官員晉升錦標賽體制下環(huán)境規(guī)制、央地分權(quán)對環(huán)境污染的影響研究

游達明，張楊，袁寶龍

(1. 中南大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙，410083；2. 中南林業(yè)科技大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙，410004)

一、引言

自改革開放以來，中國充分利用能源、資源稟賦優(yōu)勢及勞動力低成本優(yōu)勢而獲得經(jīng)濟高速發(fā)展，創(chuàng)造了世界眾所周知的“中國奇跡”。然而，這種經(jīng)濟增長是以巨大的資源消耗和環(huán)境污染為代價的，導(dǎo)致中國經(jīng)濟發(fā)展正面臨巨大的資源與環(huán)境壓力。根據(jù) 2017年《BP世界能源統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，2015年和2016年中國的碳排放總量呈現(xiàn)連續(xù)下降趨勢，但仍居世界第一位。2018年美國耶魯大學(xué)發(fā)布的《2018年環(huán)境績效指數(shù)報告》顯示，中國的空氣質(zhì)量排名倒數(shù)第四，屬于空氣污染的重災(zāi)區(qū)。因此，嚴格控制環(huán)境污染，是當前中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型迫切需要解決的重大問題。

面對當前經(jīng)濟發(fā)展所面臨的環(huán)境約束壓力，中國政府提出要依靠環(huán)保制度來改善環(huán)境質(zhì)量。從理論上來說，“波特假說”認為，設(shè)計完善的環(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)實施技術(shù)創(chuàng)新，進而通過技術(shù)創(chuàng)新來提高環(huán)境質(zhì)量[1]。因此，環(huán)境規(guī)制是影響地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的重要制度因素[2]。同時，地方政府是承擔環(huán)境治理任務(wù)的重要主體，而環(huán)境質(zhì)量改善是一項資金投資量較大的任務(wù)，需要地方政府的財政支持。那么，現(xiàn)行的央地財政分權(quán)體制能否與環(huán)境規(guī)制一起抑制環(huán)境污染？目前還很少有研究進行深入探討。更進一步來說，政府能否完全按照公眾利益訴求執(zhí)行環(huán)保政策，這在很大程度上取決于地方政府官員的晉升機制。正如潘峰等[3]的研究指出，地方政府的環(huán)境規(guī)制策略直接影響整個國家的環(huán)境質(zhì)量狀況，而且由于污染的跨界性，地方政府之間在環(huán)境規(guī)制執(zhí)行過程中存在博弈關(guān)系。那么，在官員晉升錦標賽體制之下，環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行與財政支出是否會被打“折扣”？對于這一問題的深入研究，有助于為優(yōu)化中國環(huán)境政策執(zhí)行機制、改善環(huán)境質(zhì)量，提供理論依據(jù)和決策支持。

本文的學(xué)術(shù)貢獻主要包括三個方面：其一，在“波特假說”理論的基礎(chǔ)上，分析了不同類型環(huán)境規(guī)制工具對環(huán)境污染的影響，有助于為中央及地方政府健全環(huán)境保護政策提供決策支持，同時，從政府環(huán)境污染治理投資的需求出發(fā)，分析了央地分權(quán)對環(huán)境污染的影響。這一研究是對“波特假說”理論的豐富。其二，本文分析了在中國地方官員晉升體制下，官員競爭程度對環(huán)境規(guī)制和央地分權(quán)影響環(huán)境污染的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由于中國長期以來將地方政府經(jīng)濟發(fā)展水平作為官員晉升的主要標準，導(dǎo)致地方官員在晉升錦標賽中經(jīng)常以犧牲生態(tài)環(huán)境保護為代價，贏得政治地位的晉升。因此，探討官員競爭程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，對落實環(huán)境規(guī)制政策，切實提高環(huán)境質(zhì)量具有重要作用。其三，本文使用空間計量模型考察了地方政府之間在制定和執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策，控制環(huán)境污染過程中的相互作用，并且分區(qū)域分析了不同環(huán)境規(guī)制政策、央地分權(quán)對環(huán)境污染的直接效應(yīng)及官員競爭程度對其的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、文獻綜述與假設(shè)提出

環(huán)境規(guī)制政策是降低污染物排放、改善區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的重要工具?？傮w來看，中國已基本形成費用型、投資型及非正式環(huán)境規(guī)制為一體的環(huán)境規(guī)制體系。何為等[4]提出了“環(huán)境政策有效性”假說，實證結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制顯著降低了污染物排放。Zhang等[2]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制能夠?qū)崿F(xiàn)碳減排的目標。黃清煌和高明[5]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制促進了節(jié)能減排效率的改善。張志強[6]研究發(fā)現(xiàn)，二氧化硫和酸雨“兩控區(qū)”的城市環(huán)境質(zhì)量得到了改善，污染物的絕對排放量顯著降低。

進一步而言，不同類型環(huán)境規(guī)制對污染物控制呈現(xiàn)差異化的影響。例如，張江雪等[7]研究發(fā)現(xiàn)，在高綠化度地區(qū)，行政型、市場型和公眾參與型三種環(huán)境規(guī)制均能促進工業(yè)綠色增長指數(shù)，也即三種環(huán)境規(guī)制能夠有效降低環(huán)境污染。彭星和李斌[8]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟激勵型與自愿意識型的環(huán)境規(guī)制能夠促進地區(qū)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。Xie等[9]研究發(fā)現(xiàn)，當前命令控制型與市場型環(huán)境規(guī)制均能顯著促進區(qū)域綠色生產(chǎn)率。Taylor等[10]研究發(fā)現(xiàn)，命令控制型環(huán)境規(guī)制能夠改善環(huán)境績效。申晨等[11]研究發(fā)現(xiàn)，命令控制型環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈U型關(guān)系，排污費對工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響為正。原毅軍和謝榮輝[12]研究發(fā)現(xiàn)，費用型規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率之間呈“U”型關(guān)系，而投資型規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率之間具有負向線性關(guān)系。

