并實施了一系列廣泛而持續(xù)的產業(yè)政策，包括從中央到省市地方政府的五年規(guī)劃和產業(yè)規(guī)劃，尤為突出的是設立各種形式的國家級開發(fā)區(qū)，從1984年在沿海建立的首批14個國家級開發(fā)區(qū)到后來的中西部地區(qū)省會城市設立國家級開發(fā)區(qū)，至今已經在全國建成了219個國家級經濟技術開發(fā)區(qū)。以國家級經濟技術開發(fā)區(qū)為代表的產業(yè)集聚政策實施落地，不僅前期需要大量包括土地、資金等要素的投入，同時由于園區(qū)長期快速擴張，開發(fā)強度倍增，導致產業(yè)結構性污染、布局環(huán)境風險、資源環(huán)境過載等問題不斷凸顯[1]。考慮到開發(fā)區(qū)產業(yè)政策實施的涉及面廣、作用時間長和投入成本高及其對環(huán)境影響的不確定性，準確評估其效果并揭示產業(yè)集聚政策實施路徑，在實踐上至關重要。本文將國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的設立作為產業(yè)集聚政策的一種具體實踐形式，采用傾向得分匹配法對2003—2017年中國285個地級市的219個國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的數(shù)據(jù)與開發(fā)區(qū)內產業(yè)集聚引起的環(huán)境污染和治理信息進行匹配，采用雙重差分模型，打破開發(fā)區(qū)內企業(yè)污染排放長期存在的“黑箱”，揭示開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚提升環(huán)境治理的微觀機理，從加劇污染、增強治理以及污染與治理綜合績效的三個維度就開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚的政策組合對環(huán)境產生的影響做出評價，這首先打破了已有研究不考慮政策組合效果的缺陷。其次，為求解開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對生態(tài)環(huán)境的真實影響，還考慮將經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、能源利用效率和對外開放度這些因素作為控制變量，克服了已有研究僅局限于政策本身作政策績效評估的偏頗。另外，為了克服前述的研究缺陷，本文分別就東中西部的空間差異、開發(fā)區(qū)發(fā)展周期以及資源稟賦等不同維度評估了開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對環(huán)境績效產生影響等異質性問題。

1文獻綜述

產業(yè)集聚政策對環(huán)境的影響尚缺乏明確的結論[2-3]。雖然多數(shù)學者認為產業(yè)集聚可以通過技術創(chuàng)新和溢出效應，促使企業(yè)采用更為清潔的環(huán)保生產技術，降低產業(yè)發(fā)展對環(huán)境的污染程度，改善環(huán)境質量[4-5];但也有學者研究發(fā)現(xiàn)產業(yè)集聚短期內有利于降低環(huán)境污染，長期來看兩者不存在顯著的因果關系[6]。還有一些學者對“污染避難所”假說進行經驗研究，發(fā)現(xiàn)FDI非但沒有導致東道國環(huán)境質量惡化，反而通過提高產業(yè)集聚水平，產生污染治理的規(guī)模報酬遞增效應，改善東道國的環(huán)境質量[7]?？梢?，產業(yè)集聚對環(huán)境污染和環(huán)境治理的影響成效，很大程度取決于產業(yè)集聚引起的正外部性和負外部性的相對大小[8-10]。

本研究借鑒產業(yè)集聚政策對環(huán)境影響的研究，嘗試在產業(yè)政策指向及其政策的環(huán)境效應（如加劇污染抑或提升治理）之間建立因果關系。理論上來說，開發(fā)區(qū)的設立是一種以地區(qū)為導向的產業(yè)集聚政策，也可視作特定歷史條件下的增量制度安排[11]。作為政策引導產業(yè)發(fā)展的具體體現(xiàn)，開發(fā)區(qū)設立的初衷是政府希望借助產業(yè)政策的引導，集聚產業(yè)，轉變發(fā)展模式、環(huán)境管理方式及資源利用條件，實現(xiàn)地理成本、時間成本與知識擴散成本的節(jié)約[12-13]，但事實上，這種集聚也存在引發(fā)環(huán)境污染等外部性問題。一方面，開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚可以通過知識溢出、技術創(chuàng)新和資源共享進行規(guī)?；奈廴局卫恚嵘貐^(qū)環(huán)境績效[14];另一方面，開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚也會造成污染企業(yè)和人口規(guī)模的空間集聚，引發(fā)工業(yè)污染排放和生活三廢增加，突破開發(fā)區(qū)有限區(qū)域內環(huán)境承載閾值，降低環(huán)境績效[15]。因此，現(xiàn)有研究為開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚政策的合理指向提供了理論依據(jù)，但由于存在區(qū)域、發(fā)展階段以及資源稟賦等的差異，產業(yè)集聚對環(huán)境產生的影響效應可能受到諸多不同因素的綜合影響，導致政策估計的不確定性，據(jù)此本文選擇從開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚這一視角研究環(huán)境績效。

上述研究從不同角度為理解產業(yè)集聚政策的環(huán)境效應提供了研究思路和基本線索，但對于評估國家經濟技術開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚究竟加劇污染抑或通過提升治理水平改善環(huán)境，以及該作用會受到哪些異質性因素的影響等諸多現(xiàn)實問題，仍需該通過實證研究才能得到求解。為此，本文的研究對以上問題提出了改進意見。

