面板Tobit模型分析環(huán)境分權和地方政府競爭對碳排放效率的影響

文章編號：1671-3559（2024）06-0670-10DOI：10.13349/j.cnki.jdxbn.20240716.002

摘要： 為了提升中國西部地區(qū)碳排放效率，優(yōu)化環(huán)境權責在各級政府間的分配，引導地方政府合理競爭，促進區(qū)域經(jīng)濟綠色增長和高質(zhì)量發(fā)展，選取2008—2020年中國西部地區(qū)11個省份的面板數(shù)據(jù)，運用面板Tobit模型分析環(huán)境分權和地方政府競爭對碳排放效率的影響。結果表明： 中國西部地區(qū)碳排放效率整體呈上升趨勢，表現(xiàn)為平緩的W型變化； 環(huán)境分權、 地方政府競爭與碳排放效率呈正相關； 環(huán)境分權與地方政府競爭對碳排放效率存在交互作用，隨著地方政府競爭程度的加劇，環(huán)境分權對碳排放效率的正向效應減弱，當?shù)胤秸偁庍_到一定程度時，環(huán)境分權會對碳排放效率產(chǎn)生負向影響，不利于碳排放效率的提高； 控制變量中產(chǎn)業(yè)結構、 財政分權、 城鎮(zhèn)化水平有利于提升碳排放效率，研發(fā)投入、 能源消費結構對碳排放效率有抑制作用。

關鍵詞： 碳排放效率； 環(huán)境分權； 地方政府競爭； Tobit模型

中圖分類號： X22； F205

文獻標志碼： A

Effect of Environmental Decentralization and Local Government Competition on Carbon Emission Efficiency

Analyzed by Using Panel Tobit Model

ZHANG Mengmeng， LI Li， WANG Zhiqing， ZHENG Ran

（College of Public Administration（College of Law）， Xinjiang Agricultural University， Urumqi 830052， Xinjiang， China）

Abstract： To improve the carbon emission efficiency in western China， optimize the distribution of environmental rights and responsibilities among governments at all levels， guide local governments to compete reasonably， and promote the green growth and high-quality development of the regional economy， based on the panel data of 11 provinces in western China from 2008 to 2020，the panel Tobit model was used to analyze the effect of environmental decentralization and local government competition on carbon emission effciency. The results show that the overall carbon emission efficiency in western China shows an fluctuating upward trend， specifically it shows the gentle W-shaped change. The impact of environmental decentralization and local government competition on carbon emission efficiency has a promoting effect. Environmental decentralization and local government competition have interaction effects on carbon emission efficiency and as the degree of local government competition intensifies， the positive effect of environmental decentralization on carbon emission efficiency weakens. When local government competition reaches a certain level， environmental decentralization have a negative impact on carbon emission efficiency， which is not conducive to the improvement of carbon emission efficiency. Among the control variables， industrial structure， fiscal decentralization， and urbanization level are conducive to improving carbon emission efficiency， and investment in research and development and energy consumption structure have inhibiting effects.

Keywords： carbon emission efficiency； environmental decentralization； local government competition； Tobit model

隨著西部大開發(fā)的穩(wěn)步推進， 我國西部地區(qū)經(jīng)濟狀況和人民的生活水平都有了顯著提升， 但地區(qū)資源環(huán)境約束和生態(tài)環(huán)境保護形勢越來越嚴峻。 我國高度重視環(huán)境保護和生態(tài)文明建設， 實施碳達峰碳中和目標戰(zhàn)略并著力解決資源環(huán)境約束突出問題［1］。 各地方政府在環(huán)境保護方面采取了相應措施， 在一定程度上改善了地方經(jīng)濟發(fā)展中唯國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的觀念， 但部分地區(qū)碳排放問題仍然存在， 提高碳排放效率已刻不容緩。 環(huán)境分權本質(zhì)上是環(huán)境管理權力在不同層級政府間的分配。 如何確定合理的環(huán)境分權水平， 以及如何在這種環(huán)境分權水平和地方政府競爭強度下提高碳排放效率， 是當前西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展必須要考慮的問題。

碳排放效率是指在一定時間內(nèi)投入勞動、 資本、 能源等要素，產(chǎn)出最多經(jīng)濟與最少碳排放的能力。李慧等［2］基于松弛變量的效率測度（SBM）模型，對我國省域全要素碳排放效率進行測算，結果表明，我國整體碳排放效率水平偏低，東部地區(qū)的碳排放效率較高。李建豹等［3］基于松弛變量的超效率數(shù)據(jù)包絡分析模型（SBM-DEA）測算了我國長江三角洲地區(qū)的碳排放效率時空特征，發(fā)現(xiàn)碳排放效率存在明顯的區(qū)域差異。尹妮妮等［4］利用非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測算了“一帶一路”國內(nèi)沿線省域的碳排放效率，發(fā)現(xiàn)其與技術水平呈現(xiàn)不顯著的正相關，而與經(jīng)濟增長、 能源結構和產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)顯著的負相關性。

