地方政府競爭、金融發展與二氧化碳排放的異質模式

逯進 冷書心

摘 要：異質性環境規制對二氧化碳排放具有差異化影響特征?；?002—2020年中國省域面板數據，應用有限混合模型，解析了地方政府競爭和金融發展作用下，異質性環境規制對二氧化碳排放作用的特征。研究結果表明：（1）異質性環境規制對二氧化碳排放的影響可以被客觀劃分為兩種模式，模式一下，市場型環境規制與命令型環境規制均表現出顯著的增碳作用，自愿型環境規制無法顯著影響二氧化碳排放，模式二下，市場型環境規制與自愿型規制均能夠抑制二氧化碳排放，且與模式一相比，命令型規制工具的增碳效應有所削弱；（2）金融發展水平的提高會有效促進三種環境規制的抑碳效應，但地方政府競爭的加劇則不利于環境規制的減碳效應；（3）考察期內約有三分之二的省份經歷了模式轉換，考察期末絕大多數省份處于模式二。

關鍵詞：異質性；環境規制；碳排放；有限混合模型

［中圖分類號］ F205；F062.1 ［文章編號］ 1673-0186（2023）003-0028-018

［文獻標識碼］ A ? ? ［DOI編碼］ 10.19631/j.cnki.css.2023.003.003

隨著“十四五”時期碳達峰碳中和的目標成為推動高質量發展的內在要求，堅持走生態優先、綠色發展之路，也就成為我國立足新發展階段、貫徹新發展理念、構建新發展格局的必然選擇。堅持走生態優先、綠色發展之路，是我國立足新發展階段、貫徹新發展理念、構建新發展格局的必然選擇。然而，一直以來我國以“富煤少氣缺油”為特征的稟賦條件和以“三高一低”為主的生產結構體系沒有發生根本性轉變。因此，深入推進環境友好型、資源節約型社會建設，積極探尋更加高效的環境政策體系，促進經濟社會的綠色轉型發展、實現生態環境根本性改善，進而構建以低碳發展為顯著特征的新經濟增長路徑勢在必行。按此目標，回顧21世紀以來綠色發展之路，從環境治理思路看，我國已逐步形成了命令控制型與市場激勵型環境規制為主、公眾參與型環境規制為輔的環境規制體系。但如何更加充分有效發揮這些環境規制工具的效能，助力我國實現經濟綠色高質量發展，成為亟待解決的現實問題。因此，考慮到當前我國正處于實現“雙碳”目標的關鍵時期，如何實現經濟增長與減排增效的協調發展是當前的重要工作之一。

一、文獻綜述

環境規制工具對二氧化碳排放存在顯著效用，而地方政府競爭與金融發展則通過影響環境規制工具中的政府與企業兩方主體，對其作用機制施加影響。因此，文章將從環境規制對二氧化碳排放的影響、政府競爭對環境規制的影響以及金融發展對環境規制的影響三個方面展開文獻梳理與總結述評。

（一）環境規制對二氧化碳排放的影響

梳理環境規制與二氧化碳排放關系的文獻可以發現，圍繞這一話題主要有兩類研究視角。

第一，環境規制對二氧化碳排放的直接效用，其主要圍繞“綠色悖論”和“倒逼減排”兩種效應展開?！熬G色悖論”效應最早由辛恩（Sinn）提出，他認為嚴厲的環境規制會導致化石能源的加速開采和消費，從而增加二氧化碳排放；“倒逼減排”效應則認為政府會采取征收碳稅等措施以提升污染企業生產成本，從而抑制其對化石能源的需求?；谖覈鴶祿难芯看蠖啾砻?，我國環境規制與碳排放之間呈現先促進后抑制的倒“U”型關系，即拐點前存在“綠色悖論”而拐點后則體現“倒逼減排”效應［1-3］，存在顯著的門檻效應［4］。

