官員晉升錦標賽體制下環境規制、央地分權對環境污染的影響研究

游達明，張楊，袁寶龍

(1. 中南大學商學院，湖南長沙，410083；2. 中南林業科技大學商學院，湖南長沙，410004)

一、引言

自改革開放以來，中國充分利用能源、資源稟賦優勢及勞動力低成本優勢而獲得經濟高速發展，創造了世界眾所周知的“中國奇跡”。然而，這種經濟增長是以巨大的資源消耗和環境污染為代價的，導致中國經濟發展正面臨巨大的資源與環境壓力。根據 2017年《BP世界能源統計年鑒》的數據，2015年和2016年中國的碳排放總量呈現連續下降趨勢，但仍居世界第一位。2018年美國耶魯大學發布的《2018年環境績效指數報告》顯示，中國的空氣質量排名倒數第四，屬于空氣污染的重災區。因此，嚴格控制環境污染，是當前中國經濟轉型迫切需要解決的重大問題。

面對當前經濟發展所面臨的環境約束壓力，中國政府提出要依靠環保制度來改善環境質量。從理論上來說，“波特假說”認為，設計完善的環境規制能夠激勵企業實施技術創新，進而通過技術創新來提高環境質量[1]。因此，環境規制是影響地區環境質量的重要制度因素[2]。同時，地方政府是承擔環境治理任務的重要主體，而環境質量改善是一項資金投資量較大的任務，需要地方政府的財政支持。那么，現行的央地財政分權體制能否與環境規制一起抑制環境污染？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行環保政策，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，地方政府的環境規制策略直接影響整個國家的環境質量狀況，而且由于污染的跨界性，地方政府之間在環境規制執行過程中存在博弈關系。那么，在官員晉升錦標賽體制之下，環境規制政策執行與財政支出是否會被打“折扣”？對于這一問題的深入研究，有助于為優化中國環境政策執行機制、改善環境質量，提供理論依據和決策支持。

本文的學術貢獻主要包括三個方面：其一，在“波特假說”理論的基礎上，分析了不同類型環境規制工具對環境污染的影響，有助于為中央及地方政府健全環境保護政策提供決策支持，同時，從政府環境污染治理投資的需求出發，分析了央地分權對環境污染的影響。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，官員競爭程度對環境規制和央地分權影響環境污染的調節效應。由于中國長期以來將地方政府經濟發展水平作為官員晉升的主要標準，導致地方官員在晉升錦標賽中經常以犧牲生態環境保護為代價，贏得政治地位的晉升。因此，探討官員競爭程度的調節效應，對落實環境規制政策，切實提高環境質量具有重要作用。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行環境規制政策，控制環境污染過程中的相互作用，并且分區域分析了不同環境規制政策、央地分權對環境污染的直接效應及官員競爭程度對其的調節效應。

二、文獻綜述與假設提出

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

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

費用型環境規制主要是對企業征收排污費，這實際上是一種額外的成本負擔，會顯著地增加企業的生產經營成本，倒逼企業減少污染物排放，從而降低地區的環境污染。投資型環境規制屬于環境保護投資，在產生環保收益的同時還具有經濟效益和社會效益。征收排污費只是一種短期性的環境政策，從長遠來看，環境污染治理投資可以使企業積極研發先進的低碳環保技術，購買最新的環保設備，改進生產工藝流程，提升企業的綠色生產率，進而改善地區的環境質量。非正式型環境規制在地區環境質量的改善中發揮著越來越重要的作用，該類環境規制是以民間環保主義者以及其他社會公眾等利益相關者為主體，這些群體積極關注地區的環境質量，擁有環境監督權力，同時也有責任和義務參與地區政府和污染企業的協商談判?；诖耍疚奶岢黾僭O1。

