政府環境規制對污染物排放的影響研究
——以“兩型社會”試驗區為例

顏建軍 李軍艷 徐 雷

一、引言

長江經濟帶作為典型的內河流域經濟區域，橫跨我國東、中、西三大區域，覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖南、湖北、重慶、四川、貴州和云南11 省市。統計數據顯示，截至2017 年末，長江經濟帶的地區生產總值為37.38 萬億元，占全國GDP 總量的45%；地區常住人口近6.03 億人，占全國人口總量的43%。然而，在區域經濟快速發展的背后，“高污染、高能耗、高排放”的粗放型增長模式使得長江經濟帶生態環境污染問題日益加劇，環境對經濟發展的剛性約束逐漸顯現。生態文明建設作為當下中國實現經濟結構調整和發展方式轉變的對癥良方和破解生態環境約束的重要抓手，以“共抓大保護，不搞大開發”為導向，長江經濟帶綠色發展是國家深入推進生態文明建設、踐行綠色發展新理念的重大議題。什么樣的政府環境規制能更有效地實現生態環境保護，這是關系到各種制度機制和政策手段能否在生態文明建設中發揮更大作用的關鍵性問題(鐘茂初，2020)。“兩型社會”具有生態文明的基本屬性，工業綠色發展作為可持續發展的現實象征和綠色發展在工業領域的延伸，促進地區工業綠色發展并降低工業污染物排放，是一個理論探索的課題，更是一個需要付諸實踐的行動。解決好環境問題以追求經濟高質量發展，不僅需要中央的“提綱挈領”，更需要地方政府的“自主有為”(余泳澤等，2020)。2007 年12 月14 日，國務院正式批復同意武漢城市圈和“長沙、株洲、湘潭城市群”(也簡稱為長株潭城市群)設立“兩型社會”建設綜合配套改革試驗區。武漢城市圈和長株潭城市群作為“兩型社會”建設的先行者和實踐者，也是長江中游地區經濟發展較為活躍和工業生產活動集中的區域，在政府越來越重視生態文明建設考核的背景下，歷時十余年之久的“兩型社會”試驗區建設是否有效降低了區域污染物排放？其內在傳導機制如何？是否存在異質性的影響效果？通過對這些問題進行客觀量化和精準評判，本文能給政策制定者一個反饋。在高度復雜的社會條件下，政策試驗通過局部試點而后總結推廣的方式來制定政策，環境治理正逐漸從工具理性轉向經驗理性，這不僅有助于客觀評估“兩型社會”試驗區設立對區域工業綠色發展的成效，而且還能為推動長江經濟帶建設成為我國生態文明先行示范帶提供有益的政策啟示。本文采用長江經濟帶108 個城市的平衡面板數據，首先借助合成控制法，從歷史的視角辨識“兩型社會”試驗區這一帶有“自然實驗”特征的政策干預對污染物排放的影響以及可能存在的異質性特征，然后采用傾向得分匹配-雙重差分法進行相應的穩健性檢驗，在盡可能地控制不可觀測變量和可觀測變量的影響下，探究“兩型社會”試驗區建設對區域工業污染物排放的因果處置效應，并對“兩型社會”試驗區建設作用于區域污染物排放的影響機制進行梳理，以期為國家生態文明建設提供政策啟示。本文接下來的結構安排如下：第二部分為文獻述評；第三部分主要是政策識別與模型設定、變量選取和描述統計；第四部分是基本估計結果及其解釋；第五部分是穩健性檢驗分析；最后為本文的結論及對策建議。

二、文獻述評

環境資源所具有的公共物品屬性決定了工業污染(高能耗、高排放、高污染)控制不能完全依賴市場機制來解決，而應當納入政府規制的范疇(張江雪等，2015)。環境政策作為一種社會政策，其本身內含有一定的制度規范(Zhang 等，2019)。由于環境問題涉及多方面的利益，而且環境影響的程度及其范圍的顯示也是一個長期的過程，因而Lin 和Zheng(2016)認為難以就中國的現實環境政策做出一致的判斷。張坤民等(2007)認為，長遠來看，中國的環保政策將與世界先行國家的做法相一致，環保關注的重點應從具體的環境規制轉向污染防治與生態保護相結合。在環保理念上應從末端治理轉向源頭控制，與之相對應的環保治理手段，也從行政命令向法律、經濟手段為主導轉變(Zhang 和Wen，2008)。陳詩一(2010)通過對中國工業全要素生產率進行數值估算，證實中國的節能減排政策有助于推動工業綠色生產率的持續提高，支持了環境治理可形成環境保護和經濟增長雙贏的“環境波特假說”。政府機制作為中國生態環境治理的主導機制，就中國現行的環保法制而言，包群等(2013)認為只有在環保執法力度嚴格或污染相對嚴重的地區，環保立法才具有改善環境質量的效果，而僅靠單純的環保立法依舊不能明顯減少污染物排放量。范子英和趙仁杰(2019)對此持相同態度，也認為在中國政府不斷加強和完善環境法制建設的進程中，不僅需要通過政策試驗來完善污染治理的法律機制建設，同時也需要保障相應法律制度和運行機制在現實場景中得到具體落實。此外，盡管環境立法是防治環境污染和改善環境質量的重要手段，但環境立法的資源配置效應也具有企業層面和地區層面的異質性(李蕾蕾和盛丹，2018)。王鵬和尤濟紅(2016)以1998—2012 年的省際工業部門的面板數據為基礎，構建空間杜賓計量模型進行分析，結果表明中國環境管制對工業部門綠色發展是顯著有效的。

