環保監測監察執法機構扁平化改革與邊界水污染

李衛兵　楊詠文

關鍵詞 組織結構；扁平化改革；邊界污染；環保垂直管理改革

中圖分類號 F062. 6；F062. 2；F426 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）04-0137-10 DOI：10. 12062/cpre. 20221049

組織可通過扁平化（少層次）或線性化（多層次）改革來調整信息傳遞效率和激勵機制，從而優化組織效率。政府作為一種提供國家管理職能的組織，也不可避免地存在扁平化和線性化的權衡［1］。現有文獻已經充分討論了政府組織結構的經濟效應［ 2］，但較少關注環保機構組織結構對環境公共物品供給的影響。同時，中國環境污染的區域性特征越發明顯［3］，如何治理污染成為一個棘手的問題。鑒于此，該研究基于中國自2016年起推行的“省以下環保機構監測監察執法垂直管理制度改革”（下文簡稱改革）這一項準自然實驗，分析改革對市轄區邊界水污染的影響，從職能優化的視角為環保機構的組織結構設計提供經驗證據。

1 文獻綜述

與文章相關的文獻主要有兩大類。

一類是關于組織結構的研究。組織結構指組織內的成分排序、空間位置及要素間的聯系，通過組織成分的重排和整合可優化組織績效［4］。根據組織中間節點數量和單一節點的覆蓋廣度，組織可根據結構被劃分為線性化和扁平化兩類。通常來說，線性化結構中信息傳遞更流暢、等級制度更嚴格且協調成本更低，而扁平化結構有利于保證信息真實性和有效性，同時提供更好的成員激勵制度［5］。因此，組織總是處于兩類結構的權衡取舍中。學者們［6-8］認為最優的組織結構并非普適準則，而是根據組織類型研究其結構優化方向。與文章直接相關的是對于政府組織結構的研究，Bo等［9］基于中國的省直管縣改革，研究了政府組織結構的扁平化對財政資金使用效率的影響，發現改革賦予縣政府更多的財政自主權，導致其產生腐敗和資金誤用，最終損害了政府效率。

二類是關于邊界污染的研究。國內外大量文獻揭示了邊界地區污染更甚［10］。政府和企業的搭便車行為是這一現象的主要推手［11］。①污染可自然轉移至周邊轄區，因此，在分權式或屬地化環境管理體制下，地方政府主動放松邊界地區的環境規制力度［12］。②企業會主動遷至環境規制寬松的邊界處以最小化污染成本［13］，導致污染在邊界堆積。此外，政府還通過土地出讓政策引致污染企業在邊界聚集［14］。最后，地方政府面臨日趨嚴格的節能減排考核，而邊界環境監督力量相對薄弱，這強化了地方政府的策略性減排動機，從而加劇邊界污染［15］。而解決邊界污染的措施包括加強中央政府直接監管［16］、擬定跨區域協同治理方案等［17］。

關于政府組織結構的研究聚焦政府的經濟職能，卻忽略了政府的環保職能。此外，由于一國的環境管理體制通常內嵌于行政管理體制，因此，難有機會考察環保機構組織結構改革的單一影響。而政府對環境和經濟的偏好并不對等，并且不同級別政府的環境偏好差異明顯［18］，直接將政府組織結構對經濟職能的影響照搬到環保職能可能并不適用，因而單獨考察政府環保機構的組織結構具有獨特意義。目前現有研究提出的邊界污染解決方案主要從單一政策或規定入手，較少考慮環境管理體制本身。而管理體制是環保的制度基石，因此，考察環境管理體制的環境效應豐富了現有研究的視野，也能為建立長期性和根本性的管理制度提供學理支撐。基于此，文章擬評估環保機構扁平化改革的邊界環境治理效應，為政府環保機構組織結構及其職能優化提供有益的經驗證據，同時，為解決棘手的邊界污染問題提供新的思路。

