排污權(quán)交易機(jī)制對綠色發(fā)展的影響

傅京燕 司秀梅 曹翔

摘要進(jìn)入新常態(tài)以來，中國面臨著經(jīng)濟(jì)增速明顯下滑和環(huán)境污染日益嚴(yán)重的雙重不利局面。中國政府適時(shí)提出了綠色發(fā)展的新理念，并且明確了采用市場化機(jī)制來治理環(huán)境污染的思路。然而，關(guān)于市場化機(jī)制治理環(huán)境污染能否促進(jìn)綠色發(fā)展的研究卻相對欠缺。為此，本文在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，以中國二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策為例，將綠色發(fā)展區(qū)分為綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)，分別構(gòu)建同時(shí)包含好產(chǎn)出和壞產(chǎn)出的曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)和二氧化硫排放強(qiáng)度來衡量，以1998—2014年30個(gè)省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用雙重差分法和雙重差分傾向性得分匹配法實(shí)證檢驗(yàn)了中國二氧化硫排污權(quán)交易對綠色發(fā)展的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①中國二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但作用甚微；②研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了綠色發(fā)展，而要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)則阻礙了綠色發(fā)展；③中國二氧化硫交易機(jī)制通過促進(jìn)研發(fā)強(qiáng)度的提高促進(jìn)綠色發(fā)展，而通過抑制治污投入、技術(shù)引進(jìn)削弱其對綠色發(fā)展的促進(jìn)作用；④中國二氧化硫交易機(jī)制通過提高資本勞動比增強(qiáng)其對綠色發(fā)展的抑制作用，而通過降低二產(chǎn)占比、化石能源占比減少其對綠色發(fā)展的負(fù)面影響?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文認(rèn)為，通過市場化機(jī)制更好地促進(jìn)綠色發(fā)展，可以從以下方面入手：進(jìn)一步優(yōu)化中國二氧化硫排放權(quán)交易機(jī)制，充分發(fā)揮其“看不見的手”的功能，進(jìn)一步增加綠色生產(chǎn)技術(shù)方面的研發(fā)投入，增加治理投入，加大力度吸收先進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)領(lǐng)域的外資，提高要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)的清潔化程度。

關(guān)鍵詞排污權(quán)交易；綠色發(fā)展；波特假說；倍差法

中圖分類號X196文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2018）08-0012-10DOI：10.12062/cpre.20180313

發(fā)生在2017年元旦前后的“跨年霾”可謂史無前例，多達(dá)24個(gè)城市先后發(fā)布紅色預(yù)警，21個(gè)城市啟動橙色預(yù)警，16個(gè)城市啟動黃色預(yù)警，多地被迫出現(xiàn)學(xué)生放假、工廠停工等現(xiàn)象。在霧霾頻發(fā)的同時(shí)，中國的經(jīng)濟(jì)增長速度也出現(xiàn)了明顯的下滑，告別了以往高于8%的高增長時(shí)代，步入了持續(xù)低于7%的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)。在此背景下，我國不僅面臨著實(shí)現(xiàn)“2020年比2010年經(jīng)濟(jì)總量翻一番”這一經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的壓力，而且也面臨著生態(tài)環(huán)境紅線不斷逼近的壓力。與此同時(shí)，2015年的十八屆五中全會創(chuàng)造性地將綠色發(fā)展納入中國未來經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展的五大理念之一，上升為國家發(fā)展戰(zhàn)略，并成為《“十三五”規(guī)劃綱要》的重中之重。為此，中國政府在總結(jié)多年的環(huán)保經(jīng)驗(yàn)之后，改變了以往“行政命令有余，市場手段不足”的環(huán)保治理思路，提出采用市場化機(jī)制來治理環(huán)境污染，并在《全國生態(tài)保護(hù)“十三五”規(guī)劃綱要》明確提出在2017年建立起全國范圍內(nèi)的跨省區(qū)交易市場的要求。2017年12月，國家發(fā)改委發(fā)布了《全國碳排放權(quán)交易市場建設(shè)方案（發(fā)電行業(yè)）》，全國碳市場正式啟動。可見，采用市場化交易機(jī)制已經(jīng)成為中國政府治理環(huán)境污染的重要手段。那么，市場化交易機(jī)制能否促進(jìn)綠色發(fā)展？市場化交易機(jī)制通過哪些機(jī)制影響綠色發(fā)展？各機(jī)制所起到的作用如何？顯然，對于這些問題的回答有利于客觀地理解市場化交易機(jī)制與綠色發(fā)展之間的關(guān)系，從而為相關(guān)決策提供參考依據(jù)。