環境規制政策在中國這樣一個處于轉型期的大國實施，必然與“中央-地方”治理等其他重要改革交織在一起(劉郁和陳釗，2016)。地方政府行為不僅受到中央政府策略的指引，其變動還將引致其他地方政府策略的調整(初釗鵬等，2018)。做好地方環境保護激勵約束和推進環境管理體制結構性改革是提升中國環境治理水平和改善環境質量的重要制度基礎(He，2015)。李永友和沈坤榮(2008)借助跨省工業污染數據考察污染防控政策的減排效果，證實地區間污染控制決策具有明顯的策略性互動特征。韓永輝等(2015)利用中國2001—2012 年的省域數據，證實地區間的生態文明發展水平存在空間外溢效應和時間滯后效應。黃亮雄等(2012)認為，盡管在空間上，我國地區間單位GDP 能耗存在顯著的外溢效應，但地區間的產業結構調整存在“損人利己”效應。張志強(2017)指出，單一城市層面環境規制政策在影響城市自身環境質量時，也借助于環境規制對空間鄰近城市產生影響，因此環境規制政策應重視政策的協同性和空間外部性。楊得前和劉仁濟(2018)認為，由于“地方保護主義”的存在，轄區政府降低環境規制標準為本地企業提供“便利”的同時，也吸引了鄰近地區污染企業的逐利轉移。薄文廣等(2018)指出，地方政府對異質性環境規制采取差異化競爭策略，地方政府的自主型環境規制呈現“逐頂競爭”的特征，而命令型和市場型環境規制具有“逐底競爭”的特征。申晨等(2018)認為，不同類別的環境規制對工業綠色轉型具有明顯差異性的影響，在加大地區環境規制力度的同時，有必要完善因地制宜的環境規制政策。

從中國生態環境治理的歷史經驗來看，以節能減排為表征的綠色發展也是長江經濟帶工業發展的必由之路(吳傳清和黃磊，2017)。肖皓等(2015)以“兩型社會”試驗區建設作為分界線，對湘、鄂兩省的碳排放量進行LMDI 和SDA 分解，結果表明湖南較湖北具有更為明顯的減排效率。任勝鋼等(2018)采用網絡DEA 模型對長江經濟帶2009—2013 年9 省2 市的工業生態效率進行測度，結果表明長江經濟帶的工業生態效率整體呈現上升的趨勢，且數值在上游、中游、下游地區具有逐次遞增的“階梯式”特征。從時空尺度來看，地區間發展水平的差異對環境的影響程度與深度不同，而經濟與環境相互耦合協調關系所具有的復雜化、多樣性的時空格局特征是省級層面數據分析難以準確展示的(馬麗等，2012)。就地級市數據而言，付麗娜等(2013)建立基于Malmquist-DEA 模型的生態效率投入產出指標體系，對“長、株、潭”“3＋5”城市群2005—2010 年的生態效率進行對比，結果表明長沙的生態效率值遠遠領先于湖南其他地級市，城市群形成了“中心-外圍”輻射發展的經濟生態格局。從長江經濟帶生態環境治理政策的比較來看，肖芬蓉和王維平(2019)指出，長江經濟帶下游省市2004 年開始從生態環境治理的角度聯合發文，而中游省份總體發文數量少于下游省市，發文也多集中于2014 年之后，上游省市發文量相對較少。She 等(2019)基于長江經濟帶2004—2015 年40 個城市的面板數據，采用DID 方法探討地表水污染狀況，結果表明“河長制”政策有效改善了長江各支流水質。羅志高和楊繼瑞(2019)認為，長江經濟帶作為流域經濟，傳統的科層型、市場型、自治型治理機制均難以為生態環境治理問題提供有效的解決方案。

從上述文獻來看，當前激勵與約束并重的綠色發展政策體系日漸完善，與減少污染物排放量相應的政策目標和政策工具不斷調整，正朝著有助于彌合綠色發展理念和環保政策實踐界限的方向演進。深稽博考，現有文獻的研究重點多集中于環境污染的外部性、環境治理制度變遷、綠色發展效率測度及其影響因素歸納，這難以有效獲得政策效應的一致估計；構建的理論模型大多源自邏輯推理與演繹分析，由于無法進行相應的機制挖掘，因而難免缺乏政策含義的實證基礎；部分文獻由于評價方法單一、評估內容寬泛和缺乏細致的機理探究，也難以準確識別“兩型社會”試驗區設立對區域污染物排放的凈效應。以“兩型社會”試驗區為表征的政策試點，是生態文明建設由理念指引走向社會實踐的重要途徑。在政策實施多年之后，深入剖析試驗區建設對污染物排放的因果處置效應及其影響機制，既能檢驗成效，也可查證不足，這對推動長江經濟帶建設成為生態文明先行示范帶具有重要的理論價值和實踐意義。

三、政策識別與計量模型

2007 年12 月，經國務院批準，位于長江經濟帶中游地區的武漢城市圈和長株潭城市群成為“全國資源節約型和環境友好型社會建設綜合配套改革試驗區”①武漢城市圈“兩型社會”試驗區包括湖北省的武漢、黃石、鄂州、黃岡、孝感和咸寧，長株潭城市群“兩型社會”試驗區包括湖南省的長沙、株洲和湘潭。。單純從數據量來看，本文明顯存在實驗組樣本量過少的問題，實驗組僅有9 個城市，控制組有99 個城市，若加上匹配后的樣本損失，實驗組的樣本將遠少于控制組的樣本，這最終可能會影響估計精度。合成控制法的思想是將多個不受政策影響的個體加權組合成“合成控制組”并與實驗組進行“反事實”對比分析，其優勢是放松DID 方法的隨機性假設，所采用的非參數方法決定了構造的控制組只由實際數據確定，得到的控制組與實驗組共同趨勢擬合度更高、偏誤更小(Abadie 和Gardeazabal，2003)。作為非參數估計的合成控制法是對DID 方法的有效擴展，在合成控制中，允許時變未觀測混雜因素的存在。同時，權重的選擇是通過數據驅動產生的，大幅度降低了主觀選擇的誤差程度，在一定程度上解決了政策內生性問題。在研究對象方面，通過對控制組加權擬合一個與實驗組特征最相近的合成組，并且通過權重可以清晰得出每個控制組對合成組的貢獻大小，能夠有效避免過分外推現象。在實證評估效果方面，可以針對需要研究的每個實驗組個體擬合一個與之相對應的合成控制組，結果呈現更加直觀，避免了政策評估中通常所求的(局部)平均處理效應，有利于評估政策效果的異質性，避免主觀選擇造成偏誤。接下來模擬在樣本時期內“兩型社會”試驗區城市在未設立試驗區情形下的污染物排放水平，假設該區域包含N＋1 個城市，城市1 在 T0期納入試驗區，其他N個城市未納入試驗區。G1it表示城市i 在t 期納入試驗區潛在的污染物排放水平，G0it表示城市i 在t 期未納入試驗區潛在的污染物排放水平，即城市納入試驗區的因果效應為城市i 在t 期觀測到的污染物排放水平為表示城市i 在t 期的試驗區政策干預狀態，若城市i 在t 期納入試驗區取值為1，否則為0。簡便起見，假設第1 個城市在 T0期納入試驗區，而其他N 個城均未納入試驗區，那么對于 t >T0，試驗區的政策效應表示為由于第1 個城市納入試驗區，因而在 t >T0期可以觀測到潛在結果 G11t，但無法觀測到如果其未受到試驗區政策干預時的潛在結果G01t。借助式(1)模型便可估計得到城市1 的“反事實”結果：

