公众诉求与我国地方环境法规的实施效果

史 亚 东

(国际关系学院 国际经济系， 北京 100091)

一、引 言

众所周知，环境政策的有效实施和执行离不开国家完善的制度环境。但显然，众多发展中国家普遍存在正式制度薄弱的缺陷。许多研究发现，市场机制不完善、司法体系缺陷、法律执行力和监管薄弱、寻租和腐败行为等都会导致正式规制政策的实施效率低下甚至失败[1-2]。现有一些文献也认为中国和印度存在书面法律执行效率低下的问题[3-4]。在环境立法方面，包群等[5]、李树和翁卫国[6]等学者的实证研究发现，中国地方环境法规的实施效果和实际执行效率不佳。由此可见，发展中国家环境政策的实施难度远大于发达国家。

North[7]指出，制度基本上由3个部分组成，即“正式的规则、非正式的约束以及它们的实施特征”。其中，非正式约束源于人类社会诸种文化传统，其“无论在长期，还是短期，都会在社会演化中对行为人的选择集合产生重要影响”。在环境领域，环境非正式约束的一些表现形式，如环境意识水平、地区发展特征等已经被证实会对个人和企业的污染行为产生显著影响[8-12]。除此之外，近些年来，许多文献开始考察公众环境诉求作为一种非正式约束的作用。例如，Greenstone 和 Hanna[13]针对印度的实证研究发现，公众对空气质量的较高需求能够影响空气污染政策的有效性；郑思齐等[14]发现公众诉求能够显著影响地方政府环境污染投资、环境关心程度以及能源消耗强度；徐圆[15]、张三峰和卜茂亮[16]、张华[17]也发现公众诉求对于中国工业行业污染排放水平、企业采纳ISO14001认证情况、地区间环境规制的策略互动等有显著影响。

纵观国内外相关文献，当前关于公众诉求对环境治理影响的研究正日益引起学者们的重视。但是，相关研究很少从非正式约束的角度出发，并且内容大多聚焦于公众诉求对污染物排放或者个体行为的影响上。我们希望探讨环境政策的有效性是否同样受到非正式约束的影响。因此，本文将公众诉求作为非正式约束的一个体现，在评估中国地方环境法规有效性的基础上，着重分析公众诉求对政策实施效果的影响，并以此探讨非正式制度对发展中国家环境治理的作用。

二、研究设计与理论分析

1.公众诉求的指标选取

公众环境诉求体现了环境治理中的公众参与，它是公众环境意识的表现，也是环境非正式约束的主要内容之一。中国在环境法律制定过程中对公众诉求和公众环境参与的规定经历了由单方的举报诉讼到协商互动和信息公开的转变。因此，本文主要从举报诉讼和信息披露两种形式来选取公众诉求指标。

当前在环境治理领域，公众广泛参与表现为公民集体或私人为表达意见而采取的行动，包括环境信访活动、环境维权行动、环境抗议以及环境诉讼等。因此，本文在度量公众环境诉求时使用了环境信访数量这一指标(记为PD1)。在Dasgupta 和 Wheeler[18]早期针对中国环境问题的研究中，也曾利用类似指标反应公众对环境的关心程度。具体来说，数据采用了1998～2010年中国大陆除西藏之外30个省、自治区和直辖市的环境污染纠纷信访来信总数，并细分了水污染、大气污染和固体废物污染3种类型。

此外，在信息披露方面，本文使用了环境新闻报道数量作为反应公众诉求的另一指标(记为PD2)。环境社会学家Hannigan指出，大众媒体在建构环境风险、环境意识、环境危机以及环境问题的解决办法方面发挥着极其重要的作用。大众传媒的形式主要包括报纸和网络，虽然近年来国内有学者使用了谷歌趋势或百度指数上有关环境关键词的搜索热度这一指标，但由于谷歌于2010年退出内地，而百度指数开始于2011年，因此，本文主要考虑了报纸来源的环境新闻报道量。具体来说，本文利用知网“中国重要报纸全文数据库”，选取中国大陆除西藏之外30个省市当地发行量和影响力大的报纸各一份，搜索含有“环境污染”、“水污染”、“大气污染”以及“固体废物”为关键词的新闻报道，得到2000～2015年各地区相关环境新闻报道量的数据。

