環境規制的水污染減排效應研究
——來自水污染物排放標準提升的微觀證據

章 政 郭雨蕙 吳瀚然

當前，中國經濟已由高速增長階段邁向高質量發展階段，而環境污染問題一直是實現經濟社會發展全面綠色轉型的阻礙。為此，政府加快構建現代環境治理體系，綜合運用行政、法治、市場、技術等多種手段，打贏、打好污染防治攻堅戰。其中，污染物排放標準作為我國環境管理的基礎制度，減排約束強、覆蓋范圍廣、社會關注度高，其動態更新能夠體現環境規制的趨嚴變化。黨的十九大報告提出“提高污染排放標準，強化排污者責任”；黨的二十大報告進一步強調“完善支持綠色發展的標準體系”，可見對污染物排放標準制度的重視。截至2022 年底，我國已頒布工業源水污染物排放標準共128 項，其中綜合型國家標準1 項，行業型國家標準58 項，行業型地方標準26 項，區域（流域）型地方標準43 項，涉及20 余個行業大類和20 個?。▍^、市）［1］。那么，不斷更新提升的排放標準能否有效促進企業減排？其過程是如何實現的？存在怎樣的差異化效應？回答好這些問題，對于用好標準工具促進工業綠色轉型具有重要參考價值。

本文聚焦于水污染①水污染行業覆蓋面相較于大氣污染更廣泛，絕大多數工業行業均有一定規模的廢水排放，以水污染企業為研究樣本能夠更好地揭示標準提升影響企業污染排放及相關行為的一般規律。，將行業型排放標準“以新代舊、以嚴替寬”的分批逐次提升作為一項準自然實驗，利用2001—2014 年中國水污染企業微觀數據和多期雙重差分法，系統研究標準提升對企業排放的影響。本文的邊際貢獻體現在兩方面：其一，將排放標準的更新提升過程作為一個完整體系來識別、刻畫，對其政策效應和影響機制進行實證檢驗，拓展了環境政策評估相關研究。其二，針對排放標準“非對稱”的體系結構和“一刀切”的限值設置，多角度分析差異化的減排效應，為進一步優化排放標準的設計和執行提供啟發和借鑒。

一、文獻綜述、政策背景與研究假設提出

（一）相關文獻綜述

近年來，隨著環境政策體系的不斷演進和環境數據的逐漸可得，大量研究開始討論各項命令控制型環境規制對企業污染排放及其他變量的影響，包括污染物總量控制約束［2］、排污費征收標準提升［3］、清潔生產標準發布［4］、萬家重點用能單位能耗控制［5］等。然而，排放標準作為我國命令控制型環境規制的主要形態，其研究明顯不足，已有文獻集中在三個方面：第一，排放標準的定性政策研究。系統梳理現有制度框架和政策內容，運用國際比較的方法，定性探討我國排放標準體系的建設方向和優化路徑［6-7］。第二，排放標準約束的度量。國外文獻常將排放標準作為命令控制型環境規制的代表，采用頻繁定期更新的污染物排放濃度限值直接刻畫規制強度［8-9］。第三，排放標準的政策效果評估。第一支文獻運用可計算一般均衡模型（CGE）對排放標準的宏觀經濟環境影響進行模擬［10］；第二支文獻運用時序行業數據進行簡單的統計分析，通過排放標準實施時間前后的指標比較分析其政策效果［11］；第三支文獻則以某項具體排放標準的實施為一次外生沖擊，運用準自然實驗方法評估更嚴的標準約束對企業就業、出口、經營績效等的影響［12-13］。

綜上，污染物排放標準的研究雖呈現從定性向定量的轉變趨勢，但局限于具體行業的具體標準，缺乏對標準體系的整體研究，鮮少對污染減排的政策效應進行全面評估，尤其是標準提升引致企業減排的作用機制和差異化政策效應仍不明晰。

（二）政策背景與研究假設提出

根據生態環境部制定的《生態環境標準管理辦法》，污染物排放標準是為實現環境質量標準的要求，對排入環境中的污染物濃度進行限制的標準，其核心是污染物的排放限值。排放標準均屬于強制性標準，是眾多環境法律法規制定和執行的主要技術依據，具有剛性的法律效力，對工業點源污染具有直接且全面的約束力。

