差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的影響

摘要：改革開放以來，中國依賴要素投入實現了經濟高速增長，這種粗放式的發展模式帶來了嚴重的環境污染，使社會各界逐漸重視環保問題。差異化環境目標約束作為中國式環境規制，為不同城市差異化緩解環境保護與經濟發展的矛盾提供了政策支撐，推動地方政府行為呈現出協同與競爭交織共存的新特征。基于2006—2021年間我國249個地級以上城市環境數據，運用固定效應、中介效應模型來檢驗差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的作用機制，以及運用空間門限模型檢驗地方政府協同與競爭帶來的空間效應，研究發現：差異化環境目標約束會促進城市經濟高質量發展，在采用工具變量法、剔除直轄市等方法進行內生性和穩健性檢驗后，該結論仍成立；差異化環境目標約束適應不同城市經濟發展的差異化特征，對城市經濟高質量發展產生結構效應、創新效應；差異化環境目標約束加強區域環境協同治理，產生正向的空間溢出效應；地方政府競爭超過門限值后，差異化環境目標約束對經濟高質量發展的直接效應和空間效應均更強，且不同環境污染物目標約束的門限值具有異質性。不可否認的是，差異化環境目標約束有助于實現城市經濟高質量發展，地方政府協同與競爭在其中發揮著重要的非線性空間效應。因此，各市應依托區域環境協同治理體制機制量身定制差異化環境、經濟政策，推動區域進入高水平競爭階段，形成“協同+競爭”發展合力。

關鍵詞：環境約束；城市經濟高質量發展；地方政府行為；協同與競爭

基金項目：國家社會科學基金項目“偏向性減排目標約束下城市環境協同治理及優化路徑研究”（23BGL222）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2024）10-0013-13

一、引言與相關文獻綜述

改革開放以來，中國依賴要素投入實現了經濟高速增長，這種粗放式的發展模式帶來了嚴重的環境污染，使社會各界逐漸重視環保問題。（1）但是，此時對于環境保護的認識還浮于表面，尚未認識到環境保護與經濟發展的深層次聯系。習近平在2023年全國生態環境保護大會上指出：“要站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展，通過高水平環境保護，不斷塑造發展的新動能、新優勢，著力構建綠色低碳循環經濟體系，有效降低發展的資源環境代價，持續增強發展的潛力和后勁。”（2）這表明通過提高環境保護水平，可以引導經濟體系綠色化、集約化，推動中國發展模式由追求規模、速度向注重質量、效率轉變。在該過程中，地方政府發揮著重要作用，其既是中國環境治理的主導者，也是中國經濟發展的重要驅動力。（3）對此，有必要從地方政府角度探討環境保護與經濟發展的深層聯系。同時，隨著環境治理體系的完善，地方政府呈現出新特征：一方面，中央政府將環境目標層層分解，為不同城市設置差異化環境目標約束，這一事前規制成為地方政府進行城市管理的前提條件；另一方面，隨著中國持續推進區域協同發展和環境協同治理，單一的地方政府競爭模式被打破，地方政府關系呈現協同與競爭交織共存的新局面。基于此，本文將協同與競爭同時納入地方政府的環境規制理論分析框架，探討差異化環境目標約束影響城市經濟高質量發展的因果機理，為“以高水平保護推動高質量發展”提供理論與經驗參考。

目前，有關經濟高質量發展內涵的研究分為狹義和廣義兩類。從狹義角度看，經濟高質量發展側重于經濟增長過程、結果、前景中質的提升。（4）經濟增長質量的提升需要經濟增長數量的積累，是既能滿足量的要求又能體現質的規定的理想狀態。（5）針對中國當前處于增速減緩的經濟轉型時期，經濟高質量發展主要依賴于經濟增長過程中的“投入—產出”效率。從廣義角度看，經濟高質量發展的本質是滿足人民日益增長的美好生活需要（6），涵蓋創新、協調、綠色、開放、共享五大理念，不斷優化“微觀—中觀—宏觀”經濟體系內各種關系，推動經濟社會持續健康發展。（7）這兩類觀點互為補充，廣義概念是對經濟高質量發展內涵進行社會矛盾方面的延展，但狹義概念是當前中國國情下經濟高質量發展的落腳點，也是廣義概念的核心。在對經濟高質量發展內涵有不同理解的情況下，狹義思路通常遵循Slow、Jorgenson和Griliches的研究思路（8），利用全要素生產率衡量經濟高質量發展水平（9），而廣義思路則在此基礎上進行拓展，構建經濟高質量發展的綜合評價指標體系。（10）

地方政府的環境治理目標是城市發展的重要引導和約束。經濟增長通常會產生資源消耗，帶來環境污染，因此地方政府通過設置環境治理目標來限制污染程度和引導經濟綠色健康發展。（11）在中國科層式體制下，地方政府會結合中央政府和上級政府的政策指引，制定階段性環境治理目標。具體而言，地方政府會在政府工作報告等相關政策文件中確立年度環境治理目標，并且該目標一經公布，就會受到社會各界的共同監督。在中國環境治理體系的完善過程中，環境治理績效成為地方官員晉升的重要指標，環境治理目標也逐漸由“環境質量得到明顯改善”等“軟約束”強化到明確污染物減排量的“硬約束”。（12）研究表明，這一系列改革措施逐漸強化了環境治理目標對地方城市發展的影響效應。（13）具體而言，環境治理目標會影響環境規制，產生生態、經濟、社會等效應。環境規制的目的是協調環境保護與經濟增長（14），但是對于協調的結果及總效應，學術界尚未形成一致的結論，主要分為以下三類觀點：一是從靜態角度出發，遵循“成本假說”，認為環境規制會增加企業的環境治理成本，擠壓生產、創新等投入，降低生產率（15），產生負向效應。二是從動態角度出發，圍繞“波特假說”（16），認為企業會積極進行綠色技術創新（17），在減少環境污染的同時降低生產成本（18），抵消環境規制的負向效應，產生正向效應。（19）三是受規制方式、強度等方面因素的影響，環境規制的抑制或促進作用不斷變化，兩者合力的效應方向不確定。（20）

