吳朝霞,葛冰馨

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

在工業(yè)化和城鎮(zhèn)化迅速發(fā)展的同時，我國環(huán)境污染問題日益突出。我國于2002年開始6個省市的排污權(quán)試點工作，2007年排污權(quán)交易試點范圍擴(kuò)大到了11個省市，試點十余年以來是否實現(xiàn)了波特效應(yīng)呢？本文將采用雙重差分法對排污權(quán)交易的政策效果進(jìn)行實證研究，為政策的進(jìn)一步完善與推廣提供參考，以期實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境改善的良性互動。

二、文獻(xiàn)回顧

環(huán)境規(guī)制最初的目標(biāo)是促進(jìn)污染物的減排。目前，越來越多的人意識到促進(jìn)污染物減排早已不再是環(huán)境工具的唯一目標(biāo)。合理有效的環(huán)境工具應(yīng)該不僅可以實現(xiàn)節(jié)能減排，還可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Porter M E(1991)[1]168和Ambec S(2002)[2]355-360指出恰到好處的環(huán)境規(guī)制會對企業(yè)產(chǎn)生正向的外部性影響，通過倒逼企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)流程，節(jié)省資源投入，促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，創(chuàng)新所帶來的生產(chǎn)力提高和生產(chǎn)效率提高能夠彌補因環(huán)境規(guī)制所引發(fā)的額外成本，并讓企業(yè)獲得凈收益，學(xué)術(shù)界稱之為“波特假說”。國外學(xué)者們的研究主要有“波特假說”不成立、“波特假說”成立、“波特假說”的成立是有條件的三種不同觀點。

國內(nèi)關(guān)于“波特假說”的研究主要以經(jīng)驗分析、利用省際、行業(yè)宏觀數(shù)據(jù)和企業(yè)微觀數(shù)據(jù)對我國環(huán)境規(guī)制和綠色創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行研究。陳詩一(2010)對中國工業(yè)38個兩位數(shù)行業(yè)節(jié)能減排雙贏前景進(jìn)行了預(yù)測分析，結(jié)果表明雖然節(jié)能減排在企業(yè)初期會造成一定的額外成本形成潛在損失，但從長期來看隨著時間的推移潛在損失最終會逐漸減少，并低于企業(yè)因減排形成的潛在產(chǎn)出增長，實現(xiàn)“波特假說”提出的雙贏發(fā)展[3]129-143。沈能、劉鳳朝(2012)的研究結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)需要跨越一定的“門檻”，只有當(dāng)跨越“門檻”時“波特假說”才會實現(xiàn)，因此也造成了我國“波特假說”支持區(qū)域的差異[4]49-59。劉和旺等人(2018)提出的“弱波特假說”在我國只對非國有企業(yè)和高污染企業(yè)成立，原因在于2006年的環(huán)保成績與政府政績掛鉤，迫使上述企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，且成立條件為有合適的環(huán)境規(guī)制并得以實施，企業(yè)主動采用環(huán)保戰(zhàn)略等[5]54-62。涂正革、諶仁俊(2015)首次將“波特假說”引入排污權(quán)交易的政策效果研究中，選取2002年到2012年的數(shù)據(jù)并采取DID(短期)和DEA(長期)的方法研究了6個試點省份的短期和長期的政策效果，研究結(jié)果證明排污權(quán)交易試點政策在短期內(nèi)沒有實現(xiàn)波特效應(yīng)，長期潛在的環(huán)境紅利是巨大的，但不存在可持續(xù)性的潛在經(jīng)濟(jì)紅利；實現(xiàn)波特效應(yīng)的兩個必要條件是推進(jìn)市場建設(shè)和加強環(huán)境規(guī)制[6]160-173。

