行政邊界、縱向干預型政府間協作與企業污染減排

徐換歌　王峰

摘要：行政區劃是一種資源。以屬地為主的行政管理模式催生了邊界“藩籬”，造成了邊界地區公共物品供給滯后，來自中央政府自上而下的縱向干預能否打破邊界“藩籬”，緩解“邊界效應”？基于中國工業企業數據庫與工業企業污染數據庫，運用雙重差分的方法，檢驗了中國情境下由中央政府自上而下推動的縱向干預型協作對行政邊界地區企業的環境治理效果與機制。研究表明：縱向干預型政府間協作顯著降低了企業的污染排放，與共同邊界的距離越遠，協作效果反而呈現增加的趨勢；從異質性看，在國有企業以及“財政分權”程度更高的地區減排效果更加顯著；機制分析發現，實施縱向干預后，地方政府間的環境協作不僅增加了地方政府的環境污染注意力配置，而且促進了行政邊界地區的企業采用“源頭治理”的方式降低環境污染，以應對縱向壓力。上述結論在理論上有助于增進對不同協作治理類型的治理效果的理解，尤其是外部干預型協作；在實踐上為政策制定者通過層級干預化解行政邊界地區的公共事務治理困境提供了更加微觀的證據。

關鍵詞：行政邊界；縱向干預；政府間協作；雙重差分；企業污染減排

一、問題的提出

近年來，在以伯德（Peter J.W.Bird）、霍爾特（Richard P.F.Holt）等為代表的后凱恩斯主義環境經濟學者的推動下，各國政府已成為環境污染治理主體，中國亦不例外[1]。然而，在以屬地為主的環境治理模式下，有學者研究發現，城市距離邊界越近，環境污染問題越嚴重，且上級政府考核的力度越大，地方政府戰略性減排的動機越大，邊界污染效應就越突出[2]。實踐中，行政邊界地區的公共產品提供和經濟發展規劃通常需要與其他相鄰地區協調，而我國目前行政區劃間政策協調普遍存在難度，這促使越靠近邊界地區，經濟發展和公共品提供水平越滯后[3-4]。習近平總書記指出，良好的生態環境是最公平的公共產品，是最普惠的民生福祉。如何通過有效的制度安排實現生態環境的協作治理，化解甚至消除邊界污染排放，避免整個國家的效率和福利損失，成為環境政策關注的重要議題[5]，同時對于我國實現二十大報告所指出的“降碳、減污、擴綠、增長”四位一體的目標具有重要意義。

與西方情境下參與主體間主動的相互依存式協作不同，我國層級體系下的政府間協作多是基于自上而下的制度安排[6]。然而，現有研究多將地方政府間橫向協調作為區域合作的主線，而對縱向介入的關注尚顯不足[7]，且目前關于縱向干預研究多從宏觀的層面入手，借助于案例研究方法，對縱向干預的形式、過程[8]、影響機理[9-10]等進行分析。如周凌一[11]將縱向干預分為過程導向型干預和結果導向型干預，研究發現，過程導向型的縱向干預更容易在主體間建立信任和互惠關系，而結果導向型的干預雖然有助于協作目標的完成，但卻容易擠出橫向協作網絡。再如邢華和邢普耀[12]從縱向干預的視角考察了強制性機制對自組織合作的影響，研究發現，縱向干預能夠借助于激勵型干預和權威型干預增進政府間相互信任和共同價值的產生，促成自組織合作的產生。少量的定量研究對縱向干預的效果進行了考察，肯定了外部干預下協作治理的積極效果[13-14]。然而，上述研究的分析單元多為地方政府，難以有效地觀測到其對經濟活動中微觀主體企業的影響。企業是污染排放的主體，80%的環境污染來自企業的生產經營活動[15]，更為重要的是，如果這些污染企業位于行政邊界地區，將會形成污染排放的“洼地”，并衍生一系列問題，如公共健康、貧困等，阻礙我國向高質量發展邁進。在理論上，如果通過縱向干預促成地方政府間協作，將有助于內部化集體行動問題，激勵地方政府強化地區環境監管，實現邊界企業規模性的減排效應。由此，縱向干預下的政府間協作究竟能否降低行政邊界地區企業的污染排放？其可能的影響機制是什么？不同財政實力以及不同所有制結構的企業又將表現出怎樣的異質性？上述問題仍有待回答。

