河長制對綠色生產(chǎn)率的影響研究：關(guān)于環(huán)境治理責任聯(lián)動機制的若干思考

張彩云

(1.中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所，北京 100836；2.中國社會科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 102488)

一、引 言

無論馬爾薩斯在《人口原理》中對人口與食物不成比例增長的擔憂[1]，還是羅馬俱樂部在《增長的極限》中對經(jīng)濟增長不可持續(xù)的預(yù)測[2]，其反映的共同問題是資源的稀缺性。源于此，各國越來越追求全要素生產(chǎn)率的提升，而非單純地擴大經(jīng)濟規(guī)模。繼自然資源成為稀缺資源后，生態(tài)環(huán)境也愈加稀缺，這也是學(xué)界嘗試將環(huán)境污染納入全要素生產(chǎn)率核算的重要原因。為破解這一難題，Pittman(1983)通過影子價格的方式解決了環(huán)境污染這類“非合意”產(chǎn)品的定價問題[3]，自此綠色生產(chǎn)率倍受學(xué)界重視。本文試圖通過研究環(huán)境治理責任聯(lián)動機制對綠色生產(chǎn)率的影響及其機制，冀望為引導(dǎo)地方政府轉(zhuǎn)變發(fā)展思路給予新的現(xiàn)實考量，并對環(huán)境治理責任聯(lián)動機制落實過程中可能存在的問題提供有益的啟示。

在諸多的環(huán)境制度和政策中，本文之所以選擇“河長制”作為環(huán)境治理責任聯(lián)動機制的代表性政策展開研究的原因主要有三層。第一層，這一制度涉及行政區(qū)域規(guī)模較大且責任落實到基層，所以確保了該制度貫徹到底。第二層，環(huán)境治理責任在省級層面實現(xiàn)聯(lián)動，具有一定的創(chuàng)新性和推廣性。對外溢性較強的污染物而言,“塊塊”治理模式導(dǎo)致了“逐底競爭”、邊界污染等問題[4][5][6]，河長制則打破行政區(qū)域邊界、建立“聯(lián)防聯(lián)控”的環(huán)境治理機制。第三層，若該制度能刺激地方政府轉(zhuǎn)變發(fā)展理念、完成從追求經(jīng)濟增長的速度和規(guī)模到尋求發(fā)展效率的轉(zhuǎn)變，本文的研究結(jié)論將對綠色發(fā)展理念的貫徹提供有益的政策啟示。

以往關(guān)于河長制的研究主要集中在河長制對地區(qū)或企業(yè)水污染排放的影響等方面[7][8][9][10][11][12][13]。以此為基礎(chǔ)，本文第一個研究重點是剖析視角，即環(huán)境治理責任聯(lián)動機制運行過程中綠色生產(chǎn)率是否受到影響，從河長制切入這一主題是本文的第一個創(chuàng)新點。本文第二個研究重點是條件分析，即環(huán)境治理責任聯(lián)動機制發(fā)揮作用的條件。地方政府對水污染治理的重視程度與考核評價指標密切相關(guān)，自“十一五”規(guī)劃將主要污染物減排作為約束性指標納入治理目標體系以來，政府部門考核指標體系對環(huán)保日趨重視?？己嗽u價指標體系的變化對河長制的落實產(chǎn)生十分明顯的影響，采用量化研究方法捕捉該影響是本文的第二個創(chuàng)新點。本文第三個研究重點是內(nèi)在機理分析，考核評價指標體系對河長制作用的影響有其微觀機理(即“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng))，進一步的內(nèi)在機理探究是本文的第三個創(chuàng)新點。

