政绩考核与环境治理效率——基于政绩考核新规的准实验研究.pdf

政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究吴建祖 王碧莹【摘 要】强化环境政绩考核并激励地方政府主政官员提高环境治理效率,是实现生态文明建设的重要制度保障。本文以中共中央组织部颁布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(简称“政绩考核新规”)为准实验,以 20112019 年中国 256 个地级市为样本,运用广义双重和三重差分方法检验政绩考核新规对地方政府主政官员环境治理的晋升激励效应,以及财政压力对这一效应的边际影响。研究发现,政绩考核新规能够激励晋升动机较高的地方政府主政官员提高环境治理效率,但这种激励效应不具有长效性。此外,财政压力越大,政绩考核新规的晋升激励效应越弱。本文的实践启示是,中央政府可以通过改变政绩考核制度激励地方政府主政官员达到中央政府的政策目标。同时,为了使政绩考核制度的激励效应发挥作用,中央政府还应充分考虑地方政府以及地方主政官员的异质性,并提供诸如财政支持等配套政策措施。【关键词】政绩考核;环境治理效率;官员晋升动机;财政压力;广义双重差分本文受国家自然科学基金面上项目“基于注意力基础观的企业环境战略研究”(项目批准号:71972094)、中央高校基本科研业务项目“政绩考核新规的环境治理效应及作用机制研究”(项目批准号:22lzujbkyxs018)资助。吴建祖,兰州大学管理学院教授,研究方向为可持续发展与环境政策;王碧莹(通讯作者),兰州大学管理学院博士研究生,研究方向为可持续发展与环境政策,wangby19 。引文格式:吴建祖,王碧莹.2023.政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究J.公共管理评论,5(2):117-137.Cite this article:Wu J Z,Wang B Y.2023.Performance evaluations and the efficiency of environmental governance:A quasi-experimental study based on the new rules to evaluate performanceJ.China Public Administration Review,5(2):117-137.(in Chinese)118 公共管理评论 2023 年第 2 期一、引言自改革开放以来,中国政府一直将以经济绩效为主的政绩考核制度作为促进经济增长的重要手段(Li and Zhou,2005;乔坤元,2013;张军等,2020)。地方政府主政官员(党委书记和市长)晋升的可能性与当地的经济绩效水平密切相关。但是,以经济绩效为主的政绩考核制度也带来了一些副作用。为了提高晋升概率,地方政府主政官员在推动当地经济发展时,常常采用降低环境标准的方式来吸引更多的流动性生产要素,导致地区间环境规制的逐底竞争(杨海生等,2008);同时,环境政策的执行也存在不完全性问题(张华,2016)。这种偏好经济发展的制度与环境保护之间的激励不相容,反映了长期以来以经济绩效作为政绩考核关键指标的不足(OBrien and Li,1999;周黎安,2007;冉冉,2015;郑石明,2016;Jia,2017)。党的十八届三中全会后,中国政府的人事安排发生了重大调整,政绩考核制度的晋升机制也发生了动态变化(Li and Lu,2020;Luo and Qin,2021;Chen et al.,2022;Lin and Hong,2022)。2013 年 12 月 6 日,中共中央组织部颁布了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(简称“政绩考核新规”)。政绩考核新规提出要完善发展成果考核评价体系的要求,并纠正了单纯以经济增长速度评定政绩的偏向。政绩考核新规增加了一些重要指标的权重,如资源消耗、环境损害、生态效益、产能过剩、科技创新、安全生产、新增债务等,以反映发展的速度、质量、效益和可持续性的统一。政绩考核制度改革有助于促进主政官员提高地方政府的环境治理效率,推动绿色发展(Li N et al.,2022;Li Z D et al.,2022)。由于我国实行政治集权、经济分权制度,相当一部分官员将政治目标置于经济目标之上(Li and Zhou,2005;Xu,2011)。