徐 雷 杨家辉 郑 理

1 引 言

长江经济带覆盖上海、江苏、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重庆、四川、贵州和云南9省2市，是助推中国经济发展的重要引擎。依托黄金水道，近些年来长江经济带工业发展迅速，已经建立起较为完备的工业体系。然而在经济发展成绩卓著的背后，也存在着区域资源的极大浪费和环境的严重破坏。面对新常态下经济增速放缓与环境污染加剧的双重压力，向绿色经济与绿色发展转型的理念日渐清晰彰显。基于“生态优先、绿色发展”的战略定位，2014年9月，国务院颁布《关于依托黄金水道推动长江经济带发展的指导意见》，提出“推进长江经济带生态文明建设，使长江经济带成为水清地绿天蓝的生态廊道”。为加快推进生态文明建设，促进东中西互动和中部地区崛起，实现经济社会可持续发展，早在2007年12月14日，国家发展和改革委员会以发改经体［2007］3428号文件下发了《国家发展改革委关于批准武汉城市圈和长株潭城市群为全国资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革试验区的通知》。通知指出“武汉城市圈和长株潭城市群要从各自实际出发，根据资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革试验的要求，加快转变经济发展方式，促进经济社会发展与人口、资源、环境相协调，切实走出一条有别于传统模式的工业化、城市化发展新路。”生态文明作为经济结构调整和发展方式转变的重要抓手，无疑会对以节能减排、提质增效为目的的工业绿色发展起到积极地推进作用。在政府越来越重视生态文明建设考核的背景下，政策试验通过局部试点然后总结推广的方式来制定政策，这不仅有助于客观评估 “两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的成效，而且还能为推动长江经济带建设成为我国生态文明先行示范带提供有益的政策启示。“两型社会”试验区设立至今已逾十年之久，其是否有助于推动区域工业绿色发展？其影响因素和作用机制又是如何？鉴于此，本文从时间和空间两个维度上深入探究位于长江经济带的武汉城市圈和长株潭城市群“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的政策效应，这对于推动长江经济带建设成为我国绿色经济支撑带，实现经济增长和环境保护的“双赢”具有重要的理论和实践意义。

2 文献述评

绿色经济强调将资本投入资源节约和环境友好领域，以此保证在经济增长的同时降低生态足迹（诸大建，2012［1］）。随着环境保护工作的推进，现有文献对工业绿色发展的议题主要从三方面展开：其一，从区域工业污染物总体排放量（Pontus，2006［2］）、工业绿色发展水平（He等，2013［3］）、工业绿色发展效率（苏利阳等，2013［4］）等方面对工业绿色发展绩效进行考察和评价。其二，将生态环境与经济发展、社会协同相结合展开探讨，聚焦于利用政策外部性解决地方政府将经济发展目标优先于环境目标的问题（Zheng和Kahn，2013［5］；Lin和Zheng，2016［6］）。其三，关注工业绿色发展的空间异质性，对采取环境政策的省份（城市）较其他地区进行多角度比较（Yi和Liu，2015［7］）。例如徐成龙和庄贵阳（2018）［8］指出，我国东、中、西部地区工业绿色发展水平依旧呈现依次递减规律，杨仁发和李娜娜（2019）［9］认为环境规制虽然显著提高了东部地区的工业绿色发展水平，但中西部地区的工业绿色发展水平依旧呈“U”型关系。面对地区间的显著差异，宋马林和王舒鸿（2013）［10］指出要加大对中西部地区的环境规制，并推动东部沿海地区的先进环保技术向中西部地区转移。

已有研究从不同角度探讨影响绿色发展的因素，如环境规制（徐鹏杰等，2018［11］）、资源禀赋（张峰等，2018［12］）、技术进步（杨莉莎等，2019［13］）、DEA（Toshiyuki和Yuan，2015［14］）等。在这些影响因素中，与本文相关的是环境规制与绿色发展的主题。总体来看不同的研究基于各自的前提假设和分析视角给出了相异的答案，观点大致可以归结为三类：一类观点认为环境规制对工业绿色发展有促进效应。中央（地方）政府通过强有力的环境政策可以将环境污染的外部成本内部化，有效降低污染排放（王敏和黄莹，2015［15］）。不过与发达国家相比，中国的环境规制政策执行力可能受法律体制建设条件薄弱的约束而遇到更大的阻力（史丹，2018［16］）。Rooij（2010）［17］、Zheng 和 Shi（2016）［18］分别考察中国省级区域环境政策的效果，均证实环境政策确实对减少区域产业污染排放有着积极的影响。Greenstone和Hanna（2014）［19］的研究也表明环境规制可能降低企业污染物的排放，从而能够在一定程度上改善环境质量。一类观点认为环境规制对绿色发展的作用不显著。由于环境规制对整体工业绿色发展作用的本地效应不明显，且存在工业污染排放路径依赖问题，孙博文和程志强（2019）［20］建议政府要重新审视环境治理投资决策，进一步强化外部制度设计。更重要的是地方政府以往唯GDP增长的理念使得环境规制政策没有有效的发挥作用（Liu和Guo，2013［21］），未能对环境产生显著的促进效应（Chen等，2013［22］）。第三类观点认为环境规制对区域工业绿色发展的影响具有一定的适用条件。没有固定的环境规制工具，波特假说在中国是否成立，不仅与所选择的环境规制工具相关（李玲和陶峰，2012［23］），也受地区经济发展水平的影响（罗志高和杨继瑞，2019［24］），同时环境规制工具在不同时期的适用性也存在差异（任胜钢等，2016［25］）。所以采用区域规划体制，实现从中央到地方的治理模式，抑制严重的污染和生态退化并逐步完善中国的环境治理系统十分必要（黄清煌等，2016［26］）。由此可见，环境规制对工业绿色发展水平的影响存在非线性、阶段性特点。因此，Tang和Liu（2018）［27］认为应构建适应的生态环境网络化治理机制，既综合了各种治理机制（科层型治理、市场型治理、自治型治理机制）的优点，又能克服单一治理机制的缺陷。

