环保体制改革、企业生产率和绿色生产效率

赵琳

（复旦大学经济学院,上海,200433）

在四十年改革开放过程中，中国行政管理体制经历了多次重大调整。改革开放初期，地方政府职能部门普遍实行属地管理体制，央地关系具有多目标的“委托-代理”特征。由于中国同时实行以经济为主要指标的官员考核机制和财政分权制度，促使地方政府以极大的热情参与到经济建设当中。这种“既是裁判又是运动员”的双重角色削弱了其监管职能，地方政府为招商引资放松环境和安全标准甚至干扰执法的现象屡见不鲜。为缓解属地管理体制存在的这些问题，20世纪90年代起，工商、质检、药监、税收等部门陆续实行垂直管理改革。根据垂直管理的范围，垂直管理部门可分为中央垂直管理部门、省以下垂直管理部门和市以下垂直管理部门。垂直化管理部门和属地管理部门的最大区别在于，人事和财政管理权限的安排存在差异。属地化管理部门是归地方政府管辖的部门，如教育、农业、卫生等部门，其人事、财政等由地方政府负责。垂直管理部门是中央、省级或市级对应主管部门的下辖机构，其人事、财政独立于地方政府，这种安排为部门独立行使监管职能创造了条件。

垂直管理改革有助于解决地方监管偏离中央真正监管目标的问题，曾被应用于环境保护部门。20世纪80年代末，陕西省旬阳县铅锌选矿企业超标排污导致汉江水质严重恶化。作为我国南水北调中线方案的重要水源，汉江水污染事件被曝光后受到党中央高度重视。位于汉江上游的铅锌矿企业被严令进行整改，旬阳县政府及主管领导也受到处分。汉江水污染事件暴露了属地化管理体制下政府激励目标和监管职能之间的矛盾。2001年底，《汉江、丹江流域水污染综合防治规划》出台，对陕西省地表水质量监管和污染治理提出了明确要求。面对水污染治理压力，陕西省于2002年出台《陕西省市以下环境保护行政管理体制改革意见》（以下简称为《改革意见》），提出对环保部门进行市以下垂直管理的改革，对区、县级环保局实行垂直管理。区、县环境保护局及其所属事业单位被改编为市环保局的派出机构或直属机构，其人事权力上划到市级环保局，财政纳入市财政预算，市级环境保护局保持为市政府的直属机构不变。《改革意见》出台后，各地级市陆续制定了实施方案1本文关于陕西省水污染事故的资料主要参考《长江年鉴（2002）》。各市实施环保垂直改革的时间主要根据各地级市《保护管理体制改革实施意见》和地方年鉴、地方志等。铜川、宝鸡等市年鉴缺乏开始实施垂直管理的具体日期，仅报告实施年份。人事和财务权是否上划到市一级环保部门是本文对是否实行垂直管理改革的主要标准。。除安康和汉中以外的其他地级市均在2003年之前完成了环保体制垂直化改革。安康和汉中实行市环保局为主、地方政府协管的双重管理模式，具体方案为县环保局在业务上接受市局指导，财政和人事权仍由县政府负责。2汉中市环保局在机构概况中指出其在2003年对环境保护体制实行了垂直化改革，但根据其财务和人事安排，在本文进行实证分析时将汉中实行的改革划分为双重管理。陕西省环保机构在全省范围内推行市以下垂直管理的改革后，少数城市如沈阳等采用了和陕西相似的做法，但仅对市辖区实行环保垂直管理，县级环境保护部门实行属地管理体制不变。

那么，环保管理体制改革将对企业生产率产生什么样的影响？具体到环境领域，垂直管理改革后环境监管强度的变化能否促进工业企业绿色生产效率的提升？行政管理体制改革涉及政府权责划分和激励的改变，对政府治理模式具有直接影响。在环境保护部门，管理体制改革将通过环境执法等因素导致企业生产率和绿色生产效率发生变动。厘清这些问题对中国政府治理、环境保护等研究领域均具有重要意义，有必要进行深入探讨。

