| 标题 | 排污权交易机制对绿色发展的影响 |
| 范文 | 傅京燕 司秀梅 曹翔 摘要进入新常态以来，中国面临着经济增速明显下滑和环境污染日益严重的双重不利局面。中国政府适时提出了绿色发展的新理念，并且明确了采用市场化机制来治理环境污染的思路。然而，关于市场化机制治理环境污染能否促进绿色发展的研究却相对欠缺。为此，本文在数据可获得性的基础上，以中国二氧化硫排污权交易试点政策为例，将绿色发展区分为绿色发展方式和绿色发展效应，分别构建同时包含好产出和坏产出的曼奎斯特-卢恩伯格指数和二氧化硫排放强度来衡量，以1998—2014年30个省级行政区的面板数据为基础，采用双重差分法和双重差分倾向性得分匹配法实证检验了中国二氧化硫排污权交易对绿色发展的影响及其作用机制。结果发现：①中国二氧化硫交易机制实施后虽然促进了绿色发展，但作用甚微；②研发强度、治污投入、技术引进促进了绿色发展，而要素禀赋结构、产业结构、能源结构则阻碍了绿色发展；③中国二氧化硫交易机制通过促进研发强度的提高促进绿色发展，而通过抑制治污投入、技术引进削弱其对绿色发展的促进作用；④中国二氧化硫交易机制通过提高资本劳动比增强其对绿色发展的抑制作用，而通过降低二产占比、化石能源占比减少其对绿色发展的负面影响。基于上述结论，本文认为，通过市场化机制更好地促进绿色发展，可以从以下方面入手：进一步优化中国二氧化硫排放权交易机制，充分发挥其“看不见的手”的功能，进一步增加绿色生产技术方面的研发投入，增加治理投入，加大力度吸收先进绿色生产技术领域的外资，提高要素禀赋结构、产业结构、能源结构的清洁化程度。 关键词排污权交易；绿色发展；波特假说；倍差法 中图分类号X196文献标识码A文章编号1002-2104（2018）08-0012-10DOI：10.12062/cpre.20180313 发生在2017年元旦前后的“跨年霾”可谓史无前例，多达24个城市先后发布红色预警，21个城市启动橙色预警，16个城市启动黄色预警，多地被迫出现学生放假、工厂停工等现象。在雾霾频发的同时，中国的经济增长速度也出现了明显的下滑，告别了以往高于8%的高增长时代，步入了持续低于7%的经济新常态。在此背景下，我国不仅面临着实现“2020年比2010年经济总量翻一番”这一经济增长目标的压力，而且也面临着生态环境红线不断逼近的压力。与此同时，2015年的十八届五中全会创造性地将绿色发展纳入中国未来经济与社会发展的五大理念之一，上升为国家发展战略，并成为《“十三五”规划纲要》的重中之重。为此，中国政府在总结多年的环保经验之后，改变了以往“行政命令有余，市场手段不足”的环保治理思路，提出采用市场化机制来治理环境污染，并在《全国生态保护“十三五”规划纲要》明确提出在2017年建立起全国范围内的跨省区交易市场的要求。2017年12月，国家发改委发布了《全国碳排放权交易市场建设方案（发电行业）》，全国碳市场正式启动。可见，采用市场化交易机制已经成为中国政府治理环境污染的重要手段。那么，市场化交易机制能否促进绿色发展？市场化交易机制通过哪些机制影响绿色发展？各机制所起到的作用如何？显然，对于这些问题的回答有利于客观地理解市场化交易机制与绿色发展之间的关系，从而为相关决策提供参考依据。 理论上来说，排污权交易手段通过激励企业的自身减排动力能够形成一种正确的经济激励，倒逼绿色生产技术进步，从而实现经济发展和环境改善的双赢。然而，现实中的市场化交易机制并不完美，交易成本、信息不完全等问题直接影响到市场化交易机制的有效性。因此，采用经验性证据来验证现实中市场化交易的有效性具有重要意义。