绿色产业集聚与城市工业部门高质量发展——来自国家生态工业示范园政策的准自然实验

一 引 言

长期以来GDP锦标赛与粗放式高速增长的传统思维，导致我国城市经济发展过程中出现了诸如效率偏低、资源浪费、环境污染严重等一系列问题。环境污染的综合防治对于改善产业发展环境和居民的健康水平至关重要且极其紧迫，党和政府已经将环境治理工作提升到了前所未有的高度。中共十九大明确指出，必须坚定不移贯彻“创新、协调、绿色、开放、共享”的五大发展理念，建立健全绿色低碳循环发展的现代经济体系，并且将污染防治作为决胜全面建设小康社会的三大攻坚战之一，要求着力解决环境突出问题，推进绿色产业发展。城市是现代经济增长的中心，推动城市经济绿色转型成为我国可持续高质量发展的根本要求和必然选择。产业集聚一直是城市经济增长的重要动力，以工业园为主要代表的产业集聚不仅能够降低基础设施成本、优化资源配置效率，而且能够促进区域经济的技术进步与全要生产率提高，吸纳大量的就业和推动城市经济的繁荣发展(Wang，2013[1]；王永进和张国峰，2016[2]；林毅夫等，2018[3])。然而，产业集聚在促进城市工业经济转型升级同时，也带来环境污染问题，城市发展面临着集聚增长与生态环境保护的两难矛盾(王兵和聂欣，2016)[4]。环境问题的日益凸显，严重制约了城市的高质高效发展。

我国城市化、工业化进程中普遍存在集聚发展与生态环境保护的两难悖论，探索资源环境利用集约化、工业经济发展生态化的路径是城市转型发展的必由之路。生态工业示范园是城市探索绿色高质量发展的政策试验田，通过绿色产业集聚的方式推进资源环境利用集约化与培育现代生态产业体系，承载了城市转型发展的使命，已经成为现代产业发展和城市工业绿色发展不可或缺的载体。2001年8月，我国第一个国家级生态工业示范园(贵港)批准试点建设，随后各个城市先后试点建设了100多个国家生态工业示范园。那么，以生态工业园为主要代表的绿色产业集聚能否突破传统产业集聚方式的环境污染困境？生态工业示范园作为绿色产业集聚的新型资源配置形式与绿色发展方式，科学评估该政策实施对城市工业部门发展的影响，对未来国家生态工业园区的建设发展，乃至对中国经济高质量发展都有着重要的指导作用和现实意义。本文基于2003-2016年中国281个地级及以上城市数据，运用多期双重差分法模型与准自然实验的方法考察绿色产业集聚与城市绿色经济效率的关系，其主要贡献在于：一是将产业集聚的内涵拓展为绿色产业集聚，为解决经济集聚发展与生态环境保护的悖论提供新的理论视角；二是将国家生态工业示范园政策作为绿色产业集聚的准自然实验，避免核心解释变量的度量难题及其内生性问题；三是运用科学的政策评估方法，揭示生态工业示范园政策的成效及优化路径。

二 文献综述与理论假说

(一)文献综述

自1984年国务院批准在14个沿海港口城市[注]这14个沿海港口城市分别是大连、秦皇岛、天津、烟台、青岛、连云港、南通、上海、宁波、温州、福州、广州、湛江、北海。设立工业园区以来，各类经济技术开发区、高新技术产业开发区等不断涌现，工业园区成为我国产出效益最好、资源配置最活的重要产业载体(赵延东和张文霞，2008[5]；鲍克和夏友富，2008[6]；陆长平和刘伟明，2016[7]；袁航和朱承亮，2018[8]；胡安军等，2018[9])。但是随着我国城镇化、工业化的快速推进，以工业园区为代表的传统产业集聚成为城市经济发展重要引擎的同时，也给所属城市带来了诸如河流污染、雾霾等一系列的环境污染现象(吴志军，2007[10]；田金平等，2012[11]；左晓利和李慧明，2012[12])。理论上，产业集聚有利于提升城市的经济效率：新地理经济理论认为，协同创新环境下企业间技术溢出是产业集聚的主要动力，技术的扩散能够促进区域内污染减排(Krugman，1998)[13]；循环经济理论认为，集聚内部可以产生资源循环利用，从而提高经济的绿色效率(Enrenfeld，2003)[14]；考虑规模经济与专业化分工，集聚区企业可以通过统一的污染物处理设施来降低单位治污成本(师博和沈坤荣，2013)[15]。但是，城市在推进产业集聚过程中，项目的选择性引入、集群支持网络建设、创新环境和集群文化等方面缺乏经验，而企业进驻工业园的主要目的是获取“政策租”，难以形成一般意义上的产业集聚绿色效应。大量经验研究表明，传统工业园区的建立会加剧城市环境污染问题，城市发展存在集聚增长与生态环境保护的两难悖论。国外诸多学者以不同国家数据研究发现工业集聚区加重了周边区域河流、空气等环境污染(Virkanen，1998[16]；Verhoef和Nijkamp，2002[17]；Duc et al.，2007[18])。国内学者中王兵和聂欣(2016)[4]通过匹配河流水质观测点与开发区的地理信息，以开发区设立为准自然实验，研究发现设立开发区后其周边河流水质出现明显恶化。

