楊柳青青

(中南財經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院)

為刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，自2000年開始，湖北、四川等省市自治區(qū)陸續(xù)開始將部分或者全部經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放給縣級政府，在擴(kuò)大了地方政府自主權(quán)的同時，深深影響著當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。與此同時，省邊界縣的水質(zhì)出現(xiàn)了一定程度上的改善。省邊界地區(qū)作為監(jiān)管盲區(qū)，加上“逐底競爭”效應(yīng)(1)地方政府為了招商引資，常常降低環(huán)境準(zhǔn)入門檻規(guī)制執(zhí)行程度，來吸引高污染的化工企業(yè)和產(chǎn)業(yè)園入駐，以發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，增加財政收入。，一度淪為了環(huán)境污染的重災(zāi)區(qū)。此時，邊界地區(qū)環(huán)境改善、產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型與權(quán)力下放是否有關(guān)？如果相關(guān)，三者之間的互動作用是什么？為解決這些疑問，本研究基于2004～2018年國家主要流域河流水質(zhì)監(jiān)測站，以及七大水系監(jiān)測斷面數(shù)據(jù)，探究放權(quán)后產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型對省邊界縣環(huán)境績效的作用，并試圖解釋其中的影響機(jī)制。

本研究從以下幾個方面拓展了已有文獻(xiàn)：①省邊界地區(qū)多為老少邊窮的農(nóng)耕地區(qū)，加上“逐底競爭”策略性行為，常常淪為污染產(chǎn)業(yè)的天堂。本研究著眼于省邊界縣域的污染變化，試圖從產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的視角解釋這種環(huán)境優(yōu)化，解困邊界地區(qū)的發(fā)展問題。②以往文獻(xiàn)常用官員考核晉升機(jī)制的“唯GDP”論來解釋區(qū)域環(huán)境污染問題，而忽視了化學(xué)需氧量(COD)和氨氮(NH3-N)等環(huán)境指標(biāo)自“十一五”和“十二五”之后相繼納入考核機(jī)制中。本研究利用經(jīng)濟(jì)、環(huán)境雙重目標(biāo)的結(jié)合帶給官員的正向激勵來解釋邊界污染的減少，彌補(bǔ)新型環(huán)境政策背景下政府層級關(guān)系與生態(tài)治理之間研究不足。③已有的研究多局限于經(jīng)濟(jì)發(fā)展改革和環(huán)境績效的關(guān)系，而忽視了產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型在二者之間的中介作用。本研究以省邊界縣環(huán)境績效為對象，深入挖掘經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對于環(huán)境質(zhì)量的推動作用和影響機(jī)制，為相關(guān)地區(qū)建設(shè)提供參考。

1 文獻(xiàn)回顧

產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型是指以生態(tài)文明建設(shè)為主導(dǎo)，以循環(huán)經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)，以綠色管理為保障，產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式向可持續(xù)發(fā)展轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)資源節(jié)約、環(huán)境友好與生態(tài)平衡。對于產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者們從不同的角度進(jìn)行了闡釋。從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級對環(huán)境的效用出發(fā)，學(xué)者們認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠減輕我國碳壓力[1～3]。馬麗梅等[4]認(rèn)為，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是解決我國霧霾問題的關(guān)鍵和有效手段。袁曉玲等[5]利用規(guī)模報酬不變超效率DEA模型測算我國全要素能源效率，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低下導(dǎo)致能源利用效率較低。周亞軍等[6]通過測算人均二氧化碳排放量，發(fā)現(xiàn)相鄰省域之間在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整上應(yīng)該注重空間布局和協(xié)同優(yōu)化，有利于降低碳排放水平。胡東蘭等[7]發(fā)現(xiàn)，隨著產(chǎn)業(yè)高級化的推進(jìn)，中國的高耗能工業(yè)比例逐漸下降，而續(xù)存產(chǎn)業(yè)則會繼續(xù)通過知識高級密集化、優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)等來提高生產(chǎn)效率以降低生產(chǎn)產(chǎn)品的能耗。KHAZZOOM[8]則提出“能源回彈效應(yīng)”，即技術(shù)進(jìn)步帶來的能源效率提高引起價格下降、需求增加，最后導(dǎo)致了能源消費總量的增加。從環(huán)境優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的倒逼作用來看，原毅軍等[9]認(rèn)為，由于環(huán)境規(guī)制的倒逼機(jī)制，使得企業(yè)為實現(xiàn)被動減排，自行轉(zhuǎn)變產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，在長期中實現(xiàn)行業(yè)綠色優(yōu)化升級。陸旸[10]認(rèn)為，環(huán)境保護(hù)能夠反過來促進(jìn)“綠色”產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并帶來更多的“綠色”就業(yè)。鐘茂初等[11]認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用存在門檻效應(yīng)，只有越過門檻值，才能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。余萍等[12]以我國7個碳交易試點為研究對象，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大碳交易市場規(guī)模有利于技術(shù)改進(jìn)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