二、河長制的落實及綠色生產(chǎn)率的測度

(一)河長制的落實

2003年，浙江省長興縣在全國率先實行河長制。此后，全國各省(市、縣)陸續(xù)實施直至在全國范圍內(nèi)鋪開。據(jù)新華社2018年8月21日報道，全國31個省區(qū)市已全面建立河長制，共明確省、市、縣、鄉(xiāng)四級河長30多萬名，另有29個省份設(shè)立村級河長76萬多名。為尋找各地級市實施河長制的年份，本文首先搜尋生態(tài)環(huán)境部及各省(市)生態(tài)環(huán)境部門的網(wǎng)站，確定2015年之前河長制涉及的城市及實施年份。在此基礎(chǔ)上，通過百度、中國知網(wǎng)及新聞報道等途徑確保河長制涉及城市及實施年份的準確性。從這一系列工作中得到三點信息：第一，河長制涉及43個地級市；第二，2008、2009、2012、2013和2014年新增實施河長制的城市較多；第三，“河長制”明確規(guī)定了地方政府領(lǐng)導(dǎo)包干負責的水域、治理時限、必須達到的水質(zhì)指標等考核辦法的詳細內(nèi)容，部分地區(qū)甚至將之納入考核標準并實施相關(guān)的追責問責措施(1)鑒于多期DID運用時可能存在多次沖擊問題，我們通過剔除樣本的方式減少沖擊次數(shù)，以期選擇到合理的處理組和對照組，故剔除無錫、西寧、雞西、連云港、濟南和揚州。由于樣本中不包含淮安、威海、臨沂、黃岡、內(nèi)江、六盤水、安順和畢節(jié)，因而在統(tǒng)計河長制涉及地區(qū)時也剔除上述城市。。第一點說明河長制實施的地級市較多且少于未實施的城市，第二點說明河長制實施年份較長，第三點說明各區(qū)域采取相關(guān)政策確保河長制落實，這三點為本文提供了一次較合適的自然實驗?？紤]到各城市開始實施河長制的年份不同，故適合采用多期DID(即多期雙重差分法)。

(二)綠色生產(chǎn)率的測度

第一，關(guān)于技術(shù)前沿選擇方法——數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(簡稱DEA)。該方法的原理主要是通過保持決策單元(DUM)的輸入或輸出不變，借助于數(shù)學(xué)規(guī)劃和統(tǒng)計數(shù)據(jù)確定相對有效的生產(chǎn)前沿面，再將各個決策單元投影到DEA的生產(chǎn)前沿面上，并通過比較決策單元偏離DEA前沿面的程度來評價它們的相對有效性。對于每一個決策單元，將多投入和多產(chǎn)出通過最優(yōu)權(quán)重的計算納入統(tǒng)一指標，這一指標就是效率評價指數(shù)。

第二，生產(chǎn)可能性集。傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)僅考慮經(jīng)濟因素，而現(xiàn)實中伴隨經(jīng)濟產(chǎn)出的還包括污染物排放等，前者稱為“合意”產(chǎn)出，后者稱為“非合意”產(chǎn)出。Pittman(1983)通過建立影子價格的方式將“非合意”產(chǎn)出引入生產(chǎn)率的核算，得到市場效率和環(huán)境效率[3]。

第三，關(guān)于方向性距離函數(shù)。本文主要借鑒Tone(2001)的SBM方法(Slacks-based Measure)，以解決不同單元投入和產(chǎn)出的松弛問題，從而方向性距離函數(shù)不再面臨“徑向”和“角度”的難題[14]。進一步地，F(xiàn)ukuyama和Weber(2009)、F?re和Grosskopf(2010)對不同方向性距離函數(shù)測度方法進行了比較和換算，提出一種更具操作性且應(yīng)用更為廣泛的、基于松弛的方向性距離函數(shù)，在此基礎(chǔ)上測度生產(chǎn)效率的方法稱為SBI(Directional Slacks-based Inefficiency)[15][16]。

第四，綠色生產(chǎn)率的測度指數(shù)(Luenberger指數(shù))。Chung和F?re(1995)將“非合意”產(chǎn)出納入Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，提出Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)并將其分解為效率變化和技術(shù)變化兩項[17]。然而，這兩個生產(chǎn)率指數(shù)皆存在一個重要問題，即其基于的方向性距離函數(shù)是產(chǎn)出角度且要求產(chǎn)出同比例變化，意味著方向性距離函數(shù)的“徑向”和“角度”問題無法解決。Chambers(1996)、Chambers等(1996)采用的Luenberger指數(shù)解決了“徑向”和“角度”問題[18][19]。