在落實環境治理目標的過程中，地方政府作為主要執行者，其行為會影響環境治理的政策效果。（21）從政府職能的角度來看，地方政府作為環境治理政策的執行者，其對環境治理的重視程度、管理方式等勢必會影響政策實施效果。同時，中國政府以科層式管理為主，地方政府間存在競爭關系，這種競爭關系也會影響地方政府的環境保護與經濟發展策略，進而影響城市發展方向和質量。為獲得政績及提拔，地方官員存在犧牲環境質量來換取比其他地方更快的經濟增長的決策動機，這種環境治理的“逐底競爭”使得中國的環境污染越來越嚴重，抑制中國綠色化、集約化轉型。（22）對此，中央政府為了提高地方政府對環境質量的重視程度，在2006年將環境績效納入官員升遷考核體系。但是，由于地方政府目標的多元化以及委托—代理等問題的存在，地方政府競爭對環境治理政策效果的影響在學術界仍存在爭議。（23）

縱觀已有研究，可以發現缺乏對差異化環境目標約束的質性分析，更缺乏其對城市經濟高質量發展的影響研究，且大多數僅從環境規制、地方政府競爭視角闡釋其內在機理，但實際上中國已經呈現出地方政府協同的明顯特征。因此，本文系統梳理環境污染物目標約束形成的政策邏輯，量化其差異性，并將地方政府協同與競爭同時納入環境規制理論分析框架，實證檢驗差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的影響效應。本文的創新和貢獻主要包括以下三個方面：（1）在研究對象上，本文側重于差異化環境目標約束這一事前規制，分析“中央—省—市”多層次環境目標約束差異化特征及其對城市發展的影響。（2）在研究視角上，從地方政府行為視角切入，討論既定環境目標約束下地方政府的環境規制、地方政府間協同與競爭所帶來的經濟發展效應。（3）在研究方式上，在系統研究差異化環境目標約束影響機制的基礎上，綜合考慮地方政府協同與競爭的疊加影響，運用空間門限模型檢驗其可能存在的非線性空間效應。

二、理論分析與研究假說

改革開放初期，中國政府以經濟建設為中心，將財政權力下放以提高地方政府的經濟管理效率，并且中央將經濟績效作為地方官員選拔、考核的重要依據。（24）在財權下放與職務晉升的雙重激勵下，地方政府往往會降低當地的環境標準以吸引流動性要素。這種行為雖然短期內促進了經濟的快速增長，但是以犧牲環境質量為代價，造成了嚴重的生態環境問題。（25）因此，為了改變“GDP錦標賽”下粗放式的經濟發展模式，2005年《國務院關于落實科學發展觀加強環境保護的決定》中明確指出落實環境保護領導責任制，將環境績效與地方官員的政績考核掛鉤。進一步地，自“十一五”開始，國家明確制定主要污染物的約束性減排量化目標，并將該目標約束分解到各省、自治區和直轄市。隨后，各省級人民政府根據轄區內城市的區域稟賦、環境治理和經濟發展階段差異，在確保全國環境目標總量任務完成的前提下，因地制宜與各地級市簽訂了不同減排目標的環保責任書，規定發達地區相對較高的環境目標，而給予欠發達地區較低的環境目標，最終形成了按照中央—省—市層層分解的、量化的、差異化的環境目標約束體系。

通過梳理差異化環境目標約束的政策邏輯和制度形成過程，可以發現差異化環境目標約束的直接目標是推動地方政府加強環境保護以提高經濟增長質量，間接目標是協調地方政府間的競爭關系，減少經濟體系轉向高質量發展的阻力。對此，本文立足于地方政府視角，闡釋差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的影響機制，重點剖析地方政府協同與競爭在其中的重要作用。

（一）差異化環境目標約束對經濟高質量發展的影響效應

1.差異化環境目標約束對經濟高質量發展的直接效應

明晰地方政府的環境目標是實施差異化環境目標約束的基礎，有助于強化環境規制力度。首先，設置可量化的、明確的環境目標約束并且將其作為政績考核指標，會提高地方官員對環境保護的重視程度。在制定城市發展政策時，地方官員會積極改善受污染的環境，并規避新污染的產生。其次，推動環境治理進程的背后涉及行政、財政體系，因此中央政府不僅明確了地方政府環境約束目標，還推行了環保垂直管理、財政分權等方面的改革。相關權力的下放使得地方政府在環境治理中有了更大的自主權，但是為了避免權力下放產生的尋租行為，中央會對地方政府進行考核監督。這些舉措既增強政府協調環境保護與經濟發展的有效性、靈活性，也避免了環境治理權力的濫用，有效推動城市發展向高質量發展轉型。最后，中國經濟體制機制由政府主導，并且對各項城市發展事宜進行事前規劃是政府管理的重要特征。因此，設置環境目標約束會突出政府多元性目標中的環保目標，對城市生產生活行為產生強有力的事前規制，深刻影響城市經濟體系，促進高質量發展。

