市场竞争、环境监管与中国工业污染排放

龚新蜀+张洪振+潘明明

摘要 本文将竞争不良假说扩展到污染领域，采用非国有经济发展和市场要素扭曲的倒数测度我国的市场竞争强度，然后引入单位产值环境信访、电话和网络投诉结案数修正区域环境监管强度，结合工业污染排放的综合指数，在分析市场竞争对工业污染排放的影响机制的基础之上，建立了面板中介效应模型，并采用2001—2015年省际数据进行实证检验，深入刻画了市场竞争、环境监管强度与工业污染排放的逻辑关系。研究发现：无论是总体效应还是在直接效应方面，我国的市场竞争对工业污染排放均具有显著的抑制作用；环境监管强度在市场竞争与工业污染排放之间的中介效应显著；市场竞争在影响企业污染动机直接抑制工业污染排放的同时，也会通过抑制环境监管强度从而间接地对工业污染排放有一定的积极影响，但市场竞争对工业污染排放的净效应为负，这表明市场本身对工业污染排放能够起到一定的抑制作用，竞争不良假说在污染领域并不存在。另外研究还发现，工业污染排放与经济发展水平呈倒U型关系，环境库兹涅茨假说在我国成立，并且各省份工业污染排放水平均处于并将长期处于随经济发展上升的阶段，我国环境污染治理工作仍任重而道远。因此，为实现减少工业污染排放的目标，政府应将对环境的调控建立在不阻碍市场竞争的基础之上，充分发挥市场竞争本身对环境问题的治理作用，间接提升政府调控对环境治理的净效应；同时，我国应加快市场化经济进程，减少政府对要素市场的干预，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，促进市场公平竞争，在经济发展发展的同时，减少工业污染排放。

关键词 市场竞争；环境监管；工业污染排放；中介效应

中图分类号 X22 文献标识码 A文章编号 1002-2104（2017）12-0052-07DOI：10.12062/cpre.20170511

环境污染是民生之患、民生之痛，要铁腕治理。随着经济增长步入环境成本上升的阶段，环境污染不仅成为制约我国可持续发展的重要“瓶颈”[1-2]，也逐渐成为一个主要并且不断增长的公共卫生问题。最近研究发现，工业污染与婴儿健康与死亡率存在联系[3-4]，再一次引发社会对工业污染排放的广泛关注，开始不断深入探讨工业污染排放的影响因素，而重心则是制定有效的减排政策。然而，出于环境问题的外部性，以往研究更多关注于政府如何发挥“看不见的手”加以调节，忽视了市场本身对环境污染的重要作用。随着市场在资源配置中决定性地位的确立，企业作为污染的主体，受市场的影响必然不断加大。本文试图填补这一研究空白，探索市场竞争对工业污染排放的影响。

1 文献综述

微观经济理论的相关研究表明，市场竞争会增加社会不受欢迎的行为。Shleifer假设竞争可能会增加企业参与不道德行为的倾向，因为竞争增加了降低成本以降低价格的动机，并以企业雇佣童工的例子加以检验[5]。而Branco与Villas-Boas同样认为，竞争导致企业不太可能遵循市场规则，因为竞争降低了违反规则的成本（竞争越激烈，利润越低）[6]。同样，将这一论点延伸到环境污染领域以及环境监管的遵守，它表明，竞争可能会对企业的污染排放产生积极作用，企业可以通过减少污染控制来降低生产成本，从而降低价格，因为超过污染标准反而会减少损失。

关于竞争增加不良行为或减少规则跟随的实证研究更是印证了上述逻辑的可靠性。Snyder提供的证据表明，面临更大竞争压力的肝脏移植中心会夸大健康问题，以获得肝脏等待名单上的优先权[7]；Bennett等人研究发现，增加的市场竞争导致了车辆检测测试中欺诈水平上升[8]；Bagnoli和Watts提供了理论证据，表明企业面临更严格的竞争时，企业提供的公共利益较少[9]。本文通过研究市场竞争对工业污染的影响，将竞争不良行为假说扩展到污染领域，具体来说，我们研究市场竞争是否会加剧工业污染排放。

