鄉(xiāng)土官員對區(qū)域經濟與環(huán)境發(fā)展路徑的影響

雷平 曹黎明 趙連榮

摘要 家鄉(xiāng)人為官對本地的資源環(huán)境影響是什么？相比“政治集權，經濟分權”等正式規(guī)制，這一重要的、具有濃厚中國特色的官員個人特征的環(huán)境效應問題被忽視。本文從非正式規(guī)制視角，基于鄉(xiāng)土官員對區(qū)域高能耗產業(yè)影響的實證研究，討論了鄉(xiāng)土官員對區(qū)域經濟與環(huán)境發(fā)展路徑的影響。與傳統(tǒng)直覺不同，鄉(xiāng)土化官員并沒有“為官一任，造綠家鄉(xiāng)”?；诠賳T替代這一準自然實驗，發(fā)現(xiàn)官員替換對區(qū)域經濟有短期促進影響，原因是其能短期刺激第二產業(yè)，但長期效應為負；研究還發(fā)現(xiàn)，相對官員替換無來源變化、以及官員替換外地化，官員替換鄉(xiāng)土化會顯著提升區(qū)域高能耗產業(yè)比重，但存在1～2年的滯后期。2007年前后，我國環(huán)境規(guī)制出現(xiàn)重大改變，之前更注重經濟增長，之后則顯著增加了環(huán)境規(guī)制在本地官員考核中的比重?；谶@一正式規(guī)制演變，本文實證檢驗了鄉(xiāng)土官員對區(qū)域高能耗產業(yè)發(fā)展影響的穩(wěn)定性。研究證實，正式環(huán)境規(guī)制的演進顯著降低了來源無差異和外地化更替后的官員對高能耗產業(yè)發(fā)展的偏好，表現(xiàn)為回歸系數(shù)前者由顯著正相關轉為不顯著，后者由統(tǒng)計上不顯著轉為顯著負相關。本文重點關注的鄉(xiāng)土化官員的高能耗產業(yè)比重回歸系數(shù)在政策轉變前后都是統(tǒng)計上顯著為正，且數(shù)值在后期有較大幅度增加，呈現(xiàn)出超脫于正式規(guī)制變化的穩(wěn)定特征。為探索鄉(xiāng)土化官員區(qū)域環(huán)境行為與直覺相悖的原因，本文引入市場化指數(shù)指標以研究其在不同市場化水平區(qū)域的表現(xiàn)，結果發(fā)現(xiàn)在市場化指數(shù)越高的地區(qū)，鄉(xiāng)土化官員的高能耗產業(yè)促進效應越強。這一結果顯示對鄉(xiāng)土官員行為的直覺認知與實證研究的沖突可能是人口流動性上升的結果，或者是舊的“熟人社會”瓦解與新的法制、信用社會治理規(guī)范尚未完全建立的沖突的結果。

關鍵詞 官員來源；鄉(xiāng)土官員；非正式；規(guī)制；高耗能產業(yè)

中圖分類號 F062.9文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2018）04-0163-14DOI：10.12062/cpre.20171201

中共十九大報告提出，我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。加快生態(tài)文明體制改革，建設美麗中國，加大生態(tài)環(huán)境保護力度，改革生態(tài)環(huán)境監(jiān)管體制成為新時代我國政府的重要任務。作為中央集權的政府，我國政府集中力量辦大事的能力和決心是不容忽視的。1978年以來中國經濟持續(xù)、快速增長的“中國經濟之謎”已經逐步被國內外學者視為中國“政治集權，經濟分權”規(guī)制的結果[1-2]。已有研究不僅發(fā)現(xiàn)中國中央-地方政府規(guī)制的經濟增長效應和社會福利與公共產品分配效應[3-5]，還發(fā)現(xiàn)了其環(huán)境代價，如對“污染天堂”“環(huán)境庫茲涅茨曲線”等發(fā)展階段與環(huán)境規(guī)制水平關系的研究表明，中國的地方政府存在為發(fā)展經濟而犧牲環(huán)境的現(xiàn)象[6-8]。官員個人特征選擇是政府規(guī)制的重要內容，出生地是極具中國特色的個人特征，但相關研究少見發(fā)表。本文的問題是：本地人為官，究竟會選擇“金山銀山”，還是“綠水青山”？

1 文獻綜述與研究假設

1.1 正式規(guī)制的區(qū)域經濟和環(huán)境效應

現(xiàn)有的“政治集權”和“財政分權”研究主要是在既定的行政層級和行政空間范圍內，討論對地方政府主要官員的經濟和政治正式規(guī)制激勵的區(qū)域經濟和社會發(fā)展影響。根據(jù)新制度經濟學相關理論[9]，規(guī)制包括正式規(guī)制和非正式規(guī)制。正式規(guī)制包括法律法規(guī)、各種政策規(guī)章、契約等，或者依托其運行的國家權力或組織機構。非正式規(guī)制是相對法律等正式規(guī)制的概念，包括價值信念、倫理規(guī)范、道德觀念、風俗習慣和意識形態(tài)等。與非正式規(guī)制相比，正式規(guī)制是成文的、規(guī)范化表達的規(guī)制形式，如上文中提到的“政治集權，經濟分權”就是典型的的正式規(guī)制安排。

“財政分權”規(guī)制下，地方政府既有收入動機，也有能力采取各種措施促進區(qū)域經濟增長。張軍[1]、傅勇和張晏[3]認為，分權、Tiebout競爭和向發(fā)展式政府的轉型是中國在建設和改善物質基礎設施上取得顯著成就的重要原因，這使得中國在相似發(fā)展水平的國家和地區(qū)中擁有最好的基礎設施?！柏斦謾唷币?guī)制的招商引資、產權激勵、職業(yè)教育與培訓等效果及其對區(qū)域經濟與社會發(fā)展的貢獻可參見張軍[1]、周黎安[2]等人的文章。在促進區(qū)域經濟增長和社會發(fā)展的同時，“財政分權”的負面效應也引起了學界的重視，這主要是為了短期政績而犧牲區(qū)域的長期利益，包括對基礎教育和民生的忽視以及產業(yè)結構高耗能和環(huán)境污染嚴重等[3，20]。地方政府為了發(fā)展區(qū)域經濟，競相壓低要素價格，放松環(huán)境規(guī)制以吸引資本和產業(yè)，來實現(xiàn)地方政府的財政利益和政治利益的執(zhí)政行為已經為大量的研究證實[7-8，21]。經過對俄羅斯、巴西等國治理效果的比較研究，學者們發(fā)現(xiàn)中央對地方正式規(guī)制不能單純強調“財政分權”，還應重視“政治集權”[22-23]。地方政府作為環(huán)境規(guī)制的重要主體之一，承擔著來自中央政府的環(huán)境保護壓力。在我國目前的政治體制下，地方官員在政治晉升和增加地區(qū)財政收入的雙重激勵下需要平衡發(fā)展轄區(qū)經濟和保護轄區(qū)環(huán)境之間的關系[24]。為應付中央政府的環(huán)境規(guī)制要求，同時也減輕區(qū)域環(huán)境污染，學者們發(fā)現(xiàn)相鄰區(qū)域間的環(huán)境規(guī)制存在復雜的空間相關性，一些高耗能、高污染的企業(yè)甚至產業(yè)園被布局于本轄區(qū)邊緣的下風、下水口[2，25]。容易引起上級政府干預的環(huán)境污染類型得到更好的規(guī)制。Dan和Minjun[25]的研究證實，相對容易被觀測到的水污染企業(yè)對政府環(huán)境規(guī)制的響應積極，大氣污染企業(yè)對政府環(huán)境規(guī)制的響應在統(tǒng)計上并不顯著。

1.2 非正式規(guī)制的區(qū)域經濟和環(huán)境效應

與正式規(guī)制相比，非正式規(guī)制根植于歷史、文化傳統(tǒng)之中，覆蓋范圍更加廣泛、影響更為深遠[9]。Pargal和wheeler[26]較早引用非正式規(guī)制的理論研究了發(fā)展中國家的環(huán)境污染問題，認為正式規(guī)制和非正式規(guī)制存在替代性，當政府主導的正式環(huán)境規(guī)制缺失或強度較小時，將會產生許多團體與當?shù)匚廴酒髽I(yè)進行談判或協(xié)商以達成污染減排的協(xié)議。此后越來越多的國外學者開始關注非正式環(huán)境規(guī)制的重要作用，主要從企業(yè)污染行為的曝光、企業(yè)對其社會聲譽維護的角度分析非正式環(huán)境規(guī)制對企業(yè)污染行為的影響。如Tietenberg[27]發(fā)現(xiàn)，當正式性環(huán)境規(guī)制缺失時，會出現(xiàn)“社會公眾評級”等能夠控制污染的工具，這類社會輿論評價及其生態(tài)環(huán)境效應被視為非正式性環(huán)境規(guī)制的重要表現(xiàn)。此外，學者們還進一步研究了正式性環(huán)境規(guī)制和非正式環(huán)境規(guī)制之間的關系，發(fā)現(xiàn)二者在空間上具有替代性，在效果上存在互補性。整體看，來自政府的壓力對企業(yè)的環(huán)保行為具有顯著影響，但在正式規(guī)制薄弱的地區(qū)，正式環(huán)境規(guī)制在控制工業(yè)污染上的不成功使得非正式性環(huán)境規(guī)制顯得更加重要[28]。

