韓超 李翀宇 張淑睿

摘 要：基于2000—2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，本文利用雙重差分法分別從企業(yè)和行業(yè)層面研究2006年將環(huán)境治理納入官員績效考核后“兩控區(qū)”政策對污染減排的影響。研究結(jié)果顯示：從企業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策提高了企業(yè)的污染減排力度;從行業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策提高了行業(yè)的污染減排力度，同時提高了行業(yè)內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)效率;從行業(yè)資源配置看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策導(dǎo)致生產(chǎn)要素發(fā)生了不平衡流動，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的離散程度增大。進一步利用DOP分解方法將行業(yè)污染變化分解為企業(yè)自身提升效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、企業(yè)進入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)四個部分進行估計，結(jié)果表明，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策會促進資源向污染強度低的企業(yè)流動。本文的研究結(jié)論表明，適當(dāng)增加政府減排壓力能夠顯著提高政策的執(zhí)行效果，對未來中國制定環(huán)境政策以及如何落實政策具有重要意義。

關(guān)鍵詞：“兩控區(qū)”政策;環(huán)境績效;污染減排效應(yīng);資源配置;雙重差分（DID）法

中圖分類號：F062.9? 文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）08-0031-09

一、問題的提出

近年來，在2020年要確保實現(xiàn)污染防治攻堅戰(zhàn)階段性目標(biāo)的背景下，中國出臺一系列政策，如《打贏藍天保衛(wèi)戰(zhàn)三年行動計劃》《水污染防治行動計劃》等，從大氣、水和土壤三個方面進行環(huán)境規(guī)制約束。同時，中國加大了對污染治理的投資力度，污染治理費用逐年攀升，對廢氣治理的投資在2014年達到頂峰，約為789億元。然而，這些措施的成效并不盡如人意，政策執(zhí)行效果存續(xù)時期較短，大氣環(huán)境并未達到令公眾滿意的狀態(tài)。中國的經(jīng)濟發(fā)展速度逐漸放緩，要實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，清潔的生產(chǎn)流程和高效率的生產(chǎn)環(huán)境不可或缺，但對環(huán)保的高要求在短期內(nèi)可能會對生產(chǎn)效率存在一定影響。Hsieh和Klenow[1]發(fā)現(xiàn)，中國的資源錯配程度嚴(yán)重，如果中國的資源錯配程度減輕到與美國相同，其生產(chǎn)效率會獲得很大提升。在市場化改革的過程中，環(huán)境規(guī)制的實施不可避免會打破已經(jīng)形成的市場平衡，導(dǎo)致企業(yè)間出現(xiàn)非預(yù)期的生產(chǎn)要素流動，進而改變行業(yè)和地區(qū)間的生產(chǎn)效率差距;另外，地方政府在執(zhí)行這些決策時會有自己的考量，如是否對本地經(jīng)濟發(fā)展不利或影響個人晉升等。

陸銘和馮皓[2]發(fā)現(xiàn)，城市的人口和經(jīng)濟活動集聚水平越高，地區(qū)污染排放強度越低，中國目前阻止人口向中心區(qū)域聚集的政策對節(jié)能減排有負(fù)面影響。邵帥等[3]認(rèn)為，當(dāng)經(jīng)濟集聚水平達到一定程度后將對節(jié)能減排產(chǎn)生正向影響。段文斌等[4]認(rèn)為，減排效率與地區(qū)有關(guān)，產(chǎn)業(yè)間的差異也會造成減排效果的區(qū)別。Greenstone等[5]發(fā)現(xiàn)，美國清潔空氣法案的實施降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。郭妍和張立光[6]認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率有促進作用，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)生產(chǎn)效率的提高，驗證了“波特假說”。環(huán)境規(guī)制對企業(yè)TFP的影響是不確定的，一方面，會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，直接導(dǎo)致企業(yè)TFP的下降;另一方面，會促進企業(yè)研發(fā)，使企業(yè)主動采取對環(huán)境有利的高效技術(shù)，從而間接促進企業(yè)TFP的提高，這種直接效應(yīng)和間接效應(yīng)相互作用導(dǎo)致總影響并不確定。解堊[7]認(rèn)為，由于排放減少導(dǎo)致技術(shù)進步速度下降，同時又使效率指數(shù)提高，兩方相抵使得環(huán)境規(guī)制對工業(yè)生產(chǎn)率沒有明顯的影響。王杰和劉斌[8]認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)TFP的作用存在兩個拐點，影響效果呈倒N型分布，且中國大部分企業(yè)處于第一個拐點的左端。環(huán)境政策的實施是對市場的一種干預(yù)，會影響市場正常的經(jīng)濟活動，導(dǎo)致資源配置出現(xiàn)扭曲。韓劍和鄭秋玲[9]發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)會導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的資源錯配，不同行業(yè)的行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的資源錯配程度有所不同。而具體到環(huán)境規(guī)制方面，韓超等[10]利用“十一五”規(guī)劃中的污染目標(biāo)研究了環(huán)境規(guī)制對資源再配置的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會顯著降低污染行業(yè)的資源錯配水平，且約束性環(huán)境規(guī)制對補貼性環(huán)境規(guī)制所導(dǎo)致的扭曲有抑制作用，從而間接提升企業(yè)生產(chǎn)率。楊赫等[11]通過省級面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)在地區(qū)間的轉(zhuǎn)移有正向影響，進而提高了地區(qū)間的資源配置效率。

