政企合谋视角下中国环境污染转移的理论与实证研究

李 斌 张晓冬

一、引言

随着城市化进程的加快和城市人口的不断增多，城市生活垃圾产生量呈现爆炸式增长，“垃圾围城”现象日益突出。据相关统计信息显示，2015年全国城市生活垃圾清运量为1.92亿吨，但城市生活垃圾无害化处理量仅为1.80亿吨。为解决 “垃圾围城”的困境，部分地区采用非法手段进行 “垃圾跨省倾倒”，给周边地区的自然环境和经济发展造成严重威胁。2016年11月15日，苏州市人民法院对 “上海垃圾跨省倾倒案”做出一审判决，引起社会广泛关注。“垃圾跨省倾倒”案件的频发，一方面是地方政府受制于垃圾处理能力的无奈之举，另一方面也是垃圾处理企业受经济利益驱使的必然选择。目前，城市生活垃圾的污染转移问题已经成为制约中国新型城镇化建设和可持续发展的重要因素。因此，深入研究污染转移问题，合法解决 “垃圾围城”困境，对于促进中国新型城镇化建设和可持续发展具有重要意义。

有关环境污染转移的相关研究较为丰富，但研究视角和方法不尽相同。国外学者对污染转移的研究主要集中在两个方面：部分学者以 “污染避难所”假说为基础，认为污染密集型企业会倾向于转入环境规制宽松的国家，引发国际污染转移。Copeland和Taylor（1995）［1］通过研究发现，环境规制强度和贸易自由化程度是造成污染产业从发达国家向发展中国家转移的主要原因；在此基础上，Copeland和 Taylor（2003）［2］进一步研究，认为污染密集型企业的转入虽然会引发地区环境污染，但也会促进当地的产业结构升级； 而 Smarzynska和 Wei（2004）［3］通过对 24个处于转型阶段的国家进行研究，证明了 “污染避难所”假说在国际转移背景下的正确性；Shen等人（2017）［4］则利用广东省 2000—2013 年的面板数据对“污染避难所”假说进行检验，结果表明因地制宜的环境规制能够抑制污染避难所的形成，减少污染转移。另一部分学者将博弈论的分析方法引入环境污染转移的研究中。Yanase（2009）［5］通过构建微分博弈模型，对国际双寡头在环境污染下的博弈策略进行分析，结果发现排放税博弈比命令控制型博弈更能减少污染转移。 而 Cerqueti和 Coppier （2014）［6］等将研究视角转向腐败与污染转移的关系，认为可以通过提高监管水平，增加环保支出来减少污染转移。Shi等（2016）［7］则基于博弈和实证分析，重点考察了中国长株潭地区的空气污染转移，提出加强区域合作，制定长期合作计划是减少污染转移的有效途径。也有学者从其他角度对该问题进行分析，Grossman和Krueger（1991）［8］以比较优势理论为切入点，发现各国的比较优势会对污染产业的布局进行重新分配，造成污染转移问题。 而 Matsueda（2002）［9］将边际分析方法纳入研究，通过对污染国和受害国的边际损失成本和边际治理成本进行分析，得出信息不对称导致单边支付无法实施的结论。

