（山東財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014）

一、引言

伴隨著工業(yè)的快速發(fā)展和人口的不斷增長(zhǎng)，嚴(yán)重的環(huán)境污染問題相繼出現(xiàn)，而我國(guó)最大的環(huán)境污染問題是大氣污染，尤其是SO2污染[1]。亞洲開發(fā)銀行在2012 年調(diào)查顯示全球范圍內(nèi)10 個(gè)污染最嚴(yán)重的城市有7個(gè)來自中國(guó)[2]，中國(guó)已成為世界上排放SO2最多的國(guó)家[3]。根據(jù)《2018 年中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)》，2018 年我國(guó)338 個(gè)地級(jí)市中有121 個(gè)地級(jí)市空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)，僅占全部地級(jí)市的35.8%。面對(duì)日益嚴(yán)重的環(huán)境污染問題，近年來我國(guó)提倡使用市場(chǎng)化環(huán)境規(guī)制政策改善環(huán)境[4]，并進(jìn)行了積極實(shí)踐。2002 年由美國(guó)環(huán)境保護(hù)協(xié)會(huì)和我國(guó)國(guó)家環(huán)境保護(hù)總局在河南省、江蘇省、山西省、山東省、柳州市、天津市、上海市以及中國(guó)華能集團(tuán)公司推進(jìn)排污權(quán)交易政策。從2007 年開始，國(guó)家發(fā)改委、生態(tài)環(huán)境部、財(cái)政部先后批復(fù)了江蘇省、重慶市、河北省、湖北省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、河南省、浙江省、湖南省、山西省、陜西省、天津市11 個(gè)省市開展排污權(quán)交易政策試點(diǎn)。自此，排污權(quán)交易政策的減排效應(yīng)成為學(xué)者們研究的熱點(diǎn)問題。理論上環(huán)境規(guī)制政策關(guān)心的是環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平衡。

基于此，本文旨在分析SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否具有可持續(xù)性，尤其是創(chuàng)新的引領(lǐng)方面。重點(diǎn)研究SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平有何影響，是否能夠?qū)崿F(xiàn)“波特假說”，這對(duì)于SO2排污權(quán)交易政策在全國(guó)實(shí)施具有重要啟示意義。

二、文獻(xiàn)綜述及理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

環(huán)境規(guī)制能否激勵(lì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新一直是環(huán)境領(lǐng)域、創(chuàng)新領(lǐng)域以及經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)問題。新古典理論認(rèn)為在技術(shù)水平、資源配置固定不變的情況下，環(huán)境規(guī)制政策增加生產(chǎn)成本使企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平降低[5]，而“波特假說”認(rèn)為合理的環(huán)境規(guī)制政策可以倒逼企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)方式、生產(chǎn)流程、生產(chǎn)工藝等的改變，激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，部分甚至完全抵消遵循成本[6-7]。回顧國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于環(huán)境規(guī)制創(chuàng)新效應(yīng)的實(shí)證研究，大致分三種觀點(diǎn)。一是促進(jìn)論，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策可以促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[8]。二是抑制論，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策會(huì)加重企業(yè)治理污染負(fù)擔(dān)，進(jìn)而不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[9-10]。三是不確定論，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響具有非線性，可能呈現(xiàn)U 型、倒U 型、N 型等特征，或存在門檻效應(yīng)[11-12]。

隨著研究的進(jìn)一步深入，越來越多學(xué)者開始關(guān)注環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的政策影響[13]。利用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)或能源市場(chǎng)價(jià)格來定義環(huán)境規(guī)制。如Jaffe 等[14]認(rèn)為交易許可等市場(chǎng)化規(guī)制政策可以顯著提升創(chuàng)新水平。Johnstone 等[15]研究了25 國(guó)的專利數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：可交易的能源許可證制度有利于刺激技術(shù)創(chuàng)新。