環(huán)境規(guī)制對污染減排和資源配置效率會產(chǎn)生影響，但學(xué)者們未能得出一致結(jié)論。2006年將環(huán)境治理納入官員績效考核后“兩控區(qū)”（以下簡稱“‘兩控區(qū)疊加環(huán)境績效考核”）政策對污染減排有怎樣的影響，其通過何種途徑實現(xiàn)污染減排，其結(jié)果是改善資源錯配還是加劇資源錯配？為此，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，使用雙重差分（DID）法研究“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策對污染減排和資源配置的影響。本文可能的創(chuàng)新點在于：一是從企業(yè)和行業(yè)兩個層面對“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策的污染減排效應(yīng)進行評價;二是考慮2006年將環(huán)境治理納入官員績效考核，以此為分界探究改革前后的污染減排差異，為提升政策效果提供了依據(jù)。

二、制度背景與研究假設(shè)

（一）制度背景

“兩控區(qū)”是酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)的簡稱，包括中國酸雨污染嚴(yán)重的南方城市和二氧化硫污染嚴(yán)重的北方城市，占地109平方公里，占國土面積11.4%;酸雨污染控制區(qū)主要包括降水PH值小于等于4.5的城市，二氧化硫污染控制區(qū)主要包括空氣中二氧化硫年均濃度超過國家二級標(biāo)準(zhǔn)且日均濃度超過國家三級標(biāo)準(zhǔn)的城市，國家級貧困縣不納入“兩控區(qū)”城市。1998年《國務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問題的批復(fù)》發(fā)布，標(biāo)志著“兩控區(qū)”政策開始正式實施，規(guī)定了對于二氧化硫排放的一系列限制和凈化措施，且主要通過地方政府減少二氧化硫的排放。

2002年原國家環(huán)境保護總局發(fā)布《兩控區(qū)酸雨和二氧化硫污染防治“十五”計劃》，對“兩控區(qū)”的污染排放有了更嚴(yán)格的要求。然而上述理想目標(biāo)并未達成，從2002年開始，中國的二氧化硫排放量就有了逐步回升的趨勢，2005年“兩控區(qū)”實際二氧化硫排放總量1 472萬噸，比原本的排放要求多了418.8萬噸，其中酸雨控制區(qū)的排放量大于二氧化硫污染控制區(qū)的排放量。由于政策在后期收效甚微，2005年12月3日，國務(wù)院出臺《關(guān)于落實科學(xué)發(fā)展觀加強環(huán)境保護的決定》，對2010年的環(huán)境目標(biāo)提出了新的要求，利用環(huán)境保護領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任制提高地方政府的環(huán)保積極性。這一舉措將各地區(qū)減排任務(wù)分配至地方官員，加入地方官員的績效考核;同時，中國進一步建立健全了監(jiān)察機關(guān)的監(jiān)管體制，加強環(huán)境監(jiān)管制度?！皟煽貐^(qū)”政策的目標(biāo)和實施計劃于2010年結(jié)束，雖然未實現(xiàn)其減排目標(biāo)，但對全國性污染減排提供了政策參考，在推動污染減排的過程中發(fā)揮了積極作用。

（二）研究假設(shè)

有關(guān)“兩控區(qū)”政策對二氧化硫排放影響的文獻并不多。田欣等[12]研究了“兩控區(qū)”政策對水污染企業(yè)的影響，將政策實施時間點確認(rèn)為2001年，而實際上“兩控區(qū)”政策從1998年開始實施，其研究的水污染企業(yè)也不是受到規(guī)制力度最大的企業(yè)，而僅是受到間接影響的企業(yè)。湯韻和梁若冰[13]通過地級市面板數(shù)據(jù)研究了“兩控區(qū)”政策對二氧化硫減排的影響。熊波和楊碧云[14]利用1997—2015年地級市數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，“兩控區(qū)”政策的減排效果明顯，不同地區(qū)的減排力度不同。

