评估中国各省对环境规制策略互动的敏感性

李力 孙军卫 蒋晶晶

摘要 作为环境治理的主体，地方政府在环境政策的制定及执行中存在较为普遍的策略互动。关于策略互动模式的考察已得到较多关注，但由于地区发展异质性，在经济发展与环境保护权衡中的利益诉求不同，从而对邻近地区的环境规制变动表现出不同的敏感性，但该方面的研究还未得到足够重视。文章围绕经济增长、财政压力、就业压力以及产业结构等四方面异质性构建理论假说，选取实际GDP增长率、财政赤字率、失业率以及污染密集型产值占GDP比重4种变化率指标进行实证设计。从静态和动态两个维度构建非对称空间计量模型，运用两阶段GMM方法对2004—2015年我国30个省（区市）的环境规制策略互动敏感性进行实证检验。结果显示：低经济增长率、低财政赤字率、高失业率或污染密集产值比重较高地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性更高，且至少在两种空间权重矩阵下得到实证支持;在使用2SLS方法重新估计、调整敏感性指标分位数、更换环境规制指标后，结果依然稳健。环境规制策略互动模式以策略替代为主，“逐底竞争”和“逐顶竞争”均为局部现象;在同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”的地区，“逐底竞争”强度大多高于“逐顶竞争”;污染密集产值比重较高地区存在显著的“逐底竞争”行为，主要集中在边界邻接且经济发展水平相近地区。地区环境规制策略互动存在显著的动态变化，“十一五”期间和2014年是结构变化的重要节点，可能与中央绩效考核指标调整和环境规制强度提高相关。最后，进一步从平衡经济增长与环境保护，优化政绩考核指标，优化污染密集产业布局，推动环境治理的区域合作与联防联控、完善生态补偿机制等四方面提出政策建议。

关键词 环境规制;策略互动;敏感性分析

中图分类号 F205  文献标识码 A  文章编号 1002-2104（2021）07-0049-14  DOI：10.12062/cpre.20200919

作为一种制度性安排，环境规制旨在纠正环境污染的负外部性，以遏制“公地悲剧”，实现社会福利的公平享有。具备信息优势的地方政府，被认为在环境公共品供给方面更有效率 [1-3]。然而，各级地方政府并非完全独立的行政主体，其行为决策既会遵循本地区污染治理实际需求，也会受到邻近地区环境规制水平影响，从而形成环境规制的策略性互动。这种策略性互动可能会使地区环境政策的制定或执行偏离社会最优水平 [4-5]。关于地方政府环境规制策略互动模式已进行了较多探讨，但并未形成共识，尤其在是否存在“逐底竞争”方面存在较多争议 [6-10]。这种不一致的结论一方面与研究样本、时间区间以及环境规制指标的选取有关，另一方面也与“对称性策略互動反应”的先验假定相关，即各地区会对环境规制策略互动做出同样的反应 [11]。但事实上，可能存在一些因素如经济规模、产业结构以及财政压力等会影响环境规制策略互动的敏感性，该方面的研究较少。基于此，文章参照Konisky [11]的研究思路，围绕经济增长、财政压力、就业压力以及产业结构等四种异质性构建理论假说，并分别从经济增长率、财政赤字率、失业率以及污染密集产值比重4个方面构建敏感性指标，以期识别出我国哪些特征的省份更易发生“逐底竞争”。在此基础上，进一步考察环境规制策略互动的动态变化。

1 文献综述与研究假说

1.1 文献综述

环境规制竞争发轫于税收竞争，本质是地方政府竞争的一种表现形式，旨在通过环境规制手段竞争企业、人力和技术等要素资源的行为。环境规制竞争主要存在三大动因 [12]：一是跨界溢出。污染的跨界溢出使地方政府可能存在“搭便车”动机，最终在竞相降低环保投入中实现低水平均衡，这种互动受地理因素以及污染物溢出范围等约束性较强。二是资源竞争。劳动力、资本等要素资源跨区流动，地方政府为增加税基、发展经济，可能策略性调整环境规制标准，吸引流动性要素资源。三是标尺竞争。其本质是，地方环境信息外溢所产生的模仿效应，即民众通过参考其他地方政府行为来评价本辖区的政府表现。与西方“自下而上”的标尺竞争不同，中国是基于上级评价的“自上而下”的标尺竞争;分权治理结构和以GDP为核心的政绩考核机制可能使地方政府为吸引流动资源、促进经济增长而竞相放松环境管制。

环境规制竞争的模式识别一直是热点话题，尤其重视对“逐底竞争”的验证与考察。基于福利最大化假设，传统环境联邦主义理论大多支持“逐顶竞争”（Race To the Top，RTT）假说，认为地方政府间的经济竞争有助于提供最优的环境公共产品，“用脚投票”机制则进一步保证了公共品与居民偏好的匹配 [1-2]。近年来，“逐底竞争”（Race To the Bottom，RTB）假说逐渐受到重视，该假说认为福利最大化假设并非总是成立，地方政府也可能出于自身利益考虑竞相降低环境标准或放松环境管制来吸引流动性要素资源，从而产生“逐底竞争”效应。运用不同的检验思路，学者对环境规制竞争是否存在“逐底效应”进行了考察，但结论并不一致。第一种观点强调环境影响，认为地区间的环境政策行为呈现相互模仿特征，并且导致环境质量下降则表明存在“逐底竞争”。第二种观点强调资源竞争，从国际资本流动的视角出发，认为“逐底竞争”需满足两个条件，一是FDI与环境规制负相关;二是当本国降低环境标准，其他国家也降低环境标准。第三种观点强调非对称反应。同样基于资源竞争假说，Konisky [7]进一步阐明“逐底竞争”理论需满足两大假设：一是环境规制行为之间存在策略互动;二是本地只有在邻近地区环境规制强度使其在吸引要素资源处于不利地位时才会做出回应。杨海生等 [8]参照这种思路，但仅考虑了邻近地区环境规制强度低于本地区的情况，发现中国各省份存在“逐底竞争”。薄文广等 [13]仅考虑了邻近地区环境规制强度较上年下降的情况，并通过区分环境规制异质性发现，命令型和市场型环境规制竞争以“逐底竞争”为主，而自主型环境规制则表现为“逐顶竞争”。金刚等 [10]则同时考虑了两种情况，发现中国地级市的环境规制执行同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”。