近年来围绕着环境政策效果的评估日渐流行，She等（2019）［28］采用双重差分（DID）方法探究长江流域实行的河长制政策，宋弘等（2019）［29］利用双重差分法考察低碳城市建设对城市空气污染的影响。与本文密切相关的是“两型社会”试验区设立的政策效应评估。部分文献倾向于认为试验区设立具有正向的政策效果，比如李琳和刘莹（2015）［30］评估了中三角和长三角城市2000-2012年的绿色效率，发现中三角城市群内部呈现低水平均衡型的绿色发展格局，只有长沙一个省会城市的绿色效率处于前列，表明“两型社会”建设卓有成效。邓荣荣（2016）［31］基于双重差分法证实“两型社会”建设显著抑制了长株潭城市群碳排放规模和强度。王茜茜等（2011）［32］、刘传江和冯碧梅（2009）［33］的研究均表明武汉市“两型社会”建设成效显著，呈现良好发展态势。然而，操小娟和李和中（2011）［34］却认为虽然政府对武汉城市圈“两型社会”建设出台了一系列激励政策措施，但成效不显著，还需要进一步加强制度建设。还有学者认为试验区设立在城市群内部产生空间分异效果，付丽娜等（2013）［35］运用超效率DEA模型测算了长株潭城市群的生态效率，结果显示整体生态效率稳步上升，但是城市间差异明显，省会城市长沙应发挥辐射带动作用，形成“中心-外围”的经济生态格局。

纵观现有文献对区域工业绿色发展的研究，多止于绿色发展的指标体系构建及测度、工业绿色发展绩效评估以及影响工业绿色发展因素探究。基于同一层面的实证研究，由于指标选取的差异、综合指数所依赖的量纲标准不同，评价结果也会出现分歧，并且缺乏较为严谨的因果识别。除此之外，目前也缺乏这一类政策实施对工业绿色发展的实证检验的文献。对于“两型社会”的研究，现有文献多采用平均化的研究设计，忽略了不同主体的异质性，存在一定的逻辑缺陷。即使少数文献采用目前流行的政策评估方法如双重差分法，但难以将试验区设立的单独作用剥离开。并且受限于高质量数据的可得性，难以捕捉较长时间跨度的政策效果。另外内在机理多隐讳于理论阐述之中，尚未提供清晰的理论解释和规范的实证检验，鉴于以往研究的局限性，本文的创新以及边际贡献主要表现在以下几个方面，通过构造2003-2017年长江经济带108个城市的面板数据，借助合成控制法和倾向得分匹配-双重差分法，旨在从因果关系的角度揭示“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响效果。结合“两型社会”试验区设立的目标与现有数据的可获得性。本文从以下方面丰富了既有文献。其一，探究“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响效果，在一定程度上丰富了这一研究主题文献的分析视角。本文所考察的“两型社会”试验区政策既体现了自上而下（具有系统性因素）的政府推动，同时地方政府对“两型社会”试验区的积极争取也展现了自下而上（具有个体性因素）的选择性特点。其三，本文对“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响效果进行了细致的考察，在总结“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展成效的基础上，为促进长江经济带生态文明建设提供更加切实可行的对策建议。

3 政策识别与计量模型

Abadie和Gardeazabal（2003）［36］提出基于非参数估计的合成控制法（SCM），通过控制组的加权平均构造“反事实”控制组以达到对政策效果进行识别的目的。本文模拟在样本时期内，某城市在未纳入“两型社会”试验区情形下的工业绿色发展水平，假设该区域包含N+1个城市，城市1在T0期纳入试验区，其他N个城市未纳入试验区。G1it和G0it分别表示城市i在t期纳入和未纳入试验区潜在的工业绿色发展水平，即城市i纳入试验区的因果效应为τit=G1it-G0it。城市i在t期观测到的工业绿色发展水平为Git=G0it+τitDit，Dit表示城市i在t期的试验区政策干预状态，若城市i在t期纳入试验区取值为1，否则为0。简便起见，假设第1个城市在T0期纳入试验区，而其他N个城均未纳入试验区，那么对于t>T0，试验区的政策效应表示为τ1t=G11t-G01t=G1t-G01t。由于第1个城市纳入试验区，因而在t>T0期，可以观测到潜在结果G11t，但无法观测到如果其未受到试验区政策干预时的潜在结果G01t。为估计城市1的“反事实”结果，G01it可以记作如下等式：

