河长制对绿色生产率的影响研究：关于环境治理责任联动机制的若干思考

张彩云

(1.中国社会科学院经济研究所，北京 100836；2.中国社会科学院大学经济学院，北京 102488)

一、引 言

无论马尔萨斯在《人口原理》中对人口与食物不成比例增长的担忧[1]，还是罗马俱乐部在《增长的极限》中对经济增长不可持续的预测[2]，其反映的共同问题是资源的稀缺性。源于此，各国越来越追求全要素生产率的提升，而非单纯地扩大经济规模。继自然资源成为稀缺资源后，生态环境也愈加稀缺，这也是学界尝试将环境污染纳入全要素生产率核算的重要原因。为破解这一难题，Pittman(1983)通过影子价格的方式解决了环境污染这类“非合意”产品的定价问题[3]，自此绿色生产率倍受学界重视。本文试图通过研究环境治理责任联动机制对绿色生产率的影响及其机制，冀望为引导地方政府转变发展思路给予新的现实考量，并对环境治理责任联动机制落实过程中可能存在的问题提供有益的启示。

在诸多的环境制度和政策中，本文之所以选择“河长制”作为环境治理责任联动机制的代表性政策展开研究的原因主要有三层。第一层，这一制度涉及行政区域规模较大且责任落实到基层，所以确保了该制度贯彻到底。第二层，环境治理责任在省级层面实现联动，具有一定的创新性和推广性。对外溢性较强的污染物而言,“块块”治理模式导致了“逐底竞争”、边界污染等问题[4][5][6]，河长制则打破行政区域边界、建立“联防联控”的环境治理机制。第三层，若该制度能刺激地方政府转变发展理念、完成从追求经济增长的速度和规模到寻求发展效率的转变，本文的研究结论将对绿色发展理念的贯彻提供有益的政策启示。

以往关于河长制的研究主要集中在河长制对地区或企业水污染排放的影响等方面[7][8][9][10][11][12][13]。以此为基础，本文第一个研究重点是剖析视角，即环境治理责任联动机制运行过程中绿色生产率是否受到影响，从河长制切入这一主题是本文的第一个创新点。本文第二个研究重点是条件分析，即环境治理责任联动机制发挥作用的条件。地方政府对水污染治理的重视程度与考核评价指标密切相关，自“十一五”规划将主要污染物减排作为约束性指标纳入治理目标体系以来，政府部门考核指标体系对环保日趋重视。考核评价指标体系的变化对河长制的落实产生十分明显的影响，采用量化研究方法捕捉该影响是本文的第二个创新点。本文第三个研究重点是内在机理分析，考核评价指标体系对河长制作用的影响有其微观机理(即“遵循成本”效应和“创新补偿”效应)，进一步的内在机理探究是本文的第三个创新点。

二、河长制的落实及绿色生产率的测度

(一)河长制的落实

2003年，浙江省长兴县在全国率先实行河长制。此后，全国各省(市、县)陆续实施直至在全国范围内铺开。据新华社2018年8月21日报道，全国31个省区市已全面建立河长制，共明确省、市、县、乡四级河长30多万名，另有29个省份设立村级河长76万多名。为寻找各地级市实施河长制的年份，本文首先搜寻生态环境部及各省(市)生态环境部门的网站，确定2015年之前河长制涉及的城市及实施年份。在此基础上，通过百度、中国知网及新闻报道等途径确保河长制涉及城市及实施年份的准确性。从这一系列工作中得到三点信息：第一，河长制涉及43个地级市；第二，2008、2009、2012、2013和2014年新增实施河长制的城市较多；第三，“河长制”明确规定了地方政府领导包干负责的水域、治理时限、必须达到的水质指标等考核办法的详细内容，部分地区甚至将之纳入考核标准并实施相关的追责问责措施(1)鉴于多期DID运用时可能存在多次冲击问题，我们通过剔除样本的方式减少冲击次数，以期选择到合理的处理组和对照组，故剔除无锡、西宁、鸡西、连云港、济南和扬州。由于样本中不包含淮安、威海、临沂、黄冈、内江、六盘水、安顺和毕节，因而在统计河长制涉及地区时也剔除上述城市。。第一点说明河长制实施的地级市较多且少于未实施的城市，第二点说明河长制实施年份较长，第三点说明各区域采取相关政策确保河长制落实，这三点为本文提供了一次较合适的自然实验。考虑到各城市开始实施河长制的年份不同，故适合采用多期DID(即多期双重差分法)。

