鄭 潔，付才輝，趙秋運

（北京大學(xué) 新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)研究院，北京 100871）

一、引 言

隨著中國特色社會主義進入新時代，社會主要矛盾已轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。其中，人們對清新空氣、干凈飲水和優(yōu)美環(huán)境等更多優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品的需要與環(huán)境污染嚴(yán)重、生態(tài)環(huán)境惡化的不平衡不充分發(fā)展成為了社會主要矛盾之一。黨的十九大報告明確指出，把污染防治作為我國全面建成小康社會的三大攻堅戰(zhàn)之一。2018年國務(wù)院機構(gòu)改革設(shè)立了自然資源部和生態(tài)環(huán)境部，目的就在于整合分散的生態(tài)環(huán)境保護職責(zé)，統(tǒng)一行使各類污染排放監(jiān)管與行政執(zhí)法職責(zé)，加強環(huán)境污染治理。

盡管長期以來，政府和學(xué)術(shù)界一致認(rèn)為，環(huán)境治理是解決環(huán)境污染問題的有效手段（張坤民和孫榮慶，1999；林伯強和李江龍，2015；陳詩一和陳登科，2018）。但我國的環(huán)境治理仍較為低效（沈坤榮等，2017），環(huán)境規(guī)制無效或“非完全執(zhí)行”（Wang 等，2003；OECD，2006；Wang 和 Jin，2007；包群等，2013；張華，2016），環(huán)境治理投資嚴(yán)重不足（吳舜澤等，2007；楊丹輝，2016）。例如，包群等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，幾乎沒有證據(jù)支持地方環(huán)保立法能夠有效地改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量，其原因是地方環(huán)保執(zhí)法力度不夠，使得環(huán)保立法成為一紙空文。從我國的環(huán)境治理投資情況來看，①限于篇幅，圖表未列出，如有需要可向作者索取。雖然總量上呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，但其占同期GDP的比例卻增長緩慢，僅由2000年的1.13%緩慢增至2016年的1.24%。這與我國GDP年均超過8%的增長率相距甚遠。且已有研究表明，在國際經(jīng)驗上，當(dāng)一個地區(qū)環(huán)境治理投資占其同期GDP的1%至2%時，才能大體控制污染的加??；而要使環(huán)境質(zhì)量明顯好轉(zhuǎn)，則環(huán)境治理投資需占其同期GDP的3%至5%（吳舜澤等，2007）。更為嚴(yán)重的是，我國的環(huán)境治理投資結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重扭曲，如圖1所示。按照我國現(xiàn)行環(huán)境治理投資的統(tǒng)計口徑，包括環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、工業(yè)污染源治理投資和建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資三大類。其中所占比重最大的是城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資，基本保持在50%以上，但這部分投資與污染治理的關(guān)系并不密切，主要集中在供熱、園林綠化和燃氣等工程投資。而與污染減排最直接相關(guān)的工業(yè)污染治理投資所占比重最低，平均僅為13%左右，且呈現(xiàn)下降趨勢。這種環(huán)境治理投資結(jié)構(gòu)的扭曲進一步掩蓋了我國污染治理投資不足的嚴(yán)峻現(xiàn)實（吳舜澤等，2007）。

圖 1 各類環(huán)境治理投資比例情況

既然環(huán)境治理如此重要，那么為什么我國還長期存在環(huán)境治理嚴(yán)重不足？既有研究主要是在中國式分權(quán)、政績考核機制和地方政府競爭的框架下予以解釋（楊海生等，2008；朱平芳等，2011；李勝蘭等，2014；張彩云等，2018）。而本文則嘗試從新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)視角出發(fā)，對環(huán)境治理問題給出新的解釋。本文認(rèn)為，政府的發(fā)展戰(zhàn)略是環(huán)境治理的主要原因，政府發(fā)展戰(zhàn)略的選擇會直接影響到環(huán)境治理的最優(yōu)安排。若地方政府選擇了違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，將使該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與其要素稟賦結(jié)構(gòu)不匹配，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)缺乏自生能力。此時，即使政府出臺一系列的環(huán)境治理政策，但由于企業(yè)缺乏自生能力而使這些環(huán)境治理政策無法得到有效的執(zhí)行，造成“環(huán)境軟約束”。與此同時，缺乏自生能力的企業(yè)在正常的經(jīng)營管理下無法獲得最大收益，也無法給政府貢獻最大稅收，會導(dǎo)致政府的財政收入不足；不僅如此，可能還需要政府的大量保護補貼，造成財政赤字，從而政府不得不減少環(huán)境治理投資，甚至扭曲環(huán)境治理投資結(jié)構(gòu)，最終導(dǎo)致環(huán)境治理不足。

二、文獻綜述

既有文獻主要集中在中國式分權(quán)、政績考核機制和地方政府競爭的框架下對環(huán)境治理問題予以解釋，本文稱之為“中國式地方政府競爭假說”。①此外，一些學(xué)者從公眾角度分析了公眾訴求對環(huán)境治理的影響，如鄭思齊等（2013）和于文超等（2014）。該假說認(rèn)為，在中國式分權(quán)所導(dǎo)致的以GDP作為主要考核指標(biāo)的“自上而下”的激勵競爭機制下，地方政府為了發(fā)展經(jīng)濟，將環(huán)境治理作為爭奪流動性要素的博弈工具之一（朱平芳等，2011），采取“競相到底”的策略（李勝蘭等，2014），弱化環(huán)境規(guī)制（張華，2016）和扭曲環(huán)境治理結(jié)構(gòu)（傅勇和張晏，2007），導(dǎo)致環(huán)境治理不足。因此，該假說的政策啟示表明，改善現(xiàn)行的政績考核體制是解決環(huán)境治理問題的重要方面，對于該問題學(xué)術(shù)界已有了大量的實證分析。楊海生等（2008）構(gòu)建三部門模型分析地方政府競爭對環(huán)境政策制定的影響，并利用1998-2005年省際面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結(jié)果表明，地方政府把環(huán)境政策作為爭奪資本和勞動力等流動生產(chǎn)要素的一種輔助手段。朱平芳等（2011）基于地方分權(quán)的視角研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)地方政府為吸引FDI而導(dǎo)致的環(huán)境政策博弈顯著存在。閆文娟（2012）研究認(rèn)為，政府競爭使財政分權(quán)對環(huán)境治理投資的負面影響被明顯放大。張華（2016）基于地方政府競爭理論，從地區(qū)間環(huán)境規(guī)制策略互動的視角進行了研究，認(rèn)為在以財政分權(quán)和政治集權(quán)為核心的中國式分權(quán)背景下，財政激勵、政治激勵和私人利益激勵誘發(fā)的“增長型地方政府”為了爭奪流動性資源，往往通過稅收、支出和規(guī)制等政策工具實現(xiàn)自身經(jīng)濟利益和政治利益的最大化，進而導(dǎo)致了地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的策略互動行為。張彩云等（2018）運用空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，合理的政績考核指標(biāo)設(shè)定使地方政府間策略互動向“良性競爭”方向發(fā)展，即嚴(yán)格的環(huán)境績效指標(biāo)增強了城市間“競相向上”的策略互動；經(jīng)濟績效指標(biāo)則削弱了城市間“競相向上”的策略互動。

與發(fā)展戰(zhàn)略在解釋國有企業(yè)（Lin和Tan，1999），收入不平等（林毅夫和陳斌開，2013）和經(jīng)濟增長（徐朝陽和林毅夫，2010）等一系列“中國奇跡”的經(jīng)濟現(xiàn)象一樣，其在解釋環(huán)境問題上同樣具有很強的解釋力（王坤宇，2017；付才輝等，2018；鄭潔等，2018）。如付才輝等（2017）基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)的分析框架，提出了一個發(fā)展戰(zhàn)略與環(huán)境污染的新結(jié)構(gòu)環(huán)境經(jīng)濟學(xué)理論假說，并用跨國、中國省級與地市級數(shù)據(jù)進行了詳實的實證分析，研究認(rèn)為，比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略是最有利于環(huán)境的發(fā)展方式。王坤宇（2017）研究認(rèn)為，國家間能源效率的巨大差異應(yīng)主要歸因于各個國家在不同發(fā)展階段實施的不同發(fā)展戰(zhàn)略。鄭潔等（2018）則從新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)視角對財政分權(quán)與環(huán)境污染的關(guān)系提出了新的解釋，認(rèn)為財政分權(quán)程度的提高有利于地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略遵循其比較優(yōu)勢，而遵循比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的地區(qū)能夠有效地抑制財政分權(quán)對環(huán)境污染的負面沖擊。