目前學術界已有環(huán)境分權與碳排放效率的相關研究， 但研究結論并不統(tǒng)一。 張華等［5］在分析環(huán)境分權體制下碳排放效應時發(fā)現(xiàn)， 環(huán)境分權與碳排放水平兩者顯著正相關， 即環(huán)境分權水平的提高不利于碳排放治理。 侯世英等［6］、 孫麗文等［7］認為環(huán)境分權有助于解決碳排放問題， 地方政府可以利用信息優(yōu)勢， 因地制宜地制定環(huán)境管理政策， 合理配置地區(qū)資源， 有利于提升碳排放效率。 王軍等［8］認為環(huán)境分權度對碳排放強度呈現(xiàn)倒U型影響特征， 而且不同的城市存在不同的差異。

學術界關于環(huán)境分權、 地方政府競爭與碳排放效率相近概念的研究較多。陸鳳芝等［9］研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)環(huán)境污染的空間溢出效應存在地區(qū)差異。在東部地區(qū)，環(huán)境分權加劇了鄰近地區(qū)的生態(tài)環(huán)境污染，但在中西部地區(qū)，環(huán)境分權有助于改善鄰近地區(qū)的生態(tài)環(huán)境污染問題。孫曉靜［10］發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權與綠色全要素生產(chǎn)率呈倒U型關系，地方政府競爭與環(huán)境分權兩者的交互項不利于提高綠色全要素生產(chǎn)率，且對省會城市的負面作用會比地級市的小。孫麗文等［7］認為適度的地方政府競爭可以改善地區(qū)的碳排放問題，而環(huán)境分權對碳排放的抑制作用會隨著地方政府競爭的加劇而被弱化。

綜上所述，本文中將環(huán)境分權、 地方政府競爭、 碳排放效率三者納入同一分析框架，選取我國西部地區(qū)11個省份2008—2020年的面板數(shù)據(jù)，測算我國西部地區(qū)碳排放效率、 環(huán)境分權程度及地方政府競爭強度，分析環(huán)境分權、 地方政府競爭對碳排放效率的影響，梳理環(huán)境分權、 地方政府競爭及其交互項對碳排放效率的作用機制，檢驗環(huán)境分權和地方政府競爭的交互作用并提出相應的對策建議。本文的創(chuàng)新和貢獻在于： 1）從理論和實證兩方面厘清了地方政府競爭對環(huán)境分權影響碳排放效率的調(diào)節(jié)效應，拓展了環(huán)境聯(lián)邦主義理論在碳排放研究領域的應用； 2）以生態(tài)環(huán)境相對脆弱的西部地區(qū)為研究對象，為西部地區(qū)提升碳排放效率提供思路，為環(huán)境管理事權合理劃分提供依據(jù)。

1作用機制

1.1環(huán)境分權對碳排放效率的作用機制

生態(tài)環(huán)境問題是歸地方政府治理，還是由中央政府統(tǒng)一管理一直是學術界爭議的焦點。一方面，環(huán)境分權將在一定程度上提升碳排放效率。環(huán)境分權水平提高意味著地方政府的自主權增多，能夠因地制宜地根據(jù)轄區(qū)內(nèi)地方經(jīng)濟發(fā)展狀況制定碳排放政策，提供滿足居民差異化需求的生態(tài)環(huán)境公共服務［6］， 遵循比較優(yōu)勢制定地方產(chǎn)業(yè)結構與資源稟賦相匹配的發(fā)展戰(zhàn)略［11］，加強對企業(yè)環(huán)境污染問題的監(jiān)管。另一方面，環(huán)境分權對碳排放效率存在負向影響。首先增加地方環(huán)境管理事權容易出現(xiàn)腐敗與尋租行為以及“搭便車”情況的出現(xiàn)［12］，并且環(huán)境分權會導致環(huán)境保護的規(guī)模經(jīng)濟效應降低［13］，環(huán)保公共服務的供給減少，因此環(huán)境分權對碳排放效率的影響效應有待進一步驗證。

