總量控制對資源配置的影響: 基于“兩控區”和約束性 污染控制政策的考察

張彩云 夏 勇 王 勇

一、引 言

環境污染是人類的經濟、社會活動對生態環境造成的負外部性，但這種負外部性所造成的社會成本①直觀地看，環境污染的治理成本是可以估計的，但是其對整個生態系統的破壞是難以用數字來衡量的。是難以估量的。若按現在的排放速度看，僅僅依靠生態環境的自我調節(自凈化能力)來解決環境問題是極其困難的，必須實施嚴格的環境政策對污染加以遏制。然而，環境政策在解決外部性的同時，又對經濟、社會產生一系列影響。嚴格的環境政策通過產出效應、要素間的替代效應或“要素轉換”效應、“創新補償”效應等對企業間資源配置產生影響(Berman 和Bui，2001；Morgenstern 等，2002；Gray等，2013；陳媛媛，2011； 旸陸 ，2011；張彩云等，2017；邵帥和楊振兵，2017)。如果擴展到整個宏觀經濟，環境政策則會影響到資源在行業間、區域間的配置(王勇等，2015)。總結相關研究，環境政策對微觀企業的影響已經有諸多研究涉獵且已十分成熟，相對而言，從宏觀層面研究中國的環境政策與資源配置關系的文獻較少，即使部分文獻涉及這一領域，其研究對象也是行業、地區資源的凈變化，未涉及資源流動。基于上述考慮，本研究將從宏觀層面研究環境政策對資源配置的影響，試圖揭示經濟運行與環境治理的內在聯系。

從宏觀層面上講，環境規制引起資源的凈變化與資源在行業間、地區間的流動具有緊密聯系，但也有本質區別。前者是結果，后者是過程。如果不考慮資源在地區間的流動，那么環境規制會促使勞動力和資本從污染行業流向清潔行業，這時環境規制導致清潔行業的就業凈增加；如果不考慮資源在行業間流動，那么環境規制使得資源在地區間發生流動，這種流動一般是從環境規制嚴格的地區流向規制寬松的地區，即“污染避難所效應”，這導致規制寬松地區的就業凈增加。然而，資源在行業和地區間的流動是交織在一起的，僅僅研究某種資源的凈變化可能無法反映資源配置的全局性變化，本文試圖完善這方面的研究。不僅如此，關于環境規制對資源配置的影響，從微觀到宏觀的理論機制進行闡釋，這也是本文的研究重點。

在諸多相關研究中，本文的核心解釋變量即環境規制指標選擇是一個難點。國務院于1996 年和2000 年先后頒布了《“九五”期間全國主要污染物排放總量控制計劃》和《大氣污染防治法》，環境治理目標開始在濃度管理基礎上，逐漸重視總量控制。此后，“兩控區”的設定意味著總量控制政策開始針對排污嚴重的地區實施，在此基礎上，總量控制目標的落實日漸嚴格，“十一五”規劃則將總量控制目標由預期性調整為約束性。從實踐層面講，“兩控區”政策從污染源的重點區域入手，約束性污染控制政策則從不同污染物減排量的要求方面入手，兩者結合促使減排目標完成。因此，本文將約束性環境政策與“兩控區”政策相結合，綜合考察總量控制政策對資源配置的影響。在以往相關研究中，分別分析“兩控區”政策和“十一五”規劃影響的文獻較多，選題包括出口、投資、嬰兒死亡率等總量研究(Hering 和Poncet，2014；Tanaka，2015；Cai 等，2016；盛丹和張慧玲，2017)，而結合兩個政策研究資源配置的資料甚少，僅有Chen 等(2018)將這兩大政策結合，從績效考核指標體系變化視角研究其對經濟發展和環境保護雙重目標的影響。

承接上述研究，一方面，“兩控區”政策的嚴格實施需要一定的約束，“十一五”規劃將減排作為約束性目標之前，“十五”環保計劃統計發現，2005 年的計劃目標未完成，即使是“兩控區”的二氧化硫排放量也有2.9%的增加。“十一五”規劃設定減排約束性指標以來，2010 年二氧化硫排放量比2005 年下降14.29%，由此可見約束性污染控制政策的重要性。本文比較約束性污染控制政策實施前后“兩控區”和非“兩控區”從業人員數量、固定資產投資以及新建工業企業數量的變化，能夠對總量控制政策的經濟影響有一個更為細致且深入的考察，這是本文的第一個創新點。另一方面，本文還通過分析約束性污染控制政策和“兩控區”政策如何通過“遵循成本”效應、“創新補償”效應以及生產要素的結構性變化影響勞動力、資本、企業等的變化，來考察總量控制對宏觀層面資源配置的影響機制，這是本文的第二個創新點。

