行政體制改革對邊界污染的影響

摘要：在環(huán)境污染防治攻堅向縱深推進的過程中，邊界污染一直是治理的難題?；?000 —2010年縣區(qū)面板數(shù)據(jù)、工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分和三重差分模型，考察行政體制改革對邊界污染的影響及作用機制，可以發(fā)現(xiàn)，在20世紀(jì)初開始大規(guī)模實施的“擴權(quán)強縣”改革后，邊界縣的空氣污染顯著增加。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，對于距離省會城市150—200公里的邊界縣，“擴權(quán)強縣”改革的污染效應(yīng)最大，但對于距離省會城市50公里以內(nèi)與300公里以外的邊界縣而言，這一污染效應(yīng)并不明顯。而對于人口較多、鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)較多的邊界縣而言，“擴權(quán)強縣”對轄區(qū)污染的加劇作用則更為突出。進一步分析發(fā)現(xiàn)， 財政壓力的減輕并不能緩解“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)。機制檢驗表明，相比于中心縣，“擴權(quán)強縣”改革降低了邊界縣的環(huán)境規(guī)制力度，導(dǎo)致邊界地區(qū)的污染排放加劇。因此，應(yīng)持續(xù)深化縱向行政體制改革，優(yōu)化地方干部考核機制，同時構(gòu)建有效的跨區(qū)域協(xié)同治理體系。

關(guān)鍵詞：邊界污染；行政體制改革；擴權(quán)強縣；環(huán)境規(guī)制

基金項目：國家社會科學(xué)基金一般項目“城市更新協(xié)同推進碳減排與穩(wěn)增長的實施路徑與財政對策研究”（24BJY059）

中圖分類號：D630；X322 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-854X（2025）02-0013-12

一、引言及相關(guān)文獻綜述

黨的二十大報告明確提出，要“深入推進環(huán)境污染防治。堅持精準(zhǔn)治污、科學(xué)治污，持續(xù)深入打好藍天、碧水、凈土保衛(wèi)戰(zhàn)。”黨的二十屆三中全會指出，要完善生態(tài)文明基礎(chǔ)體制，健全生態(tài)環(huán)境治理體系。然而，由于“行政區(qū)劃有邊界，環(huán)境污染無界線”，分稅制帶來的競爭激勵以及污染跨界追責(zé)等難題（1），導(dǎo)致地方政府傾向于將產(chǎn)生污染的經(jīng)濟活動轉(zhuǎn)移到行政邊界地區(qū)（2），進而形成邊界污染效應(yīng)。

目前，邊界污染問題已引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。周沂等發(fā)現(xiàn)，與非省邊界區(qū)縣相比，省邊界區(qū)縣污染企業(yè)的進入門檻更低，容易形成邊界地區(qū)的污染集聚（3）。龍文濱和胡珺利用省內(nèi)邊界區(qū)縣的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)越接近省域邊界，環(huán)境污染越嚴(yán)重（4）。在河流跨界污染方面，金剛等研究發(fā)現(xiàn)，具備跨界污染條件的下游臨河省邊界縣集聚了更多的水污染密集企業(yè)（5）。此外，有學(xué)者認(rèn)為行政分割導(dǎo)致了邊界污染效應(yīng)，并從市場一體化（6）與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展（7）等方面提出解決策略。

郡縣治，天下安。在我國多層級政府行政體制中，縣域作為國家治理體系的“基層樞紐”，其污染治理水平對于實現(xiàn)綠色發(fā)展具有重要意義。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，2023年我國共有2843個縣級行政區(qū)，面積接近全國國土的90%，占全國人口的比重達到52.5%。2000—2010年全國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)顯示，接近45.7%的工業(yè)企業(yè)在省邊界縣選址，構(gòu)成省邊界地區(qū)的污染集聚。因此，從縣域視角剖析邊界污染的內(nèi)在誘因是科學(xué)治污的重要前提。

邊界污染的治理，涉及各級政府的權(quán)責(zé)分配。自2003年起，我國開始實施“擴權(quán)強縣”改革，將省級政府部分或者全部經(jīng)濟管理權(quán)和社會管理權(quán)直接下放到縣級政府。雖然各省在推進改革的過程中存在差異，但均按照“能放則放、責(zé)權(quán)統(tǒng)一”的原則下放經(jīng)濟管理權(quán)限。這一改革的本質(zhì)是通過擴大縣級政府的自由裁量權(quán)，減少管理層級、降低行政成本，進而加快縣域經(jīng)濟發(fā)展。“擴權(quán)強縣”改革使縣級政府具有更大的自主權(quán)，同時弱化了縣級政府與市級政府的聯(lián)系，加強了省與縣的聯(lián)系。因此，本文聚焦省域邊界縣，以“擴權(quán)強縣”表征行政體制改革，探討當(dāng)基層政府被賦予更大權(quán)力時，是否會加劇省邊界地區(qū)的污染程度，嘗試為邊界污染治理提供有價值的政策建議。

關(guān)于“擴權(quán)強縣”改革的經(jīng)濟效應(yīng)分析，既有文獻主要集中于公共品提供（8）、企業(yè)績效（9）、創(chuàng)新活力（10）等領(lǐng)域。同時，也有部分文獻關(guān)注到其環(huán)境效應(yīng)（11）。余錦亮關(guān)注到“擴權(quán)強縣”與“省直管縣”的異質(zhì)性污染特征，認(rèn)為以“擴權(quán)強縣”表征的事權(quán)下放會加劇地區(qū)污染程度，而以“省直管縣”表征的財權(quán)下放則沒有明顯的污染效應(yīng)（12）。Li等發(fā)現(xiàn)“擴權(quán)強縣”改革通過影響地方政府注意力分配，促進了地方經(jīng)濟發(fā)展，同時加劇了環(huán)境破壞（13）。

