中國式分權(quán)、文化非正式制度與環(huán)境污染關(guān)系的實證

胡小梅

（1.長沙銀行博士后科研流動站協(xié)作研發(fā)中心，長沙 410005；2.湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院 財政金融學(xué)院，長沙 410205）

0 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展是以環(huán)境污染為代價的，以“高投入、高消耗、高污染”為特征的粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式所帶來的環(huán)境問題，已經(jīng)成為我國當(dāng)前公共治理領(lǐng)域的“重癥頑疾”。在地方政府環(huán)境治理和企業(yè)污染減排的過程中，制度因素具有至關(guān)重要的作用：一方面，以中國式分權(quán)治理模式為核心的“正式制度”是推動污染治理的關(guān)鍵因素，分權(quán)制度所引致的地方政府競爭，會導(dǎo)致環(huán)境治理制度軟化，使得地方政府通過策略性競爭、減少環(huán)境治理投資、放松環(huán)境規(guī)制等方式，來獲取在政治晉升中的優(yōu)勢地位，從而影響地區(qū)環(huán)境質(zhì)量；另一方面，作為制度約束的文化非正式制度，對污染治理的影響也日益突出，道德倫理、文化傳統(tǒng)、風(fēng)俗習(xí)慣、價值信念等“非正式制度”約束，可以彌補(bǔ)正式制度的不足，潛移默化的影響地方政府環(huán)境治理與企業(yè)污染減排行為。

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明環(huán)境污染具有很強(qiáng)的空間相關(guān)性[1]，并且這一現(xiàn)象與制度環(huán)境下地方政府行為密切相關(guān)[2]。學(xué)者們更多地關(guān)注了以財政分權(quán)為核心的正式制度對環(huán)境污染的影響[3-9]，較少考慮到隱性的非正式制度對環(huán)境污染的影響。有些文獻(xiàn)雖然考察了文化非正式約束對環(huán)境績效和綠色轉(zhuǎn)型的影響[10]，但并未考慮正式制度與非正式制度因素，在環(huán)境治理中的沖突與融合效應(yīng)。此外，相關(guān)實證分析文獻(xiàn)大多采用靜態(tài)計量模型，鮮有文獻(xiàn)從動態(tài)視角出發(fā)，并結(jié)合空間計量模型對其進(jìn)行實證檢驗。為了克服現(xiàn)有研究不足，本文將以“中國式分權(quán)”為代表的正式制度安排、文化非正式制度和環(huán)境污染納入統(tǒng)一的分析框架，并將反映地區(qū)相似性的空間權(quán)重矩陣，引入動態(tài)空間面板模型，實證檢驗中國式分權(quán)、文化非正式制度及其交互作用的環(huán)境影響。

1 模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)說明

1.1 動態(tài)空間模型設(shè)定

鑒于環(huán)境污染具有較強(qiáng)的動態(tài)性和連續(xù)性，在考慮空間維度的地理鄰近性特征，以及時間維度的動態(tài)性特征的基礎(chǔ)上，為了度量經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、制度環(huán)境、文化背景等潛在因素對環(huán)境污染的影響，本文將采用動態(tài)空間面板模型分析我國省際環(huán)境污染的空間分布及動態(tài)變化趨勢。由于觀測值空間相關(guān)性具有異質(zhì)性的沖擊方式，目前學(xué)術(shù)界將動態(tài)空間面板模型劃分為兩種類型：一是動態(tài)SAR模型，即動態(tài)空間自相關(guān)模型；二是動態(tài)SEM模型，即動態(tài)空間誤差模型。

動態(tài)空間面板SAR模型設(shè)定如下：

其中，εit～N（0，）。

動態(tài)空間面板SEM模型設(shè)定如下：

式（1）和式（2）中，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，反映了鄰近地區(qū)的環(huán)境污染，對本地區(qū)環(huán)境污染觀測值的影響大小、方向和程度，W為空間權(quán)重矩陣，i和t分別表示地區(qū)和年份，μi為無法觀測到的地區(qū)性擾動項。EDit為環(huán)境分權(quán)，SDit為財政分權(quán)，INSit為文化非正式制度綜合指數(shù)，模型中通過引入中國式分權(quán)這一正式制度因素（包括環(huán)境分權(quán)和財政分權(quán)兩方面）與文化非正式制度之間的交叉項，來反映正式制度與非正式制度因素的交互作用對環(huán)境污染的作用效應(yīng)。Xit為控制變量，λ為空間誤差系數(shù)。