綜上，本文選擇SBI測度方法和Luenberger指數(shù)來測算綠色生產(chǎn)率指數(shù)。為盡可能全面考慮投入-產(chǎn)出信息，生產(chǎn)可能性集采用勞動力、土地、資本、技術(shù)和能源五個投入指標，GDP、城市綠化率兩個“合意”產(chǎn)出指標，工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)氮氧化物排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量、城鎮(zhèn)生活污水排放量、PM2.5濃度六個表征“非合意”產(chǎn)出的指標。據(jù)此，利用SBI方法測算的綠色生產(chǎn)率為：

Luenberger指數(shù)為：

Luenberger指數(shù)可分解為純效率變化(LPEC)、純技術(shù)變化(LPTP)、規(guī)模效率變化(LSEC)和技術(shù)規(guī)模變化(LTPSC)四個分指標。其中，LPEC和LSEC合為效率變化，LPTP和LTPSC合為技術(shù)變化。那么，我們有如下的公式：

LTFP=LPEC+LSEC+LPTP+LTPSC=EC+PC

(三)綠色生產(chǎn)率核算涉及的指標和數(shù)據(jù)來源

為盡可能多地選擇核算綠色生產(chǎn)率及回歸所用變量的指標，本文采用中國101個重點城市2006—2015年的經(jīng)濟和環(huán)境數(shù)據(jù)來獲得相關(guān)指標。究其原因，這些城市的指標相對齊全，更能反映本文的研究主題。數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境年鑒》，其中PM2.5的數(shù)據(jù)來自哥倫比亞大學(xué)發(fā)布的世界PM2.5密度圖。投入指標、期望產(chǎn)出指標和非期望產(chǎn)出指標參見表1，回歸方程中的控制變量參見表2。綠色生產(chǎn)率采用MaxDEA軟件和Luenberger指數(shù)來測度。由于Luenberger指數(shù)測度的是t期到(t+1)期綠色生產(chǎn)率的變化，故我們得到的是2007—2015年各年度的綠色生產(chǎn)率。

表1 綠色生產(chǎn)率的投入-產(chǎn)出指標的描述性統(tǒng)計(N=909)

表2 變量的描述性統(tǒng)計(N=909)

三、量化研究思路

(一)基準模型的選擇

本文主要借鑒Beck等(2010)對多期DID方法運用的思路[20]，設(shè)定如下的模型：

LTFPit=αi+αt+γtreati*postt+βZit+εit

(1)

本文主要考察的是系數(shù)γ，即平均處理效應(yīng)。LTFPit為i城市在t時期的綠色生產(chǎn)率；treati=1代表實施河長制的城市(為處理組)，如果未實施河長制，則劃歸對照組，此時treati=0；postt為時間虛擬變量，河長制實施年份及之后年份為1(即postt=1)，河長制未涉及的年份為0(即postt=0)；αi為個體固定效應(yīng)，控制城市層面不隨時間變化的因素；αt是時間固定效應(yīng)，控制時間趨勢因素；Zit是控制變量，εit為誤差項。

(2)

此外，考慮到多期DID可能因多次沖擊而出現(xiàn)高估或低估平均處理效應(yīng)的情況，本文將多期DID轉(zhuǎn)變?yōu)閭鹘y(tǒng)DID并進行穩(wěn)健性檢驗，以得到相對準確的平均處理效應(yīng)估計值。

(二)條件分析：河長制落實的背景變化

任何政策發(fā)揮作用都有一定的制度環(huán)境，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制也不例外。作為激勵機制的重要內(nèi)容，中央政府設(shè)定的考核評價指標體系對激勵地方政府落實治理目標具有“指揮棒”的作用?？己嗽u價指標體系若重視環(huán)保，那么自上而下的環(huán)境政策執(zhí)行將更為嚴格，這是河長制發(fā)揮作用的重要條件。

