排污權交易機制對綠色發展的影響

傅京燕 司秀梅 曹翔

摘要進入新常態以來，中國面臨著經濟增速明顯下滑和環境污染日益嚴重的雙重不利局面。中國政府適時提出了綠色發展的新理念，并且明確了采用市場化機制來治理環境污染的思路。然而，關于市場化機制治理環境污染能否促進綠色發展的研究卻相對欠缺。為此，本文在數據可獲得性的基礎上，以中國二氧化硫排污權交易試點政策為例，將綠色發展區分為綠色發展方式和綠色發展效應，分別構建同時包含好產出和壞產出的曼奎斯特-盧恩伯格指數和二氧化硫排放強度來衡量，以1998—2014年30個省級行政區的面板數據為基礎，采用雙重差分法和雙重差分傾向性得分匹配法實證檢驗了中國二氧化硫排污權交易對綠色發展的影響及其作用機制。結果發現：①中國二氧化硫交易機制實施后雖然促進了綠色發展，但作用甚微；②研發強度、治污投入、技術引進促進了綠色發展，而要素稟賦結構、產業結構、能源結構則阻礙了綠色發展；③中國二氧化硫交易機制通過促進研發強度的提高促進綠色發展，而通過抑制治污投入、技術引進削弱其對綠色發展的促進作用；④中國二氧化硫交易機制通過提高資本勞動比增強其對綠色發展的抑制作用，而通過降低二產占比、化石能源占比減少其對綠色發展的負面影響。基于上述結論，本文認為，通過市場化機制更好地促進綠色發展，可以從以下方面入手：進一步優化中國二氧化硫排放權交易機制，充分發揮其“看不見的手”的功能，進一步增加綠色生產技術方面的研發投入，增加治理投入，加大力度吸收先進綠色生產技術領域的外資，提高要素稟賦結構、產業結構、能源結構的清潔化程度。

關鍵詞排污權交易；綠色發展；波特假說；倍差法

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

發生在2017年元旦前后的“跨年霾”可謂史無前例，多達24個城市先后發布紅色預警，21個城市啟動橙色預警，16個城市啟動黃色預警，多地被迫出現學生放假、工廠停工等現象。在霧霾頻發的同時，中國的經濟增長速度也出現了明顯的下滑，告別了以往高于8%的高增長時代，步入了持續低于7%的經濟新常態。在此背景下，我國不僅面臨著實現“2020年比2010年經濟總量翻一番”這一經濟增長目標的壓力，而且也面臨著生態環境紅線不斷逼近的壓力。與此同時，2015年的十八屆五中全會創造性地將綠色發展納入中國未來經濟與社會發展的五大理念之一，上升為國家發展戰略，并成為《“十三五”規劃綱要》的重中之重。為此，中國政府在總結多年的環保經驗之后，改變了以往“行政命令有余，市場手段不足”的環保治理思路，提出采用市場化機制來治理環境污染，并在《全國生態保護“十三五”規劃綱要》明確提出在2017年建立起全國范圍內的跨省區交易市場的要求。2017年12月，國家發改委發布了《全國碳排放權交易市場建設方案（發電行業）》，全國碳市場正式啟動。可見，采用市場化交易機制已經成為中國政府治理環境污染的重要手段。那么，市場化交易機制能否促進綠色發展？市場化交易機制通過哪些機制影響綠色發展？各機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制與綠色發展之間的關系，從而為相關決策提供參考依據。

理論上來說，排污權交易手段通過激勵企業的自身減排動力能夠形成一種正確的經濟激勵，倒逼綠色生產技術進步，從而實現經濟發展和環境改善的雙贏。然而，現實中的市場化交易機制并不完美，交易成本、信息不完全等問題直接影響到市場化交易機制的有效性。因此，采用經驗性證據來驗證現實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制在環境問題上的實際應用，迄今為止只有二氧化硫排污權交易機制和二氧化碳排放權交易機制進行了相關的試點工作。其中，始于2013年的二氧化碳排放權交易機制已成為時下最為熱點的話題，但在數據上相對欠缺，難以進行有效的實證分析；而始于2002年的二氧化硫排污權交易試點政策在中國實行了十幾年時間，可以為實證分析提供足夠的經驗數據。此外，二氧化硫作為霧霾的三大主要元兇之一，是中國環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交易機制對綠色發展的影響及其作用機制，不僅可以為現存的二氧化硫排污權交易是否有效提供經驗證據，而且也可以給現存的二氧化硫排污權交易和即將運行的全國碳交易市場提供經驗啟示。

