陳璐怡，常悅，胡筱亭，胡朝陽

（1. 上海市國資國企改革發(fā)展研究中心，上海 200233；2. 浙江省發(fā)展規(guī)劃研究院，浙江 杭州 310012；3. 上海財經(jīng)大學 商學院，上海 200433；4. 中國農(nóng)業(yè)銀行上海市分行，上海 200120；5. 友成企業(yè)家鄉(xiāng)村發(fā)展基金會，北京 100027）

為了實現(xiàn)社會的可持續(xù)發(fā)展目標（SDG），需要有效平衡產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的環(huán)境保護與企業(yè)發(fā)展之間的矛盾[1]。從 “社會—技術(shù)” 可持續(xù)性轉(zhuǎn)型的理論視角看，平衡環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展，其本質(zhì)是企業(yè)主動采納綠色創(chuàng)新技術(shù)。為了激勵企業(yè)采納相關(guān)新技術(shù)，需要在更宏觀的社會層面上，對法律框架、稅收、激勵措施、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等要素進行系統(tǒng)性設(shè)計與調(diào)整[2]。綠色產(chǎn)業(yè)政策指的是政府推動社會向低碳、資源節(jié)約型經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的措施，這些措施也能提高經(jīng)濟中的生產(chǎn)效率[3]。故而，綠色產(chǎn)業(yè)政策在驅(qū)動社會可持續(xù)轉(zhuǎn)型中占據(jù)核心位置[4]。

盡管前期研究中已經(jīng)普遍認同社會加速可持續(xù)性轉(zhuǎn)型離不開相應(yīng)綠色產(chǎn)業(yè)政策的引導，但是針對不同轉(zhuǎn)型階段、不同行業(yè)特征，究竟應(yīng)該采用怎樣的政策工具，當前并沒有一個可以明確、普遍的可遵循的指導原則。針對如何開展具體的政策設(shè)計，前期研究指出，分析、評估和實驗的框架是識別政策作用模式、評價政策效果的可行方法[5]。轉(zhuǎn)型是一個復雜、長期、非線性的變化過程，只有基于具體的場景（技術(shù)、組織、地點等要素完備）開展分析，才能更充分地收集相關(guān)治理經(jīng)驗，并應(yīng)用于更大規(guī)模的社會技術(shù)體系的可持續(xù)轉(zhuǎn)型。因此，針對具體場景開展政策評估是綠色產(chǎn)業(yè)政策研究的重要議題。

近年來，多層次視角（MLP）方法被廣泛地應(yīng)用于技術(shù)社會的可持續(xù)性轉(zhuǎn)型相關(guān)研究，綠色產(chǎn)業(yè)政策的評估研究也從中得到了相應(yīng)啟發(fā)。多層次視角描述了 “技術(shù)—社會” 體系中行為者、制度和技術(shù)之間的相互作用。具體來看，多層次視角下的研究通過敘事性的方式，展示了綠色技術(shù)在利基層次的創(chuàng)新如何與宏觀場景相互作用，最終推動了當前制度和體制向更可持續(xù)性狀態(tài)的轉(zhuǎn)變[6]。COENEN 等[7]提出了多層次框架中的利基、體制和場景概念，被認為是相同規(guī)律在不同規(guī)模上顯現(xiàn)出的差異性。隨后，越來越多的研究開始討論綠色產(chǎn)業(yè)政策在不同規(guī)模層次上是如何推動 “社會—技術(shù)” 體系的轉(zhuǎn)型。比如，GANDHI 等[8]和MARRA 等[9]從區(qū)域?qū)哟纬霭l(fā)，提出促進企業(yè)間的協(xié)作可有效解決企業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展困難。這些研究將地理經(jīng)濟學和可持續(xù)性發(fā)展研究聯(lián)系起來，為綠色產(chǎn)業(yè)政策的作用機制提出了多層次的綜合性分析視角[10]。但是這些研究仍然存在以下兩點不足：①研究大多聚焦在政策對企業(yè)層次的影響上，對于綠色產(chǎn)業(yè)政策在區(qū)域?qū)哟紊系淖饔迷u價較少；②少量考慮了多層次特征的政策研究，主要采用案例研究方法，缺少政策的定量評價[11-12]。因此，本研究提出以下研究問題：綠色產(chǎn)業(yè)政策是否影響了我國重污染企業(yè)和區(qū)域可持續(xù)轉(zhuǎn)型？在區(qū)域或者企業(yè)層次上，綠色產(chǎn)業(yè)政策的作用機制分別是怎樣的？