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取2000—2015年間我國30個省、市、自治區(qū)作為數(shù)據(jù)樣本（由于西藏和港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，予以剔除）。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒?？紤]到各省市在2000—2015年間先后經(jīng)歷了通貨膨脹或通貨緊縮，為了增強(qiáng)實證檢驗結(jié)果的可信度，所有變量均以2000年為基期利用價格指數(shù)進(jìn)行平減（2000年=100）。部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法予以補(bǔ)齊。為了削弱異方差、離群值和異常項對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的影響，所有數(shù)據(jù)均進(jìn)行取對數(shù)處理。相關(guān)變量指標(biāo)選取及構(gòu)建說明如下：

（1）環(huán)境污染（E）。我國當(dāng)前以煤炭、石油為主的傳統(tǒng)能源消費結(jié)構(gòu)，決定了SO2是大氣污染的主要來源之一，因此本文選取SO2排放強(qiáng)度，作為環(huán)境污染度量指標(biāo)，對SO2排放強(qiáng)度這一指標(biāo)，主要采用單位GDP的SO2污染排放量進(jìn)行衡量。

（2）空間權(quán)重矩陣（W）。地理區(qū)位相鄰或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的地區(qū)，往往會發(fā)生策略性競爭或模仿行為，同時這種空間集聚效應(yīng)，會呈現(xiàn)出隨“空間距離”逐漸衰減的特征[11]。為了綜合反映地理與經(jīng)濟(jì)等因素，對中國式分權(quán)與文化非正式制度作用于環(huán)境污染過程中可能存在的空間溢出效應(yīng)，準(zhǔn)確度量不同地區(qū)或個體間的空間相關(guān)關(guān)系，本文將構(gòu)建鄰接權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和混合權(quán)重矩陣這四種不同類型的空間權(quán)重矩陣，具體如表1所示。

表1 四類空間權(quán)重矩陣

在具體實證計量與模型估算過程中，本文將對上述四類空間權(quán)重矩陣進(jìn)行“標(biāo)準(zhǔn)化”處理，以確保各類空間權(quán)重矩陣每行元素之和等于1。

（3）環(huán)境分權(quán)（ED）。環(huán)境分權(quán)表示以環(huán)境基本公共服務(wù)為核心的環(huán)境管理權(quán)及事權(quán)的下放程度，為了考察環(huán)境管理向地方政府分權(quán)對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的影響，借鑒祁毓等（2014）[12]的指標(biāo)構(gòu)建方法，具體如下：

式（3）中，LEPPit、POPit和GDPit分別表示第i省第t年環(huán)保系統(tǒng)人員、人口規(guī)模和國內(nèi)生產(chǎn)總值；NEPPt表示全國（含中央與地方）第t年環(huán)保系統(tǒng)人員；POPt和GDPt分別表示全國總?cè)丝谝?guī)模和國內(nèi)生產(chǎn)總值。

（4）財政分權(quán)（SD）。財政分權(quán)度=各省人均預(yù)算內(nèi)本級財政支出/（各省人均預(yù)算內(nèi)本級財政支出+中央人均預(yù)算內(nèi)本級財政支出）。

（5）文化非正式制度（INS）。本文借鑒彭星等（2013）[10]和原毅軍、謝榮輝（2014）[13]的測度方法，采用熵值法，將2個直接指標(biāo)（各地區(qū)環(huán)境污染來訪人數(shù)和環(huán)境污染來信總數(shù)），和3個間接指標(biāo)（地區(qū)收入水平、受教育水平和年齡結(jié)構(gòu)）進(jìn)行合并，從而構(gòu)建文化非正式制度綜合指數(shù)。其中，地區(qū)收入水平、受教育水平和年齡結(jié)構(gòu)這三項指標(biāo)，分別由城鎮(zhèn)職工在崗平均工資水平、各地區(qū)就業(yè)人員中大專以上人員比重和15歲以下人口比重來表征。

