李卫兵 杨咏文
关键词 组织结构；
扁平化改革；
边界污染；
环保垂直管理改革
中图分类号 F062. 6；
F062. 2；
F426 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2023）04-0137-10 DOI：10. 12062/cpre. 20221049
组织可通过扁平化（少层次）或线性化（多层次）改革来调整信息传递效率和激励机制，从而优化组织效率。政府作为一种提供国家管理职能的组织，也不可避免地存在扁平化和线性化的权衡［1］。现有文献已经充分讨论了政府组织结构的经济效应［ 2］，但较少关注环保机构组织结构对环境公共物品供给的影响。同时，中国环境污染的区域性特征越发明显［3］，如何治理污染成为一个棘手的问题。鉴于此，该研究基于中国自2016年起推行的“省以下环保机构监测监察执法垂直管理制度改革”（下文简称改革）这一项准自然实验，分析改革对市辖区边界水污染的影响，从职能优化的视角为环保机构的组织结构设计提供经验证据。
1 文献综述
与文章相关的文献主要有两大类。
一类是关于组织结构的研究。组织结构指组织内的成分排序、空间位置及要素间的联系，通过组织成分的重排和整合可优化组织绩效［4］。根据组织中间节点数量和单一节点的覆盖广度，组织可根据结构被划分为线性化和扁平化两类。通常来说，线性化结构中信息传递更流畅、等级制度更严格且协调成本更低，而扁平化结构有利于保证信息真实性和有效性，同时提供更好的成员激励制度［5］。因此，组织总是处于两类结构的权衡取舍中。学者们［6-8］认为最优的组织结构并非普适准则，而是根据组织类型研究其结构优化方向。与文章直接相关的是对于政府组织结构的研究，Bo等［9］基于中国的省直管县改革，研究了政府组织结构的扁平化对财政资金使用效率的影响，发现改革赋予县政府更多的财政自主权，导致其产生腐败和资金误用，最终损害了政府效率。
二类是关于边界污染的研究。国内外大量文献揭示了边界地区污染更甚［10］。政府和企业的搭便车行为是这一现象的主要推手［11］。①污染可自然转移至周边辖区，因此，在分权式或属地化环境管理体制下，地方政府主动放松边界地区的环境规制力度［12］。②企业会主动迁至环境规制宽松的边界处以最小化污染成本［13］，导致污染在边界堆积。此外，政府还通过土地出让政策引致污染企业在边界聚集［14］。最后，地方政府面临日趋严格的节能减排考核，而边界环境监督力量相对薄弱，这强化了地方政府的策略性减排动机，从而加剧边界污染［15］。而解决边界污染的措施包括加强中央政府直接监管［16］、拟定跨区域协同治理方案等［17］。
关于政府组织结构的研究聚焦政府的经济职能，却忽略了政府的环保职能。此外，由于一国的环境管理体制通常内嵌于行政管理体制，因此，難有机会考察环保机构组织结构改革的单一影响。而政府对环境和经济的偏好并不对等，并且不同级别政府的环境偏好差异明显［18］，直接将政府组织结构对经济职能的影响照搬到环保职能可能并不适用，因而单独考察政府环保机构的组织结构具有独特意义。目前现有研究提出的边界污染解决方案主要从单一政策或规定入手，较少考虑环境管理体制本身。而管理体制是环保的制度基石，因此，考察环境管理体制的环境效应丰富了现有研究的视野，也能为建立长期性和根本性的管理制度提供学理支撑。基于此，文章拟评估环保机构扁平化改革的边界环境治理效应，为政府环保机构组织结构及其职能优化提供有益的经验证据，同时，为解决棘手的边界污染问题提供新的思路。
2 改革背景与理论机制
2. 1 改革背景