張平和張鵬鵬[29]發(fā)現(xiàn)隨著正式環(huán)境規(guī)制強度的提高，會對污染密集型產業(yè)區(qū)際轉移產生先抑制后促進的作用。雖然可以減輕轉出地的環(huán)境壓力，卻將污染轉移到承接地，從全國整體考慮，這種做法并不能有效的減輕全國的環(huán)境壓力。此外，采取強制的環(huán)境規(guī)制亦即正式環(huán)境規(guī)制雖然激發(fā)了企業(yè)通過尋求創(chuàng)新等手段實現(xiàn)持續(xù)發(fā)展的活力，但也孕育了政企利益捆綁式的腐敗溫床，因此，中國產業(yè)結構調整在經歷了政府和市場多種組合手段后，要想扭轉正式環(huán)境規(guī)制帶來的被動局面，必須發(fā)揮非正式環(huán)境規(guī)制的內在激勵作用。

周海華和王雙龍[30]的研究證實了非正式環(huán)境規(guī)制的治理效果，他們將社區(qū)居民對環(huán)境損害的申訴和控告、民眾對環(huán)境污染的抗爭、環(huán)保團體和社會輿論的壓力、拒買企業(yè)產品等定義為非正式環(huán)境規(guī)制，發(fā)現(xiàn)我國非正式環(huán)境規(guī)制力量在過去幾十年快速增長，相應的廠商對民眾環(huán)保意見的重視程度日益上升，研究結論還表明非正式環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的影響小于正式環(huán)境規(guī)制，說明我國目前的非正式環(huán)境規(guī)制力量仍屬微弱，未來環(huán)境的保護與監(jiān)督不能再只是依賴政府的力量與環(huán)保團體的抗爭與協(xié)商，而是要通過四面八方不同社會團體和社區(qū)參與。徐圓[31]的研究證實了非正式性環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)污染排放強度的下降起到了積極的作用，但作用還遠低于正式性環(huán)境規(guī)制，并進一步研究了不同類非正式規(guī)制的治理效果，如普通民眾對環(huán)境污染的關注度有利于降低工業(yè)減排，而新聞媒體因為具有更充分的信息來源而對工業(yè)廢水的減排起到積極作用。

1.3 鄉(xiāng)土化官員及其環(huán)境效應

在廣袤的非正式規(guī)制領域，一個極具中國特色的非正式規(guī)制現(xiàn)象是地方政府官員的“異地為官”制度。中央與地方關系問題是中國歷史上綿延千年的問題，核心是中央所代表的整體利益與地方所代表的局部利益之間的協(xié)調與平衡。在中央地方規(guī)制平衡中，官員來源起到了很重要的作用?！爱惖貫楣佟敝贫裙乓延兄?。《后漢書·蔡邕傳》描述道：“初，朝議以州郡相黨，人情比周，乃制婚姻之家及兩州人士不得對相監(jiān)臨。至是復有三互法，禁忌轉密，選用艱難?！边@是歷史上第一次通過法律明文規(guī)定的異地為官制度[10]。歷經各朝各代的發(fā)展，“異地為官”制度在清朝達到巔峰狀態(tài)，在河南內鄉(xiāng)縣，元大德八年（公元1304年）至清朝滅亡，歷任一百八十多官員，無一人是河南本地人。湖北棗陽縣，明清兩代可查的九十七位知縣中，無一人是湖北人[11]。

到近現(xiàn)代，“異地為官”制度從正式規(guī)制逐步向非正式規(guī)制過渡，2005年《公務員法》、2006年中辦《黨政領導干部任職回避暫行規(guī)定》和2011年中組部、人力資源與社會保障部《公務員回避制度（試行）》雖然規(guī)定了公務員任免的職務回避、公務回避和地域回避，但主要局限于基層治理和關鍵崗位，在更廣泛的領域并無明文要求。如2005年《公務員法》規(guī)定了公務員的地域回避僅限縣鄉(xiāng)兩級：“公務員擔任鄉(xiāng)級機關、縣級機關及其有關部門主要領導職務的，應當實行地域回避。”

基于“經濟增長速度錦標賽”假說，地方政府官員不僅存在橫向的競爭，也存在縱向的競爭，即不同屆官員之間的經濟增長速度競爭[5，33]。已有的研究發(fā)現(xiàn)，官員更替會在短期內對區(qū)域環(huán)境質量有負面影響，且隨著官員任職時間延長，負面影響會呈現(xiàn)先下降后增長的U型特征[34]。從不同區(qū)域等級和空間角度開展的研究都發(fā)現(xiàn)，官員的任期與區(qū)域經濟增長率之間呈現(xiàn)先上升后下降的倒U型關系。官員任期和區(qū)域環(huán)境質量之間的關系，以及官員任期和經濟增長率之間關系的研究成果形成鮮明對比，從資源環(huán)境利用角度揭示了中國地方政府促進區(qū)域經濟增長的機制[1，35-36]。王賢彬等[37]指出新上任的官員需要在任期內樹立與前任官員不同甚至是更為突出的政績，因此，新任官員可能為了招商引資而降低環(huán)保門檻、引進污染項目，或者包庇企業(yè)的污染行為，甚至干涉環(huán)保部門的執(zhí)法。此外，更替后的地方官員需要一定時間適應新的崗位和新的工作環(huán)境，即使新任官員有實施新政策的訴求，也需要經過一定的時間將政策成功推廣后才能夠產生效果[37-38]。

通常認為，鄉(xiāng)土官員會更重視區(qū)域利益，而外來官員由于權力來源和利益關系，會更重視中央和全局利益，這是歷代實施“異地為官”制度的出發(fā)點。直觀上，鄉(xiāng)土官員在當?shù)貫楣?，會更注重本地長期利益以獲得官聲和家族聲譽，但已有的研究并不支持這一觀點。熊波[39]研究發(fā)現(xiàn)，官員的交流有利于流入省區(qū)環(huán)境保護事業(yè)的發(fā)展且正向效應顯著，這種正向效應在短期并不顯著，但長期結果十分顯著。此外，陳雪梅和王志勇[40]發(fā)現(xiàn)官員的歷練或交流有助于降低地方生產總值能耗。龍碩和胡軍[41]、張俊和鐘春平[42]發(fā)現(xiàn)“政企合謀”是引起各地區(qū)環(huán)境惡化的重要原因。緩解中國環(huán)境污染問題的重要舉措之一就是通過監(jiān)督機構或公眾的雙重監(jiān)督，降低中央和地方的信息不對稱，防止政企合謀[41]。官員異地交流在客觀上打破了地方官員與企業(yè)之間的“利益鏈”，降低了“政企合謀”發(fā)生的可能性，從而抑制了自然環(huán)境的進一步惡化[42]?；诘丶壖耙陨铣鞘袛?shù)據(jù)，梁平漢和高楠[43]分析了地方領導任期和法制環(huán)境對環(huán)境污染水平的影響，發(fā)現(xiàn)地方政府和污染企業(yè)之間的“政企合謀”是導致環(huán)境污染難以治理的主要原因，而地方官員的穩(wěn)定性和較差的法制環(huán)境又是導致“政企合謀”的重要原因，地方領導職務變動會打破舊的合謀關系，從而改善生態(tài)環(huán)境。在解決方案上，梁平漢和高楠[43]側重正式規(guī)制的作用，認為人事調整的治理效果受到當?shù)胤ㄖ骗h(huán)境的影響，因此他們強調加強污染治理的長效機制是法制建設和制度完善，而不能只依賴于領導干部的人事更換。此外，與環(huán)境規(guī)制無關，但與非正式規(guī)制視角近似，得到廣泛引用的聶輝華[23]關于礦難的研究發(fā)現(xiàn)，政企合謀顯著地增加了煤礦死亡率，選擇年輕的異地主管官員并且增加其流動性、提高安監(jiān)機構的獨立性對于降低煤礦死亡率具有非常重要的作用。