我國水污染物排放標準經過數十年發展，已經形成完整體系，按照適用范圍分為綜合型標準和行業型標準。綜合型標準是早期環境管理資源緊缺階段的產物，對全國范圍內所有污染源作出統一要求，具有加強污染控制、遏制污染趨勢的“底線”作用，但是忽略了不同行業的差異，在實際執行中經常因缺乏適配性而損失約束力。行業型標準是指分行業制定污染物排放標準，充分考慮了生產工藝、治污技術、污染結構等多方面的行業差異，能夠更有針對性地發揮約束作用。污染物排放標準的更新提升是我國環境規制趨嚴的重要體現，具體可以分為兩類：一類是行業型標準對綜合型標準的替代，主要是從2004年開始的各工業行業水污染物排放標準對老舊的《污水綜合排放標準》（GB 8978-1996）的替代。另一類是同一行業內更嚴格的新標準對寬松的舊標準的替代，例如紙漿造紙行業2008 年實施的新標準GB 3544-2008 對2001 年舊標準GB 3544-2001 的替代。從綜合型標準向行業型標準的更新提升為本文研究提供了切入點。

研究假設1：污染物排放標準對企業排污具有強約束力，標準提升能有效促進企業減排。

標準提升通過何種內在機制影響企業污染排放呢？本文著眼于企業內部生產的調整，從技術變化和規模變化兩條途徑解構排放量變化［14-15］。技術進步始終是企業環境績效改善的源泉，污染物排放標準雖然沒有對工藝、用料、循環、處置等環節作出明確技術要求，但相較于總量控制仍具有較強的技術引導性［16］。標準提升的實質是對企業落后技術的限制、禁止和淘汰，同時也是對生產工藝革新和治污技術進步的引導。一方面可能為前端的清潔生產，即通過技術創新和生產改造從源頭降低污染物產生量，表現為單位產值化學需氧量產生量的下降［17］；另一方面可能為末端的污染去除，即通過購置水污染處理設備或擴大水污染處理能力去除產生的污染物［18］。兩種模式可能同時存在、形成互補。

研究假設2a：標準提升約束下企業同時通過“前端清潔生產”和“末端污染去除”兩條技術機制降低污染排放。

企業生產規模與排放規模高度正相關，通過調整生產計劃（減產、停產等）可以立竿見影地降低排放，但要承擔相應損失。不同政策設計下企業選擇減產或停產的可能性不同，總量型規制側重于限制排放總量，并不關注企業的真實減排潛力，因而企業具備通過減產或停產完成減排任務的動機［19］。比值型規制限定排放濃度或強度，企業難以單純通過調整生產規模達標，反而擴大生產能夠憑借規模經濟降低遵循成本，因而企業更傾向于通過技術改進而非規模限制應對標準提升。

研究假設2b：標準提升約束下企業不會通過減產或停產的“規模限制”機制降低污染排放。

排放標準按層級分為國家標準和地方標準，國家標準由國家生態環境主管部門組織制定，具有普適性且限值約束相對寬松，大多數企業都能通過合理治污實現達標。而地方標準由省一級人民政府的相關行政主管部門組織制定，是國家標準的重要完善和有益補充。一般情況下，地方政府對于國家標準不會進行“加碼”，但是若轄區內生態環境問題特別突出，已經危害地方環境質量與容量保持、威脅減排任務完成、引發嚴重社會輿論［20］、影響官員政治發展［21］，地方政府就會針對重點污染問題出臺更為嚴格、更具針對性的排放標準，“地方標準必須嚴格于國家標準”的制度原則也體現了這一邏輯。

研究假設3a：相較于國家標準，地方標準頒布能夠產生更大的企業減排效應。

標準提升幅度（即濃度限值縮緊的程度）直接體現政策的嚴格程度。環境政策嚴格程度與政策效果之間通常存在“倒U 型”關系，過于寬松和過于嚴格的政策都不利于環境狀況改善，過于寬松會弱化標準提升對企業的實際約束力，過于嚴格會造成多數企業達標困難，只有程度適宜才能充分釋放政策效果［22］。

