中國式的環境治理：晉升、民聲與法治

涂正革 周星宇 王 昆

(1.華中師范大學 經濟與工商管理學院，湖北 武漢 430079； 2.清華大學 公共管理學院， 北京 100084)

一、引言

地方政府間“以GDP論英雄”的政治錦標賽在我國經濟快速增長中扮演了重要角色①。但是，由此衍生的粗放增長和重復建設也帶來了資源過度消耗和環境嚴重污染問題②。為了應對日益嚴重的環境問題，國家在“十一五”規劃(2006—2010年)中明確了節能減排的硬性指標：單位GDP能耗(以下簡稱GDP能耗)降低20%左右，主要污染物(二氧化硫和化學需氧量)的排放量削減10%。這標志著節能減排成為地方政府政績考核的重要內容。“十二五”規劃進一步強化了生態環保內涵，設置了7項約束性指標：GDP能耗、單位GDP二氧化碳排放、主要污染物、森林覆蓋率、非化石能源占一次能源消費比重、單位工業增加值用水量和耕地保有量。近年來，在全國推廣實施的“湖長制”、“河長制”，更是將環境保護與地方政府“一把手”的考核(晉升)直接掛鉤。不難看出，將環保指標納入地方官員考核內容延續了以往相對績效考核或者政治錦標賽模式的思路。

相對績效考核在多代理人的政治組織中發揮著重要的作用，政治委托人通過這種方式來增強對代理人的激勵進而提高其表現③。中國地方官員相對績效考核的主要形式是政治錦標賽。改革開放以來，政治錦標賽考核內容由政治掛帥轉向經濟績效，極大地促進了經濟的快速增長④。

目前關于政治錦標賽的理論和實證研究多集中于經濟增長和財政收入等一級目標⑤，也有部分關注環境保護等二級目標⑥，而且現有文獻多聚焦于環境治理(環境政策或環境治理投入)對環境績效和經濟績效的影響⑦。本文轉換思路，拓展現有分析框架，聚焦政治錦標賽對地方政府環境治理行為的影響。具體而言，環境績效考核開始后，經濟績效的提高是支撐地方政府的環境治理投入，還是擠占環境治理投入？什么條件下經濟(環境)績效提升能夠促進環境治理改善？經濟績效與環境績效之間存在相互影響，魚和熊掌可否兼得？同時，這種新的政治錦標賽是否能強化公眾在環境治理中的作用？市場法治化的制度環境對地方政府環境治理產生怎樣的影響？這些都是非常重要的理論與實踐問題。

本文從理論和實證兩個角度回答上述問題。在理論部分，本文在“官場+市場”理論的基礎上建立了“官場+市場+公眾”地方環境治理框架，并提出三個可供檢驗的假說。在實證部分，本文利用2000—2015年中國省級層面的面板數據系統地檢驗了三個假說，通過固定效應模型和工具變量法剔除內生性因素后，本文主要發現：

第一，環境績效納入官員晉升考核顯著地改變了地方政府在政治錦標賽下的環境治理模式。2006年前，與經濟績效提高相對應的是政府環保人力、財力投入的減少，經濟績效表現出擠占或者弱化地方環境治理投入；2006年之后(環境績效考核開始后)，相對經濟績效提高，環境治理的人力和財力投入顯著增加，經濟績效極大地支撐或促進了地方環境治理投入，經濟績效對環境治理投入的支撐效應逐漸超過擠占效應，環境績效對地方政府環境治理的壓力效應與激勵效應并存；同時，經濟績效與環境績效在地方政府環境治理存在明顯的交互效應：相對環境績效越好(差)，經濟績效對地方環境治理的支撐(擠占)效應越顯著；相對經濟績效(地區實際經濟增長率減去全國增長率)越高于(低于)1.8這個臨界點，環境績效對地方環境治理的激勵(壓力)效應越顯著。

第二，公眾參與環境治理在一定程度上能夠促進地方政府的環境治理行為，但是不同的參與途徑所起的作用不同。作為公眾參與環境治理的環境信訪制度對地方政府環保人力投入的影響在統計和經濟意義上均不顯著，在環境績效考核開始后對地方政府節能環保財政支出有顯著的正向影響。充分反映民意的人大、政協的環境提案對環保人力投入的影響高度顯著，但對節能環保財政支出的影響并不顯著。

第三，市場法治環境的改善顯著減少地方政府的環保人力投入，但卻促使地方政府撥出更多資源投入到環境治理支出的其他項目。

第四，東部和中西部地區的環境治理模式存在顯著差異。這表現在兩個方面：其一，經濟績效和環境績效對東部地區環境治理人力投入的影響較弱，對中西部地區的影響較強；其二，經濟績效和環境績效對東部地區環境治理財政投入的影響與中西部地區截然相反，經濟績效的支撐效應和環境績效的激勵效應在東部地區更明顯。

二、“官場+市場+公眾”的環境治理框架

行政發包制⑧和政治錦標賽理論⑨從政治經濟學視角闡釋了中國經濟的快速增長，周黎安在此基礎上提出“官場+市場”的中國增長理論⑩。本文按照“官場+市場”理論邏輯將其拓展至地方政府的環境治理，并納入了社會公眾這一新的主體，演繹出“官場+市場+公眾”三方環境治理模型框架(見圖1)，這一理論框架包含以下三方面的內容。

首先，官場晉升與環境治理。根據“官場+市場”理論，地方官員和企業分別處于官場競爭和市場競爭之中，過去的很長一段時間，官場的晉升依賴于企業在市場中競爭的取勝——地區GDP增長率領先。因此，在缺乏環境考核或者環境考核軟約束情況下，追求高經濟增長就會弱化甚至擠占地方政府環境治理的資源投入，這是典型的“多任務條件下代理人行為的扭曲”。自“十一五”規劃開始，環境指標開始納入地方官員的政績考核，這改變了地方官員晉升激勵的內涵——不僅要金山銀山，更要綠水青山。新的晉升規則無疑會促進地方政府投入更多資源用于環境保護，加強環境監管，以提升地區環境治理水平。同時，作為污染源的企業會受到來自地方政府的壓力，進而改變以往的經營和生產模式，通過增大環保投資和采用符合標準的清潔生產模式等方式以應對政府的環境管制。轄區內企業相應行為的改變最終在市場競爭的作用下，又會以經濟績效和環境績效(污染物排放量和GDP能耗等)的形式反饋給地方政府，進而影響官場競爭的結果，并對其行為造成影響。因此，官場競爭和市場競爭在地方環境治理問題上呈現“雙向嵌入”關系：地方政府官員在晉升壓力下會主動調整發展模式，改變環境治理行為；同時，相應政策會改變轄區內企業的經營與投資行為，企業在市場競爭中的績效最終會影響官場競爭的指標(經濟增長率和環境狀況)，將政策效果反饋給地方政府，地方政府會對自身行為做出相應調整。由此，本文提出假說1：環境績效納入地方官員晉升考核會改變地方政府的環境治理行為，并促使經濟增長以支撐政府的環境治理投入。