綜上所述，盡管中國式地方政府競爭假說對環(huán)境治理問題有較好的解釋力，但仍存在幾點不足。第一，該假說未考慮反向因果等內(nèi)生性問題。例如，環(huán)境治理不足導(dǎo)致的環(huán)境惡化對經(jīng)濟發(fā)展會產(chǎn)生反向抑制作用，并可能改變地方政府競爭“競相到底”的策略。第二，該假說是基于新古典理論框架上的解釋，而新古典經(jīng)濟學(xué)暗含的前提是產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)具有自生能力。也就是說，通過放松環(huán)境規(guī)制等一系列手段引進的企業(yè)是具有自生能力的，是能夠拉動地區(qū)經(jīng)濟增長的。然而，現(xiàn)實的情況是，大多數(shù)地區(qū)通過招商引資的方式引入企業(yè)，非但沒有為地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展做出貢獻，還成為地方政府的負擔(dān)，例如僵尸企業(yè)等；與此同時，還導(dǎo)致了嚴(yán)重的環(huán)境問題。而中國式地方政府競爭假說無法對此進行很好的解釋。第三，該假說無法回答“波特效應(yīng)”，即合理而嚴(yán)格的環(huán)境治理可以促使企業(yè)進行更多的創(chuàng)新活動以提升企業(yè)的生產(chǎn)率和競爭力，創(chuàng)新補償可以部分或全部彌補由污染治理額外帶來的外部成本，從而釋放環(huán)境紅利和經(jīng)濟紅利，創(chuàng)造節(jié)能減排和經(jīng)濟增長雙贏的機會。

鑒于此，本文立足于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)，從企業(yè)的自生能力出發(fā)對以上問題進行解釋。盡管新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)在環(huán)境污染問題上已有著墨，例如付才輝等（2017）在構(gòu)建發(fā)展戰(zhàn)略與環(huán)境污染的理論分析框架時，將環(huán)境治理作為中間機制予以考慮，但對環(huán)境治理問題尚未進行系統(tǒng)的論述。相比于已有文獻，本文可能貢獻有：（1）基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)視角，對發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理進行理論和實證分析，并識別出其主要影響機制，即企業(yè)自生能力機制和財政赤字機制。（2）在環(huán)境治理指標(biāo)選取上更為全面。根據(jù)污染產(chǎn)生過程和政府環(huán)境治理手段，選取地方環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章數(shù)、排污費、行政處罰案件數(shù)、環(huán)保人員數(shù)和環(huán)境治理投資總額等五類指標(biāo)，并利用熵權(quán)法構(gòu)造環(huán)境治理綜合指數(shù)來度量環(huán)境治理。（3）內(nèi)生性問題的處理。根據(jù)已有研究和我國發(fā)展戰(zhàn)略的歷史演變邏輯，較為創(chuàng)新地選取“離受威脅地最短距離”和“老工業(yè)基地數(shù)目”作為發(fā)展戰(zhàn)略的外生工具變量，有效識別發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理的影響及其機制。

三、發(fā)展戰(zhàn)略與環(huán)境治理的理論機制分析

根據(jù)發(fā)展戰(zhàn)略是否符合比較優(yōu)勢劃分為比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略和違背比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略（Lin，2003）。遵循比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的地區(qū)，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與要素稟賦結(jié)構(gòu)相匹配，那么其產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)具有自生能力；反之，違背比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的企業(yè)則缺乏自生能力（林毅夫，2017）。那么，發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理①環(huán)境治理作為國家治理的一項重要內(nèi)容，是由我國現(xiàn)今的基本國情和經(jīng)濟、社會發(fā)展的客觀需求所決定的，也是生態(tài)文明建設(shè)的根本要求（王樹義，2014）。根據(jù)王樹義等（2016）的定義：環(huán)境治理是以達到生態(tài)文明為目標(biāo)，由國家機構(gòu)、市場主體、公民社會多元參與，使相互沖突的不同利益得以協(xié)調(diào)并采取聯(lián)合行動進行生態(tài)環(huán)境保護政策的制定和執(zhí)行的良性互動過程。在此過程中，由于環(huán)境污染的外部性等原因，政府在其中扮演著至關(guān)重要的角色。本文在此定義基礎(chǔ)上，聚焦于政府的環(huán)境治理，即政府對企業(yè)污染行為做出的治理。的影響機理如何？基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)視角，發(fā)展戰(zhàn)略大體可以通過企業(yè)自生能力的微觀機制和財政赤字的宏觀機制對環(huán)境治理產(chǎn)生作用。

首先，發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理的直接機制是企業(yè)的自生能力。對于遵循比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的地區(qū)而言，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)符合要素稟賦結(jié)構(gòu)所決定的比較優(yōu)勢，從而企業(yè)的生產(chǎn)成本和交易成本能夠?qū)崿F(xiàn)最低，具備自生能力（林毅夫，2017；林毅夫和付才輝，2018）。當(dāng)這些具有自生能力的企業(yè)面對政府合理而嚴(yán)格的環(huán)境治理政策時，就有能力采用綠色環(huán)保的生產(chǎn)要素（例如，調(diào)整能源消費結(jié)構(gòu)）和節(jié)能減排技術(shù)，加大綠色技術(shù)創(chuàng)新，從而使得環(huán)境治理政策得到有效執(zhí)行。換言之，具有自生能力的企業(yè)在面對環(huán)境約束時，其最優(yōu)的選擇是通過要素稟賦的綠色化和采用節(jié)能減排技術(shù)來履行環(huán)境治理的職責(zé)，實現(xiàn)產(chǎn)品（產(chǎn)業(yè)）的轉(zhuǎn)型升級。這也是實現(xiàn)“波特效應(yīng)”的關(guān)鍵。著名的環(huán)境波特假說認(rèn)為，合理而嚴(yán)格的環(huán)境治理可以促使企業(yè)進行更多的創(chuàng)新活動以提升企業(yè)的生產(chǎn)率和競爭力，創(chuàng)新補償可以部分或全部彌補由污染治理額外帶來的外部成本，從而釋放環(huán)境紅利和經(jīng)濟紅利，創(chuàng)造節(jié)能減排和經(jīng)濟增長雙贏的機會（Porter，1991；Porter和Van Der Claas，1995；Ambec和Barla，2002）。而波特假說能否實現(xiàn)的關(guān)鍵在于，企業(yè)是否具有自生能力，政府的發(fā)展戰(zhàn)略是否符合比較優(yōu)勢。

相反，假若發(fā)展戰(zhàn)略違背了比較優(yōu)勢，導(dǎo)致企業(yè)不具有自生能力。在此情況下，企業(yè)自身都難以維持生存，更不可能將污染成本內(nèi)部化?？v使政府出臺多么嚴(yán)格的環(huán)境法律法規(guī)，企業(yè)也將無法執(zhí)行，從而導(dǎo)致環(huán)境約束失效，成為環(huán)境軟約束問題（付才輝等，2017）。事實上，中國從20世紀(jì)90年代初開始在地方層面就陸續(xù)頒布了大量的環(huán)境立法，1996-2004年期間的地方環(huán)境立法平均數(shù)高達6件，特別是2002年，立法通過數(shù)高達11件。然而，包群等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，幾乎沒有證據(jù)支持地方環(huán)保立法能夠有效地改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量，其原因是地方環(huán)保執(zhí)法力度不夠，使得環(huán)保立法成為一紙空文。進一步地，造成環(huán)保立法無法執(zhí)行的根本原因在于當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)沒有自生能力，進而使得波特假說機制無法得到有效激發(fā)。

