環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納行為的影響

晉榮榮 李世平 南靈

摘 要：基于“目標群體回應行動(dòng)評價(jià)政策及執行有效性”的思路，利用汾渭平原微觀(guān)農戶(hù)調查數據，以農戶(hù)的清潔取暖采納行動(dòng)來(lái)評估“雙替代”政策及環(huán)境規制執行效能。鑒于清潔取暖雙重政策目標，將農戶(hù)清潔取暖采納分為采納決策和采納效果兩個(gè)階段。采用Heckman模型，從約束型規制和激勵型規制兩個(gè)維度分析不同環(huán)境規制手段對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應。結果表明：約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策具有顯著(zhù)正向影響，而對農戶(hù)清潔取暖采納效果具有顯著(zhù)負向影響;激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果均有正向影響?？刂苾壬缘腎V-Heckman模型和PSM反事實(shí)估計結果支持了上述研究結論。運用同時(shí)克服環(huán)境規制內生性和樣本選擇偏差問(wèn)題的IV-Heckman模型，從中央政府信任和地方政府信任兩個(gè)層級拓展研究不同政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響中的調節作用。結果表明：中央政府信任在約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中發(fā)揮增強性調節作用，地方政府在約束型規制和激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中均發(fā)揮增強性調節作用。最后，提出環(huán)境規制政策執行應兼顧農戶(hù)資本稟賦差異、提升地方政府信任度等對策建議。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規制;政府信任;清潔取暖采納決策;采納效果

中圖分類(lèi)號：F323.22;F323.214? 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2022）06-0130-11

收稿日期：2022-03-29 DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2022.06.15

基金項目：國家社會(huì )科學(xué)基金項目（17BJY067）

作者簡(jiǎn)介：晉榮榮，女，西北農林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向為資源經(jīng)濟與環(huán)境管理。

*通信作者

我國冬季多地大范圍持續發(fā)生的“霧霾籠罩”現象，已成為影響社會(huì )經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主要因素。究其原因，除氣候條件不利于污染物消散外，還與采暖季高度依賴(lài)煤炭等化石燃料的能源結構息息相關(guān)。為推進(jìn)燃煤治理、減少霧霾天氣，政府制定了一系列冬季大氣污染防治的政策法規。2016年12月，在中央財經(jīng)領(lǐng)導小組第十四次會(huì )議上，習近平總書(shū)記強調了要“推進(jìn)北方地區冬季清潔取暖”，這是重大的民生工程、民心工程。2017年5月，財政部等四部委聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于開(kāi)展中央財政支持北方地區冬季清潔取暖試點(diǎn)工作的通知》，重點(diǎn)支持京津冀及周邊地區大氣污染傳播通道“2+26”城市，開(kāi)展冬季清潔取暖試點(diǎn)工作。自此，以“煤改氣”“煤改電”為主要內容的清潔取暖改造運動(dòng)拉開(kāi)帷幕。2017年12月，國家發(fā)改委等部門(mén)聯(lián)合印發(fā)的《北方地區冬季清潔取暖規劃（2017-2021年）》，更是從國家戰略層面制定了到2021年北方地區清潔取暖推進(jìn)策略和保障措施。2018年，國務(wù)院印發(fā)的《打贏(yíng)藍天保衛戰三年行動(dòng)計劃》則進(jìn)一步將清潔取暖重點(diǎn)城市擴展到汾渭平原11個(gè)城市和農村地區。截至2019年底，北方地區清潔取暖試點(diǎn)城市實(shí)現了京津冀及周邊地區和汾渭平原全覆蓋。然而，文本形態(tài)的公共政策轉變成現實(shí)形態(tài)的政策目標并不容易，從政策制定者到政策執行者再到政策接受者其間存在一定的層級距離，容易導致政策活動(dòng)出現執行偏差，偏離政策預期、產(chǎn)生不良后果。故而，本文關(guān)注的是：農村作為“煤改氣、電”（又稱(chēng)“雙替代”）政策的重點(diǎn)實(shí)施地區，環(huán)境規制執行效果是否符合政策預期，是否達到了替代燃煤取暖以減少大氣污染的目的，是否實(shí)現了農戶(hù)溫暖過(guò)冬的目標？

政府通過(guò)環(huán)境規制工具推進(jìn)“雙替代”政策實(shí)施，政策執行及其效果受到社會(huì )各界的廣泛關(guān)注，然而學(xué)界致力于該問(wèn)題的研究并不多見(jiàn)。史丹等通過(guò)分析京津冀綠色協(xié)同發(fā)展效果，認為農村居民未對“煤改電”產(chǎn)生需求響應或是由于“煤改電”的取暖成本相對較高，農村用電量呈現顯著(zhù)下降趨勢、引發(fā)節能行為。李少林等研究表明，“雙替代”政策實(shí)施后工業(yè)煙粉塵排放量明顯減少，但由于農村地區政策執行不到位、散煤燃燒預警不斷，導致政策實(shí)施并未有效減少SO排放量，因此“煤改氣、電”環(huán)境政策對空氣質(zhì)量改善的作用有限。王仁和等指出，“煤改氣”政策充分的執行資源以及產(chǎn)生的附加經(jīng)濟效益促使地方政府超額執行，但最終導致了氣荒、百姓無(wú)法溫暖過(guò)冬等意外后果，引發(fā)社會(huì )問(wèn)題。學(xué)者們基于綠色發(fā)展、空氣污染治理和公共政策執行等角度對 “雙替代”政策有效性的評估為本文研究提供了借鑒。但遺憾的是，現有研究主要基于宏、中觀(guān)層面對政策效果進(jìn)行評估，導致了微觀(guān)受眾在環(huán)境規制政策中角色的缺失;一些研究雖考慮了農戶(hù)作為目標群體的主觀(guān)感受，但僅給出了簡(jiǎn)單的“數目字”描述，未充分關(guān)注農戶(hù)對政策執行過(guò)程及效果的深切體驗。