2研究設計與變量選取

2.1?理論依據(jù)

“東亞奇跡”提供了政府在經濟發(fā)展的不同階段制定了符合自身發(fā)展特點的產業(yè)政策的普適性理論[16]，按照這一理論可以推斷，即便實施相近的產業(yè)集聚政策，對生態(tài)環(huán)境的影響也會存在差異。面對中國這樣的大國，需要考慮同為開發(fā)區(qū)類型的產業(yè)集聚，在不同區(qū)域、不同階段會有不同的表現(xiàn)這一現(xiàn)實問題。改革開放以來，開發(fā)區(qū)產業(yè)政策對中國經濟社會發(fā)展起著舉足輕重的作用[17-18]。新經濟地理學派將經濟政策的實施視為偶發(fā)事件，然而在中國，要素資源的流動往往受到制度層面的各種約束，使得經濟政策的實施存在必然性[19]。已有研究表明，以開發(fā)區(qū)設立為代表的產業(yè)集聚政策對地區(qū)環(huán)境績效的影響具有不確定性，會受到時間跨度、空間布局、城市規(guī)模、自然稟賦等外界條件的影響。首先，根據(jù)時間維度的研究，處于不同發(fā)展周期的開發(fā)區(qū)對域內資源利用程度存在差異[20]，通常成熟型開發(fā)區(qū)所形成相對穩(wěn)定的組織架構和產業(yè)結構能有效推動開發(fā)區(qū)經濟存量的循環(huán)累積;其次，由于空間差異的存在使得不同區(qū)位開發(fā)區(qū)在給予園區(qū)內企業(yè)稅收優(yōu)惠、用地便利和信貸支持等方面的配套政策不盡相同，入駐企業(yè)的數(shù)量和質量將因此受到影響，進而影響開發(fā)區(qū)的集聚效應[21];同時對不同人口密度的開發(fā)區(qū)與所在城市協(xié)同發(fā)展關系的研究發(fā)現(xiàn)，城市規(guī)模與開發(fā)區(qū)企業(yè)發(fā)展績效緊密關聯(lián)。人口規(guī)模較小的城市在擁有開發(fā)區(qū)時會在勞動力供給方面面臨較大的就業(yè)波動，從而影響開發(fā)區(qū)內企業(yè)發(fā)展績效[22];此外，探究資源、交通和區(qū)位等自然稟賦對環(huán)境影響的研究認為，不同資源稟賦的國家和地區(qū)，產業(yè)集聚對環(huán)境污染的影響存在差異[23-24]。

綜上可見，以促進經濟發(fā)展為主要目標的開發(fā)區(qū)政策能否同時帶來地區(qū)環(huán)境績效的提升，取決于在開發(fā)區(qū)政策作用下，地區(qū)生態(tài)環(huán)境能否與自身發(fā)展基礎和經濟增長目標形成合力。該合力主要體現(xiàn)在兩個方面：在增量上，政府通過政策優(yōu)惠和行政手段，吸引生產技術相對清潔的新企業(yè)入駐開發(fā)區(qū)，調整開發(fā)區(qū)內產業(yè)結構，進而發(fā)揮開發(fā)區(qū)引領作用，促使地區(qū)產業(yè)整體升級，促進城市功能從工業(yè)為主向商貿服務轉化，進而控制污染排放;在存量上，由于開發(fā)區(qū)內信息擴散的便利性，開發(fā)區(qū)“集聚效應”所發(fā)生的“正反饋”能夠增進區(qū)域內企業(yè)技術聯(lián)系，知識溢出使得企業(yè)共享更為低碳環(huán)保的生產技術。開發(fā)區(qū)內部的傳統(tǒng)產業(yè)可以通過技術改造實現(xiàn)生產工藝的綠色升級，通過優(yōu)化園區(qū)內部產業(yè)結構，推動地區(qū)經濟綠色發(fā)展，有效提高環(huán)境治理成效。

2.2研究設計

在實證分析中，準確識別開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚與生態(tài)環(huán)境因果關系的關鍵在于解決兩者間的內生性問題，這一問題主要體現(xiàn)在三個方面：一是計量模型設定時所普遍存在的遺漏變量問題?，F(xiàn)有文獻多采用產業(yè)集中度、空間基尼系數(shù)來衡量產業(yè)在空間上的集聚程度，這一問題通常無法通過指標選取來加以解決;二是環(huán)境績效指標選取時可能存在的測量誤差。多數(shù)學者通常僅僅借助環(huán)境污染這單一指標來研究經濟與環(huán)境之間的關系，忽視環(huán)境治理的影響;三是自選擇問題，在中國經濟轉型過程中，技術、資本以及勞動力等要素流動并非完全受市場調節(jié)，政府作用不可忽視，環(huán)境污染往往內生于產業(yè)集聚[25]，通常政府會根據(jù)某一地區(qū)的環(huán)境支撐容量來規(guī)制產業(yè)的空間布局。換言之，地方政府制定產業(yè)政策通常帶有改善地區(qū)生態(tài)環(huán)境的政策導向，這也為評估產業(yè)集聚對環(huán)境績效的政策效應帶來不確定性。