研究假設3b：標準提升幅度與企業減排之間呈“倒U 型”關系，相較于過于寬松和過于嚴格的情況，適中的標準提升幅度能夠產生更大的企業減排效應。

“一刀切”的排放標準對不同污染水平企業設置同一排放限值，其約束力具有“楔子”特征［23-24］：若該限值低于絕大多數企業的實際排放濃度，則企業普遍承受達標壓力；若高于絕大多數企業，則標準約束“名存實亡”；若處于企業實際排放濃度分布的中間區段，則會劃分出領先于標準和落后于標準的兩類企業。標準提升對落后企業的倒逼作用更大，領先企業往往因缺乏壓力而滿足于現狀。

研究假設3c：相較于低壓力企業，標準提升對高壓力企業能夠產生更大的減排效應。

二、研究設計

（一）政策變量識別

水污染物排放標準信息通過在全國標準信息公共服務平臺手工搜集獲得，涉及2005—2013年出臺的全部行業型水污染物排放標準共60項。大部分行業均為首次出臺行業型標準，在此之前統一執行《污水綜合排放標準》（GB 8978-1996）；僅有少數行業在新標準出臺前就已執行單獨的行業型標準，由此可建立每一項新標準與其前序標準的一一對應關系。本文逐一提取每份標準文本中的標準號、標準名稱、實施時間、前序標準情況、適用行業、適用區域等定性信息，以及化學需氧量（COD）排放濃度的舊限值、新限值、限值收緊幅度等定量信息。表1（下頁）和表2 分別為國家標準和地方標準，其中國家標準39 項，地方標準21 項。

表1 國家標準信息梳理

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表2 地方標準信息梳理

標準提升變量構建的關鍵在于確定政策沖擊范圍。本文根據標準文本中“適用范圍”“術語和定義”兩部分的文本信息將行業范圍識別至四位數（行業小類）層面①依據是《國民經濟行業分類》（GB/T 4754-2002）。；通過比較新舊標準中化學需氧量排放濃度限值的高低判定標準是否提升，可以發現所有新標準均比舊標準嚴格，但濃度限值收緊程度存在差異②本文統籌考慮新標準（行業型標準）和舊標準（主要是綜合型標準）的分級依據，選取“直接排放”濃度限值代表新標準的嚴格程度，選取“二級標準”濃度限值代表舊標準的嚴格程度。在新的行業標準體系中，“直接排放”是指工業排污單位直接向環境排放水污染物的行為；而在舊的綜合標準體系中，“二級標準”主要適用于一般工業用水區，兩者均準確對應一般工業污染，可以相互銜接并進行比較。。

（二）計量模型設定

由于污染物排放標準提升呈現“分批漸進”的發生特征，本文使用多期雙重差分法，將所有觀測中已經發生標準提升的企業作為實驗組，其余作為對照組。 模型設置如下：

其中，下標i和t分別表示企業和年份，下標c2 和p分別表示二位數行業大類和省份。 模型中被解釋變量lncod_emitit代表i企業在t年化學需氧量排放量的對數。政策變量standardit為本文關鍵解釋變量，表示i企業所在的省份—四位數行業是否在t年實施了更嚴格的新標準，如果已實施，則該變量取值為1，否則為0。本文重點關注政策變量的系數β，若系數小于0，則表示標準提升顯著降低了企業的污染物排放。Xit為其他影響企業排放的控制變量。μit為隨機誤差項。在控制企業固定效應θi的基礎上，本文進一步添加省份固定效應σp以剔除企業地域遷移對結果的干擾，添加二位數行業和年份的聯合固定效應c2，t以控制行業層面時變的不可觀測沖擊③如原材料價格波動、產業政策調整、貿易環境變化等。。此外，本文將標準誤聚類到四位數行業—年份層級。

（三）主要變量選取

被解釋變量：企業化學需氧量排放量（lncod_emitit）。化學需氧量是環境化學中最具綜合性且最常使用的水污染程度測量指標，是我國環境監測、環境治理和環境執法的重點。