假設1在一定條件下，環(huán)境分權有助于提升碳排放效率。

1.2地方政府競爭對碳排放效率的作用機制

學術界對地方政府競爭與生態(tài)環(huán)境問題的影響主要有 “逐頂競爭”與“逐底競爭”2種觀點。首先，在以GDP增長為地方官員晉升的主要政績考核指標體制下，地方政府往往降低企業(yè)環(huán)境污染監(jiān)管的標準，通過放松環(huán)境管制的做法來引進資金、 技術等，甚至為了本地區(qū)的經(jīng)濟增長不惜以破壞環(huán)境為代價，形成“逐底競爭”的局面［14］；其次，由于生態(tài)環(huán)境目標需要投入力度大，并且見效慢，因此當?shù)卣鶠榱硕唐诶娑鴥A向于投資基礎設施建設［15］。此外，環(huán)境保護具有外部性，地方政府為了防止相鄰地區(qū)“搭便車”，傾向于優(yōu)先發(fā)展經(jīng)濟而忽視環(huán)境治理。根據(jù)“用腳投票”理論［16］，居民會因環(huán)境惡化問題而選擇搬離該地區(qū)，促使地方政府為了留住居民而重視環(huán)境治理，提高環(huán)境標準，強化“逐頂競爭”。合理的地方政府競爭可以促進本地區(qū)的技術水平與創(chuàng)新能力，加強地區(qū)間的交流與聯(lián)系，引進先進的環(huán)境治理技術與經(jīng)驗。

假設2在一定條件下，地方政府競爭有助于碳排放效率的提升。

1.3環(huán)境分權、 地方政府競爭對碳排放效率的作用機制

我國在過去較長一段時期看重經(jīng)濟發(fā)展，考核指標重點在GDP的增長，因此地方政府為了提高轄區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展水平而忽視環(huán)境保護。經(jīng)濟高速發(fā)展的同時，環(huán)境污染問題越來越嚴重，國家已深刻認識到生態(tài)環(huán)境保護面臨的形勢，不斷調(diào)整地方生態(tài)環(huán)境考核比重，將責任切實落實到位［17］，一些地區(qū)已經(jīng)實施生態(tài)環(huán)境污染“一票否決制”，對生態(tài)環(huán)境保護立法執(zhí)法情況、 生態(tài)環(huán)境質(zhì)量狀況等相關方面開展考核。地方政府對官員的考核體制與激勵機制通常根據(jù)國家政策作出相應調(diào)整［18］，通過充分發(fā)揮自身的監(jiān)管和信息優(yōu)勢促進碳排放效率的提高，因此，環(huán)境分權和地方政府競爭間的交互項通過改變對地方政府的激勵與晉升考核機制而達到治污減排，提升碳排放效率。

假設3環(huán)境分權與地方政府競爭對提升碳排放效率存在交互作用，地方政府競爭程度會影響環(huán)境分權對碳排放效率的促進作用。

綜上，環(huán)境分權、 地方政府競爭與碳排放效率作用機制如圖1所示。

2西部地區(qū)碳排放效率測度

2.1指標設計與數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省份的統(tǒng)計年鑒。碳排放效率投入產(chǎn)出指標如表1所示。

固定資本存量參照單豪杰［19］的方法，以2000年為基期，采用永續(xù)盤存法計算測算二氧化碳CO2排放量mCO2，

mCO2=∑8i=1（AiQi） ，

式中： i為能源種類，i=1，2，…，8； Ai為第i種能源消費總量； Qi為CO2排放系數(shù)，不同能源的CO2排放系數(shù)見表2。

2.2SBM-DEA模型

本文中采用基于非徑向的含非期望產(chǎn)出的SBM-DEA模型對西部地區(qū)碳排放效率進行測度。該模型將松弛變量加入目標函數(shù)，在投入不變的前提下強調(diào)產(chǎn)出的增加，同時解決了投入松弛性問題和非期望產(chǎn)出下的無效率問題［20］，符合生態(tài)投入的最大化產(chǎn)出目標。本文中采用西部地區(qū)11個省份2008—2020年的面板數(shù)據(jù)，決策分散管理單元（DMU）的個數(shù)為11，每個決策單元均有3種投入要素和2種產(chǎn)出要素。

min δ=1m∑mz=1（x—/xzk）1s

∑sr=1（y—/yrk） ，（1）

s.t.∑nj=1， j≠k xj λj≤x—， ∑nj=1， j≠k yj λj≥y— ，（2）

∑nj=1， j≠kxzj λj+s-z=xzk， z=1，2，…，m ，（3）

∑nj=1， j≠kyrj "λj-s+i≤yrk， r=1，2，…，s ，（4）

∑nj=1， j≠k λj=1， x—≥xk， y—≤yk， j=1，2，…，n， j≠k，（5）

y≥0， λ， s-i， s+i≥0 ，（6）

式中： δ為碳排放效率， δ值越大表示碳排放效率越高， 當δ≥1時該決策單元的碳排放效率相對有效，否則相對無效；y為產(chǎn)出量；"x—、 y—分別為剔除決策單元k的決策變量投入量、 產(chǎn)出量參考點； xj、 yj分別為決策單元j的投入和產(chǎn)出，j=1， 2， …， n； xzk為投入變量為z時決策單元k的投入，z=1， 2， …， m，k≠j； yrk為產(chǎn)出變量為r時決策單元k的產(chǎn)出，r=1， 2， …， s， k≠j； xzj為投入變量為z時決策單元j的投入； yrj為產(chǎn)出變量為r時決策單元j的產(chǎn)出； xk、 yk分別為決策單元k的投入和產(chǎn)出； λ為權重向量； λi為決策單元j的權重向量；s-i為投入的松弛變量； s+i為產(chǎn)出的松弛變量。

