非政府組織對(duì)區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平影響研究

雷平　高青山　施祖麟

摘要 非政府組織是公民社會(huì)建設(shè)的基本推動(dòng)力量，由于組織目標(biāo)公益性，非政府組織相對(duì)政府先天具有道義優(yōu)勢(shì)，但現(xiàn)有研究少有對(duì)其公益目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的定量研究。生態(tài)與環(huán)境保護(hù)是非政府組織的傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)領(lǐng)域，該文在國(guó)內(nèi)首次對(duì)非政府組織的區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平影響開展了定量研究。利用系統(tǒng)廣義矩模型和空間計(jì)量模型，基于網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)搜集、整理形成的分地區(qū)非政府組織數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)2002-2013年我國(guó)省際層面非政府組織組織數(shù)量對(duì)區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究證實(shí)：在省際之間，區(qū)域環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在顯著的空間正相關(guān)性，表現(xiàn)為相鄰省份同高或同低；在省份內(nèi)部，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在顯著的時(shí)間慣性。還定量證實(shí)非政府組織可以有效改善區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平，非政府組織組織數(shù)量1%的增長(zhǎng)在1%統(tǒng)計(jì)顯著水平可以提升0.5%的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。控制變量方面，以財(cái)政分權(quán)度衡量的地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展意愿會(huì)顯著降低區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平；以進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量的區(qū)域開放度則會(huì)顯著提升區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，“污染天堂”假說在中國(guó)缺乏事實(shí)依據(jù)，參與國(guó)際貿(mào)易會(huì)顯著降低中國(guó)的環(huán)境污染；單位產(chǎn)出能耗會(huì)顯著降低區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，且彈性系數(shù)大于2。該研究結(jié)論是穩(wěn)健的，不同定義關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果方向一致。該研究從經(jīng)驗(yàn)上證實(shí)非政府組織的發(fā)育確實(shí)推動(dòng)了區(qū)域環(huán)境規(guī)制的進(jìn)步。

關(guān)鍵詞 非政府組織；環(huán)境規(guī)制；影響；空間計(jì)量

中圖分類號(hào) F205 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2016）10-0034-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.005

二戰(zhàn)以來，非政府組織憑借其組織目標(biāo)的公益性迅猛發(fā)展，成為重要的社會(huì)公共治理力量。由于其組織性、非政府性、非營(yíng)利性、自治性和自愿性等特征，非政府組織發(fā)揮的作用主要包括，但不限于：填補(bǔ)政府用于社會(huì)發(fā)展方面資金的不足；開拓大量的就業(yè)機(jī)會(huì)；推動(dòng)對(duì)弱勢(shì)群體和社會(huì)問題的廣泛關(guān)注；溝通三大部門的信息；培育公民的社會(huì)價(jià)值觀等。由于在推動(dòng)社會(huì)進(jìn)程中已經(jīng)發(fā)揮的作用和可能激發(fā)的潛力，非政府組織被譽(yù)為公民社會(huì)建設(shè)的基石。生態(tài)治理與環(huán)境保護(hù)是國(guó)際非政府組織的傳統(tǒng)活動(dòng)領(lǐng)域，世界自然同盟（The World Conservation Union，WCU）、世界野生動(dòng)物基金會(huì)（World Wildlife Fund，WWF）、以及綠色和平組織（Green Peace）等在世界范圍都具有極大的社會(huì)甚至政治影響力。在中國(guó)，由于較少政治敏感性，環(huán)保型非政府組織較其他領(lǐng)域的非政府組織更為活躍。雖然如此，至少在中國(guó)，非政府組織在環(huán)境治理領(lǐng)域中的作用極少為各級(jí)政府主動(dòng)利用并發(fā)揮作用，至于其定量的環(huán)境貢獻(xiàn)，尚未見相關(guān)研究成果在國(guó)內(nèi)外發(fā)表?；趯?duì)網(wǎng)絡(luò)非政府組織數(shù)據(jù)庫(kù)的手工整理，本研究實(shí)證檢驗(yàn)了非政府組織在區(qū)域環(huán)境治理中的作用。這是對(duì)第三方組織的環(huán)境規(guī)制效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，在控制相關(guān)變量后，發(fā)現(xiàn)在非政府組織發(fā)育較為成熟的地區(qū)，區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平顯著高于非政府組織發(fā)育較為滯后的地區(qū)。該結(jié)果可為評(píng)價(jià)非政府組織在環(huán)境保護(hù)中的貢獻(xiàn)提供量化依據(jù)。