針對上述研究問題，本研究首先構(gòu)建 “區(qū)域—企業(yè)” 跨層次政策研究框架。其次，利用企業(yè)級排污與創(chuàng)新數(shù)據(jù)，采用雙重差分法（DID）評估政策在企業(yè)層面的作用效果。同時，引入?yún)^(qū)域間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，基于不同年份、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)之間的經(jīng)濟聯(lián)系和物流關(guān)系，構(gòu)建區(qū)域內(nèi)不同行業(yè)間的產(chǎn)值流向模型，從而評估政策對產(chǎn)業(yè)區(qū)域的沖擊效果。最后，結(jié)合可持續(xù)轉(zhuǎn)型理論中的空間視角，分析政策在不同目標和作用層級上產(chǎn)生的影響，揭示綠色產(chǎn)業(yè)政策在可持續(xù)轉(zhuǎn)型不同層次上的作用規(guī)律，并得出相應(yīng)的研究結(jié)果。

1 文獻綜述

1.1 綠色產(chǎn)業(yè)政策與跨層次分析框架

綠色產(chǎn)業(yè)政策是政府通過動員社會不同利益相關(guān)方改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、推動社會整體可持續(xù)性轉(zhuǎn)型的重要舉措，是具有復雜性和動態(tài)性的多目標政策組合[13-14]。綠色產(chǎn)業(yè)政策旨在通過制度推動企業(yè)負外部性問題內(nèi)部化，糾正市場在環(huán)境領(lǐng)域的失靈問題，從而協(xié)調(diào)、整合產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的環(huán)境和經(jīng)濟目標[15]。因此，從政策的價值取向看，綠色產(chǎn)業(yè)政策首先是一個典型的政策組合，并可以進一步區(qū)分為環(huán)境導向型政策工具和產(chǎn)業(yè)導向型政策工具。環(huán)境導向型政策工具多為規(guī)制型政策，重點關(guān)注如何減少生產(chǎn)過程中的環(huán)境損害。這類政策工具會直接增加企業(yè)的整體生產(chǎn)成本，導致企業(yè)銷售利潤的降低，甚至抑制企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[11]。相反地，產(chǎn)業(yè)導向型政策工具多為激勵型政策，聚焦推動行業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，旨在加快重污染企業(yè)在可持續(xù)性技術(shù)方面研發(fā)與采納。這類政策工具可以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新、促進節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)，進而提高企業(yè)競爭力。但是，綠色產(chǎn)業(yè)政策中環(huán)境導向型政策和產(chǎn)業(yè)導向型政策工具之間尚未充分協(xié)同。在政策實踐中，采用環(huán)境導向型政策工具和產(chǎn)業(yè)導向型政策工具并沒有明確邊界，實際產(chǎn)業(yè)治理中缺少政策連貫性，致使企業(yè)無法形成穩(wěn)定預(yù)期，導致企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)活動中的不確定性進一步提高[16]。

綠色產(chǎn)業(yè)政策具有典型的產(chǎn)業(yè)特征與地域特征。COENEN 等[10]指出，可持續(xù)轉(zhuǎn)型過程中存在地理上的不均勻性，即在獨特地方條件下存在特定的控制、依賴、競爭和合作關(guān)系，這些關(guān)系在多大程度上以及以何種方式出現(xiàn)，當前的可持續(xù)轉(zhuǎn)型研究尚不充分。也有學者從產(chǎn)業(yè)區(qū)域視角，發(fā)現(xiàn)不同產(chǎn)業(yè)聚集模式下環(huán)境政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在明顯差異，例如LI 等[17]指出，環(huán)境規(guī)制的沖擊會引發(fā)產(chǎn)業(yè)區(qū)域變遷，抑制產(chǎn)業(yè)區(qū)域的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著負向影響。然而，在當前可持續(xù)性轉(zhuǎn)型的研究中，對綠色產(chǎn)業(yè)政策的評價往往關(guān)注特定層次，缺乏從跨層次的角度審視政策的聯(lián)動作用。

因此，本研究嘗試構(gòu)建 “區(qū)域—企業(yè)” 跨層次的綠色產(chǎn)業(yè)政策評估框架，綜合考慮政策目標、治理規(guī)模以及政策組合的協(xié)同性問題，對綠色產(chǎn)業(yè)政策在不同目標和作用層級上的效果進行定量識別，從而更加系統(tǒng)、科學地對區(qū)域間產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展和企業(yè)可持續(xù)轉(zhuǎn)型進行評估。 “區(qū)域—企業(yè)” 跨層次分析理論框架如圖1 所示。