差異化環境目標約束會使得環境規制的初始力度有利于促進城市經濟高質量發展。環境治理政策在不同發展階段產生的經濟效應與環境效應具有異質性，并且受資源、生態等區域先天條件的影響，各個城市實現經濟高質量發展的路徑也具有異質性。整體來看，在中國工業化進程中，地方政府明確環境目標，有助于提高環境規制強度，限制污染的產生。但是，中國各個城市的經濟發展程度不同，從環境庫茨尼茨曲線上看，位于拐點左邊的城市不宜實施太強的環境規制，而對于拐點右邊的城市，較強的環境規制反而有利于經濟發展。在此情況下，差異化環境目標約束使得地方政府可以結合自身情況制定環境治理政策，有效發揮出政策的環境和經濟效應，推動實現經濟高質量發展。

2.差異化環境目標約束對經濟高質量發展的間接效應

經濟高質量發展的內在動力是創新，而差異化環境目標約束可以推進技術研發，發揮對經濟高質量發展的創新效應。根據波特假說，合理的環境治理政策才能激發創新補償效應，彌補企業的環境遵循成本，而差異化環境目標約束使得地方政府有條件實行符合經濟發展階段情況的環境治理手段。具體而言，一方面，政府會通過正式的環境規制手段促使企業自主進行綠色創新；另一方面，政府會實施創新補貼扶持企業綠色創新。

經濟高質量發展依賴于微觀—中觀—宏觀經濟系統的結構優化，而差異化環境目標約束可以促進要素向綠色領域流動，發揮出結構效應。首先，合理的環境治理政策會提高高能耗高污染企業的生產成本，迫使其進行產業遷移或者綠色轉型，推動污染密集型產業節能化、綠色化發展。其次，隨著產業轉型升級以及政府的政策引導，低碳化制造企業、清潔型服務企業得到蓬勃發展，推動構建綠色低碳循環的經濟體系。最后，由于人民群眾對美好生態環境的訴求日益提高，綠色產品的需求將愈發擴大，進而牽引經濟產業鏈、供應鏈向綠色低碳轉型。

綜合上述分析，本文提出假設1和假設2：

假設1：地方環境目標約束會加強地方政府的環境規制力度，而差異化環境目標約束會使得環境規制的初始力度有利于促進城市經濟高質量發展。

假設2：差異化環境目標約束會通過創新效應、結構效應來促進城市經濟高質量發展。

（二）地方政府協同與競爭的非線性空間效應

1.地方政府協同

差異化環境目標約束增強地方政府管理的差異性，賦予地方政府協同有利條件。不同的環境目標合理劃分了區域內城市環境與經濟角色。擁有較高環境目標約束的城市已經完成經濟增長的積累，承擔較多的環境責任，進一步向經濟高質量發展邁進；而擁有較低環境目標約束的城市通過環境優勢吸引人口、資本等流動性要素。這最終減少了地方政府在邊界治理、經濟利益協調等方面的摩擦，推動地方政府協同。

地方政府協同不僅加強區域環境協同治理，而且促進經濟要素的區域流動，對城市經濟高質量發展產生正向的空間溢出作用。差異化環境目標約束會引發環境治理、經濟發展方式的區域差異，而地方政府協同會保障和暢通流動性要素的區域轉移過程。根據跨區域要素流動理論，受環境規制限制的資本、人口等流動性要素會在地方政府協同行為的幫助下從發達地區轉移到欠發達地區，既促進發達地區經濟的綠色轉型升級，也拉動欠發達地區的經濟發展，優化區域經濟結構，促進經濟高質量發展。

2.地方政府競爭

地方政府競爭的影響具有雙重性。一方面，地方政府競爭的目標是發揮區域優勢、提高要素效率。在市場化條件不充分的情況下，地方政府競爭激發了地方政府的主觀能動性，促使其合理配置經濟資源，提高經濟體的產出水平。另一方面，在委托—代理等問題存在的情況下，地方政府競爭存在要素結構失衡、市場資源錯配的消極作用。地方政府競爭發揮積極作用的關鍵在于目標統一于經濟發展，但是現實中，地方政府競爭往往會因為升遷競爭，誘發地方保護主義，產生要素、資源配置的失衡。

因此，當地方政府的經濟競爭較弱，或者地方政府的競爭重心不在發展時，差異化環境目標約束的作用效果難以發揮；當地方政府的經濟競爭較為激烈時，或者地方政府的委托代理問題得以解決，地方政府競爭有助于發揮差異化環境目標約束的積極作用。

3.地方政府協同與競爭

通過前文分析，地方政府協同與競爭共同影響區域要素流動，因此兩種行為效果會交織疊加，有必要厘清兩者共同對城市經濟高質量發展產生影響的過程。地方政府競爭具有雙重性，這同樣會影響地方政府協同帶來的空間溢出效應。當地方政府的經濟競爭較弱時，意味著本地與鄰近地區的經濟發展程度相似，在競爭動力不足的情況下，區域間對要素的競爭需求較低，致使要素流動性降低。地方政府協同發揮作用的前提恰恰是借助要素流動性，所以此時地方政府競爭對地方政府協同的助推作用較低。當地方政府的經濟競爭較強時，意味著本地與鄰近地區的經濟發展程度差距較大，甚至形成“中心—外圍”格局，此時各地區對要素的競爭需求較高，推動呈現要素集聚或擴散的區域特征。這種高流動性會有力助推地方政府協同。

