雷平　高青山　施祖麟

摘要 非政府組織是公民社會建設的基本推動力量，由于組織目標公益性，非政府組織相對政府先天具有道義優(yōu)勢，但現(xiàn)有研究少有對其公益目標實現(xiàn)的定量研究。生態(tài)與環(huán)境保護是非政府組織的傳統(tǒng)優(yōu)勢領域，該文在國內首次對非政府組織的區(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量模型，基于網(wǎng)絡數(shù)據(jù)搜集、整理形成的分地區(qū)非政府組織數(shù)據(jù)庫，對2002-2013年我國省際層面非政府組織組織數(shù)量對區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平的影響進行了實證檢驗。研究證實：在省際之間，區(qū)域環(huán)境規(guī)制強度存在顯著的空間正相關性，表現(xiàn)為相鄰省份同高或同低；在省份內部，環(huán)境規(guī)制強度存在顯著的時間慣性。還定量證實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%的增長在1%統(tǒng)計顯著水平可以提升0.5%的環(huán)境規(guī)制強度。控制變量方面，以財政分權度衡量的地方政府經濟發(fā)展意愿會顯著降低區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平；以進出口總額占地區(qū)生產總值比重衡量的區(qū)域開放度則會顯著提升區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，“污染天堂”假說在中國缺乏事實依據(jù)，參與國際貿易會顯著降低中國的環(huán)境污染；單位產出能耗會顯著降低區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，且彈性系數(shù)大于2。該研究結論是穩(wěn)健的，不同定義關鍵變量的回歸結果方向一致。該研究從經驗上證實非政府組織的發(fā)育確實推動了區(qū)域環(huán)境規(guī)制的進步。

關鍵詞 非政府組織；環(huán)境規(guī)制；影響；空間計量

中圖分類號 F205 文獻標識碼 A 文章編號 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的公益性迅猛發(fā)展，成為重要的社會公共治理力量。由于其組織性、非政府性、非營利性、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：填補政府用于社會發(fā)展方面資金的不足；開拓大量的就業(yè)機會；推動對弱勢群體和社會問題的廣泛關注；溝通三大部門的信息；培育公民的社會價值觀等。由于在推動社會進程中已經發(fā)揮的作用和可能激發(fā)的潛力，非政府組織被譽為公民社會建設的基石。生態(tài)治理與環(huán)境保護是國際非政府組織的傳統(tǒng)活動領域，世界自然同盟（The World Conservation Union，WCU）、世界野生動物基金會（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甚至政治影響力。在中國，由于較少政治敏感性，環(huán)保型非政府組織較其他領域的非政府組織更為活躍。雖然如此，至少在中國，非政府組織在環(huán)境治理領域中的作用極少為各級政府主動利用并發(fā)揮作用，至于其定量的環(huán)境貢獻，尚未見相關研究成果在國內外發(fā)表?；趯W(wǎng)絡非政府組織數(shù)據(jù)庫的手工整理，本研究實證檢驗了非政府組織在區(qū)域環(huán)境治理中的作用。這是對第三方組織的環(huán)境規(guī)制效應進行實證檢驗，在控制相關變量后，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)。該結果可為評價非政府組織在環(huán)境保護中的貢獻提供量化依據(jù)。

1相關文獻回顧

非政府組織在國際生態(tài)與環(huán)境保護領域中發(fā)揮的作用很早就引起了學者們的關注，相關的研究主要從非政府組織對政府和國際機構的影響、非政府組織對企業(yè)的影響、非政府組織對消費者和居民的影響三條線索展開。Haas et al詳細介紹了環(huán)保類非政府組織如何改變政府和相關國際機構對生態(tài)與環(huán)境問題的看法、利用社會輿論和專業(yè)優(yōu)勢推動環(huán)境保護立法、以及積極協(xié)助執(zhí)法的策略性行為?！吧鐣S可”（Social license）是理解環(huán)保類非政府組織影響企業(yè)的一個重要概念。以紙漿與造紙業(yè)企業(yè)為例，Gunningham et al回答了為什么“社會許可”對企業(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，而是社會壓力和企業(yè)經濟約束的共同結果。