式（1）中，δt、μi分别为年份和城市层面的固定效应，用以控制不随地区（时间）变化的时间（地区）特征。Zi表示未受到试验区建设影响的控制变量，θt表示待估计参数，λt为随时间变化的无法观测到的共同因子，εit为随机冲击。为求解G0it，引入一个（N×1）维的权重向量（w2，…，wN+1）'，满足wj≥0①为了避免过分外推造成的可能偏差，这里将权重限制非负，相当于用控制组地区的凸组合来合成控制组。，对每个控制组城市的变量值进行 加权。对每个控制组城市的变量值进行加权，通过数据驱动规划求解，假定存在最优权重向量（w2*，…，w*N+1）'，使得

可以证明，在一般条件下式（3）趋近于0。对于，城市1的“反事实”结果可以用合成控制组近似表示，即，政策效果的估计值为：

4 样本分组、变量选择和数据说明

4.1 样本分组

为了更加清晰展示出“两型社会”试验区的具体地理分布，图1中点状阴影即为实验组武汉城市圈（武汉、黄石、鄂州、孝感、黄冈、咸宁）和长株潭城市群（长沙、株洲、湘潭）的具体位置，其他浅灰色区域即为控制组的99个城市①包括直辖市上海和重庆，以及浙江省的杭州、宁波、温州、嘉兴、湖州、绍兴、金华、衢州、丽水、舟山和台州11个地级市，江苏省的南京、无锡、徐州、常州、苏州、南通、连云港、淮安、盐城、扬州、镇江、泰州和宿迁13个地级市，安徽省的合肥、芜湖、蚌埠、淮南、马鞍山、淮北、铜陵、安庆、黄山、阜阳、六安、宿州、滁州、毫州、池州和宣城16个地级市，江西省的南昌、景德镇、萍乡、九江、新余、鹰潭、赣州、吉安、宜春、抚州和上饶11个地级市，湖北省的十堰、宜昌、襄阳、荆门、荆州和随州6个地级市，湖南省的衡阳、邵阳、岳阳、常德、张家界、益阳、郴州、永州、怀化和娄底10个地级市，贵州省的贵阳、六盘水、遵义和安顺4个地级市，四川省的成都、自贡、攀枝花、泸州、德阳、绵阳、广元、遂宁、内江、乐山、南充、眉山、宜宾、广安、达州、雅安、巴中和资阳18个地级市，云南省的昆明、曲靖、玉溪、保山、昭通、丽江、普洱和临沧8个地级市。武汉城市圈的仙桃、潜江和天门三个省直管市（副地级市）由于数据缺失，不纳入分析范围。的地理位置，空白处为数据缺失地区，缺失数据的地区多为少数民族自治区所属的县级市。

图1 长江经济带“两型社会”试验区实验组与控制组城市划分

4.2 变量选择

在被解释变量方面，考虑到不同城市发展水平的差异较大，相比于工业污染物排放量（绝对值），从工业污染物排放强度（相对值）的视角考察工业绿色发展水平能够更好的兼顾地区经济发展效率，提高区域之间工业绿色发展水平的可比性。此外，考虑到工业废水、工业二氧化硫和工业烟（粉）尘可以直观反映本地区的环境污染状况。基于数据的连续性和可获得性，本文以工业废水、工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度来表征工业绿色发展水平。具体的，工业废水排放强度（water）是指工业废水排放总量除以规模以上工业总产值，工业二氧化硫排放强度（so2）是指工业二氧化硫排放总量除以规模以上工业总产值，工业烟（粉）尘排放强度（dust）是指工业烟（粉）尘排放总量除以规模以上工业总产值，即单位工业总产值的工业废水、工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放量（吨/万元）。

控制变量方面，考虑合成控制对象的拟合效果，并且避免遗漏变量可能带来的偏误，尽可能对影响工业绿色发展的重要因素加以控制。其中，经济发展水平（pergdp）可能通过技术效应和结构效应影响地区工业绿色发展水平，这里用地区人均生产总值（单位为元）来表征；产业结构被认为是影响工业绿色发展的重要因素，这里用第二产业增加值占地区生产总值的比重（%）表示第二产业占比（second），用第三产业增加值占地区生产总值的比重（%）表示第三产业占比（third）。对外开放水平（trade）用进出口总额占地区生产总值的比重（%）来表示。人力资本水平（human）用高等学校在校生人数占地区总人口的比重（%）来表示；城镇化水平（urban）与工业化密不可分，对地区环境的影响不言而喻，用非农人口占地区总人口的比重（%）来表示；财政支出规模（govern）用财政支出占地区生产总值的比重（%）来表示，以此衡量地方政府对当地经济活动的干预程度。

4.3 数据说明

数据主要来自历年《中国城市统计年鉴》，由于本文研究时间较长、覆盖区域较广，对个别城市和年份的缺失值，通过所在省份的统计年鉴和均值插补法补齐完善。地级市的人口、经济规模差异较大，为消除城市之间的体量差别，本文采用人均、百分比等相对数据，另外为降低异方差对估计结果的干扰，所有变量均作对数化处理。各变量的描述性统计见表1。

