區(qū)域協(xié)同治理政策的大氣污染減排效應(yīng)研究
——基于雙重差分法的實(shí)證檢驗(yàn)

崔和瑞，辛 媛，趙巧芝

（華北電力大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理系，河北 保定 071003）

一、引言

作為國家污染治理重要的先行先試樣本，京津冀和長(zhǎng)三角地區(qū)的協(xié)同污染治理模式受到廣泛關(guān)注。2013 年，國務(wù)院發(fā)布《大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃》方案，提出了優(yōu)先在長(zhǎng)三角、京津冀地區(qū)實(shí)行大氣污染協(xié)作治理政策，以實(shí)現(xiàn)跨地區(qū)統(tǒng)籌環(huán)境治理績(jī)效，達(dá)到“1+1＞2”的環(huán)境治理效果。截止2022 年，京津冀協(xié)同治理參與方從13 個(gè)城市擴(kuò)展到28 個(gè)城市，長(zhǎng)三角地區(qū)從大氣污染治理逐漸延伸到生態(tài)環(huán)境保護(hù)的所有污染源治理領(lǐng)域。根據(jù)生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的《2021 中國生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》數(shù)據(jù)，2021 年京津冀及周邊地區(qū)（2+26 城）平均優(yōu)良天數(shù)為67.2%，與上一年相比上升4.7%；長(zhǎng)三角地區(qū)41 個(gè)城市的優(yōu)良天數(shù)平均水平為86.7%，上升了1.6%；2021 年京津冀和長(zhǎng)三角地區(qū)城市二氧化硫（SO2）排放濃度分別為11 微克/立方米和7 微克/立方米，與2016 年31 微克/立方米和17 微克/立方米，累計(jì)下降幅度達(dá)到64.52%和58.82%，兩個(gè)先行示范區(qū)大氣污染狀況得到明顯改善。基于此，探索長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)協(xié)同治理污染實(shí)施效果，識(shí)別延深合作深度和廣度的協(xié)同治理機(jī)制，可以為其他地區(qū)展開大氣污染聯(lián)防聯(lián)控起到示范作用。環(huán)境污染的負(fù)外部性和污染治理進(jìn)程中的道德風(fēng)險(xiǎn)并行存在，不同地區(qū)政府間的逐底競(jìng)爭(zhēng)和治理資源重復(fù)投資等問題不容忽視，制約著國家環(huán)境治理績(jī)效提升。各自為政型的屬地污染治理模式亟需進(jìn)一步完善，環(huán)境規(guī)制政策效果必須突破行政界限，即跨地區(qū)協(xié)同治理模式是提升環(huán)境污染治理效率的帕累托改進(jìn)方向（李倩等，2022；Li et al，2022）。跨地區(qū)政府合作可以弱化要素市場(chǎng)的地區(qū)壁壘界限，促進(jìn)資源配置優(yōu)化，提高資源利用效率，逐漸淘汰高排放企業(yè)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，減少對(duì)環(huán)境負(fù)面影響；另外，地方政府合作推動(dòng)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大同時(shí)，也增強(qiáng)了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，倒逼高耗能企業(yè)研發(fā)綠色清潔技術(shù)，從源頭阻止污染物排放（鄧榮榮等，2021）。在此背景下，本文以國家協(xié)同治理政策的先行示范城市作為研究樣本，以檢驗(yàn)區(qū)域協(xié)同治理政策在大氣污染治理中的政策效果特征，為國家完善協(xié)同治理模式提供方向。

二、文獻(xiàn)綜述

一方面，隨著環(huán)境污染問題受到廣泛關(guān)注，環(huán)境政策成為環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)者關(guān)注的重要課題。中國環(huán)境規(guī)制政策演變經(jīng)歷了“從無到有、從起步到全面提升”的演變歷程；環(huán)境規(guī)制的政策理念從“污染防治→生態(tài)文明觀”轉(zhuǎn)變，政策類型則經(jīng)歷“政府干預(yù)型→市場(chǎng)激勵(lì)型→公眾參與型”變化歷程（張小筠和劉戒驕，2019）。環(huán)境規(guī)制政策強(qiáng)度的污染減排效應(yīng)研究成果豐富（于亞卓等，2021；Wang et al，2022；Xu 和Xu，2022）、不同類型環(huán)境規(guī)制政策比較研究（王紅梅，2016）、不同類型環(huán)境規(guī)制政策污染治理效果研究（王班班和齊紹洲，2016；Emodi et al，2019；董直慶和王輝，2021；孫金花等，2021）。環(huán)境規(guī)制政策是污染減排目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的有效路徑，環(huán)境規(guī)制政策的污染減排效果結(jié)論非常豐富，地區(qū)間政策互動(dòng)特征逐漸引起越來越多的關(guān)注。