綜上所述，排污權(quán)交易與“波特假說”之間有何聯(lián)系的研究不多見。根據(jù)國外經(jīng)驗，環(huán)境政策的實踐效果需要一定的時間才能顯現(xiàn)。從2007年開始，排污權(quán)試點范圍擴(kuò)大，與此同時交易制度不斷完善、交易平臺日漸成熟，當(dāng)下我國正處于經(jīng)濟(jì)從高速度向高質(zhì)量發(fā)展的階段，我們采取DID方法來檢驗排污權(quán)交易試點政策在我國能否實際產(chǎn)生“波特效應(yīng)”頗具現(xiàn)實意義。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

本部分將采用廣泛用于對公共政策實施效果進(jìn)行定量評估的DID法(倍差法、雙重差分法)，以29個省份為研究對象，2007年國務(wù)院批復(fù)的11個試點省市為實驗組，非試點省份為對照組，選取2002年到2016年的數(shù)據(jù)，構(gòu)造兩個DID模型，分別對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和減排效應(yīng)進(jìn)行實證研究。

1.模型構(gòu)建

(1)減排效應(yīng)模型：排污權(quán)交易減排效應(yīng)研究的主要對象為工業(yè)二氧化硫排放量，因為工業(yè)二氧化硫排放量占總排放量的90%以上?；诃h(huán)境庫茲涅茨曲線，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)水平和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是對環(huán)境產(chǎn)生影響的主要因素，對應(yīng)選取的控制變量為人均GDP、專利數(shù)和工業(yè)化程度。在控制變量中加入環(huán)境治理強度(ER)驗證排污權(quán)交易試點政策在不同環(huán)境治理強度下的影響。為了更好地衡量影響程度，再加入了受高等教育程度和國有企業(yè)占比等其他控制變量。模型如下：

InSEit=α0+α1Tt+α2Pi+α3Tt·Pi+β1InPerGDPit+β2InPatentit+β3InIndustryit+β4InHigheduit+β5InState_rate+β6ER+μit

(1)

其中，SE代表工業(yè)二氧化硫排放量、T和P分別為時間虛擬變量和分組虛擬變量、PerGDP代表人均GDP、Patent代表專利數(shù)、Industry代表工業(yè)化程度、Highedu代表受高等教育程度、State_rate代表國有企業(yè)占比、ER代表環(huán)境治理強度，α0～α3以及β1～β6為待估參數(shù)。

(2)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)模型:本文以工業(yè)總產(chǎn)值為指標(biāo)研究經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，以C-D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)加入影響工業(yè)總產(chǎn)值的因素為控制變量，除了選取影響工業(yè)總產(chǎn)值的常用的兩個控制變量勞動力(L)、資本(K)外，將環(huán)境規(guī)制強度(ER)作為控制變量，研究差異化的環(huán)境規(guī)制強度會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同的影響。為了更好地衡量影響程度，我們加入了其他的控制變量，如對經(jīng)濟(jì)增長約束性較強的能源消費量(E)。模型如下：

InYit=α0+α1Tt+α2Pi+α3Tt·Pi+β1InLit+

β2InKit+β3InEit+β4ERit+μit

(2)

Y為工業(yè)總產(chǎn)值，T和P為時間虛擬變量和分組虛擬變量，L為勞動力，K為資本，E為能源消費，ER為環(huán)境規(guī)制。其中α0～α3以及β0～β4是待估計參數(shù)。

2.數(shù)據(jù)處理說明

本文研究的省級面板樣本數(shù)據(jù)選取了全國29個省市規(guī)模以上(1)2006年以前為全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)，2007—2010年為年主營業(yè)務(wù)收入在500萬元以上的工業(yè)企業(yè)，2011年后為年主營業(yè)務(wù)收入在2 000萬元以上的工業(yè)企業(yè)。的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)(2)主要來源于2003—2017年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、2003—2017年《中國能源統(tǒng)計年鑒》、2003—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》、2003—2017年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和2002—2016年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，西藏和海南兩個省份予以剔除，同時剔除港澳臺。缺失數(shù)據(jù)采用線性插空法以及SPSS進(jìn)行填補。