（6）其他控制變量包括：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）。從已有研究來看，第二產(chǎn)業(yè)比重與主要污染物排放強(qiáng)度成正向相關(guān)，即第二產(chǎn)業(yè)比重的提高加劇環(huán)境污染。本文采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的度量指標(biāo)。②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，人們對環(huán)境質(zhì)量的要求也越來越高。本文采用人均實際GDP來衡量。③人口密度（POP）。人口密度越大的城市，既可以制造出更多的污染活動，也可以有更大的環(huán)保參與范圍。本文采用全地區(qū)年末總?cè)丝谂c全地區(qū)行政區(qū)域面積的比值，以表征人口密度。④能源強(qiáng)度（EI）。煤炭、石油、天然氣等化石燃料燃燒后，會排放出大量的SO2，因此能源強(qiáng)度會影響一個地區(qū)溫室氣體的排放。本文選用單位GDP能耗這一宏觀指標(biāo)進(jìn)行具體測度。⑤固定資產(chǎn)投資（RFC）。固定資產(chǎn)投資主要通過產(chǎn)業(yè)鏈延伸以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中，所產(chǎn)生的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)等渠道，作用于環(huán)境污染，本文將采用各地區(qū)實際固定資產(chǎn)形成額占GDP的比重來衡量。

2 省際環(huán)境污染的空間集群分析

為了直觀反映區(qū)域環(huán)境污染差異的具體演化，本文采用非參數(shù)方法，來估算中國地區(qū)環(huán)境污染水平可能存在空間差異的核密度函數(shù)。受篇幅限制，本文選取研究期間的三個典型年份（2000年、2008年和2015年）的環(huán)境污染差異核密度函數(shù)，作為典型樣本進(jìn)行對比分析，如圖1所示。

圖1典型年份環(huán)境污染Kernel密度函數(shù)分布圖

根據(jù)圖1可知，我國SO2排放強(qiáng)度這一指標(biāo)的主峰，在2000年、2008年和2015年這三個典型年份期間，呈現(xiàn)出逐步向左側(cè)進(jìn)行平移的特征，表明隨著時間的持續(xù)推移，我國地區(qū)間環(huán)境污染狀況的差距在逐步擴(kuò)大。另外，我國區(qū)域環(huán)境污染狀況分布，由2000年的“雙峰”形狀，逐步演化至2015年的“多峰”形狀，表明我國區(qū)域環(huán)境污染分布，呈現(xiàn)出由“兩極化”演化為“多極化”的發(fā)展態(tài)勢。

全域空間自相關(guān)Moran’s I指數(shù)及其散點圖，可以直觀地反映環(huán)境污染空間聚類格局及其演變情況。受篇幅所限，表2僅列出了2000—2015年間環(huán)境污染，基于混合權(quán)重矩陣計算所得的Moran’s I指數(shù)。樣本考察期間，環(huán)境污染指標(biāo)的Moran’s I指數(shù)，均顯示為正值，且至少通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明環(huán)境污染在地區(qū)分布上，具有明顯的正相關(guān)性；且隨著時間的推進(jìn)，Moran's I統(tǒng)計值逐步提高，表明近年來區(qū)域之間環(huán)境污染的空間關(guān)聯(lián)性，呈現(xiàn)出逐年攀升的態(tài)勢。

表2 環(huán)境污染Moran’s I統(tǒng)計值（基于混合權(quán)重矩陣）

為了更直觀地刻畫環(huán)境污染的空間集聚現(xiàn)象，本文進(jìn)一步繪制出2000年和2015年兩個典型年份環(huán)境污染的Moran指數(shù)散點圖。由圖2和圖3可知，我國環(huán)境污染在空間分布上是以HH（高-高集聚）和LL（低-低集聚）兩種模式為主，進(jìn)一步表明我國30個省區(qū)之間的環(huán)境污染水平，在空間分布上具有明顯的正自相關(guān)關(guān)系（空間依賴性），即環(huán)境污染在空間分布上并不是隨機(jī)的，而是表現(xiàn)出某些省域環(huán)境污染的相似值，在空間上趨于集群的現(xiàn)象。

