摘 要： 以2014—2020年中國282個地級市（州）為樣本，運用雙重差分法評估了霧霾治理政策對綠色經濟增長的影響。研究結果表明，霧霾治理政策在促進綠色經濟增長方面起到了顯著的推動作用。從動態(tài)分析來看，政策實施對目標地區(qū)綠色經濟增長的促進作用相對穩(wěn)定。此外，霧霾治理政策對非資源型城市的綠色經濟增長具有促進作用，而對資源型城市的作用不顯著；同時，相較于規(guī)模較大的城市，霧霾治理政策的實施對于中小城市的綠色經濟增長的促進效果更為顯著。機制分析表明，實施霧霾治理政策通過促進綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級兩條路徑促進綠色經濟增長。

關鍵詞： 霧霾治理；綠色經濟增長；綠色技術創(chuàng)新；產業(yè)結構升級

中圖分類號： F124.5；X196 文獻標識碼： A DOI： 10.3963/j.issn.1671-6477.2024.04.011

綠色經濟增長作為一種可持續(xù)發(fā)展的經濟模式，已成為全球各國關注的焦點。隨著世界各地環(huán)境問題的日益嚴重和資源的稀缺，越來越多的國家開始重視綠色經濟增長的重要性。綠色經濟增長旨在通過提高資源利用效率、減少環(huán)境污染、促進可再生能源開發(fā)等手段，實現經濟的可持續(xù)發(fā)展和環(huán)境的保護。黨的二十大報告強調，推動經濟社會發(fā)展綠色化、低碳化是實現高質量發(fā)展的關鍵。改革開放40年以來，中國經濟增長取得了舉世矚目的成就。然而，隨著經濟的增長，環(huán)境問題日益凸顯，政府亟需思考如何處理“經濟增長、資源節(jié)約、環(huán)境友好”三者之間的關系^［1］。傳統(tǒng)的經濟增長模式，即犧牲環(huán)境質量以換取速度的粗放式發(fā)展，是不可持續(xù)的。同時，僅僅追求環(huán)境質量而忽略經濟發(fā)展也會給社會經濟帶來壓力^［2］。面對這一挑戰(zhàn)，中國政府和社會各界亟需找到一條既能有效治理霧霾又能保證經濟健康增長的路徑。著力實現綠色經濟增長，即在保護環(huán)境的同時促進經濟發(fā)展，是解決這一難題的關鍵。這要求我們在發(fā)展過程中更加注重生態(tài)文明建設，推動綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)轉型，確保經濟增長與環(huán)境保護相得益彰，為實現可持續(xù)發(fā)展奠定堅實基礎。

霧霾污染對中國的國際形象和人民健康產生了嚴重影響。根據Chen等人的研究，長期暴露于污染空氣中，每上升100 μg/m³的總懸浮顆粒物（TSP）會導致平均預期壽命縮短3年^［3］。霧霾對中國的實際影響表現為：各省份和城市之間的污染相互影響日益顯著，大氣污染呈現出顯著的同步性。因此，霧霾治理不僅僅是一個城市或地區(qū)的問題，而是一個區(qū)域性普遍問題。中國各省份和城市在資源稟賦、能源消耗、污染程度、經濟發(fā)展水平等方面存在較大差異^［4］，一刀切的霧霾治理政策不符合現實情況。京津冀地區(qū)及周邊地區(qū)（包括河北、天津、北京、山西、山東等省市）在過去幾年一直面臨嚴重的大氣污染問題，這些地區(qū)的PM2.5濃度常年超標，對居民的健康和生產生活造成了嚴重危害。此外，京津冀地區(qū)是中國經濟發(fā)展的重要區(qū)域，也是人口和交通流動的集中地區(qū)，因此對大氣污染防治工作的要求更為迫切。為此，中央政府將京津冀及周邊地區(qū)作為全國大氣污染防治工作的重點區(qū)域，并提出了一系列具體的污染防治措施，2017年2月17日國務院環(huán)境保護部印發(fā)了《京津冀及周邊地區(qū)2017ZUH6+d7HtUp8jDLxAbTzT6PM6iTt7Wl64cpdJyGJ23s=年大氣污染防治工作方案》，2017年8月21日環(huán)保部等10部門聯合京津冀、山東、山西、河南等6省市政府出臺了《京津冀及周邊地區(qū)2017—2018年秋冬季大氣污染綜合治理攻堅行動方案》。此后又分別于2018年9月21日和2019年10月11日出臺了《京津冀及周邊地區(qū)2018—2019年秋冬季大氣污染綜合治理攻堅行動方案》和《京津冀及周邊地區(qū)2019-2020年秋冬季大氣污染綜合治理攻堅行動方案》，針對京津冀霧霾治理的措施方案統(tǒng)稱為《“2+26”城市治霾方案》?！丁?+26”城市治霾方案》綜合考慮了產業(yè)結構調整、交通治理、燃煤治理、工業(yè)污染治理、環(huán)保設施建設等多個方面的措施，形成了一套系統(tǒng)的治理策略。這種綜合治理的方式更能夠全面減少大氣污染物的排放，提高治理效果。其次，該方案關注的是中國北方地區(qū)特別是北京、天津以及26個重點城市，由于這些城市人口眾多，經濟發(fā)展快速，空氣質量的改善直接關系到數千萬居民的健康和生活質量，治理效果對整個國家的空氣質量改善具有重要影響，通過治理這些地區(qū)的大氣污染，可以改善更多人的生活環(huán)境，提高人民群眾的幸福感和生活質量。同時北京、天津和其他26個重點城市作為中國經濟和人口密集的區(qū)域，對于其他地區(qū)的發(fā)展和治理具有示范作用。通過成功實施《“2+26”城市治霾方案》，可以為其他地區(qū)提供經驗和借鑒，推動全國范圍內的大氣污染治理工作，所以本文選取《“2+26”城市治霾方案》為研究對象。《“2+26”城市治霾方案》實施后會對這28個城市綠色經濟增長產生什么影響？該方案的政策效力是否具有長效性？不同地區(qū)政策作用效果是否有差？其傳導機制是什么？針對這些問題，本文以“2+26”城市為研究對象，通過構造“準自然實驗”，采用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID），從城市層面評估《“2+26”城市治霾方案》政策對這些地區(qū)綠色經濟增長的影響。