有研究討論了官員來源對區(qū)域發(fā)展路徑和污染水平、能耗結構產生影響的機制。毛珣[13]等在不同來源官員土地出讓方式偏好研究中發(fā)現(xiàn)，本市籍貫的官員偏好協(xié)議出讓，而非本市官員更偏好招牌掛，作者將這一現(xiàn)象歸結為“官員本地化”。徐現(xiàn)祥和李書娟[14]考察了本市人擔任省級領導對本市產業(yè)發(fā)展路徑的影響，發(fā)現(xiàn)本地級市人擔任省長（或省委書記）會以“綠水青山”為代價，爭取“金山銀山”，也就是說本地出身的官員會通過犧牲環(huán)境，發(fā)展污染產業(yè)，以發(fā)展本市經濟。作者將這一發(fā)現(xiàn)歸結為“政治資源詛咒”，并認為地級市擁有的省長（或省委書記）而獲得的政治資源對環(huán)境污染的加劇具有長期影響。Brollo[15]等人針對巴西城市樣本的研究也發(fā)現(xiàn)，政治資源會加重受益地區(qū)的政治腐敗程度并降低該地區(qū)候選領導人的平均能力。Jia[44]則從一個更高的治理層級考察了地方官員與中央官員之間關系對區(qū)域發(fā)展產生影響的路徑，發(fā)現(xiàn)地方官員的中央關系會顯著提高地方官員的晉升概率，其實現(xiàn)路徑是更多投資高污染、高耗能產業(yè)以拉動當?shù)谿DP，相應的，當?shù)氐奈廴舅揭矔岣?。本文試圖考察本市人擔任市長或市委書記對區(qū)域高耗能產業(yè)發(fā)展的影響，從治理機制看與徐現(xiàn)祥和李書娟[14]接近，但更加生動具體，豐富的樣本可能揭示更加微妙的非正式規(guī)制實現(xiàn)機制。鄉(xiāng)土官員由于其血脈、人脈、甚至文脈的鄉(xiāng)土特征，更容易形成“政企合謀”。因此，構建本文研究假說1。

假說1：相對非鄉(xiāng)土官員，鄉(xiāng)土官員更傾向發(fā)展高耗能產業(yè)。

根據(jù)諾斯的定義，與正式規(guī)制相比，非正式規(guī)制具有基礎性、多樣性和穩(wěn)定性。中國改革開放的歷史也證明，無論是誘致性正式制度變遷，還是強制性正式制度變遷，都必須得到非正式制度的支持[45]。新千年以來，我國的經濟發(fā)展的資源環(huán)境背景迅速變化，相應地針對地方政府官員的資源環(huán)境規(guī)制激勵在2007年前后出現(xiàn)重大調整?；谡揭?guī)制與非正式規(guī)制的差別化特征，提出本文研究假說2。

假說2：相對正式環(huán)境規(guī)制變化，鄉(xiāng)土官員的高能耗產業(yè)促進效應更有穩(wěn)定性。

鄉(xiāng)土官員的基本特征是鄉(xiāng)土性。費孝通[46]認為，中國社會是鄉(xiāng)土性的，人們被束縛在土地上，地方性的限制所導致的熟悉成為鄉(xiāng)土社會的重要特征。因此，熟人社會也成為描述中國鄉(xiāng)村社會性質的經典論述。這是一個無需法律治理的社會，治理的基礎是禮。禮和法不相同的地方是維持規(guī)范的力量，法律依靠國家權力來推行的，而維持禮這種規(guī)范的是鄉(xiāng)土傳統(tǒng)[47]。費孝通[46]認為，在傳統(tǒng)的鄉(xiāng)土社會，人們活動范圍有地域上的限制，在區(qū)域間接觸少，生活隔離，各自保持著孤立的社會圈子。鄉(xiāng)土社會在地方性的限制下成了生于斯、死于斯的社會，常態(tài)的生活是終老是鄉(xiāng)。這是一個熟悉的社會，生活上被土地所囿住的人們，他們平素所接觸的是生而與俱的人物，這并不是由于我們選擇得來的關系，而是無須選擇，甚至先我而在的一個生活環(huán)境。由于社會的地方性，基于禮的社會治理得以成立[46]。

已有的研究證實，內在的道德框架是熟人社會秩序自我維穩(wěn)的核心治理機制，但是，隨著現(xiàn)代化的進展，尤其是人口空間流動性的加大，熟人社會作為傳統(tǒng)事物在現(xiàn)實中遭遇到了前所未有的危機，并且不同類型熟人社會的集體行動及道德維系等基本功能逐漸退化，道德滑坡、社會失信等現(xiàn)象層出不窮[48-49]。即隨著傳統(tǒng)以禮為治理機制的熟人社會的瓦解，鄉(xiāng)土官員在依舊享有區(qū)域文脈、人脈甚至血脈優(yōu)勢的同時，其面臨的道德約束逐步消退，因此，提出本文假說3。

假說3：鄉(xiāng)土官員的高耗能產業(yè)促進效應隨著熟人社會的消退而增強。

2 鄉(xiāng)土官員及其比重演變

鄉(xiāng)土官員的定義是本研究的關鍵，因此必須嚴格區(qū)分官員的籍貫和出生地。按照慣例，籍貫是指父親的出生地，而這與本文討論的非正式規(guī)制相關的官員對區(qū)域語言、文化、歷史和習俗的認知顯然不同。王安和魏建[50]將官員來源分為兩類，一類是本地官員，另一類是交流官員。本地官員指本地提拔起來的官員，或者在本地長期任職并超過10年的官員，交流官員指是由中央機關下派，或者由其他省份調任過來，并在該地任職短于10年的官員。我國當前相關法規(guī)對鄉(xiāng)土官員也有認定，根據(jù)2014年《黨政領導干部選拔任用工作條例》 “領導干部不得在本人成長地擔任縣（市）黨委和政府以及紀檢機關、組織部門、人民法院、人民檢察院、公安部門正職領導成員，一般不得在本人成長地擔任市（地、盟）黨委和政府以及紀檢機關、組織部門、人民法院、人民檢察院、公安部門正職領導成員”要求，鄉(xiāng)土官員應當指成長地。參考相關法規(guī)和研究成果，基于“異地為官“的歷史視角，以地級及以上城市為空間單位，將鄉(xiāng)土官員定義為只有出生地屬于本市的官員為鄉(xiāng)土官員，并以“出生地為本省，且上一屆任期也在本市”和“出生地為本省”兩種定義的鄉(xiāng)土官員開展穩(wěn)健性檢驗。

本文作者所屬課題組根據(jù)公開資料，自建了全國地級及以上城市主要官員數(shù)據(jù)庫，時間涵蓋1990年至2016年年底，但早期的數(shù)據(jù)不夠完整，且存在較多的行政區(qū)劃調整，因此本研究僅選擇了2000年以來的樣本。圖1是2000年以來我國地級及以上城市外來官員與鄉(xiāng)土官員在總體中的占比及其變化趨勢。整體看，鄉(xiāng)土官員雖然總體比例在下降，但絕非少數(shù)。2000年以來，鄉(xiāng)土官員的比重在30%～35%區(qū)間波動。

在我國治理體系中，中國共產黨的執(zhí)政黨地位被堅決貫徹，“黨領導一切”已經被寫入憲法。由此，黨委書記相對市長會較少鄉(xiāng)土化傾向。本研究將研究時段內黨政官員數(shù)據(jù)拆分為黨、政官員兩個部分，結果如表1。表1的數(shù)據(jù)顯示，市委書記的外地人占比確實要高于市長，T檢驗結果在1%顯著水平支持這一結論。

3 研究設計與變量選擇

3.1 研究設計

研究設計上，本文考察官員來源對區(qū)域高耗能產業(yè)比重的影響，以檢驗鄉(xiāng)土官員對區(qū)域產業(yè)發(fā)展能耗路徑的選擇差異。之所以選擇高耗能產業(yè)為研究對象，是因為經過近四十年的快速增長，中國已經成為世界上能源消費最多的國家。2016版《BP世界能源統(tǒng)計年鑒》顯示，2015年中國消費3 014.0 Mtoe，同期美國消費2 280.6 Mtoe，相差32%。高耗能還帶來嚴重的環(huán)境問題，已有的研究證實，能源消耗不僅是碳排放最重要的原因，也是我國大面積霧霾產生的重要原因，是PM2.5的第一大來源[4，16]。

解釋變量與被解釋變量相互影響、互為因果導致的內生性問題是社會科學研究中結論偏差甚至錯誤的重要原因。本研究中，官員的來源特征同樣可能不是隨機的，而是和區(qū)域經濟與產業(yè)結構互為影響。為最大化個人利益，鄉(xiāng)土官員可能推動本區(qū)域高耗能產業(yè)的發(fā)展，但也存在高耗能產業(yè)發(fā)展對鄉(xiāng)土官員晉升推動的機制?；诘胤秸?guī)制的研究已經證實，快速增長的區(qū)域經濟有助于本區(qū)域官員的晉升[7，17]。本文的研究時段從2000年至2014年，正是中國重化工業(yè)高速發(fā)展時期，在這一發(fā)展階段，高耗能產業(yè)比重的提升會提高區(qū)域經濟增長速度[18]，即高耗能產業(yè)比重的提升有助于本區(qū)域官員的晉升競爭。