圖1 “區(qū)域—企業(yè)” 跨層次綠色產(chǎn)業(yè)政策評估框架

1.2 可持續(xù)轉(zhuǎn)型要求下的跨層次政策評估

上述跨層次的政策分析框架，也對政策評估研究提出了更高的要求。KEMP 等[18]認為，轉(zhuǎn)型過程是回合制的，在每個回合中都需要進行轉(zhuǎn)型程度的評估，然后根據(jù)評估結(jié)果制定下一個回合相應(yīng)政策，從而不斷放大政策在可持續(xù)轉(zhuǎn)型過程中的增強效果。LOORBACH 等[5]提出了分析、評估和實驗是轉(zhuǎn)型治理中的三種典型治理方法，其中特別提到，對政策的評價幫助研究者深入了解了政策是如何維持現(xiàn)有制度并推進社會可持續(xù)轉(zhuǎn)型的。同時，政策評價還從量化研究的角度衡量了政策在多大程度上對可持續(xù)轉(zhuǎn)型起到了推動作用。綜上所述，政策評價研究是推動社會可持續(xù)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，但是因為研究工具和研究數(shù)據(jù)的約束，當前研究數(shù)量還非常有限。在政策評價實踐中，評價研究也經(jīng)歷了數(shù)據(jù)從省域、縣域到企業(yè)級的不斷細化，評價方法也從指標衡量發(fā)展到了因果機制與政策效果估算。盡管當前政策評價已經(jīng)引入雙重差分、斷點回歸等數(shù)據(jù)驅(qū)動的評估模型[14,19]，但是這些政策評價往往聚焦在常見特定指標上，難以充分反映可持續(xù)轉(zhuǎn)型中的系統(tǒng)性。因此，為了分析哪些政策評估工具可以更好地配合政策評估框架，本研究考慮了多種組合途徑，期望通過對政策進行更加系統(tǒng)性的評價，揭示潛在的政策機理[20]。

考慮到綠色產(chǎn)業(yè)政策包含環(huán)境導向型政策工具和產(chǎn)業(yè)導向型政策工具，當前研究普遍認可相關(guān)政策是可以提升企業(yè)的環(huán)境績效的。但是，更多的爭論聚焦在綠色產(chǎn)業(yè)政策能否像政策研究者所期望的那樣，可以兼顧兩類政策的優(yōu)勢，既推動企業(yè)環(huán)境績效改善，又能增強企業(yè)市場競爭力。盡管古典經(jīng)濟學認為環(huán)境規(guī)制會導致企業(yè)減少投入技術(shù)創(chuàng)新的利潤，直接影響企業(yè)技術(shù)積累以及生存發(fā)展。但是根據(jù)波特理論，適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制壓力可以提升企業(yè)的創(chuàng)新績效[21]。同時，F(xiàn)ISCHER 等[22]也提出綠色產(chǎn)業(yè)政策將有效激勵企業(yè)的新技術(shù)采納，創(chuàng)造和培育新興市場，從而推動綠色經(jīng)濟發(fā)展。因此，本研究根據(jù)綠色產(chǎn)業(yè)政策對本地的影響機制，提出假設(shè)1：

假設(shè)1a：綠色產(chǎn)業(yè)政策實施可以提升區(qū)域內(nèi)企業(yè)的環(huán)境績效；

假設(shè)1b：綠色產(chǎn)業(yè)政策實施可以提升區(qū)域內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

COENEN 等[10]的研究揭示了可持續(xù)性轉(zhuǎn)型的空間不均勻特征，并提出企業(yè)可以在區(qū)域中共同分擔污染治理成本，從而推動可持續(xù)轉(zhuǎn)型。研究者逐漸意識到綠色產(chǎn)業(yè)政策不但會直接影響政策作用區(qū)域內(nèi)企業(yè)的績效，也會對周邊區(qū)域的企業(yè)績效甚至產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。一般來說，隨著綠色產(chǎn)業(yè)政策的實施，對于周邊可能存在兩種完全相反的影響。一方面，如果綠色產(chǎn)業(yè)政策促進了本地產(chǎn)業(yè)的綠色發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級，為了覆蓋環(huán)境治理成本，企業(yè)會同步提升產(chǎn)能，最終引發(fā)反彈效應(yīng)[23]；隨著污染治理效率的提升，改造升級的企業(yè)會抑制周邊區(qū)域的產(chǎn)能，最終導致周邊區(qū)域企業(yè)全要素生產(chǎn)率的下降，環(huán)境污染同步減少。另一方面，污染天堂假設(shè)提出，隨著政策執(zhí)行區(qū)域綠色發(fā)展水平提升，污染型的企業(yè)會遷移到周邊地區(qū)，最終導致周邊區(qū)域污染增加，并帶動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[24]。因此，引入空間要素后，本研究提出假設(shè)2：

假設(shè)2a：綠色產(chǎn)業(yè)政策實施可以提升周邊區(qū)域企業(yè)的環(huán)境績效；

假設(shè)2b：綠色產(chǎn)業(yè)政策實施可以提升周邊區(qū)域企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

此外，本研究根據(jù)長三角地區(qū)地理特征，進一步細化區(qū)域的概念，考慮了運輸通道在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變革中的作用。例如紡織印染等產(chǎn)業(yè)耗水量大，產(chǎn)業(yè)往往更加集中在河道周邊。根據(jù)沈坤榮等[25]的研究，高耗水產(chǎn)業(yè)會順流而上進行轉(zhuǎn)移，搬遷到周邊且同樣接近主要河流的區(qū)域，以便更加容易獲取水源，也更容易利用水道運輸。據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：

假設(shè)3：相比于非沿江區(qū)域，綠色產(chǎn)業(yè)政策對周邊沿江區(qū)域的影響效果更加明顯。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

