地方政府竞争、金融发展与二氧化碳排放的异质模式

逯进 冷书心

摘 要：异质性环境规制对二氧化碳排放具有差异化影响特征。基于2002—2020年中国省域面板数据，应用有限混合模型，解析了地方政府竞争和金融发展作用下，异质性环境规制对二氧化碳排放作用的特征。研究结果表明：（1）异质性环境规制对二氧化碳排放的影响可以被客观划分为两种模式，模式一下，市场型环境规制与命令型环境规制均表现出显著的增碳作用，自愿型环境规制无法显著影响二氧化碳排放，模式二下，市场型环境规制与自愿型规制均能够抑制二氧化碳排放，且与模式一相比，命令型规制工具的增碳效应有所削弱；（2）金融发展水平的提高会有效促进三种环境规制的抑碳效应，但地方政府竞争的加剧则不利于环境规制的减碳效应；（3）考察期内约有三分之二的省份经历了模式转换，考察期末绝大多数省份处于模式二。

关键词：异质性；环境规制；碳排放；有限混合模型

［中图分类号］ F205；F062.1 ［文章编号］ 1673-0186（2023）003-0028-018

［文献标识码］ A     ［DOI编码］ 10.19631/j.cnki.css.2023.003.003

随着“十四五”时期碳达峰碳中和的目标成为推动高质量发展的内在要求，坚持走生态优先、绿色发展之路，也就成为我国立足新发展阶段、贯彻新发展理念、构建新发展格局的必然选择。坚持走生态优先、绿色发展之路，是我国立足新发展阶段、贯彻新发展理念、构建新发展格局的必然选择。然而，一直以来我国以“富煤少气缺油”为特征的禀赋条件和以“三高一低”为主的生产结构体系没有发生根本性转变。因此，深入推进环境友好型、资源节约型社会建设，积极探寻更加高效的环境政策体系，促进经济社会的绿色转型发展、实现生态环境根本性改善，进而构建以低碳发展为显著特征的新经济增长路径势在必行。按此目标，回顾21世纪以来绿色发展之路，从环境治理思路看，我国已逐步形成了命令控制型与市场激励型环境规制为主、公众参与型环境规制为辅的环境规制体系。但如何更加充分有效发挥这些环境规制工具的效能，助力我国实现经济绿色高质量发展，成为亟待解决的现实问题。因此，考虑到当前我国正处于实现“双碳”目标的关键时期，如何实现经济增长与减排增效的协调发展是当前的重要工作之一。

一、文献综述

环境规制工具对二氧化碳排放存在显著效用，而地方政府竞争与金融发展则通过影响环境规制工具中的政府与企业两方主体，对其作用机制施加影响。因此，文章将从环境规制对二氧化碳排放的影响、政府竞争对环境规制的影响以及金融发展对环境规制的影响三个方面展开文献梳理与总结述评。

（一）环境规制对二氧化碳排放的影响

梳理环境规制与二氧化碳排放关系的文献可以发现，围绕这一话题主要有两类研究视角。

第一，环境规制对二氧化碳排放的直接效用，其主要围绕“绿色悖论”和“倒逼减排”两种效应展开。“绿色悖论”效应最早由辛恩（Sinn）提出，他认为严厉的环境规制会导致化石能源的加速开采和消费，从而增加二氧化碳排放；“倒逼减排”效应则认为政府会采取征收碳税等措施以提升污染企业生产成本，从而抑制其对化石能源的需求。基于我国数据的研究大多表明，我国环境规制与碳排放之间呈现先促进后抑制的倒“U”型关系，即拐点前存在“绿色悖论”而拐点后则体现“倒逼减排”效应［1-3］，存在显著的门槛效应［4］。

