地区环境规制政策为何趋异？——来自省际贸易成本的新解释

陈强远 李晓萍 曹 晖

(1．上海大学 经济学院，上海 200444；2．中南大学 商学院，湖南 长沙 410083)

一、引言

我国环境污染治理低效的一个重要原因是地区之间环境规制力度存在差异，而官员政治晋升竞争与财政分权是导致地区环境规制力度差异的重要原因。在“为增长而竞争”的现实背景下[1][2](P134-152)，放松环境规制成为地方政府竞争的一个重要手段[3]。在我国，地方政府并不具有环境规制政策的立法权，中央政府会将节能减排具体要求层层分解到地方政府。在现行体制下，各级环保部门隶属于当地政府，后者有动力来干预辖区内环保部门的执法力度进而改变辖区的环境规制力度。特别是地区的实际环境规制力度取决于对偷排行为的督查和执法力度，这为地方政府的环境规制政策实施提供了较大的空间：通过放松环境规制来降低企业的运行成本，进而吸引企业进入本地市场，从而导致环境政策博弈现象的发生[4]。在这种情形下，地区间的环境规制政策将走向竞次局面[5]。

地方官员的政绩诉求会导致辖区环境污染事故频发[6]，但在相同的外部约束与激励条件下，各个地区对环境污染产业的态度有很大差异。目前，发达地区严控“三高一低”产业并将其向外转移，而欠发达地区则通过环境优惠措施积极地承接这些转移产业，如佛山的陶瓷产业转移、上海浦东的化工产业转移。这引发了本文的思考：在“为增长而竞争”的相同约束下，地区间的环境规制政策为何会有如此大的差异？显然，官员政治晋升竞争与财政分权并不足以解释这些问题。环境规制政策的地区差异是否意味着“为增长而竞争”不复存在？一个可能的原因是，由于区域政策存在组合特征，地区环境规制政策会受到其他区域政策的影响：降低地区间贸易成本的政策会影响区域间的产品流动，在本地市场效应下发达地区将会因较大的本地市场规模而成为中心；而为避免成为外围，欠发达地区不得不通过政策优惠如宽松的环境规制政策来吸引产业或企业的流入[7]。这意味着，在“为增长而竞争”的背景下，降低地区间贸易成本的政策可能是导致区域环境规制力度差异的重要原因。

在考察区域环境规制力度差异产生的原因时，现有文献有以下不足：首先，现在研究忽视了地区间贸易成本降低的作用；其次，企业异质性会显著地影响地区环境污染[8][9]，现有理论模型较少考虑企业异质性特征；最后，现有研究更多的是从实证角度考察环境规制竞争的“竞次”还是“竞优”效应，缺乏相应的理论模型分析。因此，本文试图通过引入企业异质性假设建立区域环境规制的空间经济学理论模型，考察地区间贸易成本降低对地区环境规制政策差异的稳定均衡解的影响，并通过中国“省份-省份”配对的地区组面板数据进行实证检验。本文的创新主要体现在以下三个方面：(1)提出并考察了地区间贸易成本降低对区域环境规制力度差异的影响；(2)将企业异质性引入空间经济学环境规制模型，为分析异质性企业框架下的环境规制政策问题提供了理论模型；(3)本文创建了“省份-省份”地区组竞争样本并用其进行实证分析，提供了一个有益的实证检验和分析思路。

二、理论模型

基于异质性企业区位选择模型，本文引入地区环境规制政策因素，考察地区间贸易成本降低将会如何内生影响地区的环境规制政策与环境污染。

(一)基本假设

遵循经典的2×2模式：两个地区N和S，两个部门为制造业M和农业A。农业部门以瓦尔拉斯均衡为特征，其投入只包括劳动力，并且每单位产品生产只需要1单位劳动力，因此劳动力的工资wi按边际产品支付时，wi=pA，其中pA为农产品价格。另外，农业部门的投入要素在部门间具有流动性，但在区域间不存在流动性。制造业是垄断竞争的，生产的工业品在区域内运输不存在成本，在区域间运输遵循冰山成本模型，即每τ(τ>1)单位的工业品只有一单位的产品能到达另一个区域。两地区人口相同，都为L。两地区另外一种生产投入为资本K，总量为KW。

