污染減排的晉升激勵效應：基于省級黨政領導的檢驗

□劉 磊 曾宏燕 劉雨果

[1. 四川大學 成都 610065；2. 中智人力資源管理咨詢有限公司 成都 610094]

引言

改革開放以來，我國在全球經濟總量中的占比從1978年的1.8%上升到2017年的16%，一躍成為世界第二大經濟體。在經濟快速發展的過程中，以省級黨政領導為核心的地方政府扮演了關鍵角色。現有研究普遍認為，晉升期望是中國地方政府官員的核心行為動機[1]。因此，改革開放，特別是1994年分稅制改革以來，以經濟指標為核心的地方官員政績考核機制誘發了圍繞經濟增長展開的“晉升錦標賽”，從而大大刺激了地方政府的經濟發展動力[2]。晉升錦標賽理論認為，上級政府的行政發包、量化考核與績效排名在官員晉升中起著決定性作用。因此，國家治理任務能夠通過自上而下的行政體制層層分解，形成了各級政府各司其事的目標責任制和上級政府對下級政府的監督考核制。地方官員對于政策的解讀與執行通常基于上級政府所傳遞的政治決心與行政壓力，并在此基礎上調節自身行為以獲得符合更好晉升前景的政治績效[3]。

然而，以圍繞經濟增長展開的晉升錦標賽在很大程度上導致了地方官員在經濟社會發展過程中漠視甚至忽略環境治理等社會成本和長期成本，特別是在短任職預期下，地方官員更容易采取以社會效益換取經濟效益的功利策略[4～6]。雖然近年來生態環境保護力度不斷加強，但目前我國依然是全球環境污染最嚴重的國家之一。根據耶魯大學發布的《2018年環境績效指數報告》，中國的環境績效指數在參評的180個國家中僅位列第120位，其中空氣質量排名倒數第四。基于我國的政治和行政體制，從理論上來說，如果能將經濟發展領域的晉升錦標賽“移植”到環境保護領域，即將地方官員的政治晉升與其環境治理績效建立聯系，將對地方政府的環境治理行為產生積極影響。

事實上，早在1989年，國務院就開始在全國113個國家環保重點城市開展“城市環境綜合整治定量考核”，并明確將考核結果作為市長政績考核的重要內容。2005年12月，國務院首次提出“把環境保護納入領導班子和領導干部考核的重要內容，并將考核情況作為干部選拔任用和獎懲的依據之一”。從“十一五”規劃開始（2006～2010年），二氧化硫（SO2）和化學需氧量（COD）等主要污染物的減排被作為地方經濟社會發展的約束性指標納入。2006年7月，中共中央組織部發布并實施《體現科學發展觀要求的地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價試行辦法》。此后，《黨政領導班子和領導干部年度考核辦法（試行）》及《國務院關于加強環境保護重點工作的意見》等一系列政策文件進一步強調了環境保護工作在地方官員政績考核中的重要性。這些政策措施一方面體現了中央政府對于環境治理的高度重視，另一方面也為地方官員搭建了表演舞臺，促使其在環境治理中贏得更多符合升遷需求的政治資本。那么，在這個過程中，污染減排績效是否真正影響了地方官員的政治生涯？這種影響是否隨著中國經濟社會發展和環境治理政策的變遷而有所變化？

現有研究已經對這個問題進行了一些探索，但結論并不一致。例如，孫偉增等以及Zheng等對2004～2009年86個重點城市的研究發現，以環境質量和能源利用效率改善為核心的環保考核對地方官員的晉升幾率具有正向影響，且這種影響在大城市和政府行政力量較強的城市中更加顯著[7～8]。張鵬等以1990～2014年26個省份的面板數據研究發現，單位GDP污染排放和能源消耗的降低均能夠對省委書記的晉升產生積極影響[9]。Pu與Fu發現，相比于可見性較低的污染物來說（如水污染），可見性更強的污染物（如空氣污染）對地方官員晉升的影響更大[10]。朱建軍等利用2000～2014年31個省份的面板數據研究發現，地方環境保護績效（空氣污染綜合指數）與官員晉升幾率呈倒U型關系，表明環保績效對官員晉升的“一票否決”效應已經開始顯現[11]。呂凱波對國家生態功能區的縣級領導研究發現，生態環境績效對縣委書記的晉升具有顯著正向影響，而對縣長的晉升影響并不顯著[12]。

