公眾訴求、政府干預(yù)與環(huán)境治理效率——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

于文超

(西南政法大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，重慶401120)

一、引言與文獻綜述

隨著環(huán)境污染形勢的日益加劇和可持續(xù)發(fā)展觀念的深入人心，加大環(huán)境治理投資力度成為各級政府的普遍共識。到2012年，中國環(huán)境治理投資達8253.3億元，占當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值比重的1.59%。然而，日益增加的環(huán)境治理投資并未收獲良好的環(huán)境治理效果，中國環(huán)境治理效率在跨國比較中依然偏低(董秀海等，2008;張亞斌等，2014)。［1～2］以“三河三湖”(淮河、海河、遼河和太湖、巢湖、滇池)污染治理為例，國家審計署2009年公布的《“三河三湖”水污染防治績效審計調(diào)查結(jié)果》顯示，2001～2007年間，中央和地方各級政府在“三河三湖”污染治理中共投入910億元，但“三河三湖”整體水質(zhì)依然較差，太湖、滇池的平均水質(zhì)依然為劣5類。環(huán)境治理效率低下，不僅造成了經(jīng)濟資源的巨大浪費與諸多環(huán)境問題的久拖不決，也阻礙了經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護“雙贏”局面的實現(xiàn)①環(huán)境庫茲涅茨曲線理論認(rèn)為，經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染在長期內(nèi)存在著倒“U”型關(guān)系，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展跨越“拐點”之后，會實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的“雙贏”(Grossman ＆ Krueger，1995)。［4］。

發(fā)達國家的經(jīng)驗表明，環(huán)保事業(yè)的最初推動力來自于公眾(鄭思齊等，2013)。［3］隨著公眾維護環(huán)境權(quán)益訴求的日益增加②自2005年以來，環(huán)保部直接接報處置的環(huán)境群體性事件共927起，重特大事件72起，其中2011年重大事件比上年同期增長120%。資料來源:經(jīng)濟參考報，http://jjckb.xinhuanet.com/2014－08/05/content_515559.htm。與政府環(huán)保職能的不斷轉(zhuǎn)變，鼓勵公眾參與環(huán)境治理成為我國環(huán)境立法的重要趨勢之一。2014年新修訂的《中華人民共和國環(huán)境保護法》首次就“信息公開和公眾參與”做出專章規(guī)定，旨在通過信息公開推動公眾參與環(huán)境保護;同年，環(huán)境保護部出臺《關(guān)于推進環(huán)境保護公眾參與的指導(dǎo)意見》，對公眾參與環(huán)境保護的基本原則、主要任務(wù)、重點領(lǐng)域等內(nèi)容做出明確規(guī)定?？傮w而言，公眾會通過積極參與環(huán)境公共事務(wù)影響地方環(huán)境決策，并通過環(huán)境投訴、信訪等形式為上級政府監(jiān)管本級政府的環(huán)保工作提供有效信息，因此，公眾訴求將有效推動地方政府與污染企業(yè)的環(huán)境治理工作。例如，Wang和Di(2002)利用中國85個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，來自上級政府和轄區(qū)公眾的壓力將促使地方政府加強環(huán)境規(guī)制并提供更多的環(huán)境服務(wù)。［5］Wang 和 Wheeler(2005)針對中國 3000 家企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，民眾環(huán)境投訴將促使政府針對企業(yè)征收更多的排污費。［6］Zheng等(2014)利用Google搜索功能構(gòu)造了公眾環(huán)境關(guān)注度，并發(fā)現(xiàn)公眾環(huán)境關(guān)注度有助于推動地方政府重視環(huán)境治理問題。［7］萬建香和梅國平(2012)、于文超等(2014)基于中國省級面板數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)，公眾環(huán)保訴求有助于推動地區(qū)環(huán)境治理。［8～9］

