環保約談管用嗎？
——來自中國城市大氣污染治理的證據

吳建南，文 婧，秦 朝

(1.上海交通大學 國際與公共事務學院，上海 200030； 2.上海交通大學 中國城市治理研究院，上海 200030)

一、引言

1.問題的提出

改革開放以來，我國經濟總量躍居世界第二，城市化水平不斷提高。然而，長期“高污染、高能耗”的粗放發展方式給生態環境帶來嚴重破壞，尤其是大氣污染問題一度呈現愈演愈烈之勢。2013年1月的霧霾污染造成74個城市發生677天次重度及以上污染天氣；2016年僅有84個城市達到空氣質量標準，占監測城市的24.85%[注]《2016年中國環境狀況公報》，中華人民共和國環保部。。環境問題影響公民健康、社會安定和經濟發展，黨和政府高度重視。

我國最早的行政約談實踐肇始于稅務部門[1]，此后，在工商管理[2]、食品安全[3]、環境保護[4]等領域廣泛應用。2014年5月，環保部出臺了《環境保護部約談暫行辦法》(以下簡稱暫行辦法)，對約談啟動情形、程序、主體等方面進行規定，推動約談這一督政機制的規范化。暫行辦法頒布后，環保部及各地環保督查中心對全國多個單位(包括城市、自然保護區、國有企業)的行政領導進行了約談，提出問題所在，并要求其限期提交整改方案。以往研究認為，環保約談能夠整合社會輿論力量，促使地方政府重視自身的環境責任，而非在環境政策執行中只關注企業治污責任[5]。作為由督企轉為督政的有力抓手[4]，環保約談能否明顯改善被約談地大氣污染狀況？觀察周期不同，其效果是否存在差異？這些問題的回答是進一步提升環保約談效果、完善我國大氣污染治理體系的重要基礎。

2.環保約談的相關規定

在暫行辦法中，環保約談是指環保部或環保部與組織、監察等部門依法對于環保職責“未履行或履行不到位”的有關負責人進行“告誡談話、指出問題、提出整改要求并督促整改”的行為。在此基礎上，暫行辦法詳細規定了啟動約談程序(約談申請、約談通知)及條件(約談情形)、實施約談程序(約談程序、公開規定)和監督約談落實等有關方面，并附上約談紀要樣式。

暫行辦法明確規定十余種約談啟動情形，如未落實國家環保法律、法規等，未完成環保目標任務，區域或流域環境質量明顯惡化，引起環境糾紛、群眾反復集體上訪，觸犯生態紅線，干預、偽造監測數據等十種行為，環保部依據該暫行辦法，對存在上述一種或多種情形的城市(單位)進行約談。要點如表1所示：

表1 環保部約談暫行辦法要點

3.研究現狀

近年來，許多學者就環境治理政策工具開展研究。根據作用主體的不同，本文將其分為兩類，一類是針對排污主體的政策工具。經濟合作與發展組織(OECD)總結了三類環境政策工具，“命令—控制型工具”、“經濟激勵工具”和“勸說式工具”[6]。Till(2005)將政策工具分為兩類，命令控制型(如技術排放標準等)和市場型(如排污稅和排污權交易等)[7]。趙新峰等(2016)將環境政策工具劃分為包括標準、禁令、法規等的“管制型政策工具”；環境稅、費、可交易排污權和生態補償等的“市場型政策工具”和環境教育等的“自愿型政策工具”[8]。與之類似的分類方法還可見余偉等(2016)[9]。

另一類是針對治理主體的政策工具。Wu等(2016)發現實施自上而下的環保考核僅對可見度較高的約束性環境污染物減排有顯著影響[10]，Zhang等(2018)實證檢驗了環境目標責任考核與PM2.5濃度降低之間的因果關系[11]。在公眾參與改善大氣污染治理研究方面，國內學者認為積極推動環保中的公眾參與是解決環境保護問題的根本途徑之一[12-13]；國外研究認為公眾參與使決策更加合理高效[14]，而公眾參與會受到信息獲得的限制[15]。本文將環保約談歸為針對治理主體的政策工具，通過對地方政府施加壓力并公開約談信息督促環境治理行動。

