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摘要：近年来，中国经济取得发展同时也着眼环境保护，逐步建立完善的环境保护法律体系。《空气质量标准》在2000年修订取消了NOx指标并放宽NO2和O3排放限值。文章利用双重差分得到这一放松性政策带来对企业废气排放值和生产总值的正向影响并分析了这一修订的原因。
关键词：环境政策;排放;生产
一、引言
习近平总书记曾指出“我们既要青山绿水，也要金山银山。”环境政策实施效果成为众多学者关心的问题。环境政策应结合减排和经济增长综合考虑。
NOx是大气主要污染物之一，是光化学烟雾污染、酸雨等环境问题的根源。O3浓度过高带来很多危害。国家对NOx和O3制定了严格排放标准，但2000年修订的《空气质量标准》取消NOx并放寬NO2和O3排放限值。具体：1. 取消NOx指标。2. NO2的年平均浓度的二级标准限制值从0.04改至0.08毫克每立方米;日平均浓度限制值从0.08改至0.12毫克每立方米;小时平均浓度限制值从0.12改至0.24毫克每立方米。3. O3小时平均浓度的一级标准限制值从0.12改至0.16毫克每立方米;小时平均浓度的二级标准限制值从0.16改至0.20毫克每立方米。本文研究2000年《标准》修订对废气排放和经济增长影响。
二、文献综述
许多学者运用双重差分法研究环境规制对污染排放的影响，发现政策达到不错的减排效果。但环境政策虽通过减排改善了环境，也对产出带来不少负面影响。对于环境规制与经济增长的关系出现两大阵营。首先，是“遵循成本说”：这个阵营认为环境规制使得企业增加绿色研发投入，所以削减了部分企业的其他投资，也即挤出效应，抑制经济增长。其次，是“创新补偿说”：这个阵营认为环境规制激励有些企业进行绿色创新，获得了至少可以弥补甚至超过由于环境规制投入的成本收益。在国外Gollop&Roberts等由静态模型得出了环境规制抑制经济增长。在国内陈英姿等利用1990～2015年东三省数据，构建了门槛模型，得东北地区环境规制和经济增长之间存在门槛效应。环境政策的实施对经济增长的效应一直备受争议。总体来说，适度的环境规制促进了绿色经济增长;过度的环境规制抑制了经济增长。
三、数据来源、变量说明与计量模型设定
（一）数据来源及描述
本文使用1998～2010年共13年各省份企业的污染数据，报告了企业省份，当年各类污染物排放量，各类去污设备数量，生产产值等。本文保留了13年有数据的共2617个企业。主要变量：企业生产总值、工业废气排放量、废气治理设备数。
（二）计量模型设定
1. 每个省份企业的平均生产总值变化
研究各省份企业平均生产总值得，《标准》在2000年的修订前各省份企业平均生产总值几乎没提升，可能是造成在2000年的修订成放松型政策的原因。因为过严格规制导致企业产出增长受到了限制。2000年后各省份企业平均生产总值在2000年就有较大提升，说明在其修订并实施后确对企业产出有促进作用。
2. 双重差分法
本文政策冲击：2000年修订《标准》取消NOx并放宽NO2和O3限值，于2000年6月1日实施。将此次修订作为政策冲击运用双重差分对修改前后对企业废气总排放量影响进行分析。由于修订后向全国实施，故此标准自然实验无天然控制组样本。本文采用以下方法寻找控制组。将样本初期和政策冲击前一年各省份企业废气总排放量，用将每个省份的企业按以下方程进行计算指标：
index=
将各省份的数据进行排序，以中位数为标准将样本量划分两组，中位数以上为处理组，中位数以下为控制组。因为废气排放量较轻的省份相对于严重的省份受到该标准修订的影响较小，故在不具备完全不受政策干扰控制组样本的情况下，选取废气排放轻的省份作为控制组样本是一个次中选优的结果。方程如下：
lnemissonit=β0+β1treati*postit+μi+ηt+εit
其中，lnemissonit为被解释变量，企业当年工业废气总排放量对数。treati=1表示的是处理组样本，即废气排放严重的省份中的企业，treati=0表示的是控制组样本，即废气排放较轻的省份中的企业。postit=1，表示政策实施之后，否则postt=0。treati*postit=1表示i企业在t期收到政策冲击，并此后年份都受到政策冲击，否则treati*postit=0。为个体固定效应，ηt为年份固定效应。
关注的β1正负和大小。若显著为正则证明：
β1={E[lnemissonit|treati=1，postit=1]-E[lnemissonit|treati=1，postit=0]}-{E[lnemissonit|treati=0，postit=1]-E[lnemissonit|treati=0，postit=0]}>0
即相对控制组而言，《标准》修订实施显著增加了处理组企业废气排放量。又因为控制组的样本能不能较好地拟合处理组的样本的时间趋势，决定了最后的估计系数会不会偏误。若通过平行趋势检验，可得出两者的因果效应。无论控制组还是干预组省份，受到《标准》修订后冲击方向一致。即假设《标准》修订发挥了作用，则控制组省份在其实施之后也会出现企业的废气排放量增多的趋势，即E[lnemissonit|treati=0，postit=1]会变大，则：