因此,地方政府主政官员的晋升动机影响政绩考核制度改革的效果。晋升动机可以被理解为一种特殊的心理状态,在这种状态下,地方政府主政官员倾向于付诸具体行动以获得晋升利益。激励可以给人们的行为指明方向,促使人们朝着既定的目标前进(Weiner,1985)。具有较高晋升动机的地方政府主政官员会主动改善组织绩效以获得晋升利益。本文以中国地级市 2011 年至 2019 年的年度数据为样本,利用政绩考核新规的颁布作为外生的准实验,采用广义双重差分和三重差分方法考察了政绩考核新规对环境治理效果的影响。结果显示,政绩考核新规颁布后,具有较高晋升动机的地方政府在环境治理方面的效率显著提高,这表明政绩考核新规通过晋升激励效应使地方政府在环境治理方面发挥了积极作用,但是这种积极作用不具有长效性。此外,本文还发现,地方政府的财政压力会限制政绩考核新规在环境治理领域的晋升激励效果。本文可能的贡献在于,将政绩考核制度、地方政府主政官员的晋升动机以及环政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究119 境治理效率整合到一个分析框架中,以更好地揭示政绩考核新规与环境治理效率之间的因果关系,提高晋升锦标赛理论在环境治理中的现实解释力和应用潜力。此外,本文证实了财政压力是政绩考核新规在环境领域发挥晋升激励作用的制约因素,明确了政绩考核新规在激励地方政府主政官员积极提高环境治理过程中的边界条件,为进一步完善政绩考核制度改革提供了新的启示。二、理论基础与研究假设(一)政绩考核、晋升动机与环境治理效率 在中国政治集权、经济分权的基础上形成的晋升锦标赛模式是指上级政府制定具有可比性的考核目标,多个下级地方政府主政官员围绕该指标展开竞争,竞争优胜者将更有可能获得晋升(周黎安,2007)。基于晋升锦标赛理论,地方政府主政官员普遍更加关心政治利益(周黎安,2007,2014),因此政绩考核作用的发挥将受到晋升动机的影响。改革开放以来,GDP 增长率作为地方政府主政官员晋升考核的关键指标,使地方政府主政官员在区域经济增长目标和晋升目标之间达成一致,从而实现了经济增长奇迹(周黎安,2007;张振波,2020)。然而经济政绩考核的导向性虽然促进了经济发展,却带来了严重的环境污染问题。政绩考核新规作为解决中国现阶段发展过程中突出矛盾和问题的政绩考核修订政策,强调弱化经济政绩考核力度,打破了以往经济增长决定政治晋升的激励链条,向地方政府主政官员传达了环境绩效表现越好、晋升概率越大的激励信号(张军等,2020)。此时具有较高晋升动机的地方政府主政官员对政绩考核新规释放出的激励信号更加敏感,更有可能将提高环境治理绩效解读为获得晋升利益的机会,从而提高环境治理效率。具体来讲,地方政府的发展战略和政策议程设置会受到地方政府主政官员决策偏好的影响(冉冉,2015)。政绩考核新规颁布后,晋升动机较高的地方政府主政官员为了向上显示其治理能力,更有可能提高环境治理在发展战略和政策议程中的优先级。加之由于地方政府主政官员拥有人事安排权,在选拔下级官员时为了实现政令畅通和政治忠诚,更倾向于选择支持其战略目标的下属(冉冉,2015)。因此,政绩考核新规在环境领域的晋升激励信号还会进一步向下传导,通过提高环保局的权威性和协调其他职能部门在环境政策执行过程中的利益冲突提高环境治理效率。从政企关系来看,政绩考核新规可能通过政企联盟机制提高环境治理效率。由于地方政府在环境治理过程中负责具体的环境政策执行和资金分配,而企业往往是一个地区的污染主体,因此地方政府的环境治理成效往往是政府和企业交互作用的结果(龙硕和胡军,2014)。周黎安(2021)在晋升锦标赛理论的基础上,进一步指出中国的政企联盟以政绩-业绩为主,并呈现出正式化、绩效化和制度化的特征。若将政绩导向视为政企关系的内生变量,那么基于政绩-业绩的政企关系可能受到政绩考120 公共管理评论 2023 年第 2 期核标准的影响。政绩考核新规颁布后,在新的政绩考核导向下,具有较高晋升动机的地方政府主政官员更可能向其所在辖区的企业释放环境治理信号,并通过税收减免和绿色补贴政策调动企业治理污染的积极性。而企业为了获得相应的政策支持,则会积极响应地方政府的相关环境政策,从而与地方政府形成相互依赖的纽带,共同为提高环境绩效而努力。然而,环境污染问题很多都是历史遗留问题,若想在短时间内得到改善是非常困难的(关斌,2020),因此从长期来看,政绩考核新规在激励地方政府主政官员提高环境治理效率的过程中仍然面临政策失灵的风险。