为了消除需求的收入效应以及需求关联的循环因果关系，假设消费者效用函数为拟线性形式①：

U=μlnCM+CA

(1)

异质性企业使用单位资本作为固定成本，此时有nN+nS=Kw。其可变投入部分包含中间产品(由所有企业的产品组成)：劳动投入和工业品组合CM按照CD函数形式投入生产，工业品组合CM与代表性消费者工业品消费一致，以CES函数形式投入生产。无环境规制时，企业成本函数为：

Ci(xij)=πij+aMxijPi

(2)

假设异质性企业的差异表现在每单位产品所需的可变中间品投入数量上，用aj来表示，可视为企业生产率水平的差异。假设aj连续且服从帕累托分布，概率密度f[a]与分布函数F[a]分别为：f[a]=ρaρ-1,F[a]=aρ,0

劳动力可以在部门之间自由流动，此时制造业劳动力与农业劳动力工资率相同。同时，由于农产品完全竞争且不存在运输成本，故地区间农产品价格相同。标准化后有wN=wS=pA=1。

假设整个经济体所有企业单位产品排放的污染量都为m，且排放的污染量不随地区变化而变化，同时假定地区i的环境规制机构在该地区给定了污染排放上限βim(0<βi<1)，会使当地的制造业企业j的固定成本增加νij。假设固定成本增加与当地政府所容许的污染效应上限βi成反比：νij=ν(βi,αj)。其中dβi/dαj=0，dνij/dαj≠0，dνij/dβi<0，ν(1,αj)=0。dβi/dαj=0，即环境政策对所有企业都是相同的；dνij/dαj≠0，表示企业生产率水平和固定成本增加是相关的；dνij/dβi<0，表示环境规制机构给出的排放标准βi越大，也就是政策越宽松时，生产企业固定成本的增加量越小。βi=1，即没有环境规制时，企业的固定成本增量ν(1,αj)=0；环境规制机构给出的排放标准βi越小，即政策越严格，生产企业的固定成本增加量越大。此时企业的成本函数为：

Ci(xij)=πij+νij+ajxijPi

(3)

(二)短期均衡

(4)

(5)

(6)

(7)

其中λ≡ρ/(1-σ+ρ)>0，0≤ø≡τ1-σ≤1。

由式(4)～(7)可知，发达和欠发达地区企业j的资本收益如下：

(8)

(9)

由于发达地区的资本禀赋高于欠发达地区，从而发达地区的中间品价格指数与消费者价格指数都低于欠发达地区，导致具有相同生产率的企业在欠发达地区的利润高于发达地区。从式(8)和式(9)可以看出，企业生产率技术水平越高(aj越低)，价格越低，其利润率之差越高，越有动力进行区位转移。定义发达地区aj

(10)

(11)

(三)长期均衡

在现实中，不同地区的环境政策选择各有不同。对于发达地区而言，存在着地区经济发展与环境保护的双重压力；而欠发达地区更加关注地区经济发展。尽管中国环境规制政策由中央政府统一制定，地方政府并没有政策制定权，但在实际操作中通过税收优惠、污染排放减让等方式来降低环境规制政策执行力度的情况却非常常见[10]。因此，本文假设地区的环境规制政策包括以下两种形式：(a)非合作的环境规制政策。假设欠发达地区不采取环境规制，而发达地区仍存在环境规制，即βS=1,βN<1；(b)合作的环境规制政策。本文将合作的环境规制政策设定为两地采用相同的环境规制政策，即βN=βS≠0。

1．异质性企业区位转移参数

相对于无环境规制而言，非合作环境规制将会降低企业在发达地区的资本收益率。此时，企业j在发达和欠发达地区的资本收益率之差可以表示为：

(12)

除了原来的生产率水平较高的企业转移到欠发达地区以外，还有部分生产率水平中等的企业也转移到欠发达地区。均衡时对于所有企业而言，它们在欠发达或发达地区生产是无差异的，从而有：

(13)

将此时的临界值点定义为aL，均衡时两地区的消费者价格指数可以分别表示为：

(14)

(15)

(2)合作环境规制。对于企业j而言，由于地区间不存在环境规制政策差异，所以资本流动方程与环境政策无关，也就是说，合作环境规制政策下的企业区位转移参数(aC)与无环境规制时相同，即aC=aR。

