環(huán)境規(guī)制與城鎮(zhèn)居民收入不平等
——基于異質(zhì)型規(guī)制工具的視角

何興邦

(西南石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 成都 610500)

一、引 言

黨的十九大報(bào)告提出“加快生態(tài)文明體制改革，建設(shè)美麗中國(guó)”。中央和地方政府開(kāi)始逐步將生態(tài)保護(hù)納入對(duì)各地政府官員的政績(jī)考核，加大環(huán)境規(guī)制力度，但環(huán)境規(guī)制日趨加強(qiáng)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響是決策者必須面對(duì)的問(wèn)題。結(jié)合文獻(xiàn)研究現(xiàn)狀來(lái)看，環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響是十分廣泛的，涉及對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、增長(zhǎng)效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和節(jié)能減排等多方面的影響[1][2][3][4]。本研究將環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響拓展到收入分配領(lǐng)域，從理論和實(shí)證兩方面考察環(huán)境規(guī)制對(duì)收入分配的影響。

現(xiàn)有研究較少直接考察環(huán)境規(guī)制對(duì)收入分配的影響，但研究環(huán)境質(zhì)量與收入不平等兩者關(guān)系的文獻(xiàn)較多。盛鵬飛(2017)基于中國(guó)2002～2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)低收入群體由于健康人力資本投資較少，環(huán)境污染更大程度地?fù)p害低收入群體的健康，從而擴(kuò)大收入不平等[5]。Boyce(2007)認(rèn)為收入不平等改變公眾對(duì)環(huán)境質(zhì)量的偏好，進(jìn)而影響政府的公共環(huán)境政策和環(huán)境質(zhì)量[6]。祁毓和盧洪友(2013)基于1980～2010年132個(gè)國(guó)家面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)世界范圍內(nèi)收入不平等是影響國(guó)家環(huán)境質(zhì)量的一個(gè)顯著因素，而收入不平等對(duì)發(fā)展中國(guó)家環(huán)境質(zhì)量的影響較大，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的影響則相對(duì)較小[7]。占華(2016)采用碳排放量和強(qiáng)度來(lái)測(cè)度污染，發(fā)現(xiàn)收入分配差距的擴(kuò)大顯著降低中國(guó)環(huán)境質(zhì)量[8]。申偉寧等(2017)采用京津冀地區(qū)1994～2014年相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)2005年后收入不平等因素顯著加劇京津冀地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的惡化[9]。

一般來(lái)講，環(huán)境規(guī)制是規(guī)制主體通過(guò)各種環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)和消費(fèi)者行為加以約束，使環(huán)境成本內(nèi)部化的行為[10]。收入分配是各個(gè)社會(huì)成員占有的社會(huì)財(cái)富在各成員手中的積累和分配狀況[11]。從兩者的定義來(lái)看，很難直接厘清環(huán)境規(guī)制影響收入分配的內(nèi)在邏輯。但從中國(guó)近幾年經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的事實(shí)來(lái)看，環(huán)境規(guī)制和收入分配似乎在時(shí)空上又存在某種聯(lián)系。大量的文獻(xiàn)研究顯示，近年來(lái)我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度出現(xiàn)穩(wěn)步增加的態(tài)勢(shì)[12]。與此同時(shí)，根據(jù)多數(shù)學(xué)者測(cè)算的結(jié)果來(lái)看，近幾年我國(guó)收入分配形勢(shì)的惡化也在同步演進(jìn)中[13]。那么，兩者之間時(shí)空的關(guān)聯(lián)性是偶然還是存在某種因果聯(lián)系？本文試圖探討并回答這一問(wèn)題。需要特別說(shuō)明的是，由于環(huán)境規(guī)制主要對(duì)象為分布在城鎮(zhèn)的企業(yè)和消費(fèi)者，其影響范圍主要限于城鎮(zhèn)居民，因此本研究主要考察環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響。

