張彩云 孫坤鑫

摘 ? ?要：在生態(tài)環(huán)境承載力有限性背景下，如何實(shí)現(xiàn)并維持綠色發(fā)展方式是現(xiàn)下要攻克的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，而綠色發(fā)展方式的形成需要從綠色生產(chǎn)率的提升上加以破題。從落實(shí)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任出發(fā)，可考察環(huán)保指標(biāo)納入考核評(píng)價(jià)指標(biāo)體系能否激勵(lì)地方政府提升綠色生產(chǎn)率。首先，運(yùn)用SBI方法和Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，對(duì)中國(guó)105個(gè)重點(diǎn)城市2006—2015年間的綠色生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度和分解；其次，將“十二五”規(guī)劃和國(guó)家環(huán)境保護(hù)“十二五”規(guī)劃錨定為表征環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的政策，并采用雙重差分法分析該政策對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制并未顯著提升綠色生產(chǎn)率；最后，探究了上述研究結(jié)果的內(nèi)在機(jī)理。從結(jié)構(gòu)層面看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度較慢影響了綠色生產(chǎn)率的提升；從“波特假說(shuō)”角度看，“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)短期內(nèi)尚未見(jiàn)效，但是創(chuàng)新投入得到了提升，導(dǎo)致綠色技術(shù)效率及其規(guī)模上升速度較慢。研究觀點(diǎn)及機(jī)理探源將對(duì)綠色發(fā)展方式的形成提供參考和借鑒。

關(guān)鍵詞：環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制；綠色生產(chǎn)率；SBI；創(chuàng)新補(bǔ)償

中圖分類號(hào)：F205 文章標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1006-6152（2023）02-0005-12

DOI：10.16388/j.cnki.cn42-1843/c.2023.02.001

一、問(wèn)題提出

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)實(shí)現(xiàn)了近四十年的高速增長(zhǎng)，這一現(xiàn)象在世界經(jīng)濟(jì)史上也實(shí)屬罕見(jiàn)［1］，與高速增長(zhǎng)相伴的是，粗放式的生產(chǎn)所造成的大面積污染問(wèn)題［2］。如何通過(guò)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式來(lái)實(shí)現(xiàn)居民的經(jīng)濟(jì)福祉和環(huán)境福利的“雙贏”，是重要的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。綠色生產(chǎn)率的提升是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，從而保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)兼得的一條重要路徑。通過(guò)自上而下的環(huán)保壓力敦促地方政府將發(fā)展思路轉(zhuǎn)變到提升綠色生產(chǎn)率上來(lái)，可作為中國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的一項(xiàng)實(shí)踐方略。在這一現(xiàn)實(shí)背景下，本研究在測(cè)度綠色生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，采用自然實(shí)驗(yàn)法探索環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響及其內(nèi)在機(jī)理，以期從政策目標(biāo)層面推動(dòng)形成綠色發(fā)展方式有所啟發(fā)。

綠色生產(chǎn)率是在降低污染排放前提下，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益最大化。環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制從頂層設(shè)計(jì)上對(duì)地方提出了發(fā)展要求，即為環(huán)境保護(hù)設(shè)定最低“門(mén)檻”，并將之在考核評(píng)價(jià)指標(biāo)體系中賦予一票否決的地位，將環(huán)境保護(hù)列為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要約束條件。該項(xiàng)決策會(huì)敦促地方政府在保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和環(huán)境質(zhì)量達(dá)標(biāo)的前提下，謀求要素投入的最小化和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的最大化，最終體現(xiàn)為提高綠色生產(chǎn)率。就學(xué)術(shù)研究而言，關(guān)于環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制在綠色生產(chǎn)率提升中的實(shí)踐效果的研究相對(duì)零散。比較接近的研究主要集中在環(huán)境保護(hù)的決定因素分析。一是由經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的訴求決定。如王燕梅（2011）認(rèn)為目標(biāo)的多元化是轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的重要體現(xiàn)［3］，厲以寧等（2017）考慮到低碳發(fā)展的成敗與效果將決定人類未來(lái)的生存與福利狀況，認(rèn)為應(yīng)將低碳發(fā)展納入宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)［4］。二是由社會(huì)穩(wěn)定的訴求決定。范如國(guó)（2014）指出，把社會(huì)治理的綜合目標(biāo)簡(jiǎn)化為富民惠民的單一指標(biāo)（如GDP）容易引發(fā)社會(huì)矛盾［5］，陳進(jìn)華（2019）則認(rèn)為現(xiàn)代化治理體系的覆蓋范圍不應(yīng)是單一或片面的，我國(guó)的國(guó)家治理邏輯已經(jīng)從以追求發(fā)展經(jīng)濟(jì)為價(jià)值目標(biāo)向追求高質(zhì)量發(fā)展為價(jià)值目標(biāo)轉(zhuǎn)變［6］。然而，與現(xiàn)實(shí)需要不太相符的是，關(guān)于環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)踐效果的研究相對(duì)匱乏，余泳澤等（2020）研究了政府工作報(bào)告增加環(huán)境約束目標(biāo)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展情況的影響［7］，Chen等（2018）實(shí)證發(fā)現(xiàn)，多目標(biāo)的績(jī)效評(píng)估體系可以激勵(lì)地方政府以緩慢的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為代價(jià)實(shí)施環(huán)境監(jiān)管政策［8］。

關(guān)于綠色生產(chǎn)率的研究則主要集中于兩類，第一類研究集中在綠色生產(chǎn)率的測(cè)度和分解。近年來(lái)，多數(shù)學(xué)者采用基于松弛的方向性距離函數(shù)，采用SBM方法（slacks-based measure）測(cè)度環(huán)境效率，在此基礎(chǔ)上，將綠色生產(chǎn)率分解為技術(shù)變化和效率變化或者純效率變化、純技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率變化和技術(shù)規(guī)模變化［9-15］。第二類文獻(xiàn)主要研究綠色生產(chǎn)率的影響因素，包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、FDI等角度［16-20］，第三類文獻(xiàn)主要研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響［21-24］。

