一 引 言

改革開放以來,我國經(jīng)濟的高速增長創(chuàng)造了舉世矚目的“中國奇跡”。然而,時至今日,頻繁出現(xiàn)的霧霾天氣、“癌癥村”、鉛中毒事件,無不昭示著我國以“環(huán)境換增長”的傳統(tǒng)發(fā)展模式已經(jīng)走到了盡頭,生態(tài)環(huán)境問題已然成為我國實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展、人民健康生活的桎梏。企業(yè)作為環(huán)境污染的主要制造者，缺乏污染減排的內(nèi)在動力,需要政府對其進行干預(yù)和規(guī)制。2014年號稱史上最嚴環(huán)保法的頒布、開展環(huán)保督查巡視等措施無不顯示著我國政府治理污染的堅定決心。然而,由于信息不對稱和人力、財力的限制,政府不可能實現(xiàn)對企業(yè)排污行為的完全監(jiān)管,這使得政府的環(huán)境規(guī)制政策實施效果大打折扣?；ヂ?lián)網(wǎng)技術(shù)的迅速發(fā)展,為社會主體參與環(huán)境保護提供了可能與便利,彌補了政府監(jiān)管不足的缺憾。事實上,近年來一些重大環(huán)境污染事件的披露,如:常州外國語學(xué)?！岸镜亍笔录⑸轿魈冉够瘡S夜間放“毒”事件等,都因互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的普及而得到關(guān)注和解決。因此,有必要將互聯(lián)網(wǎng)普及率納入分析框架,考察互聯(lián)網(wǎng)影響下環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染排放的作用效果。

學(xué)術(shù)界早已關(guān)注環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染排放的影響，并取得了較大的研究進展。許多學(xué)者認為環(huán)境規(guī)制能夠促進企業(yè)污染減排(張學(xué)剛和鐘茂初，2011[1]；Laplante和Rilstone，1996[2]；李永友和沈坤榮，2008[3]；徐志偉，2016[4])。隨著研究的深入,不同學(xué)者也從不同角度探討環(huán)境規(guī)制與企業(yè)污染排放行為的關(guān)系。Wang和Wheeler(2005)[5]、Chavez et al. (2009)[6]、Langpap和Shimshack(2010)[7]分別就排污費、公眾參與等與企業(yè)污染排放之間的關(guān)系展開研究,探究了不同環(huán)境規(guī)制工具的作用效果。徐盈之等(2015)[8]通過分析環(huán)境規(guī)制對企業(yè)減排的作用路徑,認為環(huán)境規(guī)制通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整而間接影響污染排放。黃壽峰(2016)[9]、Biswas et al.(2012)[10]等認為環(huán)境規(guī)制一方面通過減少官方的經(jīng)濟活動降低環(huán)境污染,但同時也會通過擴大非官方的經(jīng)濟活動加重環(huán)境污染,所以環(huán)境規(guī)制的最終效果是不確定的；余長林和高宏建(2015)[11]認為目前的環(huán)境規(guī)制強度并沒有對我國的環(huán)境改善起到正向促進作用。事實上,如果僅僅考慮政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染排放的直接作用,所得到的結(jié)果顯然不會令人滿意,尤其是步入“互聯(lián)網(wǎng)+”時代,互聯(lián)網(wǎng)普及為環(huán)境治理提供了一個可持續(xù)的交互性政策參與平臺(Martin和Rice，2014)[12],對政府、企業(yè)和社會主體的行為選擇都起著舉足輕重的作用。從現(xiàn)有文獻來看,部分學(xué)者也意識到了互聯(lián)網(wǎng)在環(huán)境治理與保護中的作用(鄭思齊等，2013[13]；祁玲玲等，2013[14]；郭志達，2017[15]；Sinclair et al., 2017[16]),但大多傾向于理論分析,在實證方面更多考察的是互聯(lián)網(wǎng)對公眾環(huán)境參與途徑的影響。