另一方面，政府政策的有效性檢驗(yàn)研究逐漸成為熱點(diǎn)方向，環(huán)境治理過程中的政策有效性檢驗(yàn)結(jié)論也在不斷豐富。張華（2020）利用雙重差分法對(duì)財(cái)政分權(quán)政策在霧霾治理中的有效性進(jìn)行了驗(yàn)證。韓超等（2021）和趙睿等（2021）對(duì)“兩控區(qū)”疊加的環(huán)境績(jī)效考核政策的污染減排效應(yīng)進(jìn)行了分析。Gao et a（l2020）則評(píng)估排污費(fèi)改革政策對(duì)城市SO2排放的影響效果。張彩江等（2021）基于合成控制法發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策有效抑制了區(qū)域碳排放量。區(qū)域協(xié)同治理政策在國家污染防治中發(fā)揮著重要作用，而該政策對(duì)環(huán)境污染的有效性評(píng)估多集中在水污染、PM2.5 及碳減排領(lǐng)域（王曉元等，2020；肖周燕和李慧慧，2021；Jin et al，2021；Chang et al，2022；Xiao et al，2022）。其中，Jin et a（l2021）通過構(gòu)建基于pressure-state-response（PSR）理論的指標(biāo)體系，對(duì)南京-鎮(zhèn)江-揚(yáng)州地區(qū)的協(xié)同水污染管理進(jìn)行評(píng)價(jià)。在PM2.5 防治方面，長(zhǎng)三角地區(qū)PM2.5 協(xié)同減排效果高于獨(dú)立減排模式。肖周燕和李慧慧（2021）及Chang et a（l2022）發(fā)現(xiàn)合作治理在霧霾污染減排方面積極作用顯著。Xiao et a（l2022）認(rèn)為城市內(nèi)部的區(qū)域一體化通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化這一路徑減少碳排放。因此，在中國環(huán)境規(guī)制政策體系不斷完善背景下，區(qū)域間環(huán)境治理互動(dòng)特征不容忽視，地區(qū)間協(xié)同治理政策對(duì)環(huán)境污染的有效性研究多集中在水污染、PM2.5 及碳減排領(lǐng)域，作為工業(yè)污染重要來源之一的二氧化硫排放治理中該項(xiàng)政策是否發(fā)揮了有效作用，現(xiàn)有研究結(jié)論較少。

基于此，本文擬選取工業(yè)二氧化硫作為典型污染物，深入分析協(xié)同治理政策對(duì)污染排放的影響機(jī)理，構(gòu)建雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)政策的有效性程度和分樣本政策效果，并探討政策對(duì)大氣污染排放的中介影響路徑，從而提出區(qū)域協(xié)同治理政策向更大區(qū)間覆蓋提供參考。

三、理論分析與假設(shè)提出

環(huán)境污染負(fù)外部性的特點(diǎn)使政府污染治理的責(zé)任界定模糊，地方政府為尋求自身利益最大化傾向“搭便車”，無法調(diào)動(dòng)各方主體治理的積極性，使環(huán)境污染治理變得更困難，需要區(qū)域內(nèi)地方政府協(xié)同治理空氣污染（孫燕銘和周傳玉，2022）。與屬地治理模式相比，協(xié)同治理可以有效避免重復(fù)治理和推卸責(zé)任的現(xiàn)象，提高環(huán)境治理效率。一方面，協(xié)同治理政策的實(shí)行能促進(jìn)勞動(dòng)、資本等要素自由流動(dòng)，人才、信息共享機(jī)制推動(dòng)技術(shù)市場(chǎng)的要素配置不斷優(yōu)化，依托技術(shù)交流平臺(tái)實(shí)現(xiàn)新的污染減排技術(shù)在區(qū)域內(nèi)的普及和推廣，最大限度降低大氣污染排放。同時(shí)協(xié)同治理政策推動(dòng)區(qū)域?qū)嵭薪y(tǒng)一的環(huán)境管制，相同的規(guī)制倒逼地方政府共同推動(dòng)大氣污染的減排進(jìn)程（趙一心和繆小林，2022）。另一方面，低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的城市在資金、技術(shù)方面存在劣勢(shì)，在政策的推動(dòng)下，區(qū)域內(nèi)政府間加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，低經(jīng)濟(jì)水平城市向周邊發(fā)達(dá)城市尋求合作，縮小污染排放水平的差距，同時(shí)上級(jí)政府為欠發(fā)達(dá)地區(qū)提供資金援助，在不影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的條件下節(jié)能降污。

