強化個體規制必然能減少污染總排放嗎？

姜淵 陳子琦

摘要 法治是應對環境問題的重要手段，強調個體規制是環境法治對法治傳統的一種承繼，但整體觀下的總行為規制理論認為強化個體規制并不能決定污染總排放的下降。因此，文章以2015年《環境保護法》的修訂為節點，采用廣義雙重差分法，實證分析了《環境保護法》修訂前后中國環境司法強度和污染排放的變化，并進一步對二者間的相關性進行討論，以期為總行為規制理論與環境法治的未來革新提供更為夯實的理論基石。文章通過研究得出了一個反常識的結論：《環境保護法》的修訂顯著提升了中國各省份的環境司法強度，顯著降低了各省份的污染總排放量，但環境司法強度與污染總排放之間并不存在明顯的即時或延時相關性。該結論意味著：傳統環境法治強調且確實提升了個體規制的強度，但強化個體規制并不能成為減少污染總排放的充分條件。因此，環境保護法律應當實現“從個體轉向整體”的革新，在堅持個體規制的同時，讓地方政府為轄區內所有個體的總行為負責，確保總行為產生的污染排放結果處于環境承載力之內。

關鍵詞 個體規制；環境司法強度；污染總排放；總行為規制；廣義雙重差分法

中圖分類號 F062. 1 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）02-0019-11 DOI：10. 12062/cpre. 20221038

環境污染是中國當前亟須解決的重大問題之一，其中法治是解決該問題的極為重要的手段之一。承繼于法治傳統，中國環境法治一直強調于對個體環境行為的規制，學界與實務界都秉承著強化個體規制以提升環境法治效果這一思路［1-2］。然而這一思路卻受到部分環境法學者的質疑，他們認為強化個體規制這一手段與減少污染總排放這一目標之間存在偏差。故而環境法治發展與革新的重點應當是地方政府對轄區內的總行為進行規制，進行包括總量控制等一系列圍繞于環境質量目標的整體性治理，而非傳統的個體規制。但這一革命性的觀點必須建立于反直覺的預設前提：強化個體規制并不能直接決定污染物總排放的減少。

數據顯示，在2015年《中華人民共和國環境保護法》（簡稱《環境保護法》）修訂后，個體規制強度持續上升且污染物總排放程度持續下降，看似徹底反駁了上述新觀點。但若以2015年《環境保護法》的修訂為節點，分析其對環境司法強度和污染總排放的影響及環境司法強度和污染總排放二者之間的相互聯系，則可以發現“強化個體規制必然減少污染總排放”其實只是一種經驗與整體錯覺。

分析與發現的意義不僅僅在于糾正“強化個體規制必然能減少污染總排放”這一錯覺，更在于為環境法治從個體轉向整體的發展與革新提供堅實的理論基礎。盡管《環境保護法》在2015年的修訂已不是當下學術研究的熱點，但相較于修訂時熱火朝天的展望與設想，此時用修訂數年后的翔實數據與修訂前進行比對，其實可以為環境法治的未來轉向提供更具有說服力的支撐。

1 文獻綜述

基于法治在環境保護中的重要地位，以環境法治為主題、反思法治不足的相關研究較多，已成為法學乃至社會科學研究中的新顯學。從研究主題上看，相關研究可分為三類：一類是對環境法元理論的研究。其中，圍繞環境法應以個體的權利還是義務為本位，環境法學者展開了激烈的爭論［3-4］；圍繞個體意義上是否存在著環境權，環境法學者在人類集合與個體權重之間反復斟酌［5-6］；圍繞生態文明這一新倫理形態，環境法學者推演出環境法的功能將會向個體利益與個體限制的平衡衍化［7］，環境法的革新必須關注對個體環境損害問責的合法性問題等［8］。第二類是對環境法立法設置的研究，如環境保護法律的法典化［9］，環境法對個體違法的按日處罰設置［10］，環境法強化對個體的行為規制［11］，環境法對個體侵權行為的標準與責任設定等［12］。第三類是對環境保護法律體系中的制度研究，包括以公眾參與整體環境治理為主要內容環境公益訴訟制度［13］，以多元化協同治理為主題的聯防聯控制度［14］，以協調不同主體之間環境利益與環境支出的生態補償制度［15］，以各類市場性制度激勵個體實施正外部性行為等［16］。