1相關(guān)文獻(xiàn)回顧

非政府組織在國(guó)際生態(tài)與環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域中發(fā)揮的作用很早就引起了學(xué)者們的關(guān)注，相關(guān)的研究主要從非政府組織對(duì)政府和國(guó)際機(jī)構(gòu)的影響、非政府組織對(duì)企業(yè)的影響、非政府組織對(duì)消費(fèi)者和居民的影響三條線索展開。Haas et al詳細(xì)介紹了環(huán)保類非政府組織如何改變政府和相關(guān)國(guó)際機(jī)構(gòu)對(duì)生態(tài)與環(huán)境問題的看法、利用社會(huì)輿論和專業(yè)優(yōu)勢(shì)推動(dòng)環(huán)境保護(hù)立法、以及積極協(xié)助執(zhí)法的策略性行為?！吧鐣?huì)許可”（Social license）是理解環(huán)保類非政府組織影響企業(yè)的一個(gè)重要概念。以紙漿與造紙業(yè)企業(yè)為例，Gunningham et al回答了為什么“社會(huì)許可”對(duì)企業(yè)如此重要。Gunningham et al發(fā)現(xiàn)，企業(yè)超越法律規(guī)制的環(huán)境行為不能單純用規(guī)制威脅和道德約束來解釋，而是社會(huì)壓力和企業(yè)經(jīng)濟(jì)約束的共同結(jié)果。

對(duì)環(huán)保類非政府組織與消費(fèi)者和居民關(guān)系的研究又可以細(xì)分為兩類，一類是利益相關(guān)者（stakeholder）研究，強(qiáng)調(diào)環(huán)保類非政府組織作為戰(zhàn)略橋梁，構(gòu)建綠色聯(lián)盟框架，發(fā)展資源環(huán)境節(jié)約技術(shù)，兼顧生產(chǎn)者和消費(fèi)者利益，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可行的生態(tài)與環(huán)境效益。對(duì)環(huán)保類非政府組織與居民關(guān)系的另一類研究認(rèn)為居民的污染消費(fèi)認(rèn)知不僅來自于居民暴露于環(huán)境污染下的直接感受，還與其對(duì)環(huán)境污染種類及其危害性的認(rèn)識(shí)有關(guān)。居民對(duì)政府環(huán)境規(guī)制決策的影響不僅與其受到的環(huán)境污染傷害程度有關(guān)，還與其發(fā)表意見，溝通政府、媒體、研究機(jī)構(gòu)和其他居民的能力有關(guān)。因此，為有效發(fā)揮非政府組織在環(huán)境保護(hù)中的作用，非政府組織應(yīng)在致力于啟發(fā)民智、溝通民意和幫助居民行使民權(quán)。

具體到中國(guó)，雖然改革開放以來第一家官方背景的非政府組織誕生于環(huán)保領(lǐng)域（中國(guó)環(huán)境科學(xué)學(xué)會(huì)），第一家民間自發(fā)、最接近現(xiàn)代西方非政府組織的草根組織也誕生于環(huán)保領(lǐng)域（自然之友），當(dāng)前最活躍、影響最大的非政府組織也是環(huán)保領(lǐng)域的非政府組織，但就文獻(xiàn)檢索，現(xiàn)有研究多定性研究、宏觀研究，定量的、微觀的研究并不多見。少有的幾篇微觀文獻(xiàn)中，鄧國(guó)勝的研究值得關(guān)注。該研究在國(guó)家環(huán)保部宣教司支持下，對(duì)中國(guó)活躍環(huán)保非政府組織和相關(guān)政府部門分個(gè)人和單位進(jìn)行了問卷調(diào)研，基本客觀的展示了中國(guó)環(huán)保非政府組織的發(fā)展現(xiàn)狀。尤其有價(jià)值的是，鄧國(guó)勝發(fā)現(xiàn)受訪對(duì)象對(duì)環(huán)保非政府組織了解的程度與其對(duì)環(huán)保非政府組織作用的評(píng)價(jià)緊密相關(guān)，媒體工作人員和非政府組織工作人員對(duì)環(huán)保非政府組織作用的認(rèn)同程度較高，政府工作人員對(duì)環(huán)保非政府組織的認(rèn)可度最低，“中國(guó)的環(huán)保NGO通過媒體的宣傳報(bào)道和聯(lián)合行動(dòng)，放大了環(huán)保NGO的作用”。鄧國(guó)勝定義的環(huán)保非政府組織的作用包括如下四個(gè)方面：提升公眾環(huán)保意識(shí)；促進(jìn)公眾環(huán)保行為的改善；完善公眾參與機(jī)制；開展政策倡導(dǎo)。這一定義以及相應(yīng)的研究結(jié)論與上文環(huán)保類非政府組織與居民關(guān)系的研究相吻合，暗示了環(huán)保類非政府組織發(fā)揮作用的機(jī)制。

根據(jù)相關(guān)公共部門績(jī)效理論，嚴(yán)格說來鄧國(guó)勝定義的環(huán)保非政府組織的作用其實(shí)只是其手段，真正的作用應(yīng)當(dāng)定義為區(qū)域環(huán)境的改善或環(huán)境規(guī)制水平的改變。因受數(shù)據(jù)可得性約束，該研究以區(qū)域內(nèi)非政府組織總量替代區(qū)域內(nèi)環(huán)保非政府組織數(shù)，衡量其最終的區(qū)域環(huán)境規(guī)制效應(yīng)。