綜上所述,已有文獻從多個角度探究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染減排的作用及效應(yīng),為本文的研究提供了堅實的基礎(chǔ)。然而現(xiàn)有研究往往忽略了日新月異的信息化、網(wǎng)絡(luò)化的實際,沒有考慮到環(huán)境規(guī)制的作用和效應(yīng)與互聯(lián)網(wǎng)的緊密關(guān)系,這一環(huán)節(jié)的缺失嚴重影響評價環(huán)境規(guī)制效應(yīng)的準確性。鑒于此,本文將互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的社會進步納入分析框架,首先對互聯(lián)網(wǎng)普及率影響環(huán)境規(guī)制效果的作用機理進行理論分析,然后利用中國30個省、市、自治區(qū)2003-2014年的面板數(shù)據(jù),通過面板門檻回歸模型考察在互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的影響下,環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染減排的作用效果。

二 互聯(lián)網(wǎng)普及率影響下環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染減排的作用機理

為說明互聯(lián)網(wǎng)普及率影響下政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染減排的作用機理,假定環(huán)境規(guī)制作用的最終效果主要由兩個階段共同決定:第一階段是政府監(jiān)督階段,第二階段是政府監(jiān)督缺失階段。這樣假設(shè)的合理性在于現(xiàn)實中由于企業(yè)排污的連續(xù)性、排污行為的相對隱蔽性,以及政府與企業(yè)間由于信息不對稱而導(dǎo)致的過高監(jiān)督成本,地方政府無法持續(xù)地完全監(jiān)督排污企業(yè)。

政府環(huán)境規(guī)制強度主要由環(huán)境規(guī)制政策和政策執(zhí)行的努力水平兩方面共同決定。環(huán)境規(guī)制政策本身對于我國的污染物排放基本不具有明顯的約束力,執(zhí)法強度才是降低污染物排放的關(guān)鍵(包群等，2013)[17]。環(huán)境規(guī)制強度主要體現(xiàn)在執(zhí)行政策的努力水平上,政府嚴格監(jiān)督時企業(yè)會積極進行污染減排,不然將面臨高昂的懲罰成本。但是,在實際執(zhí)行過程中,政府無法持續(xù)地完全監(jiān)督污染企業(yè),這種情況下污染企業(yè)可能會存在一些投機行為。當政府監(jiān)督缺失的時候,排污企業(yè)就會降低自己的污染減排努力水平,甚至為了彌補被監(jiān)督時所花費的成本而加大排污,這便有可能導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制結(jié)果和環(huán)境規(guī)制初衷相背離。

作為社會主體(除了政府、污染企業(yè)之外的其他非政府組織或公眾),在政府監(jiān)督缺失的情況下,其監(jiān)督行為是否能夠約束排污企業(yè)的超排行為,取決于其監(jiān)督能否形成足夠的壓力。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的普及,由于網(wǎng)絡(luò)傳播信息的及時性、廣泛性和跨時空性特點,豐富了社會主體環(huán)境參與的途徑,更易于披露企業(yè)超標排污行為，形成社會輿情,一定程度上彌補了政府監(jiān)督的不足。而污染企業(yè)作為理性經(jīng)濟人在進行污染超排時會審時度勢:在互聯(lián)網(wǎng)普及率比較低的情況下,企業(yè)認為即使自己的超標排污行為被發(fā)現(xiàn)和傳播,但是較低的互聯(lián)網(wǎng)普及率限制了傳播的即時性和廣泛性,無法形成強大的社會輿論壓力,因此不一定會對政府產(chǎn)生警示作用,此時超排行為可能給企業(yè)帶來額外收益,相應(yīng)地,企業(yè)會縮減自己的減排努力。相反,在互聯(lián)網(wǎng)普及率較高的情況下,企業(yè)任何超排行為將會被極速傳播,形成巨大的輿論壓力,引起政府的關(guān)注,企業(yè)面對來自社會和政府的雙重壓力,缺乏投機的意愿。

綜上所述,環(huán)境規(guī)制通過網(wǎng)絡(luò)技術(shù)發(fā)展水平影響企業(yè)污染減排的作用過程可以歸納為圖1所示的兩條路徑,受互聯(lián)網(wǎng)普及率的影響,規(guī)制效果充滿不確定性?；诖?本文提出核心假說:互聯(lián)網(wǎng)普及率較低時,政府環(huán)境規(guī)制強度越大,企業(yè)反而會削減減排努力而導(dǎo)致排污強度增大；互聯(lián)網(wǎng)普及率較高時,政府環(huán)境規(guī)制強度的增大,將會促進企業(yè)加大污染減排努力、減輕環(huán)境污染。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)普及率影響政府環(huán)境規(guī)制效果的作用機理