二、理論機制分析

如果嚴格的環境政策能夠通過影響企業的生產成本來促使勞動力和資本流動到清潔行業，這當然是最好的結果，但是區域間環境規制強度的差異可能導致另外一種結果，即嚴格的環境政策可能會使資源由政策實施嚴格的地區流動到政策實施寬松的地區。

探討影響機制的第一步是環境要素如何進入企業生產函數。大部分學者認為污染是企業的一種要素需求(Bovenberg 和De Mooij，1994；Fullerton 和Metcalf，1997；Berman 和Bui，2001)。其理由如下:第一，污染是由產品生產造成的，企業在造成污染的同時能夠從產品中獲得收益，因而愿意為污染許可付出成本(Fullerton 和Metcalf，1997)，這時污染成為要素需求；第二，治理污染需要投入勞動力、資本等要素，這些投入也構成要素需求(Berman 和Bui，2001)。亦有學者認為，污染是一種產出，與產量、技術水平等有關(Sanz 和Schwartz，2013)。無論污染是一種投入還是產出，污染排放均成為生產函數的一部分，而嚴格的環境政策使污染排放具有“價格”，進而影響企業邊際成本①本文中清潔生產標準對企業生產技術和生產過程中排污以及資源利用等提出要求，是較為全面的規制，基本能夠概括規制對企業要素需求、生產成本等的影響。。

嚴格的環境政策將加強環境規制，進而提高污染價格，這意味著企業面臨更高的邊際成本。利潤最大化企業需要降低產量，該過程就是“遵循成本”效應。若技術得不到提升，企業可能會減少勞動力需求并減少投資，也將重新選址到環境政策寬松的地區。諸如Gray(1987)、Jaffe 和 Stavins(1995)、Berman 和Bui(2001)、Gray 等(2013)、Kahn 和Mansur(2013)、Tsuyuhara(2015)就得到了“遵循成本”效應存在的結論，這從不同側面證明了嚴格的環境政策會促使勞動力、資本、企業等配置到環境政策相對寬松的地區。

Porter(1991)、Porter 和 Van der Linde(1995)認為，“遵循成本”效應的結論源于默認企業生產是一種靜態行為，技術水平并未得到提升，基于此，作者從動態角度提出“波特假說”。其內容為，合理的環境規制會刺激企業治污技術創新，從而帶動生產技術創新，技術水平提升所導致的生產率提升將從一定程度上抵消“遵循成本”效益對產出等的負向影響，產生“創新補償”效應。這也是Berman 和Bui(2001)提到的環境規制的產出效應可能為正，即“創新補償”效應對資源配置帶來的收益可能會超過“遵循成本”帶來的損失。此時，環境政策執行嚴格的地區反而會吸引勞動力、資本以及新企業，資源也將配置到此地。

上述機制主要涉及生產要素絕對值的變化，還有一個機制是生產要素間的替代關系。為降低污染程度，企業傾向于采用勞動力來代替資本等造成污染的生產要素，這時，勞動力需求相對上升，產生“要素轉換”效應(Morgenstern 等，2002)。然而，也可能出現相反的結果，如果嚴格的環境政策導致企業生產過程中選擇采用先進技術，生產過程中個別環節技術的提高會產生溢出效應，直接影響其他環節技術提高，從而導致從事生產活動的勞動力數量減少。此時，勞動力被資本替代(Berman 和Bui，2001)。

從上述三個微觀傳導機制傳遞到宏觀層面的資源配置角度看:第一，若“遵循成本”效應發揮主要作用，則無論是勞動力、資本還是企業，均流向環境政策寬松的地區，產生“污染避難所效應”(PHE)。據此產生的相關研究分為兩支:國際貿易流向(Copeland 和Taylor，1994；Arouri 等，2012；任力和黃崇杰，2015)、國際資本流向(Manderson 和Kneller，2012；Chung，2014；周浩和鄭越，2015；Cai 等，2016)。第二，若“創新補償”效應發揮主要作用，那么一個地區嚴格的環境政策將刺激潛在的技術進步，進而提升一個地區的競爭力，此地反而具有了吸引資源的優勢，勞動力、資本和企業等資源將配置到環境政策嚴格的地區，Costantini 和Mazzanti(2012)證明了這種觀點。第三，除了上述生產要素的絕對值變化，嚴格的環境政策還使微觀企業生產要素結構的變化演變成宏觀層面資源配置方向的差異。其主要體現為兩方面，一方面，如果嚴格的環境政策刺激企業選擇先進的生產技術，由此導致的生產率提升會使資本替代勞動力，這使得資本流向環境政策嚴格的地區，而勞動力則流出這些地區。另一方面，嚴格的環境政策也可能會使企業傾向于采用勞動力代替資本等易造成污染的要素，這時勞動力將流入環境政策執行嚴格的地區，而資本將流出這些地區。

