总量控制对资源配置的影响: 基于“两控区”和约束性 污染控制政策的考察

张彩云 夏 勇 王 勇

一、引 言

环境污染是人类的经济、社会活动对生态环境造成的负外部性，但这种负外部性所造成的社会成本①直观地看，环境污染的治理成本是可以估计的，但是其对整个生态系统的破坏是难以用数字来衡量的。是难以估量的。若按现在的排放速度看，仅仅依靠生态环境的自我调节(自净化能力)来解决环境问题是极其困难的，必须实施严格的环境政策对污染加以遏制。然而，环境政策在解决外部性的同时，又对经济、社会产生一系列影响。严格的环境政策通过产出效应、要素间的替代效应或“要素转换”效应、“创新补偿”效应等对企业间资源配置产生影响(Berman 和Bui，2001；Morgenstern 等，2002；Gray等，2013；陈媛媛，2011； 旸陆 ，2011；张彩云等，2017；邵帅和杨振兵，2017)。如果扩展到整个宏观经济，环境政策则会影响到资源在行业间、区域间的配置(王勇等，2015)。总结相关研究，环境政策对微观企业的影响已经有诸多研究涉猎且已十分成熟，相对而言，从宏观层面研究中国的环境政策与资源配置关系的文献较少，即使部分文献涉及这一领域，其研究对象也是行业、地区资源的净变化，未涉及资源流动。基于上述考虑，本研究将从宏观层面研究环境政策对资源配置的影响，试图揭示经济运行与环境治理的内在联系。

从宏观层面上讲，环境规制引起资源的净变化与资源在行业间、地区间的流动具有紧密联系，但也有本质区别。前者是结果，后者是过程。如果不考虑资源在地区间的流动，那么环境规制会促使劳动力和资本从污染行业流向清洁行业，这时环境规制导致清洁行业的就业净增加；如果不考虑资源在行业间流动，那么环境规制使得资源在地区间发生流动，这种流动一般是从环境规制严格的地区流向规制宽松的地区，即“污染避难所效应”，这导致规制宽松地区的就业净增加。然而，资源在行业和地区间的流动是交织在一起的，仅仅研究某种资源的净变化可能无法反映资源配置的全局性变化，本文试图完善这方面的研究。不仅如此，关于环境规制对资源配置的影响，从微观到宏观的理论机制进行阐释，这也是本文的研究重点。

在诸多相关研究中，本文的核心解释变量即环境规制指标选择是一个难点。国务院于1996 年和2000 年先后颁布了《“九五”期间全国主要污染物排放总量控制计划》和《大气污染防治法》，环境治理目标开始在浓度管理基础上，逐渐重视总量控制。此后，“两控区”的设定意味着总量控制政策开始针对排污严重的地区实施，在此基础上，总量控制目标的落实日渐严格，“十一五”规划则将总量控制目标由预期性调整为约束性。从实践层面讲，“两控区”政策从污染源的重点区域入手，约束性污染控制政策则从不同污染物减排量的要求方面入手，两者结合促使减排目标完成。因此，本文将约束性环境政策与“两控区”政策相结合，综合考察总量控制政策对资源配置的影响。在以往相关研究中，分别分析“两控区”政策和“十一五”规划影响的文献较多，选题包括出口、投资、婴儿死亡率等总量研究(Hering 和Poncet，2014；Tanaka，2015；Cai 等，2016；盛丹和张慧玲，2017)，而结合两个政策研究资源配置的资料甚少，仅有Chen 等(2018)将这两大政策结合，从绩效考核指标体系变化视角研究其对经济发展和环境保护双重目标的影响。

承接上述研究，一方面，“两控区”政策的严格实施需要一定的约束，“十一五”规划将减排作为约束性目标之前，“十五”环保计划统计发现，2005 年的计划目标未完成，即使是“两控区”的二氧化硫排放量也有2.9%的增加。“十一五”规划设定减排约束性指标以来，2010 年二氧化硫排放量比2005 年下降14.29%，由此可见约束性污染控制政策的重要性。本文比较约束性污染控制政策实施前后“两控区”和非“两控区”从业人员数量、固定资产投资以及新建工业企业数量的变化，能够对总量控制政策的经济影响有一个更为细致且深入的考察，这是本文的第一个创新点。另一方面，本文还通过分析约束性污染控制政策和“两控区”政策如何通过“遵循成本”效应、“创新补偿”效应以及生产要素的结构性变化影响劳动力、资本、企业等的变化，来考察总量控制对宏观层面资源配置的影响机制，这是本文的第二个创新点。

二、理论机制分析

如果严格的环境政策能够通过影响企业的生产成本来促使劳动力和资本流动到清洁行业，这当然是最好的结果，但是区域间环境规制强度的差异可能导致另外一种结果，即严格的环境政策可能会使资源由政策实施严格的地区流动到政策实施宽松的地区。

探讨影响机制的第一步是环境要素如何进入企业生产函数。大部分学者认为污染是企业的一种要素需求(Bovenberg 和De Mooij，1994；Fullerton 和Metcalf，1997；Berman 和Bui，2001)。其理由如下:第一，污染是由产品生产造成的，企业在造成污染的同时能够从产品中获得收益，因而愿意为污染许可付出成本(Fullerton 和Metcalf，1997)，这时污染成为要素需求；第二，治理污染需要投入劳动力、资本等要素，这些投入也构成要素需求(Berman 和Bui，2001)。亦有学者认为，污染是一种产出，与产量、技术水平等有关(Sanz 和Schwartz，2013)。无论污染是一种投入还是产出，污染排放均成为生产函数的一部分，而严格的环境政策使污染排放具有“价格”，进而影响企业边际成本①本文中清洁生产标准对企业生产技术和生产过程中排污以及资源利用等提出要求，是较为全面的规制，基本能够概括规制对企业要素需求、生产成本等的影响。。

严格的环境政策将加强环境规制，进而提高污染价格，这意味着企业面临更高的边际成本。利润最大化企业需要降低产量，该过程就是“遵循成本”效应。若技术得不到提升，企业可能会减少劳动力需求并减少投资，也将重新选址到环境政策宽松的地区。诸如Gray(1987)、Jaffe 和 Stavins(1995)、Berman 和Bui(2001)、Gray 等(2013)、Kahn 和Mansur(2013)、Tsuyuhara(2015)就得到了“遵循成本”效应存在的结论，这从不同侧面证明了严格的环境政策会促使劳动力、资本、企业等配置到环境政策相对宽松的地区。

Porter(1991)、Porter 和 Van der Linde(1995)认为，“遵循成本”效应的结论源于默认企业生产是一种静态行为，技术水平并未得到提升，基于此，作者从动态角度提出“波特假说”。其内容为，合理的环境规制会刺激企业治污技术创新，从而带动生产技术创新，技术水平提升所导致的生产率提升将从一定程度上抵消“遵循成本”效益对产出等的负向影响，产生“创新补偿”效应。这也是Berman 和Bui(2001)提到的环境规制的产出效应可能为正，即“创新补偿”效应对资源配置带来的收益可能会超过“遵循成本”带来的损失。此时，环境政策执行严格的地区反而会吸引劳动力、资本以及新企业，资源也将配置到此地。

上述机制主要涉及生产要素绝对值的变化，还有一个机制是生产要素间的替代关系。为降低污染程度，企业倾向于采用劳动力来代替资本等造成污染的生产要素，这时，劳动力需求相对上升，产生“要素转换”效应(Morgenstern 等，2002)。然而，也可能出现相反的结果，如果严格的环境政策导致企业生产过程中选择采用先进技术，生产过程中个别环节技术的提高会产生溢出效应，直接影响其他环节技术提高，从而导致从事生产活动的劳动力数量减少。此时，劳动力被资本替代(Berman 和Bui，2001)。

从上述三个微观传导机制传递到宏观层面的资源配置角度看:第一，若“遵循成本”效应发挥主要作用，则无论是劳动力、资本还是企业，均流向环境政策宽松的地区，产生“污染避难所效应”(PHE)。据此产生的相关研究分为两支:国际贸易流向(Copeland 和Taylor，1994；Arouri 等，2012；任力和黄崇杰，2015)、国际资本流向(Manderson 和Kneller，2012；Chung，2014；周浩和郑越，2015；Cai 等，2016)。第二，若“创新补偿”效应发挥主要作用，那么一个地区严格的环境政策将刺激潜在的技术进步，进而提升一个地区的竞争力，此地反而具有了吸引资源的优势，劳动力、资本和企业等资源将配置到环境政策严格的地区，Costantini 和Mazzanti(2012)证明了这种观点。第三，除了上述生产要素的绝对值变化，严格的环境政策还使微观企业生产要素结构的变化演变成宏观层面资源配置方向的差异。其主要体现为两方面，一方面，如果严格的环境政策刺激企业选择先进的生产技术，由此导致的生产率提升会使资本替代劳动力，这使得资本流向环境政策严格的地区，而劳动力则流出这些地区。另一方面，严格的环境政策也可能会使企业倾向于采用劳动力代替资本等易造成污染的要素，这时劳动力将流入环境政策执行严格的地区，而资本将流出这些地区。

