張振華，汪 京，馮嚴(yán)超，田文佳

（1.蘭州大學(xué)綠色金融研究院，甘肅 蘭州 730000； 2.蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000； 3.鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南 鄭州 450001）

為實(shí)質(zhì)性改善中國(guó)空氣質(zhì)量狀況，僅依靠末端治理措施遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，還要同時(shí)從源頭入手，采取一系列財(cái)稅、金融等手段改變資源配置及其激勵(lì)機(jī)制，推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)減污降碳協(xié)同增效［1］。2016年6月，中國(guó)人民銀行及國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)（以下稱“國(guó)家發(fā)改委”）等七部委聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見(jiàn)》，將發(fā)展綠色金融作為促進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的重要工具。2017年至今，中國(guó)已在六省九地成立了綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)，通過(guò)建立綠色金融基礎(chǔ)設(shè)施，加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新能力，促進(jìn)綠色信貸、綠色保險(xiǎn)和綠色債券發(fā)行，探索建立環(huán)境權(quán)益交易市場(chǎng)，以及建立綠色金融風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制，逐步積累了綠色金融發(fā)展經(jīng)驗(yàn)。

溫室氣體和大氣污染物同根同源，主要都源于化石燃料的燃燒利用過(guò)程［2-3］。空氣質(zhì)量監(jiān)測(cè)指標(biāo)包括空氣質(zhì)量指數(shù)及PM2.5、PM10、二氧化硫、氮氧化物、一氧化碳、臭氧六項(xiàng)大氣污染物［4］?！?021中國(guó)碳中和與清潔空氣協(xié)同路徑》報(bào)告顯示，近幾年二氧化硫、一氧化碳和PM2.5等大氣污染物均得到有效防治，但唯獨(dú)臭氧濃度持續(xù)上升。臭氧污染問(wèn)題愈加嚴(yán)峻，成為中國(guó)大氣污染治理和溫室氣體減排方面面臨的棘手問(wèn)題。

基于以上分析，該研究提出相應(yīng)的研究問(wèn)題：①建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)能否有效治理城市近地面臭氧污染？②區(qū)域異質(zhì)性視角下，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的效應(yīng)會(huì)有何不同？③哪些關(guān)鍵因素可能對(duì)上述影響效應(yīng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用？因此，該研究利用2014—2019年中國(guó)215個(gè)城市面板數(shù)據(jù)，通過(guò)使用雙重差分法（DID）和合成控制法（SCM）估計(jì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)城市近地面臭氧污染的影響，探究外商直接投資和金融發(fā)展水平所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，并運(yùn)用事件研究法、安慰劑檢驗(yàn)、替換被解釋變量、控制其他環(huán)境政策和使用季度數(shù)據(jù)進(jìn)一步開(kāi)展穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1 文獻(xiàn)綜述

綠色金融政策是指政府部門對(duì)于金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)制定的有關(guān)融資條件、融資流程及激勵(lì)舉措的一系列制度安排，在中國(guó)主要表現(xiàn)為國(guó)家發(fā)改委、財(cái)政部及銀監(jiān)會(huì)等部門頒布的規(guī)章制度，旨在規(guī)范、促進(jìn)綠色金融的發(fā)展［5］?，F(xiàn)有綠色金融政策文獻(xiàn)從綠色金融政策的演進(jìn)趨勢(shì)及提升建議、綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)和減污降碳效應(yīng)等不同角度開(kāi)展了相關(guān)研究。

一是綠色金融政策的演進(jìn)趨勢(shì)及提升建議。中國(guó)綠色金融體系具有戰(zhàn)略化、整體化和協(xié)同化的特征，總體發(fā)展指數(shù)呈上升趨勢(shì)，但總體水平不高，整體區(qū)域差距呈下降趨勢(shì)，呈現(xiàn)出明顯的兩極分化趨勢(shì)和俱樂(lè)部趨同現(xiàn)象，區(qū)域、年份等影響因素所導(dǎo)致的顯著性也不相同［6-8］。高贏［9］運(yùn)用Dagum基尼系數(shù)等方法研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)綠色發(fā)展績(jī)效水平整體偏低且呈現(xiàn)鮮明非均衡態(tài)勢(shì)，各綠色發(fā)展區(qū)域的協(xié)同性很大程度上被各社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)綠色發(fā)展績(jī)效的差異性影響所弱化。在綠色金融政策提升建議方面，Zhang等［10］研究認(rèn)為中國(guó)綠色信貸政策實(shí)施中存在的主要問(wèn)題是對(duì)政策細(xì)節(jié)模糊、執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)不明確及環(huán)境信息缺乏。綠色金融政策在中國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)歷了從體系構(gòu)建到制度完善再到不同發(fā)展模式的發(fā)展過(guò)程，目前仍存在較大的提升空間，譬如可從市場(chǎng)融資方法、獎(jiǎng)懲管理體制等方面入手，繼續(xù)提高綠色金融政策的有效實(shí)施［6，11-12］。由于政策演進(jìn)研究有利于深入闡述政策變遷規(guī)律和演進(jìn)邏輯，已有研究對(duì)國(guó)內(nèi)外的綠色金融政策的演進(jìn)和建議都已做了全面的分析解讀［13］。不過(guò)相當(dāng)一部分文獻(xiàn)對(duì)政策的實(shí)際成效缺乏關(guān)注，亟須開(kāi)展進(jìn)一步驗(yàn)證。