表1 指标说明与描述性统计

5 实证检验

5.1 合成控制法验证试验区设立对区域工业绿色发展的影响

为客观评价“两型社会”试验区设立对武汉城市圈和长株潭城市群工业污染排放强度的影响效果，在此采用合成控制法，利用99个控制组城市构建试验区设立之后工业污染排放强度的“反事实”状态。通过对比试点城市和合成城市在政策实施前后的状况，从工业污染排放强度是否有显著性变化的角度测度试验区设立的有效性。虽然同为“两型社会”试验区实施背景下的城市群（圈），但是无论从城市群的发展水平还是政策落实本身的侧重点来看都存在巨大的差异，有必要对武汉城市圈和长株潭城市群予以区分考察。同时为了避免平均化的分析，接下来依次构建每个实验组城市的合成控制对象。试点城市和对应的合成城市2003-2017年的工业污染排放强度如图2所示①由于文章篇幅限制以及结果显著性不强的原因，工业so2与工业（烟）粉尘的排放强度的合成控制图并未展现，可以与作者索取。，垂直虚线所在位置表示“两型社会”试验区设立的时间，虚线左侧为试验区设立之前，虚线右侧为试验区设立之后。“两型社会”试验区设立对工业绿色发展的影响即为两者强度差值。

图2 “两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的合成控制法检验① 受版面限制，9个实验组城市的权重表、以及预测变量的拟合和对比表未加以展示。同时鉴于“两型社会”试验区政策对降低工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度的效果并不明显，相应的合成控制图也未加以展示，可以与作者索取。

在虚线左侧，武汉城市圈各试点城市和其对应的合成控制城市的工业废水排放强度都非常接近，差异极小，说明合成控制对象较好地拟合了武汉城市圈工业废水排放强度情况的变动路径。而在虚线右侧，二者逐渐偏离，各试点城市实际与合成的工业废水排放强度以及不同污染物的排放强度下降态势呈现出差异性。具体来看，武汉市、咸宁市和黄冈市的工业废水排放强度低于合成控制对象，其余污染物也仅有少数城市低于合成控制对象。而对于黄石和鄂州市的减排效果均不明显。可能的原因是2013年国务院正式发布的《全国资源型城市可持续发展规划（2013-2020年）》中将黄石和鄂州确定为资源型城市，而资源型城市资源禀赋较高，产业结构较为依赖第二产业，从而不利于产业绿色升级。从政策实施效果的时间点来看，各试点城市工业废水排放强度和合成路径分离的时间点和幅度不一致。在政策实施后，咸宁市和黄冈市的工业废水排放强度的实际路径和合成路径的重合度仍然较高，到2010年实际的排放强度才缓慢低于对应的合成控制城市，说明试验区设立政策在降低工业废水排放强度排放强度方面具有滞后性。但有些城市工业污染排放强度远高于合成城市下降的幅度。比如，咸宁市的工业废水排放强度，武汉市和孝感市的工业烟（粉）尘排放强度与合成城市相比呈明显的下降趋势。

“两型社会”试验区设立之前，长株潭城市群与合成控制对象的工业废水排放强度拟合度较高，说明合成控制法较好地拟合了试验区设立前的指标特征，政策实施前二者没有显著差异。在虚线右侧，合成路径和真实路径差异明显，意味着相对于长株潭城市群其他城市，设立试验区降低了长沙、株洲和湘潭的工业废水排放强度。从政策实施效果的时间点来看，政策实施后合成长沙的工业污染排放强度变化较平稳，没有明显的下降趋势，工业废水排放强度的实际与合成路径偏离度在政策刚开始实施就快速拉大后又逐渐放缓，说明政策可能具有一定的边际效应递减规律。

从整体结果看，“两型社会”试验区设立以来在降低工业废水排放强度方面取得了良好成效，但对工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度的减排效果不是很明显，可能是由于大气和烟（粉）尘具有跨区域高流动性特征。此外，水质污染更容易被人们所感知，因而地方政府在环境治理过程中会将更多的关注度向废水治理倾斜。与武汉城市圈相比，长株潭城市群的政策效果更显著，可能是由于长株潭更加紧凑的层级关系，便于发挥省会城市的辐射带动能力，使长株潭城市群在工业绿色发展的政策落实和资源共享方面更加便捷，同时湖南省政府将湘江治理保护确定为湖南省“一号重点工程”，这都有利于降低工业废水排放强度。