綜上所述，基于宏觀視角，“遵循成本”效應是“污染避難所效應”的微觀依據，嚴格的環境政策將使資源配置到政策寬松的地區；而基于“創新補償”效應的“波特假說”則將環境政策的影響動態化，認為其利于資源配置到環境政策嚴格的地區。同時，不容忽視的是，企業的生產要素結構是變化的，這就需要考慮到生產要素結構的調整機制。基于這三種機制，本文將結合“兩控區”政策和約束性污染控制政策，采用基于自然實驗的雙重差分方法驗證總量控制政策對資源配置的影響。

三、研究設計

（一）研究方法

中國自1989 年通過《中華人民共和國環境保護法》以來，全國人大及其常委會已經制定了一系列法律法規來保護環境。可以斷定的是，可選擇的政策沖擊點非常多，但是具有標志性的政策有兩個，“兩控區”政策和約束性污染控制政策。前者是總量控制政策在區域層面的體現，后者則體現在對多種污染物排放量的嚴格控制上。鑒于兩者都具典型性且又無法單獨代表總量控制政策，因而本文結合兩者來考察總量控制政策對資源配置的影響。1998 年，我國根據氣象、地形、土壤等自然條件劃分酸雨控制區和二氧化硫污染控制區，首次實現了差別化規制并進行屬地管理(韓超等，2017)，但是截至2000 年，二氧化硫減排效果不明顯，這種結果可能與缺乏減排目標值的設定有關。2002 年，《兩控區酸雨和二氧化硫污染防治“十五”計劃》對各個省份分配了具體的二氧化硫減排量，但2005 年“兩控區”二氧化硫排放量依然比2000 年增加了2.9%，究其原因，是尚未建立起對地方政府有效激勵和約束機制(鄭思齊等，2013)。2006 年，國家“十一五”規劃首次將“主要污染物排放總量減少10%”作為約束性目標分配給各級政府，且建立了目標責任制，其結果是“十一五”規劃期間二氧化硫整體下降12.54%。至此，總量控制政策得以完善。可見，“兩控區”政策和“十一五”規劃的約束性污染控制政策共同構成了總量控制政策。以此為基礎，本文綜合這兩項政策分析其對資源配置的影響，可更為準確地反映總量控制政策對經濟的影響，具有一定的現實意義。

（二）模型選擇

雙重差分法需要劃分處理組和對照組。處理組為“兩控區”政策涉及的城市，對照組為不在“兩控區”范圍內的城市。我們通過比較“十一五”規劃前后，處理組和對照組從業人員數量、固定資產投資、新建工業企業數量變化來分析總量控制政策對資源配置的影響。考慮到一些無法量化的城市特征、年份特征的影響，借鑒Cai 等(2016)的研究，具體模型設定如下:

文中主要考察的是系數γ ，即平均處理效應。Yit為i 城市在t 時期從業人員數量、固定資產投資、新建工業企業數量，三者都是對數形式。t r eati= 1代表實施“兩控區”政策的城市，為處理組，如果未實施“兩控區”政策，是對照組，那么 treati= 0。p ostt為時間虛擬變量，約束性污染控制政策實施年份及之后年份為1，約束性污染控制政策未涉及的年份為0。αi為個體固定效應，控制城市層面不隨時間變化的因素；αt是時間固定效應，控制時間趨勢因素。Z 是控制變量，εit為誤差項。

另外，為深入考察總量控制的影響，本文對其影響機制也進行了分析。總量控制政策可能通過“遵循成本”效應、“創新補償”效應來影響資源配置，因而需要分析總量控制政策對環境規制指標、生產成本以及創新的影響。總量控制政策還影響到生產要素的投入結構，進而對地區間資源配置產生影響，最為典型的是勞動力與資本之間的替代關系。Yit也代表i 城市在t 時期環境規制水平和資本密集度。

需要強調的是，從理論上講一個城市新建工業企業數量可能存在大量零值，本文借鑒Henderson 等(1995)以及Condliffe 和Morgan(2009)的模型，采用負二項回歸(NB2)等方法對模型進行回歸。假設新進入企業個數為 Yit( ∏( Xit, eit))。Xit是影響利潤函數∏的因素，eit是隨機誤差項，i 代表城市，t 表示時間。供求曲線決定新進入企業個數，簡化方程為:

Yijt是t 時點i 城市j 行業新進入企業個數，Xijt代表影響企業選址的因素，eijt是獨立同分布的隨機誤差項。一個地區新建工業企業的數量是嚴格的整數，但可能有零值存在，Yijt服從泊松分布:

λijt是泊松分布的參數，表示t 期i 城市j 行業新建工業企業數目 Yijt的期望值，可表示為以下形式:

兩邊取對數得:

β 是待估參數，αij代表未觀測到的地區層面可能影響到選址決策的因素，該變量可以用地區固定效應表示。關于方法選擇，考慮到要解決地區內部變量的問題，區域內條件泊松模型因考慮到了不可觀測的某變量對企業選址的影響，因而本文以泊松回歸(Poisson)方法為基礎，主要采用負二項回歸方法對模型(5)進行回歸。

（三）變量選擇

1. 被解釋變量指標。本文研究主題為總量控制對資源配置的影響，因此研究對象主要有三個:勞動力、資本與企業選址。勞動力配置的代理變量是從業人員數量，資本配置可通過固定資產投資反映，而新建工業企業數量則可較為全面地反映資源配置，三者在計量回歸時都取對數。另外，就影響機制而言，總量控制政策通過“遵循成本”效應、“創新補償”效應以及生產要素結構的變化這三個方面來影響資源配置。勞動力成本、科教支出可分別反映“遵循成本”效應和“創新補償”效應，資本密集度即本文中的固定資產投資與從業人員數量之比的變化在一定程度上反映了資源配置的機制，同時也體現勞動力配置與資本配置后的要素比較優勢變化。

2. 環境規制指標。環境規制指標包括單位時間內排放主體排放量、單位產值排放量或污染物去除率。單位產值排放量可代表企業為減排做出的努力，趙霄偉(2014)采用了綜合指標，選擇用單位工業產值的廢水排放量、單位工業產值的二氧化硫排放量和單位工業產值的煙塵排放量3 個單項指標的加權平均數表示環境規制水平。污染物去除率也能直觀地展現企業受到的規制及環境規制水平，代表性的是工業廢水排放達標率和工業二氧化硫去除率(張中元和趙國慶，2012)。本文選擇二氧化硫總排放量、單位工業產值的二氧化硫排放量、二氧化硫去除率作為環境規制水平的度量指標。

3. 控制變量指標。無論是資源配置還是環境治理績效，離不開一個城市的資源稟賦、基礎設施、產業結構等。綜合以往學者研究，本文選擇以下幾個指標反映上述因素:(1)工資(wage)。工資直接反映一個地區勞動力成本，是企業勞動力需求和供給的重要影響因素，所以企業選址、勞動力配置等都要考慮工資。同時，工資也反映了一個地區的勞動力稟賦。(2)資本稟賦(capital)。按照傅京燕和李麗莎(2010)的觀點，要素稟賦分為兩類:物質資本稟賦和人力資本稟賦。實際上，人力資本稟賦可以通過工資反映。本文采用非工資份額占增加值的比值衡量資本稟賦。(3)土地成本(land)。土地是企業生產過程中必不可少的要素，采用工業用地價格可反映土地稟賦。(4)電力供應(pow)。電力供應是每個企業選址以及每個家庭所必須考慮的因素，本文采用人均用電量(千瓦時/人)代表一個地區電力供應。(5)基礎設施建設(road 和tele)。交通設施、信息通信設施是直接反映基礎設施建設的兩個指標。考慮到數據可得性，本文采用城市人均道路面積(平方米/人)(road)和人均移動電話(tele)數量代表之。(6)科技水平(st)。一個企業生產產品的投入不僅包括勞動力、資本、土地，還包括技術。借鑒以往學者的觀點以及數據可得性，本文運用人均科學技術和教育支出表示一個地區科技水平。

（四）數據處理

本文對不同數據庫加以匹配來完成相關研究。從業人員數量、固定資產投資、工資、資本稟賦、土地價格等變量的數據來源于《中國城市統計年鑒》和中國地價監測網，新建工業企業數目由中國工業企業數據庫提供。本文從其中提取了中國2003—2007 年新建規模以上企業的數目并對這三個數據庫進行匹配，最終選擇中國2003—2007 年255 個城市樣本對本文的主題進行驗證。表1 為各變量描述性統計與說明。