虽然鲜有研究市场竞争对工业排放的影响，但对于工业污染排放的其他驱动因素的研究越来越多。刘胜、顾乃华的研究表明城市生产性服务业行政垄断对城市污染减排具有显著的抑制作用，而生产性服务业集聚则有利于城市工业污染减排[10]；高明、黄清煌发现环保投资对工业污染减排存在正向影响，并呈现“倒U型”关系[11]；谭志雄、张阳阳从财政分权的视角出发，研究发现财政分权与环境污染排放呈负相关[12]；而沈国兵、张鑫从市场开放程度入手，研究发现省级开放程度对本地环境的总体影响不利[13]。在国外，与本文类似的文章中，Selous和Perryman研究了市场集中对企业污染控制行为的影响，发现更为集中行业中的企业比相对分散行业中的企业将进行更严格的污染控制活动，进行更多的污染减排投资[14]。本文与Selous和Perryman均聚焦于污染，但本文更多关注于污染排放的绝对水平，而不是污染控制的努力。由于控制污染的努力与污染排放之间的关系并不确定，直观来看，两者互为替代，即我们进行更多污染控制，污染排放越少，反之亦然；然而也可能为互补的，随着污染排放越来越多，企业进行更多的污染控制。因此，本文的研究与其相互补充，而非简单重复。

2 理论机制与研究假设

市场竞争作为市场经济最基本的特征，对企业污染排放有着深层次的影响。作为弥补市场外部性的政府，在污染排放等外部性较强的问题上也发挥着重要的调节作用，政府对环境的监管成为影响企业减少污染排放的重要原因。但环境监管强度与市场竞争在影响企业污染排放的过程中存在着复杂的动态关系。首先，对于给定的环境监管制度，竞争可能直接会影响企业的污染动机；其次，放开环境监管制度，环境监管强度本身可能会随市场竞争强度的变化而变化，造成市场竞争对企业污染排放的间接影响。这两个主要作用机制中的每一种可能均会导致竞争对污染排放产生不同的影响。

2.1 市场竞争与污染排放：固定的环境监管强度

给定不变的环境监管强度，市场竞争可能直接会对工业污染排放起到消极作用。首先，随着市场竞争的增强，会产生更多的技术创新，采用更新的减排技术。新进入市场的竞争者能够更有效地减少排放，因为他们能同时选择生产和减排技术。而由于不同产品的生产周期以及不断变化的污染减排要求，更换新型减排设备的成本增加了现有企业更新设备的阻碍。但是，由于更高效的新进入者带来了市场竞争压力，现有企业被迫提升自己的经营效率，降低成本，或采用新的技术，保持竞争力。因此，随着市场竞争的增强，现有企业以及新进入者均可能采用新的减污技术；其次，更激烈的市场竞争往往导致企业更有可能通过减少产出作为减少排放的一种方式。因为在竞争更激烈的市场中，企业利润率往往也较小，即使没有任何环境監管，竞争也可能导致企业通过减少产出来减少污染；另外，市场竞争的增强会削弱现有企业的市场力量，消费者的力量却不断增强，随着消费者越来越重视环境污染问题，企业将面临更强的市场激励，通过减少污染排放来赢得消费者的市场偏好。由此，提出本文待检验的假说1：