纵观中国市场化交易机制在环境问题上的实际应用，迄今为止只有二氧化硫排污权交易机制和二氧化碳排放权交易机制进行了相关的试点工作。其中，始于2013年的二氧化碳排放权交易机制已成为时下最为热点的话题，但在数据上相对欠缺，难以进行有效的实证分析；而始于2002年的二氧化硫排污权交易试点政策在中国实行了十几年时间，可以为实证分析提供足够的经验数据。此外，二氧化硫作为雾霾的三大主要元凶之一，是中国环境污染治理的重中之重。因此，本文研究中国二氧化硫排污权交易机制对绿色发展的影响及其作用机制，不仅可以为现存的二氧化硫排污权交易是否有效提供经验证据，而且也可以给现存的二氧化硫排污权交易和即将运行的全国碳交易市场提供经验启示。 傅京燕等：排污权交易机制对绿色发展的影响中国人口·资源与环境2018年第8期1文献综述 排污权交易机制是一种具体的环境规制形式，绿色发展体现着经济发展和环境污染之间的关系。两者的学理基础来自著名环境经济学家Porter[1]提出的波特假说。在波特假说出现以前，新古典经济学对环境规制与经济增长的认识一直占据着主流地位，认为：环境规制能够显著抑制环境污染问题，但随之而来给企业增加的治污成本会削弱其国际竞争力而阻碍经济增长。波特假说认为恰到好处的环境规制能够通过激励技术进步从而促进经济增长，有力地批判了新古典经济学对环境规制与经济增长的观点。时至今日，国内外学者对波特假说的研究热度不减，但至今仍存在诸多争议。 大多數文献支持了波特假说。Porter和Linde[2]认为：环境规制提高了企业的环保意识，促使企业更加高效利用资源，给企业带来创新动力，进而通过提升技术水平而带来新的竞争优势。Ambec和Barla[3]、Ambec和Barla[4]则从企业经营者行为角度分析了波特假说，指出：环境规制激励企业经营者促进技术创新。另外一些学者采用实证分析的方法支持了波特假说。例如，Cecere和Corrocher[5]采用欧洲国家层面的面板数据发现，越严格的环境规制对技术创新的作用越强。与此同时，也有学者采用中国数据分析支持了波特假说。例如，王兵和刘光天[6]以绿色全要素生产率来衡量绿色生产技术，采用省级面板数据证明了环境规制能够促进绿色生产技术进步。 一部分文献否定了波特假说。Palmer等[7]认为波特假说并不具有普适性，其理由如下：第一，经典的理性人假说要求企业总是能够从利益最大化的角度做出最优生产决策，因此并不依赖政府对环境的管制；第二，波特假说的提出者和支持者中相当一部分人都是采用案例分析的方法，其严谨性显得不够；第三，波特假说强调的是合理的环境规制，但是对环境规制的合理性评判标准却避而不谈。这种观点也得到了不少文献的支持，例如Jaffe等[8]认为机会成本等因素会使得现实中企业往往难以处于最有效率的生产边界，从而环境规制的非效率现象常常存在，无法起到促进技术进步的作用。Simpson和Bradford[9]通过反证法进行分析，认为“企业创新并不一定依赖环境规制的激励作用”。以尤济红和王鹏[10]为代表的国内文献也发现波特假说在中国并不存在。 少数文献认为环境规制对技术进步、竞争力的作用存在不确定性，或者说波特假说具有条件性。Greaker[11]认为不够严格的环境规制会使得企业不大可能去追求较高的价格加成率来弥补环境规制带来的成本，相反严格的环境规制将迫使企业去追求更高的价格加成率来抵消环境支出成本。Lanoie等[12]研究发现：当期的环境规制并不能促进全要素生产率的提高，而环境规制的滞后项却符合了波特假说。