市場競爭、環(huán)境監(jiān)管與中國工業(yè)污染排放

龔新蜀+張洪振+潘明明

摘要 本文將競爭不良假說擴展到污染領(lǐng)域，采用非國有經(jīng)濟發(fā)展和市場要素扭曲的倒數(shù)測度我國的市場競爭強度，然后引入單位產(chǎn)值環(huán)境信訪、電話和網(wǎng)絡(luò)投訴結(jié)案數(shù)修正區(qū)域環(huán)境監(jiān)管強度，結(jié)合工業(yè)污染排放的綜合指數(shù)，在分析市場競爭對工業(yè)污染排放的影響機制的基礎(chǔ)之上，建立了面板中介效應(yīng)模型，并采用2001—2015年省際數(shù)據(jù)進行實證檢驗，深入刻畫了市場競爭、環(huán)境監(jiān)管強度與工業(yè)污染排放的邏輯關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：無論是總體效應(yīng)還是在直接效應(yīng)方面，我國的市場競爭對工業(yè)污染排放均具有顯著的抑制作用；環(huán)境監(jiān)管強度在市場競爭與工業(yè)污染排放之間的中介效應(yīng)顯著；市場競爭在影響企業(yè)污染動機直接抑制工業(yè)污染排放的同時，也會通過抑制環(huán)境監(jiān)管強度從而間接地對工業(yè)污染排放有一定的積極影響，但市場競爭對工業(yè)污染排放的凈效應(yīng)為負，這表明市場本身對工業(yè)污染排放能夠起到一定的抑制作用，競爭不良假說在污染領(lǐng)域并不存在。另外研究還發(fā)現(xiàn)，工業(yè)污染排放與經(jīng)濟發(fā)展水平呈倒U型關(guān)系，環(huán)境庫茲涅茨假說在我國成立，并且各省份工業(yè)污染排放水平均處于并將長期處于隨經(jīng)濟發(fā)展上升的階段，我國環(huán)境污染治理工作仍任重而道遠。因此，為實現(xiàn)減少工業(yè)污染排放的目標，政府應(yīng)將對環(huán)境的調(diào)控建立在不阻礙市場競爭的基礎(chǔ)之上，充分發(fā)揮市場競爭本身對環(huán)境問題的治理作用，間接提升政府調(diào)控對環(huán)境治理的凈效應(yīng)；同時，我國應(yīng)加快市場化經(jīng)濟進程，減少政府對要素市場的干預(yù)，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，促進市場公平競爭，在經(jīng)濟發(fā)展發(fā)展的同時，減少工業(yè)污染排放。

關(guān)鍵詞 市場競爭；環(huán)境監(jiān)管；工業(yè)污染排放；中介效應(yīng)

中圖分類號 X22 文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）12-0052-07DOI：10.12062/cpre.20170511

環(huán)境污染是民生之患、民生之痛，要鐵腕治理。隨著經(jīng)濟增長步入環(huán)境成本上升的階段，環(huán)境污染不僅成為制約我國可持續(xù)發(fā)展的重要“瓶頸”[1-2]，也逐漸成為一個主要并且不斷增長的公共衛(wèi)生問題。最近研究發(fā)現(xiàn)，工業(yè)污染與嬰兒健康與死亡率存在聯(lián)系[3-4]，再一次引發(fā)社會對工業(yè)污染排放的廣泛關(guān)注，開始不斷深入探討工業(yè)污染排放的影響因素，而重心則是制定有效的減排政策。然而，出于環(huán)境問題的外部性，以往研究更多關(guān)注于政府如何發(fā)揮“看不見的手”加以調(diào)節(jié)，忽視了市場本身對環(huán)境污染的重要作用。隨著市場在資源配置中決定性地位的確立，企業(yè)作為污染的主體，受市場的影響必然不斷加大。本文試圖填補這一研究空白，探索市場競爭對工業(yè)污染排放的影響。

