劉 政，蔣金荷*，葉希嫻

1. 中國社會科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟與技術(shù)經(jīng)濟研究所，北京 100732

2. 杭州地鐵集團有限責(zé)任公司，浙江 杭州 310018

大氣環(huán)境治理是生態(tài)文明建設(shè)的主陣地. 國務(wù)院分別于2013年和2017年頒布了《大氣污染防治行動計劃》(簡稱“《大氣十條》”)和《打贏藍天保衛(wèi)戰(zhàn)三年行動計劃》. 然而，這些以減排為主的政策尚未徹底扭轉(zhuǎn)我國嚴峻的大氣污染局面. 2020年，全國337個地級及以上城市中有超過1/3城市的空氣質(zhì)量超標(biāo)〔HJ 663-2013《環(huán)境空氣質(zhì)量評價技術(shù)規(guī)范(試行)》〕，以PM2.5和臭氧(O3)為首要污染物的超標(biāo)天數(shù)分別占總超標(biāo)天數(shù)的51%和37.1%[1]. 我國大氣環(huán)境進入PM2.5污染依然嚴峻和O3污染日益突出的新階段.“十四五”規(guī)劃《綱要》提出要推進PM2.5和O3污染協(xié)同控制，這將成為我國“十四五”及更長時期大氣污染防治的重要任務(wù).

我國長期以來將“減排”視作污染防治的唯一出路，這與應(yīng)對氣候變化所采用的“減緩”和“適應(yīng)”的雙重治理模式不同[2]. “減緩”與“減排”類似，強調(diào)排放端的治理；“適應(yīng)”則強調(diào)吸附端的治理. “減排”作為污染防治的單一模式邊際存在效用遞減的問題，經(jīng)濟學(xué)理論認為此時探索“適應(yīng)”模式的治理效果會具有比“減排”模式更大的邊際效用. 因而，“適應(yīng)”是當(dāng)前污染防治的經(jīng)濟學(xué)出路. 我國近年來開始實施城市適應(yīng)氣候變化的試點. 2015年、2016年分兩批在30個城市實施了“海綿城市”建設(shè)試點，2015年、2017年分三批在58個城市實施了“生態(tài)修復(fù)、城市修補”(簡稱“城市雙修”)試點，2017年在28個城市實施了氣候適應(yīng)型城市建設(shè)試點. 這些試點的實施為研究“適應(yīng)”模式的污染防治效果提供了多個準(zhǔn)試驗，然而，學(xué)界尚鮮見此類探究.

與環(huán)境科學(xué)領(lǐng)域所經(jīng)常采用的相關(guān)性分析方法不同[3-5]，環(huán)境經(jīng)濟學(xué)主要采用因果識別方法研究政策的效果. 梳理環(huán)境經(jīng)濟學(xué)的文獻發(fā)現(xiàn)，相關(guān)研究主要采用雙重差分、斷點回歸、工具變量等準(zhǔn)試驗方法，主要涉及區(qū)域、交通和能源三大政策領(lǐng)域. 除京津冀地區(qū)霧霾協(xié)同治理[6]外，我國大多數(shù)區(qū)域的減排政策(《大氣十條》[7]、“2+26”城市治霾方案[8]和區(qū)域大氣污染防治特護期[9])均對空氣質(zhì)量的改善有效. 研究表明：機動車尾號限行政策在墨西哥城[10-11]和北京市[12]短期無效，而在基多市[13]和北京市[14-16]長期有效；地鐵的興建或擴展在北京市[17-18]、南京市[19-20]、武漢市[21]、長沙市[22]、臺北市[23]和德里市[24]均有效. 美國聯(lián)邦政府實施的機制靈活的汽油成分管制對降低污染無效，而加州政府頒布的精準(zhǔn)移除有害成分的非靈活汽油成分管制有效[25]；我國的清潔取暖補貼對降低空氣污染有效[26].

該研究立足于我國在“十四五”期間推進PM2.5和O3協(xié)同控制的需求，以2015年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部在三亞市開展的首個“城市雙修”試點為研究對象，采用準(zhǔn)試驗法，評估該“適應(yīng)”試點對PM2.5和O3協(xié)同共治的效果，以期為PM2.5和O3的協(xié)同治理提供來自“適應(yīng)”模式的建議.