因此，提出假設(shè)1：

區(qū)域協(xié)同治理政策能夠促進(jìn)大氣污染排放減少（H1）。

不僅如此，區(qū)域協(xié)同治理政策還可能通過技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和對(duì)外開放三種方式間接影響減排效果。首先是技術(shù)創(chuàng)新，區(qū)域合作可以打破行政地區(qū)壁壘，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新要素跨地區(qū)流動(dòng)，通過構(gòu)建跨地區(qū)技術(shù)服務(wù)平臺(tái)實(shí)現(xiàn)技術(shù)共享，促進(jìn)了更多主體技術(shù)交流，減少信息不對(duì)稱，提高了企業(yè)開展綠色創(chuàng)新合作的積極性，從而減少污染排放。其次是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，庫茲涅茲假說認(rèn)為不同產(chǎn)業(yè)的能源消耗水平和環(huán)境污染排放強(qiáng)度不同，隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷發(fā)展，轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式會(huì)改變污染排放水平（Chen et al，2021）。協(xié)同治理政策通過轉(zhuǎn)變企業(yè)現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，使協(xié)同、互助、共享的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式成為主流，清潔能源、綠色低碳成為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的方向。同時(shí)政府也會(huì)引導(dǎo)企業(yè)向清潔能源方向發(fā)展，淘汰落后產(chǎn)能，從而促進(jìn)污染減排。最后是對(duì)外開放，地區(qū)間協(xié)同治理政策通過對(duì)外貿(mào)易和技術(shù)引進(jìn)等為企業(yè)提供更多綠色技術(shù)選擇、管理理念和環(huán)保意識(shí)，從而間接影響地區(qū)污染物排放規(guī)模。

故提出假設(shè)2?假設(shè)4：

區(qū)域協(xié)同治理政策通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新間接減少大氣污染物排放（H2）；

區(qū)域協(xié)同治理政策通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間接減少大氣污染物排放（H3）；

區(qū)域協(xié)同治理政策通過促進(jìn)對(duì)外開放間接減少大氣污染物排放（H4）。

四、計(jì)量模型的構(gòu)建與變量處理

（一）雙重差分法

本文采用雙重差分模型評(píng)估區(qū)域協(xié)同治理政策對(duì)大氣污染物排放的影響。difference in differences（DID）方法在政策評(píng)估效果研究方面已廣泛應(yīng)用，其主要優(yōu)點(diǎn)在于，不僅可以有效排除其他因素對(duì)因變量的干擾，而且通過固定效應(yīng)模型形式緩解遺漏變量帶來的估計(jì)偏誤（Wu et al，2021；Lin et al，2021）。該方法通過將實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行二次差分處理，可以有效剔除二者在試驗(yàn)前的樣本差異以避免模型內(nèi)生性。根據(jù)2013 年國務(wù)院發(fā)布《大氣十條》，將長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)內(nèi)39 個(gè)地級(jí)及以上城市作為實(shí)驗(yàn)組，其他城市作為對(duì)照組，將區(qū)域協(xié)同治理政策看作一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建的DID 模型如式（1）所示。

其中：i為城市；t為時(shí)間；Yit為工業(yè)二氧化硫排放量；du為城市虛擬變量，du=1 為實(shí)驗(yàn)組城市，du=0 為對(duì)照組城市；dt為時(shí)間虛擬變量，2013 年之前取值為0，2013 年之后取值為1；dui×dtt為二者交互項(xiàng)；系數(shù)β1為區(qū)域協(xié)同治理政策施行效果；若β1＜0，表明政策能夠顯著地降低污染物排放，大氣污染治理效果良好；β1≥0，則表明則該項(xiàng)政策實(shí)施后的大氣污染物排放上升或未發(fā)生顯著變化，意味著政策效果并不理想；β0為常數(shù)項(xiàng)；Xit為控制變量；γ為控制變量系數(shù)；μ為個(gè)體固定效應(yīng)；δ為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差。

（二）變量選取及說明

首先，被解釋變量（Y）。二氧化硫是工業(yè)部門煤炭消耗的重要污染物，故選取工業(yè)二氧化硫排放量作為評(píng)估大氣污染治理績(jī)效的代理變量，即本文模型中的被解釋變量。其次，核心解釋變量（du×dt）。根據(jù)雙重差分模型的展開思路，本課題選擇du×dt作為核心解釋變量，二者均為二值變量。若入選區(qū)域協(xié)同治理試點(diǎn)城市，du取值為1，否則取值為0；協(xié)同治理政策開始年份為2013 年，之后dt=1，之前則dt=0。交乘項(xiàng)du×dt=1，表示試點(diǎn)城市政策執(zhí)行產(chǎn)生的驅(qū)動(dòng)效果。同時(shí)綜合現(xiàn)有相關(guān)研究成果，選取五類變量作為控制變量（盧洪友和張奔，2020）。第一類是經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素，分別用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）和人均地區(qū)生產(chǎn)總值（rg）表征，is用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，rg則用地區(qū)生產(chǎn)總值與總?cè)丝诒戎当硎尽５诙愂墙?jīng)濟(jì)開放程度（open）因素，以表征對(duì)外開放的貿(mào)易環(huán)境對(duì)本地區(qū)是產(chǎn)生了“污染天堂”還是“污染光環(huán)”效應(yīng)，采用該地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易額表征。第三類是地區(qū)技術(shù)專利水平（te），采用人均專利授權(quán)量作為代理變量，以反映技術(shù)創(chuàng)新成果是否為本地區(qū)污染減排提供了有效技術(shù)支持。第四類是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量（en），采用綠化覆蓋率指標(biāo)表征。第五類是人口因素（pe），評(píng)估地區(qū)人口集聚變化對(duì)大氣污染排放的影響，用年末總?cè)丝诒硎尽?/p>