一、相關文獻綜述

霧霾污染作為一個環(huán)境問題，從21世紀初期開始逐漸受到學術界的關注，特別是2010年之后，隨著中國北方多個城市出現了嚴重的霧霾天氣，這一議題逐漸成為公共健康和環(huán)境保護領域的熱點。已有研究聚焦于霧霾的成因、特性以及對人體健康的影響，多數學者運用環(huán)境科學、流行病學和大氣物理等多學科的方法，對霧霾的成分、來源及其擴散機制進行了深入探討^［5-8］。但是較少有研究運用經濟的方法分析霧霾的經濟效應，少量研究主要從霧霾對經濟社會發(fā)展的影響和霧霾治理政策的效果兩個方面展開研究。關于霧霾對經濟社會發(fā)展的影響，一方面，霧霾污染會對經濟發(fā)展產生負面影響，馬麗梅和張曉^［9］認為霧霾已成為阻礙中國吸引外資、國際人才和游客的一大障礙，對國際大都市如北京的形象打擊尤為嚴重，損失遠超經濟利益。邵帥等^［10］認為霧霾污染與經濟增長之間存在顯著的“U”型曲線關系，隨著經濟增長和人均收入水平的提高，霧霾污染程度往往會加劇。然而，當經濟發(fā)展到一定階段后，霧霾污染程度會逐漸下降，呈現出先下降后上升的“U”型曲線趨勢。另一方面，霧霾治理對經濟發(fā)展有正面影響，鄧慧慧^［11］認為霧霾治理可以通過改善工業(yè)產業(yè)結構和提高生產效率等途徑推動當地工業(yè)綠色轉型，正面促進經濟發(fā)展。關于霧霾治理政策的效果方面，張中祥和曹歡^［12］認為，《“2+26”城市治霾方案》的實施取得了顯著的空氣質量改善效果，在大氣治理的過程中，采用區(qū)域協(xié)同治理手段得到的最終成效往往好于單獨地區(qū)的政策實施；隨著政策出臺和治理力度加大，京津冀及周邊地區(qū)各類大氣污染物濃度顯著降低，空氣質量明顯改善^［13-14］。林弋筌和王鏑以《大氣十條》為研究對象，實證表明該政策顯著降低了京津冀、長三角、珠三角三大重點區(qū)域的PM2.5年均濃度^［15］；李少林和王齊齊在此基礎上進一步證實了《大氣十條》能有效地推動節(jié)能減碳^［16］。

關于綠色經濟增長的研究，學術界已經形成了一系列的理論和實證分析。關于綠色經濟增長的研究主要集中在綠色經濟增長的測量方法和影響因素兩個方面。首先，在綠色經濟增長的測量方法方面，過去的幾十年里，學者們提出了各種各樣的測量指標來評估綠色經濟增長的水平和效果，這些指標包括綠色全要素生產率（Green Total Factor Productivity，簡稱GTFP）^［17-19］、綠色生產總值（Green Gross Domestic Product，簡稱GGDP）^［20-21］、綠色經濟發(fā)展指標（Gross Domestic Product，簡稱GEP）^［22］等。在相關影響因素方面，學者們主要從技術創(chuàng)新、產業(yè)結構和環(huán)境規(guī)制等方面探討經濟綠色增長的影響因素。在技術創(chuàng)新方面，范丹和孫曉婷^［23］認為綠色技術創(chuàng)新是綠色經濟增長的主要推動力。李丫丫和秦帥^［24］使用雙重固定模型確認了技術創(chuàng)新對綠色經濟增長的推動作用。在產業(yè)結構方面，劉金全和魏闕^［25］認為產業(yè)結構升級與綠色經濟增長之間的明顯因果關系，通過調整產業(yè)結構和優(yōu)化資源配置可以實現綠色經濟增長。武建新等^［26］認為升級產業(yè)結構至第三產業(yè)可以引發(fā)“結構紅利”，從而推動綠色經濟增長。這種升級還能通過影響要素配置效率來間接影響經濟生產規(guī)模，進一步實現產業(yè)結構的高級化和合理化。逯進和李婷婷^［27］認為中國的產業(yè)結構升級正在不斷推進，污染物排放強度的減少和生產效率的增加將有助于提高綠色全要素生產率。在環(huán)境規(guī)制方面，范丹和孫曉婷^［23］認為環(huán)境規(guī)制對綠色經濟增長有顯著推動作用，并且市場激勵型環(huán)境規(guī)制對綠色經濟的推動作用顯著大于命令控制型環(huán)境規(guī)制；馮志軍等^［28］認為不同類型的環(huán)境規(guī)制對中國經濟綠色增長的影響具有區(qū)域差異。

但目前將霧霾治理和綠色經濟增長結合起來的文獻較少。陳詩一和陳登科運用PM2.5濃度作為關鍵指標，分析了2004—2013年期間霧霾及其治理措施對中國經濟質量的影響，發(fā)現霧霾污染明顯削弱了經濟發(fā)展的質量，尤其是通過城市化進程和人力資本的作用。他們認為在推動經濟發(fā)展的同時，應加強污染治理^［29］。韋東明等^［30］認為霧霾治理對綠色經濟高質量發(fā)展具有促進效應，并通過結構效應和技術效應產生作用，霧霾治理的促進效應集中于中低發(fā)展地區(qū)、非資源型地區(qū)和中部地區(qū)，政府間策略模仿行為總體上強化了霧霾治理的促進作用。崔立志和陳秋堯運用兩階段最小二乘法研究了霧霾治理對全要素生產率的影響，研究發(fā)現隨著環(huán)保政績考核的加入，相對競優(yōu)模仿形式下霧霾治理更有助于促進本地、鄰地全要素生產率的提高，且不同區(qū)域、行業(yè)和所有制企業(yè)存在差異^［31］。Yuan等人^［32］應用了動態(tài)空間面板聯立方程的計量估計方法，對霧霾治理和綠色經濟增長的影響進行了考察。研究結果顯示，霧霾治理可以促進綠色經濟增長。馬棟棟^［33］認為霧霾治理政策對全要素生產率有著正向顯著作用。