從研究衍變來看，相關研究有兩條非常明顯的衍變路徑：一條衍變路徑是從關注末端治理向源頭治理與循環治理轉變，最早的環境保護法律緣于日益暴露的環境污染問題，因而早期的環境法治強調對已經事實發生的環境侵害進行治理，以及對明顯可能造成環境侵害的行為進行規制，彼時的相關研究關注問題治理的效率與個體規制的強化［17］。但隨著環境法治理念的發展，人們意識到末端治理只能是亡羊補牢的應急之舉，環境保護應當從源頭著手，改治“已病”為治“未病”，重點是將個體的生產、消費等活動的整體過程納入環境法的規制范疇，對尚未產生環境侵害的行為進行風險防范［18］。另一條衍變路徑是越來越強調環境法中的法律規制功能。環境污染問題伴隨人類工業文明而來，對環境污染問題的反思也伴隨著對長期人本主義的反思，因而環境法在創設初期亦受到后現代主義等思想的影響，試圖以非人類中心主義跳脫傳統法律的調整對象，將環境納入環境保護法律關系之中［19］。但經過長期的爭論與探討，現代環境法已經將自身定位為法律整體內獨立的部門法［20］，在不斷向主流法學靠攏的同時強化自身的個體規制功能，將研究重心從過于“先進”的立法繪制向腳踏實地的司法、執法變革轉變［21］。

縱覽環境法治研究綜述可以發現，無論研究主題如何視角各異，無論研究演變如何跌宕更新，大多數研究都聚焦在環境保護法律的個體規制之上。這一研究聚焦緣于傳統法學對調整對象的教義學闡釋：法律調整人與人之間在生產活動中產生的社會關系［22］。研究聚焦的一致源于環境法學對傳統法學的承繼，但個體規制這一研究聚焦是否因承繼而先驗得毋庸置疑呢？

2 理論假說與研究假設

在2015年修訂以前，以《環境保護法》為代表的環境保護法律是一系列“監管者之法”，其法律設置以為個體行為設置標準與責任為主要內容，政府于其中承擔規制個體行為的法律責任［23］。而在2015年修訂之后，《環境保護法》明確了“地方政府應當為轄區內的環境質量負責”這一原則，但在后續細節條款中，仍以個體的行為規則與罰則為主。對此，有學者提出了質疑與批評：環境保護法律過于強調對個體的規制會產生兩大弊端。一是全民守法無法保證環境質量的必然提升。環境污染問題緣于人類排放了超過生態環境承載力的污染物，環境法治即使實現了全民守法的完美規制狀態，也只能是確保個體按照規則排放污染物而非不排放污染物，最終產生的污染物排放總量與最終造成的環境質量結果依然會受到個體數量、凈化效率與環境承載力等多方面因素影響，故而無法真正為環境法治所控制。二是違法必究會激勵環境違法個體與地方政府之間的“權力尋租”。當環境法治過于強調個體規制時，地方政府承擔的法律責任主要就是代表法律對個體實施規制的責任，評價政府是否負責的標準就是個體的違法行為是否違法必究。由于“一事不再罰”、違法收益與處罰支出不匹配等因素的存在，環境違法個體傾向于選擇環境違法并承擔違法責任，而地方政府在違法必究這一考評標準的推動下會傾向于選擇懲罰違法個體而非預防違法行為，因為懲罰違法個體不僅可以帶來良好履行責任的評價，亦可以收獲環境違法帶來的稅收、就業等社會紅利，進而形成違法個體與地方政府規制權力與責任的“權力尋租”循環［24］。

因此，徐祥民［25］認為環境保護法律應當將關注點從個體規制轉向總行為的控制與環境質量目標的達成，環境保護法律應當以賦予地方政府環境質量責任為核心。毫無疑問，從聚焦個體規制邁向總行為規制是一項極具創新與反思意蘊的觀點。環境保護法律若要踐行這一觀點，勢必需要大動干戈的整體性改革。所以，鑒于該觀點的創新性與改革的嚴峻性，當前這一觀點仍需要更多的檢視與驗證。盡管該觀點在闡述當前環境法治過于強調個體規制的弊端時，展現出較強的理論解釋力。但在解釋環境法治實踐經驗時，不得不面臨一關鍵性的批駁：近些年來環境法治不斷強化對個體的規制，并確實產生了污染總排放不斷減少的結果。對此，該觀點用“經驗錯覺”進行反駁。它認為在局部與短期內，對個體行為的有效規制確實能帶來顯著的污染排放減少，并且環境污染問題的確是由于個體超出限度的排放污染物而導致的，因此經驗慣性就將強化個體規制與減少污染物排放總量__之間做了必然銜接。但事實上，全國層面上污染物排放總量的減少更多地來自以行政命令與制度達標為核心的運動式治理，環境法治不斷對個體規制的強化確實有利于污染總排放的減少，但并不決定這一減少的必然產生。例如，幾次運動式治理都帶來了明顯的大氣污染物排放總量下降［26］。但是，理論闡述與案例佐證還不足以完全證明“經驗錯覺”這一猜想的正確。在全國層面上，環境法治不斷強化的個體規制真的與多年來污染總排放的減少沒有必然聯系嗎？