為了檢驗本研究的假設(shè)，參照CHEN 等[14]的研究，基于非平衡面板數(shù)據(jù)，采用分組雙重差分方法，比較政策對于不同區(qū)域的沖擊程度。

2.1 變量選擇與計量模型設(shè)定

為了實現(xiàn)區(qū)域綠色產(chǎn)業(yè)政策環(huán)境績效和技術(shù)進步績效的多目標評價，本研究采用了企業(yè)COD 排放強度和全要素生產(chǎn)率兩個指標作為本次政策績效評價研究的因變量，計算方法如公式（1）和（2）所示。

式（1）、（2）中：COD_DIit是年度t公司i的廢水COD排放強度。本研究分別采用OLLEY 等[26]的回歸模型（ “OP 法” ）與LEVINSOHN 等[27]的回歸模型（ “LP 法” ），計算微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。其中，Yit表示企業(yè)i在t年的工業(yè)增加值；Kit和Lit分別為企業(yè)i在年份t的固定資產(chǎn)和人員規(guī)模。LP 法計算的TFP 值用于穩(wěn)健性檢驗。為了定量比較不同區(qū)域企業(yè)受到的政策沖擊差異，本研究綜合使用平行趨勢假設(shè)檢驗、面板數(shù)據(jù)回歸、DID 方法，具體模型如公式（3）～（5）所示：

平行趨勢假設(shè)檢驗如公式（3）所示，主要用于判斷政策執(zhí)行前后不同區(qū)域企業(yè)的排污強度和技術(shù)進步效率的變化趨勢是否出現(xiàn)明顯差異[28]。yit為代表企業(yè)環(huán)境績效或代表企業(yè)技術(shù)進步績效的變量；Trend表示2003—2007 年，依次取值1、2、3、4、5；Region是區(qū)域虛擬變量，對照組取值為0；Xit為控制變量，λt和μin分別表示時間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。若系數(shù)β3結(jié)果不顯著，表明在2003—2007 年，受到政策沖擊區(qū)域的企業(yè)與其他地區(qū)企業(yè)樣本之間不存在顯著的差異，則平行趨勢假設(shè)成立。

隨后，采用DID 法評價政策沖擊對相應(yīng)區(qū)域環(huán)境質(zhì)量與技術(shù)進步影響的差異。如公式（4）和（5）所示，DIit和TFPit分別代表企業(yè)的環(huán)境與技術(shù)進步績效；Time作為虛擬變量，該變量在政策執(zhí)行后取值為1，政策執(zhí)行前取值為0。

2.2 區(qū)域間產(chǎn)值流動分析

除了采用傳統(tǒng)計量模型衡量政策對于企業(yè)的作用效果外，本研究基于2007 年、2010 年和2012 年區(qū)域間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用雙邊等比例調(diào)整（RAS）方法，推算2005—2014 年每年的區(qū)域間投入產(chǎn)出數(shù)值[29]?；?006—2014 年區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)流動數(shù)據(jù)，進一步分析政策在省級層面產(chǎn)生的影響。根據(jù)彭焜等人的研究，本研究采用網(wǎng)絡(luò)方法展示區(qū)域間產(chǎn)值流動的分析結(jié)果[30]?；谕扑愫蟮膮^(qū)域間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，分別計算了政策執(zhí)行前后不同行業(yè)間產(chǎn)值流動方向與數(shù)量，并比較了政策執(zhí)行前后不同行業(yè)間產(chǎn)值流動的變化情況，計算方法如下：

2.3 數(shù)據(jù)來源

本研究選取2007 年國家發(fā)展改革委出臺的綜合環(huán)境政策《太湖流域水環(huán)境綜合治理總體方案》作為研究對象，該政策為邊界明確的多目標區(qū)域性綠色產(chǎn)業(yè)政策，包含太湖地區(qū)城鎮(zhèn)污水處理廠及重點工業(yè)行業(yè)主要水污染物排放強度、排放總量等多項指標管控要求及具體的操作細則，對太湖區(qū)域調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高科技支撐能力等也提出了明確的治理思路，相關(guān)政策的實施切實推動了長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)轉(zhuǎn)型。LIU 等[31]對相關(guān)政策導致的環(huán)境績效、勞動生產(chǎn)率變化等內(nèi)容開展了討論，但是這些研究并沒有考慮政策對周邊地區(qū)的影響，也沒有結(jié)合多源數(shù)據(jù)從跨層次的角度對該政策沖擊進行更深層次的分析，本研究會進行相應(yīng)的補充分析。