由于地方政府官员处于一个较为封闭的内部劳动力市场,而晋升锦标赛又是一个典型的逐级淘汰模式,并且随着官员任职逐渐趋于年轻化,因此最终呈现出异常激烈的特征(周黎安,2007)。在这样残酷的竞争模式下,地方政府官员在环境治理过程中的经验交流、互相学习,可能会进一步提高围绕环境绩效考核指标竞争的难度。晋升动机较高的地方政府主政官员可能会因在环境保护维度获胜机会逐渐减少而退出,转而寻找其他可以获得竞争优势的机会,从而由“赶超思维”转变为“底线思维”。此外,晋升动机较高的地方政府主政官员还有可能为了凸显政绩,采取“一刀切”“一律关停”、干扰环境监测点等简单粗暴的手段,这些手段不仅不能从源头上解决环境污染问题,甚至会因为浪费大量人力物力而难以取得长久的环境治理成效。基于上述分析,本文提出如下假设:H1:主政官员的晋升动机越高,政绩考核新规对地方政府环境治理效率的促进作用越大,然而这种促进作用不具有长效性。(二)财政压力的制约作用财政压力是指地方政府财政收入与财政支出的差距,用来衡量地方政府由于财政收支不平衡所形成的资金压力(包国宪和关斌,2019)。1994 年以来的三次财税体制改革以及大规模减税降费政策使地方政府普遍面临财政收入减少的困境(Hui et al.,2022)。而环境治理是一项系统性工程,政府不仅需要完善法律法规,还要持续性投入大量的人力物力资源(王小龙和陈金皇,2020)。因此,地方政府的财政压力会制约政绩考核新规对环境治理效率的积极影响。已有研究表明,财政压力增加会限制地方政府在环境治理过程中的资金投入,降低环境监管力度(郭月梅和薛景文,2021)。同时,较高的财政压力还会削弱地方政府对企业绿色补贴的持续性,难以充分调动企业污染治理的积极性。当地方政府面临较大的财政压力时,即使政绩考核新规使晋升动机较高的地方政府主政官员环境治理偏好更强,但是因缺乏充足的财力支持,涉及环境治理的相关政策措施也可能难以取得成效。此外,政绩考核新规除了强调环境保护的重要性外,还提出要加大劳动就业、居民收入、教育文化、社会保障等方面的考核力度。因此,地方政府不是处于单一的政绩考核体系中,而是在多个甚至相互冲突的维度中履行环境保护职责。同时,这些任务的完成都需要配套财政资源的支持。较大的财政压力不仅使地政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究121 方政府陷入整顿污染企业和获得稳定财源的两难境地(包国宪和关斌,2019),还使其在改善民生问题时面临较大的制约。这会进一步动摇晋升动机较高的地方政府主政官员改善环境的决心,从而阻碍政绩考核新规在环境治理领域晋升激励作用的有效发挥。相反,当财政压力较小时,地方政府既可以提供充足的财政资金保障环境监管政策的实施效果,还能向企业提供大量补贴,引导企业通过绿色创新实现产业转型,进而促使本地区形成可持续发展态势。因此,较小的财政压力意味着地方政府拥有较强的环境治理能力。此时,晋升动机较高的地方政府主政官员在政绩考核新规的引导下,更有可能将提升环境绩效视为凸显其政绩的优势,提高环境治理效率。基于此,本文提出如下假设:H2:财政压力削弱了政绩考核新规在环境治理过程中的晋升激励效果。三、研究设计(一)样本选择与数据来源 由于 2011 年部分环境指标统计口径发生了变化,在进行样本筛选时,首先为了便于比较政绩考核新规的环境治理效应,在 2019 年 293 个地级市的基础上,删除了2011 年以来新设的地级市。其次,由于 MaxDEA 软件在计算环境治理效率时不允许存在缺失值,本文通过线性差补法对缺失值进行了补充。最后,剔除了补充后数据仍然存在缺失的地级市。基于上述筛选过程,本文最终获得 256 个地级市的 1820 个观测值。由于环境保护等方面的绩效与市长晋升的关系更加密切(胡光旗和踪家峰,2022),故本文主要以市长为研究对象,同时本文还在稳健性检验部分分析了政绩考核新规对市委书记的影响,以此说明研究对象选择的合理性。在数据收集过程中,每个地级市每年只匹配一名官员,如果某年出现多名官员当政,则选取在任时间最长的。本文数据主要来源于历年的中国城市统计年鉴、各地级市统计年鉴、各地级市国民经济和社会发展统计公报、财政决算报告。地级市 PM2.5 原始数据来自加拿大达尔豪斯大学大气成分分析组。由于 PM2.5 原始数据为栅格数据,参考已有研究(van Donkelaar et al.,2021),将原始数据与中国的行政区划矢量数据进行匹配,经过处理后得到各地级市年度 PM2.5 均值。地级市二氧化碳原始数据来自 Oda 团队推演的开源人为碳排放空间网格月度数据集(ODIAC)(Oda et al.,2018),本文通过对该数据集进行整理,获取中国地级市年度二氧化碳排放量。