綜上所述，根據目前的研究，對于霧霾污染的研究主要集中于評估特定政策對空氣質量的影響，對于綠色經濟增長的研究主要側重于測量方法和影響因素，較少學者將霧霾治理與綠色經濟增長相結合探討?；诖?，本文將“2+26”城市治霾方案作為一項準自然實驗，采用雙重差分模型探討霧霾治理對綠色經濟增長的影響。其次，本研究考慮了霧霾天數對綠色全要素生產率的影響，從而提供了一個更全面的評估指標。最后，本研究從城市發(fā)展的類型和規(guī)模的異質性角度出發(fā)，對中國不同地區(qū)實施“2+26”治霾政策的效果進行了深入分析。這有助于揭示政策效果的地區(qū)差異，并探索適合不同地區(qū)的綠色經濟增長策略，為制定更有針對性的政策提供依據。

二、理論分析和研究假設

（一）“2+26”城市治霾方案對綠色經濟增長的影響

《“2+26”城市治霾方案》是為應對京津冀及周邊地區(qū)大氣污染問題而制定的一系列政策措施，其目標是通過減少污染物排放改善環(huán)境質量。當環(huán)境管制的執(zhí)行力度恰當時，環(huán)境管制可以通過激勵企業(yè)研發(fā)新技術或采用新的組織方法來提高企業(yè)的生產效率，即“波特假說”理論。根據波特假說，環(huán)境治理政策不會增加企業(yè)的生產成本，反而能夠促進企業(yè)的創(chuàng)新^［34-35］。一系列的實證研究支持了波特假說^［36-37］。實施嚴格且適宜的環(huán)境管制可能會使中國經濟贏得提高環(huán)境質量和生產率增長的“雙贏”結果^［38］?！丁?+26”城市霧霾治理方案》作為環(huán)境治理措施之一，符合波特假說的理念，可以推動綠色經濟的增長。

據此，本文提出如下假設：

假設1：“2+26”城市治霾方案有效促進了綠色經濟增長。

（二）“2+26”城市治霾方案對綠色經濟增長的作用機制

“2+26”城市治霾方案能夠提升綠色技術創(chuàng)新水平，借助技術溢出效應以及創(chuàng)新示范效應實現綠色經濟增長（如圖1所示）。關于綠色技術創(chuàng)新對污染的抑制作用，波特假說指出嚴格的環(huán)境法規(guī)能夠推動綠色技術創(chuàng)新以控制霧霾污染。減少污染排放主要是通過改造傳統(tǒng)生產技術，利用節(jié)能減排技術提高生產率^［39］。

此外，綠色技術創(chuàng)新具有空間集聚特征，區(qū)域綠色技術創(chuàng)新在相鄰區(qū)域間表現出模仿行為。Li等^［40］發(fā)現，這些措施可以協(xié)同提高區(qū)域間的綠色技術創(chuàng)新效率和環(huán)境資源效益。另外，研究表明，技術進步是推動企業(yè)發(fā)展的重要驅動力。同時，綠色技術創(chuàng)新能夠使企業(yè)實現低投入高產出的集約化生產，并成為發(fā)展的支柱。這種創(chuàng)新能夠避免傳統(tǒng)技術創(chuàng)新對環(huán)境造成的污染，進而實現可持續(xù)經濟增長^［41］。綠色技術創(chuàng)新的推動使得綠色經濟增長實現，有益于促進綠色產業(yè)的發(fā)展，提升了企業(yè)的競爭力和形象，刺激了市場需求，并同步降低了環(huán)境風險，推進了可持續(xù)發(fā)展的實施。

根據孫瑾等的觀點，產業(yè)結構升級是保障我國綠色經濟增長的基礎和整體趨勢^［20］。全國范圍內，第三產業(yè)的發(fā)展對綠色增長起到了促進作用。當一個地區(qū)的主導產業(yè)由第一產業(yè)向第二產業(yè)轉變時，可能會降低綠色經濟增長水平。第三產業(yè)比重的增加有助于提高資源利用效率，提升綠色全要素生產率^［42］。在霧霾治理機制的推動下，企業(yè)被迫改變傳統(tǒng)的高污染、高排放的生產方式，逐漸淘汰過時的產能，推動產業(yè)結構向低污染、低能耗的生產方式轉變。此外，與其他行業(yè)相比，石油、化工和鋼鐵等污染嚴重的行業(yè)受到霧霾政策的限制更加嚴格。這項政策將迫使這些行業(yè)進行轉型，以提升產業(yè)結構和發(fā)揮產業(yè)轉型所帶來的環(huán)境保護和經濟增長的紅利效應。因此，這些行業(yè)的轉型升級成為實現經濟綠色增長的重要途徑。

基于此，本文提出如下假設：

假設2：“2+26”城市治霾方案可以通過提高綠色技術創(chuàng)新實現綠色經濟增長。

假設3：“2+26”城市治霾方案可以通過產業(yè)結構升級促進綠色經濟增長。

三、研究設計

（一）模型設定

本文以《“2+26”城市治霾方案》為準自然實驗，采用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID）進行因果識別。處理組（T）為實施政策的28個城市^①，控制組（C）是未實施該政策標準的254個城市，總共獲得282個城市樣本。通過處理組和控制組內樣本城市的對比來評估《“2+26”城市治霾方案》對于綠色經濟的影響效果。具體計量模型如下：

y_it=β₀+β₁Policy_i×Time_t+ξX_it+μ_i+η_t+ε_it （1）

式中：i、t分別表示城市和年度；y_it代表綠色經濟增長指數；Policy_i表示是否實施了《“2+26”城市治霾方案》的地區(qū)虛擬變量，Policy_i=1為處理組，表示城市i實施了《“2+26”城市治霾方案》政策，反之，則取0；Time_t表示實施《“2+26”城市治霾方案》的時間虛擬變量，Time_t=1表示實施《“2+26”城市治霾方案》及之后的年份；β₁代表霧霾治理政策對綠色經濟增長的影響；X_it代表其他的一些控制變量，例如經濟發(fā)展水平、投資開放水平等；μ_i代表地區(qū)固定效應；η_t代表時間固定效應；ε_it代表隨機擾動項。