傅京燕等：排污權交易機制對綠色發展的影響中國人口·資源與環境2018年第8期1文獻綜述

排污權交易機制是一種具體的環境規制形式，綠色發展體現著經濟發展和環境污染之間的關系。兩者的學理基礎來自著名環境經濟學家Porter[1]提出的波特假說。在波特假說出現以前，新古典經濟學對環境規制與經濟增長的認識一直占據著主流地位，認為：環境規制能夠顯著抑制環境污染問題，但隨之而來給企業增加的治污成本會削弱其國際競爭力而阻礙經濟增長。波特假說認為恰到好處的環境規制能夠通過激勵技術進步從而促進經濟增長，有力地批判了新古典經濟學對環境規制與經濟增長的觀點。時至今日，國內外學者對波特假說的研究熱度不減，但至今仍存在諸多爭議。

大多數文獻支持了波特假說。Porter和Linde[2]認為：環境規制提高了企業的環保意識，促使企業更加高效利用資源，給企業帶來創新動力，進而通過提升技術水平而帶來新的競爭優勢。Ambec和Barla[3]、Ambec和Barla[4]則從企業經營者行為角度分析了波特假說，指出：環境規制激勵企業經營者促進技術創新。另外一些學者采用實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據發現，越嚴格的環境規制對技術創新的作用越強。與此同時，也有學者采用中國數據分析支持了波特假說。例如，王兵和劉光天[6]以綠色全要素生產率來衡量綠色生產技術，采用省級面板數據證明了環境規制能夠促進綠色生產技術進步。

一部分文獻否定了波特假說。Palmer等[7]認為波特假說并不具有普適性，其理由如下：第一，經典的理性人假說要求企業總是能夠從利益最大化的角度做出最優生產決策，因此并不依賴政府對環境的管制；第二，波特假說的提出者和支持者中相當一部分人都是采用案例分析的方法，其嚴謹性顯得不夠；第三，波特假說強調的是合理的環境規制，但是對環境規制的合理性評判標準卻避而不談。這種觀點也得到了不少文獻的支持，例如Jaffe等[8]認為機會成本等因素會使得現實中企業往往難以處于最有效率的生產邊界，從而環境規制的非效率現象常常存在，無法起到促進技術進步的作用。Simpson和Bradford[9]通過反證法進行分析，認為“企業創新并不一定依賴環境規制的激勵作用”。以尤濟紅和王鵬[10]為代表的國內文獻也發現波特假說在中國并不存在。

少數文獻認為環境規制對技術進步、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]認為不夠嚴格的環境規制會使得企業不大可能去追求較高的價格加成率來彌補環境規制帶來的成本，相反嚴格的環境規制將迫使企業去追求更高的價格加成率來抵消環境支出成本。Lanoie等[12]研究發現：當期的環境規制并不能促進全要素生產率的提高，而環境規制的滯后項卻符合了波特假說。此外，李斌等[13]認為環境規制對綠色生產技術進步的作用具有門檻效應，Rexhuser和Rammer[14]、張平等[15]認為不同類型的環境規制之間的異質性直接影響著波特假說的存在性。