理論上來說，排污權(quán)交易手段通過激勵(lì)企業(yè)的自身減排動力能夠形成一種正確的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)，倒逼綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境改善的雙贏。然而，現(xiàn)實(shí)中的市場化交易機(jī)制并不完美，交易成本、信息不完全等問題直接影響到市場化交易機(jī)制的有效性。因此，采用經(jīng)驗(yàn)性證據(jù)來驗(yàn)證現(xiàn)實(shí)中市場化交易的有效性具有重要意義。縱觀中國市場化交易機(jī)制在環(huán)境問題上的實(shí)際應(yīng)用，迄今為止只有二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制和二氧化碳排放權(quán)交易機(jī)制進(jìn)行了相關(guān)的試點(diǎn)工作。其中，始于2013年的二氧化碳排放權(quán)交易機(jī)制已成為時(shí)下最為熱點(diǎn)的話題，但在數(shù)據(jù)上相對欠缺，難以進(jìn)行有效的實(shí)證分析；而始于2002年的二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策在中國實(shí)行了十幾年時(shí)間，可以為實(shí)證分析提供足夠的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)。此外，二氧化硫作為霧霾的三大主要元兇之一，是中國環(huán)境污染治理的重中之重。因此，本文研究中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對綠色發(fā)展的影響及其作用機(jī)制，不僅可以為現(xiàn)存的二氧化硫排污權(quán)交易是否有效提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，而且也可以給現(xiàn)存的二氧化硫排污權(quán)交易和即將運(yùn)行的全國碳交易市場提供經(jīng)驗(yàn)啟示。

傅京燕等：排污權(quán)交易機(jī)制對綠色發(fā)展的影響中國人口·資源與環(huán)境2018年第8期1文獻(xiàn)綜述

排污權(quán)交易機(jī)制是一種具體的環(huán)境規(guī)制形式，綠色發(fā)展體現(xiàn)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染之間的關(guān)系。兩者的學(xué)理基礎(chǔ)來自著名環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家Porter[1]提出的波特假說。在波特假說出現(xiàn)以前，新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)對環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的認(rèn)識一直占據(jù)著主流地位，認(rèn)為：環(huán)境規(guī)制能夠顯著抑制環(huán)境污染問題，但隨之而來給企業(yè)增加的治污成本會削弱其國際競爭力而阻礙經(jīng)濟(jì)增長。波特假說認(rèn)為恰到好處的環(huán)境規(guī)制能夠通過激勵(lì)技術(shù)進(jìn)步從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，有力地批判了新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)對環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的觀點(diǎn)。時(shí)至今日，國內(nèi)外學(xué)者對波特假說的研究熱度不減，但至今仍存在諸多爭議。

大多數(shù)文獻(xiàn)支持了波特假說。Porter和Linde[2]認(rèn)為：環(huán)境規(guī)制提高了企業(yè)的環(huán)保意識，促使企業(yè)更加高效利用資源，給企業(yè)帶來創(chuàng)新動力，進(jìn)而通過提升技術(shù)水平而帶來新的競爭優(yōu)勢。Ambec和Barla[3]、Ambec和Barla[4]則從企業(yè)經(jīng)營者行為角度分析了波特假說，指出：環(huán)境規(guī)制激勵(lì)企業(yè)經(jīng)營者促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。另外一些學(xué)者采用實(shí)證分析的方法支持了波特假說。例如，Cecere和Corrocher[5]采用歐洲國家層面的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，越嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的作用越強(qiáng)。與此同時(shí)，也有學(xué)者采用中國數(shù)據(jù)分析支持了波特假說。例如，王兵和劉光天[6]以綠色全要素生產(chǎn)率來衡量綠色生產(chǎn)技術(shù)，采用省級面板數(shù)據(jù)證明了環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。

一部分文獻(xiàn)否定了波特假說。Palmer等[7]認(rèn)為波特假說并不具有普適性，其理由如下：第一，經(jīng)典的理性人假說要求企業(yè)總是能夠從利益最大化的角度做出最優(yōu)生產(chǎn)決策，因此并不依賴政府對環(huán)境的管制；第二，波特假說的提出者和支持者中相當(dāng)一部分人都是采用案例分析的方法，其嚴(yán)謹(jǐn)性顯得不夠；第三，波特假說強(qiáng)調(diào)的是合理的環(huán)境規(guī)制，但是對環(huán)境規(guī)制的合理性評判標(biāo)準(zhǔn)卻避而不談。這種觀點(diǎn)也得到了不少文獻(xiàn)的支持，例如Jaffe等[8]認(rèn)為機(jī)會成本等因素會使得現(xiàn)實(shí)中企業(yè)往往難以處于最有效率的生產(chǎn)邊界，從而環(huán)境規(guī)制的非效率現(xiàn)象常常存在，無法起到促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用。Simpson和Bradford[9]通過反證法進(jìn)行分析，認(rèn)為“企業(yè)創(chuàng)新并不一定依賴環(huán)境規(guī)制的激勵(lì)作用”。以尤濟(jì)紅和王鵬[10]為代表的國內(nèi)文獻(xiàn)也發(fā)現(xiàn)波特假說在中國并不存在。