环境规制策略互动的现有研究大多先验假定各地区会对邻近地区策略互动做出对称性反应，但实际上不同经济发展阶段、产业结构及财政压力的地区面临环境规制竞争的反应是不同的。Basinger等 [14]认为不同政治成本的国家在面对税率竞争时的反应不同。Kim [15] 以韩国为例，实证发现工业竞争力下降的地区更易放松环境管制，从而产生“逐底竞争”倾向。Tang [16]考虑了FDI的异质性，并将其区分为本地市场导向的FDI和出口导向的FDI，发现后者对环境规制表现出更强的敏感性。对于中国各地区环境规制策略互动敏感性的分析，张文彬等 [17]较早考察了经济增长率对环境规制策略互动敏感性的影响。Renard等 [18]实证发现，工业结构相似度较高省份，策略互动的敏感性更强。Chen等 [19]发现低污染地区、欠发达地区对邻近地区的环境规制决策更为敏感。

总体来看，环境规制策略互动敏感性的实证证据较为有限。部分学者虽已进行了初步探索，但还存在拓展空间：第一，现有研究重点关注单一指标，并未考察多指标的敏感性，从而无法对环境规制策略互动敏感性形成全面认知;第二，对互动敏感性总体以识别为主，理论解释较为缺乏，也并未进一步判别是否存在“逐底竞争”;第三，策略互动敏感性的考察以静态为主，较少考察策略互动的动态变化;第四，在空间权重矩阵的选取上以地理距离和经济距离为主，并未将行政距离纳入考虑。基于此，文章借鉴Konisky [7]对“逐底竞争”的概念界定及检验思路，从经济增长、财政压力、就业压力以及产业结构等四方面构建敏感性指标，实证检验理论上环境规制策略互动敏感性更强的省份，是否更易发生“逐底竞争”。

文章创新点主要体现在四方面：第一，构建基于政府行为的环境规制指标，可更为准确地反映环境规制的策略互动。第二，从经济增长、财政压力、就业压力以及产业结构等四方面构建敏感性指标，可较为全面地进行敏感性分析，从而识别出哪些特征的省份更易发生“逐底竞争”。第三，从静态和动态两方面考察环境规制策略互动的敏感性，可识别出策略互动敏感性的动态趋势及关键节点。第四，空间权重矩阵的创新。空间权重的设置是界定竞争对象的重要步骤。现有文献多从地理、经济距离方面界定，较少考虑行政区域方面的竞争关系。文章将其拓展为地理、经济以及行政三类空间权重矩阵，以较为全面地反映空间邻近关系。

1.2 理论假说

中国地方政府的环境规制策略互动与中国式分权下的政府行为密切相关。一方面，以相对绩效考核为基础的“晋升锦标赛”使地方政府有动力进行要素资源竞争;另一方面，财政分权制度通过赋予地方政府一定的财政自主权，使地方政府具备竞争要素资源的能力。政治集权和财政分权的混合激励结构使地方政府围绕政绩进行横向竞争，形成“中国式标尺竞争”。环境规制作为一种政策工具，被认为是影響企业选址决策的重要因素之一。地方政府通过策略性调整环境规制强度，与邻近地区进行要素资源竞争和博弈，甚至产生环境规制的“逐底竞争”。但由于地区发展的异质性，在经济发展与环境保护权衡中的利益诉求不同，从而对邻近地区的环境规制变动表现出不同的敏感性。文章主要选取经济增长、财政压力、就业压力以及产业结构等四种异质性指标，实证检验地区环境规制策略互动的敏感性。具体理论分析框架如图1所示。

1.2.1 经济增长与环境规制策略互动敏感性

经济增长率是中央政府考核地方政府绩效的关键指标之一。在政绩考核中，各地经济增长的相对位次非常重要，很大程度上将决定官员的晋升机会，而晋升机会的稀缺性使这个过程趋近零和博弈。实证证据表明，官员晋升概率与地区GDP增长正相关 [20]。在以GDP增长为核心考核指标的评价体系中，地方政府尤其关注经济增长相关指标如经济增长率、财政收入等，而对长期的、无法短期“兑换”为经济指标的生态环境等公共品供给不足。环境规制作为一种政策工具，一定程度上已成为地方政府竞争流动性要素资源的博弈工具。策略性调整环境规制强度，吸引生产效率较高的国外要素资源，抑或是降低本地存量资源的环境成本压力都是地方政府决策的着力点。张文彬等 [17]较早考察了经济增长率对环境规制策略互动敏感性的影响，发现不同经济增长率地区对环境规制策略互动敏感性响应存在时间异质性。Kim [15]以韩国为例，实证发现工业竞争力下降的地区更易放松环境管制，从而产生“逐底竞争”倾向。利用两区制空间面板模型，Chen等 [19]实证发现经济欠发达地区对邻近地区的环境规制决策更为敏感。

地区异质性的存在使不同发展阶段地区对环境规制调整力度存在差异，经济增长相对位次靠后地区面临的晋升压力更大，具有更强的动力通过降低环境规制吸引企业选址落户，以促进经济增长，从而更有可能对邻近地区的环境规制调整做出反应。据此，提出假说1。

假说1：低增长地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性更高，而高增长地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性较小或无反应。

1.2.2 财政压力与环境规制策略互动敏感性

自1994年分税制改革以来，财政收支责任的错配使地方政府普遍面临较大的财政压力。从财政收入来看，2002年启动的所得税收入分配改革以及2016年全面实施的“营改增”改革强化了中央政府对财政的宏观调控能力，极大降低了地方政府预算内财政收入。从财政支出来看，据世界银行统计，地方政府支出占地方预算支出总额的80%左右，承担提供基本卫生和教育、养老、失业保险、最低收入保障等重要公共服务责任。这种“财权集中、事权下放”的财税体制造成地方政府存在“天然型财力缺口”，而税收收入共享机制和政府间财政转移支付对收支失衡压力的缓解作用有限 [21]。在这种情况下，具有明显外部性的环境政策首当其冲成为被牺牲的公共职能，甚至成为地方政府吸引流动性要素资源增加财政收入的博弈工具。

相较而言，财政压力相对较大地区，将更有动力放松环境规制以吸引更多利税贡献高的污染密集型产业集聚 [22]。而由于纳税大户的议价能力更强，其比例的提高会加深地区政府与企业利益捆绑，从而更有可能放松环境管制 [23]。Renard等 [18]通过加入财政缺口与邻近地区环境规制的交互项，实证发现地区财政失衡越严重，环境规制策略互动越强。因此可以推断，财政负担较重地区可能亟需吸引外部生产要素增强区域竞争力或填补财政缺口，从而对邻近地区的环境规制强度更为敏感。据此，提出假说2。