排污權(quán)交易政策屬于市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制政策的一種，已引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注[16]。主要集中在國(guó)外排污權(quán)交易政策對(duì)我國(guó)的啟示[17]、排污權(quán)交易制度設(shè)計(jì)[18]以及排污權(quán)交易的環(huán)境、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[19]，其中碳排放交易權(quán)的研究更為豐富[20]。劉曄等[21]采用三重差分法驗(yàn)證碳排放交易試點(diǎn)政策可以刺激更多的企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。而SO2排污權(quán)交易政策的研究相對(duì)較少，主要集中在減排效應(yīng)上[22]。李永友等[23]對(duì)2007年SO2排污權(quán)交易政策的有效性進(jìn)行分析，采用傾向得分倍差法實(shí)證表明SO2排污權(quán)交易政策可以有效降低SO2排放量。

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)關(guān)于排污權(quán)交易試點(diǎn)政策創(chuàng)新效應(yīng)的研究多集中在碳排放權(quán)交易上，少有文獻(xiàn)將SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新納入同一研究框架。本文利用雙重差分法厘清了排污權(quán)試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。更重要的是從企業(yè)所有制類型視角分析排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)策略性創(chuàng)新和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響，這對(duì)于市場(chǎng)化環(huán)境規(guī)制政策定量評(píng)估和國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新改革具有重要啟示意義。

（二）理論分析

在“波特假說”框架下合理的環(huán)境規(guī)制政策可以誘發(fā)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而帶來創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。SO2排污權(quán)交易政策是指在區(qū)域允許的SO2排放容量下，政府部門限定各區(qū)域最大排污總量上限，在此基礎(chǔ)上分割成若干等量排放量，即為SO2排污許可配額。每個(gè)企業(yè)都有SO2排放量上限，如果企業(yè)實(shí)際排放超過上限，則需購(gòu)買排污許可配額；如果企業(yè)實(shí)際排放量沒有超過上限，則可以賣出配額獲取收益。實(shí)施SO2排污權(quán)交易政策之前，政府對(duì)SO2排放量限制措施較少，對(duì)于SO2排放量高的企業(yè)來說，SO2排放量約束較少。實(shí)施SO2排污權(quán)交易政策之后，政府通過分配SO2排污許可配額控制企業(yè)的污染排放量，這就意味著減排約束更為嚴(yán)格。實(shí)施排污權(quán)政策之前企業(yè)沒有動(dòng)力主動(dòng)實(shí)施減排，假定在最優(yōu)產(chǎn)量情況下企業(yè)SO2排放量為T，政府向企業(yè)發(fā)放M 單位SO2排污許可配額，因此企業(yè)的減排約束為T-M。假定SO2排污許可配額價(jià)格為P，實(shí)施排污權(quán)交易政策后增加企業(yè)成本（T-M）×P。除了購(gòu)買排污許可配額方式外，企業(yè)還可以加大研發(fā)投入實(shí)現(xiàn)低硫技術(shù)等技術(shù)創(chuàng)新，這不僅可以降低邊際減排成本，還可以省去購(gòu)買配額的支出。

因此提出本文假定1：實(shí)施SO2排污權(quán)交易政策可以促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。