第二，環境規制對二氧化碳排放的間接效用。既有研究認為環境規制可能通過技術創新、產業結構、能源消費結構和外商直接投資等路徑作用于碳排放［5］。首先，環境規制與技術創新密不可分，主流研究認為環境規制對技術創新存在“遵循成本”效應和“創新補償”效應。合理的環境規制被認為對技術創新具有重要促進作用［6］，且不同類型的環境規制產生的作用效果并不相同［7］。命令型環境規制在一定范圍內顯著促進技術創新，公眾型環境規制對技術創新總體表現為促進作用，但是效果不明顯［7］，相比之下，市場激勵型環境規制更適合我國國情，而嚴厲的行政處罰會阻礙綠色技術創新［8］。其次，從產業結構角度看，一方面環境規制不但對產業結構調整產生了“遵循成本”和“創新補償”等間接影響，還會通過“需求倒逼”效應產生直接作用［9-10］；另一方面環境規制會通過貿易升級對產業結構調整產生積極的間接效應［9］，從而影響碳排放。此外，從能源供需結構視角看，政府積極利用環境規制工具直接干預高耗能企業的能源投入，強制企業降低能源投入強度，促使能源結構向低碳化轉變。一旦這一趨勢形成明確的市場信號，則使得能源開采企業形成有關環境規制持續加強的預期，短期內反而會增加高碳能源的開采與供給，使能源消費結構向高碳化轉換。最后，環境規制會影響外商直接投資的技術溢出效應、本土企業吸收能力效應與資本積累效應［1］，并最終作用于二氧化碳排放治理。

已有諸多研究探討了影響環境規制效能的因素，如經濟發展水平、產業結構、能源強度以及市場化水平等，然而鮮有文獻從政府競爭與金融發展雙視角對上述問題進行討論。

（二）政府競爭對環境規制的影響

地方政府作為環境規制政策的實施主體，其競爭行為能夠直接影響異質性環境規制工具的政策效果。我國地方政府間的競爭相對明顯，這主要源于錦標賽制的晉升模式激勵，進而在環境規制方面形成政府間“標尺競爭”態勢，進而影響二氧化碳排放［11］。部分學者認為，出于獲取更多經濟資源和政治利益的動機，地方政府往往會將環境規制視為爭奪流動性資源的工具［12］，進而加劇地方政府之間的競爭與沖突。換言之，各省份傾向于向規制較為寬松的省份看齊，形成“逐底競爭”模式［13-16］。但趙霄偉［17］認為，并無足夠證據支持地方政府間的環境規制行為存在“逐底競爭”，故地方政府間環境規制的“逐底競爭”僅僅是局部性問題而非整體性問題。而隨著政績考核機制的多元化調整，地方政府的競爭策略將逐步轉向“逐頂競爭”，與之相隨的是地方政府對于異質性環境規制工具的選擇及其實施（支持）力度存在差異化偏好。伴隨著地方政府錦標賽競爭制度帶來的經濟發展，社會公眾對環境改善的需求不斷增長，地方政府會制定和實施更嚴格的環境標準。由此，地方政府競爭與環境規制形成雙向發展態勢，地方政府競爭對環境規制產生了良性的促進作用［18］。事實上，近年來我國總體碳排放增速放緩，碳減排成效明顯，這與地方政府積極運用環境規制政策行為密切相關。

（三）金融發展對環境規制的影響

地區金融發展水平的改善同樣能夠影響環境規制的效果。從宏觀層面看，在“雙碳”目標與經濟高質量發展相互耦合的現實背景下，治理碳排放需要對產業結構進行根本性變革，地區金融發展水平上升意味著金融機構能夠有效優化金融資源配置，引導金融資源流入重污染、高耗能行業，進而加大環境資本投資力度，助力環境規制發揮功效［19］。而從微觀層面看，根據波特假說，設計合理的環境規制會激發企業的技術創新行為，以實現自身環境績效的有效改善。然而技術創新具有高投入、高風險與長周期等特征，這對企業研發資金投入提出了較高要求，金融發展則可以有效緩解由異質性環境規制誘發的企業融資約束困境［20-21］。具體而言，環境規制執行強度上升會給企業帶來生產成本壓力，而隨著治污成本的上升，企業可能選擇投入研發資金進行技術創新來降低生產成本以期獲得“創新補償”或者“遵從成本”，以此購置設備進行前端生產改進和末端污染治理，以應對嚴格的環境規制。地區金融發展水平提高不僅有助于金融機構擴大融資規模、豐富融資產品種類，也有助于增強其信息處理能力、規避信貸風險，最終改善企業信貸可得性以應對環境規制［19-21］。