綜合上述分析，本文提出以下假設：

假設3：差異化環境目標約束增加地方政府環境治理的差異性，加強區域環境協同治理，推動區域協同發展，產生正向的空間溢出效應，促進城市經濟高質量發展。

假設4：當地方政府的經濟競爭超過一定閾值后，差異化環境目標約束會進一步促進經濟高質量發展，并產生更強的空間溢出效應，即地方政府協同與競爭產生非線性空間效應。

三、研究設計

（一）模型設定

1.基準計量模型

為檢驗環境目標約束、差異化目標約束是否促進了經濟高質量發展，本文構建時間、地區雙向固定模型：

（1）

（2）

式中：i表示城市，t表示年份；GTFPit表示綠色全要素生產率；SO2it、CODit分別表示SO2、COD的環境目標約束；CPSO2it、CPCODit分別表示SO2、COD的差異化環境目標約束；Zjit表示一系列控制變量，包括經濟發展水平（pgdp）、人口集聚（pop）、科研水平（rd）、開放水平（open）、經濟結構（ind）、人力資本（hc）以及財政自主權（fd）；α0、α1、λj表示待估參數；μi表示地區固定效應；δt表示時間固定效應；εit表示隨機擾動項。

2.中介模型

基于上述理論機制分析，差異化環境目標約束會產生結構效應、創新效應，進而影響城市經濟高質量發展。為有效識別上述影響機制，在溫忠麟等中介效應“三步法”的基礎上（26），本文借鑒江艇的研究成果（27），設計如下模型：

（3）

式（3）為差異化環境目標約束對中介變量的影響。M表示中介變量，即城市創新水平（inn）和產業結構（str）。江艇認為，由于難以找到“干凈”的外生隨機中介變量等問題，中介效應的逐步法存在較大的估計偏誤。（28）因此，在進行中介效應檢驗時，只需執行第一步與第三步檢驗，主要驗證解釋變量對被解釋變量、中介變量的影響，而通過理論分析直接判斷中介變量對被解釋變量的影響。具體至本文的研究，模型（2）已經檢驗差異化環境目標約束與城市經濟高質量發展的關系，進一步使用模型（3）作為中介效應的機制檢驗。

3.空間計量模型

本地差異化環境目標約束在促進自身城市經濟高質量發展的同時，還會因環境治理的正外部性、地方政府間策略互動等對鄰近城市產生空間溢出效應。因此，本文運用空間計量模型考察差異化環境目標約束背景下地方政府協同行為帶來的空間溢出效應，而使用空間計量模型前需進行空間相關性檢驗以增強構建空間計量模型的合理性。對此，本文參考張文彬等（29）、李璐等（30）的做法，選擇莫蘭指數檢驗空間相關性，并構建如下空間計量模型：

（4）

式（4）中：W為空間權重矩陣，β0、β1、β2、β3表示待估參數。本文參考相關文獻（31），考慮地方政府在環境保護方面的關聯程度主要受地理位置影響，且隨著地理距離的增加，該影響逐漸減弱，本文選擇反距離地理權重矩陣，具體公式為W=1/dmn，dmn為m城市和n城市的距離，且m≠n。

4.空間門限模型

地方政府競爭對差異化環境目標約束直接效應和空間效應存在門限約束作用。因此，本文在空間計量模型的基礎上，參考Feng的做法（32），在對門限效應進行顯著性檢驗的同時，設計如下空間門限模型：

式（5）中：ecu表示地方政府競爭，本文借鑒繆小林等的做法（33），采用經濟趕超水平表征；η1、η2、…、ηn是不同經濟趕超水平下差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展直接影響的待估參數；π1、π2、…、πn是不同經濟趕超水平下差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展空間影響的待估參數。

（二）變量說明

1.被解釋變量

表 1 綠色全要素生產率指標構建體系

具體指標 具體變量說明

投入 資本投入 各地級市固定資本存量（億元），利用地級市所在省份的固定資產投資價格指數平減到2006年不變價； 采用永續盤存法計算資本存量， 折舊率為9.6%

勞動投入 各地級市從業人員數量（萬人），具體包括單位從業人員與城鎮私營、個體從業人員之和

期望

產出 經濟效益產出 各地級市地區生產總值（億元），采用了所在省份的平減指數進行平減，并以2006年不變價進行了處理

非期望產出 廢水 各地級市工業廢水排放量（萬噸）

廢氣 各地級市二氧化硫排放量（噸）

固體廢棄物 各地級市工業煙粉塵排放量（噸）

本文選取基于超效率SBM-GML模型的綠色全要素生產率作為經濟高質量發展的綜合測度指標。具體而言，選擇資本、勞動作為投入指標；地區生產總值作為期望產出指標；廢水、廢氣、固體廢棄物作為非期望產出指標。各變量的具體描述見表1。

2.核心解釋變量

差異化環境目標約束（CPSO2/CPCOD）。結合理論機制分析和已有研究成果，本文將差異化環境目標約束界定為自上而下層層分解、適應城市經濟發展階段差異化特征的約束性污染物減排目標。地方政府通常會在相關政策文件中公布環境目標約束，但該目標約束只能直接體現當地的環境治理目標及程度，無法體現與其他城市的差異性。對此，本文借鑒余泳澤和曹瑞的做法（34），使用省級—市級間SO2、COD減排目標值的差額衡量差異化環境目標約束。