本文基于陕西省环保部门垂直化改革的“拟自然实验”，使用1998-2008年企业层面数据，考察了环保管理体制垂直改革对污染企业生产率和绿色生产效率的影响。本文使用随机前沿分析法估计企业生产率和绿色生产效率，并基于双重差分模型进行回归分析。对生产率的回归分析结果显示，环保垂直改革促进了企业生产率的提升。表明环保体制改革后，环境监管强度的改变促使企业在生产技术、产品质量或管理水平等方面做出改进。双重差分回归结果表明，垂直改革对企业绿色生产效率也具有显著促进作用，意味着环保垂直改革导致地方加强了对企业的环境监管。针对可能存在的内生性问题，进行一系列稳健性检验，结果稳健。本文回归结果意味着在以经济为官员主要考核标准的体制下，环保垂直管理体制改革有助于实现生产率和环境两个目标共赢的绿色发展道路。

本文的主要贡献是：第一，考察了经济指标为地方政府主要激励目标的背景下，环保垂直改革对企业生产率的影响。第二， 分析了环保垂直改革是否有助于实现绿色发展目标，为中国行政管理体制改革提供了经验证据。

余下的部分安排如下：第一部分对相关文献进行评述，第二部分介绍识别策略、变量和数据，第三部分为实证分析结果，第四部分进行稳健性检验，第五部分总结全文。

一、相关文献综述

官员行为由行政管理体制、权力约束、治理方式等多个因素决定（Shleifer和Vishny，1993）。现有文献对属地化管理体制下中国官员的激励和行为进行了较为深入的探讨。Qian和Roland（1998）指出，中国行政分权和财政分权体制给予地方较大自主权，为地方官员发展经济提供了强激励。周黎安（2007）发现，中国官员晋升体制具有“锦标赛”式的特征，经济指标是官员考核和晋升的主要指标。这促使地方政府直接参与到经济建设中，成为中国经济腾飞的重要动力，与此同时，由于政府在市场中“既是运动员又是裁判”，造成政府监管偏离真正的监管目标。在环境保护方面表现为，地方政府为实现经济增长而忽略了对企业的审核和监管，导致出现大量未达到应有环境标准的污染企业。张军等（2007）和傅勇（2010）的实证分析也表明，中国财政分权体制下，地方政府追求经济增长而忽略了教育等其他公共服务。除片面重视经济增长目标以外，属地管理体制下的地方政府不关注自身行为对相邻地区的外部性，“以邻为壑”的现象时有发生（Kahn et al.,2015）。

目前有关垂直管理体制的研究较少，且主要为理论分析。尹振东（2011）构建理论模型，对垂直管理和属地管理体制下招商引资项目的监管问题进行了比较分析。发现当监管目标容易考核时，垂直管理部门监管效率更高，反之，则属地管理方式更有效。尹振东等（2011）构建了包括政府、监管部门和企业三方的委托-代理模型，发现垂直管理体制中，政企合谋的概率更低，但增加了监管部门刁难（Extortion）好企业的可能性。王赛德和潘瑞姣（2010）的理论分析发现，在医疗、教育等有助于长期发展和社会福利但难以对经济增长产生直接促进效果的领域，垂直化管理体制的激励成本相对较低。

因此，根据现有理论，可知垂直改革对部门监管具有正反两方面影响，难以简单得出结论，有待实证检验。部分现有研究考察了环境规制对企业行为的影响。Zhang等（2018）对中国国家重点监控企业的研究发现，实行中央监管有助于降低企业污染物排放。Elrod和Malik（2017）发现在环境规制较严格的地区，企业将减少高污染产品的产量。Chen等（2018）发现在“十一五”期间，水污染企业逐步向环境管制强度相对较低的长江上游城市迁移，导致长江流域劣于III级的水体占比上升。可见，面对环境监管强度的改变，企业生产、投入等决策也将作出调整。