其次，公眾民聲與環境治理。近年來，民眾的聲音和訴求在地方環境治理中發揮了越來越重要的作用。因此，本文在原有的政府和企業的基礎上引入第三個主體——公眾，這會對原有“官場+市場”模式造成沖擊。政府的環境治理實際上面臨著信息不對稱的問題，在“十一五”規劃出臺后，地方政府有動機鼓勵公眾更多地參與地區環境治理：首先，有利于掌握公眾分散的信息，同時可以向公眾傳遞政府決策的信息，緩解雙向的信息不對稱，促進政策的順利推行，維護社會穩定；其次，可以提高信息的可競爭性，集中民智，促進決策的科學性和民主性。公眾參與環境治理對“官場+市場”治理模式有兩方面的影響：一是對政府的影響，公眾對環境治理的參與會增加政府的壓力，如大眾傳媒的曝光、環境信訪、人大議案和政協提案等，這些會影響政府的環境治理行為，但地方政府還面臨著其他的考核，如“信訪”指標也在地方官員的績效考核之列，不同目標之間的沖突可能會影響公眾參與環境治理所發揮的作用。二是對企業的影響，這分為直接影響和間接影響。直接影響是公眾的參與直接影響了企業的環保行為，一方面公眾參與會給企業帶來壓力，如大眾媒體對企業環境污染的曝光會使其聲譽受到損害，進而促進其糾錯行為；另一方面公眾參與也為企業提供了激勵，例如環保企業可能更受消費者的喜愛，可以獲得“綠色溢價”。間接影響是通過行政干預機制，促使監管機構使用行政手段來監督執法。據此，我們提出假說2：公眾參與環境治理會給政府施加壓力，提升地方政府的環境治理水平。

再次，市場法治與環境治理。地方政府和企業雖然分別受到官場競爭和市場競爭的影響，但是它們和公眾都嵌套在更高層次的制度環境之中，而在眾多的制度當中，市場制度和法治對地方環境治理至關重要。市場法治環境對政府、企業和社會公眾均有重要影響：其一，對政府而言，良好的市場法治環境有利于敦促政府按照法律法規行事，促進治理能力現代化，提高治理的效率，實現“善治”，同時，良好的市場法治環境有利于規范政府與市場的關系，減少地方政府對經濟的干預，進而能夠將原先用于經濟增長和增加就業的公共資源轉移到改善民生等其他方面；其二，對企業而言，良好的市場制度有利于提高資源配置的效率，促進市場競爭，而健全的法治環境有利于引導經濟主體按照法律法規行事，維護市場競爭的公平性和秩序性；其三，對社會公眾而言，良好的法治環境有利于推動公共治理。法律界定了公共治理的范圍，規定了公共治理的主體，設定了公共治理的行為方式和監督救濟機制，可以為公共治理提供制度保障。據此，本文提出假說3：良好的市場法治環境有利于減少地方政府環境治理中的人力投入，提高環境治理的效率，但會促進地方政府轉移更多資源投入到環境治理支出的其他項目。

本文的貢獻有三個方面：第一，從理論上拓展了周黎安“官場+市場”模型，納入了公眾參與和制度環境兩個因素，發展出了“官場+市場+公眾”的地方環境治理理論框架；第二，不同于目前多數環境經濟學的研究范式——環境規制怎么影響經濟增長和環境質量，本文考察績效考核、市場法治環境和公眾監督在政治錦標賽框架下如何影響地方政府的環境治理行為；第三，本文不僅系統地比較了環境績效考核前后地方政府的環境治理模式的差異，而且研究了在環境績效考核開始后，經濟和環境績效考核對地方政府環境治理的影響，以及兩種考核的交互效應。

三、計量模型與變量

(一)環境治理模型

根據“市場+官場+公眾”環境治理理論分析，地方政府的環境治理受到經濟績效考核、環境績效考核、公眾參與和市場法治環境的四重影響，相應的模型如下：

govi,t=β1rgdpi,t-1+β2rgdpi,t-1×t2006+β3marketi,t+φPi,t+ρXi,t+ηi+λt+εi,t

(1)

其中，govi,t為第i個省第t年反映政府環境治理的投入型指標，rgdpi,t-1為上一年度該地區相對經濟績效(地區GDP增長率減去全國平均增長率)，t2006是環境績效考核的虛擬變量，因為2006年環境績效開始納入地方政府考核內容(2006年及以后值為1，2006年之前為0)，marketi,t反映市場法治環境，Pi,t反映公眾參與環境治理的指標；Xi,t為控制變量，衡量影響政府環境治理行為的其他因素，主要包括官員個人特質，影響公眾參與環境治理的因素以及一些社會經濟指標，ηi為地區固定效應，λt為時間固定效應，εi,t是隨機擾動項。系數β1反映環境績效考核開始前經濟績效對于政府環境治理行為的影響，β1+β2反映環境績效考核開始后經濟績效對于政府環境治理行為的影響，而β2衡量了兩者的差異。向量φ的各個分量反映公眾參與環境治理的不同方式對政府環境治理行為的影響。

本文還構造了相對環境績效指標renergyi,t-1(地區GDP能耗增長率與全國平均增長率之差)替代模型(1)中的環境考核虛擬變量t2006，進而更加精準衡量相對經濟績效對政府環境治理的影響，并借此分析兩種績效考核之間的交互影響，改進模型為：

govi,t=β1rgdpi,t-1+β2rgdpi,t-1×renergyi,t-1+β3renergyi,t-1+β4marketi,t+φPi,t+ρXi,t+ηi+λt+εi,t

(2)