假说1：给定固定的环境监管强度，市场竞争的增强能够通过复杂的市场传导机制对污染排放起到消极的影响。

2.2 市场竞争与污染排放：动态的环境监管强度

虽然市场竞争能直接影响污染排放，但竞争可能也会通过对监管制度的影响间接影响污染排放。市场竞争带来的市场结构变化，往往会引起监管严格的差异性，从而间接对污染排放产生影响。当市场竞争较弱时，即市场处于垄断或寡头竞争的状态，出于环境保护以及对资源有效利用的监管，监管机构往往更多关注市场垄断者的努力，对大公司实行更严格的监管。此外，对就业影响的担忧可能也会导致监管机构对规模更大的公司施加更严格的监管，其控制污染的效果也随之受到额外的关注，进而减少污染倾向。而市场竞争的增强会降低这种额外的监管成本。

但是，同样存在一些因素，会使得市场竞争增强时实施更加严格的监管。首先，当市场处于垄断或寡头竞争状态时，较弱的市场竞争，以及拥有更强市场力量的垄断企业具有更深的“口袋”和更大的政治影响力，从而缓解环境监管的力度；其次，随着市场竞争增强，其带来的负外部性必然会引起监管者的注意，由于其较弱的市场势力，监管规则可能会被更加严格的执行，因此市场竞争也可能增强政府的环境监管强度。

因此，市场竞争通过环境监管强度对污染排放的间接影响，取决于上述两种情况的对比，从而增加或减少污染排放。至此，提出本文待检验的假说2：

假说2：市场竞争能够引起市场结构的变化，从而引起监管强度的差异性，间接对污染排放产生影响，但其影响存在不确定性，取决于上述两种情况的对比。

3 模型设定与数据说明

3.1 模型设定

在研究自变量X对因变量Y的影响时，如果X不仅直接对Y产生影响，而且还通过影响变量M间接对Y产生影响，那么M被称为中介变量，其本质为自变量对因变量产生影响的一种内部作用机制。基于前文的理论分析与研究假说，市场竞争不仅能直接对工业污染排放产生抑制作用，而且还能通过环境监管强度间接地对工业污染排放产生不确定的影响，而环境监管强度就是市场竞争对工业污染排放影响中的一个中介变量。为全面刻画市场竞争、环境监管强度以及工业污染排放之间的逻辑关系，检验前文提出的假说，本文构建中介效应模型，如下：

其中，i，t分别表示第i省份第t年的数据，αx、bx与cx为各变量的系数，ε1、ε2和ε3 表示随机干扰项，服从正太分布的假设。被解释变量pollit表示i地区第t年的环境污染排放指数；解释变量marketit表示i区域第t年的市场竞争强度；envit为中介变量，表示i区域第t年的环境监管强度入差距；xit为控制变量，主要包括expit、impit、gdpit、gdp2it与monit ，分别表示i区域第t年的出口、进口、人均GDP、人均GDP的平方项以及环境污染治理投资。

式（1）中a1衡量了市场竞争强度对工业污染排放的总效应；式（2）中的b1衡量了市场竞争强度对区域环境监管强度的影响；式（3）中c1则衡量了市场竞争强度对工业污染排放的直接影响效应。为分析市场竞争通过环境监管对工业污染排放的间接影响，将式（2）代入式（3），如下：

其中，系数c2b1衡量市场竞争通过中介变量环境监管强度变化对我国工业污染排放的间接影响效应。

3.2 指标选择与数据来源

（1）自变量：工业污染排放综合指数（poll）。目前对区域环境污染的衡量主要有两种方法，一种是选择废气、废水等一个或几个指标来表示区域整体的污染水平[15]，另一种则采用熵值法综合计算区域环境污染综合指数。考虑到单纯选择废水、废气等指标难以真实反应区域整体的环境污染水平，本文参考Ma Jianqian熵值法[16]，选取工业“三废”排放、工业烟尘、粉尘排放以及工业有毒气体排放量，构建环境污染排放综合指数，综合评估区域工业污染排放水平。其中衡量工业污染排放指数的原始数据来源于2001—2015年《中国环境年鉴》和《各省环境统计公告》。