二是綠色金融政策對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效性。Wu等［14］利用動(dòng)態(tài)面板模型研究得出，環(huán)境規(guī)制與中國(guó)的貿(mào)易效率之間存在顯著的U型關(guān)系，提高綠色全要素能源效率對(duì)實(shí)現(xiàn)減排和產(chǎn)業(yè)共贏發(fā)展至關(guān)重要，是中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵。由于2008—2020年綠色金融無(wú)法與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、生態(tài)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展有效掛鉤，綠色金融發(fā)展程度不高，制約了綠色金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展，但綠色金融政策對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直存在積極影響，且有效性在不斷增強(qiáng)［15］。王修華等［16］基于中國(guó)滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策顯著抑制了試驗(yàn)區(qū)的整體企業(yè)發(fā)展，明顯降低了污染企業(yè)的生產(chǎn)效率，促進(jìn)了綠色企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。綠色信貸政策作為代表性綠色金融政策，可以提高綠色信貸量，優(yōu)化綠色經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，在提高綠色上市公司的融資便利性、降低銀行成本效率、改善銀行信貸風(fēng)險(xiǎn)管理等方面均有顯著正效應(yīng)［17-19］。Zhang等［10］通過(guò)DID模型研究綠色信貸政策，認(rèn)為綠色信貸政策對(duì)“兩高”企業(yè)的短期融資行為具有激勵(lì)作用，但在長(zhǎng)期內(nèi)具有懲罰性效應(yīng)。也有研究認(rèn)為綠色債券雖然可以發(fā)揮傳統(tǒng)融資功能，但是不能更好地吸引社會(huì)投資［20］。從不同角度出發(fā)，綠色金融政策對(duì)于綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)各異，但總體上表現(xiàn)出提高綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的正效應(yīng)。

三是綠色金融政策的減污降碳效應(yīng)。綠色金融政策的效應(yīng)不僅體現(xiàn)在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，還體現(xiàn)在減污降碳效應(yīng)方面。綠色金融政策使綠色金融試點(diǎn)地區(qū)的碳排放量增長(zhǎng)趨勢(shì)明顯低于非試點(diǎn)地區(qū)，能協(xié)同環(huán)境規(guī)制促進(jìn)工業(yè)污染治理，且對(duì)工業(yè)廢氣、工業(yè)煙塵、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水、二氧化硫和二氧化碳排放量等具有積極作用［10，21-24］。Shen等［25］采用橫截面增廣自回歸分布滯后方法，證實(shí)了綠色投資與碳排放呈負(fù)相關(guān)，而國(guó)家自然資源租金與碳排放呈正相關(guān)。減污降碳對(duì)于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。中國(guó)區(qū)域能源高效利用具有明顯的空間效應(yīng)，而通過(guò)強(qiáng)化節(jié)能減排技術(shù)與管制，可以挖掘節(jié)能減排潛力，實(shí)現(xiàn)區(qū)域差異化節(jié)能減排［26-27］。中國(guó)綠色金融政策的發(fā)展可以從經(jīng)濟(jì)、金融和環(huán)境三個(gè)維度采取多種措施，促進(jìn)能源可持續(xù)發(fā)展，從而治理化工污染［28］。已有研究從多方面證實(shí)，各類綠色金融政策在大氣環(huán)境領(lǐng)域的減污降碳方面具有顯著的治理效果。

已有綠色金融政策的相關(guān)研究從綠色金融政策演進(jìn)趨勢(shì)、綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)及減污降碳效應(yīng)等方面展開(kāi)，實(shí)證分析方法科學(xué)全面，研究成果也為推進(jìn)綠色金融政策、完善綠色金融體系作出了相應(yīng)貢獻(xiàn)。但是已有文獻(xiàn)多從政策變遷、綠色金融體系的有效性評(píng)估等方面入手，針對(duì)所有省份或個(gè)別城市樣本開(kāi)展研究，而鮮有學(xué)者針對(duì)大氣污染物中的臭氧治理效應(yīng)開(kāi)展相應(yīng)的實(shí)證研究，對(duì)于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)影響臭氧治理的影響機(jī)理和區(qū)域異質(zhì)性解釋力較低?；诖?，該研究利用2014—2019年中國(guó)215個(gè)城市面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建DID模型估計(jì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)城市近地面臭氧污染的影響，并探究外商直接投資和金融發(fā)展水平所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

2 政策背景與研究假說(shuō)

2.1 綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策背景

綠色金融在推動(dòng)綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)等方面有著重要作用。通過(guò)實(shí)施綠色金融政策，能夠推動(dòng)對(duì)節(jié)能環(huán)保、清潔能源、綠色交通、綠色建筑等領(lǐng)域的投融資支持，同時(shí)限制淘汰落后產(chǎn)能，提高新舊動(dòng)能的轉(zhuǎn)換速度，引導(dǎo)資金流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)［6］。2017年6月，中國(guó)人民銀行和銀監(jiān)會(huì)等七部委聯(lián)合印發(fā)《建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)總體方案》，截至2022年6月已在六省九地成立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)。各綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)結(jié)合自身實(shí)際情況，出臺(tái)了相關(guān)的政策制度及實(shí)施細(xì)則（表1）。

表1 六省九地試驗(yàn)區(qū)的典型性綠色金融政策

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的試點(diǎn)落實(shí)情況和試點(diǎn)效應(yīng)，主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面［29］。第一，各試驗(yàn)區(qū)結(jié)合本地具體發(fā)展情況總結(jié)出可復(fù)制可推廣的綠色金融經(jīng)驗(yàn)，在貨幣信貸政策、金融監(jiān)管政策、財(cái)稅獎(jiǎng)補(bǔ)政策和機(jī)構(gòu)內(nèi)部管理政策方面作出積極探索并取得了不錯(cuò)成效。第二，各試驗(yàn)區(qū)依托綠色金融改革創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)，積極為國(guó)家戰(zhàn)略服務(wù)，持續(xù)推進(jìn)地方生態(tài)文明建設(shè)，充分發(fā)揮金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)功能，促進(jìn)地方綠色低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，提高生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。第三，各試驗(yàn)區(qū)推動(dòng)綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新發(fā)展、不斷拓展綠色金融融資渠道，推動(dòng)綠色低碳技術(shù)的研發(fā)和推廣應(yīng)用，為生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值化與市場(chǎng)化提供政策支撐與激勵(lì)，為企業(yè)實(shí)施綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型與落實(shí)環(huán)境責(zé)任提供行為激勵(lì)，使得地方綠色金融市場(chǎng)穩(wěn)步增長(zhǎng)。

2.2 研究假說(shuō)