檢驗“強化個體規制必然減少污染總排放”是否是一個經驗錯覺，對于“從個體轉向整體”這一觀點是否成立有著關鍵性的作用，進而對環境法治是否需要扭轉個體規制這一偏重，轉而以總行為控制為中心進行變革有著基礎性的意義。因此，文章以2015年《環境保護法》的修訂為節點，運用廣義雙重差分方法，以各省份受到修訂的影響程度大小為強度變量，并以各省份人民法院數量占比衡量這一強度變量，進而分析全國各省份環境司法強度與污染總排放的改變，并最終對環境司法強度與污染物排放總量進行相關性分析。據此文章提出假說H1、H2和H3。

H1：《環境保護法》的修訂顯著降低了污染物總排放程度。

H2：《環境保護法》的修訂顯著增強了環境司法強度。

H3：環境司法強度的增強并不即時或延時決定污染總排放的下降。

假說H1與H2的證明意義在于證實修訂《環境保護法》帶來了環境治理實效與個體規制強化，假說H3的證明意義在于檢驗強化個體規制與污染物總量排放之間是否存在必然的因果聯系。

3 實證設計

3. 1 變量定義和數據描述

當前對《環境保護法》修訂影響的相關文獻多以企業為研究對象［27-28］，但作為一部全國性的法律，《環境保護法》不僅規制著企業等個體，亦對全國環境法治全局產生了深刻影響。因此，以省級層面數據考察《環境保護法》，無疑具有不同于企業層面考察的獨特價值。修訂后的《環境保護法》在全國范圍內實施，對所有省份均會產生沖擊效應，故而難以區分相應的處理組與對照組。但是，所有省份均受到沖擊效應并不意味著所有省份受到《環境保護法》修訂的影響程度是均勻或一致的。根據不同省份因《環境保護法》修訂而受影響的程度不同，文章在經典雙重差分模型的基礎之上，將模型進一步拓展為廣義雙重差分模型，以強度變量——受到《環境保護法》修訂的影響程度代替經典雙重差分模型中的政策分組變量。文章以2010—2019年數據較為齊全的30個省份（囿于數據可得性，未涉及西藏及港澳臺地區）為研究對象，數據主要來自《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、各省統計年鑒、中國裁判文書網以及最高人民法院網等。

主要解釋變量為強度變量與時間分組變量的交互項fyr ×post，由強度變量（fyr）與時間分組變量（post）交乘構成，定義《環境保護法》修訂前（2010—2014年）取值為0，《環境保護法》修訂及之后（2015—2019年）取值為fyr。強度變量（fyr）選取指標是各省份人民法院數量占總樣本人民法院的數量之比，即采用人民法院數量占比代表不同省份受到《環境保護法》修訂的影響程度。在分析過程中，為減小數據波動性，對人民法院數量的比值進行取對數處理。選取人民法院數量占比來衡量強度變量是基于如下考慮：政策強度往往和受到政策影響的主體規模相關，例如受教育投入的政策影響較多的城市是人口規模較大的城市［29］。而在法律實施領域，更直接且更多地受法律修訂影響的主體是使用法律進行具體法治工作的主體，主要包括司法主體（法院）與執法主體（各類執法機關）。考慮到文章后續在被解釋變量中選用環境司法強度來表達各省份政府在環境保護領域對個體實施法律規制的強度，因此在強度變量中相對應的主體應選用法院這一司法主體。一方面，人民法院數量占比與各省份受到《環境保護法》修訂的影響程度直接相關，各省份進行環境司法工作的主體是人民法院，轄區內建有更多的人民法院意味著使用《環境保護法》進行環境司法工作的概率與頻率更高，故而《環境保護法》修訂對該省份的影響也更大。另一方面，人民法院數量占比與被解釋變量中的環境司法強度并不完全相關，即人民法院數量越多的省份未必具有更高的環境司法強度。因為不同省份的法院進行環境司法工作的熱情和效率不同，較多的人民法院可能最終受理與審判較少的環境案件，反之亦然。而對于被解釋變量中的污染總排放而言，人民法院數量占比更是無法決定污染總排放的多少。綜上，以人民法院數量占比來衡量強度變量是合適且恰當的。