為解決上述生態(tài)環(huán)境與產業(yè)集聚間因果關系的內生性問題，本文將國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的設立作為產業(yè)集聚政策的一種具體實踐形式，采用雙重差分模型來控制地區(qū)固定效應和時間效應，客觀評價產業(yè)集聚的政策績效。國家級開發(fā)區(qū)設立一般獨立于地方環(huán)境污染，在一定程度上減弱了產業(yè)集聚與環(huán)境之間由于雙向因果關系而極易產生的內生性。此外，不同于多數(shù)學者選取的省級面板數(shù)據(jù)，本文將研究樣本下沉至中國285個地級市，能更好揭示被省級層面的面板數(shù)據(jù)掩蓋的城市異質性產業(yè)集聚深層機理。在中國，地級市轄區(qū)集中了非農經濟總量的60%以上，且在多數(shù)地區(qū)發(fā)揮著經濟和行政中心的作用。產業(yè)結構與城市規(guī)模相互作用、共同影響城市的產出效率[26]。因此，在樣本上選取市級數(shù)據(jù)來探究開發(fā)區(qū)設立對環(huán)境績效的政策效應更具意義。

雙重差分模型作為政策績效評估的常見方法，常被用于測算政策對作用對象的凈效應。雙重差分是在控制時間變量的基礎上構建實驗組和對照組。本文選取2003—2017年中國285個地級市的219個國家級經濟技術開發(fā)區(qū)為研究對象，其中137個城市設有國家級開發(fā)區(qū)，部分城市存在“一市多區(qū)”的現(xiàn)象。根據(jù)雙重差分法的思路，將設有國家級開發(fā)區(qū)的地級市作為實驗組，未獲批國家級開發(fā)區(qū)的地級市作為對照組，引入虛擬變量

treatedit，若城市i為實驗組則賦值為1，反之賦值為0。本文設定由于各個城市的開發(fā)區(qū)設立時間存在差異，無法設計統(tǒng)一的政策執(zhí)行時間變量，在此借鑒袁航等[27]的做法，設置虛擬變量timeit，若城市i在第t年設立或已設立國家級開發(fā)區(qū)，則虛擬變量 timeit 取值為1，反之則為0。構建雙向固定效應模型進行雙重差分估計，據(jù)此檢驗設立國家級開發(fā)區(qū)這一政策對地區(qū)環(huán)境績效的影響。模型設定如下：

（1）式中，被解釋變量epit表示城市i在第t年的環(huán)境績效;解釋變量 treatedit×timeit 是評價政策績效的虛擬變量，簡記其為did;controlit為控制變量，μit為城市固定效應，φit為時間固定效應，εit 為隨機擾動項。考慮實證結果的穩(wěn)健性，結合前文解釋，參考余長林等[28]做法，選取經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、能源利用效率以及對外開放度作為本文的控制變量。

2.3?變量描述

2.3.1?被解釋變量

環(huán)境績效（ep）作為本文的被解釋變量，主要從環(huán)境污染和環(huán)境治理兩個角度對環(huán)境績效加以衡量。環(huán)境污染是衡量環(huán)境績效的重要維度，反映的是生態(tài)環(huán)境的客觀表征。以往文獻通常采用單一指標來衡量環(huán)境污染，缺乏足夠的說服力和解釋度。根據(jù)研究需要，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文從水體和大氣這兩種形態(tài)來衡量地區(qū)的環(huán)境污染，分別選取人均工業(yè)廢水排放量（water）和人均工業(yè)二氧化硫排放量（air）作為水體污染和大氣污染的代理變量，對其進行對數(shù)處理。環(huán)境治理是指治理主體為改善生態(tài)環(huán)境所采取的行為總和，反映其對環(huán)境問題的主觀重視程度。本文采用工業(yè)固體廢棄物綜合利用率（solid）和生活污水處理率（wscl）來衡量環(huán)境治理的總體成效。在此基礎上，為考察地區(qū)環(huán)境綜合績效，采用熵值賦權法，將環(huán)境污染視為負向指標，環(huán)境治理視為正向指標，將上述四個指標進行加總求和，得到地區(qū)環(huán)境績效（index），用于測度地區(qū)整體環(huán)境水平。

2.3.2?核心解釋變量

本文的核心解釋變量是國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的虛擬變量did，根據(jù)各地區(qū)設立開發(fā)區(qū)的時間統(tǒng)一賦值，數(shù)據(jù)來源于《中國開發(fā)區(qū)審核公告目錄》（2018版），該目錄中涵蓋了各類開發(fā)區(qū)的名稱、批準成立時間、核準面積等信息。did前的系數(shù)大小及符號是本文關注的核心，反映政策發(fā)生前后環(huán)境績效受開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚政策影響的變化。

2.3.3?控制變量

為盡可能減少因遺漏變量而造成的估計結果偏差，本文還引入了以下控制變量：

（1）經濟發(fā)展水平（gdp）。采用人均實際GDP來測度經濟發(fā)展水平，為檢驗是否存在顯著的環(huán)境庫茲涅茨效應，引入人均實際GDP平方項（gdp2）。