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)伴隨的綠色金融政策目標(biāo)之一在于通過(guò)減污降碳協(xié)同增效，實(shí)現(xiàn)大氣污染物和溫室氣體協(xié)同減排目標(biāo)，改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)橫跨中國(guó)的東、中、西部地區(qū)。中國(guó)不同地理區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度、空氣污染主要來(lái)源等因素各不相同。例如，中國(guó)東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的比重較大，人口密度大，道路網(wǎng)相對(duì)密集，機(jī)動(dòng)車保有量高，移動(dòng)源污染是空氣污染的重要來(lái)源；而西部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的比重較大，人口密度小，道路網(wǎng)相對(duì)稀疏，汽車保有量低，工業(yè)生產(chǎn)污染是大氣污染的重要來(lái)源。因此，不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)近地面臭氧污染的影響可能存在異質(zhì)性?；谏鲜隼碚摲治?，該研究提出以下假說(shuō)。

假說(shuō)1：綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)能顯著降低近地面臭氧污染。

假說(shuō)2：不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)近地面臭氧污染的影響存在異質(zhì)性。

外商直接投資對(duì)環(huán)境污染的影響存在不確定性。已有關(guān)于外商直接投資與環(huán)境污染的研究主要分為兩種觀點(diǎn)：“污染光環(huán)”與“污染天堂”。“污染光環(huán)”假說(shuō)認(rèn)為外商直接投資所帶來(lái)的先進(jìn)技術(shù)、先進(jìn)理念可以促進(jìn)地區(qū)發(fā)展的綠色轉(zhuǎn)型，減少當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境污染，同時(shí)外商直接投資也可能會(huì)借助規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的治污效應(yīng)，降低負(fù)向產(chǎn)出，提高綠色生產(chǎn)效率［30］?！拔廴咎焯谩奔僬f(shuō)認(rèn)為，外商在某地投資的原因可能是因?yàn)樵摰氐奈廴疽?guī)制水平相對(duì)較低，污染成本低給外商投資帶來(lái)很大的獲利空間，致使外商投資會(huì)加重當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染［31］。此外，外商直接投資可能會(huì)影響綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)近地面臭氧污染的降低效果。已有研究發(fā)現(xiàn)面對(duì)外商直接投資的激勵(lì)時(shí)，地方政府在外商直接投資與環(huán)境管制的博弈中存在選擇外商直接投資而放松環(huán)境管制的現(xiàn)象，進(jìn)而影響政府環(huán)境政策的效率［32-33］。但這種作用效果存在不確定性，上述兩種環(huán)境污染假說(shuō)均有可能存在?；谏鲜隼碚摲治觯撗芯刻岢鲆韵戮哂懈?jìng)爭(zhēng)性的假說(shuō)。

假說(shuō)3a：外商直接投資能顯著降低近地面臭氧污染。

假說(shuō)3b：外商直接投資能顯著增加近地面臭氧污染。

假說(shuō)4a：外商直接投資在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染的過(guò)程中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。

假說(shuō)4b：外商直接投資在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染的過(guò)程中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

金融發(fā)展水平對(duì)環(huán)境污染具有雙重效應(yīng)。胡宗義等［34］的研究將金融發(fā)展對(duì)環(huán)境污染的影響分解為規(guī)模效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)。規(guī)模效應(yīng)增加污染程度，技術(shù)效應(yīng)減弱污染程度。分階段來(lái)看，金融發(fā)展與環(huán)境污染之間存在門檻特征：金融發(fā)展水平較低時(shí)，規(guī)模效應(yīng)大于技術(shù)效應(yīng)，金融發(fā)展對(duì)污染排放具有顯著促進(jìn)作用，金融發(fā)展水平較高時(shí)，規(guī)模效應(yīng)小于技術(shù)效應(yīng)，金融發(fā)展對(duì)污染排放具有顯著抑制作用。此外，對(duì)于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)而言，更高的金融發(fā)展水平意味著更高的金融效率，金融發(fā)展水平對(duì)綠色金融政策的實(shí)施效果具有促進(jìn)作用，同時(shí)也有研究發(fā)現(xiàn)更高的金融水平通過(guò)能源消費(fèi)效應(yīng)來(lái)減弱政策的實(shí)施效果這一現(xiàn)象［10，35-36］。因此金融發(fā)展水平可能會(huì)正向或負(fù)向調(diào)節(jié)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)近地面臭氧污染的降低效果?；谏鲜隼碚摲治?，該研究提出以下具有競(jìng)爭(zhēng)性的假說(shuō)。

假說(shuō)5a：金融發(fā)展水平能顯著降低近地面臭氧污染。

假說(shuō)5b：金融發(fā)展水平能顯著增加近地面臭氧污染。

假說(shuō)6a：金融發(fā)展水平在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染的過(guò)程中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。

假說(shuō)6b：金融發(fā)展水平在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染的過(guò)程中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

基于上述分析，構(gòu)建出綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)影響臭氧污染的研究設(shè)計(jì)框架，如圖1所示。

圖1 綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)影響臭氧污染的研究設(shè)計(jì)框架

3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

3.1 模型構(gòu)建

截至2022年6月，中國(guó)共設(shè)立兩批綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)，分別為2017年6月首批設(shè)立的貴安新區(qū)（貴陽(yáng)市與安順市）、衢州市、湖州市、贛江新區(qū)（南昌市與九江市）、廣州市、昌吉州、哈密市、克拉瑪依市，以及2019年11月第二批設(shè)立的蘭州新區(qū)（蘭州市）。該研究旨在研究首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)中涉及的8個(gè)城市（昌吉州與哈密市因數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重而剔除）的近地面臭氧污染是否得到有效治理。通過(guò)將綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)看作一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分（DID）模型開(kāi)展政策實(shí)施效應(yīng)評(píng)估。DID模型通過(guò)對(duì)政策實(shí)施前后進(jìn)行時(shí)間趨勢(shì)上的差分及對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間進(jìn)行政策實(shí)施與否的差分，以剔除隨時(shí)間變化及不可觀測(cè)的其他因素，從而識(shí)別出政策實(shí)施的凈效應(yīng)［37］。該研究主要基于2017年的試驗(yàn)區(qū)城市樣本，將2017年首批設(shè)立的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)涉及的8個(gè)城市定義為實(shí)驗(yàn)組，其余城市定義為對(duì)照組（部分城市因數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重而剔除，包括昌都、儋州、濟(jì)源、萊蕪、林芝、日喀則、山南和諸暨等）。該研究通過(guò)215個(gè)城市2014—2019年的面板數(shù)據(jù)，將2018年設(shè)為政策處理時(shí)點(diǎn)，構(gòu)建基準(zhǔn)DID模型如下：

