李衛(wèi)兵，李 翠

（華中科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074）

一、引 言

近年來，中國經(jīng)濟(jì)在保持高速增長的同時(shí)，資源消耗過快與環(huán)境污染嚴(yán)重等問題日益凸顯。據(jù)耶魯大學(xué)環(huán)境法律與政策中心對(duì)180個(gè)國家的環(huán)境績效指數(shù)（EPI）進(jìn)行的排名顯示，中國戶外和綜合空氣質(zhì)量位列倒數(shù)，且中國有一半以上的人口暴露在有害的空氣污染中（Hsu等，2016）。為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長向低能耗、低污染的發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，黨的十六屆五中全會(huì)首次把建設(shè)資源節(jié)約型與環(huán)境友好型社會(huì)（即“兩型社會(huì)”）確定為國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的一項(xiàng)重要戰(zhàn)略任務(wù)；十七大又把建設(shè)“兩型社會(huì)”放在更重要、更突出的位置。其中，資源節(jié)約型社會(huì)是指在社會(huì)的生產(chǎn)流通與消費(fèi)環(huán)節(jié)，通過技術(shù)進(jìn)步與資源管理等手段提高資源利用效率，有效節(jié)約資源，盡量減少對(duì)環(huán)境的污染；環(huán)境友好型社會(huì)是指全社會(huì)的生產(chǎn)和生活活動(dòng)均采取有利于環(huán)境保護(hù)的方式，以綠色科技為動(dòng)力，降低生產(chǎn)、消費(fèi)過程中的污染產(chǎn)生量，減少對(duì)生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)的破壞。在此之后，武漢城市圈和長株潭城市群于2007年底被確定為“兩型社會(huì)”建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)（即“兩型社會(huì)”綜改區(qū)），并被賦予先行先試的政策創(chuàng)新特權(quán)。①武漢城市圈又稱“1+8”城市圈，指以武漢為圓心，周邊8個(gè)城市（黃石、鄂州、黃岡、孝感、咸寧、仙桃、潛江和天門）共同組成的城市群；長株潭城市群包括長沙、株洲、湘潭三個(gè)城市。

“兩型社會(huì)”建設(shè)的主要目的在于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源環(huán)境約束的平衡，實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展?！皟尚蜕鐣?huì)”綜改區(qū)的建設(shè)已超過10年，那么它究竟能否推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長向低能耗、低污染的發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，從而實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展呢？如果答案是肯定的，其作用機(jī)制又如何？對(duì)這些問題的深入考察將為中國進(jìn)一步推進(jìn)和推廣“兩型社會(huì)”建設(shè)以及實(shí)現(xiàn)十八屆五中全會(huì)所提出的綠色發(fā)展提供決策參考。

“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)是否能提升地區(qū)綠色發(fā)展水平及其作用機(jī)制有哪些？這是極其重要的實(shí)證問題。然而，我們卻很少看到系統(tǒng)、科學(xué)地對(duì)此問題進(jìn)行分析的文獻(xiàn)。目前該領(lǐng)域的少數(shù)研究主要從以下幾個(gè)方面展開：（1）從某一局部來研究綜改區(qū)所帶來的影響，如熊鷹和韓曉夢（2012）基于株洲市的數(shù)據(jù)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與節(jié)能減排之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)可以減少污染排放，因而綜改區(qū)存在通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排的可能。（2）利用層次分析法或因子分析法構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，考察綜改區(qū)建設(shè)對(duì)廢物綜合利用、節(jié)能減排等方面的影響（游達(dá)明等，2012；李雪松等，2014）。這些文獻(xiàn)要么單純比較試點(diǎn)城市在試點(diǎn)前后的經(jīng)濟(jì)或環(huán)境數(shù)據(jù)，要么構(gòu)建指標(biāo)體系來評(píng)價(jià)試點(diǎn)的成效，顯然無法準(zhǔn)確識(shí)別綜改區(qū)建設(shè)與經(jīng)濟(jì)或環(huán)境指標(biāo)之間的因果關(guān)系，因而其評(píng)價(jià)結(jié)果值得重新考量。

值得指出的是，極少數(shù)學(xué)者把“兩型社會(huì)”綜改區(qū)視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分（Difference in Difference，DID）模型估計(jì)其對(duì)長株潭城市群碳減排的影響，結(jié)果表明綜改區(qū)建設(shè)對(duì)長株潭城市群的碳減排規(guī)模和強(qiáng)度均有顯著的抑制作用（鄧榮榮，2016）。不過其研究范圍局限于湖南省內(nèi)的14個(gè)城市，樣本量有限，且僅考慮二氧化碳這一種污染物，難以系統(tǒng)地估計(jì)出綜改區(qū)建設(shè)對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響。更為重要的是，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)城市的選擇并不是隨機(jī)的，可能會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源消費(fèi)或生態(tài)環(huán)境等指標(biāo)的影響，所以實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的結(jié)果變量可能會(huì)由于非隨機(jī)選擇過程而出現(xiàn)不平衡，此時(shí)簡單地利用DID模型進(jìn)行估計(jì)會(huì)產(chǎn)生偏誤。本文試圖彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)的缺陷，采用DID與傾向得分匹配（Propensity Score Match，PSM）相結(jié)合（即PSMDID）的方法估計(jì)綜改區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。該方法能有效控制實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組間的系統(tǒng)差別以達(dá)到數(shù)據(jù)平衡，同時(shí)還能緩解數(shù)據(jù)偏差和混雜變量的影響，從而產(chǎn)生精確估計(jì)，這可能是本文的一個(gè)主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)。

綜改區(qū)試點(diǎn)城市為推進(jìn)“兩型社會(huì)”建設(shè)實(shí)施了諸多創(chuàng)新性政策，包括產(chǎn)業(yè)政策、環(huán)境政策和能源政策等，這些政策會(huì)對(duì)要素投入、生態(tài)環(huán)境和能源消費(fèi)等領(lǐng)域產(chǎn)生重要影響，因而采用單一指標(biāo)難以全面衡量其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。本文試圖采用近年來提出的綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP）這一綜合指標(biāo)作為結(jié)果變量。GTFP將環(huán)境污染與能源消耗等因素加入傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長分析框架，是對(duì)傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率（TFP）的修正，GTFP的提升是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的主要?jiǎng)恿Γ╕oung，1995）。從本質(zhì)上來說，“兩型社會(huì)”建設(shè)的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。綠色發(fā)展強(qiáng)調(diào)以綠色增長模式為基礎(chǔ)，以技術(shù)與制度創(chuàng)新為手段，從減少能源與物質(zhì)消耗、降低污染物排放等方面入手，著力于實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與高消耗、高排放相脫離（胡鞍鋼和周紹杰，2014）。因此，GTFP的提升恰好契合綠色發(fā)展的思路，GTFP也是綠色發(fā)展的合理度量指標(biāo)。本文以GTFP作為結(jié)果變量進(jìn)行實(shí)證分析，較相關(guān)文獻(xiàn)而言，能更全面地識(shí)別綜改區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果可以厘清其對(duì)試點(diǎn)城市綠色發(fā)展的影響，這是本文的另一個(gè)貢獻(xiàn)?；赑SMDID方法進(jìn)行的實(shí)證結(jié)果證實(shí)了綜改區(qū)建設(shè)有助于促進(jìn)綠色發(fā)展，且該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后仍然成立。