現(xiàn)有文獻主要從橫向競爭的視角，分析“擴權(quán)強縣”改革對環(huán)境污染的作用機制。王小龍和陳金黃發(fā)現(xiàn)，“擴權(quán)強縣”加劇了地方政府的競爭，進而降低了轄區(qū)內(nèi)PM2.5的治理水平（14）。從環(huán)境規(guī)制來看，改革加強了經(jīng)濟增長激勵，減弱了環(huán)境規(guī)制力度。余錦亮發(fā)現(xiàn)“擴權(quán)強縣”經(jīng)濟分權(quán)使試點縣面臨更高的增長目標(biāo)，環(huán)境執(zhí)法力度顯著降低，從而加劇了轄區(qū)內(nèi)污染水平（15）。從招商引資來看，管理權(quán)的增加使地方政府有能力擴大企業(yè)規(guī)模，吸引新企業(yè)入駐（16）。Li 和Luo 發(fā)現(xiàn)，“擴權(quán)強縣”改革能夠大規(guī)模吸引外資企業(yè)的入駐（17），根據(jù)污染避風(fēng)港假說，外資企業(yè)往往具有更大的污染效應(yīng)，進而加劇了地區(qū)的污染程度（18）。從財政支出來看，“擴權(quán)強縣”改革使試點縣非生產(chǎn)領(lǐng)域的支出比重減少（19），加劇了地區(qū)空氣污染（20）。

可見，既有文獻大多探討“擴權(quán)強縣”改革對試點縣的環(huán)境影響，較少關(guān)注到“擴權(quán)強縣”對邊界污染的影響。本文可能的邊際貢獻在于：第一，在研究視角上，本文探討了“擴權(quán)強縣”這一行政體制改革對邊界污染的影響，從體制改革層面解讀邊界污染的制度誘因，拓展了邊界污染治理的研究思路。第二，在研究內(nèi)容上，本文基于邊界縣的地理位置，更為精細(xì)地分析了“擴權(quán)強縣”對邊界污染影響的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)對于距離省會城市150—200公里的邊界縣，改革對污染的影響最大。而對于距離省會城市50公里以內(nèi)與300公里以外的邊界縣，這一污染效應(yīng)并不明顯。第三，在研究方法上，利用Arcgis精準(zhǔn)識別省邊界縣，并構(gòu)建雙重差分模型，結(jié)合PM2.5衛(wèi)星反演數(shù)據(jù)，考察“擴權(quán)強縣”對邊界污染的影響。

二、理論分析與研究假說

（一）“擴權(quán)強縣”對省邊界縣污染的影響

隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，傳統(tǒng)市管縣體制行政層級疊加、行政效率過低等弊端逐漸顯現(xiàn)出來。1992年，浙江省為擺脫“市刮縣”現(xiàn)象，促進縣域經(jīng)濟發(fā)展，率先對13個經(jīng)濟發(fā)展較快的縣（市）進行擴權(quán)，具體內(nèi)容為擴大基本建設(shè)、技術(shù)改造和外商投資項目的審批權(quán)。2003年起，各省陸續(xù)開始在經(jīng)濟管理方面推行“擴權(quán)強縣”改革。

“擴權(quán)強縣”改革通過擴大縣級政府資源整合使用自主權(quán)來激發(fā)縣域發(fā)展動力，改革使縣級政府行為策略發(fā)生轉(zhuǎn)變，進而影響轄區(qū)內(nèi)污染治理水平。對于邊界縣而言，這一影響可能更為突出。

第一，“擴權(quán)強縣”使縣級政府經(jīng)濟增長激勵加強，對于發(fā)展相對落后的邊界縣而言，其經(jīng)濟增長激勵更強。改革后，省級政府為縣域經(jīng)濟制定了更高的增長目標(biāo)。例如，遼寧省在2006年開始實施“擴權(quán)強縣”改革，同年在《關(guān)于加快縣域經(jīng)濟發(fā)展的若干意見》中設(shè)定改革目標(biāo)，要求到2010年縣域生產(chǎn)總值年均增長15%以上，顯著高于當(dāng)年遼寧省政府工作報告中全省地區(qū)生產(chǎn)總值11%的增長目標(biāo)。對于經(jīng)濟相對落后的邊界縣而言，其實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標(biāo)的壓力更大，因此可能導(dǎo)致更多的污染排放。

第二，“擴權(quán)強縣”使縣級政府自主權(quán)加大，而邊界縣更傾向于吸引高污染企業(yè)入駐。改革將項目管理、證照管理、土地和礦權(quán)管理、計劃管理、環(huán)評審核管理等方面的權(quán)力下放至縣級政府（21），使縣級政府招商引資的自主權(quán)限大為增強。而邊界縣由于經(jīng)濟增長壓力更大，其犧牲環(huán)境換取經(jīng)濟增長的動機更強，更傾向于采取“逐底競爭”模式導(dǎo)致邊界地區(qū)污染加劇。

第三，“擴權(quán)強縣”改革使縣級政府經(jīng)濟管理權(quán)限增多，這意味著縣級財政支出規(guī)模的擴大。與中心縣相比，邊界縣由于發(fā)展較為落后，往往面臨著更大的財政支出壓力。根據(jù)《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，以（地方一般公共預(yù)算支出-地方一般公共預(yù)算收入）/地方一般公共預(yù)算收入表征縣級財政收支缺口情況，可以發(fā)現(xiàn)，平均而言，2000—2010年邊界縣面臨的財政缺口約是中心縣的1.28倍。而地方財政壓力往往導(dǎo)致污染加?。?2）。對于邊界縣而言，財政壓力突出，加之實現(xiàn)增長目標(biāo)的壓力也更大，更可能采取“短平快”的短期行為，減少環(huán)境等公共品的支出，即犧牲生態(tài)環(huán)境謀求短期經(jīng)濟增長（23）?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說1：“擴權(quán)強縣”加劇了省邊界縣的污染程度。

此外，各個縣的經(jīng)濟發(fā)展稟賦和地理位置可能會影響“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)。對于經(jīng)濟發(fā)展稟賦較好的地區(qū)而言，其參與橫向競爭的能力更強，因此改革產(chǎn)生的污染效應(yīng)可能更大。而對于靠近省會城市的邊界地區(qū)而言，由于面臨更為嚴(yán)格的監(jiān)管，改革產(chǎn)生的污染效應(yīng)可能更小?；诖?，本文提出以下假說：