費用型環(huán)境規(guī)制主要是對企業(yè)征收排污費，這實際上是一種額外的成本負擔，會顯著地增加企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本，倒逼企業(yè)減少污染物排放，從而降低地區(qū)的環(huán)境污染。投資型環(huán)境規(guī)制屬于環(huán)境保護投資，在產(chǎn)生環(huán)保收益的同時還具有經(jīng)濟效益和社會效益。征收排污費只是一種短期性的環(huán)境政策，從長遠來看，環(huán)境污染治理投資可以使企業(yè)積極研發(fā)先進的低碳環(huán)保技術(shù)，購買最新的環(huán)保設(shè)備，改進生產(chǎn)工藝流程，提升企業(yè)的綠色生產(chǎn)率，進而改善地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量。非正式型環(huán)境規(guī)制在地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善中發(fā)揮著越來越重要的作用，該類環(huán)境規(guī)制是以民間環(huán)保主義者以及其他社會公眾等利益相關(guān)者為主體，這些群體積極關(guān)注地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量，擁有環(huán)境監(jiān)督權(quán)力，同時也有責任和義務(wù)參與地區(qū)政府和污染企業(yè)的協(xié)商談判。基于此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè) 1：不同類型的環(huán)境規(guī)制對區(qū)域環(huán)境污染具有差異化的抑制效應(yīng)。

在中國政治集權(quán)和經(jīng)濟分權(quán)相結(jié)合所形成的晉升激勵之下，地方政府之間形成了一種標尺競爭[13]。在晉升錦標賽模式下[14]，由于信息不對稱，中央政府對地方政府的考核往往會選擇一些顯性的標尺，這其中最主要的指標就是經(jīng)濟增長績效，因此，這一評價機制使政治業(yè)績轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟增長[15]。

在這一晉升激勵機制下，地方政府官員為了獲得更多的政治升遷機會，就必須在政績上有所作為，進而以“GDP至上”為準則[16]，積極地發(fā)展粗放型的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目，擴大招商引資的范圍，對環(huán)境保護政策采取不完全執(zhí)行行為，吸引更多高績效高稅收高污染的企業(yè)。在這種標尺競爭的晉升壓力下，地方政府只看重地方的經(jīng)濟發(fā)展水平，對環(huán)境質(zhì)量等社會福利性指標采取選擇性的忽視，通過對污染企業(yè)提供“綠色通道”，以犧牲社會公共利益為代價來換取官員的政治前途，進而弱化履行環(huán)境保護的社會責任。此外，地區(qū)之間的晉升環(huán)境也存在差異，東部地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)較好，清潔環(huán)保型的現(xiàn)代服務(wù)行業(yè)占比較高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)合理化和高度化的趨勢，地方政府對高效益的污染型企業(yè)依賴較低。在此情景下，東部地區(qū)的地方官員能夠切實執(zhí)行中央政府制定的環(huán)保政策，這有利于地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。中西部地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)較為薄弱，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，為了滿足中央政績考核需要，地方政府選擇性地降低環(huán)保門檻，積極吸引各種污染型企業(yè)進駐本地，把“招商”變成“招污”，進而增加了本地區(qū)的經(jīng)濟績效，緩解了晉升考核的壓力?；诖?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：圍繞“GDP至上”的官員晉升體制會促使地方政府對環(huán)境規(guī)制的不完全執(zhí)行，從而加劇了本地區(qū)的環(huán)境污染程度，而且地區(qū)之間存在差異性的影響。

央地分權(quán)是中央政府將公共財政權(quán)力向地方政府的下放，以及公共服務(wù)職能從中央向地方政府的轉(zhuǎn)移[17]。央地分權(quán)有助于提高地方公共部門滿足公共需求的能力，進而通過資源分配來提高公共經(jīng)濟活動的效率。一方面，央地分權(quán)使得地方政府擁有更大的財政自主度，能夠為地方政府治理環(huán)境污染提供充足的資金支持。Yang[18]研究也發(fā)現(xiàn)，適度的財政分權(quán)有助于促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。另一方面，央地分權(quán)促使地方政府增加外商投資力度，而FDI流入對改善欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟和環(huán)境具有重要支持作用。FDI的流入能夠帶來先進技術(shù)擴散效應(yīng)和示范效應(yīng)，使得流入地區(qū)能夠利用先進的技術(shù)改進工藝流程，降低污染物的排放，進行清潔化的生產(chǎn)，同時提高資源、能源利用效率?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)3。

假設(shè)3：央地分權(quán)有利于抑制地區(qū)環(huán)境污染。

中國式財政分權(quán)與政治集權(quán)體制的核心是中央政府賦予地方政府經(jīng)濟發(fā)展與資源分配的自主權(quán)，同時又掌握了地方政府官員政治晉升的話語權(quán)。因此，地方政府以片面追求經(jīng)濟增長和財政收入來贏得政治晉升的機會，這是導(dǎo)致其忽視環(huán)境治理與投入的重要制度性因素[2]。而且，中央政府只是環(huán)境政策的制定者，而地方政府才是環(huán)境政策的執(zhí)行者，因此，這種晉升激勵機制使得中央政府保護環(huán)境的需求與地方政府只追求經(jīng)濟發(fā)展的目標是背道而馳。

當?shù)胤焦賳T晉升競爭程度較為激烈時，地方政府由于獲得較高的經(jīng)濟發(fā)展自主權(quán)而放松環(huán)境規(guī)制，導(dǎo)致地方政府忽視對環(huán)境保護的支持和重視，而企業(yè)為了迎合政府的公共政策，也只重視經(jīng)濟績效的提高，忽視污染治理的投入[2,19]。其一，晉升壓力下的地方政府采取依靠固定資產(chǎn)投資、廉價勞動力投入和大量消耗能源、資源等方式加速發(fā)展經(jīng)濟，這種粗放式的發(fā)展模式使得大量的財政補貼資源應(yīng)用于經(jīng)濟類項目，忽視對環(huán)境污染的控制。其二，地方政府為了促進地區(qū)經(jīng)濟繁榮，將放松環(huán)境規(guī)制力度，導(dǎo)致一批高能耗、高污染型企業(yè)進入和發(fā)展，在“劣幣驅(qū)逐良幣”的效應(yīng)下，較弱的環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境污染程度加劇。在中國式分權(quán)下，中央政府對地方政府放權(quán)會對環(huán)境產(chǎn)生“競次效應(yīng)”，這種扭曲性的“競次效應(yīng)”促使面臨升遷激勵的地方政府官員為吸引外部資本而放松環(huán)境監(jiān)管標準。此外，區(qū)域之間的晉升激勵會使央地分權(quán)政策出現(xiàn)差異化的影響。東部地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)較好，財政實力雄厚，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)多樣化和合理化，地方官員之間的晉升競爭變?yōu)椤碍h(huán)境優(yōu)先，經(jīng)濟靠后”的良性競爭模式，而中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較弱，財政收入不足，只有依靠高收入高績效的污染型產(chǎn)業(yè)帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，為了緩解官員績效考核的壓力，地方官員之間展開了“經(jīng)濟至上，環(huán)境次之”的逐底競爭模式?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)4。

