顏建軍 李軍艷 徐 雷

一、引言

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶作為典型的內(nèi)河流域經(jīng)濟(jì)區(qū)域，橫跨我國(guó)東、中、西三大區(qū)域，覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖南、湖北、重慶、四川、貴州和云南11 省市。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2017 年末，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的地區(qū)生產(chǎn)總值為37.38 萬億元，占全國(guó)GDP 總量的45%；地區(qū)常住人口近6.03 億人，占全國(guó)人口總量的43%。然而，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的背后，“高污染、高能耗、高排放”的粗放型增長(zhǎng)模式使得長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)環(huán)境污染問題日益加劇，環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的剛性約束逐漸顯現(xiàn)。生態(tài)文明建設(shè)作為當(dāng)下中國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的對(duì)癥良方和破解生態(tài)環(huán)境約束的重要抓手，以“共抓大保護(hù)，不搞大開發(fā)”為導(dǎo)向，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展是國(guó)家深入推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、踐行綠色發(fā)展新理念的重大議題。什么樣的政府環(huán)境規(guī)制能更有效地實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境保護(hù)，這是關(guān)系到各種制度機(jī)制和政策手段能否在生態(tài)文明建設(shè)中發(fā)揮更大作用的關(guān)鍵性問題(鐘茂初，2020)?！皟尚蜕鐣?huì)”具有生態(tài)文明的基本屬性，工業(yè)綠色發(fā)展作為可持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)象征和綠色發(fā)展在工業(yè)領(lǐng)域的延伸，促進(jìn)地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展并降低工業(yè)污染物排放，是一個(gè)理論探索的課題，更是一個(gè)需要付諸實(shí)踐的行動(dòng)。解決好環(huán)境問題以追求經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，不僅需要中央的“提綱挈領(lǐng)”，更需要地方政府的“自主有為”(余泳澤等，2020)。2007 年12 月14 日，國(guó)務(wù)院正式批復(fù)同意武漢城市圈和“長(zhǎng)沙、株洲、湘潭城市群”(也簡(jiǎn)稱為長(zhǎng)株潭城市群)設(shè)立“兩型社會(huì)”建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)。武漢城市圈和長(zhǎng)株潭城市群作為“兩型社會(huì)”建設(shè)的先行者和實(shí)踐者，也是長(zhǎng)江中游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為活躍和工業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)集中的區(qū)域，在政府越來越重視生態(tài)文明建設(shè)考核的背景下，歷時(shí)十余年之久的“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)建設(shè)是否有效降低了區(qū)域污染物排放？其內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制如何？是否存在異質(zhì)性的影響效果？通過對(duì)這些問題進(jìn)行客觀量化和精準(zhǔn)評(píng)判，本文能給政策制定者一個(gè)反饋。在高度復(fù)雜的社會(huì)條件下，政策試驗(yàn)通過局部試點(diǎn)而后總結(jié)推廣的方式來制定政策，環(huán)境治理正逐漸從工具理性轉(zhuǎn)向經(jīng)驗(yàn)理性，這不僅有助于客觀評(píng)估“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的成效，而且還能為推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)成為我國(guó)生態(tài)文明先行示范帶提供有益的政策啟示。本文采用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶108 個(gè)城市的平衡面板數(shù)據(jù)，首先借助合成控制法，從歷史的視角辨識(shí)“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)這一帶有“自然實(shí)驗(yàn)”特征的政策干預(yù)對(duì)污染物排放的影響以及可能存在的異質(zhì)性特征，然后采用傾向得分匹配-雙重差分法進(jìn)行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在盡可能地控制不可觀測(cè)變量和可觀測(cè)變量的影響下，探究“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)區(qū)域工業(yè)污染物排放的因果處置效應(yīng)，并對(duì)“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)建設(shè)作用于區(qū)域污染物排放的影響機(jī)制進(jìn)行梳理，以期為國(guó)家生態(tài)文明建設(shè)提供政策啟示。本文接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)述評(píng)；第三部分主要是政策識(shí)別與模型設(shè)定、變量選取和描述統(tǒng)計(jì)；第四部分是基本估計(jì)結(jié)果及其解釋；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析；最后為本文的結(jié)論及對(duì)策建議。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

環(huán)境資源所具有的公共物品屬性決定了工業(yè)污染(高能耗、高排放、高污染)控制不能完全依賴市場(chǎng)機(jī)制來解決，而應(yīng)當(dāng)納入政府規(guī)制的范疇(張江雪等，2015)。環(huán)境政策作為一種社會(huì)政策，其本身內(nèi)含有一定的制度規(guī)范(Zhang 等，2019)。由于環(huán)境問題涉及多方面的利益，而且環(huán)境影響的程度及其范圍的顯示也是一個(gè)長(zhǎng)期的過程，因而Lin 和Zheng(2016)認(rèn)為難以就中國(guó)的現(xiàn)實(shí)環(huán)境政策做出一致的判斷。張坤民等(2007)認(rèn)為，長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，中國(guó)的環(huán)保政策將與世界先行國(guó)家的做法相一致，環(huán)保關(guān)注的重點(diǎn)應(yīng)從具體的環(huán)境規(guī)制轉(zhuǎn)向污染防治與生態(tài)保護(hù)相結(jié)合。在環(huán)保理念上應(yīng)從末端治理轉(zhuǎn)向源頭控制，與之相對(duì)應(yīng)的環(huán)保治理手段，也從行政命令向法律、經(jīng)濟(jì)手段為主導(dǎo)轉(zhuǎn)變(Zhang 和Wen，2008)。陳詩一(2010)通過對(duì)中國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行數(shù)值估算，證實(shí)中國(guó)的節(jié)能減排政策有助于推動(dòng)工業(yè)綠色生產(chǎn)率的持續(xù)提高，支持了環(huán)境治理可形成環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雙贏的“環(huán)境波特假說”。政府機(jī)制作為中國(guó)生態(tài)環(huán)境治理的主導(dǎo)機(jī)制，就中國(guó)現(xiàn)行的環(huán)保法制而言，包群等(2013)認(rèn)為只有在環(huán)保執(zhí)法力度嚴(yán)格或污染相對(duì)嚴(yán)重的地區(qū)，環(huán)保立法才具有改善環(huán)境質(zhì)量的效果，而僅靠單純的環(huán)保立法依舊不能明顯減少污染物排放量。范子英和趙仁杰(2019)對(duì)此持相同態(tài)度，也認(rèn)為在中國(guó)政府不斷加強(qiáng)和完善環(huán)境法制建設(shè)的進(jìn)程中，不僅需要通過政策試驗(yàn)來完善污染治理的法律機(jī)制建設(shè)，同時(shí)也需要保障相應(yīng)法律制度和運(yùn)行機(jī)制在現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景中得到具體落實(shí)。此外，盡管環(huán)境立法是防治環(huán)境污染和改善環(huán)境質(zhì)量的重要手段，但環(huán)境立法的資源配置效應(yīng)也具有企業(yè)層面和地區(qū)層面的異質(zhì)性(李蕾蕾和盛丹，2018)。王鵬和尤濟(jì)紅(2016)以1998—2012 年的省際工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建空間杜賓計(jì)量模型進(jìn)行分析，結(jié)果表明中國(guó)環(huán)境管制對(duì)工業(yè)部門綠色發(fā)展是顯著有效的。

