地方政府競爭對環境規制影響的動態研究
——基于中國式分權視角

張彩云 陳 岑

一、引 言

據《2017—2018年全球競爭力報告》統計，中國的全球競爭力指數排位比去年上升一位，位列137個經濟體中的第27位。與之形成鮮明對比的是，經《全球環境競爭力報告(2015)》統計，2014年中國環境競爭力在全球133個國家當中排在第85位，空氣質量指標全球倒數第一。懸殊的競爭力差異不僅說明經濟發展背后的環境問題，更重要的是，生態環境的破壞會嚴重影響未來經濟社會可持續發展。聯合國氣候變化專門委員會(IPCC)第五次科學評估報告統計發現，自1980年以來，經濟發展仍然是推動全球 CO2排放最重要的因素，其貢獻率在上升①http://www.ipcc.ch/home_languages_main_chinese.shtml。。以上典型事實意味著，在接下來的發展過程中，平衡或權衡經濟發展與環境保護之間的關系是一個重要議題，在這一頂層設計下，政府對環境治理起到什么作用？從中國現實出發，地方政府是環境治理責任的直接承擔者。因此，地方政府間競爭對環境治理起到至關重要的作用。與此同時，中國式分權這一體制使地方政府具有了競爭條件(財政分權)和競爭目標(政治考核指標)。以此為背景，提出兩個問題:地方政府競爭對環境治理起到什么作用？財政分權和政績考核指標如何通過地方政府競爭影響環境治理？關于這兩個問題的實證研究不僅具有理論驗證意義，也具有實踐價值。

自1989年通過《中華人民共和國環境保護法》以來，我國采取了一系列措施保護環境。既然如此，為什么嚴格的規制仍無法遏制環境污染？有學者指出，中國環境問題根源在經濟發展方式，而這種經濟發展方式的根源是“中國式分權”( 昉蔡 等，2008；趙霄偉，2014)，經濟分權是中國經濟高速增長的重要原因(Blanchard和Shleifer，2001)。在這一體制下， GDP作為度量方便的指標，是官員晉升的主要依據(周黎安，2004；Li和 Zhou，2005)，激勵地方政府就 GDP展開“晉升錦標賽”?？傊?，在中國式分權下，財政分權、以 GDP為主的政績考核體制使地方政府間就 GDP展開競爭，進而影響到環境政策的實施效果。

財政分權為地方政府競爭提供了事權和財權兩個重要條件，政績考核指標為地方政府競爭提供了目標，這會對環境規制產生一定影響。分稅制改革使地方政府事權增加而財權減少。事權的增加使地方政府有更大的自主權決定財政支出的用途。財權減少一方面導致地方政府缺乏充足的資金進行環境治理投資，對環境治理而言是不利的；另一方面，地方政府財政分成降低可能影響其經濟競爭積極性，對環境治理而言可能是有利的。以 GDP為單目標的政績考核機制使地方政府競爭的弊端十分明顯:環境政策同財稅政策一樣，成為地方政府資源競爭的工具(張征宇和朱平芳，2010)，使得地方政府環境保護等多維目標難以為繼(王永欽等，2008)。

大量研究基于中國式分權來分析地方政府競爭對環境規制的影響。楊瑞龍等(2007)從理論上分析了在中國式分權背景下地方政府經濟競爭不利于環境保護。陶然等(2009)從理論層面提出一個分析框架，通過考察環境規制各個主體之間的關系，發現在經濟激勵下地方政府競爭影響環境規制。朱平芳和張征宇(2010)、朱平芳等(2011)、趙霄偉(2014)等學者通過實證研究發現，地方政府存在環境規制的“逐底競爭”現象。進一步，部分學者分別分析了競爭條件(事權和財權)、競爭目標(政績考核指標)對環境治理的影響。陳寶東和鄧曉蘭(2015)認為地方政府過多的事權和財權都是導致疏于環境規制進而加劇環境污染的原因。張克中等(2011)發現，在“經濟激勵”和“政治激勵”雙重作用下，地方政府傾向于引進二、三產業以促進經濟增長，而第二產業是污染排放的重要來源。但是，也有學者持不同觀點。李勝蘭等(2014)發現，2003年后地方政府的環境規制制定、實施和監督行為由相互“模仿”轉向“獨立”實施。張文彬等(2012)也發現，自2003年“科學發展觀”提出以來，地方政府出現了“競相向上”的行為。

事實上，地方政府競爭對環境規制的影響具有階段性，這也是以往研究較少提及的。分析環境規制需要從動態角度出發，在經濟水平上升的過程中，環境規制是適“時”而為的(韓超等，2016)。在經濟水平較低時，各界對經濟增長的要求更為迫切，即使建立完善的環境規制體系，實施起來也十分困難；經濟水平提高后，規制實施效果將會發生巨大變化。然而，以往研究對此鮮有涉及。本文從中國式分權視角出發，首先分析在經濟發展過程中地方政府競爭對環境規制影響的不同表現，這是本文的一個創新點。隨后，本文分析這種變化產生的原因，即在經濟增長過程中，財政分權程度、政績考核指標都在變化，地方政府競爭對環境規制影響也是不同的，我們將這幾點納入統一框架討論，這是本文創新點之二。第三個創新點是本文分別分析事權和財權通過地方政府競爭對環境規制產生的影響。下文通過構建面板門限模型，研究地方政府競爭對環境規制的動態影響。