2006年，“十一五”規(guī)劃將主要污染物減排作為約束性指標納入治理目標體系。與之相伴的是，中央政府設(shè)定的考核評價指標也發(fā)生變化，環(huán)保在考核評價指標體系中的分量越來越重。Kahn等(2015)、Chen等(2018)以之為政策沖擊，研究考核評價指標體系變化對經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的影響[21][22]。與此不同，余泳澤等(2020)則以2007年原環(huán)保部與各省(自治區(qū)、直轄市)簽訂《“十一五”主要污染物總量削減目標責任書》為政策沖擊，研究官員考核指標變化對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響[23]。張軍等(2020)在研究考核評價指標體系變化對GDP增速的影響時，采用2013年中組部下發(fā)的《關(guān)于改進地方黨政領(lǐng)導(dǎo)班子和領(lǐng)導(dǎo)干部政績考核工作的通知》作為考核評價指標體系變化的標志性事件。因為這一文件提出不能僅僅把地區(qū)生產(chǎn)總值及增長率作為考核評價政績的主要指標，同時要強化約束性指標考核，加大環(huán)境保護等指標的權(quán)重[24]。河長制的落實也是在考核評價指標體系不斷變化的過程中逐步推進的，因而本文也將這一背景考慮在內(nèi)。綜合上述四篇文獻對考核評價指標體系變化的總結(jié)及本文的研究對象為綠色生產(chǎn)率，我們將著重考慮環(huán)保在考核評價指標體系中的地位發(fā)生重大變化的政策。2011年，國家相繼制定了三項重要規(guī)劃，將環(huán)保指標納入地方各級人民政府績效考核并實施一票否決制。第一，《國務(wù)院關(guān)于加強環(huán)境保護重點工作的意見》首次提出，“制定生態(tài)文明建設(shè)的目標指標體系，納入地方各級人民政府績效考核，考核結(jié)果作為領(lǐng)導(dǎo)班子和領(lǐng)導(dǎo)干部綜合考核評價的重要內(nèi)容，作為干部選拔任用、管理監(jiān)督的重要依據(jù)，實行環(huán)境保護一票否決制。”第二，2011年出臺的“十二五”規(guī)劃進一步指出，“嚴格落實環(huán)境保護目標責任制，強化總量控制指標考核，健全重大環(huán)境事件和污染事故責任追究制度”。第三，同年頒布的國家環(huán)境保護“十二五”規(guī)劃中進一步強調(diào)落實環(huán)境目標責任制、加強組織領(lǐng)導(dǎo)和評估考核。本文以2011年出臺的這三項政策為基礎(chǔ)，研究考核評價指標體系變化對河長制落實的影響，設(shè)定如下的公式：

LTFPit=αi+αt+γ1treati*post1t*post2t+γ2treati*postt+βZit+εit

(3)

其中，post1t和post2t均為時間虛擬變量，前者代表考核評價指標體系變化這一虛擬變量，2011年之后取值為1，2011年及其之前取值為0；后者代表河長制實施的虛擬變量，實施河長制的年份取值為1，未實施河長制的年份取值為0。與postt相比，post1t*post2t的含義有兩點：(1)當一個城市實施河長制是2011年及其之前，那么post1t*post2t在2011年及其之前全部取值為0，2011年之后取值為1，其與未實施河長制的樣本相比更能體現(xiàn)考核評價指標體系變化的作用；(2)如果一個城市實施河長制的年份在2011年之后，那么post1t*post2t的取值與postt是完全相同的，可體現(xiàn)出河長制的影響。由此可見，與基準回歸中的postt相比，post1t*post2t增加了考核評價指標體系變化帶來的影響。

(三)內(nèi)在機理檢驗：“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng)的相關(guān)模型

考核評價指標體系之所以對河長制的作用產(chǎn)生影響，其內(nèi)在機理包括“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng)。河長制直接提升了企業(yè)生產(chǎn)成本，從而對綠色生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生不利影響，此謂“遵循成本”效應(yīng)?！皠?chuàng)新補償”效應(yīng)則意味著河長制“倒逼”企業(yè)提高技術(shù)、提升綠色生產(chǎn)率。這兩個機制分別通過如下的方程來驗證：

costit=αi+αt+γtreati*post1t*post2t+βZit+εit

(4)

inovationit=αi+αt+γtreati*post1t*post2t+βZit+εit

(5)

其中，costit表示i城市t年的勞動力成本和治污投入，inovationit表示i城市t年的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。