1 試點與數(shù)據(jù)

1.1 試點介紹

2015年6月12日，我國首個“生態(tài)修復(fù)、城市修補”試點在海南省三亞市試行. 其中，生態(tài)修復(fù)是指有計劃、有步驟地修復(fù)被破壞的山體、河流、植被，通過一系列手段恢復(fù)城市生態(tài)系統(tǒng)的自我調(diào)節(jié)功能；城市修補是指通過不斷改善城市公共服務(wù)質(zhì)量、市政基礎(chǔ)設(shè)施條件，發(fā)掘和保護城市歷史文化和社會網(wǎng)絡(luò)，使城市功能體系及其承載的空間場所得到全面系統(tǒng)的修復(fù)、彌補和完善. 修復(fù)內(nèi)容包含廢棄礦山修復(fù)、黑臭水體修復(fù)、海岸帶泥化恢復(fù)“三大工程”，以及拆除違章建筑、廣告牌匾整治、城市綠化改造、城市色彩協(xié)調(diào)、城市亮化改造、城市天際線和街道立面改造等城市修補“六大戰(zhàn)役”.

1.2 樣本選取

“城市雙修”試點為期2年，已于2017年6月結(jié)束. 三亞市在2017年1月被列為第3批國家低碳試點城市，剔除2017年的數(shù)據(jù)以排除低碳試點的干擾.2017年實施的第2、3批“城市雙修”試點對研究未造成干擾，可研究的最長試點時段為2015年6月-2016年12月，共1.5年；同時選取試點前1.5年作為對照時段. 全樣本時段為2014-2016年，共3年.

1.3 數(shù)據(jù)來源

分別收集空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)和氣象數(shù)據(jù). 空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)收集自空氣質(zhì)量歷史數(shù)據(jù)查詢平臺(https://www.aqistudy.cn/historydata)，該公益平臺報告了我國重點城市的空氣質(zhì)量指數(shù)(AQI)和6種單項污染物(PM2.5、PM10、SO2、CO、NO2、O3)濃度月均值，數(shù)據(jù)來源于生態(tài)環(huán)境部. 氣象數(shù)據(jù)收集自后知氣象平臺(http://hz.zc12369.com/home)，該平臺報告了我國主要城市的氣象要素(包含最低氣溫、最高氣溫、平均氣溫、相對濕度、風(fēng)速、風(fēng)級、氣壓、能見度、總降水量、平均總云量10個氣象變量)月均值，數(shù)據(jù)來源于中國氣象局. 根據(jù)需要，將空氣質(zhì)量和氣象數(shù)據(jù)整合為面板數(shù)據(jù)進行后續(xù)分析.

2 研究方法

由于“城市雙修”試點的實施與三亞市的空氣污染狀況沒有必然聯(lián)系，因而，可將“城市雙修”的實施作為研究適應(yīng)模式污染防治效果的準(zhǔn)試驗. 選取一個與三亞市足夠相似的城市，即可通過雙倍差異法識別“城市雙修”試點對三亞市空氣污染影響的因果效應(yīng).

2.1 對照城市篩選

城市所處的地理位置、氣候條件、經(jīng)濟狀況等均會對城市的空氣質(zhì)量產(chǎn)生重要影響[10,16]. 通過考察以上3個要素，從我國眾多城市中篩選出一個與三亞市足夠相似的對照城市.

首先，考察地理位置. 三亞市地處我國最南部的島嶼-海南島，緯度與其他省份城市均存在較大差異. 緯度通過影響氣溫來影響綠植生長，從而影響植物對空氣污染物的吸附. 為排除緯度對空氣質(zhì)量的影響，對照城市的篩選縮小至與三亞市處于相似緯度的海南省.

其次，考察氣候條件. 三亞市是沿海城市，與內(nèi)陸城市在溫差、濕度等氣象要素上存在差異(例如，沿海城市的相對濕度一般較內(nèi)陸城市高，且晝夜溫差較小)，故對照城市的篩選縮小至海南省的沿海城市.

