我国排污权交易对绿色技术创新的影响

(整期优先)网络出版时间:2023-08-09
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我国排污权交易对绿色技术创新的影响

赵扬帆

四川大学经济学院

要:排污权交易制度作为我国引进的一项环境规制工具,已经在各个试点实践了多年。本文通过建立PSM-DID模型,对我国2004年至2019年30个省份的数据进行分析,得到了排污权交易能够提高绿色技术创新的结论,同时分析得出国家对环境保护越关心,对科研投入资金越多,越能促进绿色技术持续创新,但促进效果不够明显的结论。最后通过实证分析结果,提出了相关政策建议。

关键词:排污权交易;绿色技术;PSM-DID模型

一、引言

改革开放的这四十余年,我国国内生产总值由3,678.70亿元(1978年)迅速增长至121.02万亿元(2022年),经济总量在全球占比也从1.7%上升至18.5%,我国的经济发展成就可谓是取得了举世瞩目。但与此同时,经济的迅速发展使得各行各业对自然资源的需求和消耗逐步增加,生产和生活中制造出的废水、废渣、废气也不可避免的增多;并且随着物质财富的增加,人们环保意识随之提高,对清洁环境的需求也逐步扩大,节能减排及生态环境问题成为人们日益关注的话题。

排污权交易是指排放者在环境保护监督管理部门分配的额度内,并在确保该权利的行使不损害其他公众环境权益的前提下,依法享有的向环境排放污染物的权利,政府在规定了可排放污染物种类及其限额后,企业可以根据自身污染物排放和治理的情况,出售富余的污染物排放权。我国于2002年在7个省份开始排污权交易试点工作,截止2019年我国已有28个省(区、市)开展了试点,其中由三部委正式批复的省份12个,另有16个省份自行开展试点。国内外一些专家学者已经对排污权交易制度的政策有效性进行了不同角度的全面的研究分析,然而对于排污权交易对绿色技术创新的研究甚少。因此,有必要依据我国进行排污权交易试点的相关数据,在理论模型的基础上进行实证研究,考察我国排污权交易制度对清洁能源创新的影响作用。

二、排污权交易对绿色技术创新影响的研究设计

(一)模型选择与设定

1.排污权交易对绿色技术创新影响的实证模型设定

本文旨在探究实施排污权交易制度后,企业的绿色技术是否得到了创新,因此选用倾向得分匹配双重差分(PSM-DID)模型,其实质是先用倾向得分匹配(PSM)进行分组,然后用双重差分(DID)计算政策效果。由于排污权交易制度在我国并未全面开展,存在有实施政策地区和未实施政策地区,因此适用于DID方法。设置两个虚拟变量dp和dt,dp=1表示实施排污权交易制度地区,dp=0表示未实施排污权交易制度地区,dt=1表示排污权交易制度实施之后,dt=0表示排污权交易制度实施之前。于是,利用DID方法排污权交易对绿色技术创新影响的回归模型可以设定为:

                       (1)

其中,被解释变量GT表示绿色技术创新,下标i表示省份,下标t表示年份,μ表示随机误差项,表示未观测到的变量对GT的影响。

而在本实证分析中,处理组即试点省份不是随机选取的,而是各省环保局根据本地环境状况以及市场条件等因素综合考量提交申请且得到批准决定的,这违背了进行DID需要满足“一个省份是否实施排污权交易制度,哪些省份进行排污权交易”是随机决定的这一前提条件。为使结果更具有说服力,在进行二次差分前先利用PSM为每个处理组省份找到一个与其相匹配的控制组省份,即加入可观测变量后,控制组和处理组在可观测变量方面最大化的相似,从而尽可能满足了进行DID“样本随机性”的前提条件。可观测变量的选取及是否匹配将在下文详细阐述。

(二)相关变量指标的选取与数据来源

本文数据主要来源于中国研究数据服务平台、国家统计局、《中国工业统计年鉴》以及各省统计年鉴,选取的数据为2004年至2019年的分省年度面板数据,统计了除西藏和港澳台地区共30个省份的数据信息。

