龍 碩，胡 軍

（1.上海財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與管理學(xué)院，上海200433；2.上海新金融研究院，上海200002；3.中國工商銀行 上海分行，上海200120）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

中國改革開放30多年取得了舉世矚目的成就，經(jīng)濟保持了年均近10%的增長速度，但是經(jīng)濟高速增長的背后卻潛藏著被忽視了的高昂的環(huán)境成本。2013年年初，中國多?。ㄊ小^(qū)）出現(xiàn)了連續(xù)嚴(yán)重的霧霾天氣，其對中國經(jīng)濟和居民健康都造成了巨大影響。生態(tài)環(huán)境問題已經(jīng)成為影響中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和人居生活環(huán)境的最大一塊“短板”（田國強和陳旭東，2014），環(huán)境污染問題甚至給我國社會穩(wěn)定埋下了重大隱患。鑒于環(huán)境污染對經(jīng)濟社會的重要影響，中央政府已日益重視環(huán)境保護(hù)問題，并把主要污染物減排作為經(jīng)濟社會發(fā)展的約束性指標(biāo)納入“十一五”發(fā)展規(guī)劃；“十八大”以來，更是把生態(tài)文明建設(shè)放到了一個突出地位。因此，深入研究環(huán)境污染問題，對現(xiàn)階段的環(huán)境治理工作具有重要的現(xiàn)實指導(dǎo)意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多探討經(jīng)濟增長、外商直接投資等與環(huán)境污染的關(guān)系，這起源于經(jīng)濟學(xué)家對環(huán)境問題提出的兩個重要理論假說：環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）和污染天堂假說（Pollution Haven Hypothesis，簡稱PHH）。EKC假說認(rèn)為環(huán)境污染和經(jīng)濟增長之間也存在著庫茲涅茨倒U形曲線關(guān)系；PHH假說是指發(fā)展中國家和欠發(fā)達(dá)國家的環(huán)境規(guī)制比較寬松，因此成為吸引發(fā)達(dá)國家產(chǎn)業(yè)尤其是污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“避難所”。國內(nèi)外大量學(xué)者對這些理論假說進(jìn)行了實證驗證（Grossman和Krueger，1995；Keller和Levinson，2002；等等）。除此之外，還有文獻(xiàn)從經(jīng)濟集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)進(jìn)步等方面進(jìn)行考察。但歸納而言，這些文獻(xiàn)基本上都將環(huán)境污染問題視為經(jīng)濟范疇的問題，從經(jīng)濟視角來分析解釋。

其實，環(huán)境污染問題也是一個政治范疇的問題。特別是在我國實行的分級行政體制下，地方政府在中央政府和企業(yè)之間扮演著“中間人”的角色，中央政府制定的環(huán)境保護(hù)政策和資金使用情況由地方政府負(fù)責(zé)實施和監(jiān)督；因此要深入研究環(huán)境污染問題，對地方政府行為選擇的分析就必不可少。我國地方政府官員面臨著政治晉升的強激勵（周黎安，2007），以相對經(jīng)濟績效考核為主的晉升錦標(biāo)賽迫使地方政府官員圍繞經(jīng)濟增長開展激烈競爭。地方政府為了追求經(jīng)濟增長而犧牲環(huán)境的做法屢見不鮮，以至于雖然我國環(huán)境污染治理投入和監(jiān)管力度逐年加強，但收效甚微（楊海生等，2008）。正是基于地方政府在環(huán)境治理方面扮演的角色，一些文獻(xiàn)開始從地方政府角度展開研究（Fredriksson和Millimer，2003；楊海生等，2008）。

從地方政府角度研究環(huán)境污染為人們打開了寬闊的視野，但這些研究忽視了環(huán)境污染的主體——企業(yè)。環(huán)境污染是企業(yè)在進(jìn)行最優(yōu)化生產(chǎn)時的產(chǎn)物，這就決定了地區(qū)環(huán)境污染也是企業(yè)決策的結(jié)果；在存在污染排放壓力時，企業(yè)為了擴大生產(chǎn)，增加利潤，就有動力去游說地方政府放松環(huán)境規(guī)制。從企業(yè)的角度研究環(huán)境污染問題的文獻(xiàn)還較少，熊艷和王嶺（2012）從企業(yè)角度出發(fā)建立了一個兩階段博弈模型分析企業(yè)尋租對環(huán)境污染的影響。

然而，無論是從地方政府角度還是從企業(yè)角度來進(jìn)行分析都具有片面性，因為環(huán)境污染是地方政府和企業(yè)交互作用的結(jié)果。本文將把地方政府和企業(yè)擺在同等重要的位置，從政企合謀的視角對環(huán)境污染問題進(jìn)行深入分析。地方政府官員不僅關(guān)注自己的政治利益，同時也關(guān)注私人經(jīng)濟利益。Qian和Roland（1998）就指出，地方政府官員如果缺乏有效的激勵約束機制，就和企業(yè)經(jīng)理人一樣存在機會主義行為，可能從政治決策中尋租以獲取經(jīng)濟利益。政企合謀將同時滿足地方政府官員追求政治利益和經(jīng)濟利益的需求，并且也滿足企業(yè)利潤最大化的需求，因為他們擁有一個共同的“致富”手段——擴大產(chǎn)出。產(chǎn)出的擴大，將使企業(yè)獲得更多的利潤；地方政府官員由于地方GDP的快速增長而獲得更多的政治晉升機會；同時，企業(yè)將部分利潤用于行賄①本文“行賄”是一個較寬泛的概念，泛指企業(yè)向政府官員的利益輸送，如聘請政府官員到企業(yè)任職、送禮等。還將增加地方政府官員的經(jīng)濟收益。雖然有些文獻(xiàn)嘗試從政企合謀角度來理解環(huán)境污染問題（聶輝華，2013），但是更多地是見于新聞媒體，它們對此問題缺乏系統(tǒng)而嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治?，更沒有用經(jīng)驗證據(jù)去驗證此分析視角的正確性，本文的貢獻(xiàn)正在于彌補了這些缺陷。具體而言：首先，本文在理論上從政企合謀的視角系統(tǒng)性地分析了其對地方環(huán)境污染的影響機制，將環(huán)境污染問題引入新政治經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，并且避免了僅從地方政府或企業(yè)角度分析問題的局限性；其次，本文首次從實證上檢驗了政企合謀是否會加劇地方環(huán)境污染，驗證了分析邏輯的正確性；最后，已有文獻(xiàn)對礦難（聶輝華和蔣敏杰，2011）和土地出讓（張莉等，2013）等問題運用合謀理論進(jìn)行了分析，而本文則通過對環(huán)境污染問題的研究為合謀理論注入了新的生命力。