最后，考察經(jīng)濟狀況. 空氣污染與經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān)(例如，CO、PM2.5、PM10的主要來源均是汽車尾氣，而通常經(jīng)濟越發(fā)達，汽車保有量越高)，因而，對照城市的選取縮小至與三亞市經(jīng)濟發(fā)展水平相似的城市. 三亞市是海南省的4個地級市之一，其他3個地級市(位于最北端沿海的?？谑?、位于正西北內(nèi)陸的儋州市和位于西沙群島的三沙市)在經(jīng)濟發(fā)展水平上更適合作為三亞市的對照城市. 排除位于內(nèi)陸的儋州市和緯度與三亞市差別較大的三沙市，僅剩下?？谑锌勺魅齺喪械膶φ粘鞘?

為進一步證實?？谑信c三亞市在經(jīng)濟發(fā)展水平上類似，對比了兩市在2010-2019年間的經(jīng)濟總量(見圖1). 由圖1可見，海口市的經(jīng)濟總量雖是三亞市的2倍多，但經(jīng)濟發(fā)展速度在多數(shù)年份與三亞市相當(dāng). 2010-2013年，?？谑械慕?jīng)濟增速比三亞市稍快；2014年，?？谑械慕?jīng)濟增速達到最高點；2014年后，?？谑械慕?jīng)濟增速放緩至與三亞市大致平行. 研究時段2014-2016年恰好處于兩市經(jīng)濟增速大致平行的時段.

圖 1 2010?2019年三亞市和海口市經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r對比Fig.1 The annual economic development conditions of Sanya and Haikou from 2010 to 2019

2.2 描述性統(tǒng)計

三亞市和?？谑锌諝赓|(zhì)量狀況的描述性統(tǒng)計如表1所示. 經(jīng)對比可知：試點前，兩市AQI和CO、NO2濃度平均值基本持平，試點后三亞市AQI和NO2濃度平均值比海口市分別低6和3 μg/m3，CO濃度平均值未有明顯變化；試點前三亞市PM2.5、PM10和SO2濃度平均值比?？谑蟹謩e低4、6和3 μg/m3，試點后分別低7、10和3 μg/m3；試點前三亞市O3濃度平均值比?？谑懈?5 μg/m3，試點后低8 μg/m3. 描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，相比于未實施試點的?？谑卸?，實施試點的三亞市在AQI和4項污染物(NO2、PM2.5、PM10、O3)濃度平均值上都出現(xiàn)了明顯下降.

2.3 平行趨勢檢驗

為進一步證實海口市滿足實施雙倍差異法的假設(shè)條件，對兩市的空氣質(zhì)量狀況做平行趨勢檢驗(見圖2). 由圖2可見，試點前，兩市AQI月均值幾乎重合，符合平行趨勢檢驗的最佳條件-重疊. 試點前，兩市PM2.5和PM10濃度月均值重合度較高，CO和O3濃度月均值在大多數(shù)月份平行(不同之處在于?？谑蠧O濃度月均值較高、三亞市O3濃度月均值較高)，SO2和NO2濃度月均值僅在不到1/2的月份平行(?？谑蠸O2濃度月均值較高，代表其較高的工業(yè)發(fā)展水平). 上述檢驗表明，后續(xù)實證分析有關(guān)AQI、PM2.5、PM10、CO和O3推斷的可信度較高，而有關(guān)NO2和SO2推斷的可信度較低.

圖 2 “城市雙修”試點前三亞市和?？谑锌諝赓|(zhì)量月均值的變化趨勢Fig.2 The monthly air quality trends in Sanya and Haikou before the UDR pilot

表 1 2014—2016年三亞市與?？谑锌諝赓|(zhì)量狀況的描述性統(tǒng)計Table 1 Summary statistics of air quality in Sanya and Haikou from 2014 to 2016

2.4 雙倍差異模型

以?？谑凶鳛槿齺喪械目臻g對照，以試點前時段作為試點后時段的時間對照，建立一個基于空間和時間的雙倍差異模型：

式中：Yit為AQI及6種單項污染物濃度在城市i、時間t的月均值；Ci為識別試驗城市的虛擬變量，若是三亞市，值為1，否則為0；Tt為識別試點后時間t的虛擬變量，若是試點后，值為1，否則為0；εit為隨機誤差項；β3為雙倍差異項的系數(shù)，用于估計三亞市相對于?？谑性谠圏c后的平均空氣質(zhì)量變化，是研究試點效果的系數(shù). 式(1)記為模型1.

