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经济与金融管理MANAGEMENT REVIEW Vol.25 No.02(2013)MANAGEMENT REVIEW Vol.27 No.082015 23 基于空间面板模型的我国地方政府环境规制竞争研究王宇澄中国人民大学经济学院ꎬ北京100872摘要本文选取1996-2012年间我国31个省级地区港澳台除外的面板数据ꎬ通过空间计量方法ꎬ证明了我国地方政府间环境规制竞争的存在性ꎬ并且研究了竞争的表现形式ꎮ结果表明我国省际环境规制竞争表现出跨界溢出效应ꎮ地方政府在工业二氧化硫、粉尘等治污减排成本大、环境规制正外部性强的污染物治理上存在“搭便车”动机ꎮ同时随政绩考核体系中环境质量占比的增加环境规制竞争逐渐减弱ꎮ另外随着经济发展水平的提高ꎬ地方政府间环境规制竞争强度呈现先增大后减小的特点ꎬ竞争行为主要发生在经济发展处于中等水平的中部地区ꎬ而东、西部地区相对较弱ꎮ因此ꎬ中央在考虑制定政绩考核体系和节能减排目标时ꎬ需考虑到地方政府环境规制竞争空间和污染物种类异质性ꎮ关键词环境规制竞争ꎻ空间计量模型ꎻ省级面板收稿日期2014-08-01作者简介王宇澄ꎬ中国人民大学经济学院本科生ꎮ引 言改革开放30年来ꎬ中国经济获得快速增长ꎬ但高能耗高排放的粗放型增长方式也让中国付出惨重的资源和环境代价ꎮ关于地方政府在“发展经济”与“保护环境”间的权衡问题越来越成为公共政策研究领域的热点ꎮ所谓“环境规制”是指政府通过命令-控制或市场化手段以达到治污减排的目的ꎮ目前我国的环境规制是由中央在各个“五年”计划中提出总的治污减排目标并制定污染物收费标准ꎬ各地方政府负责具体实施ꎮ在中央-地方的垂直政治管理体制下ꎬ以GDP衡量的经济发展水平是地方政绩考核以及官员晋升竞争的最重要依据[1]ꎮ这种“GDP本位”的单一政绩考核体系难以激励地方政府实行有效的污染治理和节能减排ꎮ其结果就是地方政府间很有可能产生环境规制竞争ꎬ表现为和相邻政府间环境规制政策的模仿效应ꎬ导致治污减排政策无法因地制宜ꎮ图1中的曲线展示了我国各省份环境规制强度与人均GDP的负向关系ꎮ因此出于经济增长的需要ꎬ地方政府可能竞相降低环境规制水平以吸引资本的流入或降低本地区制造业企业的成本以提升产品竞争力ꎬ从而形成环境规制的“趋底竞争”ꎮ这一现象已被政策制定者和理论界所重视ꎬ越来越多的研究开始关注地方政府间环境规制竞争行为及其影响ꎮ理论回顾与研究假设1、环境规制竞争动因分析国外对环境规制竞争问题的研究开始较早ꎬ关于环境规制竞争动因的理论主要分为两类竞争效应理论和溢出效应理论ꎮ竞争效应理论较早见于Cumberland[2]关于地区间税收竞争与环境污染关系的研究ꎬ其基本逻辑是地方政府通过宽松的环境标准、较低的污染及资源税率ꎬ吸引资本的流入或提高本地产品竞争力ꎬ以达经济与金融管理管理评论 Vol.25No.02(2013)24 管理评论 Vol.27 No.082015到促进本地区经济增长的目的ꎮ溢出效应理论认为环境污染存在负外部性ꎬ一个地区产生的污染物可能会跨界影响相邻地区ꎬ而污染治理则存在正外部性ꎮ因此各地区政府均有“搭便车”的动机ꎬ最终造成环境规制的“公地悲剧”[3]ꎮ图1 我国31省环境规制强度ER①与人均GDP关系图已有的实证研究中ꎬEngel[4]、Woods[5]的研究发现了“趋底竞争”现象的存在ꎮ Vogel[6]却通过对美国加州清洁法案的研究发现“用脚投票”机制的存在会引发环境规制上的“棘轮效应”ꎬ引发各州政府竞相提高环境标准ꎬ从而产生自下而上的“趋顶竞争”ꎮ Cao、Prakash[7]基于公共选择视角的实证研究也发现ꎬ空气污染物的规制竞争相比水污染更容易受到选民因素制约ꎬ因为气体污染更加“易于观测”ꎮ国内研究中ꎬ张征宇、朱平芳[8]和傅京燕、李丽莎[9]通过研究政府环境支出、制造业企业竞争力与环境规制强度的关系等问题ꎬ证实了我国地方政府间存在出于提高本地区产品竞争力目的而进行的环境规制“趋底竞争”ꎮ朱平芳等[10]的研究也发现FDI倾向于流入环境规制宽松的地区ꎮ因此ꎬ已有文献大多是从竞争效应角度间接验证环境规制竞争的存在性ꎮ而近期国内外研究指出环境规制水平对资本流入的影响并不确定ꎮ跨国公司在进入国外市场时倾向于选择环境政策“稳定”而不是“宽松”的国家[11]ꎮ作为微观主体的企业ꎬ其决策与环境规制的关系也很大程度上受到产品市场结构、规模[12]和不完全信息等因素的影响[13]ꎮ严格的环境规制还可能反过来激励公司进行技术创新[14]ꎮ FDI与环境污染也存在相互作用的“门槛效应”[15]ꎮ意味着竞争效应理论受到一定挑战ꎮ综上ꎬ现有文献的不足在于第一ꎬ研究主要集中于竞争效应ꎬ而忽略了溢出效应ꎮ第二ꎬ多数研究以环境规制水平作为模型的解释变量ꎬ通过证明环境规制对经济发展的抑制作用ꎬ间接证明政府存在环境规制动机ꎮ这种研究方法并没有从根本上识别地区间环境规制策略的表现形式ꎮ基于此ꎬ本文试图在已有研究基础上ꎬ借助空间计量方法ꎬ直接以地方政府环境规制水平作为被解释变量ꎬ对我国地方政府间环境规制竞争进行更加全面的分析ꎮ①环境规制强度变量ER的直观含义为企业毎亿元工业增加值所付出的污染治理成本万元ꎮ基于前人的理论分析和实证研究ꎬ本文提出希望通过计量模型检验的假说1假说1环境规制竞争现象在我国显著存在ꎬ并且主要表现在治理扩散性强的污染物上ꎬ即溢出效应动因存在ꎮ2、我国环境规制竞争的时间空间异质性大多数现有研究表明我国的环境规制竞争主要表现为“趋底竞争”ꎮ同时ꎬ也有相当多学者认为环境规制竞争形态存在时间和空间异质性ꎮ随着中央重视环境问题并将其纳入政绩考核体系ꎬ地方政府面临的考核标准由单一的目标转变为包含经济和环境的多维综合目标ꎬ因而导致地方政府环境政策制定时ꎬ更多地考虑本地区经济特征和自然禀赋ꎮ 2003年以前ꎬ中央没有发布文件明确要将当地环境质量和节能减排目标纳入官员政绩考核体系ꎮ 2003年底ꎬ十六届三中全会对“科学发展观”的全面阐述ꎬ使各地逐渐将节能减排成效纳入官员政绩考核体系中ꎬ“一票否决”制等办法的推行正式将减排不达标与政绩挂钩ꎮ因此ꎬ环境质量考核政策的转变为我们提供了很好“准试验”的机会ꎮ我们以2003年底为界将样本分两个阶段ꎮ检验政绩考核体系变化对地方政府环境规制竞争的影响ꎮ因此ꎬ本文的理论假说2假说2我国环境规制竞争表现为“趋底竞争”ꎬ但随着政绩考核体系中环境质量考核比重的增加ꎬ地方政府间环境规制竞争会有所减弱ꎮ关于环境规制竞争的空间异质性问题ꎬ近期研究发现收入不平等及居民谈判能力均会影响环境规制竞争的程度和方向[17]ꎮ朱平芳等[10]研究发现西部地区环境规制竞争对FDI的吸引作用不明显ꎬ原因是企业选址往往倾向于交通便利ꎬ有一定经济规模ꎬ人力资本较充裕的地区ꎬ而西部部分城市经济不发达ꎬ即使这些城市经济与金融管理MANAGEMENT REVIEW Vol.25 No.02(2013)MANAGEMENT REVIEW Vol.27 No.082015 25 放松环境规制ꎬ企业也不太愿意在此投资ꎮ赵霄伟[18]则发现对于东部等相对发达的地区ꎬ伴随着产业结构调整以及经济发展方式的转变ꎬ地方政府开始寻求诸如技术创新和产业高级化的新的经济增长点ꎬ而不是传统的粗放型增长方式ꎬ因此对环境规制的“趋底竞争”没有很强的动机ꎮ同时ꎬ教育水平相对较高的居民也要求政府对环境问题投入更大的精力和财力ꎮ而以工业增长拉动经济和就业的经济发展模式ꎬ符合中部地区的人力和物质资本水平ꎬ因此中部地区较容易产生环境规制竞争ꎮ基于上述文献提出假说3假说3环境规制竞争主要表现在中部地区ꎬ东西部地区地方政府环境规制竞争动机较弱ꎮ计量模型设定与数据处理传统计量模型建立在独立观测值假定下ꎬ但各省份环境规制强度是联立决定的ꎬ数据存在空间依赖ꎬOLS估计可能产生由反向因果导致的内生性问题[19ꎬ20]ꎮ相比之下ꎬ空间计量模型的优势在于ꎬ可以将空间影响划分为直接效应和间接效应ꎬ并采用MLE、GMM等方法进行更准确的估计ꎮ因而空间计量被越来越多地运用于分析环境政策[21ꎬ22]、区域能源效率等问题[23ꎬ24]ꎮ1、模型选择及计量理论探讨本文参考Lesage和Pace[25]的方法建立了一种无约束的空间Durbin模型ꎬ模型中包括因变量和所有自变量的空间滞后项ꎮ设定模型如下ERit = σERit-1 + ρ􀰐 WijERjt + βX + θ􀰐 WijX + αi + γt + uitERitenvironmental regulation为省份i在年份t的环境规制强度变量ꎮ X为控制变量向量ꎬ代表各省主要污染物排放水平以及其他省级经济特征指标ꎮ θ􀰐 WijX为空间Durbin项ꎬαi为省份固定效应ꎬγt为时间固定效应ꎬuit为随机误差项ꎮ此外ꎬ加入滞后一期环境规制变量ERit-1ꎬ不仅可以检验环境规制是否存在“路径依赖”ꎬ还可以在一定程度上控制潜在的内生变量问题ꎮ本文主要关注系数ρ、β和θ的正负和大小ꎮ空间滞后系数ρ可以判断我国各省地方政府间环境规制政策的是否存在相关性ꎮ若ρ显著大于零ꎬ政府间环境规制行为具有模仿、相互学习效应ꎬ或称为互补政策[26]ꎮ若ρ显著小于零ꎬ则政府间环境规制政策具有差异性ꎬ或称替代政策ꎮ若空间滞后系数ρ并不显著ꎬ则意味着各地方政府在环境规制水平不存在明显的策略互动ꎮW =W1996 0 00 ⋱ 00 0 W2012éëêêêêùûúúúú权重矩阵W是预设的ntnt维空间权重矩阵ꎮ其中ꎬW1996到W2012是17个3131的分块空间权重矩阵ꎮ本文对于空间权重矩阵的设定有三种方法ꎮ第一种为相邻地理权重ꎬ若省份i与j地理相邻ꎬ则wij =1ꎬ其余为0ꎮ第二种为反距离地理权重ꎬWij = 1/ dijꎬ i≠ j0ꎬ i=j{ ꎬ其中dij为iꎬj两省间的直线距离ꎮ第三种权重矩阵按人均GDP赋予权重ꎬ同时考虑地理相邻关系ꎬ即Wij =pGDP/ 􀰐j∈ JipGDPꎮ其中Ji为i省份附近所有相邻省份的集合ꎮ前两种矩阵不随时间而变化ꎬ第三种矩阵中GDP取各年份平均值ꎬ以保证各分矩阵W1996 =􀆺 =W2012ꎮ2、变量选择与数据处理目前国内外相关研究对被解释变量环境规制强度的刻画思路可分为规制行为和规制效果两大类ꎮ规制行为变量指政府制定污染标准的严格程度ꎬ以及对环境规制的执行和监管力度ꎮ主要指标包括1各地方政府颁布的环保标准或环保方面的规章数量ꎻ2污染治理和监管支出[3]ꎬ治污执法次数[27]ꎻ3环境监管力度[28]等ꎮ规制效果通过考察污染治理的实际效果反映治理的努力程度ꎮ主要包括污染密集度ꎬ用单位工业增加值的污染物排放表示[22ꎬ29]ꎮ本文在指标选取上进行了一定创新ꎬ选取规制行为指标ER=工业污染治理投资+排污费收入总额 /工业增加值ꎮ工业污染治理投资表示企业为减少排放量在更新老旧设备和购置污染处理设备等方面的支出ꎮ由于企业在工业污染治理投资和缴纳超额排污费之间进行权衡ꎬ所以我们认为工业污染治理投资与排污费之经济与金融管理管理评论 Vol.25No.02(2013)26 管理评论 Vol.27 No.082015间是互补关系ꎮ ER指标综合反映了单位工业增加值污染物排放成本ꎬ进而反映了政府的环境规制政策标准和监管执法力度ꎮ同时本文还选取了单位工业增加值二氧化硫、工业粉尘、工业废水、工业固体废物排放量作为规制强度变量ꎬ以考察政府在不同污染物治理上的环境规制竞争差异并检验文章结论的稳健性ꎮ基于理论框架和相关研究ꎬ本文计量模型选取了政府财政赤字、工业增加值、产业结构、人均收入、人口总量和平均教育年限作为控制变量② ꎮ各变量含义及描述性统计结果见表1ꎮ本文解释变量、控制变量的数据主要来自«中国统计年鉴»、«中国区域经济年鉴»及各地方统计年鉴ꎮ企业排污费、工业污染治理投资以及各省污染物排放数据均来自«中国环境年鉴»和«中国环境统计年鉴»ꎮ本文选取了1996-2012年③全国31个省份不含港澳台地区的面板数据ꎬ共计527个观测值ꎮ表1 变量定义与描述性统计变量名称变量含义均值标准差最小值最大值被解释变量环境规制强度每亿元工业增加值治污投资及排污费总额万元 63􀆰 34 42􀆰 77 4􀆰 72 384􀆰 52工业二氧化硫每亿元工业增加值二氧化硫排放量吨 412􀆰 59 453􀆰 57 18􀆰 01 3109􀆰 89工业废水每亿元工业增加值工业废水排放万吨 46􀆰 32 45􀆰 66 2􀆰 80 444􀆰 10工业固体废物每亿元工业增加值工业固体废物排放吨 1356􀆰 90 5222􀆰 74 0 57227􀆰 40工业粉尘每亿元工业增加值工业粉尘排放吨 458􀆰 48 589􀆰 05 7􀆰 91 5709􀆰 54解释变量财政赤字政府财政赤字亿元 471􀆰 12 538􀆰 83 -26􀆰 94 3029􀆰 72工业增加值工业增加值亿元 3162􀆰 60 4153􀆰 