2研究設(shè)計(jì)

由于環(huán)境污染的空間相關(guān)性與空間溢出性，學(xué)者們?cè)诃h(huán)境治理研究中多采用空間計(jì)量方法。考慮到污染排放的時(shí)間連續(xù)性和危害滯后性，研究中引入了面板動(dòng)態(tài)研究技術(shù)。因此，本研究的實(shí)證檢驗(yàn)部分?jǐn)M采用空間計(jì)量面板模型。環(huán)境污染治理的空間相關(guān)性和溢出性表現(xiàn)形式復(fù)雜，可以表現(xiàn)為因變量的空間相關(guān)，也可以表現(xiàn)為自變量的空間相關(guān)，還可以表現(xiàn)為隨機(jī)干擾項(xiàng)的空間相關(guān)，以及樣本個(gè)體效應(yīng)的空間相關(guān)，其一般化形式如下式：

（1）

式中：y_it表示i區(qū)域t時(shí)刻因變量的觀測(cè)值，X_it為i區(qū)域t時(shí)刻自變量觀測(cè)值矩陣。模型中α為截距項(xiàng)，α_i代表個(gè)體效應(yīng)，γ_t代表時(shí)間效應(yīng)。模型中以被解釋變量y_it的滯后項(xiàng)為解釋變量引入動(dòng)態(tài)模型，當(dāng)τ=0時(shí)，模型為靜態(tài)空間面板模型，否則為動(dòng)態(tài)空間面板模型。模型中ρ代表因變量的空間相關(guān)系數(shù)，β代表自變量回歸系數(shù)，自變量的空間外部性系數(shù)為θ列向量，λ代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的空間相關(guān)系數(shù)，φ代表個(gè)體效應(yīng)的空間相關(guān)系數(shù)。E、W、D分別代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)、因變量和自變量的空間權(quán)重矩陣，理論上可以一致，也可以不同。

根據(jù)回歸系數(shù)的不同，空間面板模型可以細(xì)分為不同的具體模型，總體看可以分為五種常用的空間面板模型：①當(dāng)θ=λ=0時(shí)，模型為空間滯后面板模型（spatialAutoregressive Panel Model，SAR）；②當(dāng)λ=0時(shí)，模型為空間杜賓面板模型（Spatial Durbin Panel Model，SDM）；③當(dāng)θ=τ=0，模型為帶自回歸誤差項(xiàng)的空間滯后面板模型（spatialAutocorrelation Panelmodel，SAC）；④θ=β=τ=0模型為空間誤差面板模型（Spatial Error Panel Mode，SEM）；⑤θ=β=τ=0當(dāng)，且φ≠0時(shí)，模型為廣義空間誤差隨機(jī)效應(yīng)面板模型（Generalised Spatial Panel RandomEffects Panel Model，GsPRE）。隨著對(duì)個(gè)體效應(yīng)α_i和時(shí)間效應(yīng)γ_t的不同假設(shè)，以上前四種模型還可以進(jìn)一步細(xì)分成個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。

或許是環(huán)境治理的復(fù)雜性，不同學(xué)者的研究中采用了不同的空間面板模型。安虎森和吳浩波使用空間杜賓面板模型研究了工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放總量的空間相關(guān)性。王宇澄的研究也采用了空間杜賓面板模型研究了我國(guó)省際環(huán)境規(guī)制競(jìng)爭(zhēng)的跨界溢出效應(yīng)。朱平輝等使用固定效應(yīng)空間滯后面板模型，對(duì)工業(yè)二氧化硫等七種工業(yè)污染排放的環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)地區(qū)工業(yè)污染排放具有較強(qiáng)的空間依賴關(guān)系，且與傳統(tǒng)面板檢驗(yàn)相比，固定效應(yīng)空間滯后面板模型的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健，回歸質(zhì)量更好。趙佳佳和王健林在研究中國(guó)環(huán)境污染的庫(kù)茲涅茲曲線時(shí)，發(fā)現(xiàn)采用空間誤差面板模型的回歸結(jié)果顯著性水平大大好于普通面板模型的回歸結(jié)果。Anselin給出了針對(duì)橫截面數(shù)據(jù)的模型選擇機(jī)制，但其對(duì)快速發(fā)展的空間面板模型是否同樣適用值得懷疑。安虎森和吳浩波專門探討了空間面板模型的選擇機(jī)制，建議從空間杜賓模型出發(fā)，根據(jù)空間回歸系數(shù)的顯著性依次進(jìn)行模型篩選。馬梅麗和張曉在研究中國(guó)31個(gè)省份及異地之間霧霾污染的交互影響以及經(jīng)濟(jì)變動(dòng)、能源結(jié)構(gòu)影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)依據(jù)Anselin的選擇機(jī)制在空間面板模型間很難做出篩選決策，作者最終采用實(shí)用主義方法，根據(jù)回歸質(zhì)量和系數(shù)顯著水平同時(shí)接受隨機(jī)效應(yīng)空間滯后面板模型和固定效應(yīng)空間誤差面板模型的兩個(gè)回歸結(jié)果。鑒于空間計(jì)量模型篩選并非本文的目的，根據(jù)現(xiàn)有研究成果，本文同時(shí)參考安虎森和吳浩波、馬梅麗和張曉同樣的標(biāo)準(zhǔn)，采用不同模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并根據(jù)回歸結(jié)果選擇模型。