假設 1：不同類型的環境規制對區域環境污染具有差異化的抑制效應。

在中國政治集權和經濟分權相結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濟增長績效，因此，這一評價機制使政治業績轉化為經濟增長[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]，積極地發展粗放型的基礎設施建設項目，擴大招商引資的范圍，對環境保護政策采取不完全執行行為，吸引更多高績效高稅收高污染的企業。在這種標尺競爭的晉升壓力下，地方政府只看重地方的經濟發展水平，對環境質量等社會福利性指標采取選擇性的忽視，通過對污染企業提供“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，進而弱化履行環境保護的社會責任。此外，地區之間的晉升環境也存在差異，東部地區經濟基礎較好，清潔環保型的現代服務行業占比較高，產業結構呈現合理化和高度化的趨勢，地方政府對高效益的污染型企業依賴較低。在此情景下，東部地區的地方官員能夠切實執行中央政府制定的環保政策，這有利于地區環境質量的改善。中西部地區經濟基礎較為薄弱，產業結構單一，為了滿足中央政績考核需要，地方政府選擇性地降低環保門檻，積極吸引各種污染型企業進駐本地，把“招商”變成“招污”，進而增加了本地區的經濟績效，緩解了晉升考核的壓力。基于此，本文提出假設2。

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

央地分權是中央政府將公共財政權力向地方政府的下放，以及公共服務職能從中央向地方政府的轉移[17]。央地分權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濟活動的效率。一方面，央地分權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境污染提供充足的資金支持。Yang[18]研究也發現，適度的財政分權有助于促進地區經濟發展。另一方面，央地分權促使地方政府增加外商投資力度，而FDI流入對改善欠發達地區的經濟和環境具有重要支持作用。FDI的流入能夠帶來先進技術擴散效應和示范效應，使得流入地區能夠利用先進的技術改進工藝流程，降低污染物的排放，進行清潔化的生產，同時提高資源、能源利用效率?；诖?，本文提出假設3。

假設3：央地分權有利于抑制地區環境污染。

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

當地方官員晉升競爭程度較為激烈時，地方政府由于獲得較高的經濟發展自主權而放松環境規制，導致地方政府忽視對環境保護的支持和重視，而企業為了迎合政府的公共政策，也只重視經濟績效的提高，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投資、廉價勞動力投入和大量消耗能源、資源等方式加速發展經濟，這種粗放式的發展模式使得大量的財政補貼資源應用于經濟類項目，忽視對環境污染的控制。其二，地方政府為了促進地區經濟繁榮，將放松環境規制力度，導致一批高能耗、高污染型企業進入和發展，在“劣幣驅逐良幣”的效應下，較弱的環境規制導致地區環境污染程度加劇。在中國式分權下，中央政府對地方政府放權會對環境產生“競次效應”，這種扭曲性的“競次效應”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境監管標準。此外，區域之間的晉升激勵會使央地分權政策出現差異化的影響。東部地區經濟基礎較好，財政實力雄厚，產業結構呈現多樣化和合理化，地方官員之間的晉升競爭變為“環境優先，經濟靠后”的良性競爭模式，而中西部地區經濟發展水平較弱，財政收入不足，只有依靠高收入高績效的污染型產業帶動地區經濟發展，為了緩解官員績效考核的壓力，地方官員之間展開了“經濟至上，環境次之”的逐底競爭模式?；诖?，本文提出假設4。

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

三、研究設計

(一) 模型構建

根據以上研究假設，關于環境規制、官員競爭程度與環境污染之間的關系，本文構建的空間計量回歸模型如下：

模型(1)引入三種類型的環境規制與官員競爭程度的交乘項，分析不同類型的環境規制工具與官員競爭程度的相互作用對地區環境污染的影響。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，pollu表示環境污染,λ表示滯后一期的環境污染變量的系數，αk表示第k個解釋變量的估計系數，βk表示第k個解釋變量的估計系數，ε為隨機擾動項，W為空間權重矩陣，δ為控制變量X的系數，測量地理相鄰和經濟距離采用NT×NT矩陣，N為截面個數(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境規制，其中，cost_er為費用型環境規制、invest_er為投資型環境規制以及unofficial_er為非正式型環境規制，fd為央地分權，compe為官員競爭程度，θ為因變量的空間滯后系數，表示相鄰地區的環境污染對本地區環境污染的影響程度。