第二，环境规制对二氧化碳排放的间接效用。既有研究认为环境规制可能通过技术创新、产业结构、能源消费结构和外商直接投资等路径作用于碳排放［5］。首先，环境规制与技术创新密不可分，主流研究认为环境规制对技术创新存在“遵循成本”效应和“创新补偿”效应。合理的环境规制被认为对技术创新具有重要促进作用［6］，且不同类型的环境规制产生的作用效果并不相同［7］。命令型环境规制在一定范围内显著促进技术创新，公众型环境规制对技术创新总体表现为促进作用，但是效果不明显［7］，相比之下，市场激励型环境规制更适合我国国情，而严厉的行政处罚会阻碍绿色技术创新［8］。其次，从产业结构角度看，一方面环境规制不但对产业结构调整产生了“遵循成本”和“创新补偿”等间接影响，还会通过“需求倒逼”效应产生直接作用［9-10］；另一方面环境规制会通过贸易升级对产业结构调整产生积极的间接效应［9］，从而影响碳排放。此外，从能源供需结构视角看，政府积极利用环境规制工具直接干预高耗能企业的能源投入，强制企业降低能源投入强度，促使能源结构向低碳化转变。一旦这一趋势形成明确的市场信号，则使得能源开采企业形成有关环境规制持续加强的预期，短期内反而会增加高碳能源的开采与供给，使能源消费结构向高碳化转换。最后，环境规制会影响外商直接投资的技术溢出效应、本土企业吸收能力效应与资本积累效应［1］，并最终作用于二氧化碳排放治理。

已有诸多研究探讨了影响环境规制效能的因素，如经济发展水平、产业结构、能源强度以及市场化水平等，然而鲜有文献从政府竞争与金融发展双视角对上述问题进行讨论。

（二）政府竞争对环境规制的影响

地方政府作为环境规制政策的实施主体，其竞争行为能够直接影响异质性环境规制工具的政策效果。我国地方政府间的竞争相对明显，这主要源于锦标赛制的晋升模式激励，进而在环境规制方面形成政府间“标尺竞争”态势，进而影响二氧化碳排放［11］。部分学者认为，出于获取更多經济资源和政治利益的动机，地方政府往往会将环境规制视为争夺流动性资源的工具［12］，进而加剧地方政府之间的竞争与冲突。换言之，各省份倾向于向规制较为宽松的省份看齐，形成“逐底竞争”模式［13-16］。但赵霄伟［17］认为，并无足够证据支持地方政府间的环境规制行为存在“逐底竞争”，故地方政府间环境规制的“逐底竞争”仅仅是局部性问题而非整体性问题。而随着政绩考核机制的多元化调整，地方政府的竞争策略将逐步转向“逐顶竞争”，与之相随的是地方政府对于异质性环境规制工具的选择及其实施（支持）力度存在差异化偏好。伴随着地方政府锦标赛竞争制度带来的经济发展，社会公众对环境改善的需求不断增长，地方政府会制定和实施更严格的环境标准。由此，地方政府竞争与环境规制形成双向发展态势，地方政府竞争对环境规制产生了良性的促进作用［18］。事实上，近年来我国总体碳排放增速放缓，碳减排成效明显，这与地方政府积极运用环境规制政策行为密切相关。

（三）金融发展对环境规制的影响

地区金融发展水平的改善同样能够影响环境规制的效果。从宏观层面看，在“双碳”目标与经济高质量发展相互耦合的现实背景下，治理碳排放需要对产业结构进行根本性变革，地区金融发展水平上升意味着金融机构能够有效优化金融资源配置，引导金融资源流入重污染、高耗能行业，进而加大环境资本投资力度，助力环境规制发挥功效［19］。而从微观层面看，根据波特假说，设计合理的环境规制会激发企业的技术创新行为，以实现自身环境绩效的有效改善。然而技术创新具有高投入、高风险与长周期等特征，这对企业研发资金投入提出了较高要求，金融发展则可以有效缓解由异质性环境规制诱发的企业融资约束困境［20-21］。具体而言，环境规制执行强度上升会给企业带来生产成本压力，而随着治污成本的上升，企业可能选择投入研发资金进行技术创新来降低生产成本以期获得“创新补偿”或者“遵从成本”，以此购置设备进行前端生产改进和末端污染治理，以应对严格的环境规制。地区金融发展水平提高不仅有助于金融机构扩大融资规模、丰富融资产品种类，也有助于增强其信息处理能力、规避信贷风险，最终改善企业信贷可得性以应对环境规制［19-21］。