21 4􀆰 40 25810产业结构第二产业占比% 44􀆰 98 8􀆰 57 17􀆰 60 60􀆰 13人口数量地区人口总数万人 4157􀆰 824 2648􀆰 71 250 10619教育水平地区平均教育年限年 7􀆰 80 1􀆰 28 2􀆰 92 11􀆰 83人均可支配收入人均可支配收入元 11857􀆰 38 7305􀆰 64 3354􀆰 52 44754􀆰 50地方政府环境规制竞争存在性的实证分析1、空间相关性检验空间计量模型是建立在样本数据间存在空间相关性的基础上ꎮ空间相关性的存在可以用Moran’s I指数来检验④ ꎬ其基本思想是构建一个I统计量ꎬ若在不存在空间相关性的原假设下EI= -1/ n-1ꎮ若IEIꎬ则认为空间存在正相关性ꎬ反之亦然ꎮ表2 Moran’s I检验结果检验方法I/ c统计量E标准差Z统计量P值Moran’s I 0􀆰 263 -0􀆰 033 0􀆰 116 2􀆰 567 0􀆰 005Geary’s c 0􀆰 709 1􀆰 000 0􀆰 135 -2􀆰 151 0􀆰 016根据表2的结果ꎬMoran检验的P值为0􀆰 005ꎬ验证了空间相关性的存在性ꎮ Moran散点图表示空间每个单元对于空间自相关的贡献[19]ꎬ散点图中四个象限依次代表各省份环境规制强度高值被高值围绕HHꎬ低值被高值围绕LHꎬ低值被低值围绕LLꎬ高值被低值围绕HLꎮ图2中的结果显示ꎬ大部分省份位于第一、三象限ꎬ即环境规制强度高被高包围、低被低包围的省份比较多ꎬ意味着各省环境规制强度呈现空间上的聚集效应ꎮ但仍有部分位于第二象限的省份表示我们需要考虑差异性策略的存在ꎮ②③④由于本文主要关注空间相关系数ꎬ且受篇幅所限ꎬ故而未对控制变量的选取进行详述ꎬ在实证结果部分有一定分析ꎮ有兴趣的读者可参考文末所列文献ꎮ«中国环境年鉴»和«中国环境统计年鉴»中的企业排污费和工业污染治理投资数据仅公布到2012年ꎬ而1996年以前数据质量较差ꎮ因此本文选取的样本期为1996-2012年ꎮ由于篇幅所限ꎬ这里不讨论Moran’s I检验的数理基础ꎬ详细推导可参见邓慧慧、虞义华[30] ꎮ经济与金融管理MANAGEMENT REVIEW Vol.25 No.02(2013)MANAGEMENT REVIEW Vol.27 No.082015 27 图2 环境规制制强度的Moran散点图2、基本回归结果表3 基本回归结果表采用方法面板固定效应按相邻加权按距离加权按经济加权ER滞后项0􀆰 485∗ ∗ ∗ 0􀆰 659∗ ∗ ∗ 0􀆰 663∗ ∗ ∗ 0􀆰 669∗ ∗ ∗0􀆰 0403 0􀆰 0335 0􀆰 0345 0􀆰 0334空间回归系数ρ 0􀆰 3415∗ ∗ ∗ 0􀆰 267∗ ∗ ∗ 0􀆰 203∗ ∗ ∗ 0􀆰 234∗ ∗ ∗0􀆰 0532 0􀆰 0505 0􀆰 0715 0􀆰 0480财政赤字0􀆰 0361 -0􀆰 0941∗ -0􀆰 0409 -0􀆰 105∗ ∗0􀆰 0550 0􀆰 0515 0􀆰 0410 0􀆰 0506工业增加值-0􀆰 7912∗ ∗ ∗ -0􀆰 466∗ ∗ ∗ -0􀆰 530∗ ∗ ∗ -0􀆰 442∗ ∗ ∗0􀆰 1439 0􀆰 130 0􀆰 137 0􀆰 131产业结构0􀆰 0370∗ ∗ ∗ 0􀆰 0242∗ ∗ ∗ 0􀆰 0262∗ ∗ ∗ 0􀆰 0230∗ ∗ ∗0􀆰 0076 0􀆰 00554 0􀆰 00573 0􀆰 00554人口数量0􀆰 213 0􀆰 432∗ ∗ ∗ 0􀆰 529∗ ∗ ∗ 0􀆰 433∗ ∗ ∗0􀆰 3729 0􀆰 159 0􀆰 163 0􀆰 159教育水平-0􀆰 0280 0􀆰 0866∗ ∗ ∗ 0􀆰 102∗ ∗ ∗ 0􀆰 0787∗ ∗0􀆰 0623 0􀆰 0308 0􀆰 0312 0􀆰 0306人均可支配收入0􀆰 145 0􀆰 186 0􀆰 155 0􀆰 2000􀆰 204 0􀆰 180 0􀆰 141 0􀆰 176常数项-5􀆰 494∗ -2􀆰 449 -3􀆰 903∗ ∗ -2􀆰 3443􀆰 254 2􀆰 273 1􀆰 986 2􀆰 207观测值496 496 496 496R ̄squared 0􀆰 532 0􀆰 645 0􀆰 647 0􀆰 