(1)減排效應(yīng)的數(shù)據(jù)處理

人均GDP(PerGDP)：采用以2002年為基期(=100)的地方生產(chǎn)值數(shù)對人均GDP進(jìn)行平減以消除價格變動的影響；專利數(shù)(Patent)：采用各省市專利申請授權(quán)數(shù)；工業(yè)化程度(Industry)：采用地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)GDP的比重(%)表示；受高等教育程度(Highedu)：采用大專及以上學(xué)歷人口占15歲以上人口的比例(%)作為指標(biāo)；國有企業(yè)占比(State_rate)：采用國有及國有控股企業(yè)主營業(yè)務(wù)成本占全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)總主營業(yè)務(wù)成本的比例(%)作指標(biāo)；環(huán)境治理強度(ER)：參照張成、陸旸等[7]113-124(2011)衡量環(huán)境治理強度指標(biāo)的方式。具體公式為：

(3)

PIit代表第t年省份i的工業(yè)廢氣治理完成投資額，MBCit代表第t年省份i的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)成本，最后乘以100作為指標(biāo)調(diào)整。

(2)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的數(shù)據(jù)處理

本文選取工業(yè)總產(chǎn)值Y作為衡量指標(biāo)，采用2002年為基期(2002年=100)的各地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格分類指數(shù)(3)此指數(shù)2012年以前為工業(yè)品出廠價格指數(shù)。構(gòu)建2002—2017年工業(yè)總產(chǎn)值平減指數(shù)。勞動力(L)：選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員年均人數(shù)作為勞動力(L)指標(biāo)；資本(K)：參照涂正革、諶仁俊(2015)以各省市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值作為資本(K)指標(biāo)的做法[6]160-173，采用以2002年為基期(2002年=100)的各省份固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減；能源消費(E)：采用的指標(biāo)為各省份工業(yè)終端能源消耗量；環(huán)境治理強度(ER)同減排效應(yīng)模型。

本文所用變量的簡單統(tǒng)計概述如表1：

表1 各變量的統(tǒng)計描述

數(shù)據(jù)來源：本文根據(jù)各類統(tǒng)計年鑒中的數(shù)據(jù)整理得來。

四、實證結(jié)果與分析

1.減排效應(yīng)的實證分析

(1)回歸結(jié)果與分析

表2中第(1)列剔除了所有虛擬變量，(2)列和(3)列分別控制了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，(4)列控制了兩個效應(yīng)。本文最關(guān)注的是第(4)列時間虛擬變量和分組虛擬變量交叉項tp的系數(shù)，表示排污權(quán)交易試點政策減排作用的凈效應(yīng)，而(1)列和(2)列的交叉項并不顯著。第(3)列的交互項顯著為負(fù)，說明對比非試點地區(qū)，排污權(quán)交易試點地區(qū)的污染排放情況得到顯著改善。我們最關(guān)注的第(4)列交叉項在10%的水平上顯著為負(fù)，說明2007年的排污權(quán)交易試點在實際上確實減少了工業(yè)二氧化硫排放量。因此排污權(quán)作為一項環(huán)境政策來說，可以成功實現(xiàn)促進(jìn)地區(qū)污染減排的作用。

表2 基礎(chǔ)回歸

注：本文采用Stata 14.0軟件，回歸系數(shù)括號內(nèi)的數(shù)為t值。*、 **、 ***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著，下表同。