（2）產業(yè)結構（iva）。環(huán)境污染物絕大多數(shù)來源于工業(yè)企業(yè)，工業(yè)企業(yè)規(guī)模越大產值越高，相應的污染物排放量也會隨之增高，通常第二產業(yè)比重的下降意味著國民經濟結構優(yōu)化升級，污染企業(yè)占比也會下降，本文將第二產業(yè)產值與GDP的比值作為產業(yè)結構的代理變量，以此來反映工業(yè)企業(yè)對地區(qū)環(huán)境績效的影響。

（3）能源利用效率（ee）。能源利用效率一定程度上能反映節(jié)能減排政策的實施效果，一般來說能源利用效率越高，單位能耗越少，環(huán)境污染會相應減化。在此采用單位GDP所耗費的電量來測度能源利用效率。

（4）對外開放度（fdi）。污染避難所假說[29-30]認為在自由貿易的環(huán)境下，環(huán)境規(guī)制水平的差異會導致污染程度高的產業(yè)從環(huán)境規(guī)制相對嚴格的發(fā)達國家轉移到環(huán)境規(guī)制相對寬松的發(fā)展中國家，從而加劇該地區(qū)的污染排放，這一假說在中國一些地區(qū)獲得了經驗支持。為驗證對外開放對環(huán)境績效的影響，采用外商直接投資額與GDP的比值作為對外開放度的代理變量。

主要變量的描述性統(tǒng)計參見表1。樣本數(shù)據(jù)來源于歷年中國城市統(tǒng)計年鑒及CEIC數(shù)據(jù)庫，具體為中國285個地級市2003—2017年的面板數(shù)據(jù)。為消除通貨膨脹的影響，將各市人均GDP均以2002年不變價為基期進行平減。

3?檢驗結果與評析

3.1?基準回歸

本文采用雙向固定效應模型就國家級經濟技術開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對環(huán)境績效的影響進行檢驗，估計結果見表2。本文均控制了地區(qū)固定效應和時間固定效應。觀察（1）、（2）列中的結果可以發(fā)現(xiàn)，開發(fā)區(qū)的設立在1%的顯著性水平加劇了地區(qū)環(huán)境污染。作為產業(yè)集聚政策的實施典范，經濟技術開發(fā)區(qū)尤其是國家級開發(fā)區(qū)的設立，在短期內可能會引起周邊生態(tài)環(huán)境的惡化。開發(fā)區(qū)設立之初，大量集聚的企業(yè)帶來的環(huán)境污染將突破環(huán)境承載閾值，驟然增長的污染排放將遠超產業(yè)集聚本身所帶來的規(guī)模效應和技術溢出，此階段地區(qū)環(huán)境污染總體呈上升態(tài)勢;觀察（3）、（4）列中的結果，開發(fā)區(qū)的設立顯著提升了以污水集中處理率為代表的環(huán)境治理水平。從環(huán)境治理的角度來看，開發(fā)區(qū)設立的政策效應顯著提升當?shù)丨h(huán)境治理強度，這說明開發(fā)區(qū)通過“選擇效應”篩選淘汰生產技術較為落后的企業(yè)[31]，并且通過園區(qū)內產業(yè)集聚，縮短企業(yè)間地理距離，降低單個企業(yè)排污成本，實現(xiàn)治污的規(guī)模效應，從而提升園區(qū)清潔生產水平，發(fā)揮其節(jié)能減排的標桿作用，為周邊地區(qū)起到了示范效應。上海松江國家級經濟技術開發(fā)區(qū)是一個很好的例證，由開發(fā)區(qū)與園區(qū)管委會牽頭，采用集約化治污模式，根據(jù)園區(qū)內功能區(qū)塊規(guī)劃分類，將相同行業(yè)項目歸并入相同區(qū)塊進行統(tǒng)一治理，從而顯著提高環(huán)境治理成效。（5）列中的結果表示，綜合污染和治理的兩個方面，開發(fā)區(qū)的設立能夠提升地區(qū)整體環(huán)境績效，開發(fā)區(qū)對于地區(qū)環(huán)境治理所帶來的“助力”大于空間集聚所造成的污染集中排放帶來的“阻力”。

考察選取的控制變量對環(huán)境績效的影響，可以發(fā)現(xiàn)：①用以表示經濟發(fā)展水平的指標—人均實際GDP的系數(shù)顯著為正，其平方項顯著為負，這也就驗證了環(huán)境庫茲涅茨假說（EKC），說明中國存在著顯著的環(huán)境庫茲涅茨效應，即隨著經濟發(fā)展水平的不斷提高，環(huán)境污染呈現(xiàn)出先增后減的變化特征。②產業(yè)結構的調整對環(huán)境污染并未產生顯著影響，但對環(huán)境治理有著顯著的正向促進作用，這表明產業(yè)結構優(yōu)化升級到一定程度上將會倒逼地方政府和企業(yè)加大節(jié)能減排的投入，從治理層面提升地區(qū)的環(huán)境績效。③以水體污染為代表的環(huán)境污染與能源消耗緊密相關，能耗對水體污染起著顯著的正向作用，這表明當前中國能源利用水平總體上并不利于地區(qū)環(huán)境績效提升，能源消耗總量居高不下，能源消費結構仍以煤炭等化石燃料為主，清潔能源占比較低，能源利用所帶來的綠色邊際收益不高。④外商直接投資在10%的顯著性水平下對大氣污染有著抑制作用，表明外資企業(yè)對于中國的環(huán)境改善有著正向促進作用，外資企業(yè)本身較為清潔的生產技術和較高的排污標準，在降低自身能耗和排污量的同時，技術外溢所帶來的示范效應有助于地區(qū)整體的環(huán)保技術的推廣運用，從而促進環(huán)境績效提高。