综上所述，基于宏观视角，“遵循成本”效应是“污染避难所效应”的微观依据，严格的环境政策将使资源配置到政策宽松的地区；而基于“创新补偿”效应的“波特假说”则将环境政策的影响动态化，认为其利于资源配置到环境政策严格的地区。同时，不容忽视的是，企业的生产要素结构是变化的，这就需要考虑到生产要素结构的调整机制。基于这三种机制，本文将结合“两控区”政策和约束性污染控制政策，采用基于自然实验的双重差分方法验证总量控制政策对资源配置的影响。

三、研究设计

（一）研究方法

中国自1989 年通过《中华人民共和国环境保护法》以来，全国人大及其常委会已经制定了一系列法律法规来保护环境。可以断定的是，可选择的政策冲击点非常多，但是具有标志性的政策有两个，“两控区”政策和约束性污染控制政策。前者是总量控制政策在区域层面的体现，后者则体现在对多种污染物排放量的严格控制上。鉴于两者都具典型性且又无法单独代表总量控制政策，因而本文结合两者来考察总量控制政策对资源配置的影响。1998 年，我国根据气象、地形、土壤等自然条件划分酸雨控制区和二氧化硫污染控制区，首次实现了差别化规制并进行属地管理(韩超等，2017)，但是截至2000 年，二氧化硫减排效果不明显，这种结果可能与缺乏减排目标值的设定有关。2002 年，《两控区酸雨和二氧化硫污染防治“十五”计划》对各个省份分配了具体的二氧化硫减排量，但2005 年“两控区”二氧化硫排放量依然比2000 年增加了2.9%，究其原因，是尚未建立起对地方政府有效激励和约束机制(郑思齐等，2013)。2006 年，国家“十一五”规划首次将“主要污染物排放总量减少10%”作为约束性目标分配给各级政府，且建立了目标责任制，其结果是“十一五”规划期间二氧化硫整体下降12.54%。至此，总量控制政策得以完善。可见，“两控区”政策和“十一五”规划的约束性污染控制政策共同构成了总量控制政策。以此为基础，本文综合这两项政策分析其对资源配置的影响，可更为准确地反映总量控制政策对经济的影响，具有一定的现实意义。

（二）模型选择

双重差分法需要划分处理组和对照组。处理组为“两控区”政策涉及的城市，对照组为不在“两控区”范围内的城市。我们通过比较“十一五”规划前后，处理组和对照组从业人员数量、固定资产投资、新建工业企业数量变化来分析总量控制政策对资源配置的影响。考虑到一些无法量化的城市特征、年份特征的影响，借鉴Cai 等(2016)的研究，具体模型设定如下:

文中主要考察的是系数γ ，即平均处理效应。Yit为i 城市在t 时期从业人员数量、固定资产投资、新建工业企业数量，三者都是对数形式。t r eati= 1代表实施“两控区”政策的城市，为处理组，如果未实施“两控区”政策，是对照组，那么 treati= 0。p ostt为时间虚拟变量，约束性污染控制政策实施年份及之后年份为1，约束性污染控制政策未涉及的年份为0。αi为个体固定效应，控制城市层面不随时间变化的因素；αt是时间固定效应，控制时间趋势因素。Z 是控制变量，εit为误差项。

另外，为深入考察总量控制的影响，本文对其影响机制也进行了分析。总量控制政策可能通过“遵循成本”效应、“创新补偿”效应来影响资源配置，因而需要分析总量控制政策对环境规制指标、生产成本以及创新的影响。总量控制政策还影响到生产要素的投入结构，进而对地区间资源配置产生影响，最为典型的是劳动力与资本之间的替代关系。Yit也代表i 城市在t 时期环境规制水平和资本密集度。

需要强调的是，从理论上讲一个城市新建工业企业数量可能存在大量零值，本文借鉴Henderson 等(1995)以及Condliffe 和Morgan(2009)的模型，采用负二项回归(NB2)等方法对模型进行回归。假设新进入企业个数为 Yit( ∏( Xit, eit))。Xit是影响利润函数∏的因素，eit是随机误差项，i 代表城市，t 表示时间。供求曲线决定新进入企业个数，简化方程为:

Yijt是t 时点i 城市j 行业新进入企业个数，Xijt代表影响企业选址的因素，eijt是独立同分布的随机误差项。一个地区新建工业企业的数量是严格的整数，但可能有零值存在，Yijt服从泊松分布:

λijt是泊松分布的参数，表示t 期i 城市j 行业新建工业企业数目 Yijt的期望值，可表示为以下形式:

两边取对数得:

β 是待估参数，αij代表未观测到的地区层面可能影响到选址决策的因素，该变量可以用地区固定效应表示。关于方法选择，考虑到要解决地区内部变量的问题，区域内条件泊松模型因考虑到了不可观测的某变量对企业选址的影响，因而本文以泊松回归(Poisson)方法为基础，主要采用负二项回归方法对模型(5)进行回归。

（三）变量选择

1. 被解释变量指标。本文研究主题为总量控制对资源配置的影响，因此研究对象主要有三个:劳动力、资本与企业选址。劳动力配置的代理变量是从业人员数量，资本配置可通过固定资产投资反映，而新建工业企业数量则可较为全面地反映资源配置，三者在计量回归时都取对数。另外，就影响机制而言，总量控制政策通过“遵循成本”效应、“创新补偿”效应以及生产要素结构的变化这三个方面来影响资源配置。劳动力成本、科教支出可分别反映“遵循成本”效应和“创新补偿”效应，资本密集度即本文中的固定资产投资与从业人员数量之比的变化在一定程度上反映了资源配置的机制，同时也体现劳动力配置与资本配置后的要素比较优势变化。

2. 环境规制指标。环境规制指标包括单位时间内排放主体排放量、单位产值排放量或污染物去除率。单位产值排放量可代表企业为减排做出的努力，赵霄伟(2014)采用了综合指标，选择用单位工业产值的废水排放量、单位工业产值的二氧化硫排放量和单位工业产值的烟尘排放量3 个单项指标的加权平均数表示环境规制水平。污染物去除率也能直观地展现企业受到的规制及环境规制水平，代表性的是工业废水排放达标率和工业二氧化硫去除率(张中元和赵国庆，2012)。本文选择二氧化硫总排放量、单位工业产值的二氧化硫排放量、二氧化硫去除率作为环境规制水平的度量指标。

3. 控制变量指标。无论是资源配置还是环境治理绩效，离不开一个城市的资源禀赋、基础设施、产业结构等。综合以往学者研究，本文选择以下几个指标反映上述因素:(1)工资(wage)。工资直接反映一个地区劳动力成本，是企业劳动力需求和供给的重要影响因素，所以企业选址、劳动力配置等都要考虑工资。同时，工资也反映了一个地区的劳动力禀赋。(2)资本禀赋(capital)。按照傅京燕和李丽莎(2010)的观点，要素禀赋分为两类:物质资本禀赋和人力资本禀赋。实际上，人力资本禀赋可以通过工资反映。本文采用非工资份额占增加值的比值衡量资本禀赋。(3)土地成本(land)。土地是企业生产过程中必不可少的要素，采用工业用地价格可反映土地禀赋。(4)电力供应(pow)。电力供应是每个企业选址以及每个家庭所必须考虑的因素，本文采用人均用电量(千瓦时/人)代表一个地区电力供应。(5)基础设施建设(road 和tele)。交通设施、信息通信设施是直接反映基础设施建设的两个指标。考虑到数据可得性，本文采用城市人均道路面积(平方米/人)(road)和人均移动电话(tele)数量代表之。(6)科技水平(st)。一个企业生产产品的投入不仅包括劳动力、资本、土地，还包括技术。借鉴以往学者的观点以及数据可得性，本文运用人均科学技术和教育支出表示一个地区科技水平。

（四）数据处理

本文对不同数据库加以匹配来完成相关研究。从业人员数量、固定资产投资、工资、资本禀赋、土地价格等变量的数据来源于《中国城市统计年鉴》和中国地价监测网，新建工业企业数目由中国工业企业数据库提供。本文从其中提取了中国2003—2007 年新建规模以上企业的数目并对这三个数据库进行匹配，最终选择中国2003—2007 年255 个城市样本对本文的主题进行验证。表1 为各变量描述性统计与说明。