2.3結果分析

本文中采用MaxDEA軟件，測算出2008—2020年我國西部地區(qū)11個省份碳排放效率，結果如表3所示，由于篇幅過大，表中未列出2009、 2011、 2013年的結果。從表中數(shù)據(jù)可知：我國西部地區(qū)碳排放效率總體呈現(xiàn)上升趨勢，表現(xiàn)出平緩的W型變化，這一結果與以往的研究結果一致［21］。2008—2020年碳排放效率平均值為0.61，2008年的碳排放效率高于2008—2020年的平均值，為0.66，之后碳排放效率下降至2010年的0.54，經(jīng)過幾年的回升后又下降至研究期內(nèi)的最低值0.53，后又持續(xù)升高。2009—2016年碳排放效率為0.53～0.56，波動較小。2019、 2020年碳排放效率最高，為0.78。造成上述結果的原因在于： 2008年經(jīng)濟發(fā)展相對落后，對能源的消耗相對較少，碳排放量也較小，全年碳排放總量僅為研究期內(nèi)平均值的65%，環(huán)境污染程度低。 在西部大開發(fā)戰(zhàn)略推動下，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展新上一個臺階；但是，由于采取粗放型發(fā)展模式，能源消費強度大，加上對生態(tài)環(huán)境保護措施不及時，因此導致碳排放效率出現(xiàn)下滑。2008年西部地區(qū)能源消費總量（換算成標準煤）為7.47×107 t，隨后逐年遞增，在2009—2016年年均增長率達到9.17%，2011年最高達到11.83%。研究期內(nèi)碳排放總量年增長率達10.47%，碳排放強度也處在較高水平。隨著經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展轉型，地方政府在發(fā)展經(jīng)濟的同時，重視環(huán)境保護，資源使用成本上升，一些企業(yè)不斷引進高新技術，CO2排放量得到有效控制，由2017年的3.19×108 t增長到2020年的4.79×108 t，年增長率6.74%，比2009—2016年期間下降3.73%，同時能源消費總量年增長僅為3.02%，2007—2020年期間碳排放效率開始逐步上升。

從各省份的數(shù)據(jù)來看，2008—2010年中僅有1個省份碳排放效率大于1，2019、 2020年分別增加至3、 5個，碳排放效率處在相對有效狀態(tài)。2008—2020年內(nèi)11個省份平均值均小于1，處在相對無效狀態(tài)，其中碳排放效率較高的3個省份是青海省、 重慶市、 四川省，分別為0.89、 0.74、 0.73。由于青海省的能源結構中天然氣占比較高，清潔能源資源豐富，研究期內(nèi)全省天然氣占比均在12%以上，2020年最高達16.85%； 截至2020年底，清潔能源裝機容量為4.08×107 kW，占比達91.2%，居全國首位，因此碳排放效率平均值最大。重慶市、 四川省經(jīng)濟發(fā)展迅速，雖然能源消費總量不斷上升；但能源消費結構不斷優(yōu)化，第三產(chǎn)業(yè)增加值由2008年的7.54×1011元增加到2020年的3.87×1012元，增加了5倍多，碳排放總量僅在2008—2014年有增長趨勢，年均增長率4.15%，到2020年基本與2008年碳排放總量持平，因此碳排放效率平均值較大。碳排放效率較低的3個省份是貴州省、新疆維吾爾自治區(qū)和陜西省，數(shù)值分別為0.46、 0.49、 0.51。貴州省經(jīng)濟發(fā)展相對落后，在地理位置和技術進步方面沒有過多優(yōu)勢，新疆維吾爾自治區(qū)、 陜西省以煤為主的能源消費結構使得碳排放量較高，而導致碳排放效率處在較低的水平。

將西部地區(qū)11個省份碳排放效率分為高值區(qū)（≥1.00）、 中值區(qū)（0.70～0.99）和低值區(qū)（0.40～0.69）。如表3所示，2008—2020年碳排放效率高值區(qū)由2008年的1個增長到2020年的5個，內(nèi)蒙古自治區(qū)、 甘肅省、 寧夏回族自治區(qū)、 四川省、 重慶市的碳排放效率明顯提高。研究期內(nèi)青海省、 四川省、 重慶市處于中值區(qū)，其余地區(qū)均為低值區(qū)?？偟膩砜?，研究期內(nèi)西部地區(qū)碳排放效率在不斷提高。

