地方政府競爭視角下水污染治理效率研究

尚志楠，李靈軍，趙 敏

(1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇省水資源與可持續(xù)發(fā)展研究中心，江蘇 南京 210098；3.水利部綜合事業(yè)局，北京 100053)

縱觀世界各國歷史，國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展及工業(yè)化過程中不可避免地會造成環(huán)境污染，當(dāng)前，發(fā)展中國家的環(huán)境污染問題尤為嚴(yán)重。作為世界上最大的發(fā)展中國家，中國的環(huán)境污染尤其是水污染現(xiàn)狀堪憂。根據(jù)《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，2017年直接排入海水中的工業(yè)廢水量達(dá)16億t，直接排入海水中的廢水總量高達(dá)63億t。有關(guān)入海河流水質(zhì)的各項指標(biāo)檢測顯示，在全國范圍內(nèi)，入海河流的化學(xué)需氧量、總磷量、高錳酸鹽指數(shù)等多個指標(biāo)超標(biāo)率遠(yuǎn)高于30%。這些污染指標(biāo)的超標(biāo)，使我國較多的內(nèi)陸河湖處于中度及以上富營養(yǎng)狀態(tài)，嚴(yán)重破壞了水環(huán)境生態(tài)情況。中國共產(chǎn)黨第十八次全國代表大會以來，為應(yīng)對我國水污染問題，提出了湖長制、河長制等創(chuàng)新管理理念。中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會更是將環(huán)境污染治理攻堅戰(zhàn)列為全面建成小康社會的重點之一。中央政府制定了眾多政策法規(guī)解決水污染問題。然而在2008年成立環(huán)境保護(hù)部后，雖然各下級環(huán)境保護(hù)部門具有行政隸屬關(guān)系，但我國水環(huán)境治理仍直接歸屬于各地方政府負(fù)責(zé)。地方政府負(fù)責(zé)落實并實施中央政府制定的水環(huán)境治理規(guī)定。因此，有必要研究地方政府行為對于水污染治理的影響。

1 文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前有關(guān)于地方政府行為與水污染治理的研究文獻(xiàn)較少，該類題材的研究大多將地方政府行為歸為財政分權(quán)的結(jié)果，從財政分權(quán)的角度研究包括水污染治理在內(nèi)的環(huán)境治理問題。

國外學(xué)者依據(jù)兩代財政分權(quán)理論研究其與環(huán)境治理的關(guān)系。Oates等[1-2]提出環(huán)境聯(lián)邦主義理論，研究治理環(huán)境問題的最優(yōu)政府層級問題。由于地區(qū)之間技術(shù)水平和居民偏好的異質(zhì)性，信息持有更全面的地方政府，能夠在財政分權(quán)制度下更好地解決環(huán)境治理問題。這種構(gòu)建于西方式民主的理想化理論模型，形成了第一代財政分權(quán)理論。隨著委托代理理論的發(fā)展，國外學(xué)者根據(jù)更實際的社會情況提出第二代財政分權(quán)理論。該理論認(rèn)為，地方政府具有追求自身預(yù)算最大化的行為動機(jī)，財政分權(quán)將導(dǎo)致各地方政府之間的競爭現(xiàn)象，對地方環(huán)境治理產(chǎn)生影響。Wilson等[3-4]認(rèn)為財政分權(quán)導(dǎo)致地方政府為實現(xiàn)自身預(yù)算最大化，降低了環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，以吸引投資獲取更多財政收入。各地方政府為同樣的引資目的，通過降低環(huán)境規(guī)制爭相競爭，導(dǎo)致“競爭到底”的環(huán)境惡化現(xiàn)象。但Brunnermeier等[5]認(rèn)為在環(huán)境污染成本過高的情況下，地方政府之間會競相提高環(huán)境指標(biāo)，最終改善環(huán)境，形成“競爭到頂”的現(xiàn)象。