然而，Wu等對283個中小城市的研究則發現，市長和市委書記的晉升幾率和環境污染治理支出并沒有統計意義上的相關性，甚至如果官員在任期內主要投資環境治理，其獲得政治升遷的幾率為負[13]。同樣，羅黨論和賴再洪通過1999～2010年我國重污染行業上市公司所在的191個地級市相關數據研究也發現，如果地方官員在任期內將民生和環保作為決策重點，那么他們得到晉升的幾率會不升反降。雖然重污染企業投資的增加對地方官員晉升概率有顯著的負向影響，但環境治理績效在官員晉升中并非處于決定性地位[14]。韓晶和張新聞利用2003～2014年大陸31個省份的數據發現綠色全要素生產率的增長對地方官員的政治晉升并不能產生顯著影響[15]。盛明科和李代明利用2007～2016年的市級面板數據同樣發現地方生態支出規模并不能對市長及市委書記的政治升遷產生顯著影響，但地方生態治理績效能夠顯著影響其晉升[16]。

一方面，雖然中央政府近年來一直強調將環境保護作為重要指標納入官員政績考核，但現有研究顯示污染治理對于官員的政治升遷影響依然并不確定；另一方面，除了環境治理，近年來隨著經濟高速增長對社會發展帶來的負面效應不斷顯現，經濟發展目標已逐漸為更多元化的社會發展目標讓步[17～18]，影響地方官員晉升的因素進一步復雜化。因此，在已有研究的基礎上，本文進一步完善了官員晉升的多重影響因素模型，納入多個維度的治理績效，如經濟發展、環境保護、社會治安和民生保障等。在此基礎上，以1997～2017年發生職務變動的省長和省委書記為樣本，檢驗了地方環境治理績效是否對省級黨政領導的政治升遷產生了影響，以期窺探環境保護績效考核制度的激勵效應，為進一步優化地方環境治理和干部管理制度提供經驗證據和政策建議。

一、研究設計

（一）研究假設和模型設定

假設中央對于省級官員進行任免決定時，會對官員在其任期內的工作表現進行考核評價，并根據考評結果對官員的職務調動做出決定，即：

在模型（1）中，被解釋變量Promotionit表示i省級黨政領導在t年的職務變動情況，Performanceit表示發生職務變動的黨政領導在任期內的工作績效。

根據經驗觀察及現有研究，本文將黨政領導的工作績效分為三個主要方面：環境治理績效、經濟發展績效，以及社會治理績效。同時，考慮到官員的個人屬性，包括基本的個人特征和政治網絡關系等對其職務晉升同樣存在重要影響，對模型（1）進一步拓展如下：

模型（2）中，Environmentit表示發生職務變動的黨政領導在任期內的環境治理績效，Economyit和Societyit分別是其任期內的經濟發展績效和社會治理績效。具體來說，本文選取官員任期內轄區的SO2和COD減排率作為環境治理績效，選取GDP增長率作為經濟發展績效，選取教育、醫療、社會治安等三個相關指標作為社會治理績效。Personalit則是表征官員個人屬性的一系列變量，包括年齡、任期、學歷、政治網絡等。同時，模型控制了地區固定效應（Region fixed effect）和年份固定效應（Year fixed effect）以排除可能的遺漏變量影響。

為了探究環境治理績效對于省級官員職業晉升的影響，本研究假設：任期內的環境治理績效對省級黨政領導的晉升具有正向影響，即環境績效越好，在職務變動時得到晉升的概率越大，反之亦然。另外，2006年，國家“十一五”規劃首次將主要污染物的減排作為地方政府的“約束性”指標納入，在我國的環境治理改革中具有里程碑式的意義。因此，本文進一步假設：相比于2007年以前（考慮到政策實施存在一定的滯后性），2007年以后污染減排對于省級黨政領導的政治升遷影響更加顯著。