二、理論機制

在聯邦制國家，聯邦政府賦予地方政府政策制定和執行的權力(Sigman，2003)，而且，與我國的分權程度相比，俄羅斯等國家的中央政府對地方政府控制較弱(Blanchard和Shleifer，2001)。Besley和Case(1995)就聯邦制國家政策制定主體及機制進行了詳細解釋:一方面，地方政府是代理人，選民是委托人，居民比較周圍轄區政策效果，判斷本轄區政府的能力，進而決定本地政府能否連任；另一方面，代理人即地方政府以周圍轄區政策作為基準(benchmark)，制定本地區的政策(Shleifer，1985)。由此可見，在聯邦制國家，對環境政策制定和執行具有決定權的是選民。

在中國，環境規制實施主體主要為地方政府。我國環境規制標準雖然主要由中央政府制定，但執行情況主要取決于地方政府①《中華人民共和國環境保護法》第十三條規定:國務院環境保護主管部門會同有關部門，根據國民經濟和社會發展規劃編制國家環境保護規劃，報國務院批準并公布實施?？h級以上地方人民政府環境保護主管部門會同有關部門，根據國家環境保護規劃的要求，編制本行政區域的環境保護規劃，報同級人民政府批準并公布實施。環境保護規劃的內容應當包括生態保護和污染防治的目標、任務、保障措施等，并與主體功能區規劃、土地利用總體規劃和城鄉規劃等相銜接。第十五條規定:省、自治區、直轄市人民政府對國家環境質量標準中未作規定的項目，可以制定地方環境質量標準；對國家環境質量標準中已作規定的項目，可以制定嚴于國家環境質量標準的地方環境質量標準。地方環境質量標準應當報國務院環境保護主管部門備案。。從公眾角度出發，Baicker(2005)認為，地方政府應置身于居民監督之下。事實上，即便在歐洲，國內人口遷移率也根本無法保證“用腳投票”機制發揮作用，發展中國家更是如此(Faguet，2004)。在我國，由于戶籍限制，公眾的“用腳投票”更是很難對地方政府形成約束(傅勇，2008)；地方政府晉升不是由選舉決定，況且政府偏好可能與公眾要求不一致(Zhang，2006)，公眾的“用手投票”機制很難發揮作用。我國各地方雖然也有環境部門，但在政府體制和環境規制權力網絡中，環境保護行政主管部門實際上處于弱勢地位(吳衛星，2013)，環保機構先天缺乏獨立性，環境規制往往淪為地方政府相機使用的政策工具(韓超等，2016)。由此可見，地方政府競爭對環境規制起到十分關鍵的作用。

首先，理論上來講，地方政府競爭源自分權。第一代分權理論認為，地方政府對本地區居民的意愿和偏好更了解，可以提高公共品供給效率(Oates，1972)。Tiebout(1956)認為，居民的“用腳投票”能夠保證公共品供給與居民偏好匹配得更好，而分權體制下的競爭能激勵地方政府提升公共品供給效率。為了爭奪有限的資源，地方政府根據競爭對象行為制定本地區政策(Tiebout，1956)。這就不難理解為何地方政府間財政競爭會影響到環境治理效果。已經有學者證明，地方政府為吸引要素流入而通過財政支出展開競爭(Baicker，2005；Yu等，2013)，給予地方政府更多的事權能夠使環境治理更有效率，利于環境規制強度提升(Millimet，2003)。然而，具體到我國的國情，地方政府競爭有些許不同，因為地方政府擁有經濟主體、利益主體和管理主體“三位一體”的身份屬性(傅強等，2016)。有學者將中國地方政府間競爭稱作“中國式標尺競爭”(張華，2016)，實際上是地方政府為追求各自的利益而運用事權和財權就中央政府制定的晉升指標展開“標尺競爭”。

其次，部分學者提出了地方政府競爭利于公共品有效供給的條件。Musgrave(1959)認為，只有收入和支出責任相對應時，分權才能改善公共福利。自分稅制改革以來，地方政府財權有所下降，財政分權帶來的財政(收入)激勵會促使地方政府發展經濟(Qian和 Roland，1998)，這構成了地方政府的“經濟激勵”，這也是第二代財政分權理論的代表性觀點之一。給予地方政府更多財權后，對環境影響體現在兩方面:一方面，為了獲得更多財政收入，地方政府會相互競爭，采取不斷降低環境門檻的方式來吸引投資；另一方面，財權為地方政府競爭提供了資金，可用于環境治理，因而財權可能會通過地方政府競爭對環境規制產生正向影響。