（三）研究樣本及數(shù)據(jù)說明

擬選取內(nèi)地284 個(gè)地級(jí)及以上城市作為研究樣本，香港、澳門、臺(tái)灣和西藏自治區(qū)未列入，研究期間為2005—2020 年。對(duì)規(guī)模類變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化以消除異方差。數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，個(gè)別數(shù)據(jù)缺失時(shí)采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。表1 是描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表2 為根據(jù)式（1）所得的雙向固定效應(yīng)下面板DID 模型回歸結(jié)果。根據(jù)表2 結(jié)果顯示，其中，模型（1）表示在未加入控制變量情形下的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，核心解釋變量（du×dt）的回歸系數(shù)為-1.9151，且在1%的置信水平下顯著。模型（2）?模型（4）表示逐漸加入控制變量情形下的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，核心解釋變量（du×dt）的回歸系數(shù)在該模型中均顯著。由此可知，無論是否加入控制變量，核心解釋變量（du×dt）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著區(qū)域協(xié)同治理政策能夠有效地驅(qū)動(dòng)工業(yè)二氧化硫排放量下降，區(qū)域協(xié)同治理政策具有顯著的有效性，假設(shè)1 成立。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)模型（4）估計(jì)結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)大氣污染排放的影響系數(shù)為5.6915，在1%的水平下顯著，且數(shù)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他控制變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與大氣污染排放呈正相關(guān)，對(duì)環(huán)境污染的影響較大，說明第二產(chǎn)業(yè)占比越高，大氣污染排放越嚴(yán)重；地區(qū)技術(shù)專利水平的回歸系數(shù)為-0.0126，在1%的水平下顯著，表明技術(shù)水平的提高促使企業(yè)生產(chǎn)出更清潔低碳的綠色產(chǎn)品，對(duì)污染排放有抑制作用；經(jīng)濟(jì)開放程度的回歸系數(shù)為0.4095，在1%的水平下顯著，說明隨著對(duì)外開放水平程度的不斷加深加劇了大氣污染物排放，存在“污染避難所”效應(yīng)；年末總?cè)丝谂c工業(yè)二氧化硫存在顯著負(fù)向關(guān)系，表明隨著人口規(guī)模的擴(kuò)大，更多群眾了解到環(huán)境污染治理的嚴(yán)重性，促使政府對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境管控的積極性增加，大氣污染排放量降低；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在5%的水平下為正，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大空氣污染越嚴(yán)重，說明現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不足，環(huán)境規(guī)制的資金沒有完全流向大氣污染治理，管制效率不夠；人均地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)為-2.3296 且顯著，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對(duì)大氣污染排放有抑制作用。

（二）模型相關(guān)檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

采用雙重差分（DID）法進(jìn)行分析存在一個(gè)重要的假設(shè)前提，若未實(shí)施區(qū)域協(xié)同治理政策，則實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本的工業(yè)二氧化硫排放變動(dòng)趨勢(shì)應(yīng)該是一致的，即不存在事前的系統(tǒng)性差異（馬強(qiáng)文等，2022）。本文中設(shè)置2013—2020 年為處理期，選取處理期前五年與政策實(shí)施后五年作為檢驗(yàn)期，其中，Before_1 至Before_5 分別為2012—2008 年，Current為2013 年，After_1 至After_5 分別為2014—2018 年。表3 為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)系數(shù)估計(jì)結(jié)果，圖1 為相應(yīng)的系數(shù)變化圖，以驗(yàn)證DID 模型的適用性。

根據(jù)圖1 所示，政策沖擊前，系數(shù)均在0 附近波動(dòng)，政策沖擊后系數(shù)顯著為負(fù)，說明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組是可以比較的，區(qū)域協(xié)同治理的政策效果在政策頒布后第二年開始顯現(xiàn)，樣本通過平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。具體根據(jù)表3 可知，前五期系數(shù)（2008—2012 年）和當(dāng)期系數(shù)均不顯著，政策后第一年的系數(shù)為負(fù)值（-0.2683），但未通過顯著性檢驗(yàn)，表明該項(xiàng)政策的沖擊效應(yīng)較為微弱，從第二年開始（2015—2018 年）系數(shù)顯著為負(fù)。2015 年系數(shù)為-0.9367，說明該項(xiàng)政策實(shí)施后第二年的工業(yè)二氧化硫減排量為0.9367 個(gè)百分點(diǎn)，表明政策在實(shí)施后第二年就開始對(duì)大氣污染物排放具有顯著的抑制作用，之后2016 和2017 年系數(shù)值不斷增大，到2018 年系數(shù)為-1.8554，該項(xiàng)政策的抑制效果達(dá)到1.8554個(gè)百分點(diǎn)。綜上，短期內(nèi)，區(qū)域協(xié)同治理政策對(duì)城市工業(yè)二氧化硫排放具有顯著的抑制作用，且隨著政策時(shí)效延長(zhǎng)，該政策對(duì)大氣污染的治理效果不斷累積，效果將不斷增強(qiáng)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)Coefplot 繪圖