3數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

3.1變量選擇及數(shù)據(jù)來源與處理

空間權(quán)重矩陣主要有相鄰矩陣、距離矩陣以及不同要素的空間權(quán)重矩陣等三種類型，本文選擇空間相鄰矩陣，原因是其更符合本文的基本假設(shè)，本文假設(shè)由于污染的外部性，無論空間距離遠(yuǎn)近，相鄰地方政府的環(huán)境規(guī)制政策會(huì)相互參照，互相影響，并表現(xiàn)為相鄰區(qū)域污染排放水平的空間相關(guān)性?？臻g相鄰矩陣為對(duì)稱矩陣，相鄰省份取值為1，否則為0。

根據(jù)數(shù)據(jù)可得性和完整性，本研究的時(shí)間序列為2002-2013年共13年。區(qū)域非政府組織數(shù)量來自中國(guó)社會(huì)組織網(wǎng)，包括年末實(shí)有社團(tuán)、年末實(shí)有基金和年末實(shí)有民辦非企業(yè)單位三類，本研究將不同類數(shù)量加總，由研究者手動(dòng)整理并根據(jù)各省當(dāng)年人口數(shù)轉(zhuǎn)化為人均值。

為增強(qiáng)研究結(jié)論可比性，變量選擇和定義盡量參考已有研究成果的研究設(shè)計(jì)，具體見表1。

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量以單位工業(yè)增加值污染物排放量衡量，這是一個(gè)負(fù)向指標(biāo)，較高的排放水平意味著較低的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。省際層面的污染物排放量指標(biāo)主要有工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量（產(chǎn)生量）、工業(yè)煙粉塵排放總量、工業(yè)煙塵排放量和工業(yè)粉塵排放量等共六類。從2011年開始工業(yè)煙塵排放量與工業(yè)粉塵排放量不再單獨(dú)統(tǒng)計(jì)，合并到工業(yè)煙粉塵排放量。故研究期間，實(shí)際可供使用的污染排放數(shù)據(jù)共4類。不同類型污染排放合并計(jì)算，有研究采用簡(jiǎn)單加和方法，也有采用縱橫拉開法。本研究取單位工業(yè)增加值各類污染物排放量自然對(duì)數(shù)值的加和衡量污染規(guī)制強(qiáng)度，并以縱橫拉開檔次法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求以財(cái)政收入分權(quán)度衡量，計(jì)算公式如式（2）。DECEN_it為i省份t年財(cái)政收入分權(quán)度，F(xiàn)income代表預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入，分子為樣本i省份在t年的預(yù)算內(nèi)收入，分母為當(dāng)年國(guó)家預(yù)算內(nèi)收入。

（2）

根據(jù)已有文獻(xiàn)，控制區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域能耗水平，變量定義如表1。根據(jù)主流研究成果，預(yù)期區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與區(qū)域環(huán)境污染排放強(qiáng)度正相關(guān)，開放度與區(qū)域污染排放強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，工業(yè)化水平與環(huán)境污染排放強(qiáng)度正相關(guān)，區(qū)域能耗水平與環(huán)境污染排放強(qiáng)度正相關(guān)。

地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口總額、工業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值根據(jù)相關(guān)省際指數(shù)折算為2002年水平。為約束變量空間分布以防止異方差，同時(shí)在回歸中獲得因變量對(duì)自變量的彈性，對(duì)環(huán)境污染強(qiáng)度、地方政府財(cái)政收入分權(quán)度、人均非政府組織數(shù)、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗取自然對(duì)數(shù)。