總結(jié)上述文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，從制度因素出發(fā)分析綠色生產(chǎn)率的研究比較少。從制度因素出發(fā)，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響機(jī)制在于，首先在宏觀層面設(shè)定了環(huán)保指標(biāo)，并將這類指標(biāo)分解至各個(gè)地區(qū)。其次，傳遞到結(jié)構(gòu)層面，一是要求生產(chǎn)要素組合的改變，降低污染要素的使用比例；二是要求產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，提高第三產(chǎn)業(yè)比重、降低第二產(chǎn)業(yè)比重。這兩點(diǎn)均降低了“壞的”產(chǎn)出，提高綠色生產(chǎn)率。最后，傳遞到微觀層面，一是提高了污染治理投入，這就是“遵循成本”效應(yīng)，這一效應(yīng)會(huì)降低綠色生產(chǎn)率；二是刺激企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、提高技術(shù)水平，力求在既定投入下提高產(chǎn)出，這就是“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)，這一效應(yīng)會(huì)提升綠色生產(chǎn)率。這一系列工作構(gòu)成了本文的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)：從制度因素出發(fā)考察環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)結(jié)構(gòu)性因素以及成本和技術(shù)因素的影響，使得綠色生產(chǎn)率影響因素的研究更為深入和全面。

二、綠色生產(chǎn)率的測(cè)度方法

隨著資源環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的約束愈發(fā)明顯，學(xué)界在傳統(tǒng)的效率測(cè)度方法基礎(chǔ)上加入資源環(huán)境要素以考察環(huán)境效率，其思想內(nèi)涵是，將經(jīng)濟(jì)效益、生態(tài)效益和社會(huì)效益的可持續(xù)性納入統(tǒng)一核算框架，其核心是少投入、少排放、多產(chǎn)出［25］，在不對(duì)生態(tài)環(huán)境構(gòu)成威脅的前提下經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出最大化［23］。而綠色生產(chǎn)率則測(cè)度環(huán)境效率的變化，從時(shí)間上反映環(huán)境效率是否得以改善。從理論上講，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制下的綠色生產(chǎn)率核算可從四個(gè)角度考慮：第一，既定經(jīng)濟(jì)目標(biāo)下的污染最小化；第二，既定環(huán)境目標(biāo)下的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出最大化；第三，經(jīng)濟(jì)目標(biāo)與環(huán)境目標(biāo)都確定的情況下，投入最小化；第四，以既定經(jīng)濟(jì)目標(biāo)和環(huán)境目標(biāo)為門(mén)檻，實(shí)現(xiàn)投入最小化和產(chǎn)出最大化。一般而言，從中央到地方會(huì)在每年的政府工作報(bào)告中制定一系列預(yù)期目標(biāo)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、要素投入、能源消耗、污染排放等指標(biāo)制定目標(biāo)任務(wù)，這更符合第四個(gè)角度的特征，因而本文關(guān)于綠色生產(chǎn)率的核算主要借鑒第四個(gè)角度。

具體到核算思想，Debreu（1951）以帕累托最優(yōu)狀態(tài)為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的損失進(jìn)行了測(cè)度，進(jìn)而對(duì)資源利用效率和經(jīng)濟(jì)效益有所估算［26］。遵循這一思想，不少學(xué)者展開(kāi)了經(jīng)濟(jì)效率的核算，其思路是，在投入一定的情況下，測(cè)度實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)技術(shù)前沿上的產(chǎn)出之間的距離［27-30］。

模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)包括兩個(gè)方面，生產(chǎn)可能性集（投入、產(chǎn)出的組合）和方向性距離函數(shù)。關(guān)于生產(chǎn)可能性集，傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)中只考慮經(jīng)濟(jì)因素，而現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)過(guò)程中不可忽視的問(wèn)題是，伴隨經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的還有污染物排放等“壞的”產(chǎn)出，前者稱為“合意產(chǎn)出”，后者稱為“非合意產(chǎn)出”。有的學(xué)者從生產(chǎn)可能性集出發(fā)，構(gòu)建了多投入—多產(chǎn)出的生產(chǎn)率核算體系［31-32］，但未考慮環(huán)境因素。在此基礎(chǔ)上，Pittman等（1983）建立了影子價(jià)格（減排成本），從而將“非合意”產(chǎn)出順利引入生產(chǎn)率，得到了環(huán)境生產(chǎn)率［33］。

關(guān)于方向性距離函數(shù)，據(jù)本研究梳理發(fā)現(xiàn)，Shephard（1953）首先將它應(yīng)用于投入—產(chǎn)出問(wèn)題，他關(guān)注的核心問(wèn)題是，在成本函數(shù)和生產(chǎn)函數(shù)中，產(chǎn)出以什么樣的方向進(jìn)行調(diào)整以達(dá)到生產(chǎn)前沿，此后這一函數(shù)開(kāi)始廣泛運(yùn)用［34］。Luenberger（1992）解決了方向性距離函數(shù)中成本函數(shù)和收益函數(shù)的對(duì)偶問(wèn)題［35］，F(xiàn)?re和Lovell（1978）從投入角度解決了松弛問(wèn)題［36］，Luenberger （1995）從產(chǎn)出角度來(lái)解決松弛問(wèn)題［37］，而Charnes等（1978）則從產(chǎn)出和投入兩個(gè)角度考慮了方向性距離函數(shù)的松弛問(wèn)題［38］。隨后，Tone（2001）采用SBM方法（slacks-based measure）解決了不同單元投入和產(chǎn)出的松弛問(wèn)題，使方向性距離函數(shù)“徑向（radial）”和“角度（oriented）”問(wèn)題得以解決［39］。進(jìn)一步，F(xiàn)ukuyama和Weber（2009）、F?re和Grosskopf（2010）在Tone研究的基礎(chǔ)上，對(duì)不同方向性距離函數(shù)測(cè)度方法進(jìn)行了比較、換算，提出了基于松弛的方向性距離函數(shù)，在此基礎(chǔ)上，生產(chǎn)效率的測(cè)度方法稱為SBI（Slacks-based Inefficiency）［9-10］。

綠色生產(chǎn)率的測(cè)度指數(shù)多采用Luenberger指數(shù)。F?re等 （1994）借鑒了Caves和Diewert（1982）［32］的核算方法，運(yùn)用基于松弛的方向性距離函數(shù)及Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)①將生產(chǎn)率分解為效率變化和技術(shù)變化［40］，Grifell-Tatjé和Lovell（1998）也是采用了這一指數(shù)核算生產(chǎn)率［41］。在此基礎(chǔ)上，Chung和F?re（1995）則將“非合意”產(chǎn)出納入Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，提出了Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，并將其分解為效率變化和技術(shù)變化兩項(xiàng)［11］，Hailu和Veeman（2000）采用這一指數(shù)測(cè)算了加拿大造紙業(yè)1959—1994年的綠色生產(chǎn)率［42］。然而，無(wú)論是Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)還是Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，皆存在的一個(gè)重要問(wèn)題是，它們基于的方向性距離函數(shù)是產(chǎn)出角度，而且要求產(chǎn)出同比例變化，這意味著方向性距離函數(shù)的“徑向”和“角度”問(wèn)題無(wú)法解決。Chambers等（1996）采用的Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)解決了“徑向”和“角度”問(wèn)題［12-13］。

