【文章精选】曾润喜、朱利平丨晋升激励抑制了地方官员环境注意力分配水平吗？丨2021年第2期

晋升激励抑制了地方官员环境注意力分配水平吗？

曾润喜 朱利平

【摘要】“晋升激励机制”一直广受关注，本文从“注意力分配”的视角考察了晋升激励对地方官员环境注意力分配行为的影响。研究发现，第一，晋升激励与地方官员环境注意力分配之间存在显著的“倒U形”关系，弱化年龄与任期的影响后二者之间可能存在边际效应递减的“渐进增长极限”关系；第二，地方环境污染防治呈现出一种“渐进均衡”的行动逻辑，长期来看地方官员环境注意力分配显著受过去相似行为的正激励，具有注意力分配“雪球效应”；第三，晋升激励可分为压力等外生激励与年龄等内生激励，对地方官员环境注意力分配影响的重要性排序中，存在“压力>年龄>任期”现象；第四，政治周期对晋升激励与地方官员环境注意力分配之间的关系存在调节效应。

【关键词】晋升激励；官员注意力分配；环境政策；政治周期；高度重视；

【作者介绍】曾润喜：重庆大学新闻学院教授，邮箱：[e-mail]；朱利平：重庆大学法学院博士研究生，邮箱：[e-mail]。

【引用格式】曾润喜,朱利平.晋升激励抑制了地方官员环境注意力分配水平吗?[J].公共管理与政策评论,2021,10(2):45-61.

【文章结构】

一、引言

二、理论回顾与研究假说

三、计量模型与变量描述

（一）计量模型

（二）变量设定

（三）变量设定

四、研究估计结果

（一）晋升激励与官员环境注意力分配的静态检验

（二）晋升激励与官员环境注意力分配的动态检验

五、稳健性检验与异质性讨论

（一）稳健性检验

（二）政治周期的异质性问题

六、研究结论与政策建议

扫描二维码免费下载全文

一、引言

当前中国的环境保护工作取得了较大进展，但实现污染防治攻坚战的伟大胜利仍然任重道远。以往相关研究认为，环境污染是经济增长的副产物，人均收入达到某一临界值水平以后环境质量会明显改善[1，2]。不过，环境污染问题既是一个环境与经济问题，也是一个政治与公共管理问题，特别是中央的环保政策和资源配置需要地方政府的执行[3]。尽管近年来中央对地方官员的环保考核持续保持高压态势，但地方政府在经济增长与污染防治之间仍经常面临决策冲突。而地方政府行为背后的实质代理人——主政官员则尤为关键，有可能存在“为增长而竞争”的晋升激励逻辑[4，5]，表现出一种“重发展而轻保护”的政策注意力偏好[6，7]。既然地方主政官员存在通过发展辖区经济来实现政治晋升的激励逻辑，那么这种激励是否就必然导致地方主政官员对环境污染防治问题的“选择性不重视”呢？

围绕着这一主题，已有研究主要讨论了地方主政官员晋升激励对环境污染防治决策行为的部分影响。一是认为地方市委书记更替前后的政治敏感期会对非法排污的政企合谋行为形成短暂的震慑效应，并促进空气污染物明显下降[8]；二是认为“可视性偏差”引起官员行为扭曲，城市环境基础建设等“非核心考核指标”因其可产生“可视性政绩”也能对官员激励产生重要影响，地方市委书记和市长任期与可视型公共品支出呈现显著的“倒U形”关系，且对上任年龄小于55岁的市委书记更为明显[9]；三是考察地方市委书记及市长年龄是否促进河长制推行概率，发现在晋升收益与污染惩罚成本的约束下，年长的地方官员更加倾向于推行河长制[10]。上述研究更多地倾向于将晋升激励视为内生因素，同时还控制了经济增长、财政盈余、污染水平、人口密度等外生因素的影响。