（2）因变量：市场竞争强度（market）。现有研究中对市场竞争多以赫芬达指数进行表示，一行业集中度的方法反映市场竞争的均衡状态。但是由于数据的可获得性，赫芬达指数并不能很有效地应用于反映区域市场竞争状态。考虑到我国由计划经济向市场经济转变的过程中，市场竞争状态不断增强。由于国有企业往往拥有更多的“制度优势”，其他市场力量难以有效与其公平竞争[17]。随着国有经济的不断下降，必然会增强区域市场的竞争状态。因此本文选取非国有经济发展程度衡量区域市场的竞争程度，该指标越大则区域市场竞争度越高。不同地区的非国有经济发展指数来源于樊纲《中国市场化指数》[17]与王小鲁《中国分省市场化指数报告（2016）》[18]，考虑到数据的平稳性，文章对指标进行平滑处理。

（3）中介变量：环境监管强度（env）。参考张宇、蒋殿春的做法，采用各地区单位产值的环境污染立案数量（CAS）与空气污染相对技术（RT）的乘积定义区域环境监管强度[19]。然而污染立案数量仅能单纯地反映国家对于较大污染案件的重视，由于立案等过程较高的交易成本，难以反映对“广而多”的微小污染案件的监管，无法综合反映社会整体对污染的重视程度，因此，我们引入该地区环境来信、来访、电话、网络投诉办结数量（WS）进行修正，重新定义区域环境污染监管强度env，如式（5）。其中WS来源与2001—2015的《中国环境年鉴》。

（4）控制变量。参考已有相关文献以及中国区域经济发展特征，本文选取进口规模（imp）、出口规模（exp）、经济发展水平（gdp）、环境污染治理投资（inv）作为控制变量，其数据均来源于各省統计年鉴。具体如下：

进出口规模。进出口规模在我国工业污染排放中扮演重要角色，通过影响我国进出口结构与产业结构对工业污染排放起着重要作用。考虑到进出口对其作用的异质性，本文预期进口系数为正，出口为负；

经济发展程度。经济发展水平与工业污染排放紧密相关，Grossman和Krueger通过对发达国家人均收入与环境污染的关系进行研究，发现人均收入与环境污染水平之间存在先升后降的“倒U型”关系[20]。为检验“环境库兹涅茨曲线”在我国是否成立，我们引入人均真实GDP（gdp）以及其平方项（gdp2）。如果假说成立，则gdp系数的应为正，其平方项系数应该为负。

环境污染治理投资（inv）。环境污染治理作为直接影响工业污染排放的重要因素，它不仅反映了企业自身控制污染排放的努力程度，也一定程度上反映了政府对减排的重视。环境污染治理投资越多，则越有利于减少污染排放，预期其系数显著为负。

4 实证结果与分析

4.1 模型回归结果

本文采用stata.13软件进行实证分析。考虑到本文选用面板数据，因此在对前文中介效应模型进行回归时，首先确定回归模型的具体形式。对三式分别进行Hausman检验，检验结果显示，公式（1）—（3）均适合于固定效应模型。另外由于选取的样本包含时间和空间两维数据，容易产生异方差问题，因此在回归过程中对各指标进行对数化处理，并同时运用怀特（White）异方差修正法，以减少异方差对回归结果的干扰。模型的估计结果见表1。

如表1所示，结果表明，衡量市场竞争强度的变量market对工业污染排放综合指数pol的回归系数a1和c1分别为-0.079和-0.119，且均在5%的显著水平下显著为负。而前者a1代表的是市场竞争对我国工业污染排放的总体效应，后者c1反映的则是市场竞争通过影响企业污染排放动机对工业污染排放产生的直接效应。这说明，无论是总体效应还是在直接效应方面，我国的市场竞争确实抑制了工业污染排放，验证了假说1的成立。另外，变量market的回归系数b1为-0.729，并在5%的显著水平下显著；模型4中作为中介变量的env系数c2为-0.038，在10%的显著水平下显著。由式（4）可以得到，中介效应的系数c2b1为0.027 7，这表明随着我国市场竞争不断加强，环境监管的强度却略有下降，间接促进了工业污染排放，这也为市场竞争对工业污染排放的直接效应系数（-0.119）大于总体效应，提供了合理的解释。