通過(guò)以上分析，本文選擇SBI測(cè)度方法和Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)來(lái)測(cè)算綠色生產(chǎn)率。

生產(chǎn)可能性集為：

[P（X）=x，y，b：xm≥k=1Kzkxkm，?m; yn≤k=1Kzkykn，?n;]

[bl=k=1Kzkbkl，?l;k=1Kzk=1，zk≥0，?k]

其中，x為投入變量（x=1，2，…M），y為“合意”產(chǎn)出指標(biāo)（y=1，2，…N），b為“非合意”產(chǎn)出指標(biāo)（b=1，2，…L），zk表示每一個(gè)城市觀察值的加權(quán)值（k=1，2，…K），而[k=1Kzk=1]表示生產(chǎn)技術(shù)為可變規(guī)模報(bào)酬VRS。

通過(guò)松弛的方向性距離函數(shù)核算的綠色效率為：

[StC（xto，yto，bto，gx，gy，gb）=]

[maxsx，sy，sb12Mm=1Msxmgxm+12N+Ln=1Nsyngyn+l=1Lsblgbl]

[s.t.k=1Kztkxtkm+sxm=xtom，?m;k=1Kztkytkn-syn=yton，?n;]

[k=1Kztkbtkl+sbl=btol，?l]；[ztk≥0，?k;sxm≥0，?m]；[syn≥0，?n]；

[sbl≥0，?l]；

其中，[（xto，yto，bto）]代表城市o的投入產(chǎn)出組合；方向向量[g=（gx，gy，gb）]表示投入縮減、“合意”產(chǎn)出增長(zhǎng)和“非合意”產(chǎn)出減少的方向；而松弛向量[s=（sxm，syn，sbl）]代表了要素投入過(guò)多、“合意”產(chǎn)出過(guò)少和“非合意”產(chǎn)出過(guò)多的量。

Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)為：

[LTFPt+1t=12StC（xt，yt，bt;g）-StC（xt+1，yt+1，bt+1;g）]

[+St+1C（xt，yt，bt;g）-St+1C（xt+1，yt+1，bt+1;g）]

Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)可以分解為四個(gè)分指標(biāo)：純效率變化（LPEC）、純技術(shù)進(jìn)步（LPTP）、規(guī)模效率變化（LSEC）和技術(shù)規(guī)模變化（LTPSC）。其中，LPEC和LSEC可合為效率變化，LPTP和LTPSC合為技術(shù)變化。相應(yīng)公式為：

[LPECt+1t=StV（xt，yt，bt;g）-St+1V（xt+1，yt+1，][bt+1;g）]

[LPTPt+1t=12{[St+1V（xt，yt，bt;g）-StV（xt，yt，bt;][g）]+[St+1V（xt+1，yt+1，bt+1;g）-StV（xt+1，yt+1，bt+1;][g）]}]

[LSECt+1t=[StC（xt，yt，bt;g）-StV（xt，yt，bt;g）]-][[St+1C（xt+1，yt+1，bt+1;g）-St+1V（xt+1，yt+1，bt+1;g）]]

[LTPSCt+1t=12{[St+1C（xt，yt，bt;g）-St+1V（xt，yt，][bt;g）-StC（xt，yt，bt;g）-StV（xt，yt，bt;g）]+[St+1C][（xt+1， yt+1， bt+1;g）-St+1V（xt+1， yt+1， bt+1;g）-][StV（xt+1，yt+1，bt+1;g）]}]

LTFP=LPEC+LSEC+LPTP+LTPSC=EC+PC

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

本部分首先要找到能夠表征環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的事件，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用自然實(shí)驗(yàn)法解決計(jì)量回歸的內(nèi)生性問(wèn)題；其次，選擇與主題相關(guān)的被解釋變量、解釋變量以及數(shù)據(jù)；最后，擇取合適的計(jì)量模型。

（一）政策事件選取和處理組選擇

中國(guó)的環(huán)境治理體制具有“自上而下”的特征，而環(huán)保目標(biāo)的完成與自上而下的考核評(píng)價(jià)指標(biāo)體系息息相關(guān)。為此，本文梳理了2006年以來(lái)與考核評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)的政策事件，從《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十一個(gè)五年規(guī)劃綱要》（簡(jiǎn)稱“十一五”規(guī)劃）到《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃綱要》（簡(jiǎn)稱“十二五”規(guī)劃）、《國(guó)家環(huán)境保護(hù)“十二五”規(guī)劃》再到《十三五規(guī)劃綱要》等一系列計(jì)劃規(guī)劃和考核辦法中選擇了與環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制相關(guān)的表達(dá)，梳理出形成的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)。

2006年，“十一五”規(guī)劃將主要污染物減排作為約束性指標(biāo)納入治理目標(biāo)體系，并將之作為各地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)干部的政績(jī)考核指標(biāo)之一。此后，國(guó)務(wù)院關(guān)于落實(shí)《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十一個(gè)五年規(guī)劃綱要》主要目標(biāo)和任務(wù)工作分工的通知（2006）、國(guó)家環(huán)境保護(hù)“十一五”規(guī)劃（2007）、2008年國(guó)務(wù)院政府工作報(bào)告、國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步加大工作力度確保實(shí)現(xiàn)“十一五”節(jié)能減排目標(biāo)的通知（2010）等一系列政策文件的出臺(tái)，逐步規(guī)范節(jié)能減排目標(biāo)責(zé)任制。值得注意的是，2011年國(guó)家相繼制定了三項(xiàng)重要規(guī)劃，將環(huán)境保護(hù)目標(biāo)納入地方各級(jí)人民政府績(jī)效考核，并實(shí)施一票否決制?！秶?guó)務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)工作的意見(jiàn)》首次提出，要“制定生態(tài)文明建設(shè)的目標(biāo)指標(biāo)體系，納入地方各級(jí)人民政府績(jī)效考核……實(shí)行環(huán)境保護(hù)一票否決制。對(duì)未完成目標(biāo)任務(wù)考核的地方實(shí)施區(qū)域限批……并追究有關(guān)領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任”；2011年出臺(tái)的“十二五”規(guī)劃進(jìn)一步指出，要“嚴(yán)格落實(shí)環(huán)境保護(hù)目標(biāo)責(zé)任制，強(qiáng)化總量控制指標(biāo)考核，健全重大環(huán)境事件和污染事故責(zé)任追究制度”；同年頒布的國(guó)家環(huán)境保護(hù)“十二五”規(guī)劃中進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)落實(shí)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制、加強(qiáng)組織領(lǐng)導(dǎo)和評(píng)估考核。從環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制逐步形成并落實(shí)的歷程中可以看出，“十二五”規(guī)劃和國(guó)家環(huán)境保護(hù)“十二五”規(guī)劃是關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，通過(guò)“強(qiáng)約束”為其他目標(biāo)的發(fā)展設(shè)定了底線，并在地方政府考核評(píng)價(jià)指標(biāo)體系中具有一票否決地位，故而本文選擇2011年作為環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制形成的節(jié)點(diǎn)。