（四）小结

回顾既有文献可以发现，现有研究多集中于讨论环境规制对二氧化碳排放的作用机制与效果。由于我国的环境规制工具划分为不同类型，因而不同环境规制工具的作用又具有异质性，但现有研究并没有对此得出明确的结论。一方面环境规制的实际执行效果多取决于地方政府，因此地方政府竞争与环境规制之间的关系得到广泛关注，并且大部分研究认为政府间环境规制表现出“逐底竞争”。另一方面严格的环境规制会促使企业进行创新和产业结构转型，现有研究充分证明，金融发展能有效纾解企业的融资约束，促进环境规制政策效应的发挥。值得重点关注的是，在探讨区域碳排放模式差异方面，现有研究多会基于地理位置等客观条件进行先验分组，未能客观设定一个合理可信的客观区域分组模式，以揭示异质性环境规制对区域间碳排放影响的客观差异，亦忽略了各省份碳排放模式及其影响因素可能存在的动态变动。

基于上述背景回顾及对相关现实问题的基本思考，同时结合本文研究主题和逻辑，本文将对三类问题作出解析：第一，中国省域异质性环境规制对二氧化碳排放影响是否存在差异？如果存在，那么可以客观划分为几类模式？第二，针对差异化的环境规制模式，地方政府竞争与金融发展对此产生了何种作用？作用的具体特征是什么？第三，各省份是否会出现碳排放影响模式的转变？为深入理解上述三类问题的核心本质，本文利用有限混合模型，引入金融发展与地方政府竞争作为伴随变量，探究不同环境规制工具对二氧化碳排放的异质性作用。

二、模型设定与变量说明

梳理文献思路可知，不同的环境规制工具对二氧化碳排放的作用存在异质性，而在其作用机制中，地方政府竞争与金融发展存在显著的影响作用，并进一步驱动了异质性作用的模式划分。因此文章将构建基准回归模型与有限混合模型进行实证分析。

（一）传统模型

基于文献梳理，本文将命令控制型环境规制（cer）、市场激励型环境规制（mer）以及自愿型环境规制（per）三种环境规制工具纳入研究框架内，作为关键解释变量。二氧化碳排放量（lnco2）作为被解释变量。此外，参照既有研究［22-26］，本文引入经济增长（lnGDP）、技术进步（tec）、产业结构（is）、能源消费结构（es）、城镇化水平（urb）、劳动者素质（edu）、外商直接投资（lnFDI）等影响二氧化碳排放量的因素作为控制变量。由此本文设定如下基准回归模型：

lnco2=α0+α1cerit+α2merit+α3perit+λMit+εit（1）

其中，i代表省份，t代表时间；Mit代表控制变量；α1、α2、α3、λ分别反映命令型、市场型、公众型环境规制以及控制变量对二氧化碳排放影响的强度；εit代表扰动项。

（二）有限混合模型

区别于传统增长模型，有限混合模型将不同地区之间不可观测的异质性纳入半参数框架加以考虑，故本文引入联合正态分布决定的有限混合模型对异质性环境规制与二氧化碳排放量之间的作用进行研究。借鉴刘贯春等［27］的研究，以2组别有限混合模型为例，具体表达式如下：

Group1：y=xβ1+M+ε1ε1～N（0，σ）（2）

Group2：y=xβ2+M+ε2ε2～N（0，σ）（3）

其中，y代表被解释变量；x为解释变量矩阵，待估计系数矩阵为βj（j=1，2）；M为控制变量；ε1和ε2分别代表对应的标准差分别为σ1和σ2的独立同分布的零均值正态分布。特别地，在两个不同组别中，β1和β2在10%的统计水平应显著不相等，以刻画解释变量x在不同组别中所承担的差异化作用，否则模型（2）（3）将退化为单方程模型（1）。

在模型（2）（3）中，不同省份隶属于某个组別的概率仅依赖于被解释变量y和解释变量x之间的拟合优度。除此之外，为考察模式划分背后的决定因素，在此基础上可以添加一系列伴随变量z来解释不同组别之间的二氧化碳排放差异。给定省份i，考虑如下广义形式的正态分布有限混合模型：

f（y|x，z，Θ）=∑πj（z，αj）fj（y|x，z，βj，σj）（4）

其中，J代表模式数量，z代表伴随变量矩阵，对应的待估系数矩阵为αj，σj为模式j的残差项标准差，πj（z，αj）代表省份i隶属于模式j的概率，fj（y|x，z，βj，σj）为路径j中被解释变量y的条件分布。