其次，發(fā)展戰(zhàn)略還通過財政赤字機制影響環(huán)境治理。遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略意味著產(chǎn)業(yè)（技術(shù)）選擇符合本地的比較優(yōu)勢，與其要素稟賦結(jié)構(gòu)相匹配，其企業(yè)也是具有自生能力的。那么這些具有自生能力的企業(yè)就能夠在要素成本最小化的情況下實現(xiàn)利潤最大化。這些企業(yè)能夠給經(jīng)濟社會創(chuàng)造最多的剩余，政府也能夠從中獲得最多的稅收，擁有充足的財政資金。而政府在擁有充足的財政資金情況下，就能夠增強環(huán)境治理，例如，增加環(huán)境治理投資額度和環(huán)境治理人員數(shù)量，以及增強環(huán)境監(jiān)管等等。

相反，若采取違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，其產(chǎn)業(yè)（技術(shù)）選擇不符合當(dāng)?shù)氐谋容^優(yōu)勢，企業(yè)也很難維持生存。這些企業(yè)不僅無法為政府貢獻稅收，還需要政府的保護和補貼，導(dǎo)致政府的財政不足。在嚴(yán)重的財政赤字情況下，政府無法提供充足的環(huán)境治理，例如減少環(huán)境治理投資額度、減少環(huán)境治理人員數(shù)量和軟化環(huán)境監(jiān)管等等。已有研究均認(rèn)為，財政赤字越高的地區(qū)，地方政府財政壓力越大，會更加傾向于降低環(huán)境規(guī)制水平來吸引投資，從而導(dǎo)致環(huán)境治理更差（于文超等，2014；張華，2016；張彩云等，2018）。進一步地，以環(huán)境治理投資為例，財政赤字不僅將導(dǎo)致環(huán)境治理投資總額的減少；而且還可能導(dǎo)致政府的財政支出發(fā)生結(jié)構(gòu)性扭曲，降低環(huán)境治理投資支出占財政總支出的比例，使環(huán)境治理投資供給進一步減少。根據(jù)傅勇等（2007）的研究，地方政府缺少合適的激勵和約束來增加公共財政支出，導(dǎo)致了環(huán)境治理的供給不足。許和連等（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，目前我國部分省域的環(huán)保投入占GDP比重不到0.03%，最高的只有0.83%，如此少的環(huán)保資金投入無法遏制環(huán)境污染的加劇。楊丹輝（2016）研究認(rèn)為，地方財政收入與環(huán)境治理投資有直接關(guān)系。例如，近年來東北等地區(qū)的經(jīng)濟下滑，導(dǎo)致其污染治理投入明顯不足，環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后，集中表現(xiàn)為這些省區(qū)城市污水處理率、城市垃圾無害化處理率、工業(yè)固體廢棄物綜合利用率等治理指標(biāo)的水平普遍低于全國平均水平。席鵬輝等（2017）也發(fā)現(xiàn)，地方財政壓力的增加顯著地降低了環(huán)境治理投資水平。

基于以上的理論分析，提出本文的核心研究假說：在其他條件不變的前提下，發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，環(huán)境治理水平越不足。

此外，在核心假說基礎(chǔ)上，進一步提出如下機制假說：

機制假說1：發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢的地區(qū)，其企業(yè)自生能力將越弱，導(dǎo)致環(huán)境治理水平也越弱。

機制假說2：發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢的地區(qū)，其財政赤字將越嚴(yán)重，環(huán)境治理水平也越弱。

四、實證設(shè)計① 限于篇幅，此部分描述特征性事實的散點圖和特征性事實未列出，如需可向作者索取。

（一）計量模型設(shè)定

首先，為了檢驗核心研究假說，即發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢的地區(qū)，其環(huán)境治理越弱。構(gòu)建計量模型如下：

其中，EGOVit表示i地區(qū)t期環(huán)境治理變量；TCIit表示發(fā)展戰(zhàn)略違背比較優(yōu)勢的程度，預(yù)期估計系數(shù)為負；Xit是控制變量；γi表示地區(qū)固定效應(yīng)，δt表示時間固定效應(yīng)；εit是隨機誤差項。

其次，為了檢驗兩個機制假說，構(gòu)建如下的計量模型：

其中，式（2）就企業(yè)自生能力影響環(huán)境治理進行實證檢驗，其中EGOVit仍然表示環(huán)境治理變量；SOEit表示企業(yè)的自生能力，預(yù)期估計系數(shù)為負。式（3）進一步實證檢驗企業(yè)自生能力作為發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理的機制效應(yīng)，其中核心變量是發(fā)展戰(zhàn)略與企業(yè)自生能力的交互項（TCIit×SOEit）。之所以選取交互項作為識別機制效應(yīng)的策略，一方面是因為已有實證研究基本認(rèn)為，交互項能夠體現(xiàn)兩個變量交互作用對因變量的影響（闞大學(xué)等，2016；鄭潔等，2018）；另一方面，由于企業(yè)自生能力難以直接度量，本文采用國有企業(yè)比重作為其代理變量。然而，國有企業(yè)自身對環(huán)境治理的影響效應(yīng)較為復(fù)雜，若僅用獨立項很難說明其結(jié)果是由于發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)致國有企業(yè)對環(huán)境治理產(chǎn)生的影響。故在實證模型中不僅加入國有企業(yè)的獨立項以控制其他機制對環(huán)境治理的影響，再用發(fā)展戰(zhàn)略與國有企業(yè)的交互項來識別其機制，以期得到較為“干凈”的機制效應(yīng)，預(yù)期其估計系數(shù)為負，表示發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，企業(yè)自生能力越弱，從而環(huán)境治理水平越低。同理，財政赤字機制也采用這一策略識別。

式（4）就財政赤字影響環(huán)境治理進行實證檢驗，其中DEFit表示財政赤字變量，預(yù)期其估計系數(shù)為負，經(jīng)濟含義為財政赤字越大的地區(qū)，環(huán)境治理水平越低。式（5）實證檢驗財政赤字作為發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理的機制效應(yīng)，其中核心變量是發(fā)展戰(zhàn)略與財政赤字的交互項（TCIit×DEFit），理論預(yù)期為負，表示發(fā)展戰(zhàn)略通過財政赤字而降低了環(huán)境治理水平。為了得到財政赤字機制的凈效應(yīng)，我們同時控制了發(fā)展戰(zhàn)略和財政赤字的獨立項。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

1. 發(fā)展戰(zhàn)略的指標(biāo)選取

為檢驗本文的理論假說，最關(guān)鍵的是要構(gòu)建發(fā)展戰(zhàn)略的度量指標(biāo)。Lin（2003）構(gòu)造了一個技術(shù)選擇指數(shù)（TCI）來度量發(fā)展戰(zhàn)略的特征。其理論邏輯是：一個經(jīng)濟體或地區(qū)的要素稟賦結(jié)構(gòu)決定了該經(jīng)濟體或地區(qū)的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略是對最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一種扭曲，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的這種扭曲程度就可以作為發(fā)展戰(zhàn)略的一個合理度量指標(biāo)（林毅夫，2002；Lin，2009，2012；陳斌開和林毅夫，2013）①關(guān)于TCI指數(shù)的詳細介紹可參見《新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)文集》附錄（林毅夫等，《新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)文集》，上海世紀(jì)出版集團，2012年）。：

其中，AVMi,t是i地區(qū)t年的工業(yè)增加值；GDPi,t是國內(nèi)生產(chǎn)總值；LMi,t是工業(yè)就業(yè)人數(shù)；Li,t是總就業(yè)人數(shù)。該TCI指數(shù)越大，表示i地區(qū)違背其比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的程度越高。