現有研究從環保約談的類型、機制、存在問題和完善路徑等角度對其機制進行探討，這些研究主要集中在制度梳理及個案分析上，方法上較多采用概念闡釋和理論探討等[4,16-17]。在環保約談效果方面，石慶玲等(2017)運用斷點回歸法對25個被約談城市的進行分析，以因空氣污染被約談的城市為實驗組，其它被約談城市為對照組，結果發現環保約談對于因空氣污染被約談的城市具有明顯效果，而對于其它被約談城市則沒有顯著影響[18]，但未見對內生性和對照組趨勢一致性問題的回應，且隨時間變化的隨機性因素無法控制，用時間作為斷點依據存在缺陷。郝亮等(2017)以臨沂市為例，從政策執行角度對約談疏通“中梗阻”的作用機制包括增強上級環境部門的行政權威、弱化同級政府的非法干預，調整政績考核的激勵結構、重塑政府的責任體系，增強社會認同、塑造政策執行的良好環境等方式[19]。

從上述研究梳理中可以發現，現有大氣污染治理政策效果評估研究中，從變量選擇來看，多數采用一種或幾種污染物的濃度來反映空氣質量(如PM2.5、SO2、NOx等)，這對于評估某類污染物減排效果是可行的，而如果要評估空氣質量改善整體效果則使用2012年環保部發文實施的空氣質量指數(AQI)更有代表性[20]。從研究方法來看，對照組的選擇是效果對比過程中的重要環節，直接影響了對比的可靠性，而現有研究多采用地理距離最近作為對照組的選擇標準[18,21],然而城市環境空氣質量除了自然條件差異的影響之外，還受到能源消費結構等因素影響[22]。此外，目前的環保約談研究多集中于理論探討、特征總結和個案分析，亟待在彌補方法不足基礎上進一步推動實證研究。

本文選取因大氣污染被約談的14個城市作為對象，運用雙重差分法實證檢驗環保約談在不同觀察周期的效果，更進一步的創新之處在于：一是選取同省份、空氣質量趨勢最相近的城市作為對照組，而非以地理距離最近為選擇標準，以減少實驗干預之外其它因素的影響；二是進行實驗前測，以檢驗約談行為選擇城市過程中的隨機性，目前環保約談相關實證研究中并未對隨機性進行處理，難以對DID的內生性問題進行回應；三是觀察周期為一個月、三個月和一年，以展現不同觀察周期之間效果的差異性。

二、研究設計

1.樣本選擇

為了檢驗環保約談實施效果，我們選取因空氣質量被約談的城市為案例進行分析，一是空氣質量與居民生活健康息息相關，可觀測度高、受關注度高，二是空氣質量可用空氣質量指數(AQI)量化表示，可以獲得公開數據[注]國家環保部數據中心：http://datacenter.mep.gov.cn。。截至2017年1月，因大氣污染問題被約談的共有20個城市。其中隆堯縣、任縣屬于縣級市，空氣質量數據暫未在國家環保部數據中心檢索到；南陽、六盤水、百色和呂梁市的空氣質量數據記錄從2015年1月開始，距約談時間過短，無法和其它案例城市以相同標準進行對比分析。因此，我們選取鄭州、安陽、滄州、承德、臨沂、德州、沈陽、馬鞍山、長治、安慶、濟寧、咸陽、商丘和臨汾共14個城市作為研究對象(見表2)，對其約談后的空氣質量改善效果進行實證檢驗。

對照組選擇的合理性是保證分析過程有效的關鍵。在本研究背景下，無法找到與被約談城市空氣質量完全一致的對比城市，在選擇對照組時遵循兩個標準：其一，對照組城市與被約談城市來自同省份，以降低自然環境條件、環保政策等差異的影響；其二，盡管被約談城市與對照組城市空氣質量存在差異，但要盡量尋找在約談發生前12個月與被約談城市空氣質量發展趨勢一致的城市來對比。

選擇過程主要分為三步：第一，選擇能在環保部數據中心檢索到約談前一年空氣質量指數的同省份城市；第二，計算出每個城市自身空氣質量指數的逐月一階差分值(即本月的值減去該市前一月的值)；第三，與被約談城市的一階差分值做相關分析，相關系數最接近1且統計學呈現顯著性的城市即為與被約談城市空氣質量狀況變化趨勢最接近的城市，即為對照城市。用上述方法選擇鄭州市、沈陽市、滄州市、承德市、臨沂市、馬鞍山市、德州市、長治市、安慶市、濟寧市、咸陽市、商丘市和臨汾市的對照城市分別為開封市、鞍山市、唐山市、廊坊市、棗莊市、合肥市、萊蕪市、運城市、宣城市、棗莊市、銅川市、許昌市和運城市[注]需要說明的是，雖然有對照組城市出現多次，但由于不同城市被約談的時間不同，因而對照組城市的數據并無重復。此外，在十四組對照城市中，僅有濟寧棗莊、鄭州開封、咸陽銅川、臨汾運城四組城市臨近或接壤，而據石慶玲、陳詩一、郭峰(2017)[28]的研究發現臨近城市的溢出效應并不顯著，支持了本文對照組的選取結果。。