(二)绿色生产率的测度

第一，关于技术前沿选择方法——数据包络分析法(简称DEA)。该方法的原理主要是通过保持决策单元(DUM)的输入或输出不变，借助于数学规划和统计数据确定相对有效的生产前沿面，再将各个决策单元投影到DEA的生产前沿面上，并通过比较决策单元偏离DEA前沿面的程度来评价它们的相对有效性。对于每一个决策单元，将多投入和多产出通过最优权重的计算纳入统一指标，这一指标就是效率评价指数。

第二，生产可能性集。传统的生产函数仅考虑经济因素，而现实中伴随经济产出的还包括污染物排放等，前者称为“合意”产出，后者称为“非合意”产出。Pittman(1983)通过建立影子价格的方式将“非合意”产出引入生产率的核算，得到市场效率和环境效率[3]。

第三，关于方向性距离函数。本文主要借鉴Tone(2001)的SBM方法(Slacks-based Measure)，以解决不同单元投入和产出的松弛问题，从而方向性距离函数不再面临“径向”和“角度”的难题[14]。进一步地，Fukuyama和Weber(2009)、Färe和Grosskopf(2010)对不同方向性距离函数测度方法进行了比较和换算，提出一种更具操作性且应用更为广泛的、基于松弛的方向性距离函数，在此基础上测度生产效率的方法称为SBI(Directional Slacks-based Inefficiency)[15][16]。

第四，绿色生产率的测度指数(Luenberger指数)。Chung和Färe(1995)将“非合意”产出纳入Malmquist生产率指数，提出Malmquist-Luenberger生产率指数并将其分解为效率变化和技术变化两项[17]。然而，这两个生产率指数皆存在一个重要问题，即其基于的方向性距离函数是产出角度且要求产出同比例变化，意味着方向性距离函数的“径向”和“角度”问题无法解决。Chambers(1996)、Chambers等(1996)采用的Luenberger指数解决了“径向”和“角度”问题[18][19]。

综上，本文选择SBI测度方法和Luenberger指数来测算绿色生产率指数。为尽可能全面考虑投入-产出信息，生产可能性集采用劳动力、土地、资本、技术和能源五个投入指标，GDP、城市绿化率两个“合意”产出指标，工业废水排放量、工业二氧化硫排放量、工业氮氧化物排放量、工业固体废弃物产生量、城镇生活污水排放量、PM2.5浓度六个表征“非合意”产出的指标。据此，利用SBI方法测算的绿色生产率为：

Luenberger指数为：

Luenberger指数可分解为纯效率变化(LPEC)、纯技术变化(LPTP)、规模效率变化(LSEC)和技术规模变化(LTPSC)四个分指标。其中，LPEC和LSEC合为效率变化，LPTP和LTPSC合为技术变化。那么，我们有如下的公式：

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

(三)绿色生产率核算涉及的指标和数据来源

为尽可能多地选择核算绿色生产率及回归所用变量的指标，本文采用中国101个重点城市2006—2015年的经济和环境数据来获得相关指标。究其原因，这些城市的指标相对齐全，更能反映本文的研究主题。数据来源于《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》和《中国环境年鉴》，其中PM2.5的数据来自哥伦比亚大学发布的世界PM2.5密度图。投入指标、期望产出指标和非期望产出指标参见表1，回归方程中的控制变量参见表2。绿色生产率采用MaxDEA软件和Luenberger指数来测度。由于Luenberger指数测度的是t期到(t+1)期绿色生产率的变化，故我们得到的是2007—2015年各年度的绿色生产率。

表1 绿色生产率的投入-产出指标的描述性统计(N=909)

表2 变量的描述性统计(N=909)

三、量化研究思路

(一)基准模型的选择

本文主要借鉴Beck等(2010)对多期DID方法运用的思路[20]，设定如下的模型：

LTFPit=αi+αt+γtreati*postt+βZit+εit

(1)

本文主要考察的是系数γ，即平均处理效应。LTFPit为i城市在t时期的绿色生产率；treati=1代表实施河长制的城市(为处理组)，如果未实施河长制，则划归对照组，此时treati=0；postt为时间虚拟变量，河长制实施年份及之后年份为1(即postt=1)，河长制未涉及的年份为0(即postt=0)；αi为个体固定效应，控制城市层面不随时间变化的因素；αt是时间固定效应，控制时间趋势因素；Zit是控制变量，εit为误差项。

(2)