2. 環(huán)境治理的指標(biāo)選取

大部分文獻采用單一或綜合的環(huán)境污染物去除率來度量環(huán)境治理，如朱平芳等（2011）利用廢水、廢塵與二氧化硫的排放量構(gòu)造相對指標(biāo)來度量環(huán)境規(guī)制；沈坤榮等（2017）利用二氧化硫去除率和工業(yè)煙（粉）塵去除率構(gòu)造環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)；張彩云等（2018）選擇二氧化硫去除率作為環(huán)境治理指標(biāo)。這類指標(biāo)存在的問題是環(huán)境污染物去除率是眾多因素共同作用的結(jié)果，而不僅僅是環(huán)境治理的結(jié)果，例如，經(jīng)濟發(fā)展水平、企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模及生產(chǎn)技術(shù)清潔度等都會影響到污染物的去除率（包群等，2013），從而難以確定是否為環(huán)境治理的作用。另外，若采用單一的環(huán)境污染物去除率來度量環(huán)境治理也存在較大偏差，可能高估或低估環(huán)境治理問題。例如，采用二氧化硫去除率作為衡量環(huán)境治理績效指標(biāo)，存在高估環(huán)境治理效果的問題，因為，自“十一五”起就將二氧化硫和化學(xué)需氧量這兩項明確為約束性指標(biāo)，那么，地方政府對這類指標(biāo)就會加強治理，而不會加強對于其他污染物的治理，從而高估了環(huán)境治理效果；同樣，對于其他污染物指標(biāo)則存在低估環(huán)境治理效果的問題。

由于本文主要聚焦于政府的環(huán)境治理行為，因此，在指標(biāo)選取方面，將選用能夠表征政府環(huán)境治理行為的指標(biāo)。參考已有研究發(fā)現(xiàn)，大多采用地方環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章數(shù)、排污費、行政處罰案件數(shù)、環(huán)保人員數(shù)和環(huán)境治理投資總額等（Levinson，1996；楊海生等，2008；王兵等，2010；包群，2013；張華，2016）作為政府環(huán)境治理的替代指標(biāo)。但由于各指標(biāo)多側(cè)重于體現(xiàn)政府環(huán)境治理的某一特定方面，難以刻畫政府環(huán)境治理的全貌（陳詩一等，2018）。故本文的思路是，通過熵權(quán)法提取上述各指標(biāo)的信息來構(gòu)建綜合反映政府環(huán)境治理的綜合指數(shù)。具體而言，首先，將各個指標(biāo)的數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理；其次，求各指標(biāo)的信息熵；然后，確定各指標(biāo)權(quán)重；最后，根據(jù)各指標(biāo)權(quán)重進行加權(quán)，進而得到環(huán)境治理綜合指數(shù)。①限于篇幅具體的計算方法未列出，如需可??；此部分感謝匿名審稿人的建議。

3. 機制變量的指標(biāo)選取

（1）企業(yè)自生能力的指標(biāo)選?。╯oe）。為了檢驗機制假說1，選取國有企業(yè)作為衡量企業(yè)自生能力的度量指標(biāo)。理由如下：國有企業(yè)是我國建國初期采取重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的產(chǎn)物。在建國初期，為了實現(xiàn)趕英超美，快速實現(xiàn)工業(yè)化以及國防等方面的需要，中國選擇重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略。然而，重工業(yè)的核心特征是資本需求大，勞動需求少，這與中國勞動力富余、資本稀缺的資源稟賦特征不匹配，發(fā)展重工業(yè)不符合當(dāng)時中國經(jīng)濟的比較優(yōu)勢（陳斌開和林毅夫，2013）。重工業(yè)產(chǎn)業(yè)難以在市場經(jīng)濟的方式下發(fā)展起來，追求利潤最大化的私營企業(yè)不會自發(fā)地進入重工業(yè)產(chǎn)業(yè)，因此，需要政府干預(yù)經(jīng)濟，將企業(yè)國有化來優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)。由此可知，國有企業(yè)是政府實施發(fā)展戰(zhàn)略的重要微觀主體。相比私有企業(yè)，政府對國有企業(yè)具有更大的行政干預(yù)性。因此，若政府的發(fā)展戰(zhàn)略違背其要素稟賦結(jié)構(gòu)決定的比較優(yōu)勢程度越大，那么該產(chǎn)業(yè)中企業(yè)的自生能力就越弱，私有企業(yè)也越不會進入該產(chǎn)業(yè)，政府只有通過國有企業(yè)來實施這些違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，從而使得國有企業(yè)的比重更大，而這些國有企業(yè)大多是缺乏自生能力的（申廣軍等，2016；林毅夫等，2018）。因此，選取國有及國有控股企業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重作為企業(yè)自生能力的度量指標(biāo)，預(yù)期國有企業(yè)對環(huán)境治理的影響為負。

（2）財政赤字的指標(biāo)選取（def）。根據(jù)理論分析可知，違背比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略會導(dǎo)致企業(yè)缺乏自生能力，而這些企業(yè)不僅無法為政府提供稅收，還需要政府保護補貼，從而造成地方政府的財政收入減少、財政支出增加，進而導(dǎo)致財政赤字?jǐn)U大。進一步地，隨著財政赤字的擴大，地方政府更沒有激勵投身于環(huán)境治理中，從而導(dǎo)致環(huán)境治理不足。因此，采用財政支出與財政收入的差額占GDP的比重來衡量財政赤字（張華，2016），預(yù)期其對環(huán)境治理的影響為負。

4. 控制變量的選?、谝延醒芯窟€選取人口密度和失業(yè)率等控制變量，考慮到變量間的相關(guān)性，本文在控制變量選取時做了一定的權(quán)衡取舍。

經(jīng)濟發(fā)展階段（rgdp）。根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線的分析，環(huán)境治理會受到經(jīng)濟發(fā)展階段的影響（張文彬等，2010；張華，2016）。在經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，人們更加關(guān)注經(jīng)濟增長，而弱化環(huán)境治理；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度后，環(huán)境治理會受到人們更多的關(guān)注。因此，引入人均GDP及其二次項來控制發(fā)展階段對環(huán)境治理的影響。財政分權(quán)（fdec）。根據(jù)文獻綜述中提出的“中國式地方政府競爭假說”，財政分權(quán)是影響環(huán)境治理的重要因素之一。為此，根據(jù)陳碩等（2012）對財政分權(quán)各類度量指標(biāo)的分類，選取財政自主度指標(biāo)（省本級收入/省級支出）作為財政分權(quán)的度量指標(biāo)，理論預(yù)期為負。政府競爭（gcom）。同樣，根據(jù)中國式地方政府競爭假說可知，地方政府競爭越大，會導(dǎo)致環(huán)境治理越弱。基于已有研究選擇各省人均實際利用外商直接投資來衡量政府競爭程度（張軍等，2007；閆文娟，2012），與此同時，外商直接投資可能存在“污染避難所效應(yīng)”，理論預(yù)期為負。政績考核指標(biāo)（ggrowth）。已有研究認(rèn)為，對經(jīng)濟績效的追求促使地方政府致力于能夠帶來晉升的領(lǐng)域，擠占了環(huán)境保護的資源投入，弱化了地方環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)，從而損害了地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量（于文超等，2014），參照張彩云等（2018）選擇GDP增長率作為經(jīng)濟績效指標(biāo)，理論預(yù)期為負。公眾環(huán)保訴求（epublic）。公眾環(huán)保訴求是“政府-市場-社會”多元共治的現(xiàn)代環(huán)境治理體系中的重要組成部分，已有研究也表明公眾環(huán)保訴求能夠有效地推動地方政府進行更多的環(huán)境治理（鄭思齊等，2013；于文超等，2014）。根據(jù)已有研究，將環(huán)保來信總數(shù)以人口規(guī)模進行標(biāo)準(zhǔn)化處理后作為反映公眾環(huán)保訴求的度量指標(biāo)，理論預(yù)期為正。環(huán)境壓力（poll）。已有研究表明，環(huán)境治理與當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境質(zhì)量狀況密切相關(guān)，環(huán)境污染程度越嚴(yán)重的地區(qū)，越有動機采取更加嚴(yán)苛的環(huán)境管制，這可能倒逼地方政府加強環(huán)境治理（包群等，2013），選取SO2排放量占GDP的比重作為度量環(huán)境壓力的指標(biāo)，理論預(yù)期為正。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）。已有研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境治理正相關(guān)，第二產(chǎn)業(yè)占比越多則需要環(huán)境治理的投資越多，因此，理論預(yù)期其估計系數(shù)為正，用第二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值之比來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。經(jīng)濟開放程度（open）。已有研究認(rèn)為，現(xiàn)階段我國的經(jīng)濟開放程度越高，可能越不利于環(huán)境治理，因為貿(mào)易對地方經(jīng)濟發(fā)展的促進作用可能是通過生產(chǎn)和出口資源消耗多、污染排放嚴(yán)重的產(chǎn)品實現(xiàn)的（李勝蘭等，2014），因此，本文選取進出口貿(mào)易總額占GDP的比重來度量經(jīng)濟開放程度，理論預(yù)期為負。