从上述合成控制法的结果比较来看，“两型社会”试验区城市的工业废水排放强度和“反事实”合成的工业废水排放强度具有较为明显的差异。但由于难以确保所构造的合成控制组能否较好地拟合实验组城市工业绿色发展的潜在变化路径，接下来将采用统计中秩检验（rank test）的排序检验方法，验证相关结论的稳健性。其基本思路为：在控制组（99个城市）中随机选取一个城市为新的实验组，假设该城市在2008年也受到试验区政策的冲击，借助合成控制法构造相应的合成控制对象，估计其在“反事实”状态下所产生的政策效果，然后将试验区城市实际产生的政策效果与新实验组在“反事实”状态下产生的政策效果进行比较，如果二者的政策效果存在显著的差异，则说明试验区设立对降低工业废水排放强度的作用是显著的。接下来对这9个城市依次进行排序检验，结果如图3所示，其中黑色实线表示实验组，灰色虚线表示控制组，可以看出在2008年试验区设立之前，实验组城市的平均预测标准差与控制组城市的平均预测标准差的差距并不大，实验组城市的平均标准误差曲线分布在控制组城市的曲线簇内部。而在2008年政策实行后，两者间的差距开始逐渐拉大，为保持误差分布图完整，在此没有删除控制组中平均预测标准差较大的城市，但是依旧可以明显看出，长沙市的分布位于大部分控制组城市的下方，借助传统统计推断的显著性检验，如果随机从控制组（99个城市）中选取一个没有纳入“两型社会”试验区的城市进行估计，能够得到与长沙市一样显著的“两型社会”试验区对降低工业废水排放强度的概率仅为6/99，约为6.1%，这说明在90%的显著性水平下，“两型社会”试验区对降低长沙市工业废水排放强度产生了显著性差异的结论并不是偶然因素引起的。若进一步剔除高于实验组城市平均预测标准差2倍以上的城市，株洲、湘潭、武汉、咸宁等城市的平均预测标准差处于其他控制组城市预测误差分布下方的较低位置，得到与株洲、湘潭、武汉、咸宁等城市一样显著的政策效应值的概率也均小于1/10。因此，“两型社会”试验区政策对降低工业废水排放强度的结论依旧稳健。

图3 随机置换检验

5.2 PSM-DID验证试验区设立对区域工业绿色发展的影响

由于“两型社会”试验区政策既体现了自上而下的政府推动，也体现了地方政府自下而上的积极争取，因此难以完全消除“自选择”的影响，为进一步验证试验区设立对区域工业绿色发展的影响，在此采用5对1最近邻匹配方法。表2显示工业废水排放强度的平均处理效应的系数值为-0.272，通过5%的显著性检验，说明试验区设立有效降低工业废水的排放强度。工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度的平均处理效应未通过显著性检验。这与上述合成控制法的结果一致，即试验区设立仅对降低工业废水排放强度产生显著的改善效应。为了保证结论的可靠性，考虑到在样本量足够大的情况下，匹配结果不存在显著差异（Vandenberghe和Robin，2004［38］），本文选择其他不同的倾向得分匹配方法①本文也分别采用局部线性回归、半径以及内核匹配来验证，三者结果与最近邻匹配的结果在符号和统计显著性上基本没有发生变化。但由于本文篇幅限制，文章中并未展示，可以向作者索取。，同时倾向得分分布对共同支撑条件可能产生尾部影响，进一步使用修剪策略验证基准回归对实验组尾部极端样本的稳健性①本文通过剔除实验组倾向得分分布的尾部2%和5%的样本的两种修剪水平。结果表明上述回归分析依旧具有较好的可靠性。但由于本文篇幅限制，文章中并未展示，可以向作者索取。，实证结果表明不同匹配方法得到的估计结果是基本等价的。

表2 “两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的PSM-DID分析

武汉城市圈和长株潭城市群作为区域经济联合体，分别是湖北省和湖南省产业和生产要素最密集、最具活力的地区，也是两省经济发展的核心区域。由于地区间的经济基础、产业结构等因素的异质性将致使政策效果存在差异，如果不考虑样本空间的异质性，利用无关联和均质性计量方法探讨试验区设立对工业绿色发展的作用，在一定程度上会导致政策估计结果出现偏差。为此有必要将样本城市划分为上、中、下游三大区域，然后将“两型社会”试验区城市分别对三大区域进行回归分析。根据前3列的回归结果，试验区城市对下游城市工业废水、工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度的平均处理效应分别为-0.322、-0.314、-0.375，通过了5%和10%不等的显著性检验。对中游地区仅有工业废水排放强度的平均处理效应为-0.429，并在5%的水平下显著。说明对于中游地区与下游地区，试验区设立对工业废水排放强度的抑制作用尤为显著。而试验区城市对上游地区的各种污染物的平均处理效应均未通过显著性检验。在解读和执行“两型社会”试验区设立政策时，长株潭城市群和武汉城市圈的经济发展水平、地理位置和地区集聚程度存在差异性，从而给工业绿色发展的持续性和实施效率造成影响，为此分别将长株潭城市群和武汉城市圈作为实验组，其他城市作对照组进行估计。根据第4列和第5列的回归结果，长株潭城市群的工业废水排放强度的系数值为-0.446，并且通过了10%的显著性检验，而其他二者排放强度的平均处理效应虽然为负，但是未通过显著性检验。这也验证了上述试验区设立对工业废水排放强度的作用更为显著的结论。武汉城市圈的各污染物的排放强度均未通过显著性检验，和上述合成控制法的结果较为近似。

