條塊并存的環境分權對環保技術擴散的影響

宋英杰 劉俊現

摘要 環保技術的擴散程度直接關系到環境治理的最終效果，而環保技術作為一種具有一定正外部性的準公共品，其擴散離不開政府的推動。我國長期推行的條塊并存的雙向環境分權管理體制對環保技術擴散存在著怎樣的影響？下一步的環境管理體制改革應如何調整？基于此，文章從條塊并存雙向分權的角度分析了環境分權對環保技術擴散的影響并提出了理論假說，同時選取中國30個省級地區2004—2016年的面板數據，采用偏線性可加面板模型實證檢驗了我國環境分權管理體制對環保技術擴散的影響，并對實證結果穩健性進行了參數檢驗和非線性檢驗。研究發現，代表“條領導”的環境縱向分權對清潔生產技術和末端治理技術擴散的影響均呈現倒U形結構，合理劃分的環境縱向分權可以促進環保技術的擴散；同時，代表“塊領導”的環境橫向分權對兩種環保技術擴散的影響均呈現U形結構。要促進環保技術的擴散，需要地方政府對環境橫向分權進行統籌，強化省以下區域環保的橫向分權，這也從理論上支持了中央2016年推行省以下環保監督部門垂直管理的合理性。不同環保技術的擴散對環境規制的敏感性也存在差異。此外，研究還發現，企業稅收負擔、企業技術類型、投資開放度、出口依存度、城鎮化以及市場化水平對不同類型環保技術的擴散都存在著一定的影響，最后提出針對性政策建議。

關鍵詞 環境分權；環保技術擴散；偏線性可加面板模型

中圖分類號 F204 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2019）05-0108-10 DOI：10.12062/cpre.20181110

改革開放40年，中國的經濟實力迅速提升，已成為世界第二大經濟體。然而，中國經濟崛起的過程，是以高耗能、高污染、高排放為特征的第二產業主導的增長過程，在創造豐富物質財富的同時，也付出了巨大的環境代價。隨著經濟步入新常態，特別是習近平總書記多次針對環境保護提出“兩座山論”，政府工作目標已由單純追求GDP向穩定經濟增長與改善環境質量的雙重目標轉變。如何實現上述目標，對環境治理模式提出了更高的要求。在嚴格環境監管的同時，通過環保技術的推廣擴散，實現節能減排，成為兼顧經濟增長與環境保護目標的有效途徑。但是，作為污染排放主體的企業往往無法在追求利潤的同時自覺肩負環境保護的社會責任[1]，也缺乏利益驅動去主動獲取和采用先進的環保技術。具有正外部性的環保技術更多依賴于政府的供給和推廣擴散，政府在環保技術擴散方面的有效規制就變得不可或缺。

我國政府的管理體制以“中國式分權”著稱，具體到環境治理領域，則形成了條塊雙重委托代理的環境分權模式[2]。一方面，地方環保部門受到中央部委等上級環保部門的直接縱向“條狀領導”，在上下級環保部門之間存在著權利責任的劃分；另一方面，地方環保部門又隸屬于地方政府，由地方政府進行更為細化的管理，形成了橫向間的“塊狀領導”的環境規制體系。盡管在2016年9月22號國務院辦公廳印發《關于省以下環保機構監測監察執法垂直管理制度改革試點工作的指導意見》，各地省級環保垂直管理體系也在相繼建立之中，但本質上仍沒有改變中央和省級地方政府間的條塊并存的環境管理體制。那么這種條塊雙重委托代理的環境分權模式對于環保技術的擴散產生何種影響？未來的環境管理體制是一垂到底還是維持當前的條塊并存的管理現狀？仍需要進一步的實證檢驗。基于此，本文從條塊并存雙向分權的角度展開理論分析，選取2004—2016年30個省市地區面板數據，利用偏線性可加面板模型探究政府規制對環保技術擴散的影響，進而為環境保護管理實踐提供一定的參考依據。

1 文獻綜述

我國環境管理體制的形成和發展相對較晚，從1988年國家環境保護局成立并在1998年升格為國家環保總局，再從2008年環境保護部成立到2018年生態環境部的組建，中央環保部門每十年一次的調整充分體現了我國環境管理工作系統化、專業化的趨勢不斷提升[3]。然而當前的省級環境管理體制仍然是“條塊領導”的雙向分權管理模式。在“條領導”上，中央環保部門在對地方環保部門進行監督指導的同時還與地方環保部門在環境管理監管、審批等事權上進行了劃分；在“塊領導”上，由于地方環保部門的財權和人事權仍然從屬于地方政府統一管理，當地方政府與環保部門的目標不相容時，就會對地方環保部門的行為進行制約，進而產生環境保護上的沖突[4]。特別是，以經濟增長為衡量指標的政績考核制度，使得許多地方政府過度追求地方經濟的發展而忽視環境保護[5]。