从其他控制变量来看，出口与工业污染排放呈正相关，是因为我国出口结构依然较为低级，往往以劳动力密集型和资源密集型商品为主，以拼资源、拼环境的方式参与国际竞争；而进口规模的系数显著为正，这说明我国通过进口国外先进的产品与技术，不仅能够直接减少国内生产带来的污染排放，而且进口过程中的技术溢出与示范效应能有效地推动国内技术水平的提升和对环境保护的重视程度，间接减少工业污染排放。另外，进口也能有效促进国内市场的竞争，也能间接减少工业污染排放。环境治理投资（inv）系数显著为负，这表明各地环境污染治理投资的增加能有效地遏制工业污染排放，其影响途径可能为：一方面，环境污染治理投资能够有效地推动减污技术的创新、减污装备的更新，直接减少工业污染排放；另一方面，环境污染治理投资本身就能代表政府对工业减排的重视程度，投资增多也代表着环境监管制度的增强，也会间接影响工业企业的污染排放。

另外模型1、2和4结果显示，人均真实GDP系数显著为正，而其平方项的系数显著为负，与环境库兹涅茨“倒U型”假说一致，这说明中国工业污染排放随着经济发展存在先上升后下降的规律。从模型4的回归系数可以计算得到我国环境库兹涅茨“倒U型”曲线的顶点为人均GDP 13.9万元/年，而所有的样本点均处于倒U型曲线的上升阶段，只有天津、北京和上海人均GDP刚刚达到10万元/年以上，分别为10.9、10.68与10.29万元，接近顶点位置。这代表着目前我国经济发展水平依然较低，工业污染排放仍然处于并长期处于随着经济发展而上升的阶段。

4.2 中介效应显著性检验

上节计算得出中介效应系数为0.027 7，但其显著性值得继续探究，需要对环境监管强度的中介效应进行显著性检验。目前主要应用三种检验方法，具体如下：

方法1：检验H0：b1=0和H0：c2=0。如果两者均不成立，则说明中介效应显著。

方法2：检验H0：c2b1=0。如果假设被拒绝，则中介效应显著。

方法3：检验H0：a1-c1=0。如果原假设被拒绝，则中介效应显著。

考虑到三种检验方法均有各自的缺陷，单独选取某种方法难以确保显著检验的准确性，本文同时采用三种方法，对环境市场监管强度的中介效应进行显著性检验。由模型2、3、4的回归结果可知，方法1检验结果显示环境监管强度中介效应显著。

而方法2和方法3检验的关键則是计算c2b1和a1-c1的标准差。参考Sobel和Freedman的方法，计算公式分别为：

其中，Sc2b1和Sa1-c1分别为c2b1和a1-c1的标准差，Sb1、Sc2、Sa1和Sc1分别为1、2、1和1的标准差，r为market和env的相关系数。式（6）、（7）检验的统计量分别为z= 2 1/ Sc2b1、t=（1- 1）/ Sa1-c1。依据模型4的回归结果可以求出z=-1.51，P<0.1，在10%的显著水平上显著，t=-4.85，P<0.05，表明中介效应在5%的显著水平上显著。

综合上述三种方法的检验结果可知，环境监管强度在市场竞争与工业污染排放之间的中介效应显著，表明市场竞争能够影响企业污染动机直接抑制工业污染排放的同时，也会通过抑制环境监管强度从而间接地对工业污染排放有一定的积极影响，但其总效应为负，即市场竞争对工业污染排放的净效应显著为负。