考慮到氣候條件、季節(jié)性變化和經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r均會對空氣質(zhì)量產(chǎn)生重要影響，因此，在模型1的基礎(chǔ)上依次加入各控制變量：

式中：Wit是代表氣象狀況的向量變量，包含一組氣象變量(氣溫、相對濕度、風(fēng)速、風(fēng)級、氣壓、能見度、降水量和云量等10個氣象變量)；Fit是代表時間固定效應(yīng)的向量變量，包含年固定效應(yīng)和月固定效應(yīng)；b為1階時間趨勢，b2為2階時間趨勢. 依次增加氣象變量、時間固定效應(yīng)、1階、2階時間趨勢的模型分別記為模型2~5.

實證分析基于Stata 16平臺，結(jié)果運行包含三部分：①估計“城市雙修”試點對三亞市空氣質(zhì)量影響的平均處理效應(yīng)(average treatment effect). 使用模型1~5估計“城市雙修”對AQI的影響，從中挑選出擬合度最好的模型估計“城市雙修”對6種單項污染物濃度的影響. ②估計“城市雙修”試點對三亞市空氣質(zhì)量影響的動態(tài)處理效應(yīng)(dynamic treatment effect).使用擬合度最好的模型估計“城市雙修”在試點后3個半年(依次構(gòu)建3個時間虛擬變量T1t、T2t、T3t代替Tt)的動態(tài)處理效應(yīng). ③估計安慰劑試點的效果. 使用擬合度最好的模型分別估計將試點提前6、9、12個月(依次構(gòu)建3個虛擬變量B6t、B9t、B12t替換Tt)的3個安慰劑試點的效果.

3 結(jié)果與討論

3.1 平均處理效應(yīng)

“城市雙修”試點對三亞市AQI月均值的影響如表2所示，CT(雙倍差異交互項)的估計系數(shù)為試點的平均處理效應(yīng). 控制氣象要素的模型2~5均顯示負顯著的CT估計系數(shù)，說明相比于未實施試點的?？谑?，“城市雙修”試點顯著降低了三亞市的AQI月均值. 降幅在控制氣象要素和固定效應(yīng)的模型3中最小，在控制1階、2階時間趨勢的模型4和模型5中依次遞增. 從模型1~5的R2的變化趨勢可知，控制氣象要素可額外解釋約82%的數(shù)據(jù)變化，說明控制氣象要素(尤其是相對濕度、風(fēng)速、能見度)的必要性非常大.R2的最大值出現(xiàn)在模型4和模型5，說明這2個模型的擬合水平均較好. 綜上，將擬合度最好且估計出最大政策凈效應(yīng)的模型5作為理想模型進行后續(xù)分析. 模型5中CT的估計系數(shù)為-11.03(P＜0.01)，說明相比于海口市而言，“城市雙修”試點顯著降低了三亞市的AQI月均值，降幅約為27%.

基于模型5，“城市雙修”試點對三亞市6種大氣污染物濃度月均值的平均處理效應(yīng)如表3所示. CT的估計系數(shù)顯示，相比于未實施試點的?？谑?，“城市雙修”試點顯著降低了三亞市的PM2.5、PM10、NO2和O3濃度月均值，平均降低約7、10、2和30 μg/m3(降幅分別約為39%、28%、14%和47%)，試點對SO2濃度月均值的降低效果不明顯，CO濃度月均值不降反增(增加約0.1 mg/m3，增幅約為15%).R2值顯示，對于除NO2以外的其余5種污染物，模型5能解釋約90%的數(shù)據(jù)變化；可見，對大多數(shù)污染物而言，模型5的擬合度較好. 與描述性統(tǒng)計通過簡單比較而得到的結(jié)果不同，模型5排除了氣象、季節(jié)、經(jīng)濟等因素對空氣質(zhì)量的影響，僅反映試點對空氣質(zhì)量影響的因果效應(yīng). 因而，雙倍差異法所估計的試點效果比描述性統(tǒng)計所得到的PM2.5、PM10和O3濃度變化平均高出4、6和7 μg/m3.