根據(jù)CHEN 等[14]的前期研究，本研究在微觀企業(yè)層面，通過企業(yè)法人代碼、企業(yè)名稱、地區(qū)、行業(yè)、郵政編碼和主要產(chǎn)品等字段匹配了中國企業(yè)污染排污數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)運行數(shù)據(jù)庫，并排除數(shù)據(jù)缺失情況，最終獲得2003—2010 年，共計109 970 條樣本。同時，在區(qū)域?qū)用妫勒罩袊茖W院地理科學與資源研究所編制的2007 年和2010 年的區(qū)域間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，本研究收集整理了重點年份的江浙皖三省區(qū)域間不同行業(yè)之間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，計算區(qū)域間的產(chǎn)值流動變化情況。本研究使用的變量以及對應(yīng)數(shù)據(jù)來源如表1 所示。

表1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

此外，本研究還劃分了政策執(zhí)行區(qū)、影響區(qū)與對照組，作為評價政策執(zhí)行效應(yīng)，溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)，具體如表2 所示。

表2 本研究中實驗組與對照組的劃分

3 結(jié)果與討論

3.1 描述性分析

本節(jié)基于企業(yè)級數(shù)據(jù)分析了政策執(zhí)行區(qū)、政策影響區(qū)以及對照組樣本中的企業(yè)COD 排放強度（COD_DI）和全要素生產(chǎn)率（TFP），如圖2 所示。從環(huán)境績效看，在圖2a 政策執(zhí)行區(qū)與圖2b 政策影響區(qū)內(nèi)，企業(yè)廢水COD 排放強度都發(fā)生了明顯的下降。2003 年至2012 年，政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)的平均COD 排放強度從1.6 千克/千元下降到了0.2 千克/千元；政策影響區(qū)企業(yè)的平均COD排放強度也從1.4 千克/千元下降到了0.4 千克/千元。但是相比于政策影響區(qū)，政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)的環(huán)境變化更為明顯。從企業(yè)全要素生產(chǎn)率看（TFP）來看，政策執(zhí)行區(qū)域和受政策影響區(qū)域內(nèi)企業(yè)技術(shù)水平持續(xù)上升，但是政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)相關(guān)水平上升速度較快，而政策影響區(qū)和控制區(qū)全要素生產(chǎn)率沒有明顯差異。

圖2 2003—2012年政策執(zhí)行區(qū)、政策影響區(qū)的環(huán)境績效與全要素生產(chǎn)率

如表3 所示，本研究包含觀測樣本共計109 970 條，其中政策執(zhí)行區(qū)的樣本量7 019 條。政策執(zhí)行區(qū)樣本的全要素生產(chǎn)率均值最高，且相應(yīng)的標準差也在所有組別中最小，說明政策執(zhí)行區(qū)域相關(guān)產(chǎn)業(yè)制造業(yè)企業(yè)效率全國領(lǐng)先。同時，相比于對照組，政策執(zhí)行區(qū)域的污染并不是最重的，但依然以該區(qū)域為整改對象，說明了該區(qū)域有經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，可以作為全國的表率與示范。因此，通過政策推動太湖周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型十分必要。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

3.2 回歸分析

本研究通過DID 方法，分析太湖區(qū)域?qū)嵤┑沫h(huán)境政策對當?shù)丨h(huán)境與發(fā)展績效的凈變化。如表4 所示，平行趨勢檢驗證明，樣本在政策執(zhí)行前沒有明顯差別?；诖饲疤幔芯窟M一步評價了政策的影響。如表4 政策執(zhí)行效果所示，政策執(zhí)行區(qū)內(nèi)企業(yè)的平均COD 排放強度平均下降了約0.94 千克/千元，企業(yè)全要素生產(chǎn)率相比于對照組城市也顯著下降。該結(jié)論驗證了假設(shè)H1a，即綠色產(chǎn)業(yè)政策有效控制了企業(yè)的污染排放；同時否定了假設(shè)H1b，即綠色產(chǎn)業(yè)政策在抑制污染的同時，顯著抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。說明在2008 年前后，盡管政府希望平衡經(jīng)濟和環(huán)境保護，但是因為政策工具之間的協(xié)調(diào)尚不充分，在政策執(zhí)行的具體過程中，還是優(yōu)先保證企業(yè)環(huán)境績效改善，抑制企業(yè)技術(shù)發(fā)展。

表4 政策執(zhí)行區(qū)內(nèi)綠色產(chǎn)業(yè)實施效果

本研究基于兩個方法驗證結(jié)論的穩(wěn)健性：（1）通過傾向值匹配（PSM-DID）方法，從對照組和實驗組中識別了相似度更高的樣本后，再次采用雙重差分方法檢驗，結(jié)果如表4 的PSM-DID 所示，樣本經(jīng)過更精細匹配后回歸結(jié)果依然穩(wěn)健，說明政策對于本地企業(yè)影響并不會受到樣本變化而發(fā)生明顯的改變；（2）根據(jù)陳璐怡等[32]的研究，改用TFP_LP 方法計算TFP 值，發(fā)現(xiàn)LP 方法和OP 方法計算的TFP，回歸結(jié)果顯著性沒有明顯差異，進一步說明回歸結(jié)果信度較好，該環(huán)境政策對于政策執(zhí)行區(qū)內(nèi)企業(yè)環(huán)境績效的提升和技術(shù)效率降低在不同方法下的評估結(jié)果是近似的。此外，本研究使用煙塵排放強度（Smoke_EI）作為安慰劑檢驗，發(fā)現(xiàn)煙塵排放強度并沒有受到該政策的沖擊。證明在同一時期，并不存在其他整體性的環(huán)境政策同時影響企業(yè)水污染和空氣污染排放。此外，假設(shè)2006 年作為政策執(zhí)行年，回歸結(jié)果顯示，政策對于企業(yè)環(huán)境績效的影響不再顯著?；貧w結(jié)果說明在2006 年并不存在潛在的未識別政策導致企業(yè)環(huán)境和技術(shù)績效發(fā)生顯著變化。