此外，考虑到多期DID可能因多次冲击而出现高估或低估平均处理效应的情况，本文将多期DID转变为传统DID并进行稳健性检验，以得到相对准确的平均处理效应估计值。

(二)条件分析：河长制落实的背景变化

任何政策发挥作用都有一定的制度环境，环境治理责任联动机制也不例外。作为激励机制的重要内容，中央政府设定的考核评价指标体系对激励地方政府落实治理目标具有“指挥棒”的作用。考核评价指标体系若重视环保，那么自上而下的环境政策执行将更为严格，这是河长制发挥作用的重要条件。

2006年，“十一五”规划将主要污染物减排作为约束性指标纳入治理目标体系。与之相伴的是，中央政府设定的考核评价指标也发生变化，环保在考核评价指标体系中的分量越来越重。Kahn等(2015)、Chen等(2018)以之为政策冲击，研究考核评价指标体系变化对经济发展和生态环境的影响[21][22]。与此不同，余泳泽等(2020)则以2007年原环保部与各省(自治区、直辖市)签订《“十一五”主要污染物总量削减目标责任书》为政策冲击，研究官员考核指标变化对产业转型升级的影响[23]。张军等(2020)在研究考核评价指标体系变化对GDP增速的影响时，采用2013年中组部下发的《关于改进地方党政领导班子和领导干部政绩考核工作的通知》作为考核评价指标体系变化的标志性事件。因为这一文件提出不能仅仅把地区生产总值及增长率作为考核评价政绩的主要指标，同时要强化约束性指标考核，加大环境保护等指标的权重[24]。河长制的落实也是在考核评价指标体系不断变化的过程中逐步推进的，因而本文也将这一背景考虑在内。综合上述四篇文献对考核评价指标体系变化的总结及本文的研究对象为绿色生产率，我们将着重考虑环保在考核评价指标体系中的地位发生重大变化的政策。2011年，国家相继制定了三项重要规划，将环保指标纳入地方各级人民政府绩效考核并实施一票否决制。第一，《国务院关于加强环境保护重点工作的意见》首次提出，“制定生态文明建设的目标指标体系，纳入地方各级人民政府绩效考核，考核结果作为领导班子和领导干部综合考核评价的重要内容，作为干部选拔任用、管理监督的重要依据，实行环境保护一票否决制。”第二，2011年出台的“十二五”规划进一步指出，“严格落实环境保护目标责任制，强化总量控制指标考核，健全重大环境事件和污染事故责任追究制度”。第三，同年颁布的国家环境保护“十二五”规划中进一步强调落实环境目标责任制、加强组织领导和评估考核。本文以2011年出台的这三项政策为基础，研究考核评价指标体系变化对河长制落实的影响，设定如下的公式：

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

(3)

其中，post1t和post2t均为时间虚拟变量，前者代表考核评价指标体系变化这一虚拟变量，2011年之后取值为1，2011年及其之前取值为0；后者代表河长制实施的虚拟变量，实施河长制的年份取值为1，未实施河长制的年份取值为0。与postt相比，post1t*post2t的含义有两点：(1)当一个城市实施河长制是2011年及其之前，那么post1t*post2t在2011年及其之前全部取值为0，2011年之后取值为1，其与未实施河长制的样本相比更能体现考核评价指标体系变化的作用；(2)如果一个城市实施河长制的年份在2011年之后，那么post1t*post2t的取值与postt是完全相同的，可体现出河长制的影响。由此可见，与基准回归中的postt相比，post1t*post2t增加了考核评价指标体系变化带来的影响。

(三)内在机理检验：“遵循成本”效应和“创新补偿”效应的相关模型

考核评价指标体系之所以对河长制的作用产生影响，其内在机理包括“遵循成本”效应和“创新补偿”效应。河长制直接提升了企业生产成本，从而对绿色生产率的提升产生不利影响，此谓“遵循成本”效应。“创新补偿”效应则意味着河长制“倒逼”企业提高技术、提升绿色生产率。这两个机制分别通过如下的方程来验证：

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年的劳动力成本和治污投入，inovationit表示i城市t年的创新投入和创新产出。

四、河长制对绿色生产率影响的回归结果及解释

这里，首先采用逐步回归法对样本进行基准回归，以对河长制的影响加以验证，然后进一步阐释河长制发挥作用的条件。

(一)基准回归

表3的(1)列在未加控制变量的情况下对公式(1)进行回归，发现河长制未对绿色生产率产生显著影响。(2)列加入人均GDP和产业结构等控制变量，以控制经济发展因素的影响。结果显示，与(1)列回归结果相似的是，河长制对绿色生产率的影响在10%的水平上不显著；与(1)列回归结果不同的是，交叉项的系数由正数变为负数，说明经济发展因素影响到回归结果，遗漏这一重要因素后，河长制对绿色生产率的影响的符号随之发生改变。(3)列进一步控制人口因素的影响后，河长制的影响符号为负数，但该系数依然无法显著异于0。(4)和(5)列则分别加入外资因素、基础设施建设因素等控制变量，河长制的影响系数绝对值变小且无法显著不等于0，该结果不仅说明遗漏外资因素和基础设施因素将放大河长制的影响，还证明河长制未对绿色生产率产生显著影响。