2．地区总收入水平

在FCVL模型中若不考虑储蓄问题，地区i的收入包括以下几个部分：(1)劳动力收入为Yi；(2)资本收益∏i；(3)制造业生产者中间投入品贸易收入Λi。本文在FCVL模型中引入环境污染税，此时地区总收入还包括环境污染税收因素：地区税收收入Ti。

3．地区环境规制政策选择

根据定义可以得到欠发达地区的总收入份额sS=ES/(EN+ES)。

(1)非合作的环境规制政策。当实施非合作的环境规制政策时，尽管部分发达地区企业迁移到欠发达地区，但由于欠发达地区并不征收环境污染税，因此税收因素并不会影响地区总收入。可以得到欠发达地区的总收入份额：

(16)

选取计量标准为{KS,KN,λ,σ,ψ,μ,LN,LS,α}={0.2,0.8,4,4,0.1,0.6,0.2,0.8,1}，利用Mathematica 9.0进行数值模拟，可以得到不同环境规制力度下欠发达地区总收入份额和贸易自由度的关系。

图1 非合作情形下欠发达地区总收入份额和贸易自由度的数值模拟结果

图1共进行了4组数值模拟，分别基于β=0.1、0.4、0.7、0.9的情形。可以看出，随着贸易自由度的增加，欠发达地区的总收入份额也随之增加。本文进行了多次数值模拟，这种趋势是显著且稳健的。以发达地区的环境规制力度β=0.1为例，随着贸易自由度的增加，欠发达地区的收入份额加速增加，并且在贸易自由度为øA时达到1，即北部地区出现完全的“产业空洞化”现象。因此，本文提出命题1a。

命题1a：当实行非合作的环境规制政策时，地区间贸易成本降低将会提高欠发达地区的收入份额；且发达地区和欠发达地区的环境规制力度差距越大，地区间贸易成本降低带来的欠发达地区收入份额的提高速度越快。

(2)合作的环境规制政策。在合作的环境规制政策下，由于部分企业从发达地区迁移到欠发达地区，欠发达地区政府可以通过征收环境污染税来提高本地总收入；而因本地区的部分企业转移到欠发达地区并向后者缴纳环境污染税，发达地区总收入将减少。此时，欠发达地区的总收入份额可以表示为：

(17)

图2分别基于β=0.1、0.4、0.7、0.9的情形进行了4组数值模拟。可以看出，在合作的环境规制政策下，欠发达地区总收入份额仍随着贸易自由度的增加而增加，这一趋势在不同的环境规制政策下都很显著、稳健。同时，环境规制政策越严厉，在相同的贸易自由度下，欠发达地区的收入份额越高。因此，本文提出命题1b。

图2 合作情形下欠发达地区总收入份额和贸易自由度的数值模拟结果

命题1b：当实行合作的环境规制政策时，地区间贸易成本降低仍会提高欠发达地区的收入份额；两个地区的环境规制政策越严格，地区间贸易成本降低带来的欠发达地区收入份额的增加越小。

从地区贸易壁垒政策来看，结合命题1a和1b，在给定的环境规制政策下，欠发达地区选择本地市场开放总是有利的，而发达地区则应保护本地市场。

4．“为增长而竞争”：地方保护与环境规制

根据图1和图2可看出，在控制其他变量的情形下，地区收入份额会受到环境规制政策和地区贸易保护政策的影响。其中，环境规制政策包括环境规制合作与否以及规制力度大小，而地区贸易保护政策在本文中体现为地区贸易成本的大小。

当采取不合作的环境规制政策时，地区贸易成本越小(贸易自由度越大)，欠发达地区环境政策会越宽松，而发达地区的环境政策会越严格；当采取合作的环境规制政策时，无论地区贸易成本多大，欠发达地区总会采取宽松的环境政策，而发达地区总会采取严格的环境政策。

当采取合作的环境政策时，不论地区贸易成本的大小，欠发达地区和发达地区的环境政策将不再趋同：一个趋向严格而另一个则趋向宽松，进而导致合作的环境规制政策不复存在。从长期来讲，在地区锦标赛竞争机制下，合作的环境规制政策并不是稳定均衡状态，而不合作的环境规制政策是稳定均衡的。