地级市夜间灯光原始数据来源于 NOAA 资助的 EOG 网站,由于 DMSP 提供了 1992 年至 2013 年全球微光成像数据,并于 2014 年 2 月停止更新,继而由 VIIRS 继续进行全球夜间地球微光图像的抓取工作(Elvidge et al.,2009),并提供了从 2012 年至今的原始数据。为了获得 2011 年至 2019 年完整的地级市夜间灯光数据,参考已有做法,将两套数据进行融合(Ma et al.,2020)。官员特征数据主要来源于新华网、人民网、百度百科等网络公开资料,如果市长任职起始年份没有明确说明,则以当时的时政新闻为主要参考。122 公共管理评论 2023 年第 2 期(二)变量测量1.环境治理效率(EGE)本文采取非径向和非角度的基于变动规模报酬的数据包络分析方法 Super-SBM模型对环境治理效率进行测度(Tone,2002)。该模型避免了传统 CCR 模型和 BCC模型未能将松弛性纳入考虑范围所造成的偏差,有效解决了传统 DEA 模型无法评价非期望产出的问题,同时进一步解决了 SBM 模型测量得出多个决策单元同为完全效率时而无法进行差别比较和评价的问题。参照先前研究(包国宪和关斌,2019;吴建祖和王蓉娟,2019),DEA 模型中投入指标包括地方政府环保支出、环境管理业从业人员数;期望产出指标包括一般工业固体废物综合利用率、人均绿地面积、污水处理厂集中处理率。另外考虑到自 2013 年起在“两山”理念的指导下,各省陆续开展空气质量排名政策,将空气质量的排名、考核结果与地级市主政官员政绩挂钩(胡光旗和踪家峰,2022),加之“十四五”规划明确将“双碳”目标纳入生态文明建设体系,因此在参考已有研究的基础上除将废水排放量、烟粉尘排放量、工业二氧化硫排放量纳入非期望产出外,进一步加入二氧化碳排放量和 PM2.5 均值,以期更好地体现生态文明建设要求。2.政策虚拟变量(Post)政绩考核新规颁布的时间为 2013 年年底,因此激励效应的有效发挥会滞后一年,观测期为 2013 年及以前取值为 0,2014 年及以后取值为 1。3.官员晋升动机(Mot)改革开放以来,中国地方政府主政官员选拔标准将知识化、专业化、年轻化、革命化作为重要的参考依据。中共中央关于建立老干部退休制度的决定(中发198213 号)废除了领导干部职务终身制,明确指出官员在 65 岁以后不得继续任职,这决定了年龄成为影响地方政府主政官员仕途晋升的关键因素(Li and Zhou,2005)。因此年轻的官员可能拥有更好的仕途前景(王贤彬和徐现祥,2010),对未来有较高的晋升预期,通过提高组织绩效所获得的晋升收益也更大(金刚和沈坤荣,2019)。同时年龄也是官员较为稳定的个体特征,与其他个体特征相比不容易受到外部环境变化的影响,基于此,本文通过官员年龄来衡量官员的晋升动机,即官员年龄越小晋升动机越高。此外,由于部分研究指出官员有限的任期也会影响其晋升概率(Meng et al.,2019),因此本文在稳健性检验部分进一步采用官员任期衡量官员晋升动机,从而提高本文研究结论的可靠性。4.财政压力(def)根据已有研究成果,本文采用公共财政支出与公共财政收入的差值与 GDP 的比值进行衡量(孙开和张磊,2019)。5.控制变量为了控制其他因素对环境治理效率的可能影响,本文从地级市和地方政府主政官员个体特征两个方面选取控制变量。参考已有研究(关斌,2020;吴建祖和王蓉政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究123 娟,2019),地级市层面控制变量选择如下。(1)经济发展水平(gdp)。传统的衡量方式通常使用中国官方发布的国民经济统计数据人均 GDP 来衡量经济发展水平,相比之下,夜间灯光数据可以较大程度上排除人为干扰,更好地衡量地区的经济发展水平(Henderson et al.,2012)。因此,本文采用中国各地级市的夜间灯光数据来衡量经济发展水平。(2)工业化水平。本文以第二产业占 GDP 的比值进行测量。(3)人口密度(pop)。本文以单位面积的总人口数衡量。(4)外商投资规模(fdi)。本文以当年实际利用外资金额的自然对数衡量。(5)教育支出(pedu)。本文以人均教育支出进行衡量。地方政府主政官员个体特征层面控制变量:借鉴已有研究(周文婷和吴一平,2020;尤萱文和万俊毅,2022),选取地方政府主政官员性别、学历、来源、任期和从政经历作为地方政府主政官员个体特征层面控制变量。