除專門說明，各變量中經(jīng)濟(jì)變量來自中宏區(qū)域數(shù)據(jù)庫(kù)，污染排放數(shù)據(jù)來自環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒，能耗數(shù)據(jù)來自能源統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.2變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)直觀感受，除環(huán)境污染強(qiáng)度變量，表2介紹了變量的非自然對(duì)數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)。數(shù)據(jù)顯示，海南環(huán)境污染規(guī)制最為嚴(yán)格，連續(xù)多年污染排放強(qiáng)度全國(guó)最低，2010年達(dá)到最低值-1.184。河北省環(huán)境污染排放強(qiáng)度多年保持在較高水平，并在2011年達(dá)到13.16的污染排放強(qiáng)度最高值。財(cái)政分權(quán)度最低的是2004年的青海省，最高的是2002年的廣東省。從人均看，非政府組織人均最多的是2008年寧夏回族自治區(qū)8.336個(gè)/萬人，最少的是2002年貴州省0.775個(gè)/萬人。人均GDP2013年上海最高，2002年價(jià)折算后為91 062元/人，最低的是2002年貴州省，只有3 153元/人，是前者的3.5%。數(shù)據(jù)顯示，即使同比2013年，貴州的人均GDP也只有上海的12.9%（11 707/91 062），顯示出巨大的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異。二產(chǎn)比重2013年北京最低，僅有22.32%，2011年的山西最高，達(dá)到59.05%。開放度最高是2008年的北京，最低的是2002年的河南省。單位GDP能耗最高的是2004年的寧夏，最低的是2013年的北京。整體看，無論是本研究的自變量、因變量還是控制變量，都呈現(xiàn)出較大的時(shí)間和空間差異，呈現(xiàn)強(qiáng)烈的動(dòng)態(tài)特征。

自變量間的自相關(guān)導(dǎo)致回歸結(jié)果有偏是實(shí)證檢驗(yàn)中常遇到的問題。本研究中人均GDP是一個(gè)綜合性變量，對(duì)二產(chǎn)比重、開放度以及單位GDP能耗都可能產(chǎn)生影響。相關(guān)性檢驗(yàn)見表3。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)，人均GDP變量的引入可能帶來嚴(yán)重的自相關(guān)問題。由于相關(guān)文獻(xiàn)較多的引入了人均GDP變量，謹(jǐn)慎起見，實(shí)證檢驗(yàn)將應(yīng)用膨脹系數(shù)法和條件數(shù)法對(duì)此開展進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

4實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

4.1環(huán)境規(guī)制水平的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

環(huán)境規(guī)制水平的空間相關(guān)性是應(yīng)用空間計(jì)量模型的基礎(chǔ)，根據(jù)式（3）測(cè)算環(huán)境規(guī)制水平的全局Morans I指數(shù)。

（3）

根據(jù)表4數(shù)據(jù)，環(huán)境規(guī)制水平的全局Morans I指數(shù)均為正值，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明在樣本期間，中國(guó)相鄰省份的環(huán)境規(guī)制水平存在顯著的空間相關(guān)性，且變動(dòng)方向?yàn)檎嚓P(guān)（同高或同低）。這一結(jié)論不僅為本文采用空間計(jì)量方法研究環(huán)境規(guī)制奠定了事實(shí)基礎(chǔ)，也為已有的研究關(guān)于相鄰區(qū)域間會(huì)在環(huán)境規(guī)制上競(jìng)逐到底（race to bottom）提供了新的依據(jù)。

4.2區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與非政府組織對(duì)環(huán)境規(guī)制的影響

OLS估計(jì)方法是絕大多數(shù)實(shí)證研究方法的基礎(chǔ)，應(yīng)用OLS方法本研究檢驗(yàn)了自變量可能的多重共線性及其對(duì)回歸結(jié)果的影響，檢驗(yàn)方法為方差膨脹因子（VIF）和條件數(shù)（coldiag），檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

通常情況下，膨脹系數(shù)均值（mean VIF）大于3，或者條件數(shù)大于30，皆可斷定存在多重共線性。表5中第一列膨脹系數(shù)均值剛好超過3，而第三列條件數(shù)則遠(yuǎn)超多重共線性判斷值，證明在第一列和第三列存在嚴(yán)重的多重共線性。仔細(xì)觀察各變量的膨脹系數(shù)和方差分解占比（Variance-Decomposition Proportions），人均GDP是造成多重共線性的原因，證明了前文相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)論，如果不剔除人均GDP變量將會(huì)造成實(shí)證研究的結(jié)論有偏。

表6采用靜態(tài)面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制的動(dòng)態(tài)性。模型1至模型3為靜態(tài)面板模型，模型1采用固定效應(yīng)回歸方法，模型2采用隨機(jī)效應(yīng)回歸方法，模型3采用最大似然隨機(jī)效應(yīng)回歸方法。Hausman檢驗(yàn)拒絕回歸系數(shù)無系統(tǒng)性差異的隨機(jī)效應(yīng)假設(shè)，建議采用固定效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果符合理論預(yù)期，區(qū)域財(cái)政分權(quán)度提高會(huì)增加本區(qū)域的環(huán)境排放強(qiáng)度，雖然在固定效應(yīng)模型中回歸系數(shù)不再顯著，但符號(hào)依舊。區(qū)域人均非政府組織數(shù)量會(huì)顯著降低本區(qū)域的污染排放強(qiáng)度，也即會(huì)顯著提升本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平。這兩個(gè)結(jié)論都符合前文預(yù)期?？刂谱兞繂挝籊DP能源消耗和第二產(chǎn)業(yè)比重的上升也會(huì)提升區(qū)域的環(huán)境污染排放強(qiáng)度，且在所有靜態(tài)回歸模型中都保持1%統(tǒng)計(jì)水平顯著。所有模型都證實(shí)控制變量區(qū)域開放度的提升會(huì)在1%顯著水平降低區(qū)域的環(huán)境污染排放強(qiáng)度，這一結(jié)論否定了“污染天堂”的中國(guó)適用性，與已有的研究結(jié)論一致。