假設(shè) 4：地方官員之間激勵的政治競爭程度致使央地分權(quán)政策出現(xiàn)明顯的偏向性，高污染型項目得到地方政府的大力支持，導(dǎo)致本地區(qū)環(huán)境污染程度加劇，而且區(qū)域之間存在差異性影響。

三、研究設(shè)計

(一) 模型構(gòu)建

根據(jù)以上研究假設(shè)，關(guān)于環(huán)境規(guī)制、官員競爭程度與環(huán)境污染之間的關(guān)系，本文構(gòu)建的空間計量回歸模型如下：

模型(1)引入三種類型的環(huán)境規(guī)制與官員競爭程度的交乘項，分析不同類型的環(huán)境規(guī)制工具與官員競爭程度的相互作用對地區(qū)環(huán)境污染的影響。SDM 模型同時包括因變量的空間滯后項和解釋變量的空間滯后項，i和t分別表示第i年和第t個地區(qū)，pollu表示環(huán)境污染,λ表示滯后一期的環(huán)境污染變量的系數(shù)，αk表示第k個解釋變量的估計系數(shù)，βk表示第k個解釋變量的估計系數(shù)，ε為隨機擾動項，W為空間權(quán)重矩陣，δ為控制變量X的系數(shù)，測量地理相鄰和經(jīng)濟距離采用NT×NT矩陣，N為截面?zhèn)€數(shù)(31個省域)，T為時間跨度(2000—2015年)，er分別為代表三種類型的環(huán)境規(guī)制，其中，cost_er為費用型環(huán)境規(guī)制、invest_er為投資型環(huán)境規(guī)制以及unofficial_er為非正式型環(huán)境規(guī)制，fd為央地分權(quán)，compe為官員競爭程度，θ為因變量的空間滯后系數(shù)，表示相鄰地區(qū)的環(huán)境污染對本地區(qū)環(huán)境污染的影響程度。

進一步，關(guān)于央地分權(quán)、官員競爭程度與環(huán)境污染之間的關(guān)系，本文構(gòu)建的空間計量回歸模型如下：

模型(2)是引入央地分權(quán)與官員競爭程度的交乘項，分析央地分權(quán)與官員競爭程度的相互作用對地區(qū)環(huán)境污染的影響。其它參數(shù)含義與模型(1)一致。

對于空間自相關(guān)性的判斷，通常是選用Moran指數(shù)來判斷全域相關(guān)性，Moran指數(shù)的計算公式為：

其中，n為地區(qū)數(shù)量，yi為第i個地區(qū)的觀測值，為研究變量的平均值，S2為方差，Wi,j為空間權(quán)重矩陣。Moran指數(shù)取值范圍為(?1 1)，＞0表示具有正空間自相關(guān)，＜0表示具有負空間自相關(guān)，=0表示不存在空間自相關(guān)。由于Moran指數(shù)近似服從正態(tài)分布，所以用Z統(tǒng)計量進行檢驗顯著性較為合適。

一般來看，空間杜賓模型的權(quán)重矩陣有三種形式，一是以地理鄰接作為空間權(quán)重矩陣，表示區(qū)域在地理上是否存在相鄰關(guān)系，如果相鄰選取1，不相鄰選取0；二是以地理距離作為空間權(quán)重矩陣，該方法是以各個省會城市之間的中心距離平方的倒數(shù)作為權(quán)重，若兩個地區(qū)m≠n，則若m=n，則Wmn=0，其中，是m地區(qū)與n地區(qū)之間省會城市中心距離；三是以經(jīng)濟距離作為空間權(quán)重矩陣，采用兩個地區(qū)的人均GDP的倒數(shù)作為權(quán)重因子。設(shè)定經(jīng)濟距離的權(quán)重矩陣記為We，借鑒林光平等[20]的設(shè)定方法，采用兩個地區(qū)的人均GDP的倒數(shù)作為權(quán)重因子，公式如下：其中，T0表示初始年份，T表示

結(jié)束年份，Yi,t表示i地區(qū)t年的人均GDP，表示i地區(qū)2000—2015年人均GDP的平均值。本文的研究對象既存在地區(qū)之間地理位置的相鄰又存在地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平相似，所以本文采用地理相鄰權(quán)重矩陣作為主回歸分析，同時采用地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣作為穩(wěn)健性檢驗。

(二) 變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選用2000—2015年中國31個省級面板數(shù)據(jù)，相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》、中國領(lǐng)導(dǎo)干部資料庫、中國政要資料庫和地方領(lǐng)導(dǎo)資料庫、各省的統(tǒng)計年鑒和東方財富資訊等相關(guān)數(shù)據(jù)庫。為了消除異方差，本文對相關(guān)變量取自然對數(shù)。具體變量描述和公式定義如下。

1. 因變量

環(huán)境污染綜合指數(shù)(pollu)?？紤]到單一的環(huán)境污染指標不具有代表性，本文借鑒譚志雄和張陽陽[21]的方法，運用熵值法，以工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)固定廢棄物排放量為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，構(gòu)建環(huán)境污染綜合指數(shù)。具體步驟如下：

首先，對上面六種污染排放指數(shù)進行標準化處理，

其中，m代表年份，n代表污染物指標，αm,n代表第m年第n種污染物，αmax(n)和αmin(n)分別代表第n項污染物的最大值和最小值，ωm,n為標準化后的賦值。其次，分別計算n項污染物的熵值，在q個樣本下，j個指標個數(shù)中，第n項指標的熵值為：

其中，；k=lnq且 0≤gn≤1然后，

計算第n項污染物的熵權(quán)，

通過以上計算，最后得到第m年份的環(huán)境污染綜合指數(shù)ωm,n。

2. 解釋變量

費用型環(huán)境規(guī)制(cost_er)：費用型環(huán)境規(guī)制工具主要是以市場激勵型措施為主，通過價格、稅收、費用、補貼和信貸等來對排污者的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生影響。張平等[22]用剔除了商品零售價格指數(shù)的排污費征收額表示。余偉等[23]用人均排污費來衡量。考慮到人均排污費是剔除了人口規(guī)模的效應(yīng)，本文也采用人均排污費來衡量費用型環(huán)境規(guī)制。