對環(huán)保類非政府組織與消費者和居民關系的研究又可以細分為兩類，一類是利益相關者（stakeholder）研究，強調環(huán)保類非政府組織作為戰(zhàn)略橋梁，構建綠色聯(lián)盟框架，發(fā)展資源環(huán)境節(jié)約技術，兼顧生產者和消費者利益，實現(xiàn)經濟可行的生態(tài)與環(huán)境效益。對環(huán)保類非政府組織與居民關系的另一類研究認為居民的污染消費認知不僅來自于居民暴露于環(huán)境污染下的直接感受，還與其對環(huán)境污染種類及其危害性的認識有關。居民對政府環(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，還與其發(fā)表意見，溝通政府、媒體、研究機構和其他居民的能力有關。因此，為有效發(fā)揮非政府組織在環(huán)境保護中的作用，非政府組織應在致力于啟發(fā)民智、溝通民意和幫助居民行使民權。

具體到中國，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)保領域（中國環(huán)境科學學會），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)保領域（自然之友），當前最活躍、影響最大的非政府組織也是環(huán)保領域的非政府組織，但就文獻檢索，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中，鄧國勝的研究值得關注。該研究在國家環(huán)保部宣教司支持下，對中國活躍環(huán)保非政府組織和相關政府部門分個人和單位進行了問卷調研，基本客觀的展示了中國環(huán)保非政府組織的發(fā)展現(xiàn)狀。尤其有價值的是，鄧國勝發(fā)現(xiàn)受訪對象對環(huán)保非政府組織了解的程度與其對環(huán)保非政府組織作用的評價緊密相關，媒體工作人員和非政府組織工作人員對環(huán)保非政府組織作用的認同程度較高，政府工作人員對環(huán)保非政府組織的認可度最低，“中國的環(huán)保NGO通過媒體的宣傳報道和聯(lián)合行動，放大了環(huán)保NGO的作用”。鄧國勝定義的環(huán)保非政府組織的作用包括如下四個方面：提升公眾環(huán)保意識；促進公眾環(huán)保行為的改善；完善公眾參與機制；開展政策倡導。這一定義以及相應的研究結論與上文環(huán)保類非政府組織與居民關系的研究相吻合，暗示了環(huán)保類非政府組織發(fā)揮作用的機制。

根據(jù)相關公共部門績效理論，嚴格說來鄧國勝定義的環(huán)保非政府組織的作用其實只是其手段，真正的作用應當定義為區(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)域內非政府組織總量替代區(qū)域內環(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。

2研究設計

由于環(huán)境污染的空間相關性與空間溢出性，學者們在環(huán)境治理研究中多采用空間計量方法。考慮到污染排放的時間連續(xù)性和危害滯后性，研究中引入了面板動態(tài)研究技術。因此，本研究的實證檢驗部分擬采用空間計量面板模型。環(huán)境污染治理的空間相關性和溢出性表現(xiàn)形式復雜，可以表現(xiàn)為因變量的空間相關，也可以表現(xiàn)為自變量的空間相關，還可以表現(xiàn)為隨機干擾項的空間相關，以及樣本個體效應的空間相關，其一般化形式如下式：

（1）

式中：y_it表示i區(qū)域t時刻因變量的觀測值，X_it為i區(qū)域t時刻自變量觀測值矩陣。模型中α為截距項，α_i代表個體效應，γ_t代表時間效應。模型中以被解釋變量y_it的滯后項為解釋變量引入動態(tài)模型，當τ=0時，模型為靜態(tài)空間面板模型，否則為動態(tài)空間面板模型。模型中ρ代表因變量的空間相關系數(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代表隨機擾動項的空間相關系數(shù)，φ代表個體效應的空間相關系數(shù)。E、W、D分別代表隨機擾動項、因變量和自變量的空間權重矩陣，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θ=λ=0時，模型為空間滯后面板模型（spatialAutoregressive Panel Model，SAR）；②當λ=0時，模型為空間杜賓面板模型（Spatial Durbin Panel Model，SDM）；③當θ=τ=0，模型為帶自回歸誤差項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，且φ≠0時，模型為廣義空間誤差隨機效應面板模型（Generalised Spatial Panel RandomEffects Panel Model，GsPRE）。隨著對個體效應α_i和時間效應γ_t的不同假設，以上前四種模型還可以進一步細分成個體效應與時間效應的固定效應模型和隨機效應模型。