3.2?反事實檢驗

運用雙重差分進行政策評估的前提是在政策實施之前，實驗組與對照組有著相同的變化趨勢，為確?；鶞驶貧w結果的客觀性，參考陳剛[32]的做法，通過改變政策執(zhí)行時間進行反事實檢驗。根據(jù)國家級開發(fā)區(qū)設立與否，將樣本分為已設立國家級開發(fā)區(qū)和未設立國家級開發(fā)區(qū)的兩組城市，若政策實施前，實驗組和對照組的城市環(huán)境績效變化沒有顯著差異，說明兩者間存在著共同的變化趨勢。由此進行雙重差分時所得到的政策效應是無偏且有效的。本文將開發(fā)區(qū)實際設立的時間分別提前1年和2年，限于篇幅，估計結果未在文中報告，觀察回歸系數(shù)及其顯著性水平數(shù)值，可以發(fā)現(xiàn)國家級開發(fā)區(qū)的產業(yè)集聚對地區(qū)環(huán)境污染和治理均無顯著影響，說明國家級開發(fā)區(qū)設立引起的產業(yè)集聚這一政策變量對實驗組和對照組的影響是無差異的，分組滿足平行趨勢假定。

3.3?異質性檢驗

3.3.1空間異質性檢驗

區(qū)位條件是影響地區(qū)生態(tài)環(huán)境的重要因素[33]。改革開放以來，東部地區(qū)獲得了更為充分的發(fā)展機遇，區(qū)域差異不斷拉大，為考察區(qū)域發(fā)展在空間上不均衡所造成的產業(yè)集聚差異對于設立開發(fā)區(qū)的環(huán)境績效影響，本文引入用于表示東部和中西部地區(qū)的虛擬變量來檢驗空間異質性對開發(fā)區(qū)政策績效的影響。

根據(jù)表3的檢驗結果，開發(fā)區(qū)在中西部地區(qū)設立后的整體環(huán)境績效要顯著優(yōu)于東部地區(qū)。開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對東中西部的環(huán)境污染均存在著顯著的正向影響，從區(qū)域分布來看，東部地區(qū)的did對水體和大氣污染的影響系數(shù)均高于中西部地區(qū)，反映出東部地區(qū)由于開發(fā)區(qū)設立所帶來的產業(yè)集聚的負外部性較高，可能相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)第二產業(yè)發(fā)展速度較快，域內開發(fā)區(qū)更多地承載著以高污染、高排放、高能耗為主要特征的制造業(yè)企業(yè)，從而加劇地區(qū)環(huán)境污染。

表3結果顯示，國家級經濟技術開發(fā)區(qū)設立對地區(qū)環(huán)境治理的影響存在著顯著空間差異，東部地區(qū)did對污水處理的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下為負，而中西部地區(qū)did對污水處理的回歸系數(shù)則在1%的顯著性水平下為正。這一結果表明：東部地區(qū)環(huán)境治理水平并未隨開發(fā)區(qū)設立而得到提升?？赡苁怯捎陔S著開發(fā)區(qū)數(shù)量的不斷增加，東部地區(qū)開發(fā)區(qū)內產業(yè)集聚逐漸飽和，出現(xiàn)“擁擠效應”[34]，區(qū)域內部企業(yè)數(shù)量趨于飽和，引發(fā)知識同化，抑制開發(fā)區(qū)對環(huán)境的技術擴散，導致集聚的正外部性下降;相比于成熟的東部地區(qū)開發(fā)區(qū)，中西部地區(qū)很好地利用了開發(fā)區(qū)設立這一政策契機和后發(fā)優(yōu)勢，以較低的初創(chuàng)成本和機會成本，在吸收東部地區(qū)的先行經驗基礎上，在設立之初就建立了較高的進入門檻和更為規(guī)范的治理監(jiān)管，在有效控制污染排放的同時促進當?shù)丨h(huán)境治理水平的提高。

3.3.2發(fā)展周期異質性檢驗

早期的開發(fā)區(qū)是改革開放的試驗田，承擔著經濟改革和制度創(chuàng)新的任務。當管理模式逐漸成熟之后，開發(fā)區(qū)的角色開始發(fā)生變化，以開發(fā)區(qū)為代表的產業(yè)集聚政策逐步成為國家推動地方經濟發(fā)展的主要政策手段。2003 年后，國家加大了對各類開發(fā)區(qū)的清理整頓力度，國務院辦公廳2003年7月30日發(fā)布的《關于清理整頓各類開發(fā)區(qū)加強建設用地管理的通知》。在總量控制的同時，開發(fā)區(qū)及其配套的建設用地供給以文件形式被明確作為區(qū)域間平衡發(fā)展的政策工具。為考察處于不同發(fā)展周期的開發(fā)區(qū)對于環(huán)境績效的影響，本文將2003年作為分界點，對實驗組中2003年前后設立國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的地級市進行分組檢驗。