這里，系數β1表示當地區環境績效等于全國平均水平時(即renergy=0)，經濟績效(GDP增長率)對環境治理投入的效應；β3表示當地區經濟績效等于全國平均水平時，環境績效(GDP能耗下降率)對環境治理投入的效應；β2表示經濟績效和環境績效對環境治理的交互效應。其他變量系數與模型(1)相同。

(二)變量界定及數據

1.環境治理變量：環保人力投入、環保財政支出及其占比

已有文獻主要采用了兩大類指標衡量政府的環境治理：投入型和績效型。本文目的是探究地方政府的環境治理行為，因此選擇的是投入型指標。學者多選擇環境污染治理投資總額作為衡量政府環境治理投入的指標，但是環境污染治理投資總額所包含的三個項目(城市環境基礎設施建設投資、建設項目“三同時”環保投資和工業污染源治理投資)存在統計范圍上交叉、時間不一致等問題，而且“十一五”期間，政府事權的實際環保投資，僅占實際環保投資總額的16.8%，而企業及其他投資占83.2%。相比之下，節能環保財政支出更能直接體現政府的環境治理投入，由于該數據從2007年開始才有單獨統計報告，利用節能環保財政支出占比和環保機構人均環保財政支出的數據，本文推算了2007年之前的節能環保財政支出數據。除此之外，本文還選擇了各地區環保機構人員總數作為衡量地方政府的環境治理行為的另一項指標，因為政府的環境監管與治理無疑需要相應的人員來執行，地區環保機構人員的數量可以作為衡量地方政府環境監管與治理的投入型指標。

圖2顯示了全國及各地區環保機構總人數和節能環保財政支出的變化趨勢。就地區環保機構總人數而言，2006年之后東部地區環保機構人員總數的增速明顯加快，而中部地區的變化總體較為平緩，兩者的差距不斷變大，西部地區的環保機構總人數明顯少于東部地區和中部地區，其增速在2011年之后才有顯著變化，其與東部和中部地區的差距在逐漸縮小。就節能環保財政支出而言，2006年以后三個地區的節能環保財政支出的增速明顯加快，東部地區的增速最快，從總量上迅速超過其他地區，而中部和西部地區的增速和總量均較為接近。

2.核心變量：績效考核、市場法治和公眾參與

本文的核心解釋變量主要包括地方官員的官場考核、公眾訴求與市場法治三大指標。

(1)官場考核。官場考核指標包括經濟績效和環境績效。政治錦標賽強調的是相對績效考核，本文選擇了地區實際GDP增長率與全國平均增長率之差rgdpi,t衡量該省的相對經濟績效，該值越大表明相對經濟績效越好。如前所述，本文構造了虛擬變量與經濟績效考核的交互項rgdpi,t×t2006來衡量環境績效考核對經濟績效考核所發揮的環境治理效應的影響。同時，本文參考齊曄和孫偉增等的研究，選擇地區GDP能耗增長率與全國平均增長率之差renergyi,t衡量地區相對環境績效，該值越小(負)表明環境績效越好，反之環境績效越差。本文還構造rgdpi,t×renergyi,t變量來衡量環境績效與經濟績效對環境治理的交互影響。

(2)公眾訴求。公眾參與環境治理有兩個指標，分別是公眾直接參與的環境信訪數量lnlvti,t(來信總數與來訪批次之和)以及有關環境的人大議案和政協提案數量(lnrdzxi,t)。反映公眾民意的人大、政協環境提案是公眾參與環境治理的集中體現，一旦環境提案通過并上升到法律層面，就能實現公眾參與環境治理的最終目的。

圖2 各地區環保機構總人數及節能環保財政支出的變化趨勢(2000—2015年)

(3)市場法治。本文參考樊綱等和王小魯等的研究，利用中國分省份市場化總指數來表示地區的市場法治環境marketi,t。市場化和法律制度是環境治理的重要工具，是政府治理的補充。

3.控制變量：經濟狀況、污染狀況和官員特質

(1)經濟發展狀況。環境治理的投入跟經濟發展階段和產業結構高度相關，本文用實際人均GDP(2000年價格)lngdppci,t衡量經濟發展階段，用第二產業產值占GDP的百分比衡量地區產業結構scnd_pcti,t。地區人口規模跟環境治理投入關系密切，本文控制了年末人口密度popdensi,t，同時控制人口中年輕人(15-64歲)所占的比重prop_yngi,t和公眾受教育程度edui,t來反映人口的年齡結構和素質。除此之外，本文還用地區移動電話用戶數(lncellphonei,t)來反映地區的通信水平和信息的可獲取程度。上述數據來自《中國統計年鑒》和wind數據庫。

(2)環境污染現狀。本文利用單位GDP污染物排放量來衡量地區的環境污染狀況，單位GDP的工業煙塵和粉塵排放量(噸/萬元)smokei,t、工業二氧化硫排放量(噸/萬元)SO2i,t以及工業廢水排放量(噸/萬元)wateri,t如圖3所示，可以發現在2006年之后，三種污染物的排放強度顯著下降，尤其是單位GDP二氧化硫排放量下降很快，這可能與環境績效考核中設置了二氧化硫排放量的約束性指標密切相關。

圖3 全國單位GDP污染物排放量變化趨勢(2000—2015年)

(3)官員個人特質。地方官員的個人特質會對地方的經濟增長和環境治理等方面產生重要影響。本文僅考慮了省委書記的任職年限(tenurei,t)和是否達到65歲(age65i,t)兩大主要因素，因為省委書記的個人特質對地方政府的環境治理行為的影響更為顯著。對于在一年中的1-6月上任的省委書記，本文將該年記為該官員在該省份任職的開始年份；對于在一年中的7-12月上任的，我們將該年的下一年記為該官員在該省份該職位的開始年份，相應的變量也按照這個方法賦值。省委書記的數據來自Jiang的研究公開的“中國政治精英數據庫”(CPED)。

本文使用的數據取自2000-2015年中國30個省、自治區和直轄市(不含西藏和港澳臺地區)的面板數據，表1給出了各原始變量(未取對數，采用2000年的價格)的統計描述。