表3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

2.安慰劑檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證大氣污染排放水平的降低是由區(qū)域協(xié)同治理政策引起的，而非受到其他政策或隨機(jī)性因素的影響，本文參考周茂等（2018）的處理思路，隨機(jī)從樣本中抽取39 個(gè)個(gè)體作為實(shí)驗(yàn)組，其余城市作為對(duì)照組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，采用500 次隨機(jī)試驗(yàn)展開，交互項(xiàng)系數(shù)的數(shù)學(xué)表達(dá)式如式（2）所示：

其中：λ為不可觀測(cè)隨機(jī)因素影響系數(shù)；X為控制變量。若無偏，則λ應(yīng)等于0，由于無法直接觀測(cè)出隨機(jī)因素系數(shù)是否為0，本文通過計(jì)算機(jī)隨機(jī)分配納入?yún)f(xié)同治理政策城市的方法來檢驗(yàn)dui×dtt對(duì)大氣污染排放的影響，在此方法下若能得到的結(jié)果為0，就能反推出λ也為0。圖2為的估計(jì)系數(shù)分布圖，結(jié)果顯示經(jīng)過500次試驗(yàn)回歸的估計(jì)系數(shù)均分布在0 附近，且服從正態(tài)分布，由此可推出λ值為0，表明本文結(jié)果沒有受到其他非觀測(cè)因素的干擾，大氣污染排放降低的確是由區(qū)域協(xié)同政策引起的，結(jié)果很穩(wěn)健。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.排除重要城市干擾的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到直轄市和省會(huì)城市擁有較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，且財(cái)力資金和地理位置都優(yōu)于其他地區(qū)。因此這類城市往往成為國家政策實(shí)施的試點(diǎn)區(qū)域，治理效果通常高于其他城市，導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此本文采用潘旭文和付文林（2022）的做法，剔除直轄市、省會(huì)城市和副省級(jí)城市的樣本數(shù)據(jù)后重新回歸，結(jié)果見表4 的列（1）。交互項(xiàng)系數(shù)為-0.7126，在1%的置信水平下仍然為負(fù)，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.基于縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為避免樣本中極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平下的雙邊縮尾處理，對(duì)前1%和后99%的數(shù)值用1%和99%的數(shù)據(jù)替代，回歸結(jié)果見表4 的列（2）。交互項(xiàng)系數(shù)為-0.9883，在1%的水平下顯著，其顯著程度與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明經(jīng)過雙邊縮尾處理后結(jié)果依然顯著，結(jié)論仍然成立。

3.剔除其他政策干擾情境下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

區(qū)域協(xié)同治理政策實(shí)施前后發(fā)布的其他政策會(huì)對(duì)結(jié)果造成沖擊。因此本文整理了該時(shí)期前后與環(huán)境治理相關(guān)的政策，具體為：①2012 年國家發(fā)改委下發(fā)《國家發(fā)展改革委關(guān)于開展第二批低碳省區(qū)和低碳城市試點(diǎn)工作的通知》，確定北京、上海等29 個(gè)城市和省區(qū)成為我國的低碳試點(diǎn)城市。該政策作為推動(dòng)我國綠色低碳發(fā)展的重要手段，會(huì)對(duì)區(qū)域環(huán)境產(chǎn)生影響。因此將該政策涉及的城市從樣本中剔除并重新回歸，結(jié)果見表4 的列（3），交互項(xiàng)系數(shù)為-0.6368 且顯著，表明協(xié)同治理政策的實(shí)施并未受到低碳城市試點(diǎn)工作的影響，大氣污染排放的降低是由區(qū)域協(xié)同政策引起的。②2014 年11 月，四川省大氣污染防治小組決定在成都市及周邊、川南、川東北地區(qū)建立大氣污染聯(lián)防聯(lián)控機(jī)制，該政策的實(shí)施時(shí)間與區(qū)域協(xié)同政策有重疊，且涉及的城市與本文所列的樣本數(shù)據(jù)有交集。因此在樣本中刪除該政策中的試點(diǎn)城市，避免其他政策影響本文研究結(jié)果。將刪減后的樣本重新回歸的結(jié)果見表4 的列（4），解釋變量的系數(shù)為-1.3267，在1%的水平下顯著，說明剔除四川省大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策影響后回歸結(jié)果依然顯著，實(shí)證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.改變時(shí)間窗的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文擬通過改變時(shí)間窗的寬度來檢驗(yàn)不同時(shí)期樣本下政策的敏感度。表5 為分別選取2011—2015 年、2010—2016 年、2009—2017 年三個(gè)時(shí)間窗下的模型估計(jì)結(jié)果。表5 的列（1）結(jié)果顯示，解釋變量的估計(jì)結(jié)果為-0.7199，在1%水平下顯著，表明治理政策在2011—2015 年區(qū)間內(nèi)顯著有效。表5 的列（2）的結(jié)果表明交互項(xiàng)系數(shù)為-0.7502，在1%的水平下顯著，說明協(xié)同治理政策在該區(qū)間內(nèi)有效。表5 的列（3）的結(jié)果顯示交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果為-0.7935 且顯著，說明政策在該區(qū)間內(nèi)有效。以上結(jié)果顯示，無論怎樣改變時(shí)間區(qū)間，交互項(xiàng)系數(shù)都為負(fù)且顯著，并且核心解釋變量系數(shù)隨著時(shí)間區(qū)間的變化不斷擴(kuò)大，表明該政策的實(shí)施時(shí)間越長(zhǎng)減排效果越顯著。