其中：Emissionit表示城市i在第t年的臭氧污染。Policyit=Treati×Periodt，Treati表示綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的政策虛擬變量，若該城市是政策試點(diǎn)地區(qū)，取值為1，否則取值為0；Periodt表示政策試點(diǎn)前后的時(shí)間虛擬變量，政策試點(diǎn)期間取1，非試點(diǎn)期間取0。Xit表示控制變量矩陣，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Deve）、公路里程數(shù)（Road）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（Structure）、人口密度（Population）、機(jī)動(dòng)車保有量（Cars）、受教育水平（Edu）和能源生產(chǎn)水平（Energy）。μi、νt、εit分別表示個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。β1表示政策虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)的系數(shù)，即政策效應(yīng)。若β1顯著為負(fù)，則表示綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)可以降低近地面臭氧污染。

此外，進(jìn)一步構(gòu)建包含交互項(xiàng)的DID模型如下：

其中：FDIit表示城市i在第t年的外商直接投資；Financeit表示城市i在第t年的金融發(fā)展水平。Policyit×FDIit表示外商直接投資和雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)；Policyit×Financeit表示金融發(fā)展水平和雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)。

3.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

被解釋變量為近地面臭氧污染。數(shù)據(jù)來(lái)自全國(guó)城市空氣質(zhì)量實(shí)時(shí)發(fā)布平臺(tái)，由日度數(shù)據(jù)整理為年度數(shù)據(jù)。

核心解釋變量Policyit為政策虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，用于設(shè)定DID模型中的不同試點(diǎn)地區(qū)與政策發(fā)生前后時(shí)間。若某城市在某年實(shí)行了綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策，則解釋變量取值為1，否則取值為0。

調(diào)節(jié)變量分別為：①外商直接投資（FDI）。外商直接投資可能給當(dāng)?shù)貛?lái)“污染光環(huán)”效應(yīng)或“污染天堂”效應(yīng)，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)氐目諝赓|(zhì)量［30-31］。選用各城市實(shí)際利用外資金額的自然對(duì)數(shù)衡量外商直接投資。②金融發(fā)展水平（Finance）。金融發(fā)展水平通過(guò)提高金融效率及減少資源錯(cuò)配，影響城市的臭氧污染程度［38］。選用金融行業(yè)從業(yè)人員占比的自然對(duì)數(shù)衡量金融發(fā)展水平。

控制變量分別為：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Deve）。選用各城市人均GDP的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對(duì)樣本城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與近地面臭氧濃度之間的關(guān)系進(jìn)行控制，減少不同城市之間不同環(huán)境庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)對(duì)分析結(jié)果的干擾［39］。②公路里程數(shù)（Road），機(jī)動(dòng)車保有量（Cars）和人口密度（Population）。公路里程數(shù)通過(guò)影響機(jī)動(dòng)車行駛時(shí)間與道路擁堵情況等因素來(lái)影響機(jī)動(dòng)車排放量，進(jìn)而影響近地面臭氧濃度。王鑫龍等［40］的研究表明，人均機(jī)動(dòng)車保有量與人口密度會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)亟孛娉粞鯘舛仍斐娠@著影響。因此，該研究在已有研究的基礎(chǔ)上，將公路里程數(shù)，機(jī)動(dòng)車保有量和人口密度作為控制變量納入模型，并將其分別進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理。③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Structure）。工業(yè)生產(chǎn)是臭氧等大氣污染的重要來(lái)源之一［41］。因此該研究選用各城市第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)控制地區(qū)工業(yè)發(fā)展對(duì)近地面臭氧濃度造成的影響。④受教育水平（Edu）。一個(gè)城市的受教育水平會(huì)在一定程度上影響當(dāng)?shù)氐娜肆Y本。人力資本作為創(chuàng)新研發(fā)的重要基礎(chǔ)，能夠引導(dǎo)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)轉(zhuǎn)型，促使經(jīng)濟(jì)運(yùn)行向綠色增長(zhǎng)路徑轉(zhuǎn)型并在一定程度上提高政策實(shí)施效率［42］。同時(shí)受教育水平也會(huì)影響當(dāng)?shù)鼐用竦沫h(huán)境保護(hù)意識(shí)，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)氐拇髿馕廴舅剑?3］。該研究選用各城市財(cái)政支出中教育支出的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量當(dāng)?shù)氐氖芙逃健＂菽茉瓷a(chǎn)水平（Energy）。能源生產(chǎn)過(guò)程中造成的排放是大氣污染的重要來(lái)源之一［44］。李繁榮等［45］的研究指出能源生產(chǎn)對(duì)環(huán)境造成污染，特別是大氣污染，并指出優(yōu)化能源的生產(chǎn)與消費(fèi)是推動(dòng)綠色發(fā)展的重要方式。選用能源行業(yè)從業(yè)人員占比的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量當(dāng)?shù)氐哪茉瓷a(chǎn)水平。

以上各個(gè)控制變量指標(biāo)與數(shù)據(jù)均來(lái)自2014—2019年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》等，剔除了數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本，部分缺失數(shù)據(jù)用插值法進(jìn)行補(bǔ)全。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