表1 各变量描述性统计与说明

在计量回归之前，参考Brandt 等(2012)的做法，对中国工业企业数据库的原始数据进行一系列处理。其主要处理步骤如下:(1)数据合并。依次使用法人代码、企业名称、法人代表姓名、“电话号码+地区编码”、“开业年份+地区编码+主要产品名称+行业代码”等多个指标对历年数据进行匹配整理，尽量保证同一家企业有统一识别码。(2)行业调整。国家统计局第二次行业分类修订标准自2002年5 月开始发布实施，这意味着工业企业数据库中2002 年之前和之后的行业代码存在不一致问题。为保证行业代码前后统一，本文使用2002 年的《新国民行业分类》对1998—2002 年四位数行业代码进行调整，以此建立对应关系。(3)去除遗漏变量的样本，如删除了工业总产值、工业增加值、固定资产和中间投入等主要变量样本值为缺漏值、零值或负值的样本。

四、实证分析

（一）基准回归分析

表2 中第(1)列至第(2)列是对公式(1)进行回归的结果，第(3)列至第(5)列是对公式(5)进行回归的结果。从表2 中第(1)列至第(3)列可见，约束性污染控制政策实施前后，比之非“两控区”城市，“两控区”城市的就业人数是增加的，固定资产投资和新建工业企业个数都是减少的。第(3)列是对新建工业企业数量的泊松回归，因为可能存在0 值，我们在第(4)列展示了零断尾泊松回归结果。因泊松回归的应用条件是被解释变量的期望与标准差相等，本文的新建工业企业个数不满足这一前提条件，所以采用了负二项回归方法，结果见第(5)列，其系数的大小和方向均与泊松回归结果一致。此外，我们对控制变量的回归结果进行简单解释。在影响资源配置的诸多要素中，无论是古典、新古典经济理论还是新经济地理等现代经济理论，劳动力、资本、土地三种要素均占据关键位置。回归结果也印证了这一点，观察工资、资本禀赋、土地价格的系数可知，工资上涨会显著降低一个地区的劳动力需求水平(表2 第(1)列显著为负的回归参数)、显著增大对资本的需求(表2 第(2)列显著为正的回归参数)，符合理论预期。资本禀赋高的地区吸引企业较多，地价高的地区不利于企业选址，这也是符合理论预期的。诸如电力、基础设施、科技水平等逐渐引起现代经济理论注意的要素也成为资源配置发生变化的原因。然而，这些要素对资源配置的影响在统计数据上呈现出不稳定性，部分要素对资源配置的影响符号不确定，在10%显著水平无法通过检验。从控制变量的一系列回归结果中可以看到，劳动力、资本、土地等传统要素依然是影响企业成本的关键因素，因而也是资源配置的主要影响因素。那些影响不显著的控制变量之所以保留是因为，从经济理论上讲，这些因素是资源配置的影响因素，若剔除会因遗漏解释变量而导致内生性问题。

表2 的回归结果说明，总量控制减少了固定资产投资和新建工业企业个数，这使得资本和部分企业可能配置到未实施总量控制政策的地区。然而，从业人员数量的增加，意味着劳动力资源可能配置到实施总量控制政策的地区。为了保证这一结果的稳健性，下文将进行一系列稳健性检验。

（二）稳健检验

双重差分法的运用具有一系列严格的前提条件:分组随机、政策随机、对照组不受政策影响、样本同质性、政策实施的唯一性，可总结为随机性和同质性两项要求(陈林和伍海军，2015)。我们先对随机性进行检验，这一条意味着总量控制政策的实施必须与随机误差项无关。随机性检验包括四点:分组随机、政策干预时间随机、对照组不受政策影响以及样本期政策实施的唯一性。考虑到政策干预时间随机性检验与平行趋势检验的效果有一定重合，故不再重复进行政策干预时间的随机性检验。

第一，关于分组随机检验。与部分研究一样，我们选择工具变量并采用两阶段最小二乘法(2SLS)解决这一内生性问题(史贝贝等，2017)。工具变量的选择是一个难题，要求其与是否成为“两控区”高度相关，而与误差项无关。风速越高的地区因为其污染物扩散也越快，相对而言，被列为“两控区”的可能性也较低。与多数研究一样，此处选择通风系数为工具变量(Cai 等，2016；史贝贝等，2017)。通风系数的构建参照陈诗一和陈登科(2018)的方法，即IVit＝wsit·blhit。其中IVit、wsit、blhit分别代表通风系数、风速和大气边界层高度，IV 值越大表示空气流动性越强。城市年均风速和边界层高度均来自欧洲中期天气预报中心(ECMWF)发布的2003—2007 年的栅格气象数据，采用ArcGIS 软件将栅格数据解析为各城市数据。表3 是对分组随机性检验的结果。从第一阶段的回归可以发现，通风系数对是否成为受总量控制政策影响的样本具有负向影响，也就是说，通风越好的地区，污染物扩散越快，成为“两控区”的可能性越低，且第一阶段的F 检验显示不存在弱工具变量问题。第二阶段的回归结果显示，总量控制政策对固定资产投资和新建工业企业个数具有十分显著的抑制作用，而对就业具有促进作用，与基准回归结果的影响方向完全一致。