（四）小結

回顧既有文獻可以發現，現有研究多集中于討論環境規制對二氧化碳排放的作用機制與效果。由于我國的環境規制工具劃分為不同類型，因而不同環境規制工具的作用又具有異質性，但現有研究并沒有對此得出明確的結論。一方面環境規制的實際執行效果多取決于地方政府，因此地方政府競爭與環境規制之間的關系得到廣泛關注，并且大部分研究認為政府間環境規制表現出“逐底競爭”。另一方面嚴格的環境規制會促使企業進行創新和產業結構轉型，現有研究充分證明，金融發展能有效紓解企業的融資約束，促進環境規制政策效應的發揮。值得重點關注的是，在探討區域碳排放模式差異方面，現有研究多會基于地理位置等客觀條件進行先驗分組，未能客觀設定一個合理可信的客觀區域分組模式，以揭示異質性環境規制對區域間碳排放影響的客觀差異，亦忽略了各省份碳排放模式及其影響因素可能存在的動態變動。

基于上述背景回顧及對相關現實問題的基本思考，同時結合本文研究主題和邏輯，本文將對三類問題作出解析：第一，中國省域異質性環境規制對二氧化碳排放影響是否存在差異？如果存在，那么可以客觀劃分為幾類模式？第二，針對差異化的環境規制模式，地方政府競爭與金融發展對此產生了何種作用？作用的具體特征是什么？第三，各省份是否會出現碳排放影響模式的轉變？為深入理解上述三類問題的核心本質，本文利用有限混合模型，引入金融發展與地方政府競爭作為伴隨變量，探究不同環境規制工具對二氧化碳排放的異質性作用。

二、模型設定與變量說明

梳理文獻思路可知，不同的環境規制工具對二氧化碳排放的作用存在異質性，而在其作用機制中，地方政府競爭與金融發展存在顯著的影響作用，并進一步驅動了異質性作用的模式劃分。因此文章將構建基準回歸模型與有限混合模型進行實證分析。

（一）傳統模型

基于文獻梳理，本文將命令控制型環境規制（cer）、市場激勵型環境規制（mer）以及自愿型環境規制（per）三種環境規制工具納入研究框架內，作為關鍵解釋變量。二氧化碳排放量（lnco2）作為被解釋變量。此外，參照既有研究［22-26］，本文引入經濟增長（lnGDP）、技術進步（tec）、產業結構（is）、能源消費結構（es）、城鎮化水平（urb）、勞動者素質（edu）、外商直接投資（lnFDI）等影響二氧化碳排放量的因素作為控制變量。由此本文設定如下基準回歸模型：

lnco2=α0+α1cerit+α2merit+α3perit+λMit+εit（1）

其中，i代表省份，t代表時間；Mit代表控制變量；α1、α2、α3、λ分別反映命令型、市場型、公眾型環境規制以及控制變量對二氧化碳排放影響的強度；εit代表擾動項。

（二）有限混合模型

區別于傳統增長模型，有限混合模型將不同地區之間不可觀測的異質性納入半參數框架加以考慮，故本文引入聯合正態分布決定的有限混合模型對異質性環境規制與二氧化碳排放量之間的作用進行研究。借鑒劉貫春等［27］的研究，以2組別有限混合模型為例，具體表達式如下：

Group1：y=xβ1+M+ε1ε1～N（0，σ）（2）

Group2：y=xβ2+M+ε2ε2～N（0，σ）（3）

其中，y代表被解釋變量；x為解釋變量矩陣，待估計系數矩陣為βj（j=1，2）；M為控制變量；ε1和ε2分別代表對應的標準差分別為σ1和σ2的獨立同分布的零均值正態分布。特別地，在兩個不同組別中，β1和β2在10%的統計水平應顯著不相等，以刻畫解釋變量x在不同組別中所承擔的差異化作用，否則模型（2）（3）將退化為單方程模型（1）。

在模型（2）（3）中，不同省份隸屬于某個組別的概率僅依賴于被解釋變量y和解釋變量x之間的擬合優度。除此之外，為考察模式劃分背后的決定因素，在此基礎上可以添加一系列伴隨變量z來解釋不同組別之間的二氧化碳排放差異。給定省份i，考慮如下廣義形式的正態分布有限混合模型：

f（y|x，z，Θ）=∑πj（z，αj）fj（y|x，z，βj，σj）（4）

其中，J代表模式數量，z代表伴隨變量矩陣，對應的待估系數矩陣為αj，σj為模式j的殘差項標準差，πj（z，αj）代表省份i隸屬于模式j的概率，fj（y|x，z，βj，σj）為路徑j中被解釋變量y的條件分布。