传统工业园所造成的环境污染不断遭受到学术界和媒体的批判，世界各国也开始积极探索工业生态化和区域经济可持续发展的科学途径。丹麦小镇卡伦堡生态工业园案例的成功以及产业共生概念提出后，生态工业园逐渐成为西方发达国家工业园建设和改造的方向(Ashton，2008[19]；Frosch et al.，1989[20])。生态工业园是依据清洁生产要求、循环经济理念和工业生态学原理设计的一种新型工业组织形态，是可持续高质量发展的一种比较理想的模式(Chertow，2000)[21]。许多文献考察了生态工业园建设对园区内环境质量和经济效率的积极影响，支持绿色产业集聚对于提高城市的绿色经济效率有着重要作用，认为绿色产业集聚对于城市绿色转型与高质量发展至关重要(Ko，2014[22]；Tian et al.，2012[23]；闫二旺和田越，2016[24])。这类文献可大致分为定性研究和定量研究两大类。定性研究多关注生态工业园的发展模式、评价研究和存在问题。冯薇(2006)[25]从循环经济的角度说明从高新技术开发区向生态工业园升级有助于形成产业集聚，促进区域经济发展。田金平等(2012)[11]总结了我国生态工业园区的发展历程，并提出我国生态工业园的发展模式和存在问题。元炯亮(2003)[26]提出了生态工业园区的指标体系框架。定量研究多聚焦在国家生态工业园绩效评价及其对经济发展的影响。Liu et al.(2014)[27]从温室气体排放的角度评估了北京经济技术开发区的环境绩效。宋叙言和沈江(2015)[28]运用主成分分析和集对分析的方法对山东省生态工业园区进行了生态绩效评价研究。刘勇(2015)[29]以广西贵港国家生态工业示范园为研究对象，运用投入产出表检验了生产扩张对碳排放的影响。曾悦和商婕(2017)[30]以绿色发展综合指标评价体系定量评估了中国生态工业园区的绿色发展水平。

通过梳理现有文献发现，国内关于国家生态工业示范园区的定量研究多聚焦于工业园区自身绩效的定量评估方面，而以国家生态工业示范园区为政策冲击，研究其对经济高质量发展影响的文献较为鲜见。当前中国正处于由高速增长阶段向高质量发展阶段转变的关键时期，推进绿色发展是解决经济发展与环境保护两难悖论、打造质量强国的关键举措。而在此过程中，国家生态工业园区作为产业集聚的绿色发展方式对绿色经济效率有何影响？国家生态工业园区政策的实施是否推动了城市工业部门的高质量发展？推动作用有多大？对这些问题的研究还有待深入，这也为本文提供了广阔的研究空间。

(二)理论假说

生态工业园通过产业生态化设计有助于缓解环境压力、提升经济增长质量以及推动经济可持续发展，是实现工业绿色转型的科学途径(Lambert和Boons，2002)[31]。国家生态工业示范园建设旨在通过合理规划产业链，培育生态产业网络体系，实质上就是通过绿色产业集聚的方式推进资源环境利用集约化与培育现代生态产业体系，在区域层面实现环境保护与经济增长相协调的可持续高质量发展(Fan et al.，2017)[32]。与经济技术开发区和高新技术开发区这类传统工业园区所不同的是，生态工业园区在此基础上增加资源再生、产品再造、废弃处理等循环功能；科技设计园区物流或能源传递方式，形成共享资源和互换副产品的产业共生组合；利用信息管理系统建立物质、水、能量、信息集成平台提高园区的代谢能力，达到物质、能量的梯级利用和资源共享的生态化效果(谢家平和孔令丞，2005)[33]。生态工业园区对于城市绿色经济效率的影响主要通过两个渠道实现。