Benjamin[19]研究了領導人變動對所在國經濟增長變化的影響，他們發(fā)現(xiàn)，領導人的變化與本地產業(yè)結構變化和經濟增長之間的關系同樣存在互為因果。為消除內生性影響，他們將排除了選舉更替、政變等可能由于經濟增長原因導致的領導人變動樣本，僅在研究中保留了由于自然或事故原因導致的領導人更替樣本，以提高研究的外生性。受此啟發(fā)，本文研究了區(qū)域官員中“鄉(xiāng)土官員”的變動對區(qū)域高耗能產業(yè)比重的影響。中國官員的政治晉升由上級決定，相對官員的職級晉升，官員的任職區(qū)位具有更強的外生性，區(qū)域的經濟增長速度或者高耗能產業(yè)的比重可能對本區(qū)域官員的晉升產生影響，但很難選擇本地新任官員的來源。簡單說就是高耗能產業(yè)，高經濟增長，高提拔概率，但不一定在本地?；谶@一研究設計，本文較好地排除了官員晉升與區(qū)域經濟增長的內生性影響。徐現(xiàn)祥和李書娟[14]的研究思路與本文接近，他們采用中國地級市突然擁有在任省長（或省委書記）的準自然實驗以消除內生性嫌疑。

已有的研究發(fā)現(xiàn)，官員更替會對區(qū)域經濟產生短期正面影響，原因是新任官員的縱、橫向經濟增長競賽激勵會促使其以環(huán)境和能耗為代價推動區(qū)域經濟增長[34-35]。為檢驗本研究樣本和已有研究的一致性，并探討新任官員促進區(qū)域經濟增長的產業(yè)結構路徑，本文將首先考察官員更替的區(qū)域經濟影響，基準模型如方程（1）。

GR代表區(qū)域經濟增長率，分別用地區(qū)生產總值增長率和第二產業(yè)增加值增長率衡量?？紤]區(qū)域經濟增長的延續(xù)性和影響因素多樣性，將區(qū)域上年的經濟增長率納入方程右側。TR為官員更替變量，采取虛擬變量形式，樣本城市當年無官員更替賦值為0，否則為1。CV為控制變量，下標i和t分別代表區(qū)域和年份。控制時間效應θ和空間效應μ，ε代表模型中的隨機誤差項。

以方程（2）檢驗研究假說1?；谂c方程（1）同樣的原因，采用動態(tài)面板模型開展實證檢驗。

區(qū)域產業(yè)的能耗路徑調整涉及固定資產投資，必須考慮一定的調整周期。如果官員變動確實會促進區(qū)域高耗能產業(yè)的動態(tài)調整，則預期這一調整會存在一定的滯后期。因此，實證研究中還需要考慮TR不同的滯后期效應。根據(jù)實證檢驗結果，本文分別考察了滯后0期、滯后1期和滯后2期三種不同的情況。

當正式規(guī)制出現(xiàn)重大調整時，非正式規(guī)制是會相應的調整還是依舊保持穩(wěn)定，這是本研究關心的另一個重要問題。本文的研究時序從2000年至2014年，期間中央政府的環(huán)境規(guī)制政策發(fā)生了重大調整。2005年以來，國務院先后出臺《關于落實科學發(fā)展觀加強環(huán)境保護的決定國發(fā)（2005）39號》和《關于印發(fā)節(jié)能減排綜合工作方案的通知（2007）15號》等文件，明確將環(huán)境保護納入干部晉升考核之中，建立與現(xiàn)行干部考核體系掛鉤的環(huán)保政績考核體系?；谶@一準自然實驗，本文將樣本分為2000—2007年和2008—2014年兩個獨立的樣本分別開展實證研究，以檢驗研究假說2，探討正式規(guī)制變化背景下非正式規(guī)制的激勵穩(wěn)定性及其實現(xiàn)機制，為深入基于非正式規(guī)制研究官員特征的環(huán)境效應奠定基礎。

已有的研究證實，“政治集權，經濟分權”正式規(guī)制是地方政府黨政官員決策的重要激勵，根據(jù)“經濟增長速度錦標賽”假說，本文控制區(qū)域經濟增長速度，也控制地方政府財政變量[6，43]。參考已有的研究，本文進一步控制可能影響區(qū)域產業(yè)能耗結構的區(qū)域經濟發(fā)展水平、工業(yè)化水平和對外開放度[2]。根據(jù)CD增長函數(shù)，控制區(qū)域固定資產投資增長率和從業(yè)人數(shù)增長率。

由于本文實證研究方法采用如方程（1）和方程（2）的動態(tài)面板回歸方法，官員更替及其來源變動以虛擬變量形式進入方程，其他一些研究中控制的官員年齡、學歷、性別等變量[1，6]在本研究中沒有年度變化，會被動態(tài)模型自動刪除，因此本文不再控制官員的其他個人特征[6]。

3.2 變量定義與描述性統(tǒng)計

本研究使用的數(shù)據(jù)來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、課題組自建地級及以上城市官員數(shù)據(jù)庫和各類統(tǒng)計年鑒三種途徑。

高耗能產業(yè)比重為加總高耗能產業(yè)總產值數(shù)據(jù)后計算其在區(qū)域工業(yè)總產值中百分比而得，數(shù)據(jù)來源為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。最新的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)截止2013年，2014年及以后數(shù)據(jù)以城市統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)替代。經數(shù)據(jù)比較發(fā)現(xiàn)，兩個數(shù)據(jù)庫的計算結論基本一致，但城市統(tǒng)計年鑒的時間序列長度不如工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫長。

官員更替和官員來源數(shù)據(jù)來自自建的中國地級及以上城市黨政官員數(shù)據(jù)庫。本文官員更替和官員來源變量采用虛擬變量形式，具體賦值方法見表2。與徐現(xiàn)祥和李書娟[14]研究一致，本賦值方法不區(qū)分市長和市委書記。

區(qū)域變量來自歷年統(tǒng)計年鑒。以地區(qū)生產總值增長率衡量區(qū)域經濟增長速度，人均地區(qū)生產總值衡量區(qū)域經濟發(fā)展水平，第二產業(yè)比重衡量工業(yè)化水平，進出口總額占地區(qū)生產總值比重衡量對外開放水平。地方政府財政激勵變量以人均財政赤字衡量。

雖然官員數(shù)據(jù)庫可以一直延伸到2016年，但受區(qū)域經濟變量發(fā)布時間限制，本研究將時間范圍約束為2000—2014年。為防止異常值影響，對區(qū)域經濟變量雙向5%水平取雙側winsorize值。所有變量消漲為2000年水平。變量的描述性檢驗如表3。

細化的數(shù)據(jù)檢測發(fā)現(xiàn)（由于篇幅原因略，可供索?。袊鞯丶壖耙陨铣鞘械漠a業(yè)能耗結構差異巨大，高耗能產業(yè)比重較高的城市主要是傳統(tǒng)的資源城市，如甘肅嘉峪關市、金昌市、新疆克拉瑪依市、貴州六盤水市等，高耗能產業(yè)比重較低的城市主要集中于珠三角地區(qū)，典型的如惠州市、汕尾市、揭陽市、?？谑?、深圳市等。樣本城市中，官員年更換率為24.5%，證實我國地級及以上城市官員較高的變動率[6]。結合表2最后一列數(shù)據(jù)，官員更替對官員的來源結構有一定影響但不大，整體看鄉(xiāng)土化變動率略小于外地化變動率，這符合“異地為官”的非正式規(guī)制影響預期。

4 實證檢驗

4.1 官員更替的區(qū)域經濟效應

表4匯報了官員更替對區(qū)域經濟增長率的影響，模型1～3的因變量為地區(qū)生產總值增長率，模型4～6的因變量為第二產業(yè)增加值增長率。兩種不同的因變量都分別采用了無滯后期、滯后1期和滯后2期的官員更替變量進行了實證檢驗。表4中匯報了基于AR檢驗的序列相關檢驗和采用Sargan方法開展的工具變量冗余檢驗。序列相關檢驗證實僅存在一階序列相關，不存在二階序列相關，自然也就消除了高階序列相關的擔憂。工具變量檢驗證實不存在冗余。

表4中因變量的一階滯后變量顯著且數(shù)值較大，證明了本實證檢驗模型采用動態(tài)面板模型進行廣義矩估計的合理性（后續(xù)表格同，不再贅述）。對這類模型中存在滯后因變量，且回歸系數(shù)數(shù)值較大的估計模型，也可以采用Pooled OLS或Fixed Effects方法進行估計，但二者的估計是有偏的，Pooled OLS會高估真實值，而Fixed Effects會低估真實值[51]。雖然如此，本文作者也采用了Pooled OLS和Fixed Effects方法進行了回歸，結論沒有方向性差異。