具体测量方法如下。(1)官员性别(gender)。地方政府主政官员性别为男性,取值为 1,女性则取值为 0。(2)官员学历(edu)。大专及以下取值为 1,本科取值为 2,硕士取值为 3,博士及博士后取值为 4。(3)官员来源(sour)。本省晋升赋值为 1,否则取值为 0。(4)官员从政经历(exper)。第一是否在团委工作过,如果在团委工作过取值为 1,否则为 0;第二是否担任过秘书长、副秘书长、办公室主任或者办公室主任助理等职务,如果担任过取值为 1,否则为 0。(5)“58 岁现象”(Mot58)。考虑到地方政府主政官员普遍存在“58岁现象”,为减轻该现象对本文研究结论的影响,本文予以控制。官员年龄小于 58岁取值为 1,大于或等于 58 岁取值为 0。(三)模型设定由于 2013 年政绩考核新规的颁布是在全国各地同时实施的,没有泾渭分明的处理组和控制组,无法采用普通双重差分模型,因此本文参考已有研究采用广义双重差分模型(Du and Yi,2022)。广义双重差分模型可适用于政策一次性推开,但不同个体接受政策冲击不同的情形(Deschenes and Meng,2018)。在广义双重差分模型中,所有地级市均属于处理组,但因地方政府主政官员晋升动机不同,政绩考核新规颁布产生的政策冲击强度在不同晋升动机的地级市不一致。因此,本文的处理组变量并非为 0 或 1 的二元变量,而是通过地方政府主政官员晋升动机显示接受冲击强度的连续变量,相较于二元变量,这种连续变量有助于捕捉到数据的更多变化。基于此,本文构建如下模型:EGEit=0+1Motit+2defit+3Postt Motit+4Postt defit+5Motit defit+6Postt Motitdefit+Controlit+i+t+it(1)其中,EGEit是城市 i 在 t 年的环境治理效率,Postt为时间虚拟变量,Motit为官员晋升动机,defit为地方政府财政压力,Controlit为涵盖地级市层面和官员特征层面的一系列控制变量,i表示控制了城市固定效应,t表示控制了时间固定效应,it为随机误差项。按照 DDD 模型建构要求,本文在检验财政压力的制约作用时,将财政压力、124 公共管理评论 2023 年第 2 期政策虚拟变量及官员晋升动机的两两交互项也纳入方程中,同时进行了城市层面的聚类稳健标准误调整。系数 3是本文关注的重点,它衡量了 2013 年政绩考核新规出台后官员晋升动机相对于未颁布之前的变化,如果政绩考核新规颁布后,晋升动机较高的地方政府主政官员积极提高环境治理效率,那么 3应该显著为负。系数6则反映了财政压力的制约作用,如果财政压力会制约政绩考核新规在环境领域的晋升激励作用,那么该系数将显著为正。此外,为捕捉政绩考核新规的动态效应,分别设置虚拟变量Post1、Post2、Post6;政绩考核新规颁布第 1 年,Post1=1,否则为 0;政绩考核新规颁布第 2 年,Post2=1,否则为 0;依此类推。四、实证分析(一)描述性统计 表 1 列示了主要变量的描述性统计结果。环境治理效率的平均值为 0.648,说明中国目前环境治理效率普遍偏低,从最大值与最小值的差距可以发现,不同地级市环境治理效率差距较大。在不考虑官员晋升动机的情况下,政绩考核新规颁布后,环境治理效率提高了 0.068,且均值 t 检验结果显示两者存在显著差异。Mot 最大值为 62,最小值为 39,表明地级市主政官员的晋升动机存在较大差异,这也为进一步分析提供了空间。其他变量与现实基本一致。表 1 主要变量描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值Post=0Post=1t 检验EGE18200.6480.5210.03011.2320.5960.664-0.068 Mot182051.3213.5643962-50.00-51.771.354 def18200.1310.159-0.0671.9770.0890.153-0.064 gdp182011.98811.0770.37261.00510.54012.729-2.189 fdi18200.0230.05901.77512.11311.964-0.149pedu18200.0460.0580.0020.8790.1230.164-0.041 ind182047.6059.85911.782.0551.7545.4846.267 pop18204.7323.3860.10026.4834.7044.747-0.044gender18200.9450.228010.9270.954-0.027 edu18203.0790.644143.0283.094-0.066 sour18200.4040.491010.3330.440-0.107 exper118200.2780.448010.3330.2500.0823 exper218200.5240.514010.5970.4880.110 Mot5818200.9860.116010.9870.9880.001 注:、分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著。