政策的有效實(shí)施總是要落實(shí)到目標群體的回應性行動(dòng)上，良好的政策及有效的執行往往能夠得到受眾的積極響應，反之將面臨其消極應對。民眾作為政策接受者總處于弱勢地位，當公開(kāi)表達政策制定及執行不滿(mǎn)的成本極高時(shí)，受眾拖沓的行動(dòng)、假裝順從及暗中抵抗或破壞等行為，便是對政策評價(jià)的體現?；谶@一思路，本文利用汾渭平原微觀(guān)農戶(hù)調查數據，以農戶(hù)的清潔取暖采納行動(dòng)來(lái)評估“雙替代”政策及環(huán)境規制執行效果，以期為促進(jìn)政策調整、優(yōu)化政策設計提供參考。

一、理論分析與研究假設

由于“雙替代”政策實(shí)施不僅要替代散煤燃燒取暖，還要保障民眾溫暖過(guò)冬，因此農戶(hù)清潔取暖采納包括采納決策和采納效果兩個(gè)階段。其中，采納決策指農戶(hù)是否采納清潔取暖技術(shù)取暖;采納效果指采納清潔取暖后農戶(hù)家庭的溫暖程度。

（一）環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響

農戶(hù)在取暖過(guò)程中，若采用散煤燃燒取暖會(huì )造成大氣污染，其行為表現出環(huán)境負外部性;若采納清潔取暖時(shí)，其行為表現出環(huán)境正外部性。因此，農戶(hù)無(wú)論采用散煤燃燒取暖還是采納清潔取暖時(shí)均存在環(huán)境外部性問(wèn)題，單純依靠市場(chǎng)機制無(wú)法實(shí)現資源有效配置。這便為政府環(huán)境規制介入提供了經(jīng)濟邏輯基礎，即通過(guò)對農戶(hù)負外部性行為進(jìn)行約束，對正外部性行為進(jìn)行補貼，進(jìn)而達到提高社會(huì )福利的目的。據此，本文從農戶(hù)取暖行為的正負外部性視角，將環(huán)境規制分為約束型規制與激勵型規制兩個(gè)維度。

約束型規制指政府通過(guò)行政命令及制定的法律法規對農戶(hù)使用散煤燃燒取暖行為施加影響，強調對農戶(hù)的不良取暖行為予以監管、加以處罰等。具體地，環(huán)境執法人員通過(guò)巡邏、抽查等方式對農戶(hù)取暖行為進(jìn)行動(dòng)態(tài)監管，使其迫于高強度監管壓力轉而采納清潔取暖;行政處罰例如沒(méi)收煤炭燃料、燃煤爐具等方法則是通過(guò)增加農戶(hù)違規成本間接約束農戶(hù)散煤燃燒取暖行為，促使其向清潔取暖行為轉變。激勵型規制是政府為促進(jìn)農戶(hù)清潔取暖采納而施行的價(jià)格補貼、經(jīng)濟補助等政策措施，強調對農戶(hù)清潔取暖采納給予支持、予以補貼。具體地，政府通過(guò)引入市場(chǎng)機制，實(shí)施清潔取暖設備補貼、能源價(jià)格補貼、運行費用補貼等優(yōu)惠政策，降低農戶(hù)清潔取暖成本，增強農戶(hù)清潔取暖采納的主動(dòng)性，實(shí)現環(huán)境治理成本內部化。據此，提出假設1：

H：約束型規制、激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策均具有正向影響。

問(wèn)題是，農戶(hù)迫于強大的約束壓力或某些優(yōu)惠補貼做出清潔取暖采納決策就算政策目標的實(shí)現么？溫暖過(guò)冬似乎才是規制效果的關(guān)鍵？工業(yè)領(lǐng)域的相關(guān)研究表明，環(huán)境規制對企業(yè)、產(chǎn)業(yè)結構轉型的影響存在正、負兩種效應。其一，遵循成本效應，即環(huán)境規制將企業(yè)污染的外部性?xún)炔炕?、增加企業(yè)成本支出，若企業(yè)既無(wú)能力承擔環(huán)境規制成本，也無(wú)余力進(jìn)行綠色創(chuàng )新活動(dòng)時(shí)，企業(yè)發(fā)展受到制約;其二，創(chuàng )新補償效應，即合理的政策設計及規制強度可以激勵規模較大、實(shí)力較強的企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng )新，由此產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng )新“補償效應”能彌補甚至超過(guò)環(huán)境規制的遵循成本時(shí)，企業(yè)競爭力提高，“減排-增長(cháng)”雙贏(yíng)目標實(shí)現。成本效應和創(chuàng )新補償效應同樣存在于環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納效果的影響中。一方面，環(huán)境規制將農戶(hù)散煤燃燒取暖外部性?xún)炔炕?，增加農戶(hù)取暖成本，若農戶(hù)稟賦不足以支持清潔取暖達到溫暖效果時(shí)，遵循成本效應占主導地位，約束型規制強度越大反而越無(wú)法保障農戶(hù)溫暖過(guò)冬;另一方面，合理的政策執行和規制強度，能夠激發(fā)資本稟賦豐富的農戶(hù)實(shí)施住房改造等創(chuàng )新活動(dòng)，由此節約的能源利用費用即“補償效應”在未來(lái)一段時(shí)間內可以彌補環(huán)境規制導致的遵循成本時(shí)，約束型規制影響農戶(hù)清潔取暖采納則實(shí)現“清潔-溫暖”雙贏(yíng)目標。對于激勵型規制而言，政府補貼力度大，那么遵循成本效應得到彌補、創(chuàng )新補償效應得到加強，從而對農戶(hù)清潔取暖采納效果起到增強性作用。據此，提出假設2：