正如前文所述，波特假說認為恰到好處的環境規制能夠通過激勵技術進步促進經濟增長。由此可見，國內外學者們主要集中在環境規制與技術進步的關系研究上，對環境規制能否促進經濟增長這一問題的研究較為缺乏。涂正革和諶仁俊[16]則進一步將環境規制能否兼顧經濟增長和環境改善的雙贏為波特效應，當環境規制兼顧經濟增長和環境改善時意味著波特效應存在，反之則說明波特效應不存在。借助于這一思想，本文將綠色發展這一理念融入到波特假說和波特效應中。綠色發展意味著經濟活動的生產技術進步在促進產出增長的同時需要減少污染排放（即實現綠色生產技術進步），只有不斷提升綠色生產技術才能實現環境改善和經濟增長的雙贏。從這一意義來看，綠色生產技術是實現環境改善和經濟增長雙贏的途徑，而實現環境改善和經濟增長雙贏是綠色發展的最終目的。因此，本文將綠色生產技術視為綠色發展方式，而把環境改善和經濟增長雙贏視為綠色發展效應。在此基礎上，本文采用主流的政策評估方法就中國二氧化硫排污權交易機制對綠色發展方式和綠色發展效應的影響及其作用機制進行了實證檢驗。其中，中國二氧化硫排污權交易機制對應著具體的環境規制，中國二氧化硫排污權交易機制與綠色發展方式、綠色發展效應之間的關系檢驗可以驗證波特假說、波特效應的存在性。相比以往研究，本文可能的創新之處如下：①鮮有文獻就排污權交易機制與綠色發展這一重要問題展開實證研究，本文以中國二氧化硫排污權交易這一具體環境規制政策為研究對象，從波特假說、波特效應兩個維度進行了實證檢驗，并且進一步驗證了其作用機制；②在綠色發展的衡量指標上，本文區分了綠色發展方式和綠色發展效應，采用綠色全要素生產率、單位GDP污染物排放強度分別衡量綠色發展方式和綠色發展效應，更加清晰全面地測度了綠色發展水平。

2政策背景與模型構建

2.1中國二氧化硫排污權交易的政策背景

至今為止，中國二氧化硫排污權交易經歷了十多年的發展歷程。“十五”時期中國政府提出了“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”的總量減排目標。為實現這一目標，中國先后啟動了二氧化硫排污交易試點項目，如太原市政府與亞洲開發銀行合作，試行覆蓋全市范圍的二氧化硫排污權交易試點，南通市與美國環保協會合作的南通市排污權交易項目等等。2001年3月，中國環保部門與美國環保協會進行了進一步的合作，擴大了原有的試點，推行了相關的示范工作。同年9月，江蘇南通達成了第一個二氧化硫排污權交易協議，開啟中國二氧化硫排污權交易的歷史先河。在這些試點項目和交易案例的經驗積累下，中國環保總局于2002年3月發布《關于開展“推動中國二氧化硫排放總量控制及排污交易政策實施的研究項目”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個省級行政區和柳州市開展二氧化硫排放總量控制及排污權交易試點工作。時至今日，中國政府一直延續了這一制度。

2.2計量模型構建

本文將中國二氧化硫排污權交易視為一次“自然實驗”，并將樣本分為受到政策影響的處理組（實施二氧化硫排污權交易的地區）與沒有受到該項政策影響的控制組（未實施二氧化硫排污權交易的地區）。具體而言，在數據可獲得性的基礎上，本文將上海市、天津市、山東省、江蘇省、河南省、山西省等6個省級行政區設定為實驗組，而把剩余地區設定為控制組。由于中國從2002年開始實行二氧化硫排污權交易試點政策，因此本文以2002年為時間節點，即1998—2001年為實施前、2002—2014年為實施后。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。具體的基準回歸模型為：

GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi×

YEARt）+μit（1）

其中，i表示地區，t代表時間。GD代表綠色發展；POLICYi代表地區虛擬變量，POLICYi=1表示地區i實行了二氧化硫排污權交易，POLICYi=0表示i地區沒有實行二氧化硫排污權交易；YEAR代表時間虛擬變量，YEAR=1表示t時期實行了二氧化硫排污權交易，YEAR=0表示t時期沒有實行二氧化硫排污權交易；μ為擾動項。

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）的基礎上增加一系列控制變量。由于本文的解釋變量為綠色發展水平，因此本文參考以往文獻將研發投入強度、技術引進、治污投入、要素稟賦結構、產業結構、能源結構等直接和間接影響綠色發展水平的關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個控制變量，Control代表研發投入強度、技術引進、治污投入、要素稟賦結構、產業結構、能源結構等控制變量，其他變量的含義跟模型（1）類似。