四、河長制對綠色生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果及解釋

這里，首先采用逐步回歸法對樣本進行基準回歸，以對河長制的影響加以驗證，然后進一步闡釋河長制發(fā)揮作用的條件。

(一)基準回歸

表3的(1)列在未加控制變量的情況下對公式(1)進行回歸，發(fā)現(xiàn)河長制未對綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。(2)列加入人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量，以控制經(jīng)濟發(fā)展因素的影響。結(jié)果顯示，與(1)列回歸結(jié)果相似的是，河長制對綠色生產(chǎn)率的影響在10%的水平上不顯著；與(1)列回歸結(jié)果不同的是，交叉項的系數(shù)由正數(shù)變?yōu)樨摂?shù)，說明經(jīng)濟發(fā)展因素影響到回歸結(jié)果，遺漏這一重要因素后，河長制對綠色生產(chǎn)率的影響的符號隨之發(fā)生改變。(3)列進一步控制人口因素的影響后，河長制的影響符號為負數(shù)，但該系數(shù)依然無法顯著異于0。(4)和(5)列則分別加入外資因素、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)因素等控制變量，河長制的影響系數(shù)絕對值變小且無法顯著不等于0，該結(jié)果不僅說明遺漏外資因素和基礎(chǔ)設(shè)施因素將放大河長制的影響，還證明河長制未對綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。

表3 河長制對綠色生產(chǎn)率的影響(N=909)

(二)平行趨勢檢驗

借鑒Beck等(2010)對多期DID回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗的方法[20]，本文將基準回歸中的交叉項分解為處理組的虛擬變量與每年的年份虛擬變量相乘，即對公式(2)加以回歸，以進行平行趨勢檢驗(回歸結(jié)果見表4所示)。與表3加入控制變量的步驟相同，表4的(2)列僅控制經(jīng)濟發(fā)展因素，(3)列加入人口因素控制變量，(4)和(5)列依次加入外資因素、基礎(chǔ)設(shè)施因素等控制變量。從回歸結(jié)果中可見，交叉項的系數(shù)在每一年都無法在10%的水平上顯著異于0，意味著基準回歸結(jié)果通過平行趨勢檢驗。進一步地，無論是否實施河長制，這一制度在任何年份都未對綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。

表4 平行趨勢檢驗(N=909)

(三)傳統(tǒng)DID回歸結(jié)果

除平行趨勢檢驗外，本文還將多期DID轉(zhuǎn)化為傳統(tǒng)DID，以檢驗河長制對綠色生產(chǎn)率的影響(回歸結(jié)果見表5所示)。因存在多次沖擊問題，多期DID可能使交叉項的系數(shù)偏大或偏小。為避免此問題，本文通過重新選擇處理組的方法將多期DID轉(zhuǎn)變?yōu)閭鹘y(tǒng)DID，以進行穩(wěn)健性檢驗。河長制集中實施的年份是2008、2013和2014年，因而表5的(1)列僅保留2008年的處理組、(2)列僅保留2013年的處理組、(3)列僅保留2014年的處理組。如此一來，河長制對樣本的沖擊變?yōu)橐淮味嵌啻?。對公?1)回歸的結(jié)果顯示，交叉項的系數(shù)無法顯著不等于0，說明河長制對綠色生產(chǎn)率的影響是不顯著的且這一結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 傳統(tǒng)DID回歸結(jié)果

上述的回歸結(jié)果表明，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制尚未起到提升綠色生產(chǎn)率的作用。從理論上講，在環(huán)境治理責任聯(lián)動機制建立的地區(qū)，不同地級市將環(huán)境治理任務(wù)“發(fā)包”到鄉(xiāng)鎮(zhèn)甚至村一級。面對水環(huán)境治理壓力，各級政府在加強對高污染企業(yè)的監(jiān)督、整改的同時，還要保證經(jīng)濟規(guī)模不降，此時區(qū)域?qū)用娴臎Q策將會調(diào)整至提升綠色生產(chǎn)率。與理論直覺相悖的是，回歸結(jié)果并未證實環(huán)境治理責任聯(lián)動機制對綠色生產(chǎn)率的提升作用，下文從河長制發(fā)揮作用的條件出發(fā)來回答這一問題。