本文将试图回答：晋升激励是否抑制了地方政府主政官员对环境污染防治问题的重视程度，也即环境注意力分配水平？本文利用2004—2017年中国省级面板数据从四个方面进行研究推进：第一，将环境污染防治决策行为聚焦在其起点——地方主政官员的环境注意力分配，其代理变量来自省委机关报对环境问题报道的经验证据；第二，对晋升激励的衡量，分为外生激励（压力）与内生激励（年龄、任期），其中官员压力视为经济增长、充分就业、财政盈余与污染排放四方面外生激励的内在化；第三，纳入官员环境注意力分配的滞后项，考察环境注意力过去行为对未来行为的累积效应；第四，重点控制考察了政治周期和财政纵向结构的调节影响，从而为改善央地环境治理寻找可能路径。

二、理论回顾与研究假说

官员环境注意力分配主要是指地方主政官员对那些可能会上升为政策议题的环境问题进行注意力资源投入分配的决策行为，是环境污染防治决策过程的起点。“稀缺的注意力资源”决定了政府的决策行为更可能是一种“渐进均衡的有限理性”，因而渐进均衡的注意力分配被视为政策稳定、停滞、危机和变迁现象的主要诱因[11]。在单一制国家，地方主政官员有着较大的行政自由裁量权，其注意力分配很大程度上代表了地方政府，具有稀缺性、竞争性和一定的随意性。当然，地方主政官员的环境注意力分配激励并非单纯源于自身偏好，更可能是政府组织目标与官员个体目标在环境问题的指向、强度、规模及结构上的一种“注意力融合”，包括环境注意力的触发、配置、固定和转移等。这实际上充当了单一制国家科层管制与政策弹性之间的“平衡器”，也是一种有效的公共治理形式[12]。

为便于讨论，本文将晋升激励定义为政府组织中上级官员以下级官员相对绩效考核为基础来决定官员晋升的竞争激励模式。这一模式在我国兴起于20世纪80年代，也即将地方官员选拔与提升的标准从过去那种纯政治指标转换为以经济绩效指标形式来考量的政治晋升激励模式[13]。从组织的角度看，晋升是一种激励官员作为的方式，以达到经济发展的核心目标；从官员的角度来看，晋升表现为一种效用或收益，通过经济上的贡献来争取政治晋升上的竞争优势机会，二者的结合点即为上级官员对下级官员在辖区的相对绩效考核结果。通常来说，在经济发展收益与污染防治成本组成的偏好约束下，地方主政官员会随时间推移“插话式”地将注意力从一组偏好集转向另一组偏好集。在形式上，这些偏好组合的主要区别在于经济发展与污染防治两者的重要性排序与规模比例差异。在本质上，这些偏好组合仍然保持着“政绩邀功”与“避免问责”两种基本效用[14]，以实现晋升激励效用最大化的偏好目的。随着环境污染防治纳入重要考核指标，地方主政官员也开始在经济增长、财政收支、政治稳定等传统政策问题与环境污染政策问题之间寻求一种新的重要性排序，最主要、最直接的就是在经济发展收益与环境污染防治成本之间进行注意力配置，从而实现社会发展与个人晋升的“双赢”局面[15]。