（二）數據及變量說明

1.樣本選擇和數據來源

本文的數據全部來源于國家統(tǒng)計局以及《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。根據數據的可得性、完整性及準確性，所選取的樣本時間為2014—2020年，剔除數據缺失較為嚴重的城市后，選取全國282個城市，并根據《“2+26”城市治霾方案》將政策實施的28個城市劃分為處理組，其余城市為控制組。

2.變量選取

（1）被解釋變量：綠色經濟增長

本文將綠色經濟增長看成經濟增長水平的提升和環(huán)境污染水平的下降。基于此，納入了環(huán)境和經濟因素的綠色全要素生產率是判斷區(qū)域綠色經濟增長的重要依據^［30］。綠色經濟增長要求將經濟增長和環(huán)境污染同時納入分析框架。傳統(tǒng)的GDP衡量指標只單純考慮了經濟增長，未合理考慮環(huán)境污染，以致我們在追求經濟增長的同時，犧牲了環(huán)境。對于綠色經濟增長的研究，最主要的難點是如何度量綠色經濟增長，因為綠色經濟增長本身是不可以直接觀測的，需要借助數學規(guī)劃方法或計量經濟學技術^［1］。

NDDF也稱為非徑向方向距離函數，是一種用于衡量非無差異效率的生產效率的函數。與傳統(tǒng)的徑向方向距離函數不同，NDDF不要求所有生產單位都具有相同的生產效率。相反，NDDF允許每個生產單位都有其自己的效率水平。NDDF可以用來測度綠色經濟增長，因為綠色經濟增長強調的是以環(huán)境友好、可持續(xù)發(fā)展為導向的經濟增長方式，而NDDF是一種用于評估非無差異效率的生產效率的函數，可以更好地反映不同生產單位的效率水平和環(huán)境效率。在測度綠色經濟增長時，可以將NDDF應用于綠色產業(yè)中的投入產出分析。通過將綠色產業(yè)的投入和產出轉換為向量，并使用NDDF計算出生產單位的技術效率，可以評估綠色產業(yè)的效率和技術水平，從而了解綠色經濟增長的實際情況。

因此，為了衡量綠色經濟增長，本文采用了非徑向方向距離函數（NDDF）這一方法。參考了Zhou等人^［43］關于非徑向方向距離函數的定義，我們構建了如下的NDDF模型：

D（x，y，b;g）=sup{ω^Tβ：（（x，y，b）+g·diag（β））∈T}（2）

式中：ω=（ω^x_M，ω^y_k，ω^b_j）^T為投入、期望產出和非期望產出的標準化權重向量；g=（－g_x，－g_y，－g_b）為方向向量；β=（β^x_m，β^y_k，β^b_j）^T為松弛變量，代表投入、期望產出和非期望產出的比例可以增減。根據前述研究，本研究選擇了各個城市年末從業(yè)人員數（L）、資本存量（K）和能源消耗量（E）作為投入要素，并選取了地區(qū)生產總值（G）作為期望產出。此外，二氧化硫（S）、工業(yè)廢水（W）、工業(yè)煙粉塵排放量（M）以及霧霾污染天數（P）被選為非期望產出。因此，可通過構建以下DEA模型來求解NDDF函數：

假設投入、期望產出和非期望產出要素同等重要，故應該賦予三者各1/3的權重，投入要素又包括勞動投入、資本投入和能源投入，亦將均等分配投入要素總權重，故將權重向量設置為：ω^T=（19，19，19，13，112，112，112，112）

投入指標包含勞動力、資本和能源投入。

其一，勞動投入。為了評估勞動投入，本研究使用各城市年末從業(yè)人員總數，包括城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員的總數。

其二，資本投入。采用永續(xù)盤存法來評估各城市的實際資本投資規(guī)模：

K_it=K_it－1（1－δ）+I_it

計算出第t期的資本存量，其中K_it和K_it－1分別表示第t年和第t-1年的資本存量，δ表示折舊率取9.6%，I_it表示第t年的固定資產投資。由于缺少各城市的固定資產投資價格指數，根據各城市所在省份的固定資產投資價格指數以2013年為基期進行統(tǒng)一折算為不變價固定資產投資。

其三，能源投入。參考現有的研究，用各個城市工業(yè)產值占本省工業(yè)產值的比重作為權重，乘以本省的能源消耗總量，估算各城市的能源消耗量數據。

產出指標包括期望產出和非期望產出。對于期望產出，本文將地區(qū)生產總值（GDP）視為模型中的期望產出變量。為剔除價格因素的影響，本文采用了以2013年為基期的GDP平減指數進行平減。對于非期望產出，本文使用了城市中的二氧化硫、工業(yè)廢水、工業(yè)煙粉塵排放量以及霧霾污染天數作為指標。其中，二氧化硫、工業(yè)廢水、工業(yè)煙粉塵排放量的數據來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，而霧霾污染天數的數據則基于《環(huán)境空氣質量標準》中各城市空氣質量狀況得出來，并通過線性插值補充缺失的數據。

（2）解釋變量：政策變量

Policy表示是否為處理組：若屬于“2+26”政策實施城市，則Policy為1；否則為0。Time為政策虛擬變量，《“2+26”城市治霾方案》自2017年2月17日實行，若樣本觀測值處于2017年及之后，則Time為1；否則為0。Policy×Time即為本文的核心解釋變量。