關鍵解釋變量：污染物排放標準提升（standardit），見前文識別。

控制變量：包括企業、行業和地區維度的變量。企業層面的變量有：企業規模（lnkfix），用企業固定資產合計表示；企業年齡（lnage），用觀測年份減去開業年份加1 計算得出，反映企業成熟程度；企業工業用水量（lnwater），體現水污染企業主要的資源投入狀況；企業資本密度（lnK），為企業固定資本存量與企業雇用勞動力數量比值的對數；企業出口變量（export），若企業出口交貨值大于0，則取值為1；企業國有屬性變量（guoyou）和外資屬性變量（waizi），依據企業資本結構識別。行業層面的變量是行業競爭程度（hhi_cic2），利用以企業主營業務收入為基礎計算的分省份二位數行業赫芬達爾指數表示。地區層面的變量有：省份經濟發展水平（lnGDP_pc），使用省級人均GDP 代理；產業結構（indus_ratio），使用省級第二產業產值占比刻畫；財政壓力（stress_fin），使用省級一般預算收入與一般預算支出的比值度量。表3 對變量進行了描述性統計。

表3 變量描述性統計

（四）樣本數據來源

本文研究樣本為2001—2014 年中國水污染企業微觀數據，行業范圍限定在工業（大類代碼為6-46），共497 997 個觀測值，涉及116 731家企業①由于中國工業企業數據庫和中國工業企業污染排放數據庫目前僅向學術界公開到2014 年，故本文樣本區間為2001—2014 年。為增強研究時效性，本文后續使用2008—2021 年上市公司環境排放明細數據進行了穩健性檢驗。。樣本由中國工業企業數據庫和中國工業企業污染排放數據庫匹配形成。進一步地，本文對數據質量作如下提升：（1）借鑒Feenstra et al.［25］的做法，對存在下列異常情況的觀測值進行剔除：就業人數小于8 人；工業總產值、流動資產、固定資產、產品銷售收入存在負值；流動資產或固定資產大于總資產；工業總產值小于工業增加值；各項注冊資本為負。（2）依據COD 和氨氮產生量、氨氮排放量、工業廢水產生量、工業廢水排放量“多指標聯動”的原則，剔除以上指標全部為0 或缺失的觀測值，將樣本聚焦于水污染企業。（3）剔除污染指標（各項產生量、排放量、去除量）為負的異常觀測。（4）按照王班班等［26］的做法，剔除“波動觀測”和“僵尸觀測”②。（5）使用插值法填補各變量部分年份的缺失值，對連續變量作1%分位數的極端值縮尾處理。

三、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

本文根據式（1）估計污染物排放標準提升對企業化學需氧量排放的影響，基準回歸結果如表4（下頁）所示。列（1）僅控制企業和年份固定效應，政策變量的系數為-0.047，初步顯示了顯著的減排效應。列（2）和列（3）依次添加省份固定效應、二位數行業與年份的聯合固定效應，政策變量的系數最終變為-0.078，且在1%的水平上顯著，說明遺漏控制行業層面的時變差異會低估政策效應。列（4）將標準誤聚類層級提升至四位數行業—年份，結論依然保持穩健?？偟膩砜?，標準提升使得企業排放平均降低7.8%，證實了假設1。

表4 基準回歸結果

（二）“平行趨勢”檢驗與動態效應分析

本文采用事件研究法對各年度的動態處理效應進行了估計：

其中，政策變量standardi，t-j為企業i在t-j期是否受到污染物排放標準提升沖擊的虛擬變量，僅當企業i在t-j期時取1，其他情況均取0。因此，β0衡量的是標準提升當期的政策效果，β-5+到β-1衡量的是標準提升前5 期（及之前）到前1 期的政策效果，β1到β5+衡量的是標準提升后1 期到后5 期（及之后）的政策效果。

圖1（下頁）為包含有βj置信區間的平行趨勢圖，以政策沖擊前1 期為基準期。從中可以發現，政策實施前估計系數βj均不顯著異于0，實驗組和對照組的COD 排放量在沖擊前具有共同趨勢。進一步地，標準提升當期及滯后一期，政策效果均不顯著為負；從滯后兩期開始，政策效果始終顯著并隨時間逐期變大，與現實情況吻合：我國大部分排放標準為存續企業預留了為期2年的調整時間，在標準發布后2 年內，存續企業仍然執行舊限值或執行一個介于舊限值和新限值之間的過渡限值①例如，全國于2006 年1 月1 日起實施的《啤酒工業污染物排放標準》（GB 19821-2005）顯示，原定啤酒生產企業的化學需氧量最高允許排放限值為150mg/L，現存企業于2006 年1 月1 日至2008 年4 月30 日之間仍舊執行150mg/L 的原標準作為過渡，2008 年5 月1 日起現有啤酒生產企業將執行80mg/L 的新標準。，這一設置為企業提供了漸進達標的緩沖空間。