我國存在著不同于西方社會的財政分權(quán)和政治集權(quán)的制度背景[6]，根據(jù)特殊的中國國情，國內(nèi)學(xué)者提出了“晉升錦標(biāo)賽”理論。在財政分權(quán)和政治集權(quán)背景下，我國地方政府更加重視自身利益，政府官員更加重視自身的晉升。截至中國共產(chǎn)黨第十八次全國代表大會召開，我國對于地方政府官員的考核多以GDP增長為主。財政分權(quán)使得地方政府官員具備處理地區(qū)政務(wù)的權(quán)力，自我晉升使官員更加重視經(jīng)濟(jì)增長而忽視環(huán)境治理[7]。俞雅乖[8]通過對2001—2010共10年省級數(shù)據(jù)的實證分析，驗證財政分權(quán)度的提高將增加環(huán)境污染水平。閆文娟[9]通過對環(huán)境治理投資的研究，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)會導(dǎo)致各地方政府間減少環(huán)境治理投入。李正升[10]則認(rèn)為財政分權(quán)使地方政府偏向于基礎(chǔ)設(shè)施的投入，減少了環(huán)境治理的投資。張玉等[11]從地方環(huán)境治理效率的角度，證明了財政分權(quán)對環(huán)境治理的負(fù)向作用。劉潔等[12]認(rèn)為財政分權(quán)會導(dǎo)致地方政府之間進(jìn)行稅收競爭，稅收競爭直接減少了地區(qū)環(huán)境規(guī)制，間接減少了環(huán)境污染的負(fù)外部性補(bǔ)償，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量降低。陳剛[13]則從FDI的視角解釋財政分權(quán)，認(rèn)為財政分權(quán)使地方政府為了經(jīng)濟(jì)增長而競爭，通過放松環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)吸引FDI以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，導(dǎo)致中國成為污染的避難所。

但是，部分學(xué)者認(rèn)為地方政府之間吸引國際投資即對FDI的競爭，不一定會導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的降低。Wang等[14]認(rèn)為地方政府為經(jīng)濟(jì)增長吸引FDI流入，這些外商投資會帶來先進(jìn)的減污設(shè)備和減污技術(shù)，將減少環(huán)境的污染。同時，高新技術(shù)具有外溢效應(yīng)，能進(jìn)一步提高本地的治污能力。最終，地方政府在FDI方面的競爭反而會導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的上升。

綜上，國內(nèi)外學(xué)者研究對象多為整體環(huán)境治理，而較少直接涉及水污染治理。水污染治理作為環(huán)境治理的一部分，地方政府之間的競爭現(xiàn)象是否對其產(chǎn)生同樣的影響？同時，隨著我國建設(shè)創(chuàng)新型國家的需要以及對環(huán)境重視度的提高，不再僅僅以經(jīng)濟(jì)增長作為對地方政府的主要考核標(biāo)準(zhǔn)，因此需要研究地方政府之間在各方面的競爭對環(huán)境治理尤其是水污染治理的影響。

2 理論分析及研究假設(shè)

在使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法測算我國地區(qū)水污染治理效率的基礎(chǔ)上，構(gòu)建Tobit回歸模型，檢驗地方政府之間的競爭行為對地區(qū)水污染治理效率的影響，主要從地方政府引資競爭及科技競爭的角度進(jìn)行研究。

2.1 地方政府引資競爭與水污染治理效率

在變化的政府考核機(jī)制下，地方政府官員的晉升不再以單一的GDP增長為考核標(biāo)準(zhǔn)，增加了包括地區(qū)科技創(chuàng)新水平、環(huán)境保護(hù)等多元化的內(nèi)容。但是經(jīng)濟(jì)增長依舊是考核的一項重要指標(biāo)，并且地區(qū)的科技創(chuàng)新、環(huán)境保護(hù)等和地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著直接聯(lián)系。當(dāng)前對于地方經(jīng)濟(jì)增長拉動最快的是引資戰(zhàn)略，國際資本的進(jìn)入可以迅速增加本地GDP。各地方政府會提供諸多優(yōu)惠政策以吸引國際資本的進(jìn)入，這一現(xiàn)象即地方政府的引資競爭。地方政府引資競爭將從兩個層面對地區(qū)水污染治理存在影響。

傳統(tǒng)觀點認(rèn)為地方政府之間為吸引國際投資，通常采用降低環(huán)境規(guī)制的方法，最終導(dǎo)致水污染的加重。而對水污染的治理，則需要地方政府投入大量的人力資本、治污設(shè)備以及設(shè)備的日常運(yùn)行費用。地方政府之間為引資競爭，勢必要將更多的人力資本及物資向引資戰(zhàn)略傾斜，間接導(dǎo)致水污染治理投入的減少，降低了水污染的治理效率。水污染治理需要高投入，具有較大的正外部性。各地方政府之間在引資競爭增加財政收入的同時，為避免其他政府的搭便車行為，會直接減少水污染治理的支出，降低水污染治理效率。參考孫靜等[15]關(guān)于大氣污染治理效率的研究，從地方政府經(jīng)濟(jì)增長考核的視角，基于水污染治理資金的角度分析，提出假設(shè)H1。