生態(tài)環(huán)境的持續(xù)改善不僅需要環(huán)境治理投資的不斷增加，更依賴于環(huán)境治理效率的有效提升。盡管公眾環(huán)保訴求會促使地方政府增加環(huán)保支出、出臺更多環(huán)保法律法規(guī)，但地方政府可能會積極實施一些環(huán)?！靶蜗蠊こ獭迸c“政績工程”，難以有效執(zhí)行環(huán)保法律法規(guī)，忽視了環(huán)境保護長效機制的構(gòu)建。公眾訴求是否會對環(huán)境治理效率產(chǎn)生實質(zhì)影響，尚需要進一步的實證檢驗。同時，由于中國各地區(qū)之間的市場化進程不同①以樊綱等(2011)［21］提供的“中國市場化指數(shù)”為例，2009年市場化進程得分最高地區(qū)為浙江，高達11.8，得分最低地區(qū)為西藏，僅為0.38。，地方政府對資源配置的干預(yù)水平存在明顯差異。較多的政府干預(yù)會削弱市場機制優(yōu)化資源配置的有效性，帶來重復(fù)建設(shè)、投資效率低下等問題(于良春和余東華，2009)，［10］因此，公眾訴求對環(huán)境治理效率的影響可能會隨著政府干預(yù)水平的不同而存在差異。

自 Charnes等(1978)［11］提出數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA)以來，這一方法在測度綠色全要素生產(chǎn)率、政府公共支出效率等方面得到了廣泛應(yīng)用。近年來，越來越多的國內(nèi)學(xué)者開始運用DEA方法測度地區(qū)環(huán)境治理效率，但研究的側(cè)重點有所不同。例如，金榮學(xué)和張迪(2012)、潘孝珍(2013)、張玉和李齊云(2014)基于DEA－Tobit兩階段分析框架，重點考察了財政分權(quán)等因素對地區(qū)環(huán)境治理效率影響。［12～14］董秀海等(2008)對中國環(huán)境治理效率進行了跨國比較和歷史分析。［1］王親(2012)則以城市作為評價單元，從資金、資本、技術(shù)、勞動投入、經(jīng)濟、社會和環(huán)境產(chǎn)出七個層面構(gòu)建評價指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，測評分析了中國270個地級及其以上城市的環(huán)境治理效率。［15］與上述研究關(guān)注靜態(tài)環(huán)境治理效率不同，許陳生(2010)利用DEA中的曼奎斯特指數(shù)法(Malmquist Index)考察了環(huán)境污染治理效率的動態(tài)變化。［16］此外，還有一些學(xué)者對環(huán)境治理效率的測度進行了拓展和完善。例如，陶敏(2012)在測度環(huán)境治理投資效率的基礎(chǔ)上，進一步利用灰色關(guān)聯(lián)度分析方法考察了環(huán)境治理投資效率的關(guān)鍵影響因素。［17］楊俊和陸宇嘉(2012)利用DEA三階段法剔除宏觀環(huán)境因素和隨機誤差對環(huán)境治理效率測度的影響。［18］趙崢和宋濤(2013)使用四階段DEA和bootstrap－DEA模型對傳統(tǒng)DEA方法進行了修正。［19］涂正革和諶仁俊(2013)通過網(wǎng)絡(luò) DEA(Network DEA)測度了環(huán)境治理效率，并發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)DEA方法測度的環(huán)境技術(shù)效率低估了環(huán)境治理效率。［20］

已有文獻為本研究的開展提供了重要理論借鑒，然而，針對區(qū)域環(huán)境治理效率的靜態(tài)考察和動態(tài)分析都未能重點考察公眾訴求對地方環(huán)境治理效率的影響。本文以1997～2010年中國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，公眾訴求對環(huán)境治理效率存在顯著正向影響，且在政府干預(yù)能力越弱的地區(qū)，公眾訴求對環(huán)境治理效率的正向影響越強。本文可能的貢獻在于:第一，提供了公眾訴求影響環(huán)境治理效率的經(jīng)驗證據(jù)，從而為提升現(xiàn)階段環(huán)境治理效率提供了有益的政策借鑒;第二，與已有文獻多關(guān)注財政分權(quán)對環(huán)境治理效率影響不同，而是從政府干預(yù)視角進行了有益拓展，從而為簡政放權(quán)背景下的環(huán)境治理體系改革提供了理論支持。

本文之后的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分為研究設(shè)計，包括區(qū)域環(huán)境治理效率的測算、回歸方程設(shè)定和研究樣本描述;第三部分為實證結(jié)果分析;第四部分為結(jié)論性評述。