首先，1998—2006年二氧化硫排放僅在最初存在小幅下降，之后開始逐漸回升，并且回升速度逐年加快，到2005年，這種速度迅速放緩，2006年后又出現(xiàn)了快速下降。[限于篇幅，1998—2010年中國企業(yè)年均二氧化硫排放趨勢圖未在正文列出，留存?zhèn)渌鳌其次，將環(huán)境治理納入官員績效考核后，地方政府將加大相關(guān)政策的執(zhí)行力度，盡最大可能達成目標(biāo)[15]。最后，由于企業(yè)初始稟賦的差異，不同企業(yè)面對環(huán)境規(guī)制的應(yīng)對策略可能不盡相同，政府對環(huán)境的干預(yù)可能會加劇不同類型企業(yè)在TFP、勞動和資本等方面的差異。綜上所述，筆者提出以下研究假設(shè)：

H1：“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策將顯著降低企業(yè)的二氧化硫排放量和二氧化硫排放強度。

H2：“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策將導(dǎo)致生產(chǎn)要素發(fā)生不平衡流動，擴大企業(yè)間的TFP、勞動要素投入和資本要素投入差異，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的離散程度增大。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

本文所使用數(shù)據(jù)主要來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫。由于1998年前數(shù)據(jù)的不可獲得性，且《國家環(huán)境保護“十一五”規(guī)劃》新劃定了環(huán)境保護重點城市名單，“兩控區(qū)”的作用逐漸減小，可能會受到其他影響因素的干擾。因此，本文主要使用2000—2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行分析，其包括了中國的國有工業(yè)企業(yè)和規(guī)模以上（每年主營業(yè)務(wù)收入大于500萬元）工業(yè)企業(yè)的基本信息和財務(wù)數(shù)據(jù)。二氧化硫排放數(shù)據(jù)及其相關(guān)污染數(shù)據(jù)來源于中國企業(yè)排放數(shù)據(jù)庫。為了提高估計的精確性，本文剔除了企業(yè)固定資本和工業(yè)生產(chǎn)總值缺失、職工人數(shù)小于8和開業(yè)年份大于企業(yè)所在年份的樣本和沒有城市位于“兩控區(qū)”的省份（青海、西藏、海南）內(nèi)的樣本。

（二）變量定義

1.被解釋變量：二氧化硫排放量、二氧化硫排放強度、TFP

二氧化硫排放量（lnso2_emi）用企業(yè)二氧化硫排放量加1后取自然對數(shù)衡量，二氧化硫排放強度（lnso2_den）用企業(yè)二氧化硫排放量除以企業(yè)總產(chǎn)值的自然對數(shù)衡量。由于企業(yè)狀態(tài)是時刻變化的，直接使用最小二乘法對企業(yè)TFP進行測算會存在內(nèi)生性并產(chǎn)生較大的偏誤，本文采用Olley和Pakes[16]的OP法計算TFP（lntfp）并取自然對數(shù)。

2.解釋變量：時間與地區(qū)虛擬變量的交互項

本文考察“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策的效果，解釋變量為將環(huán)境治理納入官員績效考核的時間虛擬變量與是否為“兩控區(qū)”政策劃定范圍的地區(qū)虛擬變量的交互項（post×tcz），當(dāng)時間為2006年及以后時，post取值為1，否則為0，當(dāng)企業(yè)位于“兩控區(qū)”時，tcz取值為1，否則為0。

3.控制變量

本文參考桑瑞聰?shù)萚17]選取企業(yè)層面的控制變量：企業(yè)規(guī)模（lnV）用企業(yè)工業(yè)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)衡量;企業(yè)人數(shù)（lnL）用企業(yè)員工數(shù)的自然對數(shù)衡量;企業(yè)年齡（lnP）用當(dāng)年時間減去企業(yè)成立時間后加1取自然對數(shù)衡量。本文參考韓晶等[18]選取行業(yè)層面的控制變量：行業(yè)勞資比（ind_KL）用四位數(shù)行業(yè)固定資產(chǎn)投資與總就業(yè)人數(shù)之比衡量;行業(yè)市場化程度（market）用行業(yè)中非國有企業(yè)產(chǎn)值占所有企業(yè)產(chǎn)值的比重衡量;行業(yè)集聚度（ind_con）用每個地區(qū)三位數(shù)行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與每年三位數(shù)行業(yè)中工業(yè)總產(chǎn)值之比衡量。

（三）模型設(shè)定

本文基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

lnso2_emicijt/lnso2_dencijt=β0+β1postt×tczcijt+∑4n=2βnXit+αi+δt+ηjt+θct+εcijt（1）

其中，c、i、j和t分別為行業(yè)、企業(yè)、省份和年份;post×tcz為時間虛擬變量與地區(qū)虛擬變量的交互項;αi為企業(yè)固定效應(yīng);δt為年份固定效應(yīng);ηjt為省份—年份固定效應(yīng);θct為行業(yè)—年份固定效應(yīng);Xit為上述企業(yè)層面的控制變量;εcijt為隨機誤差項。