国内关于环境污染转移的文献相对较多，但基于不同视角所得的结论存在一定的差异性。部分学者从产业层面进行分析，陈敏 （2009）［10］以产业梯度转移为切入点，认为环境标准差异、环境监管不力、环境成本内部化大小、公众环保意识薄弱是造成污染转移的主要原因；朱高英 （2012）［11］则持相反意见，指出环境标准不是污染转移的必要条件，且污染密集型产业的转移具有两种类型，不同类型的产业转移其主要影响因素存在明显差异。而刘愿 （2016）［12］通过双重差分法对广东省2008年 “双转移”政策的污染转移效应进行实证分析发现，政府的产业政策导向是产业污染转移的主要原因。也有部分学者将研究方向转向城乡污染转移，陈笑 （2009）［13］通过构建城乡污染转移治理评估体系对台州市的环境情况进行了测评，并以此为基础提出了基本公共服务均等化视角下中国城乡污染转移治理的政策建议。王莉晓 （2011）［14］、邓小云 （2014）［15］、 魏玲 （2014）［16］则从法律规制角度对城乡污染转移进行研究，认为现有的环保法律在城乡污染转移方面存在缺失，提出应建立健全环保法律制度，补充相关法律空白，提高农民环保意识。而李雪娇和何爱平 （2016）［17］基于政治经济学的研究方法，深刻剖析了城乡污染转移利益悖论形成的原因，指出统筹规划、整合城乡是化解污染转移悖论的有效方法。还有部分学者运用博弈论方法对污染转移问题进行研究，王艳等人 （2005）［18］通过对跨界污染转移的原因进行定量分析，发现建立环境合作联盟、制定联盟合作协议对于跨界污染转移问题的解决具有促进作用。马健和王斌 （2016）［19］则利用博弈和实证分析对产业转移过程中环境污染转移的内在机制进行了说明。而唐仕娟和王斌（2017）［20］通过建立城乡污染产业转移、中央政府与地方政府环境监管和市民与农民之间动态博弈模型，深入探讨了城乡污染转移问题，并提出相关政策建议。

目前，国内外学者对环境污染转移问题进行了大量研究，尽管研究视角和研究方法不同，但都对污染转移的原因进行了深入探讨并提出了相应的政策建议。不过，本文认为现有研究仍具有一定的局限性：首先，大多数学者将研究视角局限于产业间的污染转移，鲜有文献对废弃物的转移 （如城市生活垃圾）进行深入研究；其次，虽然有学者引入博弈论模型对相关问题进行理论分析，但运用计量模型对博弈模型进行实证检验的研究还相对较少；最后，鲜有学者从政企合谋角度对污染转移问题进行分析。因此，本文着眼于垃圾处理行业的污染转移，从政企合谋视角切入，通过构建动态博弈模型说明政企合谋影响污染转移的内在机制，并利用双向固定效应模型和分位数回归模型进行实证检验。

二、政企合谋影响污染转移的博弈分析

（一）中央政府、地方政府和垃圾处理企业的博弈分析：三层委托代理模型

垃圾处理行业自市场化改革以来，为提高经营效率，地方政府通常会与私营企业签订特许权协议，委托企业对某一区域的垃圾进行处理，并按照约定价格支付费用。地方政府所支付的费用，主要来源于两个部分：一是对居民征收的城市垃圾处理费；二是中央政府的转移支付。本文参考聂辉华和李金波（2006）［21］及龙硕和胡军 （2014）［22］的建模思想， 假设中央政府为委托人，地方政府为管理者，垃圾处理企业为代理人。中央政府与地方政府、垃圾处理企业签订一个总契约，委托地方政府对垃圾处理企业的生产进行监督。

1.模型假设

（1）中央政府关心环境污染问题，希望以有限的垃圾处理费用获得最大的环境效益。但是，它并不了解地方政府与企业是否合谋以及企业的真实成本，仅能在污染发生后对两者进行惩罚。

（2）地方政府是自利的政府，以效用最大化为目标，对企业的生产情况具有完全信息。

（3）垃圾处理企业以利润最大化原则进行生产。

（4）垃圾处理费全部来自于中央政府的转移支付。

（5）不考虑合谋成本和监管成本。

2.博弈过程

中央政府、地方政府和垃圾处理企业之间的博弈是典型的三层委托代理关系，其博弈过程如下：

（1）中央政府向地方政府和企业提供一个总契约，若两者同时接受，则博弈进入下一阶段。

（2）地方政府和企业选择是否合谋。若合谋，企业拿出θ比例的合谋收益向地方政府行贿，并选择低成本的垃圾处理方式。

（3）中央政府有P的概率发现企业造成的垃圾污染，若发现，地方政府官员将不予晋升，并承受声誉损失L；企业将被取消特许经营权，并处以罚款F。否则，地方政府和企业将分别获得契约规定的正常工资。