假定不同省份隶属于模式m的概率可以用多元Logit 模型来刻画，即：

πm（z，αm）=（5）

此时，可以采用极大似然法对模型（4）进行参数估计，对应的对数极大似然函数为：

logL=∑logf（y|x，z，Θ）=∑log［∑πj（z，αj）∏fj（y|x，z，βj，σj）］（6）

随后，利用经验贝叶斯准则，不难得到省份i隶属于模式m的概率为：

（m|zi，yi）=（7）

从而，各省份被归类到隶属概率最大（高于0.5）的模式。此时，所有省份隶属于模式m的整体概率为：

Pm=（8）

不过，尽管大多数情况下后验概率接近1，但这种内生分类依旧存在误判的情形，有限混合模型的整体误判偏差为：

V=1-（9）

特别地，在对式（4）进行估计时，模式数量J事先无法预知，故本文借鉴Liu（2020）的做法，利用赤池信息准则AIC和AIC3、贝叶斯信息准则BIC、修正的赤池信息准则CAIC对最优路径数目进行确定①。

（三）变量说明

1.被解释变量

二氧化碳总排放量（lnco2）。二氧化碳排放源自于化石燃料的燃烧，而通过文献梳理发现，大多数研究使用IPCC提供的碳排放系数估算碳排放总量，本文也应用这一方法核算碳排放量：

EC=ECi=αiEi

其中EC表示估算的化石燃料燃燒带来的二氧化碳排放总量；i表示能源消费种类，包括煤炭、焦炭、煤油、汽油、柴油、燃料油和天然气7种；Ei表示第i种能源消费量；αi表示第i种能源碳排放系数，表示二氧化碳分子量与碳分子的比值。关于αi的取值选取IPCC《国家温室气体排放清单指南》的相关数据，具体数值如表1所示。

2.解释变量

参考国内学者对环境规制的研究成果，环境规制作为一种行政手段，其政策工具有以下三种。第一，市场激励型环境规制（mer），“看不见的手”为排污企业提供市场信号，其中排污费制度是我国实施较早、政策稳定的环境规制手段，故本文选取排污费入库额对数值作为代理变量；第二，命令控制型环境规制（cer），以环境行政处罚案件数对数值作为代理变量；第三，自愿型环境规制（per），是社会公众为防止损害自身或公共环境权益而进行的监督和诉讼行为，基于数据可得性，本文选取环境新闻报道数对数值来衡量。

3.控制变量

考虑到影响二氧化碳排放量增长的因素众多，除异质性环境规制外，本文引入如下控制变量：（1）经济增长（lnGDP），以各省GDP对数值表示，（2）技术进步（tec），以专利申请授权数的对数值表示，（3）产业结构（is），以第三产业与第二产业的比值表示，（4）能源消费结构（es），以煤炭消费量与能源总消费量的比值表示，（5）城镇化水平（urb），以年末城镇人口占总人口的比重表示，（6）劳动者素质（edu），以人均受教育年限表示，（7）外商直接投资（lnFDI），以FDI数值取对数表示。上述数据主要来自各省统计年鉴、《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》以及国家统计局数据等。

4.伴随变量

在引入伴随变量之前，首先要明确伴随变量与控制变量之间的区别。控制变量用来在多元回归分析中控制其他因素对被解释变量的影响，伴随变量的作用在于解释各模式存在的原因。

由于各地区会以相邻省份和全国经济发展水平较高省份为标准进行竞争与赶超，因此本文以经济赶超水平（ecu）作为地方政府竞争的代理变量［11，28］，并参考缪小林［29］的方法度量经济赶超水平，其具体计算公式如下：

ecu=×（11）

为衡量地区金融发展水平，本文选择金融发展指数（fd）作为其代理变量，以地区金融机构存贷款余额与GDP的比值进行表示。

5.变量描述性统计

如表2所示。

三、实证分析

在构建基准回归模型进行全样本分析环境规制工具对二氧化碳排放的异质性作用的基础上，引入带有地方政府竞争与金融发展做伴随变量的有限混合模型，进一步探究异质性作用机制的模式分类与伴随变量的具体作用。另外，文章对环境规制工具的异质性作用进行了稳健性检验。