五、條件分析：考核評價指標體系變化、河長制與綠色生產(chǎn)率

我們以2011年國家制定的三項重要規(guī)劃為依據(jù)，分析考核評價指標體系變化對河長制發(fā)揮作用的影響。以此為基礎(chǔ)，對公式(3)進行回歸后的結(jié)果顯示(見表6所示)，環(huán)保納入考核評價指標體系后，較之未實施河長制的城市，實施的城市的綠色生產(chǎn)率得到提升，且其影響系數(shù)(treat*post1*post2的系數(shù))在10%的水平上顯著不為0，初步說明考核評價指標體系重視環(huán)保后，河長制的實施使該地的綠色生產(chǎn)率得到提升。

表6 考核評價指標體系變化、河長制與綠色生產(chǎn)率(N=909)

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將多期DID方法轉(zhuǎn)換為傳統(tǒng)的DID方法加以驗證(2)此處只需確定影響系數(shù)的穩(wěn)健性，故僅做一個傳統(tǒng)DID的穩(wěn)健性檢驗即可。。因部分城市實施河長制的時間在2013年以后，而環(huán)保早在2011年就納入考核評價指標體系中，為防止因考核評價指標體系變化發(fā)生在前而導(dǎo)致的高估平均處理效應(yīng)問題，穩(wěn)健性檢驗中的處理組僅保留2008年實施河長制的樣本。表7的回歸結(jié)果顯示，交叉項treat*post1*post2的系數(shù)在10%的水平上顯著為正且處于0.20～0.25之間，其變化幅度較小，證明影響結(jié)果既穩(wěn)健又穩(wěn)定。這意味著環(huán)保在考核評價指標體系中的地位提高后，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制對綠色生產(chǎn)率具有明顯的提升作用。該結(jié)論背后蘊含的現(xiàn)實邏輯是：考核評價指標體系重視環(huán)保后，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制激勵地方政府通過提高綠色生產(chǎn)率的方式來滿足考核指標，而不是放棄環(huán)保來保持經(jīng)濟發(fā)展，也不是放棄經(jīng)濟發(fā)展來治理環(huán)境。

表7 穩(wěn)健性檢驗：傳統(tǒng)DID方法的回歸結(jié)果

六、內(nèi)在機理檢驗：“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng)

這里，進一步觀察考核評價指標體系變化發(fā)揮上述作用的內(nèi)在機理，即“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng)。在數(shù)據(jù)可得的條件下，“遵循成本”效應(yīng)通過總工資支出、廢水治理投入、廢氣治理投入、單位GDP的廢水治理投入和單位GDP的廢氣治理投入五個指標來體現(xiàn)。細化至每個指標設(shè)計的理論，第一個指標的理論依據(jù)為“要素轉(zhuǎn)換”效應(yīng)[25]，即環(huán)境規(guī)制的提升會敦促企業(yè)采用勞動力代替資本，進而總工資支出將上升；第二個至第五個指標與“產(chǎn)出效應(yīng)”有關(guān)[26]，意味著環(huán)境規(guī)制的加強將會增加治污投入。表8的回歸結(jié)果顯示，考核評價指標體系變化后，河長制并未提高總工資支出和廢氣治理投入，而是僅顯著提升了廢水治理投入，說明“遵循成本”效應(yīng)發(fā)揮了作用，這與河長制的治理對象是水污染有關(guān)。該結(jié)果還證明考核評價指標體系重視環(huán)保后，各轄區(qū)政府更有積極性做好轄區(qū)內(nèi)河流保護工作，直接體現(xiàn)就是廢水治理投入的增加。如果僅有“遵循成本”效應(yīng)發(fā)揮作用，結(jié)果會是綠色生產(chǎn)率的下降，而實際回歸結(jié)果恰恰相反，故“創(chuàng)新補償”效應(yīng)可能發(fā)揮了更大的作用。

表8 河長制、考核評價指標體系變化與“遵循成本”效應(yīng)