表1 各變量描述性統計與說明

在計量回歸之前，參考Brandt 等(2012)的做法，對中國工業企業數據庫的原始數據進行一系列處理。其主要處理步驟如下:(1)數據合并。依次使用法人代碼、企業名稱、法人代表姓名、“電話號碼+地區編碼”、“開業年份+地區編碼+主要產品名稱+行業代碼”等多個指標對歷年數據進行匹配整理，盡量保證同一家企業有統一識別碼。(2)行業調整。國家統計局第二次行業分類修訂標準自2002年5 月開始發布實施，這意味著工業企業數據庫中2002 年之前和之后的行業代碼存在不一致問題。為保證行業代碼前后統一，本文使用2002 年的《新國民行業分類》對1998—2002 年四位數行業代碼進行調整，以此建立對應關系。(3)去除遺漏變量的樣本，如刪除了工業總產值、工業增加值、固定資產和中間投入等主要變量樣本值為缺漏值、零值或負值的樣本。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

表2 中第(1)列至第(2)列是對公式(1)進行回歸的結果，第(3)列至第(5)列是對公式(5)進行回歸的結果。從表2 中第(1)列至第(3)列可見，約束性污染控制政策實施前后，比之非“兩控區”城市，“兩控區”城市的就業人數是增加的，固定資產投資和新建工業企業個數都是減少的。第(3)列是對新建工業企業數量的泊松回歸，因為可能存在0 值，我們在第(4)列展示了零斷尾泊松回歸結果。因泊松回歸的應用條件是被解釋變量的期望與標準差相等，本文的新建工業企業個數不滿足這一前提條件，所以采用了負二項回歸方法，結果見第(5)列，其系數的大小和方向均與泊松回歸結果一致。此外，我們對控制變量的回歸結果進行簡單解釋。在影響資源配置的諸多要素中，無論是古典、新古典經濟理論還是新經濟地理等現代經濟理論，勞動力、資本、土地三種要素均占據關鍵位置。回歸結果也印證了這一點，觀察工資、資本稟賦、土地價格的系數可知，工資上漲會顯著降低一個地區的勞動力需求水平(表2 第(1)列顯著為負的回歸參數)、顯著增大對資本的需求(表2 第(2)列顯著為正的回歸參數)，符合理論預期。資本稟賦高的地區吸引企業較多，地價高的地區不利于企業選址，這也是符合理論預期的。諸如電力、基礎設施、科技水平等逐漸引起現代經濟理論注意的要素也成為資源配置發生變化的原因。然而，這些要素對資源配置的影響在統計數據上呈現出不穩定性，部分要素對資源配置的影響符號不確定，在10%顯著水平無法通過檢驗。從控制變量的一系列回歸結果中可以看到，勞動力、資本、土地等傳統要素依然是影響企業成本的關鍵因素，因而也是資源配置的主要影響因素。那些影響不顯著的控制變量之所以保留是因為，從經濟理論上講，這些因素是資源配置的影響因素，若剔除會因遺漏解釋變量而導致內生性問題。

表2 的回歸結果說明，總量控制減少了固定資產投資和新建工業企業個數，這使得資本和部分企業可能配置到未實施總量控制政策的地區。然而，從業人員數量的增加，意味著勞動力資源可能配置到實施總量控制政策的地區。為了保證這一結果的穩健性，下文將進行一系列穩健性檢驗。

（二）穩健檢驗

雙重差分法的運用具有一系列嚴格的前提條件:分組隨機、政策隨機、對照組不受政策影響、樣本同質性、政策實施的唯一性，可總結為隨機性和同質性兩項要求(陳林和伍海軍，2015)。我們先對隨機性進行檢驗，這一條意味著總量控制政策的實施必須與隨機誤差項無關。隨機性檢驗包括四點:分組隨機、政策干預時間隨機、對照組不受政策影響以及樣本期政策實施的唯一性。考慮到政策干預時間隨機性檢驗與平行趨勢檢驗的效果有一定重合，故不再重復進行政策干預時間的隨機性檢驗。

第一，關于分組隨機檢驗。與部分研究一樣，我們選擇工具變量并采用兩階段最小二乘法(2SLS)解決這一內生性問題(史貝貝等，2017)。工具變量的選擇是一個難題，要求其與是否成為“兩控區”高度相關，而與誤差項無關。風速越高的地區因為其污染物擴散也越快，相對而言，被列為“兩控區”的可能性也較低。與多數研究一樣，此處選擇通風系數為工具變量(Cai 等，2016；史貝貝等，2017)。通風系數的構建參照陳詩一和陳登科(2018)的方法，即IVit＝wsit·blhit。其中IVit、wsit、blhit分別代表通風系數、風速和大氣邊界層高度，IV 值越大表示空氣流動性越強。城市年均風速和邊界層高度均來自歐洲中期天氣預報中心(ECMWF)發布的2003—2007 年的柵格氣象數據，采用ArcGIS 軟件將柵格數據解析為各城市數據。表3 是對分組隨機性檢驗的結果。從第一階段的回歸可以發現，通風系數對是否成為受總量控制政策影響的樣本具有負向影響，也就是說，通風越好的地區，污染物擴散越快，成為“兩控區”的可能性越低，且第一階段的F 檢驗顯示不存在弱工具變量問題。第二階段的回歸結果顯示，總量控制政策對固定資產投資和新建工業企業個數具有十分顯著的抑制作用，而對就業具有促進作用，與基準回歸結果的影響方向完全一致。