少數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進(jìn)步、競爭力的作用存在不確定性，或者說波特假說具有條件性。Greaker[11]認(rèn)為不夠嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會使得企業(yè)不大可能去追求較高的價(jià)格加成率來彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制帶來的成本，相反嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將迫使企業(yè)去追求更高的價(jià)格加成率來抵消環(huán)境支出成本。Lanoie等[12]研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)期的環(huán)境規(guī)制并不能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，而環(huán)境規(guī)制的滯后項(xiàng)卻符合了波特假說。此外，李斌等[13]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步的作用具有門檻效應(yīng)，Rexhuser和Rammer[14]、張平等[15]認(rèn)為不同類型的環(huán)境規(guī)制之間的異質(zhì)性直接影響著波特假說的存在性。

正如前文所述，波特假說認(rèn)為恰到好處的環(huán)境規(guī)制能夠通過激勵(lì)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。由此可見，國內(nèi)外學(xué)者們主要集中在環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系研究上，對環(huán)境規(guī)制能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這一問題的研究較為缺乏。涂正革和諶仁俊[16]則進(jìn)一步將環(huán)境規(guī)制能否兼顧經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境改善的雙贏為波特效應(yīng)，當(dāng)環(huán)境規(guī)制兼顧經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境改善時(shí)意味著波特效應(yīng)存在，反之則說明波特效應(yīng)不存在。借助于這一思想，本文將綠色發(fā)展這一理念融入到波特假說和波特效應(yīng)中。綠色發(fā)展意味著經(jīng)濟(jì)活動的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步在促進(jìn)產(chǎn)出增長的同時(shí)需要減少污染排放（即實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步），只有不斷提升綠色生產(chǎn)技術(shù)才能實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長的雙贏。從這一意義來看，綠色生產(chǎn)技術(shù)是實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長雙贏的途徑，而實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長雙贏是綠色發(fā)展的最終目的。因此，本文將綠色生產(chǎn)技術(shù)視為綠色發(fā)展方式，而把環(huán)境改善和經(jīng)濟(jì)增長雙贏視為綠色發(fā)展效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本文采用主流的政策評估方法就中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)的影響及其作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。其中，中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對應(yīng)著具體的環(huán)境規(guī)制，中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制與綠色發(fā)展方式、綠色發(fā)展效應(yīng)之間的關(guān)系檢驗(yàn)可以驗(yàn)證波特假說、波特效應(yīng)的存在性。相比以往研究，本文可能的創(chuàng)新之處如下：①鮮有文獻(xiàn)就排污權(quán)交易機(jī)制與綠色發(fā)展這一重要問題展開實(shí)證研究，本文以中國二氧化硫排污權(quán)交易這一具體環(huán)境規(guī)制政策為研究對象，從波特假說、波特效應(yīng)兩個(gè)維度進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并且進(jìn)一步驗(yàn)證了其作用機(jī)制；②在綠色發(fā)展的衡量指標(biāo)上，本文區(qū)分了綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)，采用綠色全要素生產(chǎn)率、單位GDP污染物排放強(qiáng)度分別衡量綠色發(fā)展方式和綠色發(fā)展效應(yīng)，更加清晰全面地測度了綠色發(fā)展水平。

2政策背景與模型構(gòu)建

2.1中國二氧化硫排污權(quán)交易的政策背景

至今為止，中國二氧化硫排污權(quán)交易經(jīng)歷了十多年的發(fā)展歷程?！笆濉睍r(shí)期中國政府提出了“到2005年全國二氧化硫排放量比2000年下降10%，控制在1 800萬t以內(nèi)”的總量減排目標(biāo)。為實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，中國先后啟動了二氧化硫排污交易試點(diǎn)項(xiàng)目，如太原市政府與亞洲開發(fā)銀行合作，試行覆蓋全市范圍的二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)，南通市與美國環(huán)保協(xié)會合作的南通市排污權(quán)交易項(xiàng)目等等。2001年3月，中國環(huán)保部門與美國環(huán)保協(xié)會進(jìn)行了進(jìn)一步的合作，擴(kuò)大了原有的試點(diǎn)，推行了相關(guān)的示范工作。同年9月，江蘇南通達(dá)成了第一個(gè)二氧化硫排污權(quán)交易協(xié)議，開啟中國二氧化硫排污權(quán)交易的歷史先河。在這些試點(diǎn)項(xiàng)目和交易案例的經(jīng)驗(yàn)積累下，中國環(huán)?？偩钟?002年3月發(fā)布《關(guān)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(shí)施的研究項(xiàng)目”示范工作的通知》，明確指出在上海、天津、山東、江蘇、河南、山西等6個(gè)省級行政區(qū)和柳州市開展二氧化硫排放總量控制及排污權(quán)交易試點(diǎn)工作。時(shí)至今日，中國政府一直延續(xù)了這一制度。