假定不同省份隸屬于模式m的概率可以用多元Logit 模型來刻畫，即：

πm（z，αm）=（5）

此時，可以采用極大似然法對模型（4）進行參數估計，對應的對數極大似然函數為：

logL=∑logf（y|x，z，Θ）=∑log［∑πj（z，αj）∏fj（y|x，z，βj，σj）］（6）

隨后，利用經驗貝葉斯準則，不難得到省份i隸屬于模式m的概率為：

（m|zi，yi）=（7）

從而，各省份被歸類到隸屬概率最大（高于0.5）的模式。此時，所有省份隸屬于模式m的整體概率為：

Pm=（8）

不過，盡管大多數情況下后驗概率接近1，但這種內生分類依舊存在誤判的情形，有限混合模型的整體誤判偏差為：

V=1-（9）

特別地，在對式（4）進行估計時，模式數量J事先無法預知，故本文借鑒Liu（2020）的做法，利用赤池信息準則AIC和AIC3、貝葉斯信息準則BIC、修正的赤池信息準則CAIC對最優路徑數目進行確定①。

（三）變量說明

1.被解釋變量

二氧化碳總排放量（lnco2）。二氧化碳排放源自于化石燃料的燃燒，而通過文獻梳理發現，大多數研究使用IPCC提供的碳排放系數估算碳排放總量，本文也應用這一方法核算碳排放量：

EC=ECi=αiEi

其中EC表示估算的化石燃料燃燒帶來的二氧化碳排放總量；i表示能源消費種類，包括煤炭、焦炭、煤油、汽油、柴油、燃料油和天然氣7種；Ei表示第i種能源消費量；αi表示第i種能源碳排放系數，表示二氧化碳分子量與碳分子的比值。關于αi的取值選取IPCC《國家溫室氣體排放清單指南》的相關數據，具體數值如表1所示。

2.解釋變量

參考國內學者對環境規制的研究成果，環境規制作為一種行政手段，其政策工具有以下三種。第一，市場激勵型環境規制（mer），“看不見的手”為排污企業提供市場信號，其中排污費制度是我國實施較早、政策穩定的環境規制手段，故本文選取排污費入庫額對數值作為代理變量；第二，命令控制型環境規制（cer），以環境行政處罰案件數對數值作為代理變量；第三，自愿型環境規制（per），是社會公眾為防止損害自身或公共環境權益而進行的監督和訴訟行為，基于數據可得性，本文選取環境新聞報道數對數值來衡量。

3.控制變量

考慮到影響二氧化碳排放量增長的因素眾多，除異質性環境規制外，本文引入如下控制變量：（1）經濟增長（lnGDP），以各省GDP對數值表示，（2）技術進步（tec），以專利申請授權數的對數值表示，（3）產業結構（is），以第三產業與第二產業的比值表示，（4）能源消費結構（es），以煤炭消費量與能源總消費量的比值表示，（5）城鎮化水平（urb），以年末城鎮人口占總人口的比重表示，（6）勞動者素質（edu），以人均受教育年限表示，（7）外商直接投資（lnFDI），以FDI數值取對數表示。上述數據主要來自各省統計年鑒、《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》以及國家統計局數據等。

4.伴隨變量

在引入伴隨變量之前，首先要明確伴隨變量與控制變量之間的區別?？刂谱兞坑脕碓诙嘣貧w分析中控制其他因素對被解釋變量的影響，伴隨變量的作用在于解釋各模式存在的原因。

由于各地區會以相鄰省份和全國經濟發展水平較高省份為標準進行競爭與趕超，因此本文以經濟趕超水平（ecu）作為地方政府競爭的代理變量［11，28］，并參考繆小林［29］的方法度量經濟趕超水平，其具體計算公式如下：

ecu=×（11）

為衡量地區金融發展水平，本文選擇金融發展指數（fd）作為其代理變量，以地區金融機構存貸款余額與GDP的比值進行表示。

5.變量描述性統計

如表2所示。

三、實證分析

在構建基準回歸模型進行全樣本分析環境規制工具對二氧化碳排放的異質性作用的基礎上，引入帶有地方政府競爭與金融發展做伴隨變量的有限混合模型，進一步探究異質性作用機制的模式分類與伴隨變量的具體作用。另外，文章對環境規制工具的異質性作用進行了穩健性檢驗。