最后，晉升這一“政治激勵”使地方政府就中央政府制定的政績考核指標展開競爭。在第一代和第二代財政分權理論基礎上，周黎安(2007)提出晉升錦標賽的相關理論，認為政治上的集權以及一個可排位的政績考核指標激勵地方政府展開“晉升錦標賽”。改革開放以來，中國政府官員的考核與選拔標準由政治表現為主轉變到以經濟績效為主，從而賦予了地方政府追求經濟增長的強大競爭激勵(賈俊雪和應世為，2016)。自2003年“科學發展觀”提出以來，環境質量在政績考核指標中所占的分量上升。《國家環境保護“十五”計劃》明確提出“主要污染物排放總量減少10%”的目標，但僅僅是預期性目標。隨著政策制訂和執行的不斷嚴苛，在國家“十一五”規劃中，“主要污染物排放總量減少10%”變為約束性目標。由此可見，“政治激勵”影響地方政府間競爭起到關鍵作用的是政績考核指標，這使之與“經濟激勵”存在本質區別。在政績考核指標中，越追求經濟速度，地方政府競爭對環境規制的負向影響越強；越追求環境質量，地方政府競爭對環境規制的負向影響越弱。

在經濟水平提高過程中，財政分權、政績考核指標在發生變化，地方政府競爭對環境規制的影響也隨之發生變化。在經濟水平較低時，為發展經濟，更多的事權使地方政府競爭對環境規制的負向影響較大；由于財政收入較少，地方政府從發展經濟中得到的收益較少，這樣“經濟激勵”對環境的負向影響可能較小；同時，政績考核指標也更重視經濟指標，地方政府競爭對環境規制的正向影響可能較小，甚至產生負向影響。因此，三者的影響使地方政府競爭對環境規制正向影響較小，或者負向影響較大。經濟水平提高后，地方政府的事權和財權在增加，中央政府制定的政績考核指標也在變化，對環境質量要求提高。因此，地方政府競爭對環境規制的正向影響變強，負向影響變弱。

在中國式分權背景下，以往關于地方政府競爭對環境規制影響的研究結果多為線性或存在一個拐點，實際上在財政分權過程中，地方政府競爭對環境規制產生的影響處于變化中，因此拐點可能有多個。過多的事權為地方政府競爭提供了便利條件，這把“雙刃劍”可能會導致環境治理效率下降；過多的財權使地方政府從中獲利較多，更加有動力進行經濟競爭，對環境的重視有會有所下降；另外，若政績考核指標對經濟的重視程度超過環境，即使經濟發展到較高水平，地方政府競爭依然對環境產生不利影響。由此，本文提出假說:在經濟水平提高過程中，隨著財政分權、政績考核指標的變化，地方政府競爭對環境規制影響是變化的。

三、實證框架

(一)計量模型設定

除了借鑒 Hansen(1999)對面板門限模型設定和運用外，本文還借鑒了易先忠等(2014)、韓超和王海(2014)、黃智淋等(2014)的研究方法。以經濟水平作為門限變量建立多門限模型，整體考察在經濟水平提高過程中地方政府競爭對環境規制影響的變化，我們將計量模型設定如下:

模型(1)是門限回歸模型，主要研究地方政府競爭對環境規制影響的臨界點。erit為環境規制，Xit為控制變量，下標i代表i城市，t代表年份，{1 ≤ i≤ n；1≤t≤ T}；pfdiit是地方政府競爭變量，Xit是控制變量的列向量，eit是隨機擾動項，服從均值為 0且方差有限的正態分布。?)為指示函數，系數β1、β2…βm不隨時間發生變化，這樣，公式(1)的具體表達式如下:

上式將回歸模型按照門限值分為多個區間，每個區間具有不同的回歸方程，根據門限變量的大小將樣本分類，通過比較回歸系數β1、β2…βm的不同，來說明在經濟發展的不同階段，地方政府競爭對環境規制影響的變化。

借鑒Hansen(1999)的思路，采用“殘差平方和最小化”確定門限值，同時檢驗門限值的顯著性。本文先假設存在“單門限效應”，之后再假設存在“雙門限效應”等等。thr為門限變量，文中代表經濟水平、財政分權、政績考核指標；是需要估計的第一個門限值，是需要估計的第二個門限值，以此類推，是需要估計的第m個門限值。

在門限估計中，有三個問題需要解決:第一，估計門限值；第二，對門限估計值的顯著性進行檢驗；第三，檢驗門限估計值是否等于真實值。對于第一個問題，需要將每一個門限變量的觀測值作為可能的門限值帶入模型，在此基礎上進行回歸并估計相應殘差平方和，如此重復，能夠獲得最小殘差平方和的γ就是真實的門限值。對于門限個數的確定，Hansen(1999)提供了如下步驟。第一步，確定第一個門限值；第二步，在確定第一個門限值的基礎上，第二個門限值標準差為:

第二個問題，觀察根據門限值劃分的兩組樣本估計參數是否顯著不同，據此確定門限值的顯著性。不存在門限值的原假設是 H0:β1=β2，備擇假設是 H1:β1≠β2，只有拒絕原假設接受備擇假設時，才能證明顯著存在門限值。構建 F統計量:，其中，S0為原假設下進行參數估計后得到的殘差平方和為門限效應下得到的殘差平方和。，由于在無門限效應假設下無法識別，因此 F統計量的分布是非標準的。本文采用 Hansen(1999)的方法，運用Bootstrap方法獲得漸進分布來計算P值，當P值足夠小時，則拒絕原假設，也就是說存在門限值。以上是檢驗第一個門限值是否顯著，第二個門限值是否顯著需要檢驗的F統計量為:。重復以上步驟，當 P值足夠小時，則拒絕原假設，也就是說存在兩個門限值。最后，檢驗第三個門限值，