3.理论推导

假设中央政府的监管强度为δ，δ∈ ［0，1］，提供给地方政府和企业的正常工资分别为W和αQ，α＞0，Q为企业的垃圾处理量。垃圾处理企业有两种生产方式：一种是本地处理，具有高成本，没有外部性；另一种是外地处理，具有低成本，但会对周边地区的环境造成污染。若企业与地方政府不合谋，则分别获得Q和W的收益。若企业与地方政府合谋，合谋总收益为Q。其中，向地方政府行贿剩余θ为行贿比例，由地方政府决定。假设中央政府有P的概率发现垃圾污染，P与垃圾处理量Q，中央监管强度δ和社会监督强度β正相关，即P＝pβδQ，p为常数，且p＞0。若发现，地方政府将损失声誉L，企业被处以罚金F。L与θ的平方正相关，即L＝lθ2，l为常数，且l＞0；F与企业获得的合谋收益正相关，即FQ，f为罚款强度，且f＞0。

通过以上设定，可分别得到地方政府与企业的收益函数：

（1） 企业

合谋时的收益为：

不合谋时的收益为：

由此可得合谋条件为：

解得即企业获得的合谋收益大于可能遭受的罚款时，将选择合谋，进一步求解得：

即企业观察到中央政府的监管强度小于1／pfβQ时，会合谋以取得更多收益。

当企业选择合谋时，将按照利润最大化原则进行生产。由于采取低成本的垃圾处理方式，此时的垃圾处理量即污染转移量，对Q求导：

解出最优垃圾处理量为：

对上式进一步关于θ，δ，β求导：

可见，企业的最优污染转移量Q∗与行贿比例θ正相关。企业的行贿比例越高，反映出政企合谋的程度越高，即随着政企合谋程度的加深，该地区的污染转移量越多，对周边地区造成的环境污染越严重。中央监管强度和社会监督强度影响着企业的污染转移量，监管力度越强，污染转移量越少；反之，监管力度越弱，污染转移量越多。由此，提出如下命题：

命题1：地方政府与垃圾处理企业的合谋加剧了地区污染转移。企业的行贿比例越高，则该地区政企合谋的程度越高，污染转移量越多；反之亦然。

命题2：中央监管强度和社会监督强度影响着企业的污染转移量，监管力度越强，污染转移量越少，反之亦然。

（2） 地方政府

合谋时的收益为：

不合谋时的收益为：

合谋条件为：

解得当地方政府认为其可能遭受的声誉损失小于合谋收益时，将与企业合谋，进一步求解得：

即地方政府认为中央政府的监管强度小于时，会选择合谋。

若地方政府与企业合谋，将选择最优行贿比例以最大化效用，对θ求导：

解得最优行贿比例为：

上式说明最优行贿比例θ∗与中央监管强度和社会监督强度呈负相关关系。中央政府和社会的监管力度越强，行贿比例越低，政企合谋的程度也越低。

（二）地方政府间的博弈分析：囚徒困境

假设信息完全对称 （图1），M＞Y＞X＞N。在该博弈中，每个政府都有两种可选择的战略：污染转移或不转移。对于政府甲而言，不论政府乙选择什么战略，其占优战略都是 “转移”；对于政府乙而言，反之亦然。最终，甲乙博弈的结果将形成纳什均衡（转移，转移），分别获得X的支付。

环境污染转移的 “囚徒困境”，反映的是中国城市 “垃圾围城”的治理窘境。地方政府作为一个理性而追求私利的政府，在城市垃圾处理能力接近饱和的情况下，有极大概率将城市垃圾转移到周边地区。但是，污染转移并不能从根本上解决问题，反而会导致周边地区的环境污染。以长江为例，长江中下游流域的治理涉及安徽、江苏、上海等诸多省份，但地方政府为了私人利益，对企业在长江上的垃圾倾倒行为姑息纵容，最后导致长江的水体污染越发严重，使本省和邻省的生态环境持续恶化。要破解污染转移的“囚徒困境”，地方政府必须由竞争转为合作，才能合力解决区域垃圾处理、环境污染问题。

图1 地方政府间的 “囚徒困境”