3模型構建及變量選取

3.1變量選取

被解釋變量碳排放效率（ECC）由前文中公式計算得出。

環(huán)境分權（ED）程度為核心解釋變量。祁毓等［22］采用環(huán)境機構人員數(shù)量來衡量環(huán)境分權程度，現(xiàn)有研究多以地方環(huán)保人員與全國環(huán)保人員之比進行衡量［23-24］，因此本文中借鑒這一做法，為了避免內(nèi)生性問題，引入經(jīng)濟規(guī)模的縮放因子平減計算環(huán)境分權程度。

ηed，st=nst/pstnt/pt·（1-Mst/Mt） ，（7）

式中： ηedst為s省份t年份的環(huán)境分權程度； nt、 Mt、 pt為t年份全國環(huán)保系統(tǒng)人員總數(shù)、 國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、 全國總人口規(guī)模； nst、 Mst、 pst為s省份t年份的環(huán)保系統(tǒng)人員總數(shù)、 地區(qū)生產(chǎn)總值、 人口規(guī)模。

地方政府競爭（GC）為程度核心解釋變量。本文中參考繆小林等［25］的做法，選取不同省份間的經(jīng)濟趕超水平衡量地方政府競爭強度，具體算法為

ηgc，st=Nmax，stNp，st·Nmax，tNp，t ，（8）

式中： ηgc，st為s省份t年份的地方政府競爭程度； Nmax，t為t年份全國省份最高人均GDP； Nmax，st、 Np，st為s省份t年份的相鄰省份最高人均GDP、 人均GDP。

本文中選取產(chǎn)業(yè)結構（IS）、 研發(fā)投入（RD）、 財政分權（FD）、 能源消費結構（ECS）和城鎮(zhèn)化水平（UL）為控制變量。控制變量說明見表4。

3.2面板數(shù)據(jù)設定

由于因變量碳排放效率值在0處存在左歸并，因此采用面板Tobit模型對碳排放效率進行回歸分析，可以有效避免估計偏差，保證回歸結果的準確性。為了驗證假設環(huán)境分權是否有助于提升碳排放效率，基于Tobit模型和本文中的作用機制分析，構建回歸模型Ⅰ表達式為

Est=β+γed，st+γX，st+εst 。（9）

式中：Est為s省份t年份的碳排放效率； β為常數(shù)項； γed，st為s省份t年份的環(huán)境分權程度的分值； γX，st為s省份t年份的控制變量X的分值，X為產(chǎn)業(yè)結構、 研發(fā)投入、 財政分權、 能源消費結構、 城鎮(zhèn)化水平； εst為s省份t年份的誤差項。

為了驗證地方政府競爭對環(huán)境分權及碳排放效率的影響，加入地方政府競爭程度變量，構建回歸模型II表達式為

Est=β+γed，st+γgc，st+γX，st+εst "。（10）

式中γgc，st為s省份t年份地方政府競爭程度的分值。

為了檢驗環(huán)境分權和地方政府競爭的交互作用，在模型Ⅱ的基礎上加入環(huán)境分權和地方政府競爭的交互項，構建回歸模型Ⅲ表達式為

Est=β+γed，st+γgc，st+γed-gc，st+ γX，st+εst 。（11）

式中γed-gc，st為s省份t年份環(huán)境分權和地方政府競爭交互項的分值。

4環(huán)境分權、 地方政府競爭與碳排放效率的實證檢驗

4.1參數(shù)檢驗

本文中時間長度為13 a，觀測單位個數(shù)為11，屬于長面板數(shù)據(jù)，因此選擇面板單位根檢驗 Levin－Lin－Chu（LLC）檢驗， 各變量參數(shù)的檢驗結果見表5。

結果顯示，變量碳排放效率、 環(huán)境分權、 碳排放效率與環(huán)境分權交互項為非平穩(wěn)序列，再將所有變量進行一階差分后，檢驗結果顯示，在原假設為真時獲得檢驗統(tǒng)計量的觀測值及更不支持原假設的其他值的概率p值均小于0.01，拒絕原假設，即所有變量都是平穩(wěn)的，不存在單位根，各變量均為一階單整序列。

為了避免變量間不存在長期的均衡關系， 對各變量進行Kao協(xié)整檢驗， 由表可見， p值均小于 0.01， 拒絕了不存在協(xié)整關系的初始假設，即所有變量都存在協(xié)整關系，可以用于回歸分析。

