張亞麗,項本武

一、引 言

由于環(huán)境污染嚴重危害生命健康,導致社會福利的巨大損失,環(huán)境污染相關(guān)問題受到了廣泛關(guān)注,然而,環(huán)境污染的區(qū)域分布不均衡卻較少受到重視。目前,我國環(huán)境污染分布的不均衡問題非常突出,以大氣污染為例,國家環(huán)保部發(fā)布的公報顯示,2019年全國337個地級及以上城市中,157個城市環(huán)境空氣質(zhì)量達標,占全部城市數(shù)的46.6%,有180個城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標,占53.4%;國家環(huán)保部監(jiān)測的469個城市 (區(qū)、縣)中,出現(xiàn)酸雨的城市156個,占33.3%,酸雨主要分布在長江以南-云貴高原以東地區(qū),主要包括浙江、上海的大部分地區(qū)、福建北部、江西中部、湖南中東部、廣東中部和重慶南部[1]。在環(huán)境污染程度不同的區(qū)域,其居民所承擔的環(huán)境暴露風險不成比例,導致了環(huán)境不平等,環(huán)境不平等會在收入不平等的基礎上加劇社會不平等程度。因此,環(huán)境污染區(qū)域不平等問題同樣值得重視。

中國采取了各種環(huán)境政策來治理環(huán)境污染,這些政策可以分為兩大類:命令-控制型和市場型。命令-控制型的環(huán)境規(guī)制以政府行政管制為特征,要求污染者采取統(tǒng)一的降低污染的行為,而不考慮污染者降污邊際成本存在的差異,因而不能以最低的成本降低污染,難以實現(xiàn)配置效率。市場型環(huán)境規(guī)制比如碳稅、補貼、污染排放權(quán)交易等的主要特征是引入市場機制,使降低污染的邊際成本較高的污染者較少地降低污染,使降低污染邊際成本較低的污染者更多地降低污染,這樣可以最小化降低污染的總成本,實現(xiàn)配置效率。與命令-控制型環(huán)境規(guī)制要求污染者采取統(tǒng)一的降低污染措施相比,污染排放權(quán)交易機制允許污染主體對污染排放權(quán)進行交易,交易的結(jié)果導致有些主體購買排放權(quán)從而更多地排放污染,有些主體出售排放權(quán)從而更少地排放污染,最終影響到污染在不同主體所處區(qū)域的空間分布,即污染在哪里產(chǎn)生以及哪些人群成為污染的受害者。當前中國在環(huán)境污染的治理中,越來越多地運用到排污權(quán)交易這一市場型環(huán)境規(guī)制工具,然而其污染分配效應卻很少得到關(guān)注,中國的市場型環(huán)境規(guī)制是否引起了污染排放的空間分布不均等,從而導致環(huán)境不平等問題?這正是本文所要研究的問題。在追求政策目標的過程中通常會面臨公平和效率的沖突,本文試圖從環(huán)境平等的角度來探討排污權(quán)交易機制的政策效應,有利于多角度更全面地分析排污權(quán)交易機制的政策效應,有利于政府采取多樣化的政策組合在高效率降低環(huán)境污染的同時,更加重視環(huán)境平等問題,因此對這一問題的研究具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。具體來看,本文將2007年以來國家先后批復11個省 (市)作為國家級SO2排污權(quán)交易試點地區(qū)的政策沖擊看作一次準自然實驗,選取各試點省份分別被批準為國家級排污權(quán)交易試點單位的時間作為政策干預時間點,在傾向得分匹配基礎上利用多時點雙重差分法評估排污權(quán)交易試點政策的環(huán)境不平等效應,最后在此基礎上,為政府在高效率地降低環(huán)境污染的同時,促進環(huán)境平等提供政策建議。

二、文獻綜述

所謂環(huán)境平等 (Environment Equality)主要是指,每個人都擁有享受清潔和安全環(huán)境的平等權(quán)利。環(huán)境平等的相關(guān)研究最早出現(xiàn)于美國。美國環(huán)境保護署為環(huán)境平等提供了一個詳細的界定,即沒有群體應該承擔由工業(yè)、政府和商業(yè)經(jīng)營、政策所造成的環(huán)境負效應的不均份額,所有人,無論種族、膚色、民族起源、收入,都應該受到平等對待并且有意義地參與環(huán)境法律、管制和政策的發(fā)展、實施與執(zhí)行。對環(huán)境平等的早期研究主要集中在污染與種族、收入之間的關(guān)系上,研究污染是否更多地集中在少數(shù)族裔及低收入群體居住區(qū)域[2][3]。由于企業(yè)尋找便宜的土地、低工資的勞動者或者便捷的交通網(wǎng)絡,這些特征可能與窮人的住址相關(guān),以致于企業(yè)的排污設施可能設置在窮人或者有色人種所居住的社區(qū)[4]。近期,對環(huán)境平等的研究轉(zhuǎn)移到環(huán)境政策自身所帶來的環(huán)境不平等效應。市場型環(huán)境規(guī)制在環(huán)境問題的解決中具有效率。通過市場來配置排污權(quán)能有效降低排污成本,是解決環(huán)境污染負外部性最有效率的機制[5][6][7]。與傳統(tǒng)的控制-命令型環(huán)境政策相比,市場型環(huán)境政策以其降低污染的低成本和效率而受到經(jīng)濟學家的推崇。然而,一些學者從環(huán)境平等的角度對市場型環(huán)境規(guī)制進行批判,認為市場型環(huán)境規(guī)制會導致環(huán)境不平等。Kaswan討論了排污權(quán)交易和環(huán)境不平等的關(guān)系,認為排污權(quán)交易沒有考慮污染的分配,如果污染工廠購買排污許可而不是降低污染,那么很有可能污染會流向窮人或者少數(shù)族裔居住的地區(qū),因而擴大了環(huán)境風險的不平等分配,美國總量管制和交易政策產(chǎn)生了環(huán)境污染在買賣方之間、行業(yè)部門之間、地理區(qū)域之間的分配效應[8]。Chinn從理論上分析認為,污染市場自身并不具有對窮人或者少數(shù)族裔社區(qū)的歧視性,污染市場的交易在特定的情況下會對不同群體產(chǎn)生迥然不同的效應[9]。Solomon等認為,排污許可交易降低了整體的排污成本從而具有效率,但是會增加不同地區(qū)的環(huán)境外部性差距,導致環(huán)境不平等[10]。以上研究表明,市場型環(huán)境規(guī)制會導致環(huán)境不平等,然而這些研究大多從理論層面進行分析,研究結(jié)論缺少實證數(shù)據(jù)的支撐。

