崔和瑞，辛 媛，趙巧芝

（華北電力大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理系，河北 保定 071003）

一、引言

作為國家污染治理重要的先行先試樣本，京津冀和長三角地區(qū)的協(xié)同污染治理模式受到廣泛關(guān)注。2013 年，國務(wù)院發(fā)布《大氣污染防治行動計劃》方案，提出了優(yōu)先在長三角、京津冀地區(qū)實行大氣污染協(xié)作治理政策，以實現(xiàn)跨地區(qū)統(tǒng)籌環(huán)境治理績效，達(dá)到“1+1＞2”的環(huán)境治理效果。截止2022 年，京津冀協(xié)同治理參與方從13 個城市擴(kuò)展到28 個城市，長三角地區(qū)從大氣污染治理逐漸延伸到生態(tài)環(huán)境保護(hù)的所有污染源治理領(lǐng)域。根據(jù)生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的《2021 中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》數(shù)據(jù)，2021 年京津冀及周邊地區(qū)（2+26 城）平均優(yōu)良天數(shù)為67.2%，與上一年相比上升4.7%；長三角地區(qū)41 個城市的優(yōu)良天數(shù)平均水平為86.7%，上升了1.6%；2021 年京津冀和長三角地區(qū)城市二氧化硫（SO2）排放濃度分別為11 微克/立方米和7 微克/立方米，與2016 年31 微克/立方米和17 微克/立方米，累計下降幅度達(dá)到64.52%和58.82%，兩個先行示范區(qū)大氣污染狀況得到明顯改善?；诖耍剿鏖L三角和京津冀地區(qū)協(xié)同治理污染實施效果，識別延深合作深度和廣度的協(xié)同治理機(jī)制，可以為其他地區(qū)展開大氣污染聯(lián)防聯(lián)控起到示范作用。環(huán)境污染的負(fù)外部性和污染治理進(jìn)程中的道德風(fēng)險并行存在，不同地區(qū)政府間的逐底競爭和治理資源重復(fù)投資等問題不容忽視，制約著國家環(huán)境治理績效提升。各自為政型的屬地污染治理模式亟需進(jìn)一步完善，環(huán)境規(guī)制政策效果必須突破行政界限，即跨地區(qū)協(xié)同治理模式是提升環(huán)境污染治理效率的帕累托改進(jìn)方向（李倩等，2022；Li et al，2022）?？绲貐^(qū)政府合作可以弱化要素市場的地區(qū)壁壘界限，促進(jìn)資源配置優(yōu)化，提高資源利用效率，逐漸淘汰高排放企業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，減少對環(huán)境負(fù)面影響；另外，地方政府合作推動市場規(guī)模擴(kuò)大同時，也增強(qiáng)了市場競爭強(qiáng)度，倒逼高耗能企業(yè)研發(fā)綠色清潔技術(shù)，從源頭阻止污染物排放（鄧榮榮等，2021）。在此背景下，本文以國家協(xié)同治理政策的先行示范城市作為研究樣本，以檢驗區(qū)域協(xié)同治理政策在大氣污染治理中的政策效果特征，為國家完善協(xié)同治理模式提供方向。

二、文獻(xiàn)綜述

一方面，隨著環(huán)境污染問題受到廣泛關(guān)注，環(huán)境政策成為環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)者關(guān)注的重要課題。中國環(huán)境規(guī)制政策演變經(jīng)歷了“從無到有、從起步到全面提升”的演變歷程；環(huán)境規(guī)制的政策理念從“污染防治→生態(tài)文明觀”轉(zhuǎn)變，政策類型則經(jīng)歷“政府干預(yù)型→市場激勵型→公眾參與型”變化歷程（張小筠和劉戒驕，2019）。環(huán)境規(guī)制政策強(qiáng)度的污染減排效應(yīng)研究成果豐富（于亞卓等，2021；Wang et al，2022；Xu 和Xu，2022）、不同類型環(huán)境規(guī)制政策比較研究（王紅梅，2016）、不同類型環(huán)境規(guī)制政策污染治理效果研究（王班班和齊紹洲，2016；Emodi et al，2019；董直慶和王輝，2021；孫金花等，2021）。環(huán)境規(guī)制政策是污染減排目標(biāo)實現(xiàn)的有效路徑，環(huán)境規(guī)制政策的污染減排效果結(jié)論非常豐富，地區(qū)間政策互動特征逐漸引起越來越多的關(guān)注。