表5 改變時(shí)間窗寬的結(jié)果

（四）異質(zhì)性分析

1.分實(shí)驗(yàn)組異質(zhì)性分析

根據(jù)基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)論可知，區(qū)域協(xié)同治理政策在長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)總體實(shí)驗(yàn)組的有效性得到驗(yàn)證。考慮到長(zhǎng)三角地區(qū)和京津冀地區(qū)在大氣污染治理方面的差異性特征，將實(shí)驗(yàn)組劃分為兩個(gè)子樣本，與對(duì)照組分別展開DID 回歸分析，以檢驗(yàn)兩類地區(qū)在該項(xiàng)政策的污染治理效果方面的區(qū)域異質(zhì)性，見表6。

根據(jù)表6 的列（1）結(jié)果可知，京津冀地區(qū)作為實(shí)驗(yàn)組情形下，du×dt變量系數(shù)為-2.6309，在1%的水平下顯著，表明協(xié)同治理政策在降低京津冀地區(qū)工業(yè)二氧化硫排放的效果為-2.6309，高于總樣本下的估計(jì)值-1.3427；表6 的列（2）結(jié)果顯示長(zhǎng)三角地區(qū)作為實(shí)驗(yàn)組情形下，du×dt變量系數(shù)為-0.7566，在1%的置信水平下顯著，表明政策也在長(zhǎng)三角區(qū)域發(fā)揮了污染減排效應(yīng)。對(duì)比京津冀和長(zhǎng)三角地區(qū)的減排系數(shù)可知，京津冀城市群的大氣污染防治效果高于長(zhǎng)三角地區(qū)，原因在于京津冀作為我國三大主要城市群之一，曾經(jīng)是空氣污染最嚴(yán)重的區(qū)域，國家給予更多的關(guān)注和重視，京津冀在治理大氣污染方面比長(zhǎng)三角地區(qū)有更多的經(jīng)驗(yàn)和方法，主要體現(xiàn)在重大活動(dòng)前的空氣污染治理、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和機(jī)動(dòng)車尾氣排放等方面。同時(shí)京津冀地區(qū)強(qiáng)調(diào)“區(qū)域聯(lián)動(dòng)”的布局思路，明確形成以生態(tài)廊道為紐帶的空間格局，在生態(tài)環(huán)境保護(hù)方面強(qiáng)調(diào)大氣污染的協(xié)同治理。而長(zhǎng)三角地區(qū)所處區(qū)位使水污染協(xié)同治理成為污染防治的優(yōu)先發(fā)展方向，雖然長(zhǎng)三角地區(qū)的大氣污染防治取得了一定成效，但大氣污染協(xié)同治理的積極性遠(yuǎn)低于京津冀地區(qū)。

2.不同經(jīng)濟(jì)水平樣本的異質(zhì)性分析

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為城市建設(shè)過程中的基礎(chǔ)性因素，也對(duì)空氣污染排放產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同會(huì)導(dǎo)致協(xié)同治理效果存在異質(zhì)性。城市從制定政策到實(shí)行的各個(gè)階段都會(huì)受其影響，一般來說經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的城市，其技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)調(diào)整能力更強(qiáng)，與政府的聯(lián)系更緊密，政府能提供更全面的支持，主要包括資金援助、人才引進(jìn)和科研項(xiàng)目的研發(fā)等，這類城市的區(qū)域協(xié)同度更強(qiáng)，降污效果更好。因此本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異也會(huì)影響大氣污染排放。

本文選取2005—2020 年人均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的均值作為衡量指標(biāo)，將樣本城市等分為兩組，分別代表低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市，回歸結(jié)果見表6 的列（3）和列（4）所示。表6 的列（3）中du×dt的系數(shù)為-0.0491 但不顯著，表明區(qū)域協(xié)同治理政策在低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市中沒有發(fā)揮降污效應(yīng)；表6 的列（4）中du×dt系數(shù)為-2.7563，在1%的置信水平下顯著為負(fù)，說明協(xié)同政策顯著降低了高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市的大氣污染排放，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的城市主要位于東部沿海地區(qū)，獨(dú)特的地理優(yōu)勢(shì)更便于實(shí)行區(qū)域協(xié)同治理，與前文猜想一致。而經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的城市，由于高污染高排放的特點(diǎn)使他們無法馬上轉(zhuǎn)變生產(chǎn)模式，并且政府在資金和技術(shù)方面并沒有提供有力支持，這種先天劣勢(shì)使它們短時(shí)間內(nèi)難以構(gòu)建完善的協(xié)同治理體系。