從實證上對市場型環(huán)境規(guī)制是否導致環(huán)境不平等這一問題的研究得出的結(jié)論并不完全一致。基于美國市場型環(huán)境規(guī)制實施的早期階段數(shù)據(jù)進行的研究表明,排放權(quán)交易沒有導致環(huán)境不平等。如Ringquist等發(fā)現(xiàn),SO2排放許可交易沒有把SO2轉(zhuǎn)移至貧窮的少數(shù)族裔社區(qū)[11][12];Shadbegian等研究發(fā)現(xiàn),SO2排放許可交易的貨幣化收益在種族群體間平等地分配[13];Fowlie研究了區(qū)域清潔空氣激勵市場 (RECLAIM)所產(chǎn)生的污染排放的分配效應,研究發(fā)現(xiàn),相對于控制-命令型的排污管制政策,市場型的排污權(quán)交易在其實施的前十年,使污染排放下降約20%,沒有證據(jù)表明排污權(quán)交易使排污隨著社區(qū)人口因素如收入、種族的變化而發(fā)生顯著的變化[14]。這些研究結(jié)論從整個排放許可交易實施期來看可能不具有代表性[15]。隨著美國市場型環(huán)境規(guī)制政策實施的推進,學者可以利用更長期的數(shù)據(jù)進行研究,實證研究結(jié)論仍存在分歧。部分研究支持市場型環(huán)境規(guī)制政策并沒有產(chǎn)生污染分配效應,從而沒有造成環(huán)境不平等,如Ringquist利用美國1995—2009年間的排污權(quán)交易活動數(shù)據(jù),運用probit、tobit和GLS模型估計排污權(quán)交易是否使SO2的排放集中在貧窮社區(qū)和有色人種社區(qū),研究發(fā)現(xiàn),排污權(quán)交易沒有導致SO2排放集中在黑人或西語裔人社區(qū),從而表明,市場激勵型環(huán)境規(guī)制不產(chǎn)生效率和平等的內(nèi)在權(quán)衡關(guān)系[15];Meng利用雙重差分法估計加利福尼亞的總量管制與交易項目對受管制工廠和非受管制工廠污染排放的影響,發(fā)現(xiàn)環(huán)境平等差距在2013年之前擴大,在總量管制與交易政策實施之后,下降了21%～30%[16]。另外部分研究則表明市場型環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生了污染分配效應,從而造成了環(huán)境不平等。如Grainger研究了區(qū)域清潔空氣激勵市場 (RECLAIM)政策的排污效應,發(fā)現(xiàn)高收入?yún)^(qū)域的降污幅度更大,在控制收入的條件下,降污幅度在黑人中最高,白人次之,西語裔美國人最低[17];Mansur等研究發(fā)現(xiàn),相對于控制-命令型的環(huán)境管制政策,加利福尼亞的區(qū)域清潔空氣激勵市場政策導致高收入和白人群體相對于低收入和少數(shù)族裔群體獲得了更多的降污利益[18]。

在中國,對市場型環(huán)境規(guī)制的大量研究集中在其減排效應、經(jīng)濟與環(huán)境雙贏的波特效應、技術(shù)創(chuàng)新效應以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應等方面。如,王文軍等基于碳排放權(quán)交易機制的減排機理和雙重差分法構(gòu)建碳排放權(quán)交易機制減排有效性評價方法,對碳交易試點的減排有效性進行評價[19]。劉傳明等基于1995—2016年中國省際面板數(shù)據(jù)采用合成控制法對碳交易試點的減排效果進行了研究[20]。涂正革等研究了SO2排污權(quán)交易機制在中國能否實現(xiàn)波特效應[21]。王班班等對市場型和命令型工具是否能有效促進節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新進行了研究[22]。曹靜等從SO2排放強度的角度研究了SO2排污權(quán)交易試點的政策效應[23]。胡珺等基于中國2013年開始試點實施的碳排放權(quán)交易機制,考察了市場激勵型的環(huán)境規(guī)制對中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響[24]。譚靜等基于中國2005—2016年省級面板數(shù)據(jù),以2013年設立的7個碳交易試點作為準自然實驗,采用合成控制法評估了碳交易機制對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的影響[25]。

國內(nèi)尚未有涉及排污權(quán)交易機制與環(huán)境平等關(guān)系的研究,與本文關(guān)系最為緊密的研究有:沈坤榮等研究了環(huán)境規(guī)制是否引起污染的就近轉(zhuǎn)移,研究結(jié)論顯示,環(huán)境規(guī)制引發(fā)了污染就近轉(zhuǎn)移到周邊城市,污染遷出地的環(huán)境規(guī)制提升了污染遷入地的產(chǎn)業(yè)規(guī)模,深化了污染遷入地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)污染程度[26]。這一研究與本文的研究最大的相似點在于,其研究結(jié)論也隱含地表明環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了污染分配效應,導致了污染遷入地和污染遷出地的污染差距。但這一研究中所關(guān)注的環(huán)境規(guī)制并不是具體的命令-控制型或市場激勵型環(huán)境政策,而是根據(jù)工業(yè)SO2去除率和工業(yè)煙 (粉)塵去除率衡量的環(huán)境規(guī)制強度。楊繼生等利用1991—2010年29個省區(qū)的樣本數(shù)據(jù)對環(huán)境收益分配的不公平性進行研究,研究結(jié)果表明,環(huán)境收益在個體和地區(qū)之間的分配不公平,其中,企業(yè)是環(huán)境紅利的最大攝取者,農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民享受了更多的環(huán)境紅利[27]。其研究的重點是環(huán)境經(jīng)濟收益的分配,而不是環(huán)境污染的分配。