環(huán)境規(guī)制政策在中國(guó)這樣一個(gè)處于轉(zhuǎn)型期的大國(guó)實(shí)施，必然與“中央-地方”治理等其他重要改革交織在一起(劉郁和陳釗，2016)。地方政府行為不僅受到中央政府策略的指引，其變動(dòng)還將引致其他地方政府策略的調(diào)整(初釗鵬等，2018)。做好地方環(huán)境保護(hù)激勵(lì)約束和推進(jìn)環(huán)境管理體制結(jié)構(gòu)性改革是提升中國(guó)環(huán)境治理水平和改善環(huán)境質(zhì)量的重要制度基礎(chǔ)(He，2015)。李永友和沈坤榮(2008)借助跨省工業(yè)污染數(shù)據(jù)考察污染防控政策的減排效果，證實(shí)地區(qū)間污染控制決策具有明顯的策略性互動(dòng)特征。韓永輝等(2015)利用中國(guó)2001—2012 年的省域數(shù)據(jù)，證實(shí)地區(qū)間的生態(tài)文明發(fā)展水平存在空間外溢效應(yīng)和時(shí)間滯后效應(yīng)。黃亮雄等(2012)認(rèn)為，盡管在空間上，我國(guó)地區(qū)間單位GDP 能耗存在顯著的外溢效應(yīng)，但地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在“損人利己”效應(yīng)。張志強(qiáng)(2017)指出，單一城市層面環(huán)境規(guī)制政策在影響城市自身環(huán)境質(zhì)量時(shí)，也借助于環(huán)境規(guī)制對(duì)空間鄰近城市產(chǎn)生影響，因此環(huán)境規(guī)制政策應(yīng)重視政策的協(xié)同性和空間外部性。楊得前和劉仁濟(jì)(2018)認(rèn)為，由于“地方保護(hù)主義”的存在，轄區(qū)政府降低環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)為本地企業(yè)提供“便利”的同時(shí)，也吸引了鄰近地區(qū)污染企業(yè)的逐利轉(zhuǎn)移。薄文廣等(2018)指出，地方政府對(duì)異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制采取差異化競(jìng)爭(zhēng)策略，地方政府的自主型環(huán)境規(guī)制呈現(xiàn)“逐頂競(jìng)爭(zhēng)”的特征，而命令型和市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制具有“逐底競(jìng)爭(zhēng)”的特征。申晨等(2018)認(rèn)為，不同類別的環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型具有明顯差異性的影響，在加大地區(qū)環(huán)境規(guī)制力度的同時(shí)，有必要完善因地制宜的環(huán)境規(guī)制政策。

從中國(guó)生態(tài)環(huán)境治理的歷史經(jīng)驗(yàn)來看，以節(jié)能減排為表征的綠色發(fā)展也是長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)發(fā)展的必由之路(吳傳清和黃磊，2017)。肖皓等(2015)以“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)建設(shè)作為分界線，對(duì)湘、鄂兩省的碳排放量進(jìn)行LMDI 和SDA 分解，結(jié)果表明湖南較湖北具有更為明顯的減排效率。任勝鋼等(2018)采用網(wǎng)絡(luò)DEA 模型對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2009—2013 年9 省2 市的工業(yè)生態(tài)效率進(jìn)行測(cè)度，結(jié)果表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的工業(yè)生態(tài)效率整體呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，且數(shù)值在上游、中游、下游地區(qū)具有逐次遞增的“階梯式”特征。從時(shí)空尺度來看，地區(qū)間發(fā)展水平的差異對(duì)環(huán)境的影響程度與深度不同，而經(jīng)濟(jì)與環(huán)境相互耦合協(xié)調(diào)關(guān)系所具有的復(fù)雜化、多樣性的時(shí)空格局特征是省級(jí)層面數(shù)據(jù)分析難以準(zhǔn)確展示的(馬麗等，2012)。就地級(jí)市數(shù)據(jù)而言，付麗娜等(2013)建立基于Malmquist-DEA 模型的生態(tài)效率投入產(chǎn)出指標(biāo)體系，對(duì)“長(zhǎng)、株、潭”“3＋5”城市群2005—2010 年的生態(tài)效率進(jìn)行對(duì)比，結(jié)果表明長(zhǎng)沙的生態(tài)效率值遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于湖南其他地級(jí)市，城市群形成了“中心-外圍”輻射發(fā)展的經(jīng)濟(jì)生態(tài)格局。從長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)環(huán)境治理政策的比較來看，肖芬蓉和王維平(2019)指出，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶下游省市2004 年開始從生態(tài)環(huán)境治理的角度聯(lián)合發(fā)文，而中游省份總體發(fā)文數(shù)量少于下游省市，發(fā)文也多集中于2014 年之后，上游省市發(fā)文量相對(duì)較少。She 等(2019)基于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2004—2015 年40 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，采用DID 方法探討地表水污染狀況，結(jié)果表明“河長(zhǎng)制”政策有效改善了長(zhǎng)江各支流水質(zhì)。羅志高和楊繼瑞(2019)認(rèn)為，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶作為流域經(jīng)濟(jì)，傳統(tǒng)的科層型、市場(chǎng)型、自治型治理機(jī)制均難以為生態(tài)環(huán)境治理問題提供有效的解決方案。

從上述文獻(xiàn)來看，當(dāng)前激勵(lì)與約束并重的綠色發(fā)展政策體系日漸完善，與減少污染物排放量相應(yīng)的政策目標(biāo)和政策工具不斷調(diào)整，正朝著有助于彌合綠色發(fā)展理念和環(huán)保政策實(shí)踐界限的方向演進(jìn)。深稽博考，現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究重點(diǎn)多集中于環(huán)境污染的外部性、環(huán)境治理制度變遷、綠色發(fā)展效率測(cè)度及其影響因素歸納，這難以有效獲得政策效應(yīng)的一致估計(jì)；構(gòu)建的理論模型大多源自邏輯推理與演繹分析，由于無法進(jìn)行相應(yīng)的機(jī)制挖掘，因而難免缺乏政策含義的實(shí)證基礎(chǔ)；部分文獻(xiàn)由于評(píng)價(jià)方法單一、評(píng)估內(nèi)容寬泛和缺乏細(xì)致的機(jī)理探究，也難以準(zhǔn)確識(shí)別“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域污染物排放的凈效應(yīng)。以“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)為表征的政策試點(diǎn)，是生態(tài)文明建設(shè)由理念指引走向社會(huì)實(shí)踐的重要途徑。在政策實(shí)施多年之后，深入剖析試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)污染物排放的因果處置效應(yīng)及其影響機(jī)制，既能檢驗(yàn)成效，也可查證不足，這對(duì)推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)成為生態(tài)文明先行示范帶具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