3實證分析

3.1指標選取與數據來源

（1）綠色發展方式。考慮到本文以中國二氧化硫排污權交易試點政策為研究對象，因此在參考以往文獻的基礎上，本文以GDP為好產出，以二氧化硫排放量為壞產出，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]的測算方法構建了曼奎斯特-盧恩伯格指數來衡量綠色生產技術進步，記為GTFP。其中，曼奎斯特-盧恩伯格指數越大代表綠色生產技術水平越高。具體來說，當中國二氧化硫排污權交易機制提高了綠色全要素生產率意味著波特假說存在，反之則說明波特假說并不存在。

（2）綠色發展效應。本文采用二氧化硫排放強度來代表綠色發展效應，即單位GDP二氧化硫排放量，記為SI。二氧化硫排放強度的下降與否體現經濟增長和環境改善能否實現雙贏，從而能夠發映出綠色發展效應的存在性。具體來說，當中國二氧化硫排污權交易機制使得二氧化硫排放強度下降意味著其導致了綠色發展效應，下降程度越大代表綠色發展效應越強；反之則沒有帶來綠色發展效應。

（3）控制變量。在參考陳超凡[17]、萬倫來等[18]研究的基礎上，本文選取了研發強度、技術引進、治污投入、要素稟賦、產業結構、能源結構等直接和間接影響綠色發展的重要變量作為控制變量，相應的指標選擇如下：①研發強度，選取研究與試驗發展經費內部支出與GDP之比來衡量，記為RD；②技術引進，由于技術引進主要是以外商直接投資的形式實現，因此選取固定資產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，囿于數據的可獲得性，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，由于資本密集型產品的排污強度遠遠高于勞動密集型產品的排污強度，因此選取資本勞動比率來衡量要素稟賦，記為KL；⑤產業結構，由于第二產業的排污強度遠遠高于第一產業和第三產業的排污強度，因此選取第二產業產值占GDP的比重來衡量產業結構，記為STR；⑥能源結構，選取化石能源消費量占能源消費總量的比重來衡量能源結構，記為FE。

在數據可獲得性的基礎上，本文采用了1998—2014年30個省級行政區的面板數據（不含西藏、港澳臺地區）。原始數據來源如下：GDP、勞動投入量（用從業人數來表示）、第二產業增加值、外商直接投資額來自歷年《中國統計年鑒》，二氧化硫排放量、治理廢氣投資額來自歷年《中國環境統計年鑒》，能源投入（能源消費量）來自歷年《中國能源統計年鑒》；物質資本存量、化石能源占比來自北京理工大學能源與環境經濟政策中心iNEMS數據庫；R&D;投入資金來自歷年《中國科技統計年鑒》。

3.2試點前后的簡單對比分析

本文將樣本分為兩個階段（1998—2001年為非試點時期、2002—2014年為試點時期）來分別考察主要變量在試點地區和非試點地區的均值變化情況，具體見表1。

為更加直觀地體現試點地區和非試點地區各變量在試點時間和非試點時間的均值變化情況，本文采用比值法來進行衡量。以綠色全要素生產GTFP變量為例，首先計算出非試點時期試點地區GTFP與非試點地區GTFP的比值，然后計算試點時期試點地區GTFP與非試點地區GTFP的比值，最后將試點時期的比值與非試點時期的比值做差。當這一差值為負數時，表明中國二氧化硫排污權交易試點使得試點地區與非試點地區GTFP之比變小了；當這一差值為正數時，表明中國二氧化硫排污權交易試點使得試點地區與非試點地區GTFP之比變大了。由此，可以初步反映出中國二氧化硫排污權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來看，試點地區和非試點地區的綠色生產技術水平有所提高而二氧化硫排放強度有所下降。其中，試點地區的綠色生產技術在試點前后都高于非試點地區，試點地區的二氧化硫排放強度在試點前后都低于非試點地區。從具體的數值差距來看，非試點時期試點地區的綠色生產技術比非試點地區僅僅高出0.23%（相差無幾），試點之后這一超出比例為7.92%，擴大了7.69%；非試點時期試點地區的二氧化硫排放強度比非試點地區低7.72%，試點之后這一比例則為29.66%，擴大了21.94%。這初步表明，中國二氧化硫排污權交易提升了試點地區的綠色生產技術進步，并降低了其二氧化硫排放強度。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交易是否真正促進了試點地區的綠色生產技術進步還有待更加嚴格的實證檢驗。從控制變量來看，試點地區的資本勞動比率、第二產業比重、固定資產投資中外資比重、化石能源占比、R&D;投資占GDP比重、治理廢氣投資占GDP比重等衡量指標在試點前后均高于非試點地區。從數值差距來看：對于資本勞動比率、第二產業比重、固定資產投資中外資比重等三個指標而言，試點之后試點地區與非試點地區的差距有所縮小；對于化石能源占比、R&D;投資占GDP比重、治理廢氣投資占GDP比重等三個指標而言，試點之后試點地區與非試點地區的差距有所擴大。