進(jìn)一步對實證結(jié)果分析可以得到下列結(jié)論：(1)人均GDP的系數(shù)為0.001 65，在1%水平上顯著，說明人均GDP與工業(yè)二氧化硫排放量成正相關(guān) 。一方面，人均GDP對工業(yè)二氧化硫的影響程度很?。涣硪环矫嫒司鵊DP的增加會使工業(yè)二氧化硫排放量增加，這與目前一些學(xué)者的研究結(jié)論矛盾。有些學(xué)者如豆建民等(2014)[8]96-102、常靜等(2015)[9]139-141、劉友金等(2015)[10]87-95認(rèn)為經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)越可能將重污染企業(yè)從城市向外遷移，導(dǎo)致污染減少。筆者認(rèn)為，人均GDP系數(shù)符號為正并不奇怪，可以用環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線來解釋。當(dāng)一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的時候，環(huán)境污染的程度較輕，但是隨著人均收入的增加，環(huán)境污染由低趨高，環(huán)境惡化程度隨經(jīng)濟(jì)的增長而加??；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平后，即到達(dá)某個臨界點或“拐點”后，隨著人均收入的進(jìn)一步增加，環(huán)境污染又由高趨低，環(huán)境質(zhì)量逐漸得到改善。顯然，我國各地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展并未到達(dá)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“拐點”，因此人均GDP的增加會造成工業(yè)二氧化硫排放量的增加。(2)專利數(shù)在1%水平上顯著，系數(shù)為0.000 158。這與我們的實際經(jīng)驗相吻合，因為當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)水平越高，對于污染減排可采取的辦法也就越多，因此可以減少污染的排放量。雖然系數(shù)較小，但對于減少工業(yè)二氧化硫排放量還是有促進(jìn)作用的。(3)工業(yè)化程度的系數(shù)為0.083 1，在5%的水平上顯著為正，說明工業(yè)化程度越高，工業(yè)二氧化硫排放量也越多。這與我們的實際經(jīng)驗相符，也與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中的經(jīng)典模型Kaya恒等式和環(huán)境庫茲涅茨曲線的理論一致。(4)在減排模型回歸中，環(huán)境治理強度在1%的水平上顯著為正，系數(shù)高達(dá)24.20，這似乎與我們的實際經(jīng)驗大相徑庭。理論上來說，環(huán)境治理強度越高會使污染排放越少。但是，不可忽略的一點是污染排放也會反過來影響環(huán)境治理強度，因為污染排放越多的地方才越需要進(jìn)行環(huán)境治理，投入污染治理的成本也越大，因此才會造成環(huán)境治理強度顯著為正的現(xiàn)象。

(2)穩(wěn)健性檢驗

本文首先將被解釋變量工業(yè)二氧化硫排放量替換為人均工業(yè)二氧化硫排放量，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表3所示，第(4)列交互項顯著為負(fù)，說明基礎(chǔ)回歸的結(jié)果穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗：人均工業(yè)二氧化硫排放量

為了進(jìn)一步研究排污權(quán)交易試點政策的效果，本文再次進(jìn)行壓縮時間窗口檢驗(4)因文章篇幅有限此回歸系數(shù)表備索。。從估計結(jié)果來看，無論是交叉項還是核心控制變量人均GDP、專利數(shù)、工業(yè)化程度的系數(shù)符號和顯著性都與表2的基礎(chǔ)回歸存在一致性，說明人均GDP、工業(yè)化程度與污染排放呈正比，專利數(shù)與污染排放呈反比；各地區(qū)的污染排放情況和政策實施效果并不相同，因此有必要研究減排效應(yīng)的區(qū)域性差異(5)因文章篇幅有限此回歸系數(shù)表備索。。本文將樣本分為東、中、西部，估計結(jié)果tp交互項系數(shù)分別在10%、10%和1%的置信水平上顯著，說明排污權(quán)交易在全國都起到了一定的減排作用。西部地區(qū)的tp交互項系數(shù)達(dá)到-0.339，大于東、中部的tp交互項系數(shù)，由此可見排污權(quán)交易試點政策在西部地區(qū)的減排作用十分顯著。

2.經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實證分析

(1)回歸結(jié)果與分析

表4中第(1)列剔除了所有虛擬變量，(2)列和(3)列分別控制了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，(4)列控制了全部兩個效應(yīng)。本文最關(guān)注的是第(4)列分組虛擬變量和時間虛擬變量交叉項tp的系數(shù)，因為其體現(xiàn)的是實施排污權(quán)交易試點政策對經(jīng)濟(jì)的凈效應(yīng)。從(1)列至(4)列該值均為正，在99%的置信水平上顯著。說明在99%的置信水平上，實施排污權(quán)政策能使2007年的試點地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值增加，即實現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，且效果十分明顯。