投資型環(huán)境規(guī)制(invest_er)：投資型環(huán)境規(guī)制屬于長期的環(huán)境治理措施，考慮到環(huán)境污染治理投資的相對量更具有說服性，借鑒張平等[22]的用法，本文用環(huán)境污染治理投資①占GDP的比重來表示。

非正式環(huán)境規(guī)制(unofficial_er)：非正式的環(huán)境規(guī)制主要是以社會公眾對環(huán)保的責任和意識來衡量，本文參考原毅軍和謝榮輝[24]的思路，將收入水平②、教育程度③、環(huán)境信訪參與度④、年齡結(jié)構(gòu)⑤等構(gòu)成綜合指標來衡量非正式環(huán)境規(guī)制。

具體步驟如下：

首先，對上面四種指標進行標準化處理，見式(7)：

其中，i代表年份，j代表單個指標，χi,j代表第i年第j種指標，χmax(j)和χmin(j)分別代表第j項指標的最大值和最小值，ρi,j為標準化后的賦值。

其次，通過平均權(quán)重的方法給予四個標準化之后的指標相等的權(quán)重，最后得到綜合指標Qi,j，見式(8)：

央地分權(quán)(fe)：目前央地分權(quán)主要用財政分權(quán)的指標代替，本文借鑒周業(yè)安和章泉[25]、范子英和張軍[26]的方法，用各省人均財政支出占總財政支出的比重，其中總財政支出是中央人均財政支出和各省人均財政支出之和，具體公式如下：

3. 調(diào)節(jié)變量

官員競爭程度(compe)：本文借鑒王賢琳和徐現(xiàn)祥[27]的做法，選用外部競爭環(huán)境來衡量官員競爭程度。首先，構(gòu)建一個中間變量，以描述地方官員所面臨的外部競爭環(huán)境，如果當年本省的黨政首長發(fā)生了更替，則該省當年中間變量賦值為其他省的黨政首長更替次數(shù)減去本身的黨政首長更替次數(shù)；如果沒有發(fā)生更替，則該省當年的中間變量值為各省其他黨政首長的更替次數(shù)。其次，將構(gòu)建的中間變量標準化。具體地，記第n年全國省區(qū)數(shù)量為Pn，第n省區(qū)黨政首長(書記和省長)更替人次為kn,m，則第n年第m省區(qū)的官員競爭程度為：

4. 控制變量

相關(guān)控制變量的選取，本文借鑒劉贏時等[28]、李靜和竇可惠[29]的選取方法，用各省第二產(chǎn)業(yè)的增加值占各省GDP的比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(si)，各省人均GDP來表示各省的經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)，采用各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額(inf_invest)表示全社會固定資產(chǎn)投資，便于考察環(huán)境污染壓力帶來的投資規(guī)模效應(yīng)。

(三) 變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知，三種類型的環(huán)境規(guī)制最大值與最小值相差較大，這是由于中國各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制力度差異較大，有些地區(qū)采取了較強的環(huán)境規(guī)制措施，有些地區(qū)則采取了較弱的環(huán)境規(guī)制措施。此外，央地分權(quán)、官員競爭程度、全社會固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟發(fā)展水平也有不同程度的差異，這也是與全國各個地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)、地理位置和自然資源稟賦不同有關(guān)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一) 單位根檢驗

單位根檢驗是為了確保實證結(jié)果的有效性，避免出現(xiàn)偽回歸。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗分為相同根情況下的單位根檢驗和不同根情況下的單位根檢驗。本文分別采用相同根的LLC檢驗和不同根的IPS檢驗對變量進行單位根檢驗，當兩者結(jié)論不一樣，認為存在單位根。由表2可知，兩種類型的檢驗都表明變量是平穩(wěn)的，可以進行面板數(shù)據(jù)的回歸分析。

表2 變量的單位根檢驗

(二) 空間自相關(guān)性分析

在計算空間計量面板數(shù)據(jù)的回歸分析之前，需要判斷主要變量是否存在空間相關(guān)性。通過計算，環(huán)境污染的Moran指數(shù)顯著為正，表明環(huán)境污染呈現(xiàn)出空間正相關(guān)效應(yīng)，由于地理位置相鄰和經(jīng)濟基礎(chǔ)的相似性，地區(qū)之間信息、要素的相互流動，使得污染產(chǎn)業(yè)在地區(qū)之間表現(xiàn)出高度的空間聚集效應(yīng)。

(三) 全樣本回歸分析

由于環(huán)境污染變量的Moran指數(shù)基本顯示空間正相關(guān)關(guān)系，可以采用空間計量模型，為檢驗空間杜賓模型是否會簡化為空間自相關(guān)模型和空間誤差模型，一般采用LR檢驗來判定，檢驗結(jié)果顯示，六個模型的LR_spatial_lag值和LR_spatial_error的值均在1%統(tǒng)計水平下拒絕了杜賓模型可簡化為空間自相關(guān)模型和空間誤差模型的原假設(shè)，所以可以采用杜賓模型來對環(huán)境污染進行回歸分析，通過Hausman檢驗得到六個模型均采用固定效應(yīng)模型。表3是基于三種空間權(quán)重矩陣的全樣本分析。

1. 環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染

首先，考察三種不同環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響。表3中的模型(1)(3)(5)分別是基于地理鄰接矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣的空間面板估計結(jié)果。可以看出，基于三種空間權(quán)重矩陣進行空間面板杜賓模型估計中各解釋變量除系數(shù)大小和顯著性略有差異外，計量回歸系數(shù)的方向基本一致，可以認為實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。本文主要分析模型(1)的計量回歸結(jié)果。

在模型(1)中，環(huán)境污染的滯后一期對當期的估計系數(shù)為0.642，且在1%的水平下顯著，表明區(qū)域環(huán)境污染具有顯著的正向累積效應(yīng)。費用型環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)為?0.009，且在 10%的水平下顯著，表明本地區(qū)費用型環(huán)境規(guī)制能夠顯著抑制環(huán)境污染，主要原因是費用型環(huán)境規(guī)制增加了污染型企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本，從而迫使其實行工藝創(chuàng)新或節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新來降低污染成本，進而降低了本地區(qū)的環(huán)境污染程度。投資型環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)為?0.008，且在5%的水平下顯著，表明本地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制能夠顯著減少本地區(qū)環(huán)境污染程度，主要原因是投資型環(huán)境規(guī)制會激勵污染型企業(yè)安裝符合標準的環(huán)境治理設(shè)施，同時對一些淘汰落后的嚴重污染企業(yè)實行限期整改或者直接關(guān)停，從而降低了本地區(qū)的環(huán)境污染程度。事實上，投資型環(huán)境規(guī)制也能為企業(yè)實施低碳環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新提供支持，從而通過技術(shù)創(chuàng)新這一途徑實現(xiàn)本地區(qū)環(huán)境污染治理目標。非正式型環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)為0.069，但是并不顯著，表明非正式型環(huán)境規(guī)制對污染減排的作用并不明顯，主要原因是，該種環(huán)境規(guī)制的強制性程度較低，對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營尚未構(gòu)成實質(zhì)性威脅。因此，假設(shè)1在費用型和投資型環(huán)境規(guī)制中得到了驗證，在非正式環(huán)境規(guī)制中未得到驗證。