（3）控制變量

考慮到其他因素也可能對綠色經濟增長產生影響，因此本文還控制了其他影響綠色經濟增長的因素：1）經濟發(fā)展水平（gdp），經濟發(fā)展通常伴隨著大量的資源消耗和環(huán)境污染對綠色經濟有著一定的影響，用各地實際GDP的對數表示；2）工業(yè)化水平（industry），不同產業(yè)部門在能源結構、技術水平上的差異影響著綠色經濟增長，用第二產業(yè)值占GDP比重來衡量；3）人力資本水平（hc），綠色經濟通常依賴于創(chuàng)新和新技術的開發(fā)和應用，因此具有高水平的知識和技能的人才是推動綠色經濟增長的重要因素，用普通高等學校在校人數占總人口比重來衡量；4）投資開放水平（fdi），投資開放可以促進技術的引進和轉移以及資本的流動，從而對綠色經濟增長產生影響，用各地區(qū)外商直接投資的當年實際使用外資金額與各地區(qū)生產總值的比值來衡量；5）城市化水平（ul），本文采用各地區(qū)每年年末城鎮(zhèn)人口數占年末總人數的比重衡量。各變量描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

四、實證結果及分析

（一）基本回歸結果

本部分通過構建PSM-DID來評估“2+26”城市治霾方案對綠色經濟增長的影響，估計結果如表2所示。被解釋變量為綠色經濟增長率，第（4）列加入控制變量，并依次控制了地區(qū)固定效應和時間固定效應。列（4）結果表明，模型中的Policy×Time系數為0.0174，在1%水平顯著，結果表明政策對于綠色經濟增長具有顯著的正向影響，政策后相比于政策前，實驗組相比于對照組平均高0.0174個單位，《“2+26”城市治霾方案》實施后，處理組綠色經濟增長率顯著提升，假說1得到驗證，可以判斷霧霾治理政策對綠色經濟增長具有較為明顯的促進作用。模型中的經濟發(fā)展水平系數在1%水平顯著為正，表明經濟發(fā)展水平對于綠色經濟增長具有正向影響；模型中的人力資本水平系數在1%水平顯著為正，表明人力資本水平對于綠色經濟增長具有正向影響；投資開放水平系數在10%水平顯著為正，可能是因為引進外商直接投資促進了城市經濟發(fā)展，進而影響綠色經濟增長；模型中的城市化水平系數在10%水平顯著為負，表明城市化水平對于綠色經濟增長具有顯著負向影響，這可能是因為人口密集和人類活動、交通工具急劇增加等問題造成的。

針對傾向得分匹配，下面表3顯示了各項協(xié)變量平衡檢驗的結果。在匹配前，處理組包括實施了《“2+26”城市治霾方案》的地區(qū)，而其余為控制組。在匹配后的共同區(qū)間內，地級市達到了262個。與匹配前相比，匹配后所有協(xié)變量的標準偏差顯著降低，處理組與控制組的差異不再明顯，這說明匹配后兩組的可比性大幅提高。

（二）平行趨勢檢驗

雙重差分方法有效的一個基本前提是，政策未發(fā)生時處理組與控制組具有共同趨勢，這意味著控制組可以作為處理組的“反事實替身”。平行趨勢假設可以通過趨勢圖判斷，也可以通過計量模型檢驗，并且使用計量模型可以估計出實施霧霾治理政策影響綠色經濟增長的邊際效應。具體計量模型如下：

y_it=β₀+β₁pre₂×Policy_i+β₂pre₃×Policy_i+β₃current×Policy_i+β₄post₁×Policy_i+

β₅post₂×Policy_i+β₆post₃×Policy_i+ξX_it+μ_i+η_t+ε_it （4）

式中：pre₂～pre₃表示空氣治理政策實施前的效果，post₁～post₃表示空氣治理政策實施后的效果，β₀～β₆是待估計系數。為了防止共線性問題，本文采用政策前一期作為基準組，其估計結果如圖2所示。從“2+26”城市治霾方案在實施前可以看出，兩組樣本的綠色經濟增長率的變化趨勢相同。然而，在實施了“2+26”城市空氣污染聯防聯控之后，兩組樣本的綠色經濟增長率發(fā)生了不同的變化。與對照組相比，實驗組的綠色經濟增長率顯著提高。這說明我們所提出的模型符合平行趨勢假設，同時也初步支持了假設1。

（三）動態(tài)效應分析

表4對《“2+26”城市治霾方案》是否存在動態(tài)效應進行了檢驗。表4結果表明，隨著時間的推移，《“2+26”城市治霾方案》對目標地區(qū)的綠色經濟增長作用較為穩(wěn)定，與平行趨勢結果保持一致。綠色經濟增長在政策實施后第一年上升、第二年下降，然后第三年又上升，這種情況表明政策實施可能會經歷一個調整期，這個期間會出現起伏波動。這種波動可能是由于政策實施初期的刺激效應逐漸減弱，市場和企業(yè)需要時間來適應新的環(huán)境標準和政策要求，在政策推動下，企業(yè)和市場可能通過技術創(chuàng)新、管理改進等方式逐步適應環(huán)保要求，從而在經歷短期調整后重新實現增長。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

其檢驗基本原理是利用虛假的政策發(fā)生時間或實驗組進行分析，以驗證政策效應是否存在。如果仍然觀察到政策效應，那么可以推斷基準回歸中的政策效應并不可靠。此外，結果可能由其他無法觀測到的因素引起，而不是所關注的政策造成。為了消除其他因素對回歸結果的可能影響，在全樣本中進行隨機抽樣以構建實驗組和對照組。然后，使用模型（1）對生成的結果進行回歸，并重復進行1000次回歸。圖3顯示了回歸所得估計系數的概率密度分布。可以觀察到，隨機分組的系數估計值主要分布在接近零的位置，與之前研究的基準回歸估計值不同，通過安慰劑檢驗驗證。