H1：地方政府之間的引資競爭導(dǎo)致水污染治理資金的擠占及減少，降低了水污染治理效率。

另一方面，由于將水污染治理納入當(dāng)?shù)卣賳T的考核指標(biāo)，各地方政府在引資時，會優(yōu)先引入具備較高污水處理能力和技術(shù)的外資企業(yè)。這些外資企業(yè)能夠直接提升地區(qū)水污染治理能力，并且其技術(shù)溢出效應(yīng)會使原有地方企業(yè)的水污染治理能力得到提升，導(dǎo)致地區(qū)水污染治理效率的提高。參考伍格致等[16]的研究，從地方政府環(huán)境保護(hù)考核的視角，基于引資企業(yè)選擇及技術(shù)溢出效應(yīng)的角度分析，提出假設(shè)H2。

H2：地方政府之間的引資競爭促使地區(qū)高治污能力的企業(yè)增多，提高了地區(qū)水污染治理的效率。

2.2 地方政府科技競爭與水污染治理效率

當(dāng)前我國處于數(shù)量型經(jīng)濟(jì)向質(zhì)量型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的時期，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略成為我國各地方政府的重點工作?？萍紕?chuàng)新是地方政府官員升遷考核中的一個重要指標(biāo)。地方政府為了提高地區(qū)自主創(chuàng)新能力，會增加地區(qū)創(chuàng)新方向的投入，提供創(chuàng)新優(yōu)惠政策，即為地方政府之間的科技競爭。地方政府官員為自身晉升需求，要同時兼顧地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長及地區(qū)科技創(chuàng)新。借鑒孫建[17]關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境保護(hù)支出的研究，本文認(rèn)為地方政府在地區(qū)科技創(chuàng)新的競爭會使財政支出向該方向傾斜，擠占了本用于公共基礎(chǔ)建設(shè)中水污染治理的財政支出，相對減少了污水治理設(shè)備、資金及人力的投入，降低了水污染治理的效率。從地方政府創(chuàng)新投入考核的角度，基于財政支出的分析，提出假設(shè)H3。

H3：地方政府間的科技競爭使地方財政支出中水污染治理支出相對減少，導(dǎo)致水污染治理效率降低。

地方政府科技支出的增加，將吸引先進(jìn)減污治污技術(shù)的進(jìn)入，通過技術(shù)同化提高地區(qū)水污染治理的能力。從技術(shù)進(jìn)步的角度分析，會直接導(dǎo)致生產(chǎn)率即水污染治理效率的提升。另外，水污染治理技術(shù)的進(jìn)步存在著強(qiáng)正外部效應(yīng)，各地方政府間的科技競爭將導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)治污技術(shù)的升級，最終提高地區(qū)的水污染治理效率。參考王鋒正等[18]的研究，從科技創(chuàng)新引起生產(chǎn)力進(jìn)步的角度，基于對地區(qū)水污染治理技術(shù)進(jìn)步的分析，提出假設(shè)H4。

H4：地方政府的科技競爭使地區(qū)水污染治理技術(shù)提高，導(dǎo)致水污染治理效率上升。

長江經(jīng)濟(jì)帶從上游到下游各城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在高、中、低3個檔次，同時又是我國科技創(chuàng)新的重點區(qū)域。近年來，國家對于長江治理提出了“長江大保護(hù)”政策，重點治理長江水污染問題及保護(hù)長江水環(huán)境。因此，本文以長江經(jīng)濟(jì)帶38個重點城市為研究對象，探討各城市地方政府之間的競爭行為和地方水污染治理效率之間的關(guān)系。

3 水污染治理效率測度

3.1 模型構(gòu)建及變量選取

對長江經(jīng)濟(jì)帶38個城市水污染治理效率的測度，借鑒盧子芳等[19-20]關(guān)于生態(tài)環(huán)境治理效率及綠色經(jīng)濟(jì)效率的測度方法，采用SBM模型進(jìn)行測算。相對于傳統(tǒng)的BBC和CCR模型測算效率的方法，SBM模型考慮相關(guān)松弛變量，在水污染治理效率的測算中能夠解決投入產(chǎn)出的偏差問題[21]。具體公式如下：