（一）基准回归

首先，如表3所示汇报了全样本分析结果，估计结果显示，三种环境规制工具均能显著对二氧化碳排放产生影响，其中市场激励型环境规制mer和自愿型环境规制per对碳排放起抑制作用而命令控制型环境规制cer对碳排放起促进作用。

1．市场激励型环境规制与二氧化碳排放

从本文的实证结果看，全国市场激励型规制工具显示为显著抑碳效果。市场型工具的制定与应用往往基于减排与发展双重目标，其实际上将环境视为一类生产要素，而排污费①的收取相当于企业使用环境要素所要承担的价格，企业追求利润最大化则会将边际成本调整为这一价格，这实际上为企业主动减少污染物排放提供了经济诱因［5］，给企业更大的灵活性和激励去实现技术创新和产业转型。

就我国实际而言，一方面政府通过补贴、税收优惠等政策弥补企业的环境规制成本，支持企业进行环保技术创新，从而实现源头及过程治理。相较于末端治理，源头治理能更有效降低单位产出的污染物排放，节约企业成本。另一方面，有效的市场激励型环境规制意味着存在较为完善的市场机制以及较高的对外开放水平作为支撑，大量资源节约型与环境友好型的外商企业涌入，而本土企业通过“学习效应”则会更新清洁生产技术，改良生产设备，充分实现环境规制溢出效应的最大化。

2．命令控制型环境规制与二氧化碳排放

本文实证结果显示，命令控制型政策工具在全国范围内为促进碳排放起到了作用。这是因为命令型政策工具一般由政府主导，具有强制性、“一刀切”的性质，其主要通过法律和行政法规来实施，而这一过程往往忽略了企业减排能力的差异性。一方面，为了快速达到政府制定的排污目标，企业通常会选择于生产末端购置设备进行污染治理［5］，而这也是当前我国较为普遍的治理措施，并没有从根本上提升企业的技术创新能力，不利于抑制二氧化碳排放。另一方面，基于政府发布的强制性指标，企业往往会选择从利润中抽出部分资金进行排污治理，因此多会选择扩大生产来抵消这部分利益损失，短期内反而会对碳排放量产生正向影响［30］。

3．自愿型环境规制与二氧化碳排放

从实证结果看自愿型规制工具显示为显著抑碳作用。一般而言，自愿型环境规制工具依赖于环保组织、新闻媒体、公民等第三方参与社会监督，利用公众媒体的力量通过多渠道向企业施加压力，使得企业自愿降低污染排放。随着经济发展水平和居民素质的提升，公众对环境问题的关注度和参与热情正在逐渐增强，普通民众能够参与到对于环境污染的监督中，有助于政府的相关环保政策执行更加到位，从而抑制二氧化碳的排放增长。郑思齐等［31］研究发现公众环境关注度能够有效地推动地方政府更加关注环境治理问题，通过环境治理投资、优化产业结构等方式来改善城市的环境污染状况。

（二）稳健性检验

1.内生性检验

由于解释变量与被解释变量之间可能存在双向因果关系，本文运用系统GMM方法将解释变量——三类环境规制工具变量的滞后二期和差分项作为工具变量引入模型，进而检验可能存在的内生性问题，结果见表4第3列。可以发现，不同环境规制工具的系数显著性及符号未发生改变，由此证明基准回归结果稳健。

同时，为解决遗漏变量造成的估计偏误，本文借鉴干春晖等［32］的做法，用自变量与因变量的协同项解决控制变量不足造成的内生性问题。估计结果如表4第3列所示，與基准回归基本一致，说明基准回归是稳健的。

2.替换变量。

借鉴杨盛东等［33］的做法将市场型环境规制（mer）代理变量替换为环保投入的对数值，命令型环境规制（cer）代理变量替换为工业烟（粉）尘去除率等污染物治理比率构造的综合指数，自愿型环境规制（per）代理变量替换为群众上访批次的对数值，进而对基准回归进行稳健性检验。结果如表4第2列所示，不同环境规制工具的符号及显著性均未发生变化，证明本文基准回归结果稳健。