2 邊界環(huán)境與產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型

2.1 邊界縣的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境特征

在中國，省級行政邊界地區(qū)是一個比較特殊的地帶。一方面，省級行政邊界長達(dá)5.2萬公里，按邊界兩側(cè)15公里計算，總面積達(dá)156萬平方公里，占我國國土面積近1/6，涉及800余個縣級單位；另一方面，這些邊界地區(qū)大多位于省、市的經(jīng)濟(jì)圈邊緣，且受地形、氣候等先天因素影響較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低下，大多以農(nóng)業(yè)為主。

與此同時，這些邊界地區(qū)還是中國河流污染、生態(tài)破壞最嚴(yán)重的地區(qū)。其中的一個重要原因則是，在市管縣體制下，邊界縣管理混亂，權(quán)責(zé)劃分不明，成為環(huán)境監(jiān)管的盲區(qū)。加上財政壓力較大，當(dāng)?shù)卣３Ｍㄟ^降低環(huán)境規(guī)制執(zhí)行程度，來吸引高污染的化工企業(yè)和產(chǎn)業(yè)園入駐，以發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，增加財政收入，即“逐底競爭”。而河流具有快速流動的特殊性，使得中上游排放的污染物能夠充分稀釋并流至下游，進(jìn)一步強(qiáng)化了逐底競爭效應(yīng)，大大惡化了邊界地區(qū)的水污染問題。

2.2 產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型改善邊界環(huán)境的傳導(dǎo)機(jī)制

本研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)綠色升級對邊界環(huán)境的優(yōu)化路徑包括如下幾點：①近年來，為改變官員晉升考核的“唯GDP論”，“十一五”和“十二五”規(guī)劃中，將化學(xué)需氧量(COD)和氨氮(NH)減排10%作為官員的約束性考核指標(biāo)，將晉升機(jī)制與節(jié)能減排直接聯(lián)系在一起[13]。放權(quán)后政府垂直管理層級減少，提高了經(jīng)濟(jì)和環(huán)保雙目標(biāo)的政績考核激勵。由此，對于官員個人而言，大力發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)是通過政績考核、實現(xiàn)快速晉升的高速通道。②由于以往省邊界縣常常采用“逐底競爭”策略，造成邊界污染問題尤其突出[14]。為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，省級政府一方面通過簡政放權(quán)給縣級政府提供便利；另一方面，在部分行政業(yè)務(wù)上直接對接縣級政府，實際上加強(qiáng)了對縣級政府的監(jiān)督力度，并施以更加嚴(yán)格的環(huán)境問責(zé)機(jī)制，力圖使其與全省考核指標(biāo)相一致，這在一定程度上約束了邊界縣域策略性污染行為。與此同時，“道德人”的角色也使得地方官員并不完全受經(jīng)濟(jì)因素的驅(qū)使而擴(kuò)大污染[15]。③經(jīng)典的分權(quán)理論認(rèn)為，轄區(qū)內(nèi)居民的偏好具有異質(zhì)性，而地方政府相對中央政府更接近民眾，具有信息優(yōu)勢，因此能夠更切實、更高效地提供符合居民需求的公共物品，如環(huán)境保護(hù)[16]。正是由于居民偏好異質(zhì)性，使得政府組織的目標(biāo)均為多任務(wù)的，即在實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的同時，還要兼顧收入公平、環(huán)境保護(hù)等。縣級政府獲得了更大的自主權(quán)后，能夠根據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H情況制定針對性的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策[17]。