4.2回歸分析

利用似然比（LR）檢驗來判斷選擇隨機效應模型還是混合回歸模型， 結果顯示拒絕原假設， 認為存在個體效應， 隨機效應優(yōu)于混合回歸。 利用Hausman檢驗來判斷選擇隨機效應模型還是固定效應模型， 結果顯示，拒絕原假設所犯的棄真錯誤的概率為0， 在顯著性水平為0.01的條件下拒絕原假設， 因此選擇固定效應回歸， 固定效應的Tobit面板模型回歸結果如表6所示。

4.2.1環(huán)境分權

由模型Ⅰ的計算結果可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權與碳排放效率顯著正相關，說明在一定條件下，環(huán)境分權程度的提高，有助于提升碳排放效率。提升碳排放效率可以從環(huán)境權力角度入手，合理劃分中央政府、地方政府有關環(huán)境保護的事權和管理權，給予地方政府更多的環(huán)境事務上的自主權， 地方政府比中央政府更加了解轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境狀況，可以因地制宜地根據(jù)轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展狀況制定環(huán)境政策，對生態(tài)環(huán)境保護責任沒有落實、 推諉扯皮的負責人依紀依法嚴格問責，確保生態(tài)環(huán)境保護責任執(zhí)行到位。假設1得到驗證。

4.2.2地方政府競爭

由模型Ⅱ的計算結果可以發(fā)現(xiàn)，加入地方政府競爭變量后，環(huán)境分權和地方政府競爭與碳排放效率均顯著正相關，說明在一定的條件下，適當?shù)牡胤秸偁幱兄谔嵘寂欧判省ｋS著我國對生態(tài)環(huán)境問題的重視，中央政府不斷加大對地方政府的環(huán)境問責，嚴肅查處各類違法違規(guī)擠占生態(tài)空間、破壞生態(tài)環(huán)境行為，環(huán)境標準更加嚴格，強化了地方政府間的“逐頂競爭”。假設2得到驗證。

4.2.3環(huán)境分權和地方政府競爭交互項

根據(jù)模型Ⅲ加入環(huán)境分權和地方政府競爭的交互項后， 該交互項與碳排放效率顯著正相關。 環(huán)境分權對碳排放效率的影響為0.176 7-0.041 8ηgc，st， 在地方政府競爭的調(diào)節(jié)作用下，環(huán)境分權與碳排放效率顯著正相關，隨著地方政府競爭程度的加劇，環(huán)境分權對碳排放效率的正向效應減弱。當?shù)胤秸偁庍_到一定程度時，環(huán)境分權對碳排放效率產(chǎn)生負向影響，不利于碳排放效率的提高。假設3得到驗證。

4.2.4控制變量

從控制變量來看，產(chǎn)業(yè)結構（IS）與碳排放效率正相關，影響不顯著，主要原因可能是西部地區(qū)大部分省份的產(chǎn)業(yè)結構仍在不斷調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)增加值對提升碳排放效率、 改善生態(tài)環(huán)境的作用還不夠明顯，但是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構， 推進能源資源節(jié)約是西部地區(qū)可持續(xù)發(fā)展的必由之路。研發(fā)投入（RD）與碳排放效率顯著負相關，說明研發(fā)投入無法提高碳排放效率。相較于東部、 中部地區(qū)，西部地區(qū)企業(yè)自主創(chuàng)新能力較低，科研成果轉化為生產(chǎn)力不及時，使得研發(fā)投入對碳排放效率的作用體現(xiàn)不充分。財政分權（FD）與碳排放效率正相關，影響不顯著，說明財政分權對提高碳排放效率有一定的作用。財政分權反映了地方財政的自主性，在經(jīng)濟方面自主性越強，越趨向于地區(qū)發(fā)展重心從經(jīng)濟方面向對生態(tài)環(huán)境質(zhì)量方面轉移，加強對碳排放量的治理控制，有利于提高碳排放效率，證明以往研究選擇財政分權代替環(huán)境分權有一定的可取性。能源消費結構（ECS）與碳排放效率負相關，影響不顯著，即煤炭消費占能源消費總量比例越高，碳排放效率越低。西部地區(qū)煤炭在能源結構中所占比重較大，其碳排放系數(shù)較高，而污染防治力度不夠強，因此不利于碳排放效率的提高。城鎮(zhèn)化水平（UL）與碳排放效率顯著正相關，說明西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平有利于碳排放效率的提高，但也要注意因地制宜地規(guī)劃生態(tài)城鎮(zhèn)建設，避免在城鎮(zhèn)化進程中造成過度的環(huán)境污染和能源消耗。

4.3穩(wěn)健性檢驗

4.3.1替換變量的穩(wěn)健性檢驗

本文中選取實際利用外商投資總額占地方生產(chǎn)總值比重衡量地方政府競爭程度，結果如表7所示。結果顯示，核心解釋變量環(huán)境分權和地方政府競爭及兩者的交互項影響趨勢與原來保持一致，控制變量的檢驗結果影響趨勢也未發(fā)生改變，說明上文回歸結果是可靠的。