假說2：對于具有不同經(jīng)濟發(fā)展稟賦與區(qū)位特征的省邊界縣，“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)存在異質(zhì)性。

（二）“擴權(quán)強縣”對邊界污染影響的作用機制

在橫向競爭方面，“擴權(quán)強縣”加強了地方政府經(jīng)濟增長的競爭激勵（24），同時降低其環(huán)境規(guī)制力度（25）。相比于中心縣，邊界縣由于經(jīng)濟稟賦較差、基礎(chǔ)設(shè)施不全，在橫向競爭中往往處于弱勢地位，更有可能放松環(huán)境規(guī)制力度吸引企業(yè)入駐（26），進而加劇其污染程度。

在縱向監(jiān)管方面，“擴權(quán)強縣”加強了省與縣的聯(lián)系，省級政府能夠更加直接地影響縣域資源的配置。在分稅制下，省級政府往往會將負(fù)外部性的經(jīng)濟活動配置在邊界地區(qū)（27），因而加劇了邊界地區(qū)的污染。一般情況下，邊界地區(qū)發(fā)展較為落后，而高污染企業(yè)往往能在短期內(nèi)帶動經(jīng)濟增長，省級政府在邊界地區(qū)放松環(huán)境規(guī)制或規(guī)模性引進污染企業(yè)，能夠帶動邊界地區(qū)經(jīng)濟增長（28）。此外，相比中心縣，邊界地區(qū)的污染監(jiān)管難度更大，更不易被發(fā)現(xiàn)（29），因此省級政府更傾向于將污染行為遷移至邊界縣。

綜上所述，無論在橫向競爭，還是在縱向監(jiān)管上，“擴權(quán)強縣”都導(dǎo)致了邊界縣比中心縣面臨更低的環(huán)境規(guī)制力度，進而加劇了邊界縣的污染。因此，本文提出以下假說：

假說3：相比于中心縣，“擴權(quán)強縣”改革通過放松邊界縣環(huán)境規(guī)制力度，進而加劇了邊界地區(qū)的污染水平。

三、模型設(shè)計與變量說明

截至2010年，全國有19個省份、650個縣（區(qū)）實施了“擴權(quán)強縣”改革。和其他分權(quán)改革實踐相比，“擴權(quán)強縣”改革只涉及事權(quán)劃分，且涉及地區(qū)多、時間跨度廣。而各省在實施這項改革時，具體做法與選擇標(biāo)準(zhǔn)存在差異。例如，福建省和江蘇省分別在2003年和2007年一次性地推行“擴權(quán)強縣”改革，而河南省則分別在2004年、2006年分兩批進行改革，也有省份在樣本觀測期間沒有進行改革。在選擇標(biāo)準(zhǔn)上，湖北省是將“經(jīng)濟發(fā)展較快”作為試點縣選擇的重要標(biāo)準(zhǔn)，而河北省則將貧困縣列為“擴權(quán)強縣”試點縣。改革時間與試點地區(qū)豐富的差異性為本文的識別檢驗提供了良好的研究基礎(chǔ)。本文基于上述政策實施特征，確定實證分析的識別策略，在穩(wěn)健性檢驗中，通過將試點縣的相關(guān)挑選標(biāo)準(zhǔn)與時間趨勢變量交乘納入回歸方程中，以解決可能存在的選擇性偏差。

（一）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型

本文利用2000—2010年縣（區(qū)）層面數(shù)據(jù)，并運用Arcgis識別省邊界縣（區(qū)），構(gòu)建邊界縣面板數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，本文根據(jù)“擴權(quán)強縣”政策實施節(jié)點，利用多時點雙重差分模型進行因果識別，構(gòu)成以下基準(zhǔn)回歸模型，如式（1）所示。

lnpm2.5ct=α0+α1reformct+∑γcontrolsct+ηc+λt +f（t）+εct （1）

其中，c代表省邊界縣，t代表年份。lnpm2.5ct 為被解釋變量，表示邊界縣c在t年的PM2.5平均濃度。reformct為核心解釋變量，即擴權(quán)強縣政策沖擊的虛擬變量，若邊界縣c在t年受到改革沖擊，則為1，反之為0。controlsct 為縣（區(qū)）層面的一系列控制變量。ηc為縣（區(qū)）固定效應(yīng)；λt為年份固定效應(yīng)；f（t）=t+t2+t3，為三次時間趨勢項；εct為誤差項。在基準(zhǔn)回歸中，本文選擇聚類在縣（區(qū)）層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.平行趨勢檢驗?zāi)Ｐ?/p>

本文利用事件研究法（event study）進行平行趨勢檢驗，具體實證模型如式（2）所示。

lnpm2.5ct=α0+Σ 5+m≥-6+αmreformc，t+m+Σγcontrolsct+ηc+λt+f（t）+εct （2）

其中，reformc，t+m為政策沖擊事前與事后的虛擬變量，m= -6+，-5，-4，-3，-2，0，1，2，3，4，5+，表示當(dāng)年份t為城市所實施政策節(jié)點后m年，即政策實施后m年時，reformc，t+m為1，其他情況為0。m= -6+表示政策實施前第六期及第六期以前，m=5+表示政策實施后第五期及第五期以后。本文以政策實施前一年，即m=-1為基期；以m=1表示縣（區(qū)）c政策實施后一年，以此類推。m=0時，指的是縣（區(qū)）c政策實施當(dāng)期。其余變量與基準(zhǔn)回歸保持一致。

3.微觀機制檢驗?zāi)Ｐ?/p>

在進行基準(zhǔn)回歸后，本文基于2000—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、工業(yè)污染數(shù)據(jù)庫構(gòu)建企業(yè)層面數(shù)據(jù)，利用三重差分方法進行微觀機制檢驗。具體而言，機制檢驗以企業(yè)污染排放表征環(huán)境規(guī)制力度，探討相比中心縣，“擴權(quán)強縣”改革對邊界縣環(huán)境規(guī)制力度的影響，進而明確“擴權(quán)強縣”改革對邊界污染的微觀作用機制。識別模型如式（3）所示。

yijt=β0+β1reformjt×borderi+β2reformjt+Σφcontrolsit+Σγcontrolsjt+ηj+λt+κi+εijt （3）