1 文獻綜述

微觀經(jīng)濟理論的相關(guān)研究表明，市場競爭會增加社會不受歡迎的行為。Shleifer假設(shè)競爭可能會增加企業(yè)參與不道德行為的傾向，因為競爭增加了降低成本以降低價格的動機，并以企業(yè)雇傭童工的例子加以檢驗[5]。而Branco與Villas-Boas同樣認為，競爭導(dǎo)致企業(yè)不太可能遵循市場規(guī)則，因為競爭降低了違反規(guī)則的成本（競爭越激烈，利潤越低）[6]。同樣，將這一論點延伸到環(huán)境污染領(lǐng)域以及環(huán)境監(jiān)管的遵守，它表明，競爭可能會對企業(yè)的污染排放產(chǎn)生積極作用，企業(yè)可以通過減少污染控制來降低生產(chǎn)成本，從而降低價格，因為超過污染標準反而會減少損失。

關(guān)于競爭增加不良行為或減少規(guī)則跟隨的實證研究更是印證了上述邏輯的可靠性。Snyder提供的證據(jù)表明，面臨更大競爭壓力的肝臟移植中心會夸大健康問題，以獲得肝臟等待名單上的優(yōu)先權(quán)[7]；Bennett等人研究發(fā)現(xiàn)，增加的市場競爭導(dǎo)致了車輛檢測測試中欺詐水平上升[8]；Bagnoli和Watts提供了理論證據(jù)，表明企業(yè)面臨更嚴格的競爭時，企業(yè)提供的公共利益較少[9]。本文通過研究市場競爭對工業(yè)污染的影響，將競爭不良行為假說擴展到污染領(lǐng)域，具體來說，我們研究市場競爭是否會加劇工業(yè)污染排放。

雖然鮮有研究市場競爭對工業(yè)排放的影響，但對于工業(yè)污染排放的其他驅(qū)動因素的研究越來越多。劉勝、顧乃華的研究表明城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)行政壟斷對城市污染減排具有顯著的抑制作用，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚則有利于城市工業(yè)污染減排[10]；高明、黃清煌發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資對工業(yè)污染減排存在正向影響，并呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系[11]；譚志雄、張陽陽從財政分權(quán)的視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)與環(huán)境污染排放呈負相關(guān)[12]；而沈國兵、張鑫從市場開放程度入手，研究發(fā)現(xiàn)省級開放程度對本地環(huán)境的總體影響不利[13]。在國外，與本文類似的文章中，Selous和Perryman研究了市場集中對企業(yè)污染控制行為的影響，發(fā)現(xiàn)更為集中行業(yè)中的企業(yè)比相對分散行業(yè)中的企業(yè)將進行更嚴格的污染控制活動，進行更多的污染減排投資[14]。本文與Selous和Perryman均聚焦于污染，但本文更多關(guān)注于污染排放的絕對水平，而不是污染控制的努力。由于控制污染的努力與污染排放之間的關(guān)系并不確定，直觀來看，兩者互為替代，即我們進行更多污染控制，污染排放越少，反之亦然；然而也可能為互補的，隨著污染排放越來越多，企業(yè)進行更多的污染控制。因此，本文的研究與其相互補充，而非簡單重復(fù)。

2 理論機制與研究假設(shè)

市場競爭作為市場經(jīng)濟最基本的特征，對企業(yè)污染排放有著深層次的影響。作為彌補市場外部性的政府，在污染排放等外部性較強的問題上也發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用，政府對環(huán)境的監(jiān)管成為影響企業(yè)減少污染排放的重要原因。但環(huán)境監(jiān)管強度與市場競爭在影響企業(yè)污染排放的過程中存在著復(fù)雜的動態(tài)關(guān)系。首先，對于給定的環(huán)境監(jiān)管制度，競爭可能直接會影響企業(yè)的污染動機；其次，放開環(huán)境監(jiān)管制度，環(huán)境監(jiān)管強度本身可能會隨市場競爭強度的變化而變化，造成市場競爭對企業(yè)污染排放的間接影響。這兩個主要作用機制中的每一種可能均會導(dǎo)致競爭對污染排放產(chǎn)生不同的影響。