表4所示結果表明，2003年前設立的開發(fā)區(qū)總體上不利于地區(qū)環(huán)境績效的提升，這意味著作為改革開放的“探腳石”，先期成立的開發(fā)區(qū)在早期發(fā)展過程中，由于園區(qū)基礎設施配套尚未完善，政策偏重經濟導向，引發(fā)資源配置不合理、產業(yè)布局缺乏科學性等因素，一定程度上扭曲了開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚的規(guī)模效應和技術溢出效應。更深層次的原因可能是2003年后設立的國家級開發(fā)區(qū)多由早先設立的地市級開發(fā)區(qū)升級而來，相比于直接批復設立的早期開發(fā)區(qū)，升級而成的國家級開發(fā)區(qū)其產業(yè)集聚在體現(xiàn)國家整體規(guī)劃的同時，統(tǒng)籌兼顧了地方政府的利益訴求，吸取早期先行開發(fā)區(qū)探索發(fā)展的經驗教訓，在以開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚帶動地區(qū)經濟快速發(fā)展這一主要目標的同時，兼顧生態(tài)環(huán)境，實現(xiàn)綠色發(fā)展。環(huán)境治理的成效差異也體現(xiàn)在整體環(huán)境績效之中，較晚設立的開發(fā)區(qū)總體績效優(yōu)于較早設立的開發(fā)區(qū)。

3.3.3資源稟賦異質性檢驗

分析產業(yè)政策對不同城市主體產生的環(huán)境績效影響，需要考慮城市間產業(yè)所存在的異質性影響，自然資源對地方產業(yè)發(fā)展方向的選擇有著不可忽視的導向性，為此，本文依據(jù)國務院2013年發(fā)布的《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃2013—2020年》，將所有的地級市劃分為114個以礦產、森林等自然資源開采和加工為主導產業(yè)的資源型城市和171個非資源型城市。根據(jù)表5的檢驗結果，資源型城市通過設立國家級開發(fā)區(qū)促進產業(yè)集聚后使得環(huán)境污染顯著下降，環(huán)境治理水平顯著提高，而非資源型城市則完全相反。通常而言，資源型城市在工業(yè)化進程中會造成更為嚴重的環(huán)境污染。本文通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，國家級開發(fā)區(qū)的設立能夠有效促進其產業(yè)結構優(yōu)化升級，降低單位產出能耗，實現(xiàn)節(jié)能減排和綠色發(fā)展，從而打破固有的“資源詛咒”?？傮w而言，相比于非資源型城市，資源型城市可以通過設立國家級經濟技術開發(fā)區(qū)，實現(xiàn)對污染密集型產業(yè)的集聚，顯著改善當?shù)卣w生態(tài)環(huán)境。

3.4?穩(wěn)健性檢驗

雙重差分法要求實驗組和對照組的比較變量能滿足共同趨勢假定，同時要求實驗組和對照組的劃分具有隨機性，而非人為設定，從而構建準自然實驗。但在現(xiàn)實情況下，研究對象并非是被隨機選入實驗組和對照組中抑或是實驗組和對照組的分組內生于政策本身[35]，開發(fā)區(qū)的設立并非是隨機設立的，通常會受到設立地區(qū)的經濟發(fā)展水平、勞動力規(guī)模、交通便利條件等客觀因素以及各級政府對于加快產業(yè)轉型、吸引外商投資、促進經濟發(fā)展等主觀意圖影響。這樣就難以滿足“準自然實驗”所要求具備的隨機性假定，因此參考Heckman等[36]的做法，使用傾向得分匹配（PSM）來解決可能存在的樣本選擇偏差問題，在未設立國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的城市中選取一個地級市使之與設立國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的地級市的可觀測變量相匹配，則開發(fā)區(qū)設立對城市環(huán)境績效的影響將完全取決于政策本身，從而排除城市個體性質差異所帶來的影響。

參考相關文獻[37]，選取人均GDP、第二產業(yè)占比、能源利用效率、外商直接投資、固定資產投資、建成區(qū)土地面積和道路面積作為匹配的特征變量。首先根據(jù)計算所得的傾向值（即所有地級市可能獲批設立國家級開發(fā)區(qū)的概率）設定因變量。從未設立國家級開發(fā)區(qū)的城市中選取一個傾向值與實驗組相近的城市構造一個對照組，減小因人為分組所帶來的城市間系統(tǒng)性差異過大而導致的估計偏誤。在此采用最近鄰一對一匹配，最終得到樣本容量為758的匹配樣本，限于篇幅，在此并未報告估計結果。在運用傾向得分匹配雙重差分法后，所得到的回歸結果與表2的基準回歸并無顯著差異。這一結果進一步驗證了前文觀點，國家級開發(fā)區(qū)設立加劇地區(qū)環(huán)境污染的同時也提升了環(huán)境治理水平，總體上增進了地區(qū)整體環(huán)境績效。