其中，i表示企業(yè)，j表示縣（區(qū)），t表示年份。yijt是縣（區(qū)）j企業(yè)i在t年的污染排放，為微觀機制檢驗的被解釋變量。這里分別從企業(yè)工業(yè)廢氣、工業(yè)煙塵、工業(yè)廢水、二氧化硫以及氨氮排放等方面進行分析。企業(yè)污染排放越多，說明環(huán)境規(guī)制力度越弱。reformjt表示縣（區(qū)）j在t年是否進行了“擴權(quán)強縣”改革，若縣（區(qū)）j在t年受到改革沖擊，則為1，反之為0。borderi是虛擬變量，若企業(yè)i位于省邊界縣，則為1，反之為0。controlsit為一系列企業(yè)層面的控制變量，主要包括企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)用水總量與煤炭消費總量等。controlsjt為縣（區(qū)）層面的控制變量，與基準(zhǔn)回歸保持一致。ki為企業(yè)固定效應(yīng)。εijt為聚類在企業(yè)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

（二）變量說明

1.核心解釋變量：“擴權(quán)強縣”改革

本文選擇2000—2010年期間“擴權(quán)強縣”改革沖擊作為核心解釋變量。自2003年起，我國各省陸續(xù)推進“擴權(quán)強縣”改革，這為本文的因果識別策略提供了可能。本文手工收集了我國2126個縣（區(qū)）進行“擴權(quán)強縣”改革的時間，在改革之前賦值為0，改革之后賦值為1。

2.被解釋變量：省邊界縣的空氣污染

為了識別“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)，必須明確邊界地區(qū)的范圍。目前，關(guān)于邊界地區(qū)的劃分主要有兩種：一是以城市邊界為基礎(chǔ)，將城市邊界線具體范圍內(nèi)作為城市行政邊界地區(qū)（30），或者基于更小層級的行政區(qū)劃單位——鎮(zhèn)（鄉(xiāng)、街道），進行邊界地區(qū)的定義，即選取城市邊界線的鄉(xiāng)鎮(zhèn)（邊界鎮(zhèn)）作為城市邊界地區(qū)（31）。二是以省域邊界線為基礎(chǔ)，識別省邊界線上的縣（區(qū)）作為邊界地區(qū)（32）。

由于“擴權(quán)強縣”的政策目標(biāo)聚焦于縣域，且縣域為環(huán)境治理的基層單位。2014年修訂的《中華人民共和國環(huán)境保護法》明確規(guī)定，“縣級以上地方人民政府環(huán)境保護主管部門，對本行政區(qū)域環(huán)境保護工作實施統(tǒng)一監(jiān)督管理”。因此，本文選擇省邊界縣來探討邊界污染問題。本文利用Arcgis識別出與省邊界線相鄰的1208個縣（區(qū)），將其定義為邊界縣，并與《縣域統(tǒng)計年鑒》進行匹配，最后得到10471個樣本觀測值。

在污染指標(biāo)中，PM2.5作為典型的空氣污染物，是造成霧霾的主要原因，其濃度大小能表征地區(qū)綜合的環(huán)境水平與污染程度。同時，華盛頓大學(xué)圣路易斯分校大氣成分分析組（ACAG）通過衛(wèi)星采集的氣溶膠厚度（AOD）反演數(shù)據(jù)，公布了全球地表PM2.5濃度（Global/Regional Estimates（V5.GL.02）），采用該數(shù)據(jù)能夠有效避免數(shù)據(jù)篡改與編造問題。因此，本文選取PM2.5平均濃度衡量地區(qū)污染水平。具體地，本文利用Arcgis對原始反演數(shù)據(jù)進行處理，并與中國縣級行政區(qū)劃相匹配，最終得到省邊界縣的PM2.5平均濃度，取對數(shù)后作為基準(zhǔn)回歸中的被解釋變量。

3.微觀機制變量

微觀機制檢驗選用企業(yè)數(shù)據(jù)開展研究，這是由于2000—2010年期間縣級環(huán)境數(shù)據(jù)存在大量缺失情況。此外，我國在2007年政府收支分類科目改革后，才開始在財政支出中設(shè)立“環(huán)境保護”類科目。出于數(shù)據(jù)可得性原因，同時考慮到企業(yè)是污染排放的經(jīng)濟主體，其排污行為是環(huán)境規(guī)制力度在微觀層面的體現(xiàn)，因此本文聚焦企業(yè)污染排放進行微觀機制檢驗。本文利用2000—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)，通過企業(yè)名稱、組織機構(gòu)代碼等進行匹配，得到企業(yè)不同的污染物排放變量。具體而言，機制檢驗選擇企業(yè)的工業(yè)廢氣、工業(yè)煙塵、工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫與氨氮排放量等，取對數(shù)后作為被解釋變量進行分析。

在實證分析中，本文根據(jù)工業(yè)企業(yè)經(jīng)緯度信息解析企業(yè)所在縣（區(qū)），利用Arcgis識別其是否位于省邊界縣，若位于省邊界縣，則定義虛擬變量borderi為1，反之，則為0。在此基礎(chǔ)上，將borderi與“擴權(quán)強縣”改革變量交乘，作為微觀機制檢驗的核心解釋變量。

4.控制變量

基準(zhǔn)回歸選取了縣（區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展與氣象兩方面的特征變量，作為控制變量。在經(jīng)濟發(fā)展特征方面，本文選取地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、人口總數(shù)、財政收支狀況以及是否實施省直管縣政策作為控制變量。其中，以縣（區(qū)）GDP表征經(jīng)濟發(fā)展水平，以（地方一般公共預(yù)算支出—地方一般公共預(yù)算收入）/地方一般公共預(yù)算收入表征縣（區(qū)）財政狀況。在氣象特征方面，本文選擇地區(qū)降水量、平均風(fēng)速以及一月平均氣溫予以控制，以克服氣象因素帶來的影響。本文從歐洲中期天氣預(yù)報中心（ECMWF）獲取相關(guān)的ERA-INTERIM柵格氣象數(shù)據(jù)，經(jīng)Arcgis統(tǒng)計并與中國縣域行政區(qū)劃匹配，得到地區(qū)層面的氣象特征變量。在具體回歸中，經(jīng)濟發(fā)展水平、人口總數(shù)以及地區(qū)降水量與平均風(fēng)速以對數(shù)形式進行分析，經(jīng)計算后的財政狀況與一月平均氣溫直接納入回歸模型中。