此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)均忽視了對(duì)“兩型社會(huì)”綜改區(qū)影響機(jī)制的深入分析，而本文則利用2004?2015年中國地級(jí)及以上城市的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明綜改區(qū)通過提升人力資本和降低污染物排放這兩個(gè)實(shí)際機(jī)制促進(jìn)地區(qū)綠色發(fā)展水平。另外，技術(shù)水平、政府規(guī)模、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)、FDI、人口密度、基礎(chǔ)設(shè)施和金融發(fā)展等影響綠色發(fā)展的潛在機(jī)制并未發(fā)揮作用，能源消耗雖然有所降低但其顯著性有待加強(qiáng)。

二、政策背景與理論機(jī)制

（一）“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)的背景

為解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源緊缺、生態(tài)破壞之間的矛盾，黨的十七大報(bào)告指出，“必須把建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì)放在工業(yè)化、現(xiàn)代化發(fā)展戰(zhàn)略的突出位置”?！皟尚蜕鐣?huì)”建設(shè)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展，推動(dòng)社會(huì)綠色發(fā)展，提高資源利用效率，從而維持經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)平衡，這便是“兩型社會(huì)”提出的最直接背景。隨著“兩型社會(huì)”的提出，“兩型社會(huì)”建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立與選擇亟待解決，這是因?yàn)閷?duì)于這一全新戰(zhàn)略的實(shí)施效果僅有理論支撐，尚無足夠的實(shí)踐來檢驗(yàn)，并且還缺乏具體的優(yōu)惠政策。因此，選擇特定城市或區(qū)域作為改革試行載體，為“兩型社會(huì)”建設(shè)提供有力的政策體系與配套制度建議，具有充分的必要性。

武漢城市圈、長株潭城市群均地處中部。在工業(yè)化發(fā)展上，相較于西部地區(qū)，2007年兩者均處于工業(yè)化發(fā)展的中前期階段；在生態(tài)環(huán)境上，相較于東部沿海地區(qū)，兩者仍有一定生態(tài)承載力，擁有至少兩個(gè)生態(tài)板塊，如武漢城市圈的東湖生態(tài)板塊，長株潭城市群的環(huán)洞庭湖生態(tài)板塊等；在地理位置上，兩者均擁有“承東啟西”的得天獨(dú)厚優(yōu)勢，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)良好；在能源與科研等方面也都具有較強(qiáng)實(shí)力。這些條件的具備使得武漢城市圈和長株潭城市群成為“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)的良好備選。2007年12月，武漢城市圈和長株潭城市群經(jīng)國家發(fā)改委批準(zhǔn)，正式成為“兩型社會(huì)”建設(shè)綜改區(qū)。

（二）理論機(jī)制

“兩型社會(huì)”綜改區(qū)與經(jīng)濟(jì)特區(qū)、高新區(qū)這些政策不一樣，從政策資源來看，國家并沒有明確的優(yōu)惠政策，并且從設(shè)立之初就承擔(dān)著探索科學(xué)發(fā)展模式的任務(wù)。綜改區(qū)在發(fā)展過程中，探索出了一系列機(jī)制體制和政策創(chuàng)新，這些創(chuàng)新可能會(huì)對(duì)綠色發(fā)展產(chǎn)生重要影響。

在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和機(jī)制體制方面，綜改區(qū)實(shí)行的舉措包括：（1）在先試先行中構(gòu)建“兩型”產(chǎn)業(yè)體系，以城市群的發(fā)展帶動(dòng)周邊城市的經(jīng)濟(jì)，提高傳統(tǒng)要素的效率以驅(qū)動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長?！皟尚汀碑a(chǎn)業(yè)體系的構(gòu)建主要通過大力發(fā)展“兩型”產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、自主創(chuàng)新及產(chǎn)學(xué)研合作等方式實(shí)現(xiàn)。如湖南省政府在《關(guān)于加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變推進(jìn)“兩型社會(huì)”建設(shè)的決定》中指出，推進(jìn)鋼鐵、有色、建筑等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)從低附加值產(chǎn)品向高附加值產(chǎn)品轉(zhuǎn)變的技術(shù)改造過程，大力發(fā)展新能源、節(jié)能環(huán)保、先進(jìn)裝備制造等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與優(yōu)化，提高生產(chǎn)要素的流通效率與利用效率，有利于分工專業(yè)化，從而提高技術(shù)效率并促進(jìn)地區(qū)GTFP的提升（余泳澤等，2016）。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的引入則強(qiáng)化了市場競爭程度，在刺激原有產(chǎn)業(yè)增強(qiáng)自身競爭力的同時(shí)，也能通過產(chǎn)業(yè)外溢效應(yīng)提高技術(shù)效率。自主創(chuàng)新的加快以及產(chǎn)學(xué)研合作的增多有助于提高要素利用率，而技術(shù)進(jìn)步可以降低污染物排放，對(duì)GTFP的提升起著積極作用（劉和旺和左文婷，2016）。（2）機(jī)制體制改革主要表現(xiàn)在政府績效考核、投融資體制、對(duì)外開放與人才引進(jìn)等方面。簡單地以GDP增長作為政府績效考核標(biāo)準(zhǔn)會(huì)出現(xiàn)地方政府為追求經(jīng)濟(jì)總量的高速增長而犧牲生態(tài)環(huán)境的現(xiàn)象（劉瑞明和白永秀，2010）。為杜絕這種情況，湖北、湖南兩省在綜改區(qū)試點(diǎn)城市推行以綠色GDP增長為績效考核的核心指標(biāo)，提高資源與生態(tài)等指標(biāo)在考核體系中的權(quán)重，使得試點(diǎn)城市在追求經(jīng)濟(jì)總量增長的同時(shí)注重經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升。設(shè)立“兩型”產(chǎn)業(yè)建設(shè)投資基金，促進(jìn)金融體制改革，拓寬綜改區(qū)環(huán)境治理的投融資渠道等措施則是投融資體制改革的主要表現(xiàn)，這些措施為試點(diǎn)城市籌集、運(yùn)用資金帶來便利，并提高資金利用效率。擴(kuò)大開放格局和提高開放水平，有助于吸引戰(zhàn)略投資者的目光，給綜改區(qū)帶來資金、技術(shù)、人才等方面的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，從技術(shù)外溢與資金積累等方面影響GTFP（周永文，2016）。（3）綜改區(qū)建設(shè)還表現(xiàn)在基礎(chǔ)設(shè)施的完善與構(gòu)建上，如湖南省政府在《關(guān)于加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變推進(jìn)“兩型社會(huì)”建設(shè)的決定》中指出，要著力構(gòu)建以軌道交通為主、公路與水上交通為輔的立體交通網(wǎng)絡(luò)體系，推進(jìn)環(huán)長株潭城市群的交通一體化；湖北省政府在《武漢城市圈“兩型”社會(huì)建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)行動(dòng)方案（2014?2105年）》中明確表示要加快推進(jìn)初始交通建設(shè)，實(shí)現(xiàn)重點(diǎn)工程建設(shè)早日完工、相鄰兩市半小時(shí)通達(dá)的目標(biāo)。基礎(chǔ)設(shè)施的完善有利于加快區(qū)域之間生產(chǎn)要素的流動(dòng)，從而促使地區(qū)GTFP的提高。