表4中的回歸結果得出了非常有趣的結論。與已有的研究一致[1，35-36]，官員更替當年，區(qū)域地區(qū)生產總值和第二產業(yè)增加值增長率都會獲得一個額外的顯著增長，但后者顯著高于前者。區(qū)域內官員更替會提高當年第二產業(yè)增加值增長率4.47個百分點，但對地區(qū)生產總值增長率的貢獻僅有1.12%。更有意思的是，從官員更替次年開始，官員更替對區(qū)域地區(qū)生產總值的促進效應開始下滑，并在第三年進一步轉為負值，拖累區(qū)域經濟增長速度0.06%。按照樣本城市平均地區(qū)生產總值增長率13.58%計算，官員更替第三年區(qū)域地區(qū)生產總值增長率會偏低0.86%，這一巨大的數(shù)值并不令人意外，已有的類似研究也得出了相似的結論。徐現(xiàn)祥和王賢斌[52]的研究發(fā)現(xiàn)，京官掛職會使轄區(qū)經濟增長率降低0.5～1個百分點。本研究的結論暗示，雖然存在經濟增長競標賽的縱向競爭，頻繁的官員更替從中長期看可能阻礙區(qū)域經濟的增長。

表4的數(shù)據(jù)還顯示，官員更替的第二年雖然地區(qū)生產總值增長效應轉為負值，但第二產業(yè)增加值增長率促進效應還是保持為正，盡管數(shù)值大幅減小。到第三年，官員更替的第二產業(yè)增加值增長率系數(shù)轉為負值。整體看，官員任職前兩年第二產業(yè)增加值增長率系數(shù)都高于地區(qū)生產總值增長率系數(shù)，顯示官員更替的短期經濟效果主要是依靠刺激第二產業(yè)發(fā)展取得的。

控制變量回歸系數(shù)全部在統(tǒng)計上高度顯著，且系數(shù)符號符合預期，證實本研究采用的控制變量的合理性。對外開放對區(qū)域高耗能產業(yè)比重負相關，符合學者們關于中國在國際貿易中不存在“污染避難所”現(xiàn)象的研究結論[2]。區(qū)域人均地區(qū)生產總值、第二產業(yè)比重與高耗能產業(yè)比重正相關，區(qū)域經濟增長速度回歸系數(shù)也顯著為正，這在重化工業(yè)發(fā)展階段是一個合理的結論[18]。區(qū)域財政壓力會促使地方政府發(fā)展高耗能產業(yè)，這也符合“財政分權”理論的研究成果[7-8，21]。與CD函數(shù)預測一致，從業(yè)人員增長率與經濟增長率正相關，尤其是與第二產業(yè)增長率顯著正相關。固定資產投資增長率與經濟增長率正相關，且回歸系數(shù)數(shù)值較大，顯示中國經濟增長中投資推動的重要性。

4.2 鄉(xiāng)土官員對區(qū)域高能耗產業(yè)發(fā)展的影響

鄉(xiāng)土官員對區(qū)域高能耗產業(yè)發(fā)展影響實證研究結果見表5。模型合理性檢驗與表4相似，不再贅述。

官員更替及其來源變動的基準比較對象是當年無官員的更替。如前文所述，區(qū)域產業(yè)能耗結構調整涉及固定資產投資，周期較長，很難想象官員來源更替的效果當年就能在產業(yè)能耗結構上得到反映。表5中模型7和模型8分別是官員更替當期和滯后一期的區(qū)域高耗能產業(yè)比重回歸結果。模型7的結果顯示，無論何種情況，官員更替的當年效應在統(tǒng)計上都不顯著。模型8滯后一期的回歸結果類似，但統(tǒng)計上10%顯著支持官員來源無變動的官員更替會推高區(qū)域高耗能產業(yè)的比重。表5中所有的實證檢驗結果一致支持，當不存在官員來源的差異，僅僅是官員更替就會推動區(qū)域高耗能產業(yè)的增長，這與表4中的實證研究結果相一致。證實區(qū)域經濟增長競標賽不僅發(fā)生在不同區(qū)域之間，也發(fā)生在同一區(qū)域不同階段的官員之間，為贏得競爭，在2000—2014年中國重化產業(yè)高增長階段，超越的方式就是大力發(fā)展高耗能產業(yè)[5，33]。本文的發(fā)現(xiàn)支撐了吳培才和王忠[34]的研究結論：官員的更替，哪怕是沒有發(fā)生官員來源的變化，也會造成區(qū)域環(huán)境質量的短期惡化。

模型9是官員更替滯后兩期的高耗能產業(yè)比重回歸結果。模型9的結論證實，官員更替中的來源差異確實會影響區(qū)域的產業(yè)發(fā)展路徑，雖然這一影響需要較長的傳導時間。具體到本研究，官員從鄉(xiāng)土官員向外來官員的轉變會導致統(tǒng)計上不顯著的高耗能產業(yè)比重的下降，而從外來官員向鄉(xiāng)土官員的轉變會在1%統(tǒng)計顯著水平提升區(qū)域的高耗能產業(yè)的比重。我國新世紀以來前10年正處于快速工業(yè)化的高耗能產業(yè)高增長階段，雖然其發(fā)展會導致較高的碳排放、空氣污染等資源環(huán)境代價，但環(huán)境污染的負外部性特征使其在更大的空間范圍被承擔，而經濟發(fā)展的收益僅在區(qū)域內分享，技術密集、資本密集的高耗能產業(yè)的受益群體更加窄小。經典的集體行動理論證實，成本外溢、收益內斂的計劃更容易促成集體行動[53]。由于建立利益網(wǎng)絡、分享高耗能產業(yè)發(fā)展利益的便利性，鄉(xiāng)土官員面臨的正式規(guī)制與非正式規(guī)制的激勵相容會驅使其偏重高耗能產業(yè)的發(fā)展，證實了前文的研究假說1。

4.3 鄉(xiāng)土官員產業(yè)路徑影響的激勵穩(wěn)定性

隨著經濟發(fā)展水平的提高以及環(huán)境污染的加重，我國逐步認識到環(huán)境保護的重要性以及官員考核激勵在促進環(huán)境保護中的作用，國務院先后頒布《關于落實科學發(fā)展觀加強環(huán)境保護的決定（國發(fā)[2005]39 號）》和《關于印發(fā)節(jié)能減排綜合工作方案的通知（國發(fā)[2007]15 號）》等文件，制定并修繕多部國家級環(huán)保相關法律法規(guī)，明確將環(huán)境保護納入干部晉升考核中。因此，在本研究時間區(qū)間內，環(huán)境保護在不同階段干部考核體系中的作用可能呈現(xiàn)階段性的差異，已有的研究也注意到這一點[17]。為考察環(huán)?？己说碾A段性差異對本研究官員來源與區(qū)域經濟發(fā)展路徑的影響，本研究將樣本階段分為2000—2007年和2008—2014年兩個子樣本分別進行實證檢驗，結果如表6中的模型10和模型11。

模型10和模型11的檢驗結果顯示，2007年以來環(huán)境保護重要性提升在本研究中呈現(xiàn)出差別性的效果。首先，當不存在官員來源變化時，2007年之前，官員上任后會推動區(qū)域高耗能產業(yè)的發(fā)展以促進區(qū)域經濟增長，這一結論在10%統(tǒng)計水平上顯著。但2007之后，官員來源無差異變動對區(qū)域高耗能產業(yè)影響的回歸系數(shù)不僅數(shù)值大幅下降，且在統(tǒng)計上不再顯著，說明中央政府的正式環(huán)境規(guī)制開始對官員的執(zhí)政行為產生影響。中央政府正式環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用更顯著的證據(jù)來自異地化官員更替，與熊波[39]、陳雪梅和王志勇[40]的研究結論相似，本文發(fā)現(xiàn)官員異地化更替有助于降低區(qū)域高耗能產業(yè)的比重，但實證研究證實，這一作用在2007年之前僅在10%統(tǒng)計顯著水平顯著，2007年之后才在統(tǒng)計上達到1%顯著水平。

考慮本文的關注焦點，官員鄉(xiāng)土化的高耗能產業(yè)效應，當將研究樣本劃分為前后兩個不同的階段后，實證研究驗證了研究假說2，鄉(xiāng)土官員的高能耗產業(yè)促進效應在正式規(guī)制變化背景下具有穩(wěn)定性。相比2007年以前的回歸系數(shù)，2007年之后的數(shù)值有了顯著的上升，暗示當中央政府嚴格了正式環(huán)境規(guī)制后，官員鄉(xiāng)土化會更大促進區(qū)域高耗能產業(yè)的發(fā)展。產生這一結果可能的原因有兩個，一是雖然中央政府的環(huán)境規(guī)制提升了其環(huán)境污染成本，但對鄉(xiāng)土官員來說也可能非對稱地提高其發(fā)展高耗能產業(yè)的收益，譬如非鄉(xiāng)土官員達成“政企合謀”的難度上升等；第二個解釋是技術上的，由于階段性劃分，樣本被分為兩個樣本池，地方官員更替不是每年都發(fā)生，所以兩個樣本池涵蓋的城市可能出現(xiàn)差異，導致回歸結果的數(shù)值差異。雖然存在數(shù)值差異，但表6中所有回歸結果都穩(wěn)健地證實了本研究的假說2，即鄉(xiāng)土官員可能因為天賦優(yōu)勢，更容易促成“政企結合”，促進高耗能產業(yè)的發(fā)展，而且這一效應具有外部環(huán)境變動時的穩(wěn)定性，當正式環(huán)境規(guī)制發(fā)生重大變化時，依舊保持顯著影響，甚至還有一定程度的擴張。