3.中間變量

中間變量1：城市創新水平（inn）。本文參考《中國城市和產業創新力報告》的創新評價指標體系測算城市創新水平。（35）該方法可以彌補發明專利數據的專利質量異質性問題，有效表征城市創新水平（36）。

中間變量2：產業結構（str）。產業比例關系是產業結構協調的重要體現，本文參考已有文獻（37），選擇第二、第三產業產值比值表征產業結構。

中間變量3：地方政府競爭（ecu）。本文選擇經濟趕超水平（ecu）表征地方政府競爭。地方政府存在著對周邊城市，以及全國經濟水平較高的城市的追趕超越傾向，因此，地方政府競爭涉及相鄰城市和全國城市兩個維度，具體公式如下所示：

某城市地方政府競爭（edu） =

（6）

4.控制變量

為了減少遺漏變量帶來的估計偏差問題，更準確地評估差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的影響，本文引入如下控制變量：（1）經濟發展水平（pgdp）：采用人均GDP表示；（2）人口集聚（pop）：采用人口密度表示；（3）科研水平（rd）：采用政府一般預算內教育支出占GDP比重表示；（4）開放水平（open）：采用實際使用外資金額占GDP比重表示；（5）經濟結構（ind）：采用工業企業的對數值表示；（6）人力資本（hc）：采用每萬人大學生數表示；（7）財政自主權（fd）：采用地方一般公共預算收入占GDP比重表示。以上GDP均使用以2006年為基期剔除價格影響的實際GDP來衡量。

（三）數據來源和描述性統計結果

考慮差異化環境目標約束自“十一五”開始實施以及數據可得性，本文選用2006—2021年249個地級以上城市作為研究樣本。其中，環境目標數據為作者手工整理，數據來源于中國各省級、市級人民政府的《生態環境保護規劃》《節能降碳規劃》、《節能減排綜合工作方案》《主要污染物總量減排計劃》《政府工作報告》等政府文件。對于部分未提出明確環境目標的城市，本文除了刪除缺失程度嚴重的城市，還借鑒余泳澤和曹瑞的做法進行了補充，補充數據的占比低于4.1%?？紤]中國的酸雨情況已經大大好轉，SO2自“十四五”起不再作為全國及大部分城市的環境目標約束，因此SO2的相關指標年份為2006—2020年。其他城市層面數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》、各省（市）統計年鑒、EPS數據庫、CNKI中國經濟社會發展統計數據庫和各地統計局，部分缺失值采用插值法補齊。主要變量的描述性統計結果見表2。

四、實證分析

（一）基準回歸結果分析

表3報告了環境目標約束、差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的基準回歸結果。從列（1）和列（2）回歸結果可知，無論是否加入控制變量，SO2環境目標約束均顯著促進了城市經濟高質量發展，且通過了1%的顯著性檢驗；對于差異化環境目標約束的影響效應，列（3）和列（4）的結果顯示，無論是否加入控制變量，差異化COD環境目標約束均顯著促進了城市經濟高質量發展，且通過了1%的顯著性檢驗；列（5）和列（6）的結果同樣顯示，無論是否加入控制變量，COD環境目標約束均顯著促進了城市經濟高質量發展，且分別通過了5%、10%的顯著性檢驗，以上結果說明環境目標約束會促進城市經濟高質量發展。列（7）和列（8）的結果顯示，無論是否加入控制變量，差異化COD環境目標約束均顯著促進了城市經濟高質量發展。以上結果說明差異化環境目標約束會促進城市經濟高質量發展。綜上，假說1得證。

對比兩類主要污染物指標，COD環境目標約束和差異化COD環境目標約束的正向影響均強于SO2環境目標約束和差異化SO2環境目標約束。這一方面是由于水污染的擴散性低于大氣污染物，進行水污染治理較為容易，產生的綠色經濟效益較高；另一方面，水污染的源頭追蹤較為容易，而產生大氣污染物的企業可以通過提前通風等行為來規避環境污染責任，因此水污染在權責明確下，治理績效較高。就控制變量而言，各個控制變量的影響系數方向具有基本一致性，體現出模型結果的穩健性。其中經濟發展水平（pgdp）、人口集聚（pop）、財政自主權（fd）顯著為正，這表明較高的經濟發展水平為經濟高質量發展提供了良好的積累，活躍的人口有助于提高經濟效率，并且政府的財政管理仍是重要的經濟拉動力。開放水平（open）、經濟結構（ind）顯著為負，根據“污染天堂”假說，引進外商投資會吸引“高污染、高耗能、高排放”產業，降低中國經濟的投入—產出效率；而工業企業是污染物排放的主要來源，高工業占比的經濟結構會加劇環境污染程度，降低綠色經濟水平。

（二）內生性及穩健性檢驗

盡管本文采用雙向固定效應模型控制了時間和地區效應，差異化環境目標約束與城市經濟高質量發展之間仍可能存在內生性、穩健性問題，導致實驗結果的偏誤。引致該類問題的原因主要有兩個：

第一，可能存在雙向因果問題。一方面，差異化環境目標約束會通過創新效應、結構效應影響經濟高質量發展；另一方面，上級政府在逐級分解環境目標任務時會充分考慮地區經濟發展現狀，進而對不同地區設置差異化環境目標約束。但是，經濟發展程度與經濟高質量發展的概念并不等同，經濟發展程度強調人均或總產出的數量概念，而經濟高質量發展強調“投入—產出”的效率概念，表征方式也大不相同。因此，即使存在雙向因果，其帶來的內生性問題也較弱。