表1 各地区公众诉求指标历年平均值

表1给出了反应公众诉求的环境信访来信总数和环境新闻报道量历年平均数据的空间分布图，并进一步区分了具体污染类型，以反映公众对某种污染的关注程度。从表1中可见，两种指标都反映出中国中部和东部沿海省份是公众环境诉求较高的地区；从整体上来看，公众对大气污染的关注程度要明显高于其他污染类型，这一方面与中国大气污染形势相对严峻的现状相符合，另一方面也可能是由于大气污染相较于其他污染对个人来说更难以处理和应对的原因。图1和图2是除西藏之外30个省市加总得到的环境信访量和环境新闻报道量的时间趋势图。由图1可见，环境信访量除2007年有明显下降之外，总体上呈现逐年上升的趋势，并且信访纠纷集中在大气污染方面，固体废物污染相对较少。另外，图2中，环境新闻报道量整体上也呈现递增趋势，特别是大气污染方面的新闻报道在2012年前后出现急剧上升态势，而在2004～2012年期间水污染的新闻报道量要高于大气污染。值得注意的是，2007年环境信访量下降的同时，环境新闻报道量却出现上升趋势。本文认为造成信访量下降的原因可能与2008年奥运会的召开以及在此时期二氧化硫和化学需氧量等主要污染物排放量的下降有直接联系。至于为何环境新闻报道量在此期间却出现上升，可能的解释是在公众环境诉求整体持上升态势的趋势下，环境新闻报道量一定程度上替代了信访量作为公众环境诉求的一种渠道。这也说明一定时期信访量的下降并非意味着公众诉求程度的下降，公众诉求也可能通过其他渠道来反映。

2.中国地方环境法规的实施效果

当前，国内文献中针对中国环境政策实施效果(环境政策对污染物排放量的控制效果)评价的文献虽然并不多见，但现有文献已经指出中国环境立法的实施效果会受很多因素影响而存在差异。为了进一步考察公众诉求这一非正式约束是否会导致这种差异，本文首先将利用合成控制方法(synthetic control method)对中国省级层面的环境立法效果进行逐一评估。

3.研究假设的提出

本文认为作为非正式约束形式之一的公众诉求，不仅仅可以对微观主体的环境行为产生影响，其可能通过多种途径更为复杂地作用于正式规制政策运行的制度环境，从而与司法体系、市场机制一起成为影响正式规制政策实施效果的因素之一。因此，本文提出了如下假说：

假说1：关于某种污染物防治的公众环境诉求度越高，该类污染物防治的法规越有可能取得较好的实施效果。

假说2：某地区的公众环境诉求度越高，该地区实施的环境法规越有可能取得较好的实施效果。

图1 中国环境信访量趋势图

图2 中国环境新闻报道量趋势图

三、中国地方环境法规实施效果的实证评估

1.模型设定

为了得到地方立法在污染防治方面的逐项实施效果，本文选取了针对大气污染、水污染和固体废物污染3种污染类型的地方性环境法规，舍弃了综合性立法以及有关技术标准和执行措施等的一般性法律规定。参照包群等[5]的做法，如果一项法规在5年内存在反复修订和调整的情形，本文将该法规视为同一项立法；否则，修订时间间隔在5年及以上的，本文将其视为两项不同的针对同一污染形式的立法，分别评估其实施效果。

学术界对于事件或政策影响的研究常采用倍差法来估计。然而，Bertrand和Mullainathan[19]、Abadie和Gardeazabal[20]、Abadie等[21]学者都指出倍差法在对照组选择上存在主观性强等缺陷，具体原因包括：第一，倍差法对对照组的选择存在主观性和随意性，而估计结果又严重依赖于所选择的对照组，由此导致估计偏差；第二，无法克服政策内生性问题，即处理组与对照组之间存在系统性差别，而这种差别恰好是处理组政策发生的原因；第三，倍差法通常依赖于较长时间段的数据，对数据和样本量的要求较高。