H：約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納效果有顯著(zhù)影響;激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納效果具有顯著(zhù)正向影響。

（二）政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響中的調節作用

政府信任一般指民眾對國家、政府等政治機構的信任，既相信政府具備公共服務(wù)管理能力，也相信政府政策制定和實(shí)施都能夠以人民利益為重。在中國社會(huì )發(fā)展轉型過(guò)程中，公共政策執行充滿(mǎn)復雜狀況，民眾面對既有價(jià)值體系改變和社會(huì )預期不確定性，難免產(chǎn)生公共恐慌和個(gè)體焦慮。如果民眾對政府信任度較低，則傾向于采取不與政府合作的行為，公共政策無(wú)法得到有效實(shí)施;高信任度意味著(zhù)政府得到了公眾更加廣泛且穩定的支持，構成了有效施政的外部資源，并最終為政策實(shí)施更好地服務(wù)公共利益提供可能。據此，政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響過(guò)程中發(fā)揮調節作用。

約束型環(huán)境規制在影響農戶(hù)清潔取暖采納過(guò)程中，由于其高壓態(tài)勢會(huì )使農戶(hù)產(chǎn)生不適或逆反心理，而高度的政府信任則使農戶(hù)相信政府會(huì )以民眾利益為重，并相信政府會(huì )在今后的一段時(shí)間內采取減輕農戶(hù)負擔的措施以及解決面臨的問(wèn)題，即使在農戶(hù)資本稟賦匱乏不足以支持其溫暖過(guò)冬的情況下，都會(huì )做出積極采納清潔取暖的決策;高度的政府信任會(huì )促使農戶(hù)對激勵型規制擁有良好的心理預期，相信政府會(huì )極力落實(shí)補貼、降低取暖成本，農戶(hù)提高清潔取暖采納意愿的同時(shí)，保障溫暖過(guò)冬的預期也得到了加強。因此，無(wú)論是在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策的影響情境中，還是在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納效果的影響情境中，政府信任都發(fā)揮著(zhù)增強性的調節作用?？紤]到中國各級政府間層級分明的治理模式，本文的政府信任包括中央政府信任和地方政府信任兩個(gè)層面?；谝陨戏治?，本文提出假設3：

H：中央政府信任和地方政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響中均發(fā)揮增強性調節作用。

綜合上述分析，農戶(hù)清潔取暖采納分析框架見(jiàn)圖1。

二、數據來(lái)源、模型設定及變量描述

（一）數據來(lái)源

本文分析所用數據來(lái)自2020年4-6月在汾渭平原清潔取暖實(shí)施地區展開(kāi)的入戶(hù)調研，選取陜西省的涇陽(yáng)、武功、富平縣以及臨渭區，山西省的堯都區、襄汾縣、介休以及孝義市作為樣本縣（區）。汾渭平原作為中國北方大氣重污染地區也是農村散煤治理的主要地區之一，從清潔取暖實(shí)施情況來(lái)看具有一定的代表性和典型性。本次調研采用分層和隨機抽樣法，發(fā)放問(wèn)卷1 200份，經(jīng)過(guò)篩選整理以及研究需要，得到有效問(wèn)卷1 025份。從樣本農戶(hù)的取暖特征來(lái)看，在未實(shí)施清潔取暖前，90.5%的農戶(hù)燃燒散煤取暖，在實(shí)施清潔取暖后，家庭清潔取暖的實(shí)際采納率為47.1%。

（二）模型設定

1.IV-Heckman兩階段模型。在分析環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響時(shí)，要處理好以下內生性問(wèn)題：首先，樣本選擇問(wèn)題。農戶(hù)清潔取暖采納分為采納決策和采納效果兩個(gè)階段，第一階段是農戶(hù)是否采納清潔取暖技術(shù)進(jìn)行取暖;第二階段是采納清潔取暖后農戶(hù)家庭的室內溫度設定情況。這是兩個(gè)相互關(guān)聯(lián)的決策過(guò)程，只有當農戶(hù)采納清潔取暖后，才能觀(guān)察到其設置的室內溫度;如果農戶(hù)未采納清潔取暖技術(shù)，那么其室內溫度無(wú)法觀(guān)測到，即存在顯著(zhù)的零溫度現象，如果忽略這一事實(shí)，直接采用OLS估計則結果將是有偏的。故而，采用Heckman模型解決農戶(hù)清潔取暖采納存在的樣本選擇偏差問(wèn)題。其次，雙向因果關(guān)系。環(huán)境規制會(huì )影響農戶(hù)清潔取暖采納;反過(guò)來(lái)，原本就決定采納清潔取暖的農戶(hù)可能對于環(huán)境規制的評價(jià)就更加敏感。據此，本文借鑒陳云松的做法，采用工具變量法的IV-Heckman模型克服環(huán)境規制存在的內生性問(wèn)題。其中，約束型規制的工具變量為當地空氣質(zhì)量?？諝赓|(zhì)量越差的地區規制就越嚴格，換言之，當地空氣質(zhì)量影響約束型規制強度;當地空氣質(zhì)量狀況并不會(huì )促使農戶(hù)主動(dòng)采納清潔取暖，對于農戶(hù)清潔取暖采納是嚴格外生的。激勵型規制的工具變量為當地經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區財政資源就越充裕，補貼力度越大越到位的可能性就越高，因此當地經(jīng)濟發(fā)展水平影響激勵型規制力度;當地經(jīng)濟發(fā)展水平狀況這一地區變量不會(huì )直接影響農戶(hù)清潔取暖采納，對農戶(hù)清潔取暖采納是嚴格外生的。