（三）主观分组检验

为更好检验有限混合模型客观分组的合理性和准确度，这里首先依据现有普遍做法，对研究对象进行主观分组。本文依据我国区域发展战略的界定，将全国划分为东、中、西三大区域①，表5汇报了主观分组的回归结果，限于篇幅，控制变量的回归结果不再列出。

结果表明，首先，经济相对发达的东部地区，其市场型和自愿型两类环境规制存在显著的抑碳效应；其次，中部地区与西部地区的市场型与命令型两类环境规制工具仍表现为明显的促碳效应，但西部地区自愿型环境规制工具的作用并不显著。总体来看，东部地区环境规制的实施效果显著好于中、西部地区。

进一步，可以通过Wald统计量进行联合检验，观察不同环境规制工具在样本间是否存在显著差异性，结果见表6。结果显示，市场型与命令型政策工具的异质性均通过10％水平的显著性检验，但自愿型环境规制并不显著，这表明按照地理位置对总体样本进行区域分类并不完全合理。从实际情况考虑，我国各省份之间经济发展水平、市场开放程度等因素存在明显差异，比如年均碳排放最大的省份（山东）与最小的省份（海南）同属东部地区，但二者的社会经济结构差异较大，若完全将其等同于一类，则很难实现对规制工具如何影响二氧化碳排放的准确刻画，造成结果偏差。为此，如下引用具有客观分类功能的有限混合模型解决这一问题。

（四）有限混合模型

1．最优模式判别

在估计有限混合模型前，首先需要利用AIC、AIC3、BIC及CAIC等信息准则判别最优模式数目，结果如表7所示。可以发现，无论是否加入伴随变量，环境规制影响二氧化碳排放的异质性模式均为2种。特别地，与无伴随变量的情况相比，在引入伴随变量后，信息准则的判别数值及误判偏差均有所下降，这说明加入伴随变量后，模型的整体拟合程度明显提高，且解释变量的回归系数精度显著增强。本文将未引入伴随变量的模式记为A和B，引入伴随变量后的模式记为C和D。

2．实证分析

通过最大期望算法（EM）对有限混合模型的似然函数进行估计，得到了如表8所示的2类别极大似然估计结果。

从未加入伴随变量的结果看，模式A中市场型规制工具和命令型规制工具分别在10%和1%的显著水平上促进碳排放，而自愿型规制工具并不能显著影响碳排放。模式B中市场型规制工具与自愿型规制工具分别在5%和1%的显著水平上抑制碳排放，命令型规制工具在5%的显著水平上促进碳排放，且其促碳效应相比较于模式A大幅度缩小。此外，模式A与模式B的隶属概率分别为39.8%与60.2%，表明模式B更契合大部分省份在考察期内的二氧化碳增长模式。

在引入伴随变量后，相较于基准模式C，模式D中市场型规制工具由促碳效应转变为显著的抑碳效应，命令型规制工具的促碳效应大幅缩小，自愿型规制工具由不显著转变为显著抑碳。同时，模式C和模式D的隶属概率分别为41.88%和58.12%，这说明考虑两类伴随变量的影响后，不同环境规制工具对二氧化碳排放的影响特征更契合模式D。此外，从伴随变量系数看，地方政府竞争显著为负，金融发展显著为正。上述结果意味着，金融发展水平的提高会增加各省份隶属于模式D的概率，并且有助于增强市场型与自愿型环境规制工具的抑碳作用、削弱命令型规制工具的促碳作用；而地方政府竞争程度的增强会降低样本隶属于模式B的概率，并且会弱化市场型与自愿型环境规制工具的抑碳作用、增强命令型规制工具的促碳作用。

上述结论的逻辑在于：

第一，对于市场激励型规制工具的效能而言，一方面，金融发展水平的提高为市场激励型规制工具发挥减碳效果提供了有力支撑。换言之，较为完备的金融体系不仅有助于弥补企业因购买环境要素使用权所付出的额外成本，也有助于其开展技术创新或购置先进设备以减少生产过程中的二氧化碳排放。具体表现为，发育健全完备的金融机构与中介组织能够有效优化金融资源配置，提高储蓄转投资的比例，进而缓解企业实施源头治理措施以及进行过程改进所面临的融资约束问题。同时竞争性的金融市场通常具备多元化的信息审查机制，这有助于减少投资者与企业之间的信息不对称，降低企业的融资成本。另一方面，由于经济绩效指标在地方政府政绩考核体系中占据较大比重，地方政府倾向于将降低环境规制强度视为竞争性最优策略。具体而言，由于市场型环境规制存在政府补贴，地方政府会参照、遵循其余规制强度较弱的地方政府确定规制强度，即减少政府补贴，进而不利于市场型规制工具发挥作用。