主要被解釋變量分別為污染總排放（pol）和環境司法強度（reg），其中污染總排放（pol）由各省份工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和一般固體廢物排放量加總求和得到，代表各省份污染總排放，單位為億噸，需要特別說明的是，對于部分環境污染指標存在缺失值的省份采用均值插補法對其進行填充；環境司法強度（reg）則分別由各省份環境污染相關的刑事、民事和行政案件數加總求和得到，代表各省份環境司法強度，單位為件。pol 越大，則污染總排放越高；reg 越大，表明環境司法強度越強。之所以選取二者作為解釋變量，是因為廢水、二氧化__硫與固體廢棄物代表了水、大氣與土壤的主要污染物；同時，刑事、民事和行政案件是地方政府依照《環境保護法》對個體實施法律規制的司法結果，環境司法強度能有效表達各省份政府在環境保護領域對個體實施法律規制的強度。

控制變量主要包括：①經濟發展水平（gdp），以各省份生產總值除以各省份年末總人口數衡量，代表各省份經濟發展水平，取對數處理。②受教育程度（edu），具體計算方法見表1，衡量各省份人力資本存量水平，取對數處理。③市場化程度（mar），以各省份市場化指數衡量，取對數處理。需要特別說明的是，由于已有市場化程度只涵蓋了2010—2016年度范圍的數據，因此，2010—2016年各省份市場化指數取自王小魯等《中國分省份市場化指數報告2018》中報告的市場化指數，而2017—2019年各省份的市場化指數數據以非國有企業在工業總產值所占比重進行估算［30］。④固定資產投資（gdai），對各省份固定資產投資總額取對數得出。⑤科技進步水平，分別從研發強度（pat）與研發投入（rd）兩個方面進行衡量。其中，研發強度（pat）以發明專利數表示，由各省份發明專利申請受理數衡量，取對數處理，研發支出（rd）以地方科研支出表示，由各省份地方財政科學技術支出占地區生產總值之比衡量，取對數處理。⑥產業結構（ind），由于第二產業是環境污染的主體，因此，還需要控制各地區產業結構方面的差異，在此以第二產業占比衡量地區產業結構，取對數處理。⑦工業企業數量（com），工業企業是污染物排放的主要主體，也是參與環境相關市場的重要主體，在此以各地區規模以上工業企業數來代表地區污染排放主體與市場主體，取對數處理。⑧城市化水平（urban），由于污染排放往往產生于城市化與工業化較高的省份［31］，而該類省份相對于農業或欠發達省份更為強調對個體的規制，即該省份環境司法強度可能更強，因此，城市化水平也是影響環境污染和環境司法強度的主要因素之一。具體而言，以年末城鎮人口數占地區總人口數的比重表示，衡量各省份城市化水平，取對數處理［32］。主要指標選取及計算方法見表1，主要變量的描述性統計見表2。

由表2可知，污染總排放（pol）和環境司法強度（reg）的均值分別為7. 435 和18. 947，標準差分別為5. 918 和49. 733，最小值分別為0. 540和0，最大值分別為33. 523和657。表明在研究期內各省份污染總排放和環境司法強度存在較大差異，為后續研究提供了客觀基礎。強度變量（fyr）標準差為0. 650，表明各省份受《環境保護法》修訂影響存在一定的差異。時間分組變量（post）均值為0. 500，即《環境保護法》修訂后的樣本占總樣本的50%。其他控制變量統計結果表明均在正常數值區間范圍內。

3. 2 模型設定

雙重差分法（Difference?in?Differences）廣泛應用于國內政策效果評估，其思想是利用政策的實施將研究對象隨機地分成受到政策影響的處理組和沒有受到政策影響的對照組，通過比較處理組和對照組的政策實施的凈效應，能夠有效解決內生性問題，從而控制不可觀測的個體差異以及其他因素變化的影響［33］。文章參考BAI等［34］的研究成果，使用廣義雙重差分方法（Generalized DID），根據不同省份受《環境保護法》修訂影響程度的不同，賦予不同個體差異化的強度變量，并以各省份人民法院數量占比來衡量強度變量，考察《環境保護法》修訂前后全國各省份不同法律影響強度地區的環境污染和環境司法強度變化。部分研究以人為設定門檻值的方式將強度變量分為0或1［35］，但這種方式將連續型強度變量壓縮為了二值變量，難以得出穩健可靠的研究結果。因此，文章保留了原始的連續型強度變量，與政策時間變量組成交互項，以考察政策的處理效應。同時，參考環境政策的類似研究［36-38］，構建廣義雙重差分模型如下：