政策設(shè)計(jì)的處理組如何選擇是自然實(shí)驗(yàn)法運(yùn)用的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題?？紤]到二氧化硫一直是造成中國(guó)環(huán)境污染的主要因素，中央政府在環(huán)境治理目標(biāo)上也極為重視二氧化硫排放，并于1998年提出了在二氧化硫排放或酸雨最高的地區(qū)設(shè)立控制區(qū)的決策部署。此后，以二氧化硫總量為控制目標(biāo)的減排責(zé)任書(shū)被層層下達(dá)至地方政府及各個(gè)污染點(diǎn)源?？梢?jiàn)，在環(huán)境保護(hù)的諸多目標(biāo)指標(biāo)中，對(duì)二氧化硫減排責(zé)任的推進(jìn)歷時(shí)較為持久，且相對(duì)更規(guī)范，因此本文選擇對(duì)二氧化硫排放管控較為嚴(yán)格的地區(qū)為處理組，二氧化硫排放管控相對(duì)寬松的地區(qū)為對(duì)照組，有利于識(shí)別環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的影響。亦即，“兩控區(qū)”涉及的城市為處理組，非“兩控區(qū)”城市為對(duì)照組是相對(duì)準(zhǔn)確的。

（二）指標(biāo)和數(shù)據(jù)

本文整理了中國(guó)105個(gè)重點(diǎn)城市2006—2015年間的相關(guān)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》以及哥倫比亞大學(xué)發(fā)布的世界PM2.5密度圖?？紤]到從2016年開(kāi)始，主體功能區(qū)建立、考核評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的變化等現(xiàn)實(shí)因素對(duì)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的作用有較大干擾，且這種干擾很難從技術(shù)上剔除，因而我們選擇了2006—2015年的數(shù)據(jù)樣本驗(yàn)證本文主題。計(jì)算綠色生產(chǎn)率選取的投入指標(biāo)為：勞動(dòng)力（用年末總?cè)丝诒碚鳎①Y本（用城市固定資產(chǎn)投資額表征）、土地（用行政區(qū)域面積表征）、能源（用燃料煤消耗量表征）和技術(shù)（用科研從業(yè)人員數(shù)表征）；期望產(chǎn)出指標(biāo)為年末GDP和環(huán)境質(zhì)量（用建成區(qū)綠化覆蓋率表征）；非期望產(chǎn)出包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)氮氧化物排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、生活污水量以及PM2.5濃度。

除綠色生產(chǎn)率核算所用指標(biāo)外，回歸方程中的控制變量包括：人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度、FDI占比、每萬(wàn)人擁有公共交通車輛、建成區(qū)排水管道密度、城市市政公用設(shè)施建設(shè)固定資產(chǎn)投資占比、城市市政公用設(shè)施建設(shè)維護(hù)管理財(cái)政性資金支出占比、廢水治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用占GDP比重、廢氣治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用占GDP比重。

（三）模型選擇

自然實(shí)驗(yàn)法實(shí)現(xiàn)政策評(píng)估需要運(yùn)用雙重差分法。本文通過(guò)比較“十一五”規(guī)劃前后，處理組和對(duì)照組綠色生產(chǎn)率的變化來(lái)分析環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響?？紤]到一些無(wú)法量化的城市特征、年份特征的影響，借鑒Cai等（2016）的研究［43］，具體模型設(shè)定如下：

[LTFPit=αi+αt+γtreati×postt+βZit+εit] （1）

本文主要考察的是系數(shù)γ，即平均處理效應(yīng)；LTFPit為i城市在t時(shí)期的綠色生產(chǎn)率；treati=1代表屬于“兩控區(qū)”的城市，為處理組，treati=0代表不屬于“兩控區(qū)”，是對(duì)照組；postt為時(shí)間虛擬變量，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施年份及之后年份為1，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制未涉及的年份為0。αi為個(gè)體固定效應(yīng)，控制城市層面不隨時(shí)間變化的因素；αt是時(shí)間固定效應(yīng)，控制時(shí)間趨勢(shì)因素。Z是控制變量，εit為誤差項(xiàng)。

另外，本文對(duì)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的影響機(jī)制進(jìn)行了分析。環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制會(huì)影響生產(chǎn)要素的投入結(jié)構(gòu)，最為典型的是勞動(dòng)力、資本以及能源之間的替代關(guān)系；還會(huì)通過(guò)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響綠色生產(chǎn)率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用IS表示，生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)采用FS代表。

[ISit=αi+αt+γtreati×postt+βZit+εit] （2）

[FSit=αi+αt+γtreati×postt+βZit+εit] （3）

從“波特假說(shuō)”來(lái)看，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制直接提升企業(yè)生產(chǎn)成本，對(duì)綠色生產(chǎn)率提升而言是不利的，此謂“遵循成本”效應(yīng)，“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)則意味著環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制“倒逼”企業(yè)提高技術(shù)，從而提升綠色生產(chǎn)率。

[costit=αi+αt+γtreati×postt+βZit+εit] （4）

[inovationit=αi+αt+γtreati×postt+βZit+εit] （5）

四、典型事實(shí)研判

我們測(cè)算了Luenberger指數(shù)模型下105個(gè)環(huán)保重點(diǎn)城市2006—2015年間的綠色生產(chǎn)率的數(shù)值。為確認(rèn)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的作用，本研究需觀察“十二五”規(guī)劃前后，處理組城市和對(duì)照組城市的累積綠色生產(chǎn)率變化趨勢(shì)。圖1的結(jié)果可見(jiàn)，處理組城市“十二五”規(guī)劃后，綠色生產(chǎn)率有所下降；與之相反，對(duì)照組城市“十二五”規(guī)劃后綠色生產(chǎn)率有所上升?？沙醪酵茢啵h(huán)保目標(biāo)責(zé)任制降低了綠色生產(chǎn)率。

