市場競爭、環境監管與中國工業污染排放

龔新蜀+張洪振+潘明明

摘要 本文將競爭不良假說擴展到污染領域，采用非國有經濟發展和市場要素扭曲的倒數測度我國的市場競爭強度，然后引入單位產值環境信訪、電話和網絡投訴結案數修正區域環境監管強度，結合工業污染排放的綜合指數，在分析市場競爭對工業污染排放的影響機制的基礎之上，建立了面板中介效應模型，并采用2001—2015年省際數據進行實證檢驗，深入刻畫了市場競爭、環境監管強度與工業污染排放的邏輯關系。研究發現：無論是總體效應還是在直接效應方面，我國的市場競爭對工業污染排放均具有顯著的抑制作用；環境監管強度在市場競爭與工業污染排放之間的中介效應顯著；市場競爭在影響企業污染動機直接抑制工業污染排放的同時，也會通過抑制環境監管強度從而間接地對工業污染排放有一定的積極影響，但市場競爭對工業污染排放的凈效應為負，這表明市場本身對工業污染排放能夠起到一定的抑制作用，競爭不良假說在污染領域并不存在。另外研究還發現，工業污染排放與經濟發展水平呈倒U型關系，環境庫茲涅茨假說在我國成立，并且各省份工業污染排放水平均處于并將長期處于隨經濟發展上升的階段，我國環境污染治理工作仍任重而道遠。因此，為實現減少工業污染排放的目標，政府應將對環境的調控建立在不阻礙市場競爭的基礎之上，充分發揮市場競爭本身對環境問題的治理作用，間接提升政府調控對環境治理的凈效應；同時，我國應加快市場化經濟進程，減少政府對要素市場的干預，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，促進市場公平競爭，在經濟發展發展的同時，減少工業污染排放。

關鍵詞 市場競爭；環境監管；工業污染排放；中介效應

中圖分類號 X22 文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）12-0052-07DOI：10.12062/cpre.20170511

環境污染是民生之患、民生之痛，要鐵腕治理。隨著經濟增長步入環境成本上升的階段，環境污染不僅成為制約我國可持續發展的重要“瓶頸”[1-2]，也逐漸成為一個主要并且不斷增長的公共衛生問題。最近研究發現，工業污染與嬰兒健康與死亡率存在聯系[3-4]，再一次引發社會對工業污染排放的廣泛關注，開始不斷深入探討工業污染排放的影響因素，而重心則是制定有效的減排政策。然而，出于環境問題的外部性，以往研究更多關注于政府如何發揮“看不見的手”加以調節，忽視了市場本身對環境污染的重要作用。隨著市場在資源配置中決定性地位的確立，企業作為污染的主體，受市場的影響必然不斷加大。本文試圖填補這一研究空白，探索市場競爭對工業污染排放的影響。

1 文獻綜述

微觀經濟理論的相關研究表明，市場競爭會增加社會不受歡迎的行為。Shleifer假設競爭可能會增加企業參與不道德行為的傾向，因為競爭增加了降低成本以降低價格的動機，并以企業雇傭童工的例子加以檢驗[5]。而Branco與Villas-Boas同樣認為，競爭導致企業不太可能遵循市場規則，因為競爭降低了違反規則的成本（競爭越激烈，利潤越低）[6]。同樣，將這一論點延伸到環境污染領域以及環境監管的遵守，它表明，競爭可能會對企業的污染排放產生積極作用，企業可以通過減少污染控制來降低生產成本，從而降低價格，因為超過污染標準反而會減少損失。

關于競爭增加不良行為或減少規則跟隨的實證研究更是印證了上述邏輯的可靠性。Snyder提供的證據表明，面臨更大競爭壓力的肝臟移植中心會夸大健康問題，以獲得肝臟等待名單上的優先權[7]；Bennett等人研究發現，增加的市場競爭導致了車輛檢測測試中欺詐水平上升[8]；Bagnoli和Watts提供了理論證據，表明企業面臨更嚴格的競爭時，企業提供的公共利益較少[9]。本文通過研究市場競爭對工業污染的影響，將競爭不良行為假說擴展到污染領域，具體來說，我們研究市場競爭是否會加劇工業污染排放。