5. 數(shù)據(jù)來源及說明

本文的樣本為1997-2016年30個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)。各變量原始數(shù)據(jù)來源于CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。所有價格指標(biāo)均調(diào)整為1997年不變價格。限于篇幅未列出各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，觀察可見，有些變量存在離群值問題，因此，在實證檢驗部分均進行了離群值處理。

五、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表1報告了以環(huán)境治理綜合指數(shù)作為被解釋變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）和列（2）采用OLS估計，可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)展戰(zhàn)略（TCI）的估計系數(shù)均在10%的水平上顯著為負，初步判斷符合理論預(yù)期。通過逐步加入控制變量的方式可以在一定程度上說明遺漏變量問題不會對估計結(jié)果產(chǎn)生根本性的影響。列（3）以個體固定效應(yīng)模型進行估計，結(jié)果顯示，相比OLS的結(jié)果，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)變得不顯著且為正，列（4）則進一步加入19個反映時間特征的年度虛擬變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)仍然為正但不顯著?？紤]到模型設(shè)定可能對結(jié)果的影響，列（5）和列（6）采用隨機效應(yīng)模型進行估計，可以看出，盡管發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)為負，但是不顯著。觀察各控制變量的估計結(jié)果也可以發(fā)現(xiàn)，控制變量的估計系數(shù)及顯著性也存在較大的波動。以上估計結(jié)果的不穩(wěn)健預(yù)示著模型的內(nèi)生性是不可回避的問題，為此，本文后續(xù)重點對可能存在的內(nèi)生性問題進行處理。

表 1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性處理

基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果說明，不考慮內(nèi)生性問題時的估計結(jié)果不太支持研究假說。本文的內(nèi)生性主要來源于三個方面：首先，以技術(shù)選擇指數(shù)作為發(fā)展戰(zhàn)略的度量指標(biāo)，其本身反映的是發(fā)展戰(zhàn)略的結(jié)果，很大程度上具有內(nèi)生性；其次，環(huán)境治理不足導(dǎo)致了環(huán)境污染惡化，進而抑制經(jīng)濟發(fā)展，這可能迫使地方政府改變已有的發(fā)展戰(zhàn)略選擇，造成反向因果問題，特別是，現(xiàn)階段我國的環(huán)境污染問題已經(jīng)十分嚴(yán)峻，已有的工業(yè)趕超發(fā)展道路已經(jīng)不可持續(xù)，倒逼政府不得不轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展思路；最后，也可能存在遺漏變量問題，影響環(huán)境治理的因素眾多，盡管本文已經(jīng)選取了已有文獻已識別出的重要變量，但一些不可測量的變量被遺漏也不可避免。

為了控制內(nèi)生性問題對估計結(jié)果的影響，本文的識別策略是，首先采用解釋變量的滯后項作為其本身的工具變量觀察該估計結(jié)果；其次，通過引入外生變量作為發(fā)展戰(zhàn)略的工具變量來緩解內(nèi)生性問題。參考陳斌開和林毅夫（2013）以及付才輝等（2017）對發(fā)展戰(zhàn)略工具變量的選擇，選取“離受威脅地最短距離”和“老工業(yè)基地數(shù)目”作為發(fā)展戰(zhàn)略的外生工具變量。

追溯歷史，我國各地區(qū)的技術(shù)選擇指數(shù)（TCI）與該地區(qū)歷史上的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展程度有關(guān)，因此，重工業(yè)布局是當(dāng)期技術(shù)選擇指數(shù)的一個潛在工具變量（陳斌開和林毅夫，2013）。建國初期，為了實現(xiàn)趕英超美，快速實現(xiàn)工業(yè)化和國防等需要，我國選擇重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略。在重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的實施中，具有深遠影響的是從1964年開始的“三線建設(shè)”，其重工業(yè)布局直接影響了改革開放以后的中國經(jīng)濟發(fā)展。所謂的“三線建設(shè)”指的是自1964年起在中國中西部地區(qū)的13個?。ㄊ?、自治區(qū)）進行的一場以戰(zhàn)備為指導(dǎo)思想的大規(guī)模國防、科技、工業(yè)和交通基本設(shè)施建設(shè)。歷經(jīng)三個“五年計劃”，投入資金2052億元，投入人力高峰時達400多萬，安排了1100個建設(shè)項目，對當(dāng)時和之后的國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了深遠的影響（陳斌開和林毅夫，2013）。

出于國防的目的，“三線建設(shè)”的范圍一般是由沿海、邊疆地區(qū)向內(nèi)地收縮劃分的三道防線。60年代中國的威脅主要來自蘇聯(lián)、美國和中國臺灣地區(qū)，重工業(yè)部門一般選址在離三者都比較遠的地方，如陜西、甘肅和四川等地，由此形成了當(dāng)時的重工業(yè)布局。因此，使用“離受威脅邊境最短距離”作為現(xiàn)階段技術(shù)選擇指數(shù)（TCI）的工具變量就成為可能。根據(jù)陳斌開和林毅夫（2013）對“離受威脅地最短距離”的定義，即各地區(qū)省會城市離北部邊界線、東部海岸線或南部海岸線的最短距離。利用中國地圖和谷歌地圖可測算出各地區(qū)省會城市離受威脅地的最短距離。

除此之外，在“三線建設(shè)”時期，通過新建和搬遷等方式將我國的重工業(yè)轉(zhuǎn)移到內(nèi)地，客觀上形成了當(dāng)時的老工業(yè)基地格局。所謂的老工業(yè)基地是指我國“一五”、“二五”和“三線”建設(shè)時期國家布局建設(shè)、以重工業(yè)骨干企業(yè)為依托聚集形成的工業(yè)基地，其基本單元是老工業(yè)城市。根據(jù)上述歷史時期國家重工業(yè)的布局情況，可以確定出全國共有老工業(yè)城市120個，分布在27個?。▍^(qū)、市），其中地級城市95個，直轄市、計劃單列市和省會城市25個。整理出各個省（區(qū)、市）所有的老工業(yè)城市數(shù)量，老工業(yè)基地數(shù)目最多的地區(qū)是遼寧達到13個，其次是四川和河南各9個，吉林和黑龍江等地區(qū)各7個，這些地區(qū)處于“三線建設(shè)”時期三線范圍內(nèi)，在當(dāng)時備戰(zhàn)的特定形勢下，成為了較理想的戰(zhàn)略后方；而處于沿海地區(qū)的浙江和福建等沒有老工業(yè)基地，廣東地區(qū)僅有2個，這些地區(qū)處于“三線建設(shè)”時期的一線位置。因此，進一步選取“老工業(yè)基地數(shù)目”作為技術(shù)選擇指數(shù)的工具變量。