表2 樣本城市情況表

2.研究方法

雙重差分法(也稱倍差法、Difference-in-Difference)是評估政策效果的重要研究方法之一。Eissa等1996年應用該方法研究發現美國1986年稅制改革使單身有孩子女性的勞動參與率有所提高[23]；國內學者周黎安和陳燁用該方法估計了農村稅費改革政策對農民收入增長的影響[24]。在環境政策領域也有研究使用雙重差分法對比政策實施前后的因變量以評估政策效果[21,25-27]。本文構造了環保部或各督查中心約談的“約談組”和沒有被約談的“對照組”，對比約談前后兩組城市空氣質量差異。

在使用雙重差分方法前，需要檢驗本案例是否符合雙重差分方法的隨機性、趨勢一致性要求，以確保分析結果的無偏性。我們首先檢驗了環保約談的開展對城市選取是否滿足隨機性。從直觀上來看，雖然環保約談選擇環保工作不到位的城市作為對象，然而并沒有完全按照空氣質量排名進行選擇。進一步地，我們參考已有文獻，如鄭新業(2011)[28]和張成等(2017)[29]的處理方法，采用Probit模型來檢驗環保約談選擇城市的隨機性。將“是否被約談”作為被解釋變量，以空氣質量指數為解釋變量，同時以當地人口和人均生產總值作為控制變量，選取因空氣質量被約談城市所在省份的所有地級市2014年的數據(環保約談開始前一年)進行回歸，剔除缺失數據后的回歸結果顯示，空氣質量指數AQI系數雖然大于零但并不顯著，證實了本案例符合雙重差分的隨機性前提假設。其次，還需檢驗被約談城市和對照組城市在約談前的空氣質量趨勢是否具有一致性。由于在選取對照組城市時已經采取該條件，可以判斷這里適合使用雙重差分方法對環保約談效果進行分析。

目前應用最多的空氣質量評價方法無量綱常數——空氣質量指數(AQI)，評價指標包含二氧化硫(SO2)、二氧化氮(NO2)、可吸入顆粒物(PM10)、細顆粒物(PM2.5)、臭氧(O3)和一氧化碳(CO)六種污染物。為了全面反映樣本城市的空氣質量狀況，本文收集AQI數據及以上六項污染物數據作為因變量，數據收集自中國空氣質量在線監測分析平臺[注]https://www.aqistudy.cn/historydata/about.php。。此外，設置約談虛擬變量(被約談城市賦值為1，對照組城市賦值為0)和時間虛擬變量(約談發生后賦值為1，發生前賦值為0)，兩個虛擬變量相乘的交叉項即為本研究關注的差分變量。控制變量采用該市平均溫度、降水量來控制自然條件的差異，采用該市建成區綠化覆蓋率、第二產業占GDP比重和全社會用電量/GDP三個指標來控制人為因素對空氣質量造成的影響，具體變量信息及控制變量描述性統計見表3和表4[注]需要說明的是，由于季節因素對約談組和對照組城市同時產生影響，因此不會對差分結果產生實質影響，此處沒有將其納入控制變量。。

表3 因變量、自變量和控制變量列表

表4 控制變量描述性統計

三、數據分析結果

1.約談發生前后一個月效果分析

以環保約談的開展為時間節點，分別收集約談組城市和對照組城市前后各30天的空氣質量數據進行DID分析。具體來說，選擇代表空氣質量整體水平的AQI數據，及六類主要污染物PM2.5、PM10、SO2、NO2、CO和O3共七種空氣質量日平均濃度數據作為因變量，以時間前后(Time=0/1)、處理組與對照組(Treated=0/1)和DID(Time*Treated)為自變量進行分析。約談發生前后一個月效果分析的描述性統計結果如表5所示。