(二)指標選取

1.環境規制指標

被解釋變量環境規制指標①政府的環境規制，主要采用行政手段、法律手段和經濟手段。行政手段通常以行政強制方式規定經濟行為者減少一定量的環境損害；法律手段主要運用法律強制性來規范經濟活動，對造成污染或污染損害作出罰款或要求其賠償。前者在不完全信息下，容易造成無效率和不公平；后者具有強制性，且傾向于事后補救，不具有事前防范作用。經濟手段主要指政府將企業外部成本計入企業成本內，對其造成的損失收取一定的費用，這種方法不僅具有靈活性，而且能夠較好的協調經濟與環境的關系。本文環境規制的手段主要指的是經濟手段。本文的環境規制主要指政府對企業污染行為做出的規制?？梢愿爬槲廴局卫硗度搿⑽廴疚锱欧?、綜合評價、自然實驗法和替代指標(王勇和李建民，2015)。本文選擇污染物排放作為衡量環境規制的指標。污染物去除率能直觀體現企業受到的規制及環境規制績效，代表性的指標包括工業廢水排放達標率和工業二氧化硫去除率(張中元和趙國慶，2012)。另外，傅京燕和李麗莎(2010)認為單一減排指標無法全面反映一個地區環境規制強度，因而他們選擇了廢水排放達標率、二氧化硫去除率、煙塵去除率、粉塵去除率和固體廢物綜合利用率5個單項指標來衡量環境規制。

污染物去除率的加權平均不僅能反映污染排放情況，還能反映政府的規制強度和企業執行效率，是一個較為全面的指標。與傅京燕和李麗莎(2010)的方法不同，因城市層面廢水排放達標量、工業粉塵去除率數據缺乏，本文選擇二氧化硫去除率、工業煙塵去除率、固體廢物綜合利用率3個指標加權平均值來衡量環境規制的強度。具體方法如下。

首先，對各單項指標作標準化處理，即進行數學變換，以消除量綱，按0～1的取值范圍對各類單項指標進行線性標準化。

其中，UEij為指標的原始值，分別代表污染物 j(j＝1，2，…，n)指標在所有城市(i＝1，2，…，m)所有年份的最大值和最小值，為j指標的標準化值。然后，對三者進行加權平均:

為保證回歸結果穩健性，本文在穩健分析部分采用傅京燕和李麗莎(2010)的方法，采用各個城市各污染物單位工業增加值排放量與全國均值之比作為權數，對污染物去除率進行加權平均，指標要求污染物排放和去除情況一一對應，因此本文只選擇二氧化硫和煙塵兩項污染物指標。各污染物權數為:

最后，穩健檢驗的環境規制指標為:

2.地方政府競爭指標

該指標是本文主要解釋變量之一。傅勇和張晏(2007)用各地區外資企業相對實際稅率來衡量地方政府競爭的努力程度，這個指標具有合理性，但是容易低估三資企業中服務業比重較大城市的競爭程度。張軍等(2007)通過各省人均實際利用外商直接投資衡量政府競爭程度，認為地方政府競爭標尺主要體現在吸引外資為主的經濟競爭上，一個地區人均FDI越高，該地區競爭強度越大。也有其他學者采用各省FDI占全國當年FDI比重衡量政府競爭程度(鄭磊，2008)，但是該指標無法反映整體競爭程度的升降。本文認為FDI進入我國市場未必只看重寬松的環境規制，豐富勞動力、良好的創新環境、豐富的能源等也極具吸引力，因此選擇人均FDI(pfdi)衡量地方政府競爭狀況。

3.財政分權指標

關于財政分權的定義，學界論述不同。為全面反映財政分權變化，張晏和龔六堂(2005)用四種方法表示財政分權，其中包括預算內本級政府財政收入指標，該指標采用各省預算內本級財政收入/中央預算內本級財政收入為其代表。傅勇和張晏(2007)則采用人均預算內本級財政支出/中央預算內本級財政支出代表實際分權，財政分權指數越大，地方政府財政自由度越大，也就越能按激勵方向改變財政支出結構(余顯財和朱美聰，2015)。喬寶云等(2005)運用省本級人均支出/(省本級人均支出+中央本級人均支出)為其代表。從城市角度看，趙霄偉(2014)將財政分權定義為:人均城市本級財政支出占總財政支出的比值。其中，總財政支出等于人均各城市本級財政支出、城市所在省份本級財政支出與人均中央本級財政支出的總和，這一指標既可以剔除人口規模的影響，又可排除中央對地方財政的轉移支付的影響。

為全面研究中國式分權對環境規制的影響，結合以上學者研究，本文分別采用本級預算內財政支出/預算內總財政支出(fd1)、本級預算內財政收入/預算內總財政收入(fd2)作為財政分權指標進行基準回歸，以本級預算內財政支出/(城市所在省份本級財政支出+中央本級預算內財政支出)(fd3)、本級預算內財政收入/(城市所在省份本級財政收入+中央本級預算內財政收入)(fd4)為財政分權指標，進行穩健分析。