β1={E[lnemissonit|treati=0，postit=1]-E[lnemissonit|treati=1，postit=0]}-{E[lnemissonit|treati=0，postit=1]-E[lnemissonit|treati=0，postit=0]} 也会随之减小。也就是说β1的绝对值小于真实值的绝对值，也即β1会被低估。但若是β1在被低估的情况下仍然能够显著，那么本文的研究就能识别出《标准》修订并实施的效果。
仍用双重差分分析该《标准》修改后对企业的生产总值影响。同样方法将样本分为处理组和控制组。方程如下：
lnvalueit=β0+β1treati*postit+μi+ηt+εit
其中，lnvalueit为被解释变量，企业当年的生产总值对数。treati=1表示的是处理组样本，即废气排放严重的省份中的企业，treati=0表示的是控制组样本，即废气排放较轻的省份中的企业。postit=1表示政策实施之后，否则postt=0。treati*postit=1表示i企业在t期收到政策冲击，并且此后年份都受到政策冲击，否则treati*postit=0。μi为个体固定效应，ηt为年份固定效应。
仍关注β1的正负和大小。若显著为正则证明：
β1={E[lnvalueit|treati=1，postit=1]-E[lnvalueit|treati=1，postit=0]}-{E[lnvalueit|treati=0，postit=1]-E[lnvalueit|treati=0，postit=0]}>0
即相对控制组而言《标准》修订并实施显著增加了处理组的企业生产总值。
四、回归结果分析
（一）基准回归结果分析
表1报告了2000年《标准》修订实施后对各省份企业的废气排放量和生产总值的影响。用以上方法将样本分成13个省份1333个企业为处理组，13个省份1284个企业为控制组。第一列被解释变量为各企业废气总排放量，估计参数为0.148，即冲击使各企业的废气总排放量增加了14.80%，通过了1%的显著性检验。第二列被解释变量为各企业的生产总值，估计参数为0.197，即冲击使得各企业的生产总值增加了19.70%，通过了1%的显著性检验。第三、四列加入了控制变量后，发现各企业废气总排放量和生产总值结果仍显著为正。以上说明，2000年《标准》修订实施的确使企业的废气排放量上升了且增加了企业的生产总值。
（二）平行趋势检验
图1展示了企业废气总排放量的时间趋势分布。由图得在《标准》修订实施前的年份中系数与零间差异小，说明在《标准》修订前的每一年和基准年比，控制组和处理组企业废气总排放量增加趋势无显著差异。2000年《标准》修订实施后系数与零间差异变大分布于0以上，说明处理组与控制组企业废气总排放量间差值逐渐增大，因此，故平行趋势假设成立。
五、结语
本文利用双重差分法评估了2000年《标准》修订后取消NOx并放宽NO2和O3的排放限值，这一政策的效果。发现《标准》放松增加了废气的排放，使生产总值增加。针对政策实施原因，观察到2000年前各省企业平均生产总值处于增长微弱状态，故可能过严的排放标准不利于企业产出增长，2000年采取了放松型政策，再观察2000年各省企业平均生产总值达到了快速增长。
环境保护的重要性和经济增长的持续性一直是关注的话题。环保减排固然重要但要循序渐进，通过企业转型减排而非通过以负增速产出作为减排的代价。通过对经济产出的关注，也能及时反馈环境政策实施中的问题。由环境库茨涅茨假说可知，从长期看依靠产业结构转型和升级， 中国经济实现高增长、低污染的绿色增长模式是有可能的。
参考文献：
[1]沈晔.环境规制、FDI与经济增长[D].南京：南京大学，2019.
[2]倪佩洁.环境立法、公众监督与环境改善[D].南昌：江西财经大学，2019.
[3]张文爱，樊梦培.分类环境规制与绿色经济效率——基于省级面板数据的空间溢出分析[J].重庆工商大学学报（社会科学版），2020（02）：44-53.
[4]Gollop F M，Roberts M J.Environmental regulations and productivity growth：The case of fossil-fueled electric power generation[J].Journal of Political Economy，1983，91（04）：654-74.
[5]Hamamoto， M.2006.“Environmental Regulation and the Productivity of Japanese Manufacturing Industries.”Resource and Energy Economics，28（02）：299-312.
[6]Olga Kiuila，Grzegorz Peszko. Sectoral and macroeconomic impacts of the large combustion plants in Poland：A general equilibrium analysis[J].Energy Economics，2006，28（03）.