中国于1988年设立了国家环境保护局，之后历经30年逐步形成现行的环境管理体制。其特征是中央统一监管全国性事务，地方各级政府对环境质量负责，即实行以“块”为主的属地化管理体制。在该体制下，地方政府及当地环保机构同时承担环保和监督职责。若地方以非环境友好型产业为主，那么在晋升压力下，地方官员会陷入环境和经济抉择的困境。此时地方官员可能会选择干预本级环保机构履职，使得环境规制难以有效落实，进而以生态环境为代价换取经济增长。在环境状况持续恶化的背景下，中央政府加大对环保领域的干预力度，具体措施包括：搭建中央、省、市和县的四级环境监测体系，将监测数据作为管理者政绩考核的依据，以打破“唯GDP论”的发展模式；
出台诸如“三废”综合治理和环境保护税等全国性环境政策。这一系列措施对地方政府施加了治污“硬约束”，使其不得不正视辖区内的污染问题，为此，地方政府面临经济和环境双重考核的局面。
这种背景下，中国的环境保护实践遇到了三个亟待解决的难题。①地方政府出于地方保护的目的干预环境监测行为。现行的环境监测数据是由基层环保机构采集样本并分析得到，然后经由本级环保机构和政府将数据传输至上级政府和环保机构，最后传输至中国环境监测总站。中央政府以环境监测数据为主要依据制定环境标准并考核地方官员的环保绩效。因此，地方政府存在修改环境监测数据的动机和可能［19］，实现支持污染企业生产的同时获得“清洁”的数据。②辖区边界的污染问题。在环保监管属地化管理体制下，地方政府通过迁移企业或排污口的方式转嫁治污责任［20］。③地方环保机构效率低下。地方环保机构同时接受当地政府和上级环保机构的双重领导，当地方政府和上级环保机构因立场和环保取向下达不一致的命令时，地方环保机构易陷入两难困境。为解决上述问题，改变以“块”为主的监管体制，2016年9月中共中央办公厅、国务院办公厅联合下发《关于省以下环保机构监测监察执法垂直管理制度改革试点工作的指导意见》（以下简称《意见》）的通知。这是一项针对环境管理体制的“底盘性”的制度改革。《意见》旨在搭建一个垂直监管与属地负责并行的环境管理框架，针对市县环保机构管理体制、人员和资产划转以及支持经费均作了明确规定。改革的重点内容包括：①上收环境监测和监察职能，由省级环保机构统一行使，设立跨市辖区的监测体系，加强城市边界地区污染治理；
同时调整环境监测、监察费用，由省级政府承担环境监测和监察支出，有利于确保监测、监察经费落到实处，提升相应能力。②人事权上收至省级环保机构，同时市级环保机构实行以省级环保机构为主的管理体制，当地方政府与上级环保机构下达的指令冲突时，坚决按上级环保机构的指令执行，避免市级政府因政绩等原因干预环保机构履职。改革前后政府和环保机构的等级关系如图1所示。
2. 2 理论机制
文章认为改革抑制了地方官员的合谋行为，并强化了地方政府的边界污染治理意识，从而缓解边界水污染问题。
2. 2. 1 破解官员合谋
改革切断了地方官员合谋的利益输送渠道，使得地方政府难以遮掩边界排污行为。由于中央与地方政府之间存在信息不对称，下级政府官员可合谋实现互利［21］。对于地方政府来说，合谋的目的在于实现更优秀的政绩。但事实上，地方政府除经济压力，还面临环境约束。改革前，市级政府掌握当地环保机构的人事任免权，面临经济和环境的双重压力时，市级政府官员可以通过合谋干预当地环保机构在边界处的执行力度，形成治理辖区内污染而无视边界污染的双重格局［22］。而环保机构的官员接受当地政府官员的干预有助于其政治晋升，因此合谋成为一个均衡。这种逻辑下，市级政府和当地环保机构合谋，通过粉饰环境数据和转移污染源的方法保证经济增长和建成区的环境质量。改革从制度上打破了二者之间的合谋均衡。市级环保机构的党组书记、副书记以及其他成员的任免权转移至省级环保机构，有助于切断市级政府和当地环保机构之间的利益链条，彻底改变二者的双向互利关系。据此提出假设1。