部分文獻(xiàn)中將專利申請(qǐng)數(shù)量作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，較少?gòu)膭?dòng)機(jī)的角度討論創(chuàng)新類型。排污權(quán)交易政策的創(chuàng)新效應(yīng)是為了獲取利益的一種策略行為還是為了保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，是值得深入探討的領(lǐng)域。本文基于企業(yè)創(chuàng)新行為的視角，參照黎文靖等[24]的做法，將企業(yè)創(chuàng)新分為策略性創(chuàng)新和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。若只有非發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量增加，忽略了“質(zhì)量”稱之為策略性創(chuàng)新，若“高質(zhì)量”的發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量增加，則稱為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。SO2排污權(quán)交易政策對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正向影響主要源于倒逼機(jī)制，即由于政府實(shí)施排污權(quán)交易政策后企業(yè)被迫進(jìn)行創(chuàng)新。基于現(xiàn)實(shí)的生存壓力，企業(yè)會(huì)主動(dòng)進(jìn)行工藝和產(chǎn)品改革，因此排污權(quán)交易政策在一定程度上促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，而在排污權(quán)交易政策下，企業(yè)為了“尋扶持”誘發(fā)策略性創(chuàng)新。這是由于專利申請(qǐng)數(shù)量是尋求政府補(bǔ)貼的重要指標(biāo)，企業(yè)通過增加策略性創(chuàng)新來獲取部分政府補(bǔ)貼。基于此，提出本文假定2：SO2排污權(quán)交易政策可以提高企業(yè)的策略性創(chuàng)新和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響以及影響機(jī)制可能因企業(yè)所有制類型和創(chuàng)新類型等的不同而存在差異。國(guó)有企業(yè)獨(dú)有的特殊性可能使地方政府更容易偏袒其SO2排放的行為，這使得國(guó)有企業(yè)自主創(chuàng)新的動(dòng)力不足，創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)被削弱[25]。因此提出本文假定3：與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受SO2排污權(quán)交易政策影響相對(duì)更大。

進(jìn)一步分析不同企業(yè)所有制類型下排污權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新的影響。由于國(guó)有企業(yè)較非國(guó)有企業(yè)來說在資源配置等方面有很大優(yōu)勢(shì)，尤其是政府補(bǔ)貼方面，這會(huì)導(dǎo)致政府雖然實(shí)行了排污權(quán)交易試點(diǎn)政策，但對(duì)國(guó)有企業(yè)影響不大，國(guó)有企業(yè)更多的是進(jìn)行策略性創(chuàng)新。而對(duì)于非國(guó)有企業(yè)來說，面對(duì)排污權(quán)交易政策時(shí)為了更好的生存發(fā)展，會(huì)化壓力為動(dòng)力積極主動(dòng)進(jìn)行創(chuàng)新?；诖耍岢霰疚募俣?：在排污權(quán)交易試點(diǎn)政策下，國(guó)有企業(yè)只提高了策略性創(chuàng)新，而非國(guó)有企業(yè)提高了策略性和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

三、模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

雙重差分法（DID）是一種政策分析工具，用于評(píng)估實(shí)施公共政策產(chǎn)生的因果效應(yīng)。其基本思想是將某項(xiàng)公共政策視為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，評(píng)估政策實(shí)施地區(qū)與政策未實(shí)施地區(qū)前后的凈影響效應(yīng)。本文采用雙重差分法，評(píng)估SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的影響效應(yīng)。

模型構(gòu)建過程如下，設(shè)置分組變量Group，實(shí)施排污權(quán)交易試點(diǎn)政策地區(qū)的企業(yè)Group=1，未實(shí)施排污權(quán)交易政策地區(qū)的企業(yè)Group=0。同時(shí)依據(jù)實(shí)施排污權(quán)交易政策的時(shí)間點(diǎn)設(shè)置時(shí)間變量Time，當(dāng)年份大于等于2007 時(shí)Time=1，否則Time=0。構(gòu)建實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中，i代表企業(yè)，t代表年份，TN代表企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，X代表各控制變量，μi代表個(gè)體效應(yīng)，λt代表時(shí)間效應(yīng)，β0表示截距頂，β1到β3表示各變量系數(shù)，θ為控制變量系數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。實(shí)證檢驗(yàn)過程中Groupi和Timet的系數(shù)被個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)吸收。Groupi × Timet的系數(shù)是本文主要關(guān)注對(duì)象，它衡量排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的因果效應(yīng)。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