表1是本文主要變量的描述性統(tǒng)計。

四、回歸結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2是本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果，從列（1）可以看出，2006年及以后二氧化硫排放量與之前相比顯著下降了12.84%。從列（2）可以看出，交互項系數(shù)未發(fā)生顯著變化，說明二氧化硫排放量的減少與企業(yè)所處省份及行業(yè)的關(guān)系不大，主要是由2006年的政策引起的。從列（3）—列（6）可以看出，若僅引入企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策會顯著降低二氧化硫排放強度。引入企業(yè)層面的控制變量后，交互項系數(shù)仍然負(fù)向顯著且變大，說明控制變量中的某些因素抵消了實驗組與對照組的部分區(qū)別。考慮到某些行業(yè)具有污染排放強度高的特征，在政策實施階段有部分行業(yè)出臺了相應(yīng)的污染排放規(guī)范，為了排除這種行業(yè)內(nèi)部自我約束帶來的影響，本文控制了二位數(shù)行業(yè)—年份固定效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)二氧化硫排放強度出現(xiàn)輕微下降?？紤]到各省份中“兩控區(qū)”城市的數(shù)量不同，而且在不同經(jīng)濟環(huán)境目標(biāo)考量下，出臺的政策會有所不同，本文控制了省份—年份固定效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)政策效應(yīng)進一步減弱，但依然顯著為負(fù)。這可能是因為“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策的實施往往集中于行業(yè)水平，而某些行業(yè)隨著經(jīng)濟形勢的發(fā)展可能出現(xiàn)規(guī)模擴張、使用低成本的高污染技術(shù)等。因此，控制行業(yè)—年份固定效應(yīng)后，政策的實際效應(yīng)減弱。綜上所述，H1得以驗證。

為確保雙重差分檢驗的合理性，需要進行平行趨勢檢驗。本文將企業(yè)是否位于“兩控區(qū)”的虛擬變量分別與2000—2010年的年份虛擬變量交互，如果在2005年之前交互項不顯著，而2005年之后卻顯著，則說明平行趨勢是滿足的。另外，通過檢驗得到的結(jié)果可以反映政策的動態(tài)效應(yīng)。如表3所示，2000年的時間虛擬變量與地區(qū)虛擬變量的交互項系數(shù)在10%的水平上顯著，系數(shù)為0.0874，隨后逐漸減小。這可能是因為，“兩控區(qū)”政策的頒布與實施從1998年開始，在實施之初是有效果的，系數(shù)為正說明企業(yè)一開始并未通過降低二氧化硫排放強度的途徑進行減排，而更可能通過減產(chǎn)等手段減少排放量。在2004年，系數(shù)全部由正轉(zhuǎn)負(fù);從2006年起，多數(shù)系數(shù)在1%的水平上顯著，且其絕對值逐漸增大，說明2006年將環(huán)境治理納入官員績效考核以來，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核的政策效果取得了明顯進展，并且這種進展與2000年相比更有意義，因為它顯著降低了二氧化硫排放強度且影響程度不斷加深，整體呈現(xiàn)出不斷加強的趨勢。

（二）穩(wěn)健性檢驗[限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未在正文列出，留存?zhèn)渌?。]

1.雙重差分傾向得分匹配（PSM—DID）

雙重差分法排除了大量因素的干擾，利用實驗組和對照組得出的結(jié)果比較精確，但對照組中可能存在某些與實驗組樣本差異較大的樣本，對平行趨勢假設(shè)造成干擾。此外，可能會存在影響結(jié)果的內(nèi)生因素，如某地區(qū)的企業(yè)通過短期內(nèi)改變排放量對是否處于“兩控區(qū)”進行干預(yù)，或者某地區(qū)由于能源豐富、污染密集型行業(yè)聚集而被劃入“兩控區(qū)”等。為了減少這些因素導(dǎo)致的選擇偏誤，利用PSM—DID方法，更加嚴(yán)格地選擇對照組樣本，利用PSM為每個企業(yè)的特征賦值，并根據(jù)數(shù)值的近似性將與“兩控區(qū)”企業(yè)特征相似的非“兩控區(qū)”企業(yè)挑選出來與實驗組合并做DID回歸，以檢驗基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。本文采用兩種PSM方法選擇對照組：一是利用最鄰近匹配，將“兩控區(qū)”企業(yè)作為實驗組，將其他企業(yè)對其進行一對三匹配作為對照組;二是使用半徑匹配，將半徑設(shè)置為0.002進行匹配，匹配過程中的控制變量為企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)人數(shù)與企業(yè)固定資產(chǎn)的比值。兩種方法均得到了與基準(zhǔn)回歸基本一致的結(jié)果。