一般而言，環(huán)境規(guī)制政策工具主要包括命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型兩類，前者是指政府通過(guò)法律、法規(guī)、部門(mén)規(guī)章和制度等政策來(lái)確定環(huán)境規(guī)制的目標(biāo)和標(biāo)準(zhǔn)，然后通過(guò)行政強(qiáng)制性命令的方式對(duì)被規(guī)制者的行為進(jìn)行直接管理；后者主要通過(guò)收費(fèi)或補(bǔ)貼等顯性的市場(chǎng)手段影響企業(yè)排污決策。這兩類工具對(duì)被規(guī)制對(duì)象的作用機(jī)制和強(qiáng)制性都存在顯著差別，因而產(chǎn)生的政策效力也不盡一致。為增強(qiáng)研究的實(shí)用價(jià)值和政策意義，本研究選擇從異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制工具政策效力差異的視角來(lái)考察環(huán)境規(guī)制的收入分配效應(yīng)，為科學(xué)制定政策提供一定的借鑒。

二、影響機(jī)理分析

(一)環(huán)境規(guī)制工具對(duì)收入分配的共同影響

1.環(huán)境規(guī)制基于行業(yè)成本效應(yīng)異質(zhì)性對(duì)收入分配產(chǎn)生的影響

常見(jiàn)的排污費(fèi)、罰款和強(qiáng)迫減(停)產(chǎn)等規(guī)制方式直接增加被規(guī)制企業(yè)的成本，從而減少被規(guī)制者的收入所得。但由于不同行業(yè)的污染物排放強(qiáng)度存在差異，環(huán)境規(guī)制部門(mén)對(duì)不同行業(yè)施加的規(guī)制強(qiáng)度存在異質(zhì)性，對(duì)不同行業(yè)成本的影響也存在差異，因而影響收入分配。一般來(lái)說(shuō)，污染排放強(qiáng)度低、對(duì)環(huán)境影響較小的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、新興科技業(yè)等綠色清潔產(chǎn)業(yè)，環(huán)境規(guī)制對(duì)其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響較為有限。反之，一些對(duì)環(huán)境損害較大的污染產(chǎn)業(yè)往往受到規(guī)制者的重點(diǎn)管制。規(guī)制者從標(biāo)準(zhǔn)制定、督查頻次和執(zhí)法嚴(yán)厲程度等對(duì)污染產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者施加更強(qiáng)的外部環(huán)境約束。在此情況下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的非對(duì)稱性往往造成污染產(chǎn)業(yè)的相對(duì)收入減少，從而影響收入分配。

2.環(huán)境規(guī)制基于技術(shù)創(chuàng)新對(duì)收入分配產(chǎn)生的影響

首先，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新可能存在顯著的影響。Porter(1991)較早探討環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制可倒逼企業(yè)創(chuàng)新，從而抵消環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的成本，即著名的“波特假說(shuō)”[14]。隨后，大量的研究都支持“波特假說(shuō)”，認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制增加企業(yè)成本，企業(yè)須采取必要的行為削減該成本，進(jìn)而為企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)提供有力的激勵(lì)。然而，技術(shù)創(chuàng)新可能顯著影響收入分配格局。一方面，技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步增加市場(chǎng)對(duì)某一特定技能勞動(dòng)者的需求，同時(shí)亦替代一部分非技能勞動(dòng)者，這種技能偏向的技術(shù)進(jìn)步引起長(zhǎng)期的收入差距。另一方面，基于新技術(shù)、新經(jīng)營(yíng)模式的新產(chǎn)業(yè)崛起加速引發(fā)產(chǎn)業(yè)間收入和利潤(rùn)的再分配，使創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)攫取更多的經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)，加劇了收入不平等。