一方面，生态工业园区形成的绿色产业集聚具有“资源集约共享”的生态化特征。首先生态工业园区以公共设施共享为基础，通过项目引进、管理、排污的集中一体化管理，对园区企业有着较好的资源集约共享效果，有效降低了交易成本；另一方面，生态工业园区形成的绿色产业集聚具有“环境承载扩容”的生态化特征。基于生态工业园区内上下游集聚产业对资源能源的不同需求，形成了园区的副产品和废弃物交换、能量和废水的梯级利用，提高了园区的环境承载容量。因此生态工业园区具有资源集约共享和循环利用等绿色发展优势，使得园区内的资源配置向低投入、高产出、低污染、高效益的最优状态接近，从而提高了城市工业部门的绿色经济效率。基于此，提出假说1。

假说1：国家生态工业示范园政策实施后，城市工业部门的绿色经济效率会显著提高。

环境规制是我国对企业生产环境管理正式制度中最为重要的政策，从长期来看，严格而恰当的环境规制能够促使企业在环境约束条件下不断改进生产工艺流程、刺激技术创新，从而实现企业环境绩效和生产率的共同提升(Hamamoto，2006[34]；Telle和Larsson，2007[35]；张成等，2011[36]；温湖炜和周凤秀，2019[37])。即环境规制能够激发生态工业园区企业的“创新补偿效应”，在一定程度上强化生态工业园的绿色经济效应。

工业集聚通过在生态工业园区内聚集不同知识背景和不同专业技能的劳动者，形成多元化的“劳动力蓄水池”和“知识蓄水池”，并利用规模经济效应和技术溢出效应，促进园区生产率水平提升。即提高工业集聚水平能够发挥生态工业园区的“集聚效应”，强化生态工业园区的绿色经济效应。

市场竞争不仅能够激励园区内的企业不断增加研发投入，提高自身的技术创新水平，以获取超额的创新回报，还能通过园区内企业之间相互追赶，加速绿色技术学习和知识扩散，促进园区生产率水平提升。因此市场竞争能够激发生态工业园区企业创新活力，突显生态工业园区的绿色经济效应。基于此，提出假说2。

假说2：环境规制、集聚经济以及市场竞争程度等因素有助于强化国家生态工业园区的绿色经济效应。

三 研究设计与数据说明

(一)研究方法

现有研究大多使用多元线性回归方法来研究产业集聚的绿色效应，其缺陷在于容易受到遗漏变量的内生性问题和短期趋势变动的影响。对此，国家生态工业示范园作为我国最典型的绿色产业集聚区和绿色发展的政策试验田，为厘清上述绿色产业集聚与城市绿色经济效率问题提供了良好的研究视角。截至到2016年底，一共有56个地级及地级以上的城市获得了国家生态工业示范园建设的批复，其中，2008年之前有16个城市，2009-2015年涉及40个城市。由于政策实施是不断趋于成熟的过程，近几年国家生态工业示范园发展迅速，为本文的实证研究提供了丰富的政策实施样本。

本文选取国家生态工业示范园政策的准自然实验考察绿色产业集聚对城市工业绿色经济效率的影响，即国家生态工业示范园区建设这一准自然实验的绿色溢出效应。依据多期双重差分法将实施国家生态工业示范园政策的城市视为处理组，其他城市视作对照组，比较处理组和对照组在政策实施前后绿色经济效率指数变化的差异。如果实施国家生态工业示范园政策城市的绿色经济效率指数变化系统性高于未获得国家生态工业示范园批复的城市，可以认为绿色产业集聚有助于提升城市的绿色经济绩效。计量模型设定如下：

GEEit=αi+δ·Ginit+Xitβ+∑tτt×Yeart+εit

(1)