在進(jìn)行Heckman兩階段回歸前，將工具變量和所有外生解釋變量做OLS回歸，得到環(huán)境規制擬合值，方程如下：

式（1）和式（2）中，i表示第i農戶(hù)；
R表示環(huán)境規制包括約束型規制和激勵型規制；
R︿表示環(huán)境規制潛變量R的擬合值；
V表示兩種規制手段對應的工具變量；
X表示其他控制變量；
ε表示隨機誤差項；
α︿、β ︿、γ ︿表示擬合值R︿的參數估計值。

下面進(jìn)行Heckman兩階段回歸。第一階段是納入全樣本的Probit模型，用來(lái)估計農戶(hù)采納清潔取暖的概率，這是一個(gè)定性分析階段，包括采納和不采納兩種。具體模型為：

式（3）中，D為農戶(hù)清潔取暖采納決策，農戶(hù)采納清潔取暖時(shí)D=1，否則D=0;R︿表示環(huán)境規制潛變量R的擬合值，β為其影響系數;X表示影響農戶(hù)清潔取暖采納的一系列控制變量;γ為控制變量系數，μ是隨機誤差項。為解決樣本選擇偏差問(wèn)題，還需計算逆米爾斯比率I，其表達式為：

第二階段，將逆米爾斯比率I作為一個(gè)新的自變量，采用OLS法估計農戶(hù)清潔取暖采納室內溫度影響因素，這是一個(gè)數量分析階段，其估計模型為：

式（4）中，T表示農戶(hù)采納清潔取暖后的室內溫度;X為影響農戶(hù)清潔取暖采納室內溫度設置的一系列因素;β、γ分別為變量系數;δ為隨機誤差項。實(shí)證結果中，若I估計不為0且在統計上顯著(zhù)，則表明采用Heckman兩階段模型合適。同時(shí)，為避免兩階段方程自變量相同產(chǎn)生多重共線(xiàn)性問(wèn)題，需引入至少一個(gè)影響農戶(hù)采納決策而不影響采納效果的識別變量，即XX 。為此，本文選擇鄰里效應作為識別變量，首先鄰居的采納行動(dòng)會(huì )對農戶(hù)行為產(chǎn)生影響，周?chē)杉{清潔取暖的人越多，農戶(hù)隨之采納的可能性就越高；
其次，鄰居采納清潔取暖的決策并不會(huì )對農戶(hù)采納后的室內溫度設定有影響。故而，選取鄰里效應作為識別變量是合理的，具體指標見(jiàn)表1。

2.調節效應檢驗。如果解釋變量X對被解釋變量Y的影響隨第三個(gè)變量M取值的變化而變化，則稱(chēng)變量M在X影響Y的關(guān)系中發(fā)揮調節作用。當X和Y均為連續型變量時(shí)，可將X與M的交互項引入模型進(jìn)行調節效應檢驗。由于本文的環(huán)境規制和政府信任指標均為李克特五級量表，可視為連續變量，因此進(jìn)一步將“環(huán)境規制”與“政府信任”的交互項引入模型以驗證政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響中可能存在的調節效應。

（三）變量選取與描述性統計

1.被解釋變量。清潔取暖是事關(guān)藍天和溫暖的大事，兩者均需兼顧，因此本文的被解釋變量農戶(hù)清潔取暖采納包括采納決策和采納效果兩個(gè)階段。其中，農戶(hù)清潔取暖決策表示農戶(hù)是否采納清潔取暖，屬于二元離散變量，采納清潔取暖技術(shù)的賦值為1;反之，賦值為0;農戶(hù)清潔取暖采納效果表示采納清潔取暖的農戶(hù)室內溫度設定情況，屬于連續變量。如表1所示，農戶(hù)清潔取暖采納決策均值為0.471，說(shuō)明采納清潔取暖過(guò)冬的農戶(hù)未過(guò)半;農戶(hù)清潔取暖采納效果均值為15.882，說(shuō)明采納清潔取暖的農戶(hù)室內并不溫暖，未達到宜人溫度。

2.核心解釋變量。在當前農村，環(huán)境規制是執行“雙替代”政策的重要工具，其主要手段為約束型規制和激勵型規制。鑒于不同手段的不同規制效果，本文的核心解釋變量環(huán)境規制包括約束型規制和激勵型規制兩個(gè)維度。其中，選取“政府對散煤燃燒取暖處罰力度很大”作為約束型規制的代理變量，選取“政府對實(shí)施清潔取暖的補貼力度很大”作為激勵型規制的代理變量，每個(gè)指標均從“不符合”到“非常符合”分別賦值1～5。如表1所示，約束型規制均值為3.682，激勵型規制均值為2.302，說(shuō)明當前農戶(hù)清潔取暖環(huán)境規制表現為“強約束、弱激勵”的特征。

3.調節變量。高度的政府信任使政府獲得了民眾的支持，政策執行效力由此得以強化，故而選取政府信任作為環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響的調節變量。鑒于中國政府鮮明的層級治理模式，本文的政府信任包括中央政府信任程度和當地政府信任程度兩個(gè)層面，每個(gè)指標均從“不信任”到“非常信任”分別賦值1～5。如表1所示，中央政府信任的均值為4.218，地方政府信任的均值為2.874，符合“央強地弱”的差序格局。