另一方面，政府政策的有效性檢驗研究逐漸成為熱點方向，環(huán)境治理過程中的政策有效性檢驗結(jié)論也在不斷豐富。張華（2020）利用雙重差分法對財政分權(quán)政策在霧霾治理中的有效性進(jìn)行了驗證。韓超等（2021）和趙睿等（2021）對“兩控區(qū)”疊加的環(huán)境績效考核政策的污染減排效應(yīng)進(jìn)行了分析。Gao et a（l2020）則評估排污費改革政策對城市SO2排放的影響效果。張彩江等（2021）基于合成控制法發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易試點政策有效抑制了區(qū)域碳排放量。區(qū)域協(xié)同治理政策在國家污染防治中發(fā)揮著重要作用，而該政策對環(huán)境污染的有效性評估多集中在水污染、PM2.5 及碳減排領(lǐng)域（王曉元等，2020；肖周燕和李慧慧，2021；Jin et al，2021；Chang et al，2022；Xiao et al，2022）。其中，Jin et a（l2021）通過構(gòu)建基于pressure-state-response（PSR）理論的指標(biāo)體系，對南京-鎮(zhèn)江-揚州地區(qū)的協(xié)同水污染管理進(jìn)行評價。在PM2.5 防治方面，長三角地區(qū)PM2.5 協(xié)同減排效果高于獨立減排模式。肖周燕和李慧慧（2021）及Chang et a（l2022）發(fā)現(xiàn)合作治理在霧霾污染減排方面積極作用顯著。Xiao et a（l2022）認(rèn)為城市內(nèi)部的區(qū)域一體化通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化這一路徑減少碳排放。因此，在中國環(huán)境規(guī)制政策體系不斷完善背景下，區(qū)域間環(huán)境治理互動特征不容忽視，地區(qū)間協(xié)同治理政策對環(huán)境污染的有效性研究多集中在水污染、PM2.5 及碳減排領(lǐng)域，作為工業(yè)污染重要來源之一的二氧化硫排放治理中該項政策是否發(fā)揮了有效作用，現(xiàn)有研究結(jié)論較少。

基于此，本文擬選取工業(yè)二氧化硫作為典型污染物，深入分析協(xié)同治理政策對污染排放的影響機(jī)理，構(gòu)建雙重差分模型實證檢驗政策的有效性程度和分樣本政策效果，并探討政策對大氣污染排放的中介影響路徑，從而提出區(qū)域協(xié)同治理政策向更大區(qū)間覆蓋提供參考。

三、理論分析與假設(shè)提出

環(huán)境污染負(fù)外部性的特點使政府污染治理的責(zé)任界定模糊，地方政府為尋求自身利益最大化傾向“搭便車”，無法調(diào)動各方主體治理的積極性，使環(huán)境污染治理變得更困難，需要區(qū)域內(nèi)地方政府協(xié)同治理空氣污染（孫燕銘和周傳玉，2022）。與屬地治理模式相比，協(xié)同治理可以有效避免重復(fù)治理和推卸責(zé)任的現(xiàn)象，提高環(huán)境治理效率。一方面，協(xié)同治理政策的實行能促進(jìn)勞動、資本等要素自由流動，人才、信息共享機(jī)制推動技術(shù)市場的要素配置不斷優(yōu)化，依托技術(shù)交流平臺實現(xiàn)新的污染減排技術(shù)在區(qū)域內(nèi)的普及和推廣，最大限度降低大氣污染排放。同時協(xié)同治理政策推動區(qū)域?qū)嵭薪y(tǒng)一的環(huán)境管制，相同的規(guī)制倒逼地方政府共同推動大氣污染的減排進(jìn)程（趙一心和繆小林，2022）。另一方面，低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的城市在資金、技術(shù)方面存在劣勢，在政策的推動下，區(qū)域內(nèi)政府間加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，低經(jīng)濟(jì)水平城市向周邊發(fā)達(dá)城市尋求合作，縮小污染排放水平的差距，同時上級政府為欠發(fā)達(dá)地區(qū)提供資金援助，在不影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的條件下節(jié)能降污。