綜上所述,本文將研究中國排污權(quán)交易機制是否導致了環(huán)境不平等,本文研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面:第一,借鑒收入不平等的衡量方法,基于地級市的工業(yè)SO2排放數(shù)據(jù),衡量了中國省域?qū)用娴沫h(huán)境不平等程度;第二,從環(huán)境不平等角度評估中國市場型環(huán)境規(guī)制的政策效應,為全面評估中國SO2排放權(quán)交易試點政策的實施效果提供了經(jīng)驗證據(jù);第三,為中國政府在制定環(huán)境政策時如何在有效率地降低環(huán)境污染的同時促進環(huán)境平等提供了政策建議。

三、政策背景與作用機制

(一)政策背景

回顧中國污染排放權(quán)交易的歷程,可以發(fā)現(xiàn),自2000年以來,我國環(huán)境保護政策不斷強化,同時,市場化機制的環(huán)境政策逐步推行。2002年,中國開始推行 “4＋3＋1”的SO2排放權(quán)交易試點政策,在山東、山西、江蘇、河南四省,上海、天津、柳州三市以及中國華能集團公司實行SO2排放權(quán)交易政策,這一時期的試點探索多是以研究項目或地方個案探索的形式展開,SO2排污權(quán)交易活躍程度較低。2007年開始,試點探索進入深化階段,國務院有關(guān)部門組織天津、河北、內(nèi)蒙古等11個省 (區(qū)、市)開展排污權(quán)有償使用和交易試點,財政部、環(huán)保部、發(fā)改委分別于2007年批復江蘇,2008年批復天津市,2009年批復浙江,2010年批復湖北省、湖南省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、山西省,2011年批復河北省、陜西省和重慶市,2012年批復河南省開展主要污染物排污權(quán)有償使用和交易試點。試點地區(qū)的排放權(quán)交易標的物主要包括SO2、COD、氨氮、NOx等。這一時期的交易活躍程度明顯增強,交易規(guī)模和交易范圍大幅度擴大,截止2013年年底,排污權(quán)有償使用和成交金額累計超過40億元。2014年,國務院辦公廳出臺 《國務院辦公廳關(guān)于進一步推進排污權(quán)有償使用和交易試點工作的指導意見》,提出到2017年11個試點地區(qū)排污權(quán)有償使用和交易制度基本建立,試點工作基本完成的工作目標,2014年之后中國其余大多數(shù)省份自行進行排污權(quán)交易試點工作。這11個試點地區(qū)開展的交易標的物不包括碳產(chǎn)品,中國的碳排放權(quán)交易試點工作始于2011年,國家發(fā)展改革委辦公廳于2011年發(fā)布 《國家發(fā)展改革委辦公廳關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》,同意北京市、天津市、上海市、重慶市、湖北省、廣東省及深圳市開展碳排放權(quán)交易試點;2013年,以上7個碳排放權(quán)交易試點地區(qū)正式啟動碳排放權(quán)交易。相比中國2013年全面啟動試點的碳排放權(quán)交易政策,2007—2012年國務院相關(guān)部門先后批復的11個試點地區(qū)的SO2排放權(quán)交易試點政策的時期更長,試點更多,能夠為本文考察排污權(quán)交易機制提供充足的歷史數(shù)據(jù),另外,試點地區(qū)的SO2排放權(quán)交易活躍程度更強,排污權(quán)交易的具體實施辦法和實施細則更加完善,因此,本文聚焦SO2排放,將2007—2012年部分省 (市)被國務院相關(guān)部門正式批復成為試點地區(qū)看作一次準自然實驗,分析排放權(quán)交易的環(huán)境不平等效應。

(二)作用機理

排污權(quán)交易機制是指在一定區(qū)域內(nèi),在污染排放總量不超過允許排放量的前提下,各污染源之間通過排污權(quán)交易的方式相互調(diào)節(jié)排污量,從而達到以最小的總成本減少排污量、保護環(huán)境的目的。排污權(quán)交易的具體運行框架為:首先,政府部門通過綜合評估確定出一定區(qū)域內(nèi)允許的最大污染排放量,并將最大允許排放量分割成若干排放權(quán)。其次,政府以拍賣或免費的方式分配初始排放權(quán)。最后,獲得初始排放權(quán)的相關(guān)排污企業(yè)通過排污權(quán)交易市場自由買賣排污權(quán)。降污成本較低的企業(yè)可以更多地降低污染從而出售多余的排放權(quán),以彌補降污成本并獲得降污收益,降污成本較高的企業(yè)將購買排放權(quán)而非采取措施降低污染。排污權(quán)交易機制可以揭示企業(yè)降污的邊際成本并識別不同企業(yè)降污邊際成本的差異,確定污染的價格,激勵企業(yè)采用先進的環(huán)境清潔生產(chǎn)技術(shù)降低排污成本,從而能以較低的總成本治理環(huán)境污染。可見,與命令-控制型的環(huán)境規(guī)制要求污染者采取統(tǒng)一的降低污染的行為,難以實現(xiàn)配置效率不同,排污權(quán)交易機制,可以最小化降低污染的總成本,實現(xiàn)配置效率。然而其高效率可能是以污染空間分配的不平等為代價的。