表3 分組隨機性檢驗結果：工具變量檢驗

第二，關于對照組不受政策影響的檢驗。“兩控區”試點選擇的標準是城市的酸雨量、二氧化硫排放量以及濃度，對這些城市二氧化硫排放量及濃度的約束會影響到投資、就業和企業選址等，因而未被定為試點的城市缺乏主動減排的動力。這意味著對照組的城市不存在政策干預的情況。即使如此，本文依然要考察對照組受政策影響的情況，采用隨機抽取“假想”處理組的方式加以判斷。具體到操作層面，從樣本中隨機抽取133 個城市作為處理組，剩余城市為對照組，重新分組后，對公式(1)和公式(5)進行回歸，結果如表4 所示，交叉項treat·post 的系數在10%的水平上無法拒絕系數等于0 這一原假設，說明總量控制政策對“假想”的對照組未產生顯著影響，即政策沒有沖擊到對照組。

表4 對照組不受政策影響的檢驗：隨機抽取處理組

第三，關于政策實施的唯一性檢驗。政策隨機性檢驗結果顯示系數具有顯著性，其中也暗含一種解釋是，計量回歸結果中除了總量控制政策外，其他政策也可能造成一定沖擊，于是將樣本期間其他政策的影響加以控制。在對樣本期間城市層面的環境政策加以梳理的過程中，發現一個較為重要的政策，即2002 年底國務院正式批準的《大氣污染防治重點城市劃定方案》，確定113個大氣污染防治重點城市名單，該政策可能干擾到對總量控制政策的考察結果。對此，可將實施“兩控區”政策和劃為大氣污染防治的重點城市同時作為處理組進行計量回歸，如果平均處理效應變小或者不顯著，說明總量控制政策的影響是重要的。回歸結果如表5 所示:總量控制政策和大氣污染防治重點城市政策的綜合平均處理效應在從業人員數量和企業選址方面是不顯著的，對固定資產投資的影響變小。我們還可以選擇控制虛擬變量的方式來進行檢驗，具體見表6。將大氣污染重點城市劃定政策作為虛擬變量加入控制變量行列進行回歸，結果顯示總量控制政策對資源配置的影響符號與基準回歸一致。這充分說明，在樣本考察期內，總量控制政策是樣本期內重要的環境政策，意味著基準回歸結果是顯著的。

表5 政策實施的唯一性檢驗1：控制期間其他政策影響

表6 政策實施的唯一性檢驗2：控制期間其他政策影響

除了隨機性檢驗外，本文還對樣本同質性這一假設條件加以驗證。該項要求主要是指:假如不實施總量控制政策，處理組和對照組的從業人員數量、固定資產投資、新建工業企業數量等都有相同的趨勢。事實是，總量控制政策不實施這一現象極難觀測。對此，不妨換幾種思路。其一，可采用傾向得分匹配方法以污染物排放、技術水平等條件篩選出特征類似的處理組和對照組，然后看類似的樣本在政策實施前后的變化。其二，采用鄰居匹配方法，以0.05 距離內1∶4 最近鄰居匹配方法篩選樣本后，采用雙重差分方法對公式(1)進行回歸。結果如表7 所示:平均處理效應與基準回歸結果的方向是一致的。這說明，總量控制政策增加了一個地區就業，減少了投資和新企業進入的數量，即勞動力資源配置到實施這一政策的地區，資本和企業配置到未實施這一政策的地區。

表7 樣本同質性檢驗結果：采用PSM-DID方法

此外，還可觀測處理組和對照組的平行趨勢，以確定兩組被解釋變量之間的差異是否因政策實施而變化。與大多數學者的研究方法一樣，我們對樣本進行平行趨勢檢驗，引入分組虛擬變量和各年虛擬變量的乘積作為主要解釋變量對資源配置的各個指標進行回歸，具體回歸結果見表8。因多重共線性問題，2003 年未引入交叉項。結果顯示，總量控制政策對就業和投資的影響方向與基準回歸結果一致，而更重要的是，自2005 年開始，總量控制政策使越來越多的勞動力配置到政策實施嚴格的地區，使越來越多的資本配置到政策實施相對寬松的地區。與勞動力和資本配置的結果稍顯不同，總量控制政策對新企業選址的負向影響自2006 年開始顯著，且其影響也在變大，意味著新企業也逐漸向總量控制政策相對寬松的地區轉移。總之，本文通過平行趨勢檢驗，其中需強調，“十一五”規劃自2006 年開始實施，而在2005 年總量控制政策已開始顯現其在資源配置方面的作用，這可能與2005 年政府強調排污總量控制制度 有關。