為確認(rèn)綠色生產(chǎn)率下降的來(lái)源，本研究還將其分解為效率變化和技術(shù)變化，結(jié)果顯示，與對(duì)照組相比，處理組的效率和技術(shù)均是降低的，在這期間，對(duì)照組和處理組的效率均有所下降，但是對(duì)照組的技術(shù)上升幅度十分可觀，而處理組的技術(shù)未見(jiàn)明顯提升。這說(shuō)明，對(duì)于受政策影響的樣本而言，綠色生產(chǎn)率的下降主要源于技術(shù)進(jìn)步速度太慢。為進(jìn)一步分析綠色生產(chǎn)率下降的來(lái)源，本文將該指標(biāo)進(jìn)一步分解為純效率變化（LPEC）、純技術(shù)進(jìn)步（LPTP）、規(guī)模效率變化（LSEC）和技術(shù)規(guī)模變化（LTPSC），結(jié)果如圖2所示。從整體趨勢(shì)來(lái)看，無(wú)論是處理組還是對(duì)照組，純效率在下降，純技術(shù)和規(guī)模效率在上升，處理組的技術(shù)規(guī)模在下降，而對(duì)照組的技術(shù)規(guī)模在上升。結(jié)合圖1可初步得到結(jié)論，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制落實(shí)前后，綠色生產(chǎn)率的下降主要體現(xiàn)在技術(shù)的下降，尤其是技術(shù)規(guī)模的下降。

五、計(jì)量回歸結(jié)果解釋

在上述步驟的基礎(chǔ)上，本部分首先采用逐步回歸法對(duì)樣本進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸，以對(duì)典型事實(shí)研判的結(jié)果加以驗(yàn)證。然后，對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果展開(kāi)一系列穩(wěn)健檢驗(yàn)，此后，從結(jié)構(gòu)層面分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步分為“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)和“遵循成本”效應(yīng)歸納環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響機(jī)制。

（一）基準(zhǔn)回歸

表1第（1）列在未加控制變量的情況下對(duì)公式（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響為負(fù)，這一結(jié)果在10%的水平上顯著。第（2）列加入了人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量，以反映“環(huán)境庫(kù)茲涅茨”曲線和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響。第（3）列進(jìn)一步控制人口密度因素，以考慮人口因素的影響。第（4）列和第（5）列則相繼控制外商投資、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面的因素。無(wú)論是否加入以及加入多少控制變量，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率均具有十分顯著的負(fù)向影響，與典型事實(shí)中描述的初步結(jié)論是一致的。具體到量化分析，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施后，受政策影響較大的城市比受政策影響較小城市的綠色生產(chǎn)率下降11%，與圖1和圖2的結(jié)果有所呼應(yīng)。為保證這一結(jié)果的穩(wěn)健性，下文將展開(kāi)一系列穩(wěn)健檢驗(yàn)。

（二）隨機(jī)性檢驗(yàn)

自然實(shí)驗(yàn)法的運(yùn)用必須滿足隨機(jī)性這一條件，隨機(jī)性可分為分組隨機(jī)和政策沖擊時(shí)間隨機(jī)。

關(guān)于分組隨機(jī)性檢驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)前測(cè)和實(shí)驗(yàn)后測(cè)均是保證隨機(jī)性的方法，關(guān)于政策沖擊時(shí)間隨機(jī)性檢驗(yàn)，可人為提前政策實(shí)施時(shí)間，觀察反事實(shí)回歸結(jié)果。在進(jìn)行各項(xiàng)檢驗(yàn)前，我們需要進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)（表2第（1）列），從中可以看到，在2011年及其之前，處理組和對(duì)照組之間的綠色生產(chǎn)率沒(méi)有顯著差距，這種差距從2012年開(kāi)始出現(xiàn)且十分顯著，說(shuō)明環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制降低了綠色生產(chǎn)率，且政策效果具有一年滯后性。然后，進(jìn)行了實(shí)驗(yàn)前測(cè)，選擇環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施前的樣本，根據(jù)是否屬于處理組設(shè)置0-1虛擬變量，將綠色生產(chǎn)率視為主要解釋變量，在此基礎(chǔ)上加以計(jì)量回歸?？紤]到處理組和對(duì)照組劃分與地區(qū)二氧化硫排放量密切相關(guān)，還將二氧化硫排放量納入解釋變量行列。第（2）列和第（3）列分別采用Logit和Probit方法對(duì)2011年之前的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)綠色生產(chǎn)率的變化對(duì)處理組和對(duì)照組的劃分未產(chǎn)生顯著的影響，與之相反，二氧化硫排放量的影響十分顯著且為正，這一結(jié)果說(shuō)明，處理組和對(duì)照組劃分與二氧化硫排放量有關(guān)，與綠色生產(chǎn)率無(wú)關(guān)。為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究還對(duì)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施前的樣本進(jìn)行逐年回歸，見(jiàn)第（4）—（7）列，綠色生產(chǎn)率對(duì)分組并未產(chǎn)生明顯的影響，可認(rèn)為分組是隨機(jī)的。

其次，本研究采用第二種方法進(jìn)行實(shí)驗(yàn)前測(cè)檢驗(yàn)，通過(guò)查看實(shí)驗(yàn)發(fā)生前處理組和對(duì)照組的綠色生產(chǎn)率是否受分組影響，來(lái)斷定分組隨機(jī)這一假設(shè)是否成立。本研究在控制其他變量基礎(chǔ)上，將是否屬于處理組的0-1虛擬變量作為主要解釋變量，綠色生產(chǎn)率作為被解釋變量進(jìn)行計(jì)量回歸。同樣采用環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施前的樣本，就處理組與對(duì)照組間綠色生產(chǎn)率的差異加以回歸，表3的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，處理組與對(duì)照組在實(shí)施環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制之前，綠色生產(chǎn)率并無(wú)顯著差異，意味著對(duì)綠色生產(chǎn)率而言，分組具有隨機(jī)性。