通过异质性讨论发现，长株潭城市群和武汉城市圈在降低工业污染排放强度方面的共性和差异性证实了不同区域间外部环境的不平衡会导致地方政府执行力和政策效果的偏差。地区间的工业绿色发展水平存在着作用机理：一种是本地的高污染企业可能会通过将污染就近转移，从而恶化邻近地区的环境质量；一种是本地的试验区设立通过示范效应引起邻近地区对工业绿色发展的重视，改善邻近地区的环境。将试验区分别对接壤城市和不接壤城市进行回归分析，结果显示，当接壤城市做控制组时，三种污染物排放强度的交互项系数都为正值，但未通过显著性检验。当以不接壤城市做控制组时，尽管工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度为负值，但统计上不显著，而工业废水排放强度的系数值为-0.307，且通过了5%的显著性检验，这一结果在证实了试验区设立对工业绿色发展存在着一定的空间溢出效应。

5.3 试验区设立对区域工业绿色发展的影响机制检验

前文分析表明，“两型社会”试验区设立助推了区域工业绿色发展。那么，究竟是何种因素导致试验区设立具有正向的环境效应，其中的传导过程又是怎样的？就“两型社会”综合配套改革试验总体方案的内容比较来看，2008年10月18日，湖北省人民政府关于印发《武汉城市圈资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革试验总体方案》的通知（鄂政发［2008］58号），综合配套改革试验的重点内容围绕着创新资源节约的体制机制、创新环境保护的体制机制、创新科技的体制机制、创新产业结构优化升级的体制机制、创新统筹城乡发展的体制机制、创新节约集约用地的体制机制、创新财税金融体制机制、创新对内对外开放的体制机制以及创新行政管理体制和运行机制等九个方面。2009年1月21日，湖南省人民政府关于印发《长株潭城市群资源节约型和环境友好型社会建设综合配套改革试验总体方案》的通知（湘政发［2009］4号），综合配套改革试验的主要内容围绕着创新资源节约体制机制、创新生态环境保护体制机制、创新产业结构优化升级的体制机制、创新科技和人才管理体制机制、创新土地管理体制机制、创新投融资体制机制、创新财税体制机制、创新统筹城乡发展体制机制和创新行政管理体制机制等十个方面。由于本文所选取的指标多为宏观变量，因此难为完整呈现所涵盖的作用路径，但像经济发展水平（pergdp）、城镇化水平（urban）、财政支出水平（govern）、对外开放水平（trade）等指标也在一定程度上与上述体制机制相联系，可以相对粗略的梳理试验区设立对区域工业绿色发展的影响机制。接下来首先将实验组分为“两型社会”试验区、长株潭城市群和武汉城市圈三组，其他城市为控制组，在控制了个体固定效应和时间固定效应后对所有控制变量进行回归分析，以此甄别和量化试验区设立对不同因素的影响，所得结果如表3所示，“两型社会”试验区设立对控制变量的影响系数基本符合预期，具体来看，“两型社会”试验区设立对第二产业占比（second）、第三产业占比（third）的交互项系数分别为-0.130和-0.063，并且在1%的水平下显著。因此有必要更为具体的建立起分类引导的产业发展导向机制。“两型社会”试验区设立对经济发展水平（pergdp）的交互项系数为1.142，并且通过了1%的显著性检验。说明试验区设立可能通过发挥城市群的集聚效应和规模报酬递增效应，使得环境质量和经济增长呈现良性循环的高级发展形态。“两型社会”试验区设立对对外开放水平（trade）的交互项系数为-0.299，并且在1%的水平下显著，就政策的平均意义而言，试验区设立对对外开放水平（trade）会产生一定程度的抑制作用，可能是由于试验区严格的环境规制对对外开放水平（trade）产生挤出效应。“两型社会”试验区设立对人力资本水平（human）、城镇化水平（urban）以及财政支出水平（govern）的交互项系数分别为0.373、0.440、0.500，并且均通过了1%的显著性检验，可以看出试验区设立可以提升城市的吸引力，加快城镇化进程，吸引高素质人员，增加政府财政支出水平。这一结果与“两型社会”综合配套改革试验总体方案中的“构建城市群循环经济体系”、“城乡统筹发展”相呼应。进一步将实验组分别替换成长株潭城市群和武汉城市圈，其他城市作为控制组。结果表明，除了武汉城市圈的对外开放水平（trade）外，尽管系数绝对值的大小存在差异，但试验区设立对长株潭城市群和武汉城市圈所有控制变量的交互项系数从符号和显著性上来看都与“两型社会”试验区全样本是相同的。