其次，考察官員競爭程度對環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染的調(diào)節(jié)效應(yīng)。交乘項 lncost_er×compe的估計系數(shù)0.017，且在 5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對費用型環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，主要原因在于，在官員競爭程度的影響下，本地政府官員為了取得更好的政績，并且在政治晉升中搶占優(yōu)勢地位，會降低費用型環(huán)境規(guī)制的實際執(zhí)行力度，以吸引更多的污染型企業(yè)來本地投資，從而加劇了本地區(qū)的環(huán)境污染程度。交乘項lninvest_er×compe的估計系數(shù)為0.029，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對投資型環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，主要原因在于，在官員競爭程度的影響下，本地區(qū)會降低投資型環(huán)境規(guī)制的實施力度，意味著本地區(qū)可能以犧牲環(huán)境治理投資來增加經(jīng)濟類投資，以吸引可以帶來快速經(jīng)濟績效的污染型企業(yè)進駐，從而加劇了本地區(qū)的環(huán)境污染程度。交乘項lnunofficial_er×compe的估計系數(shù)為?0.108，且并不顯著，表明官員競爭程度對非正式型環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染的調(diào)節(jié)作用并不明顯，主要原因在于環(huán)境信訪等手段可能會影響地方官員的政治晉升，但是由于中國的環(huán)境信訪機制尚不健全，導(dǎo)致政治晉升對非正式型環(huán)境規(guī)制的負向調(diào)節(jié)并不顯著。因此，假設(shè)2在費用型和投資型環(huán)境規(guī)制中得到了驗證，在非正式環(huán)境規(guī)制中未得到驗證。

此外，進一步考察與空間地理鄰接權(quán)重相關(guān)的變量。W×lnpollu的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明省域之間環(huán)境污染排放量在空間上具有正向溢出效應(yīng)，相鄰地區(qū)的環(huán)境污染程度的加劇，會通過“逐底競爭”效應(yīng)，促使本地區(qū)實施相似的環(huán)保政策，從而使本地區(qū)的環(huán)境污染程度有顯著的增加。W×lncost_er的系數(shù)為?0.076，且在1%的水平下顯著，表明相鄰地區(qū)增強費用型環(huán)境規(guī)制能夠顯著減少本地區(qū)環(huán)境污染程度。W×(lncost_er×compe)的系數(shù)為0.200，且在1%的水平下顯著，表明在官員競爭程度的影響下，相鄰地區(qū)的費用型環(huán)境規(guī)制會加劇本地區(qū)的環(huán)境污染程度。W×lninvest_er的系數(shù)為?0.077，且在1%的水平下顯著，表明相鄰地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制也能夠顯著減少本地區(qū)環(huán)境污染程度。W×(lninvest_er×compe)的系數(shù)0.206，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度的影響下，相鄰地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制強度增強會加劇本地區(qū)的環(huán)境污染程度。W×lnunofficial_er的系數(shù)

為?0.094，且并不顯著，W×(lnunofficial_er×compe)的系數(shù)為0.139，也不顯著，表明在官員競爭程度下，相鄰地區(qū)的非正式環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)環(huán)境污染并沒有空間溢出效應(yīng)。

表3 全樣本分析

2. 央地分權(quán)與環(huán)境污染

表3中的模型(2)(4)(6)報告了央地分權(quán)對環(huán)境污染以及官員競爭程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型(2)(4)(6)分別是基于地理鄰接矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣的空間面板估計結(jié)果?？梢钥闯?，基于三種空間權(quán)重矩陣進行空間面板杜賓模型估計中各解釋變量除系數(shù)大小和顯著性略有差異外，計量回歸系數(shù)的方向基本一致，可以認為實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。本文主要分析模型(2)的計量回歸結(jié)果。

央地分權(quán)對環(huán)境污染的估計系數(shù)為?0.075，且在10%的水平下顯著，表明財政分權(quán)能夠顯著抑制地區(qū)環(huán)境污染程度，這與譚志雄和張陽陽[20]的結(jié)論一致，主要原因在于，隨著國家對環(huán)境問題的日益重視，地方政府可以將更多的財政支出用于環(huán)境治理，從而有利于本地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。因此，假設(shè)3得到驗證。進一步，考察官員競爭程度對央地分權(quán)與環(huán)境污染的調(diào)節(jié)效應(yīng)。央地分權(quán)與官員競爭程度的交乘項lnfe×compe的估計系數(shù)為0.066，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對央地分權(quán)與環(huán)境污染具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。主要原因是，雖然近年來中央政府不斷將財政權(quán)力下放到地方政府，地方政府擁有了更多的財政自主權(quán)可以用于環(huán)境保護領(lǐng)域的投資建設(shè)，但是中央政府對地方官員的考核體制仍然是以單一的GDP指標為主，地方政府官員為實現(xiàn)政治晉升，不得不將更多財政自主權(quán)用于城市建設(shè)和招商引資等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，這些項目的經(jīng)濟績效見效快，但同時會帶來更多的環(huán)境污染，導(dǎo)致本地區(qū)環(huán)境質(zhì)量降低。因此，假設(shè)4得到驗證。

此外，進一步考察與空間地理權(quán)重相關(guān)的變量，W×lnfe的系數(shù)顯著為負，表明相鄰地區(qū)的央地分權(quán)能夠抑制本地區(qū)的環(huán)境污染。W×(compe×lnfe)的系數(shù)顯著為正，表明相鄰地區(qū)在政治錦標賽的激勵下，央地分權(quán)政策的實施有選擇性地向高污染、高排放、高稅收的企業(yè)傾斜，本地區(qū)的財政政策受到相鄰地區(qū)的溢出效應(yīng)，從而使本地區(qū)采取相似的措施，進而加大了本地區(qū)環(huán)境污染程度。