（一）基準回歸

首先，如表3所示匯報了全樣本分析結果，估計結果顯示，三種環境規制工具均能顯著對二氧化碳排放產生影響，其中市場激勵型環境規制mer和自愿型環境規制per對碳排放起抑制作用而命令控制型環境規制cer對碳排放起促進作用。

1．市場激勵型環境規制與二氧化碳排放

從本文的實證結果看，全國市場激勵型規制工具顯示為顯著抑碳效果。市場型工具的制定與應用往往基于減排與發展雙重目標，其實際上將環境視為一類生產要素，而排污費①的收取相當于企業使用環境要素所要承擔的價格，企業追求利潤最大化則會將邊際成本調整為這一價格，這實際上為企業主動減少污染物排放提供了經濟誘因［5］，給企業更大的靈活性和激勵去實現技術創新和產業轉型。

就我國實際而言，一方面政府通過補貼、稅收優惠等政策彌補企業的環境規制成本，支持企業進行環保技術創新，從而實現源頭及過程治理。相較于末端治理，源頭治理能更有效降低單位產出的污染物排放，節約企業成本。另一方面，有效的市場激勵型環境規制意味著存在較為完善的市場機制以及較高的對外開放水平作為支撐，大量資源節約型與環境友好型的外商企業涌入，而本土企業通過“學習效應”則會更新清潔生產技術，改良生產設備，充分實現環境規制溢出效應的最大化。

2．命令控制型環境規制與二氧化碳排放

本文實證結果顯示，命令控制型政策工具在全國范圍內為促進碳排放起到了作用。這是因為命令型政策工具一般由政府主導，具有強制性、“一刀切”的性質，其主要通過法律和行政法規來實施，而這一過程往往忽略了企業減排能力的差異性。一方面，為了快速達到政府制定的排污目標，企業通常會選擇于生產末端購置設備進行污染治理［5］，而這也是當前我國較為普遍的治理措施，并沒有從根本上提升企業的技術創新能力，不利于抑制二氧化碳排放。另一方面，基于政府發布的強制性指標，企業往往會選擇從利潤中抽出部分資金進行排污治理，因此多會選擇擴大生產來抵消這部分利益損失，短期內反而會對碳排放量產生正向影響［30］。

3．自愿型環境規制與二氧化碳排放

從實證結果看自愿型規制工具顯示為顯著抑碳作用。一般而言，自愿型環境規制工具依賴于環保組織、新聞媒體、公民等第三方參與社會監督，利用公眾媒體的力量通過多渠道向企業施加壓力，使得企業自愿降低污染排放。隨著經濟發展水平和居民素質的提升，公眾對環境問題的關注度和參與熱情正在逐漸增強，普通民眾能夠參與到對于環境污染的監督中，有助于政府的相關環保政策執行更加到位，從而抑制二氧化碳的排放增長。鄭思齊等［31］研究發現公眾環境關注度能夠有效地推動地方政府更加關注環境治理問題，通過環境治理投資、優化產業結構等方式來改善城市的環境污染狀況。

（二）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

由于解釋變量與被解釋變量之間可能存在雙向因果關系，本文運用系統GMM方法將解釋變量——三類環境規制工具變量的滯后二期和差分項作為工具變量引入模型，進而檢驗可能存在的內生性問題，結果見表4第3列?？梢园l現，不同環境規制工具的系數顯著性及符號未發生改變，由此證明基準回歸結果穩健。

同時，為解決遺漏變量造成的估計偏誤，本文借鑒干春暉等［32］的做法，用自變量與因變量的協同項解決控制變量不足造成的內生性問題。估計結果如表4第3列所示，與基準回歸基本一致，說明基準回歸是穩健的。

2.替換變量。

借鑒楊盛東等［33］的做法將市場型環境規制（mer）代理變量替換為環保投入的對數值，命令型環境規制（cer）代理變量替換為工業煙（粉）塵去除率等污染物治理比率構造的綜合指數，自愿型環境規制（per）代理變量替換為群眾上訪批次的對數值，進而對基準回歸進行穩健性檢驗。結果如表4第2列所示，不同環境規制工具的符號及顯著性均未發生變化，證明本文基準回歸結果穩健。