雖然鮮有研究市場競爭對工業排放的影響，但對于工業污染排放的其他驅動因素的研究越來越多。劉勝、顧乃華的研究表明城市生產性服務業行政壟斷對城市污染減排具有顯著的抑制作用，而生產性服務業集聚則有利于城市工業污染減排[10]；高明、黃清煌發現環保投資對工業污染減排存在正向影響，并呈現“倒U型”關系[11]；譚志雄、張陽陽從財政分權的視角出發，研究發現財政分權與環境污染排放呈負相關[12]；而沈國兵、張鑫從市場開放程度入手，研究發現省級開放程度對本地環境的總體影響不利[13]。在國外，與本文類似的文章中，Selous和Perryman研究了市場集中對企業污染控制行為的影響，發現更為集中行業中的企業比相對分散行業中的企業將進行更嚴格的污染控制活動，進行更多的污染減排投資[14]。本文與Selous和Perryman均聚焦于污染，但本文更多關注于污染排放的絕對水平，而不是污染控制的努力。由于控制污染的努力與污染排放之間的關系并不確定，直觀來看，兩者互為替代，即我們進行更多污染控制，污染排放越少，反之亦然；然而也可能為互補的，隨著污染排放越來越多，企業進行更多的污染控制。因此，本文的研究與其相互補充，而非簡單重復。

2 理論機制與研究假設

市場競爭作為市場經濟最基本的特征，對企業污染排放有著深層次的影響。作為彌補市場外部性的政府，在污染排放等外部性較強的問題上也發揮著重要的調節作用，政府對環境的監管成為影響企業減少污染排放的重要原因。但環境監管強度與市場競爭在影響企業污染排放的過程中存在著復雜的動態關系。首先，對于給定的環境監管制度，競爭可能直接會影響企業的污染動機；其次，放開環境監管制度，環境監管強度本身可能會隨市場競爭強度的變化而變化，造成市場競爭對企業污染排放的間接影響。這兩個主要作用機制中的每一種可能均會導致競爭對污染排放產生不同的影響。

2.1 市場競爭與污染排放：固定的環境監管強度

給定不變的環境監管強度，市場競爭可能直接會對工業污染排放起到消極作用。首先，隨著市場競爭的增強，會產生更多的技術創新，采用更新的減排技術。新進入市場的競爭者能夠更有效地減少排放，因為他們能同時選擇生產和減排技術。而由于不同產品的生產周期以及不斷變化的污染減排要求，更換新型減排設備的成本增加了現有企業更新設備的阻礙。但是，由于更高效的新進入者帶來了市場競爭壓力，現有企業被迫提升自己的經營效率，降低成本，或采用新的技術，保持競爭力。因此，隨著市場競爭的增強，現有企業以及新進入者均可能采用新的減污技術；其次，更激烈的市場競爭往往導致企業更有可能通過減少產出作為減少排放的一種方式。因為在競爭更激烈的市場中，企業利潤率往往也較小，即使沒有任何環境監管，競爭也可能導致企業通過減少產出來減少污染；另外，市場競爭的增強會削弱現有企業的市場力量，消費者的力量卻不斷增強，隨著消費者越來越重視環境污染問題，企業將面臨更強的市場激勵，通過減少污染排放來贏得消費者的市場偏好。由此，提出本文待檢驗的假說1：

假說1：給定固定的環境監管強度，市場競爭的增強能夠通過復雜的市場傳導機制對污染排放起到消極的影響。

2.2 市場競爭與污染排放：動態的環境監管強度

雖然市場競爭能直接影響污染排放，但競爭可能也會通過對監管制度的影響間接影響污染排放。市場競爭帶來的市場結構變化，往往會引起監管嚴格的差異性，從而間接對污染排放產生影響。當市場競爭較弱時，即市場處于壟斷或寡頭競爭的狀態，出于環境保護以及對資源有效利用的監管，監管機構往往更多關注市場壟斷者的努力，對大公司實行更嚴格的監管。此外，對就業影響的擔憂可能也會導致監管機構對規模更大的公司施加更嚴格的監管，其控制污染的效果也隨之受到額外的關注，進而減少污染傾向。而市場競爭的增強會降低這種額外的監管成本。