式(1)中，εit為隨機沖擊，δt、μi為年份和城市層面的固定效應，以控制不隨地區(時間)變化的時間(地區)特征。Zi為未受到試驗區建設影響的控制變量，θt為待估計參數，λt為受時間影響的無法觀測到的共同因子。為求解G0it，引入權重向量滿足達到借助控制組地區的凸組合來構建合成控制組的目的。對控制組城市的變量值進行相應加權，可得：

可以證明，在一般條件下式(4)趨近于0。對于 T0＜t ≤ T，合成控制組可以借助城市1 的“反事實”結果來近似替代，即。其政策效果的相應估計值為：

四、數據與描述性統計

（一）指標選取

現有研究多從污染物排放量、污染物減排量、污染物去除率或污染物治理費用等方面來表征和度量環境規制效應，單位工業產值的污染物排放量既反映了當地的經濟發展方式，也可代表工業企業為“節能減排”做出的努力(張彩云等，2020)。由于城市層面的工業污染物排放達標量、去除率等指標數據缺乏，而盡管各地區針對低于國家標準的污染物執行統一的污染物治理費標準，但地方政府在執行細則上仍具有一定的靈活性，且采用工業“三廢”指標中的某個單一指標也無法全面反映地區的污染物排放水平。遵循Cole 等(2005)的做法，本文采用污染物排放量與工業增加值的比值來度量污染物排放水平。其原因是，現有環保考核體系的指標就涵蓋從源頭上減少污染、確保污染物排放總量控制目標的實現和強化地方政府的目標責任制。同時，工業企業作為環境污染的主源頭，減少單位工業產值污染排放量是控制污染排放總量的必要措施，工業企業完成單位工業增加值的污染物排污量越小意味著工業綠色發展水平越高。鑒于數據的可得性和指標的全面性，本文將工業廢水排放強度(water)、工業二氧化硫排放強度(so2)和工業煙(粉)塵排放強度(dust)三個指標作為被解釋變量。具體而言，工業廢水排放強度用工業廢水排放量除以規模以上工業總產值(噸/萬元)來表示；工業二氧化硫排放強度用工業二氧化硫排放量除以規模以上工業總產值(噸/萬元)來表示；工業煙(粉)塵排放強度用工業煙(粉)塵排放量除以規模以上工業總產值(噸/萬元)來表示。

一般而言，同時影響結果變量和是否進行政策試點的特征變量才更加適宜作為匹配變量。本文將影響區域污染物排放且同時影響樣本城市是否屬于“兩型社會”試驗區的變量盡量加以控制。其中，城市的經濟發展水平(gdpper)用人均GDP(單位為元)來表示，經濟增長率(grow)用名義GDP 的增長率(%)來表示。在產業結構方面，第二產業發展水平(indus2)、第三產業發展水平(indus3)分別用第二產業增加值、第三產業增加值占地區生產總值的比重(%)來表示。城市的外商直接投資水平(fdi)用外商直接投資總額(按當年匯率換算為人民幣)占地區生產總值的比重(%)來表示。人力資本水平(human)用地區普通高等學校在校生人數占地區總人口的比重(%)來表示。城鎮化水平(urban)用非農業人口占年末總人口的比重(%)來表示。遵循現有研究的通行做法，用政府預算內財政支出占地區生產總值的比重(%)來衡量財政支出規模(fiscal)，以此反映地方政府對經濟活動的參與(調控)程度。

（二）數據來源與描述性統計

本文使用2003—2017 年長江經濟帶108 個城市的平衡面板數據來評估“兩型社會”試驗區設立對污染物排放的影響。所涉及的統計指標均源自歷年《中國城市統計年鑒》和各省市歷年的統計年鑒經處理得到。本文將樣本區間確定為2003—2017 年的原因是，受《中國城市統計年鑒》數據的限制，2003 年之前的污染物排放量指標缺失嚴重，難以獲取。對于某些地區個別年份數據缺失或者異常的情況，根據缺失年份前后的數據進行線性插補和校對得到。同時為盡量消除模型可能存在的異方差問題，對所涉及的變量均進行了對數化處理。各變量的數據說明與描述性統計結果見表1。