4.4 鄉(xiāng)土官員影響區(qū)域高能耗產業(yè)機制

至此本文已經驗證了鄉(xiāng)土化官員會在“金山銀山”和“綠水青山”中選擇“金山銀山”，推動能加快區(qū)域地區(qū)生產總值增長的高耗能產業(yè)的發(fā)展。但是，這一研究結論會帶來另一個疑惑，即鄉(xiāng)土官員對高耗能發(fā)展路徑選擇的長期動態(tài)個人福利可能為負。當鄉(xiāng)土化官員選擇高耗能產業(yè)發(fā)展路徑，產生的環(huán)境污染不僅會空間溢出，也會造成本地的環(huán)境破壞，官員及其家族的鄉(xiāng)土聲譽會受損。對此，本文的猜測是鄉(xiāng)土官員的本地利益并非體現(xiàn)、或主要體現(xiàn)于官聲，而是體現(xiàn)為和地方利益集團的合作。根據(jù)費孝通[46]的鄉(xiāng)土中國及其變遷理論，隨著市場經濟的深入人心，交通通訊技術的發(fā)展，國人的生活空間已經突破了傳統(tǒng)的鄉(xiāng)土范圍，不再拘泥于傳統(tǒng)的宗族鄉(xiāng)土聲譽[54]。鄉(xiāng)土官員相對外地官員更容易從人脈、文脈、甚至血脈等方面與本地利益集團達成一致，而根據(jù)集體行動理論，較小的利益群體更容易形成一致行動關系[53]。這一解釋，不僅可以得到經濟學研究結論的支持，如前文綜述的龍碩和胡軍[41]的研究、張俊和鐘春平[42]的研究、梁平漢和高楠[43]的研究等，還可以得到社會學研究結論的支持[48-49]。

為驗證這一猜測，本研究引入市場化指數(shù)指標以探討其對鄉(xiāng)土官員區(qū)域產業(yè)路徑效應的影響。樊綱和王小魯?shù)染幹频牡氖袌龌笖?shù)由于其綜合性在國內外研究中較多地被運用于衡量區(qū)域的市場化發(fā)展水平，但在本研究中，引用樊綱等編制的市場化指數(shù)有兩個問題，一是時間序列連續(xù)性，二是空間層次差異問題。

樊綱等《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》的市場化指數(shù)從1997—2009年，王小魯?shù)取吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2016）》的市場化指數(shù)從2008—2014年，且二者口徑和數(shù)值有較大差異。本研究的時間序列從2000—2014年，需要拼接兩套市場化指數(shù)。本研究的解決方法是首先比較了樊綱等[55]和王小魯?shù)萚56]的市場化指數(shù)，發(fā)現(xiàn)二者相關系數(shù)高達97.88%，據(jù)此采用最小二乘方法使用王小魯?shù)萚56]指數(shù)對樊綱等[55]指數(shù)進行回歸和預測以獲得完整可比的2000—2014年市場化指數(shù)。具體如方程（3），其中i和t分別代表省份和年份。

空間層次差異主要是市場化指數(shù)以省為單位，而本研究以地級及以上城市為樣本。由于無法獲得城市層面的市場化指數(shù)，我們只能采用省際市場化數(shù)據(jù)。雖然可能損失樣本的細微特征，但中國確實存在以省為基礎的“諸侯經濟”現(xiàn)象，治理機制與本研究的理論基礎接近，因此理論上可以接受。

表7是引入市場化指數(shù)與官員更替變量交叉效應的實證結果，與穩(wěn)定性研究一致，不僅研究了全過程樣本，也分別討論了兩個不同歷史時期的樣本。結果顯示，當引入市場化指數(shù)后，無變化更替TR_1和外地化更替TR_2的交叉效應統(tǒng)計顯著性下降，而市場化指數(shù)在全樣本和2008—2014年樣本中都高度顯著，證明市場化環(huán)境與本研究探討的官員來源非正式規(guī)制之間存在相關性。

表7揭示的核心問題是不同市場化水平區(qū)域官員本地化對當?shù)啬芎漠a業(yè)結構影響的差異，可表達為方程（4）：

根據(jù)模型12，β1+β2TR_3=-0.0249+0.1219=0.097>0，即市場化水平越高的地區(qū)，鄉(xiāng)土官員對區(qū)域高能耗產業(yè)的推動作用越強，驗證了研究假說3。和穩(wěn)定性研究的結論一致，表7的數(shù)據(jù)顯示，2008年以來，鄉(xiāng)土官員的高能耗產業(yè)推動效應愈加壯大，根據(jù)模型14和方程（4）計算的綜合市場化指數(shù)系數(shù)高達0.110 9。表7的回歸結果證實了本節(jié)前文的猜測，在市場化水平較高的區(qū)域，鄉(xiāng)土官員比較不注重自身和家族的鄉(xiāng)土聲譽，會發(fā)展高能耗產業(yè)以推動區(qū)域經濟增長，這可能是市場化水平較高的地區(qū)也是人口流動較多的地區(qū)，鄉(xiāng)土官員及其家族的流動性加大，也可能是由于市場化推動了傳統(tǒng)倫理的轉型，當舊的基于“熟人”的社會治理規(guī)范被削弱、新的基于“陌生人”的市場和法律信用社會治理規(guī)范還沒有完整建立起來的原因，值得進一步研究。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

鄉(xiāng)土官員定義是本研究的核心，因為其直接影響區(qū)域利益集團或政企勾結形成的難易程度。為檢驗定義對結論的影響，采用 “出生地為本省，且上一屆任期也在本市”和“出生地為本省”兩種定義的鄉(xiāng)土官員開展穩(wěn)健性檢驗。最終的檢驗結果顯示結論基本一致，證明本文研究結論具有較強的穩(wěn)健性（限于篇幅，檢驗結果略，可供索?。?。

5 結論與討論

在區(qū)域經濟增長與社會發(fā)展中，政府規(guī)制的作用日益引起重視。尤其在中國，政府具有強大的資源整合能力，實際主導區(qū)域的發(fā)展。現(xiàn)有研究主要關注了法律法規(guī)，以及各類中央政府政策的區(qū)域治理作用，包括近年來引起高度重視的“政治集權，經濟分權”對區(qū)域經濟、社會和環(huán)境的影響。根據(jù)新制度經濟學的規(guī)制理論，規(guī)制不僅包括現(xiàn)有研究關注的正式規(guī)制，還包括非正式規(guī)制，包括價值信念、倫理規(guī)范、道德觀念、風俗習慣和意識形態(tài)等。與正式規(guī)制相比，非正式規(guī)制范圍更廣、文化扎根更深，影響更為深遠。只有當非正式規(guī)制需要強制執(zhí)行時，才可能通過強制性制度變遷或者誘導式制度變遷從隱形轉化為顯性的正式規(guī)制。由此可見，與正式規(guī)制相比，非正式規(guī)制更具有基礎性，其作用應引起高度重視。