二、研究設(shè)計

(一)環(huán)境治理效率測算

DEA方法借鑒線性規(guī)劃構(gòu)建有效率的生產(chǎn)前沿面，然后將不同決策單元進行對比并識別效率的相對高低?？紤]到本文關(guān)注的是工業(yè)污染治理投資給定情況下治理效果的最大化，采用產(chǎn)出導(dǎo)向型的BCC模型(規(guī)模報酬可變):

方程組(1)中，S－表示投入松弛變量;S+表示產(chǎn)出松弛變量;θ表示效率，其取值范圍為［0，1］，越接近于1，效率越高;當(dāng) θ等于1，且 S－和S+均等于0時，稱決策單元DEA有效;當(dāng)θ小于1或者S－和S+不等于0時，則稱決策單元DEA無效。

在使用DEA評價各地區(qū)環(huán)境治理效率之前，需要確定環(huán)境污染治理的投入產(chǎn)出指標(biāo)。借鑒已有文獻并考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文使用工業(yè)污染治理效率作為環(huán)境治理效率代理變量。在工業(yè)污染治理投入產(chǎn)出體系中，投入指標(biāo)為工業(yè)污染治理項目投資額invest、工業(yè)企業(yè)專職環(huán)保人員數(shù)emplo，分別代表工業(yè)污染治理的物質(zhì)資本與人力資本投入;產(chǎn)出指標(biāo)為工業(yè)廢水排放達標(biāo)量pollu1、工業(yè)二氧化硫去除量pollu2、工業(yè)煙塵去除量pollu3、工業(yè)粉塵去除量pollu4、工業(yè)固定廢棄物綜合利用量pollu5，視為污染治理活動實際產(chǎn)出。

(二)回歸方程設(shè)定

在通過DEA方法測量環(huán)境治理效率的基礎(chǔ)上，本文通過方程(2)實證考察公眾訴求對環(huán)境治理效率的影響。

其中，被解釋變量effi代表環(huán)境治理效率。解釋變量suqiu代表公眾環(huán)保訴求，參照于文超等(2014)［9］的研究，本文通過對環(huán)保來信總數(shù)、來訪人數(shù)、來訪人次以及環(huán)保方面的人大建議政協(xié)提案數(shù)等4項指標(biāo)進行主成分分析(PCA)獲得。控制一系列可能影響環(huán)境治理效率的區(qū)域經(jīng)濟因素(District)，具體包括:地方報紙發(fā)行量news，使用各級報紙總印數(shù)與當(dāng)?shù)厝丝诳倲?shù)之比衡量;外資企業(yè)比重forei，使用城鎮(zhèn)外商投資單位年末從業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)年末從業(yè)人員數(shù)之比衡量;高污染產(chǎn)業(yè)比重struc，使用單位工業(yè)增加值的二氧化硫排放量衡量;環(huán)境執(zhí)法強度zhifa，使用與環(huán)境相關(guān)的行政處罰案件數(shù)除以當(dāng)?shù)貙嶋HGDP衡量。

隨著政府環(huán)?？己瞬粩鄰娀h(huán)境績效成為影響官員職位晉升的重要因素(Zheng，et al.，2014;孫偉增等，2014)。［7］［22］由此，在方程(2)中繼續(xù)加入官員特征變量Govern，主要包括:官員任期tenure、年齡age、是否本地升遷sq、是否本地籍貫native、是否有本地大學(xué)求學(xué)經(jīng)歷study。盡管省長(直轄市市長、自治區(qū)主席，以下統(tǒng)稱省長)與省委書記(直轄市市委書記、自治區(qū)黨委書記，以下統(tǒng)稱省委書記)都存在著以經(jīng)濟增長為核心的相對績效考核機制，但省長與省委書記的職責(zé)分工明顯不同，對于污染治理這樣的具體事務(wù)，省長負(fù)有更多的直接管理責(zé)任，因此，本文主要關(guān)注省長的個體特征對環(huán)境治理效率的影響。