4.3.2工具變量法廣義矩估計（GMM）穩(wěn)健性檢驗

鑒于遺漏變量可能造成的估計偏誤以及變量指標的內(nèi)生性問題，本文中選取碳排放效率的一階滯后作為工具變量使用GMM進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表8所示。結果顯示，隨機誤差項不存在二階序列相關，工具變量通過過度識別檢驗，說明選取的工具變量是有效的，各變量影響趨勢與回歸結果均一致，表明檢驗結果具有穩(wěn)健性。

5結論及啟示

5.1結論

碳排放效率作為聯(lián)系地區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境方面的重要指標， 是以最少的資源消耗產(chǎn)生最多經(jīng)濟產(chǎn)出與最少碳排放的能力體現(xiàn)， 是實現(xiàn)低碳可持續(xù)發(fā)展的必由之路。 本文中基于SBM-DEA模型測度了2008—2020年我國西部地區(qū)11個省份的碳排放效率水平， 運用Tobit模型分析了環(huán)境分權、 地方政府競爭對碳排放效率的影響， 得到以下主要結論：

1）研究期內(nèi)我國西部地區(qū)碳排放效率值整體呈上升趨勢，表現(xiàn)出較平緩的W型變化，11個省份平均值均小于1，處在相對無效狀態(tài)。碳排放效率較高的是青海省、 重慶市和四川省，較低的是貴州省、 新疆維吾爾自治區(qū)和陜西省。

2）環(huán)境分權和地方政府競爭與碳排放效率都顯著正相關，說明在一定情況下，適當?shù)沫h(huán)境分權度、 地方政府競爭會促進碳排放效率的提升。

3）環(huán)境分權、 地方政府競爭對碳排放效率存在交互作用。在地方政府競爭的調(diào)節(jié)作用下，環(huán)境分權與碳排放效率顯著正相關。隨著地方政府競爭程度的加劇，環(huán)境分權對碳排放效率的促進作用逐漸減弱。

4）控制變量中產(chǎn)業(yè)結構、 財政分權、 城鎮(zhèn)化水平與碳排放效率顯著正相關，研發(fā)投入、 能源消費結構與碳排放效率負相關，不利于提高碳排放效率。

5.2啟示

1）合理劃分中央政府和地方政府有關環(huán)境保護的事權財權。地方政府切實負責好環(huán)境治理政策的制定、 執(zhí)行和監(jiān)管，充分發(fā)揮好環(huán)境治理的自主性，各地方要制定責任清單，把保護好當?shù)丨h(huán)境的任務分解落實到有關部門。同時加強中央政府與地方政府的區(qū)域合作，完善跨區(qū)域生態(tài)補償機制，杜絕出現(xiàn)地方政府“搭便車”行為。

2）積極推動地方政府政策目標轉變。通過合理的制度和政策設計，改變原來的唯GDP論，堅決抵制為眼前的經(jīng)濟效益而盲目發(fā)展高排放、 高污染的項目，合理地引導地方政府行為，促進地區(qū)間交流，提升當?shù)貏?chuàng)新能力和技術水平，進而促進“逐頂競爭”。把碳排放納入到地方政府考核指標體系，加大環(huán)境保護考核指標的比重。

3）充分調(diào)動各類主體參與環(huán)境治理的積極性。形成中央統(tǒng)籌、 地方抓落實的環(huán)境治理格局，引導企業(yè)踐行綠色生產(chǎn)方式，加強企業(yè)環(huán)保技術的研發(fā)力度，提高投入資金轉化為生產(chǎn)力的能力，鼓勵環(huán)境信息公開。動員社會組織和公眾共同參與，發(fā)揮環(huán)保組織志愿者的作用，增大環(huán)保意識教育和宣傳力度，倡導簡約適度、 綠色低碳的生活方式。

4）進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，推進能源資源節(jié)約。大力發(fā)展節(jié)能環(huán)保、 清潔能源產(chǎn)業(yè)，推進排放清潔化改造，從源頭上減少污染物排放，降低西部地區(qū)的碳排放總量； 持續(xù)推進城鎮(zhèn)化水平，提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量，把城鎮(zhèn)化與調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構、 培育新興產(chǎn)業(yè)結合起來，探索代價小、 效益好、 排放低、 可持續(xù)的環(huán)保新路。

參考文獻：

［1］中華人民共和國國務院新聞辦公室. 新時代的中國能源發(fā)展［N］. 人民日報， 2022， 12， 22（10）.

［2］李慧， 李瑋， 姚西龍. 中國省域全要素碳排放效率空間特征與動態(tài)收斂性研究［J］. 科技管理研究， 2019， 39（19）： 98.