三 企業(yè)污染排放強度測算

現(xiàn)有研究測算企業(yè)排污強度時,常常選用某一種污染物的排放強度來表示。事實上,不同企業(yè)由于所生產(chǎn)的產(chǎn)品或生產(chǎn)工藝不同產(chǎn)生的污染物也不盡相同。譬如，雖然水泥廠和造紙廠都是高污染企業(yè),但是相比較而言,水泥廠對空氣的污染要甚于對水的污染,而造紙廠對水的污染程度則高于對空氣的污染。如果選擇單一的廢水排放強度表征企業(yè)的排污強度,就會低估水泥廠這類企業(yè)的污染程度,反之亦然。所以為了全面地衡量企業(yè)污染排放強度,較好的辦法應(yīng)該是盡可能選擇多種污染物來測算。

現(xiàn)階段的研究大多采用主成份分析法,測算一個綜合指標來反映所要研究的對象。但是在技術(shù)選擇上,考慮到傳統(tǒng)主成份分析法只能分別就時間序列數(shù)據(jù)與橫截面數(shù)據(jù)進行測算,如果將面板數(shù)據(jù)按時間或者截面分類并分別測算,就無法保障測算結(jié)果整體的統(tǒng)一性和可比性,因此本文采用全局主成份來測算企業(yè)污染排放強度。

(一)全局主成份分析模型測算步驟

2.數(shù)據(jù)的標準化。因為所選的指標變量可能存在不同量綱,為了消除量綱帶來的影響,需要對數(shù)據(jù)進行無量綱化:

3.計算X′的協(xié)方差矩陣記做R,R被稱為全局協(xié)方差矩陣；因為X已經(jīng)經(jīng)過標準化處理,則R是X的相關(guān)系數(shù)矩陣。

抽取前m個最大特征值所對應(yīng)的主成份,使其累計方差貢獻率大于80%。

5.求出Xi與Fj的相關(guān)系數(shù)rij,求得相關(guān)系數(shù)矩陣B=(rij),即因子載荷矩陣,其中rij表示第i個變量Xi在第j個公共因子Fj上的負荷,由此可以解釋主成份Fj主要包含的變量信息。

6.由回歸法得到因子得分函數(shù):Fj=βj1X1+βj2X2+…+βjpXp,其中j=1, 2, …,m,根據(jù)得分函數(shù)可以計算出選取的主成份的得分情況。

7.最后根據(jù)主成份的表達式:F=a1F+a2F2+…+amFm,計算綜合得分。

(二)指標選取和數(shù)據(jù)處理

基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取單位工業(yè)增加值排放的廢水、廢氣、煙粉塵、二氧化硫、化學(xué)需氧量、氨氮六種污染物來測算企業(yè)污染排放強度。同時為了消除物價因素影響,以2003年為基期對工業(yè)增加值進行平減。其中2012-2014年上海市、湖南省,2014年貴州省,沒有報告工業(yè)增加值指數(shù)(上一年為100),但是報告了以固定某一年(1978年或1952年)為基期的工業(yè)增加值指數(shù),用該指數(shù)進行換算,測算實際工業(yè)增加值。2014年遼寧省、河南省兩項指標都沒有報告,鑒于工業(yè)增加值中第二產(chǎn)業(yè)的比重最大,用第二產(chǎn)業(yè)的指數(shù)進行近似替代。本文所用的原始數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

(三)測算結(jié)果分析

表1為測算結(jié)果,限于篇幅僅報告了部分年份的數(shù)值。由表1可以看出:(1)各省市企業(yè)污染減排是一個曲折的過程。總體上，企業(yè)污染排放強度呈下降趨勢,部分地區(qū)的企業(yè)污染排放強度在部分年份呈現(xiàn)上升的趨勢。(2)企業(yè)污染排放強度呈現(xiàn)區(qū)域不平衡特征。截至2014年,我國污染排放強度最低的省份主要集中在東部地區(qū)(北京為-0.86，天津為-0.83，廣東為-0.82，上海為-0.81),排放強度最高的省份主要集中在西部地區(qū)(寧夏為1.25，新疆為0.51，貴州為0.44，青海為0.22)。(3)比較2003年和2014年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),污染排放強度變化最大的省份主要集中在中西部地區(qū)(廣西、寧夏、內(nèi)蒙古、四川)。