表8 樣本同質性檢驗結果：平行趨勢檢驗

以上回歸結果說明，總量控制政策增加了處理組勞動力數量而減少了投資和新企業個數，這一結果通過了穩健性檢驗。可見，該政策對不同要素流動起不同作用，使勞動力資源配置到總量政策實施嚴格的地區，將資本和企業配置到總量控制政策相對寬松的地區。以此為基礎，下文需要解決的一個問題是總量控制對資源配置的影響機制是什么。

（三）機制研究

理論機制部分認為，總量控制政策對資源配置影響機制的一個重要節點是提高環境規制水平。如前所述，隨著環境規制水平提升，企業的減排和治污成本也在增加，這將增加企業生產成本，從而導致追求利潤最大化的企業降低產量以及縮減生產規模。這一行為無疑會減少就業和投資，而且可能抑制新企業選址，這就是傳統意義上的“遵循成本”效應。“創新補償”效應則不同，環境規制水平的提升會激勵企業進行生產過程創新以及工藝等的創新，這可能削弱“遵循成本”效應所造成的負面影響，從而增加就業、投資和企業選址。環境規制水平的提升還會有第三條傳導路徑，即引發生產要素結構性調整。這就是，企業可能會采用清潔生產要素代替排污高的生產要素，而治污技術水平提高所帶動的其他技術創新可能引發資本對勞動力的替代。因此，這也會導致該政策對資源配置的影響呈現不確定性。

在研究總量控制對資源配置的三個影響機制之前，我們需要確認該政策提升了環境規制水平，以確保該政策能在事實上顯現出其效果。表9 的第(1)列至第(3)列展示了總量控制政策是否會提升環境規制水平，可見，無論采用二氧化硫排放量還是單位工業產值的二氧化硫排放量作為環境規制水平的代理變量，總量控制政策的影響均為負數，即總量控制政策降低了二氧化硫排放量，也降低了單位工業產值的二氧化硫排放量。若采用二氧化硫去除率表征環境規制水平，總量控制政策對其影響顯著為正。總的來看，總量控制政策提高環境規制水平的機制是有效的。在此基礎上，我們可以對總量控制政策對資源配置影響的三個機制一一驗證。

表9 環境規制水平的變化

第一，“遵循成本”效應的檢驗。在數據可得條件下，我們盡量多地選擇可以衡量生產成本的變量來驗證“遵循成本”效應，具體如表10 的第(1)列至第(4)列所示。無論是平均工資還是總工資，總量控制政策和環境規制都對其有十分顯著的正向影響，這一影響在1%的顯著性水平上是成立的。總量控制政策通過提高環境規制水平而提高了生產成本，說明“遵循成本”效應是存在的。第二，“創新補償”效應的檢驗。我們選擇了科教支出作為創新的代理變量，回歸結果見表10 第(5)列和第(6)列。從其中可發現，總量控制政策和環境規制均對科教支出具有十分顯著的正向影響，說明總量控制政策通過提高環境規制水平刺激了創新，進而表明“創新補償”效應是存在的。第三，關于生產要素結構的變化。以上分析的邏輯鏈條中暗含了一個假設:生產要素的結構是固定的。事實是，總量控制政策可能通過提高環境規制水平從而影響到生產要素結構變化，且這一機制在理論部分也已經進行了詳細說明。從表11 中可看到，總量控制政策和環境規制水平明顯降低了資本密集度，也就是說勞動力替代了一部分資本，這一作用主要體現為“要素轉換”效應。

表10 “遵循成本”效應和“創新補償”效應

表11 生產要素結構變化

上述回歸結果要考慮到兩個問題，第一個問題是總量控制政策的直接和間接影響。該政策通過環境規制水平的高低而產生“遵循成本”效應、“創新補償”效應，并引起生產要素結構的變化。作為環境政策，總量控制也直接產生這些效應。為確定三個機制是成立的，我們不僅計算了加入二氧化硫去除率(rso2)作為解釋變量的回歸結果，還將之剔除加以回歸，如表10 和表11 所示。比較兩種回歸結果可見，與加入rso2作為解釋變量的回歸結果相比，僅以總量控制政策作為解釋變量的三種機制的回歸系 數絕對值較大，說明總量控制政策直接或間接導致“遵循成本”效應以及“創新補償”效應，并使生產要素結構發生變化。