三、政策識(shí)別與計(jì)量模型

2007 年12 月，經(jīng)國(guó)務(wù)院批準(zhǔn)，位于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶中游地區(qū)的武漢城市圈和長(zhǎng)株潭城市群成為“全國(guó)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)”①武漢城市圈“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)包括湖北省的武漢、黃石、鄂州、黃岡、孝感和咸寧，長(zhǎng)株潭城市群“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)包括湖南省的長(zhǎng)沙、株洲和湘潭。。單純從數(shù)據(jù)量來看，本文明顯存在實(shí)驗(yàn)組樣本量過少的問題，實(shí)驗(yàn)組僅有9 個(gè)城市，控制組有99 個(gè)城市，若加上匹配后的樣本損失，實(shí)驗(yàn)組的樣本將遠(yuǎn)少于控制組的樣本，這最終可能會(huì)影響估計(jì)精度。合成控制法的思想是將多個(gè)不受政策影響的個(gè)體加權(quán)組合成“合成控制組”并與實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行“反事實(shí)”對(duì)比分析，其優(yōu)勢(shì)是放松DID 方法的隨機(jī)性假設(shè)，所采用的非參數(shù)方法決定了構(gòu)造的控制組只由實(shí)際數(shù)據(jù)確定，得到的控制組與實(shí)驗(yàn)組共同趨勢(shì)擬合度更高、偏誤更小(Abadie 和Gardeazabal，2003)。作為非參數(shù)估計(jì)的合成控制法是對(duì)DID 方法的有效擴(kuò)展，在合成控制中，允許時(shí)變未觀測(cè)混雜因素的存在。同時(shí)，權(quán)重的選擇是通過數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)產(chǎn)生的，大幅度降低了主觀選擇的誤差程度，在一定程度上解決了政策內(nèi)生性問題。在研究對(duì)象方面，通過對(duì)控制組加權(quán)擬合一個(gè)與實(shí)驗(yàn)組特征最相近的合成組，并且通過權(quán)重可以清晰得出每個(gè)控制組對(duì)合成組的貢獻(xiàn)大小，能夠有效避免過分外推現(xiàn)象。在實(shí)證評(píng)估效果方面，可以針對(duì)需要研究的每個(gè)實(shí)驗(yàn)組個(gè)體擬合一個(gè)與之相對(duì)應(yīng)的合成控制組，結(jié)果呈現(xiàn)更加直觀，避免了政策評(píng)估中通常所求的(局部)平均處理效應(yīng)，有利于評(píng)估政策效果的異質(zhì)性，避免主觀選擇造成偏誤。接下來模擬在樣本時(shí)期內(nèi)“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)城市在未設(shè)立試驗(yàn)區(qū)情形下的污染物排放水平，假設(shè)該區(qū)域包含N＋1 個(gè)城市，城市1 在 T0期納入試驗(yàn)區(qū)，其他N個(gè)城市未納入試驗(yàn)區(qū)。G1it表示城市i 在t 期納入試驗(yàn)區(qū)潛在的污染物排放水平，G0it表示城市i 在t 期未納入試驗(yàn)區(qū)潛在的污染物排放水平，即城市納入試驗(yàn)區(qū)的因果效應(yīng)為城市i 在t 期觀測(cè)到的污染物排放水平為表示城市i 在t 期的試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)狀態(tài)，若城市i 在t 期納入試驗(yàn)區(qū)取值為1，否則為0。簡(jiǎn)便起見，假設(shè)第1 個(gè)城市在 T0期納入試驗(yàn)區(qū)，而其他N 個(gè)城均未納入試驗(yàn)區(qū)，那么對(duì)于 t >T0，試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)表示為由于第1 個(gè)城市納入試驗(yàn)區(qū)，因而在 t >T0期可以觀測(cè)到潛在結(jié)果 G11t，但無法觀測(cè)到如果其未受到試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)時(shí)的潛在結(jié)果G01t。借助式(1)模型便可估計(jì)得到城市1 的“反事實(shí)”結(jié)果：

式(1)中，εit為隨機(jī)沖擊，δt、μi為年份和城市層面的固定效應(yīng)，以控制不隨地區(qū)(時(shí)間)變化的時(shí)間(地區(qū))特征。Zi為未受到試驗(yàn)區(qū)建設(shè)影響的控制變量，θt為待估計(jì)參數(shù)，λt為受時(shí)間影響的無法觀測(cè)到的共同因子。為求解G0it，引入權(quán)重向量滿足達(dá)到借助控制組地區(qū)的凸組合來構(gòu)建合成控制組的目的。對(duì)控制組城市的變量值進(jìn)行相應(yīng)加權(quán)，可得：

可以證明，在一般條件下式(4)趨近于0。對(duì)于 T0＜t ≤ T，合成控制組可以借助城市1 的“反事實(shí)”結(jié)果來近似替代，即。其政策效果的相應(yīng)估計(jì)值為：

四、數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）指標(biāo)選取

現(xiàn)有研究多從污染物排放量、污染物減排量、污染物去除率或污染物治理費(fèi)用等方面來表征和度量環(huán)境規(guī)制效應(yīng)，單位工業(yè)產(chǎn)值的污染物排放量既反映了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展方式，也可代表工業(yè)企業(yè)為“節(jié)能減排”做出的努力(張彩云等，2020)。由于城市層面的工業(yè)污染物排放達(dá)標(biāo)量、去除率等指標(biāo)數(shù)據(jù)缺乏，而盡管各地區(qū)針對(duì)低于國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)的污染物執(zhí)行統(tǒng)一的污染物治理費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，但地方政府在執(zhí)行細(xì)則上仍具有一定的靈活性，且采用工業(yè)“三廢”指標(biāo)中的某個(gè)單一指標(biāo)也無法全面反映地區(qū)的污染物排放水平。遵循Cole 等(2005)的做法，本文采用污染物排放量與工業(yè)增加值的比值來度量污染物排放水平。其原因是，現(xiàn)有環(huán)?？己梭w系的指標(biāo)就涵蓋從源頭上減少污染、確保污染物排放總量控制目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和強(qiáng)化地方政府的目標(biāo)責(zé)任制。同時(shí)，工業(yè)企業(yè)作為環(huán)境污染的主源頭，減少單位工業(yè)產(chǎn)值污染排放量是控制污染排放總量的必要措施，工業(yè)企業(yè)完成單位工業(yè)增加值的污染物排污量越小意味著工業(yè)綠色發(fā)展水平越高。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和指標(biāo)的全面性，本文將工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)、工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)和工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度(dust)三個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量。具體而言，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度用工業(yè)廢水排放量除以規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值(噸/萬元)來表示；工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度用工業(yè)二氧化硫排放量除以規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值(噸/萬元)來表示；工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度用工業(yè)煙(粉)塵排放量除以規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值(噸/萬元)來表示。