因此，提出假設(shè)1：

區(qū)域協(xié)同治理政策能夠促進(jìn)大氣污染排放減少（H1）。

不僅如此，區(qū)域協(xié)同治理政策還可能通過技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放三種方式間接影響減排效果。首先是技術(shù)創(chuàng)新，區(qū)域合作可以打破行政地區(qū)壁壘，推動技術(shù)創(chuàng)新要素跨地區(qū)流動，通過構(gòu)建跨地區(qū)技術(shù)服務(wù)平臺實現(xiàn)技術(shù)共享，促進(jìn)了更多主體技術(shù)交流，減少信息不對稱，提高了企業(yè)開展綠色創(chuàng)新合作的積極性，從而減少污染排放。其次是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，庫茲涅茲假說認(rèn)為不同產(chǎn)業(yè)的能源消耗水平和環(huán)境污染排放強(qiáng)度不同，隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷發(fā)展，轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式會改變污染排放水平（Chen et al，2021）。協(xié)同治理政策通過轉(zhuǎn)變企業(yè)現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，使協(xié)同、互助、共享的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式成為主流，清潔能源、綠色低碳成為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的方向。同時政府也會引導(dǎo)企業(yè)向清潔能源方向發(fā)展，淘汰落后產(chǎn)能，從而促進(jìn)污染減排。最后是對外開放，地區(qū)間協(xié)同治理政策通過對外貿(mào)易和技術(shù)引進(jìn)等為企業(yè)提供更多綠色技術(shù)選擇、管理理念和環(huán)保意識，從而間接影響地區(qū)污染物排放規(guī)模。

故提出假設(shè)2?假設(shè)4：

區(qū)域協(xié)同治理政策通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新間接減少大氣污染物排放（H2）；

區(qū)域協(xié)同治理政策通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間接減少大氣污染物排放（H3）；

區(qū)域協(xié)同治理政策通過促進(jìn)對外開放間接減少大氣污染物排放（H4）。

四、計量模型的構(gòu)建與變量處理

（一）雙重差分法

本文采用雙重差分模型評估區(qū)域協(xié)同治理政策對大氣污染物排放的影響。difference in differences（DID）方法在政策評估效果研究方面已廣泛應(yīng)用，其主要優(yōu)點在于，不僅可以有效排除其他因素對因變量的干擾，而且通過固定效應(yīng)模型形式緩解遺漏變量帶來的估計偏誤（Wu et al，2021；Lin et al，2021）。該方法通過將實驗組和對照組進(jìn)行二次差分處理，可以有效剔除二者在試驗前的樣本差異以避免模型內(nèi)生性。根據(jù)2013 年國務(wù)院發(fā)布《大氣十條》，將長三角和京津冀地區(qū)內(nèi)39 個地級及以上城市作為實驗組，其他城市作為對照組，將區(qū)域協(xié)同治理政策看作一次準(zhǔn)自然實驗，構(gòu)建的DID 模型如式（1）所示。

其中：i為城市；t為時間；Yit為工業(yè)二氧化硫排放量；du為城市虛擬變量，du=1 為實驗組城市，du=0 為對照組城市；dt為時間虛擬變量，2013 年之前取值為0，2013 年之后取值為1；dui×dtt為二者交互項；系數(shù)β1為區(qū)域協(xié)同治理政策施行效果；若β1＜0，表明政策能夠顯著地降低污染物排放，大氣污染治理效果良好；β1≥0，則表明則該項政策實施后的大氣污染物排放上升或未發(fā)生顯著變化，意味著政策效果并不理想；β0為常數(shù)項；Xit為控制變量；γ為控制變量系數(shù)；μ為個體固定效應(yīng)；δ為時間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差。

（二）變量選取及說明

首先，被解釋變量（Y）。二氧化硫是工業(yè)部門煤炭消耗的重要污染物，故選取工業(yè)二氧化硫排放量作為評估大氣污染治理績效的代理變量，即本文模型中的被解釋變量。其次，核心解釋變量（du×dt）。根據(jù)雙重差分模型的展開思路，本課題選擇du×dt作為核心解釋變量，二者均為二值變量。若入選區(qū)域協(xié)同治理試點城市，du取值為1，否則取值為0；協(xié)同治理政策開始年份為2013 年，之后dt=1，之前則dt=0。交乘項du×dt=1，表示試點城市政策執(zhí)行產(chǎn)生的驅(qū)動效果。同時綜合現(xiàn)有相關(guān)研究成果，選取五類變量作為控制變量（盧洪友和張奔，2020）。第一類是經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素，分別用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）和人均地區(qū)生產(chǎn)總值（rg）表征，is用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，rg則用地區(qū)生產(chǎn)總值與總?cè)丝诒戎当硎尽５诙愂墙?jīng)濟(jì)開放程度（open）因素，以表征對外開放的貿(mào)易環(huán)境對本地區(qū)是產(chǎn)生了“污染天堂”還是“污染光環(huán)”效應(yīng)，采用該地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易額表征。第三類是地區(qū)技術(shù)專利水平（te），采用人均專利授權(quán)量作為代理變量，以反映技術(shù)創(chuàng)新成果是否為本地區(qū)污染減排提供了有效技術(shù)支持。第四類是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量（en），采用綠化覆蓋率指標(biāo)表征。第五類是人口因素（pe），評估地區(qū)人口集聚變化對大氣污染排放的影響，用年末總?cè)丝诒硎尽?/p>