假说2：财政压力较大地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性更高，而财政压力较小地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性较小或无反应。

1.2.3 就业压力与环境规制策略互动敏感性

就业是最大的民生，也是经济发展最基本的支撑。环境规制竞争所导致的地区环境规制差异会对劳动力需求及配置产生影响，尤其是对污染密集型产业。但强化环境规制是否必然带来就业减少，并未形成共识。一种观点认为，环境规制的强化不利于就业增长。Greenstone [24]实证发现，相对于低规制的达标地区，非达标地区对于污染物的规制显著降低了这一地区污染密集型企业的就业增长。李钢等 [25]认为，要使工业废弃物排放完全达到现行法律标准，中国制造业部门就业量将下降约1.8%。另一种观点认为，环境规制的强化有利于就业增长。环境规制在抑制就业增长的同时也创造了就业机会如环保产业的发展、污染治理技术的发展等，就业创造与就业损失之间的净效应为正 [26]。还有观点认为，环境规制与就业增长的关系受到产业结构 [27]、工业行业类别 [28]、劳动力异质性 [29]等的调节，具有不确定性。

虽然环境规制对就业影响的结论并不一致，但只要地方政府认为环境规制会影响地区产业竞争力，并进而抑制就业增长，就会对邻近地区的环境规制政策做出反应 [30]，如Bierbrauer等 [31]在劳动力完全流动的假设下，发现地方政府会通过竞相降低税率吸引人才。因此可以推断，就业压力较大地区为促进本地就业，将会对周边环境规制的变动较为敏感。据此，提出假说3。

假说3：就业压力较大地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性更高，而就业压力较小地区对邻近地区的环境规制策略互动敏感性较小或无反应。

1.2.4 产业结构与环境规制策略互动敏感性

环境规制遵循成本的行业差异使不同产业结构地区对环境规制管控的反应不同。与清洁型产业相比，污染密集型产业面临的减排成本更高，当规制成本支出与创新补偿收益无法平衡时可能会选择异地搬迁。而清洁型产业由于成本约束及监管要求较少，对严格的环境规制不太敏感，甚至更倾向在环境规制更严格的地区投资 [32]。Henderson [33]分别考察了环境规制对美国污染产业和清洁产业的影响，发现环境规制对污染行业的选址决策负面效应更大。Becker等 [34]发现未达标地区相对严格的环境规制使重污染行业新工厂的预期数量减少了26%～45%。Shi等 [35]发现严格的环境监管降低了污染密集型行业的出口概率和出口量。

在环境规制差异影响国际资本流动方面，比较有代表性的是“污染避难所”假说。该假说认为，环境规制的遵循成本将会削弱污染密集型产业的竞争力，迫使其迁移到环境规制更为宽松的地区，使其成为污染产业的避难所。Chung [36]实证发现韩国污染工业倾向于在环境法规较宽松的国家进行更多投资。利用日本公司数据，Cole等 [37]发现企业将污染严重的生产环节转移到环境监管力度较小的地区。Wu等 [38]实证发现中国新成立的污染企业从环境规制严格的沿海地区向宽松的西部地区迁移。

由此可见，污染密集型产业是环境规制的主要对象，环境规制的遵循成本会削弱该类产业的竞争力，甚至会导致其异地搬迁。因此，产业结构以污染密集型产业为主的地区，为固化本地资源可能会对环境规制策略互动更为敏感。相反，以金融、咨询、信息等清洁产业为主的地区，受环境规制的约束较小，对环境规制策略互动反应较小或无反应。据此，提出假说4。

假说4：产业结构以污染密集型产业为主的地区对环境规制策略互动敏感性更强，而产业结构以清洁型产业为主的地区对邻近地区环境规制策略互动敏感性较小或无反应。

2 实证设计

2.1 计量模型设计

2.1.1 静态模型

在考察地方政府环境规制策略互动的研究中，现有文献多采用增加本地环境规制空间滞后项的方式来反映这种策略互动行为，文章亦参考上述做法，具体设定如下：

regit=ρ∑ nj=1wij×regjt+βZit+μi+σt+∈it （1）

其中， i，j表示省份且i≠j，t表示年份，regit表示省份i在年份t的环境规制强度，wij是标准化后的空间权重矩阵，∑ nj=1wij×regjt是环境规制强度变量的空间滞后项，表示年份t除省份i之外所有省份环境规制强度的加权平均和，刻画了周边地区环境规制对本地环境规制的平均影响。ρ表示周边地区环境规制强度对本地环境规制强度影响的程度，若ρ显著异于0，表示本地、邻地环境规制存在策略互动。Zit是影响地区环境规制强度的其他变量。 μi和σt分别表示个体固定效应和年份固定效应，∈it 表示随机扰动项。

为考察环境规制策略互动的敏感性，文章引入指示变量 Dit，进一步将模型拓展为模型（2）。根据理论假说，高敏感地区是指经济发展处于相对劣势的地区，而低敏感地区是指经济发展处于相对优势的地区。当某省的經济增长率位于较低的25%，或财政压力、就业压力、产业结构位于较高的25%时，Dit=1，反之，Dit=0。其中λ1表示高敏感地区的策略互动程度，λ2表示低敏感地区的策略互动程度。λ1和λ2 的显著性及相关说明见表1。

regit=λ1 Dit∑i≠jwijregjt+λ2（1-Dit）∑i≠jwijregjt+

βZit+μi+σt+∈it （2）

模型（2）可以验证敏感性不同地区环境规制策略互动模式及互动强度，但无法判定这种策略互动是“逐顶竞争”还是“逐底竞争”。因此，文章进一步引入指示变量 Iit，将模型（2）拓展为模型（3）。其基本涵义是，通过考察