[7]Porter M E，Claas V D L.Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship[J].Journal of Economic Perspectives，1995，9（04）：97-118.
（作者單位：上海对外经贸大学）
关键词：环境政策;排放;生产
一、引言
习近平总书记曾指出“我们既要青山绿水，也要金山银山。”环境政策实施效果成为众多学者关心的问题。环境政策应结合减排和经济增长综合考虑。
NOx是大气主要污染物之一，是光化学烟雾污染、酸雨等环境问题的根源。O3浓度过高带来很多危害。国家对NOx和O3制定了严格排放标准，但2000年修订的《空气质量标准》取消NOx并放寬NO2和O3排放限值。具体：1. 取消NOx指标。2. NO2的年平均浓度的二级标准限制值从0.04改至0.08毫克每立方米;日平均浓度限制值从0.08改至0.12毫克每立方米;小时平均浓度限制值从0.12改至0.24毫克每立方米。3. O3小时平均浓度的一级标准限制值从0.12改至0.16毫克每立方米;小时平均浓度的二级标准限制值从0.16改至0.20毫克每立方米。本文研究2000年《标准》修订对废气排放和经济增长影响。
二、文献综述
许多学者运用双重差分法研究环境规制对污染排放的影响，发现政策达到不错的减排效果。但环境政策虽通过减排改善了环境，也对产出带来不少负面影响。对于环境规制与经济增长的关系出现两大阵营。首先，是“遵循成本说”：这个阵营认为环境规制使得企业增加绿色研发投入，所以削减了部分企业的其他投资，也即挤出效应，抑制经济增长。其次，是“创新补偿说”：这个阵营认为环境规制激励有些企业进行绿色创新，获得了至少可以弥补甚至超过由于环境规制投入的成本收益。在国外Gollop&Roberts等由静态模型得出了环境规制抑制经济增长。在国内陈英姿等利用1990～2015年东三省数据，构建了门槛模型，得东北地区环境规制和经济增长之间存在门槛效应。环境政策的实施对经济增长的效应一直备受争议。总体来说，适度的环境规制促进了绿色经济增长;过度的环境规制抑制了经济增长。
三、数据来源、变量说明与计量模型设定
（一）数据来源及描述
本文使用1998～2010年共13年各省份企业的污染数据，报告了企业省份，当年各类污染物排放量，各类去污设备数量，生产产值等。本文保留了13年有数据的共2617个企业。主要变量：企业生产总值、工业废气排放量、废气治理设备数。
（二）计量模型设定
1. 每个省份企业的平均生产总值变化
研究各省份企业平均生产总值得，《标准》在2000年的修订前各省份企业平均生产总值几乎没提升，可能是造成在2000年的修订成放松型政策的原因。因为过严格规制导致企业产出增长受到了限制。2000年后各省份企业平均生产总值在2000年就有较大提升，说明在其修订并实施后确对企业产出有促进作用。
2. 双重差分法
本文政策冲击：2000年修订《标准》取消NOx并放宽NO2和O3限值，于2000年6月1日实施。将此次修订作为政策冲击运用双重差分对修改前后对企业废气总排放量影响进行分析。由于修订后向全国实施，故此标准自然实验无天然控制组样本。本文采用以下方法寻找控制组。将样本初期和政策冲击前一年各省份企业废气总排放量，用将每个省份的企业按以下方程进行计算指标：
index=
将各省份的数据进行排序，以中位数为标准将样本量划分两组，中位数以上为处理组，中位数以下为控制组。因为废气排放量较轻的省份相对于严重的省份受到该标准修订的影响较小，故在不具备完全不受政策干扰控制组样本的情况下，选取废气排放轻的省份作为控制组样本是一个次中选优的结果。方程如下：
lnemissonit=β0+β1treati*postit+μi+ηt+εit
其中，lnemissonit为被解释变量，企业当年工业废气总排放量对数。treati=1表示的是处理组样本，即废气排放严重的省份中的企业，treati=0表示的是控制组样本，即废气排放较轻的省份中的企业。postit=1，表示政策实施之后，否则postt=0。treati*postit=1表示i企业在t期收到政策冲击，并此后年份都受到政策冲击，否则treati*postit=0。为个体固定效应，ηt为年份固定效应。
关注的β1正负和大小。若显著为正则证明：
β1={E[lnemissonit|treati=1，postit=1]-E[lnemissonit|treati=1，postit=0]}-{E[lnemissonit|treati=0，postit=1]-E[lnemissonit|treati=0，postit=0]}>0
即相对控制组而言，《标准》修订实施显著增加了处理组企业废气排放量。又因为控制组的样本能不能较好地拟合处理组的样本的时间趋势，决定了最后的估计系数会不会偏误。若通过平行趋势检验，可得出两者的因果效应。无论控制组还是干预组省份，受到《标准》修订后冲击方向一致。即假设《标准》修订发挥了作用，则控制组省份在其实施之后也会出现企业的废气排放量增多的趋势，即E[lnemissonit|treati=0，postit=1]会变大，则：