進一步，關于央地分權、官員競爭程度與環境污染之間的關系，本文構建的空間計量回歸模型如下：

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

對于空間自相關性的判斷，通常是選用Moran指數來判斷全域相關性，Moran指數的計算公式為：

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

一般來看，空間杜賓模型的權重矩陣有三種形式，一是以地理鄰接作為空間權重矩陣，表示區域在地理上是否存在相鄰關系，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作為權重，若兩個地區m≠n，則若m=n，則Wmn=0，其中，是m地區與n地區之間省會城市中心距離；三是以經濟距離作為空間權重矩陣，采用兩個地區的人均GDP的倒數作為權重因子。設定經濟距離的權重矩陣記為We，借鑒林光平等[20]的設定方法，采用兩個地區的人均GDP的倒數作為權重因子，公式如下：其中，T0表示初始年份，T表示

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

(二) 變量選取與數據來源

本文選用2000—2015年中國31個省級面板數據，相關原始數據來源于《中國統計年鑒》《中國環境年鑒》、中國領導干部資料庫、中國政要資料庫和地方領導資料庫、各省的統計年鑒和東方財富資訊等相關數據庫。為了消除異方差，本文對相關變量取自然對數。具體變量描述和公式定義如下。

1. 因變量

環境污染綜合指數(pollu)?？紤]到單一的環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，以工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量、工業廢氣排放量、工業粉塵排放量、工業煙塵排放量、工業固定廢棄物排放量為基礎數據，構建環境污染綜合指數。具體步驟如下：

首先，對上面六種污染排放指數進行標準化處理，

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，

通過以上計算，最后得到第m年份的環境污染綜合指數ωm,n。

2. 解釋變量

費用型環境規制(cost_er)：費用型環境規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經營產生影響。張平等[22]用剔除了商品零售價格指數的排污費征收額表示。余偉等[23]用人均排污費來衡量?？紤]到人均排污費是剔除了人口規模的效應，本文也采用人均排污費來衡量費用型環境規制。

投資型環境規制(invest_er)：投資型環境規制屬于長期的環境治理措施，考慮到環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，本文用環境污染治理投資①占GDP的比重來表示。

非正式環境規制(unofficial_er)：非正式的環境規制主要是以社會公眾對環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、環境信訪參與度④、年齡結構⑤等構成綜合指標來衡量非正式環境規制。

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

央地分權(fe)：目前央地分權主要用財政分權的指標代替，本文借鑒周業安和章泉[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. 調節變量

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

4. 控制變量

相關控制變量的選取，本文借鑒劉贏時等[28]、李靜和竇可惠[29]的選取方法，用各省第二產業的增加值占各省GDP的比重表示產業結構指標(si)，各省人均GDP來表示各省的經濟發展水平(pgdp)，采用各地區全社會固定資產投資額(inf_invest)表示全社會固定資產投資，便于考察環境污染壓力帶來的投資規模效應。

(三) 變量的描述性統計

由表1可知，三種類型的環境規制最大值與最小值相差較大，這是由于中國各地區的環境規制力度差異較大，有些地區采取了較強的環境規制措施，有些地區則采取了較弱的環境規制措施。此外，央地分權、官員競爭程度、全社會固定資產投資、產業結構以及經濟發展水平也有不同程度的差異，這也是與全國各個地區的經濟基礎、地理位置和自然資源稟賦不同有關。

表1 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

(一) 單位根檢驗

單位根檢驗是為了確保實證結果的有效性，避免出現偽回歸。面板數據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的，可以進行面板數據的回歸分析。

表2 變量的單位根檢驗

(二) 空間自相關性分析

在計算空間計量面板數據的回歸分析之前，需要判斷主要變量是否存在空間相關性。通過計算，環境污染的Moran指數顯著為正，表明環境污染呈現出空間正相關效應，由于地理位置相鄰和經濟基礎的相似性，地區之間信息、要素的相互流動，使得污染產業在地區之間表現出高度的空間聚集效應。