再次，考慮到隨機(jī)性這一假設(shè)的重要性，本文還需進(jìn)行實(shí)驗(yàn)后測(cè)。即通過(guò)比較固定效應(yīng)回歸方法和混合OLS回歸方法的結(jié)果來(lái)判定是否存在分組隨機(jī)性。固定效應(yīng)將處理組和對(duì)照組的個(gè)體效應(yīng)加以控制，而混合OLS回歸方法并未控制個(gè)體效應(yīng)，若兩種方法的回歸結(jié)果接近，說(shuō)明分組隨機(jī)性是成立的，若兩種回歸方法結(jié)果相去甚遠(yuǎn)，說(shuō)明分組非隨機(jī)或者分組非隨機(jī)對(duì)回歸結(jié)果影響較大。將表4的回歸結(jié)果和表3的回歸結(jié)果加以對(duì)比，發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)十分接近，分組隨機(jī)是成立的。

最后，時(shí)間隨機(jī)性檢驗(yàn)的方法一般是假設(shè)政策實(shí)施時(shí)間提前，據(jù)此采用雙重差分法加以回歸，若回歸結(jié)果顯著，則無(wú)法確保政策實(shí)施時(shí)間隨機(jī)，否則說(shuō)明政策實(shí)施時(shí)間具有一定隨機(jī)性。假設(shè)政策發(fā)揮作用的時(shí)間為2011年之前，表5為回歸結(jié)果，第（1）列將政策實(shí)施時(shí)間提前至2010年，第（2）列和第（3）列分別將政策實(shí)施時(shí)間提前至2009年和2008年。從三列回歸結(jié)果中可看出，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)在10%的水平上無(wú)法顯著異于0，說(shuō)明環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制在2011年之前對(duì)綠色生產(chǎn)率無(wú)顯著作用，從而預(yù)示著政策實(shí)施時(shí)間具有隨機(jī)性。

六、機(jī)制探討

上述部分證明，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制并未提升綠色生產(chǎn)率，相比這一結(jié)果，我們更關(guān)心的是其影響機(jī)制。本部分通過(guò)對(duì)綠色生產(chǎn)率下降的源泉加以探究來(lái)為提升綠色生產(chǎn)率提供一定對(duì)策。一方面從結(jié)構(gòu)層面著手，分析環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制是否推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)的改變；另一方面追溯到“波特假說(shuō)”，從“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)視角分析環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響路徑。

（一）結(jié)構(gòu)層面：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

相對(duì)而言，第二產(chǎn)業(yè)的能源投入量較大，排污也就更為嚴(yán)重，因而提高第三產(chǎn)業(yè)占比、降低第二產(chǎn)業(yè)占比是提高綠色生產(chǎn)率的重要途徑。本文分別采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比作為被解釋變量，就環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行回歸，回歸方程是公式（2）。表6的回歸結(jié)果顯示，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施前后，處理組和對(duì)照組第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例的變化未呈現(xiàn)明顯的差異。體現(xiàn)在回歸系數(shù)上即，交叉項(xiàng)系數(shù)在10%的水平上無(wú)法顯著異于0。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比的回歸結(jié)果則不同，交叉項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施后，處理組的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例顯著上升。需要特別強(qiáng)調(diào)的一點(diǎn)是，2011年之后，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重處于上升趨勢(shì)，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重處于下降趨勢(shì)，回歸結(jié)果只是說(shuō)明處理組第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例下降較小。該回歸結(jié)果表明，與對(duì)照組城市相比，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)處理組城市第二產(chǎn)業(yè)比重的下調(diào)作用較小，而排污源頭即第二產(chǎn)業(yè)比重較大仍是綠色生產(chǎn)率下降的重要成因。

（二）結(jié)構(gòu)層面：生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)

對(duì)應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)也要做出相應(yīng)轉(zhuǎn)變。煤炭是污染物排放的重要來(lái)源，遏制污染必須降低煤炭使用量抑或降低它在生產(chǎn)要素中的比重。為此需檢驗(yàn)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制是否改變了生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，利用回歸方程（3）進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證，結(jié)果如表7所示。第（1）列以資本與能源之比為被解釋變量，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，第（2）列以能源與勞動(dòng)力之比為被解釋變量，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，第（3）列以資本與勞動(dòng)力之比為被解釋變量，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正。實(shí)證結(jié)果表明，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制降低了能源使用比例，增加了資本使用比例，這也符合國(guó)家對(duì)生產(chǎn)資料環(huán)保的要求，從生產(chǎn)要素切入，在源頭上降低排污嚴(yán)重的生產(chǎn)要素的使用比例。

（三）“遵循成本”效應(yīng)

以上是結(jié)構(gòu)層面環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)的影響，若追根溯源，則有必要探尋環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制在微觀層面如何發(fā)揮作用。眾所周知，環(huán)境目標(biāo)約束會(huì)倒逼企業(yè)增加治污成本，從而提高了生產(chǎn)成本，產(chǎn)生“遵循成本”效應(yīng)。在數(shù)據(jù)可得范圍內(nèi)，這一效應(yīng)通過(guò)五個(gè)指標(biāo)體現(xiàn)。治污需要?jiǎng)趧?dòng)力，體現(xiàn)為總工資支出增加，治污還需要設(shè)備等的投入。對(duì)公式（4）進(jìn)行回歸的結(jié)果為表8，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制降低了廢水治理投入和廢氣治理投入，這一影響在1%水平上顯著成立，這與環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的實(shí)施降低了污染有關(guān)。但它對(duì)總工資支出、單位GDP的廢水治理投入以及單位GDP的廢氣治理投入并未產(chǎn)生顯著影響。由此可見(jiàn)，“遵循成本”效應(yīng)并未顯著提升企業(yè)的治污成本，因而無(wú)須擔(dān)心環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制會(huì)通過(guò)提升治污投入而提高生產(chǎn)成本。

（四）“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)

“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)的含義為，合理的環(huán)境規(guī)制可以促使企業(yè)增加研發(fā)投入，進(jìn)而提高科技水平，在一定程度上彌補(bǔ)“遵循成本”的負(fù)向影響。但有時(shí)創(chuàng)新未必增加產(chǎn)出，此為“弱波特假說(shuō)”。首先，通過(guò)研發(fā)投入驗(yàn)證環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)對(duì)綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。分別以科研人員投入數(shù)量的對(duì)數(shù)（ltec）、科學(xué)技術(shù)支出占財(cái)政支出比例（st）、科研人員占從業(yè)人員比例（stg）三個(gè)指標(biāo)表征創(chuàng)新投入。其次，從創(chuàng)新產(chǎn)出方面來(lái)驗(yàn)證環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制是否引起了技術(shù)提升。采用純技術(shù)變化（LPTP）和技術(shù)規(guī)模變化（LTPSC）表示創(chuàng)新產(chǎn)出。實(shí)證結(jié)果如表9所示，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)的影響體現(xiàn)在增加了研發(fā)創(chuàng)新投入，而并未對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出起到顯著促進(jìn)作用，這一結(jié)論不僅驗(yàn)證了“弱波特假說(shuō)”，還理出了綠色生產(chǎn)率降低的微觀原因：從現(xiàn)實(shí)角度講，“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)從投入傳遞到產(chǎn)出上需要一定的時(shí)間，因而短期內(nèi)環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制會(huì)激勵(lì)創(chuàng)新投入的增加，但是創(chuàng)新產(chǎn)出還需要長(zhǎng)期的等待才能出現(xiàn)，因而短期內(nèi)無(wú)法提高綠色生產(chǎn)率。這也與統(tǒng)計(jì)描述部分展示的，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制相對(duì)降低了處理組的技術(shù)水平和規(guī)模這一結(jié)論完全吻合。