2.2計(jì)量模型構(gòu)建

本文將中國二氧化硫排污權(quán)交易視為一次“自然實(shí)驗(yàn)”，并將樣本分為受到政策影響的處理組（實(shí)施二氧化硫排污權(quán)交易的地區(qū)）與沒有受到該項(xiàng)政策影響的控制組（未實(shí)施二氧化硫排污權(quán)交易的地區(qū)）。具體而言，在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，本文將上海市、天津市、山東省、江蘇省、河南省、山西省等6個(gè)省級行政區(qū)設(shè)定為實(shí)驗(yàn)組，而把剩余地區(qū)設(shè)定為控制組。由于中國從2002年開始實(shí)行二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策，因此本文以2002年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，即1998—2001年為實(shí)施前、2002—2014年為實(shí)施后。這樣就可以通過對比處理組與控制組在兩期的變化來評估這一政策的效果。具體的基準(zhǔn)回歸模型為：

GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi×

YEARt）+μit（1）

其中，i表示地區(qū)，t代表時(shí)間。GD代表綠色發(fā)展；POLICYi代表地區(qū)虛擬變量，POLICYi=1表示地區(qū)i實(shí)行了二氧化硫排污權(quán)交易，POLICYi=0表示i地區(qū)沒有實(shí)行二氧化硫排污權(quán)交易；YEAR代表時(shí)間虛擬變量，YEAR=1表示t時(shí)期實(shí)行了二氧化硫排污權(quán)交易，YEAR=0表示t時(shí)期沒有實(shí)行二氧化硫排污權(quán)交易；μ為擾動項(xiàng)。

模型（1）雖然可以有效解決樣本選擇偏誤問題，但是卻存在遺漏變量的可能。為此，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上增加一系列控制變量。由于本文的解釋變量為綠色發(fā)展水平，因此本文參考以往文獻(xiàn)將研發(fā)投入強(qiáng)度、技術(shù)引進(jìn)、治污投入、要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等直接和間接影響綠色發(fā)展水平的關(guān)鍵變量作為控制變量，得到模型（2）。

GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi×

YEARt）+∑βjControljit+μit（2）

其中，j表示第j個(gè)控制變量，Control代表研發(fā)投入強(qiáng)度、技術(shù)引進(jìn)、治污投入、要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等控制變量，其他變量的含義跟模型（1）類似。

3實(shí)證分析

3.1指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

（1）綠色發(fā)展方式?？紤]到本文以中國二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)政策為研究對象，因此在參考以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文以GDP為好產(chǎn)出，以二氧化硫排放量為壞產(chǎn)出，然后以資本存量K、勞動投入L、能源投入E等為投入變量，借鑒陳超凡[17]的測算方法構(gòu)建了曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)來衡量綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，記為GTFP。其中，曼奎斯特-盧恩伯格指數(shù)越大代表綠色生產(chǎn)技術(shù)水平越高。具體來說，當(dāng)中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制提高了綠色全要素生產(chǎn)率意味著波特假說存在，反之則說明波特假說并不存在。

（2）綠色發(fā)展效應(yīng)。本文采用二氧化硫排放強(qiáng)度來代表綠色發(fā)展效應(yīng)，即單位GDP二氧化硫排放量，記為SI。二氧化硫排放強(qiáng)度的下降與否體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境改善能否實(shí)現(xiàn)雙贏，從而能夠發(fā)映出綠色發(fā)展效應(yīng)的存在性。具體來說，當(dāng)中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制使得二氧化硫排放強(qiáng)度下降意味著其導(dǎo)致了綠色發(fā)展效應(yīng)，下降程度越大代表綠色發(fā)展效應(yīng)越強(qiáng)；反之則沒有帶來綠色發(fā)展效應(yīng)。

（3）控制變量。在參考陳超凡[17]、萬倫來等[18]研究的基礎(chǔ)上，本文選取了研發(fā)強(qiáng)度、技術(shù)引進(jìn)、治污投入、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等直接和間接影響綠色發(fā)展的重要變量作為控制變量，相應(yīng)的指標(biāo)選擇如下：①研發(fā)強(qiáng)度，選取研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與GDP之比來衡量，記為RD；②技術(shù)引進(jìn)，由于技術(shù)引進(jìn)主要是以外商直接投資的形式實(shí)現(xiàn)，因此選取固定資產(chǎn)投資中外資直接投資所占比重來衡量，記為FI；③治污投入，本文主要分析的是二氧化硫排放，囿于數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了治理廢氣投資額占GDP比重來衡量治污投入，記為EP；④要素稟賦，由于資本密集型產(chǎn)品的排污強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于勞動密集型產(chǎn)品的排污強(qiáng)度，因此選取資本勞動比率來衡量要素稟賦，記為KL；⑤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，由于第二產(chǎn)業(yè)的排污強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的排污強(qiáng)度，因此選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，記為STR；⑥能源結(jié)構(gòu)，選取化石能源消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重來衡量能源結(jié)構(gòu)，記為FE。