2.其他穩(wěn)健性檢驗

為了確?；鶞驶貧w結果的可靠性，本研究進行了以下穩(wěn)健性檢驗，以驗證結果的準確性：（1）更換因變量的度量方式。通過將技術效率變化（EC）納入回歸方程中，表4列（1）顯示結果仍然顯著為正。（2）控制組不受政策影響。在考慮一個未受政策影響的地區(qū)，并假設其受到政策影響的情況下，表5列（2）的系數變得不顯著。（3）考慮交互固定效應。在基準DID回歸方程的基礎上，我們引入了年份和城市的交互項來進一步控制不可觀測的異質性。根據表5列（3）顯示，我們發(fā)現將城市固定效應與年份固定效應的交互項納入后，基準回歸結果依然穩(wěn)健。（4）處理組樣本內部的異質性相較于全樣本更小。因此，根據已有文獻做法，我們只對處理組樣本進行回歸分析。如表5列（4）所示，我們得到了依舊為正的結果。（5）剔除同時期其他政策影響。選擇縮短樣本時間跨度，刪除2018年之后的數據再次進行基準回歸，表5列（4）所示的回歸結果依然顯著，因此同時期其他政策未對文章的估計造成偏誤。

五、異質性探究與機制分析

（一）異質性分析

1.城市發(fā)展類型異質性

資源型城市和非資源型城市在應對霧霾政策方面可能存在差異。一方面，資源型城市的經濟增長通常依賴于自然資源的開采和加工，因此在解決霧霾污染問題時可能會面臨更大的經濟壓力和利益博弈，對治理政策的接受度可能較低。與此同時，非資源型城市的經濟增長更加依賴于技術創(chuàng)新與服務業(yè)的發(fā)展，這使得它們更有可能積極擁抱綠色經濟轉型，并對治理政策表示更高的接受度。相比之下，資源型城市則成為中國霧霾治理過程中的薄弱環(huán)節(jié)，而綠色經濟的增長對于資源型城市的環(huán)境治理發(fā)展來說具有極為重要的作用。本文的核心研究問題是：資源型城市是否因霧霾治理政策的實施而推動了綠色經濟的增長？為了回答這個問題，本文依據《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020）》對城市進行分類，并將樣本分成資源型城市和非資源型城市兩組，進而檢驗霧霾治理政策對資源型城市綠色經濟增長的影響。根據表6的數據顯示，資源型城市的估計結果列（1）和列（2），非資源型城市的估計結果列（3）和列（4）。從表6的結果可以看出，總的來說，霧霾治理政策對非資源型城市的綠色經濟增長產生了顯著推動作用，但卻無法促進資源型城市的綠色經濟增長。因此，在資源型城市和非資源型城市中，霧霾治理政策對綠色經濟增長的影響存在一定的差異。實現經濟轉型是非資源型城市謀求可持續(xù)發(fā)展的必由之路，所以非資源型城市更加注重技術創(chuàng)新和綠色發(fā)展，對于環(huán)境保護政策的接受度可能較高，因此實施霧霾治理政策可能會更加順利。所以需要針對不同類型的城市實施不同的政策和措施，以促進綠色經濟的發(fā)展和霧霾治理的進展。

2.城市規(guī)模異質性

前文研究表明，《“2+26”城市治霾方案》的實施能夠推動綠色經濟增長，改善城市環(huán)境。但是對于不同規(guī)模的城市而言，是否存在促進效應呢？如果存在，那么這種效應是否存在差異呢？從城市規(guī)模的角度來看，規(guī)模較大的城市具有經濟集聚效應，資源配置和利用效率也相對較高，能夠降低環(huán)境污染程度?；谏鲜龇治?，本文進一步驗證了不同規(guī)模城市的促進效應。本文根據2014年國務院發(fā)布的最新標準《關于調整城市規(guī)模劃分標準的通知》，對城市規(guī)模進行了劃分。鑒于樣本的限制，本文將特大及以上城市、大型城市和中小型城市分為不同組，并進行回歸分析（見表7）。經研究發(fā)現，實施《“2+26”城市治霾方案》對中小城市規(guī)模有益，可刺激綠色經濟增長和城市環(huán)境改善。這表明，中小型城市更注重環(huán)境保護，有利于推動綠色經濟發(fā)展。進一步分析發(fā)現，不同類型的大城市綠色經濟增長促進效應存在差異，特大及以上城市通過實施《“2+26”城市治霾方案》能促進綠色經濟增長，但顯著性較弱。

（二） 機制分析

上文的研究表明，與對照組相比，“2+26”城市治霾方案出臺顯著提高了處理組城市的綠色經濟增長。接下來的問題是，霧霾政策通過何種渠道對綠色經濟增長施加影響？考慮到“2+26”城市治霾方案出臺的主要舉措在于促進環(huán)境改善和刺激經濟增長，依據前文理論分析，霧霾治理政策可能通過綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級兩種機制來影響綠色經濟。所采用的機制檢驗參考江艇的方法^［44］僅檢驗霧霾治理政策對綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級的影響。

Patent=α₁+β₁Policy_i×Time_t+ξ₁X_it+μ_i+η_t+ε_it（5）

Thirdindustry=α₂+β₂Policy_i×Time_t+ξ₂X_it+μ_i+η_t+ε_it（6）

被解釋變量Patent和Thirdindustry分別代表綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級，其中綠色技術創(chuàng)新使用發(fā)明專利申請量來衡量，產業(yè)結構升級使用第三產業(yè)占GDP的產值之比來衡量。

表8描述了霧霾治理政策對綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級的影響。首先，霧霾治理政策顯著提高了綠色技術創(chuàng)新，表現為對每萬人綠色發(fā)明專利申請量的影響系數為正，且在加入控制變量前后均通過了1%的顯著性檢驗。其次，霧霾治理政策對產業(yè)結構升級也產生了顯著的促進效應。表現為Thirdindustry的影響系數為正，且均在1%的顯著性水平下顯著。霧霾治理政策的實施可以通過綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級兩條路徑促進綠色經濟增長。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2014—2020年282個地級市面板數據，利用雙重差分模型和PSM-DID方法從綠色經濟層面考察了《“2+26”城市治霾方案》實施的政策效應，得到了如下結論：其一，《“2+26”城市治霾方案》實施后目標地區(qū)的綠色經濟增長顯著，該結論經過一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立。其二，動態(tài)效應分析表明，隨著時間的推移，《“2+26”城市治霾方案》對目標地區(qū)的綠色經濟作用較為穩(wěn)定，霧霾治理政策有利于城市綠色經濟增長。其三，基于綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級視角的機制表明，《“2+26”城市治霾方案》主要通過綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級來影響綠色經濟增長，可見《“2+26”城市治霾方案》既可以幫助城市提高自身綠色經濟水平，又可以推動綠色技術創(chuàng)新及產業(yè)結構升級，實現經濟利益和生態(tài)效益雙贏。其四，城市發(fā)展類型異質性研究表明，霧霾治理政策對非資源型城市綠色經濟增長有促進作用，對資源型城市無明顯作用；城市規(guī)模異質性研究表明，霧霾治理政策促進了中小城市綠色經濟增長，也在一定程度上促進了特大及以上城市綠色經濟增長。