其中：i 和t 分別代表省份和年份；Y 分別為污染總排放（pol）以及環境司法強度（reg）；fyr ×post 為政策虛擬變量；Control 為控制變量組；u、λ 分別為時間固定效應、省份固定效應；ε 為隨機誤差項。需要特別說明的是，政策虛擬變量fyr ×post 的系數α1 為文章關注的重點，表示“2015年《環境保護法》修訂前后對各省份污染總排放及環境司法強度的影響差異”。在對被解釋變量污染總排放的分析中，若α1<0，則表明與《環境保護法》修訂前相比，《環境保護法》修訂后污染排放數量顯著降低，且意味著在法院數占比越高的地區，污染總排放減少更多。反之，若α1>0，則表示《環境保護法》修訂顯著提升了污染總排放量，且在法院數占比越高的地區，污染總排放增加越多，對于被解釋變量環境司法強度的分析同理。

4 實證檢驗與結果分析

4. 1 時間趨勢圖

由于文章使用的方法為廣義雙重差分法，且使用的強度變量為連續型變量，即沒有嚴格意義上的對照組，而是對各省份受修訂后《環境保護法》的影響程度進行了區分。因此，文章首先通過繪制全國污染總排放（pol）、環境司法強度（reg）均值時間趨勢圖的方法，從較為簡單直觀的角度，對《環境保護法》修訂前后全國污染總排放（pol）、環境司法強度（reg）平均值的變動趨勢進行對比。污染總排放（pol）和環境司法強度（reg）均值的時間趨勢如圖1所示。

圖1藍色部分顯示為全國各省份污染總排放平均值的時間趨勢，2015年以前全國污染總排放量呈緩慢下降的趨勢，沒有出現較明顯的大幅下降。但在2015—2016年間，全國污染總排放出現了大幅度下降，并一直持續到了2018年才出現了回彈。直觀來看，2015年受到修訂后《環境保護法》的影響，全國污染總排放出現了顯著的下降。圖1橙色部分顯示為全國各省份環境司法強度平均值的時間趨勢，同樣可以發現，在《環境保護法》修訂前，環境司法強度呈緩慢的逐年增長趨勢，而在2015年后出現了顯著的上升，但環境司法強度在2016年后又出現了下降的趨勢。對這一情況最為合理的解釋并非2016年以后的環境司法強度大幅減弱，而是因為在“史上最嚴”的《環境保護法》修訂后，原本未被有效規制的大量個體立刻被國家集中予以規制，在出現規制高峰的同時也大幅降低了未被規制的個體數量，且潛在的違法個體被有效地威懾了。因而在2016年之后，環境司法的結果數量固然出現了一定的回彈，但環境司法強度依然高于《環境保護法》修訂之前，且在2018年后繼續逐步上升。綜上，從時間趨勢圖直觀地看，2015年《環境保護法》的修訂對減少我國污染總排放與加強環境司法強度起到了顯著的作用。

4. 2 回歸結果

為驗證假說H1，即《環境保護法》的修訂是否有效降低了污染總排放，分別使用了普通最小二乘法（OLS）和雙向固定效應（Two?way FE）兩種回歸方法，對廣義雙重差分模型（1）進行回歸分析，主要考察政策虛擬變量（fyr ×post）系數α1 的正負性及大小，α1 的正負性及大小反映了《環境保護法》的修訂對污染總排放的影響方向及影響程度。回歸結果見表3。

表3中，列（1）和列（3）中政策虛擬變量（fyr ×post）估計系數α1 為負，且均在1%的水平上顯著，這初步表明《環境保護法》的修訂有效降低了各省份的污染總排放，且這種減排效應在受《環境保護法》修訂影響較大的省份更為明顯。列（2）和列（4）中政策虛擬變量（fyr ×post）系數α1仍然在1%水平上顯著為負，即在控制相關變量后，各省份的污染總排放相比《環境保護法》修訂前同樣出現了顯著降低。以上結果均顯示，《環境保護法》的修訂有效降低了各省份（尤其是《環境保護法》修訂影響較大的省份）的污染總排放，從而驗證了假說H1。假說H1的成立說明，《環境保護法》的修訂一定程度地實現了學界與立法者對《環境保護法》修訂的目標預期，并且佐證了法律手段在解決環境污染問題上的重要性。

進一步，為檢驗《環境保護法》的修訂是否有助于各省份環境司法強度的提升，基于模型（1），對《環境保護法》的修訂與環境司法強度也分別進行了OLS和Two?wayFE回歸分析，同樣地，主要考察政策虛擬變量（fyr ×post）系數α1 的大小及其正負性。回歸結果見表4。