表1 指標說明與描述性統計

續表1

五、“兩型社會”試驗區設立對污染物排放的實證檢驗

（一）合成控制法檢驗

為了準確評估“兩型社會”試驗區設立究竟對各個試點城市的污染物排放發展產生何種影響，接下來將實驗組分為9 組，采用依次分析每一個城市的方式，借助99 個控制組城市，構建每一個目標城市在“兩型社會”試驗區設立之后的工業污染物排放強度的“反事實”情境。在此基礎上，通過比較試點城市和合成城市在試驗區設立前后的數值大小以及變化趨勢，以此識別“兩型社會”試驗區設立對污染物排放的平均影響。圖1 中實線代表實驗組個體的實際工業污染物排放強度(water、so2、dust)，虛線表示合成控制組工業污染物排放強度的變化路徑，試驗區設立對污染物排放的影響由試點城市與其合成城市的工業污染排放強度的差值來表示。垂直虛線代表設立試驗區的起始年份(2008 年)。在試驗區設立之前的年份，實際與合成的工業污染物排放強度的路徑幾乎完全重合，說明合成控制組較好地擬合了試驗區設立之前各試點城市的工業污染物排放強度的路徑。在試驗區設立之后，實際和合成控制組的工業污染物排放強度的路徑發生變化，并且不同城市的實際和合成控制組的工業污染物排放強度的態勢呈現出差異性。從工業廢水排放強度(water)來看，長株潭城市群各城市的實際路徑均較為明顯的低于合成控制組的路徑①受篇幅所限，這里沒有展示合成控制法構建的最優權重組合，有需要的讀者可向作者索取。。武漢城市圈中的咸寧市、鄂州市、武漢市的實際路徑較合成控制組的路徑更低一些，而其他城市的路徑變化所反映出的政策效果并不十分強烈。總體來看，“兩型社會”試驗區的設立顯著降低了長株潭城市群試點城市的工業廢水排放強度。從工業二氧化硫排放強度(so2)、工業煙(粉)塵排放強度(dust)來看，各個城市的擬合效果不如工業廢水排放強度那么明顯，“兩型社會”試驗區設立僅對孝感市降低工業二氧化硫排放強度、工業煙(粉)塵排放強度的效應略顯突出，而對其他城市的該效應則相對較弱。整體來看，在其他因素不變的情形下，由于“兩型社會”試驗區涵蓋的城市數量較少，城市間的異質性表現突出，可能在一定程度上也降低了政策的平均效應。

圖1 “兩型社會”試驗區設立對污染物排放的合成控制法檢驗①受篇幅所限，這里沒有展示工業二氧化硫排放強度和工業煙(粉)塵排放強度的結果，有需要的讀者可向作者索取。

綜合比較來看，“兩型社會”試驗區設立以來在降低工業廢水排放強度方面取得了較為明顯的成效，但對工業二氧化硫和工業煙(粉)塵排放強度的作用效果不是那么明顯，可能是由于大氣和煙塵具有跨區域流動性的特征，在不同地域之間轉移而難以治理。此外，與工業廢氣和煙(粉)塵相比，人們也更容易感知水污染，因而地方政府在環境污染整治過程中可能會將更多的精力投向廢水(污水)治理。從各個城市的效果展示來看，與武漢城市圈相比，“兩型社會”試驗區設立對長株潭城市群降低污染物排放水平的作用效果更為明顯，可能是由于在城市群的密集型演化方向和緊湊式的布局上長株潭城市群更高的城市化層次使其在政府權力配置、要素流動和資源共享方面存在集聚優勢，從而更有利于降低工業污染物的排放強度。

（二）廣義合成控制法檢驗

圖1 使用的合成控制法構建的是各個試點城市自身的合成對象，而無論是從城市群的發展水平還是“兩型社會”試驗區設立的初始目標來看，長株潭城市群和武漢城市圈的定位和發展要求都存在明顯的現實差異。進行各個區域整體的平均化分析，有助于更好的辨識二者是否存在空間異質性，接下來對長株潭城市群和武漢城市圈分別進行分析。由于廣義合成控制法(Generalized Synthetic Control Method)能夠對同期干預的多個處理樣本進行因果效應考察，同時也可將其視作為合成控制法結果的穩健性檢驗。圖2、圖3 和圖4 分別展示了“兩型社會”試驗區、長株潭城市群以及武漢城市圈的試點區域與合成試點區域污染物排放水平的“反事實”結果以及試點區域污染物排放強度的平均處理效應。其中，黑色實線表示平均處理效應隨著時間變化的趨勢，黑色水平線為0 軸，垂直線表示試驗區設立時間的分割線，灰色的陰影部分表示95%的置信區間。對比“兩型社會”試驗區設立前后的差異變化可知，試驗區設立之前試點區域與合成試點區域的工業污染物排放強度擬合度較高，變化趨勢維持著比較一致的態勢，在虛線右側，即試驗區設立后，合成路徑和真實路徑逐漸發生明顯的分化，二者的差值可視作為試驗區設立的政策效果。綜合來看，工業廢水排放強度(water)的平均處理效應為負值，且在95%的置信水平上通過了相應的檢驗。工業二氧化硫排放強度(so2)也具有與之一致的特征。“兩型社會”試驗區設立對工業煙(粉)塵排放強度(dust)的影響較弱。

圖2 “兩型社會”試驗區對污染物排放的廣義合成控制法檢驗

圖3 長株潭城市群對污染物排放的廣義合成控制法檢驗

圖4 武漢城市圈對污染物排放的廣義合成控制法檢驗

從長株潭城市群和武漢城市圈政策效果的空間異質性比較來看，在試驗區設立之前，長株潭城市群與合成長株潭城市群的污染物排放水平的變化趨勢具有較高的擬合度。二者的差異較小，說明試點區域與合成區域在污染物排放強度方面具有較高的一致性。合成控制對象較好地擬合了長株潭城市群污染物排放水平的變動路徑。在試驗區設立之后，試點區域與合成區域的污染物排放水平的整體差異日趨明顯，真實值與合成值的差距也呈現出逐步擴大的態勢，且其差異始終位于0 軸之下，隨著“兩型社會”試驗區建設的推進，盡管政策效果在一些年份存在明顯的波動，但在工業廢水排放強度(water)與工業二氧化硫排放強度(so2)的治理方面均取得了較好的政策效果。從武漢城市圈與合成武漢城市圈的污染物排放水平來看，在試驗區設立之前，二者的變化趨勢也具有較高的一致性，由于數值差異較小，平均處理效應沿著0 軸進行窄幅度的波動。總體而言，合成對象較好地擬合了武漢城市圈污染物排放水平的變動路徑。在試驗區設立之后，工業廢水排放強度(water)的真實值與合成值的差值始終處于0 軸之下，平均處理效應為負值，二者的差異表現得日漸明顯，通過了95%的置信水平檢驗。這意味著，試驗區的設立對其降低工業廢水排放強度(water)效果顯著。此外，武漢城市圈的工業二氧化硫排放強度(so2)的變化與長株潭城市群的該變化具有較高的相似度，在工業煙(粉)塵排放強度(dust)方面，真實區域與合成區域的差值并未展現出明顯的擴大趨勢，平均處理效應表現不佳，在樣本考察期內平均處理效應圍繞著0 值上下波動，沒有明顯的政策效果。