本部分深入到結(jié)構(gòu)和微觀層面剖析了環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制降低綠色生產(chǎn)率的三方面原因。第一，即使實(shí)施了環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制，處理組的第二產(chǎn)業(yè)比重下降速度依然低于對(duì)照組。意味著在維持同樣GDP的情況下，“壞”產(chǎn)出相對(duì)較多，導(dǎo)致處理組綠色生產(chǎn)率較低。第二，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制降低了處理組能源使用比例，預(yù)示著排污較高的生產(chǎn)要素比例下降，有助于提高綠色生產(chǎn)率。第三，“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)以激勵(lì)研發(fā)創(chuàng)新投入為主，對(duì)研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出未起到顯著的激勵(lì)作用，降低了綠色生產(chǎn)率。第一條路徑和第三條路徑占主導(dǎo)作用，導(dǎo)致環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制未能提升綠色生產(chǎn)率。

七、結(jié)論及啟示

隨著資源、環(huán)境約束趨緊，綠色發(fā)展方式和綠色生產(chǎn)率的重要性日漸凸顯，此時(shí)，力求在提升綠色生產(chǎn)率的路徑上有所突破也成為各界關(guān)注的焦點(diǎn)，對(duì)此學(xué)界也展開(kāi)一系列實(shí)證研究，試圖在充分了解事實(shí)的基礎(chǔ)上提出一定對(duì)策。正是在這樣的背景下，本文首先運(yùn)用2006—2015年中國(guó)105個(gè)主要城市的數(shù)據(jù)，采用當(dāng)下較為前沿的SBI方法測(cè)算了綠色生產(chǎn)率，并運(yùn)用Luenberger指數(shù)將之分解為純技術(shù)變化（LPTP）、純效率變化（LPEC）、技術(shù)規(guī)模變化（LSEC）、規(guī)模效率變化（LTPSC）。其次，從眾多可能的影響因素中挑選出近年來(lái)十分關(guān)鍵的環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制，試圖明晰從頂層設(shè)計(jì)上將環(huán)境目標(biāo)層層落實(shí)到底是否會(huì)激勵(lì)地方將發(fā)展思路轉(zhuǎn)移到提高綠色生產(chǎn)率上來(lái)。再次，采用雙重差分方法探究環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響及其穩(wěn)健性。最后，深入分析環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響成因?；窘Y(jié)論為：第一，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制實(shí)施前后，處理組的綠色生產(chǎn)率有所下降，主要體現(xiàn)在技術(shù)及其規(guī)模上；第二，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制涉及的樣本中，綠色生產(chǎn)率比處理組下降約11%，這一回歸結(jié)果通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和隨機(jī)性檢驗(yàn)；第三，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制導(dǎo)致綠色生產(chǎn)率的下降與第二產(chǎn)業(yè)比重相對(duì)較高有關(guān)；第四，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制對(duì)綠色生產(chǎn)率的影響并未通過(guò)“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)發(fā)揮實(shí)質(zhì)性作用，體現(xiàn)在促使科研投入增加，但是未增加創(chuàng)新產(chǎn)出，這是綠色生產(chǎn)率下降的微觀成因。根據(jù)結(jié)論，本研究得到如下啟示：

第一，從理論上講，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制可刺激各經(jīng)濟(jì)體通過(guò)提高綠色生產(chǎn)率的方式提升自身競(jìng)爭(zhēng)力，但是短期內(nèi)因產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、創(chuàng)新見(jiàn)效慢等原因，會(huì)導(dǎo)致綠色生產(chǎn)率不升反降。面對(duì)現(xiàn)實(shí)與理論之間的差異，后續(xù)研究可繼續(xù)挖掘環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制背景下，綠色生產(chǎn)率的提升路徑，如發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用，激勵(lì)微觀主體提升綠色技術(shù)等，從而推動(dòng)形成綠色發(fā)展方式。

第二，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的實(shí)施需要有與之配套的政策，才能起到降污和增產(chǎn)雙重作用，從而有助于提升綠色生產(chǎn)率。其合理運(yùn)用途徑可從兩個(gè)方面著手，一方面，提高研發(fā)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為新技術(shù)的速度；另一方面，環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制需要與相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策配合實(shí)施，從而改善產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，協(xié)助環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制發(fā)揮對(duì)綠色生產(chǎn)率的提升作用。

注釋：

① ? ?該名稱取自瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家Sten Malmquist于1953年提出的生產(chǎn)率指數(shù)。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 周飛舟.政府行為與中國(guó)社會(huì)發(fā)展：社會(huì)學(xué)的研究發(fā)現(xiàn)及范式演變［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)， 2019（3）.

［2］ 厲以寧.改革開(kāi)放的經(jīng)驗(yàn)是積累而成的：四十年以來(lái)的改革實(shí)踐和理論的發(fā)展［J］.經(jīng)濟(jì)研究， 2019（10）.

［3］ 王燕梅.轉(zhuǎn)變發(fā)展方式目標(biāo)下的財(cái)富政策：三大財(cái)富綜合求解的視角［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011（3）.

［4］ 厲以寧，朱善利，羅來(lái)軍，等.低碳發(fā)展作為宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的理論探討：基于中國(guó)情形［J］.管理世界， 2017（6）.

［5］ 范如國(guó).復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)范型下的社會(huì)治理協(xié)同創(chuàng)新［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2014（4）.

［6］ 陳進(jìn)華.治理體系現(xiàn)代化的國(guó)家邏輯［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2019（5）.

［7］ 余泳澤，伏雨，莊海濤.平衡中的共贏：地方政府環(huán)境目標(biāo)約束與經(jīng)濟(jì)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2020（8）.