表3 分组随机性检验结果：工具变量检验

第二，关于对照组不受政策影响的检验。“两控区”试点选择的标准是城市的酸雨量、二氧化硫排放量以及浓度，对这些城市二氧化硫排放量及浓度的约束会影响到投资、就业和企业选址等，因而未被定为试点的城市缺乏主动减排的动力。这意味着对照组的城市不存在政策干预的情况。即使如此，本文依然要考察对照组受政策影响的情况，采用随机抽取“假想”处理组的方式加以判断。具体到操作层面，从样本中随机抽取133 个城市作为处理组，剩余城市为对照组，重新分组后，对公式(1)和公式(5)进行回归，结果如表4 所示，交叉项treat·post 的系数在10%的水平上无法拒绝系数等于0 这一原假设，说明总量控制政策对“假想”的对照组未产生显著影响，即政策没有冲击到对照组。

表4 对照组不受政策影响的检验：随机抽取处理组

第三，关于政策实施的唯一性检验。政策随机性检验结果显示系数具有显著性，其中也暗含一种解释是，计量回归结果中除了总量控制政策外，其他政策也可能造成一定冲击，于是将样本期间其他政策的影响加以控制。在对样本期间城市层面的环境政策加以梳理的过程中，发现一个较为重要的政策，即2002 年底国务院正式批准的《大气污染防治重点城市划定方案》，确定113个大气污染防治重点城市名单，该政策可能干扰到对总量控制政策的考察结果。对此，可将实施“两控区”政策和划为大气污染防治的重点城市同时作为处理组进行计量回归，如果平均处理效应变小或者不显著，说明总量控制政策的影响是重要的。回归结果如表5 所示:总量控制政策和大气污染防治重点城市政策的综合平均处理效应在从业人员数量和企业选址方面是不显著的，对固定资产投资的影响变小。我们还可以选择控制虚拟变量的方式来进行检验，具体见表6。将大气污染重点城市划定政策作为虚拟变量加入控制变量行列进行回归，结果显示总量控制政策对资源配置的影响符号与基准回归一致。这充分说明，在样本考察期内，总量控制政策是样本期内重要的环境政策，意味着基准回归结果是显著的。

表5 政策实施的唯一性检验1：控制期间其他政策影响

表6 政策实施的唯一性检验2：控制期间其他政策影响

除了随机性检验外，本文还对样本同质性这一假设条件加以验证。该项要求主要是指:假如不实施总量控制政策，处理组和对照组的从业人员数量、固定资产投资、新建工业企业数量等都有相同的趋势。事实是，总量控制政策不实施这一现象极难观测。对此，不妨换几种思路。其一，可采用倾向得分匹配方法以污染物排放、技术水平等条件筛选出特征类似的处理组和对照组，然后看类似的样本在政策实施前后的变化。其二，采用邻居匹配方法，以0.05 距离内1∶4 最近邻居匹配方法筛选样本后，采用双重差分方法对公式(1)进行回归。结果如表7 所示:平均处理效应与基准回归结果的方向是一致的。这说明，总量控制政策增加了一个地区就业，减少了投资和新企业进入的数量，即劳动力资源配置到实施这一政策的地区，资本和企业配置到未实施这一政策的地区。

表7 样本同质性检验结果：采用PSM-DID方法

此外，还可观测处理组和对照组的平行趋势，以确定两组被解释变量之间的差异是否因政策实施而变化。与大多数学者的研究方法一样，我们对样本进行平行趋势检验，引入分组虚拟变量和各年虚拟变量的乘积作为主要解释变量对资源配置的各个指标进行回归，具体回归结果见表8。因多重共线性问题，2003 年未引入交叉项。结果显示，总量控制政策对就业和投资的影响方向与基准回归结果一致，而更重要的是，自2005 年开始，总量控制政策使越来越多的劳动力配置到政策实施严格的地区，使越来越多的资本配置到政策实施相对宽松的地区。与劳动力和资本配置的结果稍显不同，总量控制政策对新企业选址的负向影响自2006 年开始显著，且其影响也在变大，意味着新企业也逐渐向总量控制政策相对宽松的地区转移。总之，本文通过平行趋势检验，其中需强调，“十一五”规划自2006 年开始实施，而在2005 年总量控制政策已开始显现其在资源配置方面的作用，这可能与2005 年政府强调排污总量控制制度 有关。