宋英杰等：條塊并存的環境分權對環保技術擴散的影響

中國人口·資源與環境 2019年 第5期關于環境分權的研究，大多數文獻都是采用財政分權指標來刻畫政府間的環境分權行為[6]。然而，與財政分權對政府間經濟政治權利劃分不同的是，環境分權主要涉及政府間有關環境管理權利的劃分[7]。盡管兩者之間有著一定聯系，但卻存在著本質區別。簡單的使用財政分權指標去刻畫政府間的環境分權行為，將會導致嚴重的度量偏差，進而影響研究結果[8]。此外，對于環保技術一般可以分為兩類：末端治理技術和清潔生產技術。早期人們主要是通過對生產中產生的污染物進行末端治理來減少污染。然而，隨著工業化程度的不斷加深，末端治理難以完全根除污染的局限性也日益凸出，將污染物消滅在生產之前成為真正解決污染問題的關鍵所在，因此，清潔生產技術受到的關注越來越多。這兩種技術只有得到有效的擴散才能夠真正對解決環境污染問題產生作用，因此學者們將目光轉向了環保技術擴散。顧海波[9]和董陽[10]等先后對環保技術擴散進行了界定，即環保技術通過不同的擴散方式在企業間所進行的推廣應用。

目前對環保技術擴散影響的研究文獻主要可以歸納為兩個層面。在宏觀層面，引入了經濟發展水平、人口密度、環境規制、外資、貿易等不可控的社會環境變量來研究環保技術擴散的驅動因素[11-12]；在微觀層面，通過分析企業的選擇偏好、研發情況、人力資本來探究對環保技術擴散的影響[13-14]。但是目前大多數文獻對于環保技術擴散的度量指標均不夠全面，如周力和應瑞瑤等[15]使用發明專利數來度量環保技術擴散。同時，由于缺少相關數據，對于兩種環保技術相關的投入難以有效區分，因此對于清潔生產和末端治理兩種環保技術擴散影響的討論大多停留在理論層面[16-17]，鮮有文獻進行實證方面的探討。陳媛媛[18]的處理方法給我們提供了很好的借鑒。該文采用單位產品產污量的倒數表征清潔生產，污染排放率的倒數表征末端治理，但是在計算環保技術指標時只使用了SO2一種污染物，難以全面刻畫多種環保技術的擴散狀況。在環保技術的實證研究方面，大多數文獻采用的是參數模型。如景維民和張璐[19]使用可行廣義最小二乘法和系統廣義矩方法，研究了環境管制、對外開放與中國工業的綠色技術進步之間的關系；李婉紅[20]基于地理加權回歸模型估計了排污費制度對綠色技術創新的驅動作用。但對于技術擴散這一具有明顯非線性特征[21]的問題，參數模型存在模型預先設定偏誤的潛在隱患[22]，相關研究結論準確性和穩健性有待檢驗。

基于以上分析，本文從以下幾個方面進行擴展研究，力圖完善已有研究的不足：首先，從環境縱向和橫向分權的角度來探討環境管理制度對環保技術擴散的影響，克服了以往文獻對地方政府與地方環保部門之間橫向分權的忽視；其次，使用偏線性可加面板模型[23]解決了模型預先設定偏誤的潛在隱患；最后，為了更全面地刻畫環保技術擴散的現狀，選取了五種污染物分別針對清潔生產技術和末端治理技術兩個具有明顯差異的技術類型分析其受環境分權的影響。