此外，李斌等[13]认为环境规制对绿色生产技术进步的作用具有门槛效应，Rexhuser和Rammer[14]、张平等[15]认为不同类型的环境规制之间的异质性直接影响着波特假说的存在性。 正如前文所述，波特假说认为恰到好处的环境规制能够通过激励技术进步促进经济增长。由此可见，国内外学者们主要集中在环境规制与技术进步的关系研究上，对环境规制能否促进经济增长这一问题的研究较为缺乏。涂正革和谌仁俊[16]则进一步将环境规制能否兼顾经济增长和环境改善的双赢为波特效应，当环境规制兼顾经济增长和环境改善时意味着波特效应存在，反之则说明波特效应不存在。借助于这一思想，本文将绿色发展这一理念融入到波特假说和波特效应中。绿色发展意味着经济活动的生产技术进步在促进产出增长的同时需要减少污染排放（即实现绿色生产技术进步），只有不断提升绿色生产技术才能实现环境改善和经济增长的双赢。从这一意义来看，绿色生产技术是实现环境改善和经济增长双赢的途径，而实现环境改善和经济增长双赢是绿色发展的最终目的。因此，本文将绿色生产技术视为绿色发展方式，而把环境改善和经济增长双赢视为绿色发展效应。在此基础上，本文采用主流的政策评估方法就中国二氧化硫排污权交易机制对绿色发展方式和绿色发展效应的影响及其作用机制进行了实证检验。其中，中国二氧化硫排污权交易机制对应着具体的环境规制，中国二氧化硫排污权交易机制与绿色发展方式、绿色发展效应之间的关系检验可以验证波特假说、波特效应的存在性。相比以往研究，本文可能的创新之处如下：①鲜有文献就排污权交易机制与绿色发展这一重要问题展开实证研究，本文以中国二氧化硫排污权交易这一具体环境规制政策为研究对象，从波特假说、波特效应两个维度进行了实证检验，并且进一步验证了其作用机制；②在绿色发展的衡量指标上，本文区分了绿色发展方式和绿色发展效应，采用绿色全要素生产率、单位GDP污染物排放强度分别衡量绿色发展方式和绿色发展效应，更加清晰全面地测度了绿色发展水平。 2政策背景与模型构建 2.1中国二氧化硫排污权交易的政策背景 至今为止，中国二氧化硫排污权交易经历了十多年的发展历程。“十五”时期中国政府提出了“到2005年全国二氧化硫排放量比2000年下降10%，控制在1 800万t以内”的总量减排目标。为实现这一目标，中国先后启动了二氧化硫排污交易试点项目，如太原市政府与亚洲开发银行合作，试行覆盖全市范围的二氧化硫排污权交易试点，南通市与美国环保协会合作的南通市排污权交易项目等等。2001年3月，中国环保部门与美国环保协会进行了进一步的合作，扩大了原有的试点，推行了相关的示范工作。同年9月，江苏南通达成了第一个二氧化硫排污权交易协议，开启中国二氧化硫排污权交易的历史先河。在这些试点项目和交易案例的经验积累下，中国环保总局于2002年3月发布《关于开展“推动中国二氧化硫排放总量控制及排污交易政策实施的研究项目”示范工作的通知》，明确指出在上海、天津、山东、江苏、河南、山西等6个省级行政区和柳州市开展二氧化硫排放总量控制及排污权交易试点工作。时至今日，中国政府一直延续了这一制度。 2.2计量模型构建 本文将中国二氧化硫排污权交易视为一次“自然实验”，并将样本分为受到政策影响的处理組（实施二氧化硫排污权交易的地区）与没有受到该项政策影响的控制组（未实施二氧化硫排污权交易的地区）。具体而言，在数据可获得性的基础上，本文将上海市、天津市、山东省、江苏省、河南省、山西省等6个省级行政区设定为实验组，而把剩余地区设定为控制组。由于中国从2002年开始实行二氧化硫排污权交易试点政策，因此本文以2002年为时间节点，即1998—2001年为实施前、2002—2014年为实施后。