但是，同樣存在一些因素，會使得市場競爭增強時實施更加嚴格的監管。首先，當市場處于壟斷或寡頭競爭狀態時，較弱的市場競爭，以及擁有更強市場力量的壟斷企業具有更深的“口袋”和更大的政治影響力，從而緩解環境監管的力度；其次，隨著市場競爭增強，其帶來的負外部性必然會引起監管者的注意，由于其較弱的市場勢力，監管規則可能會被更加嚴格的執行，因此市場競爭也可能增強政府的環境監管強度。

因此，市場競爭通過環境監管強度對污染排放的間接影響，取決于上述兩種情況的對比，從而增加或減少污染排放。至此，提出本文待檢驗的假說2：

假說2：市場競爭能夠引起市場結構的變化，從而引起監管強度的差異性，間接對污染排放產生影響，但其影響存在不確定性，取決于上述兩種情況的對比。

3 模型設定與數據說明

3.1 模型設定

在研究自變量X對因變量Y的影響時，如果X不僅直接對Y產生影響，而且還通過影響變量M間接對Y產生影響，那么M被稱為中介變量，其本質為自變量對因變量產生影響的一種內部作用機制。基于前文的理論分析與研究假說，市場競爭不僅能直接對工業污染排放產生抑制作用，而且還能通過環境監管強度間接地對工業污染排放產生不確定的影響，而環境監管強度就是市場競爭對工業污染排放影響中的一個中介變量。為全面刻畫市場競爭、環境監管強度以及工業污染排放之間的邏輯關系，檢驗前文提出的假說，本文構建中介效應模型，如下：

其中，i，t分別表示第i省份第t年的數據，αx、bx與cx為各變量的系數，ε1、ε2和ε3 表示隨機干擾項，服從正太分布的假設。被解釋變量pollit表示i地區第t年的環境污染排放指數；解釋變量marketit表示i區域第t年的市場競爭強度；envit為中介變量，表示i區域第t年的環境監管強度入差距；xit為控制變量，主要包括expit、impit、gdpit、gdp2it與monit ，分別表示i區域第t年的出口、進口、人均GDP、人均GDP的平方項以及環境污染治理投資。

式（1）中a1衡量了市場競爭強度對工業污染排放的總效應；式（2）中的b1衡量了市場競爭強度對區域環境監管強度的影響；式（3）中c1則衡量了市場競爭強度對工業污染排放的直接影響效應。為分析市場競爭通過環境監管對工業污染排放的間接影響，將式（2）代入式（3），如下：

其中，系數c2b1衡量市場競爭通過中介變量環境監管強度變化對我國工業污染排放的間接影響效應。

3.2 指標選擇與數據來源

（1）自變量：工業污染排放綜合指數（poll）。目前對區域環境污染的衡量主要有兩種方法，一種是選擇廢氣、廢水等一個或幾個指標來表示區域整體的污染水平[15]，另一種則采用熵值法綜合計算區域環境污染綜合指數。考慮到單純選擇廢水、廢氣等指標難以真實反應區域整體的環境污染水平，本文參考Ma Jianqian熵值法[16]，選取工業“三廢”排放、工業煙塵、粉塵排放以及工業有毒氣體排放量，構建環境污染排放綜合指數，綜合評估區域工業污染排放水平。其中衡量工業污染排放指數的原始數據來源于2001—2015年《中國環境年鑒》和《各省環境統計公告》。