表 2 “城市雙修”試點對三亞市AQI月均值的平均處理效應(yīng)Table 2 The average treatment effect of the UDR on monthly AQI in Sanya

表 3 “城市雙修”試點對三亞市6種大氣污染物月均濃度的平均處理效應(yīng)(基于模型5)Table 3 The average treatment effect of the UDR pilot on monthly concentrations of six pollutants in Sanya(based on Specification 5)

以上模型分析結(jié)果表明，“城市雙修”大幅降低了三亞市的O3污染，O3濃度降幅高達47%，并對降低PM2.5污染起到了協(xié)同作用，PM2.5濃度降幅達39%. 揮發(fā)性有機物(VOCs)和氮氧化物(NOx)是產(chǎn)生O3的重要前體物[27]. 根據(jù)此化學(xué)機理，筆者對所得結(jié)果做如下解釋：①O3濃度的大幅降低可能與城市修補大量減少了O3形成所需要的輻射及前體物VOCs有關(guān)(VOCs主要包含工業(yè)源和生活源，其中生活源中的建筑裝飾裝修是城市修補的對象)；②PM2.5、PM10和NO2濃度的顯著降低可能與生態(tài)修復(fù)所增加的綠植吸收了更多的顆粒物[28]及O3前體物NOx[29]

有關(guān)，這也是O3濃度大幅降低的另一原因；③CO濃度的增加可能與“城市雙修”試點的實施增加了往返工程地的交通量有關(guān)(CO的主要來源是機動車尾氣)；④SO2濃度未出現(xiàn)明顯變化，可能與“城市雙修”試點未涉及工業(yè)治理有關(guān). 與大多數(shù)減排政策(如“2+26”城市治霾方案、大氣污染防治特護期方案、清潔取暖補貼等)顯著降低了PM2.5污染有所不同，“城市雙修”這項適應(yīng)政策大幅降低了O3污染，并對PM2.5污染的治理起到了協(xié)同作用. 識別對O3污染治理顯著且對PM2.5污染治理起到協(xié)同作用的“城市雙修”措施，有助于我國在“十四五”期間攻克O3治理及其與PM2.5協(xié)同共治的難題.

3.2 動態(tài)處理效應(yīng)

由于“城市雙修”中生態(tài)修復(fù)的效果并非即時顯現(xiàn)(待生態(tài)系統(tǒng)恢復(fù)其功能后才會完全發(fā)揮作用)，將試點后時期劃分為不同時段可識別“城市雙修”的動態(tài)效應(yīng). “城市雙修”在試點后3個半年對不同空氣質(zhì)量指標(biāo)的動態(tài)處理效應(yīng)見表4，CT1、CT2、CT3的估計系數(shù)分別代表“城市雙修”在試點后第1、2、3個半年的動態(tài)效應(yīng). 聚焦于每種污染物，可知“城市雙修”試點對PM2.5、PM10、NO2和O3這4種污染物濃度存在不同程度的動態(tài)效應(yīng)：①“城市雙修”對O3濃度的動態(tài)效應(yīng)在試點后第1、2、3個半年分別為-29.08(P＜0.1)、-29.45(P＜0.1)和-32.58(P＜0.1)，說明“城市雙修”對O3的治理幅度在3個半年大致相當(dāng)；②“城市雙修”對PM2.5、PM10和NO2濃度的動態(tài)效應(yīng)類似，都表現(xiàn)為在試點后第1個半年不顯著，在試點后第2、3個半年顯著. 具體而言，“城市雙修”對PM2.5濃度的動態(tài)效應(yīng)在試點后第1、2、3個半年分別 為-4.261、-8.578(P＜0.1)、-8.745(P＜0.1)，對PM10濃 度 的 動 態(tài) 效 應(yīng) 分 別 為-6.358、-12.73(P＜0.01)、-10.83(P＜0.01)，對NO2濃度的動態(tài)效應(yīng)為-0.728、-3.033(P＜0.05)、-3.270(P＜0.1)，說明“城市雙修”對這3種污染物的治理集中在第2、3個半年且治理幅度大致相當(dāng).