当邻近地区本年度环境规制强度低于上一年时，高敏感和低敏感地区的环境规制策略互动行为来判定是否存在“逐底竞争”。具体来看，若λ11>0，且λ12不显著异于0，表示高敏感地区存在“逐底竞争”;若λ11>0且λ12>0，表示高敏感地区同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”;若λ12>0，且λ11不显著异于0，表示高敏感地区存在“逐顶竞争”。与此相似，λ21和λ22 作为一对参数可揭示低敏感地区的竞争模式。

regit=λ11 Iit Dit ∑i≠jwij regjt+

λ12 （1-Iit）Dit ∑i≠jwij regjt +

λ21 Iit （1-Dit ） ∑i≠jwijregjt+λ21 （1-Iit）×

（1-Dit）∑i≠jwij regjt +βZit+μi+σt+∈it （3）

其中， Dit=1， 高敏感地区

0，其他

Iit=1，∑i≠jwijregjt<∑i≠jwijregjt-1

0，其他

2.1.2 动态模型

地方政府环境规制策略互动行为及强度是否是一成不变的，是否会随着时间发生动态变化？为检验这种动态效应，引入时间指示变量 It，进一步估计了模型（4）。若不存在动态结构性变化，则δ1和δ2均不显著，策略互动系数为（λ1+λ2）;若δ1和δ2 至少一个显著，表示在 t * 年前后发生了结构性变化。

regit=λ1 Dit ∑i≠jwij regjt+λ2 （1-Dit）∑i≠jwij regjt+

δ1×It×Dit ∑i≠jwij regjt+δ2×It×（1-Dit ）

∑i≠jwijregjt+βZit+μi+σt+∈it （4）

其中， It=1， t≤t *0，其他

2.2 空间权重矩阵的设定

空间权重矩阵的构建是界定“邻近”关系的重要步骤，用来表征邻近地区的相对重要性。文章将空间权重矩阵划分为地理距离、经济距离和行政距离三种，具体见表2。地理距离以边界邻接和距离倒数两种矩阵表示。第一，边界邻接省份更易发生环境规制策略互动。如Kahn等 [39]研究发现，污染企业更倾向选择省际边界附近。文章运用地理邻接矩阵W1来反映这种边界效应，若两个省份具有共同边界，则元素 wij=1;若没有共同边界，则wij=0。 第二，地理距离较近省份之间也更易发生环境规制策略互动。沈坤荣等 [40]实证发现了环境规制导致的污染就近转移现象。 文章运用地理距离矩阵W2来反映这种距离效应，具体以各省质心距离倒数测度，元素wij=1/dij。

经济距离以纯经济距离和地理邻接嵌套经济距离矩阵表示。第一，经济发展距离也是影响省际策略互动的重要因素。文章利用人均收入水平差距来构造经济权重矩阵W3，具体计算公式为两省人均GDP差值绝对值的倒数，即 wij=1/|p_gdpi-p_gdpj | 。 第二，经济发展水平相近地区若地理距离较远，其策略互动也会减弱。考虑到这种情况，文章借鉴陈思霞等 [41]构建地理邻接嵌套经济矩阵W4，即当两省邻接时，wij=1/|p_gdpi-p_gdpj | ;若不邻接，则wij=0 。

行政距离以经济区域归属和经济区域嵌套经济距离矩阵表示。第一，经济区域归属也是影响策略互动的重要因素。根据国家统计局（2011）的标准，中国经济区域可划分为东、中、西和东北四大经济区域。基于此，文章构建经济区域矩阵W5，若两省属于同一经济区域，则 wij=1;否则wij=0。 第二，经济区域嵌套经济距离矩阵W6。同一经济区域的地区经济发展水平也可能存在差异，文章进一步构建经济区域嵌套经济距离矩阵，即若两省属于同一经济区域，则wij=1/|p_gdpi-p_gdpj | ;否则wij=0。所有空间权重矩阵均作行标准化处理。

2.3 变量与数据来源

2.3.1 变量说明

（1）被解释变量。文章被解释变量是指环境规制强度 （lnfee） 。环境规制强度并无统一的测度标准，早期西方学者在环境规制策略互动研究中，主要利用私人部门的污染减排成本以及环境规制执行行动等测度环境规制强度 [42]。国内学者在环境规制策略互动中主要采用污染相

对排放指数 [9]、污染治理投入 [17]、环境监管强度 [8]以及环境规制执行程度 [10]等指标进行测度。值得注意的是，前两个指标主要以企业排放及治理投入间接反映环境规制强度，更侧重企业行为;后两个指标则更侧重政府行为，更为符合文章的研究需要。在表征政府行为的环境规制变量中，排污费是较为合理的指标，一方面，排污费征收标准由国家规定区间，地方政府可在区间内选择适当的征收标准，具有一定的自由裁量权;另一方面，排污收费政策在不同地区实施情况差异较大，可以较好反映地方政府环境规制的严格程度 [43]。但由于各地区资源禀赋、产业结构及减排技术均存在差异，直接使用排污费测度环境规制强度会受到多种因素干扰。针对这种情况，杨海生等 [8]以缴纳排污费的单位数进行调整，Renard等 [18]以工业增加值规模进行调整。但这两种调整依然存在一定不足，前者可能忽略了企业规模差异，而后者虽可在一定程度上避免企业规模误差，但也会受到地区细分产业结构及减排技术水平差异影响。

基于此，文章认为，以污染排放量进行地区调整更为合理。污染排放量不仅反映了地区产业、能源结构差异，而且由于污染排放量是减排的结果，因而也可以很好控制减排技术水平。因此，文章环境规制强度指标以单位污染物排放的排污费表示。由于污染物量纲不同，无法直接加总，文章参考文献[9]，以废水、二氧化硫、烟尘等三种污染物的相对排放水平作为排放量的代理变量。具体构建方法如下：

pxik=pik1n ∑ nj=1pjk，k=1，2，3 （5）

其中， pik表示省份i第k種污染物单位GDP的排放量（污染物排放绝对量/实际GDP）。 pxik的数值越大并超过1，表示省份i第k种污染物的排放水平在全国范围内相对较高。由于pxik 是一个无量纲变量，因此可对三种污染物指数直接求均值：

pxi=1/3（px1i+px2i+px3i） （6）

（2）解释变量。选取实际GDP增长率变化、财政赤字率变化、失业率变化、污染密集产业产值占GDP比重变化等4个指标构建敏感性指标，其中财政赤字率以（财政支出-财政收入）/GDP表示、失业率表示城镇登记失业率、污染密集型产业借鉴文献[44]以八大高耗煤产业进行测度。参照文献[11]，高敏感性省份是实际GDP增长率变化位于最低的25%，或财政赤字率、失业率、污染密集产业产值占GDP比重变化位于最高的25%。以实际GDP增长率为例，将实际GDP增长率变化位于最低25%的省份赋值为1，其余赋值为0。由于各指标的变动方向不同，为防止相互抵消，文章不再将各指标加总，而是分别考察其策略互动敏感性。表3展示了2010和2014年单个指标敏感性较高的省份，如从财政赤字率来看，2010年，敏感性较高省份分别为北京、山西、黑龙江、山东、广东、宁夏等省份;2014年，敏感性较高省份分别为河北、吉林、贵州、云南、甘肃、宁夏，表现了财政压力敏感性的动态变化。