2 理論分析

環境分權主要涉及的是環境事權的劃分，不同于一般意義的財政分權，環境事權劃分是個漸進的動態變遷和博弈均衡過程，是不同層級政府的環境治理行為和策略互動行為的集中體現。具體而言，作為地方環境規制主體的地方環保部門受到“條塊”委托代理的雙重領導。中央的環保政策由環保部層層下達到地方環保部門，由地方環保部門具體執行，同時在監察審批等環保事權上又進行一定程度的劃分。同時，地方環保部門還經常受到環保部的檢查和技術上的指導，這就是環境治理中的“條領導”。因此環境分權在上下級環保部門之間存在著縱向分權。同時，地方環保部門又隸屬于當地政府，地方環保部門在人員編制和經費預算上又受到地方政府的約束。這就形成了“塊領導”的委托代理關系。同樣，地方政府其他部門與環保部門之間也存在著行政資源的分配與環保權利責任的劃分，即環保橫向分權。不同于縱向分權，橫向分權主要體現為地方政府支持環境保護的意愿和對環保工作的支持力度。基于此，我們將從縱向分權和橫向分權兩個角度來探討環境分權對環保技術擴散的影響。

從縱向分權角度來看，中央環保部門和地方環保部門在立法、審批、監察和監測等方面進行事權劃分。當分權水平較低時，環境的監管和審批權都集中于環保部，由于信息的不對稱性，環保部很難對地方上的環境狀況進行全面的監管，而地方環保部門具有信息優勢，可以對地方企業排污進行有效監管。因此隨著環境縱向分權度的增大，環保技術擴散程度開始逐漸增大；當分權水平到達一定程度后，地方政府承擔了超出其能力范疇的環保事權時，由于地方環保部門在財政投入、監測技術、人員配備等行政資源逐步緊張，地方環保部門難以對企業進行原有的高效監管，企業則更多基于成本考慮不引進環保技術轉而冒險負擔違規排污的成本。因此環境分權對環保技術擴散的促進作用開始呈現下降的趨勢。基于此，我們提出假說1：環境縱向分權與環保技術擴散之間呈現倒“U”形。當分權度較低時，環保技術的擴散程度隨著分權度的提高而增大；當分權度較高時，環保技術的擴散度隨著分權度的提高而降低。

從橫向分權角度來看，地方政府基于不同的政績目標，在不同部門之間配置行政資源。當地方政府環境橫向分權的水平較低時，地方政府往往傾向于追求GDP而犧牲地區環境。對地方環保部門的支持較少，進而地方環保部門對企業制定的環境標準、監督檢查力度也都較低。企業直接排污所繳納的稅費成本遠低于引進環保技術減少污染產生的投資成本。在這一區間內，隨著橫向分權度的提升，環保部門監管力度增大。企業在控制既定生產成本的情況下，企業接受的排污違規成本越高，采用環保技術的意愿和相關投入越小，所以環境橫向分權對環保技術擴散的正向作用隨著橫向分權度的增大而降低。當環境狀況惡化到一定程度，環境保護已成為地區所必須面對的頑疾時，各級政府對待環境保護的態度均產生重大轉變。例如，2008年為應對日益嚴重的環境問題，環保總局升級為環保部，同時將環境保護納入地方政府的政績考核體系，在考核上實行一票否決制和問責制。這些措施提升了地方政府對環境保護的重視程度。地方政府開始大力支持監督地方環保部門的工作，橫向分權度得以極大提高。地方環保部門對區域內企業制定較高的環境標準，實行嚴格的環境監督，逐步使企業直接排污的違規成本大于企業引進環保技術的投資成本，企業會更傾向于引進環保技術。因此，強化到一定程度的環境橫向分權對環保技術擴散的影響會出現逆轉，伴隨著橫向分權的增加會促進環保技術的擴散。基于此，我們提出假說2：橫向環境分權度與環保技術擴散之間呈現U形結構，環保技術擴散度隨著環境橫向分權的增加呈現出先減小后增大的趨勢。

3 變量選取及模型設定

根據前文理論分析，為驗證理論假設的非線性變化特征并避免參數估計模型的預先設定偏誤，確保實證結論的可靠性，本文采用偏線性可加面板模型進行實證檢驗。

3.1 變量設定

3.1.1 被解釋變量

環保技術擴散指數（EPT）。根據前文對環保技術擴散的界定，本文借鑒陳媛媛的思路[18]，使用清潔生產技術擴散指數（CPT）和末端治理技術擴散指數（EMT）作為被解釋變量來表征環保技術擴散程度。用污染產生率即單位工業增加值所產生的污染量的倒數來表示清潔生產技術的擴散程度；用污染排放率即排放量與產生量的比值的倒數來表示末端治理技術的擴散程度。為全面衡量多種污染物治理技術的擴散程度，特選取工業固體廢物、廢水、二氧化硫、氮氧化物以及煙塵等污染物加以衡量。