本文將首先構(gòu)建一個簡單的理論模型，揭示地方政府官員和排污企業(yè)在影響地方環(huán)境污染方面所扮演的角色，并指出政企合謀是導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境污染的重要原因，進(jìn)而利用中國1991－2010年的省級面板數(shù)據(jù)，檢驗政企合謀是否真的加劇了地方環(huán)境污染。

二、政企合謀影響環(huán)境污染的理論模型

這里考察地方政府與企業(yè)合謀將如何影響地區(qū)環(huán)境污染。我們參考聶輝華和李金波（2006）的建模思想，考慮包含中央政府、地方政府和企業(yè)三個經(jīng)濟主體的經(jīng)濟系統(tǒng)。本文假設(shè)：首先，中央政府是仁慈的政府，主要關(guān)心經(jīng)濟增長和環(huán)境污染問題，但受信息不對稱的限制，它只能授權(quán)地方政府對企業(yè)的生產(chǎn)活動進(jìn)行監(jiān)督，而自身則負(fù)責(zé)對地方政府官員進(jìn)行賞罰。其次，地方政府并非仁慈的政府，而是理性的和追求私利的政府。最后，企業(yè)是按照利潤最大化的原則進(jìn)行生產(chǎn)。

中央政府、地方政府和企業(yè)之間的信息結(jié)構(gòu)是：中央政府能夠確切地知道地方政府管轄地區(qū)的產(chǎn)量（也即企業(yè)的產(chǎn)量），但并不清楚地方政府是否與企業(yè)合謀，也不知道企業(yè)選擇的生產(chǎn)技術(shù)水平和排污量，中央政府可以通過監(jiān)督機構(gòu)或第四方（公眾、媒體等）來獲取排污量的部分信息。假定中央政府不參與地方政府和企業(yè)之間的博弈，即其行為對地方政府和企業(yè)而言是外生給定的。假設(shè)地方政府和企業(yè)之間不存在信息不對稱，企業(yè)為尋求環(huán)境規(guī)制的放松選擇是否向地方政府行賄和行賄的程度，地方政府為效用最大化而選擇是否接受企業(yè)的行賄和環(huán)境規(guī)制放松的程度。地方政府和企業(yè)之間的博弈是一個完全信息動態(tài)博弈，博弈時序見圖1。

圖1 階段博弈時序

如圖1所示，地方政府和企業(yè)之間的動態(tài)博弈可以劃分為以下三個階段：

第一階段：企業(yè)確定向地方政府行賄的比例θ，即企業(yè)拿出θ比例的超額利潤向地方政府行賄以尋求地方政府環(huán)境規(guī)制的放松；第二階段：地方政府在了解企業(yè)的行賄比例θ之后，決定環(huán)境規(guī)制放松的程度1＋x，以最大化自身效用；第三階段：企業(yè)在了解地方政府環(huán)境規(guī)制放松的程度之后，選擇最優(yōu)的生產(chǎn)技術(shù)水平A進(jìn)行生產(chǎn)，以最大化自身利潤。①

為便于模型求解，我們假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)要素投入固定，但技術(shù)水平可自由選擇。參考彭水軍和包群（2006）的做法，假設(shè)不同技術(shù)水平所導(dǎo)致的環(huán)境污染程度不一樣，在環(huán)境規(guī)制較寬松的情況下，更多樣但更具污染性的生產(chǎn)技術(shù)可供企業(yè)選擇；因此，企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平相比環(huán)境規(guī)制較嚴(yán)格的水平情形將更高。為簡化模型，假設(shè)地方政府正常環(huán)境規(guī)制程度C為1，并將在滿足中央政府制定的排污要求時企業(yè)的技術(shù)A和產(chǎn)量Y標(biāo)準(zhǔn)化為1，此時企業(yè)的排污量Q也為1；如果地方政府放松對企業(yè)的環(huán)境規(guī)制，環(huán)境規(guī)制放松程度為1＋x，那么企業(yè)將選擇更高效同時也是更污染的新技術(shù)，新技術(shù)的效率則變?yōu)樵瓉淼?＋x倍，新排污量變?yōu)樵瓉淼?＋αx倍，由于新技術(shù)更具有污染性，那么以單位產(chǎn)量的排污量衡量的環(huán)境污染程度將更嚴(yán)重，即（1＋αx）／（1＋x）＞1，因此α需要滿足α＞1。由簡單的求導(dǎo)計算可知，環(huán)境污染程度（1＋αx）／（1＋x）是環(huán)境污染量1＋x的嚴(yán)格增函數(shù)。由此，我們使用逆向歸納法來求解此動態(tài)博弈均衡。

（1）首先求解第三階段的子博弈均衡。當(dāng)企業(yè)向地方政府官員行賄，使得地方政府確定了對地方政府環(huán)境規(guī)制放松程度C′＝1＋x之后，企業(yè)為了最大化利潤，將盡可能選擇更高的技術(shù)水平，此時企業(yè)能選擇的最高技術(shù)水平A′為1＋x。