这样就可以通过对比处理组与控制组在两期的变化来评估这一政策的效果。具体的基准回归模型为： GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi× YEARt）+μit（1） 其中，i表示地区，t代表时间。GD代表绿色发展；POLICYi代表地区虚拟变量，POLICYi=1表示地区i实行了二氧化硫排污权交易，POLICYi=0表示i地区没有实行二氧化硫排污权交易；YEAR代表时间虚拟变量，YEAR=1表示t时期实行了二氧化硫排污权交易，YEAR=0表示t时期没有实行二氧化硫排污权交易；μ为扰动项。 模型（1）虽然可以有效解决样本选择偏误问题，但是却存在遗漏变量的可能。为此，本文在模型（1）的基础上增加一系列控制变量。由于本文的解释变量为绿色发展水平，因此本文参考以往文献将研发投入强度、技术引进、治污投入、要素禀赋结构、产业结构、能源结构等直接和间接影响绿色发展水平的关键变量作为控制变量，得到模型（2）。 GDit=β0+β1POLICYi+β2YEARt+β3（POLICYi× YEARt）+∑βjControljit+μit（2） 其中，j表示第j个控制变量，Control代表研发投入强度、技术引进、治污投入、要素禀赋结构、产业结构、能源结构等控制变量，其他变量的含义跟模型（1）类似。 3实证分析 3.1指标选取与数据来源 （1）绿色发展方式。考虑到本文以中国二氧化硫排污权交易试点政策为研究对象，因此在参考以往文献的基础上，本文以GDP为好产出，以二氧化硫排放量为坏产出，然后以资本存量K、劳动投入L、能源投入E等为投入变量，借鉴陈超凡[17]的测算方法构建了曼奎斯特-卢恩伯格指数来衡量绿色生产技术进步，记为GTFP。其中，曼奎斯特-卢恩伯格指数越大代表绿色生产技术水平越高。具体来说，当中国二氧化硫排污权交易机制提高了绿色全要素生产率意味着波特假说存在，反之则说明波特假说并不存在。 （2）绿色发展效应。本文采用二氧化硫排放强度来代表绿色发展效应，即单位GDP二氧化硫排放量，记为SI。二氧化硫排放强度的下降与否体现经济增长和环境改善能否实现双赢，从而能够发映出绿色发展效应的存在性。具体来说，当中国二氧化硫排污权交易机制使得二氧化硫排放强度下降意味着其导致了绿色发展效应，下降程度越大代表绿色发展效应越强；反之则没有带来绿色发展效应。 （3）控制变量。在参考陈超凡[17]、万伦来等[18]研究的基础上，本文选取了研发强度、技术引进、治污投入、要素禀赋、产业结构、能源结构等直接和间接影响绿色发展的重要变量作为控制变量，相应的指标选择如下：①研发强度，选取研究与试验发展经费内部支出与GDP之比来衡量，记为RD；②技术引进，由于技术引进主要是以外商直接投资的形式实现，因此选取固定资产投资中外资直接投资所占比重来衡量，记为FI；③治污投入，本文主要分析的是二氧化硫排放，囿于数据的可获得性，选取了治理废气投资额占GDP比重来衡量治污投入，记为EP；④要素禀赋，由于资本密集型产品的排污强度远远高于劳动密集型产品的排污强度，因此选取资本劳动比率来衡量要素禀赋，记为KL；⑤产业结构，由于第二产业的排污强度远远高于第一产业和第三产业的排污强度，因此选取第二产业产值占GDP的比重来衡量产业结构，记为STR；⑥能源结构，选取化石能源消费量占能源消费总量的比重来衡量能源结构，记为FE。 在数据可获得性的基础上，本文采用了1998—2014年30个省级行政区的面板数据（不含西藏、港澳台地区）。