2.考慮重點環(huán)境保護城市

2002年頒布的《大氣污染防治重點城市劃定方案》將包含43個直轄市、省會城市、沿海開放城市和重點旅游城市以及4個經(jīng)濟特區(qū)城市在內(nèi)的113個城市劃分為重點城市，要求他們在2005年之前達到相應(yīng)的空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。其中既包括重要的經(jīng)濟政治中心城市，也包括一些空氣質(zhì)量極差的重污染城市，為了完成減排目標(biāo)，地方政府會在這些城市加大污染治理力度。由于大氣污染防治重點城市與“兩控區(qū)”城市部分重合，污染重點城市的治理行動很可能對“兩控區(qū)”政策造成干擾，本文單獨估計位于大氣污染防治重點城市之內(nèi)的樣本受到的政策影響，重新進行政策評估。在加入是否屬于重點環(huán)境保護城市和其實施時間之后的交互項后，政策效果仍然顯著，顯著水平有所下降，這可能是由于大氣污染防治重點城市與“兩控區(qū)”城市重合率比較高，導(dǎo)致實施效果不明顯。

3.排除環(huán)境政策的變動

隨著污染排放問題受到越來越多的重視，僅對“兩控區(qū)”內(nèi)二氧化硫和酸雨進行控制已無法滿足中國的減排要求，根據(jù)中國能源規(guī)劃，煤炭消費量會逐年增高，且新建火電廠往往修建在“兩控區(qū)”范圍之外，二氧化硫的排放區(qū)域發(fā)生了很大改變，僅對“兩控區(qū)”進行污染控制起到的效果無法覆蓋新興的污染重點地區(qū)和行業(yè)。2008年中國出臺的《國家酸雨和二氧化硫污染防治“十一五”規(guī)劃》為每個省份安排了減排標(biāo)準(zhǔn)，從國家層面上對污染排放進行控制，這種控制是與“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策呈并列關(guān)系的平行政策，理論上來說并不會對本文的研究產(chǎn)生干擾，但為避免潛在的影響，本文將2008年及之后的樣本刪除后進行回歸，結(jié)果仍然是負(fù)向顯著的。

（三）減排機制分析

“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策促進二氧化硫減排的途徑可能有：在生產(chǎn)過程中優(yōu)化生產(chǎn)方法，以更加清潔的技術(shù)進行生產(chǎn);在污染排放端增加廢氣處理裝置;直接減少生產(chǎn)以降低污染排放。

表4分析了以上三種途徑的實施效果，列（1）利用二氧化硫產(chǎn)生量（so2_production）估計企業(yè)通過清潔生產(chǎn)減少排放的效果，結(jié)果表明二氧化硫產(chǎn)生量降低了10.24%，且在1%的水平上顯著，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策促使企業(yè)以更清潔的方式生產(chǎn)產(chǎn)品。列（2）將被解釋變量設(shè)置為企業(yè)的二氧化硫處理率（so2_treatment），即二氧化硫處理量與二氧化硫產(chǎn)生量的比值加1后取自然對數(shù)，可以反映出企業(yè)的末端治理水平，結(jié)果表明二氧化硫處理率顯著提高，說明更多的企業(yè)選擇增加生產(chǎn)末端的減排投入，以達到環(huán)保要求。列（3）利用企業(yè)的工業(yè)增加值（lnD）分析企業(yè)是否通過降低產(chǎn)量以減少排放，結(jié)果表明企業(yè)的工業(yè)增加值顯著降低，說明仍然存在一些企業(yè)以減產(chǎn)應(yīng)對環(huán)保要求，或大部分企業(yè)的節(jié)能技術(shù)無法達到新出臺的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，不得不放棄部分生產(chǎn)換取最終的達標(biāo)。

五、行業(yè)層面污染減排效應(yīng)與資源配置

（一）企業(yè)間行為差異與行業(yè)層面污染減排效應(yīng)

本文基于三位數(shù)行業(yè)進行二氧化硫排放量加總，之后除以行業(yè)每年總產(chǎn)值，以估計政策對行業(yè)層面二氧化硫排放量（emi_ind）和二氧化硫排放強度（den_ind）的影響。表5列（1）反映了“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策對行業(yè)層面二氧化硫排放量的影響，上述政策導(dǎo)致行業(yè)層面二氧化硫排放量下降，但并不顯著。列（2）被解釋變量為行業(yè)平均二氧化硫排放量（a_emi_ind），結(jié)果表明行業(yè)平均二氧化硫排放顯著下降;列（3）按二氧化硫排放量將行業(yè)內(nèi)第75%分位企業(yè)與第25%分位企業(yè)作差以反映行業(yè)內(nèi)部高排放量企業(yè)與低排放量企業(yè)的減排力度差異（emi_diff），發(fā)現(xiàn)上述政策會導(dǎo)致排放量差異增大18.55%，即高排放量企業(yè)的減排力度將大于低排放量企業(yè)的減排力度，這種擴大的差異可能是行業(yè)內(nèi)企業(yè)受到異質(zhì)性影響的體現(xiàn)，也可能是行業(yè)內(nèi)部政策實施力度不均造成扭曲的體現(xiàn)，這種不平衡會造成企業(yè)間生產(chǎn)要素流動等影響。列（4）行業(yè)層面二氧化硫排放強度（den_ind）顯著降低了17.09%。列（5）利用二氧化硫排放強度的行業(yè)差異（den_diff）對結(jié)果進行驗證，發(fā)現(xiàn)政策的嚴(yán)格實施對行業(yè)整體排放強度的分布狀態(tài)沒有顯著影響，減排強度在行業(yè)內(nèi)趨于集中，這可能是政策效果的直接反映，也可能是政策作用于企業(yè)生產(chǎn)要素分配方面導(dǎo)致的。整體來看，無論是企業(yè)層面還是行業(yè)層面，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策在污染減排方面都有顯著負(fù)向影響。