其中，GEEit是被解释变量，表示城市工业绿色经济效率；Ginit表示组别虚拟变量和政策实施事件虚拟变量的交互项，即城市批复生态工业园后为1，否则都为0。δ的估计量表示城市实施国家生态工业示范园政策后绿色经济效率的变化，称为“倍差法”估计量，如果δ显著大于0，说明国家生态工业示范园政策能够提高城市工业部门的绿色经济绩效。Xit表示经济发展水平、城市规模、环境规制、外商直接投资以及生产服务业集聚等绿色经济效率的直接影响因素。

值得注意的是，由于国家生态工业园区设定是多期实施的事件，本文使用个体效应和时间效应替代传统双重差分法的组别虚拟变量和政策实施事件虚拟变量，用Ginit替代组别虚拟变量和政策实施事件虚拟变量的交互项(温湖炜，2017)[38]。具体而言，增加了城市层面的固定效应αi，捕捉每个城市不随事件变化的特征，城市层面的固定效应包含了是否是处理组的虚拟变量；使用时间层面的固定效应τt捕捉城市绿色经济效应的时间趋势特征。

(二)变量选取与数据说明

本文旨在构建反映城市经济增长、资源节约、环境保护的绿色效率体系，并利用2003-2016年我国281个地级及以上城市数据测算城市发展质量水平。根据非期望产出SBM-DEA模型，利用MaxDEA Pro 6.0软件测算得到城市绿色经济效率这一被解释变量(Tone，2004)[39]。其中，要素投入选取资本存量和劳动力，产出选取实际生产总值、工业废水排放量、工业二氧化硫排放量和工业烟尘排放量。投入产出变量的处理如下：(1)资本存量，根据徐现祥等(2007)[40]的方法计算各省份第二产业的资本存量，再利用规模以上工业企业固定资产净值平均余额分拆得到各城市的资本投入指标；(2)劳动力投入，选取第二产业的年末单位从业人员数与城镇私营和个体从业人员数之和作为劳动力投入指标；(3)实际生产总值，选取第二产业的增加值衡量，采用城市所属省份的工业出厂价格指数平减得到以2003年为基期的实际总产值；(4)非期望产出，依据数据的可获得性，选取工业废水排放量、工业二氧化硫排放量、工业烟尘排放量三个变量。本文采用第二产业的要素投入和期望产出替代工业部门的要素投入和期望产出，投入产出数据的统计口径为全口径数据，最大程度地避免了统计口径不一致。

影响工业绿色经济效率的因素众多，基于已有文献的研究和数据的可获得性，本文加入如下影响绿色经济效率的因素(Xit)：(1)经济发展水平，用人均实际GDP的对数(lnRGDP)表示；(2)城市规模：借鉴多数文献的做法，用市辖区人口的对数(lnSize)表示；(3)人力资本，城市层面教育程度数据较难获取，而工资的高低往往反映了人力资本的差异，选取城市职工工资水平的对数(lnWage)衡量人力资本；(4)环境规制程度(ER)，环境规制是影响污染排放最为直接的因素，选取工业烟尘去除率衡量城市的环境规制程度；(5)外商直接投资(FDI)：用实际外商投资额与城市实际产出的比值表示；(6)信息发展程度(IDI)，用互联网的覆盖程度(国际互联网户数×4 /市辖区人口)反映信息技术发展程度；(7)科技投入: 采用人均政府科学事业费支出的对数 (lnExp)表示；(8)生产服务业集聚(Sagg)，依据各行业单位就业人数计算区位熵指数。被解释变量和控制变量的计算方法及描述统计，如表1。

表1 变量描述统计

四 实证结果与分析

(一)描述性结果与分析

本文展示了处理组与对照组城市工业绿色经济效率的动态演变趋势。如图1所示，我国城市工业部门的绿色经济效率整体水平不高，但呈现出逐步改善的趋势。对照组和处理组城市工业部门的绿色经济效率具有相似的动态演变趋势特征，可以分为三阶段：2003-2007年，城市化和工业化的大幅推进，从需求端刺激了经济的快速增长，城市工业经济的综合绩效快速提高；2008-2010年，国际金融危机导致内外需求疲软，综合经济效率缺乏增长动力；2011-2016年，随着我国绿色发展理念的深入贯彻和经济发展方式转变，工业绿色经济效率有所改善。但是，处理组和对照组城市工业绿色经济效率的动态演变过程存在一定差异，2003年，处理组和对照组城市的工业绿色经济效率没有显著差异。2010年之后，两组城市工业绿色经济效率的时间趋势出现了明显的分化特征，处理组城市的工业绿色经济效率增长速度高于对照组城市。由于大部分试点城市是2010年之后开始实施国家生态工业示范园政策，处理组与对照组的工业绿色经济效率动态演变趋势所表现出来的差异特征，说明国家生态工业示范园政策与城市工业绿色经济效率存在正相关关系。基于描述分析结果，可以推断理论假说可能成立。此外，两组城市的工业绿色经济效率在2010年之前表现出相同的趋势，说明实验组和对照组城市满足共同趋势假说，选择倍差法估计政策实施效果是合适的。下面通过建立倍差法模型进一步研究国家生态工业示范园政策对城市绿色经济效率的影响。