（2）因變量：市場競爭強度（market）。現有研究中對市場競爭多以赫芬達指數進行表示，一行業集中度的方法反映市場競爭的均衡狀態。但是由于數據的可獲得性，赫芬達指數并不能很有效地應用于反映區域市場競爭狀態。考慮到我國由計劃經濟向市場經濟轉變的過程中，市場競爭狀態不斷增強。由于國有企業往往擁有更多的“制度優勢”，其他市場力量難以有效與其公平競爭[17]。隨著國有經濟的不斷下降，必然會增強區域市場的競爭狀態。因此本文選取非國有經濟發展程度衡量區域市場的競爭程度，該指標越大則區域市場競爭度越高。不同地區的非國有經濟發展指數來源于樊綱《中國市場化指數》[17]與王小魯《中國分省市場化指數報告（2016）》[18]，考慮到數據的平穩性，文章對指標進行平滑處理。

（3）中介變量：環境監管強度（env）。參考張宇、蔣殿春的做法，采用各地區單位產值的環境污染立案數量（CAS）與空氣污染相對技術（RT）的乘積定義區域環境監管強度[19]。然而污染立案數量僅能單純地反映國家對于較大污染案件的重視，由于立案等過程較高的交易成本，難以反映對“廣而多”的微小污染案件的監管，無法綜合反映社會整體對污染的重視程度，因此，我們引入該地區環境來信、來訪、電話、網絡投訴辦結數量（WS）進行修正，重新定義區域環境污染監管強度env，如式（5）。其中WS來源與2001—2015的《中國環境年鑒》。

（4）控制變量。參考已有相關文獻以及中國區域經濟發展特征，本文選取進口規模（imp）、出口規模（exp）、經濟發展水平（gdp）、環境污染治理投資（inv）作為控制變量，其數據均來源于各省統計年鑒。具體如下：

進出口規模。進出口規模在我國工業污染排放中扮演重要角色，通過影響我國進出口結構與產業結構對工業污染排放起著重要作用。考慮到進出口對其作用的異質性，本文預期進口系數為正，出口為負；

經濟發展程度。經濟發展水平與工業污染排放緊密相關，Grossman和Krueger通過對發達國家人均收入與環境污染的關系進行研究，發現人均收入與環境污染水平之間存在先升后降的“倒U型”關系[20]。為檢驗“環境庫茲涅茨曲線”在我國是否成立，我們引入人均真實GDP（gdp）以及其平方項（gdp2）。如果假說成立，則gdp系數的應為正，其平方項系數應該為負。

環境污染治理投資（inv）。環境污染治理作為直接影響工業污染排放的重要因素，它不僅反映了企業自身控制污染排放的努力程度，也一定程度上反映了政府對減排的重視。環境污染治理投資越多，則越有利于減少污染排放，預期其系數顯著為負。

4 實證結果與分析

4.1 模型回歸結果

本文采用stata.13軟件進行實證分析。考慮到本文選用面板數據，因此在對前文中介效應模型進行回歸時，首先確定回歸模型的具體形式。對三式分別進行Hausman檢驗，檢驗結果顯示，公式（1）—（3）均適合于固定效應模型。另外由于選取的樣本包含時間和空間兩維數據，容易產生異方差問題，因此在回歸過程中對各指標進行對數化處理，并同時運用懷特（White）異方差修正法，以減少異方差對回歸結果的干擾。模型的估計結果見表1。

如表1所示，結果表明，衡量市場競爭強度的變量market對工業污染排放綜合指數pol的回歸系數a1和c1分別為-0.079和-0.119，且均在5%的顯著水平下顯著為負。而前者a1代表的是市場競爭對我國工業污染排放的總體效應，后者c1反映的則是市場競爭通過影響企業污染排放動機對工業污染排放產生的直接效應。這說明，無論是總體效應還是在直接效應方面，我國的市場競爭確實抑制了工業污染排放，驗證了假說1的成立。另外，變量market的回歸系數b1為-0.729，并在5%的顯著水平下顯著；模型4中作為中介變量的env系數c2為-0.038，在10%的顯著水平下顯著。由式（4）可以得到，中介效應的系數c2b1為0.027 7，這表明隨著我國市場競爭不斷加強，環境監管的強度卻略有下降，間接促進了工業污染排放，這也為市場競爭對工業污染排放的直接效應系數（-0.119）大于總體效應，提供了合理的解釋。