一般而言，同時(shí)影響結(jié)果變量和是否進(jìn)行政策試點(diǎn)的特征變量才更加適宜作為匹配變量。本文將影響區(qū)域污染物排放且同時(shí)影響樣本城市是否屬于“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的變量盡量加以控制。其中，城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdpper)用人均GDP(單位為元)來表示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(grow)用名義GDP 的增長(zhǎng)率(%)來表示。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(indus2)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(indus3)分別用第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(%)來表示。城市的外商直接投資水平(fdi)用外商直接投資總額(按當(dāng)年匯率換算為人民幣)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(%)來表示。人力資本水平(human)用地區(qū)普通高等學(xué)校在校生人數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎?%)來表示。城鎮(zhèn)化水平(urban)用非農(nóng)業(yè)人口占年末總?cè)丝诘谋戎?%)來表示。遵循現(xiàn)有研究的通行做法，用政府預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(%)來衡量財(cái)政支出規(guī)模(fiscal)，以此反映地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的參與(調(diào)控)程度。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用2003—2017 年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶108 個(gè)城市的平衡面板數(shù)據(jù)來評(píng)估“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的影響。所涉及的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)均源自歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒經(jīng)處理得到。本文將樣本區(qū)間確定為2003—2017 年的原因是，受《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)的限制，2003 年之前的污染物排放量指標(biāo)缺失嚴(yán)重，難以獲取。對(duì)于某些地區(qū)個(gè)別年份數(shù)據(jù)缺失或者異常的情況，根據(jù)缺失年份前后的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性插補(bǔ)和校對(duì)得到。同時(shí)為盡量消除模型可能存在的異方差問題，對(duì)所涉及的變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。各變量的數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 指標(biāo)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

五、“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）合成控制法檢驗(yàn)

為了準(zhǔn)確評(píng)估“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立究竟對(duì)各個(gè)試點(diǎn)城市的污染物排放發(fā)展產(chǎn)生何種影響，接下來將實(shí)驗(yàn)組分為9 組，采用依次分析每一個(gè)城市的方式，借助99 個(gè)控制組城市，構(gòu)建每一個(gè)目標(biāo)城市在“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后的工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的“反事實(shí)”情境。在此基礎(chǔ)上，通過比較試點(diǎn)城市和合成城市在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前后的數(shù)值大小以及變化趨勢(shì)，以此識(shí)別“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的平均影響。圖1 中實(shí)線代表實(shí)驗(yàn)組個(gè)體的實(shí)際工業(yè)污染物排放強(qiáng)度(water、so2、dust)，虛線表示合成控制組工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的變化路徑，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的影響由試點(diǎn)城市與其合成城市的工業(yè)污染排放強(qiáng)度的差值來表示。垂直虛線代表設(shè)立試驗(yàn)區(qū)的起始年份(2008 年)。在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前的年份，實(shí)際與合成的工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的路徑幾乎完全重合，說明合成控制組較好地?cái)M合了試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前各試點(diǎn)城市的工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的路徑。在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后，實(shí)際和合成控制組的工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的路徑發(fā)生變化，并且不同城市的實(shí)際和合成控制組的工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的態(tài)勢(shì)呈現(xiàn)出差異性。從工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)來看，長(zhǎng)株潭城市群各城市的實(shí)際路徑均較為明顯的低于合成控制組的路徑①受篇幅所限，這里沒有展示合成控制法構(gòu)建的最優(yōu)權(quán)重組合，有需要的讀者可向作者索取。。武漢城市圈中的咸寧市、鄂州市、武漢市的實(shí)際路徑較合成控制組的路徑更低一些，而其他城市的路徑變化所反映出的政策效果并不十分強(qiáng)烈。總體來看，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立顯著降低了長(zhǎng)株潭城市群試點(diǎn)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度。從工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度(dust)來看，各個(gè)城市的擬合效果不如工業(yè)廢水排放強(qiáng)度那么明顯，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立僅對(duì)孝感市降低工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度的效應(yīng)略顯突出，而對(duì)其他城市的該效應(yīng)則相對(duì)較弱。整體來看，在其他因素不變的情形下，由于“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)涵蓋的城市數(shù)量較少，城市間的異質(zhì)性表現(xiàn)突出，可能在一定程度上也降低了政策的平均效應(yīng)。

圖1 “兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的合成控制法檢驗(yàn)①受篇幅所限，這里沒有展示工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度和工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度的結(jié)果，有需要的讀者可向作者索取。

綜合比較來看，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來在降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度方面取得了較為明顯的成效，但對(duì)工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度的作用效果不是那么明顯，可能是由于大氣和煙塵具有跨區(qū)域流動(dòng)性的特征，在不同地域之間轉(zhuǎn)移而難以治理。此外，與工業(yè)廢氣和煙(粉)塵相比，人們也更容易感知水污染，因而地方政府在環(huán)境污染整治過程中可能會(huì)將更多的精力投向廢水(污水)治理。從各個(gè)城市的效果展示來看，與武漢城市圈相比，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)長(zhǎng)株潭城市群降低污染物排放水平的作用效果更為明顯，可能是由于在城市群的密集型演化方向和緊湊式的布局上長(zhǎng)株潭城市群更高的城市化層次使其在政府權(quán)力配置、要素流動(dòng)和資源共享方面存在集聚優(yōu)勢(shì)，從而更有利于降低工業(yè)污染物的排放強(qiáng)度。

（二）廣義合成控制法檢驗(yàn)

圖1 使用的合成控制法構(gòu)建的是各個(gè)試點(diǎn)城市自身的合成對(duì)象，而無論是從城市群的發(fā)展水平還是“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的初始目標(biāo)來看，長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈的定位和發(fā)展要求都存在明顯的現(xiàn)實(shí)差異。進(jìn)行各個(gè)區(qū)域整體的平均化分析，有助于更好的辨識(shí)二者是否存在空間異質(zhì)性，接下來對(duì)長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈分別進(jìn)行分析。由于廣義合成控制法(Generalized Synthetic Control Method)能夠?qū)ν诟深A(yù)的多個(gè)處理樣本進(jìn)行因果效應(yīng)考察，同時(shí)也可將其視作為合成控制法結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。圖2、圖3 和圖4 分別展示了“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)、長(zhǎng)株潭城市群以及武漢城市圈的試點(diǎn)區(qū)域與合成試點(diǎn)區(qū)域污染物排放水平的“反事實(shí)”結(jié)果以及試點(diǎn)區(qū)域污染物排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)。其中，黑色實(shí)線表示平均處理效應(yīng)隨著時(shí)間變化的趨勢(shì)，黑色水平線為0 軸，垂直線表示試驗(yàn)區(qū)設(shè)立時(shí)間的分割線，灰色的陰影部分表示95%的置信區(qū)間。對(duì)比“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前后的差異變化可知，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前試點(diǎn)區(qū)域與合成試點(diǎn)區(qū)域的工業(yè)污染物排放強(qiáng)度擬合度較高，變化趨勢(shì)維持著比較一致的態(tài)勢(shì)，在虛線右側(cè)，即試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，合成路徑和真實(shí)路徑逐漸發(fā)生明顯的分化，二者的差值可視作為試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的政策效果。綜合來看，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)為負(fù)值，且在95%的置信水平上通過了相應(yīng)的檢驗(yàn)。工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)也具有與之一致的特征。“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度(dust)的影響較弱。

圖2 “兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)對(duì)污染物排放的廣義合成控制法檢驗(yàn)

圖3 長(zhǎng)株潭城市群對(duì)污染物排放的廣義合成控制法檢驗(yàn)

圖4 武漢城市圈對(duì)污染物排放的廣義合成控制法檢驗(yàn)