2 改革背景與理論機制

2. 1 改革背景

中國于1988年設立了國家環境保護局，之后歷經30年逐步形成現行的環境管理體制。其特征是中央統一監管全國性事務，地方各級政府對環境質量負責，即實行以“塊”為主的屬地化管理體制。在該體制下，地方政府及當地環保機構同時承擔環保和監督職責。若地方以非環境友好型產業為主，那么在晉升壓力下，地方官員會陷入環境和經濟抉擇的困境。此時地方官員可能會選擇干預本級環保機構履職，使得環境規制難以有效落實，進而以生態環境為代價換取經濟增長。在環境狀況持續惡化的背景下，中央政府加大對環保領域的干預力度，具體措施包括：搭建中央、省、市和縣的四級環境監測體系，將監測數據作為管理者政績考核的依據，以打破“唯GDP論”的發展模式；出臺諸如“三廢”綜合治理和環境保護稅等全國性環境政策。這一系列措施對地方政府施加了治污“硬約束”，使其不得不正視轄區內的污染問題，為此，地方政府面臨經濟和環境雙重考核的局面。

這種背景下，中國的環境保護實踐遇到了三個亟待解決的難題。①地方政府出于地方保護的目的干預環境監測行為。現行的環境監測數據是由基層環保機構采集樣本并分析得到，然后經由本級環保機構和政府將數據傳輸至上級政府和環保機構，最后傳輸至中國環境監測總站。中央政府以環境監測數據為主要依據制定環境標準并考核地方官員的環保績效。因此，地方政府存在修改環境監測數據的動機和可能［19］，實現支持污染企業生產的同時獲得“清潔”的數據。②轄區邊界的污染問題。在環保監管屬地化管理體制下，地方政府通過遷移企業或排污口的方式轉嫁治污責任［20］。③地方環保機構效率低下。地方環保機構同時接受當地政府和上級環保機構的雙重領導，當地方政府和上級環保機構因立場和環保取向下達不一致的命令時，地方環保機構易陷入兩難困境。為解決上述問題，改變以“塊”為主的監管體制，2016年9月中共中央辦公廳、國務院辦公廳聯合下發《關于省以下環保機構監測監察執法垂直管理制度改革試點工作的指導意見》（以下簡稱《意見》）的通知。這是一項針對環境管理體制的“底盤性”的制度改革。《意見》旨在搭建一個垂直監管與屬地負責并行的環境管理框架，針對市縣環保機構管理體制、人員和資產劃轉以及支持經費均作了明確規定。改革的重點內容包括：①上收環境監測和監察職能，由省級環保機構統一行使，設立跨市轄區的監測體系，加強城市邊界地區污染治理；同時調整環境監測、監察費用，由省級政府承擔環境監測和監察支出，有利于確保監測、監察經費落到實處，提升相應能力。②人事權上收至省級環保機構，同時市級環保機構實行以省級環保機構為主的管理體制，當地方政府與上級環保機構下達的指令沖突時，堅決按上級環保機構的指令執行，避免市級政府因政績等原因干預環保機構履職。改革前后政府和環保機構的等級關系如圖1所示。

2. 2 理論機制

文章認為改革抑制了地方官員的合謀行為，并強化了地方政府的邊界污染治理意識，從而緩解邊界水污染問題。

2. 2. 1 破解官員合謀

改革切斷了地方官員合謀的利益輸送渠道，使得地方政府難以遮掩邊界排污行為。由于中央與地方政府之間存在信息不對稱，下級政府官員可合謀實現互利［21］。對于地方政府來說，合謀的目的在于實現更優秀的政績。但事實上，地方政府除經濟壓力，還面臨環境約束。改革前，市級政府掌握當地環保機構的人事任免權，面臨經濟和環境的雙重壓力時，市級政府官員可以通過合謀干預當地環保機構在邊界處的執行力度，形成治理轄區內污染而無視邊界污染的雙重格局［22］。而環保機構的官員接受當地政府官員的干預有助于其政治晉升，因此合謀成為一個均衡。這種邏輯下，市級政府和當地環保機構合謀，通過粉飾環境數據和轉移污染源的方法保證經濟增長和建成區的環境質量。改革從制度上打破了二者之間的合謀均衡。市級環保機構的黨組書記、副書記以及其他成員的任免權轉移至省級環保機構，有助于切斷市級政府和當地環保機構之間的利益鏈條，徹底改變二者的雙向互利關系。據此提出假設1。