(三)內生性及其處理

模型(1)和(2)是本文的基準回歸模型，但經濟績效變量可能存在內生性問題。首先是相對經濟績效和政府的環境治理行為可能存在雙向因果關系，根據“官場+市場+公眾”環境治理模型，政府的環境治理行為會受到其經濟績效考核結果的影響，同時其環境治理(如放松或強化環境監管等)反過來也可能會影響其經濟績效，尤其是那些以高污染工業為主要產業的地區。本文在模型中選擇了滯后一期的經濟績效rgdpi,t-1作為解釋變量，這有利于緩解反向因果關系問題。除此之外，在基準回歸方程中可能會遺漏與相對經濟績效有關的變量，如各省(區)的資源稟賦和技術水平等。

為此，本文使用工具變量法重新估計基準回歸模型。不同的被解釋變量選擇不同的工具變量：當被解釋變量是地區環保機構總人數lnepeoplei,t時，選擇滯后兩期的公路“密度”lnroadi,t-2和滯后三期的經濟績效rgdpi,t-3作為相對經濟績效rgdpi,t-1的工具變量，將工具變量與虛擬變量t2006的交互項作為rgdpi,t-1×t2006的工具變量，將工具變量與相對環境績效renergyi,t-1的交互項作為rgdpi,t-1×renergyi,t-1的工具變量。

公路“密度”roadi,t的定義是該省份公路里程數(km)除以該省份的行政區劃面積(萬公頃)，這是一個外部的工具變量，由于公路的建設往往提前規劃很多年，很少會及時調整，而且其作為重要的基礎設施會影響經濟績效，但又與當前的環保機構總人數之間沒有直接關系，滿足外生性的要求。

表1 原始變量的描述性統計

將滯后三期的經濟績效rgdpi,t-3作為工具變量的理由有兩個：第一，省委書記和省長的任期通常為3到5年，滯后三期的經濟績效可能屬于上一任省委書記任內的成果，其會影響現任的經濟績效，但又具有一定的外生性；第二，在晉升錦標賽模式下，省份領導人任期內平均經濟績效比其任期內某年的經濟年增長率對其晉升發揮的作用更重要，滯后三期的經濟績效會影響之后的經濟增長，但是對當前政府環境治理行為的影響會較弱，然而滯后一期的經濟績效由于存在心理學上的“近因效應”，會對官員的行為造成更大影響。

當被解釋變量是節能環保財政支出lnebudgei,t和環保預算占比enbri,t時，選擇滯后兩期的公眾受教育程度edui,t-2和滯后兩期的人均國內生產總值lngdppci,t-2作為rgdpi,t-1的工具變量，將工具變量與虛擬變量t2006的交互項作為rgdpi,t-1×t2006的工具變量，將工具變量與相對環境績效renergyi,t-1的交互項作為rgdpi,t-1×renergyi,t-1的工具變量。工具變量發生變化是因為公路“密度”與節能環保財政支出之間可能存在聯立性問題，因為兩者都是政府財政支出的重要項目，地方政府在決定兩種項目的支出時面臨著權衡取舍。因此，我們用滯后兩期的人均GDP替代公路“密度”來反映地區經濟的增長潛力，其會影響之后的經濟績效，但由于本文已經控制了當期的人均GDP，滯后兩期的人均GDP對當前的節能環保財政支出影響較小，具有一定的外生性。除此之外，公眾的受教育程度反映了勞動力的質量，是人力資本的重要內容，而人力資本會對經濟增長產生推動作用。本文用普通高等學校在校學生數占省份總人口的比重來衡量公眾的受教育程度，而高等學校的招生人數雖然受到政府政策的影響，但是也有一定的自主性。因此，滯后兩期的公眾受教育程度會對當前的經濟增長產生影響，但對政府的環境保護政策沒有直接影響，具有外生性。

四、實證結果與分析

如前所述，本文選擇各地區環保機構人員總數lnepeoplei,t、節能環保財政支出lnebudgei,t和環保預算占比enbri,t作為衡量政府環境治理投入的三個指標，下面我們將基于虛擬變量模型和連續變量模型考察(經濟和環境)績效考核、市場法治環境以及公眾參與三大核心因素對地方政府的環境治理投入的影響。

(一)環境考核為虛擬變量的回歸結果

表2的第1-3列分別是采用LSDV(虛擬變量的最小二乘法)、2SLS(兩階段最小二乘法)和GMM(廣義矩法)對環保人力投入模型的估計結果，第3-6列是對環保財政投入模型的估計結果。Hausman檢驗的結果表明在1%的顯著性水平下確定為固定效應模型，但是，固定效應估計仍不能完全消除核心變量的內生性，因此，本文采用針對內生性問題的2SLS和GMM估計模型，也報告了LSDV法剔除固定效應的結果。表2給出了回歸結果，發現如下幾個有趣的結論：

1.環境績效考核制度極大地改變了以GDP增長率為核心的政治錦標賽模式，地方的經濟增長從擠占環境治理投入轉變為支撐環境治理投入

根據模型估計結果計算，本文繪制了經濟績效和環境績效對政府環境治理投入的偏效應。圖4給出2006年前后經濟績效對政府環境治理投入偏效應的變化。在控制其他條件并考慮內生性問題情況下，2006年前相對經濟績效rgdp每提高1個百分點，環保機構人力投入相應地減少約10.2個百分點，經濟高速增長背后是環境治理投入的缺失與不足，這印證了周黎安(2007)的觀點——圍繞GDP排名的競賽嚴重擠占了環境保護的資源投入，本文將其稱為經濟高增長對環境治理投入的擠占效應。環境績效考核開始后，相對經濟績效與環保人力投入之間的關系發生顯著的變化，交互項rgdp×t2006的系數0.118，且統計上高度顯著，表明2006年之后相對經濟績效每提高1個百分點，環保機構人力資源的投入平均增加約1.6個百分點，本文稱之為支撐效應，這意味著高經濟增長支撐環保人力的高投入。

表2 環境考核為虛擬變量的回歸結果

圖4 2006年前后經濟績效對政府環境治理投入的偏效應注：左圖為地區環保機構總人數(取對數)與滯后一期經濟績效的關系：其中和是表2第二列對應β1和β2的估計值，c1為表2第二列的常數項；右圖為節能環保財政支出(取對數)與滯后一期經濟績效的關系：其中和是表2第五列對應β1和β2的估計值，c2為表2第五列的常數項。