(1)

式中：σ為長江經(jīng)濟(jì)帶各城市決策單元的水污染治理效率值，取值介于0和1之間，數(shù)值越大代表該城市水污染治理效率越高。參考安敏等[22]測算工業(yè)及城鎮(zhèn)水污染治理效率時選取的相關(guān)變量，選取投入產(chǎn)出變量見表1。

表1 投入產(chǎn)出變量

本文選取的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》及《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，共計38個城市2007—2015共9年有效數(shù)據(jù)4 104條，選取的相關(guān)產(chǎn)出變量為實際廢水處理量及廢水處理過程中污染物的減少量，皆為正向產(chǎn)出變量。同時，在各統(tǒng)計年鑒中，相關(guān)變量均按照工業(yè)用水及城鎮(zhèn)生活用水分類統(tǒng)計，數(shù)據(jù)各自獨立?；诓煌奈鬯a(chǎn)生量、污水治理能力及治理結(jié)果，工業(yè)水污染治理效率和城鎮(zhèn)水污染治理效率存在差別。對地區(qū)水污染治理效率的計算需按照工業(yè)及城鎮(zhèn)分類測度[22]。

3.2 工業(yè)水污染治理效率測算結(jié)果

選取2007—2015年長江經(jīng)濟(jì)帶38個重點城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用SBM模型，計算各城市每一年的水污染治理效率值。鑒于數(shù)據(jù)量過大，僅列出各城市水污染治理效率值的描述性統(tǒng)計結(jié)果。按照長江上、中、下游界定情況，長江經(jīng)濟(jì)帶各城市工業(yè)水污染治理效率見表2。

由表2可知，長江經(jīng)濟(jì)帶38個重點城市中，寧波、馬鞍山、武漢、張家界4個城市的工業(yè)水污染治理效率均值為1，達(dá)到投入產(chǎn)出合理的理想狀態(tài)。在這4個城市中，除張家界為旅游城市外，其余3個城市皆為工業(yè)城市，表明這3個城市在工業(yè)發(fā)展中相對重視水污染治理問題。長江經(jīng)濟(jì)帶各城市除上游省份外，中下游省份的省會城市水污染治理效率基本位于該省城市前列，說明各省政府更加重視省會城市的水污染治理狀況。而在長江上游省份中，省會城市的水污染治理效率普遍低于非省會城市。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因是，長江上游省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，各省優(yōu)先發(fā)展省會城市，造成各省會城市水污染量基數(shù)相對非省會城市較大，最終導(dǎo)致水污染治理效率偏低的情況。

表2 工業(yè)水污染治理效率

由表1可知，各城市工業(yè)水污染治理效率整體較高，效率均值基本高于0.4，在0.5～1之間浮動。這一結(jié)果表明，我國工業(yè)污水治理政策實施較好，各城市在發(fā)展工業(yè)的同時，兼顧水污染的治理。同時可以看出，長江上游各城市的工業(yè)水污染治理效率相對低于長江中下游各城市。同時，長江中游各城市的工業(yè)污水治理效率波動較劇烈，不同城市間差距明顯。而長江下游各城市之間工業(yè)水污染治理效率較為相近，彼此差距較小。

3.3 城鎮(zhèn)水污染治理效率測算結(jié)果

采用2007—2015年城鎮(zhèn)污水治理投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，計算得出長江經(jīng)濟(jì)帶38個城市在9年內(nèi)的城鎮(zhèn)水污染治理效率值。城鎮(zhèn)水污染治理效率的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 城鎮(zhèn)水污染治理效率描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表3結(jié)果可知，長江經(jīng)濟(jì)帶各城市城鎮(zhèn)水污染治理效率均值總體處于較高的水準(zhǔn)，均值整體介于0.6和1之間，相對工業(yè)較高。這一結(jié)果表明，與工業(yè)污水治理相比，各地方政府更加重視和民生貼近的城鎮(zhèn)污水治理。通過提升城鎮(zhèn)水污染治理效率，能增加地區(qū)群眾的滿意度，有效提升居民幸福指數(shù)，有利于地方政府的考核。在38個城市中，上海、杭州、紹興3個城市的城鎮(zhèn)水污染治理效率達(dá)到1，基本處于投入產(chǎn)出合理的理想狀態(tài)。同時，所有省會城市的城鎮(zhèn)水污染治理效率均值基本位于該省前列。