因此，地方主政官员环境注意力分配的晋升激励偏好，可分为两种类型：一是避责偏好激励，追求最小化损失。在中国现有的环境治理“条条块块”双重领导体制下，环保考核对地方主政官员主要呈现出一种“重惩罚、轻奖励”的倾向[16]。多数情况下，地方主政官员积极治理环境污染的重要动机是避免“一票否决”等政治晋升惩罚。这也成了一条“扭曲的决策红线”[17]，当法治环境与公众监督缺位时，地方政府和污染企业之间甚至还会出现“政企合谋”[18]。在避责偏好激励不够凸显的前提下，地方官员可能会更多地将政策资源投入到容易在短期内凸显政绩的经济发展等横向领域，以追求显性政绩偏好最大化。二是政绩偏好激励，追求最大化政绩收益。早期研究曾指出，省级领导人的政治晋升流动性不仅取决于中国的政治周期，还取决于省级领导人的经济表现，包括财政收入的贡献[19]。在“财权上移、事权下放”的中国式分权与较低权重的环保考核体制下，GDP、财税、招商引资等经济政绩通常比教育、医疗、环保等民生政绩更具有显著性[20，21]，相对具有获得上级领导重视与晋升提拔的机会。而在非常规晋升竞争中，一些官员还可能通过标志性的政绩工程和优先解决更高级别领导重视的问题来实现“弯道超车”。而且，下级政府职能部门为了争夺上级权威资源，也会通过各种激烈的竞争方式影响上级主政官员的注意力分配行为[22]。此外，地方主政官员也可能随着政治周期呈现出注意力分配的周期性，在召开党代会和两会、中央换届等重要政治年份将更多注意力资源投入经济生产领域[23]。

假设对于地方主政官员而言，环境注意力分配系数m∈（0，1），定义m=0表示地方主政官员完全不重视或不分配环境注意力，m=1表示地方主政官员将注意力资源全部分配到环境污染防治领域，属于两种极端形式。那么，地方主政官员晋升激励的最大化效用U就取决于经济竞争中带来的晋升收益G、环境污染惩罚成本C与环境注意力分配成本T，即

第一，经济竞争中的晋升收益G。

一般来说，晋升收益G与辖区经济发展水平g呈正比，即同一条件下经济发展状况越好绩效越显著，越可能获上级提拔晋升[24]。同时，年龄越小、任期越短、压力越小的官员晋升前景往往越好，晋升激励也越大[25，26]。不过，考虑到政策滞后与任期制度因素等，官员年龄、任期等与辖区经济增长之间也可能呈现“倒U形”关系[27]，并非上任任期越短、年龄越小就一定会投入更多注意力资源到辖区经济发展。除了来自官员任期及年龄等内生因素的影响，晋升激励还表现为经济增长、财政盈余、充分就业、环境污染等多方面外生压力的内在化。有研究认为，政府组织的晋升激励体制周期性和中央政府的宏观调控是经济竞争周期性波动的两个主因[28]，这也进一步凸显了晋升激励与经济竞争之间可能存在的相互影响。之所以地方主政官员倾向于将注意力资源更多地投入到经济生产领域，一方面是因为经济生产可以带来较高的充分就业、经济增长与财政盈余，并同时保证环境公共品效率供给的比较优势[29，30]；另一方面也是受到了央地财政权力分配水平及地方政府财力均衡结构性因素的直接制约[31，32]。投入更多的环境注意力意味着原本可以投入经济发展的政策资源会有一部用于环境治理，导致对经济竞争中晋升收益的挤压抑制。由此，设定经济竞争中的晋升收益的表达式为：

其中g0为辖区初始经济发展水平，-mδ表示投入环境注意力对经济增长的挤压效应，a表示地方主政官员的年龄、任期或压力激励，-bma2 表示投入环境注意力、相关竞争者优势等导致的晋升激励挤压（|b|≤1）1。

第二，环境污染惩罚成本C。

近年来环保绩效权重在官员晋升考核中在逐渐加码，这无疑会成为地方主政官员晋升激励考量的重要因素。一旦因辖区环境污染问题被问责惩罚，地方主政官员多年积累的政治资本就可能付诸东流[33]，面临巨大的成本收益落差。环境污染惩罚成本主要包括两部分，一部分是初始环境污染惩罚成本c0，另一部分是环境污染突发恶化的惩罚成本。不同于初始惩罚，环境污染突发恶化的惩罚具有不确定性和高成本性，受初始环境污染水平λ、环境注意力分配系数m、环境注意力分配约束下的突发恶化概率p0-mλ（p0为初始概率）、恶化惩罚成本弹性c（c为一个较大的正数）和晋升激励下恶化惩罚成本的抑制弹性系数d（d为一个较小的正数）等影响。一定的晋升激励水平下，晋升激励越大则惩罚成本越高，而超过临界值以后晋升激励越大则惩罚成本相对越低，环境污染惩罚成本C可表达为：