圖1 平行趨勢檢驗

（三）穩健性檢驗

上文通過控制多維固定效應檢驗了穩健性，但減排效果仍可能源于其他隨機因素而非標準提升本身。為緩解潛在的內生性問題，本文進行了一系列穩健性檢驗，結果如表5（下頁）所示。

表5 穩健性檢驗

圖2 構造隨機沖擊檢驗

第二，排除預期效應。沖擊外生性要求企業在標準提升之前沒有形成政策預期，本文將t期政策變量standardit前置兩期，并只保留t期及之前的樣本觀測。列（1）的估計結果顯示，虛假政策變量stit不顯著異于0，說明不存在預期效應。

第三，傾向得分匹配倍差法。潛在的樣本選擇問題一方面可能會造成實驗組與對照組之間的差異過大，另一方面可能會出現反向因果，最終產生估計偏誤。為此，本文采用核密度匹配法，將匹配范圍限定在二位數行業內，進一步處理可能的樣本選擇偏差問題。列（2）結果說明存在的樣本選擇偏差問題會低估政策效應，但干擾不大。

第四，剔除其他政策干擾。我國環境政策高度“疊加”，污染企業同時受到各種地區層面、行業層面環境政策的影響，這些來源不同、類型不同、層級不同的政策共同影響工業企業的污染行為和環境影響結果［28］。為排除同時期其他環境政策干擾，本文進一步控制國家重點污染企業監控、“十一五”時期淘汰落后生產能力、2007 年“區域限批”和“流域限批”、清潔生產標準實施、2008年太湖流域特別排放標準實施、排污費收費標準提升共六項可能干擾實證結果的樣本期內主要環境政策。列（3）結果表明，在剔除其他政策干擾后，標準的減排效應依舊顯著。

第五，調整固定效應與控制變量。本文在式（1）的基礎上進一步添加省份與年份的聯合固定效應，以統一控制省級層面不可觀測的其他環境政策沖擊，列（4）結果顯示減排效應穩健。此外，本文進一步剔除控制變量重新進行回歸，以避免納入企業及省份控制變量后引入的“壞的控制”，而嚴格的固定效應設置也確保了識別干凈可靠［29］，列（5）顯示結論仍然穩健。

第六，替換因變量。若減排效應確實存在，則將因變量替換為相似水污染指標時結論不會改變［30］。列（6）以化學需氧量排放濃度為因變量，估計系數為-0.076，且在1%的水平上顯著，表明標準提升從總量和濃度兩個方面降低了企業的污染水平。

第七，改變樣本范圍。一方面，標準提升的減排效應還可能來自高污染企業的退出和低污染企業的進入［31］，為剔除企業動態調整對估計結果的影響，本文將樣本限定為平衡面板（共1 287 家存續企業），列（7）結果顯示政策變量系數仍然顯著且絕對值更大，說明生存能力強的企業更能適應嚴格的標準。另一方面，目前中國工業企業數據庫和中國工業企業污染排放數據庫僅向學術界公開到2014 年，較難準確反映現階段工業水污染排放及治理情況，在一定程度上會削弱研究結論的時效性。因此，本文將標準提升政策變量的識別范圍延伸至2021 年，使用2008—2021年上市公司環境排放明細數據①數據來源于國泰安數據庫。復刻基準回歸，列（8）顯示政策變量系數依然顯著為負，表明標準提升的減排效應在現階段仍然明顯，排放標準制度富有生命力。

四、機制分析

為進一步探究標準提升引致企業減排的內在機制，本文在Levinson［32］的基礎上對企業COD排放量進行如下分解。

式（3）等號右側第一項中的qdcod_produceit為企業COD 產生強度，其下降反映企業通過綠色技術創新、生產工藝升級、資源利用效率提升、用料結構優化等途徑降低污染產生水平，即“清潔生產”機制；第二項中的ratioit為企業COD 去除率（去除量與產生量的比值），其提高反映企業通過擴大治污能力的途徑降低污染排放水平，即“污染去除”機制；第三項中的yit為企業生產規模，其降低反映企業通過減產、停產等途徑控制生產過程中必要的污染排放，即“規模限制”機制。