（三）研究樣本及數(shù)據(jù)說明

擬選取內(nèi)地284 個地級及以上城市作為研究樣本，香港、澳門、臺灣和西藏自治區(qū)未列入，研究期間為2005—2020 年。對規(guī)模類變量進(jìn)行對數(shù)化以消除異方差。數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）及各省份統(tǒng)計年鑒，個別數(shù)據(jù)缺失時采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。表1 是描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表2 為根據(jù)式（1）所得的雙向固定效應(yīng)下面板DID 模型回歸結(jié)果。根據(jù)表2 結(jié)果顯示，其中，模型（1）表示在未加入控制變量情形下的參數(shù)估計結(jié)果，核心解釋變量（du×dt）的回歸系數(shù)為-1.9151，且在1%的置信水平下顯著。模型（2）?模型（4）表示逐漸加入控制變量情形下的參數(shù)估計結(jié)果，核心解釋變量（du×dt）的回歸系數(shù)在該模型中均顯著。由此可知，無論是否加入控制變量，核心解釋變量（du×dt）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著區(qū)域協(xié)同治理政策能夠有效地驅(qū)動工業(yè)二氧化硫排放量下降，區(qū)域協(xié)同治理政策具有顯著的有效性，假設(shè)1 成立。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)模型（4）估計結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對大氣污染排放的影響系數(shù)為5.6915，在1%的水平下顯著，且數(shù)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他控制變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與大氣污染排放呈正相關(guān)，對環(huán)境污染的影響較大，說明第二產(chǎn)業(yè)占比越高，大氣污染排放越嚴(yán)重；地區(qū)技術(shù)專利水平的回歸系數(shù)為-0.0126，在1%的水平下顯著，表明技術(shù)水平的提高促使企業(yè)生產(chǎn)出更清潔低碳的綠色產(chǎn)品，對污染排放有抑制作用；經(jīng)濟(jì)開放程度的回歸系數(shù)為0.4095，在1%的水平下顯著，說明隨著對外開放水平程度的不斷加深加劇了大氣污染物排放，存在“污染避難所”效應(yīng)；年末總?cè)丝谂c工業(yè)二氧化硫存在顯著負(fù)向關(guān)系，表明隨著人口規(guī)模的擴(kuò)大，更多群眾了解到環(huán)境污染治理的嚴(yán)重性，促使政府對當(dāng)?shù)丨h(huán)境管控的積極性增加，大氣污染排放量降低；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在5%的水平下為正，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大空氣污染越嚴(yán)重，說明現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不足，環(huán)境規(guī)制的資金沒有完全流向大氣污染治理，管制效率不夠；人均地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)為-2.3296 且顯著，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對大氣污染排放有抑制作用。

（二）模型相關(guān)檢驗

1.平行趨勢檢驗

采用雙重差分（DID）法進(jìn)行分析存在一個重要的假設(shè)前提，若未實施區(qū)域協(xié)同治理政策，則實驗組與對照組樣本的工業(yè)二氧化硫排放變動趨勢應(yīng)該是一致的，即不存在事前的系統(tǒng)性差異（馬強(qiáng)文等，2022）。本文中設(shè)置2013—2020 年為處理期，選取處理期前五年與政策實施后五年作為檢驗期，其中，Before_1 至Before_5 分別為2012—2008 年，Current為2013 年，After_1 至After_5 分別為2014—2018 年。表3 為平行趨勢檢驗系數(shù)估計結(jié)果，圖1 為相應(yīng)的系數(shù)變化圖，以驗證DID 模型的適用性。

根據(jù)圖1 所示，政策沖擊前，系數(shù)均在0 附近波動，政策沖擊后系數(shù)顯著為負(fù)，說明實驗組和對照組是可以比較的，區(qū)域協(xié)同治理的政策效果在政策頒布后第二年開始顯現(xiàn)，樣本通過平行趨勢檢驗。具體根據(jù)表3 可知，前五期系數(shù)（2008—2012 年）和當(dāng)期系數(shù)均不顯著，政策后第一年的系數(shù)為負(fù)值（-0.2683），但未通過顯著性檢驗，表明該項政策的沖擊效應(yīng)較為微弱，從第二年開始（2015—2018 年）系數(shù)顯著為負(fù)。2015 年系數(shù)為-0.9367，說明該項政策實施后第二年的工業(yè)二氧化硫減排量為0.9367 個百分點，表明政策在實施后第二年就開始對大氣污染物排放具有顯著的抑制作用，之后2016 和2017 年系數(shù)值不斷增大，到2018 年系數(shù)為-1.8554，該項政策的抑制效果達(dá)到1.8554個百分點。綜上，短期內(nèi)，區(qū)域協(xié)同治理政策對城市工業(yè)二氧化硫排放具有顯著的抑制作用，且隨著政策時效延長，該政策對大氣污染的治理效果不斷累積，效果將不斷增強(qiáng)。