基于此，本文借助高德地圖識別了位于行政邊界地區的工業企業樣本，并將《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》作為自然實驗，評估了其對邊界地區企業污染排放的影響。本文的貢獻之處為：（1）在研究內容上，本文聚焦于縱向干預下的協作治理，從行政邊界的視角考察了政府間協作對微觀企業的減排效應、異質性與影響機制。（2）在研究數據使用上，區別于現有研究，本文基于高德地圖和大樣本的工業企業數據庫以及污染數據庫，識別了行政邊界處的企業樣本，更加精準地考察政府間協作治理是如何有效地作用于邊界處工業企業的。（3）關于政府干預對行政邊界地區的影響存在著爭議，有學者認為，政府干預和優惠政策是行政邊界地區經濟發展不平衡的驅動力，即兩者促進了更多的資源向中心區域集聚，加劇了地區發展不平衡[16]。本文肯定了政府干預對行政邊界地區公共品供給（如環境質量）的積極影響，從更微觀的視角回應了現有文獻對縱向干預型協作治理效果的質疑。

二、理論分析與研究假設

（一）理論分析

協作關系的形成和運作往往發生在“等級陰影”（Shadow of Hierarchy）中，在這種“陰影”中，相互依賴但運作自主的行動者通過充滿沖突的談判進行互動，并形成相互監督的決策[17]。當協作者之間因為缺乏信任、存在價值和利益分歧等失敗時，中央或者上級政府可以借助層級體系進行外部干預，動員參與者推動協作關系形成。這種外部干預以過程或者結果的方式有意識地塑造了地方政府的協作動機、行為等，從而有助于公共價值的實現，被稱為縱向干預[18-19]。在我國現行的行政管理體制下，上級政府試圖以外部權威介入的方式促成政府間協作，通過成立臨時性的協作組織，以消除單個政府能力不足造成的治理障礙，并通過誘因加強地方政府對政策目標的承諾，力求實現更高層次的目標，因而，可以把這種協作方式稱為縱向干預型政府間協作。

縱向干預能夠利用權威力量為合作對象提供溝通、對話的平臺和機制，約束協作對象行為、降低協作風險，更為重要的是，它可以制定利益共享的規則并監督執行[20]。在行政邊界地區，由于治理資源投入具有較高的“正外部性”，會惠及更多的鄰近地區，而受到中國獨特的干部人事制度的影響，地方政府不愿將自身變為“福利磁石”。此時，上級政府可以作為一種替代力量，將這些協作“單元”帶到談判桌前，以推動跨區域的協作。在干預方式的選擇上，在中國環境治理背景下，有研究認為，上級政府既可以通過為合作而設定特定的政策法規以及考察協作對象承諾和努力的績效評估，也可以通過直接參與合作過程調解爭端和培養合作共享動機[21]。與之類似，Moseley和James[22]在國家指導地方政府合作的研究中，將縱向干預的形式分為三種：權威型干預、信息型干預以及激勵型干預。權威型干預主要借助于立法強制性要求或者組織監測等促成協作。信息型干預主要借助于政策目標信息共享、方法共享以及書面指導等催化協作關系形成。激勵型干預則主要以政府資金作為撬桿，以資金促合作。上述干預方式的差別在于權威力量介入的深度以及借助的政策工具、干預階段等的差異，其對應的干預效果也不是“一蹴而就”的，需要干預主體“應景而動”。

協作治理是在一個多層次的系統關系中啟動和發展的，其中包括資源條件、政策和法律框架、權力關系和網絡特征[23]，它是個體理性選擇的結果，尤其是在主動協作中，通過共享價值觀和興趣，參與者往往能夠找到更有效的合作方式，并促進公共價值的產生。遺憾的是，這些利益相關者的主動協作既不容易也并不總是有效。對于行政邊界地區的政府而言，分權下的地方政府官員只關注轄區內的經濟、環境狀況，社會最優與個體最優出現背離，政府間競爭的存在導致“競次”問題大量出現[24]，而且，邊界兩側政府資源和經濟、行政地位的差異性等都增加了他們背離協作的風險。制度性集體行動理論（ICA，Institutional Collective Action）強調，在分散的治理系統中，應根據交易成本、合作收益、合作風險以及問題性質等來選擇協作類型以及權威力量介入強度，以克服協作風險和交易成本，并產生應對復雜政策議題的有效協作[25]，這成為實施縱向干預的理論基礎。因此，在中國情境下，邊界協作治理共識的不足以及治理資源的有限性、背離協作的風險、治理問題本身的負外部性等均需要權威力量的介入，以結構性機制化解沖突、建立協作共識，穩定各方的目標和期望，以在最小的交易成本之上解決“公地悲劇”。

（二）研究假設

在分權體制下，地方政府部門或者跨司法區域的碎片化阻礙了地區間公共服務的改善，如造成了規模不經濟、負外部性等問題，這些被統稱為集體行動的困境[26]，在行政邊界地區，集體行動的困境會被進一步放大。這是因為邊界的存在提高了地區間經濟活動的交易成本，成為阻礙經濟活動相互促進的屏障[27]。在ICA理論看來，解決這些集體行動的困境的根本出路在于依據問題的情景選擇不同的協作類型。在協作類型上，從協作關系形成的歸因來看，可以分為主動型協作和外部干預型協作。在理論層面，現有研究多將主動型協作視為區域協作的主線。然而，這種主動型協作一般是建立在人際交往之上，且聯合行動能力有限[28]，當協作各方的資源不平衡時，協作過程可能會被擁有更多資源的參與者主導[29]，導致關鍵利益不能表達出來。可見，協作治理需要外部力量進行政策干預，以制定和維護合作規則、建立信任、促進對話以及探索共同利益[30]。