綜上，試點縣級政府傾向于優(yōu)先發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，走新型工業(yè)化道路，實現(xiàn)縣域產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時改善了邊界環(huán)境。產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型改善邊界環(huán)境的傳導(dǎo)機(jī)制見圖1。

圖1 產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型改善邊界環(huán)境的傳導(dǎo)機(jī)制

3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型設(shè)定

為刺激地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高地方自主權(quán)，省級政府根據(jù)各縣的經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展情況選取了一批試點縣，分批實施權(quán)限下放。這一漸進(jìn)式措施對于各流經(jīng)河流的水質(zhì)是外生的，因此，參考CAI[18]所提出的漸近式三重差分模型(DDD)構(gòu)建方法，建立如下基準(zhǔn)模型(2)TRiPPt與PPt存在完全多重共線性問題，故在估計式中將PPt變量予以省略，下同。：

Yi,j,t=α0+α1DDDi,j,t+α2BjTRi+α3BjPRt+

α4TRiPRt+α5Xi,j，t+λt+μi+εi,j,t，

(1)

式中，①被解釋變量。Yi,j,t表示河流監(jiān)測斷面i所在的邊界縣j在第t年的年平均水質(zhì)情況，具體衡量指標(biāo)包括BOD(五日生化需氧量)、NH(氨氮)。②虛擬變量。Bj表示邊界：如果監(jiān)測斷面j所在縣域位于省級邊界，取1；否則取0。TRi表示政策處理組：如果監(jiān)測斷面i所在縣域在觀測期間，權(quán)限得到擴(kuò)大，取1；反之取0。PRt表示時間，如果監(jiān)測斷面i所在縣在第t年開始放權(quán)，則從第t年開始取1；第t年之前的年份取0。③解釋變量。α0表示常數(shù)項。交互項DDD代表BjTRiPRt，是核心解釋變量，其識別的是權(quán)限下放對省邊界水質(zhì)Y的影響，因此系數(shù)α1也是三重差分模型估計所關(guān)注的；交互項BjTRi、BjPRt、TRiPRt的估計系數(shù)α2、α3、α4則衡量的“是否處于省邊界縣、是否是放權(quán)縣、是否已開始放權(quán)”3個維度兩兩相互作用對河流斷面水質(zhì)Y的影響。此外，控制變量向量Xi，j,t度量可能影響河流水質(zhì)指標(biāo)的諸多因素，主要包括河長、降水等自然因素，工業(yè)、農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)出活動等經(jīng)濟(jì)因素，人口數(shù)量等社會因素。λt表示時間固定效應(yīng)；μi表示站點固定效應(yīng)；εi,j,t表示擾動項。

從經(jīng)濟(jì)特征來看，產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型不僅意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的多元化，還包含了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的要素多元化，即產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅依靠傳統(tǒng)的黑色要素(資源)，更要依靠眾多的綠色要素(技術(shù)創(chuàng)新、人力資本以及旅游資源等)[19]。由此，本研究通過分別檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)要素的綠色轉(zhuǎn)型，為產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型在經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放與邊界環(huán)境改善之間的中介效應(yīng)提供依據(jù)。

首先，根據(jù)克拉克定理，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化主要以非農(nóng)產(chǎn)值的比重來衡量[20]，因此，本研究利用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例(RT)作為中介變量(M)，根據(jù)溫忠麟等[21]提出的依次檢驗法，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型，檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型的中介效應(yīng)