2.1 市場競爭與污染排放：固定的環(huán)境監(jiān)管強度

給定不變的環(huán)境監(jiān)管強度，市場競爭可能直接會對工業(yè)污染排放起到消極作用。首先，隨著市場競爭的增強，會產(chǎn)生更多的技術(shù)創(chuàng)新，采用更新的減排技術(shù)。新進入市場的競爭者能夠更有效地減少排放，因為他們能同時選擇生產(chǎn)和減排技術(shù)。而由于不同產(chǎn)品的生產(chǎn)周期以及不斷變化的污染減排要求，更換新型減排設(shè)備的成本增加了現(xiàn)有企業(yè)更新設(shè)備的阻礙。但是，由于更高效的新進入者帶來了市場競爭壓力，現(xiàn)有企業(yè)被迫提升自己的經(jīng)營效率，降低成本，或采用新的技術(shù)，保持競爭力。因此，隨著市場競爭的增強，現(xiàn)有企業(yè)以及新進入者均可能采用新的減污技術(shù)；其次，更激烈的市場競爭往往導(dǎo)致企業(yè)更有可能通過減少產(chǎn)出作為減少排放的一種方式。因為在競爭更激烈的市場中，企業(yè)利潤率往往也較小，即使沒有任何環(huán)境監(jiān)管，競爭也可能導(dǎo)致企業(yè)通過減少產(chǎn)出來減少污染；另外，市場競爭的增強會削弱現(xiàn)有企業(yè)的市場力量，消費者的力量卻不斷增強，隨著消費者越來越重視環(huán)境污染問題，企業(yè)將面臨更強的市場激勵，通過減少污染排放來贏得消費者的市場偏好。由此，提出本文待檢驗的假說1：

假說1：給定固定的環(huán)境監(jiān)管強度，市場競爭的增強能夠通過復(fù)雜的市場傳導(dǎo)機制對污染排放起到消極的影響。

2.2 市場競爭與污染排放：動態(tài)的環(huán)境監(jiān)管強度

雖然市場競爭能直接影響污染排放，但競爭可能也會通過對監(jiān)管制度的影響間接影響污染排放。市場競爭帶來的市場結(jié)構(gòu)變化，往往會引起監(jiān)管嚴格的差異性，從而間接對污染排放產(chǎn)生影響。當市場競爭較弱時，即市場處于壟斷或寡頭競爭的狀態(tài)，出于環(huán)境保護以及對資源有效利用的監(jiān)管，監(jiān)管機構(gòu)往往更多關(guān)注市場壟斷者的努力，對大公司實行更嚴格的監(jiān)管。此外，對就業(yè)影響的擔(dān)憂可能也會導(dǎo)致監(jiān)管機構(gòu)對規(guī)模更大的公司施加更嚴格的監(jiān)管，其控制污染的效果也隨之受到額外的關(guān)注，進而減少污染傾向。而市場競爭的增強會降低這種額外的監(jiān)管成本。

但是，同樣存在一些因素，會使得市場競爭增強時實施更加嚴格的監(jiān)管。首先，當市場處于壟斷或寡頭競爭狀態(tài)時，較弱的市場競爭，以及擁有更強市場力量的壟斷企業(yè)具有更深的“口袋”和更大的政治影響力，從而緩解環(huán)境監(jiān)管的力度；其次，隨著市場競爭增強，其帶來的負外部性必然會引起監(jiān)管者的注意，由于其較弱的市場勢力，監(jiān)管規(guī)則可能會被更加嚴格的執(zhí)行，因此市場競爭也可能增強政府的環(huán)境監(jiān)管強度。