1.被解释变量

本文所研究的被解释变量是绿色技术创新(记为GT),本文参照齐绍洲等(2018)的做法,选择绿色专利申请数量作为绿色技术创新水平的代理变量。本文统计了我国30个省份(西藏及港澳台地区未做统计)自2004年至2019年的绿色专利获得情况,并以此作为被解释变量绿色技术创新的衡量指标,绿色专利获得越多表明绿色技术创新越多。

2.解释变量

本文的解释变量为时间虚拟变量与政策实施虚拟变量的交互项(did=dt*dp),因为要想比较排污权交易制度实施前后处理组和控制组绿色技术创新的差异,就需要观察did的系数β3。在研究样本选取上,虽然我国从2002年开始有个别市级试点实施了排污权交易政策,但由于排污权交易的开展效果并不显著,并不适合做政策实施的分界点;而通过查阅各年各省份的政策文件可知,2007年我国建立起节能减排的数据统计、监测考核机制,排污权交易的范围和规模开始逐步扩大,交易的模式也从企业间直接交易开始向通过专门的交易所进行交易转变。因此,本文将时间虚拟变量的分界点定为2007年。自2007年起财政部、原环保部和国家发改委批复了河北省、河南省、湖北省、湖南省、江苏省、山西省、陕西省、浙江省、内蒙古自治区、天津市、重庆市11个省市作为排污权交易试点,其后虽又有省市自行开展排污权交易,但本文以方便起见,将以上11个省市定为处理组。

3.控制变量

本文参考波特假说及清洁技术创新同环境规制呈U形关系的判断(董直庆等,2015),在模型中分别添加环境规制强度变量及其平方项。考虑到技术创新受科研创新研发投入(即R&D水平)的影响(Romer,1994),因此同样在模型中引入R&D投入变量。即公式(1)将变为

       (2)

变量选取的具体阐述如下:

(1)环境规制强度:本文借鉴董直庆等(2015)的衡量标准,选择工业污染治理项目完成投资额占GDP比重(记为ER,数据来源于国家统计局),衡量政府在环境规制制定上投入的力度,ER越大表明环境规制水平越高。

(2)工业研发强度:由于技术创新会受到工业研发强度的影响,工业研发强度又在一定程度上取决于技术研发经费的多少,所以本文以各地区规模以上工业企业R&D经费投入额作为工业研发强度的指标(记为IR,数据来源于国家统计局及各省统计年鉴),R&D经费投入额越大表明工业研发强度越高。

三、排污权交易对绿色技术创新影响的实证结果分析

基于前文所述,本文采用PSM-DID的方法研究排污权交易对绿色技术创新的影响。于是,先进行倾向得分匹配,为每个处理组省份匹配到一个尽可能相似的控制组省份,然后再将匹配好的处理组与控制组进行双重差分。

(一)倾向得分匹配结果

首先进行倾向得分匹配,本文采用1:1近邻匹配的方法,将每个处理组都匹配了最相近的控制组之后,再对匹配结果进行平衡性检验,检验结果如表1所示,ER和IR在匹配后t值均由显著变成不显著,说明此次倾向得分匹配成功,处理组与控制组不存在显著差异,样本实现了“随机化”,同时标准误在匹配后均小于10%,证明了匹配结果的有效性。

表1 倾向得分匹配结果

变量名称

Mean

Bias%

t检验

Treated

Control

t

P>|t|

ER

匹配前

0.00029

0.00084

-61.5

-5.02

0.000

匹配后

0.00029

0.00029

0.4

0.14

0.892

IR

匹配前

3.6e+06

2.2e+06

37.6

3.57

0.000

匹配后

3.6e+06

4.0e+06

-10.0

-0.71

0.580

(二)排污权交易对绿色技术创新的影响

根据匹配好的结果进行双重差分,回归结果如下面的表2所示,其中(1)列表示不加入环境规制强度和工业研发强度的回归结果,(2)列表示加入了以上两种变量后的回归结果。

表2 排污权交易对绿色技术创新的影响

解释变量

GT

(1)