642空间面板自回归检验LM Lag面板检验[0􀆰 0000] [0􀆰 0000] [0􀆰 0012]稳健LM Lag面板检验[0􀆰 1300] [0􀆰 0000] [0􀆰 0621]LM Error面板检验[0􀆰 0000] [0􀆰 0000] [0􀆰 0000]稳健LM Error面板检验[0􀆰 5158] [0􀆰 1950] [0􀆰 8790]注括号内为回归系数的标准误ꎻ方括号内为P值ꎻ∗ ꎬ∗ ∗ ꎬ∗ ∗ ∗分别表示相应系数在10%ꎬ5%ꎬ1%的显著性水平下显著ꎮ表3给出了环境规制强度的影响因素ꎮ作为对比回归ꎬ我们也给出了采用面板固定效应模型的结果ꎮ结果显示ꎬ财政赤字、人口数量、教育水平和人均可支配收入变量在10%统计水平下不显著ꎮ这很大程度上是由于传统面板模型没有考虑到环境规制数据空间依赖性问题ꎬ导致系数估计有偏和不可靠ꎮ我们重点关注空间Durbin模型的估计结果ꎬ根据不同的空间权重矩阵得到的空间回归系数ρ均显著ꎬ说明地方政府环境规制存在明显的模仿效应ꎮ本文对环境规制强度变量进行了对数化处理ꎬ根据估计结果ꎬ在经济与金融管理管理评论 Vol.25No.02(2013)28 管理评论 Vol.27 No.082015第一种权重矩阵设定下ꎬ对于某地方政府ꎬ其他接壤政府的平均环境规制强度每提高1%ꎬ会导致该地方政府的环境规制水平提高0􀆰 267%ꎮ而在第二、第三种权重矩阵设定下ꎬ环境规制水平提高分别为0􀆰 203%和0􀆰 234%ꎮ由此说明地方政府间在环境规制竞争是存在的ꎮ此外ꎬ上一期的环境规制水平对本期有显著影响ꎬ说明地方政府在环境规制政策会很大程度上延续上年的政策标准和执行力度ꎮ由于我们主要关注空间回归系数及受篇幅所限ꎬ本文没有报告空间Durbin项W∗ Xꎮ在控制变量方面ꎬ我们发现工业增加值与环境规制水平呈现显著的负向关系ꎬ说明所谓的“工业大省”由于对工业的依赖较大ꎬ环境规制成本较大ꎬ所以环境规划水平往往较低ꎮ人均教育年限的增加会提高环境规制水平ꎬ拥有较高教育水平的居民会要求更好的环境质量ꎬ从而通过舆论压力、“公众的抱怨”、信访等方式[31]促使政府加强环境规制力度ꎮ财政赤字的增加会刺激政府以牺牲环境发展经济来增加税收ꎮ人均可支配收入系数在10%水平下不显著ꎬ表明以人均可支配收入衡量的地区经济发展水平对本地区环境规制强度不产生影响ꎬ但系数正负性符合理论预期ꎮ理论上ꎬ当收入较低时ꎬ人们更关注经济增长ꎬ环境问题容易被忽略ꎮ随着收入的增加ꎬ人们对环境问题的关注程度也会随之上升ꎬ从而对政府推行积极的环境政策将施加更大压力ꎮ而结果不显著的原因可能有第一ꎬ我国高收入人群对环境问题关注程度并不高ꎬ理论中的影响路径尚不明显ꎮ第二ꎬ从图1可以看出环境规制强度较高的省份GDP相对较低ꎬ故人均收入也偏低ꎬ因此可能存在一定内生性问题⑤ ꎮPanel ̄LM检验和稳健的Panel ̄LM检验结果显示ꎬ选取空间滞后模型SAR优于空间误差模型SEMꎮ本文采用空间Durbin模型是合适的ꎮ3、溢出效应存在性检验本节我们选取不同的环境规制强度变量来考察环境规制竞争在不同污染物上的表现差异ꎬ同时检验前面结论的稳健性ꎮ类型包括单位工业增加值二氧化硫、工业废水、工业固体废物以及工业粉尘/烟尘ꎬ分别代表气液固三类主要污染物ꎮ表4 溢出效应存在性检验结果表被解释变量ER工业二氧化硫工业废水工业固体废物工业粉尘ER滞后项0􀆰 659∗ ∗ ∗0􀆰 0335工业二氧化硫滞后项0􀆰 814∗ ∗ ∗0􀆰 0217工业废水滞后项0􀆰 722∗ ∗ ∗0􀆰 0203工业固体废物滞后项0􀆰 538∗ ∗ ∗0􀆰 0328工业粉尘滞后项0􀆰 550∗ ∗ ∗0􀆰 0281空间回归系数ρ 0􀆰 267∗ ∗ ∗ 0􀆰 212∗ ∗ ∗ 0􀆰 0278 0􀆰 0356 0􀆰 234∗ ∗ ∗0􀆰 0505 0􀆰 0462 0􀆰 0443 0􀆰 0585 0􀆰 0480财政赤字-0􀆰 0941∗ -48􀆰 89∗ ∗ -6􀆰 162∗ ∗ ∗ -0􀆰 0535 -134􀆰 7∗ ∗ ∗0􀆰 0515 20􀆰 36 1􀆰 801 0􀆰 0534 37􀆰 33工业增加值-0􀆰 466∗ ∗ ∗ -232􀆰 7∗ ∗ ∗ -23􀆰 43∗ ∗ ∗ 0􀆰 0224 -173􀆰 9∗0􀆰 130 