表1 企業(yè)污染排放強度指數(shù)

(續(xù)上表)

省市2003200420062008201020122014黑龍江-0.38 -0.53 -0.53 -0.69 -0.73 -0.81 -0.84 上海-0.59 -0.63 -0.69 -0.76 -0.78 -0.79 -0.81 江蘇-0.32 -0.39 -0.48 -0.60 -0.70 -0.70 -0.72 浙江-0.25 -0.35 -0.47 -0.54 -0.65 -0.70 -0.73 安徽0.31 0.18 -0.02 -0.06 -0.46 -0.52 -0.60 福建-0.39 -0.41 -0.46 -0.59 -0.64 -0.72 -0.75 江西0.51 0.46 0.20 0.11 -0.37 -0.43 -0.54 山東-0.20 -0.34 -0.48 -0.55 -0.64 -0.71 -0.73 河南0.31 0.25 -0.03 -0.36 -0.51 -0.59 -0.63 湖北0.07 0.00 -0.24 -0.47 -0.63 -0.68 -0.72 湖南1.09 0.92 0.44 -0.07 -0.36 -0.54 -0.62 廣東-0.53 -0.57 -0.65 -0.72 -0.77 -0.80 -0.82 廣西3.46 3.61 1.92 0.79 0.29 -0.11 -0.44 海南0.16 0.02 -0.16 -0.22 -0.43 -0.37 -0.35 重慶0.94 0.81 0.57 -0.05 -0.34 -0.63 -0.68 四川1.08 0.70 0.08 -0.39 -0.47 -0.68 -0.74 貴州1.55 1.26 1.51 0.61 0.31 0.39 0.43 云南0.21 0.18 0.13 0.21 -0.26 -0.20 -0.31 陜西0.84 0.68 0.42 -0.09 -0.12 -0.30 -0.40 甘肅1.61 1.22 0.98 1.12 0.07 0.28 0.02 青海0.63 0.74 1.07 0.45 0.57 0.33 0.22 寧夏4.78 2.80 2.96 1.50 3.48 1.61 1.25 新疆0.47 0.60 0.55 0.03 0.33 0.57 0.51 平均值0.63 0.46 0.26 -0.09 -0.20 -0.34 -0.41

數(shù)據(jù)來源:由作者測算整理。

四 指標選取及計量模型

(一)指標選取

本文重點關(guān)注政府環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)排污強度的作用是否受互聯(lián)網(wǎng)普及率的影響?；跀?shù)據(jù)可獲得性和樣本全面性考慮,選擇2003-2014年我國30個省、市、自治區(qū)(西藏、香港、澳門和臺灣因為數(shù)據(jù)缺失的原因不包括在內(nèi))的相關(guān)數(shù)據(jù)進行研究。原始數(shù)據(jù)的來源除了前面所提到的統(tǒng)計年鑒,還包括《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

被解釋變量:企業(yè)污染排放強度。為了能夠全面反映企業(yè)污染排放強度,本文用企業(yè)污染排放強度綜合指數(shù)作為被解釋變量,企業(yè)單位工業(yè)增加值排污量越多表明企業(yè)減排努力程度越低,其數(shù)據(jù)為第三部分測算結(jié)果。

解釋變量:政府環(huán)境規(guī)制強度。政府環(huán)境規(guī)制強度無法進行直接度量,目前研究大多采用治污設(shè)施運行費用(趙紅，2007)[18]、工業(yè)污染治理投資與工業(yè)增加值或主營業(yè)務(wù)成本比值(張成等，2011)[19]、構(gòu)建環(huán)境規(guī)制強度綜合指數(shù)(傅京燕和李麗莎，2010)[20]以及排污費(張華，2016)[21]來衡量。前三種指標是根據(jù)規(guī)制的最終效果來衡量,因而無法剔除互聯(lián)網(wǎng)普及率的影響,根據(jù)理論分析部分可知這些指標并不適合本文的研究?？紤]到“三同時”項目指的是項目建設(shè)中防止污染的設(shè)施必須與主體工程同時設(shè)計、同時施工、同時投入使用,即“三同時”政策更強調(diào)的是事前規(guī)制,所以本文認為選取“三同時”項目投資額作為環(huán)境規(guī)制的代理變量更具有合理性。同時,利用排污費作為環(huán)境規(guī)制強度代理變量對模型進行穩(wěn)健性檢驗。