從其他控制變量來看，出口與工業污染排放呈正相關，是因為我國出口結構依然較為低級，往往以勞動力密集型和資源密集型商品為主，以拼資源、拼環境的方式參與國際競爭；而進口規模的系數顯著為正，這說明我國通過進口國外先進的產品與技術，不僅能夠直接減少國內生產帶來的污染排放，而且進口過程中的技術溢出與示范效應能有效地推動國內技術水平的提升和對環境保護的重視程度，間接減少工業污染排放。另外，進口也能有效促進國內市場的競爭，也能間接減少工業污染排放。環境治理投資（inv）系數顯著為負，這表明各地環境污染治理投資的增加能有效地遏制工業污染排放，其影響途徑可能為：一方面，環境污染治理投資能夠有效地推動減污技術的創新、減污裝備的更新，直接減少工業污染排放；另一方面，環境污染治理投資本身就能代表政府對工業減排的重視程度，投資增多也代表著環境監管制度的增強，也會間接影響工業企業的污染排放。

另外模型1、2和4結果顯示，人均真實GDP系數顯著為正，而其平方項的系數顯著為負，與環境庫茲涅茨“倒U型”假說一致，這說明中國工業污染排放隨著經濟發展存在先上升后下降的規律。從模型4的回歸系數可以計算得到我國環境庫茲涅茨“倒U型”曲線的頂點為人均GDP 13.9萬元/年，而所有的樣本點均處于倒U型曲線的上升階段，只有天津、北京和上海人均GDP剛剛達到10萬元/年以上，分別為10.9、10.68與10.29萬元，接近頂點位置。這代表著目前我國經濟發展水平依然較低，工業污染排放仍然處于并長期處于隨著經濟發展而上升的階段。

4.2 中介效應顯著性檢驗

上節計算得出中介效應系數為0.027 7，但其顯著性值得繼續探究，需要對環境監管強度的中介效應進行顯著性檢驗。目前主要應用三種檢驗方法，具體如下：

方法1：檢驗H0：b1=0和H0：c2=0。如果兩者均不成立，則說明中介效應顯著。

方法2：檢驗H0：c2b1=0。如果假設被拒絕，則中介效應顯著。

方法3：檢驗H0：a1-c1=0。如果原假設被拒絕，則中介效應顯著。

考慮到三種檢驗方法均有各自的缺陷，單獨選取某種方法難以確保顯著檢驗的準確性，本文同時采用三種方法，對環境市場監管強度的中介效應進行顯著性檢驗。由模型2、3、4的回歸結果可知，方法1檢驗結果顯示環境監管強度中介效應顯著。

而方法2和方法3檢驗的關鍵則是計算c2b1和a1-c1的標準差。參考Sobel和Freedman的方法，計算公式分別為：

其中，Sc2b1和Sa1-c1分別為c2b1和a1-c1的標準差，Sb1、Sc2、Sa1和Sc1分別為1、2、1和1的標準差，r為market和env的相關系數。式（6）、（7）檢驗的統計量分別為z= 2 1/ Sc2b1、t=（1- 1）/ Sa1-c1。依據模型4的回歸結果可以求出z=-1.51，P<0.1，在10%的顯著水平上顯著，t=-4.85，P<0.05，表明中介效應在5%的顯著水平上顯著。

綜合上述三種方法的檢驗結果可知，環境監管強度在市場競爭與工業污染排放之間的中介效應顯著，表明市場競爭能夠影響企業污染動機直接抑制工業污染排放的同時，也會通過抑制環境監管強度從而間接地對工業污染排放有一定的積極影響，但其總效應為負，即市場競爭對工業污染排放的凈效應顯著為負。