資源與環(huán)境方面，綜改區(qū)實(shí)行的措施包括：（1）從設(shè)立之初就旨在減少環(huán)境污染，提高能源利用率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與有限資源間的平衡，以此促進(jìn)地區(qū)GTFP的提升。為此，湖北、湖南兩省在試點(diǎn)城市頒布與實(shí)施了一系列與“兩型社會(huì)”建設(shè)有關(guān)的法律文件，以推進(jìn)排污權(quán)交易，并建立健全節(jié)能減排激勵(lì)約束機(jī)制。例如，湖北省政府在2010年發(fā)布的《關(guān)于加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)促進(jìn)武漢城市圈“兩型社會(huì)”建設(shè)的意見》中指出，要適當(dāng)提高環(huán)境保護(hù)行政的執(zhí)行力度，并在排污許可、生態(tài)改善及政績考核方面做出多項(xiàng)指示（秦尊文和劉陶，2014）。隨后，又相繼出臺(tái)《湖北省水污染防治條例》《湖北省湖泊保護(hù)條例》等以保護(hù)生活用水水質(zhì)。截至2014年底，共有近900家重污染企業(yè)被強(qiáng)行停止生產(chǎn)，生活垃圾無害化處理率高達(dá)90%左右，秸稈焚燒點(diǎn)數(shù)量大幅下降。（2）大力發(fā)展節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)，包括新能源車、秸稈發(fā)電、太陽能研究示范園區(qū)等。例如，湖南省通過在試點(diǎn)城市設(shè)置產(chǎn)業(yè)進(jìn)入的綠色門檻值，推廣新能源發(fā)電、提高污水處理率與建立生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制等方式落實(shí)《關(guān)于加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變推進(jìn)“兩型社會(huì)”建設(shè)的決定》中與資源利用、環(huán)境保護(hù)等方面相關(guān)的要求，同時(shí)頒布實(shí)施《湘江流域重金屬污染治理實(shí)施方案》《長株潭生態(tài)綠心保護(hù)條例》等法規(guī)，以實(shí)現(xiàn)對(duì)有限資源的合理運(yùn)用，并減少對(duì)生態(tài)環(huán)境的破壞。這些措施無疑都有利于GTFP的提升。

三、方法、指標(biāo)及數(shù)據(jù)

（一）GTFP的測算方法

本文借鑒李衛(wèi)兵和涂蕾（2017）的思路，采用非徑向、非角度的Slacked-Based Measure（SBM）方向性距離函數(shù)測算Malmquist-Luenberger指數(shù)，以此衡量地區(qū)GTFP。

測算GTFP需要投入與產(chǎn)出兩大類指標(biāo)。其中，投入指標(biāo)包括：（1）資本投入（K）。目前尚無相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，需要進(jìn)行估算。本文參考柯善咨和向娟（2012）的思路，運(yùn)用永續(xù)盤存法估計(jì)各城市的資本存量，公式為 Kt=Kt?1（1?δ）+（It+It?1+It?2）/3，式中，It表示 t期城市固定資產(chǎn)投資額的不變價(jià)（以2002年為基期計(jì)算而得）；δ為固定資產(chǎn)折舊率，本文借鑒單豪杰（2008）的10.96%的計(jì)算結(jié)果。初始資本投入計(jì)算公式為K0=I0（1+g）/（g+δ），式中，g代表以不變價(jià)計(jì)算的固定資產(chǎn)投資額的年平均增長率。（2）勞動(dòng)投入（L），以年末城鎮(zhèn)單位、個(gè)體及私營從業(yè)人數(shù)之和來度量。（3）能源投入（E）。中國目前并未報(bào)告各城市的能源消耗數(shù)據(jù)，故以全社會(huì)用電量表示能源投入（盧麗文等，2017）。產(chǎn)出指標(biāo)包括：（1）期望產(chǎn)出，以2002年為基期計(jì)算得到的實(shí)際GDP表示。（2）非期望產(chǎn)出?；诠I(yè)煙塵、工業(yè)廢水和二氧化硫排放數(shù)據(jù)，利用熵值法計(jì)算出綜合污染指數(shù)來表示非期望產(chǎn)出。①工業(yè)煙塵、工業(yè)廢水和二氧化硫排放數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位分別為噸、萬噸和噸；表4中的數(shù)據(jù)及單位與此一致。限于篇幅，本文沒有給出具體的計(jì)算過程與結(jié)果。

（二）PSM-DID 方法

“兩型社會(huì)”綜改區(qū)可視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。本文采用Heckman等（1998）提出的PSM-DID方法進(jìn)行估計(jì)，這一方法結(jié)合DID與PSM方法的優(yōu)點(diǎn)，能排除內(nèi)生性選擇帶來的偏誤，而且便于控制不可觀測變量不隨時(shí)間變化的組間差異，能更精確地識(shí)別“兩型社會(huì)”綜改區(qū)的政策效應(yīng)。對(duì)樣本進(jìn)行傾向得分匹配后，本文按照標(biāo)準(zhǔn)的DID 模型設(shè)定基準(zhǔn)回歸方程為：