圖1 平行趨勢檢驗Coefplot 繪圖

表3 平行趨勢檢驗結(jié)果

2.安慰劑檢驗

為了進(jìn)一步驗證大氣污染排放水平的降低是由區(qū)域協(xié)同治理政策引起的，而非受到其他政策或隨機(jī)性因素的影響，本文參考周茂等（2018）的處理思路，隨機(jī)從樣本中抽取39 個個體作為實驗組，其余城市作為對照組進(jìn)行安慰劑檢驗，采用500 次隨機(jī)試驗展開，交互項系數(shù)的數(shù)學(xué)表達(dá)式如式（2）所示：

其中：λ為不可觀測隨機(jī)因素影響系數(shù)；X為控制變量。若無偏，則λ應(yīng)等于0，由于無法直接觀測出隨機(jī)因素系數(shù)是否為0，本文通過計算機(jī)隨機(jī)分配納入?yún)f(xié)同治理政策城市的方法來檢驗dui×dtt對大氣污染排放的影響，在此方法下若能得到的結(jié)果為0，就能反推出λ也為0。圖2為的估計系數(shù)分布圖，結(jié)果顯示經(jīng)過500次試驗回歸的估計系數(shù)均分布在0 附近，且服從正態(tài)分布，由此可推出λ值為0，表明本文結(jié)果沒有受到其他非觀測因素的干擾，大氣污染排放降低的確是由區(qū)域協(xié)同政策引起的，結(jié)果很穩(wěn)健。

圖2 安慰劑檢驗結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.排除重要城市干擾的穩(wěn)健性檢驗

考慮到直轄市和省會城市擁有較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，且財力資金和地理位置都優(yōu)于其他地區(qū)。因此這類城市往往成為國家政策實施的試點區(qū)域，治理效果通常高于其他城市，導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此本文采用潘旭文和付文林（2022）的做法，剔除直轄市、省會城市和副省級城市的樣本數(shù)據(jù)后重新回歸，結(jié)果見表4 的列（1）。交互項系數(shù)為-0.7126，在1%的置信水平下仍然為負(fù)，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.基于縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗

為避免樣本中極端值對回歸結(jié)果的影響，本文對連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平下的雙邊縮尾處理，對前1%和后99%的數(shù)值用1%和99%的數(shù)據(jù)替代，回歸結(jié)果見表4 的列（2）。交互項系數(shù)為-0.9883，在1%的水平下顯著，其顯著程度與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明經(jīng)過雙邊縮尾處理后結(jié)果依然顯著，結(jié)論仍然成立。

3.剔除其他政策干擾情境下的穩(wěn)健性檢驗

區(qū)域協(xié)同治理政策實施前后發(fā)布的其他政策會對結(jié)果造成沖擊。因此本文整理了該時期前后與環(huán)境治理相關(guān)的政策，具體為：①2012 年國家發(fā)改委下發(fā)《國家發(fā)展改革委關(guān)于開展第二批低碳省區(qū)和低碳城市試點工作的通知》，確定北京、上海等29 個城市和省區(qū)成為我國的低碳試點城市。該政策作為推動我國綠色低碳發(fā)展的重要手段，會對區(qū)域環(huán)境產(chǎn)生影響。因此將該政策涉及的城市從樣本中剔除并重新回歸，結(jié)果見表4 的列（3），交互項系數(shù)為-0.6368 且顯著，表明協(xié)同治理政策的實施并未受到低碳城市試點工作的影響，大氣污染排放的降低是由區(qū)域協(xié)同政策引起的。②2014 年11 月，四川省大氣污染防治小組決定在成都市及周邊、川南、川東北地區(qū)建立大氣污染聯(lián)防聯(lián)控機(jī)制，該政策的實施時間與區(qū)域協(xié)同政策有重疊，且涉及的城市與本文所列的樣本數(shù)據(jù)有交集。因此在樣本中刪除該政策中的試點城市，避免其他政策影響本文研究結(jié)果。將刪減后的樣本重新回歸的結(jié)果見表4 的列（4），解釋變量的系數(shù)為-1.3267，在1%的水平下顯著，說明剔除四川省大氣污染聯(lián)防聯(lián)控政策影響后回歸結(jié)果依然顯著，實證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗

4.改變時間窗的穩(wěn)健性檢驗

本文擬通過改變時間窗的寬度來檢驗不同時期樣本下政策的敏感度。表5 為分別選取2011—2015 年、2010—2016 年、2009—2017 年三個時間窗下的模型估計結(jié)果。表5 的列（1）結(jié)果顯示，解釋變量的估計結(jié)果為-0.7199，在1%水平下顯著，表明治理政策在2011—2015 年區(qū)間內(nèi)顯著有效。表5 的列（2）的結(jié)果表明交互項系數(shù)為-0.7502，在1%的水平下顯著，說明協(xié)同治理政策在該區(qū)間內(nèi)有效。表5 的列（3）的結(jié)果顯示交互項系數(shù)的估計結(jié)果為-0.7935 且顯著，說明政策在該區(qū)間內(nèi)有效。以上結(jié)果顯示，無論怎樣改變時間區(qū)間，交互項系數(shù)都為負(fù)且顯著，并且核心解釋變量系數(shù)隨著時間區(qū)間的變化不斷擴(kuò)大，表明該政策的實施時間越長減排效果越顯著。

表5 改變時間窗寬的結(jié)果

（四）異質(zhì)性分析

1.分實驗組異質(zhì)性分析

根據(jù)基準(zhǔn)檢驗結(jié)論可知，區(qū)域協(xié)同治理政策在長三角和京津冀地區(qū)總體實驗組的有效性得到驗證。考慮到長三角地區(qū)和京津冀地區(qū)在大氣污染治理方面的差異性特征，將實驗組劃分為兩個子樣本，與對照組分別展開DID 回歸分析，以檢驗兩類地區(qū)在該項政策的污染治理效果方面的區(qū)域異質(zhì)性，見表6。

根據(jù)表6 的列（1）結(jié)果可知，京津冀地區(qū)作為實驗組情形下，du×dt變量系數(shù)為-2.6309，在1%的水平下顯著，表明協(xié)同治理政策在降低京津冀地區(qū)工業(yè)二氧化硫排放的效果為-2.6309，高于總樣本下的估計值-1.3427；表6 的列（2）結(jié)果顯示長三角地區(qū)作為實驗組情形下，du×dt變量系數(shù)為-0.7566，在1%的置信水平下顯著，表明政策也在長三角區(qū)域發(fā)揮了污染減排效應(yīng)。對比京津冀和長三角地區(qū)的減排系數(shù)可知，京津冀城市群的大氣污染防治效果高于長三角地區(qū)，原因在于京津冀作為我國三大主要城市群之一，曾經(jīng)是空氣污染最嚴(yán)重的區(qū)域，國家給予更多的關(guān)注和重視，京津冀在治理大氣污染方面比長三角地區(qū)有更多的經(jīng)驗和方法，主要體現(xiàn)在重大活動前的空氣污染治理、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和機(jī)動車尾氣排放等方面。同時京津冀地區(qū)強(qiáng)調(diào)“區(qū)域聯(lián)動”的布局思路，明確形成以生態(tài)廊道為紐帶的空間格局，在生態(tài)環(huán)境保護(hù)方面強(qiáng)調(diào)大氣污染的協(xié)同治理。而長三角地區(qū)所處區(qū)位使水污染協(xié)同治理成為污染防治的優(yōu)先發(fā)展方向，雖然長三角地區(qū)的大氣污染防治取得了一定成效，但大氣污染協(xié)同治理的積極性遠(yuǎn)低于京津冀地區(qū)。

2.不同經(jīng)濟(jì)水平樣本的異質(zhì)性分析

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為城市建設(shè)過程中的基礎(chǔ)性因素，也對空氣污染排放產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同會導(dǎo)致協(xié)同治理效果存在異質(zhì)性。城市從制定政策到實行的各個階段都會受其影響，一般來說經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的城市，其技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)調(diào)整能力更強(qiáng)，與政府的聯(lián)系更緊密，政府能提供更全面的支持，主要包括資金援助、人才引進(jìn)和科研項目的研發(fā)等，這類城市的區(qū)域協(xié)同度更強(qiáng)，降污效果更好。因此本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異也會影響大氣污染排放。

本文選取2005—2020 年人均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的均值作為衡量指標(biāo)，將樣本城市等分為兩組，分別代表低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市，回歸結(jié)果見表6 的列（3）和列（4）所示。表6 的列（3）中du×dt的系數(shù)為-0.0491 但不顯著，表明區(qū)域協(xié)同治理政策在低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市中沒有發(fā)揮降污效應(yīng)；表6 的列（4）中du×dt系數(shù)為-2.7563，在1%的置信水平下顯著為負(fù)，說明協(xié)同政策顯著降低了高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市的大氣污染排放，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的城市主要位于東部沿海地區(qū)，獨特的地理優(yōu)勢更便于實行區(qū)域協(xié)同治理，與前文猜想一致。而經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的城市，由于高污染高排放的特點使他們無法馬上轉(zhuǎn)變生產(chǎn)模式，并且政府在資金和技術(shù)方面并沒有提供有力支持，這種先天劣勢使它們短時間內(nèi)難以構(gòu)建完善的協(xié)同治理體系。