因此，市場競爭通過環(huán)境監(jiān)管強度對污染排放的間接影響，取決于上述兩種情況的對比，從而增加或減少污染排放。至此，提出本文待檢驗的假說2：

假說2：市場競爭能夠引起市場結(jié)構(gòu)的變化，從而引起監(jiān)管強度的差異性，間接對污染排放產(chǎn)生影響，但其影響存在不確定性，取決于上述兩種情況的對比。

3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

3.1 模型設(shè)定

在研究自變量X對因變量Y的影響時，如果X不僅直接對Y產(chǎn)生影響，而且還通過影響變量M間接對Y產(chǎn)生影響，那么M被稱為中介變量，其本質(zhì)為自變量對因變量產(chǎn)生影響的一種內(nèi)部作用機制?；谇拔牡睦碚摲治雠c研究假說，市場競爭不僅能直接對工業(yè)污染排放產(chǎn)生抑制作用，而且還能通過環(huán)境監(jiān)管強度間接地對工業(yè)污染排放產(chǎn)生不確定的影響，而環(huán)境監(jiān)管強度就是市場競爭對工業(yè)污染排放影響中的一個中介變量。為全面刻畫市場競爭、環(huán)境監(jiān)管強度以及工業(yè)污染排放之間的邏輯關(guān)系，檢驗前文提出的假說，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，如下：

其中，i，t分別表示第i省份第t年的數(shù)據(jù)，αx、bx與cx為各變量的系數(shù)，ε1、ε2和ε3 表示隨機干擾項，服從正太分布的假設(shè)。被解釋變量pollit表示i地區(qū)第t年的環(huán)境污染排放指數(shù)；解釋變量marketit表示i區(qū)域第t年的市場競爭強度；envit為中介變量，表示i區(qū)域第t年的環(huán)境監(jiān)管強度入差距；xit為控制變量，主要包括expit、impit、gdpit、gdp2it與monit ，分別表示i區(qū)域第t年的出口、進口、人均GDP、人均GDP的平方項以及環(huán)境污染治理投資。

式（1）中a1衡量了市場競爭強度對工業(yè)污染排放的總效應(yīng)；式（2）中的b1衡量了市場競爭強度對區(qū)域環(huán)境監(jiān)管強度的影響；式（3）中c1則衡量了市場競爭強度對工業(yè)污染排放的直接影響效應(yīng)。為分析市場競爭通過環(huán)境監(jiān)管對工業(yè)污染排放的間接影響，將式（2）代入式（3），如下：

其中，系數(shù)c2b1衡量市場競爭通過中介變量環(huán)境監(jiān)管強度變化對我國工業(yè)污染排放的間接影響效應(yīng)。

3.2 指標選擇與數(shù)據(jù)來源

（1）自變量：工業(yè)污染排放綜合指數(shù)（poll）。目前對區(qū)域環(huán)境污染的衡量主要有兩種方法，一種是選擇廢氣、廢水等一個或幾個指標來表示區(qū)域整體的污染水平[15]，另一種則采用熵值法綜合計算區(qū)域環(huán)境污染綜合指數(shù)?？紤]到單純選擇廢水、廢氣等指標難以真實反應(yīng)區(qū)域整體的環(huán)境污染水平，本文參考Ma Jianqian熵值法[16]，選取工業(yè)“三廢”排放、工業(yè)煙塵、粉塵排放以及工業(yè)有毒氣體排放量，構(gòu)建環(huán)境污染排放綜合指數(shù)，綜合評估區(qū)域工業(yè)污染排放水平。其中衡量工業(yè)污染排放指數(shù)的原始數(shù)據(jù)來源于2001—2015年《中國環(huán)境年鑒》和《各省環(huán)境統(tǒng)計公告》。