為了進一步檢驗公眾訴求與政府干預(yù)對環(huán)境治理效率的交互影響，構(gòu)造交叉項suqiu×regu1、suqiu×regu2加入方程(2)中重新估計。本文從政府配置資源的角度衡量政府干預(yù)水平，變量regu1使用樊綱等(2011)［21］所編制的《中國市場化指數(shù)》一書中提供的“市場配置經(jīng)濟資源”得分，顯然，該項指標(biāo)為政府干預(yù)水平的逆指標(biāo)，為便于后文論述，變量regu1取“市場配置經(jīng)濟資源”得分的相反數(shù)。regu2代表地方財政支出占地區(qū)GDP的比重，政府財政分配資源的能力代表地方政府的經(jīng)濟控制力(朱英姿和許丹，2013)，［23］regu2 越大表示地方政府干預(yù)能力越強。

(三)研究樣本

由于2010年之后中國環(huán)境統(tǒng)計指標(biāo)發(fā)生了變化，不再提供工業(yè)二氧化硫(煙塵、粉塵)去除量等數(shù)據(jù)，所以本文的研究樣本為1997～2010年中國省級(西藏除外)的面板數(shù)據(jù)。工業(yè)污染治理投入產(chǎn)出、公眾環(huán)保訴求、環(huán)境執(zhí)法強度等數(shù)據(jù)來源于各年《中國環(huán)境年鑒》;外資企業(yè)比重、高污染產(chǎn)業(yè)比重、地方財政支出、地區(qū)GDP等數(shù)據(jù)取自各年《中國統(tǒng)計年鑒》;媒體監(jiān)督數(shù)據(jù)來源于各年《中國新聞出版統(tǒng)計資料匯編》。官員信息數(shù)據(jù)為筆者對百度百科、新華網(wǎng)、人民網(wǎng)等網(wǎng)絡(luò)公開資料的整理獲得。其中，官員任期tenure參照王賢彬和徐現(xiàn)祥(2008)［24］的方法計算，對于官員任期起止月份不能確定的情況，通過查詢當(dāng)時時政新聞間接獲得。

三、實證結(jié)果分析

(一)主要變量描述性統(tǒng)計

表1給出了方程(2)中主要變量的描述性統(tǒng)計。變量suqiu的離散系數(shù)為8.535，說明不同省份之間公眾環(huán)保訴求存在較大差別;變量regu1、regu2的最大值和最小值存在明顯差異，說明不同省份的政府干預(yù)水平具有明顯差異;此外，變量 news、forei、struc、zhifa 的離散系數(shù)分別為2.100、1.250、0.929、1.155，說明不同地區(qū)的報紙發(fā)行量、外資比重、高污染產(chǎn)業(yè)比重、環(huán)境執(zhí)法力度存在顯著差別。樣本期內(nèi)省長最長任期為12年、最短任期僅為1年、平均任期3.086年。省長最大年齡和最小年齡分別為65歲和43歲，平均年齡為57.8歲。變量 sq、native、study的均值分別為 0.697、0.351、0.229，可見，接近70%的省長由本地升遷，35%左右的省長具有本地籍貫，不到23%的省長有在本地大學(xué)求學(xué)經(jīng)歷。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)公眾訴求與環(huán)境治理效率

表2列示了方程(2)的回歸結(jié)果?？紤]到回歸方程可能存在一階自相關(guān)和異方差，采用面板修正標(biāo)準(zhǔn)差法(PCSE)進行回歸。結(jié)果表明，當(dāng)回歸方程僅控制省份、年份虛擬變量時(第1列)，變量suqiu的系數(shù)為正且在1%水平上顯著;加入地區(qū)經(jīng)濟控制變量之后，suqiu的系數(shù)依然顯著為正，繼續(xù)加入官員特征變量之后，suqiu的系數(shù)在5%水平上顯著為正，這說明公眾訴求將顯著提升區(qū)域環(huán)境治理效率。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于，公眾環(huán)境投訴、信訪能夠為政府監(jiān)管部門監(jiān)督企業(yè)污染行為提供有效信息并降低監(jiān)管成本，同時，公眾環(huán)境投訴、信訪也使本級政府面臨上級政府的問責(zé)風(fēng)險，從而促使本級政府積極回應(yīng)公眾訴求，更加有效地開展地方環(huán)境治理工作。