3.3回歸分析

為了便于橫向比較各變量系數的大小，本文對非虛擬變量先進行了倍數放大處理，然后進行對數化處理。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交易對綠色生產技術、二氧化硫排放強度的影響及其作用機

制進行了回歸分析。

3.3.1雙重差分法回歸分析

（1）排污權交易與綠色發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交易對綠色生產技術的影響結果。模型（1）是不包含任何控制變量的基準模型，從模型（2）到模型（7）依次增加了要素稟賦結構、產業結構、能源結構、研發強度、治污投入、技術引進等控制變量。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的顯著性和系數符號均沒有發生根本性的變化，并且大部分解釋變量的系數符號也沒有發生變化。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。這表明模型的估計結果比較穩健。

從本文最為關心的核心解釋變量來看，其回歸系數在5%水平上顯著為正，這表明中國二氧化硫排污權交易機制實施后顯著促進了試點地區的綠色生產技術進步。從系數的大小來看，中國二氧化硫交易機制實施后試點地區的綠色生產技術水平提高了0.8%。然而，通過與其他變量的回歸系數進行橫向比較可知，這一系數相對較小。換句話說，中國二氧化硫排污權交易機制實施后確實提升了試點地區的綠色生產技術水平，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，要素稟賦結構、產業結構、化石能源占比等三個變量分別在1%、1%、10%的水平上顯著為負。這表明，要素稟賦結構呈現資本勞動比越高的地區越制約著綠色生產技術的進步。隨著我國工業化程度的不斷推進，資本勞動占比不斷攀升，并且呈現粗放式增長的特征。由于資本密集型產品的清潔度低于勞動密集型產品，因而在這一粗放式工業化發展過程中資本勞動比的提高勢必

會直接降低綠色生產技術水平。就產業結構變量而言，第二產業占比越高越不利于綠色生產技術進步。在三次產業中第二產業的污染相對最大，較高的二產占比意味著相同國內生產總值下污染排放越高，從而綠色生產技術水平越低。從能源結構變量來看，化石能源占比越高越不利于綠色生產技術進步，這也符合化石能源屬于污染性能源的客觀事實。

與此同時，研發強度、治污投入、技術引進等三個控制變量依次在1%、1%、5%的水平上顯著為正。這說明，在現有基礎上進一步提高研發強度、增加治污投入、引進外資可以促進綠色生產技術進步。企業研發投入經費增加能夠直接推動技術進步，這直接使得企業在單位產值上投入的要素數量更少，污染排放也隨之降低，即提升了綠色生產技術水平。增加治污投入，則可以從生產過程和末端處理兩方面直接消納一部分污染物產生量，從而直接減少了單位產值下污染物的最終排放量。一方面，相比內資而言，外資往往具有相對先進的生產技術，意味著在同等產值下外資企業的要素投入更少，從而相應產生的污染物就相對更少；另一方面，內資企業由于遭受外資企業先進技術的挑戰，往往會通過加大技術研發投入和模仿學習外資企業生產技術等方式提升自己的生產技術，從而也會提升自身的綠色生產技術。從各變量回歸系數的橫向比較來看，研發強度、治污投入、技術引進、核心解釋變量POLICY×YEAR對綠色生產技術的正向促進作用依次減弱，而要素稟賦結構、化石能源占比、產業結構對綠色生產技術的負向抑制作用依次減弱。