β1={E[lnemissonit|treati=0，postit=1]-E[lnemissonit|treati=1，postit=0]}-{E[lnemissonit|treati=0，postit=1]-E[lnemissonit|treati=0，postit=0]} 也会随之减小。也就是说β1的绝对值小于真实值的绝对值，也即β1会被低估。但若是β1在被低估的情况下仍然能够显著，那么本文的研究就能识别出《标准》修订并实施的效果。
仍用双重差分分析该《标准》修改后对企业的生产总值影响。同样方法将样本分为处理组和控制组。方程如下：
lnvalueit=β0+β1treati*postit+μi+ηt+εit
其中，lnvalueit为被解释变量，企业当年的生产总值对数。treati=1表示的是处理组样本，即废气排放严重的省份中的企业，treati=0表示的是控制组样本，即废气排放较轻的省份中的企业。postit=1表示政策实施之后，否则postt=0。treati*postit=1表示i企业在t期收到政策冲击，并且此后年份都受到政策冲击，否则treati*postit=0。μi为个体固定效应，ηt为年份固定效应。
仍关注β1的正负和大小。若显著为正则证明：
β1={E[lnvalueit|treati=1，postit=1]-E[lnvalueit|treati=1，postit=0]}-{E[lnvalueit|treati=0，postit=1]-E[lnvalueit|treati=0，postit=0]}>0
即相对控制组而言《标准》修订并实施显著增加了处理组的企业生产总值。
四、回归结果分析
（一）基准回归结果分析
表1报告了2000年《标准》修订实施后对各省份企业的废气排放量和生产总值的影响。用以上方法将样本分成13个省份1333个企业为处理组，13个省份1284个企业为控制组。第一列被解释变量为各企业废气总排放量，估计参数为0.148，即冲击使各企业的废气总排放量增加了14.80%，通过了1%的显著性检验。第二列被解释变量为各企业的生产总值，估计参数为0.197，即冲击使得各企业的生产总值增加了19.70%，通过了1%的显著性检验。第三、四列加入了控制变量后，发现各企业废气总排放量和生产总值结果仍显著为正。以上说明，2000年《标准》修订实施的确使企业的废气排放量上升了且增加了企业的生产总值。
（二）平行趋势检验
图1展示了企业废气总排放量的时间趋势分布。由图得在《标准》修订实施前的年份中系数与零间差异小，说明在《标准》修订前的每一年和基准年比，控制组和处理组企业废气总排放量增加趋势无显著差异。2000年《标准》修订实施后系数与零间差异变大分布于0以上，说明处理组与控制组企业废气总排放量间差值逐渐增大，因此，故平行趋势假设成立。
五、结语
本文利用双重差分法评估了2000年《标准》修订后取消NOx并放宽NO2和O3的排放限值，这一政策的效果。发现《标准》放松增加了废气的排放，使生产总值增加。针对政策实施原因，观察到2000年前各省企业平均生产总值处于增长微弱状态，故可能过严的排放标准不利于企业产出增长，2000年采取了放松型政策，再观察2000年各省企业平均生产总值达到了快速增长。
环境保护的重要性和经济增长的持续性一直是关注的话题。环保减排固然重要但要循序渐进，通过企业转型减排而非通过以负增速产出作为减排的代价。通过对经济产出的关注，也能及时反馈环境政策实施中的问题。由环境库茨涅茨假说可知，从长期看依靠产业结构转型和升级， 中国经济实现高增长、低污染的绿色增长模式是有可能的。
参考文献：
[1]沈晔.环境规制、FDI与经济增长[D].南京：南京大学，2019.
[2]倪佩洁.环境立法、公众监督与环境改善[D].南昌：江西财经大学，2019.
[3]张文爱，樊梦培.分类环境规制与绿色经济效率——基于省级面板数据的空间溢出分析[J].重庆工商大学学报（社会科学版），2020（02）：44-53.
[4]Gollop F M，Roberts M J.Environmental regulations and productivity growth：The case of fossil-fueled electric power generation[J].Journal of Political Economy，1983，91（04）：654-74.
[5]Hamamoto， M.2006.“Environmental Regulation and the Productivity of Japanese Manufacturing Industries.”Resource and Energy Economics，28（02）：299-312.
[6]Olga Kiuila，Grzegorz Peszko. Sectoral and macroeconomic impacts of the large combustion plants in Poland：A general equilibrium analysis[J].Energy Economics，2006，28（03）.
[7]Porter M E，Claas V D L.Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship[J].Journal of Economic Perspectives，1995，9（04）：97-118.
（作者單位：上海对外经贸大学）