企业生产和投入决策的调整意味着企业生产率和绿色生产效率将相应发生变化。大量文献表明，环境规制影响企业生产率，但实证分析结果存在较大分歧。Berman和Bui（2001）对美国炼油厂的实证研究发现，环境规制有助于提升企业生产率。Rubashkina等 （2015） 发现环境规制对生产率影响不显著。Greenstone等（2012） 发现有关臭氧、颗粒物和二氧化硫的规制对企业TFP具有负效应，而有关碳排放的规制对TFP具有促进作用。Wang等（2018）的研究发现，中国CDO排放规制导致企业产出略有下降，但对存活企业生产率无显著影响。陈诗一（2010）指出按照最优节能减排路径，节能减排初期可能对生产和技术进步造成负面影响，但该损失呈逐年降低态势，最终技术进步和潜在产出增长将超过节能减排导致的损失，实现环境和经济双赢发展。王杰和刘斌（2014）以1998-2011年工业企业数据为样本，发现环境规制和企业生产率之间存在“倒N型”关系。王兵和刘光天（2015）就发现，节能减排政策提升了中国绿色生产率。但现有文献中，缺乏考察政府环境管理体制对企业影响的研究。

综上所述，现有文献对行政管理体制的研究主要局限于理论分析，缺乏实证检验。而在环境治理领域，现有研究大多围绕环境规制展开，缺乏对环境行政管理体制的探讨。本文基于陕西进行垂直管理的实践，首先考察了环境管理体制改革对企业生产率的影响，然后，进一步对绿色生产效率进行了回归分析，为垂直改革的环境监管效应提供了实证证据。

二、识别策略、变量和数据

（一）识别策略和回归模型

陕西省环保垂直改革是由水污染事件引发，对于废气污染类企业，环保垂直改革具有“拟自然实验”的特征，使用双重差分模型（Difference-in-Difference）能够较好识别改革的经济效应。双重差分模型中的处理组是所在地实行了环保垂直改革的企业，对照组是所在地始终实行环保属地管理体制的样本。基准模型如下：

在2006年，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》（以下简称为“十一五”规划）开始实施。“十一五”规划要求二氧化硫、化学需氧量（Chemical Oxygen Demand，COD）两项主要污染物排放减少10%，这两项指标为必须完成的约束性指标。虽然“十一五”对各地政府环境治理工作均产生了冲击，但在“十一五”规划期间，环保垂直改革的效应可能不同于非“十一五”时期。为衡量“十一五”规划可能产生的边际效应，在基准回归模型的基础上，加入表示 “十一五”时期的时间虚拟变量和垂直化改革的交叉乘积项。使用的模型见式（2）。

（二）数据和样本

本文主要考察环保管理体制垂直改革对企业生产率和绿色生产效率的影响，如何估计这两个指标是需要首先解决的问题。本节将对企业生产率和绿色生产效率估计方法以及实证分析使用的数据进行介绍。

1.生产率和绿色生产效率估计

现有文献计算企业生产效率的方法包括数据包络分析法（DEA）和随机前沿分析（Stochastic Frontier Analysis, SFA）等方法。DEA方法能够在不需要明确生产函数形式的情况下得出生产前沿。然而，该方法将来自于随机因素和企业自身因素的无效率均划归为生产非效率。随机前沿分析将企业实际产出到最大期望产出的距离分解为效率项和随机扰动项，能够在存在随机干扰的情况下，估计出生产非效率。因此，本文基于Battese和Coelli（1995）的随机前沿生产函数模型估计企业的生产效率。使用的随机前沿生产函数形式如下：

计算公式为：

本节使用超越对数形式的生产函数，首先对企业生产率进行估计，公式如下：

在表1中可见，除时间变量和劳动力的交叉项在5%水平上显著外，其他系数均在1%水平上显著。σ2和γ值在1%水平上高度显著，意味着存在技术无效率。γ值为0.706，对应的t值为97.820，表明技术无效率解释了非效率的70.6%，随机因素解释了非效率的29.4%。将估计出的参数代入公式（4），得出样本企业生产率。