其中，Ln（GTFPit）為城市i在時(shí)間t的GTFP的自然對(duì)數(shù)值；Policy為政策虛擬變量，即9個(gè)試點(diǎn)城市（武漢、黃石、鄂州、孝感、黃岡、咸寧、長沙、株洲和湘潭）為實(shí)驗(yàn)組，①由于仙桃、潛江和天門三個(gè)城市不屬于地級(jí)市，因此實(shí)驗(yàn)組共有9個(gè)地級(jí)市。Policy取值為1，其他城市為對(duì)照組，Policy取值為0；Time為時(shí)間虛擬變量，由于“兩型社會(huì)”綜改區(qū)設(shè)立的時(shí)間為2007年12月，因此將2008年定為事件起始年份，即2008年之前Time取值為0，2008年以后Time取值為1。顯然，實(shí)驗(yàn)組在政策實(shí)施前后的差值用系數(shù)表示為α2+α3，對(duì)照組在政策實(shí)施前后的平均差值為α2，則系數(shù)α3代表DID估計(jì)量，即回歸中重點(diǎn)關(guān)注的對(duì)象。

Xit表示影響GTFP的一系列協(xié)變量，包括：（1）政府規(guī)模，以政府財(cái)政支出占GDP比重的自然對(duì)數(shù)表示。政府規(guī)模擴(kuò)大可能是由地方政府過度追求GDP績效而造成的，從而影響資源配置效率，導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率難以提高（周黎安，2004）。（2）技術(shù)水平，以各城市企業(yè)數(shù)占所在省份的比重乘以該省實(shí)用與創(chuàng)新專利授權(quán)數(shù)進(jìn)行估算，并取自然對(duì)數(shù)。技術(shù)水平是TFP提升的主要推動(dòng)力，能促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變（何小鋼，2015；李福柱和趙長林，2016）。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重（二產(chǎn)占比）和第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（三產(chǎn)占比）的自然對(duì)數(shù)表示。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過生產(chǎn)要素重置、產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)和專業(yè)化分工等途徑影響技術(shù)效率，進(jìn)而影響GTFP（余泳澤等，2016）。（4）人力資本，以每萬人在校大學(xué)生數(shù)的自然對(duì)數(shù)表示。根據(jù)內(nèi)生增長理論，人力資本會(huì)影響生產(chǎn)效率，從而影響 GTFP（Aiyar等，2002）。（5）外商直接投資（FDI），以 FDI占 GDP 比重的自然對(duì)數(shù)表示。外商直接投資可能通過技術(shù)外溢對(duì)GTFP產(chǎn)生正面影響，也可能通過加重地區(qū)環(huán)境污染而抑制GTFP（周永文，2016；王曉云等，2107）。（6）基礎(chǔ)設(shè)施，以每平方米人均城市道路面積的自然對(duì)數(shù)表示?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，要素流動(dòng)越便捷，從而可以降低生產(chǎn)成本，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率（Fedderke和Bogeti?，2009）。（7）人口密度，以每平方公里人口密度的自然對(duì)數(shù)表示。一方面，人口密度的增加，表明地區(qū)勞動(dòng)力供給充足，為社會(huì)分工的細(xì)化提供了可能，從而影響地區(qū)生產(chǎn)效率；另一方面，人口密度的增加可能會(huì)給地區(qū)的環(huán)境承載力帶來考驗(yàn)，污染物排放量隨之增加，進(jìn)而影響地區(qū)GTFP（周永文，2016）。（8）金融發(fā)展，以年末金融機(jī)構(gòu)存貸款額占GDP比重的自然對(duì)數(shù)表示。金融發(fā)展可以起到促使資金從高能耗、高排放的企業(yè)流入低能耗、高技術(shù)水平的企業(yè)，優(yōu)化資金配置，推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，從而對(duì)GTFP產(chǎn)生影響（劉耀彬等，2017）。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

除了各省實(shí)用與創(chuàng)新專利授權(quán)數(shù)的數(shù)據(jù)來源于2005?2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》外，其余變量數(shù)據(jù)均來自于2005?2016年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于部分城市存在數(shù)據(jù)缺失問題，本文僅保留數(shù)據(jù)完整的276個(gè)地級(jí)及以上城市。考察變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征后可以發(fā)現(xiàn)，②由于篇幅限制，本文沒有匯報(bào)詳細(xì)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。如有需要，可向作者索取。所有樣本城市Ln（GTFP）最大值為 1.49，最小值僅為?1.217，均值為 0.053，標(biāo)準(zhǔn)差（0.229）變動(dòng)不大。進(jìn)一步比較實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本在綜改區(qū)設(shè)立前后所有變量的均值及其差異，我們發(fā)現(xiàn)在2008年以前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組城市的Ln（GTFP）均值相差0.022，而2008年之后，兩者的均值差擴(kuò)大到0.03；雖然其顯著性沒有明顯提高，但根據(jù)兩者均值差的變化可以推測綜改區(qū)能促進(jìn)試點(diǎn)城市GTFP的提升，推動(dòng)其綠色發(fā)展。此外，2008年以前，實(shí)驗(yàn)組城市的三產(chǎn)占比高于對(duì)照組城市；但2008年之后則相反，且不再顯著。實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組城市的其他協(xié)變量均值差及其顯著性在2008年前后并無較大變化。

四、實(shí)證結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

1. 傾向匹配得分。在進(jìn)行有效匹配之前，需要構(gòu)建Logit模型以估計(jì)各城市進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的條件概率：

其中，Policyit=1代表該城市屬于試點(diǎn)城市，Policyit=0則表示非試點(diǎn)城市；Xit代表上文選定的一系列協(xié)變量。表1顯示了Logit回歸結(jié)果，可知除技術(shù)水平與基礎(chǔ)設(shè)施之外，其余協(xié)變量均能對(duì)城市進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組起顯著作用。此外，我們還發(fā)現(xiàn)“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)城市較非試點(diǎn)城市而言，有著更大的政府規(guī)模、更低的二產(chǎn)占比、更高的三產(chǎn)占比、更多的人力資本和FDI規(guī)模、更高的人口密度以及更不發(fā)達(dá)的金融市場。

表1 Logit傾向得分估計(jì)與平衡性檢驗(yàn)