或許是環(huán)境治理的復雜性，不同學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性。王宇澄的研究也采用了空間杜賓面板模型研究了我國省際環(huán)境規(guī)制競爭的跨界溢出效應。朱平輝等使用固定效應空間滯后面板模型，對工業(yè)二氧化硫等七種工業(yè)污染排放的環(huán)境庫茲涅茲曲線進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)我國地區(qū)工業(yè)污染排放具有較強的空間依賴關系，且與傳統(tǒng)面板檢驗相比，固定效應空間滯后面板模型的估計結果穩(wěn)健，回歸質量更好。趙佳佳和王健林在研究中國環(huán)境污染的庫茲涅茲曲線時，發(fā)現(xiàn)采用空間誤差面板模型的回歸結果顯著性水平大大好于普通面板模型的回歸結果。Anselin給出了針對橫截面數(shù)據(jù)的模型選擇機制，但其對快速發(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)的顯著性依次進行模型篩選。馬梅麗和張曉在研究中國31個省份及異地之間霧霾污染的交互影響以及經濟變動、能源結構影響時，發(fā)現(xiàn)依據(jù)Anselin的選擇機制在空間面板模型間很難做出篩選決策，作者最終采用實用主義方法，根據(jù)回歸質量和系數(shù)顯著水平同時接受隨機效應空間滯后面板模型和固定效應空間誤差面板模型的兩個回歸結果。鑒于空間計量模型篩選并非本文的目的，根據(jù)現(xiàn)有研究成果，本文同時參考安虎森和吳浩波、馬梅麗和張曉同樣的標準，采用不同模型進行實證檢驗，并根據(jù)回歸結果選擇模型。

3數(shù)據(jù)來源與變量設定

3.1變量選擇及數(shù)據(jù)來源與處理

空間權重矩陣主要有相鄰矩陣、距離矩陣以及不同要素的空間權重矩陣等三種類型，本文選擇空間相鄰矩陣，原因是其更符合本文的基本假設，本文假設由于污染的外部性，無論空間距離遠近，相鄰地方政府的環(huán)境規(guī)制政策會相互參照，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性。空間相鄰矩陣為對稱矩陣，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)量來自中國社會組織網(wǎng)，包括年末實有社團、年末實有基金和年末實有民辦非企業(yè)單位三類，本研究將不同類數(shù)量加總，由研究者手動整理并根據(jù)各省當年人口數(shù)轉化為人均值。

為增強研究結論可比性，變量選擇和定義盡量參考已有研究成果的研究設計，具體見表1。

環(huán)境規(guī)制強度變量以單位工業(yè)增加值污染物排放量衡量，這是一個負向指標，較高的排放水平意味著較低的環(huán)境規(guī)制強度。省際層面的污染物排放量指標主要有工業(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統(tǒng)計，合并到工業(yè)煙粉塵排放量。故研究期間，實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算，有研究采用簡單加和方法，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數(shù)值的加和衡量污染規(guī)制強度，并以縱橫拉開檔次法進行穩(wěn)健性檢驗。

地方政府的經濟發(fā)展需求以財政收入分權度衡量，計算公式如式（2）。DECEN_it為i省份t年財政收入分權度，F(xiàn)income代表預算內財政收入，分子為樣本i省份在t年的預算內收入，分母為當年國家預算內收入。

（2）

根據(jù)已有文獻，控制區(qū)域經濟發(fā)展水平、開放度、產業(yè)結構和區(qū)域能耗水平，變量定義如表1。根據(jù)主流研究成果，預期區(qū)域經濟發(fā)展水平與區(qū)域環(huán)境污染排放強度正相關，開放度與區(qū)域污染排放強度負相關，工業(yè)化水平與環(huán)境污染排放強度正相關，區(qū)域能耗水平與環(huán)境污染排放強度正相關。