化简后得到，

第三，环境注意力分配成本T。

一般来说，作为一种政策行为，环境注意力分配也存在成本，主要是不可避免的政策资源、制度技术等成本损耗，可简略表达为：

其中e>0，表示制度和技术阻滞弹性系数。故地方主政官员进行环境注意力分配决策时的最大化效用函数式为：

对式（6）求一阶条件下地方主政官员的最优环境注意力分配水平。可得：

根据式（7）可求导得出：第一，∂m∗/∂a=1e⋅[−2（b+λcd）⋅a+λc]，∂2m∗/∂a2=−2（b+λcd）e<0，可见晋升激励与环境注意力分配之间呈现“倒U形”关系；第二，∂m∗/∂λ=ca⋅（1−da）e，即初始环境污染水平与环境注意力分配的关系趋向并不明确，取决于惩罚成本抑制程度与晋升激励之间交互作用的大小。这也印证了晋升激励实际上是一把双刃剑的观点[34]，地方主政官员既可能对环境治理伸出“援助之手”，也可能伸出“掠夺之手”。而且，地方主政官员对本辖区污染防治的决策行为也容易受本辖区及临近地区污染控制严厉程度的影响，对过去相似行为存在明显的模仿性与策略性[35]，表现出一定的周期性。

据此，本研究提出两个基本假说：

假说1：地方主政官员的晋升激励与环境注意力分配呈现一种“倒U形”关系，一定的晋升激励促进环境注意力分配水平，而超过某一临界值后则起到抑制效应。

假说2：地方主政官员的环境注意力分配行为显著受到辖区过去相似行为的正激励影响。

三、计量模型与变量描述

（一）计量模型

本文考察的核心问题之一是晋升激励与官员环境注意力分配是否呈现出一种“倒U形”关系。为此，首先引入基准回归模型，进行OLS估计，如式（8）所示：

为了进一步考察官员环境注意力分配过去行为对当前行为的累积效应问题，本文还纳入了官员环境注意力分配的一阶滞后项2进行twostep Sys-GMM估计检验，如式（9）所示：

其中下标i表示省份，t表示年份。lngovmediadit和lngovmediadi，t-1分别表示官员环境注意力分配当期及滞后一期的对数形式。prit和pr_sqit分别表示晋升激励分维度变量及其平方项，包括官员压力（proit和pro_sqit）、官员逐年任期（cutit和cut_sqit）和官员逐期年龄（cageit和cage_sqit）3。xit代表一组控制变量；μi表示个体固定效应，用来控制不随时间变化的省份个体特征4；γt表示年份固定效应，用来控制不随地区变化的时间特征；εit为随机误差项5。需强调的是，本研究主要选取了核心解释变量官员压力及平方项的滞后二阶、官员任期当期、官员年龄及平方项的滞后一阶进行检验，并报告异方差自相关稳健标准误，进一步控制内生性、异方差及自相关等的干扰。

 （二）变量设定

1.被解释变量

被解释变量为官员环境注意力分配（govmediad）。注意力代表着政府决策者对特定事务的关注与重视程度，以往主要从历年政策法规出台时间间隔[36]、权威领导批示[37]、政策试点报道[38]等文本内容中挖掘获取相关研究数据资料。结合已有经验与研究需要，本文选择“省委机关报环境报道数量”作为官员环境注意力分配的代理变量6。在数据获取上，首先确定了31个省份的省委机关报（唯一），然后在中国知网《中国重要报纸全文数据库》中进行搜索筛选。检索条件：主题（精确）=“环境污染”“环境治理”“环境保护”“环境风险”“环境规制”或“生态治理”，并且报纸（精确）=“该省省委机关报（如湖北省的湖北日报）”，时间范围=2004.1.1—2017.12.31，共计14年，检索时间：2019.12.19。在结果栏中点击“发表年度”，会显示该年该省该报纸对环境议题的报道数量结果，即用来反映该省份主政官员环境注意力分配程度水平。