第二，在命令控制型规制工具的刚性约束下，污染企业往往无法选择最为适宜的减碳路径。过于严苛的环境标准会使减排成本较高的企业产生较大的成本，不利于其生产经营，而统一标准又会限制减排成本较低的企业为降低污染做出进一步努力，不利于生态环境的持续改善。金融发展虽然在一定程度上可以解决企业购置设备减排带来的融资问题，但并不能完全抵消其“遵循成本”效应。同时锦标赛竞争下的地方政府官员更倾向于通过降低规制水平来扩大招商引资，加大对本地资源的消耗［11］，宽松的命令型政策工具又会令企业有逃避减碳的倾向。

第三，自愿型环境规制实施过程中涉及主体众多，方式多样。一方面，有效的公民利益表达渠道是公众型规制工具发挥功效的重要前提［31］，在我国自上而下治理体系的现实背景下，单一的“GDP”竞赛模式会忽视公众对生态环境的需求，堵塞公民与政府之间的交流渠道，不利于自愿型规制工具发挥效用。若将环境考核纳入地方官员晋升机制，令地方政府竞争的绩效考核趋向多元化，扩大公民权利则有助于提高环境政策制定效率。另一方面，制度主义理论下，部分企业有意向利益相关者释放“环境友好”信号。若政府通过提供公共物品来吸引资本劳动等生产要素进行“趋良竞争”，提高地区的对外开放程度和资本引入，有利于激发企业参与环境行动的主观能动性［16］，确保环境规制体系的完整性和有效性。

3.模式转换

基于有限混合模型展示的隶属概率，进一步可以考察样本期内各省份异质性环境规制对二氧化碳排放影响的模式转换问题。如表9所示，加入伴随变量后，共有12个省份未发生模式转换，可以发现，东部沿海地区的大多数省份以及经济较为发达的省份从观察期始便处于较好的模式D未发生转换，而甘肃、青海两省则一直处于模式C未发生转换。其余18个省份发生了模式转换，分别为河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、安徽、福建、江西、河南、湖北、海南、四川、贵州、云南、陕西、宁夏、新疆。同时，如表8所示，相比于模式C，模式D下市场型与自愿型规制工具的抑碳作用有所增强，命令型工具的促碳作用也被大幅削弱。表9的结果也表明在观察期内大多数省份的二氧化碳排放转换到了较优的模式，可以说近20年来我国的环境规制政策对二氧化碳排放的影响正朝着有效抑制的方向转换。

为深入理解不同省份发生模式转换背后的内在逻辑，引入双侧T检验来对地方政府竞争与金融发展两类伴随变量在模式转换中的作用进行讨论。比较引入伴随变量后的模式C与更优的模式D，结果如表10所示，可以发现，两类伴随变量均发生显著变化，地方政府竞争的差分显著为负而金融发展的差分显著为正。结果表明金融发展水平的提高、以经济绩效指标为表征的地方政府竞争下降是促使各省份由模式C转向模式D的重要原因。这说明，在现实背景下提升金融发展水平、督促地方政府政绩指标多元化将会使不同的环境规制工具充分发挥抑制二氧化碳排放作用，对实现“双碳”目标具有现实意义。

进一步，图1展示了部分省份发生模式转换的时间点，可以发现绝大部分省份在2012、2013年发生了向更优模式的转换，这主要是因为国家发改委于2011年启动碳交易试点工作，2012年出台《温室气体自愿减排交易管理暂行办法》，形成了规范的碳市场管理机制。同时2012年作为“十二五”规划的重要年份，同年国际上召开多哈气候大会。在此背景下碳交易试点的启动具有重要的政策引导意义。而四川省与湖北省发生转换较早可能由于其旅游业较为发达。