［3］李建豹， 黃賢金， 揣小偉， 等. 長三角地區(qū)碳排放效率時空特征及影響因素分析［J］. 長江流域資源與環(huán)境， 2020， 29（7）： 1486.

［4］尹妮妮， 王川川， 閆鵬程. “一帶一路”省域碳排放效率及驅動因素研究［J］. 煤炭工程， 2022， 54（9）： 182.

［5］張華， 豐超， 劉貫春. 中國式環(huán)境聯(lián)邦主義： 環(huán)境分權對碳排放的影響研究［J］. 財經(jīng)研究， 2017， 43（9）： 33.

［6］侯世英， 宋良榮. 財政分權、地方政府行為與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展［J］. 經(jīng)濟問題探索， 2020（3）： 33.

［7］孫麗文， 朱正， 任相偉， 等. 環(huán)境分權能否抑制碳排放？：基于地方政府競爭視角［J］. 華東經(jīng)濟管理， 2022， 36（4）： 60.

［8］王軍， 郁智文. 環(huán)境分權如何影響城市的碳排放強度： "基于城市異質(zhì)性分析［J］. 北京理工大學學報（社會科學版）， 2023， 25（3）： 41.

［9］陸鳳芝， 楊浩昌. 環(huán)境分權、地方政府競爭與中國生態(tài)環(huán)境污染［J］. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究， 2019（4）： 113.

［10］孫曉靜. 環(huán)境分權、地方競爭與綠色全要素生產(chǎn)率研究［D］. 蚌埠： 安徽財經(jīng)大學， 2021.

［11］林毅夫. 新結構經(jīng)濟學： 反思經(jīng)濟發(fā)展與政策的理論框架［M］. 北京： 北京大學出版社， 2012.

［12］白俊紅， 聶亮. 環(huán)境分權是否真的加劇了霧霾污染？［J］. 中國人口·資源與環(huán)境， 2017， 27（12）： 60.

［13］TREISMAN D. Decentralization and the quality of government［R］. Los Angeles： Department of Political Science， UCLA， 2002.

［14］WILSON J. Capital mobility and environmental standa： is there a theoretical basis for a race to the bottom？ ［J］. Fair Trade and Harmonization， 1996（1）： 393.

［15］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）： 39.

［16］TIEBOUT C M. A pure theory of local expenditures［J］. Journal of Political Economy， 1956（5）： 418.

［17］龍文濱， 胡珺. 節(jié)能減排規(guī)劃、環(huán)?？己伺c邊界污染［J］. 財貿(mào)經(jīng)濟， 2018， 39（12）： 139.

［18］后小仙， 陳琪， 鄭田丹. 財政分權與環(huán)境質(zhì)量關系的再檢驗：基于政府偏好權變的視角［J］. 財貿(mào)研究， 2018， 29（6）： 90.

［19］單豪杰. 中國資本存量K的再估算： 1952—2006年［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究， 2008， 25（10）： 17.

［20］KAORU T. A slacks-based measure of super-efficiency in data envelopment analysis［J］. European Journal of Operational Research， 2002， 143（1）： 32.

［21］宋寶東. 全要素視角下西部地區(qū)碳排放效率收斂性及影響因素研究［D］. 西安： 西安建筑科技大學， 2019.

［22］祁毓， 盧洪友， 徐彥坤. 中國環(huán)境分權體制改革研究：制度變遷、數(shù)量測算與效應評估［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2014（1）： 34.

［23］陸遠權， 張德鋼. 環(huán)境分權、市場分割與碳排放［J］. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26（6）： 107.

［24］李強， 河長制視域下環(huán)境分權的減排效應研究［J］. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究， 2018（3）： 57.

［25］繆小林， 王婷， 高躍光. 轉移支付對城鄉(xiāng)公共服務差距的影響： 不同經(jīng)濟趕超省份的分組比較［J］. 經(jīng)濟研究， 2017， 52（2）： 55.

（責任編輯：于海琴）

收稿日期： 2023-08-30網(wǎng)絡首發(fā)時間：2024-07-18T11：26：54

基金項目： 國家自然科學基金項目（72164035）； 新疆維吾爾自治區(qū)研究生創(chuàng)新項目（XJ2023G137）； 新疆維吾爾自治區(qū)高?；究蒲?/p>

業(yè)務費項目（XJEDU2022J005）

第一作者簡介： 張萌萌（1998—），女，山東德州人。碩士研究生，研究方向為行政管理。E-mail： 2579258774@qq.com。

通信作者簡介： 李莉（1973—），女，重慶榮昌人。副教授，博士，碩士生導師，研究方向為資源經(jīng)濟與管理、 環(huán)境公共政策分析。E-mail：

466347947@qq.com。

網(wǎng)絡首發(fā)地址： https：//link.cnki.net/urlid/37.1378.N.20240716.1939.004