在微觀機制檢驗部分，本文通過企業(yè)地理位置解析所在縣（區(qū)），與縣（區(qū)）面板匹配后，加入與基準(zhǔn)回歸一致的地區(qū)層面控制變量，同時選擇企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)用水總量以及煤炭消費總量作為企業(yè)層面的控制變量。實證中，企業(yè)層面的控制變量均以對數(shù)形式納入回歸過程。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

在縣（區(qū)）層面，“擴權(quán)強縣”改革數(shù)據(jù)來自各地政府官網(wǎng)；PM2.5平均濃度來自華盛頓大學(xué)圣路易斯分校大氣成分分析組；經(jīng)濟方面的控制變量來自《縣域統(tǒng)計年鑒》，氣象方面的控制變量來自歐洲中期天氣預(yù)報中心。在企業(yè)層面，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與工業(yè)企業(yè)污染數(shù)庫。我國行政區(qū)劃矢量數(shù)據(jù)來自中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心。為滿足政策沖擊的時間窗口，本文采用2000—2010年的數(shù)據(jù)。表1為區(qū)縣層面相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，表2為企業(yè)層面相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表3報告了模型（1）的實證回歸結(jié)果，檢驗了“擴權(quán)強縣”改革的邊界污染效應(yīng)。為排除一系列影響因素，回歸中加入了經(jīng)濟發(fā)展與氣象因素方面的控制變量，此外，還加入了三次時間趨勢項克服遺漏變量問題。

表3第（1）列為不加入控制變量與固定效應(yīng)的估計結(jié)果；表3第（2）列為加入縣級固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)的結(jié)果。表3前兩列的回歸結(jié)果表明，“擴權(quán)強縣”政策虛擬變量的估計系數(shù)為正且在1%水平上顯著。在加入一系列控制變量與雙向固定效應(yīng)后，表3第（3）列的回歸結(jié)果顯示，“擴權(quán)強縣”虛擬變量的估計系數(shù)為0.034，且在1%水平上顯著。進一步加入三次時間趨勢項后，得到一致的結(jié)果，如表3第（4）列所示。

回歸結(jié)果表明，“擴權(quán)強縣”改革加劇了邊界縣的空氣污染程度。可能的原因是，邊界縣政府在橫向競爭中處于弱勢地位，分權(quán)體制下，往往通過放松環(huán)境規(guī)制力度引進企業(yè)。同時，省級政府在權(quán)衡“環(huán)保”與“增長”目標(biāo)時，會通過放松邊界區(qū)域的環(huán)境規(guī)制來換取經(jīng)濟增長。至此，假說1得到驗證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文按照公式（2）以政策實施前一期作為基期，進行平行趨勢檢驗。相應(yīng)結(jié)果如表4所示。

由表4可知，在政策實施之前與政策實施當(dāng)期，估計系數(shù)均不顯著且在0附近?！皵U權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)在政策實施后一年開始顯現(xiàn)，即在政策實施后一期及其以后的估計系數(shù)顯著為正。這說明本文基準(zhǔn)識別策略滿足事前平行趨勢假設(shè)，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是有效的。此外，圖1直觀地展示了在加入控制變量、雙向固定效應(yīng)以及時間趨勢項后的平行趨勢檢驗結(jié)果，即表4第（4）列，圖中置信區(qū)間為95%。

2.安慰劑檢驗

為了排除政策效應(yīng)的偶然性，本文隨機改變政策時間與受政策沖擊個體進行安慰劑檢驗。基于縣（區(qū)）數(shù)據(jù)的可得性，在1208個省邊界縣中有964個縣（區(qū)）最終納入實證分析中。其中，在樣本觀測期間受到政策沖擊的縣（區(qū)）有308個。因此，本文從964個縣（區(qū)）中隨機抽取308個縣（區(qū)）作為虛假處理組，其余縣（區(qū)）作為虛假控制組，同時隨機產(chǎn)生虛擬的政策實施年份，再次進行回歸分析，并將上述隨機過程重復(fù)1000次，進行安慰劑檢驗。

圖2為隨機模擬1000次后的結(jié)果，縱軸為被解釋變量的概率密度，橫軸為政策實施的虛假待估系數(shù)。可以發(fā)現(xiàn)，虛假待估系數(shù)接近于正態(tài)分布，且估計系數(shù)集中在0附近，與基準(zhǔn)回歸系數(shù)（0.034）不具有相似性。這在一定程度上排除了“擴權(quán)強縣”邊界污染效應(yīng)的偶然性，證明了假說1的穩(wěn)健性。

3.更換固定效應(yīng)

在基準(zhǔn)回歸中，本文加入了縣級固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)。在穩(wěn)健性檢驗中，將縣級固定效應(yīng)替換為城市固定效應(yīng)，以克服城市非時變因素的影響。此外，本文加入縣級固定效應(yīng)、省級-年份聯(lián)合固定效應(yīng)，以同時排除縣級非時變因素以及省級層面隨時間變化的相關(guān)因素影響。

表5第（1）列與第（2）列的結(jié)果顯示，在加入城市固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)時，“擴權(quán)強縣”政策沖擊仍在1%水平上顯著增加邊界縣的污染程度；表5第（3）列與第（4）列的結(jié)果顯示，在加入縣級固定效應(yīng)與“省級-年份”聯(lián)合固定效應(yīng)時，待估系數(shù)也在1%水平上顯著為正。這與基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果一致，再次證明了實證結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.排除選擇性偏誤影響