門檻變量:互聯(lián)網(wǎng)普及率。用各地區(qū)網(wǎng)民人數(shù)占該地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎尽?/p>

其他控制變量:除了上述核心變量之外,根據(jù)現(xiàn)有研究,還考慮了以下因素的影響:經(jīng)濟發(fā)展水平,用人均GDP來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平,并以2003年的GDP指數(shù)進行平減；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),用工業(yè)增加值與GDP的比值進行衡量；外商直接投資,用實際利用外商直接投資額與GDP的比值衡量。模型中所涉及到的變量符號說明及描述性統(tǒng)計見表2和表3。

表2 符號及其說明

表3 變量的描述性統(tǒng)計

(二)模型的設(shè)定

在已有研究的基礎(chǔ)上,本文引入門限變量互聯(lián)網(wǎng)普及率,建立環(huán)境規(guī)制與污染排放強度之間的門限模型:

polit=c+α1govit(intit≤ri)+α2govit(r1

其中:下標i表示地區(qū),t表示時間,rn表示門檻值,n的取值由門限檢驗結(jié)果決定,當存在單一門檻值時n取1,當存在雙重門檻值時n取2,以此類推；xit表示控制變量的集合,具體包括:經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和外商直接投資；εit表示隨機擾動項。

五 實證結(jié)果分析

本文采用stata13.1對2003-2014年全國30個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行回歸估計。正確設(shè)定模型和估計參數(shù)之前,需要對各個面板數(shù)據(jù)序列進行單位根檢驗,本文利用LLC、PP進行面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性檢驗(見表4)。由單位根檢驗結(jié)果可以看出,無論是針對同質(zhì)面板假設(shè)的檢驗,還是針對異質(zhì)面板假設(shè)的檢驗,模型中的回歸變量均平穩(wěn),因此本文將各變量一起納入回歸模型；同時,對于模型可能存在的多重共線性問題進行檢驗,由于各解釋變量方差膨脹因子均小于5,根據(jù)經(jīng)驗法則，說明本文解釋變量之間并不存在嚴重的多重共線性問題；由于短面板數(shù)據(jù)(時間T<截面N),時間維度比較小,對于每個個體來說所含信息較少,所以無法討論擾動項{εit}是否存在自相關(guān),因此一般假定{εit}是獨立同分布的(陳強，2014)[22]。本文的截面維度大于時間維度,故不考慮自相關(guān)問題。考慮到可能存在的異方差,本文在給出一般估計之后,又給出了穩(wěn)健誤差進行修正以控制異方差對參數(shù)估計的影響；此外,為了避免內(nèi)生性問題,對核心變量政府規(guī)制強度取滯后一期。

表4 單位根檢驗

(一)門限值的確定

在使用門限面板模型之前,首先需要確定門限的個數(shù),以確定模型形式。借助Wang(2015)[23]的操作命令,依次就存在單一門檻值、雙重門檻值的情形對設(shè)定模型進行估計,結(jié)果顯示模型存在單一門檻值(表5)。表6顯示了互聯(lián)網(wǎng)普及率的門限估計值、置信區(qū)間。圖2為似然比函數(shù)圖,有助于更為清晰地了解門限值和置信區(qū)間的構(gòu)建過程。

表5 模型的門限效果檢驗

注:P 值和臨界值均為采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣(rep=300)得到的結(jié)果；*、**、***分別代表參數(shù)估計值在10%、5 %、1%的水平上顯著。