针对这一缺陷，Abadie等[21]学者提出了一种基于数据选择对照组来评估政策影响的方法——合成控制法(synthetic control method)。该方法与倍差法相比其优势在于：一是扩展了传统的倍差法，是一种非参数的方法；二是在构造对照组的时候，利用数据来决定权重大小，从而减少了主观判断。这一方法的原理是，通过对多个对照组加权而构造出一个良好的优于主观选定某个对照组的合成对照组，利用对所有对照组数据特征构造出反事实状态，能够明确显示出处理组和合成对照组在事件或政策发生前的相似程度。这一反事实状态是根据对照组各自贡献的一个加权平均，权重的选择为正并且加总之和为1，因此，合成控制法具有透明和避免过分外推的优点。另外，该方法不依赖于可用时间长短以及可对照个体数量多少而依然能够展示政策效应的外推估计。近年来，国内学者也开始逐渐采用合成控制法，例如苏治等[22]利用该方法检验了通货膨胀目标制是否有效；刘甲炎等[23]利用该方法评估了中国房产税试点的效果；王贤彬等[24]利用该方法评估了重庆直辖市划分的政策影响等。

(1)

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(3)

(4)

(5)

2.数据说明及实证结果

在污染物排放数据方面，本文选取了各省份二氧化硫排放总量(SO2)、化学需氧量排放量(COD)以及工业固体废物排放量(Solid)作为针对大气污染、水污染和固体废物污染环境法规实施效果的评价对象。虽然地方环境立法早在20世纪90年代初就出现，但考虑上述数据可得性，本文将评价时间设定在2000～2011年。同时，由于合成控制法在将多个潜在对照组加权构造一个与处理组完全类似的控制对象时，权重的选择要求为正数且加总之和为1，所以当处理组地区的特征向量远离其他地区特征向量组的凸组合时，则找不到合适的权重来构造处理组地区。因此，对比各省份前述各种污染物排放数据，本文剔除了在政策评价阶段污染物排放量超高的省份，即不适宜用其他省份数据加权合成的省份。这些省份是针对大气污染防控的山东省、固体废物污染防控的山西省以及针对水污染防控的广西壮族自治区。通过梳理各省份在2000～2011年出台的防控上述污染物的针对性环境立法，本文最后确定了除西藏以外30个省市54件地方性环境立法的评估。

为了对54件环境立法的实施效果进行逐一评估，同时考虑不同地区立法出台的时间不同，本文的研究不同于通常将处理组混合研究的方法，而是采用逐一构建每一项环境立法出台地区的合成控制地区，政策影响由每一个立法实施地区和其合成控制地区污染物排放量自然对数的差值来衡量。以江苏省为例，2009年该省通过了《江苏省固体废物污染环境防治条例》，本文使用2007～2008年的工业固体废物排放量的数值以及人均GDP的对数值和人均GDP对数值的平方项作为预测控制变量来合成江苏省的反事实情况。潜在对照组选择前后3年，即在2007～2012年之间没有固体废物污染防治相关立法实施的省份。江苏省该项环境立法的实施效果通过2009年后该省实际和其合成控制对象固体废物排放量对数值的差值来体现。

图3是部分处理组省份及其合成省份在环境立法出台前后3年的污染物排放量情况。本文实际评估了30个省市针对不同污染物的54件环境立法实施效果，但由于篇幅所限，无法一一用图展示(感兴趣读者可以向作者索要)。在图3中，垂直虚线代表了环境立法出台的时间，虚线左侧能够反映处理组省份与其合成省份的拟合相似程度，右侧实线与虚线的差异代表了政策出台后对污染物排放控制的效果。利用合成控制法对54件地方环境法规进行效果评估后，本文得到了一些有价值的发现：

(1)并不是所有合成控制省份都能很好地代表拟合处理组省份。如在图3中，江苏、浙江、吉林、山东4省在虚线左侧处理组与合成控制对象排污量情况非常接近；但广东、四川、河北3省在虚线左侧处理组与合成控制对象的差异比较大，显示相应环境政策前的拟合效果不理想。