（2）因變量：市場競爭強度（market）?，F(xiàn)有研究中對市場競爭多以赫芬達指數(shù)進行表示，一行業(yè)集中度的方法反映市場競爭的均衡狀態(tài)。但是由于數(shù)據(jù)的可獲得性，赫芬達指數(shù)并不能很有效地應(yīng)用于反映區(qū)域市場競爭狀態(tài)。考慮到我國由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變的過程中，市場競爭狀態(tài)不斷增強。由于國有企業(yè)往往擁有更多的“制度優(yōu)勢”，其他市場力量難以有效與其公平競爭[17]。隨著國有經(jīng)濟的不斷下降，必然會增強區(qū)域市場的競爭狀態(tài)。因此本文選取非國有經(jīng)濟發(fā)展程度衡量區(qū)域市場的競爭程度，該指標越大則區(qū)域市場競爭度越高。不同地區(qū)的非國有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)來源于樊綱《中國市場化指數(shù)》[17]與王小魯《中國分省市場化指數(shù)報告（2016）》[18]，考慮到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，文章對指標進行平滑處理。

（3）中介變量：環(huán)境監(jiān)管強度（env）。參考張宇、蔣殿春的做法，采用各地區(qū)單位產(chǎn)值的環(huán)境污染立案數(shù)量（CAS）與空氣污染相對技術(shù)（RT）的乘積定義區(qū)域環(huán)境監(jiān)管強度[19]。然而污染立案數(shù)量僅能單純地反映國家對于較大污染案件的重視，由于立案等過程較高的交易成本，難以反映對“廣而多”的微小污染案件的監(jiān)管，無法綜合反映社會整體對污染的重視程度，因此，我們引入該地區(qū)環(huán)境來信、來訪、電話、網(wǎng)絡(luò)投訴辦結(jié)數(shù)量（WS）進行修正，重新定義區(qū)域環(huán)境污染監(jiān)管強度env，如式（5）。其中WS來源與2001—2015的《中國環(huán)境年鑒》。

（4）控制變量。參考已有相關(guān)文獻以及中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展特征，本文選取進口規(guī)模（imp）、出口規(guī)模（exp）、經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp）、環(huán)境污染治理投資（inv）作為控制變量，其數(shù)據(jù)均來源于各省統(tǒng)計年鑒。具體如下：

進出口規(guī)模。進出口規(guī)模在我國工業(yè)污染排放中扮演重要角色，通過影響我國進出口結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)污染排放起著重要作用?？紤]到進出口對其作用的異質(zhì)性，本文預(yù)期進口系數(shù)為正，出口為負；

經(jīng)濟發(fā)展程度。經(jīng)濟發(fā)展水平與工業(yè)污染排放緊密相關(guān)，Grossman和Krueger通過對發(fā)達國家人均收入與環(huán)境污染的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)人均收入與環(huán)境污染水平之間存在先升后降的“倒U型”關(guān)系[20]。為檢驗“環(huán)境庫茲涅茨曲線”在我國是否成立，我們引入人均真實GDP（gdp）以及其平方項（gdp2）。如果假說成立，則gdp系數(shù)的應(yīng)為正，其平方項系數(shù)應(yīng)該為負。

環(huán)境污染治理投資（inv）。環(huán)境污染治理作為直接影響工業(yè)污染排放的重要因素，它不僅反映了企業(yè)自身控制污染排放的努力程度，也一定程度上反映了政府對減排的重視。環(huán)境污染治理投資越多，則越有利于減少污染排放，預(yù)期其系數(shù)顯著為負。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 模型回歸結(jié)果

本文采用stata.13軟件進行實證分析?？紤]到本文選用面板數(shù)據(jù)，因此在對前文中介效應(yīng)模型進行回歸時，首先確定回歸模型的具體形式。對三式分別進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果顯示，公式（1）—（3）均適合于固定效應(yīng)模型。另外由于選取的樣本包含時間和空間兩維數(shù)據(jù)，容易產(chǎn)生異方差問題，因此在回歸過程中對各指標進行對數(shù)化處理，并同時運用懷特（White）異方差修正法，以減少異方差對回歸結(jié)果的干擾。模型的估計結(jié)果見表1。