(二)基准模型估计结果与分析

由于方程(1)引入了城市层面和时间层面的个体效应，本文采用Hausman检验方法选择固定效应模型或随机效应模型，Hausman检验结果支持城市层面的个体效应为固定效应。本文首先采用虚拟变量最小二乘法(LSDV)估计固定效应模型的方程(1)参数，如表2所示。模型I和模型II分别是已考虑和未考虑其他绿色经济效率直接影响因素的估计结果。可以发现，倍差法估计量(Gin的回归系数)为0.0387且在1%的水平下显著，这说明在国家生态工业示范园政策实施后，工业部门的绿色经济效率显著改善。进一步控制城市人力资本、外商直接投资、信息化水平、公共科技投入以及服务业集聚等其他影响因素后，倍差法估计量的系数提高至为0.0409且在1%的水平下显著，这说明国家生态工业示范园政策引致城市工业部门的绿色经济效率大约提高了9.9%。因此，国家生态工业示范园政策实施后城市工业部门的绿色经济效率显著提高，假说1成立。

文中使用的面板数据具有时间序列数据和截面数据的双重特征，误差项通常情况下可能存在序列自相关和截面异方差的风险。忽略序列相关会导致回归结果低估估计量的标准差，使T统计量的取值偏大，从而错误估计国家生态工业示范园政策的实施效果。为此，本文采用Woodridge检验和White检验对实证模型进行一阶自相关与异方差检验，发现残差项存在显著的自相关与异方差特征，这说明虚拟变量最小二乘法估计的标准误存在偏误。为了避免序列自相关和截面异方差问题高估政策实施效果，采用面板修正标准差法(PCSE)估计多期双重差分方程(1)的相关参数，估计结果如表2模型III和模型VI。考虑扰动项的异方差和自相关后，倍差法估计量(Gin的回归系数)大小并没显著性改变，但是T统计量明显变小，这说明忽视了自相关结构和聚类标准误会导致虚拟变量最小二乘法的估计结果高估政策实施的显著性。但是，Gin的回归系数在1%的水平下依然显著为正，支持国家生态工业示范园政策能够推动城市工业绿色转型的理论假说。从影响程度来看，国家生态工业示范园政策实施以后，城市的工业绿色经济效率平均提高了0.0371，约为城市工业部门平均绿色经济效率的9%。即国家生态工业示范园政策实施能够提高城市工业部门的绿色经济效率。由此判断假说1成立。

表2 多期双重差分法的估计结果

注:括号内为标准误，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。

(三)滞后效应的计算与讨论

前文的分析说明实施国家生态工业示范园政策以后，城市的工业绿色经济效率在平均意义上显著改善。但是，表2中回归结果只是说明了国家生态工业示范园政策的平均影响，其边际影响或滞后效应却不得而知。为了识别国家生态工业示范园政策实施后城市工业绿色经济效率的变化趋势，参考温湖炜(2017)[38]的做法，本文将方程(1)进行扩展：

(2)

其中，λj反映了政策实施第j年处理组城市的绿色经济效率高于对照组城市的程度；Afterj是政策实施第j年的虚拟变量，但由于试点政策存在多个时点，该变量无法直接赋值，参考Gin的赋值方法直接对交互项进行赋值。由于随着滞后期选择时间越长，滞后效应估计实际所利用的处理组样本信息会越少，因此方程(2)只考虑了8年的滞后期，估计结果如表3的全样本估计结果。出于尽量包含所有的滞后效应和保证足够的处理组样本支持的目的，本文选择8年的滞后期：一方面，由于有16个城市在2008年之前实施了国家生态工业示范园区建设的政策，解释变量Gin×Year8至少利用了16个处理组城市的样本信息，不存在选取的滞后期过多问题；另一方面，选择更长时期的滞后效果估计可能难以有足够的数据支持，那么滞后期长的解释变量将只能利用极少样本城市的信息，并且8年的滞后期在经济学直觉上也已经足够长了。更为重要的是，8年滞后期不是主观选择的，本文实际上依次选择了4年到9年的滞后期，估计结果支持存在显著的6期滞后效果。