三、政企合谋影响污染转移的实证分析

（一）模型的构建

1.基本模型

为检验政企合谋、中央监管等对地区污染转移的影响，本文以地区污染转移量为被解释变量，政企合谋程度、中央监管强度、社会监督强度为核心解释变量构建回归模型。其中，地区污染转移量为生活垃圾清运量与无害化处理量之间的差额，政企合谋程度、中央监管强度和社会监督强度分别以每百万人口职务犯罪立案数、环境污染治理投资总额和文盲率为代理变量。

何德文等人 （2005）［23］认为影响城市生活垃圾产生量的因素可以分为内在因素、自然因素、个体因素和社会因素等4类，且内在因素占主导地位。在其他条件不变的情况下，城市规模越大，聚集人口越多，居民生活水平越高，垃圾产生量也越多。同时，考虑到垃圾无害化处理量与无害化处理能力挂钩，因此，本文选择地区生产总值、年末居住人口、人均消费性支出和垃圾无害化处理能力作为控制变量，并对部分变量进行对数化处理①污染转移量因部分原始数据为0，文盲率本身为百分比数据，故没有进行对数化处理。，得到如下基本模型：

其中，i和t分别表示省份和年份，Pollution表示地区污染转移量，cor为每百万人口职务犯罪立案数，inv为中央政府环境污染治理投资总额，illiteracy为文盲率，gdp，p，ce，a分别代表地区生产总值、年末居住人口、人均消费性支出和垃圾无害化处理能力，α为个体固定效应，λ为时间固定效应，e是随机扰动项。

2.分位数回归模型

分位数回归的思想最早由Koenker和Bassett于1978年［24］提出。该理论以残差绝对值的加权平均为最小化目标函数，相较于均值回归，其结果更为稳健，不易受极端值影响。其基本模型如下：

其中，xi和βθ均为K×1的向量，qθ（yi｜xi）表示y在分位点为θ时的条件分位函数。此时，参数估计目标为加权误差绝对值之和最小，即

尽管更多的分位点能够提供更多的信息，本文仅选取0.25，0.5，0.75三个代表性的分位点进行分位数回归。

（二）变量说明

本文以2003—2015年中国30个省 （市、自治区）的面板数据为研究对象。由于部分数据缺失，不包括港澳台及西藏地区。主要数据来源为 《中国统计年鉴》、《中国城市建设统计年鉴》、《中国检察年鉴》和中国经济与社会发展统计数据库。相关变量具体说明如下：

1.地区污染转移量Pollutionit：表示i省t年的污染转移量，单位为万吨。由生活垃圾清运量与无害化处理量计算得出，其原始数据均来自于 《中国城市建设统计年鉴》。

2.政企合谋程度corit：表示i省t年每百万人职务犯罪立案数，单位为件／百万人。政企合谋程度与地区污染转移量呈正相关关系，政企合谋程度越高，污染转移量越多，反之亦然。职务犯罪立案数的原始数据来源于 《中国检察年鉴》，各省份人口数量数据来源于 《中国统计年鉴》。

3.中央监管强度invit：表示t年中央政府环境污染治理投资总额，单位为亿元。由于所有省份面临着相同的中央监管强度，因此该数据在各省份之间并无差别。一般而言，中央监管力度越强，地区污染转移量越少，其原始数据来源于 《中国统计年鉴》。

4.社会监督强度illiteracyit：表示i省t年文盲人口占15岁及以上人口的百分比。通常文盲率越低，公众受教育水平越高，对环境污染的认知越清楚，越能督促地方政府采取保护措施，污染转移量相应地也越少。其原始数据来源于 《中国统计年鉴》。

5.地区生产总值gdpit：表示i省t年的地区生产总值，单位为亿元。地区生产总值与垃圾产生量密切相关，gdp越高，城市规模通常越大，垃圾产生量也越多。在无害化处理能力不变的情况下，垃圾产生量的增多必然导致污染转移量的增加。gdp的原始数据来源于 《中国统计年鉴》，并以2003年为基期计算出各省的实际gdp。

6.年末居住人口pit：表示i省t年的年末居住人口，单位为万人。年末居住人口通常与污染转移量呈正相关，年末居住人口越多，垃圾产生量越多，污染转移量也越多，其原始数据来自 《中国统计年鉴》。