從長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈政策效果的空間異質(zhì)性比較來看，在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前，長(zhǎng)株潭城市群與合成長(zhǎng)株潭城市群的污染物排放水平的變化趨勢(shì)具有較高的擬合度。二者的差異較小，說明試點(diǎn)區(qū)域與合成區(qū)域在污染物排放強(qiáng)度方面具有較高的一致性。合成控制對(duì)象較好地?cái)M合了長(zhǎng)株潭城市群污染物排放水平的變動(dòng)路徑。在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后，試點(diǎn)區(qū)域與合成區(qū)域的污染物排放水平的整體差異日趨明顯，真實(shí)值與合成值的差距也呈現(xiàn)出逐步擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)，且其差異始終位于0 軸之下，隨著“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的推進(jìn)，盡管政策效果在一些年份存在明顯的波動(dòng)，但在工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)與工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)的治理方面均取得了較好的政策效果。從武漢城市圈與合成武漢城市圈的污染物排放水平來看，在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前，二者的變化趨勢(shì)也具有較高的一致性，由于數(shù)值差異較小，平均處理效應(yīng)沿著0 軸進(jìn)行窄幅度的波動(dòng)?？傮w而言，合成對(duì)象較好地?cái)M合了武漢城市圈污染物排放水平的變動(dòng)路徑。在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的真實(shí)值與合成值的差值始終處于0 軸之下，平均處理效應(yīng)為負(fù)值，二者的差異表現(xiàn)得日漸明顯，通過了95%的置信水平檢驗(yàn)。這意味著，試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)其降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)效果顯著。此外，武漢城市圈的工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)的變化與長(zhǎng)株潭城市群的該變化具有較高的相似度，在工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度(dust)方面，真實(shí)區(qū)域與合成區(qū)域的差值并未展現(xiàn)出明顯的擴(kuò)大趨勢(shì)，平均處理效應(yīng)表現(xiàn)不佳，在樣本考察期內(nèi)平均處理效應(yīng)圍繞著0 值上下波動(dòng)，沒有明顯的政策效果。

（三）兩型社會(huì)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的PSM-DID 檢驗(yàn)

在論證匹配樣本基本符合條件獨(dú)立分布和共同支撐條件后①受篇幅所限，這里沒有展示平衡性假設(shè)和傾向得分匹配的估計(jì)結(jié)果，有需要的讀者可向作者索取。，接下來評(píng)估“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域污染物排放的平均處理效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表2 所示?？傮w來看，當(dāng)下比較流行的四種匹配方法(局部線性回歸匹配、半徑匹配、內(nèi)核匹配、最近鄰匹配)給出的平均處理效應(yīng)(ATT)在數(shù)值和顯著性方面均具有較好的一致性。在此將5 對(duì)1最近鄰匹配法作為基本匹配方法并據(jù)此所得的基準(zhǔn)結(jié)果加以解釋，就試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的平均處理效應(yīng)而言，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)為-0.264，且在5%的置信水平上顯著。這一負(fù)效應(yīng)在其他匹配法下分別為-0.230、-0.260 和-0.260，且在10%和5%的置信水平上顯著。試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度(dust)的影響均較弱，表現(xiàn)在其對(duì)工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)雖然均為負(fù)值，但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這在很大程度上意味著試驗(yàn)區(qū)設(shè)立在降低工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度方面未能發(fā)揮積極作用?？紤]到傾向得分匹配過分依賴于傾向得分分布的尾部可能會(huì)違背共同支撐條件，進(jìn)而造成估計(jì)結(jié)果有偏(Black 和Smith，2004)，接下來利用修剪策略(Trimming Strategy)考察基準(zhǔn)結(jié)果對(duì)實(shí)驗(yàn)組傾向得分分布尾部部分極端樣本的穩(wěn)健性。在5 對(duì)1最近鄰匹配法的基礎(chǔ)上采用2%、5%和10%三種修剪水平，依次剔除實(shí)驗(yàn)組傾向得分分布尾部2%、5%和10%的樣本。其結(jié)果表明，平均處理效應(yīng)在數(shù)值大小和顯著性方面未表現(xiàn)出較大差異，這同樣表明基準(zhǔn)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表2 “兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的PSM-DID分析

（四）“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的異質(zhì)性分析

運(yùn)用PSM-DID 方法評(píng)估政策結(jié)果的可靠性也與選取的控制組城市有關(guān)，為了充分利用面板數(shù)據(jù)包含的信息，首先按照長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶上游、中游和下游劃分，依舊將5 對(duì)1 最近鄰匹配法作為基本匹配方法并據(jù)此所得的結(jié)果加以解釋。從表3 來看，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)城市對(duì)上游31 個(gè)城市的污染物排放的平均處理效應(yīng)均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。對(duì)此的解釋是，在上游地區(qū)的控制組城市的自然環(huán)境質(zhì)量總體占優(yōu)，地處國(guó)家重點(diǎn)開發(fā)區(qū)域的實(shí)驗(yàn)組所進(jìn)行的“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)建設(shè)，可能難以展示出明顯的政策效果。試驗(yàn)區(qū)城市對(duì)中游其他26 個(gè)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)為-0.604，且在1%的置信水平上顯著。同時(shí)，試驗(yàn)區(qū)城市對(duì)中游其他26 個(gè)城市的工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)的平均處理效應(yīng)為-0.377，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。試驗(yàn)區(qū)城市對(duì)下游41 個(gè)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)為-0.341，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。

表3 “兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的異質(zhì)性分析

接下來以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶非“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的城市為控制組，將長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈分別作為實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行政策效果的比較分析。就長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈的回歸系數(shù)而言，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)顯著性不強(qiáng)。僅有長(zhǎng)株潭城市群工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)為-0.298，且在5%的置信水平上顯著。對(duì)此可能的解釋是，長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈各自的試點(diǎn)城市數(shù)目相對(duì)較少，而采用5 對(duì)1 最近鄰匹配下難以搜尋到合適的參照組，這有可能使得平均處理效應(yīng)難以更好地呈現(xiàn)。

鑒于“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可能會(huì)對(duì)其他地區(qū)的污染物排放產(chǎn)生外溢效應(yīng)或其他間接影響，這些受影響的地區(qū)作為控制組的一部分可能因此干擾了估計(jì)結(jié)果，造成結(jié)果產(chǎn)生過高或過低的估計(jì)偏差。為盡量避免這一問題并增強(qiáng)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，接下來按照地緣特征，以試驗(yàn)區(qū)為實(shí)驗(yàn)組，依次將與試驗(yàn)區(qū)接壤的14 個(gè)城市和不接壤的85 個(gè)城市作為控制組，評(píng)估試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域污染物排放的平均處理效應(yīng)。從結(jié)果來看，就接壤地區(qū)而言，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)接壤地區(qū)工業(yè)污染物排放強(qiáng)度(water、so2、dust)的平均處理效應(yīng)均不顯著。對(duì)此可能的解釋為，在地理空間上，由于試驗(yàn)區(qū)屬于重點(diǎn)開發(fā)區(qū)域，而與試驗(yàn)區(qū)接壤的城市多為山地、湖泊連片地區(qū)，自然環(huán)境相對(duì)更優(yōu)，再加上污染物會(huì)發(fā)生“空間轉(zhuǎn)移”，區(qū)域性環(huán)境污染具有高度擴(kuò)散性和不可分割性，使得試驗(yàn)區(qū)與接壤城市工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的差異性較弱。接下來將與“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)接壤的城市從控制組剔除，僅用不接壤城市作為參照對(duì)象，原因是接壤的城市更有可能受到“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立潛在外溢效應(yīng)的影響。就不接壤地區(qū)而言，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)為-0.284，且在5%的置信水平上顯著。這一結(jié)果的系數(shù)大小、符號(hào)與顯著性水平與表2 的結(jié)果差異不大，也在一定程度上說明了潛在的樣本選擇性偏差沒有對(duì)估計(jì)結(jié)果造成影響。以接壤城市為實(shí)驗(yàn)組，以不接壤城市為控制組，進(jìn)行“反事實(shí)”檢驗(yàn)，進(jìn)一步檢驗(yàn)“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立在改善區(qū)域污染物排放方面是否存在地理空間溢出效應(yīng)。其結(jié)果表明，盡管工業(yè)污染物排放強(qiáng)度(water、so2、dust)的平均處理效應(yīng)分別為-0.296、-0.168 和-0.049，但僅有工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的系數(shù)值在1%的置信水平上顯著。因此，接壤城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)顯著低于不接壤城市該強(qiáng)度，即“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的溢出效應(yīng)在一定程度上影響了接壤城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度。盡管“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)具有一定的外部性，會(huì)污染“控制組”，但是基于“反事實(shí)”檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果并沒有大的變化，這也意味著“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的外部性并不足以影響本文的估計(jì)結(jié)果。