(2)对于处理组与合成控制对象拟合差异较大的环境法规评估，在虚线右侧会出现两种情况：一是实际的排放量整体上大于拟合的排放量，二是实际的排放量整体上小于拟合的排放量。由于合成控制对象在立法前期不能很好地拟合处理组省份，我们无法得知排放量变化是因为政策效果还是因为拟合的原因。但是许多文献指出对于合成控制对象无法很好拟合处理组对象的情况，政策实施之后的变量差值很有可能是因为拟合不好而导致，与政策效果无关[19]；同时这也说明普通的倍差法存在缺陷，将其他地区加权都无法拟合出可靠的对照组，主观选择单一的地区作为对照组估计势必造成对政策的高估[20]。鉴于这些原因，对于拟合不好的处理组的相应环境立法，本文认为没有可靠证据表明该政策对污染控制有效。

(3)按照上述表述，对地方环境立法的评估结果可以分为两类：一是拟合效果好、政策通过有效性检验，表明该项环境法规出台确实控制了相应污染物排放；二是没有证据表明该项环境法规有显著实施效果，包括拟合程度差和拟合虽好，但政策效果不显著的情况。

(4)利用环境法规出台前后的RMSPE(RootMeanSquarePredictionError)值，即反应处理组与合成对象之间拟合差异度的指标，本文对拟合效果较好的处理组进一步进行了验证有效性的安慰剂检验。安慰剂检验是对没有出台相应环境立法的省市，假设其与处理组地区在相同的年份通过了同样的环境立法，然后再根据合成控制法利用其与其他对照组构造这个地区的合成控制对象，得到该地区与其合成对象污染排放量的差异。如果处理组的差异显著高于安慰剂检验中的差异(这种差异具体可以用政策后期和前期的RMSPE比值来反映)，则证明排放量的差异是由于政策因素导致。以江苏省针对固体废物污染而出台的环境法规为例(见图4)，我们假设在合成江苏省过程中权重最大的省份湖南省也在相同年份出台了同样的法规，发现其2009年之后并没有像江苏省一样出现显著政策效果，证实江苏省该项环境法规实施有效(限于篇幅所限，本文没有展示所有安慰剂检验结果，感兴趣读者可以向作者索要)。安慰剂检验后结果发现，在54件地方环境法规中，显著有效的环境法规有24件，其中大气污染防控方面的立法7件，固体废物污染防控的立法6件，水污染防控的立法11件。就省份分布来说，大气污染防控立法有效的省份是天津、辽宁、吉林、江苏、浙江和广东。固体废物污染防控立法有效的省份是天津、吉林、江苏、安徽、福建和广东。水污染防控立法有效的省份是吉林、江苏、浙江、福建、广东、重庆、四川、新疆、山西和山东(有两项评估的水污染立法都有效)。由此可见，立法有效的省份大多分布在我国东部沿海省份。由表2可见，大气污染方面的环境法规立法有效的比例最高，其次是水污染和固体废物污染方面的环境法规。但总体而言，立法有效的法规数占比相对较低，只有44.44%，反应了我国法规的执行效率不佳。

图3 处理组省份和合成省份的污染物排放量

图4 江苏省针对固体废物环境法规的安慰剂检验

地方环境法规大气污染水污染固体废物污染合计评估件数15241554证实有效的法规件数711624占比(%)46.6745.834044.44

四、公众诉求对中国地方环境法规实施效果影响的实证检验

1.模型设定及检验结果

根据上述对中国54件地方环境立法的评估结果，本部分将利用二元离散选择模型估计公众诉求对环境

立法有效性的影响。具体来说，本文选取Probit模型进行实证分析，定义该模型的概率pi为：

(6)