表2報告了內(nèi)生性處理的估計結(jié)果。①限于篇幅，未報告第一階段的估計結(jié)果，下同。其中列（1）選取技術(shù)選擇指數(shù)滯后一期和二期作為其本身的工具變量進行2SLS估計，可以看出，發(fā)展戰(zhàn)略（TCI）的估計系數(shù)為負，但不顯著。列（2）進一步將所有的解釋變量滯后一期作為各自的工具變量進行2SLS估計，可以看出，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)為負，且通過了10%的顯著性檢驗，說明進一步控制內(nèi)生性后，發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理的影響略微明顯，但該結(jié)果仍不夠顯著。為此，列（3）引入“離受威脅地最短距離”和“老工業(yè)基地數(shù)目”作為發(fā)展戰(zhàn)略的外生工具變量，2SLS估計結(jié)果顯示，與列（1）和列（2）相比，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)絕對值不僅明顯增大，而且顯著性水平也顯著提高，通過了1%的顯著性檢驗，說明通過外生工具變量對內(nèi)生性的控制，發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理的影響得到了有效的識別，符合本文的理論預(yù)期。進一步考慮到可能存在的異方差問題，列（4）采用GMM估計，估計結(jié)果與列（3）基本一致，這說明估計結(jié)果具有一定穩(wěn)定性。因此，在后續(xù)的實證檢驗中，以列（3）的估計模型作為基準(zhǔn)。

表 2 內(nèi)生性估計結(jié)果

列（5）進一步對工具變量的外生性進行檢驗。參考孫圣民和陳強（2017）利用半簡化式回歸方法檢驗工具變量的外生性，從估計結(jié)果來看，工具變量離受威脅地最短距離（distance）和老工業(yè)基地數(shù)目（counts）的系數(shù)未通過顯著性檢驗，由此說明選取的工具變量滿足外生性條件。另外，從相關(guān)的假設(shè)檢驗來看，選擇的工具變量是合理的，不存在過度識別問題。

以列（3）的估計結(jié)果作為基準(zhǔn)，分析控制變量的估計結(jié)果。首先，從人均GDP及其二次項的估計結(jié)果來看，一次項系數(shù)為負，二次項系數(shù)為正，且均通過5%的顯著性檢驗，說明隨著經(jīng)濟水平的發(fā)展，環(huán)境治理呈現(xiàn)“U”形變遷的趨勢，即在經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，環(huán)境治理水平較弱；隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，環(huán)境治理逐漸加強。這種發(fā)展階段與“先污染，后治理”的特征性經(jīng)驗事實是相符的。財政分權(quán)（fdec）的估計系數(shù)顯著為負，說明財政分權(quán)程度越高，越不利于環(huán)境治理，該結(jié)果與已有研究是一致的（張華，2016）。政府競爭（gcom）的估計系數(shù)顯著為負，說明地方政府競爭不利于環(huán)境治理，該結(jié)果與理論預(yù)期一致。政績考核指標(biāo)（ggrowth）的估計系數(shù)顯著為負，說明地方政府對于經(jīng)濟考核指標(biāo)的追求確實不利于環(huán)境治理，該結(jié)果與張彩云等（2018）的研究一致。公眾環(huán)保訴求（epublic）的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，說明我國目前公眾環(huán)保訴求對環(huán)境治理的作用較弱，已有研究也發(fā)現(xiàn)，盡管公眾環(huán)保訴求會促使地方政府頒布更多環(huán)保法規(guī)，但是政府未必會執(zhí)行（于文超等，2014），公眾對于環(huán)境治理的話語權(quán)還較弱。環(huán)境壓力（poll）的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，說明環(huán)境壓力對環(huán)境治理的倒逼機制尚未形成，該結(jié)果與公眾環(huán)保訴求的估計結(jié)果是一致的，因為環(huán)境壓力的增加主要也是通過公眾環(huán)保訴求這一途徑起作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）的估計系數(shù)顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于環(huán)境治理。經(jīng)濟開放程度（open）的估計系數(shù)顯著為負，說明目前經(jīng)濟開放對我國的環(huán)境治理是不利的，原因可能就在于我國生產(chǎn)和出口的是資源消耗多、污染排放嚴(yán)重的產(chǎn)品（李勝蘭等，2014）。

（三）穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)上述內(nèi)生性處理的結(jié)果可知，利用兩個外生工具變量的估計結(jié)果更具合理性，因此，本小節(jié)的穩(wěn)健性檢驗以兩個外生工具變量的2SLS估計模型為基準(zhǔn)。

1. 地區(qū)穩(wěn)健性檢驗

考慮到我國各地區(qū)的要素稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展階段均存在差異，而這可能會影響到本文估計結(jié)果的穩(wěn)健性。為此，按照《中國統(tǒng)計年鑒》的劃分方法，將我國分為東部、中部和西部地區(qū)進行分樣本估計。表3中的列（1）至列（3）報告了分地區(qū)的估計結(jié)果。從發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)來看，盡管各地區(qū)估計系數(shù)大小存在一定的差異，但均顯著為負，說明整體而言，本文的理論假說在各地區(qū)是成立的，即地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，其環(huán)境治理水平就越弱。

表 3 地區(qū)和時間穩(wěn)健性的估計結(jié)果

2. 時間穩(wěn)健性檢驗①本文也將樣本時段分為2008年之前和之后兩個時段進行估計，發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果與已有結(jié)果基本一致。

考慮到2008年金融危機事件對環(huán)境治理的影響。從引言的圖1中可以明顯發(fā)現(xiàn)，2008年金融危機爆發(fā)后，環(huán)境治理投資總額中三類投資的趨勢發(fā)生了明顯變化，環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資顯著增加，而工業(yè)污染源治理投資和建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資顯著減少。原因可能在于為了保證經(jīng)濟增長，地方政府利用各種資源和渠道加大投資，以保證經(jīng)濟穩(wěn)定，扭曲環(huán)境治理結(jié)構(gòu)也就成為其渠道之一。為此，本文引入2008年金融危機的虛擬變量來識別這一事件對環(huán)境治理的影響。具體地，將2008年之前設(shè)置為0，2008年之后設(shè)置為1。理論預(yù)期估計系數(shù)為負，含義是金融危機會導(dǎo)致環(huán)境治理不足。在此基礎(chǔ)上，進一步引入金融危機虛擬變量與發(fā)展戰(zhàn)略的交互項，以識別金融危機事件導(dǎo)致發(fā)展戰(zhàn)略變化對環(huán)境治理的影響。理論預(yù)期為負，原因是金融危機過后，為了防止經(jīng)濟增速放慢，地方政府可能采取新一輪的趕超戰(zhàn)略。

同樣，2013年全國最嚴(yán)重的霧霾天氣使得人們普遍關(guān)注環(huán)境污染問題，從而可能倒逼環(huán)境治理加強，從引言圖2中也可以看出，工業(yè)污染源治理投資有略微的上升，其中可能包含了霧霾事件的環(huán)境治理效應(yīng)。因此，引入2013年霧霾事件這一虛擬變量。具體地，將2013年之前設(shè)置為0，2013年之后設(shè)置為1。理論預(yù)期估計系數(shù)為正，含義是霧霾事件促進了環(huán)境治理。在此基礎(chǔ)上，我們進一步引入霧霾事件虛擬變量與發(fā)展戰(zhàn)略的交互項，以識別霧霾事件導(dǎo)致發(fā)展戰(zhàn)略變化對環(huán)境治理的影響。理論預(yù)期為正，原因是霧霾事件可能倒逼地方政府采取更加遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，從而有利于環(huán)境治理。