4?結論與啟示

本文基于2003—2017年中國285個地級市面板數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配雙重差分法，從國家級開發(fā)區(qū)的視角探究產業(yè)集聚政策對地區(qū)環(huán)境績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的設立總體上有利于改善地區(qū)整體環(huán)境績效，具體而言，開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚所產生的技術溢出和示范效應在提升環(huán)境治理水平的同時，區(qū)域內產業(yè)集聚所形成的污染集中排放突破域內生態(tài)承載力而加劇了環(huán)境污染。②國家級開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對地區(qū)環(huán)境績效的影響存在顯著的空間異質性，相比而言，國家級開發(fā)區(qū)設立帶來的產業(yè)集聚對中西部地區(qū)環(huán)境績效的提升要優(yōu)于東部地區(qū)，尤其是環(huán)境治理水平的提升。③處于不同發(fā)展周期的國家級經濟技術開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚水平也不盡相同，學習效應使得設立時間較晚的城市弱化了產業(yè)集聚對生態(tài)環(huán)境產生的不利影響，對當?shù)丨h(huán)境績效的提升要顯著優(yōu)于早期設立國家級經濟技術開發(fā)區(qū)的城市。④自然資源分布不均衡形成的地區(qū)產業(yè)結構差異使得國家級開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對地區(qū)環(huán)境影響存在稟賦差異。具體而言，國家級經濟技術開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚能夠有效降低資源型城市排污規(guī)模，提升其環(huán)境治理效率。

綜上，本文的政策含義是清晰且重要的。開發(fā)區(qū)在經歷了三十多年的快速擴張后，區(qū)內產業(yè)集聚對環(huán)境產生的影響日益彰顯，尤其在國家環(huán)境管理戰(zhàn)略由環(huán)境污染控制向環(huán)境質量改善的目標導向轉變的背景下，開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對環(huán)境的影響不能滿足于污染治理能力和水平的提升，首先需要通過落實“生態(tài)保護紅線、環(huán)境質量底線、資源利用上線和環(huán)境準入負面清單”的“三線一單”約束，加快推進對成熟開發(fā)區(qū)內集聚的產業(yè)對環(huán)境質量的有效改善。第二，對于開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚對環(huán)境的負面效應還沒有突顯的中西部地區(qū)，可以通過“龍頭企業(yè)拉動、配套企業(yè)跟進、產業(yè)集群發(fā)展”的鏈條推動以創(chuàng)建國家新型工業(yè)化產業(yè)示范基地為核心的先進制造業(yè)集群的培育和發(fā)展，提高開發(fā)區(qū)產業(yè)集聚的環(huán)境門檻。第三，對于設立較晚的開發(fā)區(qū)，可以加快推進園區(qū)綠色升級，從“源頭”上有效控制環(huán)境污染的產生。充分發(fā)揮政府投資基金作用，通過引導創(chuàng)建國家生態(tài)工業(yè)示范園區(qū)來推動開發(fā)區(qū)綠色循環(huán)化改造。最后，對于資源依賴型的開發(fā)區(qū)，可以通過廠房集約化、原料無害化、生產潔凈化、廢物資源化、能源低碳化的路徑，實現(xiàn)開發(fā)區(qū)集聚產業(yè)的綠色轉型，同時結合地區(qū)經濟發(fā)展階段和主導產業(yè)，營造合乎地區(qū)自身稟賦基礎的制度環(huán)境，從而實現(xiàn)產業(yè)發(fā)展與經濟增長綠色聯(lián)動。

參考文獻

[1]沈滿洪. 習近平生態(tài)文明思想的萌發(fā)與升華[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2018， 28（9）：1-7.

[2]BUSSO M， GREGORY J， KLINE P. Assessing the incidence and efficiency of a prominent place based policy[J]. American economic review， 2013， 103（2）： 897-947.

[3]KLINE P， MORETTI E. Local economic development， agglomeration economics and the big push： 100 years of evidence from the Tennessee Valley authority[J]. Quarterly journal of economics， 2014， 129（1）：275-331.

[4]ZENG D Z， ZHAO L. Pollution havens and industrial agglomeration[J].Journal of environmental economics and management， 2009， 58（2）：141-153.

[5]陳建軍， 胡晨光. 產業(yè)集聚的集聚效應： 以長江三角洲次區(qū)域為例的理論和實證分析[J]. 管理世界， 2008 （3）：68-83.

[6]閆逢柱， 蘇李， 喬娟. 產業(yè)集聚發(fā)展與環(huán)境污染關系的考察——來自中國制造業(yè)的證據(jù)[J]. 科學學研究， 2011（1）： 79-85.

[7]HE J. Pollution haven hypothesis and environmental impacts of foreign direct investment： the case of industrial emission of sulfur dioxide （SO2） in Chinese provinces[J].Ecological economics， 2006， 60（1）： 228-245.

[8]沈能. 工業(yè)集聚能改善環(huán)境效率嗎？ ——基于中國城市數(shù)據(jù)的空間非線性檢驗[J].管理工程學報， 2014， 28（3）： 57-63.

[9]王兵， 聶欣. 產業(yè)集聚與環(huán)境治理： 助力還是阻力——來自開發(fā)區(qū)設立準自然實驗的證據(jù)[J].中國工業(yè)經濟， 2016 （12）： 75-89.

[10]張可， 豆建民. 集聚與環(huán)境污染——基于中國 287 個地級市的經驗分析[J].金融研究， 2015 （12）： 32-45.