在雙重差分模型中，干預時間變量和處理組變量的乘積項(即DID)可以用于估計政策的凈效應。表6的分析結果表明，時間段為一個月時，環保約談對城市空氣質量指數(AQI)有正向不顯著影響。具體到不同污染物，環保約談僅對SO2和NO2的濃度有負向影響，對SO2濃度的影響系數絕對值更大，其余均為正向影響，而且均不顯著。時間變量對AQI和五類污染物濃度的影響為負向不顯著，對O3濃度的影響正向顯著。可以看出，雖然大部分城市均被要求15個工作日內提交整改方案，但一個月的時間并不足以明顯改變空氣質量。

表5 約談發生前后一個月樣本城市描述性統計

表6 約談發生前后一個月被約談城市及對照組城市DID分析結果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01；括號內為穩健性標準誤

2.約談發生前后三個月效果分析

類似地，以環保約談的開展為時間節點，分別收集約談組城市和對照組城市前后各三個月(90天)的空氣質量數據進行DID分析，以檢驗在更長時間段里，環保約談對空氣質量改善的效果是否有變化。約談發生前后三個月效果分析的描述性統計結果如表7所示。

表7 約談發生前后三個月樣本城市描述性統計

表8的分析結果表明，當時間段延長為三個月時，環保約談對城市空氣質量指數(AQI)仍然具有正向不顯著影響。具體到不同污染物：第一，環保約談對SO2和NO2濃度的負向影響變得顯著，其中對SO2濃度的影響系數絕對值更大；第二，環保約談對PM2.5和CO的濃度開始產生負向影響，但不顯著；第三，環保約談對PM10和O3仍有正向影響，O3具有統計學意義的顯著性。可以看出，隨著時間段的延長，環保約談對部分污染物濃度的降低已經開始產生影響，尤其對SO2和NO2兩類產生自化石燃料燃燒、汽車尾氣、工業生產等污染物的濃度降低有顯著效果。

3.約談發生前后一年效果分析

最后，以各地環保約談的開展為時間節點，分別收集約談組城市和對照組城市前后各一年(360天)的空氣質量數據進行DID分析，以檢驗在環保約談發生后一年，各城市的空氣質量改善的效果是否有變化。剔除部分缺失數據后，約談發生前后一年效果分析的描述性統計結果如表9所示。

表8 約談發生前后三個月被約談城市及對照組城市DID分析結果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01；括號內為穩健性標準誤

表9 約談發生前后一年樣本城市描述性統計

表10的分析結果表明，環保約談在各地開展一年后，其對空氣質量指數(AQI)的影響仍為正向不顯著。具體到不同污染物：第一，環保約談PM2.5、SO2具有顯著負向影響；第二，環保約談對PM10和NO2具有負向不顯著影響；第三，環保約談對CO和O3具有正向不顯著影響。可以看出，以一年為觀察周期時，環保約談對不同污染物濃度的影響效果有所波動，對PM2.5的負向影響變為顯著，對PM10開始產生負向影響，而對NO2的負向影響變得不顯著；不變的是，對SO2的負向影響依然顯著，對O3的影響依然為正向。

表10 約談發生前后一年被約談城市及對照組城市DID分析結果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01；括號內為穩健性標準誤

四、結果討論

(一)研究發現

本文通過對環保約談中因空氣污染被約談的14個城市及其對照組城市的污染物濃度進行DID檢驗，對環保約談實施的政策效果進行了評估，主要的研究發現概述為以下幾點。

首先，環保約談對城市空氣質量指數(AQI)的改善效果不佳。當觀察周期為一個月和三個月時，環保約談對AQI的影響系數均為正向且不顯著；當觀察周期為一年時，該系數變為負向。也即，在環保約談在當地開展一年后，對空氣質量指數的影響開始顯現，但不具有統計學意義上的顯著性，總體而言效果不佳。

其次，環保約談對不同污染物濃度的改善效果有明顯差別。不同污染物濃度的DID系數反映了環保約談分別產生的效果(見表11)，環保約談對被約談地區PM2.5的改善效果隨時間的增長而顯現，SO2濃度的降低有明顯效果，對NO2濃度的改善效果有波動對CO濃度的改善效果不明顯，而O3濃度不降反升。環保約談對不同污染物濃度的改善效果不同，而空氣質量指數(AQI)正是由這些污染物濃度參與評價的無量綱指數，這也解釋了環保約談對AQI的影響有限。