各變量定義如下：（1）企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平TN：參照雷根強(qiáng)等[26]用企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量（lnApply）來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平。參照黎文靖等[24]用發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量（lnLApply）衡量實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，體現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的“質(zhì)變”；用實(shí)用新型（lnUApply）和外觀設(shè)計(jì)（lnDApply）的申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)的策略性創(chuàng)新，更多體現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的“量變”。由于個(gè)別企業(yè)的專利申請(qǐng)數(shù)量為0，在各類型企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)取對(duì)數(shù)之前，將企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量加1。（2）核心解釋變量：SO2排污交易權(quán)試點(diǎn)政策的實(shí)施（Group×Time）。其中政策虛擬變量（Group），當(dāng)實(shí)施排污交易權(quán)政策地區(qū)取1，其余取0。時(shí)間虛擬變量（Time），當(dāng)年份為2007 年及之后時(shí)取1，其余取0。（3）控制變量：本文參照譚靜等[27]選取控制變量，其中資產(chǎn)收益率（roa）用凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值衡量、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）用固定資產(chǎn)凈值與總資產(chǎn)比值衡量、固定資產(chǎn)占比（fixs）用固定資產(chǎn)凈值與總資產(chǎn)比值衡量、企業(yè)規(guī)模（lnasset）用總資產(chǎn)對(duì)數(shù)衡量以及員工人數(shù)（lnlabor）用上市公司員工人數(shù)的對(duì)數(shù)衡量。

本文選取上市公司工業(yè)企業(yè)作為研究對(duì)象，為了避免其他政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的干擾，本文選取SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策實(shí)施的前后5 年時(shí)間作為考察對(duì)象，即選取2002—2012 年。本文數(shù)據(jù)均來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，刪除年份不全的企業(yè)，采用插值法對(duì)個(gè)別缺失值進(jìn)行填補(bǔ)，研究樣本包含616 家工業(yè)企業(yè)，6 776 個(gè)觀測(cè)樣本。為減少異常值影響，對(duì)各連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的縮尾處理。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、SO2 排污權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實(shí)證分析

為了考察SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策是否以及怎樣影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，本文從以下三個(gè)方面進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：運(yùn)用單變量雙重差分法，對(duì)SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行初步考察；采用雙重差分法，加入企業(yè)層面的控制變量，進(jìn)一步對(duì)SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行考察；為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別從平行性假設(shè)檢驗(yàn)，時(shí)間反事實(shí)檢驗(yàn)，縮短時(shí)間窗口檢驗(yàn)，傾向得分匹配等各個(gè)角度進(jìn)行分析。

（一）排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響：?jiǎn)巫兞侩p重差分結(jié)果

將試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)設(shè)為實(shí)驗(yàn)組（treat），非試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)設(shè)為對(duì)照組（control）。Before代表SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策實(shí)施之前的時(shí)期（2002—2006），After代表SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策實(shí)施之后的時(shí)期（2007—2012）。本文分別計(jì)算treat組和control組企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平在Before和After期間的均值。采用t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量考察treat組與control組企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平在排污權(quán)交易政策實(shí)施前后的差異性，結(jié)果如表2 所示。

表2 單變量雙重差分檢驗(yàn)

表2 顯示control組企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新均值在實(shí)施排污權(quán)交易政策之前為0.883，實(shí)施政策之后為0.853，在實(shí)施政策前后企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新均值差異不顯著，說明對(duì)照組在實(shí)施政策前后企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平?jīng)]有明顯變化。而treat組企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平均值在實(shí)施排污權(quán)交易政策之前為1.629，實(shí)施政策之后為1.724，實(shí)驗(yàn)組在實(shí)施政策前后企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新均值差異在10%的水平上顯著。整體來看，相比control組，排污權(quán)交易政策實(shí)施導(dǎo)致treat組的技術(shù)創(chuàng)新水平顯著提高，政策效應(yīng)為0.124。

（二）排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響：雙重差分回歸結(jié)果

上一小節(jié)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，SO2排污權(quán)交易政策實(shí)施之后，與control組相比，treat組企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平顯著提高。但單變量雙重差分沒有控制其他影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的因素，為了更好識(shí)別排污權(quán)交易政策影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的因果效應(yīng)，本小節(jié)運(yùn)用雙重差分法，引入企業(yè)杠桿率（lev）、固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（fixs）、資產(chǎn)收益率（roa）等企業(yè)特征變量。