企業(yè)進(jìn)行利潤最大化選擇后，產(chǎn)量Y′為1＋x，排污量Q′為1＋αx，企業(yè)獲得的超額利潤π0的實際值（以實際產(chǎn)出計量）為：

其中，x為行賄比例θ以及環(huán)境規(guī)制放松程度C′的函數(shù)。

（2）接下來，我們求解博弈第二階段地方政府環(huán)境規(guī)制放松的程度。地方政府并不是中性政府，而是追求私利的。胡軍和郭峰（2014）指出地方政府官員的效用取決于兩方面：經(jīng)濟利益和政治利益。地方政府官員作為理性的經(jīng)濟人，難免會追求自己現(xiàn)實的經(jīng)濟利益（Buchanan，1995），如在職消費、挪用公款和收受賄賂等，形成“攫取之手”。同時，地方政府官員作為政治參與者，有很強的動力去追求政治晉升，特別是在中國，地方政府官員一旦離開政治市場，很難找到其他政治機會，因此面臨著鎖定效應(yīng)（lock－in），不得不以最大的努力尋求晉升機會（周黎安，2007）。在本文的研究框架下，地方政府官員接受企業(yè)的賄賂將帶來直接的經(jīng)濟利益，而地方政府下轄企業(yè)生產(chǎn)所推動的經(jīng)濟增長，在當(dāng)前以GDP為核心的官員晉升考核機制下，將為地方政府官員帶來政治利益。為此，本文將地方政府的效用函數(shù)表示為如下線性形式：

其中，θπ0表示地方政府官員獲得的賄賂收入，Y′為地區(qū)經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長越快，地方政府官員獲得政治晉升的概率越高，其帶來的期望政治收益也越大；因此，本文假設(shè)λ＞0。同時，λ也反映了地方政府官員對政治利益與經(jīng)濟利益的相對關(guān)注程度，λ越大，表示地方政府官員對政治晉升更為看重；反之，則更看重經(jīng)濟利益。

當(dāng)?shù)胤秸潘森h(huán)境規(guī)制時，企業(yè)將選擇更具污染性的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，整個社會的排污量將增加，對社會造成的負(fù)面影響也將增大，中央政府則更容易發(fā)現(xiàn)地方政府并沒有嚴(yán)格對企業(yè)進(jìn)行環(huán)境監(jiān)管。我們假設(shè)地方政府被發(fā)現(xiàn)放松監(jiān)管的概率為：

其中，p＞0。Q′－Q表示超標(biāo)的環(huán)境污染，其值越大，則被中央政府發(fā)現(xiàn)的概率越高；p反映了中央政府對地方政府的監(jiān)管力度或被第四方（公眾、媒體等）曝光的力度，該值較大時，即使地方政府稍微放松環(huán)境監(jiān)管，也將很可能被中央政府發(fā)現(xiàn)。為了便于分析，本文假設(shè)，如果中央政府發(fā)現(xiàn)地方政府放松環(huán)境規(guī)制，那么將沒收地方政府官員的賄賂所得并且不給予其政治晉升機會。因此，地方政府如果接受企業(yè)賄賂并放松環(huán)境規(guī)制獲得的期望效用為：

將（1）式、（2）式和（3）式代入（4）式可得：

地方政府官員選擇環(huán)境規(guī)制放松的程度以最大化自己的效用，對（5）式關(guān)于x求導(dǎo)，可以得到最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制放松程度為：

上式進(jìn)一步關(guān)于θ求導(dǎo)，可得：

該式說明地方政府對企業(yè)的環(huán)境規(guī)制放松程度C會隨著企業(yè)向地方政府官員行賄比例θ的增大而增大。在均衡時，企業(yè)行賄比例越高，從側(cè)面反映地方政府官員的貪腐程度也越高。也就是說，隨著地方政府官員貪腐程度的加深，地方政府對環(huán)境規(guī)制越寬松，該地區(qū)的環(huán)境污染就越嚴(yán)重?？偨Y(jié)而言，可以得到下面的命題：

命題1：地方政府和企業(yè)之間的合謀加劇了地區(qū)的環(huán)境污染，企業(yè)的行賄比例越高，反映出地方政府官員的貪腐程度越高，從而使得地區(qū)環(huán)境污染越嚴(yán)重；反之則反是。

（3）求解博弈第一階段企業(yè)的決策——最優(yōu)行賄比例。由政府的最優(yōu)反應(yīng)函數(shù)（6）式可知企業(yè)選擇的最優(yōu)技術(shù)水平也為C＊（）θ，此時企業(yè)產(chǎn)量和污染量的值均為C＊（）θ。企業(yè)的超額利潤函數(shù)為：

企業(yè)用θ比例的超額利潤向地方政府官員行賄，此時超額利潤中企業(yè)留存的利潤π為：

企業(yè)最優(yōu)決策是選擇合適的行賄比例θ以最大化留存利潤π。由（9）式的一階條件可得企業(yè)的最優(yōu)行賄比例：

將（10）式代入（6）式可得均衡時政府的環(huán)境規(guī)制放松程度，同時可得均衡時企業(yè)的產(chǎn)量以及環(huán)境污染量：

對（11）式和（12）式關(guān)于p求導(dǎo)，計算可得：

可見，隨著中央政府對地方政府的監(jiān)管力度或環(huán)境污染問題被第四方（公眾、媒體等）曝光力度的增強，地方政府對企業(yè)的環(huán)境規(guī)制力度將增加，整個社會的環(huán)境污染水平將下降；與此同時，經(jīng)濟增長也將放緩。我們可以總結(jié)出如下命題：

命題2：中央政府對地方政府的監(jiān)管力度或環(huán)境污染問題被第四方（公眾、媒體等）曝光的力度影響著環(huán)境污染程度。監(jiān)管力度或曝光力度越強，環(huán)境污染程度就越弱，但這也導(dǎo)致經(jīng)濟放緩；反之，力度越弱，環(huán)境污染問題就越嚴(yán)重，但這會伴隨著經(jīng)濟高增長。中央政府面臨著環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的兩難抉擇。