四、結论与政策建议

本文基于有限混合模型讨论了不同环境规制工具对我国省域二氧化碳排放的异质性影响，主要结论如下：第一，异质性环境规制对我国省域二氧化碳排放的影响存在两种模式，模式一中市场激励型环境规制与命令控制型环境规制发挥了显著的促碳作用，自愿型环境规制无法显著影响二氧化碳排放；模式二中市场参与型与自愿型规制工具均能够抑制二氧化碳排放，且命令型规制工具的促碳效应有所削弱；第二，金融发展水平和地方政府竞争强度能够显著影响异质性环境规制与二氧化碳排放的关系。金融发展水平的提高有助于促进环境规制工具发挥抑碳效应，地方政府竞争程度的提高则起到相反的效用；第三，我国绝大多数省份处于模式二，且在样本期内发生了模式转换。

基于上述结果，考虑到近年来我国环境政策的具体实践经验，本文提出以下政策建议。

第一，重视利用市场激励手段实现减排目标。在东中部经济较发达地区灵活运用排污权交易、资源环境税等工具；发挥市场有效定价优势，推动全国统一碳交易市场的完善；加大环保补贴投入力度，促进企业绿色技术创新。较为落后地区则要逐步实现向市场激励型环境规制的改变，利用市场机制将经济发展外部性内部化。

第二，明确环保监督权限的划分，完善环保制度的制定，利用命令控制型环境规制工具整体降低环境恶化的风险。在经济发达地区可以适度加强环境执法力度，形成倒逼企业提升减排效率的外部压力，同时增强政府服务意识降低企业成本；对于较落后地区政府应加大对节能减排的转移支付，合理规划招商引资，强化环境标准，从源头控制污染内迁。

第三，政府应加强环保宣传教育，鼓励公众积极参与环境治理，进一步完善信息披露制度，保障公民环境信息的可获得性，畅通信息反馈与投诉渠道，建立政府、企业与公众共同参与减碳行动的多元机制，改变依赖行政问责处罚的行政命令型规制格局。

第四，重视差异化的政策引导，结合实际情况对不同类型、不同地区的企业实施差异化环境政策引导和约束。完善地方政府官员的绩效考核标准，根据各地具体需求，构造优先级区分主次竞争动机，形成以多元化和可持续发展为目标的考核体系，督促地方政府竞争转向“逐顶竞争”。为政府官员提供相关激励机制，使地方官员在发展经济的同时注重生态环境的保护，形成合理有序的竞争格局。

第五，深化金融体系改革，提高金融系统配置资金、服务实体经济的能力，要重视解决在绿色转型过程中的中小企业绿色投融资成本高门槛高的问题；完善金融市场基础设施建设；加快提供绿色金融服务的中介机构的设立，加强专业人才的培养，为市场型和命令型政策工具充分发挥协同效用构建良好的市场环境。

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Local Government Competition， Financial Development and Heterogeneous Patterns of Carbon Dioxide Emissions

Lu Jin  Leng Shuxin

（School of Economics， Qingdao University， Qingdao， Shandong 266071）

Abstract： Heterogeneous environmental regulation has a differentiated impact on carbon dioxide emissions.  Based on the provincial panel data of China from 2002 to 2020， this paper analyzes the characteristics of heterogeneous environmental regulations on carbon dioxide emissions under the effects of local government competition and financial development using a finite mixture model.  The results show that（1）the impact of heterogeneous environmental regulations on carbon dioxide emissions can be objectively divided into two modes.  According to the model， both market-based environmental regulation and command-based environmental regulation play a significant role in increasing carbon emissions， while voluntary environmental regulation cannot significantly affect carbon dioxide emissions.  In Model 2， both market-based environmental regulation and voluntary regulation can inhibit carbon dioxide emissions， and compared with model 1， the carburizing effect of mandatory regulation instrument is weakened. （2）The improvement of financial development level will effectively promote the carbon reduction effect of the three environmental regulations， but the intensification of local government competition is not conducive to the carbon reduction effect of environmental regulations. （3）About two-thirds of the provinces underwent model transformation during the survey period， and most of the provinces were in mode two at the end of the survey period.

Key Words： Heterogeneity; Environmental Regulation; Carbon Emissions; Finite Mixture Model