如表1所示，結(jié)果表明，衡量市場競爭強度的變量market對工業(yè)污染排放綜合指數(shù)pol的回歸系數(shù)a1和c1分別為-0.079和-0.119，且均在5%的顯著水平下顯著為負。而前者a1代表的是市場競爭對我國工業(yè)污染排放的總體效應(yīng)，后者c1反映的則是市場競爭通過影響企業(yè)污染排放動機對工業(yè)污染排放產(chǎn)生的直接效應(yīng)。這說明，無論是總體效應(yīng)還是在直接效應(yīng)方面，我國的市場競爭確實抑制了工業(yè)污染排放，驗證了假說1的成立。另外，變量market的回歸系數(shù)b1為-0.729，并在5%的顯著水平下顯著；模型4中作為中介變量的env系數(shù)c2為-0.038，在10%的顯著水平下顯著。由式（4）可以得到，中介效應(yīng)的系數(shù)c2b1為0.027 7，這表明隨著我國市場競爭不斷加強，環(huán)境監(jiān)管的強度卻略有下降，間接促進了工業(yè)污染排放，這也為市場競爭對工業(yè)污染排放的直接效應(yīng)系數(shù)（-0.119）大于總體效應(yīng)，提供了合理的解釋。

從其他控制變量來看，出口與工業(yè)污染排放呈正相關(guān)，是因為我國出口結(jié)構(gòu)依然較為低級，往往以勞動力密集型和資源密集型商品為主，以拼資源、拼環(huán)境的方式參與國際競爭；而進口規(guī)模的系數(shù)顯著為正，這說明我國通過進口國外先進的產(chǎn)品與技術(shù)，不僅能夠直接減少國內(nèi)生產(chǎn)帶來的污染排放，而且進口過程中的技術(shù)溢出與示范效應(yīng)能有效地推動國內(nèi)技術(shù)水平的提升和對環(huán)境保護的重視程度，間接減少工業(yè)污染排放。另外，進口也能有效促進國內(nèi)市場的競爭，也能間接減少工業(yè)污染排放。環(huán)境治理投資（inv）系數(shù)顯著為負，這表明各地環(huán)境污染治理投資的增加能有效地遏制工業(yè)污染排放，其影響途徑可能為：一方面，環(huán)境污染治理投資能夠有效地推動減污技術(shù)的創(chuàng)新、減污裝備的更新，直接減少工業(yè)污染排放；另一方面，環(huán)境污染治理投資本身就能代表政府對工業(yè)減排的重視程度，投資增多也代表著環(huán)境監(jiān)管制度的增強，也會間接影響工業(yè)企業(yè)的污染排放。

另外模型1、2和4結(jié)果顯示，人均真實GDP系數(shù)顯著為正，而其平方項的系數(shù)顯著為負，與環(huán)境庫茲涅茨“倒U型”假說一致，這說明中國工業(yè)污染排放隨著經(jīng)濟發(fā)展存在先上升后下降的規(guī)律。從模型4的回歸系數(shù)可以計算得到我國環(huán)境庫茲涅茨“倒U型”曲線的頂點為人均GDP 13.9萬元/年，而所有的樣本點均處于倒U型曲線的上升階段，只有天津、北京和上海人均GDP剛剛達到10萬元/年以上，分別為10.9、10.68與10.29萬元，接近頂點位置。這代表著目前我國經(jīng)濟發(fā)展水平依然較低，工業(yè)污染排放仍然處于并長期處于隨著經(jīng)濟發(fā)展而上升的階段。