（三）主觀分組檢驗

為更好檢驗有限混合模型客觀分組的合理性和準確度，這里首先依據現有普遍做法，對研究對象進行主觀分組。本文依據我國區域發展戰略的界定，將全國劃分為東、中、西三大區域①，表5匯報了主觀分組的回歸結果，限于篇幅，控制變量的回歸結果不再列出。

結果表明，首先，經濟相對發達的東部地區，其市場型和自愿型兩類環境規制存在顯著的抑碳效應；其次，中部地區與西部地區的市場型與命令型兩類環境規制工具仍表現為明顯的促碳效應，但西部地區自愿型環境規制工具的作用并不顯著?？傮w來看，東部地區環境規制的實施效果顯著好于中、西部地區。

進一步，可以通過Wald統計量進行聯合檢驗，觀察不同環境規制工具在樣本間是否存在顯著差異性，結果見表6。結果顯示，市場型與命令型政策工具的異質性均通過10％水平的顯著性檢驗，但自愿型環境規制并不顯著，這表明按照地理位置對總體樣本進行區域分類并不完全合理。從實際情況考慮，我國各省份之間經濟發展水平、市場開放程度等因素存在明顯差異，比如年均碳排放最大的省份（山東）與最小的省份（海南）同屬東部地區，但二者的社會經濟結構差異較大，若完全將其等同于一類，則很難實現對規制工具如何影響二氧化碳排放的準確刻畫，造成結果偏差。為此，如下引用具有客觀分類功能的有限混合模型解決這一問題。

（四）有限混合模型

1．最優模式判別

在估計有限混合模型前，首先需要利用AIC、AIC3、BIC及CAIC等信息準則判別最優模式數目，結果如表7所示。可以發現，無論是否加入伴隨變量，環境規制影響二氧化碳排放的異質性模式均為2種。特別地，與無伴隨變量的情況相比，在引入伴隨變量后，信息準則的判別數值及誤判偏差均有所下降，這說明加入伴隨變量后，模型的整體擬合程度明顯提高，且解釋變量的回歸系數精度顯著增強。本文將未引入伴隨變量的模式記為A和B，引入伴隨變量后的模式記為C和D。

2．實證分析

通過最大期望算法（EM）對有限混合模型的似然函數進行估計，得到了如表8所示的2類別極大似然估計結果。

從未加入伴隨變量的結果看，模式A中市場型規制工具和命令型規制工具分別在10%和1%的顯著水平上促進碳排放，而自愿型規制工具并不能顯著影響碳排放。模式B中市場型規制工具與自愿型規制工具分別在5%和1%的顯著水平上抑制碳排放，命令型規制工具在5%的顯著水平上促進碳排放，且其促碳效應相比較于模式A大幅度縮小。此外，模式A與模式B的隸屬概率分別為39.8%與60.2%，表明模式B更契合大部分省份在考察期內的二氧化碳增長模式。

在引入伴隨變量后，相較于基準模式C，模式D中市場型規制工具由促碳效應轉變為顯著的抑碳效應，命令型規制工具的促碳效應大幅縮小，自愿型規制工具由不顯著轉變為顯著抑碳。同時，模式C和模式D的隸屬概率分別為41.88%和58.12%，這說明考慮兩類伴隨變量的影響后，不同環境規制工具對二氧化碳排放的影響特征更契合模式D。此外，從伴隨變量系數看，地方政府競爭顯著為負，金融發展顯著為正。上述結果意味著，金融發展水平的提高會增加各省份隸屬于模式D的概率，并且有助于增強市場型與自愿型環境規制工具的抑碳作用、削弱命令型規制工具的促碳作用；而地方政府競爭程度的增強會降低樣本隸屬于模式B的概率，并且會弱化市場型與自愿型環境規制工具的抑碳作用、增強命令型規制工具的促碳作用。

上述結論的邏輯在于：

第一，對于市場激勵型規制工具的效能而言，一方面，金融發展水平的提高為市場激勵型規制工具發揮減碳效果提供了有力支撐。換言之，較為完備的金融體系不僅有助于彌補企業因購買環境要素使用權所付出的額外成本，也有助于其開展技術創新或購置先進設備以減少生產過程中的二氧化碳排放。具體表現為，發育健全完備的金融機構與中介組織能夠有效優化金融資源配置，提高儲蓄轉投資的比例，進而緩解企業實施源頭治理措施以及進行過程改進所面臨的融資約束問題。同時競爭性的金融市場通常具備多元化的信息審查機制，這有助于減少投資者與企業之間的信息不對稱，降低企業的融資成本。另一方面，由于經濟績效指標在地方政府政績考核體系中占據較大比重，地方政府傾向于將降低環境規制強度視為競爭性最優策略。具體而言，由于市場型環境規制存在政府補貼，地方政府會參照、遵循其余規制強度較弱的地方政府確定規制強度，即減少政府補貼，進而不利于市場型規制工具發揮作用。