2. 平衡性檢驗(yàn)。理論上來說，進(jìn)行PSM的方法有多種，且匹配結(jié)果是漸進(jìn)等價(jià)的。本文主要采用最流行的核匹配法來進(jìn)行匹配，其思路是用對(duì)照組不同個(gè)體的各個(gè)維度特征進(jìn)行加權(quán)平均，最終組合出合適的匹配對(duì)象。同時(shí)，為了保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，在基準(zhǔn)回歸中還以半徑匹配法來進(jìn)行匹配。表1列出了綜改區(qū)設(shè)立以前PSM的效果及平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，所有匹配變量在匹配以后的P值均大于0.1，說明匹配以后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的各匹配變量都不存在顯著差異（翟黎明等，2017）。而且匹配以后，所有匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值均小于10%，這表明匹配后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組各方面特征已經(jīng)非常接近，滿足PSM的平衡性假設(shè)（Rosenbaum和Rubin，1985）。

進(jìn)一步分析匹配前后傾向得分的核密度分布圖（限于篇幅，圖略）可知，匹配之前實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的傾向得分分布存在較大差距，而使用核匹配法進(jìn)行匹配后，兩者間的差距縮小，走勢大體一致，進(jìn)一步說明匹配結(jié)果較為理想。此外，還可以檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組傾向得分的共同取值范圍，以判斷PSM過程中是否損失了過多的樣本以及是否對(duì)匹配的精確性產(chǎn)生了影響。只有當(dāng)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的傾向得分有較大程度的重合時(shí)，我們才能認(rèn)為匹配結(jié)果較為精確（Heckman和Vytlacil，2001）。本文運(yùn)用核匹配法匹配后，發(fā)現(xiàn)約62%左右的樣本處于共同取值范圍之中（限于篇幅，圖略），再次說明匹配結(jié)果較為理想。

3. PSM-DID分析結(jié)果。通過平衡性檢驗(yàn)，我們可知PSM結(jié)果有效，從而可以用匹配后的數(shù)據(jù)并根據(jù)方程（1）進(jìn)行回歸。為了進(jìn)行對(duì)比分析，本文還列出了傳統(tǒng)的OLS回歸以及DID回歸結(jié)果（見表 2）。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由表2可比較選擇不同的方法估計(jì)“兩型社會(huì)”綜改區(qū)對(duì)試點(diǎn)城市GTFP的影響結(jié)果。列（1）顯示了直接選擇簡單的OLS回歸的結(jié)果，表明政策虛擬變量對(duì)地區(qū)的GTFP并沒有顯著影響。由于簡單的OLS估計(jì)沒有考慮未觀測變量的影響，因此估計(jì)結(jié)果是有偏的。列（2）顯示了運(yùn)用DID模型估計(jì)的結(jié)果，其中交互項(xiàng)Policy×Time的系數(shù)為正，表明“兩型社會(huì)”綜改區(qū)能提升試點(diǎn)城市的GTFP，但仍不顯著。DID估計(jì)雖然考慮不隨時(shí)間變化的未觀測變量的影響，但又未能處理選擇性偏誤問題，所以估計(jì)結(jié)果仍然有偏。PSM-DID估計(jì)能克服前兩種方法的缺陷，產(chǎn)生更精確的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)列（3）與列（4）的回歸結(jié)果可知，無論是以核匹配法還是半徑匹配法對(duì)樣本進(jìn)行匹配，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)均能顯著提升試點(diǎn)城市的GTFP水平。本文的實(shí)證結(jié)果也說明簡單的OLS回歸和DID回歸會(huì)低估綜改區(qū)建設(shè)對(duì)綠色發(fā)展的影響。

基于核匹配法進(jìn)行匹配后的DID結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)：政府規(guī)模對(duì)GTFP的提升有顯著的抑制作用，這可能是因?yàn)檎?guī)模過大造成資源配置扭曲，降低資源的利用率，這與部分文獻(xiàn)的研究結(jié)果一致（徐保昌和謝建國，2015）；FDI顯著抑制GTFP的提升，其原因可能是FDI流入會(huì)造成中國能源消耗增加，同時(shí)加劇環(huán)境污染（牛海霞和胡佳雨，2011）；人力資本顯著促進(jìn)GTFP的提升，基礎(chǔ)設(shè)施則僅在15%的顯著性水平上促進(jìn)GTFP的提升，其中人力資本能通過提高地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)溢出的吸收能力兩個(gè)途徑提升生產(chǎn)率（Benhabib和Spiegel，1994），而基礎(chǔ)設(shè)施的便捷化提高了要素的流動(dòng)效率，有助于地區(qū)GTFP的提升，但其顯著性有待進(jìn)一步增強(qiáng)；技術(shù)水平、二產(chǎn)占比、三產(chǎn)占比、人口密度、金融發(fā)展等相關(guān)變量對(duì)GTFP并無顯著影響。

此外，對(duì)共同取值范圍的實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，PSM-DID估計(jì)后，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的均值差異不大，且不顯著。這表明所有協(xié)變量在實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組中的分布較為均勻，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了數(shù)據(jù)的平衡性。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分通過改變設(shè)立時(shí)間和地區(qū)、合成控制法和變動(dòng)指標(biāo)等方法進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。匹配方法均采用核匹配法。

1. 反事實(shí)檢驗(yàn)。即時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)，指人為改變政策實(shí)施時(shí)間，重新進(jìn)行PSM-DID回歸，觀察交互項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)及顯著性變化以判斷基準(zhǔn)結(jié)果是否穩(wěn)?。↙i等，2016）。參考劉瑞明和趙仁杰（2015）的思路，將“兩型社會(huì)”綜改區(qū)設(shè)立時(shí)間分別提前1年、2年與3年，并依此改變時(shí)間虛擬變量Time的取值，然后重新進(jìn)行PSM-DID估計(jì)，若交互項(xiàng)Policy×Time的系數(shù)仍顯著為正，則表明是已經(jīng)存在的其他因素造成GTFP的顯著差異，反之則能佐證基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果（見表3）顯示，無論將設(shè)立時(shí)間提前1年、2年或3年，交互項(xiàng)Policy×Time的系數(shù)均不顯著，其他協(xié)變量的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比變化不大，表明試點(diǎn)城市GTFP的提升并非由其他隨機(jī)性因素導(dǎo)致，而是由“兩型社會(huì)”綜改區(qū)設(shè)立這一政策所引起的。