根據(jù)以上討論，從政企合謀的視角，我們就不難理解中國目前高增長、高污染、高腐敗等諸多現(xiàn)象并存的經(jīng)驗事實。在接下來的部分我們將利用中國的省級面板數(shù)據(jù)檢驗理論模型的核心結(jié)論——政企合謀加劇了地方環(huán)境污染，即政企合謀程度越深，地方環(huán)境污染越嚴(yán)重。

三、計量模型、變量選擇與描述性分析

（一）檢驗?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定。為了檢驗政企合謀是否會對地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生影響，我們設(shè)立以地區(qū)環(huán)境污染程度為被解釋變量、政企合謀指標(biāo)為主要解釋變量的回歸模型。根據(jù)現(xiàn)有研究地區(qū)環(huán)境污染的文獻(xiàn)，我們還控制了其他可能產(chǎn)生影響的因素。本文基準(zhǔn)模型如下：其中：下標(biāo)i和t分別表示省份和年份，POLLUTIONit表示環(huán)境污染程度，COLLUTSIONit則是反映政企合謀的指標(biāo)，它是本文的核心解釋變量，Xit為一組可能對地區(qū)環(huán)境污染有影響的控制變量，vi用于捕捉無法觀測的個體固定效應(yīng)，εit是擾動項。

（二）指標(biāo)的選取。

1.被解釋變量：環(huán)境污染程度。由于中國的環(huán)境污染主要源自于工業(yè)生產(chǎn)，所以眾多的學(xué)者采用工業(yè)三廢中的一個或幾個具體污染排放物指標(biāo)代表整體的環(huán)境污染水平。基于已有文獻(xiàn)，并考慮到樣本數(shù)據(jù)的可得性，本文同時選取工業(yè)“廢水”、工業(yè)“廢氣”以及工業(yè)“固體廢棄物”排放量作為環(huán)境污染指標(biāo)?？紤]到排污絕對量較高的地區(qū)可能也是社會總產(chǎn)出較高的地區(qū)，為了消除這種影響，我們使用單位GDP的工業(yè)“廢水”（WATER）、“廢氣”（GAS）和“固體廢棄物”（SOLID）排放量來衡量環(huán)境污染程度。

2.核心解釋變量：政企合謀指標(biāo)。由于政企合謀是一種隱藏信息或隱秘行動（張莉等，2013），無法直接被觀察到，如何度量政企合謀就成為實證研究的一個難題。現(xiàn)有實證文獻(xiàn)尋找合謀指標(biāo)的核心思想是：當(dāng)我們觀察到一些事件出現(xiàn)的時候，我們認(rèn)為現(xiàn)實中發(fā)生政企合謀的概率更高，因此這些定性或定量的事件可以作為政企合謀的代理指標(biāo)（聶輝華和蔣敏杰，2011）。本文遵循這一指標(biāo)構(gòu)建的思路，首先選取了每百萬人口中貪污、賄賂和瀆職等案件立案數(shù)（簡稱“貪腐立案數(shù)”）（CORRUPT）作為政企合謀的代理指標(biāo)。雖然政府公職人員貪污、賄賂或瀆職等案件背后并不一定都是政府和企業(yè)合謀的案例；但是我們認(rèn)為，如果某地區(qū)或某時間段公職人員貪污、賄賂或瀆職案件頻發(fā)，那么該地區(qū)政府官員與企業(yè)之間合謀的概率就越高。這是因為政府公職人員貪腐行為具有很強的傳染性（汪偉等，2013）：一方面，當(dāng)貪腐行為泛濫時，那些潛在行賄和受賄者從事貪腐而產(chǎn)生的負(fù)罪感將會下降，從而使得貪腐行為增加并導(dǎo)致政企勾結(jié)的可能性進(jìn)一步增大，政企勾結(jié)的增加又加深了整體貪腐程度；另一方面，當(dāng)貪腐行為泛濫時，單個貪腐官員被查處的概率將降低，由于“法不責(zé)眾”的心理，將進(jìn)一步促進(jìn)官員的腐敗活動?？傊?，在貪腐行為的傳染機制作用下，整體貪腐行為的加劇將助長政府和企業(yè)合謀這一具體形式的貪腐行為。

現(xiàn)有文獻(xiàn)（聶輝華和蔣敏杰，2011；張莉等，2013）大多從地方政府官員的個人特征入手，尋找政企合謀的代理變量。本文也從官員個人特征出發(fā)，選擇代理政企合謀的變量做穩(wěn)健性分析。具體地，我們選擇各省省長的任期（TENURE）以及上任之前是否有兩年以上的企業(yè)工作經(jīng)驗這一虛擬變量（FIRM）作為政企合謀的代理變量。一般而言，地方領(lǐng)導(dǎo)的任期會影響到其與企業(yè)的關(guān)系，任期越長，其與地方企業(yè)越容易建立起“利益型關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”（陳剛和李樹，2012），合謀就越容易發(fā)生。而具有企業(yè)工作經(jīng)歷的地方領(lǐng)導(dǎo)則更了解企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營管理流程，這也將影響其與企業(yè)之間建立合謀關(guān)系的概率（聶輝華和蔣敏杰，2011）。