本文從是否為糧食大縣、是否為貧困縣、地區(qū)初始財政狀況、地區(qū)地理因素方面進行選擇性偏誤的排除。我國各地推行“擴權(quán)強縣”改革的具體措施不盡相同，例如四川省將糧油生產(chǎn)大縣作為“擴權(quán)強縣”試點選擇標(biāo)準(zhǔn)之一；河北省將貧困縣列為“擴權(quán)強縣”試點；湖北省則是將“經(jīng)濟發(fā)展較快”作為試點縣選擇的重要標(biāo)準(zhǔn)。為了提高估計策略的有效性，本文收集整理了國家級產(chǎn)糧大縣名單和國家級貧困縣名單，同時計算了1999年各縣（區(qū)）財政收支缺口表征初始財政狀況，利用Arcgis統(tǒng)計了各地的平均坡度，并分別將其與時間趨勢項相乘后納入實證回歸，以排除選擇性偏誤的影響。回歸結(jié)果如表6所示。

表6第（1）列為排除國家級產(chǎn)糧大縣政策的回歸結(jié)果，第（2）列為排除國家級貧困縣影響的檢驗結(jié)果；表6第（3）列與第（4）列分別為排除地區(qū)初始財政狀況與平均坡度影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在排除一系列可能的選擇性偏誤因素的影響后，“擴權(quán)強縣”政策沖擊的待估系數(shù)仍然為正向顯著，再次證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5.堆疊DID估計

在多期雙重差分模型中，政策實施較早的處理組樣本會被作為政策實施較晚處理組的控制組，因此使用雙向固定效應(yīng)進行多時點雙重差分估計可能產(chǎn)生識別偏誤（33）。為了避免這一問題對基準(zhǔn)回歸結(jié)果有效性造成的干擾，本文借鑒Cengiz等提出的堆疊回歸估計方式進行分析（34），每個堆疊包括來自同一時間段內(nèi)實驗組和從未接受處理的控制組的所有觀察結(jié)果。表7匯報了堆疊DID的回歸結(jié)果。

表7回歸結(jié)果表明，在進行堆疊處理后，“擴權(quán)強縣”改革的邊界污染效應(yīng)仍然存在。如表7第（2）列所示，“擴權(quán)強縣”的待估系數(shù)在1%水平上顯著為正，這與基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果一致，說明基準(zhǔn)回歸的實證結(jié)論可靠。

（三）異質(zhì)性分析

本文從縣域經(jīng)濟狀況與到省會城市的距離兩方面進行異質(zhì)性分析。其中，縣域經(jīng)濟狀況包括縣（區(qū)）初始人口與鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)兩個維度。回歸結(jié)果如表8所示。

1.人口與鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)的異質(zhì)性分析

“擴權(quán)強縣”改革對具有不同經(jīng)濟發(fā)展稟賦的省邊界縣產(chǎn)生不同的污染效應(yīng)。對于初始經(jīng)濟稟賦較好的邊界縣而言，由于競爭優(yōu)勢更強，更容易吸引企業(yè)入駐，因而可能導(dǎo)致更大的污染。本文利用1999年各邊界縣的年末人口數(shù)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)表征其初始經(jīng)濟稟賦，將高于中位數(shù)的定義為人口較多組、鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)較多組；低于中位數(shù)的定義為人口較少組、鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)較少組，據(jù)此進行分組回歸。相應(yīng)的回歸結(jié)果如表8第（1）列至第（4）列所示。結(jié)果表明，對于人口較多、鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)較多的邊界縣而言，“擴權(quán)強縣”對空氣污染的加劇作用更加明顯。

2.到省會城市距離的異質(zhì)性分析

本文通過構(gòu)建隊列虛擬變量，就“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)進行到省會城市距離的異質(zhì)性探討。具體而言，本文利用Arcgis計算了邊界縣與所屬省省會城市的距離，并按照不同的距離構(gòu)建虛擬變量。若某一邊界縣位于距離省會城市50公里以內(nèi)，則定義變量“0—50KM”為1，反之為0；若邊界縣位于距離省會城市50—100公里范圍內(nèi)，則定義變量“50—100KM”為1，反之為0。以此類推，構(gòu)建虛擬變量與核心解釋變量交互項納入回歸分析中。具體結(jié)果如表8第（5）列所示。

結(jié)果表明，對于距離省會城市50公里以內(nèi)與300公里以外的邊界縣，“擴權(quán)強縣”改革的污染效應(yīng)并不明顯。可能的原因是，對于距離省會城市50公里以內(nèi)的邊界縣而言，產(chǎn)生的污染外溢會影響省會城市的環(huán)境質(zhì)量，而“擴權(quán)強縣”加強了省與縣的聯(lián)系，因此可能對其實施相對嚴(yán)格的環(huán)境監(jiān)管。而對于距離省會300公里以外的邊界縣而言，由于其位置偏遠(yuǎn)，在招商引資中并無優(yōu)勢，產(chǎn)生的經(jīng)濟活動較少，污染效應(yīng)就相對不顯著。

此外，根據(jù)隊列虛擬變量的估計系數(shù)，在距離省會城市50—300公里范圍內(nèi)，“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)呈現(xiàn)先擴大后減少的趨勢：在150—200公里范圍內(nèi)，這一污染效應(yīng)最大，而在200—300公里范圍內(nèi)出現(xiàn)逐步縮小的情況。這說明，“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)，在距離省會城市150—200公里范圍內(nèi)的邊界縣尤為突出。至此本文假說2得到驗證。

五、機制檢驗

本文利用2000—2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與工業(yè)污染數(shù)據(jù)庫，通過Arcgis根據(jù)企業(yè)經(jīng)緯度識別企業(yè)是否位于省邊界縣，并以企業(yè)污染排放表征環(huán)境規(guī)制力度，企業(yè)污染排放量越大，表示環(huán)境規(guī)制力度越弱。同時，構(gòu)建虛擬變量border，用于表征企業(yè)是否處于邊界縣，并與“擴權(quán)強縣”政策變量相乘作為核心解釋變量，按照公式（3）構(gòu)建三重差分模型進行微觀機制檢驗。其中，交互項系數(shù)是需要關(guān)注的?；貧w結(jié)果如表9所示。