4.識別變量。本文選取對農戶(hù)采納決策有影響但對采納效果沒(méi)有影響的鄰里效應作為識別變量，采用鄰居們大多都實(shí)施清潔取暖來(lái)衡量，指標從“不符合”到“非常符合”分別賦值1～5。為方便研究需要，將選擇“不符合”“比較不符合”“一般”重新賦值為0，選擇“比較符合”“非常符合”賦值為1。如表1所示，鄰里效應的均值為0.420，略低于農戶(hù)清潔取暖采納決策的均值，說(shuō)明農戶(hù)的清潔取暖采納決策認知表現出一定的自我中心思維傾向，即為維持積極的自我形象，而低估他人表現。

5.控制變量。除以上幾個(gè)核心解釋變量外，其他因素例如個(gè)體異質(zhì)性特征等變量也會(huì )對模型結果造成干擾，故而需將其他控制變量引入模型，具體見(jiàn)表1。

三、環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應

考慮到自變量之間可能存在相關(guān)性導致模型估計失真，本文在運用Heckman兩階段模型實(shí)證分析前，進(jìn)行了多重共線(xiàn)性檢驗，結果顯示膨脹因子VIF均小于2，因此認為自變量之間不存在顯著(zhù)多重共線(xiàn)性。需要說(shuō)明的是，為得到更為穩健的估計結果，為更加系統地評估環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的微觀(guān)政策效應，本文做了Heckman兩階段估計、基于工具變量法的Heckman估計以及基于PSM的反事實(shí)估計，并將估計結果進(jìn)行對比分析。

（一）基準回歸

表2是基于Heckman兩階段模型的環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響估計結果，其中回歸（1）僅考慮了控制變量對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應;回歸（2）在回歸（1）的基礎上引入了約束型規制變量，主要分析約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應;回歸（3）在回歸（1）的基礎上引入了激勵型規制變量，主要分析激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應?；貧w（1）～（3）中，擬合優(yōu)度Wald檢驗均在1%水平上顯著(zhù)，說(shuō)明模型整體擬合效果良好;逆米爾斯比率分別在5%、1%和5%水平上顯著(zhù)負，說(shuō)明樣本選擇偏誤問(wèn)題存在，也表明Heckman兩階段模型適用于本文的實(shí)證分析?；貧w（1）～（3）的選擇方程結果顯示，鄰里效應對農戶(hù)清潔取暖采納決策均通過(guò)了顯著(zhù)性檢驗;將識別變量和控制變量對采納效果進(jìn)行回歸后的結果顯示，鄰里效應對室內溫暖的影響不顯著(zhù)，由此驗證了識別變量的有效性。

根據表2回歸（1）結果，年齡對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果的影響均顯著(zhù)為負。原因在于，隨著(zhù)年齡的增長(cháng)，農戶(hù)創(chuàng )收能力逐漸喪失，無(wú)力支付高昂的清潔取暖費用，因此選擇不采納清潔取暖或減少清潔能源利用量，采用其他措施輔助保暖;人均收入對清潔取暖采納和采納效果的影響系數最高，分別為1.341和1.345，且均在1%的水平上顯著(zhù)?？梢?jiàn)，收入水平的持續增加是農村能源轉型利用和農戶(hù)家庭福利水平提高的基本條件;政治身份對采納決策有顯著(zhù)正向影響，對采納效果影響不顯著(zhù)，說(shuō)明黨員或村干部在“雙替代”政策實(shí)施中起到了一定的帶頭和示范作用;住房特征對農戶(hù)采納決策和采納效果的影響均顯著(zhù)為正，原因在于，住房條件越好的農戶(hù)，對清潔取暖采納成本的承擔能力就越強，促進(jìn)了農戶(hù)清潔取暖采納，保障了溫暖過(guò)冬的效果。

1.約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應分析。根據表2回歸（2）結果，約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策存在顯著(zhù)正向影響，對農戶(hù)清潔取暖采納效果存在顯著(zhù)負向影響?？梢?jiàn)，約束型規制雖然能促進(jìn)農戶(hù)清潔取暖采納，但卻在一定程度上降低了農戶(hù)的福利水平，對農戶(hù)溫暖過(guò)冬造成了負面影響。究其原因，在中國式分權體制下，地方政府若能發(fā)揮主觀(guān)能動(dòng)性，根據轄區社會(huì )經(jīng)濟發(fā)展進(jìn)程制定環(huán)境政策、掌握好規制強度，無(wú)疑是政策執行有效的一種制度安排;若地方政府一味地強化約束強度而忽視中長(cháng)期農村能源經(jīng)濟高級化發(fā)展客觀(guān)規律，則容易引發(fā)資源錯配、損害農戶(hù)福利。在現實(shí)情況中，樣本區農戶(hù)家庭“煤改電、氣”的冬季取暖費用約為燃燒散煤取暖費用的2～3倍，因此當農戶(hù)稟賦不足以支持采納清潔取暖的溫暖效果時(shí)，環(huán)境規制的遵循成本效應占主導地位。若約束型規制的執行強度加大，則迫于規制壓力不得不采納清潔取暖的農戶(hù)表現為“過(guò)冬全靠抖”，由此“煤改”惠民工程轉變?yōu)槊裨构こ?，背離政策預期。