（2）排污權交易與綠色發展效應的雙重差分法分析。表3是采用雙重差分法分析排污權交易對二氧化硫排放強度的影響結果。為了考察各變量回歸系數的穩健性，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模型，從模型（2）到模型（7）依次增加了要素稟賦結構、產業結構、化石能源占比、研發強度、治污投入、技術引進等控制變量。

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的顯著性和系數符號均沒有發生根本性的變化，并且大部分解釋變量的系數符號也沒有發生變化。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。這表明模型的估計結果比較穩健。

從本文最為關心的核心解釋變量POLICY×YEAR來看，其回歸系數在1%水平上顯著為負，這表明中國二氧化硫交易機制實施后顯著降低了試點地區的二氧化硫排放強度。從系數的大小來看，中國二氧化硫交易機制實施后試點地區的二氧化硫排放強度下降了0.9%。通過與其他解釋變量系數的對比，不難發現：核心解釋變量POLICY×YEAR的回歸系數在數值上遠遠小于其他變量。這表明，中國二氧化硫交易機制導致了波特效應，但其作用較弱。這一研究發現與閆文娟和郭樹龍[19]的研究結論較為一致。

從控制變量來看，研發強度、治污投入、技術引進等三個控制變量依次在1%、5%、1%的水平上顯著為負。這說明，在現有基礎上，繼續提高研發強度、增加治污投入、引進外資有利于進一步降低二氧化硫排放強度。與此同時，要素稟賦結構、產業結構、化石能源占比等三個變量均在1%的水平上顯著為正。這表明，要素稟賦結構越高、第二產業占比越大、化石能源占比越高會阻礙二氧化硫排放強度的下降。這與資本越密集污染越重、第二產業在三次產業中污染最重、化石能源排污程度高于非化石能源的客觀事實相符合。從各變量回歸系數的橫向比較來看，化石能源占比、要素稟賦結構、產業結構對二氧化硫排放強度下降的阻礙作用依次減弱，而研發強度、治污投入、技術引進、核心解釋變量POLICY×YEAR對二氧化硫排放強度

正如前文所述，雙重差分法假設在沒有實行該政策時實驗組與控制組的因變量變化趨勢一樣，即實驗組和控制組具有同質性。然而，這一假設并不能在現實中得到滿足。為此，本文采用雙重差分傾向性得分匹配法進行穩健性檢驗，具體思路為：采用Logit模型，以POLICY為因變量，以資本勞動比率、第二產業占比、化石能源占比、研發強度、治污投入、技術引進等變量作為相應的協變量，然后采用Kernel核匹配法進行樣本匹配。由此，本文得到了匹配之后的平衡性檢驗結果，具體見表4。

由表4不難看出，各變量的t統計量都不顯著，即接受實驗組與控制組無系統差異的原假設。這表明這一匹配結果是有效的，即適合采用雙重差分傾向性得分匹配法來進行估計。由此，本文采用雙重差分傾向性得分匹配法從綠色生產技術和二氧化硫排放強度兩個維度進一步分析中國二氧化硫排污權交易對綠色發展的影響，具體結果見表5。其中，模型（1）和模型（2）是以綠色生產技術為因變量，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，以綠色生產技術為因變量的模型（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。進一步將其與表2、表3進行對比，不難發現其系數在數值上也相差無幾。這再次表明，中國二氧化硫交易機制實施后雖然促進了綠色發展，但作用甚微。由此可見，這一研究結論具有較好的穩健性。