4.2 中介效應(yīng)顯著性檢驗

上節(jié)計算得出中介效應(yīng)系數(shù)為0.027 7，但其顯著性值得繼續(xù)探究，需要對環(huán)境監(jiān)管強度的中介效應(yīng)進行顯著性檢驗。目前主要應(yīng)用三種檢驗方法，具體如下：

方法1：檢驗H0：b1=0和H0：c2=0。如果兩者均不成立，則說明中介效應(yīng)顯著。

方法2：檢驗H0：c2b1=0。如果假設(shè)被拒絕，則中介效應(yīng)顯著。

方法3：檢驗H0：a1-c1=0。如果原假設(shè)被拒絕，則中介效應(yīng)顯著。

考慮到三種檢驗方法均有各自的缺陷，單獨選取某種方法難以確保顯著檢驗的準確性，本文同時采用三種方法，對環(huán)境市場監(jiān)管強度的中介效應(yīng)進行顯著性檢驗。由模型2、3、4的回歸結(jié)果可知，方法1檢驗結(jié)果顯示環(huán)境監(jiān)管強度中介效應(yīng)顯著。

而方法2和方法3檢驗的關(guān)鍵則是計算c2b1和a1-c1的標準差。參考Sobel和Freedman的方法，計算公式分別為：

其中，Sc2b1和Sa1-c1分別為c2b1和a1-c1的標準差，Sb1、Sc2、Sa1和Sc1分別為1、2、1和1的標準差，r為market和env的相關(guān)系數(shù)。式（6）、（7）檢驗的統(tǒng)計量分別為z= 2 1/ Sc2b1、t=（1- 1）/ Sa1-c1。依據(jù)模型4的回歸結(jié)果可以求出z=-1.51，P<0.1，在10%的顯著水平上顯著，t=-4.85，P<0.05，表明中介效應(yīng)在5%的顯著水平上顯著。

綜合上述三種方法的檢驗結(jié)果可知，環(huán)境監(jiān)管強度在市場競爭與工業(yè)污染排放之間的中介效應(yīng)顯著，表明市場競爭能夠影響企業(yè)污染動機直接抑制工業(yè)污染排放的同時，也會通過抑制環(huán)境監(jiān)管強度從而間接地對工業(yè)污染排放有一定的積極影響，但其總效應(yīng)為負，即市場競爭對工業(yè)污染排放的凈效應(yīng)顯著為負。

4.3 穩(wěn)健性檢驗與工具變量回歸

非國有經(jīng)濟的發(fā)展是我國市場競爭強度的一個代理變量，但是非國有經(jīng)濟本身可能更加缺乏社會環(huán)境保護意識，“底層競爭”的傾向較大，造成更多的工業(yè)污染排放，其本身可能與工業(yè)污染排放存在聯(lián)系，具有內(nèi)生性的可能。為盡量緩解因內(nèi)生性問題對實證結(jié)果的干擾，同時對上文結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗，本文選取市場要素扭曲度的倒數(shù)（1/dist）作為工具變量，并使用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型進行估計。

目前尚未有證據(jù)表明要素分配與工業(yè)污染排放具有相關(guān)性，本文選擇我國要素市場扭曲的倒數(shù)作為市場競爭強度的代理變量，非國有經(jīng)濟發(fā)展的工具變量。當我國要素市場扭曲降低時，代表著我國市場地位的上升，其市場競爭強度隨之增強。囿于篇幅，第一階段回歸結(jié)果省略。表2匯報了2SLS的第二階段回歸結(jié)果，其中要素市場扭曲度倒數(shù)對市場競爭強度的影響顯著為正，說明工具變量是有效的。另外，由于控制變量回歸結(jié)果與基準回歸較為一致，不再贅述。如表2所示，模型1—4檢驗結(jié)果表明，考慮市場競爭強度的內(nèi)生性并不影響上文的基本結(jié)果，檢驗結(jié)果與回歸結(jié)果符號和顯著性均較為一致，即市場競爭強度對工業(yè)污染排放存在顯著的抑制作用。Hausman 的檢驗結(jié)果也表明，非國有經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生性顯著存在，因此工具變量回歸結(jié)果更加準確。這也為工具變量回歸系數(shù)（a1=-0.087，c1=-0.134）有所上升提供了邏輯一致的解釋，即非國有經(jīng)濟的發(fā)展本身對工業(yè)污染排放有一定的促進作用。當非國有經(jīng)濟衡量市場競爭強度時，上文的回歸結(jié)果（表1）為市場競爭強度與非國有經(jīng)濟發(fā)展兩者對工業(yè)污染排放的凈效應(yīng)。工具變量的檢驗結(jié)果表明，市場競爭對工業(yè)污染排放存在更大的抑制作用。顯著性檢驗結(jié)果也顯示，環(huán)境監(jiān)管強度的中介效應(yīng)顯著存在。