3.控制變量。根據(jù)現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，本文還控制了如下變量的影響：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平（RPGDP），用各省地區(qū)生產(chǎn)總值的人均值來反映，并使用各省歷年GDP平減指數(shù)進(jìn)行消脹處理。（2）外商直接投資（FDI），用外商直接投資額占GDP的比值衡量。（3）貿(mào)易開放度（OPEN），采用進(jìn)出口總值與GDP比值來度量。（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUCT），用工業(yè)增加值占GDP的比重來衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源和描述性分析。本文環(huán)境污染相關(guān)數(shù)據(jù)來自歷年《中國環(huán)境年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》；貪污、賄賂和瀆職等案件立案數(shù)數(shù)據(jù)來自歷年《中國檢察年鑒》；官員特征數(shù)據(jù)均根據(jù)人民網(wǎng)、新華網(wǎng)等權(quán)威網(wǎng)站公布的官員資料整理而得；其他數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。我們最終選取了中國28個省市1991－2010年間的面板數(shù)據(jù)對本文的核心假說進(jìn)行實證檢驗。其中，重慶市合并到四川省進(jìn)行分析，海南和西藏由于數(shù)據(jù)不全而沒有包含在內(nèi)。表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的相關(guān)系數(shù)，各變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.7，進(jìn)一步考察方差膨脹因子，我們發(fā)現(xiàn)所有解釋變量的方差膨脹因子均小于4，不超過10，根據(jù)經(jīng)驗法則說明本文解釋變量之間并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表2 主要解釋變量的相關(guān)系數(shù)

圖2至圖4分別描繪了以每百萬人口中貪污、賄賂和瀆職等案件立案數(shù)度量的政企合謀變量與單位GDP工業(yè)“廢水”、“廢氣”和“固體廢棄物”排放量之間的關(guān)系圖。簡單的趨勢分析顯示，政企合謀對地區(qū)工業(yè)“三廢”的排放有明顯的正向促進(jìn)作用。這為我們的理論分析結(jié)論提供了初步的經(jīng)驗支持，但政企合謀對環(huán)境污染的影響機制是復(fù)雜的，我們還需要通過計量模型來進(jìn)行更嚴(yán)格的論證。

圖2 政企合謀與工業(yè)“廢水”排放散點圖

圖3 政企合謀與工業(yè)“廢氣”排放散點圖

圖4 政企合謀與工業(yè)“固體廢棄物”排放散點圖

四、政企合謀影響環(huán)境污染的實證檢驗

（一）普通面板模型分析。對面板數(shù)據(jù)模型而言，基準(zhǔn)模型中的vi是各省份的屬性特征，反映了省際之間不可觀測的差異，它可能與模型中其他解釋變量相關(guān)。如果將vi和εit一起看作是模型的擾動項，模型的解釋變量有可能存在內(nèi)生性問題，普通最小二乘回歸結(jié)果可能是非一致的。對于由于vi和模型其他解釋變量相關(guān)所造成的內(nèi)生性，通常的做法是采用去組間均值消掉非時變的vi。如果vi與模型其他解釋變量不相關(guān)，則可以采用隨機效應(yīng)模型進(jìn)行估計。然而，vi無論是否與模型中其他解釋變量相關(guān)，固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計量總是一致；而當(dāng)vi與模型中其他解釋變量不相關(guān)時，隨機效應(yīng)模型更有效，在下文中我們通過Hausman檢驗來選擇合適的模型設(shè)定。

使用單位GDP的工業(yè)“廢水”排放量作為環(huán)境污染指標(biāo)，貪腐立案數(shù)作為政企合謀代理變量，得到普通面板模型的最小二乘估計結(jié)果見表3第（1）－（3）列。在估計之前，我們首先對模型進(jìn)行了檢驗，面板模型設(shè)定F檢驗均在1%的顯著性水平下拒絕了模型無個體效應(yīng)的原假設(shè)，這表明使用混合最小二乘回歸是不合適的。Hausman檢驗在1%的顯著性水平下拒絕了隨機效應(yīng)模型有效的零假設(shè)，因此應(yīng)該使用固定效應(yīng)回歸模型。第（1）列中我們沒有加入控制變量，此時貪腐立案數(shù)指標(biāo)的系數(shù)顯著為正，這表明政企合謀確實加劇了地方環(huán)境污染，政企合謀越嚴(yán)重的地區(qū)，地方環(huán)境污染問題越嚴(yán)重。這初步驗證了前文的理論分析結(jié)果。不過，這種關(guān)系可能是由于其他因素綜合影響的結(jié)果，為了排除其他因素的干擾，我們需要引入其他可能影響環(huán)境污染的控制變量。第（2）列和第（3）列為逐步引入其他控制變量的結(jié)果，在添加了若干控制變量之后，政企合謀對地方環(huán)境污染程度的影響，除了在影響力上略有下降外，在方向和顯著性上并沒有變化。

當(dāng)使用單位GDP的工業(yè)“廢氣”和“固體廢棄物”排放量作為環(huán)境污染指標(biāo)時，估計的結(jié)果見表3第（4）列至第（9）列。對比第（1）－（3）列發(fā)現(xiàn)，貪腐變量系數(shù)依然為正，并且在1%的顯著性水平下顯著，模型其他解釋變量系數(shù)的方向和顯著性與第（1）－（3）列基本一致。初步的檢驗結(jié)果證實了本文的核心理論假說，即政企合謀確實加劇了地方環(huán)境污染程度，政企合謀越嚴(yán)重的地區(qū)，環(huán)境污染問題也越嚴(yán)重。