（3）控制变量。控制变量包括经济发展、人口密度、财政分权、公众环保诉求、所有制结构、经济开放度、产业结构等。其中，经济发展 （lpgdp）以实际人均GDP（取对数）表示;人口密度（lpop）以每平方公里的年末人口数量（取对数）表示;财政分权（budget）以人均地方财政支出/人均中央财政支出表示;公众环保诉求（public）以每万人的政协提案和人大建议件数表示;所有制结构（nation）以国企员工占总员工数比重测度;经济开放度（fdi）以外商直接投资占GDP比重表示;产业结构（industry） 以工业增加值占GDP比重表示。

2.3.2 数据来源

文章所有价值变量均以1996年为基期进行调整，外汇数据按照年均汇率调整为人民币。根据数据可得性，数据选取时间为2004—2015年，截面包含30个中国省（区市），样本未包含西藏及台港澳地区。数据来自《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中國能源统计年鉴》《新中国六十年资料汇编》以及各省（市）统计年鉴等。

3 结果与讨论

3.1 环境规制策略互动敏感性的静态分析结果

本地环境规制强度与邻近地区环境规制强度的互为因果关系使传统的最小二乘法（OLS）估计结果有偏，通常做法是运用极大似然和工具变量法进行估计。前者需要误差项符合正态分布才能得到无偏估计量，但正态性检验发现除人均GDP和所有制结构变量外，其余变量的误差项均不满足正态性假定。因此，采用工具变量法进行回归。对面板数据进行截面相关、异方差及自相关检验后发现，误差项存在异方差和自相关。在这种情况下，广义矩估计（GMM）相较于两阶段最小二乘法（2SLS）估计量更有效，因此主要采用两阶段GMM方法进行估计，并运用2SLS进行稳健性检验。工具变量以所有解释变量及其空间滞后项表示。

3.1.1 不同敏感性指标的策略互动行为模式

模型（2）的回归结果见表4。总体来看，经济邻近地区的策略互动更强，其中地理邻接且经济水平相近地区、行政邻接且经济水平相近地区在四种敏感性指标下均通过了显著性检验，表明环境规制竞争主要发生在经济邻近地区，与资源流动假说一致。环境规制策略互动以策略替代（策略反应系数为负）为主，仅在地理邻接且经济水平相近地区表现为策略互补（策略反应系数为正）。

从实际GDP增速来看，边界邻接地区 （W1）的策略互动系数为正，且只有λ2通过了显著性检验，表明环境规制竞争以策略互补为主，且高增长率地区（较上年增速较大）的互动敏感性更高。边界邻接且经济发展水平相近地区（W4）的策略互动系数也显著为正，且λ2 略大于λ1，表明环境规制竞争以策略互补为主，且高增长率地区的互动敏感性更高。这与理论假说不一致，可能是因为高增长率地区为固化本地资源而对经济水平相近地区的敏感性更高，倾向于模仿邻近地区的环境规制政策，但这种效应非常微弱。在经济发展水平相近地区（W3），或同一经济区域且经济发展水平相近地区（W6）的策略互动系数均为负，且λ1的绝对值大于λ2， 表明环境规制竞争模式为策略替代，且低增长率地区的策略互动敏感性更高，验证了假说1。低增长率地区处于相对竞争劣势，更有动力采取放松环境管制方式吸引流动要素资源。

从财政赤字率变化来看，在三种空间权重矩阵下，低财政赤字率（较上年财政赤字率增速下降）地区对邻近地区环境规制强度的敏感性更高。在地理距离接近 （W2）、经济距离接近（W3）或同一经济区域且经济水平相近地区（W6）的互动模式为策略替代，而在边界邻接且经济发展水平相近地区（W4） 的互动模式为策略互补。结论有点反直觉，可能是因为低财政赤字率地区更重视经济增长，而对环境治理等公共品供给参与不够，在要素资源竞争驱动下，从而对邻近地区的环境规制强度更为敏感。

从失业率来看，边界邻接且经济发展水平相近地区 （W4）的策略互动系数显著为正，且λ1 略大于λ2，表明环境规制竞争模式为策略互补，且高失业率（较上年失业率增速较大）地区策略互动敏感性更强，验证了假说3。就业是民生大事，高失业率地区亟须通过提振经济缓解就业压力，而提供优惠政策吸引外资是最优选择，因而对邻近地区环境规制强度变动尤为敏感。在同一经济区域且经济发展水平相近地区（W6），策略互动系数均为负，且λ1 的绝对值略大于λ2， 表明环境规制竞争模式为策略替代，且高失业率地区的策略互动敏感性更高。

从污染密集产值占GDP变化率来看，在四种空间权重矩阵下，污染密集产值比重较高地区（较上年比重增速较大）对邻近地区的环境规制强度更为敏感，验证了假说4。在地理距离接近 （W2）、经济距离接近（W3）或同一经济区域且经济水平相近地区（W6）的互动模式为策略替代，而在地理邻接且经济发展水平相近地区（W4）， 互动模式为策略模仿。一方面，这可能与污染密集产业的资本密集度及搬迁成本相关，策略互动主要发生在距离较近地区或者同一经济区域;另一方面，由于污染密集产业对地方利税贡献较大且对环境规制成本较为敏感，所以污染密集产值比重较高地区为防止产业外迁，对邻近地区的环境规制强度更为敏感。

控制变量系数在各组回归中的符号方向基本一致，篇幅所限， 表5仅展示了W 4空间权重矩阵的控制变量情况。人均GDP （lpgdp）的系数显著为正，表明经济发展对环境规制强度具有正向促进作用。人口密度（lpop）和公众环保诉求（public）均未通过显著性检验，表明公众舆论压力并未发挥对环境规制强度的有效约束作用。财政分权（budget）对环境规制具有显著促进作用，这可能是因为近年来中央将环境指标纳入政绩考核体系，地方政府更有动力强化环境治理。所有制结构（nation）对环境规制强度具有抑制作用，与预期结果一致，可能是因为国有企业具有较高的议价能力，从而促使地方政府放松环境管制。对外开放水平（fdi）的系数符号为负，表明对外开放水平越高，环境规制强度越弱。这与资源流动假说一致，地方政府通过放松环境规制强度吸引外资流入。工业结构（industry） 系数显著为正，与预期基本一致，很大程度反映了地区禀赋效应。