DID模型要求樣本對(duì)照組和樣本實(shí)驗(yàn)組滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，從而保證估計(jì)量的無(wú)偏。具體而言，在該研究的基準(zhǔn)回歸模型中，平行趨勢(shì)假設(shè)是指在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施之前，試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市近地面臭氧濃度的情況在時(shí)間趨勢(shì)上應(yīng)大體一致。而在政策實(shí)施之后，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的平行趨勢(shì)應(yīng)被打破，試點(diǎn)城市的近地面臭氧濃度相對(duì)非試點(diǎn)城市出現(xiàn)了趨勢(shì)上的顯著變化特征。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示，其中橫軸表示年份，縱軸表示城市近地面臭氧濃度的均值，實(shí)線表示政策試點(diǎn)城市近地面臭氧濃度平均值的年度變化趨勢(shì)，虛線表示非政策試點(diǎn)城市近地面臭氧濃度平均值的年度變化趨勢(shì)。圖2結(jié)果表明，在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施之前（2018年之前），試點(diǎn)城市與非試點(diǎn)城市的近地面臭氧濃度均值保持平行趨勢(shì)。而在試點(diǎn)政策實(shí)施之后，試點(diǎn)城市的近地面臭氧濃度均值開(kāi)始顯著低于非試點(diǎn)城市，這種趨勢(shì)持續(xù)至樣本期結(jié)束。以上分析表明，所用基準(zhǔn)回歸模型的平行趨勢(shì)假設(shè)成立，可以開(kāi)展分析。

圖2 綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前后城市臭氧平均濃度

4.2 全樣本和分區(qū)域樣本的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3的回歸結(jié)果表明，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)顯著降低了城市近地面臭氧濃度，在一定程度上減緩了環(huán)境污染。表3中列（1）—列（3）呈現(xiàn)了全樣本回歸結(jié)果：在基準(zhǔn)模型中控制城市和時(shí)間效應(yīng)后能夠更加準(zhǔn)確地提煉出政策效應(yīng)；在控制了城市層面多種客觀因素和不客觀因素后，雙重差分項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明試點(diǎn)政策降低了近地面臭氧污染，假說(shuō)1（綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)能顯著降低近地面臭氧污染）得到驗(yàn)證。

關(guān)于控制變量，基于全樣本的回歸結(jié)果表明，人口密度、機(jī)動(dòng)車數(shù)量對(duì)近地面臭氧濃度的增加均有促進(jìn)作用，即人口規(guī)模的增大和人均機(jī)動(dòng)車保有量的增多會(huì)加劇臭氧污染，惡化空氣質(zhì)量，與理論預(yù)期相符。

考慮到分區(qū)域樣本中，部分區(qū)域的樣本量較少，可能帶來(lái)估計(jì)效度的問(wèn)題，因此在全樣本基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，使用合成控制法（SCM）對(duì)政策效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行分析?；鶞?zhǔn)回歸采用的政策評(píng)估方法，即雙重差分法，在分區(qū)域樣本中具有一定的局限性，主要體現(xiàn)在：實(shí)驗(yàn)組相比于對(duì)照組的樣本數(shù)量過(guò)少，對(duì)照組未進(jìn)行匹配篩選等因素可能造成政策內(nèi)生性問(wèn)題。王修華等［16］和Zhang等［10］運(yùn)用雙重差分與傾向得分匹配的方法開(kāi)展了相應(yīng)研究；蘇治等［46］的研究中采用了合成控制法取代雙重差分法與傾向得分匹配法。合成控制法相對(duì)于雙重差分法、傾向得分匹配法的優(yōu)勢(shì)在于：①作為一種非參數(shù)的方法，擴(kuò)展了傳統(tǒng)的雙重差分法。②通過(guò)數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)確定權(quán)重，減少了主觀選擇的誤差，避免了政策內(nèi)生性問(wèn)題。③可以對(duì)單個(gè)研究個(gè)體提供與之對(duì)應(yīng)的合成控制對(duì)象，避免平均化的評(píng)價(jià)。鑒于以上原因，進(jìn)一步采用合成控制法進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析。

分別對(duì)東部、中部、西部三個(gè)區(qū)域樣本中的單個(gè)實(shí)驗(yàn)組使用合成控制法進(jìn)行分析。選取各自區(qū)域樣本集合內(nèi)其他的非試點(diǎn)城市作為控制組，使用合成控制法對(duì)控制組中的樣本進(jìn)行篩選和賦予權(quán)重，構(gòu)造一個(gè)與實(shí)驗(yàn)組在政策處理前類似的合成控制對(duì)象，進(jìn)而開(kāi)展政策評(píng)估。如圖3—圖5所示，各組在2018年之前的擬合效果都較好，2018年后，實(shí)驗(yàn)組樣本的近地面臭氧濃度顯著下降，合成控制組樣本的近地面臭氧濃度有上升趨勢(shì)，說(shuō)明綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)可以降低近地面臭氧濃度，DID模型估計(jì)結(jié)果較好。對(duì)于東部地區(qū)而言，試驗(yàn)區(qū)政策在湖州對(duì)臭氧污染治理的效果并不好，但在廣州和衢州對(duì)臭氧污染治理的影響較為顯著（圖3）。對(duì)于中部地區(qū)而言，試驗(yàn)區(qū)政策在南昌和九江對(duì)臭氧污染治理的影響都較大（圖4）。對(duì)于西部地區(qū)而言，試驗(yàn)區(qū)政策在安順對(duì)臭氧污染治理的影響較為顯著，在貴陽(yáng)和克拉瑪依對(duì)臭氧污染治理的影響相對(duì)于安順而言較弱（圖5）。假說(shuō)2（不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)近地面臭氧污染的影響存在異質(zhì)性）得到驗(yàn)證。

圖3 湖州、廣州和衢州的合成控制法結(jié)果

圖4 南昌和九江的合成控制法結(jié)果

圖5 貴陽(yáng)、安順和克拉瑪依的合成控制法結(jié)果

4.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)的全樣本分析

外商直接投資與金融發(fā)展水平等地區(qū)間差異可能會(huì)影響綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施效果。對(duì)此，在模型（2）和模型（3）中通過(guò)設(shè)置外商直接投資、金融發(fā)展水平分別與雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)，考察綠色金融改革試驗(yàn)區(qū)對(duì)城市近地面臭氧濃度的異質(zhì)性影響。