考慮環(huán)境規(guī)制的時(shí)間延續(xù)性，本期某區(qū)域的環(huán)境規(guī)制可能顯著受前期影響，模型4采用系統(tǒng)廣義矩模型檢驗(yàn)了區(qū)域環(huán)境規(guī)制政策的動(dòng)態(tài)性。AR檢驗(yàn)證實(shí)，模型殘差在1%顯著水平存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，Sragan檢驗(yàn)證實(shí)本研究采用的工具變量不存在過度識(shí)別問題，證明了本研究采用動(dòng)態(tài)模型的合理性?；貧w結(jié)果顯示，上期的環(huán)境污染排放會(huì)對(duì)本期造成顯著影響，回歸系數(shù)高達(dá)0.74。顯著為正的回歸系數(shù)證實(shí)區(qū)域的環(huán)境污染排放及其隱含的環(huán)境規(guī)制水平具有正向延續(xù)性，某區(qū)域的環(huán)境規(guī)制政策具有較強(qiáng)的政策延續(xù)性。其他各變量系數(shù)除數(shù)值差異外，符號(hào)與回歸顯著性與靜態(tài)模型無顯著差異。

由于變量的空間相關(guān)性和時(shí)間動(dòng)態(tài)性，開展空間計(jì)量模型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。模型5和模型6采用空間滯后面板模型（SAR），模型7和模型8采用空間誤差面板模型（SEM），模型9和模型10采用空間杜賓面板模型（SDR），模型11為帶自回歸誤差項(xiàng)的空間滯后面板模型（SAC），模型12為廣義空間誤差隨機(jī)效應(yīng)面板模型（GSPRE）。模型5、7、9采用了隨機(jī)效應(yīng)面板模型回歸方法，模型6、8、10則采用了固定效應(yīng)面板模型回歸方法，采用Hausman檢驗(yàn)以判斷何種方法為優(yōu)。從回歸結(jié)果看，所有Hausman檢驗(yàn)z統(tǒng)計(jì)量在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，支持在本研究中采用回歸系數(shù)無差異的隨機(jī)效應(yīng)面板模型。

從檢驗(yàn)結(jié)果看，空間相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著度不支持帶自回歸誤差項(xiàng)的空間滯后面板模型在本研究中的適用性。同樣，廣義空間誤差隨機(jī)效應(yīng)面板模型中因變量空間相關(guān)系數(shù)p僅在10%統(tǒng)計(jì)水平顯著，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)統(tǒng)計(jì)上不顯著，顯示該模型不適用于本研究的數(shù)據(jù)分布。

在剩下的三個(gè)模型5、7、9中，回歸結(jié)果基本一致，顯示本研究結(jié)論的穩(wěn)健性，但從回歸系數(shù)z統(tǒng)計(jì)量角度，模型5和模型7的回歸質(zhì)量更好，因此后文分析基于模型5和模型7的回歸結(jié)果進(jìn)行。首先，空間面板模型的檢驗(yàn)結(jié)果證明，本研究的因變量存在嚴(yán)重的空間相關(guān)性，當(dāng)不考慮因變量的空間相關(guān)性時(shí)，回歸結(jié)果的隨機(jī)誤差則存在空間相關(guān)性，當(dāng)同時(shí)考慮因變量和隨機(jī)誤差的空間相關(guān)性時(shí)，空間相關(guān)性系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性水平下降，暗示了二者的內(nèi)在關(guān)系。

當(dāng)分別考慮因變量的空間滯后和隨機(jī)誤差的空間誤差時(shí)，實(shí)證結(jié)果顯示，以財(cái)政收入分權(quán)度衡量的地方政府區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求會(huì)顯著提升區(qū)域污染排放水平。由于自變量和因變量都采用了自然對(duì)數(shù)形式，回歸系數(shù)反映區(qū)域污染排放水平對(duì)財(cái)政收入分權(quán)度的彈性大于1，且都在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著。這一結(jié)論證實(shí)地方政府對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求越強(qiáng)烈，越容易放松區(qū)域環(huán)境管制，表現(xiàn)為單位GDP污染排放水平的上升。