在控制變量方面，外商直接投資有利于降低地方環(huán)境污染程度，這說明“污染天堂假說”對中國并不成立。正如盛斌和呂越（2012）所指出的，外商直接投資對環(huán)境的影響取決于規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)這三種效應(yīng)綜合作用的結(jié)果，F(xiàn)DI有利于減少我國工業(yè)的污染排放，其主要原因可能在于FDI通過技術(shù)引進(jìn)與擴散帶來的正向技術(shù)效應(yīng)超過了負(fù)向的規(guī)模效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)。環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在負(fù)向關(guān)系，即隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境污染問題將趨于好轉(zhuǎn)，這可能是由于隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境治理的技術(shù)改進(jìn)，并且環(huán)保意識增強，導(dǎo)致環(huán)境污染下降。貿(mào)易開放程度對環(huán)境污染有著正向促進(jìn)作用，這可能是由于在國際貿(mào)易中，我國進(jìn)口的多是高技術(shù)含量的產(chǎn)品，而我國出口的產(chǎn)品中更多是低技術(shù)含量產(chǎn)品（如服裝、玩具等），這些產(chǎn)品的生產(chǎn)將消耗更多的生態(tài)資源，造成更大的環(huán)境污染。工業(yè)增加值占比越高，地方環(huán)境污染程度越低，這也可能是因為工業(yè)增加值占比較高的地區(qū)其技術(shù)水平也更高，在環(huán)保方面具有更優(yōu)的績效（李勝蘭等，2014），從而環(huán)境污染程度更低；此外，這也可能歸因于產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，高污染的產(chǎn)業(yè)被遷出，低污染的產(chǎn)業(yè)被保留下來。

在本文的理論模型部分我們已經(jīng)提到，政府官員的貪腐行為和地方環(huán)境污染之間可能存在著雙向影響。存在減排壓力的企業(yè)可能通過各種方式和各種渠道向地方政府官員行賄來獲取環(huán)境規(guī)制的放松，導(dǎo)致泛濫的貪腐現(xiàn)象和嚴(yán)重的環(huán)境污染。在企業(yè)向地方政府官員行賄的過程中，政府官員受到經(jīng)濟利益和政治利益的驅(qū)使，也將有動力去接受企業(yè)的行賄。同時地方政府官員也會考慮到放松環(huán)境污染規(guī)制的程度可以為自己帶來經(jīng)濟利益，從而會主動放松環(huán)境規(guī)制，帶來環(huán)境污染。因此在考察以貪腐指標(biāo)代理政企合謀時必須考慮這種雙向影響引致的內(nèi)生性問題。

解決內(nèi)生性問題最常見的方法就是選擇合適的工具變量。雖然為貪腐變量選擇合適的工具變量非常困難，但在面板數(shù)據(jù)模型下存在著很好的候選：變量的滯后值。前期的貪腐行為與當(dāng)期貪腐行為是有較大相關(guān)性的，但是當(dāng)期的環(huán)境污染無法對前期的貪腐行為產(chǎn)生影響，從而適合作為工具變量。具體地，本文使用貪腐指標(biāo)的滯后1期和2期作為工具變量，采用兩階段最小二乘回歸重新估計模型，工具變量回歸結(jié)果如表4所示，在使用工具變量進(jìn)行估計的同時，我們做了相應(yīng)的D－W－H內(nèi)生性檢驗，除了表4第（5）列對應(yīng)的模型在10%的顯著性水平下顯著，其他模型基本上均在5% 的顯著性水平下拒絕了解釋變量沒有內(nèi)生性的零假設(shè)，從而說明我們采用工具變量處理內(nèi)生性問題的做法是合理的。從表4的結(jié)果可以看出，在解決了貪腐變量可能存在的內(nèi)生性問題之后，貪腐變量對環(huán)境污染影響的方向以及顯著性依然保持不變；對比估計系數(shù)還發(fā)現(xiàn)，工具變量方法糾正了對貪腐變量系數(shù)的高估。模型中其他變量估計系數(shù)的方向和顯著性也沒有太大的變化。

表4 考慮內(nèi)生性問題后使用工具變量的2SLS回歸結(jié)果

（二）空間面板模型分析。普通面板模型可以控制不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，通過工具變量法可以解決解釋變量內(nèi)生性問題，從而得到一致估計結(jié)果。但是普通面板模型背后有一個隱含的假設(shè)，即各個地區(qū)環(huán)境污染程度是相互獨立的。但正如Anselin（1988）指出的“幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或空間自相關(guān)的特征”，如果忽略這種空間相關(guān)性的影響，模型估計將是有偏的或產(chǎn)生錯誤的參數(shù)檢驗。對地區(qū)環(huán)境污染問題的研究亦是如此。地區(qū)之間的環(huán)境污染確實存在空間相關(guān)性，概括而言，主要在于以下幾點：一是某地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量會由于風(fēng)向和水流等客觀因素影響，使得鄰近地區(qū)的污染排放受到影響（許和連和鄧玉萍，2012）；二是各地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過程中，那些對環(huán)境造成較大傷害的產(chǎn)業(yè)也會隨之轉(zhuǎn)移，這將導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境污染空間聯(lián)動；三是從政治晉升錦標(biāo)賽角度來看，在以GDP為核心的相對績效考核體制下，放松環(huán)境規(guī)制也是促進(jìn)當(dāng)?shù)谿DP的競爭手段，那么地區(qū)之間的環(huán)境規(guī)制政策將存在策略互動性，從而地區(qū)之間的環(huán)境污染形成關(guān)聯(lián)。一些學(xué)者從實證角度也證實了環(huán)境污染空間自相關(guān)性確實存在（楊海生等，2008；許和連和鄧玉萍，2012）。

為了刻畫地方環(huán)境污染在地區(qū)間的空間相關(guān)性，我們構(gòu)造空間面板模型，進(jìn)一步考察政企合謀對環(huán)境污染的影響。具體地，實證模型表達(dá)式為：

其中，Yit為地區(qū)i第t年的環(huán)境污染程度；W為給定的n×n階空間權(quán)重矩陣，其元素wij表示地區(qū)i和地區(qū)j之間的空間關(guān)系；（WY）it是空間滯后項，由于W的主對角線為0，且是行標(biāo)準(zhǔn)化的常數(shù)矩陣，所以空間滯后項（WY）it可以解釋為除地區(qū)i以外其他相鄰地區(qū)在t年的平均環(huán)境污染程度；Xit為包含政企合謀變量的一組影響地方環(huán)境污染的協(xié)變量。β和λ為模型待估參數(shù)，其中β刻畫了協(xié)變量對地方環(huán)境污染的邊際影響；λ則反映了地區(qū)環(huán)境污染之間的空間關(guān)聯(lián)性。vi表示不隨時間變化的地區(qū)效應(yīng)；εit則代表擾動項；為記號簡便，我們將式（15）寫成向量形式：