表6 異質(zhì)性分析

（五）進(jìn)一步中介機(jī)制檢驗(yàn)

依據(jù)上文機(jī)理分析，本文考慮技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和對(duì)外開放三種影響效應(yīng)。為了驗(yàn)證假設(shè)是否成立，本文參考Baron 和Kenny（1986）的研究思路，構(gòu)建的中介效應(yīng)模型如式（3）和式（4）所示。其中，式（3）表示區(qū)域協(xié)同治理政策對(duì)中介變量的影響，Mit代表中介變量，β3為du×dt對(duì)中介變量的估計(jì)系數(shù)。式（4）表示將du×dt和中介變量同時(shí)引入模型中，檢驗(yàn)二者對(duì)工業(yè)二氧化硫排放的影響，β5代表引入中介變量后，du×dt對(duì)大氣污染排放的影響系數(shù)，λ為中介變量對(duì)環(huán)境污染的回歸系數(shù)，其他變量含義與式（2）相同。

首先，選取政府科技支出指標(biāo)表征技術(shù)創(chuàng)新中介變量（Inno），結(jié)果見表7 的列（1）和列（2）所示。具體可知，表7 的列（1）結(jié)果中du×dt對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為9.2922，在1%的置信水平下顯著，表明區(qū)域協(xié)同治理政策能正向促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。同時(shí)根據(jù)表7 的列（2）結(jié)果顯示，du×dt對(duì)工業(yè)二氧化硫排放量的直接影響系數(shù)為-1.1059，在1%的水平下顯著，同時(shí)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)二氧化硫排放量的回歸系數(shù)為-0.0255，且在1%的置信水平下顯著，表明協(xié)同治理政策能通過技術(shù)創(chuàng)新降低大氣污染排放。其次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（Upg）用來表示，其中Mj為第j產(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的比例。表7 的列（3）和列（4）為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為中介變量時(shí)的回歸結(jié)果。表7 的列（3）結(jié)果中協(xié)同治理政策對(duì)對(duì)外開放的影響系數(shù)為0.0066，但并不顯著。表7 的列（4）結(jié)果顯示政策對(duì)大氣污染的直接效應(yīng)為-1.3646，在1%的置信水平下顯著，但與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，系數(shù)絕對(duì)值變大，說明政策通過提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)達(dá)到降污的效果不明顯。最后，選取外商投資額刻畫對(duì)外開放（Open）。表7 的列（5）和列（6）是以對(duì)外開放作為中介變量的回歸結(jié)果。表7 的列（5）結(jié)果顯示協(xié)同治理政策對(duì)對(duì)外開放的回歸系數(shù)為2.4939，且在1%的置信水平下顯著，說明區(qū)域協(xié)同治理政策的實(shí)施能顯著提高對(duì)外開放水平，列（6）結(jié)果顯示政策對(duì)大氣污染排放的直接影響系數(shù)為-1.2000，在1%水平下顯著，同時(shí)對(duì)外開放對(duì)大氣污染物的影響系數(shù)為-0.0572，在1%的置信水平下顯著，說明協(xié)同治理政策能通過對(duì)外開放路徑間接影響大氣污染物排放。綜上可知，區(qū)域協(xié)同治理政策的有效性通過技術(shù)創(chuàng)新和對(duì)外開放兩個(gè)中介路徑下的間接影響效果非常顯著，而通過對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介效應(yīng)非常微弱。驗(yàn)證了假設(shè)2 和假設(shè)4。

表7 中介機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表7

六、主要結(jié)論與政策啟示

以工業(yè)二氧化硫作為典型污染物，京津冀和長(zhǎng)三角地區(qū)城市作為實(shí)驗(yàn)組，其他地級(jí)及以上城市為對(duì)照組，構(gòu)建雙重差分（DID）模型，識(shí)別區(qū)域協(xié)同治理政策對(duì)大氣污染減排的有效性。主要研究結(jié)論如下：