3.1.2 不同敏感性地区的“逐底竞争”检验结果

在敏感性分析基础上，对不同敏感性地区是否存在“逐底竞争”进行检验，模型（3）的估计结果见表6。总体来看，策略互动系数符号与3.1.1小节基本一致。由于 “逐底竞争”的前提假定是地区政府环境规制策略互动模式为策略互补，因此重点关注边界邻接 （W1）和边界邻接嵌套经济水平（W4）两种空间权重矩阵的情况。结果显示，在经济增长敏感性方面，λ12=0.53>0，而λ11不显著异于0，表明边界邻接的高敏感地区存在“逐顶竞争”，而低敏感地区同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”，但后者的反应强度略大（0.624>0.615）;但在边界邻接及经济发展水平相近地区并无显著的“逐底竞争”行为。在财政赤字率方面，边界邻接及经济发展水平相近地区的高敏感和低敏感地区同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”，但高敏感地区“逐顶”的反应强度略大，而低敏感地区“逐底”的反应强度略大。在失业率敏感性方面，边界邻接且经济发展水平相近地区的高敏感和低敏感地區同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”，但“逐底”的反应强度略大。在污染密集产值比重敏感性方面，λ11=0.334>0，且λ12 不显著异于0，表现边界邻接且经济发展水平相近地区的高敏感地区存在“逐底竞争”行为;而在低敏感地区则同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”，但后者的反应强度略大。

3.1.3 稳健性检验

（1）运用2SLS方法进行估计。参照文献[7]，运用2SLS对模型进行重新估计，回归结果与两阶段GMM基本一致，表明结果具有稳健性。

（2）将敏感性指标的分位数调整为50%百分位。按照50%百分位对敏感性省份进行重新划分，即实际GDP增长率变化位于最低的50%，或财政赤字率、失业率、污染密集型产业产值占GDP比重变化位于最高的50%为高敏感地区。回归结果与25%百分位的结果基本一致，表明结果具有稳健性。

（3）更改环境规制指标。将环境规制指标更改为排污费/工业增加值，结果显示，除地理距离矩阵 W 2外，其余系数符号与排污费/相对排放指数结果基本一致，只是显著性存在差别，由此说明文章的环境规制指标选取及基本结论具有稳健性。考虑到排污费征收与环境规制之间可能存在时间滞后效应，文章使用排污费滞后一期，重新对排污费/相对排放指数、排污费/工业增加值变量进行回归，系数符号及显著性并未出现较大变化，说明基本结论具有较强稳健性。

3.2 环境规制策略互动敏感性的动态分析结果

以距离倒数矩阵（ W 2）为例，考察了2004—2014年环境规制策略互动的动态变化。选择理由是，距离倒数矩阵为时不变矩阵，这样可使某省邻居固定，从而更为准确地考察策略反应的动态变化。回归结果见表7，在经济增长敏感性方面，环境规制策略互动在2005—2008年发生了结构性变化;财政赤字率敏感性的结构性变化持续时间最长，分别是2005—2012年和2014年;在失业率敏感性方面，结构性变化发生在2006—2009年和2014年;污染密集产值比重敏感性方面，结构性变化发生在2014年，且仅发生在污染密集产值比重较低的地方;可以发现，“十一五”期间和2014年是结构变化的重要节点。前者可能与中央政府“十一五”期间调整环境绩效考核指标有关。2006年，中央在“十一五”规划中首次将能源强度降低20% 和主要污染物（SO2和COD）排放总量减少10%作为约束性指标，并纳入官员的政绩考核事项。Kahn等 [45]将此次政绩考核指标变革作为自然实验，发现自2006年中央政府将官员晋升机会与水污染指标挂钩后，COD显著下降，而边界地区的COD下降幅度更大，“搭便车”行为有所缓解。后者则可能与中央政府在2013年前后不断强化环境管制相关，如2013年颁布《大气污染防治行动计划》（“大气十条”），2014年修订通过《中华人民共和国环境保护法》等。

4 结论与政策启示

4.1 研究结论

作为环境治理的主体，地方政府在环境政策的制定及执行中存在较为普遍的策略互动。关于策略互动模式的考察已得到较多关注，但对环境规制策略互动的敏感性分析还未得到足够重视。一般而言，地方政府对邻近地区的策略互动反应并不是对称的，而是会受到经济规模、产业结构、财政压力等地区异质性影响，然而这方面探讨非常有限。文章从经济增长、财政压力、就业压力以及产业结构等四方面提出理论假说，运用两阶段GMM方法，选取实际GDP增长率、财政赤字率、失业率以及污染密集产值占GDP比重等4种敏感性指标进行实证检验。

环境规制策略互动静态分析发现，低增长率、低财政赤字率、高失业率或污染密集产值占GDP比重较高地区的环境规制策略互动敏感性更高，且至少在两种空间权重矩阵下得到实证支持。在使用2SLS重新估计、调整敏感性指标分位数以及更改环境规制指标后，结果依然稳健。不同敏感性地区的“逐底竞争”检验发现，“逐底竞争”和“逐顶竞争”均为局部现象，大部分地区同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”，反映了地区环境规制策略互动的复杂性。在同时存在“逐顶竞争”和“逐底竞争”的地区，“逐底竞争”的强度大多高于“逐顶竞争”。值得注意的是，污染密集产值比重较高地区存在显著的“逐底竞争”行为，主要集中在边界邻接且经济发展水平相近地区。

环境规制策略互动动态分析发现，经济增长率、失业率以及财政赤字率等敏感性指标的策略互动存在动态变化，“十一五”期间和2014年是结构变化的重要节点，前者可能与中央政府“十一五”期间调整环境绩效考核指标相关，后者可能与中央政府在2013年前后不断强化环境管制相关。但由于研究样本仅截取到2015年，因而无法对2014年后的动态趋势及形成机制进行深入考察，需要后续进一步研究。