非正式規(guī)制內涵及其豐富，本文考察了官員來源對區(qū)域高耗能產業(yè)發(fā)展的影響。在我國，縣鄉(xiāng)兩級政府主要官員執(zhí)行嚴格的“異地為官”正式規(guī)制，但在更高層級，這一用人原則就處于模糊化的非正式規(guī)制范疇，受中央-地方利益博弈影響。與外來官員相比，鄉(xiāng)土官員更關注區(qū)域利益，同時也更容易與區(qū)域利益集團形成“政企合謀”。高耗能產業(yè)的污染外溢和收益分配對象集中特征降低了“政企合謀”的集體行動成本。本文采用官員更替后繼任官員的執(zhí)政效果，以消除官員晉升與高耗能產業(yè)發(fā)展的內生性。實證研究發(fā)現(xiàn)：一是鄉(xiāng)土化官員會顯著促進區(qū)域高耗能產業(yè)的發(fā)展，而且這一效果具有時間上的穩(wěn)定性。隨著經濟增長的環(huán)境代價上升，2005年以來我國逐步將區(qū)域環(huán)境保護納入對地方政府政績的考核中。2007年前后，地方政府官員更替后的環(huán)境執(zhí)政行為出現(xiàn)了顯著的差異，在官員來源無差異情況下，早期繼任者為在經濟增長競爭中獲勝會促進高耗能產業(yè)的發(fā)展，但這一行為在2007年以后不再顯著。相反，官員外地化對本地高耗能產業(yè)的負面影響在2007年以后變得顯著。引起注意的是，官員鄉(xiāng)土化對高耗能產業(yè)的推動在2007年前后都高度顯著，證明與正式規(guī)制激勵相比，非正式規(guī)制的激勵更為強大和具有穩(wěn)定性，為實現(xiàn)低碳、綠色發(fā)展，正式規(guī)制和非正式規(guī)制必須相互協(xié)同，缺一不可。二是鄉(xiāng)土官員對區(qū)域高耗能產業(yè)的促進效應在不同市場化發(fā)展水平區(qū)域而有所不同，市場化發(fā)展水平越高的地區(qū)，鄉(xiāng)土化官員的促進效應越大。這一發(fā)現(xiàn)顯示，傳統(tǒng)上認為鄉(xiāng)土化官員會造福鄉(xiāng)里、重視環(huán)境的想法之所以與現(xiàn)實研究結果相悖，是因為市場化或者社會發(fā)展已經改變了官員行為的外部環(huán)境。市場化越高的地區(qū)，往往也是人口遷移最容易的地區(qū)。此外，市場化越高的地區(qū)，往往也是傳統(tǒng)的“熟人”社會治理結構最薄弱，基于法律、信用體系的“陌生人”社會治理結構發(fā)育最完善的地區(qū)。當“官聲”不再成為約束，而鄉(xiāng)土化又帶來邊際溝通、協(xié)調優(yōu)勢時，本研究中的鄉(xiāng)土化官員高能耗產業(yè)發(fā)展路徑就自然出現(xiàn)了。

本文的研究僅是非正式規(guī)制的產業(yè)結構與環(huán)境影響研究的冰山一角，后續(xù)研究方向可引入社會學研究中的“潛規(guī)則”觀念，探討社會潛規(guī)則所代表的非正式規(guī)制的治理效果，比如政府換屆對上一屆政府重點發(fā)展產業(yè)或產業(yè)園區(qū)環(huán)境規(guī)制的影響等。

參考文獻（References）

[1]張軍.分權與增長：中國的故事[J]. 經濟學（季刊），2007（1）：21-52. [ZHANG Jun. Decentralization and growth： China context[J].China economic quarterly， 2007（1）：21-52.]

[2]周黎安.中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J]. 經濟研究，2007（7）：36-50. [ZHOU Lian. Governing Chinas local officials： an analysis of promotion tournament model[J].Economic research journal， 2007（7）：36-50.]

[3]傅勇，張晏.中國式分權與財政支出結構偏向：為增長而競爭的代價[J]. 管理世界，2007（3）：4-22. [FU Yong， ZHANG Yan. Chinese decentralization and fiscal expenditure structure bias： the cost of competition for growth [J]. Management of the world， 2007（3）： 4-22.]

[4]雷平，張寧亭.“政治集權，經濟分權”與政府差別化稅收策略研究[J]. 中南財經政法大學學報，2015（1）：28-35，159. [LEI Ping， ZHANG Ningting. ‘Political centralization， economic decentralization and differentiated tax policy[J]. Journal of Zhongnan University of Economics and Law， 2015（1）：28-35，159.]

[5]周黎安.中國地方政府公共服務的差異：一個理論假說及其證據(jù)[J]. 新余高專學報，2008（4）：5-6. [ZHOU Lian. Differences of public service in local government of China： a theoretical hypothesis and its evidence[J]. Journal of Xinyu College， 2008（4）：5-6.]

[6]高青山，雷平.基于資源環(huán)境節(jié)約的產業(yè)升級是否能促進官員晉升？[J]. 生態(tài)經濟，2016（7）：29-33.[GAO Qingshan， LEI Ping. Does industrial upgrading for resources and energy purpose help officials promotion？[J]. Ecological economy， 2016（7）：29-33.]

[7]LEI P， HUANG Q， HE D Y. Determinants and welfare of the environmental regulatory stringency before and after regulatory capture[J]. Journal of cleaner production，2017，166（10）： 107-133.

[8]LEI P， HUANG Q，HE D Y， et al. Firm size， government capacity and regional environmental regulation： theoretical analysis and empirical evidence from China[J]. Journal of cleaner production， 2017， 164 （15）： 524-533.

[9]諾斯.經濟史中的結構與變遷[M]. 上海：上海人民出版社，1994.[NORTH D C. The structure and change of economic history[M]. Shanghai： Shanghai Peoples Publishing House， 1994.]

[10]范曄.后漢書[M]. 北京：中華書局，1965.[FAN Ye. Later Han [M]. Beijing： Zhonghua Book Company， 1965.]

[11]唐昊.古代異地為官制度利與弊[J]. 人民論壇，2015（28）：78-80.[TANG Hao. The ancient off-site system for the benefit and disadvantages [J]. Peoples tribune， 2015（28）：78-80.]

[12]聶輝華，蔣敏杰.政企合謀與礦難：來自中國省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 經濟研究，2011（6）：146-156. [NIE Huihua， JIANG Minjie. Coal mine accidents and collusion between local governments and firms： evidence from provincial level panel data in China[J]. Economic research journal， 2011（6）：146-156.]

[13]毛珣，陳志剛，黃賢金.地方官員本地化對土地出讓方式選擇的影響研究——以江蘇省為例[J]. 現(xiàn)代城市研究，2016（7）：78-85.[MAO Xun， CHEN Zhigang， HUANG Xianjin. The impact of officials localization on the selection of land conveyance pattern[J]. Modern urban studies， 2016（7）：78-85.]

[14]徐現(xiàn)祥，李書娟.政治資源與環(huán)境污染[J]. 經濟學報，2015，2（1）：1-24. [XU Xianxiang， LI Shujuan. Political resource and environmental pollution[J]. China journal of economics， 2015， 2（1）： 1-24.]

[15]BROLLO F， NANNICINI T， PEROTTI R， et al. The political resource curse[J]. The American economic review， 2013， 103（5）： 1759-1796.

[16]魏巍賢，馬喜力.能源結構調整與霧霾治理的最優(yōu)政策選擇[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2015（7）：6-14.[WEI Weixian， MA Xili. Optimal policy for energy structure adjustment and haze governance in China[J]. China population， resources and environment， 2015（7）：6-14.]

[17]羅黨論，賴再洪.重污染企業(yè)投資與地方官員晉升——基于地級市1990—2010年數(shù)據(jù)的經驗證據(jù)[J]. 會計研究，2016（4）：42-47， 95. [LUO Danglun， LAI Zaihong. Investment of heavily polluting enterprises and promotion of local officials：based on the practical investigation of data for prefectural cities during 1999-2010[J].Accounting research， 2016（4）：42-47， 95.]

[18]庫茲涅茲·西蒙.各國的經濟增長：總產值和生產結構[M]. 北京：商務印書館，2015. [KUZNETSZ S. Economic growth： GDP and production structure[M]. Beijing： Commercial Press， 2015.]

[19]BENJAMIN F J ，BENJAMIN A O. Do leaders matters？ national leadership and growth since World War II[J]. Quarterly journal of economics， 2005， 120（3）： 835-864.

[20]丁延慶，王紹達，葉曉陽. 為什么有些地方政府撤并了更多農村學校？[J]. 教育經濟評論，2016（4）：3-33. [DING Yanqing， WANG Shaoda， YE Xiaoyang. Why have some local governments closed more rural schools than others？[J]. China economics of education review， 2016（4）：3-33.]

[21]雷平，高青山，施祖麟.非政府組織對區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平影響研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2016（10）：36-43. [LEI Ping， GAO Qingshan， SHI Zulin. Effects of NGOs on regional environmental regulatory[J]. China population，resources and environment， 2016（10）：36-43.]

[22]譚道明， 張千帆.中央集權與地區(qū)分權——拉美聯(lián)邦制與政黨關系研究[J]. 中國憲法年刊，2015：402-403. [TAN Daoming， ZHANG Qianfan. Centralization and regional decentralization：a study on the relationship between Latin American federalism and political parties[J]. Chinese journal of constitutional science， 2015： 402-403.]

[23]楊其靜，聶輝華.保護市場的聯(lián)邦主義及其批判[J]. 經濟研究，2008（3）：99-114.[YANG Qijing， NIE Huihua. Market preserving federalism and criticism on it[J].Economic research journal， 2008（3）：99-114.]

[24]張凌云，齊曄.地方環(huán)境監(jiān)管困境解釋——政治激勵與財政約束假說[J]. 中國行政管理，2010（3）：93-97. [ZHANG Lingyun， QI Ye. Explaining local environment regulation dilemma： hypothesis of political incentives and financial restraints[J]. Chinese public administration， 2010（3）：93-97.]

[25]DAN Z， MINJUN S. Multiple environmental policies and pollution haven hypothesis： evidence from Chinas polluting industries[J]. Journal of cleaner production，2017， 141（10）：295-304.