第二，在命令控制型規制工具的剛性約束下，污染企業往往無法選擇最為適宜的減碳路徑。過于嚴苛的環境標準會使減排成本較高的企業產生較大的成本，不利于其生產經營，而統一標準又會限制減排成本較低的企業為降低污染做出進一步努力，不利于生態環境的持續改善。金融發展雖然在一定程度上可以解決企業購置設備減排帶來的融資問題，但并不能完全抵消其“遵循成本”效應。同時錦標賽競爭下的地方政府官員更傾向于通過降低規制水平來擴大招商引資，加大對本地資源的消耗［11］，寬松的命令型政策工具又會令企業有逃避減碳的傾向。

第三，自愿型環境規制實施過程中涉及主體眾多，方式多樣。一方面，有效的公民利益表達渠道是公眾型規制工具發揮功效的重要前提［31］，在我國自上而下治理體系的現實背景下，單一的“GDP”競賽模式會忽視公眾對生態環境的需求，堵塞公民與政府之間的交流渠道，不利于自愿型規制工具發揮效用。若將環境考核納入地方官員晉升機制，令地方政府競爭的績效考核趨向多元化，擴大公民權利則有助于提高環境政策制定效率。另一方面，制度主義理論下，部分企業有意向利益相關者釋放“環境友好”信號。若政府通過提供公共物品來吸引資本勞動等生產要素進行“趨良競爭”，提高地區的對外開放程度和資本引入，有利于激發企業參與環境行動的主觀能動性［16］，確保環境規制體系的完整性和有效性。

3.模式轉換

基于有限混合模型展示的隸屬概率，進一步可以考察樣本期內各省份異質性環境規制對二氧化碳排放影響的模式轉換問題。如表9所示，加入伴隨變量后，共有12個省份未發生模式轉換，可以發現，東部沿海地區的大多數省份以及經濟較為發達的省份從觀察期始便處于較好的模式D未發生轉換，而甘肅、青海兩省則一直處于模式C未發生轉換。其余18個省份發生了模式轉換，分別為河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、安徽、福建、江西、河南、湖北、海南、四川、貴州、云南、陜西、寧夏、新疆。同時，如表8所示，相比于模式C，模式D下市場型與自愿型規制工具的抑碳作用有所增強，命令型工具的促碳作用也被大幅削弱。表9的結果也表明在觀察期內大多數省份的二氧化碳排放轉換到了較優的模式，可以說近20年來我國的環境規制政策對二氧化碳排放的影響正朝著有效抑制的方向轉換。

為深入理解不同省份發生模式轉換背后的內在邏輯，引入雙側T檢驗來對地方政府競爭與金融發展兩類伴隨變量在模式轉換中的作用進行討論。比較引入伴隨變量后的模式C與更優的模式D，結果如表10所示，可以發現，兩類伴隨變量均發生顯著變化，地方政府競爭的差分顯著為負而金融發展的差分顯著為正。結果表明金融發展水平的提高、以經濟績效指標為表征的地方政府競爭下降是促使各省份由模式C轉向模式D的重要原因。這說明，在現實背景下提升金融發展水平、督促地方政府政績指標多元化將會使不同的環境規制工具充分發揮抑制二氧化碳排放作用，對實現“雙碳”目標具有現實意義。

進一步，圖1展示了部分省份發生模式轉換的時間點，可以發現絕大部分省份在2012、2013年發生了向更優模式的轉換，這主要是因為國家發改委于2011年啟動碳交易試點工作，2012年出臺《溫室氣體自愿減排交易管理暫行辦法》，形成了規范的碳市場管理機制。同時2012年作為“十二五”規劃的重要年份，同年國際上召開多哈氣候大會。在此背景下碳交易試點的啟動具有重要的政策引導意義。而四川省與湖北省發生轉換較早可能由于其旅游業較為發達。