表 4 內生性檢驗結果

（1） （2）

CPSO2 0.404***

（0.091）

CPCOD 0.349***

（0.061）

控制變量 是 是

Cons 0.917***

（0.118） 0.223

（0.177）

N 3735 3984

R2 0.016 0.024

F值 19.836 34.168

第二，可能存在變量選取的穩健性問題。一是學術界除了選擇綠色全要素生產率表征經濟高質量發展，還會構建綜合評價指標體系測度經濟高質量發展；二是城市具有行政級別的差異性；三是“十一五”期間除了對SO2、COD兩類環境污染物直接進行約束，還對能耗進行約束，間接對環境治理產生影響，并且“十二五”新增氨氮、氮氧化合物的差異化環境目標約束。對此，本文使用工具變量法、替換被解釋變量、剔除直轄市、替換及補充差異化環境目標約束四種方法進行內生性及穩健性檢驗。

1.內生性檢驗

對于上述基準回歸模型可能存在的內生性問題，本文通過尋找合適的工具變量解決該問題。工具變量既要與內生解釋變量相關，也要不直接影響解釋變量?！昂娱L制”屬于一種新型水污染治理模式和考核問責制環境規制手段，會影響城市環境治理體系，即與實現差異化環境目標約束相關，但不直接影響經濟體系，對經濟高質量發展具有嚴格外生性。因此，本文選取“河長制”政策作為工具變量。河長制自2007年在江蘇省首創，2014年在一些省市推行，并在2018年得到全國性推廣?；诖耍疚臉嫿ā昂娱L制”政策的演進虛擬變量，具體數據來源于政府官方文件、新聞報道及知網文獻，其作為工具變量的回歸結果見表4。列（1）和列（2）的回歸結果顯示，差異化SO2和COD環境目標約束的系數仍然顯著為正，且第一階段F檢驗值均大于100b3c72ff692b731f2717f5be273ac02aa64154cd0d4fa199e9b145c1dca91600，不存在弱工具問題。

2.穩健性檢驗

第一，替換被解釋變量。本文從創新、協調、綠色、開放、共享5個維度構建城市經濟高質量發展的綜合評價指標體系（由于篇幅限制，本文沒有報告，有意者聯系作者），并采用熵權TOPSIS法測度城市經濟高質量發展水平（HQD）。替換被解釋變量的回歸結果如表5列（1）、列（2）所示，回歸結果與基準回歸模型結果基本一致。

第二，剔除直轄市。在前文的檢驗中，本文認為北京、天津、上海、重慶四個直轄市的所屬省級與市級環境目標相同，采用賦值為1的方法表征四個直轄市的差異化環境目標約束，表征方法具有特殊性。剔除直轄市的回歸結果如表5列（3）、列（4）所示，回歸結果與基準回歸模型結果基本一致。

第三，補充差異化環境目標約束。本文采用與差異化SO2和COD環境目標約束相同的計算方法，進一步整理計算了差異化能耗（Energy）、氨氮（NH3）、氮氧化物（NOX）目標約束，補充差異化環境目標約束，氨氮和氮氧化物目標自“十二五”開始實施，且缺失情況更嚴重，總共收集220個城市。回歸結果如表5列（5）—（7）所示。回歸結果與基準回歸模型結果具有一致性，但氨氮、氮氧化物的差異化環境目標約束不顯著，這主要是由于兩類污染物的排放控制難度較大，治理績效不顯著。

（三）影響機制分析

基準回歸模型結果證實了差異化環境目標約束對經濟高質量發展具有正向影響，本文基于理論機制分析，檢驗差異化環境目標約束促進經濟高質量發展的影響路徑。本文選擇城市創新水平（inn）和產業結構（str）作為差異化環境目標約束的中介變量，并基于式（1）—（3）進行估計分析，結果如表6所示。

首先考察差異化環境目標約束對機制變量城市創新水平（inn）的影響。列（1）和列（2）的回歸結果顯示，差異化SO2和COD環境目標約束的系數均顯著為正，且分別通過5%、10%的顯著性檢驗，這表明差異化環境目標約束可以提高城市創新能力。差異化環境目標約束可以推進技術研發，激發創新補償效應，彌補環境遵循成本。

然后考察差異化環境目標約束對機制變量產業結構（str）的影響。列（3）和列（4）的回歸結果顯示，差異化SO2和COD環境目標約束的系數均顯著為正，且分別通過10%、5%的顯著性檢驗，這表明差異化環境目標約束促進城市產業結構升級。差異化環境目標約束可以推動污染密集型產業節能化、綠色化發展，并促進高新技術產業、服務業發展。