表8 样本同质性检验结果：平行趋势检验

以上回归结果说明，总量控制政策增加了处理组劳动力数量而减少了投资和新企业个数，这一结果通过了稳健性检验。可见，该政策对不同要素流动起不同作用，使劳动力资源配置到总量政策实施严格的地区，将资本和企业配置到总量控制政策相对宽松的地区。以此为基础，下文需要解决的一个问题是总量控制对资源配置的影响机制是什么。

（三）机制研究

理论机制部分认为，总量控制政策对资源配置影响机制的一个重要节点是提高环境规制水平。如前所述，随着环境规制水平提升，企业的减排和治污成本也在增加，这将增加企业生产成本，从而导致追求利润最大化的企业降低产量以及缩减生产规模。这一行为无疑会减少就业和投资，而且可能抑制新企业选址，这就是传统意义上的“遵循成本”效应。“创新补偿”效应则不同，环境规制水平的提升会激励企业进行生产过程创新以及工艺等的创新，这可能削弱“遵循成本”效应所造成的负面影响，从而增加就业、投资和企业选址。环境规制水平的提升还会有第三条传导路径，即引发生产要素结构性调整。这就是，企业可能会采用清洁生产要素代替排污高的生产要素，而治污技术水平提高所带动的其他技术创新可能引发资本对劳动力的替代。因此，这也会导致该政策对资源配置的影响呈现不确定性。

在研究总量控制对资源配置的三个影响机制之前，我们需要确认该政策提升了环境规制水平，以确保该政策能在事实上显现出其效果。表9 的第(1)列至第(3)列展示了总量控制政策是否会提升环境规制水平，可见，无论采用二氧化硫排放量还是单位工业产值的二氧化硫排放量作为环境规制水平的代理变量，总量控制政策的影响均为负数，即总量控制政策降低了二氧化硫排放量，也降低了单位工业产值的二氧化硫排放量。若采用二氧化硫去除率表征环境规制水平，总量控制政策对其影响显著为正。总的来看，总量控制政策提高环境规制水平的机制是有效的。在此基础上，我们可以对总量控制政策对资源配置影响的三个机制一一验证。

表9 环境规制水平的变化

第一，“遵循成本”效应的检验。在数据可得条件下，我们尽量多地选择可以衡量生产成本的变量来验证“遵循成本”效应，具体如表10 的第(1)列至第(4)列所示。无论是平均工资还是总工资，总量控制政策和环境规制都对其有十分显著的正向影响，这一影响在1%的显著性水平上是成立的。总量控制政策通过提高环境规制水平而提高了生产成本，说明“遵循成本”效应是存在的。第二，“创新补偿”效应的检验。我们选择了科教支出作为创新的代理变量，回归结果见表10 第(5)列和第(6)列。从其中可发现，总量控制政策和环境规制均对科教支出具有十分显著的正向影响，说明总量控制政策通过提高环境规制水平刺激了创新，进而表明“创新补偿”效应是存在的。第三，关于生产要素结构的变化。以上分析的逻辑链条中暗含了一个假设:生产要素的结构是固定的。事实是，总量控制政策可能通过提高环境规制水平从而影响到生产要素结构变化，且这一机制在理论部分也已经进行了详细说明。从表11 中可看到，总量控制政策和环境规制水平明显降低了资本密集度，也就是说劳动力替代了一部分资本，这一作用主要体现为“要素转换”效应。

表10 “遵循成本”效应和“创新补偿”效应

表11 生产要素结构变化

上述回归结果要考虑到两个问题，第一个问题是总量控制政策的直接和间接影响。该政策通过环境规制水平的高低而产生“遵循成本”效应、“创新补偿”效应，并引起生产要素结构的变化。作为环境政策，总量控制也直接产生这些效应。为确定三个机制是成立的，我们不仅计算了加入二氧化硫去除率(rso2)作为解释变量的回归结果，还将之剔除加以回归，如表10 和表11 所示。比较两种回归结果可见，与加入rso2作为解释变量的回归结果相比，仅以总量控制政策作为解释变量的三种机制的回归系 数绝对值较大，说明总量控制政策直接或间接导致“遵循成本”效应以及“创新补偿”效应，并使生产要素结构发生变化。