首先，本文選取單位產值COD 產生量（lnqdcod_produce）刻畫企業清潔生產水平，考慮到清潔生產的實質是技術進步和效率改善，進一步選取基于LP 法測算的全要素生產率（tfp）進行檢驗。表6（下頁）列（1）和列（2）結果顯示，企業污染產生強度顯著下降的同時生產率水平顯著提高，標準提升能夠倒逼企業內生減排。其次，本文選取COD 去除率（ratio）刻畫企業污染去除水平，考慮到污染去除依賴于治污設施的運轉，進一步選取每日廢水治理設施處理能力（lnability）進行檢驗。列（3）和列（4）結果顯示，標準提升后COD 去除率顯著提高，這是企業增加環保投資、擴大治污能力的結果。最后，本文選取總產值（lny）代表生產規模以檢驗減產，選取正常生產時間（lntime）以檢驗停產，列（5）和列（6）結果顯示，標準提升后企業正常生產時間沒有縮短，同時工業總產值顯著提高了3.5%，表明標準提升非但沒有引致減產停產，反而促進了生產規模擴大，政府和企業沒有采取粗暴方式應對。

表6 機制分析

五、差異化政策效應分析

上文從整體視角估計了標準提升引致企業減排的平均效應，但沒有對差異化政策效應進行討論。基于理論分析，本文從標準發布層級差異、標準提升幅度差異、企業達標壓力差異三個方面檢驗差異化政策效應。

（一）標準發布層級差異

本文將原政策變量分離為國家標準變量和地方標準變量。當企業i受到新的國家標準沖擊時，政策變量standard_countryit取1；受到新的地方標準沖擊時，政策變量standard_regionit取1。

國家標準和地方標準可能存在樣本重合的問題，即某省份針對某行業出臺地方標準之后國家層面針對該行業出臺全國標準。為此，本文借鑒Liu et al.［33］的做法，在構建國家標準回歸樣本時，將原政策變量standardit=1 中涉及所有地方標準的觀測值剔除以確定實驗組，并將樣本限定在所有國家標準涉及的二位數行業范圍內，以確保實驗組與對照組之間特征平衡、結果可比。同理，在構建地方標準回歸樣本時，將原政策變量standardit=1 中涉及所有國家標準的觀測值剔除以確定實驗組，并將樣本限定在所有地方標準涉及的四位數行業范圍內。

回歸結果如表7（下頁）所示①已通過平行趨勢假設檢驗。受篇幅限制，不在正文展示，如有需要，可聯系作者索取。。 研究發現，國家標準和地方標準提升都能夠顯著降低企業排放，地方標準提升的減排效果超過19%，是國家標準提升的3.5 倍左右。這表明，需用好地方標準這把“利刃”解決突出環境問題。

表7 標準發布層級差異

（二）標準提升幅度差異

現有政策變量設置只能刻畫標準是否提升，忽略了不同標準濃度限值縮緊程度的差異。因此，本文進一步構建標準提升幅度變量deltai，見公式（4）：

其中，standard_oldi為企業i執行的原標準中的濃度限值，standard_newi為企業i執行的新標準中的濃度限值，deltai在0 至1 之間且數值越大說明標準提升幅度越大。本文參照范子英和周小昶［34］“分割實驗組、固定對照組”的異質性檢驗做法，根據標準提升幅度四分位數將實驗組企業分為四組，依次與對照組企業合并回歸，通過統一對照組的方法有效降低分組對估計結果的干擾。表8（下頁）的結果顯示，標準提升幅度并非越大越好，提升幅度小于中位數（提升幅度低于51.5%）的標準政策才能產生顯著的減排效應，提升幅度處于第二分位組（提升幅度在38.0%至51.5%之間）的標準政策的減排效應最強，驅動企業降低了19.2%的排放，而提升幅度高于中位數的標準政策對企業排放的影響不顯著。以上結果說明，標準提升幅度與企業減排效果之間存在“倒U 型”關系，相較于過于寬松和過于嚴格的情況，適中的標準提升幅度能夠產生最大的減排效果。