4.3 稳健性检验与工具变量回归

非国有经济的发展是我国市场竞争强度的一个代理变量，但是非国有经济本身可能更加缺乏社会环境保护意识，“底层竞争”的倾向较大，造成更多的工业污染排放，其本身可能与工业污染排放存在联系，具有内生性的可能。为尽量缓解因内生性问题对实证结果的干扰，同时对上文结论进行稳健性检验，本文选取市场要素扭曲度的倒数（1/dist）作为工具变量，并使用两阶段最小二乘法（2SLS）对模型进行估计。

目前尚未有证据表明要素分配与工业污染排放具有相关性，本文选择我国要素市场扭曲的倒数作为市场竞争强度的代理变量，非国有经济发展的工具变量。当我国要素市场扭曲降低时，代表着我国市场地位的上升，其市场竞争强度随之增强。囿于篇幅，第一阶段回归结果省略。表2汇报了2SLS的第二阶段回归结果，其中要素市场扭曲度倒数对市场竞争强度的影响显著为正，说明工具变量是有效的。另外，由于控制变量回归结果与基准回归较为一致，不再赘述。如表2所示，模型1—4检验结果表明，考虑市场竞争强度的内生性并不影响上文的基本结果，检验结果与回归结果符号和显著性均较为一致，即市场竞争强度对工业污染排放存在显著的抑制作用。Hausman 的检验结果也表明，非国有经济发展的内生性显著存在，因此工具变量回归结果更加准确。这也为工具变量回归系数（a1=-0.087，c1=-0.134）有所上升提供了逻辑一致的解释，即非国有经济的发展本身对工业污染排放有一定的促进作用。当非国有经济衡量市场竞争强度时，上文的回归结果（表1）为市场竞争强度与非国有经济发展两者对工业污染排放的净效应。工具变量的检验结果表明，市场竞争对工业污染排放存在更大的抑制作用。显著性检验结果也显示，环境监管强度的中介效应显著存在。

在其他控制变量中，进、出口对工业污染排放作用相反，进口系数显著为正，出口系数显著为负；环境治理投资对工业污染排放的抑制作用显著，人均GDP与工业污染排放依然呈现“倒U型”特征，进一步支持了上文的基本结论，结果具有较强的稳健性。

5 结论与建议

本文将竞争不良假说扩展到污染领域，系统考察了市场竞争对我国工业污染排放的影响机理，并利用省际面板数据（2001—2014）和中介效应模型进行了实证检验。研究发现，无论是总体效应还是直接效应，市场竞争对工业污染排放均具有显著的抑制作用；环境监管强度在市场竞争与工业污染排放之间的中介效应显著；市场竞争在影响企业污染动机直接抑制工业污染排放的同时，也会通过抑制环境监管强度从而间接对工业污染排放有一定的积极影响，但市场竞争对工业污染排放的净效应为负，这表明市场本身对工业污染排放能够起到一定的抑制作用，竞争不良假说在污染领域并不存在。另外，工业污染排放与经济发展水平呈倒U型关系，各省份工业污染排放均处于并将长期处于随经济发展上升的阶段，我国环境污染治理工作仍任重而道远。

目前，我国环境污染危機日益严重，政府不断出击“重拳”，大力解决影响经济发展和生活民生的环境问题。在此背景下，本文的研究结果具有明显的政策意义。第一，政府的环境调控应建立在不阻碍市场竞争的基础之上，充分发挥市场竞争本身对环境的治理作用，间接提升政府调控对环境治理的净效应。第二，我国应加快市场化经济进程，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，提升市场竞争的强度，在促进经济发展的同时，降低工业污染排放。第三，深化国企改革，降低区域和行业市场中国有企业的垄断程度；另一方面，政府应减少对要素市场的干预，让要素资源通过市场竞争和价格传导机制达到资源的最优配置，最终促进区域和行业市场的竞争强度，间接抑制快速增加的工业污染排放。第四，经济发展是环境污染的重要影响因素，各地区应注重经济发展中的供给侧改革，转变经济增长方式，以产业结构升级和技术创新带动我国经济发展，从根本上解决环境问题。

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