結(jié)果如表3 所示。（1）列中沒有加入控制變量，Group × time系數(shù)為0.116 且在1%水平下顯著，（2）列中加入控制變量，Group × time系數(shù)為0.125 且在1%水平下顯著，結(jié)果表明在雙固定效應(yīng)下，SO2排污權(quán)交易政策實(shí)施后顯著增加了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平。

表3 雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行性趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分估計(jì)量一致有效性前提是平行性趨勢(shì)假設(shè)成立，即control組和treat組的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平在SO2排污權(quán)交易政策實(shí)施之前趨勢(shì)變動(dòng)一致。本文在基礎(chǔ)回歸方程中加入是否實(shí)施政策虛擬變量與政策實(shí)施前時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)，評(píng)估排污交易權(quán)政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)?；貧w方程如下：

在（2）式中，Groupi ×yeart-j為政策實(shí)施前第j年的虛擬變量，當(dāng)treat組企業(yè)在第t -j年時(shí)值為1，其余年份為0。

從表4 可以看出，政策實(shí)施前Group ×year2003、Group ×year2004、Group ×year2005、Group ×year2006的系數(shù)均不顯著，這驗(yàn)證了在實(shí)施SO2排污權(quán)交易政策之前control組和treat組滿足平行性趨勢(shì)假定。

表4 平行性趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

2.時(shí)間反事實(shí)檢驗(yàn)

SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平影響是否還受其他因素干擾，為了排除時(shí)間因素干擾，本文選取研究期間是排污交易權(quán)實(shí)施政策之前的時(shí)期（2002—2006），重新設(shè)置政策實(shí)施時(shí)間為2004 年，在2004年之前年份time1取0，2004 年及之后年份取1。

表5 時(shí)間反事實(shí)檢驗(yàn)

續(xù)表5

如表5 所示：Group × time1的系數(shù)不顯著，時(shí)間反事實(shí)分析表明在SO2排污權(quán)交易實(shí)施政策之前，與control組企業(yè)相對(duì)比，treat組的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平?jīng)]有顯著改變，這說明并不存在其他時(shí)間因素影響本文實(shí)證結(jié)果，進(jìn)一步證實(shí)企業(yè)創(chuàng)新水平的提升來自于SO2排污權(quán)交易政策的實(shí)施。

3.縮小時(shí)間窗口：2006—2007 年

考慮到本文結(jié)果可能由實(shí)施排污交易權(quán)政策之外的事件引致。本文采取縮短時(shí)間窗口的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體地，選取2006 年和2007 年兩年時(shí)間進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)。

如表6 所示：Group ×time的系數(shù)在10%水平下顯著為正，側(cè)面表明本文的實(shí)證結(jié)果是由SO2排污權(quán)交易政策導(dǎo)致，而非其他事件干擾。

表6 縮小時(shí)間窗口檢驗(yàn)

4.傾向得分匹配估計(jì)

該小節(jié)根據(jù)各地區(qū)是否實(shí)施排污權(quán)交易政策，采用傾向匹配得分法估計(jì)排污權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的“處理效應(yīng)”。PSM 回歸估計(jì)之前需要考察各變量是否已經(jīng)穩(wěn)定，即進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。

表7 顯示匹配后所有控制變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于5%，且只有l(wèi)nlabor的T 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的水平下顯著，表明除lnlabor外，其他控制變量無法拒絕control組和treat組無差異的原假設(shè)。與匹配前結(jié)果比較，所有控制變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差下降幅度都很大。傾向得分匹配估計(jì)的平衡性假設(shè)檢驗(yàn)通過。

表7 匹配變量匹配前后的差異

從圖1 中也很直觀的可以看出，各個(gè)控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均縮小。經(jīng)過傾向得分匹配后，實(shí)施排污權(quán)交易政策地區(qū)與未實(shí)施排污權(quán)交易政策地區(qū)的特征差異在很大程度上得到了消除。