（二）變量說明及數據來源

本文的研究對象主要包括省級政府，即各省、直轄市及自治區的黨委書記和行政領導（不含副職）。模型中的具體變量說明和數據來源如表1所示。

表 1 變量說明與數據來源

對主要變量的進一步解釋說明如下：

1. 晉升判斷

剔除由于健康問題、自殺、職務犯罪等導致非正常職務變動的官員，本文參考周黎安[19]、陶然等的做法[20]，對官員發生職務變動時的晉升情況基于三個方面進行判斷：第一，根據《中華人民共和國公務員法》對官員級別高低的規定進行判斷，例如從正部級變為副國級判斷為升遷；第二，在正式級別相同的條件下，結合對相關政府官員的咨詢，比較前后職位的相對重要性和“實權”大小，例如從省長調整為省委書記或調任國家發改委主任，以及從偏遠省份同級調任到經濟大省均判斷為升遷；第三，在法定退休年齡（65歲）前2年內“退居二線”，如到人大或政協任職，即認為該官員是“平穩退休”，判斷為平調；否則，判斷為降職。

2. 官員任期

本文的模型估算采用年度數據，對官員工作績效的界定也是任期終止年和初始年的相對變化，而官員任期很可能不是一個完整的年份，因此，為了合理測量官員的工作績效，就需要對官員任期的年份歸屬進行界定。參考張軍、盛明科等的做法，若官員在上半年就任，則該年為任期初始年；若在下半年就任，則下一年為任期初始年。同理，若官員在上半年離任，則界定上一年為任期終止年；若在下半年離任，則界定當年為任期終止年。

3. 環境治理績效

雖然表征地區環境狀況的指標較多，且近年來國家的環保考核指標也在不斷豐富完善，但由于本研究的時間跨度較長，為了保證不同時期官員環境治理績效的可比性，本文選取長期以來我國總量控制政策中的兩大目標污染物，SO2和COD作為測量官員環境治理績效的指標。同時，作為中央政府對地方環境污染的主要控制指標，二者在理論上更適合檢驗政策效應。但是，由于1997年之前的統計數據僅統計各地區工業廢水中的COD排放量，為了保證官員任期始末以及所有樣本官員測量指標的一致性，本文最終選取工業廢水COD排放量為環境治理績效指標。

以SO2為例，官員任期內的污染物減排率的計算方法為：

SO2減排率=（官員任期末年轄區SO2排放量-官員任期初年轄區SO2排放量）/官員任期初年轄區SO2排放量

4. 政治網絡

經驗研究表明官員的政治網絡關系對其職業晉升具有重要影響[21]。但是，由于準確的個人網絡關系數據無法獲取，本文假設官員間的網絡關系發生在具有相同出生地、教育機構和工作機構的領導人之間。如果地方官員與國家最高領導人（政治局常委）的出生地、本科學校和工作單位重疊，則認為該官員具備相應的政治網絡。

參考Opper和Brehm的研究[22]，本文通過地緣、學緣、業緣三個維度對官員個人的政治網絡關系進行刻畫。具體來說，計算地方官員與當期所有政治局常委之間的地緣關系、學緣關系及業緣關系，并加總構成官員的政治網絡關系指數：

其中，i為不同省份，t為該官員發生職務變動時的年份，常委人數t是t年時的政治局常委人數，地緣關系數it、 學緣關系數it、 業緣關系數it分 別是指當期的政治局常委中，與該地方官員的出生地、本科學校和曾任職單位有重疊的常委人數。

二、估計結果

（一）描述性統計

表2匯報了模型中主要變量的描述性統計結果。其中，省級黨政領導的樣本總數為358個，但任期內的環境、經濟和社會治理績效指標值由于數據來源問題存在不同程度的缺失。

從表2來看，樣本官員在任期內的環境、經濟、社會績效都存在顯著差異。從平均值來看，樣本官員任期內的SO2排放不僅沒有降低，反而增加了6.6%。任期內SO2減排力度最大的是韓正任職上海市委書記期間（2012～2017年），工業廢水COD減排率最大的是張春賢任新疆維吾爾自治區黨委書記期間（2010～2016年），而經濟增長率最高的是和志強任職云南省省長期間（1985～1997年）。