4.政績考核指標

考慮到我國經濟及社會發展目標在五年規劃中制定，且相關研究也指出存在基于經濟增長速度的“晉升錦標賽”，本文的經濟績效指標主要指 GDP增長速度，環境績效指標主要指污染物減排率。經濟績效指標包括以下兩種:第一種是經濟增長速度(r GDP)，第二種是城市經濟增長速度與本省經濟增長速度之差(r GDP2)。也就是說， GDP增速是否大于省內樣本城市 GDP均值，該值越大代表經濟績效越好，政績考核對官員晉升越有利。環境績效指標也主要為兩種:一是兩種污染物減排率均值(二氧化硫和煙塵，rpol)，二是污染物減排率與本省污染物減排率之差(rpol2)，該值越小代表環境績效越好，政績考核對官員晉升越有利。經濟績效指標和環境績效指標成為地方政府競爭的動力。已有研究表明，在經濟增長方面極具競爭力的地區，其官員晉升概率較大(蔣德權等，2015)，污染物排放則相反，污染物排放量較高的地區，其官員越難得到晉升(黎文靖和鄭曼妮，2016)。

5.控制變量

借鑒張文彬等(2012)、韓超和王海(2014)、趙霄偉(2014)、李勝蘭等(2014)、譚志雄和張陽陽(2015)、劉建民等(2015)、韓超等(2016)、傅強等(2016)的研究，用財政支出分權、財政收入分權、經濟水平(PGDP)、產業結構(ind)、人口密度(densy)、資本密集度(kl)、失業率(ur)、科教支出比例(rse)作為控制變量。其中，經濟水平采用人均實際 GDP的對數代表，產業結構采用第二產業產值占 GDP比重表示，人口密度選擇單位面積的人數表示，而資本密集度采用資本與勞動力之比表示，科技支出比例用科教支出占財政支出比例代表。

(三)數據處理

本文數據來源于《中國城市統計年鑒》、《中國統計年鑒》，因某些城市存在大量缺失值，直接影響到回歸結果的解釋力，本文對這些樣本予以刪除，包括新疆、西藏、海南等。另外，2011年之后，污染物排放的統計指標有所變化，由煙塵排放變為煙(粉)塵排放，因此本文選擇2011年之前的城市樣本。經篩選，本文就269個城市2003—2011年的面板數據展開經驗研究。我們對經濟水平、人口密度、資本密集度、地方政府競爭取對數，以消除可能存在的異方差。加入其它控制變量后，待估方程變為:

四、門限回歸結果及分析

地方政府競爭對環境規制影響的動態變化是本文研究的核心問題之一。在發達國家，已有學者研究發現“競相向上”現象的存在。Millimet(2003)驗證了20世紀80年代中期里根執政期間的環境規制競爭呈現“競相向上”的狀態。在我國，地方政府競爭在什么時候利于環境規制水平提升依然是需要驗證的問題，然而相關的實證研究相對缺乏。本文采用門限回歸可以估計隨著經濟水平的變化地方政府競爭對環境規制的影響，在此基礎上，考察隨著財政分權和政績考核指標的變化地方政府競爭對環境規制的影響。

(一)面板數據的單位根檢驗① 因篇幅限制，具體結果未在文中列示。

借鑒黃智淋等(2014)的做法，為避免由于變量不平穩引起回歸方程的參數出現偏差這一問題，我們對面板數據各變量進行單位根檢驗以考察變量的平穩性。LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、HT檢驗、PP檢驗等都要求樣本為平衡面板。本文所用數據為269個城市 9年的面板數據，采用補差值的方法無法完成全部差值的彌補，且存在一定誤差，因而本文選擇了非平衡面板。費雪式檢驗可對非平衡面板進行單位根檢驗，基本思路類似于IPS檢驗，即對每個個體分別進行單位根檢驗，然后再將這些信息綜合起來。具體來說，對面板數據中的每個個體分別進行單位根檢驗，得到n個檢驗統計量和相應的 P值，然后采用四種方法將這些 P值綜合成“費雪式”(Fisher type)統計量。面板數據的單位根檢驗結果顯示，“費雪式”統計量的值顯示在10%的顯著水平上只有資本密集度采用逆正態變換(Z)方法檢驗時存在單位根，其他變量均通過了平穩性檢驗，這說明絕大部分變量是平穩的。

(二)基準回歸結果

首先，需要確定是否存在門限值以及門限值個數，從而確定模型形式；其次，檢驗門限值是否顯著；最后，檢驗門限值是否等于真實值。如表1所示，以人均 GDP(PGDP)為門限變量，總體上考察地方政府競爭對環境規制的影響。我們進行門限效應的顯著性檢驗發現，當門限值數量為2個和3個時，F統計量分別為6.17和6.22，采用自助抽樣法模擬得到的P值均小于0.05，說明在5%的顯著水平下存在三個門限值。另外，三個門限值均處于95%的置信區間內。因此，本文選擇三重門限面板模型進行分析。

關于門限值真實性檢驗，Hansen(1999)提出使用 LR統計量檢驗門限值，并構造了非拒絕區域。運用5%的顯著水平，通過觀測 LR＝7.35時所對應的門限值的置信區間來判斷門限值的可靠性。當似然比統計量LR為0時，γ的取值就是我們所要求的門限參數估計值。當檢驗的門限值處于[9.8283，9.8932]區間時，所有的 LR值都小于7.35，無法拒絕原假設；從另一個角度看，門限估計值(9.8607)及其置信區間均位于7.35水平線之下，處于原假設接受區域內。因此，可以認為門限估計值等于實際值②因篇幅限制，具體結果未在文中列示。。另外兩個門限值真實性的檢驗步驟也是如此，不再贅述。