圖2 2000年環(huán)境污染moran散點圖

圖3 2015年環(huán)境污染moran散點圖

圖3具體列示了2015年我國30個地區(qū)環(huán)境污染Moran散點圖對應(yīng)的地區(qū)分類詳情。其中，位于第一象限（HH，高-高集聚）的地區(qū)，有河北、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、河南、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海和寧夏12個地區(qū)，其含義為SO2排放強(qiáng)度較高的地區(qū)，被排放強(qiáng)度同樣較高的地區(qū)所包圍，可以發(fā)現(xiàn)這些地區(qū)主要集中在中西部地區(qū)；位于第二象限（LH，低-高集聚）的地區(qū)，有吉林、安徽、山東、湖南、廣西、海南和四川7個地區(qū)，其含義為SO2排放強(qiáng)度較低的地區(qū)，被排放強(qiáng)度較高的地區(qū)所包圍；位于第三象限（LL，低-低集聚）的地區(qū)，有北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、湖北和廣東8個地區(qū)，其含義為SO2排放強(qiáng)度較低的地區(qū)，被排放強(qiáng)度較低的地區(qū)所包圍；位于第四象限（HL，低-低集聚）的地區(qū)，有遼寧、江西和新疆3個地區(qū)，其含義為SO2排放強(qiáng)度較高的地區(qū)，被排放強(qiáng)度較低的地區(qū)所包圍。由此可見，中國各個地區(qū)環(huán)境污染狀況的空間集聚性非常明顯，呈現(xiàn)出顯著的正向局域相關(guān)和空間集聚特征。

繼續(xù)觀察Moran散點圖，可以進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染的空間動態(tài)躍遷過程，本文運用由Rey（2001）[14]提出的時空躍遷測度法，發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染的動態(tài)躍遷過程主要表現(xiàn)為四種類型，具體如表3所示。

表3 我國省域環(huán)境污染Moran散點的空間躍遷（2000—2015年）

由表3可知，在樣本考察期間，環(huán)境污染屬于相關(guān)空間鄰近地區(qū)的躍遷類型有北京（由LH區(qū)域范圍，躍遷至LL區(qū)域范圍）、吉林和安徽（由LL區(qū)域范圍，躍遷至LH區(qū)域范圍）這3個地區(qū)；發(fā)生地區(qū)躍遷到其他不同地區(qū)的躍遷類型有黑龍江（由LL區(qū)域范圍，躍遷至HH區(qū)域范圍）、湖南和廣西（由HL區(qū)域范圍，躍遷至LH區(qū)域范圍）；屬于相對位移地區(qū)的躍遷類型有7個，山東和四川由HH區(qū)域范圍躍遷至LH區(qū)域范圍，河南、云南和青海由LH區(qū)域范圍躍遷至HH區(qū)域范圍，遼寧和江西則由LL區(qū)域范圍躍遷至HL區(qū)域范圍；其他17個地區(qū)及其鄰居則保持相同水平，占到樣本總體的56.67%，可見環(huán)境污染在我國地理分布上，存在明顯的“路徑依賴”特征。

3 實證檢驗

本文采用動態(tài)空間面板模型來實證檢驗中國式分權(quán)與文化非正式制度對環(huán)境污染的影響效應(yīng)。根據(jù)Anselin和Florax（1995）[15]的判定規(guī)則，由于動態(tài)空間面板SAR模型的LM Lag統(tǒng)計量顯著，而動態(tài)空間面板SEM模型的LM Lag統(tǒng)計量卻不顯著，因此本文采用動態(tài)空間面板SAR模型的估計結(jié)果，來進(jìn)行后續(xù)的計量分析。表4列出了環(huán)境污染基于四種空間權(quán)重矩陣下動態(tài)空間面板模型的估計結(jié)果。其中，模型（2）、（4）、（6）、（8）分別在模型（1）、（3）、（5）、（7）的基礎(chǔ)上加入環(huán)境分權(quán)與文化非正式制度交叉項、財政分權(quán)與文化非正式制度交叉項、環(huán)境分權(quán)與財政分權(quán)交叉項，以考察中國式分權(quán)等正式制度因素與非正式制度因素的交互作用對污染減排的影響效應(yīng)。