（三）兩型社會試驗區設立對污染物排放的PSM-DID 檢驗

在論證匹配樣本基本符合條件獨立分布和共同支撐條件后①受篇幅所限，這里沒有展示平衡性假設和傾向得分匹配的估計結果，有需要的讀者可向作者索取。，接下來評估“兩型社會”試驗區設立對區域污染物排放的平均處理效應，估計結果如表2 所示。總體來看，當下比較流行的四種匹配方法(局部線性回歸匹配、半徑匹配、內核匹配、最近鄰匹配)給出的平均處理效應(ATT)在數值和顯著性方面均具有較好的一致性。在此將5 對1最近鄰匹配法作為基本匹配方法并據此所得的基準結果加以解釋，就試驗區設立對污染物排放的平均處理效應而言，試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的平均處理效應為-0.264，且在5%的置信水平上顯著。這一負效應在其他匹配法下分別為-0.230、-0.260 和-0.260，且在10%和5%的置信水平上顯著。試驗區設立對工業二氧化硫排放強度(so2)、工業煙(粉)塵排放強度(dust)的影響均較弱，表現在其對工業二氧化硫、工業煙(粉)塵排放強度的平均處理效應雖然均為負值，但不具有統計顯著性，這在很大程度上意味著試驗區設立在降低工業二氧化硫、工業煙(粉)塵排放強度方面未能發揮積極作用。考慮到傾向得分匹配過分依賴于傾向得分分布的尾部可能會違背共同支撐條件，進而造成估計結果有偏(Black 和Smith，2004)，接下來利用修剪策略(Trimming Strategy)考察基準結果對實驗組傾向得分分布尾部部分極端樣本的穩健性。在5 對1最近鄰匹配法的基礎上采用2%、5%和10%三種修剪水平，依次剔除實驗組傾向得分分布尾部2%、5%和10%的樣本。其結果表明，平均處理效應在數值大小和顯著性方面未表現出較大差異，這同樣表明基準結果具有較好的穩健性。

表2 “兩型社會”試驗區設立對污染物排放的PSM-DID分析

（四）“兩型社會”試驗區設立對污染物排放的異質性分析

運用PSM-DID 方法評估政策結果的可靠性也與選取的控制組城市有關，為了充分利用面板數據包含的信息，首先按照長江經濟帶上游、中游和下游劃分，依舊將5 對1 最近鄰匹配法作為基本匹配方法并據此所得的結果加以解釋。從表3 來看，“兩型社會”試驗區城市對上游31 個城市的污染物排放的平均處理效應均不具有統計顯著性。對此的解釋是，在上游地區的控制組城市的自然環境質量總體占優，地處國家重點開發區域的實驗組所進行的“兩型社會”試驗區建設，可能難以展示出明顯的政策效果。試驗區城市對中游其他26 個城市的工業廢水排放強度(water)的平均處理效應為-0.604，且在1%的置信水平上顯著。同時，試驗區城市對中游其他26 個城市的工業二氧化硫排放強度(so2)的平均處理效應為-0.377，且通過了5%的顯著性檢驗。試驗區城市對下游41 個城市的工業廢水排放強度(water)的平均處理效應為-0.341，且通過了5%的顯著性檢驗。

表3 “兩型社會”試驗區設立對污染物排放的異質性分析

接下來以長江經濟帶非“兩型社會”試驗區的城市為控制組，將長株潭城市群和武漢城市圈分別作為實驗組進行政策效果的比較分析。就長株潭城市群和武漢城市圈的回歸系數而言，試驗區設立對工業污染物排放強度的平均處理效應顯著性不強。僅有長株潭城市群工業廢水排放強度(water)的平均處理效應為-0.298，且在5%的置信水平上顯著。對此可能的解釋是，長株潭城市群和武漢城市圈各自的試點城市數目相對較少，而采用5 對1 最近鄰匹配下難以搜尋到合適的參照組，這有可能使得平均處理效應難以更好地呈現。

鑒于“兩型社會”試驗區設立可能會對其他地區的污染物排放產生外溢效應或其他間接影響，這些受影響的地區作為控制組的一部分可能因此干擾了估計結果，造成結果產生過高或過低的估計偏差。為盡量避免這一問題并增強估計結果的穩健性，接下來按照地緣特征，以試驗區為實驗組，依次將與試驗區接壤的14 個城市和不接壤的85 個城市作為控制組，評估試驗區設立對區域污染物排放的平均處理效應。從結果來看，就接壤地區而言，試驗區設立對接壤地區工業污染物排放強度(water、so2、dust)的平均處理效應均不顯著。對此可能的解釋為，在地理空間上，由于試驗區屬于重點開發區域，而與試驗區接壤的城市多為山地、湖泊連片地區，自然環境相對更優，再加上污染物會發生“空間轉移”，區域性環境污染具有高度擴散性和不可分割性，使得試驗區與接壤城市工業污染物排放強度的差異性較弱。接下來將與“兩型社會”試驗區接壤的城市從控制組剔除，僅用不接壤城市作為參照對象，原因是接壤的城市更有可能受到“兩型社會”試驗區設立潛在外溢效應的影響。就不接壤地區而言，試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的平均處理效應為-0.284，且在5%的置信水平上顯著。這一結果的系數大小、符號與顯著性水平與表2 的結果差異不大，也在一定程度上說明了潛在的樣本選擇性偏差沒有對估計結果造成影響。以接壤城市為實驗組，以不接壤城市為控制組，進行“反事實”檢驗，進一步檢驗“兩型社會”試驗區設立在改善區域污染物排放方面是否存在地理空間溢出效應。其結果表明，盡管工業污染物排放強度(water、so2、dust)的平均處理效應分別為-0.296、-0.168 和-0.049，但僅有工業廢水排放強度(water)的系數值在1%的置信水平上顯著。因此，接壤城市的工業廢水排放強度(water)顯著低于不接壤城市該強度，即“兩型社會”試驗區的溢出效應在一定程度上影響了接壤城市的工業廢水排放強度。盡管“兩型社會”試驗區具有一定的外部性，會污染“控制組”，但是基于“反事實”檢驗的估計結果并沒有大的變化，這也意味著“兩型社會”試驗區的外部性并不足以影響本文的估計結果。