[11]韓亞欣， 吳非， 李華民. 中國經濟技術開發(fā)區(qū)轉型升級之約束與突破——基于調研結果與現(xiàn)有理論之分析[J].經濟社會體制比較， 2015（5）： 150-163.

[12]EVA J， DRAHOMIRA P， MAGDALENA D. The age of clusters and its influence on their activity preferences[J]. Technological and economic development of economy， 2013， 19（4）： 621-637.

[13]MADS B， TORBEN D. Cluster facilitation from a cluster life cycle perspective[J]. European planning studies， 2013， 21（4）： 556-574.

[14]李勇剛， 張鵬. 產業(yè)集聚加劇了中國的環(huán)境污染嗎——來自中國省級層面的經驗證據(jù)[J]. 華中科技大學學報（社會科學版）， 2013 （5）： 97-106.

[15]VERHORF T， NIJKAMP P. Externalities in urban sustainability environmental localization-type agglomeration externalities in a general spatial equilibrium model of a single-sector monocentric industrial city [J]. Ecological economics， 2002， 40（2）： 157-179.

[16]林毅夫， 蔡昉， 李周. 比較優(yōu)勢與發(fā)展戰(zhàn)略——對“東亞奇跡”的再解釋[J].中國社會科學， 1999 （5）： 4-20.

[17]李世杰， 胡國柳， 高健. 轉軌期中國的產業(yè)集聚演化： 理論回顧、研究進展及探索性思考[J].管理世界， 2014 （4）： 165-170.

[18]李力行， 申廣軍. 經濟開發(fā)區(qū)、地區(qū)比較優(yōu)勢與產業(yè)結構調整[J].經濟學（季刊）， 2015 （4）： 885-910.

[19]陳釗， 熊瑞祥. 比較優(yōu)勢與產業(yè)政策效果——來自出口加工區(qū)準實驗的證據(jù)[J].管理世界， 2015 （8）： 67-80.

[20]范勝龍， 張莉， 曾在森， 等. 不同經濟發(fā)展水平地區(qū)開發(fā)區(qū)土地集約利用的影響因素研究——以福建省為例[J].中國土地科學， 2017， 31（6）： 51-58.

[21]向寬虎， 陸銘. 發(fā)展速度與質量的沖突——為什么開發(fā)區(qū)政策的區(qū)域分散傾向是不可持續(xù)的[J]. 財經研究， 2015 （4）： 4-17.

[22]楊本建， 黃海珊. 城區(qū)人口密度、厚勞動力市場與開發(fā)區(qū)企業(yè)生產率[J].中國工業(yè)經濟， 2018 （8）： 78-96.

[23]李賁， 吳利華. 開發(fā)區(qū)設立與企業(yè)成長： 異質性與機制研究[J].中國工業(yè)經濟， 2018（4）： 79-97.

[24]陳磊， 姜海. 從土地資源優(yōu)勢區(qū)配置到主體功能區(qū)管理： 一個國土空間治理的邏輯框架[J].中國土地科學， 2019， 33（6）： 10-17.

[25]HENDERSON V. Medium size cities[J].Regional science and urban economics， 1997， 27（6）：583-612.

[26]柯善咨， 趙曜. 產業(yè)結構、城市規(guī)模與中國城市生產率[J].經濟研究， 2014 （4）： 76-88.

[27]袁航， 朱承亮. 國家高新區(qū)推動了中國產業(yè)結構轉型升級嗎[J].中國工業(yè)經濟， 2018 （8）： 60-77.

[28]余長林， 高宏建. 環(huán)境管制對中國環(huán)境污染的影響——基于隱性經濟的視角[J].中國工業(yè)經濟， 2015 （7）： 21-35.

[29]COPELAND R， TAYLOR S. North-south trade and the environment[J].Quarterly journal of economics， 1994， 109（3）： 755-787.

[30]COPELAND R， TAYLOR S. Trade， growth and the environment[J].Journal of economic literature， 2004， 42（1）： 7-71.

[31]王永進， 張國峰. 開發(fā)區(qū)生產率優(yōu)勢的來源： 集聚效應還是選擇效應[J]. 經濟研究， 2016 （7）： 58-71.

[32]陳剛. 法官異地交流與司法效率——來自高院院長的經驗證據(jù)[J].經濟學（季刊）， 2012 （4）： 1171-1192.

[33]周玉龍， 孫久文. 論區(qū)域發(fā)展政策的空間屬性[J]. 中國軟科學， 2016 （2）： 67-80.

[34]原毅軍， 謝榮輝. 產業(yè)集聚、技術創(chuàng)新與環(huán)境污染的內在聯(lián)系[J].科學學研究， 2015， 33（9）： 1340-1347.

[35]周黎安， 陳燁. 中國農村稅費改革的政策效果： 基于雙重差分模型的估計[J].經濟研究， 2005 （8）： 44-53.

[36]HECKMAN J， ICHIMURA H， TODD P. Matching as an econometric evaluation estimator：evidence from evaluating a job training programme[J]. Review of economic studies， 1997， 64（4）： 605-654.

[37]ROSENBAUM R， RUBIN B. Constructing a control group using multivariate matched sampling methods that incorporate the propensity score[J]. American statistician， 1985， 39 （1）：33-38.

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