排污權(quán)的交易涉及排污企業(yè)對排污權(quán)的買賣,從而影響到污染在哪里產(chǎn)生以及哪些人群成為污染的受害者。購買排污權(quán)的企業(yè)排放更多的污染,居住在購買排污權(quán)的企業(yè)所在區(qū)域的個體承受了較高的污染排放;出售排污權(quán)的企業(yè)排放更少的污染,居住在出售排污權(quán)的企業(yè)所在區(qū)域的個體承受了較少的污染排放,從而導致不同區(qū)域的個體承擔了污染排放的不等份額即產(chǎn)生了環(huán)境不平等效應。這里的環(huán)境不平等是從污染排放的流量的角度所考慮,基于數(shù)據(jù)的可獲得性,沒有考慮歷史排放量不同所形成的既有環(huán)境質(zhì)量問題,國內(nèi)已有對環(huán)境不平等的衡量也均是基于污染物的排放量而衡量的[28][29]。另外,中國排污權(quán)交易試點省份對排污權(quán)的交易主要是在省內(nèi)范圍展開,省內(nèi)跨地級市的排污權(quán)交易可能影響地級市的污染排放水平,造成地級市間環(huán)境污染的差異。地級市內(nèi)部的排污權(quán)交易可能影響到排污企業(yè)周邊居民承受的污染排放量,由于缺少排放權(quán)交易企業(yè)的區(qū)位以及周邊居民等更微觀層面的數(shù)據(jù),因此本文基于地級市層面的數(shù)據(jù),關(guān)注排放權(quán)交易在地級市間的環(huán)境不平等效應。排放權(quán)交易影響環(huán)境不平等的作用機理如圖1所示。

圖1 排污權(quán)交易影響環(huán)境不平等的作用機理

四、研究設計

(一)研究方法

本文實證研究的主要目標是將2007—2012年先后實施的SO2排放權(quán)交易政策作為準自然實驗,考察SO2排放權(quán)交易政策對環(huán)境不平等的影響。試點地區(qū)實施排放權(quán)交易政策后,其環(huán)境不平等的變化主要來自兩個方面:一是宏觀經(jīng)濟環(huán)境,比如地區(qū)人口規(guī)模、經(jīng)濟規(guī)模、高耗能和重污染產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、市場化程度、環(huán)境規(guī)制強度等因素影響;二是排污權(quán)交易政策形成的 “政策處置效應”。雙重差分法 (Difference-in-Difference,DID)可以有效分離出 “政策處置效應”,估計出某項政策對參與個體的凈影響大小,從而廣泛應用于政策效果的評估。DID模型的使用需要滿足平行趨勢假定,即在政策干預之前結(jié)果變量在處理組和控制組具有共同的增長趨勢,那么實驗前后兩組結(jié)果的變化就是 “政策處置效應”引起的。隨機試驗通過隨機的政策實施可以保證處理組和控制組不具有系統(tǒng)性的差異。在現(xiàn)實中,中國不同省份的發(fā)展具有較大的異質(zhì)性,地區(qū)是否成為試點地區(qū)可能是非隨機事件,會受到地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、高耗能和重污染產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、市場化程度、環(huán)境規(guī)制強度等因素影響。

地區(qū)之間存在異質(zhì)性,保證處理組和控制組不具有系統(tǒng)性的差異尤為重要,這就需要解決樣本選擇偏差問題,解決這一問題的方法是樣本匹配[30]。本文利用傾向得分匹配法 (Propensity Score Matching,PSM)來產(chǎn)生匹配樣本,然后結(jié)合多時點雙重差分法估計排放權(quán)交易試點政策的環(huán)境不公平效應,在較大程度上保證估計結(jié)果的準確性。

首先,利用傾向得分匹配法產(chǎn)生匹配樣本。匹配的目的是從大量潛在的控制組中選取出與處理組的可觀測變量分布類似的樣本作為控制組。具體地,將樣本分為兩組,一組為處理組 (treated it＝1),表示排放權(quán)交易試點地區(qū);另一組為控制組 (treated it＝0),表示在考察期內(nèi)從未成為試點的地區(qū)。匹配的方法就是,首先根據(jù)一系列可觀測變量利用Logit回歸估計出某地區(qū)成為試點地區(qū)的條件概率,獲得傾向得分值[30]。假設省份成為試點地區(qū)的概率為:

其中,P為省份成為試點地區(qū)的概率,Φ{·}為正態(tài)累積分布函數(shù)。Xit為匹配變量。其次,利用傾向得分值構(gòu)造距離函數(shù)進行匹配。匹配后的處理組和控制組在可觀測變量上具有相同的分布。

其次,利用多時點DID方法估計政策效應。在進行傾向得分匹配之后,我們得到了另一組匹配樣本,接下來將基于匹配樣本估計政策效應。中國SO2排放權(quán)交易試點的建立是一個漸進的過程,2007—2012年先后批復11個省 (市)作為國家級試點單位,已有研究中直接 “一刀切”式把2007年作為政策干預時間點的劃分,具有不足,本文參考李賁的研究[31],采用多時點的DID方法,選取各試點省份分別被批準為國家級排污權(quán)交易試點單位的時間作為政策干預時間點進行研究。具體來看,本文構(gòu)建兩個虛擬變量。一個是政策執(zhí)行分組虛擬變量treated it,2007—2012年間首次成為試點地區(qū)的省份記為處理組,該變量取值為1,始終不是試點地區(qū)的省份記為控制組,該變量取值為0;二是政策時間虛擬變量timeit,我們分別以各試點設立時間為政策發(fā)生時點,當試點省份在相應年份設立試點,當年及之后取值為1,否則取值為0。多時點雙重差分模型的形式為:

其中,被解釋變量EJit表示環(huán)境不平等程度;X it是控制變量向量;μi是個體固定效應;λt是時間固定效應;εit是隨機誤差項。根據(jù)雙重差分法的基本思想,交叉項treated it·timeit系數(shù)θ體現(xiàn)了排污權(quán)交易試點的政策效應,這是本文主要的待估參數(shù)。