（五）“兩型社會”試驗區設立對污染物排放的影響機制分析

為揭示“兩型社會”試驗區設立與污染物排放之間的內在關系，接下來構建中介效應模型(溫忠麟等，2012)對可能的傳導機制進行梳理。鑒于試驗區設立在降低工業二氧化硫排放強度(so2)、工業煙(粉)塵排放強度(dust)方面效果不彰，接下來將重點考察試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的影響機制。以長江經濟帶非“兩型社會”試驗區的城市作為控制組，探討試驗區設立通過相應中介變量影響區域污染物排放的影響機制和傳導路徑，在同時控制了城市個體固定效應與時間固定效應后，估計結果如表4 所示。城市經濟發展水平(gdpper)的系數為0.128，在5%的置信水平上顯著為正，相應的估計結果表明存在中介效應；在加入中介變量對模型進行重新估計后，工業廢水排放強度(water)的系數明顯變小(-0.303＞-0.418)，這進一步證明了城市經濟發展水平(gdpper)的提高有助于更好地發揮試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的削減作用，中介效應占總效應的比例為29.80%。經濟持續發展、工業污染物排放強度趨于下降的局面，在一定程度上也意味著試驗區的設立有助于實現環境保護和經濟發展的雙贏格局。第三產業發展水平(indus3)的系數為-0.124，且在1%的置信水平下顯著，相應的估計結果表明存在中介效應，在加入中介變量對模型進行重新估計后，工業廢水排放強度(water)的系數明顯變小(-0.303＞-0.354)，這意味著降低第三產業發展水平有助于發揮“兩型社會”試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的削減作用，中介效應占總效應的比例為14.33%。對這一看似矛盾的結論的一個可能的解釋是，“兩型社會”試驗區城市工業化發展水平較高，2017 年長株潭城市群與武漢城市圈三次產業占比的均值分別為5.45∶48.00∶46.55，12.99∶48.58∶38.43，非“兩型社會”試驗區城市的三次產業占比的均值分別為10.71∶44.85∶44.45。粗略比較來看，作為內陸地區的長株潭城市群和武漢城市圈在產業結構方面并沒有表現出鮮明的特色，并且與作為開放型經濟發展先行區的長江經濟帶的下游城市相比較，長株潭城市群與武漢城市圈的產業結構還略顯落后。城鎮化水平(urban)的系數為0.039，且在10%的置信水平上顯著，相應的估計結果表明存在中介效應，在加入中介變量對模型進行重新估計后，工業廢水排放強度(water)的系數明顯變小(-0.303＞-0.329)，這意味著城鎮化水平的提升有助于發揮試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的削減作用，中介效應占總效應的比例為7.79%。此外，人力資本水平(human)和財政支出規模(fiscal)具有遮掩效應，因為控制遮掩變量人力資本水平(human)、財政支出規模(fiscal)后，試驗區設立(D×T)對工業廢水排放強度(water)的系數明顯變大(-0.189＞-0.303，-0.244＞-0.303)。綜合來看，城市經濟發展水平(gdpper)和城鎮化水平(urban)在試驗區設立對工業廢水排放強度(water)的影響中起到更為顯著的中介效應。產業結構(indus2、indus3)層面的中介效應還需要做進一步辨析，而經濟增長率(grow)和外商直接投資水平(fdi)均沒有發揮中介效應。

表4 “兩型社會”試驗區設立對污染物排放的影響機制分析(一)