(三) 全樣本回歸分析

由于環境污染變量的Moran指數基本顯示空間正相關關系，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模型和空間誤差模型，一般采用LR檢驗來判定，檢驗結果顯示，六個模型的LR_spatial_lag值和LR_spatial_error的值均在1%統計水平下拒絕了杜賓模型可簡化為空間自相關模型和空間誤差模型的原假設，所以可以采用杜賓模型來對環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模型。表3是基于三種空間權重矩陣的全樣本分析。

1. 環境規制與環境污染

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

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

其次，考察官員競爭程度對環境規制與環境污染的調節效應。交乘項 lncost_er×compe的估計系數0.017，且在 5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對費用型環境規制與環境污染具有顯著的正向調節作用，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勢地位，會降低費用型環境規制的實際執行力度，以吸引更多的污染型企業來本地投資，從而加劇了本地區的環境污染程度。交乘項lninvest_er×compe的估計系數為0.029，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對投資型環境規制與環境污染具有顯著的正向調節作用，主要原因在于，在官員競爭程度的影響下，本地區會降低投資型環境規制的實施力度，意味著本地區可能以犧牲環境治理投資來增加經濟類投資，以吸引可以帶來快速經濟績效的污染型企業進駐，從而加劇了本地區的環境污染程度。交乘項lnunofficial_er×compe的估計系數為?0.108，且并不顯著，表明官員競爭程度對非正式型環境規制與環境污染的調節作用并不明顯，主要原因在于環境信訪等手段可能會影響地方官員的政治晉升，但是由于中國的環境信訪機制尚不健全，導致政治晉升對非正式型環境規制的負向調節并不顯著。因此，假設2在費用型和投資型環境規制中得到了驗證，在非正式環境規制中未得到驗證。

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

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

表3 全樣本分析

2. 央地分權與環境污染

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

央地分權對環境污染的估計系數為?0.075，且在10%的水平下顯著，表明財政分權能夠顯著抑制地區環境污染程度，這與譚志雄和張陽陽[20]的結論一致，主要原因在于，隨著國家對環境問題的日益重視，地方政府可以將更多的財政支出用于環境治理，從而有利于本地區環境質量的改善。因此，假設3得到驗證。進一步，考察官員競爭程度對央地分權與環境污染的調節效應。央地分權與官員競爭程度的交乘項lnfe×compe的估計系數為0.066，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對央地分權與環境污染具有顯著的正向調節作用。主要原因是，雖然近年來中央政府不斷將財政權力下放到地方政府，地方政府擁有了更多的財政自主權可以用于環境保護領域的投資建設，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政治晉升，不得不將更多財政自主權用于城市建設和招商引資等基礎設施建設，這些項目的經濟績效見效快，但同時會帶來更多的環境污染，導致本地區環境質量降低。因此，假設4得到驗證。

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

(四) 區域分析

中國東部地區和中西部地區在經濟發展水平、產業結構以及環境規制政策等方面存在較大差異，這種差異對區域環境污染帶來的影響效應也必然是不同的[30]，東部地區和中西部地區的計量回歸結果見表4所示。其中，模型(1)—(6)是東部地區的回歸結果，模型(7)—(12)是中西部地區的回歸結果。可以看出，基于三種空間權重矩陣進行空間面板杜賓模型估計中各解釋變量除系數大小和顯著性略有差異外，計量回歸系數的方向完全一致，這也表明本文的實證結果具有較強的穩健性。本文主要分析模型(1)(2)(7)(8)，具體分析如下：