參照以上步驟，我們估計了以財政支出分權(fd1)、財政收入分權(fd2)、財政赤字(def)為門限變量的門限值，并以此來估計隨著財政分權變化地方政府競爭對環境規制的影響。我們估計了以經濟增長速度(r GDP)、減排率(rpol)為門限變量的門限值，并以此研究隨著政績考核指標變化地方政府競爭對環境規制的影響。對門限值估計及其顯著性檢驗的結果見表1，我們統計了多門限F值、門限估計值及置信區間，依次進行單一、雙重、三重門限檢驗命令，所有門限變量均存在 3個門限值，且通過了 F檢驗，并落在 95%的置信區間內。此后，分別以財政支出分權、財政收入分權、財政赤字、經濟增長速度、污染物減排率為門限變量，其中一個門限值的似然比函數、門限值及其置信區間，在似然比檢驗統計量的臨界值之下，在95%的置信區間內，所有LR檢驗值均小于臨界值，接受原假設，也就是說門限值等于真實值①因篇幅所限，具體結果未在文中列示。。這再次說明地方政府競爭對環境規制的非線性影響。另外，這種非線性與財政分權和政績考核指標有關，也驗證了本文的假說。

表1 門限數量識別檢驗

在確定門限值及其個數后，本文首先對經濟水平的門限值進行計算并以此為標準分樣本進行描述統計，從整體上分析地方政府競爭對環境規制影響的變化。這樣，一來可以明確大部分樣本處于哪個區間，二來可以初步發現隨著經濟水平變化大部分變量的變化情況，為實證回歸地方政府競爭對環境規制的影響提供典型事實依據。三個門限值分別為9.6984、9.7633、9.8607，取指數后分別是16291.52元、17383.9元和19162.3元，也就是說地方政府競爭對環境規制影響的三個分界點為人均收入16291.52元、17383.9元和19162.3元①非常感謝匿名審稿人的意見。三個門限值之間的差距較小，之所以出現這種現象，可能的原因是:在中國式分權背景下，隨著經濟水平變化，影響地方政府作用發揮的一系列因素也在發生變化，其中財政分權和政績考核指標這兩個重要變量就有很大變化，因此可能出現經濟水平門限值之間差距較小的現象，見表2和表3。。我們按門限值從小到大將樣本分為區間1～4:區間1是收入小于16291.52元的樣本，區間2為收入介于16291.52元和17383.9元間的樣本，區間3為收入介于17383.9和19162.3元間的樣本，區間4是收入大于19162.3元的樣本。我們統計在四個區間內財政分權和政績考核指標的差別，為后文以財政分權和政績考核指標為門限變量分析地方政府競爭的影響提供基礎。區間1中，財政支出分權(fd1)、財政收入分權(fd2)、經濟增長速度(r GDP)和污染物排放量增長率(rpol)的均值均小于區間2的樣本均值，尤其是污染物排放率差異較大(后者約為前者的7.4倍)，財政赤字規模(def)則大于區間2的樣本均值。區間3的樣本中，財政支出分權、財政收入分權和污染物排放量增長率均小于區間4的樣本，而財政赤字規模、經濟增長率略微大于區間4的樣本。實際上，在經濟增長過程中，財稅改革也不斷推進，地方政府所擁有的事權和財權都在增加，但是從表2和表3中的樣本可見，財政赤字規模有所下降，事權之增明顯大于財權，且兩者差距變大，出現了事權和財權不匹配的現象。就政績考核指標而言，經濟增長速度較為穩定，維持在14%左右，但減排指標完成狀況“時好時壞”。

由表2和表3的統計分析可見，在經濟發展過程中，財政分權和政績考核指標有較大變化，這可能影響到地方政府競爭發揮作用。以此為基礎，我們通過討論不同門限變量在不同區間內地方政府競爭變量的系數來展開動態研究。

表2 不同區間財政分權和政績考核指標統計描述1

表3 不同區間財政分權和政績考核指標統計描述2

表4的第(1)列以經濟水平為門限值分為四個區間，在這四個區間地方政府競爭的影響是不同的。人均收入小于16291.52元時，地方政府競爭對環境規制水平無顯著影響；人均收入處于17383.9元和19162.3元之間時，地方政府競爭是利于環境規制水平提升的；而介于16291.52元和17383.9元之間以及大于19162.3元的區間，地方政府競爭反而對環境規制產生不利影響。從描述統計中可以初步判斷，財政分權和政績考核指標的變化是重要原因，若未賦予地方政府較大的事權、財權等，地方政府可能缺乏權力和動力來降低環境規制水平。對于第一個區間，當經濟發展水平較低時，地方政府之間的競爭未必會降低環境規規制水平，張文彬等(2012)、李勝蘭等(2014)的實證研究也有類似結論。對于第二個和第四個區間，地方政府為迅速提升經濟水平，選擇降低環境門檻的方式來爭取投資，因此地方政府競爭可能不利于環境規制水平提升，部分學者的研究結論也同本文相似(楊瑞龍等，2007；朱平芳等，2011)。具體而言，結合表2和表3的財政分權和政績考核指標的統計描述可見，區間2和區間4有共同點:事權與財權之差較大、污染物減排率較低(排放量增長率較高)，這意味著事權和財權不匹配，且環境考核指標完成情況較差。這些可能是地方政府競爭對環境規制影響為負的原因。隨著經濟水平上升，確實也有過地方政府競爭利于環境規制的現象。自2003年科學發展觀提出以來，各界對環境問題的關注也對地方政府間的“逐底競賽”行為起到了一定約束作用，甚至出現地方政府競爭利于環境規制的現象。從財政分權和政績考核指標的統計描述可見，區間3的事權和財權之差適中，財政赤字規模適中，并且污染物減排率較高，由此可以初步判斷，事權和財權的匹配以及環境考核指標完成狀況較好可能是地方政府競爭利于環境規制的重要原因。