(四) 區(qū)域分析

中國東部地區(qū)和中西部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及環(huán)境規(guī)制政策等方面存在較大差異，這種差異對區(qū)域環(huán)境污染帶來的影響效應(yīng)也必然是不同的[30]，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的計量回歸結(jié)果見表4所示。其中，模型(1)—(6)是東部地區(qū)的回歸結(jié)果，模型(7)—(12)是中西部地區(qū)的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，基于三種空間權(quán)重矩陣進行空間面板杜賓模型估計中各解釋變量除系數(shù)大小和顯著性略有差異外，計量回歸系數(shù)的方向完全一致，這也表明本文的實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。本文主要分析模型(1)(2)(7)(8)，具體分析如下：

1. 環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染影響的區(qū)域差異性

首先，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的環(huán)境污染滯后一期對當期的估計系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)環(huán)境污染具有顯著的正向累積效應(yīng)，這與全樣本回歸結(jié)果一致。東部地區(qū)與中西部地區(qū)的費用型環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的估計系數(shù)顯著為負，表明費用型環(huán)境規(guī)制能夠顯著抑制地區(qū)環(huán)境污染，而且不存在區(qū)域差異性，主要原因在于，費用型規(guī)制工具對企業(yè)的成本影響不會因地區(qū)而變化，無論企業(yè)地理位置如何，該種規(guī)制總會影響企業(yè)的生產(chǎn)成本函數(shù)，從而倒逼企業(yè)減少污染物排放。東部地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響并不顯著，可能的原因在于，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的清潔程度相對較高，環(huán)境污染治理投資的邊際收益相對較低。相反，中西部地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響顯著為負，主要原因是，中西部地區(qū)企業(yè)普遍缺少節(jié)能減排技術(shù)和工藝創(chuàng)新資金，通過政府增加環(huán)境污染治理投資能夠有效解決企業(yè)資金短缺問題。東部地區(qū)的非正式型環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響顯著為負，但是，中西部地區(qū)該種環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響并不顯著，主要原因是東部地區(qū)環(huán)境信訪等制度體系建設(shè)較為健全，能夠形成對企業(yè)環(huán)境污染行為的輿論壓力，倒逼企業(yè)實施污染減排行動，而中西部地區(qū)的環(huán)境信訪體系較不健全，難以規(guī)制企業(yè)的環(huán)境污染行為。

其次，考察官員競爭程度對環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染的調(diào)節(jié)效應(yīng)的區(qū)域差異性。東部地區(qū)的交乘項lncost_er×compe估計系數(shù)顯著為負，但是，中西部地區(qū)的交乘項lncost_er×compe估計系數(shù)顯著為正，表明東部地區(qū)的官員政治競爭已逐步向綠色GDP轉(zhuǎn)型，而中西部地區(qū)的官員競爭依然以經(jīng)濟增長為主，導(dǎo)致該地區(qū)政府部門放松對排污費的征收，沒有對污染排放產(chǎn)生抑制作用。東部地區(qū)的交乘項 lninvest_er×compe估計系數(shù)并不顯著，但是，中西部地區(qū)的交乘項lninvest_er×compe估計系數(shù)顯著為正，表明在官員競爭程度影響下，中西部地區(qū)會放松投資型環(huán)境規(guī)制，使得環(huán)境污染加劇，主要原因在于，GDP增長率依然是中西部地區(qū)政府官員競爭的主要砝碼，因此，該地

區(qū)更加傾向于犧牲環(huán)境治理投資，而增加有利于經(jīng)濟增長的固定資產(chǎn)投資，進而導(dǎo)致環(huán)境污染加劇。東部地區(qū)的交乘項 lnunofficial_er×compe估計系數(shù)顯著為負，表明在官員競爭程度影響下，東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平較高，公眾越發(fā)重視環(huán)境污染問題，地方官員也更加重視公眾對環(huán)境質(zhì)量改善的利益訴求，進而促使東部地區(qū)的非正式型環(huán)境規(guī)制能夠顯著抑制環(huán)境污染。相反，中西部地區(qū)的交乘項lnunofficial_er×compe估計系數(shù)并不顯著，表明在官員競爭程度影響下，中西部地區(qū)的非正式型環(huán)境規(guī)制效用更難以得到有效執(zhí)行。

表4 分地區(qū)的回歸分析

2. 央地分權(quán)對環(huán)境污染影響的區(qū)域差異性

首先，東部地區(qū)與中西部地區(qū)的央地分權(quán)對環(huán)境污染的影響顯著為負，表明央地財政分權(quán)能夠顯著抑制地區(qū)環(huán)境污染，主要原因在于，隨著國家對環(huán)境問題的日益重視，東部地區(qū)和中西部地區(qū)都在一定程度上重視環(huán)境保護與治理，財政分權(quán)的加大使得地方政府擁有更多的財政資金，從而有利于本地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。

其次，考察官員競爭程度對央地分權(quán)與環(huán)境污染的調(diào)節(jié)效應(yīng)的區(qū)域差異性。東部地區(qū)央地分權(quán)與官員競爭程度的交乘項lnfe×compe的估計系數(shù)為?0.164，且在 5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對央地分權(quán)與環(huán)境污染具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用，主要原因在于，東部地區(qū)地方官員的政治晉升資本主要取決于對中央政府各項經(jīng)濟改革政策的落實，該地區(qū)在政治晉升激勵下，會利用豐富的財政和稅收政策為發(fā)展清潔產(chǎn)業(yè)提供支持，從而降低了地區(qū)污染物排放。相反，中西部地區(qū)央地分權(quán)與官員競爭程度的交乘項lnfe×compe的估計系數(shù)為0.095，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對央地分權(quán)與環(huán)境污染具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，主要原因在于，中西部地區(qū)在激烈的政治晉升環(huán)境下，為了盡可能謀求較多的晉升資本，傾向于利用土地、稅收、財政等相關(guān)優(yōu)惠政策支持高收益、高污染型行業(yè)發(fā)展，甚至通過承接污染型FDI來加速本地經(jīng)濟發(fā)展，從而加劇了污染物的排放。