（二）政策建議

根據本文的結論，我們提出以下政策建議：

第一，加強霧霾治理力度，積極推動環(huán)境污染的全面防治工作。堅持以精確、科學和法治為基礎的污染治理策略，不斷加強對空氣污染的防治工作，以確保環(huán)境的清潔與安全，通過霧霾治理政策，努力消減重度污染天氣的發(fā)生，同時根據實施效果定期進行評估和調整，以確保政策的持續(xù)性和有效性。

第二，提高綠色技術創(chuàng)新，加速產業(yè)結構升級。政府可以設立專項資金，支持綠色技術研發(fā)和創(chuàng)新。同時，鼓勵高校、研究機構與企業(yè)合作，加快綠色技術成果的轉化應用；引導產業(yè)向高附加值、低污染、低能耗方向轉型。對于傳統(tǒng)產業(yè)，應推動綠色改造和節(jié)能減排，而對于新興綠色產業(yè)，則應給予政策傾斜和市場扶持。

第三，制定差異化的政策。對于非資源型城市，應重點支持循環(huán)經濟和低碳經濟發(fā)展；對于資源型城市，則需要制定轉型發(fā)展策略，減少對資源的依賴；對于中小城市，應提供更多的資源和政策支持，幫助其建立適合自身特點的綠色經濟；而對于特大城市，需通過政策引導和示范效應，推動其在綠色建筑、綠色交通等領域的創(chuàng)新和應用。

注釋：

① 包括北京市，天津市，河北省的石家莊、唐山、廊坊、保定、滄州、衡水、邢臺、邯鄲市，山西省的太原、陽泉、長治、晉城市，山東省的濟南、淄博、濟寧、德州、聊城、濱州、菏澤市，河南省的鄭州、開封、安陽、鶴壁、新鄉(xiāng)、焦作、濮陽市（以下簡稱“2+26”城市）。

［參考文獻］

［1］ 李江龍，徐斌.“詛咒”還是“福音”：資源豐裕程度如何影響中國綠色經濟增長？［J］.經濟研究，2018，53（09）：151-167.

［2］陳詩一，程時雄.霧霾污染與城市經濟綠色轉型評估：2004—2016［J］.復旦學報（社會科學版），2018，60（06）：122-134.

［3］Chen Y，Ebenstein A，Greenstone M，Li H.New Evidence on the impact of sustained exposure to air pollution on life expectancy from China’s Huai River policy［J］.Proceedings of the National Academy of Sciences.2013，110（32）：12936-12941.

［4］劉春臘，劉衛(wèi)東，陸大道，等.2004—2011年中國省域生態(tài)補償差異分析（英文）［J］.Journal of Geographical Sciences，2017，27（02）：240-256.

［5］梅梅，朱蓉，孫朝陽.京津冀及周邊“2+26”城市秋冬季大氣重污染氣象條件及其氣候特征研究［J］.氣候變化研究進展，2019，15（03）：270-281.

［6］劉華軍，孫亞男，陳明華.霧霾污染的城市間動態(tài)關聯及其成因研究［J］.中國人口·資源與環(huán)境，201jaz2cotGuNBbbdaQ99wJtlA8EJhXRI6ZmOzLZUJVHN4=7，27（03）：74-81.

［7］謝元博，陳娟，李巍.霧霾重污染期間北京居民對高濃度PM2.5持續(xù)暴露的健康風險及其損害價值評估［J］.環(huán)境科學，2014，35（01）：1-8.

［8］穆泉，張世秋.2013年1月中國大面積霧霾事件直接社會經濟損失評估［J］.中國環(huán)境科學，2013，33（11）：2087-2094.

［9］馬麗梅，張曉.中國霧霾污染的空間效應及經濟、能源結構影響［J］.中國工業(yè)經濟，2014（04）：19-31.

［10］邵帥，李欣，曹建華，等.中國霧霾污染治理的經濟政策選擇：基于空間溢出效應的視角［J］.經濟研究，2016，51（09）：73-88.

［11］鄧慧慧，楊露鑫.霧霾治理、地方競爭w8F1bgbTvYLUlVWuzKn32/FKu4+kPXZS3iIxkw9CokA=與工業(yè)綠色轉型［J］.中國工業(yè)經濟，2019（10）：118-136.

［12］張中祥，曹歡.“2+26”城市霧霾治理政策效果評估［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2022，32（02）：26-36.

［13］王恰，鄭世林.“2+26”城市聯合防治行動對京津冀地區(qū)大氣污染物濃度的影響［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（09）：51-62.

［14］李慧，王淑蘭，張文杰，等.京津冀及周邊地區(qū)“2+26”城市空氣質量特征及其影響因素［J］.環(huán)境科學研究，2021，34（01）：172-184.

［15］林弋筌，王鏑.中國“霧霾”治理的政策效果與機制分析［J］.系統(tǒng)工程，2021，39（04）：10-17.

［16］李少林，王齊齊.“大氣十條”政策的節(jié)能降碳效果評估與創(chuàng)新中介效應［J］.環(huán)境科學，2023，44（04）：1985-1997.

［17］Watanabe，M.，Tanaka，K.Efficiency analysis of Chinese industry：A directional distance function approach［J］.Energy policy，2007，35（12）：6323-6331.