52􀆰 72 4􀆰 582 0􀆰 134 93􀆰 79产业结构0􀆰 0242∗ ∗ ∗ 8􀆰 524∗ ∗ ∗ 0􀆰 614∗ ∗ ∗ 0􀆰 000876 7􀆰 550∗0􀆰 00554 2􀆰 178 0􀆰 197 0􀆰 00571 3􀆰 993人口数量0􀆰 432∗ ∗ ∗ 260􀆰 3∗ ∗ ∗ 29􀆰 40∗ ∗ ∗ -0􀆰 00904 227􀆰 6∗ ∗0􀆰 159 63􀆰 95 5􀆰 501 0􀆰 161 113􀆰 2⑤由于本文计量模型主要目标是保证空间相关系数估计的无偏性ꎬ因此对控制变量的内生性问题不进行过多考虑ꎮ经济与金融管理MANAGEMENT REVIEW Vol.25 No.02(2013)MANAGEMENT REVIEW Vol.27 No.082015 29 续表被解释变量ER工业二氧化硫工业废水工业固体废物工业粉尘教育水平0􀆰 0866∗ ∗ ∗ 36􀆰 35∗ ∗ ∗ 3􀆰 285∗ ∗ ∗ -0􀆰 00586 77􀆰 35∗ ∗ ∗0􀆰 0308 12􀆰 14 1􀆰 080 0􀆰 0316 22􀆰 25人均可支配收入0􀆰 186 -24􀆰 45 -11􀆰 54∗ 0􀆰 303 136􀆰 60􀆰 180 71􀆰 14 6􀆰 473 0􀆰 187 131􀆰 2R ̄squared 0􀆰 645 0􀆰 897 0􀆰 910 0􀆰 469 0􀆰 756注括号内为回归系数的标准误ꎻ∗ ꎬ∗ ∗ ꎬ∗ ∗ ∗分别表示相应系数在10%ꎬ5%ꎬ1%的显著性水平下显著ꎮ由表4结果ꎬ政府在二氧化硫和工业粉尘两项污染物的规制上依然表现出明显的模仿效应ꎬ受相邻省份的影响系数分别为0􀆰 212和0􀆰 234ꎬ一定程度上说明了本文结论的稳健性ꎮ而工业废水和工业固体废物的规制并不显著ꎬ而且工业固体废物回归中其他解释变量的显著性也较差ꎮ说明本文的模型并不能很好地解释工业废水和工业固体废物治理ꎮ可能的原因是这两种污染物的治理成本相对较小ꎬ政府在这两种污染物的规制政策选择主要取决于本地的实际情况ꎮ这一点与崔亚飞、刘小川[32]的结论相同⑥ ꎮ这个结果也在一定程度上提供了环境规制竞争溢出效应在中国存在的证据ꎮ从污染物扩散程度上看ꎬ二氧化硫和工业粉尘的扩散程度最大ꎬ工业废水则更多取决于本地区水文地貌ꎬ因而扩散程度次之ꎬ而固体废物的扩散程度最弱ꎮ这一发现符合假说1的猜想ꎮ根据溢出效应理论ꎬ地方政府倾向于在环境规制正外部性较大的污染物上产生“搭便车”行为ꎬ而在正外部性较弱的污染物上选择较高的环境规制水平ꎮ实证部分的结论很好的契合了这一理论ꎮ因此ꎬ我国地方政府环境规制竞争存在跨界溢出效应ꎮ时间、地区异质性的实证分析前面的部分我们发现环境规制竞争在我国地方政府间存在ꎬ并主要表现在扩散性强的污染物上ꎮ下面本文希望进一步研究环境规制竞争的表现形式及在时间和地区上的异质性问题ꎮ目前为止ꎬ我们还不能正面识别这种同向的规制策略到底是“趋底竞争”还是“趋顶竞争”ꎮ为此ꎬ本文参考Fredriksson、Millimet[3]的方法ꎬ构建了一种非对称模型ꎮ定义0-1变量Iitꎬ若某省当年环境规制强度大于其相邻省份潜在竞争者的加权平均ꎬ则Iit =1ꎬ否则Iit =0ꎮ通过对下面方程中的系数估计来检验地方政府对不同类竞争者是否存在区别策略ꎬ进而识别前面所证明的模仿效应的具体形态ꎮ空间回归系数ρlarger衡量本省环境规制强度大于竞争省份时的反应策略ꎬρsmaller衡量本省环境规制强度小于竞争省份时的反应策略ꎮERit = σERit-1 + ρlargerIit􀰐 WijERjt + ρsmaller1 - Iit􀰐 WijERjt + βX + θ􀰐 WijX + αi + γt + uit其中Iit = 1 ERit 􀰐 WijERjtꎬ j ≠ i0 