（二）資源配置及生產(chǎn)要素分析

以環(huán)保為目標(biāo)的環(huán)境規(guī)制在減少污染排放的同時勢必會打破原本市場的平衡，對市場中的資源配置產(chǎn)生影響，最直接的表現(xiàn)在TFP方面。為了進一步分析“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策對生產(chǎn)要素分配變動的影響，本文構(gòu)建如下模型進行行業(yè)層面的估計：

yjct=α0+α1postt×tczjct+∑4n=2αnXjct+εjct（2）

其中，yjct分別代表三位數(shù)行業(yè)內(nèi)TFP差異水平、勞動要素投入差異水平和資本要素投入差異水平;Xjct為上述行業(yè)層面的控制變量;εcijt為隨機誤差項。

表6是行業(yè)層面TFP差異比較，列（1）表明，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策顯著提高了行業(yè)整體TFP水平（lntfp_ind）。列（2）被解釋變量為行業(yè)平均TFP（a_tfp_ind），仍顯著為正，但系數(shù)變小，這可能是因為行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量擴張。為了確定要素流動對資源配置的影響，將行業(yè)內(nèi)TFP從低到高第75%分位企業(yè)與第25%分位企業(yè)的差值（tfp_diff1）作為被解釋變量，列（3）顯示，高TFP企業(yè)與低TFP企業(yè)的TFP差異被拉大，TFP在行業(yè)中的分布趨于分散，表明“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策顯著提高了資源再分配程度。列（4）利用行業(yè)內(nèi)TFP排名第90%分位企業(yè)與第10%分位企業(yè)的差值（tfp_diff2）進行回歸，其系數(shù)約為列（3）的兩倍，表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

進一步檢驗生產(chǎn)要素在行業(yè)內(nèi)的流動，以企業(yè)就業(yè)人數(shù)代表勞動要素投入，企業(yè)固定資產(chǎn)代表資本要素投入，進行行業(yè)層面的勞動要素投入差異比較和資本要素投入差異比較。表7列（1）為行業(yè)內(nèi)部勞動要素使用量（lab_ind），用行業(yè)總雇傭人數(shù)的自然對數(shù)衡量，結(jié)果表明行業(yè)內(nèi)勞動人數(shù)增加;列（2）為行業(yè)勞動生產(chǎn)率（lab_pro_ind），用行業(yè)總產(chǎn)值除以行業(yè)勞動人數(shù)總和衡量，結(jié)果表明“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策會提高行業(yè)勞動生產(chǎn)率。列（3）和列（4）分別以勞動生產(chǎn)率第75%分位企業(yè)與第25%分位企業(yè)的差值（lab_diff1）和第90%分位企業(yè)與第10%分位企業(yè)的差值（lab_diff2）為被解釋變量，計算行業(yè)中勞動分配的平衡性，勞動要素在政策影響下分布趨于分散。

從表7列（5）—列（8）可以看出，行業(yè)中資本要素得到顯著增加，而資本生產(chǎn)率的影響不顯著，但資本生產(chǎn)率在行業(yè)中的分布變化與勞動類似，政策會提高要素分配的離散程度。兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策顯著提高了行業(yè)勞動效率，但對資本效率僅有微弱影響，這可能是因為：一方面，企業(yè)為了減少污染排放會更新生產(chǎn)技術(shù)，這種新技術(shù)往往需要引入高素質(zhì)的人力資源，這會通過帶來新技術(shù)和優(yōu)化勞動生產(chǎn)流程等方法增強企業(yè)勞動生產(chǎn)率;另一方面，資本要素投入可能與污染要素投入處于平行關(guān)系，它們作用于不同的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，當(dāng)沖擊發(fā)生后，資本要素仍按原有途徑被使用;還有一種可能，資本要素使用量增加，同時部分作用于生產(chǎn)的資本被投入到污染減排中，導(dǎo)致效果不顯著。綜上所述，兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策會改變行業(yè)的要素分布，H2得以驗證，這表明行業(yè)的資源錯配確實存在，且隨著企業(yè)差距的擴大，市場可能會產(chǎn)生更大的扭曲。