表4中，未加入控制變量時，列（1）和列（3）交互項系數為正，即初步證實《環境保護法》修訂后地區環境污染相關的刑事、民事和行政案件總數相比《環境保護法》修訂前明顯增多。加入控制變量后，列（2）和列（4）無論是使用OLS回歸還是Two?way FE回歸，回歸結果均顯示政策虛擬變量（fyr ×post）系數α1 均在5%水平下顯著為正，最終證實《環境保護法》的修訂使得各地區環境污染相關的刑事、民事和行政案件總數增長，即《環境保護法》的修訂有效提高了各省份的環境司法強度，且該規制強化效應隨各省份受《環境保護法》修訂影響程度的不同而存在__差異性，受《環境保護法》修訂影響更高的省份環境司法強度提升更多，進而驗證了假說H2。假說H2的成立說明，《環境保護法》的修訂依然遵循了傳統法律強調個體規制的思路，以強化個體規制為法律改革與發展的主要方向，且確實在法律實踐中實現了強化個體規制的立法目的。

4. 3 偏相關性分析

在確認了《環境保護法》的修訂顯著降低了污染總排放，且顯著提升了環境司法強度之后，文章擬對環境司法強度與污染總排放的相關性作進一步分析。檢驗“強化個體規制是否必然減少污染總排放”是否是一個經驗錯覺，關鍵在于檢驗這些年來的環境司法強度（尤其是《環境保護法》修訂后顯著增強的環境司法強度）與污染總排放（尤其是《環境保護法》修訂后顯著減少的污染總排放）之間是否存在顯著的相關性。若結果為否，則可以證明該經驗錯覺的存在。

相關性分析常用于分析兩變量之間的相關關系［39］。然而，相關性分析存在一定的局限性，例如不易分析多變量情況下兩變量之間的復雜關系。而偏相關分析，也稱凈相關分析，能夠在控制其他變量的線性影響條件下，對兩變量是否具有線性關系進行分析。因此，文章選擇使用偏相關性分析，在控制相關變量的情況下，進一步對環境司法強度與污染總排放（三種污染排放量）之間的相關性進行分析，即環境司法強度與工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和一般固體廢物排放量之間的相關關系。

同樣以2010—2019年全國30個省份為樣本，分別對環境司法強度與工業廢水排放量、環境司法強度與工業二氧化硫排放量、環境司法強度與一般固體廢物排放量之間的相關性進行檢驗，檢驗結果見表5。

由表5可見，環境司法強度與工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和一般固體廢物排放量的相關性分別為-0. 095、-0. 179 和0. 005，顯著性水平分別為0. 104、0. 002和0. 926，表明環境司法強度與工業廢水排放量、一般固體廢物排放量沒有線性關系，即不存在相關關系，但環境司法強度與工業二氧化硫排放量在1%的顯著性水平上呈負的弱相關關系，即環境司法強度增強抑制了工業二氧化硫排放量的增加，但這種相關關系微弱。

考慮到環境治理并非完全是一種立竿見影的治理活動，個體規制的實施與規制效果的產生之間存在可能的滯后性，例如當期禁止了某工廠的污染物排放，但已排放的污染物卻會被計算在當期的污染排放總量之中。因此，為了驗證各類污染排放量是否可能由更早的環境司法強度所決定，文章將在考慮滯后效應的前提下，再對前一期環境司法強度（lagreg）與當期的工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和一般固體廢物排放量做偏相關性分析。

由表6可見，對環境司法強度做滯后一期處理后，前一期環境司法強度（lagreg）與當期工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和一般固體廢物排放量的相關性分別為-0. 091、-0. 199 和-0. 039，顯著性水平分別為0. 141、0. 001和0. 531，表明在考慮環境治理的滯后效應后，前一期環境司法強度（lagreg）與當期工業廢水排放量、一般固體廢物排放量相關系數為負，但這種負相關性并不顯著，即仍然不存在相關關系。而前一期環境司法強度（lagreg）與當期工業二氧化硫排放量仍在1%的顯著性水平上呈負的弱相關關系，從而進一步驗證了環境司法強度與工業二氧化硫排放量的負的弱相關關系。

這一結果驗證了假說H3，證明了“強化個體規制并不必然減少污染總排放”。需要指出的是，之所以工業二氧化硫會與工業廢水排放量、一般固體廢物排放量表現出微弱的不同，與環境司法強度呈弱相關關系，是因為大氣污染防治領域的法律是整個環境保護法律體系中相對較為強調總行為規制的法律［40］。尤其是2015年新頒布的《大氣污染防治法》，在自身規則中設立了重點污染物總量控制、聯防聯控等關注污染物排放總量的制度，不僅要求個體達標進行排放，亦要求地方政府為轄區內的大氣污染物排放總量不超過預設值而負責，且通過一系列的法規與法律性文件，如《大氣污染防治行動計劃》（大氣十條），一定程度地實現了個體總行為的規制。誠然，即使是在大氣污染防治領域，相關法律也未能完全實現真正有效、科學的總行為規制，表現為大氣環境質量尚未完全實現“清潔藍天”這一最終目標，但已然為整體的環境法治提供了寶貴的總行為規制經驗。