地區(qū)生產總值、人均地區(qū)生產總值、進出口總額、工業(yè)增加值、第二產業(yè)增加值根據(jù)相關省際指數(shù)折算為2002年水平。為約束變量空間分布以防止異方差，同時在回歸中獲得因變量對自變量的彈性，對環(huán)境污染強度、地方政府財政收入分權度、人均非政府組織數(shù)、單位地區(qū)生產總值能耗取自然對數(shù)。

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

3.2變量描述性統(tǒng)計與相關性檢驗

為增強直觀感受，除環(huán)境污染強度變量，表2介紹了變量的非自然對數(shù)描述性統(tǒng)計。數(shù)據(jù)顯示，海南環(huán)境污染規(guī)制最為嚴格，連續(xù)多年污染排放強度全國最低，2010年達到最低值-1.184。河北省環(huán)境污染排放強度多年保持在較高水平，并在2011年達到13.16的污染排放強度最高值。財政分權度最低的是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/萬人，最少的是2002年貴州省0.775個/萬人。人均GDP2013年上海最高，2002年價折算后為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)域經濟發(fā)展水平差異。二產比重2013年北京最低，僅有22.32%，2011年的山西最高，達到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)出較大的時間和空間差異，呈現(xiàn)強烈的動態(tài)特征。

自變量間的自相關導致回歸結果有偏是實證檢驗中常遇到的問題。本研究中人均GDP是一個綜合性變量，對二產比重、開放度以及單位GDP能耗都可能產生影響。相關性檢驗見表3。檢驗結果證實，人均GDP變量的引入可能帶來嚴重的自相關問題。由于相關文獻較多的引入了人均GDP變量，謹慎起見，實證檢驗將應用膨脹系數(shù)法和條件數(shù)法對此開展進一步的檢驗。

4實證檢驗結果

4.1環(huán)境規(guī)制水平的空間相關性檢驗

環(huán)境規(guī)制水平的空間相關性是應用空間計量模型的基礎，根據(jù)式（3）測算環(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，說明在樣本期間，中國相鄰省份的環(huán)境規(guī)制水平存在顯著的空間相關性，且變動方向為正相關（同高或同低）。這一結論不僅為本文采用空間計量方法研究環(huán)境規(guī)制奠定了事實基礎，也為已有的研究關于相鄰區(qū)域間會在環(huán)境規(guī)制上競逐到底（race to bottom）提供了新的依據(jù)。

4.2區(qū)域經濟發(fā)展與非政府組織對環(huán)境規(guī)制的影響

OLS估計方法是絕大多數(shù)實證研究方法的基礎，應用OLS方法本研究檢驗了自變量可能的多重共線性及其對回歸結果的影響，檢驗方法為方差膨脹因子（VIF）和條件數(shù)（coldiag），檢驗結果見表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)則遠超多重共線性判斷值，證明在第一列和第三列存在嚴重的多重共線性。仔細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，證明了前文相關性檢驗的結論，如果不剔除人均GDP變量將會造成實證研究的結論有偏。

表6采用靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型檢驗了環(huán)境規(guī)制的動態(tài)性。模型1至模型3為靜態(tài)面板模型，模型1采用固定效應回歸方法，模型2采用隨機效應回歸方法，模型3采用最大似然隨機效應回歸方法。Hausman檢驗拒絕回歸系數(shù)無系統(tǒng)性差異的隨機效應假設，建議采用固定效應模型。回歸結果符合理論預期，區(qū)域財政分權度提高會增加本區(qū)域的環(huán)境排放強度，雖然在固定效應模型中回歸系數(shù)不再顯著，但符號依舊。區(qū)域人均非政府組織數(shù)量會顯著降低本區(qū)域的污染排放強度，也即會顯著提升本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平。這兩個結論都符合前文預期?？刂谱兞繂挝籊DP能源消耗和第二產業(yè)比重的上升也會提升區(qū)域的環(huán)境污染排放強度，且在所有靜態(tài)回歸模型中都保持1%統(tǒng)計水平顯著。所有模型都證實控制變量區(qū)域開放度的提升會在1%顯著水平降低區(qū)域的環(huán)境污染排放強度，這一結論否定了“污染天堂”的中國適用性，與已有的研究結論一致。