表 6 差異化環境目標約束影響城市經濟

高質量發展作用機制的檢驗結果

創新效應 結構效應

（1） （2） （3） （4）

CPSO2 0.659**

（0.301） 0.181*

（0.102）

CPCOD 2.244*

（1.340） 0.851**

（0.334）

控制變量 是 是 是 是

CONS -1.280***

（0.268） 0.005

（0.047） 2.854***

（0.091） 2.734***

（0.083）

N 3735 3735 3984 3984

R2 0.285 0.078 0.636 0.634

City 是 是 是 是

Year 是 是 是 是

對比兩種差異化環境目標約束的影響效應，無論是創新效應還是結構效應，差異化COD的環境目標約束均強于差異化SO2的環境目標約束。綜合上述結果及分析，假設2成立。

（四）空間效應分析

本文利用莫蘭指數對綠色全要素生產率、差異化環境目標約束進行空間相關性檢驗，結果如表7所示。其中，2006—2021年綠色全要素生產率的莫蘭指數均顯著為正，表明鄰近的綠色全要素生產率具有正向的空間相關性，且總體在0.002—0.027之間大幅波動，這說明中國城市間存在綠色要素的流動，雖然具有不穩定性，但側面證實了區域協同發展、環境協同治理的成效。2006—2020年差異化SO2環境目標約束的莫蘭指數由顯著為負逐漸穩定至顯著為正，表明鄰近的差異化SO2環境目標約束逐漸形成正向的空間性。2006—2021年差異化COD環境目標約束的莫蘭指數均顯著為正，且相關性逐漸增加，絕對值呈現小范圍波動、總體上升趨勢。兩類主要污染物的差異化環境目標約束均具有正向的空間相關性，說明鄰近地區的環境治理會相互影響。以上結果表明，綠色全要素生產率、差異化SO2和COD環境目標約束均存在空間相關性，體現出政府協同行為帶來的城市間空間關聯性。

在進行空間相關性檢驗驗證構建空間計量模型的合理性后，本文基于式（4）對其中的空間溢出效應影響關系進行進一步分析，結果如表8所示。

表 7 2006-2021年綠色全要素生產率和差異化

環境目標約束的全局莫蘭指數

年份 Moran’I （GTFP） Moran’I （CPSO2） Moran’I （CPCOD）

2006 0.002* -0.007* 0.063***

2007 0.008* 0.078** 0.066***

2008 0.020*** 0.001*** 0.183***

2009 0.014*** 0.010** 0.058***

2010 0.007* -0.024*** 0.050***

2011 0.027*** -0.013* 0.031***

2012 0.005* -0.012* 0.039***

2013 0.004* 0.029*** 0.042***

2014 0.002* 0.027*** 0.035***

2015 0.005* 0.005* 0.033***

2016 0.010* 0.023** 0.043***

2017 0.004* 0.036*** 0.046***

2018 0.015*** 0.008*** 0.045***

2019 0.010** 0.023*** 0.043***

2020 0.007** 0.021*** 0.043***

2021 0.009** 0.088***

表 8 差異化環境目標約束對城市經濟

高質量發展的空間回歸結果

（1） （2）

W×GTFP 0.634***

（0.063） 1.400***

（0.207）

W×CPSO2 0.051**

（0.025）

W×CPCOD 1.176**

（0.514）

CPSO2 0.012***

（0.003）

CPCOD 0.147**

（0.074）

控制變量 是 是

N 3735 3984

R2 0.002 0.032

City 是 是

Year 是 是

列（1）和列（2）的空間自回歸系數（W×GTFP）均顯著為正，且均通過1%的顯著性檢驗，該一致性說明了正向空間溢出效應的穩定性。差異化SO2和COD環境目標約束的系數均顯著為正，與基準回歸結果基本一致，說明結果具有可靠性。同時，差異化SO2和COD環境目標約束空間溢出系數（W×CPSO2和W×CPCOD）均顯著為正，差異化環境目標約束加強區域環境協同治理，產生正向的空間溢出效應，推動區域協同發展。綜合上述分析，假說3成立。

（五）空間門限效應分析

1.門限效應存在性檢驗

在進行空間門限回歸之前，需要進行門限效應存在性檢驗。本文經過Bootstrap重復抽樣，表9顯示在地方政府競爭作為門限變量的情況下，差異化SO2環境目標約束通過了單門限效應；差異化COD環境目標約束通過了雙門限效應。地方政府競爭對差異化環境目標約束影響效應的門限約束作用得以驗證。

2.空間門限效應結果分析

表10報告了在以地方政府競爭為門限變量的情況下，差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的空間門限回歸結果。具體來看，差異化SO2和COD環境目標約束的直接效應、空間效應受到地方政府競爭的約束情況如下：

列（1）表示差異化SO2環境目標約束的雙門限回歸模型估計結果。隨著地方政府競爭跨越第一門限值20.145，差異化SO2環境目標約束對城市經濟高質量發展的正向影響增強，但隨著跨越第二門限值148.178，差異化SO2環境目標約束對城市經濟高質量發展產生負向影響，這說明差異化SO2環境目標約束與城市經濟高質量發展呈現倒U型關系，一定程度的地方政府競爭會促進差異化SO2環境目標約束的正向影響，但過猶不及。對于差異化SO2環境目標約束的空間效應，隨著地方政府競爭跨越第一、第二門限值，差異化SO2環境目標約束對城市經濟高質量發展逐漸產生正向的空間溢出效應，這說明當地方政府競爭達到高水平后，差異化SO2環境目標約束才會對城市經濟高質量發展產生正向的空間溢出效應。

列（2）表示差異化COD環境目標約束的單門限回歸模型估計結果。伴隨著地方政府競爭跨越門限值172.002，差異化COD環境目標約束對城市經濟高質量發展的正向影響明顯增強。當地方政府競爭低于門限值時，差異化COD環境目標約束的系