3.3 機制分析

3.3.1 綠色產(chǎn)業(yè)政策效果對周邊區(qū)域企業(yè)的影響

上述研究已經(jīng)較為系統(tǒng)地揭示了綠色產(chǎn)業(yè)政策對于政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)環(huán)境績效與發(fā)展績效的影響，但仍忽略了政策對周邊地區(qū)企業(yè)的影響效果。為了在統(tǒng)計分析中納入更多的數(shù)據(jù)樣本，本研究沒有采用典型平衡面板并通過空間雙重差分方法衡量政策的溢出效應(yīng)，而是參照課題組以往的研究[14,33]，基于非平衡面板數(shù)據(jù)，采用分組雙重差分方法，比較政策對于不同區(qū)域的沖擊效果。

政策對周邊區(qū)域帶來的沖擊如表5 所示。從時間上來看，中國總體上企業(yè)的環(huán)境績效持續(xù)提升，且企業(yè)技術(shù)水平也有穩(wěn)定的提升。從政策執(zhí)行的綜合效果來看，不同區(qū)域企業(yè)績效發(fā)展呈現(xiàn)出 “差序格局” ：第一，在政策執(zhí)行區(qū)域，受政策影響，企業(yè)的環(huán)境績效明顯提升，而技術(shù)發(fā)展水平有顯著下降，說明在政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)寧愿損失部分產(chǎn)能也保證了環(huán)境績效的改善；第二，在周邊非沿江區(qū)域，相關(guān)企業(yè)的環(huán)境績效也得到了明顯提升，但是企業(yè)技術(shù)發(fā)展水平?jīng)]有明顯變化，說明周邊非沿江地區(qū)也受到政策的溢出影響，企業(yè)在保持自身產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的前提下，主動提高環(huán)境績效，該結(jié)論使得假設(shè)H2a得到了部分驗證，即綠色產(chǎn)業(yè)政策可以有效提升政策執(zhí)行區(qū)域周邊地區(qū)的環(huán)境績效；第三，在周邊沿江地區(qū)，相關(guān)企業(yè)的環(huán)境績效沒有顯著性變化，但是技術(shù)水平卻獲得了明顯提升，這說明相關(guān)企業(yè)在現(xiàn)有污染治理能力下，顯著提升了企業(yè)的技術(shù)和效率水平，沿江區(qū)域企業(yè)正在試圖填補政策執(zhí)行導致的市場需求不足。因此，本研究假設(shè)H2b 也得到了部分驗證，即綠色產(chǎn)業(yè)政策可以有效提升政策執(zhí)行區(qū)域周邊地區(qū)的企業(yè)發(fā)展績效。此外，從周邊地區(qū)企業(yè)績效的分析結(jié)果來看，本研究并沒有發(fā)現(xiàn)周邊地區(qū)的企業(yè)會通過提高污染強度來換取更多的市場份額。相關(guān)結(jié)論與ZHU 等[34]的研究類似，綠色產(chǎn)業(yè)政策對于政策執(zhí)行地區(qū)的規(guī)制作用，對周邊區(qū)域產(chǎn)生了威懾效應(yīng)，確保了在更大區(qū)域內(nèi)企業(yè)環(huán)境績效的持續(xù)向好。