3.環(huán)境規(guī)制基于企業(yè)規(guī)模非均衡分布對(duì)收入分配產(chǎn)生的影響

首先，環(huán)境規(guī)制可能影響企業(yè)規(guī)模分布。在環(huán)境規(guī)制約束下，企業(yè)須增加投資污染治理設(shè)備以達(dá)到排放標(biāo)準(zhǔn)。對(duì)資金實(shí)力雄厚的大型企業(yè)而言，必要資本投入量對(duì)企業(yè)資金壓力較為有限，還可通過(guò)生產(chǎn)規(guī)模優(yōu)勢(shì)攤薄成本。但中小企業(yè)為符合環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)而新增的必要資本投入量在較大程度上增加企業(yè)資金壓力。在此情形下，中小企業(yè)的進(jìn)入決策更加謹(jǐn)慎，進(jìn)而對(duì)行業(yè)企業(yè)規(guī)模分布產(chǎn)生影響。另外，中小企業(yè)內(nèi)部資源較少，從政府和銀行等外部獲得資源能力較弱。當(dāng)成本上升持續(xù)沖擊企業(yè)盈利空間時(shí)，中小企業(yè)可能倒閉或被兼并而退出市場(chǎng)，最終影響企業(yè)規(guī)模分布。然而，企業(yè)規(guī)模非均衡分布又可能顯著影響收入分配：一方面，大企業(yè)往往具有更強(qiáng)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，可憑借資金優(yōu)勢(shì)、技術(shù)優(yōu)勢(shì)和營(yíng)銷渠道優(yōu)勢(shì)等不斷擠壓中小企業(yè)的盈利空間，加劇行業(yè)內(nèi)收入分配不平等；另一方面，大型企業(yè)往往具有更強(qiáng)的對(duì)上下游行業(yè)企業(yè)議價(jià)權(quán)，推動(dòng)行業(yè)間利潤(rùn)再分配，從而加劇收入分配失衡。

(二)異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制工具對(duì)收入分配的差異影響

命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具在多方面存在明顯的差異，主要體現(xiàn)在三個(gè)方面。一是執(zhí)行規(guī)則存在差異。在中國(guó)，常見(jiàn)的命令控制型環(huán)境規(guī)制工具主要有“三同時(shí)”制度、環(huán)境影響評(píng)價(jià)制度、限期治理制度、總量控制制度等，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具包括排污費(fèi)、排污權(quán)交易制度和環(huán)境保護(hù)稅等。兩類環(huán)境規(guī)制工具在作用對(duì)象和作用方式等方面存在明顯差異。二是懲罰力度存在明顯的差異。通常而言，命令控制型環(huán)境規(guī)制工具具有更高的強(qiáng)制性，違反規(guī)定面臨的處罰力度更大。比如，常見(jiàn)的污染排放標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)格約束企業(yè)污染排放水平。一旦企業(yè)未達(dá)到設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，可能受到罰款、停產(chǎn)整改甚至勒令退出等帶有懲罰性質(zhì)的處理，成本遠(yuǎn)高于遵守規(guī)制下產(chǎn)生的各項(xiàng)支出。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制不存在懲罰性質(zhì)的處罰，企業(yè)不必?fù)?dān)心來(lái)自規(guī)制部門(mén)過(guò)于嚴(yán)厲的處罰。三是企業(yè)自主性存在明顯的差異。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具允許企業(yè)基于利潤(rùn)最大化原則自主通過(guò)市場(chǎng)化手段決定產(chǎn)量和污染排放水平。但在命令控制型環(huán)境規(guī)制下，企業(yè)無(wú)法通過(guò)市場(chǎng)手段降低污染排放，減少了企業(yè)的自主選擇空間。

由于兩類環(huán)境規(guī)制工具在執(zhí)行規(guī)則、懲罰力度和強(qiáng)制性等方面存在明顯差異，對(duì)企業(yè)成本、技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)規(guī)模非均衡分布的影響也大不相同。因此，命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配公平性的影響存在異質(zhì)性。