其中，Xt是n×k 維矩陣；Yt、A 和εt均為n 維列向量，其中

對模型（16），主要有兩種估計方法：廣義空間兩階段最小二乘法（GS2SLS）和最大似然估計法（MLE）。兩種估計方法各有優(yōu)劣：GS2SLS方法不對隨機誤差εt作任何可能錯誤的假定，因而對潛在的數(shù)據(jù)過程保持穩(wěn)健，但其并未最好地利用數(shù)據(jù)信息。MLE方法在擾動項分布函數(shù)設(shè)定正確的情況下一致且漸進(jìn)有效，不過在錯誤設(shè)定的情況下其估計結(jié)果可能不一致。當(dāng)模型中除空間滯后項外還存在其他內(nèi)生性解釋變量時，MLE方法不再適用，而應(yīng)該使用GS2SLS方法，在解決空間滯后項導(dǎo)致的內(nèi)生性問題的同時，解決其他解釋變量的內(nèi)生性問題。本文將使用GS2SLS方法進(jìn)行空間面板模型的估計。

在使用GS2SLS方法之前，首先消除式（16）中的地區(qū)固定效應(yīng)以避免省份固定效應(yīng)和省份特征變量統(tǒng)計相關(guān)所帶來的估計偏差問題，得到如下表達(dá)式：

準(zhǔn)確度量個體之間的空間相關(guān)關(guān)系、構(gòu)造恰當(dāng)?shù)目臻g權(quán)重矩陣W 也是空間計量實證研究的關(guān)鍵。根據(jù)上文導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境污染空間相關(guān)的機制分析，空間鄰近地區(qū)的環(huán)境污染將很可能出現(xiàn)空間自相關(guān)。為此，本文的空間權(quán)重矩陣設(shè)置如下：

在使用空間模型進(jìn)行實證分析前，我們進(jìn)行了空間相關(guān)性LM檢驗，結(jié)果顯示環(huán)境污染確實存在一定的空間相關(guān)性，說明我們需要在模型中包含空間滯后項。表5報告了分別使用單位GDP的工業(yè)“三廢”排放量作為衡量環(huán)境污染的指標(biāo)和以貪腐立案數(shù)作為政企合謀代理變量的空間面板模型回歸結(jié)果?？紤]到貪腐行為可能存在的內(nèi)生性問題，使用其滯后1期和2期作為工具變量，采用廣義空間兩階段最小二乘估計方法進(jìn)行估計。估計結(jié)果顯示空間滯后項的系數(shù)顯著為正，進(jìn)一步說明地區(qū)之間環(huán)境污染確實存在空間相關(guān)，并且表現(xiàn)出空間集聚性，高污染的地區(qū)之間相互鄰近，低污染的地區(qū)之間也相互鄰近。

貪腐立案數(shù)指標(biāo)的系數(shù)顯著為正，這與普通面板模型的估計結(jié)果一致，進(jìn)一步說明了政企合謀確實加劇了地區(qū)環(huán)境污染程度，并且政企合謀程度越深的地區(qū)，環(huán)境污染越嚴(yán)重。模型中除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量系數(shù)由之前的負(fù)值轉(zhuǎn)變?yōu)檎抵?，其他控制變量的估計結(jié)果也與前述結(jié)果大致相同。工業(yè)增加值比重越高的地區(qū)，環(huán)境污染越嚴(yán)重，其原因可能是我國各省份之間存在著污染密集型產(chǎn)業(yè)的空間轉(zhuǎn)移，這種轉(zhuǎn)移具有一定的“負(fù)外部性”，即對本地污染減少有利但會加劇轉(zhuǎn)入省份的環(huán)境污染。在控制不同省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間空間聯(lián)系的條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境污染的影響就由負(fù)變正。這也證實了“污染天堂”現(xiàn)象在我國區(qū)域?qū)用媸谴嬖诘摹?/p>

表5 空間面板模型的GS2SLS回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性分析

本文以普通面板模型為起點，逐步加入控制變量，并考慮了貪腐立案數(shù)這一代理政企合謀變量的內(nèi)生性，使用工具變量方法估計得到了與理論分析一致的結(jié)論。文中也考慮到地方環(huán)境污染可能存在的空間相關(guān)性，使用空間面板模型進(jìn)行研究，得到了與普通面板模型一致的結(jié)論。為進(jìn)一步確保本文分析結(jié)論的可靠性，我們從以下兩個角度進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（一）剔除異常樣本點的影響。各個省份的環(huán)境污染程度有很大的差別。例如，在本文研究的1991－2010年樣本區(qū)間，以單位GDP工業(yè)“固體廢棄物”排放量平均值來看，山西地區(qū)是上海地區(qū)的114倍。為了剔除極端值的影響，我們分別將污染最嚴(yán)重和最輕微的兩個省份剔除，使用剩余24個省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。估計結(jié)果見表6第（1）列至第（3）列，這里我們依然考慮貪腐立案數(shù)變量可能存在的內(nèi)生性問題，使用其滯后1期和2期作為工具變量，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計。無論是以單位GDP工業(yè)“廢水”、“廢氣”還是“固體廢棄物”排放量作為衡量環(huán)境污染的指標(biāo)，貪腐立案數(shù)變量系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平下顯著；因此，本文的主要結(jié)論并沒有受異常樣本點的影響。此外，D－W－H檢驗統(tǒng)計量也表明工具變量使用是恰當(dāng)?shù)?。其余控制變量的系?shù)符號和顯著性水平也與基準(zhǔn)模型2SLS估計結(jié)果基本相同；所以，異常樣本點并未給估計結(jié)果帶來實質(zhì)性的影響，回歸結(jié)果對異常樣本點是穩(wěn)健的。