進(jìn)一步對比各城鎮(zhèn)水污染治理效率可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)水污染治理效率在所有樣本城市之間的差距相對工業(yè)較小。除長江下游城市之間差距相對明顯外，長江中上游城市之間基本相近。出現(xiàn)這一現(xiàn)象主要是以下原因：一方面長江下游各城市之間人口基數(shù)較大，不同城市之間人口數(shù)量差額相對較大，導(dǎo)致不同城市間城鎮(zhèn)污水產(chǎn)生量懸殊；另一方面，長江下游城市相對于中上游城市，區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡現(xiàn)象更為突出，不同城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的側(cè)重點及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不同，其發(fā)展現(xiàn)狀、資源稟賦及未來規(guī)劃相差較大，導(dǎo)致不同城市之間對城鎮(zhèn)污水治理重視程度的差異。

4 Tobit回歸模型及實證結(jié)果分析

由于水污染治理效率值介于[0，1]之間，對這一受限變量直接采用最小二乘法會出現(xiàn)估計偏差。為避免這一情況，借鑒章恒全等[23-24]關(guān)于效率影響因素的分析方法，采用Tobit模型進(jìn)行回歸分析。

4.1 變量選取

4.1.1被解釋變量

在Tobit回歸模型中，被解釋變量為地區(qū)水污染治理效率。選取采用DEA模型測算的工業(yè)水污染治理效率及城鎮(zhèn)水污染治理效率作為被解釋變量，其數(shù)值介于0和1之間。

4.1.2解釋變量

為研究地方政府競爭視角下，引資競爭和科技競爭對地區(qū)水污染治理效率的影響，選取引資競爭和科技競爭作為解釋變量，參考孫靜等[15]對于該變量的定義，將地方政府之間的引資競爭定義為地方政府引資強(qiáng)度，其取值為地區(qū)人均FDI量，在數(shù)值上等于地區(qū)當(dāng)年實際使用外資金額與該地區(qū)年平均人口的比值，并對該比值取對數(shù)處理。同時，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，將科技競爭定義為地方政府科技支出強(qiáng)度，在數(shù)值上取地區(qū)科技支出占公共預(yù)算支出的比值。

4.1.3控制變量

對控制變量的選取，參考潘海英等[25-26]的研究，選取地區(qū)教育水平、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP用水量作為控制變量。地區(qū)教育水平為該地區(qū)當(dāng)年高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)量。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為該城市當(dāng)年人均GDP。在被解釋變量中，工業(yè)水污染治理效率及城鎮(zhèn)水污染治理效率分別受工業(yè)化水平及第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀的影響，城鎮(zhèn)生活污水大比例來源于第三產(chǎn)業(yè)。因此，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分為兩個指標(biāo)度量，分別為該地區(qū)當(dāng)年第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的比重。單位GDP用水量取值為每萬元GDP消耗的水量。

對變量的選取及說明見表4。

表4 變量描述說明

4.2 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)理論分析情況，建立研究地方政府引資競爭和科技競爭對水污染治理效率影響的Tobit模型：

Eiw=α0+β1Pfdi+β2TS+β3Edu+β4PGDP+

β5SI+β6TT+β7WCP+β8Pd+εi

(2)

Euw=α0+β1Pfdi+β2TS+β3Edu+β4PGDP+

β5SI+β6TI+β7WCP+β8Pd+εi

(3)

式中：α0為常數(shù)項;β1、β2為解釋變量的系數(shù);β3～β8為控制變量的系數(shù);εi為誤差項。

除長江經(jīng)濟(jì)帶各城市水污染治理效率測算數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》及《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》外，在使用Tobit模型進(jìn)行回歸分析時，各解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，共38個城市9年的有效數(shù)據(jù)4 086條。

4.3 實證結(jié)果分析

4.3.1工業(yè)水污染治理效率回歸分析

通過對各自變量的相關(guān)性進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)絕對值基本在0.6左右。同時，經(jīng)過方差膨脹因子檢驗后，最大VIF值小于10。這一結(jié)果表明，各解釋變量之間可排除多重共線性問題，變量之間獨立性較強(qiáng)。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行多元回歸分析，結(jié)果見表5。