表5 政策對于不同區(qū)域影響的效果

同時，根據(jù)CHEN 等[14]的方法，本研究進一步采用分組動態(tài)雙重差分方法，衡量了政策對于不同區(qū)域企業(yè)的影響逐年效果。如表6 所示，在政策執(zhí)行區(qū)內(nèi)企業(yè)與對照組樣本之間在政策執(zhí)行前沒有顯著差別；政策執(zhí)行后，相比于對照組企業(yè)，政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)的排污強度以及全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出顯著下降（Pvalue ＜0.01）。在政策影響區(qū)（非沿江），可以發(fā)現(xiàn)在政策執(zhí)行前，區(qū)域內(nèi)企業(yè)相比于對照組樣本，排污強度有顯著提升，而全要素生產(chǎn)率有顯著降低，這說明在政策執(zhí)行前，該地區(qū)的企業(yè)往往使用的是落后技術(shù)，同時也對區(qū)域造成比較嚴重的污染；隨著政策執(zhí)行，該地區(qū)的企業(yè)的污染排放低于對照組，同時全要素生產(chǎn)率也低于對照組樣本，這說明盡管這些企業(yè)并不在政策執(zhí)行區(qū)中，但是政策執(zhí)行區(qū)中綠色產(chǎn)業(yè)政策的威懾效應(yīng)導致該區(qū)域中企業(yè)在控制產(chǎn)能不受顯著影響的情況下，自覺提升自身的環(huán)境績效。而在政策影響區(qū)（沿江）的企業(yè)，在政策執(zhí)行前這些企業(yè)的環(huán)境績效和全要素生產(chǎn)率和對照組企業(yè)沒有顯著差異；在政策執(zhí)行后，相比于對照組企業(yè)，在政策影響區(qū)（沿江）企業(yè)的效率有顯著提升，但是環(huán)境績效沒有顯著變化。相關(guān)結(jié)果意味著，在政策影響區(qū)的沿江企業(yè)利用長江運輸?shù)膬?yōu)勢，提高生產(chǎn)效率，彌補政策執(zhí)行區(qū)內(nèi)企業(yè)減產(chǎn)造成的市場供應(yīng)不足。因此，本研究假設(shè)H3 也得到了部分驗證，即相比于非沿江區(qū)域，綠色產(chǎn)業(yè)政策對于可以更加顯著地提升沿江區(qū)域企業(yè)的發(fā)展績效。但是，相比于周邊沿江區(qū)域，綠色產(chǎn)業(yè)政策對于非沿江區(qū)域企業(yè)的環(huán)境績效的影響更加明顯。

表6 政策實施前后逐年效果展示

3.3.2 綠色產(chǎn)業(yè)政策與區(qū)域間產(chǎn)值流動

上節(jié)政策評價模型揭示了不同區(qū)域企業(yè)對于綠色產(chǎn)業(yè)政策不同的響應(yīng)行為。在本節(jié)，基于區(qū)域間投入產(chǎn)出模型，分析綠色產(chǎn)業(yè)政策對區(qū)域價值流動的影響，從而對上節(jié)結(jié)論進行輔助驗證?？紤]到政策的典型影響范圍，本研究采用江蘇、浙江、安徽三省重污染行業(yè)產(chǎn)值年度變化，分析綠色產(chǎn)業(yè)政策對于產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展的影響?；谔K浙皖三省七個典型重污染產(chǎn)業(yè)在2007 年、2009 年和2014 年實際存在的產(chǎn)值流入和流出量計算區(qū)域間產(chǎn)值流動關(guān)系，得到420 種產(chǎn)值凈流動關(guān)系的變化，相關(guān)流向網(wǎng)絡(luò)關(guān)系圖如圖3 所示。2007—2014 年，三省不同產(chǎn)業(yè)間的價值流向保持穩(wěn)定，不同省份之間僅發(fā)生了18次產(chǎn)值從凈流入轉(zhuǎn)為凈流出（簡稱 “逆轉(zhuǎn)” ），占比4.29%。如圖3 紅黃實線所示，2007—2009 年僅江蘇紡織行業(yè)就發(fā)生了4 次產(chǎn)值流動的逆轉(zhuǎn)，占逆轉(zhuǎn)總數(shù)的22.22%。基于宏觀產(chǎn)值流動分析發(fā)現(xiàn)，2008 年綠色產(chǎn)業(yè)政策沖擊不僅僅造成了企業(yè)生產(chǎn)行為的調(diào)整，對于區(qū)域?qū)用嬉泊嬖陲@著影響。同時，本研究基于Bootstrap 抽樣方法，進行模擬抽樣統(tǒng)計[35]。從420 個產(chǎn)值凈流動數(shù)據(jù)中每次抽取20 個樣本，一共進行了200 萬次有放回的隨機抽樣，統(tǒng)計結(jié)果的直方圖及核密度分布如圖4 所示。由統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，在20 個樣本中同一個行業(yè)出現(xiàn)4 次逆轉(zhuǎn)的概率為0.25%。該結(jié)論進一步驗證了綠色產(chǎn)業(yè)政策對于區(qū)域發(fā)展的顯著性影響。

圖3 蘇浙皖重污染產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域產(chǎn)值流向變化圖

圖4 Bootstrap統(tǒng)計模擬的核密度分布

此外，如圖3 所示，相比于2009 年的產(chǎn)值流向，其中發(fā)生逆轉(zhuǎn)的四個產(chǎn)業(yè)中有三個產(chǎn)業(yè)在2014 年發(fā)生了再次逆轉(zhuǎn)（如紅色實線所示），僅有 “江蘇紡織—江蘇造紙” 區(qū)域間的投入產(chǎn)出表沒有發(fā)生逆轉(zhuǎn)變化。相關(guān)結(jié)論揭示了，相關(guān)綠色產(chǎn)業(yè)政策在短期內(nèi)可能造成區(qū)域產(chǎn)業(yè)暫時性的發(fā)展落后，這是區(qū)域可持續(xù)轉(zhuǎn)型中不可避免的陣痛，但是隨著轉(zhuǎn)型升級完成，結(jié)合本區(qū)域所具備的傳統(tǒng)人才、技術(shù)、市場優(yōu)勢，在一段時間后還會重新獲取區(qū)域產(chǎn)業(yè)競爭力，從而實現(xiàn)區(qū)域的高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展。