同樣，本文從環保的財政支出模型的估計也發現類似結果，2006年前，相對經濟績效每提高1個百分點，節能環保財政支出減少26.5個百分點；2006年后，相對經濟績效與財政環保支出呈現正相關，相對經濟績效每提高1個百分點，環保財政支出平均增加4.9個百分點。從環保支出占財政總支出比例來看，2006年之前，相對經濟績效每提高1個百分點，環保財政支出占比下降0.59個百分點，但是2006年后地區相對經濟績效每提高1個百分點，環保支出比例增加0.15個百分點，說明經濟發展較快地區環保財政支出的絕對數量和占比都上升了。

由此可見，無論從環保人力資源還是財政資源投入角度，中央將生態環境指標納入地方政府績效考核已經開始改變地方的環境治理，地方政府間的政治錦標賽已經從唯GDP論英雄，轉變到物質文明與生態文明并重。

2.公眾參與環境治理的效果逐漸顯現，但是不同渠道效果迥異

環境信訪制度對地方政府環保人力投入和財力投入在統計和經濟意義上均不顯著。充分反映民意的人大、政協的環境提案對環保人力投入高度顯著，人大、政協提案每增加1%，環境機構人力投入增加近0.265%，但對環保財政投入的影響并不顯著。因此，雖然環境信訪對地方政府環境治理的直接影響不是很顯著，但是反映公眾民意的人大、政協提案已成為地方環境治理的重要力量。公眾參與內容的擴充和渠道的擴展加快了環境治理速度與成效，促使公眾從象征參與，到實質參與，再到科學參與的轉變是環境治理成功與否的重要保障。

3.健康的法治環境極大減輕環保人力投入，促使地方政府轉移更多資源投入到環境治理支出的其他項目，是環境治理的長治久安之策

環境治理不僅需要政府“有形手”的直接介入，更需要市場“無形手”的調節和相關法律制度的威懾。表2的結果顯示，在控制其他因素的條件下，反映市場化程度和法治環境的市場化指數每提高1個單位，環保機構的人力投入平均減少10.8%，節能環保財政支出平均增加約5.8%。良好的市場法治環境使得地方政府治理更加高效，政府與市場關系也更加健康，這使得地方政府能夠轉移更多資源投入到環境治理支出項目，而非依賴增加環保人力投入展開環境治理。從市場化指數的取值分布看，上海、江蘇、浙江和廣東四個地區的市場化指數平均值高達10以上。這意味著，相對于全國市場化指數的平均值7而言，如果保證其他條件不變，市場化指數提高3個單位，相對應是環境機構人力將少投入33%，環保財政支出將增加17.4%。從環保預算比例的變化看，市場化指數每提高1個單位，環保預算比例平均增加0.22個百分點。因此，營造以法治為核心的健康市場環境是生態文明建設長治久安的基石。

綜上所述，在環境績效考核前，以經濟增長為核心的政治錦標賽模式是以環境治理投入低為特征的，經濟增長對環境治理投入表現出鮮明的擠占效應；環境績效考核顯著地改變了經濟績效對于地方政府環境治理的擠占效應，地方政府開始兼顧經濟發展與環境保護，而且這一模式具有動態性，地方政府會根據上一年的經濟績效決定當前的環境治理行為，假說1的支撐效應得到證實。同時，公眾參與對地方政府的環境治理行為逐漸顯現積極的影響，人大、政協的環境議案或提案對環保人力投入有顯著影響，但是對環保財力投入的影響并不顯著，環境信訪對于地方政府環保人力和財力投入的影響不顯著，假說2得到證實。最后，反映市場法治環境的市場化指數對地方政府的環境治理有顯著的影響，市場法治環境的強化顯著減少了地方政府在人力上的投入，使得地方政府能夠撥出更多資源投入到環境治理支出的其他項目，這表明法治建設和市場化進程對環境治理的意義重大，假說3得到驗證。

(二)環境績效為連續型變量的回歸結果

前面通過虛擬變量回歸模型發現環境績效考核改變了以經濟績效為核心的政治錦標賽模式，下面本文將利用連續型變量——相對環境績效renergyi,t-1(地區GDP能耗增長率與全國平均增長率之差)替代環境考核虛擬變量t2006，考察2006年以后(環境績效考核開始后)環境績效和經濟績效考核對地方政府環境治理行為的交互影響。表3給出模型(2)的估計結果，發現以下主要結論：

表3 環境績效為連續型變量的回歸結果

1.相對經濟績效對環境治理投入的支撐效應逐漸超過擠占效應

根據表3的估計結果，當GDP能耗增長率等于全國平均增長率時，經濟績效對地區環保機構人力投入沒有顯著影響；當GDP能耗增長率低于全國平均水平時，經濟績效提高對環境治理人力投入有支撐效應，而當GDP能耗增長率高于全國平均水平時，經濟績效提高對環境治理人力投入表現出擠占效應，其大小受到前期相對環境績效的影響。圖5(左)展示了在不同環境績效水平下，經濟績效對地方政府環境治理的偏效應，例如，當renergy=-6(GDP能耗增長率低于全國平均水平6個百分點)，經濟績效對環保人力投入的偏效應高達6.8%；當renergy=5(GDP能耗增長率高出全國平均水平5個百分點)，經濟績效對環保人力投入的偏效應為-6.4%。這意味著，環境績效好，經濟績效更支撐未來的環境治理投入；相反，環境績效差，經濟績效減少未來的環境治理投入，表現出擠占效應。因此，經濟績效對環境治理起到支撐效應還是擠占效應很大程度上取決于前期的環境績效水平。在2006-2015年的300個樣本觀測值中，有62%的樣本表現出支撐效應，特別是，2011-2015年(“十二五”期間)的150個樣本中，72%的樣本表現出支撐效應。由此可推斷，在環境績效考核開始后，經濟績效的提升對環境治理的支撐效應逐漸超過擠占效應，也印證了前面虛擬變量回歸所得結論。

同樣，從環保財政支出模型的估計也發現類似結果：當GDP能耗增長率等于全國平均增長率時，經濟績效對地區節能環保財政支出及其占比沒有顯著影響；當GDP能耗增長率低于全國平均水平時，經濟績效的提高對環境治理財力投入呈現支撐效應，例如renergy=-6，經濟績效對節能環保財政支出及其占比的偏效應分別為16.6%和0.501個百分點；而當GDP能耗增長率高于全國平均水平時，經濟績效的提高對環境治理財力投入表現出擠占效應，例如renergy=5時，經濟績效對地方政府節能環保財政支出及其占比的偏效應分別為-19.7%和-0.632個百分點。