在中國單一制國家結構以及自上而下的治理場景下，政府間協作的關鍵行動主體不僅包括作為參與對象的地方政府，還應包括作為外部權力和縱向介入力量的中央政府[31]。縱向干預型政府間協作至少在如下兩個方面有助于企業污染減排：首先，協作治理目標的一致性。中央政府通過事先預設協作治理目標，參與成員之間的目標一致性降低了可能延長決策過程的不確定因素[32]。如在《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》中，明確提出到2015年，二氧化硫的排放量下降12%，嚴格控制高污染、高耗能行業的產能以及項目建設。這在一定程度上限制了地方政府將污染企業遷移到邊界地區，使邊界地區淪為污染排放的“公地”。其次，對于地方政府而言，在“執行”政府間協作的任務安排時，其本身并不是被動的旁觀者，他們對協作程序和實質上遵守任務規定的決策源于他們所處環境中存在的要求和支持。受中國獨特的干部人事制度的影響，地方政府官員晉升依賴上級政府評價。為了提高自身實踐的政治合法性，地方政府也尋求遵守協作安排，限制企業污染的排放，從而降低自身可能承擔的成本和風險。為此，本文提出：

假設1：縱向干預型政府間協作顯著降低了行政邊界地區企業的污染排放。

由于時間、精力和成本的限制，決策者不能同時處理多個事務，他們需要確定哪些信息和交易是重要的或者緊急的，而那些能夠獲得決策者更多注意力的政策議題通常在議程設置和資源分配中擁有更優的排序[33]。《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》是中央政府的環境政策框架中的一部分，它通過科層體制向下傳遞，指導地方政府落實保護環境的義務。在我國的干部激勵考核制度下，較好地完成上級交辦或高層領導重視的具有較高顯示度的任務，地方官員將具有更好的職業生涯[34]。因此，在這種信號壓力下，地方政府會根據政策框架設計，回應中央政府建立區域協作的要求，與結對城市進行聯合環境監測、聯動環境執法活動，強化環境規制，一定程度上限制了邊界地區企業的污染排放。

另一方面，更多的注意力配置意味著更多可用資源。長期以來，在中國的行政管理體制下，嚴格的行政壁壘以及地區的保護主義策略使得邊界地區協調困難，各個地區的生產要素、基礎設施、服務體系等均“背靠背”地往本省中心“向心分布”，邊界發揮著阻礙要素流動的“隔離帶”作用[35-36]，這也促使邊界地區的治理資源常常面臨著短缺與不足。在面向企業的環境污染治理資源上，主要表現為環境污染治理投入財政資金的短缺以及環境監管執法力量的薄弱。縱向干預則有助于扭轉上述局面，這主要是因為地方政府為了表征自身的努力，更有可能投放更多的環境治理資源，如通過稅收補貼邊界地區的企業，促進其進行污染設備的升級與改造，以及補充和擴大環境監管執法隊伍等。在政府間協作的情境下，這些治理資源就會在邊界地區產生“1+1>2”的環境治理效應，進而有助于強化行政邊界地區企業的污染減排。基于上述分析，本文提出：

假設2：縱向干預型政府間協作提高了地方政府對環境污染的注意力配置，進而降低了行政邊界地區企業的污染排放。

在行政邊界地區，企業的污染排放會對鄰近地區產生負向溢出效應，這就意味著本地區的政府和居民在獲得稅收收益和工作機會的同時，卻只承擔了污染帶來的部分后果，而在非邊界地區，居民不僅獲得了相應收益，也承擔了全部的污染[37]。因此，在我國現行的屬地管理模式下，越靠近行政邊界地區，地方政府的環境污染治理資源投入以及環境監管的力度就越小，導致邊界地區可能成為污染企業集聚的“洼地”。在縱向干預下，通過成立臨時的跨區域性組織，地方政府間形成了協作關系，這種協作關系的建立不僅增加了區域政府之間反復互動以及建立互信的機會，而且有助于增強地方政府自身治理污染的可置信承諾。為了履行這些可置信承諾，地方政府將會對邊界工業企業的污染排放行為進行規范性和適當性評價，從而增加了對邊界地區污染企業的監管力度。