表 10 差異化環境目標約束對城市經濟

高質量發展的空間門限回歸結果

雙門限回歸

模型（1） 單門限回歸

模型（2）

CPSO2 0.011*

（ecu≤20.145） （0.006）

CPSO2 0.080***

（20.145<ecu≤148.178） （0.021）

CPSO2 -0.367***

（148.178<ecu） （0.114）

CPCOD 0.012

（ecu≤172.002） （0.098）

CPCOD 0.854**

（ecu>172.002） （0.392）

W×CPSO2 -0.000*

（ecu≤20.145） （0.000）

W×CPSO2 -0.000

（20.145<ecu≤148.178） （0.000）

W×CPSO2 0.004*

（148.178<ecu） （0.000）

W×CPCOD 0.000

（ecu≤172.002） （0.000）

W×CPCOD 0.001*

（ecu>172.002） （0.001）

控制變量 是 是

CONS 0.918***

（0.023） 1.059***

（0.027）

N 3735 3984

R2 0.045 0.032

數為正，但不顯著；當地方政府競爭高于門限值時，差異化COD環境目標約束的系數明顯變大，且通過5%的顯著性檢驗，這說明地方政府競爭達到高水平后，差異化COD環境目標約束才會有效促進城市經濟高質量發展。對于差異化COD環境目標約束的空間效應，當地方政府競爭低于門限值時，差異化COD環境目標約束幾乎不存在空間溢出效應；當地方政府競爭高于門限值時，差異化COD環境目標約束才具有正向的空間溢出效應，且通過10%的顯著性檢驗，這說明地方政府競爭同樣達到高水平后，差異化COD環境目標約束才會對城市經濟高質量發展產生正向的空間溢出效應。總體結果表明，當地方政府的經濟競爭超過門限值后，差異化環境目標約束會產生更強的空間溢出效應，即地方政府協同與競爭產生非線性空間效應。綜合上述結果及分析，假說4成立。

五、研究結論與政策建議

本文基于差異化環境目標約束這一中國式環境規制，通過手工整理中國城市層面主要環境目標數據，從地方政府協同與競爭視角，研究了“十一五”以來差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的影響。主要研究結論如下：

第一，差異化環境目標約束會促進城市經濟高質量發展。中央給予地方明確的環境目標約束會加強地方環境規制力度，而差異化環境目標約束會使得環境規制初始力度促進經濟高質量發展，且該結論通過內生性及穩健性檢驗。

第二，差異化環境目標約束通過創新效應、結構效應促進城市經濟高質量發展。

第三，差異化環境目標約束會推動地方政府協同，產生正向的空間溢出效應。差異化環境目標約束增加地方政府環境治理的差異性，推動區域環境協同治理，產生正向的空間溢出效應，促進城市經濟高質量發展。

第四，在差異化環境目標約束影響城市經濟高質量發展的過程中，地方政府協同與競爭產生非線性空間效應。當地方政府的經濟競爭超過門限值后，差異化環境目標約束對城市經濟高質量發展的直接效應和空間效應更強。

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，遵循精細化原則，完善環境目標約束管理制度。注重不同環境污染物目標下城市經濟高質量發展的不同表現，考慮城市自身地區分布、資源稟賦、過往政策導向的不同，精準地為不同地區制定適合的政策，以最小化成本謀取最大化利益，推動城市經濟高質量發展。

第二，加強企業的環保監管和綠色創新激勵，進一步激發差異化環境目標約束的創新效應和結構效應。一方面，建立全過程一體化的環境治理制度，減少末端治理；另一方面，鼓勵企業引進新技術，如數字監控、清潔能源利用，在推進精細化環境管理的同時進行綠色轉型，形成城市經濟高質量發展的長期動力。

第三，形成多地區、多部門聯合的環境執法與監管體系。有必要在完善環境協同治理的法律法規、厘清環境治理權責的基礎上，多地區、多部門聯合執法與監管，發揮區域綠色發展合力，推動城市經濟高質量發展。

第四，建立利益協調機制，保障地方政府競爭由低水平向高水平轉變，發揮“協同+競爭”的發展合力。一方面，需要進一步將考核績效向環境保護方面傾斜，減少環境保護與經濟增長的權衡沖突；另一方面，幫助欠發達城市發展經濟和保護環境，激發發達城市的競爭引領作用。

注釋：

（1） 蔡昉：《中國經濟增長如何轉向全要素生產率驅動型》，《中國社會科學》2013年第1期。

（2） 《習近平在全國生態環境保護大會上強調 全面推進美麗中國建設 加快推進人與自然和諧共生的現代化》， 《人民日報》2023年7月19日。

（3） 周業安、馮興元、趙堅毅：《地方政府競爭與市場秩序的重構》，《中國社會科學》2004年第1期。

（4） 金碚：《關于“高質量發展”的經濟學研究》，《中國工業經濟》2018年第4期；姚樹潔、汪鋒：《高質量發展、高品質生活與中國式現代化：理論邏輯與實現路徑》，《改革》2023年第7期。

（5） 鈔小靜、任保平：《中國經濟增長質量的時序變化與地區差異分析》，《經濟研究》2011年第4期。

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（10） 曹婧博、康琛宇：《數字經濟驅動中國資源型城市高質量發展的門檻效應》，《資源科學》2023年第11期；魯釗陽、鄧琳鈺、黃簫竹、廖杉杉：《數字經濟促進區域高質量發展的實證研究》，《中國軟科學》2023年第12期。

（11） 余泳澤、孫鵬博、宣燁：《地方政府環境目標約束是否影響了產業轉型升級？ 》，《經濟研究》2020年第8期。

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作者簡介：高紅貴，中南財經政法大學經濟學院教授、博士生導師，湖北武漢，430073；何美璇，中南財經政法大學經濟學院博士研究生，湖北武漢，430073。

（責任編輯 李燈強）