從圖2 也可以直觀看出，絕大多數(shù)值均在共同取值的范圍內(nèi)，因此在進(jìn)行傾向得分匹配時(shí)損失較少數(shù)據(jù)，這也是PSM 估計(jì)結(jié)果一致有效性的先決條件。

圖1 各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差

圖2 傾向得分的共同取值范圍

表8 中分別匯報(bào)了排污權(quán)交易政策實(shí)施對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平采用1 對(duì)1 匹配、近鄰匹配、半徑匹配、卡尺匹配、樣條匹配、核匹配后的回歸估計(jì)結(jié)果。其中ATT 表示只考慮實(shí)施排污權(quán)交易政策地區(qū)的平均處理效應(yīng)，ATU 表示僅考慮未實(shí)施排污權(quán)交易政策地區(qū)的結(jié)果，而ATE 表示所有樣本的匹配回歸結(jié)果。ATT 是本文最關(guān)心的一項(xiàng)。

從表8 可以看出，ATT 的值均在1%的水平上顯著為正，說明實(shí)施排污權(quán)交易政策可以顯著提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，PSM 回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型估計(jì)一致，進(jìn)一步驗(yàn)證回歸結(jié)論的可靠性。

表8 傾向得分匹配檢驗(yàn)

五、異質(zhì)性檢驗(yàn)

結(jié)果顯示，SO2排污權(quán)交易政策促使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。但不同專利類型，不同企業(yè)所有制條件下，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受SO2排污權(quán)交易政策的影響可能不同。為了進(jìn)一步探究SO2排污權(quán)交易政策影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的作用機(jī)理，本文從企業(yè)所有制類型和專利類型視角入手，采用分組回歸的方式考察SO2排污權(quán)交易政策影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的差異。

（一）專利類型的異質(zhì)性檢驗(yàn)

基于專利類型的分組檢驗(yàn)結(jié)果如表9 所示，發(fā)明專利回歸的Group × time系數(shù)在10%的水平下顯著為正，表明SO2排污權(quán)交易政策激勵(lì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平提高，非發(fā)明專利回歸的Group × time系數(shù)在5%的水平下顯著為正，表明實(shí)施SO2排污權(quán)交易政策激勵(lì)了策略性創(chuàng)新水平的提高。

表9 按專利類型分組的異質(zhì)性檢驗(yàn)

（二）企業(yè)所有制類型的異質(zhì)性檢驗(yàn)

國(guó)有企業(yè)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的中流砥柱，在人民生活中起著重要作用?；谄髽I(yè)所有制類型的分組檢驗(yàn)結(jié)果如表10 所示，國(guó)有企業(yè)Group ×time的系數(shù)為0.109，且在5%的水平下顯著，非國(guó)有企業(yè)Group ×time的系數(shù)為0.317，且在1%的水平下顯著，非國(guó)有企業(yè)的Group ×time系數(shù)顯著大于國(guó)有企業(yè)。實(shí)施SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策，非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新水平得到更大提高。相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力更大，為了能在激烈的市場(chǎng)中生存，非國(guó)有企業(yè)會(huì)更加注重企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

表10 按企業(yè)所有制形式分組的異質(zhì)性檢驗(yàn)

（三）進(jìn)一步討論

從表11 可以看出國(guó)有企業(yè)的發(fā)明專利回歸的Group × time系數(shù)不顯著，而非發(fā)明專利回歸的Group ×time系數(shù)在10%的水平下顯著為正；非國(guó)有企業(yè)的發(fā)明專利和非發(fā)明專利回歸的Group × time系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，且發(fā)明專利回歸的Group × time系數(shù)大于非發(fā)明專利的。國(guó)有企業(yè)為了迎合排污權(quán)交易政策，只有非發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量有顯著提升，國(guó)企的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平并未得到提高。而非國(guó)有企業(yè)為了自身企業(yè)長(zhǎng)足發(fā)展，在排污權(quán)交易政策實(shí)施的背景下，發(fā)明及非發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量都有明顯增加，非國(guó)有企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平及策略性創(chuàng)新水平均得到大幅提高，實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。