Y=β0+β1DDDi,j,t+εi,j,t；

(2)

M=β2+β3DDDi,j,t+εi,j,t；

(3)

Y=β4+β5DDDi,j,t+β6M+εi,j,t,

(4)

式中，β0、β2和β4為常數(shù)項，β1、β3、β5和β6為系數(shù)。

其次，分步判斷中介效應(yīng)。如果式(2)中β1顯著，則繼續(xù)檢驗式(3)。若式(3)中的β3不顯著，則說明M與Y不相關(guān)顯著；若β3顯著，說明中介變量M與Y存在相關(guān)關(guān)系，則繼續(xù)檢驗式(4)。若式(4)中β5不顯著而β6顯著，則存在完全中介效應(yīng)，即水質(zhì)優(yōu)化完全通過擴(kuò)大非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例來實現(xiàn)；若β5和β6均顯著，則存在部分中介效應(yīng)，說明權(quán)限下放的環(huán)境優(yōu)化效應(yīng)部分是通過擴(kuò)大非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例實現(xiàn)的。

最后，結(jié)合改革縣固定資產(chǎn)投資增長率[22]、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)[23]，以及各縣新設(shè)立的化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)企業(yè)數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值，來檢驗產(chǎn)業(yè)要素綠色轉(zhuǎn)型，以確認(rèn)邊界縣域并非盲目刺激工業(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而是增加高效、低碳和高附加值的綠色產(chǎn)業(yè)要素，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)綠色升級來達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的雙重目標(biāo)。

3.2 數(shù)據(jù)描述

便于實證分析，根據(jù)以上估計模型，本研究建立了一套關(guān)于河流水質(zhì)、地區(qū)位置、縣社會經(jīng)濟(jì)特征的數(shù)據(jù)集，樣本區(qū)間為2004～2018年。該數(shù)據(jù)集來源途徑較廣，既有各類官方統(tǒng)計的結(jié)果，也有大量數(shù)據(jù)經(jīng)過手工整理得到。具體變量定義和描述性統(tǒng)計情況見表1。

表1 各類指標(biāo)的描述性統(tǒng)計情況

(1)水質(zhì)指標(biāo)主要選取BOD、NH兩個水質(zhì)度量指標(biāo)用于基準(zhǔn)回歸，該數(shù)據(jù)來源于中國河流斷面監(jiān)測站和歷年《中國環(huán)境年鑒》，是直接度量水污染情況的流量數(shù)據(jù)。相對于工業(yè)企業(yè)排放的存量數(shù)據(jù)，其優(yōu)勢在于，該數(shù)據(jù)能夠綜合度量工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、生活等因素的影響，而且受地方干預(yù)空間相對較小，數(shù)據(jù)更為客觀、可靠。此外，本研究還從國家主要流域河流水質(zhì)監(jiān)測站周數(shù)據(jù)中選取了COD和NH兩個指標(biāo)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，以避免采樣間隔過長造成數(shù)據(jù)的不可靠。

(2)邊界指標(biāo)以監(jiān)測斷面所在縣是否處于省級邊界為虛擬變量(B)進(jìn)行測度。主要根據(jù)每一個監(jiān)測斷面所在地區(qū)的行政區(qū)劃來判斷，并最終進(jìn)行手工整理得到。

(3)放權(quán)指標(biāo)由于每個省份進(jìn)行經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放的年份、范圍和文件均存在較大差異，因此，該數(shù)據(jù)主要由筆者根據(jù)每個省份的政策文件整理得到。

(4)自然因素不僅包括河流長度(RL)、地表水資源總量(S)、年降水總量(RA)、年平均氣溫(TA)、縣行政區(qū)域面積(L)，這些能夠影響河流自凈能力和河流有機(jī)物分解速度的指標(biāo)，還包括常用耕地面積(CT)，這一反映農(nóng)業(yè)非點源污染程度的指標(biāo)。數(shù)據(jù)主要來源于EPS數(shù)據(jù)庫、《中國縣(市)社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和國家氣象科學(xué)共享服務(wù)平臺。