第二個問題，為確保影響機制的穩健性，并考慮行文的簡練度，還考慮到內生性依然是一個大問題，本文同樣擇取了工具變量法對影響機制進行穩健檢驗。如表12 和表13 所示，如前文一樣，選擇通風系數作為工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸，結果顯示了總量控制政策對工資和科教支出具有十分顯著的正向影響，證明了“遵循成本”效應和“創新補償”效應均具有顯著和穩健的效果。同樣，采用通風系數作為工具變量，對生產要素結構的變化加以回歸，和基準回歸結果一樣，總量控制政策會降低資本密集度，這就是“要素轉換”效應。

表12 基于工具變量法的“遵循成本”效應和“創新補償”效應

表13 基于工具變量法的生產要素結構變化

續表13

通過對機制分析可見，總量控制提高了環境規制水平:主要通過“創新補償”效應和生產要素結構變化中的“要素轉換”效應，增加了勞動力需求，使得勞動力資源配置到政策嚴格的地區；主要通過“遵循成本”效應和“要素轉換”效應使資本從總量控制政策較為嚴格的地區流出；勞動力配置與資本配置的結果是，總量控制政策主要通過“遵循成本”效應和“要素轉換”效應減少了企業數量，使得企業轉移到總量控制政策相對寬松的地區。

五、結論與啟示

一方面，隨著經濟發展水平的提高，居民對環境質量要求也相應提高，不能片面追求經濟增長而犧牲生態環境；另一方面，經濟發展依然是維持國家競爭力的基礎，所以也不能不顧經濟發展而一味強調環境保護。如何通過合理的政策兼顧經濟發展和環境保護，是很多國家面臨的難題，因而也成為本文以此為研究內容的現實原因。本文以環境治理的頂層設計即總量控制政策作為代表性環境政策，研究其對勞動力、資本等資源配置的影響，試圖回答這一問題。通過整理、匹配《中國城市統計年鑒》、中國工業企業數據庫和中國地價監測網的相關數據，我們得到了2003—2007 年255 個城市的從業人員數量、固定資產投資、新建工業企業個數等指標，采用雙重差分法并結合“兩控區”政策和約束性污染控制政策，研究了總量控制對資源配置的影響。結論主要有以下兩個方面。

第一，總量控制政策對就業具有十分顯著的正向影響，對資本和新企業選址具有十分顯著的負向影響；總量控制政策的影響是十分穩健的；總量控制政策使勞動力資源配置到政策實施較為嚴格的地區，使資本與企業配置到政策實施相對寬松的地區。

第二，總量控制政策直接提升了環境規制水平，主要發揮“創新補償”效應使勞動力資源配置到政策實施嚴格的地區，通過“要素轉換”效應促進了勞動力對資本的替代，間接使勞動力配置到政策實施嚴格的地區。同理，總量控制政策發揮“遵循成本”效應和“要素轉換”效應的作用，直接和間接減少了資本流入和新企業進入，使這兩項資源配置到總量控制政策實施相對寬松的地區。

根據上述結論，本文得到如下啟示。

第一，關于學術研究。從宏觀層面看，總量控制與資源優化配置在邏輯上可能存在兩難抉擇:實施嚴格的環境政策后，環境污染問題可能會緩解，但可能致使資源由環境政策嚴格的地區流動到環境政策寬松的地區，這些地區就成了“污染避難所”。若停留在靜態角度，兩者是無法兼得的；如果放置于動態框架，環境保護與經濟發展具有兼得的可能性，這也是“波特假說”的要義和內涵所在，即合理的環境規制激勵企業研發創新，提高企業競爭力，這種競爭力的提升會增加就業、投資等，使資源配置到環境政策嚴格的部門或地區，此時全國范圍內環境規制水平的提高可兼得環境保護與經濟發展。對學術研究而言，如何將“波特假說”擴展到宏觀領域需做進一步探討。

第二，關于政策制定和實施。就總量控制政策的制定來說，如何核算減排總量及各個地區的分配標準需要考慮環境保護在區域間的公平性，并確保環境保護責任量化到每個地區，使這一目標更為明確。就政策實施效果來講，總量控制政策可能將資本和新企業配置到政策實施相對寬松的地區，但是鑒于其增加了政策實施地區的就業，也是利于資源有效配置的。其中，需要注意的是，總量控制政策的實施可能引起污染產業的梯度轉移，資本配置、企業配置就是這種轉移形式的載體。

第三，關于環境保護各主體的責任。總量控制政策有益于資源配置的一個關鍵點是“創新補償”效應的發揮。政府在執行總量控制政策的同時，可結合補貼政策，給予企業創新以動力。企業要承擔起相應的環保責任，增強環保意識，從經營理念上向綠色發展轉變。