根據(jù)表5中多元回歸結(jié)果，長江經(jīng)濟(jì)帶各地方政府引資強(qiáng)度和工業(yè)水污染治理效率的相關(guān)系數(shù)為0.058，但其結(jié)果不具有顯著性。這一結(jié)果表明，長

表5 工業(yè)水污染治理效率回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下的顯著情況。

江經(jīng)濟(jì)帶地方政府引資強(qiáng)度對地區(qū)工業(yè)水污染治理效率無顯著影響，拒絕假設(shè)H1和假設(shè)H2。造成假設(shè)H1和假設(shè)H2不成立的原因可能為：①地方政府之間的引資競爭與水污染治理效率之間存在一定的門檻效應(yīng)。引資競爭在一定程度內(nèi)會提高地區(qū)企業(yè)的治污能力，提高水污染治理效率。當(dāng)競爭強(qiáng)度超過一定值時，即為引資競爭投入資源過量，將擠占用于水污染治理的各類資金。因此，分別從經(jīng)濟(jì)增長考核和環(huán)境保護(hù)考核兩個角度提出的假設(shè)H1和假設(shè)H2不成立。②用于多元回歸分析的數(shù)據(jù)跨越期間較大，在這近10年時間內(nèi)，我國政府對長江經(jīng)濟(jì)帶諸多省市的引資管控及環(huán)境政策存在變化。這可能導(dǎo)致在不同的時間周期內(nèi)，會分別呈現(xiàn)假設(shè)H1和H2兩種不同的結(jié)果。而在整體時間跨度內(nèi)，兩個假設(shè)結(jié)果不成立。

長江經(jīng)濟(jì)帶各地方政府科技支出強(qiáng)度與工業(yè)水污染治理效率的相關(guān)系數(shù)為-0.032，在5%的水平上顯著。這一結(jié)果顯示，長江經(jīng)濟(jì)帶地方政府在科學(xué)技術(shù)上的投資競爭會負(fù)向影響工業(yè)水污染治理效率，拒絕假設(shè)H4，假設(shè)H3得到驗證。這一結(jié)果表明：地方政府在科學(xué)技術(shù)方面的競爭投入會顯著擠占用于水污染治理的投入資金，且科技進(jìn)步所帶來的正向溢出效應(yīng)難以抵消這一負(fù)向作用，水污染治理方向上的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)不夠明顯。長江經(jīng)濟(jì)帶38個城市的地方政府，在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)由數(shù)量型增長向質(zhì)量型增長轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期，更重視科技創(chuàng)新的投入，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步以帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

4.3.2城鎮(zhèn)水污染治理效率回歸分析

上述結(jié)果驗證了長江經(jīng)濟(jì)帶地方政府在科技投入方向的競爭會對工業(yè)水污染治理效率產(chǎn)生負(fù)向影響；而在引資方向上對工業(yè)水污染治理效率影響不顯著。為證明這一結(jié)果的有效性，選取長江經(jīng)濟(jì)帶各城鎮(zhèn)水污染治理效率代替工業(yè)水污染治理效率進(jìn)行回歸分析，進(jìn)一步驗證所提出的假設(shè)?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 城鎮(zhèn)水污染治理效率回歸結(jié)果

由表6中回歸結(jié)果可知，長江經(jīng)濟(jì)帶各地方政府引資強(qiáng)度與城鎮(zhèn)水污染治理效率的相關(guān)系數(shù)為0.016，其回歸結(jié)果仍不顯著，拒絕假設(shè)H1和假設(shè)H2。這一結(jié)論和工業(yè)水污染治理效率與其相關(guān)性的結(jié)果相同。表明無論從地方政府經(jīng)濟(jì)增長考核的視角還是環(huán)境保護(hù)考核的視角分別分析，不能單獨證明引資強(qiáng)度促進(jìn)或抑制地區(qū)水污染治理效率。需要將經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)納入綜合考核體制中，整體考察地方政府引資強(qiáng)度對水污染治理效率的影響。