清潔生產技術擴散指數（CPT）：選取工業固體廢物、廢水、二氧化硫、氮氧化物以及煙塵等污染產生率的倒數并運用正指標極差變化加權的方法分別賦予五種技術不同的權重來綜合衡量清潔生產技術擴散程度。

末端治理技術擴散指數（EMT）：選取工業固體廢物、廢水、二氧化硫、氮氧化物以及煙塵等污染排放率的倒數并運用正指標極差變化加權的方法分別賦予五種技術不同的權重來綜合衡量末端治理技術擴散程度。

具體加權如公式（1）所示：

wi（Xi-mi）/（Mi-mi），i=1，2，3

（1）

其中，wi為清潔生產技術擴散程度（末端治理技術擴散程度）的權重；Xi為各省歷年五種清潔生產技術擴散程度（末端治理技術擴散程度）；mi為清潔生產技術擴散程度（末端治理技術擴散程度）的最小值；Mi為最大值。權重wi的計算方法采用獨立性權重系數法，即根據一種清潔生產技術擴散程度（末端治理技術擴散程度）與其他清潔生產技術擴散程度（末端治理技術擴散程度）的共線性強弱來確定該清潔生產技術擴散程度（末端治理技術擴散程度）的權重，各指標的權重（綜合共線性即復相關系數，也可以看作對調整R2進行開方的數值結果）計算公式為：

φi={adjR2}-1/2={1-（1-R2）（n-1）/（n-k）}-1/2

（2）

對φi進行標準化處理從而可得出權重，表達式為wi=φi/∑ni=1φi。其中，adjR2為調整擬合優度，k為待估參數個數，R2為擬合優度，R的具體表達式為：

0≤R2≡∑ni=1（y^i-y—）2/∑ni=1（yi-y—）2≤1

（3）

其中，yi為被解釋變量，y^i代表被解釋變量的擬合值，y—是被解釋變量的均值。

3.1.2 核心解釋變量

（1）環境縱向分權（ZED）。對于環境縱向分權指標的構建，借鑒康達華和李郁芳[24]的方法，利用中央和地方環保機構的人員分布來表征環境縱向分權。一方面，環保機構和人員作為政府實現環保職能的載體，在其不同層級機構間的人員分布在一定程度上體現了環保事權的劃分，人員的變動也在一定程度反映了事權劃分的變動。同時，使用不同層級機構間的人員分布來測算管理分權程度也是國際通行的指標[5]。具體指標設定如下：

ZEDit=（LEDPit/CEDPt）×[1-（GDPit/GDPt）]

（4）

其中，ZEDit 表示第i 省第t 年的環境縱向分權度，LEDPit表示第i 省第t 年省級環保機構環境工作人員數量，CEDPt 表示第t 年中央環保機構本級環境監管工作人員數量。相對已有文獻[25-26]多數采用省環保系統工作人員/全國環保系統工作人員表示環境分權度，本文用省本級環保系統工作人員/中央環保系統工作人員來衡量環境縱向分權度，更加側重中央和省級政府在環境事權上的相互博弈。同時，為緩解指標的內生性問題，采用為[1-（GDPit/GDPt）]平減指數對環境縱向分權度指標進行平減。其中，GDPit表示第i 省第t 年GDP，GDPt 表示第t年全國GDP。

（2）環境橫向分權（HED）。環境橫向分權體現了地方政府對環境保護的支持力度。為全面反映地方政府對環境保護的重視程度，并避免已有文獻中普遍存在的實證變量設定的內生性問題，參考陳詩一和陳登科[27]的做法，使用省級政府工作報告中與環境相關詞匯出現頻數占總詞頻數的比重作為環境橫向分權的代理變量。政府工作報告作為依法行政和執行部門決定、決議的綱要，是指導政府工作的綱領性文件。因此，政府工作報告中與環境相關詞匯出現頻數占總詞頻數的比重更能全面地體現地方政府對環境保護的重視程度，反映環境橫向分權的全貌。并且，一般政府工作報告為年初公布，其內容不受本年后續相關工作的影響，符合外生工具變量假定。