假設1：改革抑制了官員合謀行為，實現邊界環境質量改善。

2. 2. 2 強化地方政府的邊界污染治理意識

改革將監察職權上移至省級政府，加強對地方政府的監督，提高其實施機會主義行為的風險，促使其積極治污，同時也導致企業面臨更強的環境約束。政府的邊界治污行為具有正外部性，同時有益于本地和相鄰地區。在“塊狀”管理體制下，地方政府更傾向于治理轄區內污染，治理邊界污染的意識明顯不足。同時，污染具有負外部性，當企業污染排放于行政轄區邊界時，當地政府可以享受企業帶來的全部經濟利益，且僅需承擔部分污染治理責任［23］。因此，地方政府產生戰略性減排動機，即將污染源向其邊界轉移或放松邊界處環境規制以獲取搭便車收益［24］。而改革致力于構建“條塊”結合的環境監管體制，具體包括：①改變以往嚴格以行政邊界區分環保責任的模式，按流域設置監管和行政執法機構、跨地區環保機構。②選擇能力較強的駐市環境監測機構承擔跨區域、跨流域的環境監測職能。③由省級環保機構牽頭建立全區域協作機制，實施跨區域、跨流域污染聯防聯控。④市轄區內統一環境規制標準、統一監測、統一執法。這些舉措旨在遏制地方政府采取差異化的環保策略，同時嚴抓跨區域、跨流域的環境監測監察，強化地方政府的邊界污染治理意識，并積極開展邊界污染治理行動。據此提出假設2。

假設2：改革有利于強化地方政府的邊界污染治理意識，并使地方政府積極治理邊界污染。

3 數據、變量和實證模型

3. 1 數據

研究用到的數據包括水質數據、氣象數據和改革的推行情況。其中，水質數據來自2012—2019年中國監測總站發布的國家地表水水質自動監測站（以下簡稱監測站點）的數據。監測項目主要包括溶解氧、化學需氧量、氨氮、酸堿度及總有機碳。除各類污染物的具體濃度外，該數據還報告了綜合水質指標，分為Ⅰ至Ⅴ類，等級越高表示水質越差。

聚焦市級行政轄區邊界的水質狀況，因而需要定位處于城市邊界且受多個轄區共同影響的監測站點。文章結合監測站點經緯度、中國三級及以上河流和ArcMap軟件計算監測站點到城市邊界處（上游和下游邊界）河流流經的距離。同時，刪除了監測河流或湖體全部位于市內的監測站點。基準回歸中，邊界監測站點包括站點到城市邊界間河流的曲線距離不超過20 km的站點。（如圖2所示，此處的邊界站點僅指城市邊界，不包括省份邊界）。穩健性檢驗中，選取其他的距離閾值進行分析以確保結論的可信度。

氣象數據來自中國氣象局國家氣象信息中心。改革地區與時間通過官方文件確定，以文件出臺的下一月份作為改革啟動時點。

3. 2 變量

被解釋變量包含四個水質指標，分別為溶解氧（DO）、化學需氧量（COD）、氨氮（NH_3^?N）和酸堿度（pH）。其中，DO 指標越高表示水質越好，其他指標則相反。核心解釋變量為是否推行改革的虛擬變量，命名為DUS。若所在地區推行改革則取值為1，否則為0。

影響水質的因素眾多。為緩解遺漏變量問題，模型加入以下兩類控制變量。①氣象因素，包括監測站點所在城市的氣溫（Temp）、相對濕度（Hum）、降水量（Rain）、日照時數（Sun）和上月綜合水質（Quality）。②城市層面因素，對外開放（Open）、人口密度（Pop）、第二產業占比（Second）、城市化（Urban）和晉升壓力（Prom）。以上變量的定義和描述性統計見表1。

3. 3 水質數據初步統計

表2描述了河流距離小于等于指定長度處的水質狀況（取均值）。可以看出，四個水質指標均呈現出越接近城市邊界水質狀況越差的態勢，其中，COD 指標的趨勢尤為明顯。總體來說，35 km 和25 km 處的水質均好于15 km處。