在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，本文采用了1998—2014年30個(gè)省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)（不含西藏、港澳臺地區(qū)）。原始數(shù)據(jù)來源如下：GDP、勞動投入量（用從業(yè)人數(shù)來表示）、第二產(chǎn)業(yè)增加值、外商直接投資額來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，二氧化硫排放量、治理廢氣投資額來自歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，能源投入（能源消費(fèi)量）來自歷年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》；物質(zhì)資本存量、化石能源占比來自北京理工大學(xué)能源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策中心iNEMS數(shù)據(jù)庫；R&D;投入資金來自歷年《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.2試點(diǎn)前后的簡單對比分析

本文將樣本分為兩個(gè)階段（1998—2001年為非試點(diǎn)時(shí)期、2002—2014年為試點(diǎn)時(shí)期）來分別考察主要變量在試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)的均值變化情況，具體見表1。

為更加直觀地體現(xiàn)試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)各變量在試點(diǎn)時(shí)間和非試點(diǎn)時(shí)間的均值變化情況，本文采用比值法來進(jìn)行衡量。以綠色全要素生產(chǎn)GTFP變量為例，首先計(jì)算出非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)GTFP與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP的比值，然后計(jì)算試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)GTFP與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP的比值，最后將試點(diǎn)時(shí)期的比值與非試點(diǎn)時(shí)期的比值做差。當(dāng)這一差值為負(fù)數(shù)時(shí)，表明中國二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)使得試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP之比變小了；當(dāng)這一差值為正數(shù)時(shí)，表明中國二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)使得試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)GTFP之比變大了。由此，可以初步反映出中國二氧化硫排污權(quán)交易這一政策對各變量的影響。

從被解釋變量的兩大衡量指標(biāo)來看，試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平有所提高而二氧化硫排放強(qiáng)度有所下降。其中，試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)在試點(diǎn)前后都高于非試點(diǎn)地區(qū)，試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度在試點(diǎn)前后都低于非試點(diǎn)地區(qū)。從具體的數(shù)值差距來看，非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)比非試點(diǎn)地區(qū)僅僅高出0.23%（相差無幾），試點(diǎn)之后這一超出比例為7.92%，擴(kuò)大了7.69%；非試點(diǎn)時(shí)期試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度比非試點(diǎn)地區(qū)低7.72%，試點(diǎn)之后這一比例則為29.66%，擴(kuò)大了21.94%。這初步表明，中國二氧化硫排污權(quán)交易提升了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，并降低了其二氧化硫排放強(qiáng)度。需要說明的是，這僅僅是在不控制其他重要影響因素的情況下的簡單對比分析，中國二氧化硫排污權(quán)交易是否真正促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步還有待更加嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。從控制變量來看，試點(diǎn)地區(qū)的資本勞動比率、第二產(chǎn)業(yè)比重、固定資產(chǎn)投資中外資比重、化石能源占比、R&D;投資占GDP比重、治理廢氣投資占GDP比重等衡量指標(biāo)在試點(diǎn)前后均高于非試點(diǎn)地區(qū)。從數(shù)值差距來看：對于資本勞動比率、第二產(chǎn)業(yè)比重、固定資產(chǎn)投資中外資比重等三個(gè)指標(biāo)而言，試點(diǎn)之后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的差距有所縮?。粚τ诨茉凑急?、R&D;投資占GDP比重、治理廢氣投資占GDP比重等三個(gè)指標(biāo)而言，試點(diǎn)之后試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的差距有所擴(kuò)大。

3.3回歸分析

為了便于橫向比較各變量系數(shù)的大小，本文對非虛擬變量先進(jìn)行了倍數(shù)放大處理，然后進(jìn)行對數(shù)化處理。這樣就可以直觀地分析各變量對因變量的彈性大小，進(jìn)而可以比較各變量之間的作用大小。由此，本文采用雙重差分法和雙重差分傾向性匹配得分法就中國二氧化硫排污權(quán)交易對綠色生產(chǎn)技術(shù)、二氧化硫排放強(qiáng)度的影響及其作用機(jī)