假设1：改革抑制了官员合谋行为，实现边界环境质量改善。
2. 2. 2 强化地方政府的边界污染治理意识
改革将监察职权上移至省级政府，加强对地方政府的监督，提高其实施机会主义行为的风险，促使其积极治污，同时也导致企业面临更强的环境约束。政府的边界治污行为具有正外部性，同时有益于本地和相邻地区。在“块状”管理体制下，地方政府更倾向于治理辖区内污染，治理边界污染的意识明显不足。同时，污染具有负外部性，当企业污染排放于行政辖区边界时，当地政府可以享受企业带来的全部经济利益，且仅需承担部分污染治理责任［23］。因此，地方政府产生战略性减排动机，即将污染源向其边界转移或放松边界处环境规制以获取搭便车收益［24］。而改革致力于构建“条块”结合的环境监管体制，具体包括：①改变以往严格以行政边界区分环保责任的模式，按流域设置监管和行政执法机构、跨地区环保机构。②选择能力较强的驻市环境监测机构承担跨区域、跨流域的环境监测职能。③由省级环保机构牵头建立全区域协作机制，实施跨区域、跨流域污染联防联控。④市辖区内统一环境规制标准、统一监测、统一执法。这些举措旨在遏制地方政府采取差异化的环保策略，同时严抓跨区域、跨流域的环境监测监察，强化地方政府的边界污染治理意识，并积极开展边界污染治理行动。据此提出假设2。
假设2：改革有利于强化地方政府的边界污染治理意识，并使地方政府积极治理边界污染。
3 數据、变量和实证模型
3. 1 数据
研究用到的数据包括水质数据、气象数据和改革的推行情况。其中，水质数据来自2012—2019年中国监测总站发布的国家地表水水质自动监测站（以下简称监测站点）的数据。监测项目主要包括溶解氧、化学需氧量、氨氮、酸碱度及总有机碳。除各类污染物的具体浓度外，该数据还报告了综合水质指标，分为Ⅰ至Ⅴ类，等级越高表示水质越差。
聚焦市级行政辖区边界的水质状况，因而需要定位处于城市边界且受多个辖区共同影响的监测站点。文章结合监测站点经纬度、中国三级及以上河流和ArcMap软件计算监测站点到城市边界处（上游和下游边界）河流流经的距离。同时，删除了监测河流或湖体全部位于市内的监测站点。基准回归中，边界监测站点包括站点到城市边界间河流的曲线距离不超过20 km的站点。（如图2所示，此处的边界站点仅指城市边界，不包括省份边界）。稳健性检验中，选取其他的距离阈值进行分析以确保结论的可信度。
气象数据来自中国气象局国家气象信息中心。改革地区与时间通过官方文件确定，以文件出台的下一月份作为改革启动时点。
3. 2 变量
被解释变量包含四个水质指标，分别为溶解氧（DO）、化学需氧量（COD）、氨氮（NH3?N）和酸碱度（pH）。其中，DO 指标越高表示水质越好，其他指标则相反。核心解释变量为是否推行改革的虚拟变量，命名为DUS。若所在地区推行改革则取值为1，否则为0。
影响水质的因素众多。为缓解遗漏变量问题，模型加入以下两类控制变量。①气象因素，包括监测站点所在城市的气温（Temp）、相对湿度（Hum）、降水量（Rain）、日照时数（Sun）和上月综合水质（Quality）。②城市层面因素，对外开放（Open）、人口密度（Pop）、第二产业占比（Second）、城市化（Urban）和晋升压力（Prom）。以上变量的定义和描述性统计见表1。
3. 3 水质数据初步统计
表2描述了河流距离小于等于指定长度处的水质状况（取均值）。可以看出，四个水质指标均呈现出越接近城市边界水质状况越差的态势，其中，COD 指标的趋势尤为明显。总体来说，35 km 和25 km 处的水质均好于15 km处。
4 实证结果及分析
4. 1 基准回归结果