表 2 樣本描述性統計

在官員的個人特征方面，發生職務變動時的平均年齡約為60歲，官員職務變動基本圍繞黨代會的召開呈現周期性波動。省部級領導的平均任期約四年半，接近90%的省部級官員擁有本科及以上學歷。樣本的地域分布為東部105個、中部130個、西部123個，分布較為均勻。

（二）全樣本回歸結果

表3報告了全樣本的有序概率模型（Ordered Probit）回歸結果。列（1）到列（3）的初步估計顯示，SO2減排率與官員晉升幾率在1%的顯著性水平上呈現負相關關系，即官員任期內轄區的SO2減排率越大，官員晉升的概率也越大，工業COD排放變化率與官員晉升不具有顯著性關系。在逐步加入控制變量后，發現SO2的回歸結果依然穩健。同時，工業COD也顯現出與官員晉升的負相關性，即任期內轄區工業COD減排率越大，官員晉升概率越大，但結果并不十分穩健。從列（8）的最終結果來看，SO2和工業COD的減排都會對官員晉升產生正向影響，但SO2減排的影響力顯著大于工業COD。已有研究認為在面臨污染減排考核時，我國的地方官員會優先治理“可見性”更強的空氣污染[10,23]。2015年《中國環境狀況公報》顯示，國家環保部“01012369”熱線受理的1 145件舉報中，涉及空氣污染的有896件，達56.8%，在所有污染類型中占比最高。人民智庫2018年的調查也顯示，超九成的受訪者最關注的環境問題是空氣質量，超八成的受訪者會主動查看空氣質量指數。因此，相比于水污染來說，空氣污染獲得的公眾關注度更高，在有限的治理資源和經濟成本約束下，地方官員對SO2減排的回應性強于COD。

表 3 全樣本回歸結果

官員任期內的總體經濟增長率（GDP_growth）與其政治晉升概率呈現出顯著的正相關關系，且相關系數的絕對值與SO2減排的相關系數大致相同，表明中央政府一直在試圖追求經濟增長與污染減排之間的平衡。在社會治理績效方面，每萬人檢察院批準逮捕人數變化率（Security）與官員晉升幾率呈現顯著的正相關關系，表明官員任期內對違法犯罪行為的打擊力度越大，則晉升概率越大。教育支出的變化率（Education2）和每千人床位數的變化率（Medical）與省級黨政領導的政治晉升幾率均未呈現出顯著的相關關系，表明總體來說地方政府的公共服務供給尚未被納入中央政府對地方官員的政績考核體系。

在官員的個人屬性方面，發生職務變動時的年齡（Age）與其政治晉升概率在1%的顯著性水平上呈現穩健的負相關關系，即職務變動時越年輕的省級黨政領導晉升概率越大，符合我黨所一直倡導的干部隊伍“年輕化”趨勢。由于晉升通道的有限性以及官員任職的年齡限制，相比于同僚來說，較高級別的官員往往在年輕時就獲得提拔。此外，官員的受教育水平（Education1）以及政治網絡關系（Network）與政治晉升在1%的顯著性水平上均呈現穩定的正相關關系，體現了干部隊伍建設的“知識化”與“專業化”，也表明地緣、學緣、業緣等社會網絡關系對省級黨政領導的政治生涯同樣具有顯著影響，與已有的研究發現一致[21]。

（三）分時間段回歸結果

表4報告了1997～2007年以及2008～2017年兩個時間段的模型估計結果。結果顯示，2007年以前，省級黨政領導任期內的SO2與工業COD減排率與政治晉升概率均沒有顯著的相關性。這一時期，雖然國家環境保護部門已開始實施主要污染物排放總量控制制度，但對于地方政府的約束性有限。中央政府對環境保護工作的重視程度仍然不足，導致環境保護在地方政府的政策議程中始終處于弱勢地位，對地方官員環境治理行為的激勵作用有限。2007年以后，隨著“十一五”規劃將主要污染物減排作為約束性指標納入并分解實施，省級黨政領導任期內的SO2及工業COD減排率與政治晉升概率均開始呈現顯著的負相關關系，即減排率越大，晉升概率越大。