3.1.3 控制變量

結合現實，在模型中設置對環保技術擴散具有較強聯系的相關控制變量，主要包括：①企業稅收負擔（QSF），用各地區規模以上的工業企業所得稅與企業主營業務收入之比表示；②企業研發強度（QRD），用各地區規模以上的工業企業研發投入與企業主營業務收入之比來表示；③投資開放度（FDI），以各地區實際利用外商直接投資額占GDP的比重表示；④出口依存度（EXD），以各地區出口貿易額占GDP的比重表示；⑤城鎮化水平（URB），用城鎮人口占總人口的比重來表示；⑥市場化水平（MRK）。市場化水平的本質是反映政府與市場的關系，市場化水平越強表明企業與地方政府之間的關系越弱，政府越有可能嚴格監管，越有利于環保技術的擴散。本文采用樊綱等[28]、王小魯等[29]的市場化指數指標反映市場化水平并對缺失年份的數據進行了線性擬合估算。其市場化指數是衡量我國各地區市場化指數中較為權威的數據，在研究中得到了廣泛應用。模型中主要變量的定義及其計算方法如表1所示。

3.2 偏線性可加面板模型的構建

我們參考Ai 等[23]的方法，使用偏線性可加面板模型探究環境縱向、橫向分權與環保技術擴散之間關系。該模型同時包含了線性部分和非線性部分，所以也被稱為部分線性模型即偏線性模型。考慮到環境縱向、橫向分權與環保技術擴散之間可能存在著非線性影響，我們將環境縱向、橫向分權放在非線性部分，將市場化水平、企業稅收負擔、企業研發強度、投資開放度、貿易開放度和城鎮化水平則放在線性部分，由此可得本研究的偏線性可加面板模型為：

lnCPTit=αi+f1（ln ZEDit）+f2（ln HEDit）+

β1 ln QSFit+β2 ln QRDit+β3 ln FDIit+

β4 ln EXDit+β5ln URBit+β6 ln MRKit+eit

（5）

lnEMTit=αi+f1（ln ZEDit）+f2（ln HEDit）+

β1 ln QSFit+β2 ln QRDit+β3 ln FDIit+

β4 ln EXDit+β5ln URBit+β6 ln MRKit+eit

（6）

在模型中，i為各省的標識，t是各年份的標識，CPT和EMT分別表示清潔生產技術擴散指數和末端治理技術擴散指數，ZED表示環境縱向分權，HED表示環境橫向分權，QSF代表企業稅收負擔，QRD表示企業研發強度，FDI表示各地區投資開放度，EXD表示各地區出口依存度，URB代表城市化水平，MRK表示市場化水平。αi代表個體效應，εit代表隨機誤差項，這里f（·）為一個未知光滑函數。

3.3 數據來源與描述性統計

采用中國大陸2004—2016年30個省級區域（基于數據的可得性，研究不包含西藏、香港、澳門、臺灣地區）的面板數據進行實證研究。數據主要來源于國家統計年鑒、中國科技統計年鑒、中國環境統計年鑒和國研網統計數據庫。在進行實證分析中，對變量進行了對數處理，以消除異方差和量綱的問題，采用R語言對數據進行統計和分析。各變量的描述性統計見表2。

由表2可知，首先，清潔生產技術擴散指數和末端治理技術擴散指數的極小值分別為0.016 0和0.005 2，極大值分別為0.415 5和0.592 6，說明地區間環保技術擴散程度的差異較大；其次，環境縱向分權、環境橫向分權及控制變量的變化范圍也較大，為本文實證研究各變量之間的具體影響效應提供了良好的基礎。

4 實證結果分析

利用偏線性可加面板模型考查了環境縱向、橫向分權對清潔生產技術擴散以及末端治理技術擴散的具體影響變化趨勢。

4.1 環境分權對環保技術擴散的影響結果分析

通過偏線性可加面板模型的非線性估計，對環境縱向、橫向分權與環保技術擴散的影響變化趨勢進行測算，結果如圖1所示。

（1）由圖1中（a）和（c）部分可知，環境縱向分權對清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的影響都呈現倒U形結構，即伴隨著縱向分權力度的加大，技術擴散呈現先上升后下降變化趨勢，從而可以驗證假說1。此外，不同技術類型的擴散其對環境分權的敏感程度也存在差異。環境縱向分權對末端治理技術擴散的貢獻相對于清潔生產技術擴散的貢獻下降的起始點較早，這與兩種環保技術的本身特點有關。末端治理狀況易于監測，地方環保部門具有信息優勢，所以隨著縱向分權度的增加，分權對末端治理技術擴散的貢獻度也會快速增加。當地方環保部門的自主權增大后，地方利益集團也會不斷地加大對地方環保部門的影響，從而使得轉折點更快到來。而清潔生產技術具有投資成本高、周期長、對檢測依賴性強等特點，所以分權對于清潔生產技術擴散的貢獻隨著分權度的增加而緩慢上升。