表3 “兩型社會(huì)”政策提前1年、2年或3年實(shí)施

2. 地區(qū)安慰劑檢驗(yàn)。與時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)的思路類似，地區(qū)安慰劑檢驗(yàn)通過在對(duì)照組城市中隨機(jī)設(shè)定政策實(shí)施城市，并相應(yīng)調(diào)整政策虛擬變量Policy的取值，然后進(jìn)行PSM-DID估計(jì)，并根據(jù)交互項(xiàng)Policy×Time的顯著性及其分布來判斷基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。參考盛丹和張慧玲（2017）的思路，本文采取的具體做法為：在全部267個(gè)對(duì)照組城市中隨機(jī)選擇9個(gè)城市作為新實(shí)驗(yàn)組，其他城市為新對(duì)照組，時(shí)間虛擬變量Time和其他協(xié)變量保持不變，然后進(jìn)行PSM-DID估計(jì)。

為增加結(jié)果的說服力，本文重復(fù)進(jìn)行了200次實(shí)驗(yàn)，200次實(shí)驗(yàn)中交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)的分布密度圖如圖1所示。由圖1可知，基于200次虛假的實(shí)驗(yàn)組所估計(jì)的交互項(xiàng)系數(shù)分布在0的左右兩邊，呈近似正態(tài)分布；而且真實(shí)基準(zhǔn)回歸中交互項(xiàng)的系數(shù)為0.062，位于正態(tài)分布兩端之外，表明基準(zhǔn)回歸中“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)對(duì)GTFP的顯著正向影響并非由其他未觀測的因素所驅(qū)動(dòng)。以上結(jié)果說明基準(zhǔn)回歸十分穩(wěn)?。ㄊ⒌ず蛷埢哿?，2017）。

圖1 200次估計(jì)的系數(shù)分布圖

3. 合成控制法（Synthesis Control Methods）。合成控制法是對(duì)傳統(tǒng)DID方法的一種擴(kuò)展，廣泛應(yīng)用于評(píng)估政策效應(yīng)（王賢彬和聶海峰，2010；劉乃全和吳友，2017）。其基本思路是賦予沒有實(shí)施某政策的地區(qū)以不同的權(quán)重，以所得到的加權(quán)組合作為構(gòu)造出來的反事實(shí)合成組，并將實(shí)驗(yàn)組與構(gòu)造出來的反事實(shí)合成組對(duì)比，所得的差異值即為該政策的實(shí)施效果。由于“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)城市僅有9個(gè)，而對(duì)照組城市較多，因此可以在9個(gè)試點(diǎn)城市中隨機(jī)選1個(gè)城市作為實(shí)驗(yàn)組，將這9個(gè)城市以外的267個(gè)城市進(jìn)行加權(quán)平均以組合出反事實(shí)合成組，并與選定的這個(gè)城市進(jìn)行比較。為了更好地判斷綜改區(qū)設(shè)立對(duì)地區(qū)GTFP的影響，本文參考王賢彬和聶海峰（2010）評(píng)估行政區(qū)域政策劃分時(shí)的思路，計(jì)算實(shí)際選擇的城市i與合成城市i*之間Ln（GTFP）的差值，并在坐標(biāo)軸中表示出來。若兩者差距明顯，則一定程度上可以表明該政策的實(shí)施會(huì)顯著影響地區(qū)GTFP。

在9個(gè)試點(diǎn)城市中，本文隨機(jī)選定武漢與株洲兩個(gè)城市進(jìn)行合成控制法估計(jì)。如圖2所示，武漢與“合成武漢”的Ln（GTFP）差值的最大波動(dòng)幅度為?0.02，2005?2008年差值的波幅基本圍繞0附近輕微波動(dòng)；株洲與“合成株洲”的Ln（GTFP）差值的最大波幅為?0.04，2005?2008年株洲與“合成株洲”的走勢基本一致。政策實(shí)施以后，武漢與“合成武漢”的差值波動(dòng)幅度較大，并且除2009年為負(fù)值之外，其余年份均為正值，且波動(dòng)均值在0.1左右。與此類似，株洲與“合成株洲”的差值波動(dòng)幅度除2011年為負(fù)值之外，其余年份基本在0.07左右。由此可見，在“兩型社會(huì)”綜改區(qū)設(shè)立之前，武漢與“合成武漢”、株洲與“合成株洲”的Ln（GTFP）走勢基本一致，符合使用合成控制法的條件；而在設(shè)立以后，武漢的Ln（GTFP）顯著高于合成的反事實(shí)對(duì)照組，表明“兩型社會(huì)”綜改區(qū)設(shè)立對(duì)武漢GTFP有顯著的提升作用。株洲與“合成株洲”的Ln（GTFP）差異也有類似的時(shí)間趨勢。上述結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖2 武漢與株洲合成控制法估計(jì)結(jié)果圖

4. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為避免指標(biāo)選擇的隨意性影響回歸結(jié)果，本部分更換能源投入指標(biāo)和非期望產(chǎn)出指標(biāo)，重新計(jì)算GTFP并作為結(jié)果變量進(jìn)行PSM-DID估計(jì)。具體來說，以各城市GDP占所在省份GDP的比重為權(quán)重，乘以該省能源消耗總量，得到估算的各城市能源消耗量，以此作為能源投入指標(biāo)；以工業(yè)二氧化硫排放量代替工業(yè)三廢綜合指數(shù)來衡量非期望產(chǎn)出。基于重新計(jì)算的Ln（GTFP）進(jìn)行的PSM-DID估計(jì)結(jié)果顯示，①限于篇幅，本文沒有報(bào)告具體回歸結(jié)果。如有需要，可向作者索取。無論更換能源投入還是非期望產(chǎn)出指標(biāo)，交互項(xiàng)Policy×Time的估計(jì)系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，相關(guān)協(xié)變量的顯著性與符號(hào)與基準(zhǔn)回歸幾乎一致，從而進(jìn)一步證實(shí)了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

（三）機(jī)制檢驗(yàn)

前述分析證實(shí)了“兩型社會(huì)”綜改區(qū)對(duì)試點(diǎn)城市的GTFP有顯著的正向影響，并且從理論上闡明了其影響機(jī)制。本部分將進(jìn)一步對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，基本的思路是將基準(zhǔn)回歸中的每一個(gè)控制變量分別作為因變量，代替基準(zhǔn)回歸方程（1）中的Ln（GTFP），并加入各自的協(xié)變量，進(jìn)行PSM-DID估計(jì)。此外，計(jì)算GTFP時(shí)會(huì)考慮能源投入和污染產(chǎn)出，即如果能源消耗下降和污染排放減少，GTFP的計(jì)算結(jié)果就會(huì)上升，也就是說，如果“兩型社會(huì)”綜改區(qū)能降低試點(diǎn)城市的能源消耗與污染排放，那么就會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)其GTFP提升。因此，能源消耗和污染排放也是潛在的影響機(jī)制，本文一并進(jìn)行檢驗(yàn)（結(jié)果見表4）。