另一方面，企業也有獲得合法性身份的需求，政府和社會均可對企業的行為進行適當性評價，他們之間存在著超越合同規則的隱形契約[38]，也就是說，政府和社會支持企業，賦予企業改變市場均衡的權力，但是企業也必須以更加負責任的方式行事，如履行保護環境的社會責任，進而提高企業組織的合法性。一般而言，企業進行污染治理的方式有兩種，即源頭污染防治和末端治理。前者是一種積極的應對方式，它體現在企業通過使用清潔能源、采用新的綠色生產技術，減少生產過程中對環境有害的污染源。相比而言，末端治理則是一種消極應對方式，它用于在生產過程結束時減少有害污染物，以符合環境標準。兩種污染治理方式相比，第一種是首選，因為可以從源頭上消除污染物[39]。對于企業而言，也更有可能采用“源頭防治”的方式，這主要是因為，在縱向干預下，地方政府不僅面臨著來自協作成員的污染治理監督，而且也要完成上級政府的環境污染減排目標，這些環境目標的實現往往需要投入大量治理資源，是一個累進的過程。而末端治理的方式更有可能會引起污染物排放的反彈，不利于長期目標的實現。因而，在應對上級政府以及同級政府的雙重壓力下，地方政府更有可能會以稅收等各種環境規制方式督促邊界地區企業進行清潔生產，而企業為了應對這種監管壓力，獲得地方政府支持，也會自覺調整和創新生產工藝和技術，進而實現創新發展的“波特效應”。為此，本文提出如下假設：

假設3：縱向干預型政府間協作通過促進企業進行污染的“源頭防治”降低了行政邊界地區企業的污染排放。

三、數據、變量與識別策略

（一）數據與變量

本文的數據來源包括三個部分，一是中國工業企業數據庫，該數據庫包含了主營業務大于500萬元以上的非國有企業以及全部國有企業，數據庫包含了企業層面的典型信息，如企業名稱、組織機構代碼、固定資產等指標。基于此數據庫，我們收集了一些企業層面的控制變量。二是中國工業企業污染數據庫，該數據庫是由中國生態環境部收集，是一個覆蓋重污染企業的全國性數據庫，占主要污染物區域（縣級）排放量的85%[40]。其中信息包含主要污染物排放和處理，以及危險廢物處理等。本文主要關注工業二氧化硫這一污染物，它在《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》中被列為主要的監管指標，該數據集提供的翔實的企業信息為我們科學地考察行政邊界地區企業的污染排放提供了科學的依據。參照Brandt等[41]的研究，我們基于組織機構代碼、企業名稱、年份等將工業企業數據庫和工業企業污染數據庫轉換為面板數據，然后再以兩個數據庫共有的組織機構代碼、企業名稱等匹配成一個數據庫，最終形成了2007—2013年工業企業污染數據庫。

由于2010年數據存在一定質量問題，參照已有研究我們刪除了該年度數據。為了研究行政邊界地區的企業樣本數據，我們進一步基于高德地圖獲取了企業距離兩個市界的共同邊界的距離，我們僅保留了與共同邊界的距離在0—200km范圍內的企業，最終經過數據清洗，得到了196510個觀測值。在因變量的選取上，本文選擇工業二氧化硫排放強度主要是基于以下兩方面考慮：一是《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》將二氧化硫作為主要監測對象；二是在2019年的二氧化硫排放總量中，工業二氧化硫占80.82%[42]，作為重要的污染排放物，研究其減排機制有助于促進行政邊界地區的環境質量的改善，避免其形成“公地悲劇”。

最后，城市層面的宏觀數據，即人均地區生產總值、產業結構等來源于《中國城市統計年鑒》，其中主要的自變量政府間協作治理數據來源于《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》。具體而言，本文參考徐換歌和王峰[43]的研究，依據《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》所劃分的13個城市群，將納入城市群內的城市劃分為處理組，沒有納入的作為對照組，相應的，該區域內的行政邊界處的企業也分別進入處理組或者對照組。在控制變量上，本研究參考既有研究[44-45]，分別選取了企業層面的變量如企業規模、企業利潤率、資產負債率、經營年限、固定資產等。城市層面主要選取人均地區生產總值和產業結構等，作為主要控制變量。上述所有變量的描述性統計如表1所示。

（二）識別策略

2012年，國務院頒布了《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》，依據城市將污染防治的范圍劃分為13個區域，如長三角城市群、武漢城市群、甘寧城市群等。這些區域約占國土面積的133萬平方公里，人口總量的48%，煤炭消費總量的52%[46]，相對于規劃頒布前，這為我們運用雙重差分方法識別縱向干預型政府間協作對微觀企業的政策效應提供了較好的實證場景。參照Beck等[47]的研究，本文通過構造雙向固定效應識別縱向干預型政府間協作的工業企業污染減排效應，具體的模型設定如下：