三、计量模型、数据和实证结果

在环境治理税费征收管理实施严格的“收支两条线”的前提下，地方政府会通过财政支出对环保部门施加压力，导致后者并不能自主地对污染企业进行监管。因此，我国在“十二五规划”中对地方政府的节能减排指标进行了进一步细化，将污染总量和能源强度层层分解到基层政府，以约束地方政府的环境治理放松行为。但在实践中，地方政府仍可以采用多种手段来规避这种环境约束：首先，尽管工厂在设立初期会被要求引入环保排污装置等以通过环评，但地方环境规制更多采用排污费征收手段。而为了减少排污费，部分企业会进行偷排，例如近年来腾格里沙漠排污、山东潍坊高压水井排污、入海口排污等事件。这意味着，对偷排行为的督查和执法力度决定了地区的实际环境规制力度。财政支出直接约束了省级以下环境部门的督查和执法行为，导致了地区间实际环境规制力度的差异。

根据上文理论模型分析，地区环境规制力度不仅与地区支出相对份额有关，还与地区间贸易成本降低政策有关。接下来，本文将利用中国1998～2013年“省份-省份”地区组数据进行实证检验。

(一)计量模型设定

首先，本文需要进行地区组配对。对于整体区域内的N个样本，选取任意的两个组成地区组，分别为省份1和省份2，其中“省份1-省份2”与“省份2-省份1”视为同一情形。同时，对于地区组内的两个省份，资本密集度较高的省份设定为发达地区，另一省份为欠发达地区。

本文将计量模型设定为：

d_EnPIJ，t=αIJ+γt+β1τIJ，t·d_RESIJ，t+∑ηkContIJ，t+εIJ，t

(18)

其中，d_EnPIJ，t表示地区组IJ第t年的环境规制力度差距；d_RESIJ，t为地区组内相对支出份额差距； τIJ，t表示地区组的贸易成本，在正值范围内是贸易自由度ø的减函数；ContIJ，t为其他控制变量；αIJ表示截距项，γt表示时间固定效应，β1、β2和ηk为回归系数；εIJ，t是随机扰动项。

(二)变量、数据来源与描述性统计

1.变量与数据来源

(1)地区组环境规制力度差距(d_EnP)。在测度省级环境规制力度时，本文采用的指标包括污染治理额占比(ER)和单位工业增加值的污染排放(PPV)，通过标准化处理以消除指标间的不可公度性。单位工业增加值的污染排放(PPV)采用工业废水、二氧化硫、工业烟尘、工业粉尘和工业固体废物五种污染物排放指标加权平均得出：

(19)

其中，max(PPVθ)和min(PPVθ)分别表示第θ种污染物排放指标的最大值和最小值。对于这两种环境规制力度指标，用地区组组内两个省份的数值相减，则可以得到地区组环境规制力度差距，分别为d_ER和d_PPV。

(2)地区相对支出份额差距(d_RES)。对于地区组内的两个地区I和J(I≠J)而言，本文将地区相对支出份额差距定义为：

(20)

其中，GDPI和GDPJ分别表示地区组内地区I和J的国内生产总值，数据来源于历年《中国统计年鉴》，经过以1998年为不变价格的国内生产总值价格指数进行平减。同时，出于稳健性考虑，我们也用人均GDP(GDPP)的地区差距作为替代变量来衡量d_RES。

(3)省际贸易成本(τ)。目前，对中国国内贸易成本的测算，受限于国内区域间贸易统计数据而显得非常困难。行伟波等利用金税工程中增值税发票信息，考察了中国2003～2005年间省际贸易量与边际效应[11]。但遗憾的是，增值税专用发票统计信息并没有定期公开发布，数据较难获得。一个替代方法是，利用《中国交通年鉴》逐年报告的“国家铁路行政区域间货物交流”数据来考察省级贸易情况[12]，但需要从理论逻辑上说明其适用性。

假定双边贸易成本是对称的(τIJ=τJI)，并且双边可贸易品的份额也是相等的(sI=sJ=s)。本文利用中国铁路行政区域间货物交流数据来对省际贸易成本进行测度：假设省份I和J的全社会货运量分别为ηI和ηJ，而铁路货运量所占份额都为；省份I和J向其他省份发送的铁路货运量分别为χI和χJ；省份I(J)向J(I)发送的铁路货运量为χIJ(χJI)。假定双边贸易成本对称(τIJ=τJI)，根据引力模型可以得到省际间贸易成本的计算公式：