由上可见，城市获得国家生态工业示范园建设批复之后，绿色经济效率在即期并没有显著获得改善，存在一定的时滞性。根据PCSE估计结果，政策实施的当期，城市工业绿色经济效率高出了0.0188但没有通过显著性检验，无法证明国家生态工业示范园政策存在显著的即期效应。结合LSDV估计方法和Gin×Year1系数的估计结果，可以说明绿色产业集聚推动城市转型存在一定的时滞性。Gin×Year2系数在10%的水平下显著且系数为0.0297，说明政策实施两年后，城市工业绿色经济效率显著改善，大约提高了7%。政策实施后第3年，工业绿色经济效率又进一步改善，处理组城市较对照组城市的工业绿色经济效率大约提高了11%。政策实施第4年到第6年，处理组城市的工业绿色经济效率依然高于对照组城市，并且系数大小只是略有下降，以上估计结果完全支持国家生态工业示范园政策提高城市工业部门绿色经济效率的观点。

但7至8期滞后项的系数没有通过显著性检验，是否意味着国家生态工业示范园政策在长期无法提高城市的工业绿色经济效率？如果答案是肯定的，那么国家生态工业示范园政策无法在真正意义上推动城市工业绿色转型，与国家生态工业示范园政策实施的目标相悖，本文的理论假说也就可能遭到质疑。仔细分析可以发现，7至8期滞后项系数不显著可能来源于样本数据的限制：一方面，大部分城市是在2010年及2010年之后才开始实施国家生态工业示范园政策，这意味着7至8期滞后项的观测值较少；另一方面，2009年以前，国家生态工业示范园政策处于不完善阶段，园区在配套政策支持、项目的选择性引入、集群支持网络建设、创新环境和集群文化等方面缺乏经验，难以对城市工业形成空间外溢效应。为此，本文采用PCSE估计方法分别检验2009年之前获得批复城市和2009年之后获得批复城市的政策实施效果，如表3分样本I和分样本II结果。其中，分样本I选取了前16个试点城市作为处理组，非试点城市作为对照组；分样本II选取2009年及之后的40个试点城市作为处理组，非试点城市作为对照组。分样本I中缺乏证据支持国家生态工业示范园政策推动城市工业绿色转型的观点，说明早期的国家生态工业示范园政策没有表现出显著的空间外溢效应。分样本II估计结果的系数显著性与全样本保持一致，但是系数的大小高于全样本的估计结果，说明2009年以后，我国各个城市积极推进经济开发区、高新技术开发区改造成为生态工业示范园，为城市绿色产业集聚与高质量发展贡献了重要力量。也进一步表明，以生态工业园为代表的绿色产业集聚推动城市转型的效果具有长期性与时滞性。

注:括号内为标准误，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。

(四)环境因素的影响机制分析

如何充分发挥国家生态工业示范园政策的绿色经济效应，抑或说什么样的环境因素有助于强化绿色产业集聚对城市高质量发展的正向影响?这一问题的思考有助于理解绿色产业集聚的作用机理，进而能够为工业绿色转型和城市高质量发展提供政策依据。基于前文的理论分析，本文检验环境规制、集聚经济以及市场竞争程度对生态工业园区绿色溢出效应的调节作用，将计量回归模型扩展为：

GEEit=αi+δ·Ginit+γ·Ginit×Zit+Xitβ+∑tτt×Yeart+εit

(3)

其中，Zit表示环境规制、集聚经济以及市场竞争程度等环境因素变量，依次选取工业烟尘去除率(ER)、工业就业人数区位熵指数(Iagg)、非国有企业投资比重(Market)作为环境因素的代理变量。γ反映了环境因素对生态工业园区绿色溢出效应的调节作用，如果γ显著大于0，说明环境因素具有显著的正向调节作用。分别采用虚拟变量最小二乘法和面板修正标准差法来对方程(3)进行估计，结果如表4所示。