外商直接投資的差異。外資流入的環(huán)境溢出效應(yīng)具有不確定性。一方面，“污染光環(huán)”假說(shuō)認(rèn)為，外商直接投資可以為東道國(guó)帶來(lái)更為先進(jìn)的發(fā)展理念、更加順應(yīng)企業(yè)的管理制度及更為高效的生產(chǎn)技術(shù)，提高生產(chǎn)效率，改善環(huán)境質(zhì)量［30］。另一方面，“污染天堂”假說(shuō)認(rèn)為，東道國(guó)可能面臨較低的環(huán)境規(guī)制水平等因素導(dǎo)致劣質(zhì)外商直接投資的大量涌入，進(jìn)而增加環(huán)境負(fù)擔(dān)［31］。選用各城市實(shí)際利用外資金額的自然對(duì)數(shù)衡量外商直接投資（FDI），在基準(zhǔn)回歸模型中納入外商直接投資和雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)（Policy×FDI）。表4中列（1）—列（3）的回歸結(jié)果表明，政策主效應(yīng)顯著為負(fù)，外商直接投資的系數(shù)并不顯著，而交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。該研究的模型回歸結(jié)果表明，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)在樣本期內(nèi)的外商直接投資本身并不會(huì)對(duì)臭氧污染直接造成顯著的“污染天堂”效應(yīng)，但外商直接投資的增長(zhǎng)不利于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理，間接造成“污染天堂”效應(yīng)。這是因?yàn)槊鎸?duì)外商直接投資的激勵(lì)時(shí)，地方政府在外商直接投資與環(huán)境管制的博弈中存在選擇外商直接投資而放松環(huán)境管制的現(xiàn)象，進(jìn)而影響政府環(huán)境政策的效率［32-33］。假說(shuō)4b（外商直接投資在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染的過(guò)程中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用）得到驗(yàn)證。

金融發(fā)展水平的差異。城市金融發(fā)展水平的提升直接優(yōu)化了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)資源配置能力，尤其有助于降低高污染、高耗能企業(yè)的資源錯(cuò)配率，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，降低非期望產(chǎn)出，最終改善城市環(huán)境質(zhì)量［38］。因而金融發(fā)展水平的提升可以使得綠色金融改革創(chuàng)新實(shí)驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)更加顯著。該研究選用金融行業(yè)從業(yè)人員占比的自然對(duì)數(shù)（Finance）衡量金融發(fā)展水平，并在基準(zhǔn)回歸模型中納入金融發(fā)展水平和雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)（Policy×Finance）。表4中列（1）、列（4）和列（5）的回歸結(jié)果表明，政策主效應(yīng)顯著為負(fù)，金融發(fā)展水平的系數(shù)并不顯著，而交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。該研究的模型回歸結(jié)果表明，雖然金融發(fā)展水平本身對(duì)臭氧污染沒(méi)有顯著影響，但是在金融發(fā)展水平較高的城市，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)臭氧污染的改善效果更好。這是因?yàn)閷?duì)于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)而言，更高的金融發(fā)展水平意味著更高的金融效率，金融發(fā)展水平對(duì)綠色金融政策的臭氧污染治理效果具有促進(jìn)作用［10，35-36］。假說(shuō)6a（金融發(fā)展水平在綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染的過(guò)程中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用）得到驗(yàn)證。

表4 全樣本的交互效應(yīng)回歸結(jié)果

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性分析

由于東部地區(qū)與中西部地區(qū)在外商直接投資與金融發(fā)展水平上有顯著異質(zhì)性，該研究在對(duì)全樣本分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)東部與中西部?jī)蓚€(gè)分區(qū)域樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。關(guān)于外商直接投資效應(yīng)，在東部地區(qū)和中西部地區(qū)政策主效應(yīng)全部顯著為負(fù)，外商直接投資的系數(shù)并不顯著；而交互項(xiàng)系數(shù)在東部地區(qū)顯著為正，在中西部地區(qū)顯著為負(fù)。這說(shuō)明外商直接投資本身對(duì)臭氧污染沒(méi)有顯著影響。但是，在東部地區(qū)，外商直接投資的增長(zhǎng)不利于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理，間接造成“污染天堂”效應(yīng)；在中西部地區(qū)，外商直接投資的增長(zhǎng)有利于促進(jìn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理，間接帶來(lái)“污染光環(huán)”效應(yīng)。一方面，東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，生產(chǎn)要素完備，相比于中西部地區(qū)的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)，清潔型與污染型等各類外商更有動(dòng)力在東部地區(qū)的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)進(jìn)行投資與生產(chǎn)，進(jìn)而造成“污染天堂”效應(yīng)［31］。因此，在東部地區(qū)，外商直接投資對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)抑制臭氧污染存在顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。另一方面，中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)水平相較東部地區(qū)較差，外商直接投資可以為中西部地區(qū)的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)帶來(lái)技術(shù)升級(jí)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)“污染光環(huán)”效應(yīng)［30］（表5）。因此，在中西部地區(qū)，外商直接投資對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)抑制臭氧污染存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

關(guān)于金融發(fā)展水平，在東部地區(qū)和中西部地區(qū)政策主效應(yīng)全部顯著為負(fù)，外商直接投資的系數(shù)并不顯著；而交互項(xiàng)系數(shù)在東部地區(qū)顯著為負(fù)，在中西部地區(qū)并不顯著為負(fù)。這說(shuō)明金融發(fā)展水平本身對(duì)臭氧污染沒(méi)有顯著影響。但是，在東部地區(qū)，金融發(fā)展水平的提升強(qiáng)化了綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理效應(yīng)；在中西部地區(qū)，金融發(fā)展水平的提升并不會(huì)顯著增強(qiáng)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理效應(yīng)。一方面，相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)的整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，金融發(fā)展水平較高，有助于提高綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的金融效率并減少資源錯(cuò)配率，進(jìn)而通過(guò)提高企業(yè)生產(chǎn)效率并降低非期望產(chǎn)出，最終改善臭氧污染治理情況［38］。因此，在東部地區(qū)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)抑制臭氧污染存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。另一方面，相比于東部地區(qū)，中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，金融發(fā)展水平不高，對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的金融效率提高可能并不顯著（表5）。因此，在中西部地區(qū)，金融發(fā)展水平對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)抑制臭氧污染并不存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