上述基于區(qū)域間投入產(chǎn)出模型的分析，可以得到兩個區(qū)域發(fā)展的結(jié)論。第一，說明了綠色產(chǎn)業(yè)政策實施以后，市場的需求并不只是由省內(nèi)的企業(yè)進行彌補，很多產(chǎn)能外遷到鄰近省份或由周邊地區(qū)產(chǎn)能彌補，該結(jié)論和表5 和表6 展示的結(jié)論相互驗證；第二，說明了我國在長三角地區(qū)，紡織產(chǎn)業(yè)一體化程度較高，已經(jīng)形成了一個較為完善的跨區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈。盡管其中特定區(qū)域因為突發(fā)性事件會造成產(chǎn)業(yè)鏈不暢，但是可以很快通過省際的產(chǎn)能重新分配，確保區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)的供需平衡相對穩(wěn)定。因此，本研究基于特定產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)域價值流分析，初步展示了區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈對于綠色產(chǎn)業(yè)政策的動態(tài)響應(yīng)，為我國當前產(chǎn)業(yè)鏈韌性分析提供了分析工具。

3.4 綠色產(chǎn)業(yè)政策的跨層次治理

基于上文經(jīng)濟計量模型和區(qū)域間 “投入—產(chǎn)出” 方法，確認了綠色產(chǎn)業(yè)政策在區(qū)域可持續(xù)轉(zhuǎn)型中的多重作用機制。根據(jù)前文中的 “區(qū)域—企業(yè)” 框架以及后續(xù)的實證研究，本研究細化了不同層次、不同目標上政策作用機制存在的明顯差異，可以總結(jié)為進行威懾、提升區(qū)域聯(lián)通、治理現(xiàn)存污染和促進企業(yè)創(chuàng)新四類特征（表7）。

表7 “區(qū)域—企業(yè)” 跨層次下的重污染行業(yè)綠色治理路徑

4 結(jié)論與政策啟示

本研究基于政策評估驗證了綠色產(chǎn)業(yè)政策在 “區(qū)域—企業(yè)” 不同層次上、不同方式有效地推動社會技術(shù)體系的可持續(xù)轉(zhuǎn)型。

在理論拓展上，本研究以實證方法驗證了綠色產(chǎn)業(yè)政策作用的多層次性。相關(guān)政策不但對政策執(zhí)行區(qū)企業(yè)的環(huán)境和發(fā)展績效有顯著影響，同時也影響政策執(zhí)行區(qū)域周邊區(qū)域的企業(yè)可持續(xù)轉(zhuǎn)型軌跡。其次，本研究基于區(qū)域?qū)用娴姆治?，提出并驗證了綠色產(chǎn)業(yè)政策空間溢出效應(yīng)背后的三種機制，包括威懾效應(yīng)、聯(lián)通效應(yīng)以及創(chuàng)新誘導效應(yīng)。正因為綠色產(chǎn)業(yè)政策不但涉及環(huán)境目標，同時也關(guān)注產(chǎn)業(yè)目標，其可以借助市場拉動的方式，更有效地推動產(chǎn)業(yè)在區(qū)域?qū)用嫔蠈崿F(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟績效的協(xié)同發(fā)展。在研究方法上，本研究摒棄了典型的空間計量方法，采用分組雙重差分方法，盡可能多地保留原始數(shù)據(jù)，從而為實證研究反映現(xiàn)實產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況奠定了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，同時也為分析產(chǎn)業(yè)可持續(xù)轉(zhuǎn)型中的異質(zhì)性提供支撐。

基于中國長三角地區(qū)的實證研究，本文進一步驗證了 “經(jīng)濟發(fā)展是環(huán)境保護的基礎(chǔ)” 這一論斷。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)不但為產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)轉(zhuǎn)型升級提供了必要的技術(shù)支持與資金支撐，更重要的是，由于相應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展繁榮，必然存在互補的產(chǎn)業(yè)集群與產(chǎn)業(yè)鏈。所以當環(huán)境治理或者綠色發(fā)展政策在區(qū)域內(nèi)造成一定的沖擊后，區(qū)域內(nèi)企業(yè)可以依托已經(jīng)形成的具有韌性的產(chǎn)業(yè)鏈網(wǎng)絡(luò)，快速回應(yīng)綠色產(chǎn)業(yè)政策或者環(huán)境規(guī)制所帶來的影響，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)向可持續(xù)發(fā)展方向的快速迭代與升級，支撐區(qū)域經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。