［18］陳詩一.中國的綠色工業(yè)革命：基于環(huán)境全要素生產率視角的解釋（1980—2008）［J］.經濟研究，2010，45（11）：21-34，58.

［19］萬倫來，朱琴.R&D投入對工業(yè)綠色全要素生產率增長的影響：來自中國工業(yè)1999—2010年的經驗數據［J］.經濟學動態(tài)，2013（09）：20-26.

［20］孫瑾，劉文革，周鈺迪.中國對外開放、產業(yè)結構與綠色經濟增長：基于省際面板數據的實證檢驗［J］.管理世界，2014（06）：172-173.

［21］彭濤，吳文良.綠色GDP核算：低碳發(fā)展背景下的再研究與再討論［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2010，20（12）：81-86.

［22］李蘇，尹海濤.我國各省份綠色經濟發(fā)展指數測度與時空特征分析：基于包容性綠色增長視角［J］.生態(tài)經濟，2020，36（09）：44-53.

［23］范丹，孫曉婷.環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與綠色經濟增長［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2020，30（06）：105-115.

［24］李丫丫，秦帥.低碳技術創(chuàng)新與中國綠色經濟增長：中介機制與異質性特征［J］.科技與經濟，2022，35（03）：31-35.

［25］劉金全，魏闕.創(chuàng)新、產業(yè)結構升級與綠色經濟發(fā)展的關聯效應研究［J］.工業(yè)技術經濟，2020，39（11）：28-34.

［26］武建新，胡建輝.環(huán)境規(guī)制、產業(yè)結構調整與綠色經濟增長：基于中國省級面板數據的實證檢驗［J］.經濟問題探索，2018（03）：7-17.

［27］逯進，李婷婷.產業(yè)結構升級、技術創(chuàng)新與綠色全要素生產率：基于異質性視角的研究［J］.中國人口科學，2021（04）：86-97，128.

［28］馮志軍，陳偉，楊朝均.環(huán)境規(guī)制差異、創(chuàng)新驅動與中國經濟綠色增長［J］.技術經濟，2017，36（08）：61-69.

［29］陳詩一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經濟高質量發(fā)展［J］.經濟研究，2018，53（02）：20-34.

［30］韋東明，顧乃華，劉育杰.霧霾治理、地方政府行為和綠色經濟高質量發(fā)展：來自中國縣域的證據［J］.經濟科學，2022（04）：64-77.

［31］崔立志，陳秋堯.城市霧霾治理對全要素生產率影響的實證分析［J］.蘭州財經大學學報，2020，36（04）：92-102.

［32］Yuan，K.，Qin，Y.，Wang，C.，et al.Balance between Smog Control and Economic Growth in China：Mechanism Analysis Based on the Effect of Green Technology Innovation［J］.International Journal of Environmental Research and Public Health，2023，20（2）：1475.

［33］馬棟棟.霧霾治理政策能否改善全要素生產率？［J］.經濟經緯，2021，38（06）：84-92.

［34］Porter，M.E.，& Linde，C.V.D.Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship［J］.Journal of economic perspectives，1995，9（4）：97-118.

［35］Porter，M.E.Towards a dynamic theory of strategy［J］.Strateg.Manag.J.，1991，12：95-117.

［36］Berman，E.，& Bui，L.T.M.Environmental Regulation and Productivity：Evidence from Oil Refineries［J］.Review of Economics and Statistics，2001，83（3）：498-510.

［37］王兵，吳延瑞，顏鵬飛.環(huán)境管制與全要素生產率增長：APEC的實證研究［J］.經濟研究，2008，（05）：19-32.

［38］李樹，陳剛.環(huán)境管制與生產率增長：以APPCL2000的修訂為例［J］.經濟研究，2013，48（01）：17-31.

［39］馮嚴超，王曉紅，胡士磊.FDI、OFDI與中國綠色全要素生產率：基于空間計量模型的分析［J］.中國管理科學，2021，29（12）：81-91.

［40］Li，P.，Lu，Y.，Wang，J.Does flattening government improve economic performance？ Evidence from China［J］.Journal of Development Economics，2016，123：18-37.

［41］Acemoglu，Daron，Philippe Aghion，et al.The Environment and Directed Technical Change［J］.American Economic Review，2012，102 （1）：131-66.

［42］Bailey，I.，& Caprotti，F.The Green Economy：Functional Domains and Theoretical Directions of Enquiry［J］.Environment and Planning A：Economy and Space，2014，46（8）：1797-1813.

［43］Zhou，P.，B.W.Ang，and D.Q.Zhou.Measuring Economy Wide Energy Efficiency Performance：A Parametric Frontier Approach［J］.Applied Energy，2012，90（1）：196-200

［44］江艇.因果推斷經驗研究中的中介效應與調節(jié)效應［J］.中國工業(yè)經濟，2022，410（05）：100-120.

（責任編輯 文 格）

Haze Control and Promotion of Green Economic Growth：

A Quasi-natural Experiment Based on the “2+26”

Urban Haze Control Program

CHENG Shi-xiong， WU Qi-xiang

（Business School，Hubei University，Wuhan 430062，Hubei，China）

Abstract：Taking 282 prefecture-level cities （prefectures） in China from 2014 to 2020 as samples，this paper evaluates the impact of haze control policies on green economic growth by applying the propensity score matching differential method.The results show that haze control policies have played a significant role in promoting green economic growth.From the dynamic analysis，the promotion effect of policy implementation on the growth of green economy in target areas is relatively stable.In addition，haze control policies promote the growth of green economy in non-resource-based cities，but have no significant effect on resource-based cities.At the same time，compared with larger cities，the implementation of haze control policies has a more significant effect on the growth of green economy in small and medium-sized cities.Mechanism analysis shows that the implementation of haze control policies promotes green economic growth through two paths of promoting green technology innovation and industrial structure upgrading.The conclusion of the study provides a reference for the government to formulate haze control policies，promote green economic growth and realize sustainable urban development.

Key words：haze control; green economic growth; green technology innovation; upgrading of industrial structure