1. 環境規制對環境污染影響的區域差異性

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

其次，考察官員競爭程度對環境規制與環境污染的調節效應的區域差異性。東部地區的交乘項lncost_er×compe估計系數顯著為負，但是，中西部地區的交乘項lncost_er×compe估計系數顯著為正，表明東部地區的官員政治競爭已逐步向綠色GDP轉型，而中西部地區的官員競爭依然以經濟增長為主，導致該地區政府部門放松對排污費的征收，沒有對污染排放產生抑制作用。東部地區的交乘項 lninvest_er×compe估計系數并不顯著，但是，中西部地區的交乘項lninvest_er×compe估計系數顯著為正，表明在官員競爭程度影響下，中西部地區會放松投資型環境規制，使得環境污染加劇，主要原因在于，GDP增長率依然是中西部地區政府官員競爭的主要砝碼，因此，該地

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

表4 分地區的回歸分析

2. 央地分權對環境污染影響的區域差異性

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

其次，考察官員競爭程度對央地分權與環境污染的調節效應的區域差異性。東部地區央地分權與官員競爭程度的交乘項lnfe×compe的估計系數為?0.164，且在 5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對央地分權與環境污染具有顯著的負向調節作用，主要原因在于，東部地區地方官員的政治晉升資本主要取決于對中央政府各項經濟改革政策的落實，該地區在政治晉升激勵下，會利用豐富的財政和稅收政策為發展清潔產業提供支持，從而降低了地區污染物排放。相反，中西部地區央地分權與官員競爭程度的交乘項lnfe×compe的估計系數為0.095，且在5%的水平下顯著，表明官員競爭程度對央地分權與環境污染具有顯著的正向調節作用，主要原因在于，中西部地區在激烈的政治晉升環境下，為了盡可能謀求較多的晉升資本，傾向于利用土地、稅收、財政等相關優惠政策支持高收益、高污染型行業發展，甚至通過承接污染型FDI來加速本地經濟發展，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重相關的變量。東部地區和中西部地區W×lnpollu的估計系數顯著為正，表明相鄰地區的環境污染能夠顯著增加本地區的環境污染，環境污染具有明顯的空間溢出效應。東部地區和中西部地區W×lncost_er的估計系數顯著為負，表明相鄰地區費用型環境規制力度增強能夠顯著降低本地區的污染排放。東部地區W×lninvest_er的估計系數并不顯著，但是，中西部地區W×lninvest_er的估計系數顯著為負，表明在中西部地區中，相鄰地區投資型環境規制力度增強能夠顯著降低本地區的污染排放。東部地區W×lnunofficial_er的估計系數顯著為負，表明在東部地區中，相鄰地區非正式型環境規制力度增強能夠顯著降低本地區的污染排放。東部地區和中西部地區W×lnfe的估計系數顯著為負，表明相鄰地區的央地分權程度越高，會抑制本地區的環境污染。

從調節效應來看，東部地區的W×(lncost_er×compe)估計系數顯著為負，表明在東部地區中，官員競爭程度使得相鄰地區費用型環境規制能夠顯著降低本地區的污染排放，表現出“競爭到頂”的行為，相反，中西部區的W×(lncost_er×compe)估計系數顯著為正，表明在中西部地區中，官員競爭程度使得相鄰地區費用型環境規制能夠顯著增加本地區的污染排放，表現出“競爭到底”的行為。中西部地區的W×(lninvest_er×compe)估計系數顯著為正，表明在中西部地區中，官員競爭程度使得相鄰地區投資型環境規制能夠顯著增加本地區的污染排放，表現出“競爭到底”的行為。東部地區的W×(lnunofficial_er×compe)估計系數顯著為負，表明在東部地區中，官員競爭程度使得相鄰地區非正式型環境規制能夠顯著降低本地區的污染排放，表現出“競爭到頂”的行為。東部地區的W×(lnfe×compe)估計系數顯著為負，表明在東部地區中，官員競爭程度使得相鄰地區的財政分權能夠顯著降低本地區污染排放，相反，中西部地區呈現“競爭到底”的行為。

五、研究結論與政策啟示

(一) 研究結論

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

(二) 政策啟示

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

注釋：

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

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m受教育程度為小學、初中、高中、大專及以上人口比重，權重為受教育年限。

④ 用各地區環境信訪的人均件數衡量環境信訪參與度。

⑤ 用各地區15歲以下人口的比重衡量年齡結構。

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