（2）由圖1中（b）和（d）部分可知，環境橫向分權對清潔生產技術擴散以及末端治理技術擴散的影響都呈現U形結構，即伴隨著環境橫向分權力度的加大，技術擴散呈現出先下降后上升的變化趨勢，驗證了假說2。此外，不同類型的技術同樣對環境橫向分權的敏感程度不同。環境橫向分權對清潔生產技術擴散的貢獻相對于末端治理技術擴散的貢獻上升的起始點較早，并且變化趨勢也較緩。這主要是因為清潔生產技術應用于生產過程中，當環境監管力度較大時，一些不符合環境標準的項目審批難以獲得通過，同時已經應用于生產過程中的技術要變更也較為困難。而末端治理技術應用于易于監測生產末端污染治理過程，當環境監管力度增強到一定程度，企業直接排污的成本大于污染治理的成本，企業就會迅速引進末端治理技術，所以清潔生產技術擴散的變化趨勢較緩，轉折點的出現也早于末端治理技術。

圖1 環境分權對環保技術擴散影響估計圖

4.2 參數部分實證結果分析

表3分別給出了清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的參數解釋變量的估計結果。

（1）企業稅收負擔抑制了環保技術的擴散，且在1%的顯著性水平上影響顯著。企業稅收負擔與清潔生產技術擴散指數以及末端治理技術擴散指數之間的彈性系數分別為-0.446 7和-0.675 7，即當其他變量保持不變時，企業稅收負擔每增加1%，分別導致清潔生產技術擴散指數以及末端治理技術擴散指數減少0.446 7%和0.675 7%。這主要是因為企業稅收負擔過重導致企業利潤減少，企業為了賺取更多的利潤會減少環保技術的引進。

（2）企業研發強度促進了清潔生產技術和末端治理技術的擴散，且分別在5%和1%的水平上影響顯著。企業研發強度與清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的彈性系數分別是0.084 7和0.063 9，即當其他條件不變時，企業研發強度每增加1%，清潔生產技術擴散指數和末端治理技術擴散指數分別增加0.084 7%和0.063 9%。說明技術偏向型企業更傾向于引進環保技術。

（3）投資開放度對清潔生產技術和末端治理技術的擴散存在著正向的促進作用，且在分別在5%和1%的水平上影響顯著。投資開放度與清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的彈性系數分別是0.321 6和0.117 1，即當其他條件不變時，投資開放度每增加1%，清潔生產技術

擴散指數和末端治理技術擴散指數分別增加0.321 6%和0.117 1%。投資開放度對清潔生產技術擴散的促進作用明顯大于其對末端治理技術擴散的促進作用，這可能是由于外商投資所帶來的競爭效應使得企業更傾向于采用能夠帶來經濟效益的清潔生產技術。

（4）出口依存度分別在5%的顯著性水平上抑制了清潔生產技術的擴散和10%的水平上促進了末端治理技術的擴散。出口依存度與清潔生產技術擴散以及末端治理技術擴散之間的彈性系數分別為-0.168 8和0.026 1，即其他條件保持不變時，出口依存度每增加1%，清潔生產技術擴散指數相應減少0.168 8%，末端治理技術擴散指數相應增加0.026 1%。之所以存在相反的效應，可能與我國的出口產品結構有關。我國一直處于低端加工制造階段，雖然可以賺取一定的利潤但同時存在著技術依賴，所以阻礙了企業對清潔生產技術的擴散采用；與此同時低端制造產生了大量的污染，受制于當地環保部門的監管壓力，企業會將出口賺取的一部分利潤投入到自身的污染治理中，進而促進了末端治理技術的擴散。

（5）城鎮化水平正向促進了清潔生產技術的擴散，且在10%的顯著性水平上影響顯著。城鎮化水平與清潔生產技術擴散指數之間的彈性系數為0.165 5，城鎮化的發展會提升人力資本，人力資本的提升會支撐企業采用先進技術來賺取豐厚利潤，先進技術的采用促進了清潔生產技術的擴散。市場化水平正向促進了末端治理技術的擴散且在1%的顯著性水平上影響顯著。市場化水平與末端治理技術擴散指數之間的彈性系數為0.673 3，在其他條件不變時，市場化水平每增加1%，末端治理技術擴散指數相應增加0.673 3%。市場化水平的本質是反映政府與市場的關系。市場化水平越強表明企業與地方政府之間的關系越弱，企業受到的監管程度可能越強，越有利于環保技術的擴散。