表5 分區(qū)域的交互效應(yīng)回歸結(jié)果

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.1 基于事件研究法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)假設(shè)是DID模型的重要假設(shè)之一，在該研究中平行趨勢(shì)假設(shè)體現(xiàn)為在試點(diǎn)政策前后，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的近地面臭氧濃度具有類似平行變化的趨勢(shì)。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的方法，主要包括王修華等［16］的研究中采用的平行趨勢(shì)圖法或圖像觀察法，及韓永輝等［47］的研究中采用的事件研究法兩種方法。參考徐佳等［48］的研究中采用平行趨勢(shì)檢驗(yàn)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，為了保證DID模型回歸結(jié)果的無(wú)偏性，在采取平行趨勢(shì)圖法的基礎(chǔ)上，運(yùn)用事件研究法進(jìn)一步檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假設(shè)，具體計(jì)量模型如下：

其中：Beforex、Currentt、Postt分別表示政策處理前、中、后時(shí)點(diǎn)的虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項(xiàng)，Periodt表示政策處理時(shí)點(diǎn)的虛擬變量，Xit表示控制變量矩陣。選用試點(diǎn)政策實(shí)施前一期為模型的基準(zhǔn)組，為了消除多重共線性，剔除政策處理前一年的Beforex交互項(xiàng)。

表6與圖6匯報(bào)了事件研究法回歸結(jié)果與回歸系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的95%置信區(qū)間?？梢钥闯觯圏c(diǎn)政策實(shí)施前，回歸系數(shù)均不顯著異于0，而政策實(shí)施后的回歸系數(shù)顯著，符合平行趨勢(shì)假設(shè)。

圖6 基于事件研究法的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

表6 基于事件研究法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.2 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)政策是否對(duì)多種大氣污染都存在降低效應(yīng)，選取二氧化硫（SO2）、二氧化氮（NO2）兩種大氣污染物衡量指標(biāo)替換被解釋變量。如果綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)其他大氣污染也存在降低效應(yīng)，則說(shuō)明綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的降低效應(yīng)并不是由其他偶然因素引起的。表7匯報(bào)了替換被解釋變量的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，在控制一系列影響因素后，樣本期內(nèi)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)NO2有降低效應(yīng)，對(duì)SO2并不存在顯著影響。從臭氧的形成機(jī)制來(lái)看，近地面臭氧污染是在高溫光照條件下，由機(jī)動(dòng)車、發(fā)電廠、燃煤鍋爐和水泥爐窯排放的NOx，及機(jī)動(dòng)車和石化工業(yè)排放的有機(jī)溶劑所產(chǎn)生的VOCs，在光照太陽(yáng)輻射的催化作用下產(chǎn)生的［49］。因此，NO2的降低與臭氧污染的降低存在顯著的協(xié)同性，這進(jìn)一步證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5.3 基于安慰劑檢驗(yàn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能受遺漏變量、隨機(jī)因素等不可觀測(cè)因素的影響，該研究借鑒已有文獻(xiàn)［50-51］的做法，通過(guò)在215個(gè)樣本城市中隨機(jī)篩選8個(gè)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)，構(gòu)造了對(duì)實(shí)驗(yàn)組選擇的隨機(jī)反事實(shí)實(shí)驗(yàn)，并根據(jù)實(shí)驗(yàn)得到的估計(jì)系數(shù)與t值判斷結(jié)論的可靠性。為進(jìn)一步增強(qiáng)安慰劑檢驗(yàn)的效力，將上述隨機(jī)實(shí)驗(yàn)重復(fù)1 000次，繪制出反事實(shí)估計(jì)系數(shù)與t值的概率密度圖，在此基礎(chǔ)上，驗(yàn)證臭氧污染的降低效果是否顯著受到除綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策外的其他因素的影響。若隨機(jī)處理情況下，反事實(shí)的估計(jì)系數(shù)與t值分布在0附近，則意味著基準(zhǔn)回歸中識(shí)別出的影響效應(yīng)的確是由于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策發(fā)生帶來(lái)的結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果如圖7所示，隨機(jī)處理后的估計(jì)系數(shù)與t值集中分布于0附近，表明臭氧污染的治理效果不是由其他不可觀測(cè)的因素造成的，在模型設(shè)定中并不存在嚴(yán)重的遺漏變量問(wèn)題，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

圖7 隨機(jī)處理后的估計(jì)系數(shù)與t值分布

5.4 控制其他環(huán)境政策影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)政策實(shí)施前后推行的其他國(guó)家級(jí)環(huán)境政策也可能會(huì)對(duì)臭氧污染造成影響，因此借鑒已有文獻(xiàn)［52］的方法，收集并整理了2018年前后與綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市相關(guān)的國(guó)家級(jí)環(huán)境政策，包括《國(guó)家生態(tài)文明先行示范區(qū)建設(shè)方案》《國(guó)家低碳城市試點(diǎn)工作的通知》。通過(guò)在基準(zhǔn)回歸方程中加入兩個(gè)同期的環(huán)境政策的虛擬變量與時(shí)間趨勢(shì)的交互項(xiàng)，控制回歸結(jié)果中兩個(gè)環(huán)境政策對(duì)臭氧污染的影響。表8匯報(bào)了控制其他環(huán)境政策影響的回歸結(jié)果。從表8中列（4）可以看出，在加入了其他環(huán)境政策的交互項(xiàng)后，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策虛擬變量系數(shù)與列（1）中基準(zhǔn)回歸結(jié)果相差不大，并且兩個(gè)同期環(huán)境政策的系數(shù)均不顯著，表明綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的降低效應(yīng)受其他環(huán)境政策的影響較小，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表8 控制其他環(huán)境政策影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5.5 基于臭氧季度數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