（五）“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的影響機(jī)制分析

為揭示“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立與污染物排放之間的內(nèi)在關(guān)系，接下來構(gòu)建中介效應(yīng)模型(溫忠麟等，2012)對(duì)可能的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行梳理。鑒于試驗(yàn)區(qū)設(shè)立在降低工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度(so2)、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度(dust)方面效果不彰，接下來將重點(diǎn)考察試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的影響機(jī)制。以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶非“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的城市作為控制組，探討試驗(yàn)區(qū)設(shè)立通過相應(yīng)中介變量影響區(qū)域污染物排放的影響機(jī)制和傳導(dǎo)路徑，在同時(shí)控制了城市個(gè)體固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)后，估計(jì)結(jié)果如表4 所示。城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdpper)的系數(shù)為0.128，在5%的置信水平上顯著為正，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果表明存在中介效應(yīng)；在加入中介變量對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)后，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的系數(shù)明顯變小(-0.303＞-0.418)，這進(jìn)一步證明了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdpper)的提高有助于更好地發(fā)揮試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的削減作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為29.80%。經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展、工業(yè)污染物排放強(qiáng)度趨于下降的局面，在一定程度上也意味著試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有助于實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙贏格局。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(indus3)的系數(shù)為-0.124，且在1%的置信水平下顯著，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果表明存在中介效應(yīng)，在加入中介變量對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)后，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的系數(shù)明顯變小(-0.303＞-0.354)，這意味著降低第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平有助于發(fā)揮“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的削減作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為14.33%。對(duì)這一看似矛盾的結(jié)論的一個(gè)可能的解釋是，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)城市工業(yè)化發(fā)展水平較高，2017 年長(zhǎng)株潭城市群與武漢城市圈三次產(chǎn)業(yè)占比的均值分別為5.45∶48.00∶46.55，12.99∶48.58∶38.43，非“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)城市的三次產(chǎn)業(yè)占比的均值分別為10.71∶44.85∶44.45。粗略比較來看，作為內(nèi)陸地區(qū)的長(zhǎng)株潭城市群和武漢城市圈在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面并沒有表現(xiàn)出鮮明的特色，并且與作為開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展先行區(qū)的長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的下游城市相比較，長(zhǎng)株潭城市群與武漢城市圈的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還略顯落后。城鎮(zhèn)化水平(urban)的系數(shù)為0.039，且在10%的置信水平上顯著，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果表明存在中介效應(yīng)，在加入中介變量對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)后，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的系數(shù)明顯變小(-0.303＞-0.329)，這意味著城鎮(zhèn)化水平的提升有助于發(fā)揮試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的削減作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為7.79%。此外，人力資本水平(human)和財(cái)政支出規(guī)模(fiscal)具有遮掩效應(yīng)，因?yàn)榭刂普谘谧兞咳肆Y本水平(human)、財(cái)政支出規(guī)模(fiscal)后，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立(D×T)對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的系數(shù)明顯變大(-0.189＞-0.303，-0.244＞-0.303)。綜合來看，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdpper)和城鎮(zhèn)化水平(urban)在試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的影響中起到更為顯著的中介效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indus2、indus3)層面的中介效應(yīng)還需要做進(jìn)一步辨析，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(grow)和外商直接投資水平(fdi)均沒有發(fā)揮中介效應(yīng)。

表4 “兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的影響機(jī)制分析(一)