三、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)(Gini)，以衡量地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入不平等程度。采用田衛(wèi)民(2012)的計(jì)算方法，可得到多數(shù)省份城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)[15]。對(duì)僅給出最低收入組和最高收入組的省份，本文采用胡祖光(2004)的方法求得基尼系數(shù)[16]。另外，對(duì)少數(shù)年份未公布收入分組數(shù)據(jù)的湖南、云南和天津三省市，我們采用平均增加率法補(bǔ)全缺失數(shù)據(jù)。相關(guān)的數(shù)據(jù)來(lái)源于2000～2014年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.主要解釋變量

本文的主要解釋變量為命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)(Command policy)和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)(Market-based policy)，以分別反映兩類規(guī)制政策強(qiáng)度，均通過(guò)構(gòu)建環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)體系并采用主成分分析法(PCA)來(lái)獲得(見(jiàn)表1所示)。

關(guān)于命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建，本研究選取的基礎(chǔ)指標(biāo)包括四個(gè)：環(huán)境處罰案件與地區(qū)人口比值，以環(huán)境管理部門(mén)執(zhí)法頻次來(lái)衡量；環(huán)境治理投資占地區(qū)GDP比重，以地區(qū)環(huán)境治理投資金額或規(guī)模來(lái)測(cè)度；環(huán)評(píng)執(zhí)行率，以環(huán)境影響評(píng)價(jià)制度執(zhí)行嚴(yán)格程度來(lái)估算；環(huán)保系統(tǒng)人員占人口比重，以機(jī)構(gòu)建設(shè)和人員配備規(guī)模來(lái)表示。相關(guān)的數(shù)據(jù)來(lái)源于2000～2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境年鑒》。

關(guān)于市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建，本研究選取的基礎(chǔ)指標(biāo)包括三個(gè)：排污費(fèi)占地區(qū)GDP比重、車船稅占GDP比重和資源稅占GDP比重。需要說(shuō)明的是，由于中國(guó)在2018年才正式開(kāi)征環(huán)境稅，所以多數(shù)學(xué)者都采用排污費(fèi)來(lái)測(cè)度。另外，本研究繼續(xù)加入車船稅占GDP比重和資源稅占GDP比重，主要是考慮車船稅和資源稅兩個(gè)稅種具有資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)的目的，其稅率可在一定程度上反映政府通過(guò)市場(chǎng)化手段進(jìn)行環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度。相關(guān)的數(shù)據(jù)來(lái)源于2000～2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》和《中國(guó)稅務(wù)年鑒》。

表1 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建

在構(gòu)建兩類環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)評(píng)價(jià)體系的基礎(chǔ)上，本研究先對(duì)各基礎(chǔ)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后采用主成分分析法分別獲取兩個(gè)指標(biāo)體系的特征根和貢獻(xiàn)率。在命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)中，前三個(gè)特征值的累積貢獻(xiàn)率已達(dá)93.56%，我們將其作為主成分，并對(duì)載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)后得到相應(yīng)的特征向量[注]限于篇幅，正文未報(bào)告兩類指標(biāo)主成分因子對(duì)基礎(chǔ)指標(biāo)的載荷情況，作者備索。。在市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)中，前兩個(gè)特征值的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到87.79%，我們將其作為主成分，并對(duì)載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)后得到相應(yīng)的特征向量。另外，在對(duì)載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)前，通過(guò)KMO和SMC檢驗(yàn)來(lái)考察主成分分析法的適用性。在命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)中，KMO值為0.7459，SMC值均大于0.5。在市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)中，KMO值為0.6925，SMC值均大于0.6。因此，KMO和SMC檢驗(yàn)結(jié)果顯示各基礎(chǔ)指標(biāo)的共性較強(qiáng)，采用主成分分析法是符合要求的。