控制了企業(yè)固定效應(yīng)后，本文的結(jié)論實質(zhì)上是基于在位企業(yè)進行分析得到的。僅通過離散度判斷行業(yè)內(nèi)的資源配置變化可能無法排除行業(yè)內(nèi)部的混雜影響，吳利學(xué)等[19]認(rèn)為，在多個生產(chǎn)率分解方法中，動態(tài)Olley-Pakes（DOP）方法更適用于中國制造業(yè)發(fā)展。本文將采用DOP分解方法對加總的二氧化硫排放量和二氧化硫排放強度變化進行分解，加總及分解公式如下：

emi=∑f∈Ω

ctifirmshare×emi（3）

ΔemiG=φS2-φS1+SE2φE2-φS2+SX1φS1-φX1=ΔqS+ΔcovS+SE2φE2-φS2+SX1φS1-φX1（4）

其中，E、S和X分別為進入企業(yè)、在位企業(yè)和退出企業(yè);emi為行業(yè)加總的二氧化硫排放量或二氧化硫排放強度;firmshare為企業(yè)份額;ΔemiG為分解的二氧化硫排放量或二氧化硫排放強度;ΔqS為生產(chǎn)率變化的企業(yè)自身提升效應(yīng)（組內(nèi)）;ΔcovS為生產(chǎn)率變化的資源配置效應(yīng)（組間）;SE2φE2-φS2為企業(yè)進入效應(yīng);SX1φS1-φX1為企業(yè)退出效應(yīng)。

表8為“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策對行業(yè)層面二氧化硫排放量影響的回歸結(jié)果，列（1）的回歸結(jié)果表明，上述政策顯著降低了行業(yè)層面二氧化硫排放量。列（2）被解釋變量為行業(yè)層面二氧化硫排放量的算術(shù)平均，再次證實了上述政策對行業(yè)層面二氧化硫排放量有顯著降低作用。列（3）被解釋變量為將二氧化硫排放量進行分解后得到的OP協(xié)方差，系數(shù)顯著為正，表明上述政策使資源從低排放量企業(yè)向高排放量企業(yè)流動。列（4）和列（5）分別為企業(yè)進入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)，上述政策顯著降低了企業(yè)進入對二氧化硫排放量的影響，企業(yè)退出對二氧化硫排放量的影響不顯著。

表9為“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策對行業(yè)層面二氧化硫排放強度影響的回歸結(jié)果，列（1）和列（2）的回歸結(jié)果表明，上述政策顯著降低了行業(yè)層面二氧化硫排放強度。列（3）被解釋變量為將二氧化硫排放強度進行分解后得到的OP協(xié)方差，其系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，表明上述政策會使“兩控區(qū)”內(nèi)資源由高排放強度企業(yè)向低排放強度企業(yè)轉(zhuǎn)移，排放強度小的企業(yè)可能會受到更多資源傾斜。列（4）和列（5）的回歸結(jié)果表明，上述政策使企業(yè)進入對二氧化硫排放強度的影響降低了，使企業(yè)退出對二氧化硫排放強度的影響提高了。

六、研究結(jié)論與政策啟示

基于2000—2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，本文利用DID法分別從企業(yè)和行業(yè)層面研究2006年將環(huán)境治理納入官員績效考核后“兩控區(qū)”政策對污染減排的影響。研究結(jié)果顯示：從企業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策提高了企業(yè)的污染減排力度;從行業(yè)層面看，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策提高了行業(yè)的污染減排力度，同時提高了行業(yè)內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)效率;對行業(yè)資源配置來說，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策導(dǎo)致生產(chǎn)要素發(fā)生了不平衡流動，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的離散程度增大。進一步利用DOP分解方法將行業(yè)污染變化分解為企業(yè)自身提升效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、企業(yè)進入效應(yīng)和企業(yè)退出效應(yīng)四個部分進行估計，結(jié)果表明，“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策會促進資源向污染強度低的企業(yè)流動。本文的研究結(jié)論表明，適當(dāng)增加政府減排壓力能夠顯著提高政策的執(zhí)行效果，對未來中國制定環(huán)境政策以及如何落實政策具有重要意義。

根據(jù)以上研究結(jié)論，筆者認(rèn)為應(yīng)該加強長期可持續(xù)的環(huán)境治理行為，強調(diào)高質(zhì)量發(fā)展。一項長期有效的環(huán)境政策，對各地的發(fā)展規(guī)劃和企業(yè)的創(chuàng)新方向都有很強的指導(dǎo)作用，避免環(huán)境治理政策僅在短期有效，忽視了環(huán)境治理行為是需要長期堅持的現(xiàn)實。應(yīng)進一步完善官員績效考核制度，適當(dāng)增加政府的減排壓力，與中央政府統(tǒng)一制定實施的政策相比，地方政府更能有的放矢地根據(jù)當(dāng)?shù)厍闆r出臺減排政策。將環(huán)境治理納入官員績效考核能夠?qū)崿F(xiàn)污染減排，但企業(yè)間的生產(chǎn)要素差異進一步擴大，具體體現(xiàn)在企業(yè)的TFP、勞動要素投入和資本要素投入等方面。

參考文獻：

[1]Hsieh， C.， Klenow，P. J. Misallocation and Manufacturing TFP in China and India[J]. Quarterly Journal of Economics， 2009，124（4）：1403-1448.