Pollution_cit=α₁+β₁Post_ct*Treat_ct+λX_cit+Year_t+Industry_i+City_i+ε_cit（1）

在上述公式中，Pollution_cit為因變量工業企業的SO₂排放強度，我們用單位工業企業產值的二氧化硫排放量表示，Post_ct為《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》頒布時間變量，若為2012年之前為0，2012年之后為1。Treat_ct為分組變量，若某個城市在協作治理城市群，則記為1，否則為0。X_cit為一系列的控制變量，包含企業層面變量，如企業規模、固定資產、負債率等，城市層面變量如人均地區生產總值等，λ為控制變量系數，下標c、i、t分別表示城市、企業和時間。考慮到企業污染排放強度也可能會隨著時間、不同行業、所在城市等因素而變化，因此本文還控制了時間、行業和城市效應，其中Year_t為時間固定效應，Industry_i為行業固定效應，City_i為城市個體效應，ε_cit為隨機誤差項。本文主要關心的系數為β₁，若β₁顯著為負，則證明縱向干預型政府間的協作對工業企業二氧化硫的減排具有顯著的影響。

四、實證結果分析

（一）平行趨勢的初步檢驗

在進行回歸分析之前，本文首先利用城市層面的工業二氧化硫排放數據對處理組和對照組的工業二氧化硫的排放進行初步的估計。在下圖2中，虛線為對照組，實線為處理組，可以看出，在2012年之前，處理組和對照組的變化趨勢基本一致，而2012年之后，相對而言，處理組的工業二氧化硫的排放下降趨勢更加明顯，這初步說明了縱向干預下政府間的協作對邊界地區的工業企業污染可能帶來的政策性減排效應。

（二）基準回歸

表2匯報了縱向干預型政府間協作對企業污染排放的平均處理效應，列（1）控制了行業效應、時間效應與城市效應，在此基礎上，列（2）和列（3）又分別加入了企業特征變量、城市特征變量，列（4）則控制了上述所有變量。表格2的回歸結果表明，縱向干預型政府間協作降低了行政邊界地區企業二氧化硫的排放強度。特別的，對列（4）的估計系數進行分析發現，與控制組相比，縱向干預型政府間協作對行政邊界地區企業二氧化硫排放的平均處理效應為-0.1884，且在1%的水平上顯著為負，也就是說，通過縱向干預下政府間協作，行政邊界地區企業SO₂的排放強度下降了18.84%，假說1得到了驗證。

進一步的，本文還檢驗了隨著與共同邊界距離的變化，縱向干預型政府間協作對企業污染減排的效果變化。表3匯報了相關的估計結果，從第（1）列到第（4）列的結果來看，did×distance交乘項的估計系數均為負，且在1%或者5%的水平上顯著，這說明了隨著與共同邊界距離的增加，縱向干預型政府間的協作會增加對行政邊界地區的企業的污染減排效應。其中可能的原因為，距離行政邊界地區越近，監管的距離也就越遠，就會增加地方政府獲取企業監管信息的成本，在地方政府財力物力有限的情況下，行政邊界地區的企業就可能會規避監管[48-49]，進而限制了協作的效果；相反，距離行政邊界地區越遠，地方政府監管可能會越嚴格，因為環境治理帶來的收益會完全惠及本地區，而不會“惠及”鄰近地區。

（三）異質性

1.不同企業性質異質性

考慮到不同企業性質的差異，其承擔的社會責任以及對政府政策的響應程度等均存在差異。國有企業的目標是促進社會穩定和實現社會福利，它們在提供包括環境保護等在內的社會責任方面可能會表現更好[50]。為此，本文將樣本中企業依據控股情況分為國有企業、民營企業以及外資企業等，表4的列（1）和列（2）分別匯報了國有企業和民營企業等的回歸結果。我們從中可以發現，相對于民營企業、外資企業等，國有企業的估計系數更加顯著，即-0.2504，且在1%的統計水平上顯著。這可能是因為國有企業與地方政府的關聯程度較深，在響應政府政策方面更為積極，因而承擔了更多的污染減排的社會責任。

2.財政自主度異質性

學者們認為，在中國式財政分權體制下，財政自主度越高的城市越傾向于增加經濟性財政支出比重，而對于社會性支出如環境保護等，往往采取“逐底競爭”，當地方政府面臨較大的財政壓力時，這種向下競爭的趨勢更加明顯。相反的是，在本文的研究中，如表4的列（3）和列（4）所示，我們發現，縱向干預下財政自主度越高的地區，政府間的協作治理反而在降低行政邊界地區企業的污染排放方面更加有效，而低財政自主度地區則表現一般。其中可能的原因是，二氧化硫等污染物具有空間的關聯性，這類“棘手問題”的解決需要依靠地區間的協作。在環境污染屬地治理模式下，地方治理資源的投入僅會發揮有效的作用，更為重要的是，地方政府在邊界治理方面存在著“以鄰為壑”的治理思維，而縱向力量的介入則促使了地方政府間建立合作關系，這種協作關系一定程度上能夠發揮相互監督的作用，避免了雙方在治理資源投入上“搭便車”。由此，財政資源越充足，地方政府間的協作就越能產生“強強聯合”的治理效應，從而實現對共同邊界地區企業的污染減排的目標。