第(2)～(6)列從財政分權、政績考核指標兩方面出發，分析地方政府競爭為什么對環境規制的影響具有動態特征。

第(2)和(3)列顯示了財政分權變化過程中地方政府競爭對環境規制影響的實證結果。以財政支出分權和財政收入分權為門限變量，地方政府競爭對環境規制的影響呈現倒“U”型。也就是說，過多的事權和財權都會使地方政府競爭對環境規制產生不利影響，這在某種程度上驗證了本文的假說。隨著支出分權上升，地方政府競爭對環境規制的影響經歷了由正到負的過程，具體來說，當支出分權從小于 0.1732的區間到[0.1732，0.2527]時，地方政府競爭對環境規制水平的邊際影響由 0.0151上升至0.0356。隨著事權增加，地方政府競爭具有了更多的權力，更能夠高效率治理環境，這與 Millimet(2003)的研究結論相似。但是在中國式分權背景下，地方政府會根據中央政府制定的晉升指標展開“競爭錦標賽”，過多的事權使地方政府的競爭對環境產生不利影響。從表1可見，當支出分權大于 0.5709時，地方政府競爭對環境規制產生不利影響。根據本文所選取的競爭指標，事權較大時，地方政府為吸引 FDI，存在降低環境門檻的行為，這也與朱平芳等(2011)、趙霄偉(2014)等學者的研究結論相似。

從財權小于 0.1417的區間到[0.1417，0.2121]區間，地方政府競爭對環境規制的邊際影響由 0.0139上升至 0.0300，也就說，在這兩個區間內，財權提升了地方政府提供公共品(環境)的效率，且這種正向影響在上升。超過一定值(0.3645)后，隨著財權提升，地方政府競爭對環境規制產生負向影響，本文結論與傅強等(2016)的研究結果有相似之處。其原因可能是，“經濟激勵”使地方政府為獲得更多財政收入而展開競爭，給予地方政府越多財權，地方政府每提高一單位 GDP所得到財政收入越多，這種“經濟激勵”使地方政府更加有動力發展經濟，可能存在因此降低環境門檻的行為。

表4 不同門限變量的回歸結果

那么，什么樣的財稅體系設計是利于環境的？Musgrave(1959)認為只有收入和支出責任相對應時分權才能改善公共福利。本文認為需要合理的財稅體系設計來使財政赤字保持在合理范圍內。為驗證這一結論，表4中的第(4)列以財政赤字(def)為門限變量，分析地方政府競爭對環境規制的影響。其結果顯示，在財政赤字占 GDP比重大于16.25%時，地方政府競爭對環境規制的影響為負，說明事權和財權不匹配使地方政府為競爭經濟而放松環境規制。當赤字規模占 GDP比例小于1.55%時，地方政府競爭對環境規制產生正向影響，而且赤字規模占 GDP比例到達一定值(小于0.82%)時，地方政府競爭對環境規制正向影響最大。由此可見，收入和支出責任相匹配是十分必要的，這樣地方政府既有財力又有對應的權責來管理環境，進而改善環境質量。

在我國分權體制下，政府競爭的一個重要影響因素是政績考核指標，這直接決定了地方政府的競爭目標。對此，以經濟增長速度和污染物減排率分別作為經濟指標和環境指標考察地方政府競爭對環境規制的影響。從表4的回歸結果中我們可以發現，在經濟增長速度較低(小于10.3%)、污染物排放量增長率較低(小于-3.83%)也就是說減排率較高時，地方政府競爭是利于環境規制水平提升的，這意味著如果中央政府對污染物減排的要求提升，對經濟增長速度的要求降低，地方政府競爭有利于環境規制水平提升。這也驗證了本文的假說:如果政績考核指標對經濟增長要求較高，那么地方政府會為經濟增長而競爭，可能存在不斷降低環境門檻的現象，如果對環境質量要求較高，那么地方政府會為減排展開競爭，從而出現“競相向上”的現象。該結論與張文彬等(2012)的實證研究結論相似。因此，中央政府在制定政績考核指標時，要將環境質量放在約束條件中，甚至放在“一票否決”的位置。