(21)

在估计式(21)中的贸易成本时，参数σ很难基于数据估计。根据Anderson和van Wincoop的结果，本文将替代弹性σ设定为8[13]。

(4)“俱乐部”效应虚拟变量。对于不同的区域而言，环境政策可能会有较大的差异：据本文就“环境”等关键词整理得出的数据，“十一五”期间中国东、中、西部区域出台的环境治理政策数量均值分别为20.27、10.67、14.33项，区域固定效应明显。本文认为，地区在制定环境规制政策时，可能的政策标杆会有差异，存在典型的“俱乐部效应”。一个可能的现象是：东部省份在制定环境政策时会更多地参考其他东部省份的环境政策，而不是中部或西部地区省份，不同的“俱乐部”之间门槛会有差异。因此，本文引入虚拟变量来考察这种“俱乐部”效应：当地区组的两个省份同属于一个地区时，变量D0=1，否则取0；当地区组包括一个东部地区省份和一个中部地区省份时，变量D12=1，否则取0；当地区组包括一个东部地区省份和一个西部地区省份时，变量D13=1，否则取0。

(5)其他控制变量。①资本密集程度(CAPI)。鉴于资本在中国经济发展中的重要作用，政府为了吸引资本流入，会对环境政策进行调整；同时，资本也会影响地方政府在环境治理方面的投入。本文用资本存量与劳动力之比来衡量资本密集程度，其中资本存量的计算依据张军等(2004)的方法。②失业率(UER)。事实上，失业率在一定程度上也会影响地区政府的环境政策，使其打上了就业的烙印：就业压力大，环境问题将会被忽视。③财政赤字(DFT)。财政赤字一方面反映了地区政府对公共品的重视程度，另一方面又会影响地方政府的环境政策制定。本文用财政收入与财政支出之差来反映财政赤字。④产业结构(IST)。三次产业的单位GDP产生的污染物排放是不同的，而地区产业结构的差异会导致在产业转型升级中面临的环境压力也存在差异。本文用第二产业增加值占GDP的比重来衡量产业结构。对于以上几个变量，取地区组的差值进入模型。除特殊说明之外，本文中的数据都来源于历年《中国统计年鉴》。

2.描述性统计

变量的描述性统计结果如表1所示。根据表1可以看出，d_ER的均值为-0.017，这说明当用ER这一指标来衡量地区的环境规制力度时，发达省份的环境规制力度反而更低。这也印证了上文的分析：在“先污染、后治理”的模式下，污染排放较多的地区不得不投入更多的污染治理费用，而环境规制严格的地区的污染治理支出相对较低。因此，将舍弃ER这一指标。对于其他指标，d_PPV均值为0.326，说明发达省份的环境规制力度更强；d_RES、d_GDPP、d_CAPI、d_IST的均值都大于0，说明发达省份的相对支出水平较大、人均GDP较高、资本密集度较大、工业比重较大；而d_UER和d_DFT的均值小于0，说明发达省份的失业率较低，财政赤字较小。

表1 变量的描述性统计

(三)实证结果

根据计量模型，本文利用中国省级数据构建的地区组样本进行了实证检验，结果见表2。

1.地区发展差距与环境规制力度差异兼存：必然的结果

在表2中，d_RES的估计值在模型1～模型4中都显著为正。这表明，地区发展差距会导致地区环境规制政策出现差异。这意味着，在现行的“为增长而竞争”的官员考核体系下，若采取水平型的环境治理体系，必然导致地区环境规制力度出现差异，客观上造成了污染产业转移的政策套利空间。在争夺流动资本或转移产业时，当欠发达地区和竞争对手的发展差距越大时，越有可能采取更低的环境规制标准作为竞争筹码，使得本地区成为“污染天堂”。这一结果也为现行的官员考核体制下认识到水平型环境治理体系的缺陷提供了现实证据，进而佐证了“十三五规划”提出的垂直环境治理体制的现实必要性。

表2 实证结果

注：括号内数值为t值；***、** 和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；模型1和模型2用地方支出水平之差来衡量d_RES，模型3和模型4用人均GDP的地区差距来衡量d_RES。