表4 影响机制检验的估计结果

注:括号内为标准误，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。

可以看出，绿色产业集聚推动城市转型的效果一定程度上依赖于环境规制、集聚程度以及市场竞争程度等经济环境因素，但并不都具有显著的正向调节作用。市场竞争程度理论上能够提高资源要素的配置效率和绿色技术学习与扩散，理论上对绿色产业集聚存在正向调节作用。但是，Gin×Market的回归系数在10%的水平下没有通过显著性检验，但是PCSE估计结果下T值为1.53，P值已经接近于0.1了，因此并不能否定市场竞争可能存在正向的调节作用。表4显示，工业集聚对城市经济效率存在一定的负向影响，这来源于工业部门的污染排放较多。然而，Gin×Iagg的回归系数在1%的水平下显著大于0，说明工业集聚能够显著提高国家生态工业示范园绿色溢出效应。事实上，工业集聚水平既能够提升城市的产业分工优势，也会引致规模经济效应和技术溢出效应形成正向外部性，有助于疏通国家生态工业示范园政策的溢出渠道。LSDV估计结果中，Gin×ER的系数在10%的水平下显著为正，这说明环境规制程度存在一定程度的正向调节作用。然而，PCSE估计结果中，环境规制并没有显著的正向调节作用，这似乎与理论预期相悖。但考虑到以下几方面原因，本文认为PCSE估计结果中环境规制有利于改善国家生态工业示范园的绿色经济效应：首先，回归系数的T值为1.22，其含义只是没有充分证据表明环境规制存在显著的调节效应，并没有否定该效应的存在性；其次，由于数据可获得性限制，选取了工业烟尘去除率作为环境规制的代理变量，该变量可能无法较为准确地反映环境规制程度；最后，表3中分样本回归结果表明早期国家生态工业示范园对城市工业绿色经济效率并不存在显著影响，反映了弱环境约束下国家生态工业示范园政策效果不佳。以上分析表明，环境规制、集聚经济以及市场竞争程度等因素有助于强化国家生态工业园区的绿色经济效应，即假说2成立。

(五)潜在问题讨论与分析

前面的讨论说明国家生态工业示范园政策有助于推动城市工业绿色转型，但依然存在一些潜在的问题。第一，国家生态工业示范园的申请批复是一个长期过程，需要地方政府一定周期的前期投入与培育，即可能存在政策预期效应，采用倍差法将会低估政策实施的效果。但是，通过构建边际效应模型实证检验发现国家生态工业示范园前期建设对城市工业绿色经济效率不具有显著影响，这说明处理组城市并不存在显著的政策预期效应。第二，仔细分析发现处理组城市和非处理组城市的工业绿色经济效率在政策实施前没有组别的系统性差异，这说明虽然国家生态工业园区的政策实施并不满足随机试验的假定，但是两组城市满足共同趋势假定，运用倍差法估计可以准确地反映政策实施效果。第三，部分试点城市建设了多个国家生态工业示范园区，国家生态工业示范园的数量差异会导致空间外溢效应的异质性。但是，引入园区数量后却发现不存在显著的差异，说明园区数量并不能代表园区经济相对于城市工业部门的规模。第四，生态工业园作为城市工业部门的重要组成部分，可以通过影响园区内环境效益的直接效应和改善园区外工业经济的间接效应对城市工业绿色经济效率造成影响。本文没有区分直接效应与间接效应，而是假定如果国家生态工业示范园政策能够对城市工业绿色经济效率造成影响，那么国家生态工业示范园就有空间外溢效应。引入园区规模大小差异可以考察一定程度上检验间接效应的存在性，但是无论是通过国家生态工业示范园的经济规模(直接效应)还是向园区外的环境扩散(间接效应)提高城市工业绿色经济效率，都能够达到驱动城市工业绿色转型的政策目标。