7.人均消费性支出ceit：表示i省t年的城镇居民人均消费性支出，单位为元。城镇居民人均消费性支出越多，垃圾产生量越多，污染转移量也会相应增加，其原始数据来源于 《中国统计年鉴》。

8.垃圾无害化处理能力ait：表示i省t年的垃圾无害化处理能力，单位为万吨。垃圾无害化处理能力与地区污染转移量呈负相关关系，无害化处理能力越强，无害化处理量越多，污染转移量也就越少。其原始数据来源于 《中国城市建设统计年鉴》。

（三）实证检验

1.双向固定效应模型分析

在回归之前，本文首先对模型进行了面板设定的F检验，结果在1%的显著水平上拒绝了模型无个体效应的原假设，混合回归并不适用。在模型效应选择上，由于无法明确不随时间变化的变量是否与其他变量相关，故选择固定效应模型。表1给出了固定效应模型和双向固定效应模型的回归结果。

在不考虑时间效应的回归模型中，政企合谋变量的估计结果并不显著，且符号与预期不符，说明简单的固定效应模型是不合适的。对模型进行时间效应的F检验，结果在1%的显著水平下拒绝 “无时间效应”的原假设，说明应在模型中包括时间效应。加入时间效应后，模型的拟合优度显著提高，各解释变量系数的方向也与预期相符。除政企合谋变量和人口变量不显著外，其他变量在1%的水平下均十分显著。

（1）政企合谋程度。政企合谋变量的回归系数为9.789，符号与预期相符，但并没有通过显著性检验。模型的回归结果初步印证了命题一，即政企合谋加剧了地区污染转移。在显著性方面，本文认为回归结果不显著的原因在于，政企合谋与地区污染转移可能存在双向影响。垃圾处理企业通过行贿与地方政府合谋，以低成本的方式对垃圾进行处理，进而导致污染转移的发生。同时，污染转移使垃圾处理企业和地方政府获得的额外收益，将驱使双方进行更深层次的合谋。因此，本文认为内生性问题导致了回归结果不显著。

（2）中央监管强度与社会监督强度。中央监管强度与社会监督强度的回归系数分别为-414.529和-14.631，均通过了1%水平上的显著性检验。回归结果证明了命题2的正确性，即中央和社会的监督力度越强，污染转移量越少。同时，由回归结果可知，中央监管比社会监督能够更有效地减少地区污染转移。

（3）其他控制变量。GDP、人口和人均消费性支出的增加将会对地区污染转移产生促进作用，基本符合预期。大多数研究都用GDP来衡量地区的经济发展水平。随着经济发展水平的不断提高，居民可供选择的消费品种类日益繁多，消费的同时也造成垃圾产生量的几何式增长，进而导致污染转移量的增多。同理，聚居人口越多，人均消费性支出越多的地区，经济会相对发达，城市规模也相对较大，垃圾产生量和污染转移量也相应较多。同时，无害化处理能力的系数在1%的水平下显著为负，说明无害化处理能力的提高能够有效减少地区污染转移量，与预期一致。人口对污染转移量的促进作用不显著，可能也是因为模型的内生性问题。

表1 普通面板回归结果

为解决内生性问题，本文选择滞后一期的政企合谋变量作为工具变量。前期的合谋行为与当期的合谋行为密切相关，但无法对当期的污染转移产生影响①假设当期的政企合谋只影响当期的污染转移，不存在跨期合谋。，因此适合作为工具变量。表2给出了使用工具变量的2sls回归结果。

在进行回归之前，本文首先进行了Hausman检验，结果在1%的显著性水平上拒绝 “所有解释变量均为外生”的原假设，说明模型存在内生性问题。加入工具变量后，由回归结果可知，模型的拟合优度和回归系数方向并没有发生改变。除政企合谋变量外，其他变量的显著性均有明显提高。

考虑内生性问题后，政企合谋变量对地区污染转移的影响依旧不显著，本文认为可能是受到极端值的影响，导致均值回归的结果不够稳健。因此，本文将使用分位数回归模型进一步探讨政企合谋与污染转移间的关系。