3.4進一步的機制檢驗

上述分析結果表明：中國二氧化硫排污權交易機制實施后雖然促進了綠色發展，但對綠色生產技術的促進作用和二氧化硫排放強度的抑制作用分別為0.8%、0.9%，其作用甚微。那么，究竟是什么因素導致中國二氧化硫排污權交易機制對綠色發展的作用甚微呢？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，采用雙重倍差法進一步估計中國二氧化硫排污權交易機制對這些控制變量的影響，相應的回歸結果見表6。由表6不難看出，以要素稟賦結構、研發強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交易機制在一定程度提高了試點地區的資本勞動比和研發投入。在以產業結構、能源結構、治污投入、技術引進為因變量的模型中，核心解釋變量POLICY×YEAR分別在5%、5%、10%、1%的水平上顯著為負，即表明中國二氧化硫排污權交易機制在一定程度降低了試點地區的二產占比、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入。

根據前文的分析結果，研發強度、治污投入、技術引進促進了綠色生產技術進步并降低了二氧化硫排放強度，即提高研發強度、增加治理廢氣投資額、吸引外資進入均促進了綠色發展；要素稟賦結構、產業結構、能源結構抑制了綠色生產技術進步并阻礙了二氧化硫排放強度的下降，即提高資本勞動比、第二產業比重、化石能源占比阻礙了綠色發展。

由此可知，從研發強度、治污投入、技術引進等三個變量來看，中國二氧化硫排污權交易機制通過促進研發強度的提高而促進綠色發展，而通過抑制治污投入、技術引進而削弱其對綠色發展的促進作用。從要素稟賦結構、產業結構、能源結構等三個變量來看，中國二氧化硫排污權交易機制通過提高資本勞動比而增強了其對綠色發展的抑制作用，而通過降低二產占比、化石能源占比而降低了其對綠色發展的負面影響。

4結論與政策建議

本文以1998—2014年30個省級行政區的面板數據為基礎，采用雙重差分法和雙重差分傾向性得分匹配法實證檢驗了中國二氧化硫排污權交易對綠色發展的影響及其作用機制。結果發現：①中國二氧化硫排污權交易機制實施后雖然促進了綠色發展，但作用甚微，即在一定程度上支持了波特假說；②研發強度、治污投入、技術引進促進了綠色發展，而要素稟賦結構、產業結構、能源結構則阻礙了綠色發展；③中國二氧化硫排污權交易機制通過促進研發強度的提高而促進綠色發展，而通過抑制治污投入、技術引進而削弱其對綠色發展的促進作用；④中國二氧化硫排污權交易機制通過提高資本勞動比而增強其對綠色發展的抑制作用，而通過降低二產占比、化石能源占比而減少其對綠色發展的負面影響。根據本文研究結論可得到如下政策建議：

（1）采取有力措施使排污權交易機制充分發揮其“看

不見的手”的功能：①建立更大范圍的跨區域排污權交易市場。由于排污權交易機制建立在不同交易主體邊際減排成本存在差異的基礎上，因此形成更大范圍的跨區域交易機制，可以進一步增強排污權交易機制的價格激勵作用。②通過機制設計發揮排污權交易機制與環保稅的協同作用。在環保稅已經開征的背景下，政府部門可以通過恰當的制度設計使排污權交易機制與環保稅之間發揮協同作用，充分發揮“看不見的手”在配置環境資源中的作用，實現環境資源的優化配置，使各種環境政策工具如排污許可與總量、環評、環境保護稅、排污權交易等制度有效銜接。

（2）進一步增加綠色生產技術方面的研發投入，增加治理投入，加大力度吸收綠色生產技術領域的外資。作為“十三五”規劃五大發展理念之一的綠色發展是推進生態文明建設的基本途徑和方式，也是轉變經濟發展方式的重點任務和重要內涵。經濟活動過程的“綠色化”作為綠色發展的主要途徑，對應著本文的綠色生產技術，因此采取有力措施提高綠色生產技術可以實現綠色發展。

（3）提高要素稟賦結構、產業結構、能源結構的清潔化程度。根據前文分析，無論是非試點地區還是試點地區，資本勞動比的平均值經過了2到3倍的提高，第二產業比重的平均值都提高了6個百分點左右，化石能源占比始終在90%左右。本文的實證結果表明，這三個指標的提高都會抑制綠色發展，因此只有促使要素稟賦結構、產業結構、能源結構清潔化才能從源頭上實現綠色發展。

（編輯：劉照勝）

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