2.相對環境績效對環境治理投入顯現出壓力效應和激勵效應并存

根據表3的估計結果，當地方相對經濟績效(經濟增長率減去全國平均增長率)低于1.8時，環境績效對地方政府環境治理的壓力效應顯著，其大小受經濟績效的影響。圖5(右)展示了在不同經濟績效水平下，環境績效對政府環境治理人力投入的偏效應，當地區GDP增長率等于全國平均水平情況下，GDP能耗增長率每提高1個百分點，政府環保治理人力投入增加2.2%，節能環保財政支出平均增加5.8%，環保支出占財政總支出的比例上升0.19個百分點。環境績效的落后會對地方官員產生壓力，促使政府加大環境治理的人力投入。同樣，環境績效對環境治理行為的影響大小也與經濟績效的水平有關：當地方相對經濟績效低于1.8時，環境績效對于環境治理人力投入的壓力效應會更大。

圖5 相對經濟績效(左)、相對環境績效(右)對政府環保人力投入的偏效應注:由于地區環保機構人數，節能環保財政支出及其占比的估計結果較為類似，因此僅以地區環保機構人數(對數)為例畫圖。

當相對經濟績效高于1.8時，環境績效對政府環保治理的壓力效應轉變為激勵效應，其激勵強度受到前期相對經濟績效的影響，激勵效應分為兩種：第一種是相對環境績效的提高(GDP能耗相對增長率下降)會帶來環境治理更大的投入；另一種是相對環境績效的下降會降低環境治理投入。例如，當相對經濟績效rgdp=5時，GDP能耗增長率每下降(提高)1個百分點，政府環保治理人力投入增加(減少)3.8%，節能環保財政支出平均增加(減少)10.7%，環保支出占財政總支出的比例上升(下降)0.33個百分點。

之所以會出現相對經濟績效小于1.8時有壓力效應，大于1.8時有兩種激勵效應的現象，本文推測這與官員的晉升機制有關。當某地區的經濟績效不高時，需要配合環境績效，地方官員才能有更大概率得到晉升。當某地區的經濟績效高時，可能出現兩種情況：一是“強者愈強”的激勵效應，該地區前期的環境績效好，而且有好的經濟績效作為支撐，地方官員可以在下一期繼續追求經濟與生態環境的良性互動；另一種是“弱者愈弱”的激勵效應，該地區前期的環境績效雖然相對較差，但是經濟績效十分突出，地方官員可能無須依賴環境績效，僅憑借優異的經濟績效即可晉升，因為環境績效對地方領導人晉升的影響沒有經濟績效那么顯著，而且加大環保投入會占用原本用于經濟發展的相應資源，使得經濟增長降速，這對于仍然處于較低發展水平的地區可能影響較大。

在環境績效考核開始后，公眾參與對地方政府的環境人力投入和財力投入出現完全不同的結果：環境信訪數量對環境機構人力具有微弱的負向影響，而對財力投入具有顯著的正向影響，環境信訪數量每增加1%，會使得環境機構人力投入下降近0.09%，節能環保財政支出上升0.11%；充分反映民意的人大、政協的環境提案對環境人力投入有顯著的正向影響，對節能環保財政支出的影響為負，人大、政協提案每增加1%，會使得環境機構人力投入增加近0.23%，使得節能環保財政支出下降0.1%。

4.良好的市場法治環境顯著減少了地方政府的環保人力投入，但對環境治理的財力投入影響不顯著

與前面虛擬變量回歸結果類似，市場化指數每提高1個單位，環保機構的人力投入平均減少10%左右，節能環保財政支出變化不顯著。這表明良好的市場法治環境使得地方政府更加高效，能夠通過減少“冗員”以及減少對經濟發展的干預來轉移更多公共資源投入到節能環保支出的其他項目。

綜上，環境績效考核開始后，經濟績效提升對地方政府環境治理的支撐效應開始顯現，這與2006年之前經濟績效對環境治理以擠占效應為主形成鮮明對比，而且隨著環境績效的提升，經濟績效對環境治理投入的支撐效應更加顯著，假說1得到進一步證實。另外，對于經濟增長率處于相對平穩的區域，環境績效考核對環境治理有顯著的壓力效應，但不可忽視的是，對于經濟增長率處于高增長的區域，環境績效對環境治理顯現出兩種不同的激勵效應。良好的市場法治環境極大地降低了地方政府在人力上的投入，使得地方政府能夠更加注重通過其他途徑開展環境治理，這進一步驗證了假說2。公眾參與對地方政府的環境治理行為的影響更加積極。環境信訪對于地方政府財力投入有顯著正向影響，人大、政協的環境議案對環保人力的投入有顯著的正向影響，假說3得到進一步的證實。

(三)地區異質性分析

前文我們利用全國的數據分析了地方政府的環境治理行為，但是東部和中西部地區的經濟發展階段是不同的，那些處于發展初期階段的地區可能仍然采取粗放式的發展模式，需要激勵才能改變以往的發展模式，而那些已經進入了較高發展階段的地區，可能會自覺采取更加環保的增長方式。因此，為了分析地區的差異性，我們構造了虛擬變量easti,t(等于1表示是東部地區，否則等于0)，并設置其與核心解釋變量的交互項，重新估計了模型(2)，得到如下結論：

1.經濟績效和環境績效對東部地區環境治理人力投入的影響較弱，對中西部地區的影響較強

根據表4的估計結果，在東部地區，經濟績效對地區環保機構人數的偏效應較弱，其受前期環境績效的影響。當GDP能耗增長率等于全國增長率時，經濟績效對地區環保機構人力投入有正向影響，但是統計上并不顯著，而且滯后一期相對環境績效對偏效應的影響微乎其微。同樣，環境績效對地區環保機構人數的偏效應也較弱，當前期的經濟增長率等于全國增長率時，當GDP能耗相對增長率每提高1個百分點，會使得地區環保機構人數下降0.2%，而且經濟績效對偏效應的影響也十分微弱。這表明東部地區環境治理的人力投入受經濟和環境績效考核的影響較小。相反，中西部地區對于經濟和環境績效考核的反應則較強，其結果與全國層面的結果較為類似，不再贅述。