該研究選取的臭氧濃度數(shù)據(jù)來(lái)自全國(guó)城市空氣質(zhì)量實(shí)時(shí)發(fā)布平臺(tái)的各地臭氧實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)。根據(jù)《環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》（GB3095-2012），臭氧納入監(jiān)測(cè)的實(shí)施時(shí)間分為“四步走”：2012年，在京津冀、長(zhǎng)三角、珠三角等重點(diǎn)區(qū)域及直轄市和省會(huì)城市開(kāi)展臭氧監(jiān)測(cè)；2013年在113個(gè)環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市和環(huán)保模范城市開(kāi)展監(jiān)測(cè)；2015年在所有地級(jí)以上城市開(kāi)展監(jiān)測(cè)；2016年全國(guó)各地都要按照該標(biāo)準(zhǔn)監(jiān)測(cè)和評(píng)價(jià)環(huán)境空氣質(zhì)量狀況，并向社會(huì)發(fā)布監(jiān)測(cè)結(jié)果。直至2015年前后，全國(guó)各城市才完成開(kāi)展臭氧監(jiān)測(cè)工作。因此選取的樣本期只有2014—2019年。為了進(jìn)一步捕捉臭氧濃度變化的時(shí)間規(guī)律、得到更穩(wěn)健的結(jié)論，收集2014—2019年各季度臭氧濃度的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表9匯報(bào)了以季度數(shù)據(jù)為樣本的回歸結(jié)果，表明：將年度樣本數(shù)據(jù)替換為季度樣本數(shù)據(jù)后，Policy的系數(shù)仍顯著為負(fù)。加入了季度固定效應(yīng)后，估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值比基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果更小，這表明年度數(shù)據(jù)可能掩蓋了一年中不同季度的臭氧濃度變化趨勢(shì)、將各季度的臭氧濃度差異加總，使得基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)偏大。在此基礎(chǔ)上加入城市-年度交互固定效應(yīng)后，估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值進(jìn)一步變小，且顯著性變?nèi)?，說(shuō)明臭氧濃度會(huì)在一定程度上受到交互固定效應(yīng)的影響。季度數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果仍顯著為負(fù)，表明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 臭氧季度數(shù)據(jù)樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

6 結(jié)論與政策建議

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)是中國(guó)人民銀行、銀監(jiān)會(huì)等部委，響應(yīng)國(guó)家發(fā)展綠色金融以促進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)并實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)而提出的試點(diǎn)政策。該研究圍繞首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的影響效應(yīng)展開(kāi)討論，實(shí)證分析了首批綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的影響效應(yīng)，并進(jìn)一步探究了影響效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，及外商直接投資與金融發(fā)展水平對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)影響臭氧污染的調(diào)節(jié)作用。主要結(jié)論如下。

（1）在樣本期內(nèi)，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)可以顯著降低近地面臭氧污染。不同地理區(qū)域的綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)近地面臭氧污染的影響存在異質(zhì)性。

（2）在全國(guó)層面和東部地區(qū)的樣本中，外商直接投資本身并不會(huì)直接造成顯著的“污染天堂”效應(yīng)，但外商直接投資的增長(zhǎng)不利于綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理，間接造成“污染天堂”效應(yīng)。但在中西部地區(qū)，外商直接投資的增長(zhǎng)有利于促進(jìn)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理，會(huì)間接帶來(lái)“污染光環(huán)”效應(yīng)。

（3）在全國(guó)層面和東部地區(qū)的樣本中，雖然金融發(fā)展水平本身對(duì)臭氧污染沒(méi)有顯著影響，但是在金融發(fā)展水平較高的城市，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)臭氧污染的改善效果更好，即金融發(fā)展水平的提升強(qiáng)化了綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理效應(yīng)。但在中西部地區(qū)，金融發(fā)展水平的提升并不會(huì)顯著增強(qiáng)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的治理效應(yīng)。

綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)設(shè)立時(shí)間較短，在發(fā)展中仍存在政策協(xié)同性不足、組織協(xié)調(diào)能力有待加強(qiáng)等體制機(jī)制上的一些問(wèn)題，需要持續(xù)加強(qiáng)制度體系建設(shè)。該研究對(duì)于進(jìn)一步完善中國(guó)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)政策，降低城市臭氧污染水平具有重要的指導(dǎo)意義。根據(jù)研究結(jié)論，相關(guān)政策建議主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面。

第一，近地面臭氧既是大氣污染物，又是溫室氣體。建立綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)對(duì)臭氧污染的降低效果表明，通過(guò)逐步推廣綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的實(shí)施范圍，有利于推動(dòng)臭氧污染治理，增強(qiáng)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)的環(huán)境治理間接效應(yīng)，推動(dòng)大氣污染物和溫室氣體協(xié)同減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

第二，綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)影響臭氧污染的區(qū)域異質(zhì)性表明，各試驗(yàn)區(qū)應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源環(huán)境狀況及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，以成本有效性為前提構(gòu)建推動(dòng)綠色金融政策落地的短中長(zhǎng)期政策智慧庫(kù)，因地制宜探索綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)與大氣污染治理目標(biāo)的區(qū)域匹配性，探索富有地區(qū)特色的綠色金融創(chuàng)新之路。

第三，外商直接投資對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)降低近地面臭氧污染具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，一定程度上造成“污染天堂”效應(yīng)。因此，亟須合理制定招商引資政策，嚴(yán)防“污染天堂”效應(yīng)。地方政府在落實(shí)綠色金融政策的同時(shí)，需要通過(guò)合理制定招商引資政策，防止外商進(jìn)行高污染性投資；通過(guò)鼓勵(lì)外商引導(dǎo)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)而形成“污染光環(huán)”效應(yīng)。東部地區(qū)應(yīng)更加注意防范外商污染性投資，保障環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展并行。由于中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)水平比東部地區(qū)相對(duì)滯后，可通過(guò)吸引外商投資，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迭代升級(jí)，進(jìn)而發(fā)揮“污染光環(huán)”效應(yīng)。

第四，金融發(fā)展水平對(duì)綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)抑制臭氧污染具有正向的調(diào)節(jié)作用，并且分區(qū)域結(jié)果表明在東部地區(qū)的調(diào)節(jié)作用顯著。因此，亟須持續(xù)優(yōu)化區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境，提升金融服務(wù)發(fā)展水平，提高綠色金融政策效率。東部區(qū)域金融發(fā)展水平較高，在進(jìn)一步擴(kuò)大規(guī)模的同時(shí)應(yīng)更加注重提升政策效率，促進(jìn)綠色金融高質(zhì)量發(fā)展。由于中西部地區(qū)金融發(fā)展水平相對(duì)較低，應(yīng)根據(jù)金融市場(chǎng)現(xiàn)狀適當(dāng)擴(kuò)張金融規(guī)模，推動(dòng)本地綠色金融政策產(chǎn)生降低臭氧污染的效果。