(二)變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.環(huán)境不平等程度的衡量。被解釋變量為環(huán)境不平等程度 (EJ)。關(guān)于環(huán)境不平等的測度,已有研究一般采用收入或財富分布不平等的測度方法[32][33][34]。本文參考Boyce等的方法[34],使用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)測度環(huán)境不平等程度。值得注意的是,與收入不平等的測度不同,測度環(huán)境不平等時觀測單元的選擇尤為重要。在測度收入或財富分布的不平等時,通常使用個體或者家庭戶作為觀察單元。對環(huán)境不平等而言,通?；诘鹊乩砻娣e的地理單元或者等人口單元衡量環(huán)境污染在觀察單元間的分配[34]。采用等面積的地理單元時考慮了觀察單元的污染程度卻忽略了該單元的人口數(shù)量,采用等人口的單元忽略了該單元所占的地理面積,從而均可能導致測度結(jié)果偏低。從政策評估的角度看,假定環(huán)境政策以確保每個人都擁有享受清潔和安全環(huán)境的平等權(quán)利,從而最大化人類總體健康利益為目標函數(shù),那么,使用區(qū)域間人口加權(quán)來測度環(huán)境不平等是一個比較好的選擇,原因在于,這種選擇既考慮了區(qū)域間污染程度的差異,又考慮了區(qū)域間人口密度的差異。由于本文關(guān)注的政策是SO2排放權(quán)交易試點政策,政策直接影響到的是SO2的排放,另外,中國大氣污染中的SO2的主要來源是工業(yè)排放,工業(yè)排放占據(jù)了SO2總排放量的近九成,因此,本文基于工業(yè)SO2排放數(shù)據(jù)來衡量環(huán)境不平等。此外,由于中國缺少網(wǎng)格單元等更微觀層面的污染排放數(shù)據(jù),因此本文選取地級市行政區(qū)域人口加權(quán)的工業(yè)SO2排放為觀察單元,衡量省內(nèi)環(huán)境污染在地級市間分布的不平等程度,從而測度出中國省域環(huán)境不平等程度。基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文測量了24個省級行政區(qū)2003—2016年的環(huán)境不平等程度。地級市的工業(yè)SO2排放數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國城市統(tǒng)計年鑒》。具體測度方法如下:

(1)基尼系數(shù)。基尼系數(shù) (Gini)被廣泛應用于衡量收入分配的不平等,Boyce等參考衡量收入分配不平等的方法衡量了環(huán)境不平等程度[34],本文根據(jù)Boyce等的方法,計算環(huán)境不平等的基尼系數(shù),與Boyce等測量的不同在于,Boyce等的公式中計算的基礎數(shù)據(jù)是人口普查街區(qū)的工業(yè)有毒氣體暴露 (Industrial Air Toxics Exposure in Census Tract),基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文計算的基礎數(shù)據(jù)是地級市的人均工業(yè)SO2排放量。具體計算公式為:

EMISSION i是地級市i的人均工業(yè)SO2排放量;n是地級市的數(shù)量;MEANEMI是所有地級市的平均人均工業(yè)SO2排放。Gini系數(shù)在0和1之間,數(shù)值越大表示環(huán)境不平等程度越高。Gini系數(shù)對分布的中間變化比分布的尾端變化更敏感[32]。

(2)泰爾指數(shù)。泰爾指數(shù) (Theil)是另一個廣泛應用于衡量收入分配的不平等的方法,本文根據(jù)Boyce等的方法[34],計算環(huán)境不平等的泰爾指數(shù),計算公式為:

wi是地級市i的人口比重;n是地級市的數(shù)量;EMISSION i是地級市i的人均工業(yè)SO2排放量;MEANEMI是所有地級市的平均人均工業(yè)SO2排放。泰爾指數(shù)的數(shù)值在0和無窮大之間,數(shù)值越大表示不平等程度越大。Theil指數(shù)對分布的中間范圍的變化更敏感[32]。

2.其他主要的解釋變量。在PSM階段,根據(jù)可觀測變量進行條件概率估計得到傾向得分值,可觀測變量的選取應該與環(huán)境不平等相關(guān)。有關(guān)環(huán)境影響因素的經(jīng)典模型STIRPAT(Stochastic Impacts by Regression on Population,Affluence and Technology)模型認為人口、富裕程度和技術(shù)水平是影響環(huán)境的三大主要因素。Grossman等的環(huán)境庫茲涅茨曲線,認為經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)水平和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是影響環(huán)境的三大主要因素[35]。另外,沈坤榮的研究表明地方政府不夠協(xié)調(diào)的環(huán)境規(guī)制引起了污染就近轉(zhuǎn)移效應[25],因而環(huán)境規(guī)制強度是影響環(huán)境平等的主要因素。市場化程度通過影響排污權(quán)交易機制的有效運行進而對污染的空間分布產(chǎn)生影響。借鑒已有的研究,結(jié)合這兩大經(jīng)典模型,本文選取人口規(guī)模、經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、市場化程度、環(huán)境規(guī)制強度等作為控制變量。

具體來說,人口規(guī)模:使用省年末總?cè)丝趤砗饬恳粋€地區(qū)的人口規(guī)模 (pop);經(jīng)濟規(guī)模:使用真實GDP來衡量一個地區(qū)的富裕程度 (rgdp),真實GDP數(shù)據(jù)是以2003年為基期對各地區(qū)名義GDP進行平減得到;技術(shù)水平:使用地區(qū)工業(yè)能源強度 (eip)來衡量一個地區(qū)的工業(yè)能源利用技術(shù)水平;工業(yè)能源強度:指單位工業(yè)產(chǎn)值的終端能源消耗量,參照涂正革[19]的計算方法,終端能源消耗量是通過計算年鑒中20種終端能源消耗量之和得到,20種終端能源的種類包括:原煤、洗精煤、其他洗煤、型煤、焦炭、焦爐煤氣、其他煤氣、其他焦化產(chǎn)品、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、其他石油制品、天然氣、熱力、電力與其他能源共20種能源類別。本文利用折標煤系數(shù)將各種終端能源消耗量轉(zhuǎn)換為標準煤量,再進行加總。經(jīng)濟結(jié)構(gòu):使用國有及國有控股工業(yè)占工業(yè)總產(chǎn)值的比重 (staterate)以及工業(yè)產(chǎn)值比重 (viorate)來衡量經(jīng)濟結(jié)構(gòu),其中,工業(yè)產(chǎn)值比重,使用地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量;市場化程度:利用市場化指數(shù)來衡量;環(huán)境規(guī)制強度:用工業(yè)污染治理投資完成額占GDP的比例來衡量。

市場化指數(shù)數(shù)據(jù)來源于 《中國分省份市場化指數(shù)報告 (2018)》;工業(yè)污染治理投資完成額數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》;20種終端能源消耗量數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國能源統(tǒng)計年鑒》,其中,折標煤系數(shù)來自 《中國能源統(tǒng)計年鑒 (2012)》;工業(yè)產(chǎn)值及國有控股工業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》;其他數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示:

表1 變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

(一)傾向得分匹配

首先采用傾向得分匹配為處理組找到匹配的控制組。地區(qū)成為試點的時間不是單一的,參照Schmitt[36]的做法,選用最早開始試點的前一年數(shù)據(jù)為處理組匹配控制組。利用2006年的協(xié)變量數(shù)據(jù)進行l(wèi)ogit模型估計獲得傾向得分,進一步采用核匹配方法進行匹配。為了驗證匹配結(jié)果的可靠性,對傾向得分匹配的平衡性進行檢驗。從表2的檢驗結(jié)果可以看出,匹配后除了人口規(guī)模 (lnpop)外,其他匹配變量的標準偏差絕對值均小于10%,表明處理組和控制組匹配變量的均值在匹配后并不存在顯著的差異,所以匹配滿足了平衡性檢驗。

表2 2006年傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果

(二)雙重差分估計結(jié)果與分析

在傾向得分匹配的基礎上,本文得到與處理組具有類似特征的一組新的對照組。對匹配后的樣本采用多時點雙重差分法考察排污權(quán)交易試點政策對環(huán)境不平等的影響。根據(jù)模型 (2)進行估計,具體的估計結(jié)果如表3所示。

表3 基準雙重差分模型估計結(jié)果

表3中的第 (1)列至第 (2)列是采用環(huán)境不平等Gini系數(shù)作為因變量估計的結(jié)果,其中第(1)列是不加入其他控制變量的估計結(jié)果,第 (2)列為加入相關(guān)控制變量后的估計結(jié)果。估計結(jié)果表明,無論是否加入控制變量,交叉項的估計系數(shù)均顯著為正,說明SO2排放權(quán)交易政策對環(huán)境不平等存在顯著的正向影響。表3中的第 (3)列和第 (4)列是采用環(huán)境不公平Theil指數(shù)作為因變量估計的結(jié)果,其中第 (3)列是不加入其他控制變量的估計結(jié)果,第 (4)列為加入相關(guān)控制變量后的估計結(jié)果,結(jié)果表明,無論是否加入控制變量,交叉項的估計系數(shù)均顯著為正。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文估計結(jié)果的穩(wěn)健性,本文利用共同趨勢檢驗、人為設定政策實施時間點和更改被解釋變量的反事實檢驗、排除其他政策影響、剔除先前試點省市的方法來進行穩(wěn)健性檢驗。

1.平行趨勢檢驗。以上是利用PSM匹配后的樣本進行雙重差分法估計,為了進一步驗證雙重差分法估計的平行趨勢假設,借鑒羅知等的研究[37],本文借助事件研究法來考察。如果平行趨勢假設成立,那么排污權(quán)交易政策對環(huán)境不平等的影響只會發(fā)生在政策實施之后,而在政策實施之前,非試點地區(qū)和試點地區(qū)的變動趨勢應該不存在顯著差異。為檢驗平行趨勢假設,本文在模型(2)的基礎上設定如下的回歸模型:

其中POLICYi,t－j是一個虛擬變量,當在年份t－j時地區(qū)i成為試點地區(qū),那么該變量取1,否則取0。在本文的樣本2003—2014年期間,最早實施排污權(quán)交易政策是在2007年,最晚是在2012年,所以本文有政策實施前9年和實施后7年的試點地區(qū),β0為政策實施當期的效果,β－9到β－1為政策實施之前1—9期的效果,β1到β7為政策實施之后1—7期的效果。本文令政策實施之前的第1期作為模型的基準組。如果β－9到β－2顯著為0則說明平行趨勢假說成立,而β0到β7為政策實施隨著時間的推移產(chǎn)生的動態(tài)效應。βj系數(shù)的大小及其95%的置信區(qū)間見圖2。圖2橫坐標代表模型 (3)中βj的下腳注j。圖2顯示,政策實施前處理組和控制組之間的變化趨勢并沒有顯著的差異,表現(xiàn)為β－9到β－2的系數(shù)并沒有呈現(xiàn)出一定的變化規(guī)律,更重要的是β－9到β－2的系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著異于0。這說明平行趨勢假說是成立的,即PSM匹配后樣本的處理組和控制組在政策實施之前是可比的。政策實施后,β0到β7的系數(shù)均為正值,且除了β0和β6外其他系數(shù)在統(tǒng)計上均顯著大于0。這表明政策實施對環(huán)境不平等存在正向的影響,即政策實施之后環(huán)境不平等在實施后的大部分年份都有顯著為正的增加。

圖2 排污權(quán)交易政策實施對環(huán)境不平等影響的平行趨勢檢驗

2.更改政策實施時點。借鑒范子英等[38]的研究,本文通過改變政策實施時點來進行反事實檢驗。將樣本時間區(qū)間更改為排污權(quán)交易政策實施之前的2003—2007年,樣本時間區(qū)間的縮小將導致無法進行多時點雙重差分法分析,因此本文人為把政策實施時間統(tǒng)一分別假定為2004、2005和2006年,采用單一時點的雙重差分法進行反事實檢驗,表4的第 (5)至 (7)列的估計結(jié)果顯示,改變政策沖擊年份后,交叉項系數(shù)均不顯著,假設的排放權(quán)交易試點政策對環(huán)境不平等的作用并不顯著,這一結(jié)果驗證了環(huán)境不平等程度的提高來源于SO2排放權(quán)交易這一市場激勵型環(huán)境政策沖擊,而非來源于其他隨機性因素。