2.經濟績效和環境績效對東部地區環境治理財政投入的影響與中西部地區截然相反，經濟績效的支撐效應和環境績效的激勵效應在東部地區更明顯

首先，在東部地區，雖然經濟績效對地方環境治理的財政投入偏效應仍然受前期環境績效水平的影響，但是環境績效越差，經濟績效對下一期環境治理投入的支撐效應越強，而環境績效越好，支撐效應越弱，這與中西部地區截然相反。例如，當renergy=2(GDP能耗增長率比全國高2個百分點)時，在東部地區，經濟績效對節能環保財政支出的偏效應高達12.8%，表現為支撐效應；而在中西部地區，經濟績效對節能環保財政支出的偏效應則為-7.1%，表現為擠占效應。節能環保財政支出占比的估計結果較為類似。這表明，東部地區已經進入經濟發展與環境保護良性互動的階段；而中西部地區仍然存在“兩極分化”的現象：前期環境績效越好，經濟發展對環境治理的支撐作用越明顯；前期環境績效越差，經濟發展對環境治理的擠占效應越強。

所采集的滲瀝液每次分別取10～20 mL加6 mL濃硝酸進行微波消解后對重金屬砷、汞、鎘、鉻、鎳等指標分析；另外分別取150 mL滲瀝液在室溫下6 000 r·min-1離心所得上清液進行有機物組成、總氮、總磷、生化需氧量等指標分析；無菌玻璃瓶采集的水樣直接培養測定糞大腸菌群。

其次，在東部地區，環境績效對地方節能環保財政支出的壓力效應與激勵效應并存，但是兩種效應出現的情況與中西部地區恰好相反，而且東部地區以激勵效應為主，中西部地區以壓力效應為主。根據表4的估計結果，當地方相對經濟績效(經濟增長率減去全國增長率)低于2.8時，環境績效對地方政府環境治理的激勵效應顯著，其大小受前期的經濟績效影響。激勵效應同樣分為兩種：第一種是相對環境績效的提高(GDP能耗相對增長率下降)會帶來環境治理更大的投入；另一種是相對環境績效的下降會降低環境治理投入。當相對經濟績效高于2.8時，環境績效對地方政府環境治理的壓力效應顯著，其大小受經濟績效的影響。但是，在2006-2015年110個東部地區樣本中，僅有17個相對經濟績效高于2.8，因此環境績效對東部地區環境治理主要表現為激勵效應。環境績效對中西部地區的影響類似于全國層面回歸的結果，當地方相對經濟績效(經濟增長率減去全國增長率)低于1.7時，環境績效對地方政府環境治理的壓力效應顯著，當其高于1.7時，環境績效對地方政府環境治理的激勵效應顯著。并且在2006-2015年190個中西部地區樣本中，僅有72個相對經濟績效低于1.7，因此，環境績效對中西部地區的環境治理主要表現為壓力效應。

表4 地區差異性分析結果

東部和中西部地區的差異可能和其發展階段有關，中西部地區經濟發展較為落后，技術水平不高，發展經濟滿足廣大人民群眾的基本需求為主要任務，因此可能會采取犧牲環境的粗放式發展模式，而東部地區已處于較高的發展階段，追求高質量發展成為主要基調。

五、穩健性檢驗

盡管我們已經對前文所使用的工具變量的外生性進行了論述以及檢驗，但是工具變量可能仍然無法滿足完美的外生性假定。因此，在本部分我們利用Conley等人提出的近乎外生工具變量法對模型(1)進行重新估計。按照排除性約束假定，工具變量不會出現在模型(1)中，即模型(3)中θ1=θ2=θ3=θ4=0，模型(4)中π1=π2=π3=π4=0，而Conley等人放松了這一假定，對于任意k允許θk或πk在[-δk,δk]范圍內變動，其中δk≥0，在此基礎上估計模型(3)和模型(4)，可以得到各變量估計系數的置信區間。該方法可以有效地解決工具變量非完全外生的問題，已得到眾多學者的應用。

lnepeoplei,t=β1rgdpi,t-1+β2rgdpi,t-1×t2006+β3marketi,t+θ1lnroadi,t-2+θ2lnroadi,t-2×t2006+θ3rgdpi,t-3+θ4rgdpi,t-3×t2006+φPi,t+ρXi,t+ηi+λt+εi,t

(3)

lnebudgeti,t=β1rgdpi,t-1+β2rgdpi,t-1×t2006+β3marketi,t+π1edui,t-2+π2edui,t-2×t2006+π3lngdppci,t-2+π4lngdppci,t-2×t2006+φPi,t+ρXi,t+ηi+λt+εi,t

(4)

本文利用近乎外生工具變量法，對δk進行了不同的假設，并在此基礎上估計了模型(3)和模型(4)，表5和表6分別匯報了當被解釋變量是地區環保機構總人數和節能環保財政支出及其占比時，內生解釋變量rgdpi,t-1和rgdpi,t-1×t2006的系數β1和β2取值的90%置信區間。

表5 地區環保機構總人數作為被解釋變量的估計結果

當被解釋變量是節能環保財政支出及其占比時，我們同樣首先假定對于任意k，δk=0，得出表6第1行的結果，這與運用兩階段最小二乘法(2SLS)估計模型(1)得出的結果相同。由于lngdppci,t-2取了對數，我們在之后的測試中，δ1和δ2的取值幾乎總大于δ3和δ4的取值。我們接下來通過假定所有工具變量對于被解釋變量的影響大小相同，彈性均為0.01，得到的置信區間(第二行)略大于工具變量完全外生的結果。之后我們允許工具變量對于被解釋變量有更大的影響，得出了第三行的結果，能夠發現β1的估計仍然為負，β2的估計仍然為正。

綜上，雖然我們放松了工具變量完全外生性的假定，但是前文的核心結果沒有發生變化。這表明我們的結論是穩健的。雖然對于δk的部分取值，本文得出了較寬的置信區間，這是因為我們沒有充分利用工具變量系數的分布的信息，根據Conley等人的研究結果，如果正確選擇了系數的分布，可以得到更窄的置信區間，這有待進一步的研究。

表6 節能環保財政支出及其占比作為被解釋變量的估計結果

六、主要結論與政策涵義

本文運用2000-2015年中國省級層面的面板數據，基于三方共治的環境治理模型，分別利用固定效應模型和工具變量法估計了績效考核、市場法治以及公眾參與對地方政府環境治理行為的影響，并利用近乎外生工具變量法進行了穩健性檢驗。研究發現：