表9 第（1）列到第（5）列的被解釋變量分別為企業(yè)的工業(yè)廢氣、工業(yè)煙塵、工業(yè)廢水、二氧化硫與氨氮的排放量。結(jié)果表明，在加入企業(yè)和縣（區(qū)）層面的控制變量以及企業(yè)、縣級與年份固定效應(yīng)后，除工業(yè)廢水排放量以外，交互項估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正。這表明，相比中心縣，“擴權(quán)強縣”改革顯著降低了邊界縣環(huán)境規(guī)制力度，因而導(dǎo)致邊界地區(qū)污染排放加劇。假說3得到驗證。

六、進一步分析

在行政體制改革中，“省直管縣”改革是與“擴權(quán)強縣”幾乎同期推行的舉措?！笆≈惫芸h”改革主要集中財政領(lǐng)域，其特點是將試點縣的稅收分成、財政結(jié)算、資金調(diào)度等直接與省級政府對接。這就避免了“市刮縣”，使得縣級政府擁有更大的財政收入分享權(quán)和管理權(quán)，有利于緩解試點縣的財政壓力。因此，本文根據(jù)“擴權(quán)強縣”與“省直管縣”政策實施時間先后，構(gòu)建虛擬變量，探討財政壓力減輕是否會緩解“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)。

在樣本觀測期間，部分省份先進行“擴權(quán)強縣”的經(jīng)濟分權(quán)改革，再進行“省直管縣”改革，如河北省、山西省、湖南省等。也有部分省份“省直管縣”改革在前，“擴權(quán)強縣”改革在后，如江蘇省、浙江省、安徽省等。還有省份同年實施兩項改革，如河南省分別在2004年和2007年分兩批同時實施“擴權(quán)強縣”與“省直管縣”。已有研究發(fā)現(xiàn)，分權(quán)次序是影響縣域經(jīng)濟增長差異的重要因素（35），并對縣級轄區(qū)污染產(chǎn)生了不同的影響，“擴權(quán)強縣”經(jīng)濟分權(quán)改革先行加劇了轄區(qū)污染，而“省直管縣”財政分權(quán)改革先行減輕了環(huán)境污染程度（36）。

本文保留了在樣本期間實施兩項分權(quán)改革以及均未實施兩項改革的縣，并根據(jù)各省推行兩類改革的時間，參照李永友等的做法（37），以某改革縣最早實施的分權(quán)改革類型來識別，構(gòu)建“擴權(quán)強縣”先行、“省直管縣”先行、兩項改革并行三個虛擬變量，分別表示為“先改革后減輕”、“先減輕后改革”和“邊減輕邊改革”?；貧w結(jié)果如表10所示。

由表10可知，“先改革后減輕”、“先減輕后改革”、“邊減輕邊改革”的估計系數(shù)均在1%水平顯著為正。可見，對于邊界縣而言，無論“省直管縣”改革處于“擴權(quán)強縣”改革之前、之后還是并行，“擴權(quán)強縣”對于邊界地區(qū)的污染效應(yīng)都依然存在。值得注意的是，“邊減輕邊改革”的估計系數(shù)為0.094，相比前兩者系數(shù)明顯增大，這說明對于省邊界縣而言，財權(quán)與事權(quán)同時下放帶來的污染效應(yīng)更大?？赡艿脑蚴牵敊?quán)事權(quán)同時下放使邊界縣政府面臨更突出的激勵約束轉(zhuǎn)變，帶來了更強烈的投資沖動，進而更大程度地加劇了轄區(qū)的污染水平。

這一結(jié)果說明，對于邊界地區(qū)而言，“擴權(quán)強縣”改革帶來的污染效應(yīng)與試點縣的財政壓力關(guān)系不大，污染效應(yīng)很可能來自邊界地區(qū)在“逐底競爭”模式下的投資沖動。因此，減輕財政壓力對于緩解改革帶來的邊界污染效應(yīng)作用有限，未來應(yīng)進一步深化相關(guān)行政體制改革。

七、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2000—2010年我國縣（區(qū)）面板數(shù)據(jù)、工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)等，利用Arcgis識別各省邊界縣，通過構(gòu)建雙重差分與三重差分模型，探討了“擴權(quán)強縣”改革對邊界污染的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，“擴權(quán)強縣”后，各省邊界縣的污染顯著增加。第二，“擴權(quán)強縣”改革通過降低邊界縣的環(huán)境規(guī)制力度，進而加劇了邊界地區(qū)的污染。第三，對于距離省會城市150—200公里的邊界縣，“擴權(quán)強縣”改革的邊界污染效應(yīng)最為突出；但對于距離省會城市50公里以內(nèi)以及300公里以外的邊界縣而言，這一污染效應(yīng)并不明顯。此外，對于初始人口較多、鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)較多的邊界縣而言，“擴權(quán)強縣”對轄區(qū)污染的加劇作用更為突出。第四，財政壓力減輕并不能緩解“擴權(quán)強縣”的邊界污染效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，應(yīng)持續(xù)深化行政體制改革，推進政府間特別是省以下事權(quán)與支出責(zé)任劃分的相關(guān)改革，并對省邊界縣地區(qū)給予更多關(guān)注，以提高邊界地區(qū)環(huán)境治理能力。第二，進一步優(yōu)化干部考核機制，科學(xué)構(gòu)建“增長”與“綠色”并重的多維考核指標(biāo)體系，以減輕邊界地區(qū)“短平快”的經(jīng)濟增長沖動，激勵邊界地區(qū)發(fā)揮自然資源優(yōu)勢，推動綠色高質(zhì)量發(fā)展。第三，在省域邊界地區(qū)，構(gòu)建有效的跨區(qū)域協(xié)同治理體系。應(yīng)該進一步加強頂層設(shè)計，深化省以下環(huán)保機構(gòu)監(jiān)測監(jiān)察執(zhí)法垂直管理制度改革，同時科學(xué)布局邊界地區(qū)的環(huán)境監(jiān)測站，實現(xiàn)邊界地區(qū)的精準(zhǔn)治污。