五、穩健性檢驗

（一）平行趨勢與動態效應

雙重差分結果估計無偏的前置條件是處理組和對照組要滿足事前的平行趨勢，即在未受到政策處理之前處理組和對照組擁有同樣的變化趨勢，否則就可能會低估或者高估政策處理效應[51]。盡管在圖2中我們已經初步估計了平行趨勢以及政策效應，然而，考慮到上述數據不僅僅包括邊界地區，還包含其他地區，為此，我們借鑒既有研究[52]，用事件史方法考察了不同的企業在政策處理前后的處理效應的變化。圖3匯報了平行趨勢和動態效應的變化圖，可以看出，在政策實施前的幾期，大部分年份數值的置信區間跨越了0線，表示政策實施之前的多數年份處理組和對照組之間并不存在顯著的差異，平行趨勢基本得到滿足。進一步，從政策實施之后的變化趨勢來看，縱向干預下的政府間協作降低了行政邊界地區企業的污染排放，且政策實施之后的年份比政策實施當年的效果更加顯著，這在一定程度上說明了縱向干預對推動地方政府轉向集體行動，實現工業企業的規模減排效應具有重要推動作用。

（二）安慰劑檢驗

盡管在上文中控制了一系列的城市以及企業基礎變量等，以減輕遺漏變量對主要回歸結果的影響，但是，仍然可能存在一些隨時間、地點變化的不可觀測因素影響最終的估計結果。為此，本文采用在文獻中廣泛使用的方法，如Li等[53]的研究，來論證本文的估計結果是否受到不可觀測因素的影響。具體而言，本文在所有樣本中隨機抽取與處理組相同數量的城市，形成新的處理組，并將這一過程重復進行500次，得到500個估計系數，若這些估計系數顯著區別于基準回歸的估計系數，則說明本文的工業企業的污染減排效應確實是由縱向干預下的政府間協作治理帶來的，而不是受某些不可觀測因素的影響而隨機得到的。

圖4匯報了安慰劑檢驗的結果，估計結果表明，隨機抽取的估計系數的結果都分布在0值附近，在-0.025到0.03之間變動，且服從正態分布，這與基準回歸表格中的估計系數-0.1884偏離較多，這說明隨機估計得到基準回歸結果的概率較小，換言之，本文的估計結果的確是縱向干預型政府間協作治理帶來的平均處理效應，符合基本的預期。

（三）其他穩健性檢驗

為了進一步證明基準回歸結果的穩健性，本文還進行了其他的穩健性檢驗，如更換被解釋變量為工業二氧化硫的排放總量、加入企業的個體效應以及縮小樣本與共同邊界的距離（僅保留與共同邊界的距離為50km范圍以內的樣本企業），回歸結果如表5所示。

從表5可以看出，在列（1）和列（2）中，當被解釋變量為工業二氧化硫排放總量時，縱向干預型政府間協作對被解釋變量的影響依然顯著，進一步說明了本文基準回歸結果的穩健性。同時，考慮到控制行業固定效應僅為每個行業設置不同的截距項，本文在此加入企業的個體效應，相當于為每個企業都設置了不同的截距項，最終的結果依然非常穩健。此外，考慮到距離行政邊界地區的遠近可能會對結果造成一定的影響，本文僅保留行政邊界附近50km范圍內的樣本企業，列（6）的回歸結果同樣支持了我們基準回歸的結論。

六、影響機制分析

前文檢驗了縱向干預型政府間協作治理對行政邊界地區企業污染排放的影響，結果發現實施縱向干預后，通過政府間環境協作降低了邊界企業的污染排放。在此基礎上，本節繼續考察上述作用效果的實現路徑，并從地方政府環境注意力配置、“源頭防治”兩個角度展開機制分析。

（一）機制分析：地方政府環境注意力配置

在公共行政中強化對地方政府注意力的關注有助于理解政府行為和治理效應。由于政府注意力的有限性，政府部門必須優先考慮他認為重要的問題，隨著決策者注意力的轉移，政府政策也隨之改變，最終影響微觀個體的行為。為了檢驗上述邏輯分析，首先，本文從地方政府網站整理了各個地級市的政府工作報告，并形成了2007—2013年的政策文本數據。其次，本文借鑒現有研究[54-55]使用地級市政府工作報告中環保詞頻所占的比重來衡量地方政府的環境注意力配置。政府工作報告是政府未來一年的施政綱領，是地方政府對年度工作的安排與部署，因此，能夠有效地反饋地方政府所關注的政策議題。在構建地方政府環境注意力配置的基礎上，本文將該機制變量作為被解釋變量，納入公式（1）中進行機制識別。