制進(jìn)行了回歸分析。

3.3.1雙重差分法回歸分析

（1）排污權(quán)交易與綠色發(fā)展方式的雙重差分法分析。表2是采用雙重差分法分析排污權(quán)交易對綠色生產(chǎn)技術(shù)的影響結(jié)果。模型（1）是不包含任何控制變量的基準(zhǔn)模型，從模型（2）到模型（7）依次增加了要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等控制變量。由表2可以看出：模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過程中核心解釋變量POLICY×YEAR的顯著性和系數(shù)符號均沒有發(fā)生根本性的變化，并且大部分解釋變量的系數(shù)符號也沒有發(fā)生變化。此外，模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過程中可決系數(shù)也在不斷變大，并且在包含最多控制變量的模型（7）中各變量通過了顯著性檢驗(yàn)。這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

從本文最為關(guān)心的核心解釋變量來看，其回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，這表明中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后顯著促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。從系數(shù)的大小來看，中國二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平提高了0.8%。然而，通過與其他變量的回歸系數(shù)進(jìn)行橫向比較可知，這一系數(shù)相對較小。換句話說，中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后確實(shí)提升了試點(diǎn)地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平，但作用相對較小。這在一定程度上支持了波特假說。

從控制變量來看，要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、化石能源占比等三個(gè)變量分別在1%、1%、10%的水平上顯著為負(fù)。這表明，要素稟賦結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)資本勞動比越高的地區(qū)越制約著綠色生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步。隨著我國工業(yè)化程度的不斷推進(jìn)，資本勞動占比不斷攀升，并且呈現(xiàn)粗放式增長的特征。由于資本密集型產(chǎn)品的清潔度低于勞動密集型產(chǎn)品，因而在這一粗放式工業(yè)化發(fā)展過程中資本勞動比的提高勢必

會直接降低綠色生產(chǎn)技術(shù)水平。就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量而言，第二產(chǎn)業(yè)占比越高越不利于綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。在三次產(chǎn)業(yè)中第二產(chǎn)業(yè)的污染相對最大，較高的二產(chǎn)占比意味著相同國內(nèi)生產(chǎn)總值下污染排放越高，從而綠色生產(chǎn)技術(shù)水平越低。從能源結(jié)構(gòu)變量來看，化石能源占比越高越不利于綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，這也符合化石能源屬于污染性能源的客觀事實(shí)。

與此同時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等三個(gè)控制變量依次在1%、1%、5%的水平上顯著為正。這說明，在現(xiàn)有基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高研發(fā)強(qiáng)度、增加治污投入、引進(jìn)外資可以促進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。企業(yè)研發(fā)投入經(jīng)費(fèi)增加能夠直接推動技術(shù)進(jìn)步，這直接使得企業(yè)在單位產(chǎn)值上投入的要素?cái)?shù)量更少，污染排放也隨之降低，即提升了綠色生產(chǎn)技術(shù)水平。增加治污投入，則可以從生產(chǎn)過程和末端處理兩方面直接消納一部分污染物產(chǎn)生量，從而直接減少了單位產(chǎn)值下污染物的最終排放量。一方面，相比內(nèi)資而言，外資往往具有相對先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，意味著在同等產(chǎn)值下外資企業(yè)的要素投入更少，從而相應(yīng)產(chǎn)生的污染物就相對更少；另一方面，內(nèi)資企業(yè)由于遭受外資企業(yè)先進(jìn)技術(shù)的挑戰(zhàn)，往往會通過加大技術(shù)研發(fā)投入和模仿學(xué)習(xí)外資企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等方式提升自己的生產(chǎn)技術(shù)，從而也會提升自身的綠色生產(chǎn)技術(shù)。從各變量回歸系數(shù)的橫向比較來看，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)、核心解釋變量POLICY×YEAR對綠色生產(chǎn)技術(shù)的正向促進(jìn)作用依次減弱，而要素稟賦結(jié)構(gòu)、化石能源占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色生產(chǎn)技術(shù)的負(fù)向抑制作用依次減弱。

（2）排污權(quán)交易與綠色發(fā)展效應(yīng)的雙重差分法分析。表3是采用雙重差分法分析排污權(quán)交易對二氧化硫排放強(qiáng)度的影響結(jié)果。為了考察各變量回歸系數(shù)的穩(wěn)健性，在具體的回歸中也采用了逐步引入控制變量的方法。其中，

模型（1）是不包含任何控制變量的基準(zhǔn)模型，從模型（2）到模型（7）依次增加了要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、化石能源占比、研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等控制變量。

由表3不難看出：模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過程中核心解釋變量POLICY×YEAR的顯著性和系數(shù)符號均沒有發(fā)生根本性的變化，并且大部分解釋變量的系數(shù)符號也沒有發(fā)生變化。此外，模型（1）到模型（7）在依次增加控制變量的過程中可決系數(shù)也在不斷變大，并且在包含最多控制變量的模型（7）中各變量通過了顯著性檢驗(yàn)。這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