(2)

time

province

did

ER

ER2

IR

_cons

0.219***(1.242)

0.304**(0.0837)

0.873***(0.0832)

0.63***(1.003)

0.197***(0.739)

0.229***(0.3944)

1.532***(0.0749)

0.471**(1.938)

4.301**(0.324)

2.645***(1.343)

-0.454**(0.462)

注:括号内表示标准误,******分别表示显著性水平为10%、5%和1%。

根据表2,不论是否加入了环境规制强度和工业研发强度变量,解释变量did都在1%的显著性水平下为正,有效的证明了排污权交易是可以促进绿色技术创新的,只是系数较小,影响程度不明显。虽然观察到加入了控制变量后的(2)列比(1)列的系数更小,但可以肯定的是排污权交易对绿色技术创新的影响是显著为正的。(2)列中ERER2IR的系数也都为正数,说明在5%的显著水平下,环境规制强度越大,绿色技术越能得到创新;在1%的显著水平下,工业研发投入越多,越能促进绿色技术创新。

为了检验该实证结果的稳健性,对此回归进行了反事实检验,即人为改变排污权交易政策实施的时间节点观察回归结果是否仍然显著。检验结果如表3所示,其中(1)是将政策实施提前至2005年的回归结果,(2)是将政策实施滞后至2010年的回归结果。检验发现,无论是将政策实施提前还是滞后,得出的回归结果都不显著,说明人为改变排污权交易政策实施的时间节点后,政策对绿色创新的促进作用不显著了。进一步说明之前的实证结果的有效性,排污权交易能促进绿色技术创新。

表3 反事实检验

解释变量

GT

(1)

(2)

did

ER

ER2

IR

_cons

0.032(0.104)

0.462(0.442)

1.022(3.423)

0.836(0.007)

0.982*(1.003)

0.0012(0.047)

0.210(1.955)

1.833(0.042)

0.332(2.001)

-0.531(0.936)

注:括号内表示标准误,*、**和***分别表示显著性水平为10%、5%和1%。

四、结论与政策启示

根据上文实证结果分析可知,排污权交易确实可以提高绿色技术创新,只是促进的效果不够明显,可能是政策与试点实施没有得到充分发挥所致。事实证明,排污权交易制度的实施对绿色技术的创新起到了一定的促进作用,如果再加以充分实现可以更好地为改善环境质量创造良好的技术条件。同时,参考本文所选用的两个控制变量——环境规制强度和工业研发强度——实证结果也都表明两者对绿色技术创新具有正向影响。

实证结果表明我国应该多多借鉴试点省份的相关经验,出台一些国家层面的排污权交易指导相关法律法规,明确排污权交易实施目的及各种污染物排放交易规范,规定超量排污的相关责任认定标准及惩罚措施,真正做到有法可依、有法可循。在排污权交易监管方面,要规范污染物排放观测方法及核算标准,健全政府、企业、民众“三位一体”的监督管理平台,使排污权交易信息公开化、透明化,充分发挥公民的宣传作用和监督举报权利。

排污权交易制度其实也是一种将环境污染治理从单纯的政府管制转化成有市场参与的制度,因此要充分发挥市场这只“看不见的手”的作用,积极鼓励第三方企业(如环保机构、金融机构)加入到排污权交易市场中,拓宽排污权交易市场,打开省际交易的壁垒,开展跨省交易的新模式。同时应该加大企业在技术研发上的投资,引进优秀技术人员,促进绿色技术创新的同时增加产值,提高产品的竞争力。

参考资料

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作者简介:赵扬帆(1999——)女,汉族,山东东营人,单位:四川大学经济学院硕士研究生,专业:人口、资源与环境经济学