接着，估计企业绿色生产效率。参考陈诗一（2010），将企业废气排放看作一种投入以衡量企业生产对环境的负面影响，并使用超越对数生产函数估计考虑污染排放负效应后的绿色生产效率。公式如下：

表1 生产率SFA模型参数估计结果

表2 绿色生产效率SFA模型参数估计结果

注： ***、**和* 分别表示在1%、5%和10% 显著性水平上显著。

在表2中可见，除废气排放平方项以外，系数均在1%水平上显著。σ2和γ值均在1%水平上高度显著，表明确实存在技术无效率。γ值为0.688，对应的t值为111.433，意味着非效率中的68.8%来自技术无效率，剩余的31.2%来自其他随机因素。根据SFA模型回归结果，可估计出样本企业的绿色生产效率。

2.数据来源和样本选择

本文计算生产率和绿色生产效率所使用的数据主要来自工业企业污染排放数据库和中国工业企业数据库。工业企业污染排放数据库涵盖了占全年污染负荷85%的工业企业，包含企业基本信息、污染排放等数据。中国工业企业数据库包括中国全部国有和规模以上企业，并提供了企业从业人员数、固定资产、资产总计、工业增加值、工业总产值等计算企业生产效率所需要的使用的指标。两个数据库均为年度数据。本文根据企业法人代码和名称将工业企业污染排放数据库和中国工业企业数据库进行匹配，污染数据库中约55%的样本能够在工业企业数据库中找到对应企业。样本时间范围为1998年到2008年。使用匹配后样本数据可估计出企业生产率和绿色生产效率。本文用于控制企业所在地经济特征的变量主要来自于中国区域统计年鉴、中国城市统计年鉴、以及各省的统计年鉴。其中，工资、总产值、生产总值等变量根据价格指数调整为1998年不变价格。

表3 描述性统计

GDP（亿元） 9804 69.762 78.853 0.945 395.5人均工资（元） 9789 15049.78 11770.16 674 226294初中以上人口占比（%） 9822 61.321 7.292 37.043 70.328

在进行样本选择时，本文仅保留了样本中的废气排放企业。由于改革是由水污染事件引发，这种做法能够有效降低水污染事件的内生性。考虑到市辖区本身不具有独立的行政建制，剔除位于市辖区的样本，仅对位于县级行政区的企业进行考察。位于汉江上游的县级行政区可能受水污染事件影响较大，为尽可能降低内生性，本文剔除了位于这些地区的样本。在样本期间部分地区行政区划发生变动。本文剔除了所在地撤县设区或撤县设市的样本，对于更名这种行政区划边界和政府级别均没有发生改变的情形，将更名前后识别为一个县。本文实证分析的处理组是所在地实行了环保垂直改革的企业，对照组是所在地始终实行环保属地管理体制的样本。为降低企业所在地在政治、经济、文化等方面的异质性，本文仅使用所在地距离陕西边境距离小于300公里的企业作为对照。变量描述性统计见表3。

三、实证分析结果

（一）基准回归结果

1.环保体制改革和污染企业生产率

基于模型（1）和模型（2），估计垂直改革对企业生产率的处理效应，以及“十一五”规划可能产生的边际影响。回归结果见表4。从表中可见，环保垂直改革对污染企业生产率的影响系数显著为正。系数为0.010，约为样本生产率的5.6%。表明环保垂直改革对企业生产率存在显著促进效应。“十一五”规划对垂直管理地区污染企业生产率影响系数显著为正。认为“十一五”期间，垂直改革对生产率的处理效应比“十一五”之前上升，效应系数为0.014。回归结果表明垂直化管理改革对污染企业生产率具有显著促进作用。根据回归结果可知，环境指标在政府考核中占比较低的情况下，环保垂直管理改变了环境监管强度，有助于提升污染企业生产率。