關于控制變量，財政支出分權在大部分方程中對環境規制無顯著影響，在個別方程中結果為正，而財權分權除了在第(5)列不顯著外，在其他回歸結果中均為正，說明財政支出分權和財政收入分權并沒有對環境規制產生負向影響，相反，財權增加利于環境治理，因此增加地方政府財權對環境治理是有利的，這也與我國當前財稅體制改革的思路一致(韓超和王海，2014)。隨著人均 GDP上升，環境規制水平也在提升，隨著第二產業比重增加，環境規制水平下降，這與韓超等(2016)的研究結論相似。資本密集度增加利于環境治理，這與譚志雄和張陽陽(2015)、傅強等(2016)的結論有相似之處。另外，科技支出比重利于提升環境規制水平。

(三)穩健檢驗

表5是穩健檢驗的門限數量識別結果，更換被解釋變量為公式(6)，反映財政分權的指標包含三個，即財政支出分權(fd3)、財政收入分權(fd4)和財政赤字。關于政績考核指標的變量包括兩個，即經濟增長速度(r GDP2)和污染物減排率(rpol2)。經濟水平、財政支出分權、財政收入分權、財政赤字、經濟增長速度、減排率依然存在三個門限值，且通過了F檢驗，說明三個門限值結果具有穩健性。

表6是各區間的回歸結果，財政支出分權和財政收入分權都使地方政府競爭對環境規制的影響呈現倒“U”型影響，與基準回歸的結果相同；與此同時，隨著財政赤字的增加，地方政府競爭對環境規制的影響也是先負后正。這再次證明，過多的事權和財權都會使地方政府競爭對環境規制產生不利影響，事權和財權匹配利于環境規制水平提升。在政績考核指標的穩健檢驗方面:以經濟績效為門限值，地方政府競爭對環境規制的負向影響在變大，也就是倒“U”型后半段，對經濟增長率要求越高，地方政府競爭對環境規制的不利影響越大；以環境績效指標為門限值，地方政府競爭對環境規制水平的影響也是先正后負，與基準回歸相同。在污染物排放量增長率較高時，也就是說減排量越小(rpol2越大)時，地方政府競爭對環境規制強度越增加越不利。這意味著，對污染排放越不重視，要求越低，地方政府競爭越不利于環境規制水平提升。

表5 門限數量識別檢驗

表6 不同門限變量的回歸結果

五、結論及啟示

高質量發展是我國經濟實現可持續發展的必經之路，也是綠色發展的要求之一。目前，我國的環境問題已經成為經濟社會健康發展道路上不得不解決的難題，通過調動地方政府積極性來有效實施環境政策是提升環境質量的重要保證。就目前而言，我國環境治理主要取決于地方政府，而中央政府根據環境治理效果、經濟發展狀況對地方官員進行提拔，以此激勵地方政府完成既定目標。因此，要想有效治理環境，需基于中國式分權的現實制定合理的激勵機制來使地方政府之間形成“良性競爭”，以更好的治理環境?；诖耍疚牟捎瞄T限回歸實證研究了地方政府競爭對環境規制的動態影響，得出以下幾點結論。(1)經濟增長過程中，地方政府競爭對環境規制影響呈現倒“N”型，即先負后正再為負，這種影響通過了穩健檢驗。這意味著隨著經濟水平提高，未必會出現環境規制“競相向上”的局面，關鍵是要通過合理的機制設計，使地方政府就環境質量展開競爭。(2)在財政分權方面，無論事權還是財權，隨著兩者的增加，地方政府競爭對環境規制的影響呈現先正后負的倒“U”型，從某種程度上說，財政分權使地方政府競爭偏向于經濟競爭，這也不難理解為什么財政分權本身沒有不利于環境治理，而地方政府競爭與其相結合就有負向影響。(3)合理的財稅體制能夠使地方政府競爭對環境規制產生正向影響，而財政赤字占 GDP比例過大使地方政府競爭對環境規制產生負向影響。當赤字規模維持在一定范圍內，地方政府競爭能夠提升環境規制水平，而過多的財政赤字更加激勵地方政府為填補“缺口”而快速發展經濟，使降低環境門檻成為保證經濟發展的重要手段。(4)政績考核指標雖然為地方政府競爭提供了目標，但是經濟與環境兩個考核指標也會使地方政府競爭對環境規制的影響有所變化。綜合來看，經濟增長速度越快，地方政府競爭越不利于環境規制水平提升；環境指標則相反，污染物排放量增長越快，地方政府競爭越不利于環境規制水平提升。這說明，如果中央政府對經濟增長速度要求較高，而對環境保護的要求較低，地方政府競爭將圍繞經濟展開，最終對環境規制產生不利影響。

綜合以上結論，可得到如下啟示。

第一，隨著經濟水平提升，地方政府之間依然可能存在競相降低環境門檻來快速發展經濟的行為。因此，需要從中國式分權這一中國特有的背景出發，分析地方政府競爭為什么對環境規制產生不利影響，在此基礎上討論如何完善激勵機制。

第二，對于環境治理而言，與事權和財權的絕對增長相比，通過合理的財稅體制設計，使財權與事權的匹配更為重要。就目前來說，繼續向下“簡政放權”的同時，還需考慮到財權與事權之間的差異不能過大。

第三，尋找環境治理效率低的原因時需考慮到其背后的激勵:政績考核指標。政績考核指標要提升環境地位，且在執行時要形成環境“硬約束”；與經濟增長速度相比，政績考核指標應注重“經濟效率+環境效率”，讓地方政府競爭目標更為多元化和更具包容性。