在其他控制變量中，進、出口對工業(yè)污染排放作用相反，進口系數(shù)顯著為正，出口系數(shù)顯著為負；環(huán)境治理投資對工業(yè)污染排放的抑制作用顯著，人均GDP與工業(yè)污染排放依然呈現(xiàn)“倒U型”特征，進一步支持了上文的基本結(jié)論，結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

5 結(jié)論與建議

本文將競爭不良假說擴展到污染領(lǐng)域，系統(tǒng)考察了市場競爭對我國工業(yè)污染排放的影響機理，并利用省際面板數(shù)據(jù)（2001—2014）和中介效應(yīng)模型進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，無論是總體效應(yīng)還是直接效應(yīng)，市場競爭對工業(yè)污染排放均具有顯著的抑制作用；環(huán)境監(jiān)管強度在市場競爭與工業(yè)污染排放之間的中介效應(yīng)顯著；市場競爭在影響企業(yè)污染動機直接抑制工業(yè)污染排放的同時，也會通過抑制環(huán)境監(jiān)管強度從而間接對工業(yè)污染排放有一定的積極影響，但市場競爭對工業(yè)污染排放的凈效應(yīng)為負，這表明市場本身對工業(yè)污染排放能夠起到一定的抑制作用，競爭不良假說在污染領(lǐng)域并不存在。另外，工業(yè)污染排放與經(jīng)濟發(fā)展水平呈倒U型關(guān)系，各省份工業(yè)污染排放均處于并將長期處于隨經(jīng)濟發(fā)展上升的階段，我國環(huán)境污染治理工作仍任重而道遠。

目前，我國環(huán)境污染危機日益嚴重，政府不斷出擊“重拳”，大力解決影響經(jīng)濟發(fā)展和生活民生的環(huán)境問題。在此背景下，本文的研究結(jié)果具有明顯的政策意義。第一，政府的環(huán)境調(diào)控應(yīng)建立在不阻礙市場競爭的基礎(chǔ)之上，充分發(fā)揮市場競爭本身對環(huán)境的治理作用，間接提升政府調(diào)控對環(huán)境治理的凈效應(yīng)。第二，我國應(yīng)加快市場化經(jīng)濟進程，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，提升市場競爭的強度，在促進經(jīng)濟發(fā)展的同時，降低工業(yè)污染排放。第三，深化國企改革，降低區(qū)域和行業(yè)市場中國有企業(yè)的壟斷程度；另一方面，政府應(yīng)減少對要素市場的干預(yù)，讓要素資源通過市場競爭和價格傳導(dǎo)機制達到資源的最優(yōu)配置，最終促進區(qū)域和行業(yè)市場的競爭強度，間接抑制快速增加的工業(yè)污染排放。第四，經(jīng)濟發(fā)展是環(huán)境污染的重要影響因素，各地區(qū)應(yīng)注重經(jīng)濟發(fā)展中的供給側(cè)改革，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)創(chuàng)新帶動我國經(jīng)濟發(fā)展，從根本上解決環(huán)境問題。

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