此外，将国家生态工业示范园的批复建设视作准自然实验，一定程度上依赖于政策实施的外生性或者随机性。但各城市可以通过自身的努力影响生态工业园区的建设进展，城市是否获得国家生态工业示范园区政策支持可能存在潜在的内生性。为此，通过安慰剂检验和双重差分倾向得分匹配法(Difference in Differences-Propensity Score Matching，PSM-DID)避免政策实施非随机性干扰本文的估计结果。首先利用分样本II进行安慰剂检验，估计结果如表5所示。一方面，将处理组城市的政策实施时间全部提前到2005 年，采用2003-2008年城市层面的面板数据检验是否存在“虚拟政策干预效应”；另一方面，剔除样本中设立了国家生态工业示范园区的城市，将其余样本城市分为设立开发区城市组和未设立开发区城市组，设立开发区城市定义为处理组，未设立开发区城市定义为对照组，并将开发区成立时间设定为政策时点，从而评估“开发区政策干预效应”。将政策提前到2005年后发现，倍差法估计量(Gin的系数)不显著，即不存在显著的“虚拟政策干预效应”。可以推断处理组城市和对照组城市之间具有共同的时间趋势特征，与图1描述一致，所以倍差法估计量适合用于度量国家生态工业示范园区的政策效果。本文将开发区城市设定为处理组后，倍差法估计量(Gin的系数)为负值且LSDV估计结果在10%的水平下显著，说明存在一定的负向“开发区政策干预效应”。由于开发区存在一定的环境污染效应(王兵和聂欣，2016)[4]，开发区政策并没有提高城市的绿色经济效率，反而一定程度上降低了城市的绿色经济效率。以上结论间接表明，本文估计结果可能高估了国家生态工业示范园的政策效果，但是并没有对分析结论造成威胁。到目前为此，至少可以确定，相较于传统的开发区，国家生态工业示范园具有更好地环境表现，以国家生态工业示范园区为代表的绿色产业集聚有助于城市工业发展绿色转型。

表5 安慰剂检验的估计结果

注:括号内为标准误，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。

此外，利用分样本II进行PSM-DID回归分析。首先依据经济发展水平、污染排放强度、工业化程度以及科技创新公共投入对处理组城市和对照组城市进行一对一匹配，然后按照倾向得分匹配的倍差法来考察国家生态工业园示范园区的绿色效应，结果如表6所示。可以看出，PSM-DID的估计结果与表2的估计结果一致，倍差法估计量(Gin的回归系数)在1%的水平下均显著为正，证明理论假说1成立。

表6 倾向得分匹配的估计结果

(续上表)

变量LSDV估计模型I模型IIPCSE估计模型III模型IV时间/地区哑变量YesYesYesYes样本容量3710371037103710

注:括号内为标准误，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。

五 结论与启示

未来中国经济发展将不断向城市集聚，城市日益成为经济增长的中心与人类居住的集中地，城市的稳定发展必须不断改善生态环境。随着资源和环境约束压力增强，以绿色发展理念为指导、完善绿色低碳循环发展的现代产业经济体系是我国城市高质量转型的必由之路。本文首先构建了反映城市工业经济增长、资源节约、环境保护的绿色效率体系，并根据非期望产出的SBM-DEA模型，测算得到城市工业部门的绿色经济效率。通过分析城市绿色经济效率，发现我国城市工业部门的绿色经济效率整体水平不高，城市发展过程中资源节约和环境保护存在较大的改善空间，但也呈现出逐步改善的趋势。在此基础上，基于国家生态工业示范园政策的准自然实验，采用2003-2016年中国281个地级及以上城市数据和多期双重差分法实证考察绿色产业集聚能否推动城市工业部门高质量转型发展。国家生态工业示范园政策实施后城市工业部门的绿色经济效率大约提高了9%，说明绿色产业集聚能够推动城市工业部门绿色转型与高质量发展。研究还表明，绿色产业集聚推动城市转型的效果依赖于环境规制、集聚程度以及市场竞争程度等环境因素，并且其影响具有长期性与时滞性。2009年以来，我国各个城市积极推进经济开发区、高新技术开发区改造成为生态工业示范园，为城市绿色产业集聚与高质量发展开发新途径。

我国经济正处于结构转型升级、新旧动能转换的关键时期，推进工业绿色转型是当前经济的改革共识。我国需结合强约束的环境规制政策、完善的市场竞争机制以及绿色发展的长远战略规划，改革创新环境的管理体制机制，推行生态环境保护市场化，加强对城市环境的监管和治理，探索以绿色产业集聚推动城市工业绿色转型与高质量发展的道路，破解集聚发展与生态环境保护的两难悖论，实现经济增长与环境保护的“双赢”。