(5)經(jīng)濟(jì)因素主要包括第一產(chǎn)業(yè)(GDP1)、第二產(chǎn)業(yè)(GDP2)、第三產(chǎn)業(yè)增加值(GDP3)。數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫和《中國縣(市)社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。當(dāng)年新增“化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)”企業(yè)數(shù)，可以作為當(dāng)?shù)匦略龉I(yè)污染源的代理變量，由筆者采用技術(shù)手段，根據(jù)中國工商總局國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)的爬蟲得到。

(6)社會因素當(dāng)?shù)氐暮恿魉|(zhì)情況可能會受到所在縣(市)人口規(guī)模的影響，因此，進(jìn)一步把縣年末總?cè)丝?PP)作為控制變量納入分析，數(shù)據(jù)來源于《中國縣(市)社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。

4 實證結(jié)果分析與討論

4.1 基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗

本研究從“是否是放權(quán)縣、是否已放權(quán)、是否處于省邊界”3個維度，檢驗了權(quán)限下放對邊界環(huán)境的影響，結(jié)果見表2。其中第(1)、第(3)列為基礎(chǔ)回歸結(jié)果，而第(2)、第(4)列則在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入自然和社會因素等控制變量，并控制了年度效應(yīng)和站點效應(yīng)。不管是否加入控制變量，環(huán)境效應(yīng)系數(shù)均顯著為負(fù)，即相對于非邊界縣，自主權(quán)擴(kuò)大后的省邊界縣的污染指標(biāo)明顯降低。

表2 基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗

為避免因測量間隔過長降低了結(jié)果的可靠性，本研究改用測量頻率更高的國家主要流域河流水質(zhì)監(jiān)測站周數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，采用的控制變量與基準(zhǔn)回歸中一致，并進(jìn)一步控制了周固定效應(yīng)。結(jié)果見表2第(5)～第(8)列。不管是否加入控制變量和固定效應(yīng)，其三重差分結(jié)果顯示水質(zhì)指標(biāo)lnCOD(3)COD在功能上與BOD類似，它們都測量水或廢水中有機(jī)化合物的量。區(qū)別在于檢測時，COD只需要大約3個小時就能獲得準(zhǔn)確的參數(shù)值，而BOD則需要5天的時間才能夠獲得，因此，常以COD為比率來預(yù)估BOD的參數(shù)值。均顯著為負(fù)，但lnNH指標(biāo)改善不顯著，可能由于COD在“十一五”(2006年)即納入官員考核指標(biāo)，而NH于“十二五”(2011年)才納入考核系統(tǒng)，此時已接近觀測期的尾聲，因為減排作用有限，而周數(shù)據(jù)的觀測頻率過高，從而放大了前期無節(jié)制排放的污染效應(yīng)。

4.2 省邊界縣產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的中介效應(yīng)

首先，本研究利用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例，檢驗了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型對邊界環(huán)境的中介效應(yīng)；然后，結(jié)合改革縣固定資產(chǎn)投資增長率、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)等指標(biāo)，檢驗產(chǎn)業(yè)要素綠色轉(zhuǎn)型的影響作用(見表3)。

表3 中介效應(yīng)和機(jī)制檢驗(4)囿于篇幅，省略了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例對其他污染指標(biāo)的中介作用檢驗，備索。

表3中，第(1)列為對式(2)回歸的結(jié)果，改革系數(shù)為-0.340，且在1%水平上顯著，即放權(quán)后邊界環(huán)境的改善明顯，與基準(zhǔn)回歸一致。第(2)列為對式(3)回歸的結(jié)果，放權(quán)系數(shù)為0.068，且在1%水平上顯著，即放權(quán)后產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到明顯優(yōu)化。第(3)列為對式(4)回歸的結(jié)果，放權(quán)系數(shù)和中介變量系數(shù)分別為-0.816和0.419，均顯著，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有不完全中介效應(yīng)，邊界環(huán)境的提高作用部分通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型實現(xiàn)；部分由放權(quán)本身或者其他因素產(chǎn)生。