此外，進一步考察與空間地理鄰接權(quán)重相關(guān)的變量。東部地區(qū)和中西部地區(qū)W×lnpollu的估計系數(shù)顯著為正，表明相鄰地區(qū)的環(huán)境污染能夠顯著增加本地區(qū)的環(huán)境污染，環(huán)境污染具有明顯的空間溢出效應(yīng)。東部地區(qū)和中西部地區(qū)W×lncost_er的估計系數(shù)顯著為負，表明相鄰地區(qū)費用型環(huán)境規(guī)制力度增強能夠顯著降低本地區(qū)的污染排放。東部地區(qū)W×lninvest_er的估計系數(shù)并不顯著，但是，中西部地區(qū)W×lninvest_er的估計系數(shù)顯著為負，表明在中西部地區(qū)中，相鄰地區(qū)投資型環(huán)境規(guī)制力度增強能夠顯著降低本地區(qū)的污染排放。東部地區(qū)W×lnunofficial_er的估計系數(shù)顯著為負，表明在東部地區(qū)中，相鄰地區(qū)非正式型環(huán)境規(guī)制力度增強能夠顯著降低本地區(qū)的污染排放。東部地區(qū)和中西部地區(qū)W×lnfe的估計系數(shù)顯著為負，表明相鄰地區(qū)的央地分權(quán)程度越高，會抑制本地區(qū)的環(huán)境污染。

從調(diào)節(jié)效應(yīng)來看，東部地區(qū)的W×(lncost_er×compe)估計系數(shù)顯著為負，表明在東部地區(qū)中，官員競爭程度使得相鄰地區(qū)費用型環(huán)境規(guī)制能夠顯著降低本地區(qū)的污染排放，表現(xiàn)出“競爭到頂”的行為，相反，中西部區(qū)的W×(lncost_er×compe)估計系數(shù)顯著為正，表明在中西部地區(qū)中，官員競爭程度使得相鄰地區(qū)費用型環(huán)境規(guī)制能夠顯著增加本地區(qū)的污染排放，表現(xiàn)出“競爭到底”的行為。中西部地區(qū)的W×(lninvest_er×compe)估計系數(shù)顯著為正，表明在中西部地區(qū)中，官員競爭程度使得相鄰地區(qū)投資型環(huán)境規(guī)制能夠顯著增加本地區(qū)的污染排放，表現(xiàn)出“競爭到底”的行為。東部地區(qū)的W×(lnunofficial_er×compe)估計系數(shù)顯著為負，表明在東部地區(qū)中，官員競爭程度使得相鄰地區(qū)非正式型環(huán)境規(guī)制能夠顯著降低本地區(qū)的污染排放，表現(xiàn)出“競爭到頂”的行為。東部地區(qū)的W×(lnfe×compe)估計系數(shù)顯著為負，表明在東部地區(qū)中，官員競爭程度使得相鄰地區(qū)的財政分權(quán)能夠顯著降低本地區(qū)污染排放，相反，中西部地區(qū)呈現(xiàn)“競爭到底”的行為。

五、研究結(jié)論與政策啟示

(一) 研究結(jié)論

①單獨來看，費用型環(huán)境規(guī)制、投資型環(huán)境規(guī)制以及央地分權(quán)都會對地區(qū)環(huán)境污染起到顯著的抑制作用，而非正式型環(huán)境規(guī)制的作用并不明顯。②在考慮官員競爭程度的條件下，費用型和投資型環(huán)境規(guī)制會顯著地加劇了地區(qū)的環(huán)境污染程度，追求政治晉升的地方官員，會對環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行表現(xiàn)出非完全執(zhí)行行為，導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境污染程度加劇。同時，央地分權(quán)也會顯著地加劇了地區(qū)環(huán)境污染程度，表明在這種競爭環(huán)境下，地方政府的財政支出政策也更傾向于經(jīng)濟收益較高的項目，而忽視了環(huán)境保護。③在相鄰地區(qū)的影響下，官員競爭程度與環(huán)境規(guī)制、央地分權(quán)的共同作用使得相鄰地區(qū)降低環(huán)境管制力度，減少環(huán)保資金的投入，增加生產(chǎn)性建設(shè)的支出，從而產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)在接收到這種溢出效應(yīng)之后，會采取“效仿跟隨”作為最佳的博弈策略，從而使地區(qū)之間產(chǎn)生“趨劣競爭”，進而加劇了本地區(qū)的環(huán)境污染程度。④分地區(qū)來看，不同類型的環(huán)境規(guī)制具有差異化的治理效果，費用型環(huán)境規(guī)制和非正式環(huán)境規(guī)制在東部地區(qū)能夠顯著降低地區(qū)環(huán)境污染，而費用型和投資型環(huán)境規(guī)制在中西部地區(qū)治污效果顯著，同時，官員競爭程度對其也呈現(xiàn)差異化的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(二) 政策啟示

①進一步完善以費用型、投資型為主體的環(huán)境規(guī)制體系，增強非正式型環(huán)境規(guī)制強度，拓寬公眾參與環(huán)境保護的渠道，降低公眾獲取環(huán)境信息的成本，提升公眾對環(huán)境保護的意識，面向公眾普及環(huán)保類基本知識，引導(dǎo)公眾及社會媒體積極參與到監(jiān)督地區(qū)的環(huán)境污染狀況中來。根據(jù)地方政府的環(huán)境污染程度和類型，綜合運用三種環(huán)境規(guī)制工具以多樣化以及優(yōu)勢互補的方式控制環(huán)境污染。②進一步完善央地分權(quán)制度，中央政府應(yīng)進一步調(diào)整對地方政府的轉(zhuǎn)移支付機制,適當向中西部地區(qū)傾斜，加大對中西部地區(qū)環(huán)境保護和治理領(lǐng)域的投資，同時，鼓勵地方政府增加環(huán)保領(lǐng)域的財政預(yù)算支出，提高環(huán)境保護投入。③加快完善地方政府績效考核維度和晉升機制。中央政府應(yīng)當進一步完善地方政府官員績效考核維度和內(nèi)容，增加環(huán)境保護、生態(tài)治理等方面的考核指標，實現(xiàn)短期的“GDP至上”向中長期的“綠色GDP”考核體制的轉(zhuǎn)變。加快建立生態(tài)環(huán)保責任追究終身制，有效規(guī)制地方政府經(jīng)濟發(fā)展過程中的環(huán)境污染行為。④在制定環(huán)境保護政策時應(yīng)注重地區(qū)之間的差異，對東部地區(qū)而言，應(yīng)加強費用型和非正式型環(huán)境規(guī)制力度，對中西部地區(qū)而言，應(yīng)注重費用型和投資型環(huán)境規(guī)制工具的建設(shè)。同時，進一步增強地區(qū)之間環(huán)境規(guī)制政策的協(xié)同性，構(gòu)建區(qū)域之間跨界治理模式，加強聯(lián)防聯(lián)控，減少環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)。