本文进一步对相关变量进行了相关性分析,由表2 可知各变量之间不存在多重政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究125 表 2 各变量相关性分析变量EGEMotdefgdpfdipeduindpopgenderedusourexper1exper2 Mot58EGE1.000Mot-0.114 1.000def0.0270.0041.000gdp0.046 0.125 -0.292 1.000fdi-0.0430.137 0.326 0.156 1.000pedu0.070 -0.164 -0.067 0.504 0.190 1.000ind-0.061 0.100 -0.305 0.099 -0.034-0.078 1.000pop0.014-0.072 -0.205 0.414 0.131 0.246 0.137 1.000gender-0.012-0.103 0.0380.0340.0140.042 -0.097 0.076 1.000edu0.048 0.184 -0.0010.049-0.0090.055-0.0290.063 0.060 1.000sour0.0360.012-0.005-0.0190.0290.0120.065 0.063 -0.0370.0081.000exper10.0350.085 -0.048 -0.076 -0.049 -0.085 0.095 -0.059-0.141 -0.0420.147 1.000exper2-0.048-0.037-0.024-0.0440.013-0.081 0.044-0.0300.089 -0.029-0.080 -0.060 1.000Mot580.0260.277 0.072 -0.076 -0.016-0.0430.018-0.097 -0.0290.086 0.0110.021-0.037 1.000 注:、分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著。126 公共管理评论 2023 年第 2 期共线性。本文还计算了各变量的方差膨胀因子,见表 3,结果显示各变量 VIF 均小于5,说明不存在多重共线性。表 3 方差膨胀因子变量MotdefgdpfdipeduindpopVIF1.181.444.351.242.211.172.55变量genderedusourexper1exper2Mot58VIF1.061.061.051.071.031.10(二)平行趋势检验广义双重差分方法需满足平行趋势假设检验,即在没有政策干预的情况下,无论地方政府主政官员晋升动机较高或较低,其所在地级市的平均环境治理效率没有显著差异。本文参考已有研究的做法(Du and Yi,2022),将 Post 这个变量进行分解,分析政策虚拟变量和环境治理效率之间的相互作用,并剔除 2011 年以避免多重共线性的影响。由图 1 可知,Mot2012Mot2013 的回归系数均在 5%的置信水平下不显著,说明政绩考核新规颁布前,地方政府间的环境治理效率没有显著差异,即平行趋势假设成立。图 1 平行趋势检验结果(三)基准回归与动态效应检验表 4 列示了 DID 的检验结果。由表 4 第(1)列和第(2)列实证结果发现,Mot 的政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究127 估计值与环境治理效率显著负相关,表明 2013 年以前地方政府主政官员晋升动机越高,该地级市的环境治理效率越低。政绩考核新规的作用由 Mot 和 Post 之间的交互项来体现,交互项系数显著为负,说明政绩考核新规颁布后,晋升动机较高的地方政府主政官员努力提高环境治理效率。