其中，yi是离散变量观测值，在本文中代表某件环境立法是否有效，只取0和1两种结果。Xi是解释变量列向量，在本文中我们主要考察公众诉求相关指标。具体来说，我们计算出控制某类污染形式的具体法规，在出台当年关于此种污染形式的环境信访量(PD1)或环境新闻报道量(PD2)分别占当年此类污染形式总体环境信访量或环境新闻报道量的比重(记为PDR1、PDR2)，以此来构造截面个体数据结构(由于政策评价是法规出台年份之后，而公众诉求指标选取在法规出台当年，因此,公众诉求指标相对于实施效果评价的年份是滞后的)。yi的结果是一次Bernoulli试验，服从两点分布。据此，本文构建的计量检验模型如下：

P(yi=1)=φ(α1+α2Xi+δi)

(7)

Probit模型使用了极大似然方法(MLE)估计，该方法下的估计量具有一致性和渐进有效性。虽然本文研究中不具备大样本的数据结构，但是现有文献尚没有明确规定在该种方法下样本量的要求及相应的估计风险问题。我们也发现在使用离散选择模型进行医学统计分析的文献以及计量经济学有关教材中，也存在众多利用小样本建立Probit模型的情况。相关变量的统计性描述可见表3。

表3 相关变量描述性统计

由表4离散选择模型的检验结果可以发现，以环境信访量指代公众诉求的指标(PDR1)对环境法规有效性的概率具有显著的正向影响，即以环境信访量作为代表的公众环境诉求度越高，该项环境法规越可能取得较好的抑制相应污染物排放的效果。由于PDR1指标同时包含了地区和防控污染物类型两个维度上的公众诉求数据，因此验证了本文前述的两个假说。即关于某种污染形式防控以及某地区的公众诉求度越高，该地区出台的防控该种污染类型的环境法规越可能有效实施。

表4 二元离散选择模型检验结果

注：**代表了5%显著性，变量系数下方括号内为z值，LR统计量括号内为p值。将环境信访量数据和环境新闻报道数据与评估过的环境法规数据相整合后得到，以环境信访量为样本的截面数据43个，以环境新闻报道为样本的截面数据49个。

另外，由表4可见，该模型LR统计检验结果通过了模型总体显著性检验，模型的预测准确率达到70%。另一方面，以环境新闻报道量指代公众诉求的指标(PDR2)对环境法规的有效性并没有表现出显著的影响，模型的总体设定也不显著。表4第3、4列是利用Logit模型的估计结果，可以发现两种模型并没有出现显著差异，表明了估计结果的稳健性。本文进一步计算了PDR1的边际影响，发现以环境信访量作为指代的某省份关于某种污染形式的公众诉求度若增加0.1，则该省份在该年份出台相应环境法规实施有效的概率会增加27%以上。

上述实证检验结果基本上支持了本文的假说，即源于非正式制度的公众诉求会影响环境政策的实施效果。当然，从结论上看，这种影响跟公众环境诉求的具体形式还有密切联系。以环境信访形式为代表的公众诉求会影响地方环境法规的实施效果，但以环境新闻为代表的公众诉求则没有表现出明显的影响。如何解释这一结论，本文认为可能有以下几种原因：

第一，公众环境诉求是公众环境意识的具体体现，而无论是理论分析还是通过抽样调研都表明，环境意识对个体行为有直接影响。因此，伴随着公众环境诉求的上升，在政府管制措施之外，公民自愿性的环境友好行为蔚然成风，为环境政策实施营造了良好的环境。另外，公众环境诉求对政府的环境治理行为带来了压力，使其在政策监管和执行方面更有效率，于是这种“自下而上”的公众压力能够促进“自上而下”政策的有效执行。

第二，目前，中国公众环境参与的有效形式依然停留在举报、信访和诉讼等传统形式上，以信息披露为主要形式的公众环境参与尚未成为主流，意味着公众环境参与制度虽然正在逐步建立起来，但距离“私人部门与政府协商互动决定公共事务”的理想化参与形式尚有很大距离。

第三，环境信访活动是公众环境诉求和环境参与较为直接的方式，本质上与环境意识水平息息相关。本文证实以环境信访为形成的公众诉求对环境法规有效性有显著影响，表明环境意识及其代表的非正式约束的重要作用。同时这也提醒我们，今后加强公众环境意识培养、建立公众环境表达诉求的多渠道是十分必要的。