3.控制變量

人均GDP對(duì)數(shù)(Inrgdp)，以控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響。人均受教育年限(Education)，以控制地區(qū)教育程度對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，通過(guò)現(xiàn)行學(xué)制與各學(xué)歷層次人數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均獲得[注]文盲受教育年限為0，小學(xué)為6年，初中為9年，高中為12年，大專及以上為16年。。財(cái)政支出占GDP比重(Public expenditure ratio)，以控制政府行為對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響。國(guó)有化率(State-owned ratio)，以控制地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，采用國(guó)有企業(yè)職工占城鎮(zhèn)總就業(yè)人口比重來(lái)衡量。城鎮(zhèn)化率(Urbanization)，以控制地區(qū)城市化發(fā)展水平對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，采用地區(qū)常住人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。相關(guān)的數(shù)據(jù)來(lái)源于2000～2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

(二)回歸模型

為檢驗(yàn)異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制工具對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，本研究建立以下的回歸方程：

Giniit=β0+β1Ginii,t-1+β2Commandpolicyit+β3Market-basedpolicyit+φZ(yǔ)it+ui+εit

(1)

其中，Giniit為衡量城鎮(zhèn)居民收入分配差距的基尼系數(shù)；Ginii,t-1為滯后一期的基尼系數(shù)，以反映城鎮(zhèn)居民收入分配差距演變的慣性趨勢(shì)；Commandpolicyit和Market-basedpolicyit為命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)；Zit為控制變量，包括人均GDP對(duì)數(shù)、人均受教育年限、財(cái)政支出占GDP比重、國(guó)有化率和城鎮(zhèn)化率；ui和εit為地區(qū)固定效應(yīng)和隨機(jī)干擾項(xiàng)。(1)式的回歸方程引入被解釋變量的滯后一期而成為動(dòng)態(tài)面板。在此情況下，一般可采用水平GMM和系統(tǒng)GMM兩種方法。系統(tǒng)GMM不要求擾動(dòng)項(xiàng)的準(zhǔn)確信息分布，以提高估計(jì)的效率和穩(wěn)健程度[17]。系統(tǒng)GMM可采用一步和兩步GMM估計(jì)，兩步估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差存在向下偏移，但經(jīng)有限樣本校正后減少，且兩步GMM估計(jì)對(duì)異方差和截面相關(guān)性具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性?；诖?，本文采用兩步系統(tǒng)GMM方法估計(jì)模型參數(shù)。需要說(shuō)明的是，本文主要考察環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響，而收入不平等同樣可能通過(guò)公眾的環(huán)境意識(shí)對(duì)政府的環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生影響。如果將環(huán)境規(guī)制視為外生變量進(jìn)行回歸，則可能產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。本研究分別選取命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)的一個(gè)更高階的滯后項(xiàng)(即二階滯后項(xiàng))作為工具變量[注]需要說(shuō)明的是，盡管回歸模型中僅包括命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)的當(dāng)期變量，但差分方程中包括其一階滯后項(xiàng)，因而更高滯后項(xiàng)為二階滯后項(xiàng)。，然后進(jìn)行兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)。

(三)回歸結(jié)果

在表3中，Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)二階序列相關(guān)檢驗(yàn)(AR(2))和Sargan檢驗(yàn)結(jié)果顯示采用系統(tǒng)GMM模型是合理的。表3的第1列僅控制命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，第2列引入市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的影響，第3列繼續(xù)控制人均GDP、人均受教育年限、財(cái)政支出占GDP比重、國(guó)有化率和城鎮(zhèn)化率等變量的影響。結(jié)果顯示，無(wú)論是否引入其余變量，命令控制型環(huán)境規(guī)制都顯著提高城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)水平。命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)增加1，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)增加0.017。與此同時(shí)，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響程度較小且并不顯著。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)增加1，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)僅增加0.0011。這一回歸結(jié)果顯示命令控制型和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響的確存在明顯差異，前者顯著加劇城鎮(zhèn)居民收入不平等，后者并不是城鎮(zhèn)居民收入分配失衡的顯著影響因素。