[2]陸銘，馮皓.集聚與減排：城市規(guī)模差距影響工業(yè)污染強度的經(jīng)驗研究[J].世界經(jīng)濟，2014，（7）：86-114.

[3]邵帥，張可，豆建民.經(jīng)濟集聚的節(jié)能減排效應(yīng)：理論與中國經(jīng)驗[J].管理世界，2019，（1）：36-60+226.

[4]段文斌，劉大勇，余泳澤.異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)節(jié)能減排的技術(shù)路徑與比較優(yōu)勢——理論模型及實證檢驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2013，（4）：69-81.

[5]Greenstone，M.，List，J. A.， Syverson，C. The Effects of Environmental Regulation on the Competitiveness of U.S. Manufacturing[R].NBER Working Paper No.18392，2012.

[6]郭妍，張立光.環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的直接與間接效應(yīng)[J].管理學(xué)報，2015，（6）：903-910.

[7]解堊.環(huán)境規(guī)制與中國工業(yè)生產(chǎn)率增長[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2008，（1）：19-25+69.

[8]王杰，劉斌.環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2014，（3）：44-56.

[9]韓劍，鄭秋玲. 政府干預(yù)如何導(dǎo)致地區(qū)資源錯配——基于行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間錯配的分解[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2014，（11）：69-81.

[10]韓超，張偉廣，馮展斌. 環(huán)境規(guī)制如何“去”資源錯配——基于中國首次約束性污染控制的分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2017，（4）：115-134.

[11]楊赫，楊棟會，劉方. 環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與資源配置[J].資源與產(chǎn)業(yè)，2019，（3）：38-45.

[12]田欣，陳帥，徐晉濤.環(huán)境規(guī)制對中國水污染企業(yè)的影響——基于“兩控區(qū)”政策的實證研究[J].北京大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2019，（5）：941-950.

[13]湯韻，梁若冰.兩控區(qū)政策與二氧化硫減排——基于倍差法的經(jīng)驗研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012，（6）：9-16.

[14]熊波，楊碧云.命令控制型環(huán)境政策改善了中國城市環(huán)境質(zhì)量嗎？——來自“兩控區(qū)”政策的“準(zhǔn)自然實驗”[J].中國地質(zhì)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019，（3）：63-74.

[15]田文佳，余靖雯，龔六堂.晉升激勵與工業(yè)用地出讓價格——基于斷點回歸方法的研究[J].經(jīng)濟研究，2019，（10）：89-105.

[16]Olley，S.， Pakes， A. The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry[J]. Econometrica， 1996，64（6）：1263-1298.

[17]桑瑞聰，韓超，李秀珍.出口市場競爭如何影響企業(yè)生產(chǎn)率——基于產(chǎn)品配置視角的分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2018，（5）：41-53.

[18]韓晶，陳超凡，施發(fā)啟. 中國制造業(yè)環(huán)境效率、行業(yè)異質(zhì)性與最優(yōu)規(guī)制強度[J]. 統(tǒng)計研究，2014，（3）：61-67.

[19]吳利學(xué)，葉素云，傅曉霞. 中國制造業(yè)生產(chǎn)率提升的來源：企業(yè)成長還是市場更替？[J].管理世界， 2016，（6）：22-39.

（責(zé)任編輯：孫 艷）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2021.08.004

[引用格式]韓超，李翀宇，張淑睿.“兩控區(qū)”疊加環(huán)境績效考核政策的污染減排效應(yīng)[J].財經(jīng)問題研究，2021，（8）：31-39.

收稿日期：2021-05-10

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下東北地區(qū)創(chuàng)新要素結(jié)構(gòu)分析與優(yōu)化對策研究”（18ZDA042）;國家自然科學(xué)基金面上項目“異質(zhì)性企業(yè)約束下環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放影響機制”（71774028）;中央宣傳部“宣傳思想文化青年英才”自選項目;遼寧省教育廳人文社科類重點項目“環(huán)境治理的資源再配置效應(yīng)：遼寧的經(jīng)驗證據(jù)”（LN2017ZD003）

作者簡介：韓 超（1984-），男，山東東平人，研究員，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)研究。E-mail：super263@126.com