環境績效納入地方政府考核顯著地改變了以GDP增長率為核心的政治錦標賽模式，經濟發展對地方環境治理投入的擠占效應逐漸變為支撐效應。2006年及以前經濟績效每提高1個百分點，環保機構人力投入相應地減少約10.2個百分點，節能環保財政支出減少26.5個百分點，環保財政支出占比下降0.59個百分點；2006年之后經濟績效每提高1個百分點，環保機構人力資源的投入平均增加1.6個百分點，環保財政支出平均增加4.9個百分點，環保支出比例增加0.15個百分點。因此，政治錦標賽競賽標準的變化導致地方政府間圍繞GDP增長率的競賽從擠占與弱化環境治理轉變到支撐與促進環境治理的投入。

環境績效考核開始后，經濟績效對地方政府環境治理的支撐效應逐漸超過擠占效應，其程度取決于前期的環境績效水平；環境績效對地方政府環境治理的壓力效應與激勵效應并存，其大小受前期經濟績效水平的影響。首先，經濟績效對地方政府環境治理的影響表現為支撐效應和擠占效應，當GDP能耗增長率等于全國平均增長率時，經濟績效對地區環保機構人力投入沒有顯著影響；當GDP能耗增長率低于全國平均水平時，經濟績效提高對環境治理人力投入有支撐效應，當GDP能耗增長率高于全國平均水平時，經濟績效提高對環境治理人力投入有擠占效應，其大小受到前期相對環境績效的影響。這意味著，環境績效好，經濟績效更支撐下一期的環境治理投入；相反，環境績效差，經濟績效減少下一期的環境治理投入，表現出擠占效應。其次，環境績效對地方政府的環境治理表現為壓力效應和激勵效應。當地方相對經濟績效(經濟增長率減去全國增長率)低于1.8時，環境績效對地方政府環境治理的壓力效應顯著，其大小受經濟績效的影響。當相對經濟績效高于1.8時，環境績效對政府環境治理的壓力效應轉變為激勵效應，其激勵強度受到前期相對經濟績效的影響，激勵效應分為兩種：第一種是相對環境績效的提高(GDP能耗相對增長率下降)會帶來環境治理更大的投入；另一種是相對環境績效的下降會降低環境治理投入。

公眾參與環境治理在一定程度上能夠促進地方政府的環境治理行為，但是不同的參與途徑所起到的作用不同。作為公眾參與環境治理的環境信訪制度對地方政府環保人力投入在統計和經濟意義上均不顯著，在環境績效考核開始后對地方政府的節能環保財政支出有顯著的正向影響，相應彈性值為0.11。充分反映民意的人大、政協的環境提案對環保人力投入高度顯著，人大、政協提案增加1%，環境機構人力投入增加近0.265%，但對環保財政投入的影響并不顯著。

市場法治環境能顯著減少地方政府的環保人力投入，并促使地方政府撥出更多資源投入到環境治理支出的其他項目。反映市場化程度和法治環境的市場化指數每提高1個單位，環保機構的人力投入平均減少10.8%，節能環保財政支出平均增加約5.8%。

東部和中西部地區的環境治理模式存在顯著差異。這表現在兩個方面：首先，經濟績效和環境績效對東部地區環境治理人力投入的影響較弱，對中西部地區的影響較強；其次，經濟績效和環境績效對東部地區環境治理財政投入的影響與中西部地區截然相反，經濟績效的支撐效應和環境績效的激勵效應在東部地區更明顯。

本文對于打開地方政府環境治理的“黑箱”，剖析我國環境治理機制的內核具有一定的啟示意義。通過對地方官員績效考核標準的修改，推動中國經濟快速發展的政治錦標賽模式也能夠促進地方政府的環境治理行為。但是要看到，這種改革也有負面作用，隨著考核內容的逐漸增多，指標體系的愈發復雜，激勵效果將隨之降低，而且給定地方政府資源和注意力的有限性，各地區不同的區位特征，以及地方領導人的施政偏好，不同地區可能在眾多考核項目中做出不同的權衡取舍，進而影響政策的實際效果。更為長遠的解決方法是營造良好的市場法治環境，厘清政府與市場的關系，加強相關制度建設，同時讓社會公眾更多地參與地方環境治理，使其發揮更大的作用，例如更好地發揮人大和政協在監督與問責地方官員上的職能，鼓勵社會公眾更多地參與政府決策，政府在決策過程中更多地吸納民意，并增強大眾傳媒對于地方政府和企業的監督作用等。

雖然本文主要探討的是地方政府的環境治理，但是本文提出的“官場+市場+公眾”環境治理模型蘊含了地方政府、企業和公眾的互動關系，地方政府的環境治理、企業的環保投資和公眾參與環境治理三者的互動關系將是未來一個重要的研究方向。

注釋

②方穎、郭俊杰：《中國環境信息披露政策是否有效：基于資本市場反應的研究》，《經濟研究》2018年第10期。

③B. Holmstrom, “Moral Hazard in Teams,”BellJournalofEconomics, vol.13, no.2,1982, pp.324-340;A. Shleifer, “A Theory of Yardstick Competition,”RANDJournalofEconomics, vol. 16, no.3, 1985, pp.319-327.

④H. B. Li and L. A. Zhou, “Political Turnover and Economic Performance: The Disciplinary Role of Personnel Control in China,”JournalofPublicEconomics, vol. 89, no. 9,2005, pp.1743-1762;Y. Yao and M. Y. Zhang, “Subnational Leaders and Economic Growth: Evidence from Chinese Cities,”JournalofEconomicGrowth, vol. 20, no. 4,2015, pp.405-436.

⑤周黎安、陶婧：《官員晉升競爭與邊界效應：以省區交界地帶的經濟發展為例》，《金融研究》2011年第3期;喬坤元、周黎安、劉沖：《中期排名、晉升激勵與當期績效：關于官員動態錦標賽的一項實證研究》，《經濟學報》2014年第3期。

⑦韓超、張偉廣、單雙：《規制治理、公眾訴求與環境污染——基于地區間環境治理策略互動的經驗分析》，《財貿經濟》2016年第9期;吳建南、徐萌萌、馬藝源：《環保考核、公眾參與和治理效果：來自31個省級行政區的證據》，《中國行政管理》2016年第9期。

⑧周黎安：《行政發包制》，《社會》2014年第6期。

⑩周黎安：《“官場+市場”與中國增長故事》，《社會》2018年第2期。