4.3 穩健性檢驗

為了檢驗偏線性可加面板模型估計結果的可靠性，本文對實證模型分別進行了參數和非線性的穩健性檢驗。

4.3.1 參數檢驗

由于環境縱向、橫向分權與環保技術擴散之間存在著非線性關系，線性面板模型不能很好的擬合兩者之間關系。為了驗證偏線性可加面板模型的穩健性，本部分對模型進行重新設定。根據偏線性可加面板模型非參部分擬合圖形的形狀，在模型中引入環境分權的平方項，重新對變量之間的關系進行參數檢驗。參數模型如下：

lnCPTit=ai+λ1lnZEDit+λ2（lnZED）2it+

λ3lnHEDit+λ4（lnHED）2it+β1lnQSFit+

β2lnQRDit+β3lnFDIit+β4lnEXDit+

β5lnURBit+β6lnMRKit+eit

（7）

lnEMTit=ai+λ1lnZEDit+λ2（lnZED）2it+

λ3lnHEDit+λ4（lnHED）2it+β1lnQSFit+

β2lnQRDit+β3lnFDIit+β4lnEXDit+

β5lnURBit+β6lnMRKit+eit

（8）

各變量定義與前文相同。采用混合回歸、固定效應和隨機效應模型，并進行了面板F檢驗和豪斯曼檢驗，相應的回歸結果如表4所示。

由于表4下方HAUSMAN和F檢驗結果均強烈拒絕原假設，所以我們選擇固定效應來檢驗偏線性可加面板模型的穩健性。由上表各變量的估計結果可知：①環境縱向分權的一次項和平方項對清潔生產技術擴散和末端治理

表4 參數檢驗結果

變量 清潔生產

技術擴散（lnCPT） 末端治理

技術擴散（lnEMT）

lnQSF -0.412 5* * * -0.443 7* * *

（0.063 4） （0.046 8）

lnQRD 0.092 6* * 0.071 9* * *

（0.037 6） （0.024 0）

lnFDI 0.302 4* * * 0.104 2* *

（0.064 2） （0.052 3）

lnEXD -0.153 3* 0.024 4*

（0.033 4） （0.025 3）

lnURB 0.142 5* * 0.103 3

（0.051 2） （0.042 7）

lnMRK 0.230 2 0.621 4* * *

（0.024 3） （0.028 6）

lnZED 0.118 1* * * 0.021 5* *

（0.024 3） （0.021 2）

（lnZED）2 -0.057 1* * -0.027 1* *

（0.014 2） （0.012 3）

lnHED -0.559 1* * * -0.574 4* * *

（0.355 4） （0.552 2）

（lnHED）2 0.070 5* * 0.106 3* *

（0.034 4） （0.053 8）

HAUSMAN 35.918 0 96.932 0

（p=4.009 1e-05） （p=2.211 0e-16）

F 10.883 5 33.954 9

（p=8.583 6e-15） （ p=2.224 3e-16）

注：括號內為標準誤，* * *、* *、*表示在 1%、5%和10%的水平上顯著。

技術擴散的影響分別在1%和5%的水平上顯著，且一次項的系數為正，二次項的系數為負，說明環境縱向分權對環保技術擴散的影響符合倒U形結構，同樣支持假說1；②環境橫向分權的一次項和平方項對清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的影響也分別在1%和5%的水平上顯著，且一次項的系數為負，二次項的系數為正，說明環境橫向分權對環保技術擴散的影響基本符合U形結構，同樣支持假說2；③參數部分解釋變量的系數估計結果無論是大小、方向還是顯著性水平都與偏線性可加面板模型的估計結果基本保持一致。綜上所述，本部分通過參數檢驗進一步驗證了偏線性可加面板模型估計結果的穩健性。