注釋：

（1）（27）（32） 唐為：《分權(quán)、外部性與邊界效應(yīng)》， 《經(jīng)濟研究》2019年第3期。

（2） 楊冕、謝澤宇、楊福霞：《省界毗鄰地區(qū)綠色發(fā)展路徑探索：來自革命老區(qū)振興的啟示》，《世界經(jīng)濟》2022年第8期。

（3）（28） 周沂、李琳、者卓邈：《地方政府目標(biāo)約束與邊界污染治理》，《環(huán)境經(jīng)濟研究》2023年第4期。

（4） 龍文濱、胡珺：《節(jié)能減排規(guī)劃、環(huán)?？己伺c邊界污染》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2018年第12期。

（5） 金剛、沈坤榮、李劍：《“以地謀發(fā)展”模式的跨界污染后果》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2022年第3期。

（6） 王明益、姚清仿：《全國統(tǒng)一大市場建設(shè)會抑制行政邊界污染排放嗎》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2024年第2期。

（7） 余典范、龍睿、王超：《數(shù)字經(jīng)濟與邊界地區(qū)污染治理》，《經(jīng)濟研究》2023年第11期。

（8） 盧洪友、劉敏、宋文靜：《擴權(quán)能否抑制僵尸企業(yè)——來自“擴權(quán)強縣”改革自然實驗的證據(jù)》，" 《當(dāng)代財經(jīng)》2020年第11期。

（9） 余錦亮、黃保聰：《縱向政府間行政治理結(jié)構(gòu)改革與企業(yè)績效》，《經(jīng)濟科學(xué)》2022年第1期。

（10） 王文凱：《行政分權(quán)與縣域創(chuàng)新——基于強縣擴權(quán)改革的實證檢驗》，《當(dāng)代財經(jīng)》2021年第6期。

（11） 彭耀輝、姚沁、方嫣彤、陳碩：《事權(quán)下放與基層環(huán)境治理——來自“擴權(quán)強縣”改革的證據(jù)》，《中國經(jīng)濟問題》2024年第1期。

（12）（15）（36） 余錦亮：《異質(zhì)性分權(quán)的污染效應(yīng)：來自市縣政府體制改革的證據(jù)》，《世界經(jīng)濟》2022年第5期。

（13） Y. Li， S. Chen， Y. Peng. In the Shadow of Administrative Decentralization： The Impact of Devolution on Subnational Service Provision， The American Review of Public Administration， 2023， 53（7-8）， pp.280-295.

（14） 王小龍、陳金皇：《省直管縣改革與區(qū)域空氣污染——來自衛(wèi)星反演數(shù)據(jù)的實證證據(jù)》，《金融研究》2020年第11期。

（16） 劉沖、喬坤元、周黎安：《行政分權(quán)與財政分權(quán)的不同效應(yīng)：來自中國縣域的經(jīng)驗證據(jù)》，《世界經(jīng)濟》2014年第10期。

（17）（25） L. Li， C. Luo， Does Administrative Decentralization Promote Outward Foreign Direct Investment and Productivity？ Evidence from China， Economic Modelling， 2023， 124， p.106296.

（18） 汪鋒、何京澤、史東杰：《外商直接投資、技術(shù)水平與城市霧霾污染——基于中國276個地級市的動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)分析》，《重慶大學(xué)學(xué)報》（社會科學(xué)版）2023年第5期。

（19） 董雪兵、董文博：《潮起潮落：縱向行政分權(quán)改革與經(jīng)濟增長》，《山東大學(xué)學(xué)報》（哲學(xué)社會科學(xué)版）2023年第5期。

（20） 朱向東、賀燦飛、李茜、毛熙彥：《地方政府競爭、環(huán)境規(guī)制與中國城市空氣污染》，《中國人口·資源與環(huán)境》2018年第6期。

（21）（35）（37） 李永友、周思嬌、胡玲慧：《分權(quán)時序與經(jīng)濟增長》，《管理世界》2021年第5期。

（22） 毛暉、王明月：《財政壓力、政府目標(biāo)設(shè)立與環(huán)境治理》，《財政科學(xué)》2024年第5期。

（23） 郭曉輝：《經(jīng)濟增長目標(biāo)、地方政府行為與環(huán)境效應(yīng)的關(guān)系》，《城市問題》2020年第9期。

（24） Q. Gong， C. Liu， M. Wu， Does Administrative Decentralization Enhance Economic Growth？ Evidence from a Quasi-Natural Experiment in China， Economic Modelling， 2021， 94， pp.945-952.

（26） H. Wu， H. Guo， B. Zhang， et al.， Westward Movement of New Polluting Firms in China： Pollution Reduction Mandates and Location Choice， Journal of Comparative Economics， 2017， 45（1）， pp.119-138.

（29） 潘郭欽、包群、黃睿：《隨風(fēng)而動：環(huán)境監(jiān)管規(guī)避與企業(yè)選址調(diào)整》，《經(jīng)濟學(xué)（季刊）》2023年第3期。

（30） 劉修巖、李松林、秦蒙：《開發(fā)時滯、市場不確定性與城市蔓延》，《經(jīng)濟研究》2016年第8期。

（31） 郭峰、熊云軍、石慶玲、王靖一：《數(shù)字經(jīng)濟與行政邊界地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展再考察——來自衛(wèi)星燈光數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《管理世界》2023年第4期。

（33） A. Goodman-Bacon， Difference-in-Differences with Variation in Treatment Timing， Journal of Econometrics， 2021， 225（2）， pp.254-277.

（34） D. Cengiz， A. Dube， A. Lindner， B. Zipperer， The Effect of Minimum Wages on Low-Wage Jobs， The Quarterly Journal of Economics， 2019， 134 （3）， pp.1405-1454.

作者簡介：毛暉，中南財經(jīng)政法大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院教授、" 博士生導(dǎo)師，湖北武漢，430073；王明月，中南財經(jīng)政法大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院博士研究生，湖北武漢，430073。

（責(zé)任編輯 李燈強）