3.選用其他被解釋變量。SO2排放權(quán)交易試點政策的交易標的物主要是SO2,不包括工業(yè)廢水、工業(yè)煙塵、工業(yè)廢氣等,因此排放權(quán)交易政策理論上只會影響到SO2排放的空間分布即以SO2為基礎所衡量的環(huán)境不公平,而不會對工業(yè)廢水、工業(yè)煙 (粉)塵、工業(yè)廢氣的排放及其空間分布產(chǎn)生影響。本文基于工業(yè)廢水、工業(yè)煙 (粉)塵、工業(yè)廢氣分別構(gòu)造環(huán)境不公平Gini系數(shù)Gini_fs,Gini_yc和Gini_fq,這三類污染物的數(shù)據(jù)來源于 《中國環(huán)境年鑒》和 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》,將被解釋變量更改為基于這三類污染物計算的環(huán)境不平等程度進行安慰劑檢驗,估計結(jié)果見表4的第 (8)至第 (10)列,估計結(jié)果并不顯著,符合理論預期。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.排除其他政策影響。中國在2013年全面啟動北京市、天津市、上海市、重慶市、廣東省、湖北省、深圳市7省市碳排放權(quán)交易試點,碳排放權(quán)交易試點的交易標的物為碳產(chǎn)品,與SO2排放權(quán)交易試點交易的主要標的物SO2存在差異,然而碳排放權(quán)交易試點政策可能會影響到SO2排放,碳排放權(quán)交易試點的全面啟動可能會對本文的估計結(jié)果產(chǎn)生影響?；诖?本文把估計時間區(qū)間更改為碳排放權(quán)交易試點全面啟動之前的2003—2013年,如果回歸系數(shù)和顯著性沒有變化,表明本文估計結(jié)果是穩(wěn)健的。表4第 (11)列的估計結(jié)果表明,把估計時間區(qū)間更改為碳排放權(quán)交易試點全面啟動之前,交叉項系數(shù)依然在5%的水平上顯著為正;另外,通過剔除掉碳排放權(quán)交易試點地區(qū)的方法來排除碳排放權(quán)交易政策的影響,估計結(jié)果見表4的第 (12)列,結(jié)果表明剔除掉碳排放權(quán)交易試點地區(qū)后,交叉項系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正,排除了環(huán)境不平等是由其他政策導致的可能性,證明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

5.剔除部分試點省份。湖南省在正式成為試點之后是先在省內(nèi)的部分城市長沙、株洲、湘潭進行試點,之后才實施覆蓋全省的排污權(quán)交易政策,江蘇省在正式成為試點之后是在太湖流域進行水污染物的排污權(quán)交易試點,之后才把SO2污染物納入排污權(quán)交易范圍,這兩個試點的環(huán)境不平等程度會受到排污權(quán)交易實施范圍的影響,從而可能會導致雙重差分估計的偏誤,因此,排除湖南省和江蘇省這兩個試點省份進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果見表4的第 (13)列,結(jié)果表明在剔除這兩個試點的數(shù)據(jù)之后,交叉項系數(shù)依然顯著為正。

上述穩(wěn)健性檢驗,表明本文的估計結(jié)果和結(jié)論是穩(wěn)健的。SO2排放權(quán)交易政策顯著增加了試點地區(qū)的環(huán)境不平等程度。

(四)進一步異質(zhì)性分析

1.基于市場化程度的異質(zhì)性分析。前文分析表明SO2排污權(quán)交易政策的實施顯著增加了環(huán)境不平等程度,對不同市場化程度的地區(qū)而言,政策效應是否存在差異?從理論上而言,市場化程度是影響排污權(quán)交易機制實施效應的重要因素。市場化程度較高的地區(qū)其排污權(quán)交易機制相對更加完善,交易成本相對較低。污染標的物的市場流動性也更強,市場化程度更強的地區(qū)其經(jīng)濟競爭更加激烈,企業(yè)通過減排技術(shù)創(chuàng)新降低減污成本從而滿足排放權(quán)交易機制中的排放權(quán)總量約束,或者通過出售多余的排放權(quán)獲得減排收益從而占據(jù)競爭優(yōu)勢的動機更強。市場化程度越高,出售排污權(quán)和購買排污權(quán)的交易越活躍,對污染物的空間排放分布的影響程度越高。根據(jù)以上分析,本文進一步對不同市場化程度的地區(qū)排污權(quán)交易政策效應的差異進行探討。用市場化指數(shù)來衡量地區(qū)市場化程度,市場化指數(shù)介于0～10之間,利用最早成為試點的前一年數(shù)據(jù)即2006年的截面數(shù)據(jù),把地區(qū)按照市場化指數(shù) (market)大小進行排序,在市場化指數(shù) (market)中位數(shù)以上的地區(qū)劃分為高市場化地區(qū),中位數(shù)以下的地區(qū)劃分為低市場化地區(qū)。市場化指數(shù)來源于 《中國分省份市場化指數(shù)報告 (2018)》。

結(jié)果如表5所示,根據(jù)第 (14)列和第 (15)列的估計結(jié)果可知,在市場化程度低的地區(qū),以Gini系數(shù)衡量環(huán)境不平等,倍差項系數(shù)為0.023 1,在10%的顯著性水平上顯著為正,以Theil指數(shù)衡量環(huán)境不平等,倍差項系數(shù)為0.048 3,在5%的顯著性水平上顯著為正。在市場化程度高的地區(qū),表5第 (16)列和第 (17)列估計結(jié)果顯示,以Gini系數(shù)衡量環(huán)境不公平,倍差項系數(shù)為0.062 6,在5%的顯著性水平上顯著,以Theil指數(shù)衡量環(huán)境不平等,倍差項系數(shù)為0.141 2,在1%的顯著性水平上顯著為正。市場化程度高的地區(qū)其倍差項系數(shù)分別高于相對應的低市場化程度地區(qū),表明市場化程度高的地區(qū),排污權(quán)交易機制的政策效應相對更強。