表2 加入工具变量的2sls回归结果

2.分位数回归模型分析

为排除极端值干扰，进一步考察政企合谋对地区污染转移的影响，本文选取0.25，0.5，0.75三个代表性的分位点进行分位数回归。表3给出了不同分位点的回归结果。

（1）政企合谋程度。政企合谋变量在各分位点的回归系数均通过了1%的显著性检验，且随着分位数的增加，回归系数呈递增趋势。在25%的高污染转移地区，政企合谋程度每增加1%，污染转移量平均增加123.517万吨；但在25%的低污染转移地区，政企合谋程度每增加1%，污染转移量仅平均增加43.32万吨。与普通面板模型相比，分位数回归模型的系数更加显著，进一步证明了命题一的正确性，即政企合谋会加剧地区污染转移。同时，由分位数回归结果可知，随着污染转移量的增加，政企合谋对污染转移的影响也逐渐增强。本文认为，得出这样的结论是因为在污染转移的低分位阶段，地方政府面临着较小的垃圾处理压力，与企业合谋的动机不强。尽管受经济利益驱使，与部分企业存在合谋行为，但合谋程度普遍不深。对垃圾处理企业而言，由于地方政府的合谋意愿不强，所以仅有小部分企业选择与地方政府合谋，多数企业会绕开政府，直接选择外地处理方式。因此，由政企合谋引起的污染转移量相对较少，大部分的污染转移来自于企业的自发行为。在污染转移的高分位阶段，地方政府面临着较大的垃圾处理压力。与垃圾处理企业合谋，默许企业的外地处理方式，不仅能够解决 “垃圾围城”的困境，还能获得额外的经济利益。同时，垃圾处理企业得到地方政府的默许，将 “名正言顺”地采用外地处理方式，获得更多的超额利润。在高分位阶段，合谋对于政府和企业是一个双赢行为，所以政企合谋对污染转移的影响较大。

（2）中央监管强度与社会监督强度。中央监管强度和社会监督强度在各分位点上显著为负，且随着分位数的增加，其对污染转移的影响逐步增大。在25%的高污染转移地区，中央监管强度每增加1%，污染转移量平均减少222.953万吨；但在25%的低污染转移地区，政企合谋程度每增加1%，污染转移量仅平均减少124.519万吨。分位数回归的结果表明，中央监管强度和社会监督强度的提高能够显著降低地区污染转移量，进一步印证了命题2的正确性。且随着污染转移量的增加，监管力度对地区污染转移的抑制作用也逐渐增强。由上部分的分析可知，在污染转移的低分位阶段，地方政府和企业的合谋动机不强，且污染转移大部分来自于企业的自发行为。中央监管强度和社会监督强度的增强，虽然能够有效减少政企合谋行为，但并不能阻止企业自发的污染转移，因而监管力度的提高对污染转移的影响相对较小。在污染转移的高分位阶段，政企合谋所引起的污染转移占大部分。随着监管力度的提高，地方政府的政治压力逐渐增大。为保护自己的政治地位，地方政府会要求垃圾处理企业减少污染转移行为，因此污染转移量会大幅减少。

（3）其他控制变量。GDP和年末居住人口的回归系数在各分位点上均显著为正，说明GDP和年末居住人口对地区污染转移量具有明显的促进作用，且这种促进作用随分位数的提高逐渐增强。在污染转移低分位处，通常为经济相对落后，居住人口较少的地区。由于经济基础弱，人口基数小，其百分比增加引起垃圾产生量和转移量的增长并不显著。在污染转移高分位处，一般为经济实力雄厚，居住人口众多的地区。GDP和人口的百分比增加，会引起垃圾产生量几何式增长，进而导致污染转移量的成倍增多。因此，GDP和人口在高分位处对污染转移的促进作用更加显著。