2.地区间贸易成本降低扩大了地区环境规制力度差距

从表2可以看出，模型1～模型4中，交叉项τ·d_RES的参数估计值都在1%的水平上显著为负。由于d_RES的均值为正，这说明贸易成本τ越小，发达省份和欠发达省份的环境规制力度差距d_PPV越大。根据d_PPV的均值，发达省份的环境规制力度大于欠发达省份，这说明随着区域间贸易成本的降低，发达省份偏向于更严格的环境规制政策，而欠发达省份则会选择宽松的环境规制政策。这一实证结果和上文理论模型的结果一致：贸易成本越低(贸易自由度越大)，发达省份的环境规制越严格。此外，当地区相对支出份额差距(d_RES)越大时，贸易成本降低带来的地区间环境规制力度差距d_PPV也越大。这说明地区相对支出份额差距的增加，带来的是一种积极的环境规制信号：随着地区间贸易成本降低，发达地区将提高本地的环境规制和治理力度。

目前，随着区域交通基础设施逐步完善、电子商务发展、地区贸易成本逐步降低，中国省际间的贸易变得越来越开放。在这种背景下，本地市场效应的存在使得欠发达地区可能会被沦为外围。出于地区增长、财政收入等考虑，欠发达地区将不得不更加依赖于政策优惠，而环境标准降低则成为了吸引高污染产业的重要手段。随着地区贸易壁垒消除等带来的地区贸易成本逐渐降低，欠发达地区会更加依赖于环境政策手段以吸引转移产业，从而成为污染密集型产业的“污染天堂”。

3.资本密集度较高的地区环境规制力度大

资本密集度的参数估计值为正，说明资本密集度越高，地区环境治理支出和规制水平越高。这也反过来说明了：相对于资本密集型地区而言，劳动密集型地区的污染治理和环境规制力度相对较弱。可能的原因包括：资本密集型地区其财政收入相对充裕，政府有足够的财力、底气进行环境规制和污染治理；同时，资本密集型地区的资本带来的环境问题负效应可能超过了经济增长的正效应，超过了环境库兹涅茨曲线的最高点。这些都导致资本充裕地区会加大环境规制和污染治理的力度。

4.失业率是地方政府环境规制的阻力

失业率差距(d_UER)的回归系数为正，说明失业率差距越大，地区环境规制力度的差距越大。地区政府在区域锦标赛中面临两难困境[3]：就业压力会降低政府对环境治理的关注力度，而环境问题突显又使得政府不得不较少考虑就业问题，例如“临沂之争”的出现。本文的结果也正好说明了这一点。

5.地区环境规制政策存在显著的俱乐部效应

虚拟变量D0在模型1～模型4中都不显著，而虚拟变量D12和D13都显著，回归结果稳健。这说明在同一俱乐部内部，地区组省份间的环境政策并没有显著差异，地区竞争采取的是攀比式趋同化策略，俱乐部内部成员在制定环境政策时将尽量做到与其他成员无太大差异。对于地区虚拟变量D12，回归系数为负，说明东部省份和中部省份之间的环境规制和污染治理政策的差距小于中部省份和西部省份之间的差距。这表明在环境规制和治理方面，中部地区正在向东部地区靠拢，实施更加严格的环境规制政策；而西部地区的环境规制力度与东部地区、中部地区的差距在拉大。虚拟变量D13的回归结果意味着，东部省份与西部省份之间的环境规制力度的差距显著高于中部省份和西部省份之间的差距。这些构成了地区环境规制政策中的俱乐部效应，即俱乐部内部成员极力寻求高度无差异的环境规制政策；而俱乐部之间的差距凸显，东部省份俱乐部和中部省份俱乐部之间的差距在缩小，而西部省份俱乐部与其他俱乐部之间的差距则正在拉大。

(四)稳健性检验

根据上文理论模型可知，区域间的相对支出份额差距是影响地区环境规制政策制定的重要因素。事实上，地区环境规制政策也会通过影响要素流动，反过来导致地区支出份额发生变化，即式(18)可能存在反向因果关系。为了解决这一问题，我们引入d_RESit的滞后一期项作为其工具变量：d_RESi,t-1和d_RESit高度相关，但d_EnPit不会影响d_RESi,t-1。回归结果用表3来表示：