4.3.2 非線性檢驗

為了進一步驗證偏線性可加面板模型擬合效果的最優性，通過多項式設定對環境分權與清潔生產技術擴散及末端治理技術擴散之間的關系進行了非線性檢驗，并通過AIC指數來判斷模型的擬合效果。根據非參數部分擬合圖形，環境縱向分權對清潔生產技術擴散指數以及末端治理技術擴散指數的影響呈現倒U形結構，故在模型（9）和（11）中將環境縱向分權設定為二次多項式去擬合兩者之間的關系；此外，環境橫向分權對清潔生產技術擴散指數以及末端治理技術擴散指數的影響呈現U形結構，因此我們將模型（10）和（12）中的環境橫向分權也設定為二次多項式以擬合兩者之間的關系。具體的非線性檢驗模型設定如下：

lnCPTit=ai+λ1lnZEDit+λ2（lnZED）2it+f2

（lnHEDit）+β1lnQSFit+β2lnQRDit+

β3lnFDIit+β4lnEXDit+β5lnURBit+

β6lnMRKit+eit

（9） lnCPTit=ai+f1（lnZEDit）+λ3lnHEDit+λ4

（lnHED）2it+β1lnQSFit+β2lnQRDit+

β3lnFDIit+β4lnEXDit+β5lnURBit+

β6lnMRKit+eit

（10）

lnEMTit=ai+λ1lnZEDit+λ2（lnZED）2it+

f2（lnHEDit）+β1lnQSFit+β2lnQRDit+

β3lnFDIit+β4lnEXDit+β5lnURBit+

β6lnMRKit+eit

（11）

lnEMTit=αi+f1（lnZEDit）+λ3lnHEDit+

λ4（lnHED）2it+β1lnQSFit+β2lnQRDit+

β3lnFDIit+β4lnEXDit+β5lnURBit+

β6lnMRKit+eit

（12）

各變量定義與前文相同。AIC指數的計算方式：

AIC=-2log L^c+2df

（13）

其中，LC為模型的均方差，df為模型的自由度。AIC指數越小，表示模型的擬合效果越好。清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的非線性檢驗估計結果及其AIC指數見表5。

由表5可知，首先，模型（9）和模型（11）的多項式系數分別在1%和5%的水平上顯著，且模型的一次項系數為正、二次項系數為負，故模型（9）和模型（11）可以擬合環境縱向分權與清潔生產技術擴散指數以及末端治理技術擴散指數之間的倒U形關系；其次，模型（10）和模型（12）的多項式系數也分別在1%和5%的水平上顯著，且模型一次項系數為負、二次項系數為正，模型（10）和模型（12）可以擬合環境橫向分權與清潔生產技術擴散指數以及末端治理技術擴散指數之間的U形關系；同時，在清潔生產技術擴散的估計模型中，模型（7）、（9）和（10）的AIC線性檢驗再次驗證了偏線性可加面板模型估計結果的最優性和穩健性。

5 主要結論與政策含義

本文采用偏線性可加面板模型研究了包括縱向分權和橫向分權的環境分權與清潔生產技術及末端治理技術等環保技術擴散之間的關系，并對其背后的原因進行了深入分析，得出以下結論與政策含義：

第一， 環境縱向分權對清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的影響均呈現倒U形結構，適度的環境縱向分權可以促進環保技術的擴散。伴隨著縱向分權中地方政府權責的加大，可能會對環保技術擴散產生負面影響。故過度的分權不利于環保技術的擴散，應該合理劃分中央地方間環境事權，充分利用地方環保部門的信息優勢的同時加強外部監管，防止環境保護在地方的失控。同時，不同技術類型與技術擴散特征受分權的影響也存在差異，應針對性進行規制。

第二，環境橫向分權對清潔生產技術擴散和末端治理技術擴散的影響均呈現U形結構。地方政府環境橫向分權需要達到一定程度方能對環保技術的擴散產生正向影響，即企業在排污違法成本與技術引進的投資成本之間進行選擇。在橫向分權超過U型拐點時，地方政府對環境保護越重視，地方企業受到的環境監管力度越大，越有利于環保技術的擴散。因此，地方政府應強化環境橫向分權的工作，令環境規制的力度快速跨越擴散的U型拐點，促進環保技術的快速有效擴散。自2016年地方環境管理體制實施省級以下垂直管理體制，可以視為這一理論觀點在實踐中的應用。同時，中央政府也應通過系統化導向和激勵，充分調動地方政府參與環境保護的積極性，加大環境保護在績效考核中的比重，促進地方政府的環境橫向分權。

第三，企業的稅收負擔不利于環保技術擴散，應加大綠色補貼以激勵企業引進環保技術。技術偏向型企業更傾向于引進環保技術，政府應該鼓勵高新技術產業發展，轉變經濟發展模式。此外，地區經濟開放度、城鎮化水平以及地區營商環境對環保技術的有效擴散多數產生正向影響。地方政府在調控地方橫向分權加強環境直接規制的基礎上，也應在相關環節及時加以優化。

（編輯：劉照勝）

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