從本文最為關(guān)心的核心解釋變量POLICY×YEAR來看，其回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明中國二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后顯著降低了試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度。從系數(shù)的大小來看，中國二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后試點(diǎn)地區(qū)的二氧化硫排放強(qiáng)度下降了0.9%。通過與其他解釋變量系數(shù)的對比，不難發(fā)現(xiàn)：核心解釋變量POLICY×YEAR的回歸系數(shù)在數(shù)值上遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于其他變量。這表明，中國二氧化硫交易機(jī)制導(dǎo)致了波特效應(yīng)，但其作用較弱。這一研究發(fā)現(xiàn)與閆文娟和郭樹龍[19]的研究結(jié)論較為一致。

從控制變量來看，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等三個(gè)控制變量依次在1%、5%、1%的水平上顯著為負(fù)。這說明，在現(xiàn)有基礎(chǔ)上，繼續(xù)提高研發(fā)強(qiáng)度、增加治污投入、引進(jìn)外資有利于進(jìn)一步降低二氧化硫排放強(qiáng)度。與此同時(shí)，要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、化石能源占比等三個(gè)變量均在1%的水平上顯著為正。這表明，要素稟賦結(jié)構(gòu)越高、第二產(chǎn)業(yè)占比越大、化石能源占比越高會阻礙二氧化硫排放強(qiáng)度的下降。這與資本越密集污染越重、第二產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中污染最重、化石能源排污程度高于非化石能源的客觀事實(shí)相符合。從各變量回歸系數(shù)的橫向比較來看，化石能源占比、要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對二氧化硫排放強(qiáng)度下降的阻礙作用依次減弱，而研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)、核心解釋變量POLICY×YEAR對二氧化硫排放強(qiáng)度

正如前文所述，雙重差分法假設(shè)在沒有實(shí)行該政策時(shí)實(shí)驗(yàn)組與控制組的因變量變化趨勢一樣，即實(shí)驗(yàn)組和控制組具有同質(zhì)性。然而，這一假設(shè)并不能在現(xiàn)實(shí)中得到滿足。為此，本文采用雙重差分傾向性得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體思路為：采用Logit模型，以POLICY為因變量，以資本勞動比率、第二產(chǎn)業(yè)占比、化石能源占比、研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等變量作為相應(yīng)的協(xié)變量，然后采用Kernel核匹配法進(jìn)行樣本匹配。由此，本文得到了匹配之后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，具體見表4。

由表4不難看出，各變量的t統(tǒng)計(jì)量都不顯著，即接受實(shí)驗(yàn)組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)。這表明這一匹配結(jié)果是有效的，即適合采用雙重差分傾向性得分匹配法來進(jìn)行估計(jì)。由此，本文采用雙重差分傾向性得分匹配法從綠色生產(chǎn)技術(shù)和二氧化硫排放強(qiáng)度兩個(gè)維度進(jìn)一步分析中國二氧化硫排污權(quán)交易對綠色發(fā)展的影響，具體結(jié)果見表5。其中，模型（1）和模型（2）是以綠色生產(chǎn)技術(shù)為因變量，模型（1）不包含任何控制變量，而模型（2）包含了控制變量；模型（3）和模型（4）是以二氧化硫排放強(qiáng)度為因變量，模型（3）不包含任何控制變量，而模型（4）則包含了控制變量。

由表5不難看出，以綠色生產(chǎn)技術(shù)為因變量的模型（1）和模型（2）的核心解釋變量POLICY×YEAR均在1%的水平上顯著為正，而以二氧化硫排放強(qiáng)度為因變量的模型（3）和模型（4）的核心解釋變量POLICY×YEAR也都在

1%的水平上顯著為負(fù)。進(jìn)一步將其與表2、表3進(jìn)行對比，不難發(fā)現(xiàn)其系數(shù)在數(shù)值上也相差無幾。這再次表明，中國二氧化硫交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但作用甚微。由此可見，這一研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

3.4進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)

上述分析結(jié)果表明：中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但對綠色生產(chǎn)技術(shù)的促進(jìn)作用和二氧化硫排放強(qiáng)度的抑制作用分別為0.8%、0.9%，其作用甚微。那么，究竟是什么因素導(dǎo)致中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對綠色發(fā)展的作用甚微呢？為此，本文借鑒劉瑞明和趙仁杰[20]的思路，分別以上述控制變量為因變量，采用雙重倍差法進(jìn)一步估計(jì)中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制對這些控制變量的影響，相應(yīng)的回歸結(jié)果見表6。由表6不難看出，以要素稟賦結(jié)構(gòu)、研發(fā)強(qiáng)度為因變量的模型中，核心解釋變量POLICY×YEAR均在1%的水平上顯著為正，即表明中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制在一定程度提高了試點(diǎn)地區(qū)的資本勞動比和研發(fā)投入。在以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、治污投入、技術(shù)引進(jìn)為因變量的模型中，核心解釋變量POLICY×YEAR分別在5%、5%、10%、1%的水平上顯著為負(fù)，即表明中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制在一定程度降低了試點(diǎn)地區(qū)的二產(chǎn)占比、化石能源占比、治理廢氣投資額，并且在一定程度上抑制了外資的進(jìn)入。