换句话说,政绩考核新规提高了环境保护在评价地方政府主政官员表现中的突出地位,并通过晋升激励引导地方政府主政官员努力提高环境治理效率。表 4 基准回归结果变量(1)(2)(3)(4)MotPost-0.041 (-5.10)-0.040 (-4.69)-0.066 (-6.30)MotPostdef0.021(3.45)MotPost1-0.075 (-4.64)MotPost2-0.038 (-2.28)MotPost3-0.049 (-3.46)MotPost4-0.012(-0.99)MotPost5-0.008(-0.60)MotPost6-0.010(-0.96)Motdef0.1705(1.60)Postdef3.5892 (4.25)控制变量NoYesYesYes个体效应YesYesYesYes时间效应YesYesYesYesConstant-0.081(-0.34)0.596(1.63)0.744 (2.27)0.484(1.34)R20.0400.0540.0790.061N1820182018201820 注:、分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著;括号内为 t 值。128 公共管理评论 2023 年第 2 期检验结果还汇报了政绩考核新规整体效应随时间推移的变动趋势。表 4 第(3)列显示,政绩考核新规颁布的当年和后两年,回归系数均在 5%的置信水平上显著,而政绩考核新规颁布后第 3 年、第 4 年和第 5 年均不显著。上述结果表明,政绩考核新规可以显著促进晋升动机较高的地方政府主政官员提高环境治理效率,但随着时间的推进,这种晋升激励作用逐渐消失。由此可推论,政绩考核新规颁布后,晋升动机较高的地方政府主政官员为了凸显政绩,会快速响应政绩考核新规要求,从而谋求晋升利益。然而,从长期来看,由于地方政府主政官员围绕环境绩效展开竞争的激烈程度逐渐加剧,其在环境治理维度形成竞争优势的偏好降低。此外,晋升动机较高的地方政府主政官员为了尽快获得晋升利益,可能采取简单粗暴的“一刀切”“一律关停”、干扰环境监测点等简单粗暴的手段,这也使政绩考核新规的环境治理效应难以持久,由此假设 1 得到验证。表 4 第(4)列加入了 MotPostdef 的交互项分析财政压力的制约作用。为避免多重共线性,在构造交互项前分别对 def 和 Mot 进行中心化处理。实证结果表明,加入财政压力后的交互项系数显著为正,说明政绩考核新规颁布后,即使地方政府主政官员晋升动机较高,但由于较大的财政压力会限制地方政府的环保投入,并动摇其环境治理决心,最终将阻碍环境治理效率的提高,即地方政府财政压力会制约政绩考核新规在环境治理领域晋升激励作用的有效发挥,假设 2 得到验证。(四)稳健性检验本研究还通过重新定义官员晋升动机、排除其他环境政策影响、排除城市级别、考虑官员职务差异影响、改变实证方法和安慰剂检验进行了多重稳健性检验,具体如下。(1)重新定义官员晋升动机。已有研究表明,官员在任时间越长,受到的晋升激励越低,甚至会出现懒政的情况(张军和高远,2007)。为降低测量误差,本文通过官员任期测量其晋升动机。由表 5 第(1)列所示,回归结果表明,政绩考核新规颁布后,任期越短的地方政府主政官员所在辖区的环境治理效率越高,再次验证了假设 H1。(2)排除其他环境政策影响。中央生态环保督察组在巡视过程中通过制定明确的生态环境考核指标,将督察结果与地方政府主政官员的考核挂钩,成为省级政府考核地级市政府官员的重要组成部分(Pan and Yao,2021;李媛媛和郑偲,2022)。为了控制中央生态环保督察制度对本文结论的影响,剔除中央生态环保督察组进驻的地级市样本,重新进行回归检验,由表 5 第(1)列所示,回归结果与前文一致。(3)排除城市级别影响。与一般省会城市或地级城市不同,副省级城市的市委书记和市长的行政级别是副省(部)级,行政级别更高,资历、政治资源都与地级市官员有较大区别,在晋升锦标赛中并非处于同一“赛道”(王磊和王兰兰,2022)。因政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究129 此,为了控制城市级别对本文研究结论的影响,剔除副省级城市样本。由表 5 第(2)列所示,回归结果与前文一致。