原始数据来源如下：GDP、劳动投入量（用从业人数来表示）、第二产业增加值、外商直接投资额来自历年《中国统计年鉴》，二氧化硫排放量、治理废气投资额来自历年《中国环境统计年鉴》，能源投入（能源消费量）来自历年《中国能源统计年鉴》；物质资本存量、化石能源占比来自北京理工大学能源与环境经济政策中心iNEMS数据库；R&D;投入资金来自历年《中国科技统计年鉴》。 3.2试点前后的简单对比分析 本文将样本分为两个阶段（1998—2001年为非试点时期、2002—2014年为试点时期）来分别考察主要变量在试点地区和非试点地区的均值变化情况，具体见表1。 为更加直观地体现试点地区和非试点地区各变量在试点时间和非试点时间的均值变化情况，本文采用比值法来进行衡量。以绿色全要素生产GTFP变量为例，首先计算出非试点时期试点地区GTFP与非试点地区GTFP的比值，然后计算试点时期试点地区GTFP与非试点地区GTFP的比值，最后将试点时期的比值与非试点时期的比值做差。当这一差值为负数时，表明中国二氧化硫排污权交易试点使得试点地区与非试点地区GTFP之比变小了；当这一差值为正数时，表明中国二氧化硫排污权交易试点使得试点地区与非试点地区GTFP之比变大了。由此，可以初步反映出中国二氧化硫排污权交易这一政策对各变量的影响。 从被解释变量的两大衡量指标来看，试点地区和非试点地区的绿色生产技术水平有所提高而二氧化硫排放强度有所下降。其中，试点地区的绿色生产技术在试点前后都高于非试点地区，试点地区的二氧化硫排放强度在试点前后都低于非试点地区。从具体的数值差距来看，非试点时期试点地区的绿色生产技术比非试点地区仅仅高出0.23%（相差无几），试点之后这一超出比例为7.92%，扩大了7.69%；非试点时期试点地区的二氧化硫排放强度比非试点地区低7.72%，试点之后这一比例则为29.66%，扩大了21.94%。这初步表明，中国二氧化硫排污权交易提升了试点地区的绿色生产技术进步，并降低了其二氧化硫排放強度。需要说明的是，这仅仅是在不控制其他重要影响因素的情况下的简单对比分析，中国二氧化硫排污权交易是否真正促进了试点地区的绿色生产技术进步还有待更加严格的实证检验。从控制变量来看，试点地区的资本劳动比率、第二产业比重、固定资产投资中外资比重、化石能源占比、R&D;投资占GDP比重、治理废气投资占GDP比重等衡量指标在试点前后均高于非试点地区。从数值差距来看：对于资本劳动比率、第二产业比重、固定资产投资中外资比重等三个指标而言，试点之后试点地区与非试点地区的差距有所缩小；对于化石能源占比、R&D;投资占GDP比重、治理废气投资占GDP比重等三个指标而言，试点之后试点地区与非试点地区的差距有所扩大。 3.3回归分析 为了便于横向比较各变量系数的大小，本文对非虚拟变量先进行了倍数放大处理，然后进行对数化处理。这样就可以直观地分析各变量对因变量的弹性大小，进而可以比较各变量之间的作用大小。由此，本文采用双重差分法和双重差分倾向性匹配得分法就中国二氧化硫排污权交易对绿色生产技术、二氧化硫排放强度的影响及其作用机 制进行了回归分析。 3.3.1双重差分法回归分析 （1）排污权交易与绿色发展方式的双重差分法分析。表2是采用双重差分法分析排污权交易对绿色生产技术的影响结果。模型（1）是不包含任何控制变量的基准模型，从模型（2）到模型（7）依次增加了要素禀赋结构、产业结构、能源结构、研发强度、治污投入、技术引进等控制变量。由表2可以看出：模型（1）到模型（7）在依次增加控制变量的过程中核心解释变量POLICY×YEAR的显著性和系数符号均没有发生根本性的变化，并且大部分解释变量的系数符号也没有发生变化。