2.激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應分析。根據表2回歸（3）結果，激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果均有顯著(zhù)正向影響?？梢?jiàn)，激勵型規制不僅能促進(jìn)農戶(hù)清潔取暖采納，而且對農戶(hù)溫暖過(guò)冬起到保障作用，提高農戶(hù)福利水平。原因在于，當前中國農村能源經(jīng)濟社會(huì )面臨轉型，農戶(hù)家庭天然氣、電等能源消費升級趨勢明顯。在農村地區推行“雙替代”政策后，清潔取暖相對散煤燃燒的干凈、智能等優(yōu)勢使農戶(hù)采納意愿得以產(chǎn)生，只是清潔取暖技術(shù)的不經(jīng)濟性導致農戶(hù)望而卻步。因此，當政府激勵型規制以直接補貼方式使部分農戶(hù)資本稟賦不足問(wèn)題得到克服，或以?xún)r(jià)格補貼方式使清潔取暖初裝費用、運行成本得到降低時(shí)，環(huán)境規制帶來(lái)的遵循成本效應得以緩解，農戶(hù)清潔取暖采納的溫暖效果相比散煤燃燒取暖至少不被削弱太多;若資本稟賦充裕的農戶(hù)有余力實(shí)施住宅節能改造等創(chuàng )新活動(dòng)時(shí)，環(huán)境規制的創(chuàng )新補償效應得到加強，農戶(hù)清潔取暖采納的溫暖效果進(jìn)一步得到保障。因此，激勵型規制有助于實(shí)現農戶(hù)冬季取暖能源利用的“清潔-溫暖”雙贏(yíng)目標，符合政策預期。

3.約束型規制、激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響效應的對比分析。運用環(huán)境規制淘汰落后能源利用方式、保護生態(tài)環(huán)境的思路和實(shí)踐，本身就是農村能源政策和環(huán)境政策融合創(chuàng )新的成果，是在遵循農村經(jīng)濟社會(huì )客觀(guān)發(fā)展規律的基礎上對能源路徑進(jìn)行的強制性變遷。在當前天然氣、電等清潔能源價(jià)格相對較高，煤炭?jì)r(jià)格相對較低的市場(chǎng)環(huán)境中，農戶(hù)缺乏采納清潔取暖的內生動(dòng)力，因此政府環(huán)境規制成為清潔取暖采納的主要推動(dòng)方式。對比表2中回歸（2）、（3）中約束型規制與激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果的影響系數，可以發(fā)現：約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策強制作用略高于激勵型規制的促進(jìn)作用，但約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納效果的削弱作用明顯，而激勵型規制對采納效果的保障作用明顯。這說(shuō)明約束型規制作為一種強制手段，的確會(huì )對農戶(hù)清潔取暖采納決策產(chǎn)生影響，但卻造成了反向采納效果;而激勵型規制給予農戶(hù)“看的見(jiàn)”的利益，發(fā)揮了積極價(jià)值?？傮w來(lái)看，相較于約束型規制手段，激勵型規制的規制效果較優(yōu)。

（二）基于工具變量法的再估計

環(huán)境規制對行為人的狀態(tài)產(chǎn)生直接影響的同時(shí)，這一狀態(tài)也可能反過(guò)來(lái)影響環(huán)境規制評價(jià)。因此，只有克服環(huán)境規制執行力度與農戶(hù)清潔取暖采納可能存在的雙向因果關(guān)系，才能在實(shí)證分析中更精確地衡量環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的規制效果。本節采用工具變量法再估計環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應。

如表3所示，DWH檢驗值分別為4.89、19.90，在10%和1%水平上顯著(zhù)，說(shuō)明約束型規制和激勵型規制的內生性問(wèn)題顯著(zhù)存在，第一階段F統計量分為94.24和250.00，遠大于臨界值10，說(shuō)明模型不存在弱工具變量問(wèn)題。通過(guò)對比回歸（2）與（4）、回歸（3）與（5）以及回歸（4）與（5）結果，可以發(fā)現：采用工具變量法后的估計結果均有小幅上漲，說(shuō)明環(huán)境規制與農戶(hù)清潔取暖采納的雙向因果關(guān)系導致了約束型規制、激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果影響作用的低估，但未對基準回歸的研究結論產(chǎn)生影響，表明估計結果較為穩健。

（三）反事實(shí)估計

環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納的反事實(shí)估計將在前文統計顯著(zhù)性檢驗的基礎上，分析約束型規制與激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果的凈影響程度。在反事實(shí)估計中，我們將模擬的情形分為兩種：高規制水平組（A），將農戶(hù)評價(jià)的約束型規制水平高于3.682均值，選擇項是“比較符合”和“非常符合”的重新設定為1;將農戶(hù)評價(jià)的激勵型規制水平高于2.302均值，選擇項是“一般”“比較符合”和“非常符合”的重新賦值為1。低規制水平組（B），將農戶(hù)評價(jià)的約束型規制水平低于3.682均值，選擇項是“不符合”“比較不符合”和“一般”的重新設定為0;將農戶(hù)評價(jià)的激勵型規制水平低于2.302均值，選擇項是“不符合”和“比較不符合”的重新賦值為0。情形（A）和情形（B）的差異即為因環(huán)境規制變化導致的農戶(hù)清潔取暖采納行為變化。

如表4所示，左側報告了約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果的模擬結果，表明約束型規制的強度加大導致農戶(hù)清潔取暖采納的概率上升了0.214，導致農戶(hù)采納清潔取暖后的室內溫度下降了1.060℃;右側報告了激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果的模擬結果，表明激勵型規制的力度增大導致農戶(hù)清潔取暖采納的概率上升了0.107，農戶(hù)采納清潔取暖后的室內溫度增加了1.162℃。對比表2、表3、表4回歸結果，可以發(fā)現：反事實(shí)估計與基于工具變量法的再估計結果更為一致，說(shuō)明了環(huán)境規制內生性問(wèn)題的存在，進(jìn)一步驗證了估計結果的穩健性以及研究結論的可靠性。