otherwise{根据回归结果中ρlarger、ρsmaller的符号及相对大小ꎬ我们可以对地区间政府环境规制竞争的具体表现形式进行进一步的分析ꎮ表5中ꎬ我们将环境规制竞争表现形式分为“盯住”策略、趋底竞争、趋顶竞争三类ꎮ趋底竞争的含义是周围省份环境规制强度较低时ꎬ该省份采取模仿策略ꎬ其他情况则采取相反策略或不表现出明显策略ꎮ趋顶竞争意味着周围省份环境规制强度较低时ꎬ该省份采取模仿策略ꎬ其他情况则采取相反策略或不表现出明显策略ꎮ若ρsmaller和ρlarger均大于零则意味着该省份对环境规制水平较高或较低的省份均表现出模仿策略ꎮ此时我们需要进一步比较两者相对大小ꎬ若ρlargerρsmallerꎬ则环境规制水平低的相邻省份更多影响该省的策略行为ꎬ说明省份采取的是“以弱为主”的策略ꎮ若ρlargerρsmallerꎬ则采取的是“以强为主”策略ꎮ张文彬等[22]称其⑥崔亚飞、刘小川通过对中国省级税收竞争与环境污染实证研究得出结论政府间税收竞争存在“骑跷跷板策略”ꎮ即政府对外部性和治理成本较大的工业二氧化硫采取了放松监管与治理ꎬ而侧重对外部性和治理成本较小的工业固体废弃物和废水的监管与治理ꎮ因此在工业二氧化硫排放的治理中存在“趋底竞争”现象ꎮ经济与金融管理管理评论 Vol.25No.02(2013)30 管理评论 Vol.27 No.082015为“差异化策略”ꎮ表5 空间回归系数可能结果及其解释ρsmaller大于零小于零不显著大于零“盯住”策略趋底竞争趋底竞争ρlarger小于零趋顶竞争差异化策略差异化策略不显著趋顶竞争差异化策略不存在策略互动表6 时间和空间异质性检验结果表全样本时期分样本时期检验分地区检验1996-2003年2004-2012年东部地区中部地区西部地区ER滞后项0􀆰 613∗ ∗ ∗ 0􀆰 516∗ ∗ ∗ 0􀆰 633∗ ∗ ∗ 0􀆰 532∗ ∗ ∗ 0􀆰 398∗ ∗ ∗ 0􀆰 582∗ ∗ ∗0􀆰 0323 0􀆰 0537 0􀆰 0408 0􀆰 0719 0􀆰 0917 0􀆰 0603ρlarger 0􀆰 269∗ ∗ ∗ 0􀆰 255∗ ∗ ∗ 0􀆰 170∗ ∗ ∗ 0􀆰 0711 0􀆰 460∗ ∗ ∗ 0􀆰 1480􀆰 0374 0􀆰 0603 0􀆰 0539 0􀆰 120 0􀆰 107 0􀆰 0966ρsmaller 0􀆰 175∗ ∗ ∗ 0􀆰 161∗ ∗ ∗ 0􀆰 0840∗ 0􀆰 00150 0􀆰 342∗ ∗ ∗ 0􀆰 1130􀆰 0317 0􀆰 0508 0􀆰 0476 0􀆰 116 0􀆰 101 0􀆰 0836财政赤字-0􀆰 0253 -0􀆰 00173 -0􀆰 107∗ ∗ 0􀆰 00828 -0􀆰 223∗ -0􀆰 1340􀆰 0342 0􀆰 0557 0􀆰 0482 0􀆰 0681 0􀆰 121 0􀆰 136工业增加值-0􀆰 148 -0􀆰 779∗ ∗ ∗ 0􀆰 0515 -0􀆰 603∗ ∗ 0􀆰 178 -0􀆰 1950􀆰 131 0􀆰 220 0􀆰 176 0􀆰 304 0􀆰 645 0􀆰 211产业结构0􀆰 0195∗ ∗ ∗ 0􀆰 0393∗ ∗ ∗ 0􀆰 0134∗ ∗ ∗ 0􀆰 0323∗ ∗ 0􀆰 0385∗ ∗ 0􀆰 004080􀆰 00522 0􀆰 00938 0􀆰 00660 0􀆰 0135 0􀆰 0172 0􀆰 0106人口数量0􀆰 148 0􀆰 723∗ ∗ ∗ 0􀆰 0591 0􀆰 465 0􀆰 0316 0􀆰 2950􀆰 149 0􀆰 236 0􀆰 200 0􀆰 332 0􀆰 685 0􀆰 243教育水平0􀆰 112∗ ∗ ∗ 0􀆰 146∗ ∗ ∗ 0􀆰 0908∗ ∗ 0􀆰 0367 0􀆰 122 0􀆰 195∗ ∗ ∗0􀆰 0282 0􀆰 0442 0􀆰 0402 0􀆰 0876 0􀆰 100 0􀆰 0717人均可支配收入0􀆰 183 -0􀆰 0841 0􀆰 283 0􀆰 0977 -0􀆰 371 -0􀆰 2200􀆰 112 0􀆰 173 0􀆰 174 0􀆰 369 0􀆰 494 0􀆰 294常数项-0􀆰 544 -4􀆰 861∗ 3􀆰 011 -2􀆰 635 0􀆰 709 2􀆰 9141􀆰 787 2􀆰 762 2􀆰 541 4􀆰 786 7􀆰 539 3􀆰 021观测值496 217 279 160 96 192R ̄squared 0􀆰 692 0􀆰 536 0􀆰 775 0􀆰 735 0􀆰 696 0􀆰 8315注括号内为回归系数的标准误ꎻ∗ ꎬ∗ ∗ ꎬ∗ ∗ ∗分别表示相应系数在10%ꎬ5%ꎬ1%的显著性水平下显著ꎮ由于篇幅所限ꎬ这里仅讨论空间相关系数的结果而不讨论控制变量ꎮ从表6中我们发现在全样本时期ꎬρlarger和ρsmaller均大于零并且在1%的显著性水平下显著ꎮ这在一定程度上再次验证了我们先前的结论政府环境规制政策存在明显的模仿效应ꎮ我们还发现ꎬ环境规制水平较低的竞争省份提高规制强度对本省份的影响更大ꎬ意味着在政府进行环境规制强度的决策时会更加参考原本弱于自己的相邻省份的环境规制策略变化ꎬ证明了“趋底竞争”现象在我国确实存在ꎮ这一特点随时间产生变化ꎮ与2003年前相比ꎬ随着政绩考核体系的多元化ꎬ2004年后地方政府环境规制政策的溢出效应整体上有所下降ꎬ模仿效应有所减弱ꎬ验证了假说2ꎮ2004年起地方政府的环境规制制定、实施和监督行为逐渐由相互“模仿”向“独立”转变ꎮ同时空间回归系数ρsmaller的估计显著性水平也明显降低ꎬ仅在10%的显著性水平下显著ꎮ这说明地方政府对环境规制竞争形态仍以“趋底竞争”为主ꎮ环境规制竞争程度的下降意味着地方政府逐渐认识到以牺牲环境为代价发展经济并非长久之计ꎬ开始更加独立、因地制宜地选择合适的治污减排政策ꎮ这与科学发展理念和环境绩效考核作用的发挥密不可分ꎮ分地区检验结果显示ꎬ东部地区的空间回归系数ρlarger和ρsmaller均不显著ꎬ说明东部等经济相对发达的省份对环境规制水平高于或低于自己省份的环境政策模仿效应均较小ꎬ表示东部地区地方政府的环境规制政策更多参考本地区各方面发展需要以及产业结构调整的整体战略ꎮ而中部地区政府对两类潜在竞争者的反应系经济与金融管理MANAGEMENT REVIEW Vol.25 No.02(2013)MANAGEMENT REVIEW Vol.27 No.082015 31 数均显著为正ꎬ表明环境规制竞争明显存在ꎬ反应系数相对于全样本较大ꎬ说明中部地区政府表现出“遇强则强ꎬ遇弱则弱”的模仿型特点ꎬ即此类政府的策略为在优先保证本地区经济发展的基础上ꎬ只要做到不比相邻政府更差就可以ꎮ而西部地区空间回归系数亦均不显著ꎬ说明西部地区地方政府受到先天资源禀赋的限制ꎬ没有很大的激励参与环境规制的竞争ꎬ环境规制水平并不是影响当地经济发展的重要原因ꎮ这一点符合假说3的理论预期ꎮ主要结论及政策涵义有关我国地方政府环境规制竞争的文章较少直接探讨地方环境规制竞争的存在性及时间空间特点ꎮ本文运用了较新空间面板计量方法ꎬ选取了1996-2012年间中国31个省级地区面板数据ꎬ检验了我国地方政府间环境规制竞争的存在性和表现形式ꎮ结合现有文献和实证结果ꎬ本文认为我国地方政府间存在环境规制政策的竞争效应ꎬ并且表现为“趋底竞争”ꎮ竞争效应是引发地区间环境规制竞争的直接原因ꎬ而溢出效应的存在则使得环境规制竞争更容易表现在扩散效应较大的污染物上ꎮ同时ꎬ随着中央政绩考核体系中环境质量权重的增加ꎬ环境规制竞争会趋于弱化ꎮ此外ꎬ在工业化和城镇化进程中ꎬ各地区环境规制政策的竞争强度呈现先增后降的趋势ꎬ即在经济发展初期ꎬ先天禀赋的约束使得环境规制水平无法成为工业经济增长的主要影响因素ꎻ随着工业化进程的加快各地方政府间开始倾向于放松环境规制以吸引资本流入或提升本地产业竞争力ꎻ而当经济水平发展到一定阶段后ꎬ地方政府的发展目标又趋于多元化加强对环境质量的重视程度ꎬ因而减弱环境政策的模仿行为ꎮ以上实证结果带给我们的政策启示是国家有关部门应加强对二氧化硫等溢出效应较大污染物治污减排监管ꎬ抑制地方政府“搭便车”行为的产生ꎮ同时在我国“对上负责”的政绩考核和官员选任体制下ꎬ中央应当统筹协调经济发展与环境污染之间关系ꎬ发展多元化政绩考核体系ꎮ另外ꎬ“以环境换GDP”或“先污染后治理”是工业化与城市化推进过程中的一般性规律ꎮ相应地区经济发展水平存在差距的现实ꎬ因地制宜ꎬ制定适合当地发展的治污减排目标和监管考核办法ꎮ参考文献[1] Li H. B.ꎬ Zhou L. A. Political Turnover and Economic Performance The Incentive Role of Personnel Control in China[J]. Journalof Public Economicsꎬ 2005ꎬ899743 ̄762[2] Cumberland J. H. Efficiency
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