此外，模型（1）到模型（7）在依次增加控制变量的过程中可决系数也在不断变大，并且在包含最多控制变量的模型（7）中各变量通过了显著性检验。这表明模型的估计结果比较稳健。 从本文最为关心的核心解释变量来看，其回归系数在5%水平上显著为正，这表明中国二氧化硫排污权交易机制实施后显著促进了试点地区的绿色生产技术进步。从系数的大小来看，中国二氧化硫交易机制实施后试点地区的绿色生产技术水平提高了0.8%。然而，通过与其他变量的回归系数进行横向比较可知，这一系数相对较小。换句话说，中国二氧化硫排污权交易机制实施后确实提升了试点地区的绿色生产技术水平，但作用相对较小。这在一定程度上支持了波特假说。 从控制变量来看，要素禀赋结构、产业结构、化石能源占比等三个变量分别在1%、1%、10%的水平上显著为负。这表明，要素禀赋结构呈现资本劳动比越高的地区越制约着绿色生产技术的进步。随着我国工业化程度的不断推进，资本劳动占比不断攀升，并且呈现粗放式增长的特征。由于资本密集型产品的清洁度低于劳动密集型产品，因而在这一粗放式工业化发展过程中资本劳动比的提高势必 会直接降低绿色生产技术水平。就产业结构变量而言，第二产业占比越高越不利于绿色生产技术进步。在三次产业中第二产业的污染相对最大，较高的二产占比意味着相同国内生产总值下污染排放越高，从而绿色生产技术水平越低。从能源结构变量来看，化石能源占比越高越不利于绿色生产技术进步，这也符合化石能源属于污染性能源的客观事实。 与此同时，研发强度、治污投入、技术引进等三个控制变量依次在1%、1%、5%的水平上显著为正。这说明，在现有基础上进一步提高研发强度、增加治污投入、引进外资可以促进绿色生产技术进步。企业研发投入经费增加能够直接推动技术进步，这直接使得企业在单位产值上投入的要素数量更少，污染排放也随之降低，即提升了绿色生产技术水平。增加治污投入，则可以从生产过程和末端处理两方面直接消纳一部分污染物产生量，从而直接减少了单位产值下污染物的最终排放量。一方面，相比内资而言，外资往往具有相对先进的生产技术，意味着在同等产值下外资企业的要素投入更少，从而相应产生的污染物就相对更少；另一方面，内资企业由于遭受外资企业先进技术的挑战，往往会通过加大技术研发投入和模仿学习外资企业生产技术等方式提升自己的生产技术，从而也会提升自身的绿色生产技术。从各变量回归系数的横向比较来看，研发强度、治污投入、技术引进、核心解释变量POLICY×YEAR对绿色生产技术的正向促进作用依次减弱，而要素禀赋结构、化石能源占比、产业结构对绿色生产技术的负向抑制作用依次减弱。 （2）排污权交易与绿色发展效应的双重差分法分析。表3是采用双重差分法分析排污权交易对二氧化硫排放强度的影响结果。为了考察各变量回归系数的稳健性，在具体的回归中也采用了逐步引入控制变量的方法。其中， 模型（1）是不包含任何控制变量的基准模型，从模型（2）到模型（7）依次增加了要素禀赋结构、产业结构、化石能源占比、研发强度、治污投入、技术引进等控制变量。 由表3不难看出：模型（1）到模型（7）在依次增加控制变量的过程中核心解释变量POLICY×YEAR的显著性和系数符号均没有发生根本性的变化，并且大部分解释变量的系数符号也没有发生变化。此外，模型（1）到模型（7）在依次增加控制变量的过程中可决系数也在不断变大，并且在包含最多控制变量的模型（7）中各变量通过了显著性检验。这表明模型的估计结果比较稳健。 从本文最为关心的核心解释变量POLICY×YEAR来看，其回归系数在1%水平上显著为负，这表明中国二氧化硫交易机制实施后显著降低了试点地区的二氧化硫排放强度。