[26]PARGAL S， WHEELER D. Informal regulation of industrial pollution in developing countries： evidence from Indonesia[R]. 1995.

[27]TIETENBERG T. Disclosure strategies for pollution control[J]. Environmental and resource economics， 1998， 11（3-4）： 587-602.

[28]AFSAH S， LAPLANTE B， WHEELER D. Controlling industrial pollution： a new paradigm[J]. Social science electronic publishing， 1996， 8 （1）：69-75.

[29]張平，張鵬鵬. 環(huán)境規(guī)制對產業(yè)區(qū)際轉移的影響[J]. 財經論叢， 2016（5）：96-104. [ZHANG Ping， ZHANG Pengpeng. The influence of environmental regulation on inter-regional industries transfer[J]. Collected essays on finance and economics， 2016（5）： 96-104.]

[30]周海華，王雙龍. 正式與非正式的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機制研究[J]. 軟科學，2016（8）：47-51. [ZHOU Haihua， WANG Shuanglong. Study on the influential mechanism of formal and informal environmental regulations on green innovation[J]. Soft science， 2016（8）： 47-51.]

[31]徐圓. 源于社會壓力的非正式環(huán)境規(guī)制是否約束了中國的工業(yè)污染？[J]. 財貿研究，2014（2）：7-15. [XU Yuan. Whether informal environmental regulation from social pressure constraints on Chinas industrial pollution？ [J]. Finance & trade research， 2014 （2）： 7-15.]

[32]鄧小平. 鄧小平文選（第一卷）[M]. 北京：人民出版社，1994. [DENG Xiaoping. Selected works of Deng Xiaoping （volume I） [M]. Beijing： Peoples Publishing House，1994.]

[33]沈坤榮，金剛，方嫻.環(huán)境規(guī)制引起了污染就近轉移嗎？[J]. 經濟研究，2017（5）：44-59. [SHEN Kunrong， JIN Gang， Fang Xian. Does environmental regulation cause pollution to transfer nearby？[J]. Economic research journal， 2017（5）：44-59.]

[34]吳培才，王忠. 官員更替對城市環(huán)境污染的影響[J]. 城市問題，2016（5）：74-81. [WU Peicai， WANG Zhong. The impact of official replacement on urban environmental pollution： an analysis based on panel data of prefecture-level cities[J]. Urban problems， 2016（5）：74-81.]

[35]李楊，王中興. 地方官員任期變化的經濟影響與作用機制[J]. 經濟問題，2017（6）：20-25. [LI Yang， WANG Zhongxing. Research on policy effect and mechanism of local officials term change：based on municipal panel data empirical study[J]. Economic issues， 2017（6）：20-25.]

[36]段俊宇.省級地方官員的任期與經濟增長[J]. 經濟資料譯叢，2016（1）：1-20. [DUAN Junyu. Tenure and economic growth of provincial local officials[J]. Journal of translation from foreign literature of economics， 2016（1）：1-20.]

[37]王賢彬，徐現(xiàn)祥，李郇.地方官員更替與經濟增長[J]. 經濟學（季刊）， 2009（4）：1301-1328. [WANG Xianbin， XU Xianxiang， LI Xun. Provincial governors turnovers and economic growth： evidence from China[J]. China economic quarterly， 2009（4）： 1301-1328.]

[38]向楊，徐良果，王勇軍.官員更替、任職期限與企業(yè)過度投資[J]. 投資研究，2014（8）：64-75. [XIANG Yang， XU Liangguo， WANG Yongjun. Officer change， tenure of officer and company over investment[J].Review of investment studies， 2014（8）：64-75.]

[39]熊波，張惠，盧盛峰.官員交流與環(huán)境保護——來自省長、省委書記交流的經驗證據(jù)[J].中國地質大學學報（社會科學版），2016（6）：64-75. [XIONG Bo， ZHAN Hui， LU Shengfeng. Official exchange and environmental protection： from the governor， the provincial party committee secretary of the exchange of empirical evidence [J]. Journal of China University of Geosciences （social sciences edition）， 2016（6）： 64-75.]

[40]陳雪梅，王志勇.地方官員閱歷與能源強度——基于2000—2010年省級面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 世界經濟文匯，2014（1）：105-120. [CHEN Xuemei， WANG Zhiyong. Analysis of local officials experience and energy Intensity： based on 2000-2010 provincial panel data analysis [J]. World economic papers， 2014（1）：105-120.]

[41]龍碩，胡軍.政企合謀視角下的環(huán)境污染：理論與實證研究[J].財經研究，2014（10）：131-144. [LONG Shuo， HU Jun. On environmental pollution from the perspective of government-enterprise collusion： theoretical and empirical analysis[J]. Journal of finance and economics， 2014（10）：131-144.]

[42]張俊，鐘春平. 政企合謀與環(huán)境污染——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經驗證據(jù)[J]. 華中科技大學學報（社會科學版），2014（4）：89-97. [ZHANG Jun， ZHONG Chunping. Pollution and collusion between local governments and firms： evidence from provincial level panel data in China[J]. Journal of Huazhong University of Science and Technology （social sciences edition）， 2014（4）：89-97.]

[43]梁平漢，高楠.人事變更、法制環(huán)境和地方環(huán)境污染[J]. 管理世界，2014（6）：65-78. [LIANG Pinghan， GAO Nan. Personnel change， legal environment and local environmental pollution [J]. Management of the world， 2014（6）： 65-78.]

[44]JIA R， KUDMAMATSU M， SEIM D. Political selection in China： the complementary roles of connections and performance[R]. Research Institute of Industrial Economics， 2014.

[45]黃少安，劉海英. 制度變遷的強制性與誘致性[J]. 經濟學動態(tài)，1996（4）：58-61. [HUANG Shaoan， LIU Haiying. The compulsion and inducement transition of institution[J]. Economic information， 1996（4）： 58-61.]

[46]費孝通. 鄉(xiāng)土中國生育制度[M]. 北京：北京大學出版社，1998. [FEI Xiaotong. Earth-bound China reproductive system[M]. Beijing： Peking University Press， 1998.]

[47]陳柏峰. 熟人社會：村莊秩序機制的理想型探究[J]. 社會，2011（1）：223-241. [CHEN Baifeng. On the acquaintance community： an ideal-type exploration of the mechanism in the village order[J]. Chinese journal of sociology， 2011（1）： 223-241.]

[48]呂承文，田東東. 熟人社會的基本特征及其升級改造[J]. 重慶社會科學，2011（11）：37-40.[LV Chengwen， TIAN Dongdong. The basic characteristics of the acquaintance society and its upgrading[J]. Chongqing social sciences， 2011（11）： 37-40.]

[49]伍麟，萬仞雪，曹婧甜. 中國社會治理進程中的信任變遷[J]. 中國科學院院刊，2017（2）：157-165.[WU Lin， WAN Renxue， CAO Jingtian. Transition of trust in the process of social governance in China[J]. Bulletin of Chinese Academy of Sciences， 2017（2）： 157-165.]

[50]王安，魏建.地方官員結構與中國省際財政分權[J]. 經濟與管理研究， 2013（10）：42-48， 95. [WANG An， WEI Jian. Composition of local officials and Chinese fiscal decentralization[J]. Research on economics and management， 2013（10）：42-48，95.]

[51]ARELLANO M， BOND S. Some tests of specification for panel data： monte carlo evidence and an application to employment equations[J]. Review of economic studies， 1991， 58（2）： 277–297.

[52]徐現(xiàn)祥，王賢斌.中國地方官員治理的增長績效[M]. 北京：科學出版社，2011. [XU Xianxiang， WANG Xianbin. The economic growth effect of local officials regulation in China[M]. Beijing： Science Press， 2011.]

[53]奧爾森·M. 集體行動的邏輯[M]. 上海：格致出版社，上海三聯(lián)書店，上海人民出版社， 2014. [OLSEN M. The logic of collective action [M]. Shanghai： Gezhi Publishing House，Shanghai Sanlian Bookstore，Shanghai Peoples Publishing House， 2014.]

[54]徐林，宋程成，王詩宗.農村基層治理中的多重社會網(wǎng)絡[J]. 中國社會科學，2017（1）：25-45，204-205. [XU Lin， SONG Chengcheng， WANG Shizong. Experience and transformation of property rights in rural China： a national governance perspective offering food for thought[J]. Social sciences in China， 2017（1）：25-45，204-205.]

[55]樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告[M]. 北京：經濟科學出版社，2011. [FAN Gang， WANG Xiaolu， ZHU Hengpeng. Index of marketization of Chinas provinces 2011 report [M]. Beijing： Economic Science Press， 2011.]

[56]王小魯，樊綱，余靜文.中國分省份市場化指數(shù)報告[M]. 北京：社會科學文獻出版社， 2017. [WANG Xiaolu， FAN Gang， YU Jingwen. Marketization index of Chinas provinces： NERI report 2016 [M]. Beijing： Social Science Academy Press， 2017.]