2.公众环境诉求及其相关因素的进一步分析

为了进一步分析影响公众诉求的有效途径，本文检验了公众诉求与一地区发展指标之间的联系。具体来说，本文选取了人均收入水平(GDP)、高等教育水平(EDU)、人口年龄结构(AGE)以及人口性别比例(GENDER)等衡量地区发展程度的指标，检验其与公众诉求相关变量之间的关系。根据Hausman检验结果，构建了面板个体固定效应模型，各变量的统计性描述可见表3。

表5 公众诉求与地区发展程度指标关系

注：*、**、***分别代表了10%、5%和1%的显著性，变量系数下方括号内为t值，Hausman检验括号内为p值。

由表5可见，在上述4个地区发展指标中，高等教育水平与公众环境诉求的联系最为显著，影响程度也最大，表明高等教育水平提高能够显著提升公众环境参与和环境关心程度。其次，地方人均收入水平对公众环境诉求也有一定影响，但影响程度较小。另外，人口结构包括年龄结构和性别比例对公众环境诉求的影响并不显著。这说明，当前提高公众环境诉求的切实可行的手段是大力提高教育水平。借助于教育和文化手段，提升公众环境意识，促进公众更广泛地参与到环境保护和环境治理的过程中，给予政府环境治理以无形压力，最终能够形成“自上而下”环境规制政策实施的有利环境，为发展中国家的环境治理模式开启新的途径。

五、结 论

本文利用公众环境诉求的相关指标，实证检验了基于环境意识层面的非正式约束是否促进了中国地方环境法规实施的有效性。在论证方法上，本文首先将公众环境诉求区分为举报诉讼和信息披露两种形式，分别以环境信访量和环境新闻报道量的指标来表示。其次，利用合成控制方法，本文定量评估了2000～2011年中国地方出台的针对大气污染、水污染和固体废物污染防控的54件环境法规的实施效果。研究发现，总体上中国环境法规的执行效果不佳，大气污染方面的法规有效性要高于其他两种污染类型。最后，我们将研究重点放在了那些执行有效的环境法规方面，希望找寻影响其执行效果的背后因素是什么。通过建立一个二元离散选择模型，本文发现以环境信访量指代的公众诉求对环境法规实施效果有显著的积极影响，意味着公众对某一类污染问题诉求度越高，针对这类污染的环境法规越可能有效实施。进一步地，本文还考察了公众环境诉求与地方发展指标之间的相关关系，发现地方教育水平与公众环境诉求的联系最为密切。因此，推进地方教育水平将是构建环境非正式约束的有力手段。

本文的研究结论对于当前发展中国家环境治理模式创新具有如下意义和启示：在正式制度薄弱的背景下，发展中国家如何提高环境政策实施效果、推进环境治理水平，应考虑基于教育、文化和意识层面上的非正式制度建设作为突破口。中国传统文化中一直尊崇“道法自然，天人合一”的思想，强调人与自然的和谐共处。将这种朴素的环境意识与现代教育水平的进步思想相结合，有利于在全社会范围内形成广泛的公众环境关心和环境参与气氛。在公众环境诉求不断提高的背景下，个体的环境行为不断改善，亦会影响环境政策的实施效果。如此，发展中国家在不断完善自身正式制度的建设之外，还可以深入挖掘包含意识体系在内的非正式制度因素，发扬其在传统文化等方面的自身优势。同时，从文化和教育手段入手，提高公众环境意识水平、环境关心程度以及环境参与度等，利用非正式约束的渠道提高环境政策的执行效果。由此开创出一条独特的、更适宜发展中国家的环境治理模式和机制。

当然，本文的研究还存在以下不足：在环境新闻报道量方面本文只考虑了报纸来源的数据，没有考虑到近年来互联网技术发展及其在大众舆论和传媒中的作用，以及网络搜索数据或利用大数据技术展示源于信息披露的公众环境诉求或许能够更加全面和准确，而这也可以成为后续的研究重点。

[1] ACEMOGLU D,JOHNSON S,ROBINSON J. Institutions as a Fundamental Cause of Economic Growth[A]. AGHION P,DURLAUF S. In The Handbook of Economic Growth[M]. Amsterdam: Elsevier,2005:385-465.