表3 河长制对绿色生产率的影响(N=909)

(二)平行趋势检验

借鉴Beck等(2010)对多期DID回归结果进行稳健性检验的方法[20]，本文将基准回归中的交叉项分解为处理组的虚拟变量与每年的年份虚拟变量相乘，即对公式(2)加以回归，以进行平行趋势检验(回归结果见表4所示)。与表3加入控制变量的步骤相同，表4的(2)列仅控制经济发展因素，(3)列加入人口因素控制变量，(4)和(5)列依次加入外资因素、基础设施因素等控制变量。从回归结果中可见，交叉项的系数在每一年都无法在10%的水平上显著异于0，意味着基准回归结果通过平行趋势检验。进一步地，无论是否实施河长制，这一制度在任何年份都未对绿色生产率产生显著影响。

表4 平行趋势检验(N=909)

(三)传统DID回归结果

除平行趋势检验外，本文还将多期DID转化为传统DID，以检验河长制对绿色生产率的影响(回归结果见表5所示)。因存在多次冲击问题，多期DID可能使交叉项的系数偏大或偏小。为避免此问题，本文通过重新选择处理组的方法将多期DID转变为传统DID，以进行稳健性检验。河长制集中实施的年份是2008、2013和2014年，因而表5的(1)列仅保留2008年的处理组、(2)列仅保留2013年的处理组、(3)列仅保留2014年的处理组。如此一来，河长制对样本的冲击变为一次而非多次。对公式(1)回归的结果显示，交叉项的系数无法显著不等于0，说明河长制对绿色生产率的影响是不显著的且这一结果具有稳健性。

表5 传统DID回归结果

上述的回归结果表明，环境治理责任联动机制尚未起到提升绿色生产率的作用。从理论上讲，在环境治理责任联动机制建立的地区，不同地级市将环境治理任务“发包”到乡镇甚至村一级。面对水环境治理压力，各级政府在加强对高污染企业的监督、整改的同时，还要保证经济规模不降，此时区域层面的决策将会调整至提升绿色生产率。与理论直觉相悖的是，回归结果并未证实环境治理责任联动机制对绿色生产率的提升作用，下文从河长制发挥作用的条件出发来回答这一问题。

五、条件分析：考核评价指标体系变化、河长制与绿色生产率

我们以2011年国家制定的三项重要规划为依据，分析考核评价指标体系变化对河长制发挥作用的影响。以此为基础，对公式(3)进行回归后的结果显示(见表6所示)，环保纳入考核评价指标体系后，较之未实施河长制的城市，实施的城市的绿色生产率得到提升，且其影响系数(treat*post1*post2的系数)在10%的水平上显著不为0，初步说明考核评价指标体系重视环保后，河长制的实施使该地的绿色生产率得到提升。

表6 考核评价指标体系变化、河长制与绿色生产率(N=909)

为保证回归结果的稳健性，我们将多期DID方法转换为传统的DID方法加以验证(2)此处只需确定影响系数的稳健性，故仅做一个传统DID的稳健性检验即可。。因部分城市实施河长制的时间在2013年以后，而环保早在2011年就纳入考核评价指标体系中，为防止因考核评价指标体系变化发生在前而导致的高估平均处理效应问题，稳健性检验中的处理组仅保留2008年实施河长制的样本。表7的回归结果显示，交叉项treat*post1*post2的系数在10%的水平上显著为正且处于0.20～0.25之间，其变化幅度较小，证明影响结果既稳健又稳定。这意味着环保在考核评价指标体系中的地位提高后，环境治理责任联动机制对绿色生产率具有明显的提升作用。该结论背后蕴含的现实逻辑是：考核评价指标体系重视环保后，环境治理责任联动机制激励地方政府通过提高绿色生产率的方式来满足考核指标，而不是放弃环保来保持经济发展，也不是放弃经济发展来治理环境。