本研究不僅用固定資產(chǎn)投資完成額增長率(F)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)(E)和第二產(chǎn)業(yè)增加值(GDP2)、第三產(chǎn)業(yè)增加值(GDP3)來檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色升級路徑，還通過中國國家工商總局“國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)”，爬蟲得到2004～2010年各縣新設(shè)立的化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)企業(yè)數(shù)(CP)，并將其作為被解釋變量，直接度量改革試點地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動的變化狀況，其優(yōu)勢在于不僅能夠更直接反映當(dāng)?shù)厥袌霏h(huán)境的變化情況，還能從側(cè)面檢測當(dāng)?shù)丨h(huán)境規(guī)制水平的變化?？紤]到該計數(shù)數(shù)據(jù)含有大量的“0”值，繼續(xù)采用傳統(tǒng)Poisson模型進(jìn)行估計會導(dǎo)致估計偏誤。借鑒DUVIVIER等[24]的思路，本研究采用零膨脹泊松回歸(ZIP)進(jìn)行估計，結(jié)果見表3的第(4)～第(6)列。較之非邊界地區(qū)，放權(quán)后邊界縣的第二產(chǎn)業(yè)增加值顯著提高了5.1%，化工企業(yè)降低至約1.5個，固定資產(chǎn)的增長率也減少了48.4%，說明邊界縣并非通過引進(jìn)污染企業(yè)、偏向生產(chǎn)性部門等短期經(jīng)濟(jì)績效顯著的手段來快速達(dá)到晉升考核要求。由表3的第(7)、第(8)列可知，邊界縣的第三產(chǎn)業(yè)增加值顯著提高了3.6 %，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加了15%，進(jìn)一步驗證了通過下放經(jīng)濟(jì)社會管理權(quán)限，鼓勵地方政府發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)要素，改善粗放型發(fā)展模式，最終提高了省邊界地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量。

5 研究結(jié)論與展望

綜上分析，本研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放后，省邊界縣主要污染指標(biāo)BOD和NH均優(yōu)于非邊界縣。本研究認(rèn)為，這種優(yōu)化效應(yīng)主要由3條路徑實現(xiàn)：①現(xiàn)有晉升考核機(jī)制加入了河流污染的強(qiáng)制減排指標(biāo)，強(qiáng)化了對政府官員的環(huán)保激勵；②放權(quán)后，在部分行政事務(wù)上省級政府直接對接縣級政府，同時加強(qiáng)了對后者的環(huán)境問責(zé)機(jī)制，以限制由于“逐底競爭”策略造成的邊界污染問題；③有邊界縣多為經(jīng)濟(jì)落后且生態(tài)脆弱的農(nóng)耕地區(qū)，地方政府利用擴(kuò)大的自主權(quán)制定適合當(dāng)?shù)貙嶋H情況的利好政策。由此，不管從實現(xiàn)政府職能還是官員個人晉升的角度，推動產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型均為最佳發(fā)展路徑。進(jìn)一步利用中介效應(yīng)模型檢驗產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的媒介作用，并結(jié)合固定資產(chǎn)投資和新增化工企業(yè)數(shù)等數(shù)據(jù)檢驗了結(jié)果的穩(wěn)健性。

未來在以下方面還可以進(jìn)行深入的研究：①社會管理權(quán)限的下放與財政收支權(quán)利的下放，所帶來的環(huán)境效應(yīng)是否會存在差異，尤其是當(dāng)縣域?qū)崿F(xiàn)全面省直管時，當(dāng)?shù)丨h(huán)境績效會如何改變；②這種分權(quán)到縣的制度改革，會如何影響省、市、縣三者的博弈關(guān)系，以及背后的區(qū)域和總體福利損益如何。