[2] ACEMOGLUD,JOHNSON S,ROBINSON J. The colonial origins of comparative development: an empirical investigation[J]. American Economic Review,2001,60(2):1369-1401.

[3] ALLEN F,QIAN J,QIAN M. Law,finance and economic growth in China[J]. Journal of Financial Economics, 2005,77(1):57-116.

[4] LU Y,TAO Z. Contract enforcement and family control of business: evidence from China[J]. Journal of Comparative Economics,2009,37(4):597-609.

[5] 包群,邵敏,杨大利. 环境管制抑制了污染排放吗?[J]. 经济研究,2013(12):42-54.

[6] 李树,翁卫国. 我国地方环境管制与全要素生产率增长——基于地方立法和行政规章实际效率的实证分析[J]. 财经研究,2014,40(2):19-29.

[7] DOUGLASS N. Institutions,Institutional Change,and Economic Performance[M]. Cambridge: Cambridge University Press,1990:36-45.

[8] ANTON W R,DELTAS G,KHANNA,M. Incentives for environmental self-regulation and implications for environmental performance[J]. Journal of Environmental Economics & Management,2004,48(1):632-654.

[9] COSTA D L,KAHN M E. Do liberal home owners consume less electricity? a test of the voluntary restraint hypothesis[J]. Economics Letters,2013,119(2):210-212.

[10] COSTA D L,KAHN M E. Energy conservation ‘nudges’ and environmentalist ideology: evidence from a randomized residential electricity field experiment[J]. Journal of the European Economic Association,2010,11(3):680-702.

[11] LEE K. The role of media exposure,social exposure,and biospheric value orientation in the environmental attitude-intention-behavior model in adolescents[J]. Journal of Environmental Psychology,2011,31(4):301-308.

[12] OWEN A,LVIDERAS J R. Culture and public good: the case of religion and voluntary provision of environmental quality[J]. Journal of Environmental Economics and Management,2007,54(2):162-180.

[13] GREENSTONE M,HANNA R. Environmental regulations,air and water pollution and infant mortality in India[J]. American Economic Review,2014,104(10):3038-3072.

[14] 郑思齐,万广华,孙伟增，等. 公众诉求与城市环境治理[J]. 管理世界,2013(6):72-84.

[15] 徐圆. 源于社会压力的非正式性环境规制是否约束了中国的工业污染?[J]. 财贸研究,2014(2):7-15.

[16] 张三峰,卜茂亮. 嵌入全球价值链、非正式环境规制与中国企业ISO14001认证——基于2004～2011年省际面板数据的经验研究[J]. 财贸研究,2015(2):70-78.

[17] 张华. 地区间环境规制的策略互动研究——对环境规制非完全执行普遍性的解释[J]. 中国工业经济，2016(7)：74-90.

[18] DASGUPTA S,WHEELER K D. Citizen Complaints as Environmental Indicators: Evidence from China[M]. Washington DC: World Bank Publications,1997:1-26.[19] BERTRAND M,MULLAINATHAN S. How much should we trust differences-in-differences estimates[J]. Risk Management & Insurance Review,2004,119(1):173-199.

[20] ABADIE A,GARDEAZABAL J. The economic costs of conflict: a case study of the Basque Country[J]. American Economic Review,2003,93(1):112-132.

[21] ABADIE A,DIAMOND A,HAINMUELLER J. Synthetic control methods for comparative case studies: estimating the effect of California’s tobacco control program[J]. Journal of the American Statistical Association,2010,105(490):493-505.

[22] 苏治,胡迪. 通货膨胀目标制是否有效?——来自合成控制法的新证据[J]. 经济研究,2015(6):74-88.

[23] 刘甲炎,范子英. 中国房产税试点的效果评估:基于合成控制法的研究[J]. 世界经济,2013(11):117-135.

[24] 王贤彬,聂海峰. 行政区划调整与经济增长[J]. 管理世界,2010(4):42-53.