考慮環(huán)境規(guī)制的時間延續(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)廣義矩模型檢驗了區(qū)域環(huán)境規(guī)制政策的動態(tài)性。AR檢驗證實，模型殘差在1%顯著水平存在一階序列相關，但不存在二階序列相關，Sragan檢驗證實本研究采用的工具變量不存在過度識別問題，證明了本研究采用動態(tài)模型的合理性?；貧w結果顯示，上期的環(huán)境污染排放會對本期造成顯著影響，回歸系數(shù)高達0.74。顯著為正的回歸系數(shù)證實區(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)制政策具有較強的政策延續(xù)性。其他各變量系數(shù)除數(shù)值差異外，符號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性和時間動態(tài)性，開展空間計量模型檢驗，檢驗結果見表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為帶自回歸誤差項的空間滯后面板模型（SAC），模型12為廣義空間誤差隨機效應面板模型（GSPRE）。模型5、7、9采用了隨機效應面板模型回歸方法，模型6、8、10則采用了固定效應面板模型回歸方法，采用Hausman檢驗以判斷何種方法為優(yōu)。從回歸結果看，所有Hausman檢驗z統(tǒng)計量在統(tǒng)計上都不顯著，支持在本研究中采用回歸系數(shù)無差異的隨機效應面板模型。

從檢驗結果看，空間相關系數(shù)的統(tǒng)計顯著度不支持帶自回歸誤差項的空間滯后面板模型在本研究中的適用性。同樣，廣義空間誤差隨機效應面板模型中因變量空間相關系數(shù)p僅在10%統(tǒng)計水平顯著，隨機擾動項統(tǒng)計上不顯著，顯示該模型不適用于本研究的數(shù)據(jù)分布。

在剩下的三個模型5、7、9中，回歸結果基本一致，顯示本研究結論的穩(wěn)健性，但從回歸系數(shù)z統(tǒng)計量角度，模型5和模型7的回歸質量更好，因此后文分析基于模型5和模型7的回歸結果進行。首先，空間面板模型的檢驗結果證明，本研究的因變量存在嚴重的空間相關性，當不考慮因變量的空間相關性時，回歸結果的隨機誤差則存在空間相關性，當同時考慮因變量和隨機誤差的空間相關性時，空間相關性系數(shù)的統(tǒng)計顯著性水平下降，暗示了二者的內在關系。

當分別考慮因變量的空間滯后和隨機誤差的空間誤差時，實證結果顯示，以財政收入分權度衡量的地方政府區(qū)域經濟發(fā)展需求會顯著提升區(qū)域污染排放水平。由于自變量和因變量都采用了自然對數(shù)形式，回歸系數(shù)反映區(qū)域污染排放水平對財政收入分權度的彈性大于1，且都在1%統(tǒng)計水平顯著。這一結論證實地方政府對區(qū)域經濟發(fā)展需求越強烈，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)量對當?shù)匚廴九欧潘降幕貧w系數(shù)也符合預期，所有模型的回歸系數(shù)都為負，其中模型5、7在1%統(tǒng)計水平顯著。實證研究結果證實，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。在公民社會建設中，非政府組織的數(shù)量與活躍程度是公民參與社會治理程度的重要標志。作為對傳統(tǒng)上單一的公共治理主體政府的有益替代和補充，非政府組織不僅能補充財政資金的不足，還能吸收更多的勞動力、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)境保護是非政府組織的重點工作領域，區(qū)域內相關領域非政府組織數(shù)量的上升可以有效改善當?shù)卣途用竦沫h(huán)境認知，增強環(huán)境保護意識，集聚環(huán)境保護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，本文的實證研究證實了這一點。

控制變量區(qū)域開放度、單位GDP能耗水平回歸結果符合預期，較高的區(qū)域開放度會降低經濟發(fā)展的環(huán)境代價，而能耗水平則會起到相反的效果。現(xiàn)有的多數(shù)研究都不支持“污染天堂”假說在中國的適用性，而是支持參與國際貿易對中國的污染減排是有益的，本文的研究與此一致?；仡欀袊母镩_放的歷史，沒有證據(jù)表明存在高能耗、高污染產業(yè)在世界范圍內向中國的大規(guī)模遷移，相反對外開放使中國獲得新的技術和新的產品，進入新的市場，從而改變落后的生產生活方式和要素利用方式，包括環(huán)境要素利用方式。由于全要素生產率的持續(xù)提升和資本、勞動力的高效利用，環(huán)境要素變得相對稀缺，故對外開放推動了中國的環(huán)境保護。改革開放政策已經不同方面獲得廣泛支持，從有效促進環(huán)境保護，推進可持續(xù)發(fā)展角度，本文的研究結論也證實了對外開放的貢獻。為推動中國資源與環(huán)境保護和建設，應進一步擴大開放。