表5 基于市場化程度的異質(zhì)性分析結(jié)果

2.基于環(huán)境規(guī)制強度的異質(zhì)性分析。中國排污權(quán)交易機制的有效運行受整體的環(huán)境規(guī)制環(huán)境的影響,涂正革等研究表明,由于各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度有所不同,排污權(quán)交易機制的政策效應在空間上表現(xiàn)出較大差異[21]。較強的環(huán)境規(guī)制為企業(yè)減排施加外在環(huán)保壓力,是排污權(quán)交易機制有效運行的宏觀環(huán)境要求,能保證排污權(quán)交易政策起到明顯的效果。本文利用最早成為試點的前一年數(shù)據(jù)即2006年的截面數(shù)據(jù),把地區(qū)按照環(huán)境規(guī)制強度 (ERP)大小進行排序,在環(huán)境規(guī)制強度(ERP)中位數(shù)以上的地區(qū)劃分為高環(huán)境規(guī)制地區(qū),中位數(shù)以下的地區(qū)劃分為低環(huán)境規(guī)制地區(qū)。探討排污權(quán)交易機制在不同的環(huán)境規(guī)制強度下是否對環(huán)境不平等有差異化影響?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 基于環(huán)境規(guī)制強度的異質(zhì)性分析結(jié)果

回歸結(jié)果表明,在低環(huán)境規(guī)制強度下,倍差項系數(shù)均不顯著;在高環(huán)境規(guī)制強度下,以Gini系數(shù)衡量環(huán)境不平等程度,倍差項系數(shù)為0.074 2,在5%的顯著性水平下顯著為正,以Theil指數(shù)衡量環(huán)境不平等程度,倍差項系數(shù)為0.140 5,在5%的顯著性水平下顯著為正?？赡艿脑蛟谟?在高環(huán)境規(guī)制強度下,外在的強環(huán)保壓力促使企業(yè)創(chuàng)新減排技術(shù)從而降低減排成本,同時出售多余的排污權(quán)獲得收益以補償技術(shù)創(chuàng)新成本,而降污成本較高的企業(yè)為了達到排污限額水平,則需要購買排污權(quán),排污權(quán)的交易行為影響污染的空間分布,從而對環(huán)境平等產(chǎn)生影響。而環(huán)境規(guī)制強度較低的地方,企業(yè)缺失外在壓力,排放權(quán)交易對企業(yè)減排技術(shù)創(chuàng)新的激勵作用有限,排污權(quán)交易的活躍度降低,最終對環(huán)境平等的影響不顯著。

六、結(jié)論與政策建議

本文首先利用各省域內(nèi)地級市的SO2排放量數(shù)據(jù)衡量了省內(nèi)環(huán)境不平等程度;其次,將2007年以來先后實施的SO2排放權(quán)交易擴大試點政策沖擊看作一次準自然實驗,選取各試點省份分別被批準為國家級排污權(quán)交易試點的時間作為政策干預時間點,基于2003—2014年中國24個省份面板數(shù)據(jù),利用傾向得分匹配和多時點雙重差分法 (PSM-DID)實證檢驗了SO2排放權(quán)交易這一市場型環(huán)境規(guī)制的環(huán)境不平等效應。本文結(jié)論表明,SO2排放權(quán)交易顯著增加了試點地區(qū)的環(huán)境不平等程度,基于穩(wěn)健性檢驗表明,這一結(jié)論十分穩(wěn)健。

基于本文的結(jié)論,對中國的環(huán)境治理提出以下政策建議:

第一,關(guān)注排污權(quán)交易政策的環(huán)境不平等效應,實施市場決定與政府調(diào)控相結(jié)合的污染治理策略,組合使用市場型和命令-控制型環(huán)境規(guī)制工具。在污染水平較高的初期,采取命令-控制型的環(huán)境規(guī)制工具,要求所有排污主體把污染降低到一定的程度,之后再利用市場型環(huán)境規(guī)制工具來進一步降污。命令-控制型的環(huán)境規(guī)制工具為排污權(quán)交易機制提供了一個低污染水平的起點,排污權(quán)交易機制的實施通過提供激勵,促進排污技術(shù)的創(chuàng)新,在低污染水平的起點上進一步提高降污幅度。利用這樣的政策組合,使所有群體都較大程度的獲得降污的收益,促進環(huán)境平等。

第二,從促進環(huán)境平等的角度完善排污權(quán)交易機制的實施流程和細則,比如限定排污權(quán)交易條件和完善排污權(quán)初始份額的分配機制,在限定排污權(quán)交易條件方面,禁止污染嚴重地區(qū)購買污染不嚴重地區(qū)的排污權(quán),因為如果污染嚴重地區(qū)購買了污染不嚴重地區(qū)的排污權(quán),會導致污染嚴重地區(qū)承受更多的污染,導致區(qū)域間環(huán)境不公平;允許污染不嚴重地區(qū)購買污染嚴重地區(qū)的排污權(quán),從而激勵污染嚴重地區(qū)降低污染水平,縮小環(huán)境污染差距,促進環(huán)境平等;允許污染不嚴重地區(qū)之間,或者污染嚴重地區(qū)之間的排污權(quán)交易,因為在不增加總污染水平的前提下,排污權(quán)交易至少使交易的一方獲得了污染減少的好處。限定排污權(quán)交易條件,需要明確地區(qū)的污染水平。在完善排污權(quán)初始份額的分配機制方面,為污染嚴重地區(qū)分配較少的污染配額,促使其降低污染水平;或者提高污染嚴重地區(qū)的排污權(quán)初始購入價格,使污染嚴重地區(qū)有更強的激勵來降低污染,而不是通過購買排污權(quán)來增加污染排放。通過以上的限定措施,降低污染嚴重地區(qū)的排污量,縮小地區(qū)間的污染差距,促進環(huán)境平等。

第三,補償損失,利用初始排放權(quán)的拍賣收入為不成比例地承擔了環(huán)境成本的群體提供補償,彌補其承擔環(huán)境成本所造成的損失。

第四,降低監(jiān)管成本以追蹤排污權(quán)的交易,在獲得排污權(quán)交易機制高效率降污的好處的同時,盡可能阻止污染排放集中在某些區(qū)域,或由某些群體承擔過多的污染排放以促進環(huán)境平等。

總之,本文強調(diào)排放權(quán)交易機制的環(huán)境不平等效應,有利于政府在制定環(huán)境治理政策時,著重關(guān)注環(huán)境不平等問題,采取多種政策組合,在效率和平等之間尋求一種平衡,在以低成本高效率降低環(huán)境污染的同時,創(chuàng)造一個環(huán)境更加平等的社會。