一般而言，產業結構應該對地區工業污染物排放具有不可忽視的影響，盡管這并不是決定性的判定標準。表4 中對產業結構的中介效應的估計結果表現得粗糙而模糊，一個可能的原因是各個城市的行業內部的微觀異質性在宏觀的產業結構層面往往因為加總而被淹沒掉了。由于傳統的產業分類模式無法有效揭示工業的生態化結構，為更細致的刻畫產業結構的異質性，在此聚焦細分行業并基于制造業行業類別的數據進行研究，既可以在一定程度上避免宏觀的產業結構數據存在的聚集性偏倚問題，也有利于通過異質性行業的差異化表現來進一步挖掘“兩型社會”試驗區是否通過產業結構的“去污染化”助推區域工業綠色發展。受樣本統計數據的限制，在此僅搜集到上海、重慶、昆明、成都、貴陽、長沙、武漢、南昌、合肥、南京、杭州以及GDP 超過1 萬億人民幣的寧波、蘇州、無錫共計14 個城市歷年的統計年鑒，以《國民經濟行業分類(GB/T4754—2017)》作為行業劃分的基本依據，參考國務院關于開展第二次全國污染源普查的通知(國發〔2016〕59 號)，由于個別行業和部分年份的細分類別進行了調整，考慮前后統計標準的統一性，共整理出24 個細分行業作為制造業行業的具體研究對象，同時將工業源普查對象中的11 個重污染行業作為污染密集型產業篩選的基本依據，在此以各個工業污染密集型產業歷年總產值占當年限制性以上工業總產值的比重，來衡量污染密集型產業的相對份額，從而體現出工業污染密集型產業內部的“去污染化”程度。統計數據顯示，11 個重污染行業的平均總產值約占限制性以上工業總產值的35%～45%左右，且全部集中于工業中的制造業。利用交互項(D×T)對所選行業進行雙向固定效應回歸，結果如表5 所示①字母“Ⅰ”表示“農副產品加工業占比”；“Ⅱ”表示“食品制造業占比”；“Ⅲ”表示“紡織業占比”；“Ⅳ”表示“皮革、毛皮和羽毛及其制造業占比”；“Ⅴ”表示“造紙業占比”；“Ⅵ”表示“石油加工、煉焦及核燃料加工業占比”；“Ⅶ”表示“化學原料及化學產品制造業占比”；“Ⅷ”表示“非金屬礦物制造業占比”；“Ⅸ”表示“黑色金屬冶煉及壓延加工業占比”；“Ⅹ”表示“有色金屬冶煉及壓延加工業占比”；“Ⅺ”表示“電力、熱力的生產和供應業占比”；“Ⅻ”表示“煙、飲料和精制茶制造業占比”；“ⅩⅢ”表示“紡織服裝、鞋、帽制造業占比”；“ⅩⅣ”表示“木材加工及木竹藤棕草制品業占比”；“ⅩⅤ”表示“家具制造業占比”；“ⅩⅥ”表示“印刷業、記錄媒介的復制業占比”；“ⅩⅦ”表示“醫藥制造業占比”；“ⅩⅧ”表示“橡膠和塑料制品業占比”；“ⅩⅨ”表示“金屬制品業占比”；“ⅩⅩ”表示“通用設備制造業占比”；“ⅩⅪ”表示“專用設備制造業占比”；“ⅩⅫ”表示“電氣機械及器材制造業占比”；“ⅩⅩⅢ”表示“通信設備、計算機及其他電子設備制造業占比”；“ⅩⅩⅥ”表示“儀器儀表及文化、辦公用機械制造業占比”。。具體來看，工業源普查對象中的11 個重污染行業有4 類行業的份額出現了顯著下降，“兩型社會”試驗區設立(D×T)對食品制造業、皮革、毛皮和羽毛及其制造業、石油加工、煉焦及核燃料加工業以及非金屬礦物制造業等高耗能和污染物排放密集型工業行業的凈影響系數分別為-0.261、-0.674、-0.809、-0.345，且在5%和10%的置信水平上顯著。此外，“兩型社會”試驗區設立(D×T)對降低家具制造業占比、儀器儀表及文化、辦公用機械制造業占比也具有顯著影響，但對提高化學原料及化學產品制造業占比也表現出來顯著影響。總體而言，在所能搜集的24 個細分行業中，有6 類行業的份額表現出明顯下降，僅有1 類行業表現出明顯上升，因而“兩型社會”試驗區通過產業結構的“去污染化”助推區域工業綠色發展這一判斷是具有一定數據支撐的。考慮到不同行業的污染物排放特征差異，6 大類行業的污染排放物中工業廢水排放強度通常較高，6 大類行業的份額下降也有助于降低城市工業廢水排放強度，這也在一定程度上有助于解釋“兩型社會”試驗區設立對降低試點城市工業廢水排放強度具有顯著效果的原因。

表5 “兩型社會”試驗區設立對污染物排放的影響機制分析(二)

（六）穩健性檢驗

1.變更污染指標、類型區域和樣本時間段

從污染指標來看，全文的回歸分析主要基于工業廢水排放強度、工業二氧化硫排放強度、工業煙(粉)塵排放強度這三個指標，為增強結論的可靠性，在此變更污染物排放強度的指標，采用單位GDP 工業廢水排放量、單位GDP 二氧化硫排放量、單位GDP 工業煙(粉)塵排放量的對數形式作為衡量污染物排放的新指標，從表6 來看，所得的結果較為穩健。從類型區域來看，由于地理意義上的邊界無法清晰界定，而城市群建設日漸成為經濟社會高質量一體化發展的重要載體，考慮到“西部大開發”“中部崛起”戰略對長江經濟帶各城市間的異質性影響，基于此，將之前的長江經濟帶上游、中游與下游地區替換為成渝、長江中游和長三角城市群，所得結論依舊穩健。考慮到生態環境保護政策存在“泛化”的趨勢，長江經濟帶中的浙江、江蘇、安徽、四川等省份開展了“生態省”建設，貴州、江西進行了國家生態文明試驗區建設，這些政策應該有助于推動各省份進行生態文明建設和生態環境保護。從實證結果來看，“兩型社會”試驗區設立對中游城市群、長三角城市群的工業廢水排放強度(water)的平均處理效應(ATT)仍顯著為負值，進一步凸顯試驗區設立對降低區域污染物排放的積極作用。從樣本時間段來看，中國共產黨第十八次全國代表大會報告明確提出“努力建設美麗中國”，國家對環境保護和生態文明建設高度重視。基于此，為弱化樣本期內由外生的政策疊加效應引起的估計偏誤，將樣本時間段變更后重新進行實證分析，估計結果與基準回歸結果基本吻合。

2.進一步排除其他政策的干擾

首先，近些年來，在沿海省份調整經濟結構的背景下，長江沿線的重慶沿江、湖北荊州、湖南湘南、江西贛南以及皖江城市帶承接產業轉移示范區可能會對地區間的工業污染物排放造成影響，為進一步減輕樣本異質性對估計結果可能產生的影響，無論是從全樣本城市中剔除承接產業示范區城市，還是從中游地區中剔除承接產業示范區城市，工業廢水排放強度(water)的平均處理效應(ATT)的符號和顯著性依舊較為穩健。其次，考慮到兩控區城市與非兩控區城市。從1998 年發布的《酸雨控制區以及二氧化硫污染控制區劃分方案》的內容來看，長江經濟帶的城市大多屬于酸雨控制區的范圍，因此基本可以排除“兩控區”政策對個別城市所施加的差異性影響。近年來從中央到地方多部門、多形式的環境政策不斷出臺，政策疊加效應引起的環境政策強度可能存在差異，這也會帶來估計偏誤。由于難以搜集齊全長江經濟帶各地區的環保政策和文件，因此對環保政策逐一檢驗也不現實，通過在模型中引入時間趨勢項與省份虛擬變量的相互項，有助于控制地區層面的因素在線性維度對估計結果的干擾，而實證結果依舊表現出較好的穩定性。