動態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果表明：“城市雙修”對O3污染的治理有持續(xù)效果；對PM和NO2污染的治理有延遲效果，延遲時間約為半年. 這說明“城市雙修”在不同時段所采取的措施對不同污染物的治理有異質(zhì)性效果. “城市雙修”在第1個半年即實現(xiàn)了對O3污染的治理，可能是由該時段所實施的具有即時效果的城市修補措施所致；城市雙修”在第2、3個半年實現(xiàn)了對PM和O3污染的協(xié)同治理，可能是由第1個半年所采取的具有滯后效果的生態(tài)修復(fù)措施，以及第2、3個半年所采取的具有即時效果的城市修補措施所致. 識別這些措施有助于精準(zhǔn)治理O3污染，實現(xiàn)PM和O3污染協(xié)同共治. 但是，具體是哪些修復(fù)措施在發(fā)揮作用有待進一步證實. 另外，該研究基于三亞市的個案，是否具有代表性還需要通過更多城市的研究案例來證實.

表 4 “城市雙修”在試點后3個半年的動態(tài)處理效應(yīng)(基于模型5)Table 4 The dynamic treatment effect of the UDR on three halfyear post-pilot phases (based on Specification 5)

3.3 安慰劑檢驗

為確保以上結(jié)果的發(fā)生不是由于兩市空氣質(zhì)量的時空變化所導(dǎo)致，該研究通過安慰劑檢驗進行驗證. 將“城市雙修”試點分別提前6、9、12個月的安慰劑試點模擬了未實施試點情境下兩市空氣質(zhì)量的時空變化，結(jié)果如表5所示. CB6、CB9、CB12的估計系數(shù)顯示，安慰劑試點對三亞市空氣質(zhì)量未產(chǎn)生顯著影響，說明兩市在未實施試點的狀況下空氣質(zhì)量并不存在顯著的時空差異，因而，真實試點的效果確為三亞市“城市雙修”的因果效應(yīng).

表 5 將“城市雙修”試點提前6、9、12個月的安慰劑檢驗(基于模型5)Table 5 The placebo tests of advancing the UDR pilot by 6, 9, 12 months (based on Specification 5)

4 結(jié)論與建議

a) 借鑒應(yīng)對氣候變化問題所采取的減緩與適應(yīng)的兩種不同治理模式，探索適應(yīng)模式的污染防治效果. 以我國首個“城市雙修”試點城市-三亞市為例，采用準(zhǔn)試驗法，評估其效果. 以?？谑凶鳛槿齺喪械目臻g對照，以試點前1.5年作為試點后1.5年的時間對照，建立雙倍差異模型識別“城市雙修”試點對三亞市空氣質(zhì)量的影響效果.

b) 雙倍差異回歸結(jié)果顯示，相比于未實施試點的?？谑?，“城市雙修”試點大幅降低了三亞市O3、PM2.5和PM10污染，降幅分別為47%、39%和28%.分時段動態(tài)效應(yīng)顯示，“城市雙修”對O3污染的治理有持續(xù)效果，對PM2.5和PM10污染的治理有滯后半年的效果. 安慰劑檢驗顯示，將“城市雙修”提前6、9、12個月的安慰劑試點均未發(fā)現(xiàn)對三亞市空氣質(zhì)量有任何顯著影響.

c) 評估結(jié)果表明，“城市雙修”試點對三亞市PM2.5和O3污染的協(xié)同控制具有意外顯著的效果. 建議推廣“城市雙修”試點至其他城市以實現(xiàn)PM2.5和O3的協(xié)同治理. 甄別“城市雙修”在不同時段所采取的修復(fù)措施有助于實現(xiàn)PM2.5和O3污染的精準(zhǔn)治理.