表4 企业生产率回归结果

2.环保体制改革和企业绿色生产效率

表5 绿色生产效率基准回归分析结果

本部分进一步识别了环保垂直管理改革对企业绿色生产效率的影响，回归结果见表5。从表中可见，处理效应系数均显著为正，系数约为样本绿色生产效率平均值的10.3%，表明环保垂直改革显著改善了污染企业的绿色生产效率。衡量“十一五”时期边际效应的系数也显著为正，根据回归系数可知，在“十一五”期间环保垂直改革对企业绿色生产效率的促进效应上升了0.001。企业绿色生产效率上升表明垂直化管理体制下，环境监管强度上升，促使企业采用更加清洁的生产方式，降低了企业生产活动对环境的负外部性。回归结果意味着垂直管理允许环保部门相对独立的进行决策，有助于实现生产率和绿色生产效率的共赢。

（二）平行趋势检验

图1 生产率平行趋势检验

图2 绿色生产效率平行趋势检验

处理组和对照组不存在不同发展趋势是使用双重差分模型的前提。为检验该前提是否成立，本节将基准回归模型（1）中双重差分项替换为处理组和时间虚拟变量的交互项，以度量处理组生产率和绿色生产效率相对于对照组的动态变化。基年为改革发生的前一年。图1和图2分别报告了生产率和绿色生产效率两组回归的交互项系数及95%置信区间，图中横轴表示距离基年的时间。

从图1和图2中可见，改革前系数均不显著，改革后系数均显著为正。和改革后相比，改革前回归系数更加接近于零，表明改革前处理组不存在显著变化。可知无论生产率还是绿色生产效率，改革前均不存在向上的变化趋势，平行趋势假设成立。改革后处理组企业生产率和绿色生产效率均显著上升，印证改革对企业生产率和绿色生产效率具有处理效应。

四、稳健性检验

上述回归结果表明，在经济为地方官员主要考核指标的背景下，环保垂直改革地区高污染企业生产率和绿色生产效率均显著提升。本文仅使用废气排放企业，并剔除了位于汉江、丹江上游地区的样本，这一做法已经大大降低了可能存在的内生性问题。但是，依然可能存在一种担心，即所观察到的处理效应并非来自垂直化改革，而是由于水污染事件发生后地方普遍增强了对污染企业的环境管制。针对这一可能存在的内生性问题，本节将分别使用两种方法进行稳健性检验。首先，控制可能导致企业受水污染事件影响的因素，再次进行回归分析；然后，使用1998-2002年数据检验水污染事件的效应。

（一）稳健性检验1：控制其他可能的内生性因素

本文分析结果可能存在的主要内生性问题是，水污染事件以后，地方面临较大水污染治理压力，处理效应可能并非来自环保体制改革而是来自水污染事件。本节控制可能导致企业受水污染事件影响的因素，再次进行回归分析。由于水污染事件由丹江口上游沿岸铅锌矿企业超标排污引起，事件爆发后，调查组重点对铅锌矿企业进行了整改。可见，事件发生时，调查组有可能更加关注拥有铅锌矿企业的县级行政区，这些地区受到的环保压力和震慑效应也更强。此外，距离事故发生地旬阳县较近的地区可能受到调查组更多关注。因此，本节在模型（1）和模型（2）控制变量中加入企业所在县级行政区2001年是否存在铅锌矿企业这一虚拟变量，企业所在县到旬阳县的距离，以及两个变量的交叉项。由于这两项因素主要在水污染事件发生后产生影响，因此，在进行回归时，取变量和表示2001年以后时间虚拟变量的交叉乘积项。回归结果见表6和表7。

表6报告了在控制其他可能产生内生性的因素之后，环保垂直改革对企业生产率的处理效应。结果表明，环保垂直改革对生产率具有显著促进作用，处理效应系数也和表4较接近。和基准回归结果相似，处理组和表示“十一五”时期虚拟变量的交叉乘积项依然不显著，印证“十一五”期间的处理效应和“十一五”之前无显著差别。根据回归结果，认为垂直改革对污染企业生产率具有显著促进作用。