表3 稳健性检验结果

注：括号内数值为t值；***、** 和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；模型5和模型6用地方支出水平之差来衡量d_RES，模型7和模型8用人均GDP的地区差距来衡量d_RES。

从表3可以看出，引入工具变量的估计结果表明，模型5～模型8中交互项的结果仍显著为负，而贸易成本的参数估计值也显著为负。这进一步印证了，在“水平型”环境治理体系下，地区贸易成本的降低，导致了地区发展差距和环境规制差距的存在。

四、结论与启示

本文将地区环境规制引入并构建了一个异质性企业区位选择的理论模型，考察在“为增长而竞争”的激励目标下地区间贸易成本降低如何影响区域环境规制政策；并基于1998～2013年中国“省份-省份”地区组面板数据，对理论模型结果进行了实证检验。本文得到了以下结论：(1)在“为增长而竞争”的制度约束下，发达地区与欠发达地区在环境规制方面均会采取非合作博弈的策略，且双方的这一策略组合具有稳定均衡的性质；(2)随着市场一体化程度提高，地区之间贸易壁垒减弱与贸易成本降低，欠发达地区会选择更为宽松的环境规制政策，而发达地区则会选择更为严格的环境规制政策；(3)在地区间贸易成本降低与本地市场效应背景下，发达地区选择实施严格的环境保护政策，欠发达地区采取宽松的环境保护政策均是“为增长而竞争”而采取的最优策略；(4)环境规制竞争政策的俱乐部效应明显。

因此，为了改变地区竞争情形下的环境非合作行为，从根本上治理环境污染问题，就需要从体制机制方面进行较大改变。首先，需要提高地方官员考核标准中环境保护、生态效益等指标的权重，推动领导干部任期环境保护责任制和问责制等追究机制的建立，纠正单纯以增长作为考核指标的官员考核体系。其次，加快推进环境保护系统的垂直管理。当前体制下各级环保部门隶属当地政府，各级环保部门的执法力度由地方政府决定，加快推行环境保护体系的垂直管理，推动建立立体的环境治理框架是十分必要的。最后，建立环境信息公开机制，满足公众知情权并切实了解其治理需求。

[1] Qian，Y.，Roland，G.Federalism and the Soft Budget Constraint[J].American Economic Review，1998，88(5):1143—1162.

[2] 张军，周黎安.为增长而竞争：中国增长的政治经济学[M].上海：上海人民出版社，2008.

[3] 杨海生，陈少凌，周永章.地方政府竞争与环境政策——来自中国省份数据的证据[J].南方经济，2008，(6)：15—30.

[4] 朱平芳，张征宇，姜国麟.FDI与环境规制：基于地方分权视角的实证研究[J].经济研究，2011，(6)：133—145.

[5] Woods，N.Interstate Competition and Environmental Regulation: A Test of the Race-to-the-Bottom Thesis[J].Social Science Quarterly，2006，87(1):174—189.

[6] 于文超，何勤英.辖区经济增长绩效与环境污染事故——基于官员政绩诉求的视角[J].世界经济文汇，2013，(2)：20—35.

[7] Baldwin，R.E.，Okubo，T.Tax Competition with Heterogeneous Firms[J].Spatial Economic Analysis，2014，9(3):309—326.

[8] 沈能.环境效率、行业异质性与最优规制强度——中国工业行业面板数据的非线性检验[J].中国工业经济，2012，(3)：56-68.

[9] 韩晶，陈超凡，施发启.中国制造业环境效率、行业异质性与最优规制强度[J].统计研究，2014，(3)：61—67.

[10] 梁琦，丁树，王如玉，陈强远.环境管制下南北投资份额、消费份额与污染总量分析[J].世界经济，2011，(8)：44—65.

[11] 行伟波，李善同.本地偏好、边界效应与市场一体化——基于中国地区间增值税流动数据的实证研究[J].经济学(季刊)，2009，(4)：1455—1474.

[12] 徐现祥，李郁.中国省际贸易模式：基于铁路货运的研究[J].世界经济，2012，(9)：41—60.

[13] Andersson,J.E.，Wincoop,E.V.Trade Costs[J].Journal of Economic Literature，2004，42(3):691—751.