根據(jù)前文的分析結(jié)果，研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步并降低了二氧化硫排放強(qiáng)度，即提高研發(fā)強(qiáng)度、增加治理廢氣投資額、吸引外資進(jìn)入均促進(jìn)了綠色發(fā)展；要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)抑制了綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步并阻礙了二氧化硫排放強(qiáng)度的下降，即提高資本勞動比、第二產(chǎn)業(yè)比重、化石能源占比阻礙了綠色發(fā)展。

由此可知，從研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)等三個(gè)變量來看，中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過促進(jìn)研發(fā)強(qiáng)度的提高而促進(jìn)綠色發(fā)展，而通過抑制治污投入、技術(shù)引進(jìn)而削弱其對綠色發(fā)展的促進(jìn)作用。從要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等三個(gè)變量來看，中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過提高資本勞動比而增強(qiáng)了其對綠色發(fā)展的抑制作用，而通過降低二產(chǎn)占比、化石能源占比而降低了其對綠色發(fā)展的負(fù)面影響。

4結(jié)論與政策建議

本文以1998—2014年30個(gè)省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用雙重差分法和雙重差分傾向性得分匹配法實(shí)證檢驗(yàn)了中國二氧化硫排污權(quán)交易對綠色發(fā)展的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制實(shí)施后雖然促進(jìn)了綠色發(fā)展，但作用甚微，即在一定程度上支持了波特假說；②研發(fā)強(qiáng)度、治污投入、技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了綠色發(fā)展，而要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)則阻礙了綠色發(fā)展；③中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過促進(jìn)研發(fā)強(qiáng)度的提高而促進(jìn)綠色發(fā)展，而通過抑制治污投入、技術(shù)引進(jìn)而削弱其對綠色發(fā)展的促進(jìn)作用；④中國二氧化硫排污權(quán)交易機(jī)制通過提高資本勞動比而增強(qiáng)其對綠色發(fā)展的抑制作用，而通過降低二產(chǎn)占比、化石能源占比而減少其對綠色發(fā)展的負(fù)面影響。根據(jù)本文研究結(jié)論可得到如下政策建議：

（1）采取有力措施使排污權(quán)交易機(jī)制充分發(fā)揮其“看

不見的手”的功能：①建立更大范圍的跨區(qū)域排污權(quán)交易市場。由于排污權(quán)交易機(jī)制建立在不同交易主體邊際減排成本存在差異的基礎(chǔ)上，因此形成更大范圍的跨區(qū)域交易機(jī)制，可以進(jìn)一步增強(qiáng)排污權(quán)交易機(jī)制的價(jià)格激勵(lì)作用。②通過機(jī)制設(shè)計(jì)發(fā)揮排污權(quán)交易機(jī)制與環(huán)保稅的協(xié)同作用。在環(huán)保稅已經(jīng)開征的背景下，政府部門可以通過恰當(dāng)?shù)闹贫仍O(shè)計(jì)使排污權(quán)交易機(jī)制與環(huán)保稅之間發(fā)揮協(xié)同作用，充分發(fā)揮“看不見的手”在配置環(huán)境資源中的作用，實(shí)現(xiàn)環(huán)境資源的優(yōu)化配置，使各種環(huán)境政策工具如排污許可與總量、環(huán)評、環(huán)境保護(hù)稅、排污權(quán)交易等制度有效銜接。

（2）進(jìn)一步增加綠色生產(chǎn)技術(shù)方面的研發(fā)投入，增加治理投入，加大力度吸收綠色生產(chǎn)技術(shù)領(lǐng)域的外資。作為“十三五”規(guī)劃五大發(fā)展理念之一的綠色發(fā)展是推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的基本途徑和方式，也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重點(diǎn)任務(wù)和重要內(nèi)涵。經(jīng)濟(jì)活動過程的“綠色化”作為綠色發(fā)展的主要途徑，對應(yīng)著本文的綠色生產(chǎn)技術(shù)，因此采取有力措施提高綠色生產(chǎn)技術(shù)可以實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。

（3）提高要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)的清潔化程度。根據(jù)前文分析，無論是非試點(diǎn)地區(qū)還是試點(diǎn)地區(qū)，資本勞動比的平均值經(jīng)過了2到3倍的提高，第二產(chǎn)業(yè)比重的平均值都提高了6個(gè)百分點(diǎn)左右，化石能源占比始終在90%左右。本文的實(shí)證結(jié)果表明，這三個(gè)指標(biāo)的提高都會抑制綠色發(fā)展，因此只有促使要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)清潔化才能從源頭上實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。

（編輯：劉照勝）

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