任期內轄區的經濟增長率（GDP_growth）與省級領導的政治晉升概率在前后兩個階段都呈現顯著的正向關系，但第二階段的相關系數明顯減小，且相關系數的絕對值小于SO2減排的相關系數。這個結果表明在這一階段，隨著中央環境保護考核的加強，地方經濟增長對于官員政治晉升的影響正在減小。

表 4 分時間段回歸結果

在社會治理績效方面，每千人床位數的變化率（Medical）在兩個階段對省部級領導的政治晉升均無顯著影響。每萬人檢察院批準逮捕人數變化率（Security）在第一階段與官員晉升無顯著性關系，在第二階段呈現出一定的負相關性，但并不穩健，且顯著性水平較低。值得注意的是，地方教育支出的增長率（Education2）在2007年以前與省級黨政領導的政治晉升出現了顯著的負相關關系。這個結果也印證了此前的一些研究發現：雖然教育等民生保障是地方政府重要的財政支出，但在地方官員晉升評價體系中地位較低，如果地方官員在任期內將民生作為其決策重點，那么他得到晉升的幾率不升反降[14]。2007年以后，地方教育支出的變化對省級黨政領導的晉升無顯著影響。

在個人特征方面，2007年后，發生職務變動時的年齡（Age）與政治晉升的負相關性相比于2007年以前顯著增強，進一步體現了省級領導干部提拔任用的年輕化趨勢。最高學歷（Education1）僅在2007年以前與省級黨政領導的晉升呈現正相關性，2007年以后，省級官員的高學歷基本成為常態，特別是2012年十八大以來發生職務變動的官員中，擁有碩士及以上學歷者超過80%。官員的政治網絡關系（Network）在兩階段均對其職務晉升有顯著的正向影響，且在2007年以后的影響更大。

三、結論與政策建議

本文以1997～2017年發生職務變動的省級黨政領導為樣本，檢驗了區域環境治理績效對官員職業晉升的影響。結果表明，省級黨政領導任期內轄區的SO2和工業COD減排率越大，在發生職務變動時的晉升幾率也就越大，即存在國控污染物減排的晉升激勵效應。進一步檢驗發現，污染減排對職務晉升的影響在2007年以后更加顯著，也就是污染減排首次以“約束性”指標的形式被納入國民經濟和社會發展規劃后。但是，總體來說，SO2減排的晉升激勵效應顯著大于工業COD減排的影響，這在一定程度上解釋了為什么地方政府更加重視治理可見性更強的空氣污染。

同期對經濟增長指標的檢驗表明，任期內轄區的GDP增長率始終與官員的晉升幾率呈顯著的正相關關系，但這種影響在2007年以后顯著減弱。更重要的是，2007年以后經濟發展績效對官員晉升的影響開始小于SO2減排的影響。教育和醫療支出與官員晉升基本無顯著性關系，但在2007年以前，如果地方官員加大地方教育支出，其晉升幾率反而會降低。每萬人檢察院批準逮捕人數變化率與官員政治晉升呈現正相關性，但階段性特征并不明顯。此外，省級黨政領導提拔任用的年輕化、知識化和專業化趨勢也得到了數據支撐。

因此，與很多研究所指出的我國以GDP為導向的地方官員政績考核仍未完全轉變的觀點不同，本文的研究發現，雖然GDP考核對于地方官員的職業生涯來說依然重要，但其影響力隨著近年來國家生態文明戰略的廣泛實施正在顯著弱化。而且，從根本上來說，在國家發展的任何階段，地方經濟增長都是支撐社會體系運行的基本指標，將其納入地方官員的績效考核體系無可厚非。因此，從中央政府的政策意圖來看，以GDP為導向的官員政績考核機制已經發生根本性的轉變。但是，由于環境問題的復雜性、長期性以及績效考核制度本身存在的缺陷，當下我國依然存在較為突出的環境-經濟矛盾。因此，除了引導地方政府間的良性競爭行為，杜絕“以環境換增長”，中央政府應進一步完善環境保護績效考核制度體系，包括豐富指標內容、完善指標核查體系、加強考核結果的運用、構建穩定常態的績效考核制度等[24]。