表3報告了時間穩(wěn)健性的估計結(jié)果。其中列（4）在原有模型的基礎(chǔ)上加入2008年金融危機虛擬變量（dum2008），可以發(fā)現(xiàn)其估計系數(shù)顯著為負，說明金融危機事件對環(huán)境治理帶來了負面沖擊。盡管中央“四萬億計劃”的十項措施之一是加強生態(tài)環(huán)境建設(shè)，但總體看來對生態(tài)環(huán)境的實際效果不明顯。列（5）進一步引入金融危機和發(fā)展戰(zhàn)略的交互項（dum2008_TCI），結(jié)果可見，該項的估計系數(shù)也顯著為負，符合理論預(yù)期，說明在金融危機的沖擊下，地方政府確實有動機采取新一輪的趕超戰(zhàn)略，使得環(huán)境治理問題更為嚴(yán)重。列（6）則在原有模型的基礎(chǔ)上，加入2013年霧霾事件虛擬變量（dum2013），從估計結(jié)果來看，其系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明霧霾事件對環(huán)境治理的影響較弱。進一步地，列（7）引入霧霾事件和發(fā)展戰(zhàn)略的交互項（dum2013_TCI），其估計結(jié)果也不顯著，說明霧霾事件對發(fā)展戰(zhàn)略的沖擊較小，從而對環(huán)境治理也未產(chǎn)生影響。列（8）進一步將金融危機事件和霧霾事件同時納入模型，估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融危機事件的影響仍然顯著為負，而霧霾事件的影響仍然不顯著，從而說明經(jīng)濟事件對環(huán)境治理的影響要大于環(huán)境事件對環(huán)境治理的影響。同樣，經(jīng)濟事件通過發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理的影響也可能大于環(huán)境事件通過發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理的影響。

3. 環(huán)境治理指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗

以上實證結(jié)果是以環(huán)境治理綜合指數(shù)作為環(huán)境治理的度量指標(biāo)，考慮到環(huán)境治理各維度存在較大的異質(zhì)性，進一步采用地方環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章數(shù)、排污費、行政處罰案件數(shù)、環(huán)保人員數(shù)和環(huán)境治理投資總額等指標(biāo)對發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理的穩(wěn)健性進行實證檢驗。

表4報告了發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理穩(wěn)健性影響的估計結(jié)果。列（1）至列（4）分別以地方環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章數(shù)、排污費、行政處罰案件和環(huán)保人員數(shù)作為被解釋變量，結(jié)果可見，發(fā)展戰(zhàn)略（TCI）的估計系數(shù)均顯著為負，支持了本文的理論假說，說明違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略抑制了地方性環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章的出臺，不利于排污費的收取，導(dǎo)致行政處罰不嚴(yán)以及環(huán)保人員投入不足。這一結(jié)果與已有研究和經(jīng)驗事實是一致的，已有研究也認(rèn)為我國的環(huán)境治理低效（沈坤榮等，2017），環(huán)境規(guī)制無效或“非完全執(zhí)行”（Wang 等，2003；OECD，2006；Wang 和 Jin，2007；李樹等，2011；包群等，2013；張華，2016）。進一步地，從估計系數(shù)的大小可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)展戰(zhàn)略對地方環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章數(shù)的作用系數(shù)絕對值最小，對行政處罰案件的作用系數(shù)絕對值最大。這說明，雖然發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理的各維度均有顯著影響，但影響大小存在較大差異。造成這種差異的原因可能是，盡管違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略抑制了地方政府環(huán)境法規(guī)的出臺，但由于受到中央政府的環(huán)境治理要求，相應(yīng)地會出臺一些配套的環(huán)境法規(guī)和行政規(guī)章。然而對于這些法規(guī)的執(zhí)行，上級（中央）政府很難監(jiān)督，地方政府也就不會完全執(zhí)行，從而就體現(xiàn)為違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略對排污費和行政處罰等的影響更大。這一結(jié)論與已有研究是一致的，包群等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，幾乎沒有證據(jù)支持地方環(huán)保立法能夠有效地改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量，其原因是地方環(huán)保執(zhí)法力度不夠，環(huán)保立法成為一紙空文。

表 4 環(huán)境治理指標(biāo)穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果

列（5）則以環(huán)境治理投資總額作為被解釋變量，估計結(jié)果可見，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗。根據(jù)《中國環(huán)境年鑒》可知，我國環(huán)境治理投資總額的統(tǒng)計口徑包括三部分：城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、工業(yè)污染源治理投資和建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資三大類。其中城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資主要是用于建造企業(yè)和居民的公共服務(wù)設(shè)施，而不用于治理工業(yè)污染（趙連閣等，2014）。且長期以來該項目占環(huán)境治理投資總額的比例在50%以上。由于發(fā)展戰(zhàn)略主要是通過工業(yè)等產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境治理產(chǎn)生影響，因此，這種“統(tǒng)計偏誤”可能是造成該項系數(shù)不顯著的主要原因。為此，列（6）采用工業(yè)污染源治理投資作為被解釋變量進行估計，結(jié)果可見，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)顯著為負，從而支持了本文的理論假說。列（7）進一步以工業(yè)污染源治理投資占財政支出比重作為被解釋變量，以此來反映環(huán)境治理結(jié)構(gòu)。從估計結(jié)果來看，發(fā)展戰(zhàn)略的估計系數(shù)仍顯著為負，說明違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)致了環(huán)境治理結(jié)構(gòu)的扭曲，這一點解釋了我國扭曲的環(huán)境治理結(jié)構(gòu)現(xiàn)象（傅勇和張晏，2007）。通過以上環(huán)境治理異質(zhì)性分析可以發(fā)現(xiàn)，相比于已有研究，本文對環(huán)治理各維度的解釋更加全面。

（四）機制檢驗

根據(jù)理論分析可知，發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理的兩個機制是以企業(yè)自生能力為主的微觀機制和以財政赤字為主的宏觀機制。為此，本小節(jié)將利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證檢驗。另外，根據(jù)前文分析可知，企業(yè)自生能力機制變量主要以國有企業(yè)作為度量指標(biāo)，因此，在本小節(jié)后續(xù)的表述中，我們均用國有企業(yè)替代企業(yè)自生能力機制進行說明。

表5報告了機制檢驗的估計結(jié)果。其中列（1）采用固定效應(yīng)模型對式（2）進行實證估計，可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)（soe）的估計系數(shù)顯著為負，符合模型預(yù)期，這說明國有企業(yè)比重越大的地區(qū)，其環(huán)境治理水平越低，與前文散點圖描述的經(jīng)驗事實相符。列（2）是對式（3）國有企業(yè)機制凈效應(yīng)進行的估計，考慮到內(nèi)生性問題，采用發(fā)展戰(zhàn)略與國有企業(yè)交互項的滯后一期和二期作為其工具變量，進行2SLS估計，結(jié)果可見，發(fā)展戰(zhàn)略與國有企業(yè)交互項（TCI_soe）的估計系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗且為負，從而驗證了本文的理論假說，即國有企業(yè)作為發(fā)展戰(zhàn)略的重要微觀機制對環(huán)境治理產(chǎn)生了影響。也就是說，違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略會通過國有企業(yè)這一微觀機制作用于環(huán)境治理，使得環(huán)境治理水平弱化。同樣地，列（3）和列（4）分別對財政赤字這一機制進行實證檢驗。列（3）采用固定效應(yīng)模型對式（4）進行實證估計后發(fā)現(xiàn)，財政赤字（def）的估計系數(shù)顯著為負，符合模型預(yù)期，說明財政赤字越嚴(yán)重的地區(qū)，越不利于環(huán)境治理，這與前文散點圖描述的經(jīng)驗事實也是一致的。列（4）進一步對式（5）財政赤字的機制凈效應(yīng)進行估計，考慮到內(nèi)生性問題，采用發(fā)展戰(zhàn)略與財政赤字交互項的滯后一期和二期作為其工具變量，進行2SLS估計，結(jié)果可見，發(fā)展戰(zhàn)略與財政赤字交互項（TCI_def）的估計系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗且為負，從而驗證了理論假說，即財政赤字作為發(fā)展戰(zhàn)略的重要宏觀機制對環(huán)境治理產(chǎn)生了影響。即，違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略會通過財政赤字這一機制作用于環(huán)境治理，使得環(huán)境治理水平不足?？紤]到國有企業(yè)和財政赤字兩個機制間可能存在的相互影響，列（5）進一步將兩個機制納入同一模型進行實證估計，從結(jié)果來看，發(fā)展戰(zhàn)略與國有企業(yè)交互項和發(fā)展戰(zhàn)略與財政赤字交互項的估計系數(shù)均顯著為負，支持了本文的理論假說，說明國有企業(yè)作為發(fā)展戰(zhàn)略的微觀機制和財政赤字作為發(fā)展戰(zhàn)略的宏觀機制均對環(huán)境治理存在機制效應(yīng)。同時，發(fā)展戰(zhàn)略、國有企業(yè)和財政赤字獨立項的估計結(jié)果也均符合理論預(yù)期，說明本文結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表 5 機制檢驗的估計結(jié)果