各地人均非政府組織數(shù)量對(duì)當(dāng)?shù)匚廴九欧潘降幕貧w系數(shù)也符合預(yù)期，所有模型的回歸系數(shù)都為負(fù)，其中模型5、7在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著。實(shí)證研究結(jié)果證實(shí)，區(qū)域人均非政府組織數(shù)量上升能有效提升區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，顯著降低區(qū)域污染排放水平，其彈性約為-0.45。在公民社會(huì)建設(shè)中，非政府組織的數(shù)量與活躍程度是公民參與社會(huì)治理程度的重要標(biāo)志。作為對(duì)傳統(tǒng)上單一的公共治理主體政府的有益替代和補(bǔ)充，非政府組織不僅能補(bǔ)充財(cái)政資金的不足，還能吸收更多的勞動(dòng)力、專業(yè)技能和媒體資源以緩解公共治理資源的不足，更重要的是，非政府組織先天的道德優(yōu)勝地位和組織性使其能在政府與公民間有效發(fā)揮信息交流與溝通作用。環(huán)境保護(hù)是非政府組織的重點(diǎn)工作領(lǐng)域，區(qū)域內(nèi)相關(guān)領(lǐng)域非政府組織數(shù)量的上升可以有效改善當(dāng)?shù)卣途用竦沫h(huán)境認(rèn)知，增強(qiáng)環(huán)境保護(hù)意識(shí)，集聚環(huán)境保護(hù)資源并提升政府的環(huán)境執(zhí)法決心和能力，從數(shù)據(jù)上，就表現(xiàn)為較高的人均非政府組織數(shù)量將降低區(qū)域的環(huán)境污染排放水平，本文的實(shí)證研究證實(shí)了這一點(diǎn)。

控制變量區(qū)域開放度、單位GDP能耗水平回歸結(jié)果符合預(yù)期，較高的區(qū)域開放度會(huì)降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境代價(jià)，而能耗水平則會(huì)起到相反的效果?，F(xiàn)有的多數(shù)研究都不支持“污染天堂”假說在中國(guó)的適用性，而是支持參與國(guó)際貿(mào)易對(duì)中國(guó)的污染減排是有益的，本文的研究與此一致?；仡欀袊?guó)改革開放的歷史，沒有證據(jù)表明存在高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)在世界范圍內(nèi)向中國(guó)的大規(guī)模遷移，相反對(duì)外開放使中國(guó)獲得新的技術(shù)和新的產(chǎn)品，進(jìn)入新的市場(chǎng)，從而改變落后的生產(chǎn)生活方式和要素利用方式，包括環(huán)境要素利用方式。由于全要素生產(chǎn)率的持續(xù)提升和資本、勞動(dòng)力的高效利用，環(huán)境要素變得相對(duì)稀缺，故對(duì)外開放推動(dòng)了中國(guó)的環(huán)境保護(hù)。改革開放政策已經(jīng)不同方面獲得廣泛支持，從有效促進(jìn)環(huán)境保護(hù)，推進(jìn)可持續(xù)發(fā)展角度，本文的研究結(jié)論也證實(shí)了對(duì)外開放的貢獻(xiàn)。為推動(dòng)中國(guó)資源與環(huán)境保護(hù)和建設(shè)，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大開放。

已有的研究多數(shù)認(rèn)同經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的能耗代價(jià)是導(dǎo)致環(huán)境污染的重要因素，此外，能源結(jié)構(gòu)差異還會(huì)帶來污染結(jié)構(gòu)的差異，如霧霾的產(chǎn)生即與煤炭在能源消耗結(jié)構(gòu)中的比重密切相關(guān)。從本文的回歸系數(shù)看，單位GDP能耗的污染排放富有彈性，在所有的回歸模型中回歸系數(shù)都超過2。這一方面證明了高能耗發(fā)展會(huì)付出嚴(yán)重的環(huán)境代價(jià)，另一方面也指出了節(jié)能是重要的環(huán)境節(jié)約發(fā)展路徑。在所有回歸模型中，區(qū)域開放度和單位GDP能耗的回歸系數(shù)都相對(duì)穩(wěn)定，且在統(tǒng)計(jì)上高度顯著，顯示出結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于在實(shí)證研究中使用了不同的研究方法，結(jié)論呈現(xiàn)較強(qiáng)的穩(wěn)定性，此處主要檢驗(yàn)因變量規(guī)制污染排放水平的賦值合理性，參考相關(guān)文獻(xiàn)，以縱橫拉開檔次法重新構(gòu)建因變量進(jìn)行檢驗(yàn)。此外，由于中國(guó)活躍非政府組織多數(shù)受制于注冊(cè)規(guī)定而不得不“非法活動(dòng)”，本文也采用中國(guó)環(huán)境年鑒提供的“來信總數(shù)”來反映區(qū)域公民社會(huì)活躍程度，變量取值方法與前文一致，以某省當(dāng)年人均“來信總數(shù)”的自然對(duì)數(shù)衡量該區(qū)域的公民社會(huì)活躍程度，變量名稱MAIL。穩(wěn)健性檢驗(yàn)見表8。