一般而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)應(yīng)該對(duì)地區(qū)工業(yè)污染物排放具有不可忽視的影響，盡管這并不是決定性的判定標(biāo)準(zhǔn)。表4 中對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果表現(xiàn)得粗糙而模糊，一個(gè)可能的原因是各個(gè)城市的行業(yè)內(nèi)部的微觀異質(zhì)性在宏觀的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面往往因?yàn)榧涌偠谎蜎]掉了。由于傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)分類模式無法有效揭示工業(yè)的生態(tài)化結(jié)構(gòu)，為更細(xì)致的刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性，在此聚焦細(xì)分行業(yè)并基于制造業(yè)行業(yè)類別的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，既可以在一定程度上避免宏觀的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)存在的聚集性偏倚問題，也有利于通過異質(zhì)性行業(yè)的差異化表現(xiàn)來進(jìn)一步挖掘“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)是否通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的“去污染化”助推區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展。受樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的限制，在此僅搜集到上海、重慶、昆明、成都、貴陽、長(zhǎng)沙、武漢、南昌、合肥、南京、杭州以及GDP 超過1 萬億人民幣的寧波、蘇州、無錫共計(jì)14 個(gè)城市歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒，以《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(GB/T4754—2017)》作為行業(yè)劃分的基本依據(jù)，參考國(guó)務(wù)院關(guān)于開展第二次全國(guó)污染源普查的通知(國(guó)發(fā)〔2016〕59 號(hào))，由于個(gè)別行業(yè)和部分年份的細(xì)分類別進(jìn)行了調(diào)整，考慮前后統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)一性，共整理出24 個(gè)細(xì)分行業(yè)作為制造業(yè)行業(yè)的具體研究對(duì)象，同時(shí)將工業(yè)源普查對(duì)象中的11 個(gè)重污染行業(yè)作為污染密集型產(chǎn)業(yè)篩選的基本依據(jù)，在此以各個(gè)工業(yè)污染密集型產(chǎn)業(yè)歷年總產(chǎn)值占當(dāng)年限制性以上工業(yè)總產(chǎn)值的比重，來衡量污染密集型產(chǎn)業(yè)的相對(duì)份額，從而體現(xiàn)出工業(yè)污染密集型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的“去污染化”程度。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，11 個(gè)重污染行業(yè)的平均總產(chǎn)值約占限制性以上工業(yè)總產(chǎn)值的35%～45%左右，且全部集中于工業(yè)中的制造業(yè)。利用交互項(xiàng)(D×T)對(duì)所選行業(yè)進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸，結(jié)果如表5 所示①字母“Ⅰ”表示“農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)占比”；“Ⅱ”表示“食品制造業(yè)占比”；“Ⅲ”表示“紡織業(yè)占比”；“Ⅳ”表示“皮革、毛皮和羽毛及其制造業(yè)占比”；“Ⅴ”表示“造紙業(yè)占比”；“Ⅵ”表示“石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)占比”；“Ⅶ”表示“化學(xué)原料及化學(xué)產(chǎn)品制造業(yè)占比”；“Ⅷ”表示“非金屬礦物制造業(yè)占比”；“Ⅸ”表示“黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)占比”；“Ⅹ”表示“有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)占比”；“Ⅺ”表示“電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)占比”；“Ⅻ”表示“煙、飲料和精制茶制造業(yè)占比”；“ⅩⅢ”表示“紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)占比”；“ⅩⅣ”表示“木材加工及木竹藤棕草制品業(yè)占比”；“ⅩⅤ”表示“家具制造業(yè)占比”；“ⅩⅥ”表示“印刷業(yè)、記錄媒介的復(fù)制業(yè)占比”；“ⅩⅦ”表示“醫(yī)藥制造業(yè)占比”；“ⅩⅧ”表示“橡膠和塑料制品業(yè)占比”；“ⅩⅨ”表示“金屬制品業(yè)占比”；“ⅩⅩ”表示“通用設(shè)備制造業(yè)占比”；“ⅩⅪ”表示“專用設(shè)備制造業(yè)占比”；“ⅩⅫ”表示“電氣機(jī)械及器材制造業(yè)占比”；“ⅩⅩⅢ”表示“通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)占比”；“ⅩⅩⅥ”表示“儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)占比”。。具體來看，工業(yè)源普查對(duì)象中的11 個(gè)重污染行業(yè)有4 類行業(yè)的份額出現(xiàn)了顯著下降，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立(D×T)對(duì)食品制造業(yè)、皮革、毛皮和羽毛及其制造業(yè)、石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)以及非金屬礦物制造業(yè)等高耗能和污染物排放密集型工業(yè)行業(yè)的凈影響系數(shù)分別為-0.261、-0.674、-0.809、-0.345，且在5%和10%的置信水平上顯著。此外，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立(D×T)對(duì)降低家具制造業(yè)占比、儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)占比也具有顯著影響，但對(duì)提高化學(xué)原料及化學(xué)產(chǎn)品制造業(yè)占比也表現(xiàn)出來顯著影響?？傮w而言，在所能搜集的24 個(gè)細(xì)分行業(yè)中，有6 類行業(yè)的份額表現(xiàn)出明顯下降，僅有1 類行業(yè)表現(xiàn)出明顯上升，因而“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的“去污染化”助推區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展這一判斷是具有一定數(shù)據(jù)支撐的。考慮到不同行業(yè)的污染物排放特征差異，6 大類行業(yè)的污染排放物中工業(yè)廢水排放強(qiáng)度通常較高，6 大類行業(yè)的份額下降也有助于降低城市工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，這也在一定程度上有助于解釋“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)降低試點(diǎn)城市工業(yè)廢水排放強(qiáng)度具有顯著效果的原因。

表5 “兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的影響機(jī)制分析(二)

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變更污染指標(biāo)、類型區(qū)域和樣本時(shí)間段

從污染指標(biāo)來看，全文的回歸分析主要基于工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度這三個(gè)指標(biāo)，為增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，在此變更污染物排放強(qiáng)度的指標(biāo)，采用單位GDP 工業(yè)廢水排放量、單位GDP 二氧化硫排放量、單位GDP 工業(yè)煙(粉)塵排放量的對(duì)數(shù)形式作為衡量污染物排放的新指標(biāo)，從表6 來看，所得的結(jié)果較為穩(wěn)健。從類型區(qū)域來看，由于地理意義上的邊界無法清晰界定，而城市群建設(shè)日漸成為經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量一體化發(fā)展的重要載體，考慮到“西部大開發(fā)”“中部崛起”戰(zhàn)略對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各城市間的異質(zhì)性影響，基于此，將之前的長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶上游、中游與下游地區(qū)替換為成渝、長(zhǎng)江中游和長(zhǎng)三角城市群，所得結(jié)論依舊穩(wěn)健?？紤]到生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策存在“泛化”的趨勢(shì)，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶中的浙江、江蘇、安徽、四川等省份開展了“生態(tài)省”建設(shè)，貴州、江西進(jìn)行了國(guó)家生態(tài)文明試驗(yàn)區(qū)建設(shè)，這些政策應(yīng)該有助于推動(dòng)各省份進(jìn)行生態(tài)文明建設(shè)和生態(tài)環(huán)境保護(hù)。從實(shí)證結(jié)果來看，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)中游城市群、長(zhǎng)三角城市群的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)(ATT)仍顯著為負(fù)值，進(jìn)一步凸顯試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)降低區(qū)域污染物排放的積極作用。從樣本時(shí)間段來看，中國(guó)共產(chǎn)黨第十八次全國(guó)代表大會(huì)報(bào)告明確提出“努力建設(shè)美麗中國(guó)”，國(guó)家對(duì)環(huán)境保護(hù)和生態(tài)文明建設(shè)高度重視?；诖耍瑸槿趸瘶颖酒趦?nèi)由外生的政策疊加效應(yīng)引起的估計(jì)偏誤，將樣本時(shí)間段變更后重新進(jìn)行實(shí)證分析，估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本吻合。

2.進(jìn)一步排除其他政策的干擾

首先，近些年來，在沿海省份調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的背景下，長(zhǎng)江沿線的重慶沿江、湖北荊州、湖南湘南、江西贛南以及皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)可能會(huì)對(duì)地區(qū)間的工業(yè)污染物排放造成影響，為進(jìn)一步減輕樣本異質(zhì)性對(duì)估計(jì)結(jié)果可能產(chǎn)生的影響，無論是從全樣本城市中剔除承接產(chǎn)業(yè)示范區(qū)城市，還是從中游地區(qū)中剔除承接產(chǎn)業(yè)示范區(qū)城市，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度(water)的平均處理效應(yīng)(ATT)的符號(hào)和顯著性依舊較為穩(wěn)健。其次，考慮到兩控區(qū)城市與非兩控區(qū)城市。從1998 年發(fā)布的《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》的內(nèi)容來看，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的城市大多屬于酸雨控制區(qū)的范圍，因此基本可以排除“兩控區(qū)”政策對(duì)個(gè)別城市所施加的差異性影響。近年來從中央到地方多部門、多形式的環(huán)境政策不斷出臺(tái)，政策疊加效應(yīng)引起的環(huán)境政策強(qiáng)度可能存在差異，這也會(huì)帶來估計(jì)偏誤。由于難以搜集齊全長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各地區(qū)的環(huán)保政策和文件，因此對(duì)環(huán)保政策逐一檢驗(yàn)也不現(xiàn)實(shí)，通過在模型中引入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與省份虛擬變量的相互項(xiàng)，有助于控制地區(qū)層面的因素在線性維度對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，而實(shí)證結(jié)果依舊表現(xiàn)出較好的穩(wěn)定性。