表3 環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響：全樣本的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、** 和*** 分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。下表同此。

考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制對(duì)不同區(qū)域城鎮(zhèn)居民收入分配的影響可能存在差異。為檢驗(yàn)異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制工具對(duì)不同區(qū)域城鎮(zhèn)居民收入分配的異質(zhì)性影響，本文仍基于(1)式的回歸方程并采用系統(tǒng)GMM模型，分別考察不同類型的環(huán)境規(guī)制工具對(duì)東中西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的影響(回歸結(jié)果見(jiàn)表4所示)[注]東部地區(qū)包括北京、天津和河北等11個(gè)省(市)，中部地區(qū)包括山西、黑龍江、安徽和江西等7個(gè)省(市)，西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州和云南等11個(gè)省(市)。。

表4 環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響：分地區(qū)的回歸結(jié)果

首先，由命令控制型環(huán)境規(guī)制工具對(duì)不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響可發(fā)現(xiàn)，影響程度的大小呈現(xiàn)東中西依次遞減的格局。其中，命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)東部和中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)的提升作用顯著。命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)增加1，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)增加0.0251，中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)增加0.018。命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)的提升作用較東中部小且并不顯著。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制在不同區(qū)域產(chǎn)生的收入分配效應(yīng)顯示，在不同區(qū)域都沒(méi)有顯著加劇城鎮(zhèn)居民收入不平等。

四、擴(kuò)展分析：命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)收入分配的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

前文，我們發(fā)現(xiàn)命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響程度存在東中西部依次遞減的格局。由于本文測(cè)算的命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)在多數(shù)東中部省份強(qiáng)度靠前，表明高強(qiáng)度命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響程度更大[注]限于篇幅，正文不再詳細(xì)公布基于主成分分析法計(jì)算的各省份命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，作者備索。。因此，命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響可能存在門(mén)檻效應(yīng)。為檢驗(yàn)這一門(mén)檻效應(yīng)是否存在，我們借鑒Caner和Hansen(2004)采用的方法[18]，以命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)(Command policyit)為門(mén)檻變量，建立如下的動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型：

Giniit=θ0+θ1Ginii,t-1+θ2CommandpolicyitI(Erit≤γ)+θ3CommandpolicyitI(Erit>γ)+

θ4Market-basedit+ξZit+ui+εit

(2)

其中，I(·)為指標(biāo)函數(shù)，數(shù)值取決于門(mén)檻變量(Commandpolicyit)和門(mén)檻值(γ)：當(dāng)括號(hào)內(nèi)的表達(dá)式成立時(shí)，I(·)=1；否則，I(·)=0。另外，(2)式的其他變量與前文(1)式一致。由于模型中包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，使Caner和Hansen提出的分布理論無(wú)法直接應(yīng)用于動(dòng)態(tài)面板模型。為解決這一問(wèn)題，Kremer等(2013)采用前向離差變換來(lái)消除固定效應(yīng)。經(jīng)前向離差變換后的誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)，且方差具有單位的形式[19]。不過(guò)，由于(2)式含有被解釋變量的滯后項(xiàng)Ginii,t-1，模型可能存在內(nèi)生性的問(wèn)題。本研究將內(nèi)生變量Ginii,t-1作為被解釋變量，然后對(duì)其一階滯后項(xiàng)(Ginii,t-2)和其他解釋變量做最小二乘法回歸，再將回歸得到的預(yù)測(cè)值作為內(nèi)生解釋變量的工具變量帶入回歸方程中。按照Caner和Hansen采用的方法確定門(mén)檻值，并采用GMM方法得到參數(shù)的估計(jì)值。在估計(jì)門(mén)檻模型之前，須先檢驗(yàn)是否存在門(mén)檻效應(yīng)并確定門(mén)檻數(shù)量，通過(guò)拔靴法bootstrap(300次)的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)(見(jiàn)表5所示)。