从表7回归结果可见，在可能产生内生性的变量中，仅到旬阳县的距离这一影响因素显著。在控制这些可能的内生因素之后，处理效应系数依然在1%水平上显著。从处理组效应系数大小来看，系数略有降低但和基准回归结果差别不大。可知环保垂直改革促使地方加强了对企业的监管和审核，对污染企业绿色生产效率具有促进作用。和表5回归结果相一致，“十一五”规划期间，环保垂直改革对企业绿色生产效率的促进效应有所增加。上升数值为0.001，和基准回归结果也比较接近，表明垂直改革促进了企业绿色生产效率的提升。

表6 稳健性检验1：控制其他因素后生产率回归结果

表7 稳健性检验1：控制其他因素后绿色生产效率回归结果

（二）稳健性检验2：水污染事件的效应

为确定改革的效应并非来自水污染事件，本部分将使用1998-2002年数据，直接检验水污染事件对企业生产率和绿色生产效率的影响。将基准回归模型中的处理年份替换为2001年，处理组和表示2001年以后时间虚拟变量的交叉乘积项系数为处理效应系数。如果水污染事件影响企业生产率和绿色生产效率，则该效应系数显著。使用的控制变量同模型（1）。双重差分回归结果见表8和表9。

表8 稳健性检验2：全要生产率回归结果

表9 稳健性检验2：绿色生产效率回归结果

从表8可见，水污染事件对企业生产率影响系数不显著，系数符号也和基准回归结果相反，意味着水污染事件本身没有对样本企业生产率产生显著影响。表9中对企业绿色生产效率的回归结果显示，处理效应系数为负且不显著。因此，水污染事件对企业绿色生产效率也不具有显著效应。本节回归结果印证，基准回归结果中观察到的处理效应并非来自水污染事件，垂直改革对企业生产率和绿色生产效率确实具有显著促进作用。

五、结论

属地化管理为主的同时在少数部门实行垂直化管理体制是中国政府组织结构的重要特点，也体现了中国在行政管理体制设计方面的智慧和探索。属地化管理体制一方面有助于地方政府集中力量进行经济建设，另一方面也导致政府在监管职能的执行方面偏离原有监管目标。垂直管理部门相对独立于地方政府，能够独立执行监管职能，但也增加了部门和同级地方政府之间的协调成本。因此，环保管理体制垂直改革是否有助于实现环境目标是一个有待回答的问题。现有研究对该问题的考察多局限于理论分析，缺乏实证检验。

本文利用陕西省进行垂直化改革的“拟自然实验”，以环保部门为例，考察了部门垂直化管理对企业生产率和绿色生产效率的影响。基于面板随机前沿分析模型，估计出企业生产率和绿色生产效率，然后使用双重差分模型进行回归分析。结果显示，垂直改革有助于提升污染企业生产率。对企业绿色生产效率的实证分析发现，环保垂直管理体制对污染企业绿色生产效率也具有促进作用。表明在以经济为主要考核指标的官员晋升体制中，对环保体制实行垂直化改革有助于实现经济和环境共赢的绿色发展目标。针对可能存在的内生性，本文使用两种方法进行稳健性检验，结论稳健。

在属地化管理体制中，地方政府缺乏加强环境管制的激励，在环境监管方面偏离了环境目标，也偏离了科学发展道路。因此，中国在改革开放前三十年表现出典型的粗放式增长特征。实现经济腾飞的同时，在生态环境方面付出了巨大的代价。本文回归结果意味着，在中国中央和地方存在多目标的“委托-代理”关系和以经济为地方政府主要考核指标的体制中，对环保体制实行垂直化改革能够在实现环境监管目标的同时，促进企业生产率提升。值得注意的是，当前中国进入“全面推进创新发展、协调发展、绿色发展、开放发展、共享发展”的新阶段。环境质量越来越成为地方政府的重要考核标准，在这种背景下，环保部门属地化管理允许地方政府统筹各方面资源，因此，在当前的绿色发展阶段，环保垂直管理对环境监管强度的影响很有可能不同于本文分析结论。