關(guān)注表2第3列中控制變量的回歸系數(shù)。news的系數(shù)在10%水平上顯著為正，表示報紙發(fā)行量越大的地區(qū)其環(huán)境治理效率越高。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于:報紙發(fā)行量越大的地區(qū)，媒體披露水平越高，公眾能夠獲得更多環(huán)境信息，包括重大環(huán)境污染事故信息，也為政府部門監(jiān)管本地企業(yè)環(huán)境治理行為提供更多信息(Nie，et al.，2013)，［25］來自公眾與環(huán)保監(jiān)管部門的壓力將促使企業(yè)提升環(huán)境污染治理效率。forei的系數(shù)為負(fù)但不顯著，說明外資企業(yè)比重對環(huán)境治理效率存在并不顯著的負(fù)向影響。一方面，外資企業(yè)具有較高治污技術(shù)和更多綠色生產(chǎn)工藝，因而具有更高環(huán)境治理效率;另一方面，“污染天堂假說”認(rèn)為發(fā)達國家(或地區(qū))會通過跨國投資的方式將高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)較低的國家(或地區(qū))，進而引發(fā)污染跨國轉(zhuǎn)移，這兩種效應(yīng)相互抵消導(dǎo)致變量forei的系數(shù)不顯著。變量zhifa的系數(shù)為負(fù)但不顯著，說明環(huán)境執(zhí)法力度并未對環(huán)境治理效率產(chǎn)生顯著影響。這可能源于，由于環(huán)境執(zhí)法力度描述的是政府針對違法污染的行政處罰行為，但提升環(huán)境治理效率更多依賴于企業(yè)主動采用先進治污技術(shù)和綠色工藝流程，由此導(dǎo)致環(huán)境執(zhí)法對環(huán)境治理效率無顯著影響。

官員特征變量中，變量tenure和age的回歸系數(shù)并不顯著，說明官員任期和年齡對環(huán)境治理效率無顯著影響。任期越長和年齡越大的省長更熟悉當(dāng)?shù)厍闆r并擁有更豐富的從政經(jīng)驗，因而能夠建立長效環(huán)境治理機制;然而，官員晉升概率會隨著任期和年齡的增加而降低，任期越長和年齡越大的省長為獲得更多晉升機會，會將更多注意力轉(zhuǎn)向那些能夠帶來短期經(jīng)濟增長的領(lǐng)域，從而忽視了環(huán)境治理效率的提升。變量sq的系數(shù)在5%水平上顯著為正，即本地晉升官員將顯著提高地區(qū)環(huán)境治理效率。與外地調(diào)任官員相比，本地晉升官員往往獲得當(dāng)?shù)鼐⒌闹С?Persson＆Zhuravskaya，2012)，［26］更重視事關(guān)當(dāng)?shù)鼐用窀＠奈廴局卫砉ぷ?，更熟悉?dāng)?shù)鼗厩闆r，因而更注重提升本地環(huán)境治理效率。變量native的系數(shù)為正但不顯著，而變量study的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)?？梢姡賳T籍貫對環(huán)境治理效率無顯著影響，而具有本地大學(xué)經(jīng)歷的官員將顯著降低環(huán)境治理效率。有本地大學(xué)經(jīng)歷的官員與當(dāng)?shù)鼐哂刑烊桓星槁?lián)系，這導(dǎo)致地方官員偏向于努力發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(Persson＆Zhuravskaya，2012)，［26］從而可能忽視當(dāng)?shù)匚廴局卫韱栴}。

表2 公眾訴求與環(huán)境治理效率(1997－2010年)

考慮到方程(2)中被解釋變量effi介于0～1之間，使用 Tobit方法重新估計方程(2)。表2第4～6列結(jié)果顯示，主要解釋變量和控制變量的系數(shù)符號和顯著性未發(fā)生實質(zhì)性變化，這說明前文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