表4顯示，在基準(zhǔn)回歸選定的9個(gè)控制變量中，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)僅對(duì)三產(chǎn)占比和人力資本有顯著影響，其中對(duì)人力資本的促進(jìn)作用符合理論預(yù)期。但令人奇怪的是，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)卻顯著抑制試點(diǎn)城市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，可能的解釋是試點(diǎn)城市在構(gòu)建“兩型”產(chǎn)業(yè)體系的過程中，主要以發(fā)展“兩型”工業(yè)為主，即推進(jìn)鋼鐵、有色、建筑等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)從低附加值產(chǎn)品向高附加值產(chǎn)品轉(zhuǎn)變的技術(shù)改造和大力發(fā)展新能源、節(jié)能環(huán)保、先進(jìn)裝備制造等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，而對(duì)構(gòu)建“兩型”服務(wù)業(yè)體系的重視不夠。

另外，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)對(duì)技術(shù)水平、政府規(guī)模、二產(chǎn)占比、FDI、基礎(chǔ)設(shè)施、人口密度和金融發(fā)展等變量的潛在作用尚未體現(xiàn)出來，從而也間接阻礙其對(duì)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用。這表明今后在深入進(jìn)行“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)時(shí)，應(yīng)從激發(fā)這些協(xié)變量的作用進(jìn)而促進(jìn)綠色發(fā)展的角度入手，如加大對(duì)外開放水平，多引進(jìn)高技術(shù)企業(yè)入駐“兩型社會(huì)”綜改區(qū)，并提高對(duì)這些企業(yè)高新技術(shù)的消化與吸收，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和提升金融發(fā)展程度等。

表4 “兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)影響GTFP的機(jī)制檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)回歸（表2）中，人力資本對(duì)GTFP的提升有著顯著的促進(jìn)作用，而三產(chǎn)占比對(duì)GTFP的影響并不顯著。結(jié)合基準(zhǔn)回歸與機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果可知，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)通過提升人力資本這一渠道促進(jìn)試點(diǎn)城市的綠色發(fā)展。此外，無論是以工業(yè)廢水還是廢氣排放作為因變量，檢驗(yàn)結(jié)果均說明“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)顯著降低了地區(qū)污染排放水平，這是其促進(jìn)綠色發(fā)展的另一個(gè)渠道。由此可見，約束重污染企業(yè)的廢棄物排放量，大力推進(jìn)排污權(quán)交易，建立健全節(jié)能減排激勵(lì)約束機(jī)制，著重支持新能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展等手段可以實(shí)質(zhì)性地提升地區(qū)綠色發(fā)展水平。而表4的最后一列表明“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)能降低地區(qū)能源消耗，但該影響并不顯著，這也是今后深入建設(shè)“兩型社會(huì)”綜改區(qū)乃至推廣到其他地區(qū)需要努力的方向之一。

五、結(jié)論與建議

2007年12月實(shí)施的“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)究竟能否實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)，促進(jìn)試點(diǎn)城市綠色發(fā)展？鑒于此，本文首先介紹“兩型社會(huì)”綜改區(qū)的政策背景并闡明其影響綠色發(fā)展的理論機(jī)制，接著運(yùn)用DID與PSM相結(jié)合的方法檢驗(yàn)綜改區(qū)建設(shè)對(duì)地區(qū)綠色發(fā)展的實(shí)際影響，最后對(duì)理論機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。通過對(duì)這些問題的深入分析，本文得到如下結(jié)論：（1）基于PSM-DID方法進(jìn)行的實(shí)證分析證實(shí)了“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)有助于促進(jìn)地區(qū)綠色發(fā)展，導(dǎo)致試點(diǎn)城市Ln（GTFP）上升0.062，該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。簡單的OLS回歸和DID回歸均存在估計(jì)偏誤，會(huì)低估“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)對(duì)地區(qū)綠色發(fā)展的影響。（2）“兩型社會(huì)”綜改區(qū)促進(jìn)綠色發(fā)展的實(shí)際機(jī)制有兩個(gè)，即“兩型社會(huì)”綜改區(qū)通過提升人力資本促進(jìn)綠色發(fā)展，以及通過降低污染排放水平促進(jìn)綠色發(fā)展。（3）“兩型社會(huì)”綜改區(qū)還有可能通過影響政府規(guī)模、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)、FDI、人口密度和金融發(fā)展等渠道影響綠色發(fā)展，但當(dāng)前這些潛在的影響機(jī)制并未發(fā)揮作用。此外，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)設(shè)立以后，試點(diǎn)城市的能源消耗并未顯著下降，這也限制了該政策對(duì)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用。

因此，“兩型社會(huì)”綜改區(qū)建設(shè)能在一定程度上促進(jìn)綠色發(fā)展，但還有許多潛在的影響機(jī)制并未有效地發(fā)揮作用。要想充分實(shí)現(xiàn)其政策目標(biāo)，還需要做好如下工作：（1）進(jìn)一步推動(dòng)人才政策的落實(shí)以提升地區(qū)人力資本水平，并構(gòu)建完備的“兩型”服務(wù)業(yè)體系，從而促進(jìn)地區(qū)綠色發(fā)展水平。（2）應(yīng)加大對(duì)污染企業(yè)的檢查監(jiān)管力度，積極推動(dòng)排污權(quán)交易，切實(shí)提高資源與生態(tài)等指標(biāo)在政績考核體系中的權(quán)重，從而有效降低地區(qū)非期望產(chǎn)出的排放。此外，還應(yīng)依法監(jiān)管能源使用，提高資源利用率。（3）激發(fā)諸多潛在機(jī)制對(duì)地區(qū)綠色發(fā)展的作用，如通過設(shè)置產(chǎn)業(yè)準(zhǔn)入綠色門檻來提高引進(jìn)外資的質(zhì)量，消化吸收外資企業(yè)的高新技術(shù)以推進(jìn)區(qū)域內(nèi)現(xiàn)有企業(yè)技術(shù)水平的提高；完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動(dòng)公路、鐵路等立體交通網(wǎng)絡(luò)體系的構(gòu)建進(jìn)程，以推動(dòng)區(qū)域間生產(chǎn)要素的流動(dòng)，發(fā)揮基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)地區(qū)GTFP提高的作用；深化金融體制變革與發(fā)展，便于“兩型社會(huì)”綜改區(qū)試點(diǎn)城市籌集、運(yùn)用資金及提高資金利用效率。

本文的不足之處在于采用地級(jí)市層面的宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，存在樣本量不太大的問題。在后續(xù)研究中，可嘗試基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，進(jìn)一步挖掘“兩型社會(huì)”綜改區(qū)對(duì)試點(diǎn)區(qū)內(nèi)微觀企業(yè)的異質(zhì)性影響及其機(jī)制。此外，本文的數(shù)據(jù)特征也適合對(duì)處理組的9個(gè)城市采用合成控制法分別進(jìn)行分析，這也是可以嘗試的研究方向之一。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]鄧榮榮. 長株潭“兩型社會(huì)”建設(shè)試點(diǎn)的碳減排績效評(píng)價(jià)——基于雙重差分方法的實(shí)證研究[J]. 軟科學(xué)，2016，（9）：51?55.