3.排除其他遺漏變量的干擾

借鑒Nunn 和Wantchekon(2011)的識別策略，對模型中是否存在嚴重的遺漏變量偏誤問題進行評估。該識別策略的基本思路是，相對于已控制的可觀測變量的影響程度，不可觀測變量的影響程度為多大時，將會導致參數估計存在明顯的估計偏誤。具體模型如下：

式(6)中解釋變量為虛擬變量D×T 和限定(restricted)控制變量XR，式(7)中進一步引入其他所有可觀測的控制變量XF。式(6)、式(7)中D×T 的系數估計值可構建相應的系數相對比率式。就該表達式的含義而言，若的差值較小，意味著與只引入XR的式(6)相比，D×T 的估計值在引入所有可觀測變量XR和XF之后的變化較小，而只有不可觀測變量較XF對工業污染物排放強度的影響更大時，才會導致D×T 的參數估計值存在明顯的偏誤。若較大、系數相對比率也較大時，意味著只有不可觀測變量對工業污染物排放強度的影響更大時，才會導致存在明顯的估計偏誤。由此可見，系數相對比率的大小在一定程度上可以輔助識別是否存在因遺漏變量而造成的估計偏誤問題。

接下來設置三組限定控制變量XR，為與之前的理論假說相呼應以及考慮相關變量的顯著性，首先不引入任何控制變量，然后依次引入限定控制變量(indus2、indus3、urban)以及限定控制變量(gdpper、indus2、indus3、urban)。之所以引入上述變量，原因是從產業結構和城鎮化的角度(indus2、indus3、urban)與之前的研究假說相呼應，而又引入限定控制變量(gdpper、indus2、indus3、urban)是便于再次對實證結果進行對比分析，以體現分組所得結果的穩健性。與這三組限定控制變量相對應的是，全部控制變量組中引入的變量與表1 中的變量保持一致，表7 給出了三組限定控制變量以及全部控制變量組的D×T 系數估計值的相對比率。按照Nunn 和Wantchekon(2011)的臨界標準，當比率值大于1 時，基本可以認為參數估計不存在較為明顯的遺漏變量偏誤。從表7 中不同組合下變量D×T 回歸系數變化的比率值來看，本文所構建的模型應該不存在較為明顯的遺漏變量問題，也基本可以排除由遺漏變量造成的估計偏誤。

表7 不同組合下變量D×T 回歸系數變化的比率值

六、結論與對策建議

本文將“兩型社會”試驗區設立作為擬自然實驗，基于2003—2017 年長江經濟帶108 個城市的平衡面板數據，主要利用合成控制法、傾向匹配-雙重差分法探究“兩型社會”試驗區設立對污染物排放的因果處置效應及其傳導機制。實證結果表明：整體而言，“兩型社會”試驗區設立使得試點城市相較于非試點城市的工業廢水排放強度顯著降低，但“兩型社會”試驗區設立在降低工業二氧化硫排放強度、工業煙(粉)塵排放強度方面效果并不明顯。從空間異質性來看，“兩型社會”試驗區存在明顯的區域異質性效應，長株潭城市群較武漢城市圈在降低工業廢水排放強度方面取得了更具明顯的成效，并且“兩型社會”試驗區的空間擴散效應也帶動了接壤城市降低工業廢水排放強度。通過構建中介效應模型進一步定量識別“兩型社會”試驗區設立降低工業廢水排放強度的影響機制，檢驗結果表明，以城市經濟發展水平、城鎮化率等指標為中介變量的中介效應顯著。另外，基于產業結構的異質性角度，證實“兩型社會”試驗區設立促使試點城市的工業污染密集型產業內部出現“去污染化”，尤其是對降低石油加工、煉焦及核燃料加工業以及非金屬礦物制造業等高耗能和污染物排放密集型行業產值比重影響顯著。經過一系列有效性和穩健性檢驗之后，所得結論依舊成立。從其中提煉出的具有現實意義的舉措如下。

第一，積極構建“以點帶線，以線促面”的生態環保產業鏈條，以城市群建設為契機，依托各自區位比較優勢，積極探索適合本地區的綠色發展模式，實現長江經濟帶環境污染防治的優勢互補。同時積極推進統一的大規模市場建設，在更廣闊的地域范圍內形成分工協作、優勢互補的工業空間規劃布局。盡管目前長江經濟帶依舊存在地理上的整體性與行政區域分割的矛盾，但空間上的關聯為長江經濟帶綠色發展提供了現實可操作性，通過提高跨區域資源配置和要素空間整合能力，構建互通互聯的基礎設施網絡，有助于建立起以城市群作為綠色經濟增長極，形成發揮核心城市的輻射和帶動作用的工業產業鏈。當下的工業發展與生態環境的矛盾不是要不要發展工業的問題，而是要走怎樣的工業化道路問題。在工業內部結構，鑒于企業作為污染排放的主要來源，各個地區應積極創建清潔生產示范企業和生態工業園區。

第二，破解“壓力型體制”下的環保治理任務分解與“行政區行政”下的環保治理區域分割難題，引導長江經濟帶綠色發展從“制度-技術型”向“系統-協同型”轉變。生態問題的復雜性、系統性和嵌套性特征，使得環境污染折射的不僅是發展方式的問題，更涉及深層次的治理問題。基于整體的集體理性和治理框架的制度設計作為長江經濟帶綠色發展的基本路向，在生態環境容量和資源承載力的約束條件下，以一種“自上而下”與“自下而上”相結合的思路，破除生態建設和管理體制中的區域枷鎖，注重政策工具之間的協調性與互補性，完善約束型與激勵型機制相結合的多維工業綠色發展政策體系。通過強化環境目標約束，引導地方政府強化環境規制，樹立“政府主導、企業明責”的生態環保理念，增進政府宏觀調控政策導向與微觀企業要素配置需求的銜接，實現環境質量與經濟發展的雙重目標。