表6 異質(zhì)性分析

（五）進(jìn)一步中介機(jī)制檢驗

依據(jù)上文機(jī)理分析，本文考慮技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放三種影響效應(yīng)。為了驗證假設(shè)是否成立，本文參考Baron 和Kenny（1986）的研究思路，構(gòu)建的中介效應(yīng)模型如式（3）和式（4）所示。其中，式（3）表示區(qū)域協(xié)同治理政策對中介變量的影響，Mit代表中介變量，β3為du×dt對中介變量的估計系數(shù)。式（4）表示將du×dt和中介變量同時引入模型中，檢驗二者對工業(yè)二氧化硫排放的影響，β5代表引入中介變量后，du×dt對大氣污染排放的影響系數(shù)，λ為中介變量對環(huán)境污染的回歸系數(shù)，其他變量含義與式（2）相同。

首先，選取政府科技支出指標(biāo)表征技術(shù)創(chuàng)新中介變量（Inno），結(jié)果見表7 的列（1）和列（2）所示。具體可知，表7 的列（1）結(jié)果中du×dt對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為9.2922，在1%的置信水平下顯著，表明區(qū)域協(xié)同治理政策能正向促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。同時根據(jù)表7 的列（2）結(jié)果顯示，du×dt對工業(yè)二氧化硫排放量的直接影響系數(shù)為-1.1059，在1%的水平下顯著，同時技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)二氧化硫排放量的回歸系數(shù)為-0.0255，且在1%的置信水平下顯著，表明協(xié)同治理政策能通過技術(shù)創(chuàng)新降低大氣污染排放。其次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（Upg）用來表示，其中Mj為第j產(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的比例。表7 的列（3）和列（4）為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為中介變量時的回歸結(jié)果。表7 的列（3）結(jié)果中協(xié)同治理政策對對外開放的影響系數(shù)為0.0066，但并不顯著。表7 的列（4）結(jié)果顯示政策對大氣污染的直接效應(yīng)為-1.3646，在1%的置信水平下顯著，但與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，系數(shù)絕對值變大，說明政策通過提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級達(dá)到降污的效果不明顯。最后，選取外商投資額刻畫對外開放（Open）。表7 的列（5）和列（6）是以對外開放作為中介變量的回歸結(jié)果。表7 的列（5）結(jié)果顯示協(xié)同治理政策對對外開放的回歸系數(shù)為2.4939，且在1%的置信水平下顯著，說明區(qū)域協(xié)同治理政策的實施能顯著提高對外開放水平，列（6）結(jié)果顯示政策對大氣污染排放的直接影響系數(shù)為-1.2000，在1%水平下顯著，同時對外開放對大氣污染物的影響系數(shù)為-0.0572，在1%的置信水平下顯著，說明協(xié)同治理政策能通過對外開放路徑間接影響大氣污染物排放。綜上可知，區(qū)域協(xié)同治理政策的有效性通過技術(shù)創(chuàng)新和對外開放兩個中介路徑下的間接影響效果非常顯著，而通過對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)非常微弱。驗證了假設(shè)2 和假設(shè)4。

表7 中介機(jī)制檢驗結(jié)果

續(xù)表7

六、主要結(jié)論與政策啟示

以工業(yè)二氧化硫作為典型污染物，京津冀和長三角地區(qū)城市作為實驗組，其他地級及以上城市為對照組，構(gòu)建雙重差分（DID）模型，識別區(qū)域協(xié)同治理政策對大氣污染減排的有效性。主要研究結(jié)論如下：