表5 動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

表5顯示，在5%的顯著性水平下接受單一面板門(mén)檻模型且估計(jì)值為-0.6183。在確定單一門(mén)檻值后，采用GMM方法可得到參數(shù)的估計(jì)值(見(jiàn)表6所示)[注]表6未報(bào)告市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，作者備索。。

表6 基于命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的動(dòng)態(tài)面板單一門(mén)檻模型回歸結(jié)果

表6顯示，當(dāng)命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)低于門(mén)檻值時(shí)，其對(duì)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的影響為0.0002且在10%的水平下并不顯著。但跨越門(mén)檻值之后，命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的影響為0.0301且在1%的顯著性水平下接受這一回歸系數(shù)。可見(jiàn)，命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響的確存在門(mén)檻效應(yīng)。較低的命令控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響并不顯著且程度較小，但強(qiáng)度跨越門(mén)檻值之后，命令控制型環(huán)境規(guī)制顯著加劇城鎮(zhèn)居民收入分配不平等。

五、結(jié)論與討論

本研究將環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響研究拓展到收入分配領(lǐng)域，并側(cè)重從異質(zhì)型規(guī)制工具收入分配效應(yīng)差異性的視角來(lái)考察環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響取決于規(guī)制工具的選擇?？傮w上，命令控制型環(huán)境規(guī)制顯著加劇城鎮(zhèn)居民收入不平等，而市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制并未顯著影響城鎮(zhèn)居民收入分配不平等。分區(qū)域來(lái)看，命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響程度最大，中部次之、西部最小。而在不同區(qū)域，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制都未顯著影響城鎮(zhèn)居民收入不平等。最后，基于動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型的實(shí)證結(jié)果顯示，適當(dāng)強(qiáng)度的命令控制型環(huán)境規(guī)制沒(méi)有顯著影響城鎮(zhèn)居民收入分配，而當(dāng)強(qiáng)度高到跨越某一門(mén)檻值時(shí)，命令控制型環(huán)境規(guī)制就顯著加劇城鎮(zhèn)居民收入分配不均。

本文研究結(jié)論包含豐富的政策啟示，主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：

一是完善與命令控制型環(huán)境規(guī)制相關(guān)的配套政策。命令控制型環(huán)境規(guī)制的目標(biāo)明確、強(qiáng)制性高、約束力強(qiáng)，也是環(huán)境規(guī)制政策工具中的重要一環(huán)。但在發(fā)揮命令控制型環(huán)境規(guī)制工具生態(tài)效應(yīng)的同時(shí)，也要考慮其是否過(guò)度沖擊產(chǎn)業(yè)、擴(kuò)大收入差距，因而引入一些配套政策是必要的(如提供過(guò)渡期的經(jīng)濟(jì)救助、設(shè)立配套資金以協(xié)助污染企業(yè)轉(zhuǎn)型、加強(qiáng)企業(yè)員工的職業(yè)再培訓(xùn)等)。

二是優(yōu)化政策工具使用。鼓勵(lì)決策者運(yùn)用市場(chǎng)手段進(jìn)行規(guī)制，增加被規(guī)制企業(yè)在產(chǎn)量、技術(shù)路徑和污染治理等方面決策的自主選擇空間，實(shí)現(xiàn)環(huán)境治理和企業(yè)良性發(fā)展雙贏的局面，推動(dòng)地區(qū)協(xié)調(diào)、均衡發(fā)展。

三是因地制宜，增加政策彈性。環(huán)境規(guī)制對(duì)不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響存在較大的異質(zhì)性。環(huán)境規(guī)制顯著加劇東部和中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入不平等，表明政府在重點(diǎn)區(qū)域的環(huán)境規(guī)制方式、力度和配套政策制定上需考慮收入分配因素，減少環(huán)境規(guī)制可能產(chǎn)生的社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)。