已有的研究多數(shù)認同經濟發(fā)展中的能耗代價是導致環(huán)境污染的重要因素，此外，能源結構差異還會帶來污染結構的差異，如霧霾的產生即與煤炭在能源消耗結構中的比重密切相關。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)展會付出嚴重的環(huán)境代價，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)都相對穩(wěn)定，且在統(tǒng)計上高度顯著，顯示出結論的穩(wěn)健性。

4.3穩(wěn)健性檢驗

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

檢驗1結論基本與前文一致，不再贅述。檢驗2中改變方法衡量區(qū)域公民社會建設水平后，雖然回歸系數(shù)符號依舊符合預期，但顯著水平大幅下降，這可能與指標選取與衡量目標的弱一致性有關。網(wǎng)絡時代，公民表達意愿的方式多元化，傳統(tǒng)的信函可能已經不再是首選。雖然如此，由于“電話/網(wǎng)絡投訴數(shù)”僅從2011年開始統(tǒng)計，當前難以用于空間面板檢驗，尋找或開發(fā)新的指示變量是本研究未來的一項重要工作。

5結論與政策建議

非政府組織是二戰(zhàn)以來興起的重要公共治理主體，已經成為公民社會建設重要的推動力量。生態(tài)與環(huán)境保護是非政府組織傳統(tǒng)的聚焦領域，當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。由于遠離意識形態(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已經具有較大的社會影響，現(xiàn)有文獻中卻少有對其環(huán)境治理績效的研究?；谙到y(tǒng)廣義矩模型和空間計量模型，本文對非政府組織的區(qū)域環(huán)境治理績效開展了定量研究。當控制相關變量后，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)育程度確實會顯著影響區(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的公益性天生相對政府具有道義上的優(yōu)勢，但定量績效證據(jù)的缺乏使其社會公信力存在瑕疵。本文的實證研究彌補了這一缺陷，實證研究證實了非政府組織對區(qū)域環(huán)境規(guī)制的促進作用。

研究發(fā)現(xiàn)：在財政分權度衡量的地方政府經濟發(fā)展需求度較大的區(qū)域，其環(huán)境規(guī)制強度顯著較低，且彈性系數(shù)大于1。政府治理相關文獻認為，在“政治集權，經濟分權”的治理體制下，地方政府會因為經濟與政治晉升動機參與“區(qū)域經濟增長競爭錦標賽”。本文的研究結論證實了在這一過程中，犧牲環(huán)境促進經濟增長成為政府的可行戰(zhàn)略選擇。為有效保護環(huán)境，應合理重構政績考核指標體系，降低經濟指標比重，豐富環(huán)境指標類型，提升環(huán)境指標地位，實行重大環(huán)境事故一票否決制。

研究發(fā)現(xiàn)：經濟開放度有助于提升區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平，這一結論證明中國的對外開放實踐并沒有產生學者們擔憂的“污染天堂”后果。為加強資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展，應進一步擴大開放。

研究發(fā)現(xiàn)：能源消耗是環(huán)境污染的重要推動因素。能源消耗會顯著惡化區(qū)域環(huán)境質量，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)能降耗應常抓不懈，進一步推動能源高效清潔應用，改善能源結構。

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)，對更多的“非法”草根非政府組織數(shù)量和相關活動數(shù)據(jù)掌握不夠，此外本文采用的是非政府組織的數(shù)量，這與其活動和影響能力還存在差異。后續(xù)的研究可以向兩個方向拓展，一是與相關研究機構和主管部門合作，獲得更加準確的環(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，揭示其運行機制和產出績效。

（編輯：李琪）