表6的第（1）列和第（2）列的結果顯示，did的回歸系數在1%的水平上顯著為正，這表明在縱向壓力下，政府間協作的確強化了地方政府對環境污染的注意力配置。第（4）列的回歸結果表明，地方環境注意力配置的增加又降低了工業企業二氧化硫的排放強度。這與Bao和Liu[56]對于環境注意力配置與環境污染治理效果之間關系的研究結論相同，其中可能的原因為，在地方政府間協作的背景下，地方環境注意力配置程度越高，也就意味著更多人力、物力、財政資源的持續投入以及環境規制的強化，尤其是針對工業二氧化硫這種具有負外部效應的污染物，地方政府會計算自身的成本與收益，從而與其他地區形成合作和監督的雙重關系。換句話說，地方政府不僅會與其他地區形成協作關系，共同解決邊界企業污染排放問題，還會監督協作參與方的邊界企業污染，以避免自身的“福利損失”。

（二）機制分析：源頭防治

縱向干預型協作治理不僅會對地方政府的環境注意力施加影響，改變其決策，而且還會對企業的生產過程產生影響，如促進企業進行污染物源頭控制，以符合環境標準，實現自身的合法性訴求。學者們一般使用污染物的產生量表征源頭控制[57-58]，污染物的產生量是指生產過程中產生的污染總量，其中一些已經被處理過，剩余的排放到環境中。污染物產生量等于去除量與排放量之和。為此，本文使用二氧化硫的產生量來表征源頭治理，從表7的第（2）列來看，did的回歸系數在1%的水平上顯著為負，系數絕對值為0.0737，這意味著實施縱向干預型協作治理后，行政邊界地區工業企業二氧化硫的產生量降低了7.37%。也就是說企業有可能在生產過程中采用清潔生產技術或者改變生產設備降低污染[59]，為了證明這一點，我們又對縱向干預型協作治理對企業綠色生產技術的影響進行了估計。具體而言，我們基于主分類號篩選了工業企業的綠色專利數據，并用該數據表征綠色生產技術的創新。從表7的第（4）列的回歸結果來看，did的回歸系數為0.0253，且在1%的水平上顯著為正。這說明了實施縱向干預后，政府間的協作的確促進了企業進行清潔生產技術創新，從而實現了在生產過程中進行污染物源頭控制。

七、結論與政策建議

行政邊界地區是企業污染排放的聚集地，這種邊界環境污染加劇了區域間發展的不平衡性，阻礙了地區向高質量發展邁進。綠水青山就是金山銀山。化解邊界污染不僅有助于縮小區域間的發展差距，而且也是實現環境共同富裕的應有之義。來自中央政府自上而下的縱向干預借助于權威力量有助于克服邊界兩側地方政府環境治理的惰性，促使其從“以鄰為壑”到“近鄰一家親”的轉換，并形成相互依賴的行動者，進而在理論上有助于促進其對本地區污染企業的監管，實現環境治理的目標。為此，基于2007—2013年工業企業污染面板數據庫，本文以《重點區域大氣污染防治“十二五”規劃》作為外生的政策沖擊，運用雙重差分的方法識別了自上而下的縱向干預型協作治理對行政邊界地區工業企業污染排放的影響效應、異質性及其作用機制。研究發現，實施縱向干預后，通過地方政府間協作使得行政邊界地區工業企業的SO2的排放降低了18.84%。進一步的，從與共同邊界的距離來看，距離越遠，協作效果反而增加了，這與現有研究中有關環境效應與監管距離的“距離衰減效應”相一致。在異質性方面，我們發現，在國有企業以及“財政分權”程度更高的地區協作治理減排效果更好。最后，從機制分析來看，實施縱向干預后，地方政府強化了對環境污染的注意力配置；而企業為了實現自身的“合法性”要求，也通過綠色技術創新等“源頭防治”的方式降低了企業污染排放，以應對來自縱向的權威壓力。一系列的穩健性檢驗證明了本文基準回歸結果的穩健性。基于上述研究發現，本文提出如下政策建議：