（二）關(guān)鍵指標(biāo)構(gòu)造的穩(wěn)健性。為確保本文構(gòu)造的關(guān)鍵指標(biāo)的穩(wěn)健性，我們分別使用省長的任期（TENURE）以及省長是否有企業(yè)工作經(jīng)歷虛擬變量（FIRM）分別作為政企合謀的代理變量。由于省長的任職期限更多是由中央決定，地區(qū)環(huán)境污染程度不會是省長任期的決定性因素，環(huán)境污染程度也不可能影響省長是否有企業(yè)工作經(jīng)歷；因此，我們認(rèn)為TENURE與FIRM在模型中應(yīng)該是外生變量，我們直接使用普通面板最小二乘方法進(jìn)行估計，估計結(jié)果列于表6第（4）列至第（9）列。除第（9）列顯著性水平稍差外，我們關(guān)注的政企合謀代理變量的系數(shù)均在1%的顯著水平下為正，模型中其他變量的系數(shù)符號和顯著性也與上文基本一致。從不同的角度構(gòu)造政企合謀變量，得到了穩(wěn)健的結(jié)論，這進(jìn)一步印證了政企合謀將加強地區(qū)環(huán)境污染這一核心結(jié)論。①我們同時也建立空間面板模型進(jìn)行了穩(wěn)健性分析，結(jié)果仍然穩(wěn)健。限于篇幅，結(jié)果未報告。

表6 穩(wěn)健性分析

六、結(jié)論與政策建議

我國在經(jīng)濟高速增長的同時，環(huán)境污染也日益嚴(yán)重，環(huán)境污染已經(jīng)對人類的生存和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成了根本性的威脅，人們的關(guān)注點也從環(huán)境污染本身轉(zhuǎn)向引發(fā)環(huán)境污染的各種原因與機制，以求實現(xiàn)國民經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。本文借鑒新政治經(jīng)濟學(xué)分析框架，抓住地方政府官員和企業(yè)在環(huán)境污染方面扮演的角色，從地方政府官員與污染企業(yè)合謀的視角考察了地區(qū)環(huán)境污染問題。地方政府官員出于政治利益和經(jīng)濟利益的考慮均有放松環(huán)境規(guī)制的傾向，而企業(yè)為了獲得更高的利潤有動力去行賄以尋求環(huán)境規(guī)制的放松，政府官員與企業(yè)在追求各自利益的過程中傾向于合謀以逃避上級政府的監(jiān)管，最終導(dǎo)致地區(qū)嚴(yán)重的環(huán)境污染問題。我們通過一個簡單的動態(tài)博弈模型揭示了其中具體的影響機制，同時利用我國1991－2010年的省際面板數(shù)據(jù)對理論模型的核心結(jié)論進(jìn)行了實證檢驗，檢驗結(jié)果顯示地方政府官員與企業(yè)間的合謀確實加重了地區(qū)環(huán)境污染程度。此結(jié)論在考慮了內(nèi)生性、環(huán)境污染空間相關(guān)以及政企合謀指標(biāo)構(gòu)建等問題之后依然成立，顯示了結(jié)論的穩(wěn)健性。

上述研究結(jié)論對于解決環(huán)境污染問題從而實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展有重要的政策指導(dǎo)意義。

首先，必須堅定不移地推進(jìn)市場化改革，界定好政府與市場的邊界。政企合謀的根源在于地方政府控制著太多的資源和權(quán)利，在缺乏有效監(jiān)督的情形下，將逐步演化成一種尋租和設(shè)租的能力（田國強，2013）。而推進(jìn)市場化改革，界定好政府與市場的邊界，讓市場在經(jīng)濟發(fā)展運行中發(fā)揮主導(dǎo)作用，限制地方政府官員對市場的干預(yù)，將減少政企間的合謀，從而降低環(huán)境污染。

其次，將環(huán)保指標(biāo)納入政府評價考核體系，并增加考核的公平公正性。將環(huán)境保護(hù)納入到地方政府及官員的政績考核指標(biāo)中去，將使地方政府有壓力和動力去貫徹環(huán)境保護(hù)政策，通過鼓勵清潔生產(chǎn)和發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟等方式實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。而考核的公平公正可以防止政治關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等問題，使政府官員更加關(guān)注地區(qū)環(huán)境保護(hù)。

再次，組建超部委環(huán)境污染治理協(xié)調(diào)機構(gòu)。環(huán)境資源具有外部性、公共資源和公共物品的特性，本文也證實了環(huán)境污染具有空間相關(guān)性，即一個地區(qū)的環(huán)境污染會對其他地區(qū)環(huán)境產(chǎn)生影響；因此，僅僅依靠地方政府和環(huán)保部門治理污染顯然無法協(xié)調(diào)各地區(qū)之間的利益，通過設(shè)立超部委的環(huán)境污染治理機構(gòu)將有利于解決環(huán)境治理過程中區(qū)域之間的協(xié)調(diào)合作難題。

最后，還需要加強中央對地方政府的監(jiān)督，同時建立公眾和社會組織參與機制，提供外部監(jiān)督。在本文的理論模型中我們就指出，加強中央政府的監(jiān)督力度或第四方曝光力度將緩解環(huán)境污染，其內(nèi)在機理在于加強監(jiān)督將降低地方政府與企業(yè)合謀而放松環(huán)境規(guī)制帶來的整體收益。鄭思齊等（2013）也從實證的角度論證了隨著信息（特別是網(wǎng)絡(luò)信息）可獲得性的增強，公眾對環(huán)境問題的關(guān)注度和參與熱情將獲得提升，這使得地方政府更加關(guān)注環(huán)境治理問題，從而通過環(huán)境治理投資和改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方式來改善城市的環(huán)境污染狀況。

＊上海財經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項目（CXJJ－2013－455）

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