四、結論與政策建議

本文基于有限混合模型討論了不同環境規制工具對我國省域二氧化碳排放的異質性影響，主要結論如下：第一，異質性環境規制對我國省域二氧化碳排放的影響存在兩種模式，模式一中市場激勵型環境規制與命令控制型環境規制發揮了顯著的促碳作用，自愿型環境規制無法顯著影響二氧化碳排放；模式二中市場參與型與自愿型規制工具均能夠抑制二氧化碳排放，且命令型規制工具的促碳效應有所削弱；第二，金融發展水平和地方政府競爭強度能夠顯著影響異質性環境規制與二氧化碳排放的關系。金融發展水平的提高有助于促進環境規制工具發揮抑碳效應，地方政府競爭程度的提高則起到相反的效用；第三，我國絕大多數省份處于模式二，且在樣本期內發生了模式轉換。

基于上述結果，考慮到近年來我國環境政策的具體實踐經驗，本文提出以下政策建議。

第一，重視利用市場激勵手段實現減排目標。在東中部經濟較發達地區靈活運用排污權交易、資源環境稅等工具；發揮市場有效定價優勢，推動全國統一碳交易市場的完善；加大環保補貼投入力度，促進企業綠色技術創新。較為落后地區則要逐步實現向市場激勵型環境規制的改變，利用市場機制將經濟發展外部性內部化。

第二，明確環保監督權限的劃分，完善環保制度的制定，利用命令控制型環境規制工具整體降低環境惡化的風險。在經濟發達地區可以適度加強環境執法力度，形成倒逼企業提升減排效率的外部壓力，同時增強政府服務意識降低企業成本；對于較落后地區政府應加大對節能減排的轉移支付，合理規劃招商引資，強化環境標準，從源頭控制污染內遷。

第三，政府應加強環保宣傳教育，鼓勵公眾積極參與環境治理，進一步完善信息披露制度，保障公民環境信息的可獲得性，暢通信息反饋與投訴渠道，建立政府、企業與公眾共同參與減碳行動的多元機制，改變依賴行政問責處罰的行政命令型規制格局。

第四，重視差異化的政策引導，結合實際情況對不同類型、不同地區的企業實施差異化環境政策引導和約束。完善地方政府官員的績效考核標準，根據各地具體需求，構造優先級區分主次競爭動機，形成以多元化和可持續發展為目標的考核體系，督促地方政府競爭轉向“逐頂競爭”。為政府官員提供相關激勵機制，使地方官員在發展經濟的同時注重生態環境的保護，形成合理有序的競爭格局。

第五，深化金融體系改革，提高金融系統配置資金、服務實體經濟的能力，要重視解決在綠色轉型過程中的中小企業綠色投融資成本高門檻高的問題；完善金融市場基礎設施建設；加快提供綠色金融服務的中介機構的設立，加強專業人才的培養，為市場型和命令型政策工具充分發揮協同效用構建良好的市場環境。

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Local Government Competition， Financial Development and Heterogeneous Patterns of Carbon Dioxide Emissions

Lu Jin ?Leng Shuxin

（School of Economics， Qingdao University， Qingdao， Shandong 266071）

Abstract： Heterogeneous environmental regulation has a differentiated impact on carbon dioxide emissions. ?Based on the provincial panel data of China from 2002 to 2020， this paper analyzes the characteristics of heterogeneous environmental regulations on carbon dioxide emissions under the effects of local government competition and financial development using a finite mixture model. ?The results show that（1）the impact of heterogeneous environmental regulations on carbon dioxide emissions can be objectively divided into two modes. ?According to the model， both market-based environmental regulation and command-based environmental regulation play a significant role in increasing carbon emissions， while voluntary environmental regulation cannot significantly affect carbon dioxide emissions. ?In Model 2， both market-based environmental regulation and voluntary regulation can inhibit carbon dioxide emissions， and compared with model 1， the carburizing effect of mandatory regulation instrument is weakened. （2）The improvement of financial development level will effectively promote the carbon reduction effect of the three environmental regulations， but the intensification of local government competition is not conducive to the carbon reduction effect of environmental regulations. （3）About two-thirds of the provinces underwent model transformation during the survey period， and most of the provinces were in mode two at the end of the survey period.

Key Words： Heterogeneity; Environmental Regulation; Carbon Emissions; Finite Mixture Model