4.3 穩健性檢驗與工具變量回歸

非國有經濟的發展是我國市場競爭強度的一個代理變量，但是非國有經濟本身可能更加缺乏社會環境保護意識，“底層競爭”的傾向較大，造成更多的工業污染排放，其本身可能與工業污染排放存在聯系，具有內生性的可能。為盡量緩解因內生性問題對實證結果的干擾，同時對上文結論進行穩健性檢驗，本文選取市場要素扭曲度的倒數（1/dist）作為工具變量，并使用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型進行估計。

目前尚未有證據表明要素分配與工業污染排放具有相關性，本文選擇我國要素市場扭曲的倒數作為市場競爭強度的代理變量，非國有經濟發展的工具變量。當我國要素市場扭曲降低時，代表著我國市場地位的上升，其市場競爭強度隨之增強。囿于篇幅，第一階段回歸結果省略。表2匯報了2SLS的第二階段回歸結果，其中要素市場扭曲度倒數對市場競爭強度的影響顯著為正，說明工具變量是有效的。另外，由于控制變量回歸結果與基準回歸較為一致，不再贅述。如表2所示，模型1—4檢驗結果表明，考慮市場競爭強度的內生性并不影響上文的基本結果，檢驗結果與回歸結果符號和顯著性均較為一致，即市場競爭強度對工業污染排放存在顯著的抑制作用。Hausman 的檢驗結果也表明，非國有經濟發展的內生性顯著存在，因此工具變量回歸結果更加準確。這也為工具變量回歸系數（a1=-0.087，c1=-0.134）有所上升提供了邏輯一致的解釋，即非國有經濟的發展本身對工業污染排放有一定的促進作用。當非國有經濟衡量市場競爭強度時，上文的回歸結果（表1）為市場競爭強度與非國有經濟發展兩者對工業污染排放的凈效應。工具變量的檢驗結果表明，市場競爭對工業污染排放存在更大的抑制作用。顯著性檢驗結果也顯示，環境監管強度的中介效應顯著存在。

在其他控制變量中，進、出口對工業污染排放作用相反，進口系數顯著為正，出口系數顯著為負；環境治理投資對工業污染排放的抑制作用顯著，人均GDP與工業污染排放依然呈現“倒U型”特征，進一步支持了上文的基本結論，結果具有較強的穩健性。

5 結論與建議

本文將競爭不良假說擴展到污染領域，系統考察了市場競爭對我國工業污染排放的影響機理，并利用省際面板數據（2001—2014）和中介效應模型進行了實證檢驗。研究發現，無論是總體效應還是直接效應，市場競爭對工業污染排放均具有顯著的抑制作用；環境監管強度在市場競爭與工業污染排放之間的中介效應顯著；市場競爭在影響企業污染動機直接抑制工業污染排放的同時，也會通過抑制環境監管強度從而間接對工業污染排放有一定的積極影響，但市場競爭對工業污染排放的凈效應為負，這表明市場本身對工業污染排放能夠起到一定的抑制作用，競爭不良假說在污染領域并不存在。另外，工業污染排放與經濟發展水平呈倒U型關系，各省份工業污染排放均處于并將長期處于隨經濟發展上升的階段，我國環境污染治理工作仍任重而道遠。

目前，我國環境污染危機日益嚴重，政府不斷出擊“重拳”，大力解決影響經濟發展和生活民生的環境問題。在此背景下，本文的研究結果具有明顯的政策意義。第一，政府的環境調控應建立在不阻礙市場競爭的基礎之上，充分發揮市場競爭本身對環境的治理作用，間接提升政府調控對環境治理的凈效應。第二，我國應加快市場化經濟進程，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，提升市場競爭的強度，在促進經濟發展的同時，降低工業污染排放。第三，深化國企改革，降低區域和行業市場中國有企業的壟斷程度；另一方面，政府應減少對要素市場的干預，讓要素資源通過市場競爭和價格傳導機制達到資源的最優配置，最終促進區域和行業市場的競爭強度，間接抑制快速增加的工業污染排放。第四，經濟發展是環境污染的重要影響因素，各地區應注重經濟發展中的供給側改革，轉變經濟增長方式，以產業結構升級和技術創新帶動我國經濟發展，從根本上解決環境問題。

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