表4 動態(tài)空間面板估計結(jié)果

根據(jù)表4的結(jié)果顯示，以上8種分別基于不同空間權(quán)重矩陣下的動態(tài)空間面板SAR模型中，所有研究樣本的整體空間相關(guān)系數(shù)ρ均為正值（估計系數(shù)值分布區(qū)間為0.0936～0.1638），且均至少通過1%的顯著性水平檢驗。表明本地區(qū)環(huán)境污染水平，與地理相鄰地區(qū)環(huán)境污染水平之間，或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似地區(qū)環(huán)境污染水平之間，確實存在非常顯著的正向空間依賴關(guān)系，即正向空間溢出效應(yīng)，意味著地理鄰近地區(qū)或其他經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動，對本地區(qū)的環(huán)境污染水平，具有顯著的溢出效應(yīng)，進(jìn)而引起地理鄰近地區(qū)間或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似地區(qū)間，在污染排放與治理等方面存在競相模仿及策略性競爭行為。此外，所有動態(tài)空間面板模型中的環(huán)境污染這一變量的滯后項（LnSO2-1），其估計系數(shù)均為正值（估計系數(shù)值分布區(qū)間為0.7344～0.7901），且均至少通過了1%的顯著性水平檢驗，表明前期各類環(huán)境污染物排放，在時間范疇內(nèi)的持續(xù)積累，會影響后一期（或多期）的環(huán)境污染水平，即環(huán)境質(zhì)量的惡化是一個動態(tài)的系統(tǒng)調(diào)整過程。

在不考慮包括環(huán)境分權(quán)、財政分權(quán)等在內(nèi)的正式制度因素與文化非正式制度因素之間的交互作用時，環(huán)境分權(quán)（LnED）的估計值均至少在5%的置信水平下顯著為正，表明環(huán)境分權(quán)管理制度不利于環(huán)境質(zhì)量的改善。由于環(huán)境污染具備較強(qiáng)的地區(qū)溢出效應(yīng)，即使是在中央政府授權(quán)下由地方政府執(zhí)行統(tǒng)一的環(huán)境保護(hù)政策也可能無效，而環(huán)境分權(quán)弱化了中央政府對地方環(huán)境問題的垂直干預(yù)，可能導(dǎo)致地方政府對環(huán)境保護(hù)政策的選擇性執(zhí)行。財政分權(quán)（LnSD）的估計值均至少在1%的置信水平下顯著為負(fù)，表明當(dāng)前的財政支出分權(quán)制度有利于污染減排，這與薛鋼、潘孝珍（2012）[5]以及譚志雄、張陽陽（2015）[8]的研究結(jié)論相一致。文化非正式制度（LnINS）的估計值均至少在10%的置信水平顯著為正，表明當(dāng)前的文化非正式制度不利于環(huán)境質(zhì)量優(yōu)化。雖然文化非正式制度有利于公眾環(huán)保意識的增強(qiáng)，然而受制于公眾環(huán)境訴求表達(dá)機(jī)制以及監(jiān)督與信息反饋渠道的不完善，公眾向污染企業(yè)施壓的能力非常有限。