表3 “两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响机制检验（一）

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由于上述的分析中，试验区设立只对工业废水的排放强度具有显著的抑制作用，因而这里只对工业废水排放强度进行机制机理分析。根据中介效应模型，若中介变量的交互项系数与其单独作为中介变量的系数值均显著，那么说明必然存在中介效应，且在二者均显著的条件下，将政策虚拟变量和中介变量同时纳入回归模型中，其交互项系数不显著，则视为“完全中介效应”，这就意味着“两型社会”试验区如果促进了区域工业绿色发展，必然需要经过中介变量才可以起作用，反之亦然。根据以上判定标准，分析结果如下表4，从“两型社会”试验区与全样本的对比分析来看，“两型社会”试验区对工业废水排放强度的交互项系数为-0.196，并通过了1%的显著性检验，表明试验区设立能够促进当地工业绿色发展。且当中介变量为经济发展水平（pergdp）、对外开放水平（trade）和城镇化水平（urban）时，根据以上判断标准均属于“完全中介效应”且中介效应占总效应的比重分别为39.25%、34.84%、24.70%，也就是说“两型社会”试验区对工业废水排放强度的降低，必然会通过上述三种中介变量而进行。但对于第二产业和第三产业占比（second、third）而言，第二产业（second）的中介变量未显著，也就是说明虽然存在中介效应，但效果并不明显。而第三产业（third）由于符号一致，则被视为遮掩效应，也就是效果最为微弱甚至是无关。为了剔除可能存在西部大开发政策重叠的干扰，使实验组和控制组更具有良好的可比性，这里进一步将中游地区做控制组再次进行机制分析，从“两型社会”试验区与中游地区样本的对比分析来看，试验区设立对工业废水排放强度的交互项系数为-0.206，并在1%的水平下显著。与前者结论一致。且可以视为“完全中介效应”的中介变量为第二产业（second）、第三产业（third）和城镇化水平（urban）。经济发展水平（pergdp）与对外开放水平（trade）由于其符号一致问题，被视为遮掩效应，即便是将政策虚拟变量和中介变量同时纳入回归模型中的系数显著，但依旧无法确认其部分中介效应的存在，而财政支出（govern）相较于前两者虽然依旧被视为遮掩效应，但根据政策虚拟变量和中介变量同时纳入回归模型其交互项系数不显著可知，其中或许存在中介效应，只是介于数据和实际情况无法深入探知。综上所述，中介效应随着控制组选择的不同略有变化，当控制组为全样本时，“两型社会”试验区设立可以通过经济发展水平（pergdp）、对外开放水平（trade）和城镇化水平（urban）影响工业废水排放强度，且不同机制发挥的作用方向也存在差异，但难以施展产业结构的作用。当控制组为中游城市时，试验区设立更依赖于通过第二产业占比（second）、第三产业占比（third）和城镇化水平（urban）影响工业绿色发展水平。

表4 “两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响机制检验（二）① 由于human计算所得的间接效应值为0.00，且为遮掩效应，考虑到表格排版，未加以展示，可以与作者索取。

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5.4 稳健性检验

从上述基准模型的估计结果来看，基于面板数据的估计结果验证了合成控制法有关试验区设立与工业绿色发展的结论，但随着时间维度和空间维度的不同会不会出现变化，因此本部分将通过样本的有效筛选、分地区和采用新指标的方法进行稳健性检验，结果如表5所示。

表5 稳健性检验

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考虑到对被解释变量的不同选择能从不同角度反映政策实施的效果，为了尽可能减少偏差，增强实证结果的稳健性。鉴于地区工业污染排放强度不仅与污染治理水平相关，同时还受当地经济规模的影响，因此本文进一步采用能够从地区经济发展水平的角度对工业污染强度予以度量的单位GDP工业污染排放量这一指标作为新被解释变量，具体的将各指标分别替换成单位GDP工业废水排放量、单位GDP工业二氧化硫排放量以及单位GDP工业烟（粉）尘排放量。基于同样的基准回归，就试验区设立对单位GDP工业污染排放量的影响进行实证考察。根据第1列的结果，单位GDP工业废水排放量的平均处理效应的系数为-0.242，且在5%的水平下显著，所得结果与之前结果基本保持一致。

2016年颁布的《长江经济带发展规划纲要》中提出要推进长三角城市群、长江中游城市群、成渝城市群建设，带动长江经济带区域一体化发展。为了探究“两型社会”试验区设立对工业绿色发展的影响会不会随控制组的变动出现较大差异，这里将控制组分为三大城市群进行回归分析，由于城市群与表2中经济区域在地理位置上差别不大，这里只需替换指标来衡量。发现试验区设立对长三角城市群的工业废水、工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放量的平均处理效应分别为-0.457、-0.531、-0.717，通过了显著性检验。对中游城市群的工业废水排放量的平均处理效应为-0.337，在5%的水平下显著。这再次印证了无论是最具经济活力的长三角城市群还是实施中部崛起战略的重点区域长江中游城市群，试验区设立的影响并不随控制组选择出现较大差异。需要说明的是，由于中游城市群是“两型社会”建设引领区，将中游城市群作为控制组得出的估计结果更能反映试验区设立的环境效应。

国家从2010年开始在长江经济带陆续设立10个国家级承接产业转移示范区，这些示范区可能会加重承接地的环境污染，从而高估“两型社会”试验区的正向效应。为减轻潜在空间选择性偏误和空间识别上的遗漏干扰，有必要从样本剔除承接产业转移示范区后重新进行基准回归。实证结果表明工业废水排放强度的平均处理效应显著为负，试验区的设立降低了地区工业废水排放强度的结论依旧稳健。为进一步剔除西部大开发对控制组的潜在影响，将样本精准到中游地区，在此基础上再剔除中游地区中的承接产业转移示范区，结果表明旧指标的工业废水和工业二氧化硫排放强度的平均处理效应分别为-0.527、-0.498，并且通过了1%和5%的显著性检验，新指标的结果也基本一致，从而再次验证了结论的稳健性。