根据式（1），四个水质指标（DO、COD、NH3?N、pH）分别作为被解释变量进行检验。表3中列（1）—列（4）分别对应四个水质指标。所有回归均引入控制变量和固定效应。改革后水体中DO 浓度提高了7. 06%，在1%的水平下显著。同时，COD 和NH3?N 浓度显著下降，但改革对pH指标并无显著影响。总体来说，改革有助于改善城市边界水质状况。
在地方政府治理环境的实践中，打捞蓝藻、清除水面垃圾是最常见的方式。这种方式导致水体中的DO 浓度显著上升，而其他污染物（如COD 和NH3?N）的浓度无明显变化。但回归结果显示，COD 和NH3?N 的浓度显著下降，证实改革在一定程度上遏制了市辖区边界水污染治理的搭便车行为。
结果显示，改革对pH 值无显著影响。这是因为与COD 和NH3?N 等相比，中央政府对pH 值未设定明确考核目标，从而地方政府存在选择性减排［25］。这意味着改革的减排效应在施加了减排约束的污染物上表现更好，也说明引入惩罚机制制止机会主义行为的必要性。由于改革对pH 值并无显著影响，为精简汇报，后文仅报告DO、COD 和NH3?N 的结果。
研究还检验了改革对非边界处水质的影响，将与城市边界距离大于等于50 km处的监测站点视为非边界站点，检验结果见表4。可以看出改革并未明显影响水质，说明改革的环境效应主要反映在边界。
4. 2 平行趋势检验
文章根据式（2）考察实验是否满足平行趋势。结果如图3所示，改革前（图3横坐标-7至-1处），DUS 的估计系数均不显著，说明边界水质的改善并非由改革前的差异导致。改革后，DO 浓度显著上升，该效应在改革后的第4 月到达顶峰，随后逐渐衰减。另外，改革对COD 和NH3?N 的减排效应均在改革后的第3个月左右出现，随后增强。
5 稳健性检验
基准结果初步证实改革有利于缓解辖区边界水污染，但这一结论可能受到同期其他事件和自选择问题的干扰。为确保结论的可信度，文章进行如下稳健性检验。
5. 1 重新设定边界监测站点
基准回归中设定阈值为25 km。为避免结论受主观因素影响，文章将该距离调整为25 km重新检验。表5的结果显示改革的减排效应仍显著。
为进一步观察改革的减排效应，文章将距离设定在18 km至26 km之间，以2 km为一个间隔，并以此作为边界监测站点的判定标准。图4描绘了相应系数，所有系数均至少在10%水平显著。DUS 的估计系数虽小幅波动，但整体呈现距离越长，减排效应越弱的趋势。这可能是因为，在改革前，越接近邊界的水体污染越严重，从而导致改革的减排效应越明显。
5. 2 安慰剂检验
随机设定改革地区和时间进行安慰剂检验。基于随机样本进行500次检验。图5汇报了回归系数的分布情况。垂直虚线标识基准回归中DUS 的估计系数，实线为随机样本的估计结果。可以看出，除pH 值外，基于随机样本估计的DUS 系数分布在0值附近，且出现基准回归中估计系数的概率极小。可见，随机事件对结论并无显著影响。
5. 3 内生性问题
地方保护主义是否会影响改革推行呢？如果某地的地方保护主义较严重，那么在环保压力下，该地政府将污染转移至周边地区的激励就越强。文章将边界水质状况作为地方保护主义的代理指标，边界水质越差，表明地方保护主义越严重。借鉴沈坤荣等［27］的思路，设定被解释变量为DUS_Month，表示开始推行改革的月份序列（从2012 年1 月至2019 年12 月，令月份序列分别为1，2，3……），水质指标和控制变量均取2012年1月份的数值。表6说明，水质状况与改革的推行时间并不存在显著关系，进一步证实文章结论未受到地区保护主义导致的样本自选择问题的干扰。