表7 稳健性检验：传统DID方法的回归结果

六、内在机理检验：“遵循成本”效应和“创新补偿”效应

这里，进一步观察考核评价指标体系变化发挥上述作用的内在机理，即“遵循成本”效应和“创新补偿”效应。在数据可得的条件下，“遵循成本”效应通过总工资支出、废水治理投入、废气治理投入、单位GDP的废水治理投入和单位GDP的废气治理投入五个指标来体现。细化至每个指标设计的理论，第一个指标的理论依据为“要素转换”效应[25]，即环境规制的提升会敦促企业采用劳动力代替资本，进而总工资支出将上升；第二个至第五个指标与“产出效应”有关[26]，意味着环境规制的加强将会增加治污投入。表8的回归结果显示，考核评价指标体系变化后，河长制并未提高总工资支出和废气治理投入，而是仅显著提升了废水治理投入，说明“遵循成本”效应发挥了作用，这与河长制的治理对象是水污染有关。该结果还证明考核评价指标体系重视环保后，各辖区政府更有积极性做好辖区内河流保护工作，直接体现就是废水治理投入的增加。如果仅有“遵循成本”效应发挥作用，结果会是绿色生产率的下降，而实际回归结果恰恰相反，故“创新补偿”效应可能发挥了更大的作用。

表8 河长制、考核评价指标体系变化与“遵循成本”效应

“创新补偿”效应这一概念来源于Porter(1991)、Porter和Van der Linde(1995)提出的“波特假说”[27][28]，认为合理的环境规制可促使企业增加创新投入，进而提高技术水平，在一定程度上减轻“遵循成本”的负向影响。进一步的研究发现，环境规制虽会激励企业创新，但这种创新可能无法增加产出[29]。本文通过创新投入和创新产出的变化来验证考核评价指标体系变化对河长制的作用产生影响的内在机理。我们以科研从业人员数量(取对数)(ltec)、科学技术支出占财政支出比例(st)、科研人员占从业人员比例(stg)三个指标表征创新投入，以纯技术变化(LPTP)和技术规模变化(LTPSC)表示创新产出。表9的回归结果显示，考核评价指标体系重视环保后，河长制虽未显著影响创新投入，但明显提升了创新产出(即纯技术水平)，说明“创新补偿”效应发挥了作用。该结果证明考核评价指标体系对环保的重视有助于环境治理责任联动机制发挥“创新补偿”效应。

表9 河长制、考核评价指标体系变化与“创新补偿”效应(N=909)

总结上述的回归结果发现，在环保纳入考核评价指标体系后，环境治理责任联动机制有助于绿色生产率的提升。“遵循成本”效应和“创新补偿”效应同时发挥了作用，而环境治理责任联动机制对纯技术水平提升的“倒逼”作用明显处于上风，这是“创新补偿”效应发挥主导作用而导致绿色生产率提升的主要原因。

七、结语：关于环境治理责任联动机制的若干思考

本文试图论证环境治理责任联动机制能否引导地方政府将发展思路转到提高绿色生产率上来并分析其背后的逻辑。以河长制为例，利用双重差分方法研究环境治理责任联动机制对绿色生产率的影响结果及其内在机制，发现仅采用环境治理联动责任机制并未显著提升绿色生产率，即该机制很难“倒逼”地方政府将发展思路转到提高绿色生产率上来；环保被纳入考核评价指标体系后，河长制对绿色生产率具有显著的提升作用，即考核评价指标体系的变化有利于推动地方政府发展思路的转变。出现上述结果的原因是考核评价指标体系发生变化后，“遵循成本”效应和“创新补偿”效应均发挥了作用，但后者起到了主导作用。

根据上述结论，本文得到如下的启示：

第一，环境治理责任联动机制作用的发挥与激励相容机制有着十分密切的关系。制定出台激励相容机制尤其是运用好强激励的作用，不仅有助于环境治理责任联动机制的长期落实，对地方政府发展思路向提升效率转变具有明显的推动作用。

第二，环境治理责任联动机制落实过程中可能面临两方面的困难。一方面，对外溢性比较强的污染物，不同层级、不同地区之间的治污成本分配将直接影响治污的积极性，如果在省级层面形成治污成本分担机制，对解决这一困境则有一定的益处。另一方面，面对环保责任和经济发展重任，各地区需对多个目标加以权衡，这可能影响到不同发展目标的长期推进，若将绿色生产率纳入考核评价指标体系，则对这种两难抉择具有一定的缓解作用。

第三，环境治理责任联动机制落实过程中要充分发挥创新的作用。以合理的考核评价指标体系作为顶层设计，严格落实环境治理责任联动机制后，一个地区很难通过污染转移的方式来减少水污染。那么，如何运用好这一联动机制的作用来引导政府和企业通过技术创新来应对污染显得至关重要，这就需要地方政府制定一些配套政策来激发出“创新补偿”效应(如绿色技术补贴等)。