同時，地方政府科技支出強(qiáng)度與城鎮(zhèn)水污染治理效率的相關(guān)系數(shù)為-0.014，在5%的水平上顯著。與工業(yè)水污染治理效率相關(guān)系數(shù)的絕對值相比，城鎮(zhèn)水污染治理效率相關(guān)系數(shù)的絕對值偏小，系數(shù)符號和顯著性水平不變。這一結(jié)果表明，長江經(jīng)濟(jì)帶各城市在科技創(chuàng)新投入方面的競爭對城鎮(zhèn)水污染治理效率存在負(fù)向影響，假設(shè)H3得到驗證。假設(shè)H4仍不成立，其原因可能是地方政府在中短期的科技競爭難以形成跨越性的技術(shù)進(jìn)步。因此，地方政府間的科技競爭，短期內(nèi)從技術(shù)進(jìn)步的角度不能顯著提升水污染治理效率。

用各城市城鎮(zhèn)水污染治理效率替代工業(yè)水污染治理效率進(jìn)行回歸分析，各假設(shè)驗證情況相同,表明長江經(jīng)濟(jì)帶38個城市，地方政府之間的引資競爭對水污染治理效率影響不顯著，而地方政府之間的科技投入競爭會負(fù)向影響水污染治理效率。本文各假設(shè)的具體回歸檢驗結(jié)果見表7。

表7 各假設(shè)回歸檢驗結(jié)果

5 結(jié)論與建議

基于2007—2015年長江經(jīng)濟(jì)帶38個城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，在使用SBM-DEA模型測算各城市水污染治理效率的基礎(chǔ)上，通過Tobit回歸模型，驗證了地方政府之間在引資和科技創(chuàng)新投入方向的競爭對地區(qū)水污染治理效率的影響。研究結(jié)論如下：①長江經(jīng)濟(jì)帶38個重點城市中，省會城市的水污染治理效率相對較高，長江下游各城市的水污染治理效率相對中上游城市較高。長江經(jīng)濟(jì)帶各城市之間工業(yè)水污染治理效率差距較為明顯，而城鎮(zhèn)水污染治理效率差距相對較小。②分別從地方政府間經(jīng)濟(jì)增長考核角度和環(huán)境保護(hù)考核角度分析，長江經(jīng)濟(jì)帶地方政府間的引資競爭，對地區(qū)水污染治理效率的影響結(jié)果不顯著。③長江經(jīng)濟(jì)帶各地方政府之間的創(chuàng)新投入競爭，對地區(qū)水污染治理投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，對水污染治理效率存在負(fù)向影響。而各地方政府之間的創(chuàng)新投入競爭帶來的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，對水污染治理效率影響不顯著。地方政府間的創(chuàng)新投入競爭，短期內(nèi)無法產(chǎn)生提高生產(chǎn)力的技術(shù)進(jìn)步成果。

結(jié)合上述結(jié)果，提出以下建議：①針對長江經(jīng)濟(jì)帶各城市水污染治理效率差別問題，在實行“長江大保護(hù)政策”時，需要充分考慮長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游各區(qū)域不平衡現(xiàn)象，制定基于區(qū)域差異的環(huán)境管理政策；同時加強(qiáng)各省級以下環(huán)境保護(hù)機(jī)構(gòu)的垂直管理，防止環(huán)境管理體制在地方政府治理時出現(xiàn)失靈情況。②從單一考核機(jī)制角度分析，地方政府引資競爭對水污染治理效率影響不顯著。但是，當(dāng)前中央政府對地方政府考核機(jī)制在向包含經(jīng)濟(jì)增長、科技創(chuàng)新、環(huán)境保護(hù)等多元化考核轉(zhuǎn)變。在多元化、綜合化的政府考核機(jī)制下，地方政府的引資競爭勢必影響地區(qū)水污染治理效率。在更全面的考核晉升體制下，中央政府對地方政府引資應(yīng)予以管控。地方政府在引資時，應(yīng)對外資企業(yè)進(jìn)行評判選擇，盡量避免因競爭而降低環(huán)境規(guī)制。同時，引入具有先進(jìn)污水治理能力的外資企業(yè)，形成污染光環(huán)效應(yīng)。③在財政支出角度下，長江經(jīng)濟(jì)帶地方政府間的科技創(chuàng)新競爭會擠出水污染治理的相應(yīng)資金。因此，長江經(jīng)濟(jì)帶各地方政府在實施科技創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略時，要通過合理的資源分配，兼顧科技創(chuàng)新及水污染治理。同時，要力促水污染治理技術(shù)的突破，以技術(shù)溢出效應(yīng)提高地區(qū)的水污染治理能力。