基准回归中包含了两类控制变量，其中一类是由城市-年度的面板数据构成的城市级别控制变量。文章采用站点-月度面板数据，考虑到城市控制变量和水质数据的时间维度差异较大，控制变量可能难以完全反映其变化，且可能存在遗漏控制变量风险。为进一步避免上述影响，参考Chen等［28］的做法，在稳健性检验中引入城市与季度交乘固定效应以替代城市层面的控制变量。结果见表7，结论仍然成立。
5. 4 排除环保督察工作的干扰
地方保护主义是环境保护的顽疾。中央政府为破除地方保护主义于2016年初启动环保督察工作，与改革起始时间相近，目的相似。那么边界水质的改善是否源于环保督察呢？文章搜集了中央生态环境保护督察小组的进驻地区和时间，并与改革地区和时间进行比对。考虑到环保督察工作的减排效应具有滞后性［26］，从样本中删除改革前8个月内进驻过环保督察小组的地区。表8为检验结果，与基准回归结果十分接近，进一步证实结论的稳健性。
6 机制检验
6. 1 破解官员合谋
官员出于构建个人关系网和人情网的目的主动结交身边的官员［29］。据此，研究通过搜集的环保局相关人员任职经历，得到变量Collusion。若环保局党组书记曾经或目前在市政府（委）工作，则取值为1，否则为0。模型如下：
若系数β5显著，表明对市政府（委）和环保局相关人员关系紧密的地区来说，改革显著影响其边界水质。表9中列（1）—列（3）为结果，交乘项的估计系数均显著，证实改革一定程度破解了市政府（委）与环保局官员的政治合谋，倒逼市政府积极治理边界污染。
6. 2 强化边界污染治理意识
借助政府工作报告识别地方政府边界污染治理意识。具体做法：搜集地级市政府工作报告，进行分词处理，然后识别政府工作报告中边界污染治理的相关词汇。一般来说，政府工作报告当年第一季度发布，而发布之后的政策变动反应在次年的政府工作报告中。为此，该检验的样本时间滞后一年，采用2013—2020 年数据。
根据上述做法构建变量Pollution_control，若当年政府工作报告中提及边界污染治理相关词汇，则该变量取值为1，否则为0，然后根据式（3）进行检验。
7 结论
借助“省以下环保机构监测监察执法垂直管理制度改革”的准自然实验，检验了政府环保机构扁平化改革对行政辖区边界水污染的影响。结果表明，在环境监测监察的行政链条上减少市级管理层能显著改善市辖区边界的水质状况。具体地，DO 浓度提高7%，COD 浓度降低2%，NH3?N 浓度降低4%。同时，改革的边界减排效应随监测站点与边界距离的扩大而衰减，这与越接近边界污染越严重的逻辑吻合。文章还发现改革影响边界污染的渠道为：①改革导致地方政府的差异化治污和地方保护主义行为存在较大风险，同时严抓跨区域、跨流域的环境监测监察，从而有利于强化地方政府的边界污染治理意识，并积极开展边界污染治理。②改革使得市级环保机构官员的人事任免权不再完全由市级政府掌握，削弱了市政府和当地环保机构官员之间的合谋激励。总体来说，环保机构的扁平化改革能有效抑制地方保护主义和官员腐败行为，并加强了环保机构的独立性，从而降低了边界污染。
生态环境是中国实现高质量发展必须补齐的民生短板，环保机构的组织结构设计对改善环境质量举足轻重。文章的政策含义如下：①在明确的减排约束下，改革显著改善了市辖区边界的水质状况，可见从改善边界污染的角度来说，中央政府应支持该项改革在全国范围内展开。②中央政府应在环境监督和监察方面加强垂直管理，特别是在边界地区，有利于缓解多重委托代理导致的地方保护主义和官员合谋。③除中央政府自身的调整外，还需通过政治晋升或转移支付等手段激励地方政府积极参与边界治理，鼓励相邻辖区完善联防联控机制。
（责任编辑：于杰）
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