4. 4 穩健性檢驗

4. 4. 1 剔除其他政策干擾

為保證前文回歸結果的可靠性，需要對前文所得結論進行一系列穩健性檢驗。若一系列穩健性檢驗回歸結果均與前文所得結論一致，則表示通過了穩健性檢驗，前文所得結論具有可靠性。前文對《環境保護法》修訂前后受環境法修訂影響不同地區的污染總排放及環境司法強度進行了實證分析，但由于在文章樣本期間內，可能存在其他政策影響，從而對研究結果產生干擾。換言之，樣本期間可能有其他政策影響各省份污染總排放和環境司法強度的變化。尤其是2013年碳排放權交易政策在北京、上海、天津、重慶、深圳、廣東和湖北七省市試點施行，而司法機關為落實“雙碳”目標而實施的碳排放總量管控等手段可能會對文章研究結果產生一定的影響。因此，為排除該政策對文章研究結果的影響，文章刪除了試點地區的樣本，組成新的子樣本，對子樣本進行回歸分析，回歸結果見表7。

表7列（1）和列（2）回歸結果顯示，在排除了碳排放權交易試點政策的干擾后，《環境保護法》的修訂仍分別在1%和5%的水平上顯著降低了各省份的污染總排放量，同樣在受《環境保護法》修訂影響較大的地區抑制效應更突出。由表7列（3）和列（4）回歸結果同樣可以發現，剔除碳排放權交易試點地區省份后，《環境保護法》修訂仍顯著促進了地區環境司法強度的提升，且分別在10%和5%的水平上顯著，這與前文所得研究結論相符。這意味著，在剔除其他政策干擾后，假說H1和假說H2，即《環境保護法》修訂顯著減少污染總排放量、增強環境司法強度，仍然能夠得到驗證。

4. 4. 2 更換被解釋變量指標

司法機關是參與立法與修訂工作的重要主體，而在法律與政策發生重大變化之前，也會有多方論證、廣泛征求意見、集中聽證等公眾參與性程序。因此公眾與司法機關都會在修訂實施之前存在預期性判斷，表現公眾自發地提前降低污染排放，司法機關在立案與心證上擴大范圍與強化力度，進而在修訂實施之前可能提早出現環境司法強度的增強與污染總排放的減少。為進一步驗證實證結果的穩健性，文章更換被解釋變量指標，對污染總排放（pol）和環境司法強度（reg）進行前置一階處理，得到新的被解釋變量污染總排放（forpol）和環境司法強度（forreg），并按模型（1）進行回歸。回歸結果見表8。

表8列（1）和列（2）回歸結果顯示，在更換被解釋變量指標后，交互項系數仍然在1%水平上顯著為負，即回歸結果所得結論仍然與前文保持一致，這表明在考慮公眾對修訂的提前預期后，《環境保護法》的修訂仍然顯著降低了各地區的污染總排放，且這種抑制效應同樣隨地區受環境法修訂影響的差異性而顯現出不同。而表8列（3）和列（4）回歸結果分別在5%和1%水平上顯著，即考慮司法部門對修訂的提前預期后，《環境保護法》的修訂仍然顯著提升了各省份的環境司法強度。在考慮公眾與司法部門的提前預期后，所得結論同樣與前文假說相符，從而通過了穩健性檢驗。

5 結論與展望

文章以2010—2019年中國30個省份為研究樣本，運用廣義雙重差分方法就修訂前后《環境保護法》對各省份環境司法強度和污染排放量的影響，以及對環境司法強度與各類污染排放之間的相關性進行了研究分析。第一個結論是，《環境保護法》的修訂顯著提升了環境司法強度，顯著降低了污染總排放，這一結果充分地說明中國對環境法律體系的密切關注與積極改進是極其有效的，一定程度上確實取得了立法者與公眾都希冀的“以嚴格的法治來減少環境污染”愿望。同時，《環境保護法》修訂的顯著成效更加堅定了中國進一步強化與完善環境法律體系的信念與決心，為最終的環境法治解決環境污染問題提供了堅實的支持。