四、政府信任的調節作用

環(huán)境規制的目的是促使農戶(hù)遵從政策執行、促進(jìn)與政府合作行為，而作為連接政府和公眾的重要紐帶，政府信任才是實(shí)現政策有效執行的基石。高度的政府信任意味著(zhù)社會(huì )中大多數民眾出于對權威的敬仰以及希冀在穩定的社會(huì )秩序之下發(fā)展生產(chǎn)、追求幸福生活，選擇與政府同心同力;反之亦然。因此，政府信任在降低政策實(shí)施成本、減少政策執行梗阻中發(fā)揮著(zhù)重要作用。本文立足于中國政府層級分權治理現實(shí)，討論中央政府信任和地方政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響關(guān)系中的調節作用。為同時(shí)克服環(huán)境規制內生性問(wèn)題和樣本選擇偏差問(wèn)題，采用IV-Heckman模型進(jìn)行回歸分析。

（一）中央政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響的調節效應

如表5所示，回歸（6）中引入中央政府信任與約束型環(huán)境規制的乘積項，驗證中央政府信任在約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中的調節效應，回歸（7）中引入中央政府信任與激勵型環(huán)境規制的乘積項，驗證中央政府信任在激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中的調節效應。需要說(shuō)明的是，為消除交互項與交互項構建變量之間的相關(guān)性，在對變量交互之前進(jìn)行了中心化處理。

從回歸（6）結果中可以看出，隨著(zhù)農戶(hù)對中央政府信任程度的提高，約束型規制提升了清潔取暖采納概率，削弱了清潔取暖采納效果，說(shuō)明中央政府信任在約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中發(fā)揮增強性調節作用。究其原因：“雙替代”政策是由中央政府制定頒布，并賦予地方政府處罰與監管權，在農戶(hù)心中，遵從采納清潔取暖政策執行的要求實(shí)質(zhì)上是遵從中央政策實(shí)施要求。即使現階段不能溫暖過(guò)冬，高度的中央政府信任會(huì )使農戶(hù)相信中央政府在未來(lái)一段時(shí)間內能夠提供強勁有力的福利保障措施，因此，選擇采納清潔取暖?；貧w（7）結果顯示，中央政府信任在激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納的調節作用未通過(guò)顯著(zhù)性檢驗。原因在于，中央政府的財政撥款往往先下發(fā)至地方財政，然后再由地方財政補貼給農戶(hù)，較低的地方政府補貼到位及時(shí)度可能削弱了中央政府信任在激勵型規制影響農戶(hù)清潔取暖采納的調節效果，并最終造成實(shí)證結果的不顯著(zhù)。

（二）地方政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響的調節效應

如表6所示，回歸（8）中引入地方政府信任與約束型環(huán)境規制的乘積項，驗證地方政府信任在約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中的調節效應，回歸（9）中引入地方政府信任與激勵型環(huán)境規制的乘積項，驗證地方政府信任在激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中的調節效應。同樣地，為消除交互項與交互項構建變量之間的相關(guān)性，在對變量交互之前進(jìn)行了中心化處理。

從回歸（8）結果中可以看出，隨著(zhù)農戶(hù)對地方信任程度的提高，約束型規制增加了采納清潔取暖的概率，降低了采納清潔取暖后農戶(hù)室內溫暖水平，說(shuō)明地方信任在約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中發(fā)揮了增強性調節作用。究其原因：農戶(hù)高度的地方政府信任促使其認為，地方政府當下嚴格的處罰與監管措施是不得已而為之，予以同情式理解，故而即使農戶(hù)溫暖福利水平短期內受到損害，仍會(huì )遵從地方政府規制執行要求，選擇采納清潔取暖?；貧w（9）結果顯示，隨著(zhù)農戶(hù)對地方信任程度的提高，激勵型規制增加了采納清潔取暖的概率，增強了采納清潔取暖后農戶(hù)室內溫暖水平，說(shuō)明地方政府信任在激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中發(fā)揮了增強性調節作用。原因在于，農戶(hù)高度信任地方政府能夠在激勵型規制執行過(guò)程充分考慮其利益訴求，將補貼落實(shí)到農戶(hù)個(gè)體時(shí)，即使當下采納清潔取暖達到溫暖效果的費用較高，但農戶(hù)清潔取暖成本預期降低、支付能力預期增強，因而室內溫度得到提高。

（三）中央政府信任與地方政府信任的調節效應對比分析

政府信任在環(huán)境規制對其行為影響關(guān)系中的調節作用，實(shí)質(zhì)上是民眾在面對潛藏的、具有高度不確定性的損害后果時(shí)，既希冀政府能夠提供強勁有力的福利保障，又期盼自身的利益訴求與驚懼憂(yōu)思能夠在環(huán)境規制過(guò)程中得到充分考慮。因此，政府信任程度愈高，民眾希冀、期盼心理愈加強烈，遵從政府規制要求的可能性越大。那么，在中國層級分權治理模式下，中央政府信任還是地方政府信任發(fā)揮的作用更大？毫無(wú)疑問(wèn)，中央政府信任猶如一顆定海神針，維護國家穩定，而地方政府信任更像是公共政策順利執行、實(shí)現預期的潤滑劑。對比表5、表6回歸結果，可以發(fā)現：無(wú)論是中央政府信任還是地方政府信任均進(jìn)一步加強了約束型規制對農戶(hù)福利水平的損害后果。其中，中央政府信任對農戶(hù)清潔取暖采納效果的調節系數為-0.506，地方政府信任的調節系數為-0.480，說(shuō)明中央政府信任的損害增強后果更大。這里，并不是說(shuō)高度的中央政府信任會(huì )損害農戶(hù)福利水平，只是表明高度的中央政府信任會(huì )促使農戶(hù)面對高度不確定性損害后果時(shí)，仍服從政策要求、積極配合政府行動(dòng)。另外，及時(shí)到位的地方政府補貼不僅可以促進(jìn)農戶(hù)清潔取暖采納決策，還可進(jìn)一步保障農戶(hù)清潔取暖采納效果。故而，中央政府信任起到保健穩定作用，地方政府信任起到激勵調節作用。