4 實證結果及分析

4. 1 基準回歸結果

根據式（1），四個水質指標（DO、COD、NH₃?N、pH）分別作為被解釋變量進行檢驗。表3中列（1）—列（4）分別對應四個水質指標。所有回歸均引入控制變量和固定效應。改革后水體中DO 濃度提高了7. 06%，在1%的水平下顯著。同時，COD 和NH₃?N 濃度顯著下降，但改革對pH指標并無顯著影響。總體來說，改革有助于改善城市邊界水質狀況。

在地方政府治理環境的實踐中，打撈藍藻、清除水面垃圾是最常見的方式。這種方式導致水體中的DO 濃度顯著上升，而其他污染物（如COD 和NH₃?N）的濃度無明顯變化。但回歸結果顯示，COD 和NH₃?N 的濃度顯著下降，證實改革在一定程度上遏制了市轄區邊界水污染治理的搭便車行為。

結果顯示，改革對pH 值無顯著影響。這是因為與COD 和NH₃?N 等相比，中央政府對pH 值未設定明確考核目標，從而地方政府存在選擇性減排［25］。這意味著改革的減排效應在施加了減排約束的污染物上表現更好，也說明引入懲罰機制制止機會主義行為的必要性。由于改革對pH 值并無顯著影響，為精簡匯報，后文僅報告DO、COD 和NH₃?N 的結果。

研究還檢驗了改革對非邊界處水質的影響，將與城市邊界距離大于等于50 km處的監測站點視為非邊界站點，檢驗結果見表4。可以看出改革并未明顯影響水質，說明改革的環境效應主要反映在邊界。

4. 2 平行趨勢檢驗

文章根據式（2）考察實驗是否滿足平行趨勢。結果如圖3所示，改革前（圖3橫坐標-7至-1處），DUS 的估計系數均不顯著，說明邊界水質的改善并非由改革前的差異導致。改革后，DO 濃度顯著上升，該效應在改革后的第4 月到達頂峰，隨后逐漸衰減。另外，改革對COD 和NH₃?N 的減排效應均在改革后的第3個月左右出現，隨后增強。

5 穩健性檢驗

基準結果初步證實改革有利于緩解轄區邊界水污染，但這一結論可能受到同期其他事件和自選擇問題的干擾。為確保結論的可信度，文章進行如下穩健性檢驗。

5. 1 重新設定邊界監測站點

基準回歸中設定閾值為25 km。為避免結論受主觀因素影響，文章將該距離調整為25 km重新檢驗。表5的結果顯示改革的減排效應仍顯著。

為進一步觀察改革的減排效應，文章將距離設定在18 km至26 km之間，以2 km為一個間隔，并以此作為邊界監測站點的判定標準。圖4描繪了相應系數，所有系數均至少在10%水平顯著。DUS 的估計系數雖小幅波動，但整體呈現距離越長，減排效應越弱的趨勢。這可能是因為，在改革前，越接近邊界的水體污染越嚴重，從而導致改革的減排效應越明顯。

5. 2 安慰劑檢驗

隨機設定改革地區和時間進行安慰劑檢驗。基于隨機樣本進行500次檢驗。圖5匯報了回歸系數的分布情況。垂直虛線標識基準回歸中DUS 的估計系數，實線為隨機樣本的估計結果。可以看出，除pH 值外，基于隨機樣本估計的DUS 系數分布在0值附近，且出現基準回歸中估計系數的概率極小。可見，隨機事件對結論并無顯著影響。

5. 3 內生性問題

地方保護主義是否會影響改革推行呢？如果某地的地方保護主義較嚴重，那么在環保壓力下，該地政府將污染轉移至周邊地區的激勵就越強。文章將邊界水質狀況作為地方保護主義的代理指標，邊界水質越差，表明地方保護主義越嚴重。借鑒沈坤榮等［27］的思路，設定被解釋變量為DUS_Month，表示開始推行改革的月份序列（從2012 年1 月至2019 年12 月，令月份序列分別為1，2，3……），水質指標和控制變量均取2012年1月份的數值。表6說明，水質狀況與改革的推行時間并不存在顯著關系，進一步證實文章結論未受到地區保護主義導致的樣本自選擇問題的干擾。