表 5 稳健性检验结果变量(1)(2)(3)(4)(5)MotPost-0.038(-2.24)-0.041 (-4.54)-0.039 (-4.35)-0.125 (-3.24)-0.002(-0.28)控制变量YesYesYesYesYes个体效应YesYesYesYesYes时间效应YesYesYesYesYesConstant1.204 (3.92)0.587(1.67)0.654(1.71)1.115 (4.05)1.057 (3.17)R20.0330.0600.0500.0360.024N18201613172018181820 注:、分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著;括号内为 t 值。(4)PSM-DID 检验。倾向得分匹配方法可以降低运用广义双重差分法产生的选择性偏差。已有研究表明,地级市长一旦年龄超过 54 岁,晋升概率将大幅下降,退居二线的概率大幅上升(纪志宏等,2014),因此本文将地方政府主政官员晋升动机小于 54 定义为高晋升动机组(处理组),将晋升动机大于或等于 54 定义为低晋升动机组(控制组),重新构建 Mot 与 Post 的交互项。本文选用核匹配,使用的核函数是二次核,带宽设置为 0.06,在匹配过程中仅对共同取值范围内个体进行匹配。平衡性检验结果限于篇幅省略。在进行了倾向得分匹配后,本文采用多时点双重差分法重新对政绩考核新规的环境治理效应及财政压力的制约作用进行检验。由表 5 第(4)列实证结果可知,回归结果与前文一致。(5)考虑职务差异。为检验本文选择市长作为研究对象的合理性,进一步对市委书记进行检验。表 5 第(5)列实证结果显示,Mot 与 Post 的交互项不显著,本文选择市长作为研究对象是合理的,这也与胡光旗和踪家峰(2022)、金刚和沈坤荣(2019)的研究结论一致。(6)安慰剂检验。为了缓解无法观测到的因素对本文结论的影响,参考已有研究(Liu and Lu,2015),通过计算机随机生成政绩考核新规颁布的时间,并使这个随机生成过程发生 500 次。如图 2 所示,图中曲线代表核密度分布情况,圆点代表 p 值的分布。由图 2 可知,500 次随机过程中的系数都分布在 0 附近,且基准回归结果显著异于安慰剂检验结果,再次说明本文研究结论并非偶然得到,同时还可以进一步排除其他因素的干扰对本文结论的影响。130 公共管理评论 2023 年第 2 期图 2 安慰剂检验结果五、结论与政策启示促进地方政府提高环境治理效率是推动生态文明建设、实现高质量发展的重要手段。政绩考核新规的颁布是中国政绩考核制度的重大变革,为检验政绩考核制度的环境治理效应提供了准实验场景。本文以政绩考核新规的颁布作为准实验,考察政绩考核新规的环境治理效应。研究发现,政绩考核新规颁布后,主政官员晋升动机较高的地方政府的环境治理效率显著提升,但这种促进作用不具有长效性。此外,财政压力在政绩考核新规与环境治理效率的关系间产生了制约作用,说明财政压力会削弱政绩考核新规在环境治理领域晋升激励作用的有效发挥。本文不仅拓宽了有关政绩考核新规及其环境后果相关文献的范围,还为晋升锦标赛理论在环境治理领域的运用提供了实证支持。本研究得出的结论对于完善中国政绩考核制度和促进生态文明建设具有重要的启示。第一,继续完善政绩考核制度建设。本研究的经验证据表明,政绩考核新规可以显著促进晋升动机较高的地方政府的主政官员提高环境治理效率。因此,为了进一步释放政绩考核改革红利,推进生态文明建设,中央政府在制定政绩考核制度时,应充分考虑地方政府主政官员的晋升动机。同时,通过加大奖励力度,激励地方政府主政官员提高环境治理效率的积极性。此外,中央政府还应在晋升激励的基础上实现激励方式的多元化,为不同类型的地方政府主政官员提高环境治理效率持续提供动力源泉。第二,制定差异化的环境政绩考核标准。虽然政绩考核新规可以通过晋升激励政绩考核与环境治理效率 基于政绩考核新规的准实验研究131 效应提高环境治理效率,但仍然存在政策失灵的风险。因此,中央政府需要充分结合不同地区的环境治理难度,制定差异化的环境政绩考核标准。同时,还应建立绩效监督反馈机制,密切监管地方政府在环境治理中的各类“一刀切”及弄虚作假现象。第三,建立差异化、高效率的转移支付体系。为了充分发挥政绩考核新规在环境治理领域的晋升激励作用,中央政府还应建立差异化、高效率的转移支付体系,缓解地方政府在环境治理过程中面临的财政压力。此外,中央政府还需引导地方政府完善财政收入结构,通过培养绿色税源、激活民间资本参与环境治理等方式,削弱财政压力在政绩考核新规与环境治理效率关系间的制约作用。本研究还存在一些不足之处,未来研究可以从以下两个方面展开。第一,进行更加细致的官员特征分析。本文主要选取年龄作为官员晋升动机的测量方式,未来研究可以考虑加入更多的官员特征,如教育背景、职