首先，區(qū)域協(xié)同治理政策有明顯的大氣污染減排效應(yīng)，實(shí)施協(xié)同政策能有效降低長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)的大氣污染排放，且政策的減排影響效果為1.3427。該結(jié)論在經(jīng)過平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)兩種假設(shè)檢驗(yàn)及排除重要城市干擾、縮尾處理、排除其他政策干擾和改變時(shí)間窗寬穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)果依然顯著。從控制變量來看，地區(qū)技術(shù)專利水平、年末總?cè)丝诤腿司貐^(qū)生產(chǎn)總值顯著降低了大氣污染排放，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)開放程度和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度加劇了環(huán)境污染。其次，不同區(qū)域和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)影響區(qū)域協(xié)同治理政策的排污效果。分實(shí)驗(yàn)組異質(zhì)性結(jié)果表明，協(xié)同治理政策均降低了長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)的環(huán)境污染，但京津冀地區(qū)產(chǎn)生的污染減排效應(yīng)大于長(zhǎng)三角地區(qū)，原因在于京津冀地區(qū)對(duì)區(qū)域協(xié)同治理的探索較早，在治理大氣污染方面有更多的方法和基礎(chǔ)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平異質(zhì)性結(jié)果表明協(xié)同治理政策能有效降低高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市的大氣污染物排放，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低城市的污染減排效果不明顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的城市主要分布在東部沿海地區(qū)，城市集聚性更便于實(shí)施協(xié)同治理。最后，機(jī)制檢驗(yàn)表明區(qū)域協(xié)同政策通過技術(shù)創(chuàng)新和對(duì)外開放兩種路徑顯著地降低大氣污染物排放，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)路徑下的政策效果較為微弱。一方面協(xié)同治理政策通過技術(shù)創(chuàng)新要素在市場(chǎng)的自由流動(dòng)實(shí)現(xiàn)更多主體間的技術(shù)交流，提高主體合作治理的積極性，進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量；另一方面政策通過擴(kuò)大市場(chǎng)規(guī)模提升對(duì)外開放水平，為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)帶來綠色技術(shù)、管理理念和環(huán)保意識(shí)，從而降低大氣污染排放。

基于以上分析，本文得出以下政策建議：

一方面，國家在汲取示范區(qū)協(xié)同環(huán)境治理經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，協(xié)同區(qū)的異質(zhì)性不容忽視。根據(jù)研究結(jié)論，京津冀地區(qū)的工業(yè)SO2排放下降幅度明顯高于長(zhǎng)三角地區(qū)的政策效果，可能與國家在推出《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》和《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》時(shí)，考慮到兩類地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境稟賦及治理資源方面的明顯差異，區(qū)域協(xié)同機(jī)制推動(dòng)的重點(diǎn)方向也存在著差異。根據(jù)兩個(gè)綱要內(nèi)容，京津冀地區(qū)規(guī)劃綱要中明確以生態(tài)環(huán)境治理作為三大優(yōu)先發(fā)展領(lǐng)域之一，而且該地區(qū)受高耗能產(chǎn)業(yè)密集分布影響，煤炭消耗引起的工業(yè)二氧化硫排放問題更不容樂觀，故協(xié)同治理政策的減排效果更加理想；而長(zhǎng)三角一體化更加側(cè)重于水環(huán)境治理領(lǐng)域。因此，其他城市間在推動(dòng)區(qū)域協(xié)同環(huán)境治理過程中，考慮自身的發(fā)展特性及不同相鄰城市間環(huán)境治理資源的互補(bǔ)性等特點(diǎn)，以更好地推動(dòng)區(qū)域協(xié)同環(huán)境治理政策的驅(qū)動(dòng)效果。同時(shí)，對(duì)于長(zhǎng)三角地區(qū)而言，未來應(yīng)更加注重激發(fā)在大氣污染治理體系中的地區(qū)間協(xié)同減排潛力，以期在SO2等典型污染物減排中發(fā)揮更大作用；對(duì)于京津冀地區(qū)而言，未來如何更好地激發(fā)協(xié)同機(jī)制通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的中介路徑效果更加應(yīng)該得到重視。

另一方面，關(guān)注協(xié)同環(huán)境治理機(jī)制的中介路徑應(yīng)成為增強(qiáng)政策效果的另一重要方向。通過搭建產(chǎn)學(xué)研為主體的技術(shù)知識(shí)與信息交流平臺(tái)，促進(jìn)跨城市的創(chuàng)新資源整合能力，緩解技術(shù)商品供求不對(duì)稱，為跨城市新知識(shí)、研發(fā)人才和信息交流水平和共享機(jī)制，為加速新知識(shí)累積產(chǎn)生和技術(shù)擴(kuò)散創(chuàng)造更為優(yōu)良的條件，也為高質(zhì)量的環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新成果產(chǎn)生和商業(yè)轉(zhuǎn)化提供堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，也是釋放協(xié)同技術(shù)創(chuàng)新政策與協(xié)同環(huán)境治理政策的“1+1＞2”乘數(shù)效應(yīng)的重要方向，可以為國家進(jìn)一步完善區(qū)域協(xié)同治理機(jī)制方向提供更加具體的依據(jù)。同時(shí)，對(duì)于長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)而言，如何更好地挖掘產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的中介路徑發(fā)揮也應(yīng)該成為未來兩類地區(qū)協(xié)同政策效應(yīng)發(fā)揮的重要課題，也為構(gòu)建中國式現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系和現(xiàn)代化環(huán)境治理體系提供更多科學(xué)依據(jù)和更加豐富的政策細(xì)化內(nèi)容。