“創(chuàng)新補償”效應(yīng)這一概念來源于Porter(1991)、Porter和Van der Linde(1995)提出的“波特假說”[27][28]，認為合理的環(huán)境規(guī)制可促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入，進而提高技術(shù)水平，在一定程度上減輕“遵循成本”的負向影響。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制雖會激勵企業(yè)創(chuàng)新，但這種創(chuàng)新可能無法增加產(chǎn)出[29]。本文通過創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的變化來驗證考核評價指標體系變化對河長制的作用產(chǎn)生影響的內(nèi)在機理。我們以科研從業(yè)人員數(shù)量(取對數(shù))(ltec)、科學(xué)技術(shù)支出占財政支出比例(st)、科研人員占從業(yè)人員比例(stg)三個指標表征創(chuàng)新投入，以純技術(shù)變化(LPTP)和技術(shù)規(guī)模變化(LTPSC)表示創(chuàng)新產(chǎn)出。表9的回歸結(jié)果顯示，考核評價指標體系重視環(huán)保后，河長制雖未顯著影響創(chuàng)新投入，但明顯提升了創(chuàng)新產(chǎn)出(即純技術(shù)水平)，說明“創(chuàng)新補償”效應(yīng)發(fā)揮了作用。該結(jié)果證明考核評價指標體系對環(huán)保的重視有助于環(huán)境治理責任聯(lián)動機制發(fā)揮“創(chuàng)新補償”效應(yīng)。

表9 河長制、考核評價指標體系變化與“創(chuàng)新補償”效應(yīng)(N=909)

總結(jié)上述的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在環(huán)保納入考核評價指標體系后，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制有助于綠色生產(chǎn)率的提升?！白裱杀尽毙?yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng)同時發(fā)揮了作用，而環(huán)境治理責任聯(lián)動機制對純技術(shù)水平提升的“倒逼”作用明顯處于上風，這是“創(chuàng)新補償”效應(yīng)發(fā)揮主導(dǎo)作用而導(dǎo)致綠色生產(chǎn)率提升的主要原因。

七、結(jié)語：關(guān)于環(huán)境治理責任聯(lián)動機制的若干思考

本文試圖論證環(huán)境治理責任聯(lián)動機制能否引導(dǎo)地方政府將發(fā)展思路轉(zhuǎn)到提高綠色生產(chǎn)率上來并分析其背后的邏輯。以河長制為例，利用雙重差分方法研究環(huán)境治理責任聯(lián)動機制對綠色生產(chǎn)率的影響結(jié)果及其內(nèi)在機制，發(fā)現(xiàn)僅采用環(huán)境治理聯(lián)動責任機制并未顯著提升綠色生產(chǎn)率，即該機制很難“倒逼”地方政府將發(fā)展思路轉(zhuǎn)到提高綠色生產(chǎn)率上來；環(huán)保被納入考核評價指標體系后，河長制對綠色生產(chǎn)率具有顯著的提升作用，即考核評價指標體系的變化有利于推動地方政府發(fā)展思路的轉(zhuǎn)變。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因是考核評價指標體系發(fā)生變化后，“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補償”效應(yīng)均發(fā)揮了作用，但后者起到了主導(dǎo)作用。

根據(jù)上述結(jié)論，本文得到如下的啟示：

第一，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制作用的發(fā)揮與激勵相容機制有著十分密切的關(guān)系。制定出臺激勵相容機制尤其是運用好強激勵的作用，不僅有助于環(huán)境治理責任聯(lián)動機制的長期落實，對地方政府發(fā)展思路向提升效率轉(zhuǎn)變具有明顯的推動作用。

第二，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制落實過程中可能面臨兩方面的困難。一方面，對外溢性比較強的污染物，不同層級、不同地區(qū)之間的治污成本分配將直接影響治污的積極性，如果在省級層面形成治污成本分擔機制，對解決這一困境則有一定的益處。另一方面，面對環(huán)保責任和經(jīng)濟發(fā)展重任，各地區(qū)需對多個目標加以權(quán)衡，這可能影響到不同發(fā)展目標的長期推進，若將綠色生產(chǎn)率納入考核評價指標體系，則對這種兩難抉擇具有一定的緩解作用。

第三，環(huán)境治理責任聯(lián)動機制落實過程中要充分發(fā)揮創(chuàng)新的作用。以合理的考核評價指標體系作為頂層設(shè)計，嚴格落實環(huán)境治理責任聯(lián)動機制后，一個地區(qū)很難通過污染轉(zhuǎn)移的方式來減少水污染。那么，如何運用好這一聯(lián)動機制的作用來引導(dǎo)政府和企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新來應(yīng)對污染顯得至關(guān)重要，這就需要地方政府制定一些配套政策來激發(fā)出“創(chuàng)新補償”效應(yīng)(如綠色技術(shù)補貼等)。