［8］ Chen Y J， Li P， Lu Y. Career Concerns and Multitasking Local Bureaucrats： Evidence of a Target-based Performance Evaluation System in China［J］. Journal of Development Economics， 2018（1）：133.

［9］ Fukuyama H， Weber W L. A Directional Slacks-based Measure of Technical Inefficiency ［J］. Socio- Economic Planning Sciences， 2009（1）：43.

［10］ ?F?re R， Grosskopf S. Directional Distance Functions and Slacks-based Measures of Efficiency： Some Clarifications ［J］. European Journal of Operational Research， 2010（3）.

［11］ ?Chung Y， F?re R. Productivity and Undesirable Outputs： A Directional Distance Function Approach［J］. Microeconomics， 1995（3）.

［12］ ?Chambers R G. A New Look at Exact Input， Output， Productivity， and Technical Change Measurement［J］. Working Papers， 1996（1）.

［13］ ?Chambers R G， F?re R ， Grosskopf S. Productivity Growth in APEC Countries［J］. Working Papers， 1996（3）.

［14］ ?王兵，吳延瑞，顏鵬飛.環(huán)境管制與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)：APEC的實(shí)證研究［J］. 經(jīng)濟(jì)研究， 2008（5）.

［15］ ?李平.環(huán)境技術(shù)效率、綠色生產(chǎn)率與可持續(xù)發(fā)展：長(zhǎng)三角與珠三角城市群的比較［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2017（11）.

［16］ ?袁曉玲，張寶山，楊萬(wàn)平.基于環(huán)境污染的中國(guó)全要素能源效率研究［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（2）.

［17］ ?張偉，吳文元.基于環(huán)境績(jī)效的長(zhǎng)三角都市圈全要素能源效率研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2011（10）.

［18］ ?林伯強(qiáng)，譚睿鵬.中國(guó)經(jīng)濟(jì)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)效率［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2019（2）.

［19］ ?王燕，孫超.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究：基于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同的視角［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2020（3）.

［20］ ?宋馬林，劉貫春.增長(zhǎng)模式變遷與中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉：基于異質(zhì)性生產(chǎn)函數(shù)的多部門(mén)核算框架［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2021（7）.

［21］ ?沈能.環(huán)境效率、行業(yè)異質(zhì)性與最優(yōu)規(guī)制強(qiáng)度：中國(guó)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的非線性檢驗(yàn)［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（3）.

［22］ ?李小勝，安慶賢.環(huán)境管制成本與環(huán)境全要素生產(chǎn)率研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2012（12）.

［23］ ?李勝蘭，初善冰，申晨.地方政府競(jìng)爭(zhēng)、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域生態(tài)效率［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2014（4）.

［24］ ?吳磊，賈曉燕，吳超，等.異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率的影響［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2020（10）.

［25］ ?Figge F， Hahn T. Sustainable Value Added-measuring Corporate Contributions to Sustainability Beyond eco-efficiency［J］.Ecological Economics， 2004（2）.

［26］ ?Debreu G. The Coefficient of Resource Utilization［J］. Econometrica， 1951（3）.

［27］ ?Farrell M J. The Measurement of Productive Efficiency［J］. Journal of the Royal Statistical Society：Series A （General）， 1957（3）.

［28］ ?Afriat S N. Efficiency Estimation of Production Function［J］.International Economic Review， 1972（1）：13.

［29］ ?Aigner D， Lovell C A K， Schmidt P. Formulation and Estimation of Stochastic Frontier Production Function Models［J］.Journal of Econometrics， 1977（1）.

［30］ ?F?re R， Grosskopf S， Norris M， et al. Productivity Growth， Technical Progress， and Efficiency Change in Industrialized Countries［J］. The American Economic Review， 1994（1）：84.

［31］ ?Caves D W， Christensen L R， Diewert W E . Multilateral Comparisons of Output， Input， and Productivity Using Superlative Index Numbers［J］. The Economic Journal， 1982（1）：92.

［32］ ?Caves D W， Diewert L R C E. The Economic Theory of Index Numbers and the Measurement of Input， Output， and Productivity［J］.Econometrica， 1982（6）.

［33］ ?Pittman R W. Multilateral Productivity Comparisons with Undesirable Outputs ［J］. The Economic Journal， 1983（1）：93.

［34］ ?Shephard R. Cost and Production Functions［M］.Princeton：Princeton University Press， 1953.

［35］ ?Luenberger D G. Benefit Functions And Duality［J］. Journal of Mathematical Economics， 1992（11）：21.

［36］ ?F?re R， Lovell CAK. Measuring the Technical Efficiency of Production［J］.Journal of Economic Theory 1978（1）：19.

［37］ ?Luenberger D G. Microeconomic Theory［M］. Boston： McGraw-Hill，1995.

［38］ ?Charnes A， Cooper W W ， Rhodes E. Measuring the Efficiency of Decision Making Units［J］. European Journal of Operational Research， 1978（6）.

［39］ ?Tone K. A Slacks Based Measure of Efficiency in Data Envelopment Analysis［J］.European Journal of Operational Research， 2001（1）：130.

［40］ ?F?re R， Grosskopf S， Norris M， et al. Productivity Growth， Technical Progress， and Efficiency Change in Industrialized Countries［J］.The American Economic Review，1994（1）.

［41］ ?Grifell-Tatjé E， Lovell C A K.A Generalized Malmquist Productivity Index［J］. Discussion Paper， 1998（1）.

［42］ ?Hailu A， Veeman T S . Environmentally Sensitive Productivity Analysis of the Canadian Pulp and Paper Industry， 1959-1994： An Input Distance Function Approach［J］. Journal of Environmental Economics and Management， 2000（3）.

［43］ ?Cai X， Lu Y， Wu M， et al. Does Environmental Regulation Drive Away Inbound Foreign Direct Investment：Evidence from a Quasi-natural Experiment in China ［J］.Journal of Development Economics， 2016（1）：123.

責(zé)任編輯：倪貝貝

（E-mail：shellni@ 163. com）

收稿日期：2022 - 05 - 25 本刊網(wǎng)址·在線期刊：http：//qks. jhun. edu. cn/jhxs

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“我國(guó)經(jīng)濟(jì)中長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)和國(guó)際趕超前景研究（2020—2050年）”（18BJL026）

作者簡(jiǎn)介：張彩云，女，山東昌邑人，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所副研究員，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，博士，E-mail：zhangcaiyunlisa@163.com；孫坤鑫，女，河北邯鄲人，中國(guó)人民銀行天津分行助理研究員，博士，E-mail：sunkunxin@126.com。