表8 標準提升幅度差異

（三）企業達標壓力差異

本文借鑒Hau et al.［35］關于企業對最低工資標準提升的敏感程度的刻畫思路構造企業達標壓力。測算方法如下：

其中，對于樣本期內受到過沖擊的實驗組企業，ndi是指企業i在標準提升前一年的COD 排放濃度。具體地，如果標準提升發生在企業存續的第二期至最后一期之間，則用企業受沖擊前一期的排放濃度代理；如果標準提升發生在企業進入當期及之前年份，則用企業進入當期的排放濃度代理。nd_standardi為企業i對應新標準的排放濃度限值。實際達標壓力gapi大于1 表示企業排放濃度高于標準限值，該指標越大說明企業排放水平距離標準要求越遠，達標壓力越大。對于從未提升標準的對照組企業，設置其達標壓力gapi為0。

本文根據達標壓力四分位數將實驗組企業分為四組，依次與對照組企業合并回歸。表9（下頁）列（1）為政策變量與企業達標壓力交互項的回歸結果，其系數顯著為負說明標準提升的減排效應隨著企業達標壓力變大而增強。列（2）—（5）的分組回歸結果顯示，標準提升后達標壓力最小的第一分位組企業排放量未顯著上升，達標壓力較大的企業排放顯著下降，尤其是壓力最大組企業排放下降了31.6%，是平均政策效應的4 倍。以上結果表明，標準提升能夠有效驅動環境狀況較差的企業迅速減排，在“補短板”上作用明顯；但是對促進環境狀況較好的企業進一步提升環境績效影響有限，在“拓前沿”上作用不足。

六、研究結論與政策建議

本文基于2001—2014 年中國工業企業污染排放數據庫和中國工業企業數據庫的匹配數據，采用多期雙重差分法對污染物排放標準提升的微觀污染治理效應進行評估，并探究其內在機制和差異化政策效應，主要結論如下：第一，污染物排放標準提升使得企業化學需氧量排放量平均降低7.8%，顯著改善了企業環境績效。動態效應方面，政策效應從滯后兩期開始顯著并持續擴大，這與新標準發布后為企業提供兩年調整期的實際情況相符，說明循序漸進的政策設計有利于企業實現長期減排。第二，從規模和技術兩個角度剖析企業減排的內在機制，發現減排沒有以減產或停產為代價，而是通過前端清潔生產和末端污染去除的方式共同實現。第三，標準提升的減排效應在差異化的標準發布層級、標準提升幅度和企業達標壓力下呈現異質性特征，該效應在制定出臺地方標準、標準提升幅度適中和企業達標壓力較大的情況下更為明顯?；谏鲜鼋Y論，提出如下政策建議：

第一，持續完善污染物排放標準體系，夯實其在現代環境治理體系中的基礎地位。首先，在標準設計上循序漸進、不急不緩，科學、合理設置排放限值，把握好“有效約束”和“適度壓力”之間的關系。其次，有序推進排放標準的覆蓋、優化和更新，對仍然沒有排放標準的行業根據實際管理需要加快完善；適當提高排放標準的修訂更新頻率，將標準約束從“短期沖擊”升級為“長期預期”，避免企業向短視化經營的方向偏離。最后，重點推動地方標準的制定和應用，鼓勵地方政府根據生態環境質量狀況和環境治理需求有針對性地出臺地方標準，在實踐中探索分時段、分區域的標準動態執行機制，進一步發揮排放標準體系的整體效能。

第二，分層分級精準施策，進一步延展排放標準的約束覆蓋范圍。標準提升的減排效應呈現“非對稱性”，對未達標企業的倒逼明顯但是對已達標企業的影響不足。因此，應當優化現有分行業“一刀切”的排放濃度限值設置方式，在準確掌握污染源相關信息的基礎上分層分級設置排放標準，對初始污染水平不同的企業實施差別化約束、差別化引導和差別化激勵，對于優勢企業鼓勵其引領行業綠色發展前沿，對于有潛力的企業充分挖掘減排潛力，對于落后企業做好政策扶助和有序退出工作，促使各類污染企業“劣者趨良、良者趨優、優者更優”。

第三，強化政府在企業達標轉型過程中的監督角色。排放標準的約束生效離不開政府嚴格執法。因此，生態環境主管部門要強化常態化環境監測和執法，嚴肅查處偷排超排、稀釋排放、數據操縱等違法行為，強化達標排放在環境執法中的剛性約束地位；以整體觀、協同觀指導環境治理，縮小生態環境標準執行力度在不同區域間的差距，推進環境污染跨行政區域聯防聯控聯治。Reform