五、結論、討論和政策啟示

本文基于“目標群體回應行動(dòng)評價(jià)政策及執行有效性”的思路，利用汾渭平原微觀(guān)農戶(hù)調查數據，以農戶(hù)的清潔取暖采納行動(dòng)來(lái)評估“雙替代”政策及環(huán)境規制執行效能。鑒于替代燃煤取暖以減少大氣污染、實(shí)現農戶(hù)溫暖過(guò)冬的雙重政策目標，將農戶(hù)清潔取暖采納分為采納決策和采納效果兩個(gè)階段;采用Heckman模型、IV-Heckman模型以及PSM反事實(shí)估計，從約束型規制和激勵型規制兩個(gè)維度分析不同環(huán)境規制手段對農戶(hù)清潔取暖采納的影響效應;運用克服環(huán)境規制內生性和樣本選擇偏差問(wèn)題的IV-Heckman模型，從中央政府信任和地方政府信任兩個(gè)層級研究不同政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響中的調節作用，主要結論如下：

第一，環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響效應顯著(zhù)，但方向不盡相同，即環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響表現出意圖結果與非意圖結果并存的特征。約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策具有顯著(zhù)正向影響，而對農戶(hù)清潔取暖采納效果具有顯著(zhù)負向影響;激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納決策和采納效果均有正向影響。這說(shuō)明約束型規制作為一種強制手段，的確會(huì )對農戶(hù)清潔取暖采納決策產(chǎn)生影響，但卻造成了反向采納效果。激勵型規制力度的加大，提升農戶(hù)清潔取暖采納相對支付能力，降低農戶(hù)清潔取暖采納相對花費成本，無(wú)疑是最佳的制度安排，有利于實(shí)現“清潔-溫暖”雙贏(yíng)目標。

第二，為更精確地估計中央政府信任和地方政府信任在環(huán)境規制對農戶(hù)清潔取暖采納影響中的調節作用，運用IV-Heckman模型進(jìn)行實(shí)證分析，結果表明，中央政府信任在約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中發(fā)揮增強性調節作用，地方政府在約束型規制和激勵型規制對農戶(hù)清潔取暖采納中均發(fā)揮增強性調節作用。無(wú)論是中央政府信任還是地方政府信任均進(jìn)一步加劇了約束型規制對農戶(hù)清潔取暖采納效果的不利后果，說(shuō)明高度的政府信任會(huì )促使農戶(hù)面對高度不確定性損害后果時(shí)，仍服從政策要求、積極配合政府行動(dòng);及時(shí)到位的地方政府補貼不僅可以促進(jìn)農戶(hù)清潔取暖采納決策，還可進(jìn)一步保障農戶(hù)清潔取暖采納效果，因而較高的地方政府信任在激勵型規制對其清潔取暖采納關(guān)系中發(fā)揮的調節作用顯著(zhù)。中央政府信任起到保健穩定作用，地方政府信任起到激勵調節作用。

基于以上研究結論，相關(guān)政策啟示有：（1）放松約束型規制力度，強化激勵型規制力度?！半p替代”采納戶(hù)數預期目標的實(shí)現應兼顧農戶(hù)稟賦差異特征，適當減弱對資本匱乏型農戶(hù)的行政監管與處罰力度，并進(jìn)一步加大經(jīng)濟補貼力度。（2）維護中央政府信譽(yù)、提升地方政府信任度。這要求地方政府在推進(jìn)清潔取暖的過(guò)程中，能夠把握農戶(hù)利益訴求，及時(shí)落實(shí)資金補貼，以獲取農戶(hù)信任和支持。

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Have Environmental Regulations Been Adopted to Promote Farmers’ Clean Heating？

——Discussing the Moderating Role of Political Trust

JIN Rongrong，LI Shiping，NAN Ling

（School of Economics and Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi 712100，China）

Abstract：Based on the idea of “target group response action to evaluate the effectiveness of policy and implementation”，this paper uses the micro survey data of farmers in Fenwei plain to evaluate the implementation effectiveness of “double substitution” policy and environmental regulation by farmers’ clean heating adoption action.In view of the dual policy objectives of clean heating，the clean heating adoption of farmers is divided into two stages：adoption decision making and adoption effect.Using the Heckman model， the paper analyzes the effects of different environmental regulation measures on farmers’ adoption of clean heating from two dimensions of constraint regulation and incentive regulation.The results show that constraint regulation has a significant positive impact on farmers’ adoption decision of clean heating，while it has a significant negative impact on farmers’ adoption effect of clean heating;Incentive regulation has a positive impact on farmers’ clean heating adoption decision and effect.The results of IV Heckman model and PSM counterfactual estimation support the above conclusions.Using the IV Heckman model，which overcomes the endogeneity of environmental regulation and sample selection bias at the same time，the paper studies the regulatory role of different political trust in the impact of environmental regulation on farmers’ adoption of clean heating from two levels of central government trust and local government trust，local government plays an enhanced regulatory role in both constraint regulation and incentive regulation.Finally，the paper puts forward some countermeasures and suggestions，such as taking into account the capital endowment differences of farmers，and improving the credibility of local government.

Key words：environmental regulation;political trust;clean heating adoption decision;adoption effect

（責任編輯：楊峰）