首先，區(qū)域協(xié)同治理政策有明顯的大氣污染減排效應(yīng)，實施協(xié)同政策能有效降低長三角和京津冀地區(qū)的大氣污染排放，且政策的減排影響效果為1.3427。該結(jié)論在經(jīng)過平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗兩種假設(shè)檢驗及排除重要城市干擾、縮尾處理、排除其他政策干擾和改變時間窗寬穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)果依然顯著。從控制變量來看，地區(qū)技術(shù)專利水平、年末總?cè)丝诤腿司貐^(qū)生產(chǎn)總值顯著降低了大氣污染排放，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)開放程度和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度加劇了環(huán)境污染。其次，不同區(qū)域和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會影響區(qū)域協(xié)同治理政策的排污效果。分實驗組異質(zhì)性結(jié)果表明，協(xié)同治理政策均降低了長三角和京津冀地區(qū)的環(huán)境污染，但京津冀地區(qū)產(chǎn)生的污染減排效應(yīng)大于長三角地區(qū)，原因在于京津冀地區(qū)對區(qū)域協(xié)同治理的探索較早，在治理大氣污染方面有更多的方法和基礎(chǔ)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平異質(zhì)性結(jié)果表明協(xié)同治理政策能有效降低高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市的大氣污染物排放，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低城市的污染減排效果不明顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的城市主要分布在東部沿海地區(qū)，城市集聚性更便于實施協(xié)同治理。最后，機(jī)制檢驗表明區(qū)域協(xié)同政策通過技術(shù)創(chuàng)新和對外開放兩種路徑顯著地降低大氣污染物排放，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑下的政策效果較為微弱。一方面協(xié)同治理政策通過技術(shù)創(chuàng)新要素在市場的自由流動實現(xiàn)更多主體間的技術(shù)交流，提高主體合作治理的積極性，進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量；另一方面政策通過擴(kuò)大市場規(guī)模提升對外開放水平，為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)帶來綠色技術(shù)、管理理念和環(huán)保意識，從而降低大氣污染排放。

基于以上分析，本文得出以下政策建議：

一方面，國家在汲取示范區(qū)協(xié)同環(huán)境治理經(jīng)驗的同時，協(xié)同區(qū)的異質(zhì)性不容忽視。根據(jù)研究結(jié)論，京津冀地區(qū)的工業(yè)SO2排放下降幅度明顯高于長三角地區(qū)的政策效果，可能與國家在推出《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》和《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》時，考慮到兩類地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境稟賦及治理資源方面的明顯差異，區(qū)域協(xié)同機(jī)制推動的重點方向也存在著差異。根據(jù)兩個綱要內(nèi)容，京津冀地區(qū)規(guī)劃綱要中明確以生態(tài)環(huán)境治理作為三大優(yōu)先發(fā)展領(lǐng)域之一，而且該地區(qū)受高耗能產(chǎn)業(yè)密集分布影響，煤炭消耗引起的工業(yè)二氧化硫排放問題更不容樂觀，故協(xié)同治理政策的減排效果更加理想；而長三角一體化更加側(cè)重于水環(huán)境治理領(lǐng)域。因此，其他城市間在推動區(qū)域協(xié)同環(huán)境治理過程中，考慮自身的發(fā)展特性及不同相鄰城市間環(huán)境治理資源的互補(bǔ)性等特點，以更好地推動區(qū)域協(xié)同環(huán)境治理政策的驅(qū)動效果。同時，對于長三角地區(qū)而言，未來應(yīng)更加注重激發(fā)在大氣污染治理體系中的地區(qū)間協(xié)同減排潛力，以期在SO2等典型污染物減排中發(fā)揮更大作用；對于京津冀地區(qū)而言，未來如何更好地激發(fā)協(xié)同機(jī)制通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的中介路徑效果更加應(yīng)該得到重視。

另一方面，關(guān)注協(xié)同環(huán)境治理機(jī)制的中介路徑應(yīng)成為增強(qiáng)政策效果的另一重要方向。通過搭建產(chǎn)學(xué)研為主體的技術(shù)知識與信息交流平臺，促進(jìn)跨城市的創(chuàng)新資源整合能力，緩解技術(shù)商品供求不對稱，為跨城市新知識、研發(fā)人才和信息交流水平和共享機(jī)制，為加速新知識累積產(chǎn)生和技術(shù)擴(kuò)散創(chuàng)造更為優(yōu)良的條件，也為高質(zhì)量的環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新成果產(chǎn)生和商業(yè)轉(zhuǎn)化提供堅實的基礎(chǔ)，也是釋放協(xié)同技術(shù)創(chuàng)新政策與協(xié)同環(huán)境治理政策的“1+1＞2”乘數(shù)效應(yīng)的重要方向，可以為國家進(jìn)一步完善區(qū)域協(xié)同治理機(jī)制方向提供更加具體的依據(jù)。同時，對于長三角和京津冀地區(qū)而言，如何更好地挖掘產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的中介路徑發(fā)揮也應(yīng)該成為未來兩類地區(qū)協(xié)同政策效應(yīng)發(fā)揮的重要課題，也為構(gòu)建中國式現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系和現(xiàn)代化環(huán)境治理體系提供更多科學(xué)依據(jù)和更加豐富的政策細(xì)化內(nèi)容。