注釋：

① 環(huán)境污染治理投資包括城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施投資，工業(yè)污染源治理投資以及建設(shè)項目的“三同時”投資等，其中建設(shè)項目的“三同時”環(huán)保投資要求新建、改建或擴建的基礎(chǔ)設(shè)施項目、技術(shù)改進項目，自然開發(fā)項目，以及可能對環(huán)境造成污染和破壞的其他建設(shè)項目，其中安裝防污設(shè)施以及相應(yīng)的環(huán)保設(shè)備，必須與主體工程同時設(shè)計、施工、投產(chǎn)。這也可認為是除開環(huán)境法律法規(guī)外，地方政府的一項強制管制型環(huán)境政策。

② 在崗職工的平均工資來衡量收入水平。

③ 教育程度綜合指標的計算方法為：Edu=Km1×6+Km2×9+Km3×12+Km4×16。其中 Km1、Km2、Km3、Km4分別代表地區(qū)m受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上人口比重，權(quán)重為受教育年限。

④ 用各地區(qū)環(huán)境信訪的人均件數(shù)衡量環(huán)境信訪參與度。

⑤ 用各地區(qū)15歲以下人口的比重衡量年齡結(jié)構(gòu)。

參考文獻：

[1]Porter M E, van der Linde, C. Green and comparative: Ending the stalemate[J]. Harvard Business Review, 1995, 73: 120?134.

[2]Zhang K, Zhang Z Y, Liang Q M. An empirical analysis of the green paradox in China: From the perspective of fiscal decentralization[J]. Energy Policy, 2017, 103: 203?211.

[3]潘峰, 西寶, 王琳. 地方政府間環(huán)境規(guī)制策略的演化博弈分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2014, 24(6): 97?102.

[4]何為, 劉昌義, 劉杰, 郭樹龍. 環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進步與大氣環(huán)境質(zhì)量——基于天津市面板數(shù)據(jù)實證分析[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理, 2015, 36(5): 51?61.

[5]黃清煌, 高明. 環(huán)境規(guī)制的節(jié)能減排效應(yīng)研究——基于面板分位數(shù)的經(jīng)驗分析[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理, 2017, 38(1):30?43.

[6]張志強. 環(huán)境規(guī)制提高了中國城市環(huán)境質(zhì)量嗎？——基于“擬自然實驗”的證據(jù)[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究, 2017(3): 69?80.

[7]張江雪, 蔡寧, 楊陳. 環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)綠色增長指數(shù)的影響[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2015, 25(1): 24?31.

[8]彭星, 李斌. 不同類型環(huán)境規(guī)制下中國工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型問題研究[J]. 財經(jīng)研究, 2016, 42(7): 134?144.

[9]Xie R H, Yuan Y J, Huang J J. Different types of environmental regulations and heterogeneous influence on “Green”productivity: Evidence from China[J]. Ecological Economics,2017, 132: 104?112.

[10]Taylor C M, Pollard S J T, Angus A J, Rocks S A. Better by design: Rethinking interventions for better environmental regulation[J]. Science of the Total Environment, 2013, 447:488?499.

[11]申晨, 賈妮莎, 李炫榆. 環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率——基于命令—控制型與市場激勵型規(guī)制工具的實證分析[J].研究與發(fā)展管理, 2017, 29(2): 144?154.

[12]原毅軍, 謝榮輝. 環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長——對“強波特假說”的再檢驗[J]. 中國軟科學(xué), 2016(7): 144?154.

[13]Maskin E, Qian Y Y, Xu C G. Incentives, information and organization form[J]. Review of Economic Studies, 2000, 67(2):359?378.

[14]周黎安. 中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J]. 經(jīng)濟研究，2007(7): 36?50.

[15]Pu Z N, Fu J S. Economic growth, environmental sustainability and China mayors' promotion[J]. Journal of Cleaner Production,2018, 172: 454?465.

[16]王建華, 郭佳良. 論地方政府融資平臺與地方官員經(jīng)濟激動[J]. 中南大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2012, 18(4): 8?13.

[17]Vo, D.H. The economics of fiscal decentralization[J]. Journal of Economic Surveys, 2010, 24(4): 657?679.

[18]Yang Z. Tax reform, fiscal decentralization, and regional economic growth: New evidence from China[J]. Economic Modelling, 2016, 59: 520?528.

[19]Li H, Zhou L. Political turnover and economic performance: The incentive role of personnel control in China[J]. Journal of Public Economics, 2005, 89(9?10): 1743?1762.

[20]林光平, 龍志和, 吳梅. 中國地區(qū)經(jīng)濟σ-收斂的空間計量實證分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究, 2006(4): 14?21, 69.

[21]譚志雄, 張陽陽. 財政分權(quán)與環(huán)境污染關(guān)系實證研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2015, 25(4): 110?117.

[22]張平, 張鵬鵬, 蔡國慶. 不同類型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響比較研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2016(4): 8?13.

[23]余偉, 陳強, 陳華. 不同環(huán)境政策工具對技術(shù)創(chuàng)新的影響分析——基于 2004—2011年我國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].管理評論, 2016(1): 53?61.

[24]原毅軍, 謝榮輝. 環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟, 2014(8):57?69.

[25]周業(yè)安, 章泉. 財政分權(quán)、經(jīng)濟增長和波動[J]. 管理世界,2008(3): 6?15, 186.

[26]范子英, 張軍. 財政分權(quán)與中國經(jīng)濟增長的效率——基于非期望產(chǎn)出模型的分析[J]. 管理世界, 2009(7): 15?25, 187.

[27]王賢琳, 徐現(xiàn)祥. 地方官員晉升競爭與經(jīng)濟增長[J]. 經(jīng)濟科學(xué), 2010(6): 42?58.

[28]劉贏時, 田銀華, 周定根. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響污染排放的空間計量分析[J]. 財經(jīng)理論與實踐, 2017(2): 99?104.

[29]李靜, 竇可惠. 為何加速經(jīng)濟增長可以弱化環(huán)境污染壓力[J].中國人口·資源與環(huán)境, 2016(1): 105?112.

[30]蔣勇. 地方政府競爭、環(huán)境規(guī)制與就業(yè)效應(yīng)——基于省際空間杜賓模型的分析[J]. 財經(jīng)論叢, 2017(11): 104?112.