3.排除其他遺漏變量的干擾

借鑒Nunn 和Wantchekon(2011)的識(shí)別策略，對(duì)模型中是否存在嚴(yán)重的遺漏變量偏誤問題進(jìn)行評(píng)估。該識(shí)別策略的基本思路是，相對(duì)于已控制的可觀測(cè)變量的影響程度，不可觀測(cè)變量的影響程度為多大時(shí)，將會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)存在明顯的估計(jì)偏誤。具體模型如下：

式(6)中解釋變量為虛擬變量D×T 和限定(restricted)控制變量XR，式(7)中進(jìn)一步引入其他所有可觀測(cè)的控制變量XF。式(6)、式(7)中D×T 的系數(shù)估計(jì)值可構(gòu)建相應(yīng)的系數(shù)相對(duì)比率式。就該表達(dá)式的含義而言，若的差值較小，意味著與只引入XR的式(6)相比，D×T 的估計(jì)值在引入所有可觀測(cè)變量XR和XF之后的變化較小，而只有不可觀測(cè)變量較XF對(duì)工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的影響更大時(shí)，才會(huì)導(dǎo)致D×T 的參數(shù)估計(jì)值存在明顯的偏誤。若較大、系數(shù)相對(duì)比率也較大時(shí)，意味著只有不可觀測(cè)變量對(duì)工業(yè)污染物排放強(qiáng)度的影響更大時(shí)，才會(huì)導(dǎo)致存在明顯的估計(jì)偏誤。由此可見，系數(shù)相對(duì)比率的大小在一定程度上可以輔助識(shí)別是否存在因遺漏變量而造成的估計(jì)偏誤問題。

接下來設(shè)置三組限定控制變量XR，為與之前的理論假說相呼應(yīng)以及考慮相關(guān)變量的顯著性，首先不引入任何控制變量，然后依次引入限定控制變量(indus2、indus3、urban)以及限定控制變量(gdpper、indus2、indus3、urban)。之所以引入上述變量，原因是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化的角度(indus2、indus3、urban)與之前的研究假說相呼應(yīng)，而又引入限定控制變量(gdpper、indus2、indus3、urban)是便于再次對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析，以體現(xiàn)分組所得結(jié)果的穩(wěn)健性。與這三組限定控制變量相對(duì)應(yīng)的是，全部控制變量組中引入的變量與表1 中的變量保持一致，表7 給出了三組限定控制變量以及全部控制變量組的D×T 系數(shù)估計(jì)值的相對(duì)比率。按照Nunn 和Wantchekon(2011)的臨界標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)比率值大于1 時(shí)，基本可以認(rèn)為參數(shù)估計(jì)不存在較為明顯的遺漏變量偏誤。從表7 中不同組合下變量D×T 回歸系數(shù)變化的比率值來看，本文所構(gòu)建的模型應(yīng)該不存在較為明顯的遺漏變量問題，也基本可以排除由遺漏變量造成的估計(jì)偏誤。

表7 不同組合下變量D×T 回歸系數(shù)變化的比率值

六、結(jié)論與對(duì)策建議

本文將“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立作為擬自然實(shí)驗(yàn)，基于2003—2017 年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶108 個(gè)城市的平衡面板數(shù)據(jù)，主要利用合成控制法、傾向匹配-雙重差分法探究“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)污染物排放的因果處置效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明：整體而言，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立使得試點(diǎn)城市相較于非試點(diǎn)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度顯著降低，但“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立在降低工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度、工業(yè)煙(粉)塵排放強(qiáng)度方面效果并不明顯。從空間異質(zhì)性來看，“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)，長(zhǎng)株潭城市群較武漢城市圈在降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度方面取得了更具明顯的成效，并且“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)的空間擴(kuò)散效應(yīng)也帶動(dòng)了接壤城市降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度。通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)一步定量識(shí)別“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立降低工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的影響機(jī)制，檢驗(yàn)結(jié)果表明，以城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率等指標(biāo)為中介變量的中介效應(yīng)顯著。另外，基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性角度，證實(shí)“兩型社會(huì)”試驗(yàn)區(qū)設(shè)立促使試點(diǎn)城市的工業(yè)污染密集型產(chǎn)業(yè)內(nèi)部出現(xiàn)“去污染化”，尤其是對(duì)降低石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)以及非金屬礦物制造業(yè)等高耗能和污染物排放密集型行業(yè)產(chǎn)值比重影響顯著。經(jīng)過一系列有效性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，所得結(jié)論依舊成立。從其中提煉出的具有現(xiàn)實(shí)意義的舉措如下。

第一，積極構(gòu)建“以點(diǎn)帶線，以線促面”的生態(tài)環(huán)保產(chǎn)業(yè)鏈條，以城市群建設(shè)為契機(jī)，依托各自區(qū)位比較優(yōu)勢(shì)，積極探索適合本地區(qū)的綠色發(fā)展模式，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境污染防治的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)。同時(shí)積極推進(jìn)統(tǒng)一的大規(guī)模市場(chǎng)建設(shè)，在更廣闊的地域范圍內(nèi)形成分工協(xié)作、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)的工業(yè)空間規(guī)劃布局。盡管目前長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶依舊存在地理上的整體性與行政區(qū)域分割的矛盾，但空間上的關(guān)聯(lián)為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展提供了現(xiàn)實(shí)可操作性，通過提高跨區(qū)域資源配置和要素空間整合能力，構(gòu)建互通互聯(lián)的基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，有助于建立起以城市群作為綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極，形成發(fā)揮核心城市的輻射和帶動(dòng)作用的工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈。當(dāng)下的工業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的矛盾不是要不要發(fā)展工業(yè)的問題，而是要走怎樣的工業(yè)化道路問題。在工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，鑒于企業(yè)作為污染排放的主要來源，各個(gè)地區(qū)應(yīng)積極創(chuàng)建清潔生產(chǎn)示范企業(yè)和生態(tài)工業(yè)園區(qū)。

第二，破解“壓力型體制”下的環(huán)保治理任務(wù)分解與“行政區(qū)行政”下的環(huán)保治理區(qū)域分割難題，引導(dǎo)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展從“制度-技術(shù)型”向“系統(tǒng)-協(xié)同型”轉(zhuǎn)變。生態(tài)問題的復(fù)雜性、系統(tǒng)性和嵌套性特征，使得環(huán)境污染折射的不僅是發(fā)展方式的問題，更涉及深層次的治理問題。基于整體的集體理性和治理框架的制度設(shè)計(jì)作為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展的基本路向，在生態(tài)環(huán)境容量和資源承載力的約束條件下，以一種“自上而下”與“自下而上”相結(jié)合的思路，破除生態(tài)建設(shè)和管理體制中的區(qū)域枷鎖，注重政策工具之間的協(xié)調(diào)性與互補(bǔ)性，完善約束型與激勵(lì)型機(jī)制相結(jié)合的多維工業(yè)綠色發(fā)展政策體系。通過強(qiáng)化環(huán)境目標(biāo)約束，引導(dǎo)地方政府強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制，樹立“政府主導(dǎo)、企業(yè)明責(zé)”的生態(tài)環(huán)保理念，增進(jìn)政府宏觀調(diào)控政策導(dǎo)向與微觀企業(yè)要素配置需求的銜接，實(shí)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙重目標(biāo)。