表11 分組異質(zhì)性分析

續(xù)表11

六、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文采用雙重差分法驗(yàn)證了SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策的波特效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果顯示：與對(duì)照組相比，SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)組的企業(yè)創(chuàng)新水平明顯提高。平行性趨勢(shì)檢驗(yàn)、時(shí)間反事實(shí)檢驗(yàn)、縮小時(shí)間窗口檢驗(yàn)以及傾向得分匹配估計(jì)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)亦支持上述結(jié)論。基于專利類型和所有制視角分組檢驗(yàn)顯示，排污權(quán)交易試點(diǎn)政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平有明顯的異質(zhì)性。首先，SO2排污權(quán)交易政策顯著提高了企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新，且策略性創(chuàng)新對(duì)于試點(diǎn)政策反應(yīng)更大。其次，與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受排污權(quán)交易試點(diǎn)政策影響更大。最后，國(guó)有企業(yè)發(fā)明專利回歸系數(shù)不顯著而非國(guó)有企業(yè)發(fā)明專利回歸系數(shù)顯著，排污權(quán)交易政策只提高了非國(guó)有企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，并未提高國(guó)有企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

（二）建議

為了進(jìn)一步發(fā)揮SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策的效用，需從以下幾個(gè)方面著手。

第一，政府制定排污權(quán)交易等環(huán)境規(guī)制政策時(shí)不能一刀切，需要充分考慮企業(yè)的所有制形式。本文研究顯示，SO2排污權(quán)交易政策實(shí)施后，與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受環(huán)境規(guī)制政策刺激更大一些。因此，在實(shí)施排污權(quán)交易等環(huán)境政策時(shí)，應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注國(guó)有企業(yè)的實(shí)施狀況。

第二，深化國(guó)有企業(yè)改革。研究結(jié)果顯示：排污權(quán)交易制度對(duì)國(guó)有企業(yè)發(fā)明專利并不顯著，而對(duì)非國(guó)有企業(yè)發(fā)明專利顯著為正。深化國(guó)有企業(yè)改革，推動(dòng)國(guó)有企業(yè)不斷提高效益和效率，提高競(jìng)爭(zhēng)力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力，完善企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中游刃有余。

第三，控制污染物排放總量。這是排污權(quán)交易制度實(shí)施的前提條件。人們生產(chǎn)活動(dòng)過程中必然會(huì)產(chǎn)生污染排放，如果該地區(qū)環(huán)境容量不飽和，才會(huì)產(chǎn)生排污權(quán)交易。所以法律上必須提前規(guī)定排放總量、各地區(qū)排放量、各設(shè)備允許排量等，這樣才可能達(dá)成政府節(jié)能減排的目標(biāo)。

第四，加快完善排污權(quán)交易政策的市場(chǎng)機(jī)制。2007 年SO2排污權(quán)交易試點(diǎn)政策在我國(guó)實(shí)施的較為成功，有很多地方具有借鑒意義。它通過充分調(diào)動(dòng)地方政府和企業(yè)污染治理的積極性，讓企業(yè)主動(dòng)成為污染治理的主體。這不僅可以有效降低污染治理的社會(huì)成本、激勵(lì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，還可以大幅提高資源配置效率與污染防治效果，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境可持續(xù)發(fā)展。因此，要充分利用其對(duì)水權(quán)、碳排污權(quán)、用能權(quán)等市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制政策的示范作用。為了有效發(fā)揮排污權(quán)交易政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的激勵(lì)作用。短期內(nèi)各相關(guān)部門應(yīng)根據(jù)企業(yè)特征采取有針對(duì)性的措施；長(zhǎng)期看，應(yīng)加大市場(chǎng)化改革力度，為制定排污權(quán)交易等環(huán)境規(guī)制政策提供良好的環(huán)境。