从系数的大小来看，中国二氧化硫交易机制实施后试点地区的二氧化硫排放强度下降了0.9%。通过与其他解释变量系数的对比，不难发现：核心解释变量POLICY×YEAR的回归系数在数值上远远小于其他变量。这表明，中国二氧化硫交易机制导致了波特效应，但其作用较弱。这一研究发现与闫文娟和郭树龙[19]的研究结论较为一致。 从控制变量来看，研发强度、治污投入、技术引进等三个控制变量依次在1%、5%、1%的水平上显著为负。这说明，在现有基础上，继续提高研发强度、增加治污投入、引进外资有利于进一步降低二氧化硫排放强度。与此同时，要素禀赋结构、产业结构、化石能源占比等三个变量均在1%的水平上显著为正。这表明，要素禀赋结构越高、第二产业占比越大、化石能源占比越高会阻碍二氧化硫排放强度的下降。这与资本越密集污染越重、第二产业在三次产业中污染最重、化石能源排污程度高于非化石能源的客观事实相符合。从各变量回归系数的横向比较来看，化石能源占比、要素禀赋结构、产业结构对二氧化硫排放强度下降的阻碍作用依次减弱，而研发强度、治污投入、技术引进、核心解释变量POLICY×YEAR对二氧化硫排放强度 正如前文所述，双重差分法假设在没有实行该政策时实验组与控制组的因变量变化趋势一样，即实验组和控制组具有同质性。然而，这一假设并不能在现实中得到满足。为此，本文采用双重差分倾向性得分匹配法进行稳健性检验，具体思路为：采用Logit模型，以POLICY为因变量，以资本劳动比率、第二产业占比、化石能源占比、研发强度、治污投入、技术引进等变量作为相应的协变量，然后采用Kernel核匹配法进行样本匹配。由此，本文得到了匹配之后的平衡性检验结果，具体见表4。 由表4不难看出，各变量的t统计量都不显著，即接受实验组与控制组无系统差异的原假设。这表明这一匹配结果是有效的，即适合采用双重差分倾向性得分匹配法来进行估计。由此，本文采用双重差分倾向性得分匹配法从绿色生产技术和二氧化硫排放强度两个维度进一步分析中国二氧化硫排污权交易对绿色发展的影响，具体结果见表5。其中，模型（1）和模型（2）是以绿色生产技术为因变量，模型（1）不包含任何控制变量，而模型（2）包含了控制变量；模型（3）和模型（4）是以二氧化硫排放强度为因变量，模型（3）不包含任何控制变量，而模型（4）则包含了控制变量。 由表5不难看出，以绿色生产技术为因变量的模型（1）和模型（2）的核心解释变量POLICY×YEAR均在1%的水平上显著为正，而以二氧化硫排放强度为因变量的模型（3）和模型（4）的核心解释变量POLICY×YEAR也都在 1%的水平上顯著为负。进一步将其与表2、表3进行对比，不难发现其系数在数值上也相差无几。这再次表明，中国二氧化硫交易机制实施后虽然促进了绿色发展，但作用甚微。由此可见，这一研究结论具有较好的稳健性。 3.4進一步的机制检验 上述分析结果表明：中国二氧化硫排污权交易机制实施后虽然促进了绿色发展，但对绿色生产技术的促进作用和二氧化硫排放强度的抑制作用分别为0.8%、0.9%，其作用甚微。那么，究竟是什么因素导致中国二氧化硫排污权交易机制对绿色发展的作用甚微呢？为此，本文借鉴刘瑞明和赵仁杰[20]的思路，分别以上述控制变量为因变量，采用双重倍差法进一步估计中国二氧化硫排污权交易机制对这些控制变量的影响，相应的回归结果见表6。由表6不难看出，以要素禀赋结构、研发强度为因变量的模型中，核心解释变量POLICY×YEAR均在1%的水平上显著为正，即表明中国二氧化硫排污权交易机制在一定程度提高了试点地区的资本劳动比和研发投入。