表11 環保約談對不同污染物濃度的DID系數

最后，環保約談效果隨觀察周期的延長而有所改善。當觀察周期為一個月時，所有污染物濃度的DID系數都不顯著，且僅有兩項為負向系數，說明環保約談開展一個月時，當地空氣質量并沒有改善。當觀察周期為三個月時，三項污染物濃度的DID系數為正向，其中一項具有顯著性，四項污染物濃度的DID系數為負向，其中兩項具有顯著性，此時環保約談對空氣質量改善已經產生一定效果。當觀察周期為一年時，兩項污染物濃度的DID系數為正向不顯著，五項污染物濃度的DID系數為負向，其中兩項具有顯著性。從時間維度來看，隨著觀察周期的延長，環保約談對污染物濃度的影響也愈加明顯，但相較于三個月和一個月的對比來說，一年和三個月的改善幅度并不大。

(二)討論與建議

第一， 研究發現環保約談對當地空氣質量指數(AQI)的改善效果并不明顯，對各類污染物的改善程度隨著時間的延長而放緩。建議鞏固環保約談制度基礎，強化地方政府責任主體地位，健全自上而下壓力體系。現有環保約談相關制度依據僅有《環境保護部約談暫行辦法》，應在此基礎之上進一步完善制度體系，包括整改效果評估與監督機制、激勵與問責機制等，明確責任主體，細化責任內容，讓地方政府在“紅紅臉”的同時也能將整改行動落到實處。

第二，研究發現環保約談對不同污染物濃度的影響存在差異。對PM2.5、SO2等關注度較高的污染物改善效果明顯，而對NO2、CO和O3則效果不佳，這也是造成被約談地區整體空氣質量改善效果不理想的原因之一。查閱公開資料發現，評估考核多以PM2.5的改善目標為基礎[注]空氣質量改善不力，晉城、邯鄲、陽泉3市政府主要負責人被約談：約談之后得整改http://env.people.com.cn/GB/n1/2018/0504/c1010-29964496.html。，而SO2長期作為考核指標，地方政府已有充足應對治理經驗，在被約談后采取如燃煤鍋爐脫硫改造、淘汰黃標車等措施[注]環保約談一年半 鐵腕治理效果顯http://env.people.com.cn/n1/2016/0522/c1010-28369355.html。，會對這兩類污染物濃度的降低有顯著影響。而其它污染物由于其并不在考核指標內，或可見度不高(如O3)等原因，加上二次污染物的形成機理較為復雜，暫時還未采取有效的應對措施。因此建議環保約談中強化空氣質量整體改善的意識，而不是僅關注被考核污染物指標或關注度較高的污染物指標，全面改善被約談城市空氣質量。

此外，建議提高信息公開程度，拓寬媒體公眾參與渠道，健全自外而內壓力體系。現階段環保部公開了被約談城市的約談紀要，并進行了公開報道，引起社會廣泛關注，對地方政府形成自外而內的壓力，是環保約談作用機制中的重要環節。在目前基礎上提高公開程度，如公開被約談方的整改方案、整改效果、評估監督結果等，讓公眾更廣泛地參與到環保約談的全過程中，構筑多元壓力體系，提高環保約談的效果。

本文的局限性主要有以下三點。首先，基于檔案數據的分析無法獲知地方政府對環保約談的具體應對措施，對照組城市因約談行為的“震懾作用”，可能會采取一些行為來避免被約談，此種政策外溢性可能對評估結果存在一定影響，需要謹慎對待分析結果，可能存在低估[注]本文認為不會產生實質性重大影響。被約談城市針對約談中提出的問題制定整改措施，更有針對性。其它城市雖然可能被震懾，但缺少針對自身污染特點的整改措施，約談的對比效果不會被完全沖淡。。第二，研究對象城市本身具有內生性，樣本城市之所以被選作約談對象是因為其自身環境治理中存在困難，提高空氣質量需要付出比其它城市更大的努力及代價，約談后效果存在有內生性影響。第三，本文僅關注環保約談的凈效應，但仍可能存在產業轉移等現象，如污染企業從被約談城市轉向對照組或其它城市等。未來研究在深度訪談的基礎上，考慮重點事件的影響，梳理環保約談對環境治理的影響路徑，如直接減排和間接轉移等，為實踐提供理論支撐。