本文的实证检验采用的是2003-2017年的城市数据，在这15年中，除了2008年“两型社会”试验区设立外，工业绿色发展可能还受其他政策的影响，例如2011年国务院颁布了《工业转型升级规划（2011-2015年）》，将发展资源节约型、环境友好型工业作为转型升级的重要着力点。为推进全国环境保护法规和环境经济政策的制定与实施，环境保护部2011年底颁布并实施了《“十二五”全国环境保护法规和环境经济政策建设规划》，后又颁布了《环境空气质量标准（2012）》等环境监管文件，2013年起实施大气污染物特别排放限值政策，国务院又印发了《大气污染防治行动计划》。为了减少在此期间其他环境政策的推行对相关估计结果的影响，通过缩小时间窗口有效控制其他事件的影响。本文将时间窗口缩短至2003-2012年。根据回归结果，旧指标的平均处理效应的系数均为负值，但不显著。新指标的工业废水排放量的平均处理效应在5%的显著性水平下为负，其他污染物的平均处理效应仍不显著，实证结论与前文基本一致。

6 结论与对策建议

本文通过构造2003-2017年长江经济带108个城市的平衡面板数据，主要借助合成控制法和倾向得分匹配-双重差分法，结合“两型社会”试验区设立的目标与现有数据的可获得性，旨在从因果关系的角度评估“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响效果。实证结果表明：“两型社会”试验区设立以来在降低工业废水排放强度方面取得了明显的成效，但是在降低工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放强度方面效果并不明显。即“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展的影响更多的体现在工业水污染排放治理方面，而在工业大气排放污染治理方面效果不彰。就区域间的比较而言，长株潭城市群较武汉城市圈在降低工业废水排放强度方面所取得的成效更为显著。同时“两型社会”试验区通过示范效应在一定程度上对接壤城市降低工业废水排放强度具有空间溢出效应。就传导机制而言，通过引入中介效应模型证实，经济发展水平和城镇化水平在“两型社会”试验区对降低工业废水排放强度方面存在显著的中介效应。一系列稳健性检验也均验证了上述结论的可靠性。为贯彻落实《中国制造2025》，加快推进生态文明建设，促进工业绿色发展，2016年6月30日，工业和信息化部关于印发《工业绿色发展规划（2016-2020年）》的通知（工信部规〔2016〕225号），其发展目标指出“到2020年，绿色发展理念成为工业全领域全过程的普遍要求，工业绿色发展推进机制基本形成。”结合这一要求，在总结“两型社会”试验区设立对区域工业绿色发展成效的基础上，有助于为长江经济带建设成为我国绿色发展先行带提供科学依据和有益启示：

第一，从国家层面进行工业绿色发展的顶层设计，搭建全方位、多层次、宽领域的长江经济带生态文明建设合作平台。“两型社会”获批后，湖北省、湖南省人民政府相继印发“两型社会”综合配套改革试验总体方案，但从内容来看，约束性指标相对较少，而从工业绿色发展的成就来看，更多的体现在工业废水的节能减排，而在工业大气污染方面成效相对较小。正是由于“两型社会”试验区在走出一条有别于传统模式的工业化、城市化发展新路上还有待继续探索，所以湖南、湖北也没有纳入新一轮的国家生态文明试验区建设，而同样位居长江经济带中上游地区、与湖南、湖北接壤的江西和贵州获得了这一资格，这也说明了生态文明建设的复杂性。因此有必要积极尝试和探索多元化的绿色经济发展模式，形成长江经济带以“两型社会”为依托的区域绿色互动机制和整体绿色发展格局。

第二，构建以政府主导的生态环境保护治理体系，通过强化各类工业污染物排放约束，实现地区工业绿色发展。在长株潭“两型社会”试验区获批后，湖南省将湘江流域治理和保护列为“省政府一号重点工程”，将治理好工业废水排放作为“两型社会”建设的首要标志，先后出台《长株潭城市群区域规划》、《长株潭城市群区域规划条例》、《长株潭城市群生态绿心地区总体规划》，确定湖南生态文明体制改革的“施工图”。因此，节能减排政策在针对不同区域，以及不同污染物因地制宜制定差异化和专业化治理政策的同时，应积极发挥“以点带线，以线促面”的“两型社会”试验区工业绿色发展思路，通过组建具有执行力的区域污染治理的联防联控机制，不断完善分类引导的不同污染物减排导向机制，实现以城市群作为工业绿色经济增长极的辐射和带动作用。

第三，鉴于当前复杂的国际局势以及疫情的发展形势，应以构建内需体系为主体框架的国内循环体系为契机，实施产业基础再造和产业链提升工程，以资源环境承载能力为基础，优化经济发展和生态环境功能布局，扩大环境容量与生态空间。从系统论出发优化环境治理方式，在多重目标中寻求动态平衡。在提高产业配套发展能力的同时，强化主体功能区在国土空间开发保护中的基础作用，打造“中心-外围”生态格局，提高跨区域资源配置和要素空间整合能力，形成区域间、产业间高水平的合作共生局面。以区域差异化的调控措施取代一刀切的管理模式，在发挥城市群核心带动功能的同时，全方位评估城市群对不同污染物治理的响应程度以及对不同污染物治理的优势和不足，通过宏观体系的优化与厚植工业绿色发展的微观基础相结合，实现工业绿色发展的生态友好模式。