首先，應基于政策問題的屬性特征選擇恰當的協作類型。任何形式的協作治理都不是應對所有治理場景的“最佳實踐”。在行政邊界地區，以環境質量為代表的公共品的供給難以依靠地方政府間的自主協作達到區域福利最大化的目標。因此，中央政府可以依靠外在權威，實施縱向干預，如以領導干部自然資源離任考核機制等作為抓手強化政府間協作，促使地方政府將更多的注意力和資源分配到邊界污染治理，弱化與約束地區污染型的工業企業向邊界地帶集聚和轉移。其次，把握縱向干預的力度，為地方的自主協作創造條件。盡管縱向干預能夠在短時間內把地方政府聚集到一起，形成跨地區的治理力量，但也存在潛在劣勢。特別是當協作涉及的行動者范圍較廣以及治理事項不斷增加時，會使地方領導人精力分散、疲于應對[60]，進而降低其協作意愿。為此，中央政府應該充當“中介”作用，以增強地方政府間主動協作，強化治理主體間信任，使其真正地從行政邊界地區環境福利最大化的視角出發，落實治理主體責任，弱化邊界地區企業對外排污的負向溢出效應。再次，從監管距離的視角，地方政府應依托現代化的信息技術變革行政邊界地區環境監管方式，從而規避邊界企業的“機會主義”行為。實證研究結果進一步證明了監管距離的限制對邊界環境污染治理效果的影響。上述結果在一定程度上是由于“山高皇帝遠”的天然地理因素所形塑的，而數字技術的發展有助于突破這種局限。具體而言，邊界兩側的地方政府可以借助現代化的信息技術手段，通過“智慧監測”實現對邊界企業排污的實時排放數據進行動態監管。尤其是應該著力強化數字化情境下的聯合監測與執法，通過監測信息的共享，重新建構包括邊界兩側政府以及地方企業在內的利益相關方有效參與環境治理的動態響應機制，激發利益主體環境治理的積極性。最后，考慮到不同企業的性質、不同地區的財政實力的差異，一方面，中央政府應該以縱向干預下的政府間協作為契機，督促地方政府強化對污染型民營、外資企業的環境監管，防止地方政府間在邊界地區實施“逐底競爭”，形成“污染天堂”；另一方面，對財政實力有差異的兩個邊界地區，可以在促成協作治理的同時，激勵其進行區域間的生態補償，以平衡企業環境污染排放給兩側的居民帶來的生態不平等。

本文借助于大樣本的數據，從微觀企業的視角證實了縱向干預對治理邊界污染這類棘手問題的有效性。盡管自主性協作能夠最大程度地尊重參與成員的協作意愿，但自主性協作在缺乏外部行為規范的前提下，容易產生協作成員背離協作的風險。基于中央權威的縱向嵌入，通過頒布外部規范性文件使協作治理與中國特色的干部人事制度相結合，并將績效結果作為問責和官員任命的重要依據，由此形成中央推動、地方協作的環境治理格局。但這并不意味著縱向干預是“萬能”的。由于邊界兩側的政府在治理資源、行政級別等方面的差異性，在協作過程中可能會出現應付協作、以文件落實文件，甚至出現強勢的協作對象對弱勢協作對象的“剝奪”現象，從而造成政策實施過程的偏差行為。為此，研究者和實踐者要深刻把握邁入高質量發展時代協作治理的內涵，厘清不同協作治理類型的適用邊界與情境，進而服務于行政邊界地區的發展。

誠然，本文也存在一些尚需完善的地方，如限于數據，本文未能從更長的政策周期上考察縱向干預型政府間協作對企業污染減排的長期效應，未來的研究中，我們將進一步借助訪談法對地方政府以及企業的相關負責人進行訪談，了解他們對于邊界地區污染治理的政策共識，并進一步理清企業采用清潔生產的動力機制。另一方面，本文將研究的數據限制在行政邊界地區的企業，盡管這在理論上有助于我們更加精準地識別其對邊界地區微觀行為體的影響，但是，這也限制了我們對邊界地區與非邊界地區的比較研究，未來研究中，我們將使用所有數據開展比較研究，以提供更加豐富的微觀經驗證據。

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Administrative Boundaries，Vertical Intervening-based

Intergovernmental Collaboration and Corporate Pollution Reduction

Xu Huange / Wang Feng

Administrative boundaries are valuable resources，however，the predominantly territorial administrative model has caused the establishment of border “fences” which has hindered the provision of public goods in border areas.Can top-down vertical intervention from the central government break down the border “fences” and alleviate the “border effect”？ To answer this question，using Chinese industrial enterprises and industrial enterprises pollution datasets，this article investigates how top-down vertical intervention by the central government affects environmental governance of enterprises in administrative border areas in China.The findings indicate that：（1） vertical intervening-based intergovernmental collaboration could significantly reduce the pollution emissions of enterprises.At the same time，the effect tends to increase as the distance from the common border goes further.（2） In terms of heterogeneity，the effect is more pronounced for state-owned enterprises and in areas with a higher degree of “fiscal decentralization”.（3） The underlying mechanisms of the vertical intervention are the increasing attention of the local governments to the pollution issue in the border areas，and the “pollution prevention” methods taken by the corporates in response to the vertical pressure.Theoretically，this study contributes to the further understanding the effects of different types of collaborative governance，particularly the external interventions.In practice，this paper provides empirical evidence for policy makers to resolve policy implementing difficulties in administrative boundary areas through vertical and hierarchical interventions.

Administrative Boundaries; Vertical Interventions; Intergovernmental Collaboration; Difference-in-Difference; Corporate Pollution Reduction

責任編輯 方卿