表4 基礎(chǔ)回歸

注：本文采用Stata 14.0軟件，回歸系數(shù)括號內(nèi)的數(shù)為t值。*、 **、 ***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著，下表同。

從實證結(jié)果我們可以得出結(jié)論：(1)資本K的系數(shù)為0.246，在10%的水平上顯著，意味著資本投入得越多工業(yè)總產(chǎn)值越高。勞動力L的系數(shù)為0.402，在5%的水平上顯著，與工業(yè)總產(chǎn)值成正比。上述結(jié)果與C-D函數(shù)理論預(yù)期是完全一致的，資本和勞動力投入是影響產(chǎn)出的主要因素。(2)在99%的置信水平上，實施排污權(quán)交易試點政策能使2007年的試點地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值增加，即實現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，且效果十分明顯。(3)因為本文的對照組是實行強制減排政策，環(huán)境治理強度ER系數(shù)不顯著說明政府命令控制型環(huán)境規(guī)制方式不能顯著促進(jìn)產(chǎn)出增加。所以我們可以認(rèn)為實行市場型規(guī)制政策比實行政府命令型規(guī)制政策更具有可持續(xù)性，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

(2)穩(wěn)健性檢驗

本文首先將被解釋變量工業(yè)總產(chǎn)值替換成人均工業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表5所示。(1)至(4)列的tp交叉項符號均為正且顯著，說明基礎(chǔ)回歸具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗：人均工業(yè)產(chǎn)值

其次，進(jìn)一步將省級數(shù)據(jù)細(xì)分為東、中、西部，觀察了排污權(quán)交易的試點實施對不同地域的影響，即政策試點的地區(qū)異質(zhì)性(6)因篇幅有限相關(guān)數(shù)據(jù)備索。。估計結(jié)果為：由tp交互項可得東部和西部的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是顯著的，且政策試點實施效果對于西部影響更大。

五、結(jié)論與啟示

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)實證研究表明排污權(quán)交易試點政策并非紙上談兵，而是能實際推進(jìn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境雙贏發(fā)展，實現(xiàn)“波特效應(yīng)”。這佐證了排污權(quán)交易在我國由部分地區(qū)試點走向全面推廣的正確性。(2)分地區(qū)的實證結(jié)論表明西部的“波特效應(yīng)”最為明顯，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)“水花”甚小。在這一點上排污權(quán)交易試點政策的實際效果與理論存在一定差異。原因在于經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)對環(huán)境控制也越嚴(yán)，而經(jīng)濟(jì)落后的西部地區(qū)環(huán)境管制強度則較為寬松。實證研究表明這些環(huán)境規(guī)制手段非但沒有與排污權(quán)交易產(chǎn)生互補，反而極大地擠占了排污權(quán)交易的生存空間。(3)排污權(quán)交易試點政策目前雖產(chǎn)生了“波特效應(yīng)”，但效果較弱。相對而言該政策的經(jīng)濟(jì)效用比較顯著，但減排效應(yīng)并不明顯。由此可知，我國排污權(quán)交易制度的不完善是阻礙排污權(quán)交易產(chǎn)生顯著“波特效應(yīng)”的“攔路虎”。

因此，我們應(yīng)科學(xué)核算排污權(quán)額度和價格，提升排污權(quán)初始分配的公平與效率；擴(kuò)大交易主體范圍，增強二級市場活力；建立排污權(quán)交易主體、排污權(quán)定價、排污權(quán)交易程序等相關(guān)法律，為排污權(quán)交易提供法律保障；充分調(diào)動地方和企業(yè)治理污染的積極性，有效提高資源配置效率和污染減排績效，確保環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。