4.2 政策启示

（1）经济增长与环境治理平衡发展。研究发现，低增长率、高失业率等经济增长处于相对劣势的地区对邻近地区环境规制的策略互动敏感性更高，甚至在局部地区表现出“逐底竞争”效应。因此，稳增长、保就业与环境治理并非总是矛盾的，促进经济增长、保证就业充分可以削弱地区间环境规制“逐底竞争”动机，推动形成良性的环境治理态势。经济增长与环境治理需平衡发展，而不是单纯以“牺牲经济”换取“环境保护”或以“环境保护”换取“经济增长”。那种顾此失彼的处理方案虽然可能获得短期成效，但长期来看是不可持续的。因此，对于经济欠发达地区，中央可适当加大转移支付力度，促使其经济追赶的同时也能更好兼顾环境治理。

（2）優化政绩考核指标，适当加大环境绩效权重。研究发现，环境规制的策略互动主要发生在经济发展水平相近地区，而在地理邻接且经济发展水平相近、同一经济区域且经济发展水平相近地区的互动强度更高。这从侧面反映了中央将经济增长作为官员政绩考核的标尺，使地方政府有动机为吸引流动资源而放松环境管制，进而形成“逐底竞争”的恶性循环。因此，改革政绩考核机制，加大环境绩效权重尤为必要。中央政府需充分发挥政绩考核指标的“风向标”作用，积极引导地方政府加大环境治理投入，正向激励与负向激励有效配合，对环境绩效不达标地区严格实行“一票否决”，而对环境绩效突出地区进行奖励，形成环境持续改善的良性循环。

（3）优化污染密集产业的空间布局。研究发现，污染密集产值比重较高地区策略互动敏感性更高，在边界邻接且经济发展水平相近地区表现出“逐底竞争”效应，这与污染密集产业就近转移现状相符。由于污染密集产业资本密集、搬迁成本以及环境遵循成本等因素使其在面临环境规制约束时，往往会选择就近转移到经济发展相近地区。这种就近转移，很大程度是污染转移，若不加以控制可能会导致污染源的大范围扩散，抬高社会总体环境治理成本。因此，需从中央层面优化污染密集产业布局，尤其对污染严重地区的污染密集产业引入设定较高准入门槛，倒逼其切实加强污染治理。

（4）推动环境治理区域合作与联防联控，完善生态补偿机制。研究发现，地方政府在环境政策制定及执行中存在较为普遍的策略互动，甚至为吸引流动性要素资源产生环境规制的“逐底竞争”行为。这种策略互动是导致中国长期存在环境治理投入与环境绩效改善不相匹配的重要因素。严峻的环境污染形势及其空间溢出效应使中国现行的“属地”治理无法满足跨区域治理需求，亟须建立区域联防联控机制，推动区域合作。此外，考虑到欠发达地区对邻近地区环境规制互动的敏感性更强，以及在兼顾经济发展与环境保护方面遇到的挑战，需进一步完善生态补偿机制，推动责任共担与合理分担，以平衡不同发展阶段地区的利益诉求。

参考文献

[1]TIEBOUT C M. A pure theory of local expenditures[J]. Journal of political economy， 1956， 64（5）： 416-424.

[2]OATES W， SCHWAB R. Economic competition among jurisdictions： efficiency enhancing or distortion inducing？[J]. Journal of public economics，1988，35（3）： 333-354.

[3]WILSON J D， JANEBA E. Decentralization and international tax competition[J]. Journal of public economics， 2005，89 （7）： 1211-1229.

[4]LIST J A， GERKING S. Regulatory federalism and environmental protection in the United States[J]. Journal of regional science， 2000， 40（3）： 453-471.

[5]MILLIMET D. Environmental federalism： a survey of the empirical literature[J]. IZA discussion paper， 2013， 27（9）：1930-1938.

[6]WOODS N D. Interstate competition and environmental regulation： a test of the race-to-the-bottom thesis[J]. Social science quarterly， 2006， 87（1）： 174-189.

[7]KONISKY D M. Regulatory competition and environmental enforcement： is there a race to the bottom？[J]. American journal of political science， 2007， 51（4）： 853-872.

[8]杨海生， 陈少凌， 周永章. 地方政府竞争与环境政策：来自中国省份数据的证据[J]. 南方经济， 2008（6）： 15-30.

[9]朱平芳， 张征宇， 姜国麟. FDI与环境规制：基于地方分权视角的实证研究[J]. 经济研究， 2011（6）： 134-146.

[10]金刚， 沈坤荣.以邻为壑还是以邻为伴：环境规制执行互动与城市生产率增长[J]. 管理世界， 2018， 34（12）： 49-61.

[11]KONISKY D M. Assessing U.S. state susceptibility to environmental regulatory competition[J]. State politics & policy quarterly， 2009，9（4）： 404-428.

[12]BRUECKNER J K. Strategic interaction among governments： an overview of empirical studies[J]. International regional science review， 2003， 26（2）： 175-188.

[13]薄文广，徐玮，王军锋.地方政府竞争与环境规制异质性：逐底竞争还是逐顶竞争？[J]. 中国软科学， 2018， （11）： 76-93.

[14]BASINGER S J， MARK H. Remodeling the competition for capital： how domestic politics erases the race to the bottom[J]. American political science review，2004，98（2）： 261-276.

[15]KIM D R. Do local policy networks deter the race to the bottom in environmental regulation： the case of South Korea[J]. Environment and planning C， 2011， 29（6）： 1037-1053.

[16]TANG J T. Testing the pollution haven effect： does the type of FDI matter？[J]. Environmental & resource economics， 2015， 60（4）： 549-578.

[17]张文彬， 张理芃， 张可云. 中国环境规制强度省际竞争形态及其演变：基于两区制空间Durbin固定效应模型的分析[J]. 管理世界， 2010（12）： 44-54.

[18]RENARD M F， XIONG H. Strategic interactions in environmental regulation enforcement： evidence from Chinese provinces[R]. 2012： 1-31.

[19]CHEN S， SONG Y， DING Y. Research on the strategic interaction and convergence of Chinas environmental public expenditure from the perspective of inequality[J]. Resources conservation and recycling， 2019， 145： 19-30.

[20]LI H， ZHOU L A. Political turnover and economic performance： the incentive role of personnel control in China[J]. Journal of public economics， 2005， 89（9/10）： 1743-1762.

[21]洪源， 張玉灶， 王群群.财政压力、转移支付与地方政府债务风险：基于央地财政关系的视角[J]. 中国软科学， 2018， 333（9）： 173-184.