[2]何小鋼. 能源約束、綠色技術(shù)創(chuàng)新與可持續(xù)增長——理論模型與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，（4）：30?38.

[3]胡鞍鋼，周紹杰. 綠色發(fā)展：功能界定、機(jī)制分析與發(fā)展戰(zhàn)略[J]. 中國人口?資源與環(huán)境，2014，（1）：14?20.

[4]柯善咨，向娟. 1996—2009 年中國城市固定資本存量估算[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2012，（7）：19?24.

[5]李福柱，趙長林. 中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變動(dòng)力及其作用途徑[J]. 中國人口?資源與環(huán)境，2016，（2）：152?162.

[6]李衛(wèi)兵，涂蕾. 中國城市綠色全要素生產(chǎn)率的空間差異與收斂性分析[J]. 城市問題，2017，（9）：55?63.

[7]李雪松，孫博文，夏怡冰. 兩型社會(huì)建設(shè)績效評(píng)價(jià)與影響因素研究——來自兩型建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)的實(shí)證[J].科技管理研究，2014，（15）：50?55，65.

[8]劉和旺，左文婷. 環(huán)境規(guī)制對(duì)我國省際綠色全要素生產(chǎn)率的影響[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策，2016，（9）：141?145.

[9]劉乃全，吳友. 長三角擴(kuò)容能促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)共同增長嗎？[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017，（6）：79?97.

[10]劉瑞明，白永秀. 晉升激勵(lì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J]. 南方經(jīng)濟(jì)，2010，（1）：59?70.

[11]劉瑞明，趙仁杰. 國家高新區(qū)推動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展嗎？——基于雙重差分方法的驗(yàn)證[J]. 管理世界，2015，（8）：30?38.

[12]劉耀彬，胡凱川，喻群. 金融深化對(duì)綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)分析[J]. 中國人口?資源與環(huán)境，2017，（9）：205?211.

[13]盧麗文，宋德勇，黃璨. 長江經(jīng)濟(jì)帶城市綠色全要素生產(chǎn)率測度——以長江經(jīng)濟(jì)帶的108個(gè)城市為例[J]. 城市問題，2017，（1）：61?67.

[14]牛海霞，胡佳雨. FDI與我國二氧化碳排放相關(guān)性實(shí)證研究[J]. 國際貿(mào)易問題，2011，（5）：100?109.

[15]秦尊文，劉陶. 生態(tài)文明與兩型社會(huì)建設(shè)的關(guān)系——基于武漢市兩型社會(huì)建設(shè)的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)[J]. 江漢論壇，2014，（9）：52?56.

[16]單豪杰. 中國資本存量 K 的再估算：1952～2006 年[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）：17?31.

[17]盛丹，張慧玲. 環(huán)境管制與我國的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)——基于兩控區(qū)政策的考察[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2017，（8）：80?97.

[18]王賢彬，聶海峰. 行政區(qū)劃調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長[J]. 管理世界，2010，（4）：42?53.

[19]王曉云，魏琦，楊秀平. 城市綠色經(jīng)濟(jì)效率動(dòng)態(tài)評(píng)價(jià)及影響因素——基于285個(gè)地級(jí)以上城市數(shù)據(jù)的分析[J]. 生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2017，（2）：68?71.

[20]熊鷹，韓曉夢. “兩型社會(huì)”建設(shè)試驗(yàn)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的節(jié)能潛力分析：以株洲市為例[J]. 中國人口?資源與環(huán)境，2012，（S2）：222?227.

[21]徐保昌，謝建國. 政府質(zhì)量、政府補(bǔ)貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2015，（4）：45?56，69.

[22]游達(dá)明，馬北玲，胡小清. 兩型社會(huì)建設(shè)水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系研究——基于中部地區(qū)兩型社會(huì)建設(shè)的實(shí)證分析[J].科技進(jìn)步與對(duì)策，2012，（8）：107?111.

[23]余泳澤，劉冉，楊曉章. 我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響研究[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論，2016，（4）：45?58.

[24]翟黎明，夏顯力，吳愛娣. 政府不同介入場景下農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶生計(jì)資本的影響——基于PSM-DID的計(jì)量分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2017，（2）：2?15.

[25]周黎安. 晉升博弈中政府官員的激勵(lì)與合作——兼論我國地方保護(hù)主義和重復(fù)建設(shè)問題長期存在的原因[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004，（6）：33?40.

[26]周永文. 廣東環(huán)境全要素生產(chǎn)率及影響因素分析——基于環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的實(shí)證研究[J]. 暨南學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2016，（1）：96?112.

[27]Aiyar S S，F(xiàn)eyrer J. A contribution to the empirics of Total Factor Productivity[R]. Dartmouth College Working Paper No. 02—09，2002.

[28]Benhabi J，Spiegel M M. The role of human capital in economic development evidence from aggregate cross-country data[J]. Journal of Monetary Economics，1994，34（2）： 143?173.

[29]Fedderke J W，Bogeti? ?. Infrastructure and growth in south Africa：Direct and indirect productivity impacts of 19 infrastructure measures[J]. World Development，2009，37（9）： 1522?1539.

[30]Heckman J J，Ichimura H，Todd P. Matching as an econometric evaluation estimator[J]. The Review of Economic Studies，1998，65（2）： 261?294.

[31]Heckman J J，Vytlacil E. Policy-relevant treatment effects[J]. American Economic Review，2001，91（2）： 107?111.

[32]Hsu A，Emerson J，Levy M，et al. The 2016 Environmental Performance Index[R]. New Haven：Yale University，2016.

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

[34]Rosenbaum P R，Rubin D B. Constructing a control group using multivariate matched sampling methods that incorporate the Propensity Score[J]. The American Statistician，1985，39（1）： 33?38.

[35]Young A. The tyranny of numbers：Confronting the statistical realities of the East Asian growth experience[J]. The Quarterly Journal of Economics，1995，110（3）： 641?680.