在以产业结构、能源结构、治污投入、技术引进为因变量的模型中，核心解释变量POLICY×YEAR分别在5%、5%、10%、1%的水平上显著为负，即表明中国二氧化硫排污权交易机制在一定程度降低了试点地区的二产占比、化石能源占比、治理废气投资额，并且在一定程度上抑制了外资的进入。 根据前文的分析结果，研发强度、治污投入、技术引进促进了绿色生产技术进步并降低了二氧化硫排放强度，即提高研发强度、增加治理废气投资额、吸引外资进入均促进了绿色发展；要素禀赋结构、产业结构、能源结构抑制了绿色生产技术进步并阻碍了二氧化硫排放强度的下降，即提高资本劳动比、第二产业比重、化石能源占比阻碍了绿色发展。 由此可知，从研发强度、治污投入、技术引进等三个变量来看，中国二氧化硫排污权交易机制通过促进研发强度的提高而促进绿色发展，而通过抑制治污投入、技术引进而削弱其对绿色发展的促进作用。从要素禀赋结构、产业结构、能源结构等三个变量来看，中国二氧化硫排污权交易机制通过提高资本劳动比而增强了其对绿色发展的抑制作用，而通过降低二产占比、化石能源占比而降低了其对绿色发展的负面影响。 4结论与政策建议 本文以1998—2014年30个省级行政区的面板数据为基础，采用双重差分法和双重差分倾向性得分匹配法实证检验了中国二氧化硫排污权交易对绿色发展的影响及其作用机制。结果发现：①中国二氧化硫排污权交易机制实施后虽然促进了绿色发展，但作用甚微，即在一定程度上支持了波特假说；②研发强度、治污投入、技术引进促进了绿色发展，而要素禀赋结构、产业结构、能源结构则阻碍了绿色发展；③中国二氧化硫排污权交易机制通过促进研发强度的提高而促进绿色发展，而通过抑制治污投入、技术引进而削弱其对绿色发展的促进作用；④中国二氧化硫排污权交易机制通过提高资本劳动比而增强其对绿色发展的抑制作用，而通过降低二产占比、化石能源占比而减少其对绿色发展的负面影响。根据本文研究结论可得到如下政策建议： （1）采取有力措施使排污权交易机制充分发挥其“看 不见的手”的功能：①建立更大范围的跨区域排污权交易市场。由于排污权交易机制建立在不同交易主体边际减排成本存在差异的基础上，因此形成更大范围的跨区域交易机制，可以进一步增强排污权交易机制的价格激励作用。②通过机制设计发挥排污权交易机制与环保税的协同作用。在环保税已经开征的背景下，政府部门可以通过恰当的制度设计使排污权交易机制与环保税之间发挥协同作用，充分发挥“看不见的手”在配置环境资源中的作用，实现环境资源的优化配置，使各种环境政策工具如排污许可与总量、环评、环境保护税、排污权交易等制度有效衔接。 （2）进一步增加绿色生产技术方面的研发投入，增加治理投入，加大力度吸收绿色生产技术领域的外资。作为“十三五”规划五大发展理念之一的绿色发展是推进生态文明建设的基本途径和方式，也是转变经济发展方式的重点任务和重要内涵。经济活动过程的“绿色化”作为绿色发展的主要途径，对应着本文的绿色生产技术，因此采取有力措施提高绿色生产技术可以实现绿色发展。 （3）提高要素禀赋结构、产业结构、能源结构的清洁化程度。根据前文分析，无论是非试点地区还是试点地区，资本劳动比的平均值经过了2到3倍的提高，第二产业比重的平均值都提高了6个百分点左右，化石能源占比始终在90%左右。本文的实证结果表明，这三个指标的提高都会抑制绿色发展，因此只有促使要素禀赋结构、产业结构、能源结构清洁化才能从源头上实现绿色发展。 （编辑：刘照胜） 参考文献（References） [1]PORTER M E. 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