檢驗(yàn)1結(jié)論基本與前文一致，不再贅述。檢驗(yàn)2中改變方法衡量區(qū)域公民社會(huì)建設(shè)水平后，雖然回歸系數(shù)符號(hào)依舊符合預(yù)期，但顯著水平大幅下降，這可能與指標(biāo)選取與衡量目標(biāo)的弱一致性有關(guān)。網(wǎng)絡(luò)時(shí)代，公民表達(dá)意愿的方式多元化，傳統(tǒng)的信函可能已經(jīng)不再是首選。雖然如此，由于“電話/網(wǎng)絡(luò)投訴數(shù)”僅從2011年開始統(tǒng)計(jì)，當(dāng)前難以用于空間面板檢驗(yàn)，尋找或開發(fā)新的指示變量是本研究未來的一項(xiàng)重要工作。

5結(jié)論與政策建議

非政府組織是二戰(zhàn)以來興起的重要公共治理主體，已經(jīng)成為公民社會(huì)建設(shè)重要的推動(dòng)力量。生態(tài)與環(huán)境保護(hù)是非政府組織傳統(tǒng)的聚焦領(lǐng)域，當(dāng)今世界知名的非政府組織不少是著名的環(huán)保類非政府組織。由于遠(yuǎn)離意識(shí)形態(tài)，環(huán)保類非政府組織較少涉及政治敏感性，因此改革開放以來，環(huán)保類非政府組織在我國(guó)得到較快的發(fā)展。

令人詫異的是，雖然環(huán)保類非政府組織在中國(guó)已經(jīng)具有較大的社會(huì)影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)中卻少有對(duì)其環(huán)境治理績(jī)效的研究?；谙到y(tǒng)廣義矩模型和空間計(jì)量模型，本文對(duì)非政府組織的區(qū)域環(huán)境治理績(jī)效開展了定量研究。當(dāng)控制相關(guān)變量后，研究發(fā)現(xiàn)：以人均非政府組織數(shù)量衡量的區(qū)域非政府組織發(fā)育程度確實(shí)會(huì)顯著影響區(qū)域的環(huán)境治理水平。在非政府組織發(fā)育較好的區(qū)域，環(huán)境質(zhì)量顯著高于非政府組織發(fā)育水平較低的區(qū)域。雖然非政府組織由于其目標(biāo)的公益性天生相對(duì)政府具有道義上的優(yōu)勢(shì)，但定量績(jī)效證據(jù)的缺乏使其社會(huì)公信力存在瑕疵。本文的實(shí)證研究彌補(bǔ)了這一缺陷，實(shí)證研究證實(shí)了非政府組織對(duì)區(qū)域環(huán)境規(guī)制的促進(jìn)作用。

研究發(fā)現(xiàn)：在財(cái)政分權(quán)度衡量的地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求度較大的區(qū)域，其環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度顯著較低，且彈性系數(shù)大于1。政府治理相關(guān)文獻(xiàn)認(rèn)為，在“政治集權(quán)，經(jīng)濟(jì)分權(quán)”的治理體制下，地方政府會(huì)因?yàn)榻?jīng)濟(jì)與政治晉升動(dòng)機(jī)參與“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)競(jìng)爭(zhēng)錦標(biāo)賽”。本文的研究結(jié)論證實(shí)了在這一過程中，犧牲環(huán)境促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為政府的可行戰(zhàn)略選擇。為有效保護(hù)環(huán)境，應(yīng)合理重構(gòu)政績(jī)考核指標(biāo)體系，降低經(jīng)濟(jì)指標(biāo)比重，豐富環(huán)境指標(biāo)類型，提升環(huán)境指標(biāo)地位，實(shí)行重大環(huán)境事故一票否決制。

研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)開放度有助于提升區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平，這一結(jié)論證明中國(guó)的對(duì)外開放實(shí)踐并沒有產(chǎn)生學(xué)者們擔(dān)憂的“污染天堂”后果。為加強(qiáng)資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大開放。

研究發(fā)現(xiàn)：能源消耗是環(huán)境污染的重要推動(dòng)因素。能源消耗會(huì)顯著惡化區(qū)域環(huán)境質(zhì)量，其彈性系數(shù)大于2，且在所有的模型中都在1%水平顯著。因此，節(jié)能降耗應(yīng)常抓不懈，進(jìn)一步推動(dòng)能源高效清潔應(yīng)用，改善能源結(jié)構(gòu)。

本文的不足之處體現(xiàn)在采用的非政府組織數(shù)據(jù)主要來自官方數(shù)據(jù)，對(duì)更多的“非法”草根非政府組織數(shù)量和相關(guān)活動(dòng)數(shù)據(jù)掌握不夠，此外本文采用的是非政府組織的數(shù)量，這與其活動(dòng)和影響能力還存在差異。后續(xù)的研究可以向兩個(gè)方向拓展，一是與相關(guān)研究機(jī)構(gòu)和主管部門合作，獲得更加準(zhǔn)確的環(huán)保類非政府組織數(shù)據(jù)，還有就是深度研究特定環(huán)保類非政府組織，揭示其運(yùn)行機(jī)制和產(chǎn)出績(jī)效。

（編輯：李琪）