在對環(huán)境分權(quán)、財政分權(quán)與文化非正式制度因素三者之間的交互影響加以控制之后，環(huán)境分權(quán)（LnED）對環(huán)境污染的影響雖然依然為正，但均無法通過10%的顯著性水平檢驗；財政分權(quán)（LnSD）對環(huán)境污染的影響雖然依然為負(fù)，但均無法通過10%的顯著性水平檢驗；文化非正式制度（LnINS）對環(huán)境污染的影響由正轉(zhuǎn)負(fù)，但并未通過10%的顯著性水平檢驗。引入環(huán)境分權(quán)與非正式制度的交叉項（LnED*LnINS）后發(fā)現(xiàn)其估計系數(shù)均無法通過10%的顯著性水平檢驗；財政分權(quán)與文化非正式制度因素的交叉項（LnSD*LnINS）的估計值均無法通過10%的顯著性水平檢驗；環(huán)境分權(quán)與財政分權(quán)的交叉項（LnED*LnSD）的估計系數(shù)均為正值，且通過了1%的顯著性水平檢驗。引入交叉項后發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權(quán)、財政分權(quán)與文化非正式制度因素對地區(qū)環(huán)境污染的影響并不顯著，而環(huán)境分權(quán)與財政分權(quán)的交互機(jī)制對環(huán)境質(zhì)量的惡化效應(yīng)則進(jìn)一步增強(qiáng)，表明三者之間的交互作用效應(yīng)在地區(qū)間環(huán)境質(zhì)量的演變過程中確實起到了非常重要的影響作用。一方面，中國式分權(quán)制度下中央與地方政府之間的環(huán)境治理責(zé)任歸屬模糊，以及環(huán)境成本內(nèi)在化的困境放縱了企業(yè)的減排行為，由此引發(fā)相鄰地區(qū)之間的連鎖反應(yīng)；另一方面，以中國式分權(quán)為核心的正式制度因素與文化非正式制度因素之間存在一個雙向互動機(jī)制，這種互動會影響地方政府的行為與資源配置和流動，最終作用于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量。

4 結(jié)論與政策啟示

立足于環(huán)境污染的空間異質(zhì)性特征，基于我國2000—2015年的省級面板數(shù)據(jù)，本文分別合成了中國式分權(quán)（環(huán)境分權(quán)和財政分權(quán)）與文化非正式制度的各項指標(biāo)，并采用動態(tài)空間面板模型，實證檢驗了中國式分權(quán)與文化非正式制度及其互動作用對環(huán)境污染的影響以及由此引致的策略性污染減排競爭。本文的主要結(jié)論及相應(yīng)的政策啟示為：

第一，不同區(qū)域之間的環(huán)境污染狀況，具有顯著的空間“策略性競爭”特征，即相鄰地區(qū)之間或經(jīng)濟(jì)屬性相似地區(qū)之間的環(huán)境污染水平，并非呈現(xiàn)相互獨立的特征，而是存在十分顯著的空間溢出效應(yīng)。這一結(jié)論的啟示：一是根據(jù)環(huán)境污染治理所帶來的“外溢性”空間范圍，合理明確中央與地方政府的財稅支持和環(huán)境監(jiān)管責(zé)任，建立層次分明的“立體式”政策支持體系；二是構(gòu)建跨區(qū)域環(huán)境治理的風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制、利益分享機(jī)制與“試錯-容錯-糾錯”一體化的寬容機(jī)制，可以有效解決污染空間外溢問題。

第二，環(huán)境分權(quán)與文化非正式制度因素加劇了環(huán)境污染，而財政分權(quán)制度則有利于環(huán)境質(zhì)量的優(yōu)化，三者之間的交互作用對地區(qū)間的“策略性”減排行為具有重要影響。這一結(jié)論的啟示：首先，構(gòu)建與生態(tài)文明建設(shè)相適應(yīng)的財政分權(quán)和環(huán)境分權(quán)管理制度，扭轉(zhuǎn)地方政府因財政缺口不斷擴(kuò)大而通過犧牲環(huán)境質(zhì)量換取財政收入的“短視行為”；其次，加強(qiáng)對非正式制度力量的政策支持和引導(dǎo)，促進(jìn)消費者導(dǎo)向的環(huán)境規(guī)制創(chuàng)新，充分發(fā)揮非盈利環(huán)保組織對公眾環(huán)保需求的刺激功能；最后，大力發(fā)展綠色金融、綠色產(chǎn)業(yè)和綠色經(jīng)濟(jì)，實現(xiàn)稀缺、有限的財政資源、金融資源、人力資源、技術(shù)資源、信息資源在環(huán)境治理中的“最優(yōu)化”配置，提高政府、金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)、消費者等主體參與環(huán)境保護(hù)的主動性和積極性。