但在欣喜的背后，另一個反常識的結論更加值得深思，那就是環境司法強度（尤其是增強的環境司法強度）與污染總排放之間并不存在明顯的相關性。環境司法強度是由環境污染刑事、民事與行政案件的數量予以衡量，司法的對象是包括個人與公司在內的個體，司法的內核是通過立法與程序對個體的環境行為實施規制，因此環境司法強度能極好地代表環境保護法律對個體規制的強度。而污染總排放涵蓋了水、大氣與土壤三大生態環境中的主要污染物，是個體污染排放行為產生的總結果。環境司法強度與污染總排放之間并不存在明顯的相關性這一結論，說明“強化個體規制必然減少污染總排放”的確是一個經驗錯覺。錯覺的關鍵點在于“必然”：無論是個體規制的支持者還是質疑者，都不會否認個體規制對于減少污染物總排放的重要性，但文章證實了個體規制是減少污染物總排放的必要條件，而非充分條件。結合當下一些環境法學者的相關研究可以判斷，個體規制之所以無法必然地減少污染總排放，是緣于個體規制在環境法治中的兩個不足。一是個體規制無法確保個體必然減少污染物的排放。環境法律在環境污染產生高收益的前提下單純強調個體規制，比其他部門法律更易形成“規制俘獲”與“權力尋租”，表現為個體甘愿接受規制懲罰并持續進行違法的污染物排放。它從一方面解釋了環境司法強度的上升未能與污染物排放總量的下降之間出現明顯相關性：許多被司法判決懲罰了的違法個體依然在堅持污染排放。二是個體規制無法控制排放污染物的個體數量，當個體數量過多時，即使個體是按照環境法律設置的規則進行合法排放，依然無法減少污染物排放總量。它從另一方面解釋了環境司法強度的上升未能與污染物排放總量的下降之間出現明顯相關性：即使司法判決有效地控制與震懾了違法的污染排放者，但它無法控制合法的污染排放者數量，因而無法必然減少污染物排放總量。

這一個反常識的結論為單純強調個體規制觀點的立法者與學者敲響了警鐘。自1989年第一部《環境保護法》頒布以來，環境保護法律一直不斷強化對個體環境行為的規制力度，亦取得了不俗的環境治理效果。但這并不意味著僅強調個體規制，就能將污染排放控制在生態環境的承載力之內。法律習慣于以“為個體設置行為規則與罰則”的方式實施個體規制，卻會在環境污染這一問題上面臨困境：個體的不違法或者違法必究依然可能帶來超出環境承載力的污染排放。所以，環境法學者與實務工作者不能迷信個體規制的效用，亦不能盲目堅持個體規制為中心的法律傳統。環境法治與其他部門法治最大的不同在于環境法治更為強調整體性原則，撕裂整體而將治理以碎片化的個體規制予以實施，無法從根本上解決環境污染問題，亦偏離了環境法律的立法初衷。所以，將目光從個體轉向整體，讓地方政府為轄區內所有個體的總行為負責，確保污染物排放總量的必然減少，直至將其減少到環境承載力之內，應該是未來環境保護法律革新的重點與方向。

“自個體轉向整體”不是環境法律的獨創，中國多年的法治建設一直未曾忽視從全局著眼的頂層設計與宏觀規劃。但環境法律在整個法治建設中，可能比任何一部部門法都需要更堅決、更徹底地將整體性原則貫徹至法律體系的每一個角落。而貫徹整體性的一大關鍵在于法律規制的對象既要關注個體，也要聚焦于地方政府。讓地方政府承擔起整體環境治理的法律責任，作為治理者對轄區內總行為進行規制，而不是僅僅作為一個監管者對個體進行規制，是將環境法律從個體向整體進行轉變的必由之路。這一點被文章中“環境司法強度與工業二氧化硫”之間的弱相關的結論得以證實。由于大氣污染的嚴峻性、牽連性等特性，中國不僅提出了“碳達峰”“碳中和”等具體的大氣污染防治目標，還在相關法律設置中規定污染物總量控制制度、聯防聯控制度等以地方政府為責任對象的法律制度，要求地方政府以完成大氣污染物減排而非規制個體大氣污染物排放為最終目標。所以，盡管許多學者依然在反思與探討大氣環境法律如何更好地實現大氣環境的整體治理，但它已然是當前中國環境法律體系中相對強調整體治理的法律，并比其他環境法律表現出與污染總排放減少更為相關的聯系。從這一點來說，大氣環境法律為環境保護法律“自個體轉向整體”的革新提供了先行經驗與正向激勵。

，從單純的個體規制上抽身出來，以總行為規制的思路對環境法律進行整體性的徹底改革，是一項嶄新的任務。整體治理離不開個體規制，但又不能等同于個體規制，而應是整體治理統帥個體規制，個體規制服務于整體治理。所以，在堅持“從個體轉向整體”的前提下，探討如何將整體與個體辯證地統一于環境保護法律之中，應該是當下環境法學研究的重點。

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