盡管上述實證結(jié)果已經(jīng)很好地支持了機制假說，但這只是第一步，我們更想知道的是發(fā)展戰(zhàn)略通過國有企業(yè)和財政赤字機制對環(huán)境治理各維度產(chǎn)生的異質(zhì)性影響，從而能夠得出更加豐富的政策啟示。為此，我們將被解釋變量替換為反映環(huán)境治理各維度的6個指標(biāo)。

表6報告了中間機制對環(huán)境治理異質(zhì)性的估計結(jié)果。列（1）以地方性環(huán)保法規(guī)作為環(huán)境治理的度量指標(biāo)，估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)機制（TCI_soe）和財政赤字機制（TCI_def）的估計系數(shù)均不顯著，且發(fā)展戰(zhàn)略、國有企業(yè)和財政赤字的獨立項均未通過顯著性檢驗，說明發(fā)展戰(zhàn)略對地方性環(huán)境法規(guī)出臺的影響較弱，該結(jié)果與前文環(huán)境治理異質(zhì)性檢驗中的研究發(fā)現(xiàn)是基本一致的。列（2）至列（5）則分別以排污費、行政處罰案件、環(huán)保人員和工業(yè)污染源治理投資作為環(huán)境治理的度量指標(biāo)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)機制和財政赤字機制的估計系數(shù)均高度顯著為負，進一步說明國有企業(yè)和財政赤字是發(fā)展戰(zhàn)略影響環(huán)境治理的重要機制。發(fā)展戰(zhàn)略通過國有企業(yè)和財政赤字使得排污費征收減少、對污染的行政處罰減少、對環(huán)保人員投入和工業(yè)污染源治理投資的投入不足。列（6）則以工業(yè)污染源治理投資比上財政支出度量環(huán)境治理結(jié)構(gòu)，同樣可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)機制和財政赤字機制的估計系數(shù)均顯著為負，支持理論假說，進一步說明發(fā)展戰(zhàn)略通過國有企業(yè)和財政赤字而使得我國的環(huán)境治理結(jié)構(gòu)發(fā)生了扭曲。

表 6 中間機制對環(huán)境治理異質(zhì)性的估計結(jié)果

續(xù)表 6 中間機制對環(huán)境治理異質(zhì)性的估計結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)視角對發(fā)展戰(zhàn)略與環(huán)境治理的關(guān)系進行了理論分析，并識別出其中的兩個主要機制，即企業(yè)自生能力機制和財政赤字機制，從而提出了研究假說。與此同時，利用1997-2016年的省級面板數(shù)據(jù)對兩者的關(guān)系及其中間機制進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）在樣本期間內(nèi)，地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，其環(huán)境治理水平越弱。在選取“離受威脅地最短距離”和“老工業(yè)基地數(shù)目”作為發(fā)展戰(zhàn)略的外生工具變量后，有效的識別了上述結(jié)論。（2）從環(huán)境治理的分指標(biāo)來看，發(fā)展戰(zhàn)略對環(huán)境治理各維度的影響存在差異性。相比而言，發(fā)展戰(zhàn)略對地方環(huán)保法規(guī)和行政規(guī)章數(shù)的影響較小，對排污費、行政處罰案件數(shù)、環(huán)保人員數(shù)、環(huán)境治理投資總額和環(huán)境治理結(jié)構(gòu)的影響更大。這種影響的差異性對現(xiàn)實環(huán)境治理問題的解釋更加全面。（3）考慮到地區(qū)異質(zhì)性后研究發(fā)現(xiàn)，本文的研究假說無論在我國的東部、中部和西部地區(qū)均是成立的，即無論是東部、中部和西部地區(qū)的省份，其發(fā)展戰(zhàn)略若是違背當(dāng)?shù)乇容^優(yōu)勢的程度越嚴(yán)重，那么，其環(huán)境治理問題也就越嚴(yán)重。進一步，考慮時間異質(zhì)性后，本文發(fā)現(xiàn)，相比于環(huán)境事件，經(jīng)濟事件對發(fā)展戰(zhàn)略與環(huán)境治理的沖擊更為明顯。具體而言，2008年金融危機對發(fā)展戰(zhàn)略和環(huán)境治理的沖擊效應(yīng)要大于2013年霧霾事件對發(fā)展戰(zhàn)略和環(huán)境治理的沖擊效應(yīng)。（4）根據(jù)機制檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略確實使得企業(yè)缺乏自生能力從而弱化了環(huán)境約束，使得環(huán)境治理不足。與此同時，違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略還使得政府的財政赤字變得嚴(yán)重，這進一步扭曲了環(huán)境治理投資結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致環(huán)境治理不足。

以上發(fā)現(xiàn)有著重要的政策啟示。首先，環(huán)境治理的最優(yōu)是發(fā)展戰(zhàn)略遵循比較優(yōu)勢的內(nèi)生結(jié)果。一個地區(qū)環(huán)境治理的好壞不是靠單純的行政化、運動式的環(huán)保執(zhí)法，而是內(nèi)生于具有比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)自生能力。只有當(dāng)企業(yè)具有自生能力，政府的環(huán)境治理政策才能夠得到有效執(zhí)行，成為硬約束。企業(yè)在此約束下，才能激發(fā)出綠色技術(shù)創(chuàng)新，優(yōu)化產(chǎn)能結(jié)構(gòu)，走上波特效應(yīng)的發(fā)展路徑。這樣的環(huán)境治理才能夠?qū)崿F(xiàn)最優(yōu)。不僅如此，環(huán)境污染的外部性決定了環(huán)境治理的外部性，那么政府在環(huán)境治理上需要更有作為。這種有為不僅表現(xiàn)在技術(shù)職能上，例如，政府可以促進發(fā)達國家清潔能源等綠色技術(shù)的采納，更需要表現(xiàn)在發(fā)展思路的轉(zhuǎn)變上。已有的發(fā)展思路大多在爭奪資本和FDI等，而將生態(tài)環(huán)境要素僅看作是一種爭奪其他要素的籌碼，生態(tài)環(huán)境要素的比較優(yōu)勢沒得到有效的發(fā)揮。這一點“貴州模式”具有很好的啟示。貴州省利用其特有的喀斯特地貌等不可替代的自然環(huán)境要素，引進大數(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)，使其成為貴州省工業(yè)的第三大增長點，既促進了經(jīng)濟增長，又實現(xiàn)了環(huán)境保護，將生態(tài)環(huán)境的潛在比較優(yōu)勢充分轉(zhuǎn)化為競爭優(yōu)勢，真正實現(xiàn)了綠水青山就是金山銀山的發(fā)展理念，而不是一味地重蹈舊轍，遵循發(fā)展重工業(yè)等的產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑。其次，環(huán)境治理作為一個復(fù)雜的治污過程，還需要進一步健全環(huán)境治理體系，優(yōu)化環(huán)境治理機制。例如，近年來在水污染治理領(lǐng)域興起的河長制就是一項十分重要的“自下而上”的環(huán)境治理機制。最后，還需要優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，國家在制定財政政策和補貼政策時，需要考慮到環(huán)境治理的外部性和財政支出在環(huán)境治理方面的扭曲，建立起消除扭曲的調(diào)節(jié)機制。例如，通過轉(zhuǎn)移支付或者專項等的形式消除扭曲，以減緩財政支出的偏向問題。