第二个问题，为确保影响机制的稳健性，并考虑行文的简练度，还考虑到内生性依然是一个大问题，本文同样择取了工具变量法对影响机制进行稳健检验。如表12 和表13 所示，如前文一样，选择通风系数作为工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归，结果显示了总量控制政策对工资和科教支出具有十分显著的正向影响，证明了“遵循成本”效应和“创新补偿”效应均具有显著和稳健的效果。同样，采用通风系数作为工具变量，对生产要素结构的变化加以回归，和基准回归结果一样，总量控制政策会降低资本密集度，这就是“要素转换”效应。

表12 基于工具变量法的“遵循成本”效应和“创新补偿”效应

表13 基于工具变量法的生产要素结构变化

续表13

通过对机制分析可见，总量控制提高了环境规制水平:主要通过“创新补偿”效应和生产要素结构变化中的“要素转换”效应，增加了劳动力需求，使得劳动力资源配置到政策严格的地区；主要通过“遵循成本”效应和“要素转换”效应使资本从总量控制政策较为严格的地区流出；劳动力配置与资本配置的结果是，总量控制政策主要通过“遵循成本”效应和“要素转换”效应减少了企业数量，使得企业转移到总量控制政策相对宽松的地区。

五、结论与启示

一方面，随着经济发展水平的提高，居民对环境质量要求也相应提高，不能片面追求经济增长而牺牲生态环境；另一方面，经济发展依然是维持国家竞争力的基础，所以也不能不顾经济发展而一味强调环境保护。如何通过合理的政策兼顾经济发展和环境保护，是很多国家面临的难题，因而也成为本文以此为研究内容的现实原因。本文以环境治理的顶层设计即总量控制政策作为代表性环境政策，研究其对劳动力、资本等资源配置的影响，试图回答这一问题。通过整理、匹配《中国城市统计年鉴》、中国工业企业数据库和中国地价监测网的相关数据，我们得到了2003—2007 年255 个城市的从业人员数量、固定资产投资、新建工业企业个数等指标，采用双重差分法并结合“两控区”政策和约束性污染控制政策，研究了总量控制对资源配置的影响。结论主要有以下两个方面。

第一，总量控制政策对就业具有十分显著的正向影响，对资本和新企业选址具有十分显著的负向影响；总量控制政策的影响是十分稳健的；总量控制政策使劳动力资源配置到政策实施较为严格的地区，使资本与企业配置到政策实施相对宽松的地区。

第二，总量控制政策直接提升了环境规制水平，主要发挥“创新补偿”效应使劳动力资源配置到政策实施严格的地区，通过“要素转换”效应促进了劳动力对资本的替代，间接使劳动力配置到政策实施严格的地区。同理，总量控制政策发挥“遵循成本”效应和“要素转换”效应的作用，直接和间接减少了资本流入和新企业进入，使这两项资源配置到总量控制政策实施相对宽松的地区。

根据上述结论，本文得到如下启示。

第一，关于学术研究。从宏观层面看，总量控制与资源优化配置在逻辑上可能存在两难抉择:实施严格的环境政策后，环境污染问题可能会缓解，但可能致使资源由环境政策严格的地区流动到环境政策宽松的地区，这些地区就成了“污染避难所”。若停留在静态角度，两者是无法兼得的；如果放置于动态框架，环境保护与经济发展具有兼得的可能性，这也是“波特假说”的要义和内涵所在，即合理的环境规制激励企业研发创新，提高企业竞争力，这种竞争力的提升会增加就业、投资等，使资源配置到环境政策严格的部门或地区，此时全国范围内环境规制水平的提高可兼得环境保护与经济发展。对学术研究而言，如何将“波特假说”扩展到宏观领域需做进一步探讨。

第二，关于政策制定和实施。就总量控制政策的制定来说，如何核算减排总量及各个地区的分配标准需要考虑环境保护在区域间的公平性，并确保环境保护责任量化到每个地区，使这一目标更为明确。就政策实施效果来讲，总量控制政策可能将资本和新企业配置到政策实施相对宽松的地区，但是鉴于其增加了政策实施地区的就业，也是利于资源有效配置的。其中，需要注意的是，总量控制政策的实施可能引起污染产业的梯度转移，资本配置、企业配置就是这种转移形式的载体。

第三，关于环境保护各主体的责任。总量控制政策有益于资源配置的一个关键点是“创新补偿”效应的发挥。政府在执行总量控制政策的同时，可结合补贴政策，给予企业创新以动力。企业要承担起相应的环保责任，增强环保意识，从经营理念上向绿色发展转变。