[22]席鹏辉，梁若冰，谢贞发.税收分成调整、财政压力与工业污染[J]. 世界经济， 2017 （10）： 172-194.

[23]席鹏辉.财政激励、环境偏好与垂直式环境管理：纳税大户议价能力的视角[J]. 中国工业经济， 2017 （11）： 102-119.

[24]GREENSTONE M. The impacts of environmental regulations on industrial activity： evidence from the 1970-1977 Clean Air Act Amendments and the Census of Manufactures[J]. Journal of political economy， 2002，110（6）： 1175-1219.

[25]李钢， 董敏杰， 沈可挺.强化环境管制政策对中国经济的影响：基于CGE模型的评估[J]. 中国工业经济，2012（11）： 5-17.

[26]陆旸.中国的绿色政策与就业：存在双重红利吗？[J]. 经济研究， 2011（7）： 42-54.

[27]闫文娟， 郭树龙， 史亚东. 环境规制，产业结构升级与就业效应：线性还是非线性？[J]. 经济科学， 2012（6）： 23-32.

[28]秦楠， 刘李华， 孙早. 环境规制对就业的影响研究：基于中国工业行业异质性的视角[J]. 经济评论， 2018 （1）： 106-119.

[29]李珊珊.环境规制对异质性劳动力就业的影响：基于省级动态面板数据的分析[J]. 中国人口·资源与环境， 2015， 25（8）： 135-143.

[30]KONISKY D M. Regulator attitudes and the environmental race to the bottom argument[J]. Journal of public administration research & theory， 2008， 18（2）： 321-344.

[31]BIERBRAUER F， BRETT C， WEYMARK J A. Strategic nonlinear income tax competition with perfect labor mobility[J]. Games and economic behavior， 2013， 82： 292-311.

[32]RIVERA J， OH C H. Environmental regulations and multinational corporations foreign market entry investments[J]. Policy studies journal， 2013， 41（2）： 243-272.

[33]HENDERSON J. Effects of air quality regulation[J]. American economic review， 1996，86（4）： 789-813.

[34]BECKER R， HENDERSON V. Effects of air quality regulations on polluting industries[J]. Journal of political economy， 2000，108（2）： 379-421.

[35]SHI X， XU Z. Environmental regulation and firm exports： evidence from the eleventh Five-Year Plan in China[J]. Journal of environmental economics and management， 2018， 89： 187-200.

[36]CHUANG S. Environmental regulation and foreign direct investment： evidence from South Korea[J]. Journal of development economics， 2014， 108： 222-236.

[37]COLE M A， ELLIOTT R J R， OKUBO T. International environmental outsourcing[J]. Review of world economics， 2014，150（4）： 639-664.

[38]WU H， GUO H， ZHANG B， et al. Westward movement of new polluting firms in China： pollution reduction mandates and location choice[J]. Journal of comparative economics， 2017，45： 119-138.

[39]KAHN， M E，LI P，ZHAO D. Water pollution progress at borders： the role of changes in Chinas political promotion incentives[J]. American economic journal： economic policy， 2015，7（4）： 223-242.

[40]沈坤荣， 金刚， 方娴. 环境规制引起了污染就近转移吗？[J]. 经济研究， 2017（5）： 46-61.

[41]陈思霞， 卢洪友. 辖区间竞争与策略性环境公共支出[J]. 财贸研究， 2014（1）： 85-92.

[42]KONISKY D M， WOODS N D. Measuring state environmental policy[J]. Review of policy research， 2012，29（4）： 544：569.

[43]全禹澄， 李志青. 寻找合适的环境规制强度指标：基于中国排污收费政策的视角[J]. 环境经济研究，2020，1： 36-57.

[44]马丽梅， 张晓. 中国雾霾污染的空间效应及经济、能源结构影响[J]. 中国工业经济， 2014 （4）： 19-31.

[45]KAHN M E， LI P， ZHAO D. Pollution control effort at Chinas river borders： when does free riding cease？[R]. National Bureau ofEconomcic Research，2013.

Sensitivity study on the strategic interaction of environmental regulations in Chinese provinces

LI Li SUN Jun-wei JIANG Jing-jing

（School of Economics and Management， Harbin Institute of Technology （Shenzhen）， Shenzhen Guangdong 518055， China）

Abstract Local governments have strategic interactions in the enforcement of environmental regulations （ERs）. Current studies have paid more attention on the investigation of strategic interaction patterns. However， due to regional heterogeneity， the interest demands in the tradeoff between economic development and environmental protection are different， thus showing different sensitivities to environmental regulation changes in neighboring areas. But research in this area has not received enough attention. To fill this gap， this paper firstly constructed a theoretical analytical framework based on the heterogeneity of economic growth， fiscal pressure， employment pressure and industrial structure， and then selected four indicators including real GDP growth rate， fiscal deficit ratio， unemployment rate， and the proportion of pollution-intensive output value to GDP to conduct an empirical test. Based on province-level panel data from 2004 to 2015， an asymmetric spatial econometric model was constructed from both static and dynamic dimensions， and the two-stage GMM method was used to test the sensitivity of environmental regulation interactions. The results indicated that regions with low economic growth rate， low fiscal deficit ratio， high unemployment rate， or with high proportion of pollution-intensive industries were more sensitive to their neighbors adjustment of ERs， and were supported by at least two types of spatial weight matrices. After using 2SLS approach to re-estimate， adjusting the quantile of sensitivity indicator， and changing the measurement of environmental regulation stringency indicator， the results were still robust. Additionally， strategic interactions in these provinces were dominated by strategic substitution， and ‘race to the bottom （RTB） or ‘race to the top （RTT） was a local phenomenon. In areas where both RTB and RTT existed， the intensity of RTB was generally higher than that of RTT. Regions with high proportion of pollution-intensive industries were inclined to RTB， which was mainly concentrated in the areas adjacent to the border and with similar economic development level. Furthermore， there were significant dynamic changes in the strategic interaction of ERs. The ‘11th Five-Year Plan period and 2014 were vital turning points of structural changes， which might be related to the adjustment of central performance assessment indicators and the improvement of ER intensity. Finally， policy implications are proposed from balancing the economic development and environment， optimizing the performance assessment indicators of local governments， optimizing the distribution of pollution-intensive industries， and promoting regional cooperation.

Key words environmental regulation; strategic interaction; sensitivity analysis

（責任编辑：王爱萍）