基準回歸中包含了兩類控制變量，其中一類是由城市-年度的面板數據構成的城市級別控制變量。文章采用站點-月度面板數據，考慮到城市控制變量和水質數據的時間維度差異較大，控制變量可能難以完全反映其變化，且可能存在遺漏控制變量風險。為進一步避免上述影響，參考Chen等［28］的做法，在穩健性檢驗中引入城市與季度交乘固定效應以替代城市層面的控制變量。結果見表7，結論仍然成立。

5. 4 排除環保督察工作的干擾

地方保護主義是環境保護的頑疾。中央政府為破除地方保護主義于2016年初啟動環保督察工作，與改革起始時間相近，目的相似。那么邊界水質的改善是否源于環保督察呢？文章搜集了中央生態環境保護督察小組的進駐地區和時間，并與改革地區和時間進行比對。考慮到環保督察工作的減排效應具有滯后性［26］，從樣本中刪除改革前8個月內進駐過環保督察小組的地區。表8為檢驗結果，與基準回歸結果十分接近，進一步證實結論的穩健性。

6 機制檢驗

6. 1 破解官員合謀

官員出于構建個人關系網和人情網的目的主動結交身邊的官員［29］。據此，研究通過搜集的環保局相關人員任職經歷，得到變量Collusion。若環保局黨組書記曾經或目前在市政府（委）工作，則取值為1，否則為0。模型如下：

若系數β₅顯著，表明對市政府（委）和環保局相關人員關系緊密的地區來說，改革顯著影響其邊界水質。表9中列（1）—列（3）為結果，交乘項的估計系數均顯著，證實改革一定程度破解了市政府（委）與環保局官員的政治合謀，倒逼市政府積極治理邊界污染。

6. 2 強化邊界污染治理意識

借助政府工作報告識別地方政府邊界污染治理意識。具體做法：搜集地級市政府工作報告，進行分詞處理，然后識別政府工作報告中邊界污染治理的相關詞匯。一般來說，政府工作報告當年第一季度發布，而發布之后的政策變動反應在次年的政府工作報告中。為此，該檢驗的樣本時間滯后一年，采用2013—2020 年數據。

根據上述做法構建變量Pollution_control，若當年政府工作報告中提及邊界污染治理相關詞匯，則該變量取值為1，否則為0，然后根據式（3）進行檢驗。

7 結論

借助“省以下環保機構監測監察執法垂直管理制度改革”的準自然實驗，檢驗了政府環保機構扁平化改革對行政轄區邊界水污染的影響。結果表明，在環境監測監察的行政鏈條上減少市級管理層能顯著改善市轄區邊界的水質狀況。具體地，DO 濃度提高7%，COD 濃度降低2%，NH₃?N 濃度降低4%。同時，改革的邊界減排效應隨監測站點與邊界距離的擴大而衰減，這與越接近邊界污染越嚴重的邏輯吻合。文章還發現改革影響邊界污染的渠道為：①改革導致地方政府的差異化治污和地方保護主義行為存在較大風險，同時嚴抓跨區域、跨流域的環境監測監察，從而有利于強化地方政府的邊界污染治理意識，并積極開展邊界污染治理。②改革使得市級環保機構官員的人事任免權不再完全由市級政府掌握，削弱了市政府和當地環保機構官員之間的合謀激勵。總體來說，環保機構的扁平化改革能有效抑制地方保護主義和官員腐敗行為，并加強了環保機構的獨立性，從而降低了邊界污染。

生態環境是中國實現高質量發展必須補齊的民生短板，環保機構的組織結構設計對改善環境質量舉足輕重。文章的政策含義如下：①在明確的減排約束下，改革顯著改善了市轄區邊界的水質狀況，可見從改善邊界污染的角度來說，中央政府應支持該項改革在全國范圍內展開。②中央政府應在環境監督和監察方面加強垂直管理，特別是在邊界地區，有利于緩解多重委托代理導致的地方保護主義和官員合謀。③除中央政府自身的調整外，還需通過政治晉升或轉移支付等手段激勵地方政府積極參與邊界治理，鼓勵相鄰轄區完善聯防聯控機制。

（責任編輯：于杰）