(三)公眾訴求、政府干預(yù)與環(huán)境治理效率

表3報告了交叉項 suqiu×regu1、suqiu×regu2的回歸系數(shù)。第1列結(jié)果顯示，變量suqiu系數(shù)為正，交叉項suqiu×regu1的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù);第2列結(jié)果同時顯示變量suqiu系數(shù)為正，而交叉項suqiu×regu2的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明政府干預(yù)越強的地區(qū)，公眾訴求對環(huán)境治理效率的正向效應(yīng)越弱。由此可見，盡管公眾訴求會提升地方環(huán)境治理效率，但過多的政府干預(yù)將弱化公眾訴求對環(huán)境治理效率的正向效應(yīng)，這可能源于，當(dāng)?shù)胤秸谫Y源配置中發(fā)揮著關(guān)鍵作用時，往往難以迅速有效地對公眾環(huán)保訴求做出回應(yīng)，其環(huán)境治理投資的使用效率往往也偏低。表3第3、4列同樣報告了 Tobit模型的估計結(jié)果，交叉項 suqiu×regu1、suqiu×regu2的系數(shù)依然顯著為負(fù)，前文所得結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性改變。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了減弱遺漏變量可能引發(fā)的回歸偏誤，進一步在方程(2)中加入控制變量，包括:地區(qū)教育水平edu、人口密度density、環(huán)境分權(quán)水平ed等，重復(fù)前文研究，所得結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性改變①本文參照祁敏等(2014)的研究衡量各地區(qū)環(huán)境分權(quán)水平，［28］人口密度等于人口總數(shù)除以轄區(qū)面積，地區(qū)教育水平使用每萬人口中高等學(xué)校在校生的人數(shù)衡量。為節(jié)約報告篇幅，在此未提供相應(yīng)回歸結(jié)果，感興趣的讀者可以向作者索取。。本文還使用各省份省委書記個體特征變量對方程(2)進行回歸，結(jié)果顯示前文的結(jié)論依然成立，且省委書記個體特征變量的系數(shù)并不顯著，由此說明省委書記未對環(huán)境治理具體事務(wù)產(chǎn)生直接影響。這可能源于省長與省委書記的考核側(cè)重點和職責(zé)分工有所不同，省委書記的主要職責(zé)是從總體上謀篇布局，把握經(jīng)濟社會發(fā)展的大方向，而省長則側(cè)重操作層面的事情，負(fù)責(zé)經(jīng)濟社會建設(shè)的具體事務(wù)。

四、結(jié)論性評述

近年來，如何有效協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間的兩難沖突，避免重蹈“先污染、后治理”的傳統(tǒng)增長模式弊端成為決策者和理論界關(guān)心的熱點話題(包群等，2013)。［27］伴隨著環(huán)境信息透明度的增加以及公眾環(huán)保意識的不斷增強，公眾訴求成為推動地方環(huán)保工作的重要力量。本文以1997～2010年中國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，實證考察了公眾訴求對環(huán)境治理效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，公眾訴求將顯著提升環(huán)境治理效率，且這一效應(yīng)在政府干預(yù)水平越低的地區(qū)越顯著。同時，在報紙發(fā)行量越大、省長由本地晉升的地區(qū)，環(huán)境治理效率更高;而省長有本地大學(xué)經(jīng)歷的地區(qū)，環(huán)境治理效率更低。

上述研究結(jié)論的政策啟示在于:首先，公眾環(huán)保訴求將有效地推動環(huán)境治理效率提升，而暢通公眾表達自身環(huán)保訴求的渠道，積極引導(dǎo)公眾參與地方環(huán)境監(jiān)督和治理，是完善當(dāng)前環(huán)保體系的重要途徑;其次，過多政府干預(yù)會制約公眾訴求對環(huán)境治理效率的推動作用，因此，有序推進各級政府簡政放權(quán)，充分發(fā)揮市場機制的資源配置作用，對于當(dāng)前環(huán)境管理體制改革具有重要意義;再次，在“生態(tài)文明建設(shè)”和“綠色發(fā)展”理念下，改革完善現(xiàn)有的官員考核體系，利用制度建設(shè)構(gòu)建生態(tài)環(huán)境保護的長效機制，弱化官員個體行為激勵對地方環(huán)境治理的不利影響。需要指出的是，本文提供了官員個體特征(如任期、年齡、來源)影響環(huán)境治理效率的經(jīng)驗證據(jù)，但對于這一實證發(fā)現(xiàn)背后的理論機制尚缺乏更加清晰的刻畫和探討，將在未來的研究中對此做出深入探索。

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