表6 門檻估計值和置信區(qū)間

圖2 門檻估計值和置信區(qū)間

(二)回歸結(jié)果分析

回歸結(jié)果見表7,模型一為不考慮互聯(lián)網(wǎng)普及率情況下,政府環(huán)境規(guī)制與污染排放強度的回歸結(jié)果,模型三是考慮政府環(huán)境規(guī)制受互聯(lián)網(wǎng)普及率影響的回歸結(jié)果。由表7可見,不考慮互聯(lián)網(wǎng)普及率的影響時R2=0.4872,考慮了互聯(lián)網(wǎng)普及率的影響時R2=0.568,表明考慮互聯(lián)網(wǎng)普及率影響的回歸結(jié)果要優(yōu)于不考慮的情況。模型二和模型四是為了避免異方差的影響使用穩(wěn)健誤差進行修正。

表7 模型回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量模型一模型二模型三模型四c2.8329***2.8329***2.0818***2.0818***(11.9500)(4.7700)(8.6900)(4.1100)R-sq:within0.47820.47820.56800.5680between0.22880.22880.32720.3272overall0.27700.27700.39050.3905

注:括號內(nèi)為t值；*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

回歸模型估計結(jié)果驗證了前面的猜想,政府環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)污染排放強度的影響不是簡單的線性關(guān)系,而是存在著復(fù)雜的非線性關(guān)系。依據(jù)門檻值可以劃分為兩個門檻區(qū)間,由回歸結(jié)果可以看出,在不同的門檻區(qū)間內(nèi),環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)污染排放強度的影響截然不同。當互聯(lián)網(wǎng)普及率低于8.3%時,環(huán)境規(guī)制加重了企業(yè)的污染排放強度。這是因為高強度的環(huán)境規(guī)制勢必會使企業(yè)污染治理成本加大,然而政府由于信息不對稱和過高監(jiān)督成本的影響,無法對企業(yè)污染減排行為進行持續(xù)監(jiān)督；在政府監(jiān)督缺失的情況下,企業(yè)為了彌補已花費的減排成本,縮減減排努力從而導(dǎo)致污染增加。社會主體即使能夠一定程度上彌補政府的監(jiān)督缺失，對企業(yè)進行監(jiān)督,但是由于監(jiān)督成本、舉報渠道等限制,無法對企業(yè)排污形成足夠的壓力和威懾,企業(yè)的污染超排行為仍然得不到有效抑制,這就出現(xiàn)了隨著政府規(guī)制強度增大但是企業(yè)污染減排力度反而下降的“怪現(xiàn)象”。當互聯(lián)網(wǎng)普及率高于8.3%時,環(huán)境規(guī)制能夠抑制企業(yè)的污染排放強度。這是因為在政府部門監(jiān)督缺失時,企業(yè)如果出現(xiàn)超標排污行為,社會主體能夠有效地利用互聯(lián)網(wǎng)的及時性、開放性、共享性、無界性、交互性等優(yōu)勢表達自己的意愿,高互聯(lián)網(wǎng)普及率的情況下能更容易迅速地形成輿論壓力,將企業(yè)超標排污行為公開化,企業(yè)不得不面對來自政府和社會的共同壓力,減少污染排放。

由我國各地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)可以看到,截至2014年我國互聯(lián)網(wǎng)普及率最低的省份是江西省,互聯(lián)網(wǎng)普及率為34.1%,遠遠高于門檻值8.3%。但是由環(huán)境規(guī)制強度的回歸系數(shù)可以看出,目前我國環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染減排的作用效果并不令人滿意,這是因為互聯(lián)網(wǎng)的普及僅為各方環(huán)境參與提供了途徑,其作用效果還依賴于社會主體的環(huán)境參與意識和行動。2015年我國互聯(lián)網(wǎng)普及率高達50.3%[注]數(shù)據(jù)來源:《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。,但是當年通過電話網(wǎng)絡(luò)途徑進行環(huán)境投訴的僅有1646705件[注]數(shù)據(jù)來源:《2015年中國環(huán)境統(tǒng)計年報》。,每百人投訴率低于0.12%,與我國高互聯(lián)網(wǎng)普及率相比,我國社會主體通過互聯(lián)網(wǎng)參與環(huán)境監(jiān)督的主動性明顯較差。另一原因是我國社會主體通過互聯(lián)網(wǎng)參與環(huán)境治理時,存在著盲目跟風(fēng)情況,突出表現(xiàn)為在某一環(huán)境事件發(fā)生后,互聯(lián)網(wǎng)上往往會出現(xiàn)截然不同的聲音(事件責(zé)任人的公關(guān)信息),混淆社會主體視聽；而社會主體在信息缺乏與不透明的情況下,會道聽途說傳播與事實截然相反的虛假信息,嚴重削弱了公眾環(huán)境參與的有效性。再次,政府部門未充分利用好互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)優(yōu)勢，建立暢通的網(wǎng)絡(luò)舉報渠道和顯著有效的網(wǎng)絡(luò)回應(yīng)機制,也打擊了公眾環(huán)境參與的積極性。在社會主體環(huán)境參與中存在的這些不主動、不理性、不專業(yè)、不透明、不暢通問題,限制了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的作用效果。