城镇居民人均消费性支出的回归系数从低分位到高分位均显著为正，但随着分位数的提高，系数由55.339逐渐降低到22.846，说明人均消费性支出对污染转移的影响随污染转移量的增多逐步减少。本文认为，在污染转移高分位处，尽管垃圾产生量和转移量较多，但所处地区经济相对发达，居民的环保意识较强，因此抵消了一部分因人均消费性支出提高而造成的污染转移。在污染转移低分位处，居民环保意识普遍偏弱，其抵消效应不强，所以人均消费性支出的提高对污染转移影响较大。

垃圾无害化处理能力在各分位点的回归系数分别为-33.56，-117.374和-158.684，均通过了1%的显著性检验，且随着污染转移量的增加，无害化处理能力对污染转移量的抑制作用逐渐增强。在污染转移的低分位处，地区经济不够发达，市容环卫专用车辆等基础设施较少，无害化处理能力处于一个较低水平。因而其百分比增加对于污染转移量的抑制作用较弱。相反地，污染转移高分位处的地区，其无害化处理能力本身处于较高水平，所以无害化处理能力的提高对减少污染转移量效果显著。

表3 分位数模型回归结果

续前表

四、结论与建议

（一）主要结论

本文以博弈分析为基础，选取2003—2015年的省际面板数据，运用双向固定效应模型和分位数回归模型，对政企合谋和污染转移间的关系进行实证分析，主要得到以下结论：

1.地方政府和垃圾处理企业的合谋加剧了地区污染转移，政企合谋的程度越高，污染转移量越多。并且，随着污染转移量的增加，政企合谋对污染转移的影响逐渐增强。

2.中央监管强度和社会监督强度影响着企业的污染转移量，监管力度越强，污染转移量越少，但中央监管对污染转移的影响大于社会监督。此外，监管力度对污染转移的抑制作用随污染转移量的增加而增强。

3.GDP、年末居住人口和人均消费性支出的增加都会促进地区污染转移量的增多，而垃圾无害化处理能力的提高则会减少地区污染转移量。同时，分位数回归模型的结果表明，GDP、居住人口和无害化处理能力对污染转移的影响随污染转移量的增多而增强，但人均消费性支出对污染转移的影响随污染转移量的增多而逐渐减弱。

（二）政策建议

1.推进垃圾异地处理合法化，规范垃圾跨界清运处置行为。城市生活垃圾通常应按照就地就近原则进行处置，但本地不具备垃圾处理设施、条件或处置成本较高的，可以经有关部门依法批准后，在本省域异地或跨省域转移处置生活垃圾。部分地方政府因垃圾无害化处理能力有限，被迫与企业合谋以解决“垃圾围城”的困境。但垃圾异地处理合法化后，地方政府可以通过正规渠道解决自身能力不足的问题，有效地减少了政企合谋的产生。同时，在垃圾跨界转移处置的过程中，有关部门应严格规范地方政府的行为，要求转出方和转入方对转移线路、时间、运输方式、污染防治措施、垃圾处理方式等协商一致，严禁在转出过程中私自随意丢弃、遗撒、倾倒、处置生活垃圾。

2.加强中央对地方政府的监管，完善公众和社会组织参与机制。中央监管强度的提高，一方面会增加政企合谋的风险，降低地方政府与企业合谋的欲望；另一方面也会促进公民环保意识的提高，形成“全民环保”的社会氛围，迫使企业减少污染转移行为。因此，加强中央监管并对地方政府的违法行为予以严惩，将会有效减少政企合谋行为，降低地区污染转移量。同理，完善公众和社会组织参与机制，一方面可以作为中央监管的补充，扩大监管范围，另一方面也有利于提升公众对环保问题的关注度和参与热情，促使地方政府和企业规范自身行为，从而减少污染转移量。

3.加快垃圾处理设施建设，提高垃圾无害化处理能力。污染转移的产生，既是地方政府受经济利益驱使的必然结果，也是受自身处理能力制约的无奈之举。加大生活垃圾无害化处理设施建设力度，提高本地区垃圾无害化处理能力，可以从根本上解决地方政府 “垃圾围城”的困境，减少污染转移现象的产生。同时，考虑到不同区域的实际情况，有关部门应该优先支持目前处理能力较弱的城市加快建设，缩小不同地区垃圾处理水平的差距，促进区域协同发展。

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