控制變量方面，人均實際GDP與企業(yè)排污強度呈顯著負相關(guān)關(guān)系,表明隨著經(jīng)濟水平的提高,企業(yè)污染排放強度逐漸下降,這是因為隨著經(jīng)濟的發(fā)展與生活水平的提高,人們提高了對環(huán)境質(zhì)量的偏好與需求,企業(yè)也有更多的資金用于環(huán)境治理技術(shù)的引進與研發(fā),使得單位工業(yè)增加值污染排放量呈下降趨勢；由回歸結(jié)果可見,工業(yè)增加值占比越高,企業(yè)排污強度越低,這是因為工業(yè)增加值占比高的地區(qū),其生產(chǎn)技術(shù)水平比較成熟,在環(huán)保方面有更優(yōu)的績效；外商直接投資對企業(yè)排污強度的作用效果不顯著,沒有足夠的證據(jù)表明外商直接投資對我國企業(yè)污染減排起到正向促進作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文比較了不考慮互聯(lián)網(wǎng)普及率影響和考慮互聯(lián)網(wǎng)普及率影響兩種情況下,政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)排污強度的影響,發(fā)現(xiàn)后者的擬合效果優(yōu)于前者,說明政府環(huán)境規(guī)制確實受到互聯(lián)網(wǎng)普及率的影響。同時由門限回歸結(jié)果可以看出,政府環(huán)境規(guī)制強度和企業(yè)污染排放強度之間存在倒“U”型關(guān)系。為了進一步確保本文結(jié)論的可靠性,采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。其中門限值及其個數(shù)檢驗步驟同上文,這里不再贅述,表8為使用標準差和穩(wěn)健誤差兩種情況下的回歸結(jié)果。

1.因變量構(gòu)造的穩(wěn)健性。目前我國將二氧化硫、化學(xué)需氧量、氨氮、氮氧化物作為我國污染物總量控制的約束指標,而煙粉塵為霧霾的主要來源,這些污染物對環(huán)境破壞更嚴重，并且和社會公眾的生活密切相關(guān),更容易被社會主體所感知；由于氮氧化物數(shù)據(jù)不全,本文選取其他四種具體的污染物用于測度企業(yè)污染排放強度,進行穩(wěn)健性檢驗,并考慮到內(nèi)生性問題對環(huán)境規(guī)制強度取滯后一期。估計結(jié)果見表8模型五和模型六,由回歸結(jié)果可以看出,在變換了因變量之后估計結(jié)果依然穩(wěn)健；在僅考慮主要污染物時,環(huán)境規(guī)制強度系數(shù)變大,這一點與前面的分析一致,作為國家明確指出總量控制的污染物,其超排成本更高,因此隨著規(guī)制強度的提高企業(yè)污染治理力度也更大。

2.核心解釋變量的穩(wěn)健性。考慮到排污費的征收主要是依靠地方政府的規(guī)制力度,因此本文借鑒張華(2016)[21]等的處理方法,用排污費收入總額與繳納排污費單位數(shù)之比作為環(huán)境規(guī)制強度的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗,依然對其取滯后一期?；貧w結(jié)果(模型七、模型八)顯示，互聯(lián)網(wǎng)普及率的門限值變?yōu)?.0,回歸結(jié)果系數(shù)也發(fā)生變化,但是作用方向依然顯著成立；出現(xiàn)這種情況是因為排污費屬于經(jīng)濟激勵型環(huán)境規(guī)制工具，而“三同時”則屬于命令控制型環(huán)境規(guī)制工具,不同規(guī)制工具作用路徑不同?；貧w結(jié)果進一步驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 模型的穩(wěn)健性檢驗

注:括號內(nèi)為t值；*、**、***分別代表參數(shù)估計值在10%、5 %、1%的水平上顯著。

六 結(jié)論與政策建議

本文首先是對互聯(lián)網(wǎng)普及率如何影響政府環(huán)境規(guī)制效果進行理論分析。其次,借助我國2003-2014年30個省、市、自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù),以互聯(lián)網(wǎng)普及率作為門限變量,探究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染排放強度的影響。結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及程度確實能夠在一定程度上影響我國政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染排放的作用方向。而且結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，我國互聯(lián)網(wǎng)普及率早已經(jīng)越過門檻值,表明目前我國互聯(lián)網(wǎng)普及率能夠?qū)φh(huán)境規(guī)制起到正向促進作用。但由相關(guān)分析可知,互聯(lián)網(wǎng)優(yōu)勢并沒有得到有效利用。

為更好地利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)平臺,實現(xiàn)政府和社會主體對污染企業(yè)的合力監(jiān)督，提出以下建議:

1.轉(zhuǎn)變環(huán)境監(jiān)管模式,積極培育環(huán)境監(jiān)管社會主體。探索和創(chuàng)新環(huán)境監(jiān)管的新模式,實現(xiàn)環(huán)境監(jiān)管模式由傳統(tǒng)的以政府為中心向政府和社會主體合作監(jiān)管轉(zhuǎn)變；完善相關(guān)環(huán)境法規(guī),規(guī)范環(huán)境參與秩序,引導(dǎo)社會主體理性參與環(huán)境監(jiān)管,為社會主體環(huán)境參與提供法律保障；借助互聯(lián)網(wǎng),建立政府公共服務(wù)平臺,加強互動溝通,實現(xiàn)環(huán)境監(jiān)管“路徑”的延伸,使社會各方可以隨時隨地參與環(huán)境問題監(jiān)管,形成政府、市場主體和社會主體之間的良性制約。

2.建立生態(tài)環(huán)境大數(shù)據(jù)平臺,實現(xiàn)對生態(tài)環(huán)境的精準監(jiān)管。政府環(huán)保部門應(yīng)構(gòu)建開放性的生態(tài)環(huán)境大數(shù)據(jù)平臺,公開企業(yè)排污強度信息，并更新環(huán)境信息,保障社會主體可以及時了解企業(yè)的排污狀況,避免環(huán)境參與的盲目性和過激性。政府可利用生態(tài)環(huán)境數(shù)據(jù)平臺以及政府公共服務(wù)平臺,開展環(huán)境輿情監(jiān)測和分析,正確引導(dǎo)輿論,保證社會主體環(huán)境參與的有序性和有效性。此外,政府部門也可利用生態(tài)環(huán)境大數(shù)據(jù)平臺進行科學(xué)的環(huán)境決策、處罰環(huán)境違法、防范環(huán)境風(fēng)險,實現(xiàn)企業(yè)排污監(jiān)管和治理的精細化與精準化。

3.健全政府部門的網(wǎng)絡(luò)回應(yīng)機制,提高政府的環(huán)境公共服務(wù)質(zhì)量。政府回應(yīng)機制不健全是困擾我國社會主體有效參與環(huán)境治理的癥結(jié)之一,由于政府部門對社會主體反映的情況不能及時有效地給予回應(yīng)和處理,嚴重打擊了社會主體環(huán)境參與的積極性，甚至對政府產(chǎn)生“不信任的情緒”。政府部門應(yīng)積極建立并完善網(wǎng)絡(luò)回應(yīng)機制,為確保回應(yīng)的及時性和有效性、提高回應(yīng)效率,政府部門可以將環(huán)境投訴事件進行分級,明確規(guī)定各級環(huán)境事件回應(yīng)與處理結(jié)果公示的時間表,對重大事件要第一時間給予回應(yīng),并全程公示事件的處理進程,這樣不僅能夠提升環(huán)保執(zhí)法的公信力與威懾力,也有助于促進社會主體環(huán)境參與的積極性。