一般来说，省委机关报对环境问题的报道越多，则意味着省委省政府主政官员可能越重视环境问题，反之亦成立。第一，省委机关报的报道代表了该省主政官员注意力关注的方向和程度，其报道越多往往也意味着省委领导越重视、人民越关切、媒体越聚焦。省委机关报受省委宣传部直管和垂直审查双重管理，具有鲜明的党性、人民性和权威性，是党政政策路线、大政方针的“喉舌”与“耳目”[39]，在通达社情民意、引导社会方向、开展舆论监督中发挥着中流砥柱的作用。第二，与公众或政府的注意力分配一样，省委机关报也具有注意力资源稀缺性。不同于一般报纸，省委机关报的版面、刊期、主题历年来相对固定且非常稀缺，对环境问题的关注和报道越多，对其他公共问题的关注和报道就会减少。实际上，借用主流媒体报道数量合理度量公众对环境问题的注意力方向及程度已有先例[40]。第三，省委机关报“抓大聚小”，尽管媒体在单个事件和具体时期有着较大的环境问题报道自由裁量权，但在长期和整体层面，其新闻生产会受到省委宣传部的内容审查，议程设置需要符合省委省政府的政治立场和政策方向。因此，省委机关报的环境问题媒体报道可以从宏观整体层面反映省委省政府及其主要官员的相对稳定的环境注意力水平。

2.核心解释变量

（1）官员压力（pro）。

官员压力是晋升激励的外生部分，选取“财政盈余、GDP增长率、失业率”[41]作为官员压力的三个核心指标进行熵值加权测算7，这也是地方主政官员展开晋升竞争的主要关注点。其中，财政盈余=（地方财政预算内收入-地方财政预算内支出）/地方财政预算内收入；失业率为城镇登记失业率，即城镇登记失业人员数/（城镇登记失业人员数+城镇从业人员数）。在此基础上，本研究还纳入了环境污染指数（pepr），作为衡量官员压力的第四个核心指标。在工业废水排放量、工业粉尘排放量、工业烟尘排放总量、二氧化硫排放总量、工业固体废弃物排放量等主要环境污染指标中[42，43]，选取了工业废水排放量、二氧化硫排放量和工业固体废物非综合利用量（工业固体废物产生量-工业固体废物综合利用量）三个指标来进行熵值加权测算。本文还纳入了官员压力的平方项（pro_sqit），用来考察官员压力与官员环境注意力分配的非线性关系。

（2）官员任期（cut）与官员年龄（cage）。

中国省级行政单位包括省、自治区、直辖市，党政系统的“一把手”，简称为省委书记和省长。本文选取了省委书记的任期与年龄作为晋升激励的内生因素：一是书记任期，省委书记的任期平均约为4～5年，在任期内的不同时期会设置不同的政府绩效目标[44]，并选择不同的资源配置组合来达到任期内显性政绩最大化；二是书记年龄，省委书记第一次上任的年龄多集中在59～60岁，大多会在4～5年后“退居二线”或提调中央任职，会影响官员任期内的政绩偏好与避责偏好。省委书记的任期、年龄及受教育程度等数据来源于新华网、人民网、省政府官网及百度百科公开的官员简历。结合已有处理方法，对书记任期按逐年任期（cut）计算到月份，书记逐年年龄（cage）为逐年当期在任年份与出生年份之差。如果同一年内曾有多位省委书记任职，则将任职时间最长的那位作为当年的地方官员。考虑到官员年龄及任期与官员环境注意力分配可能存在非线性关系，本文还纳入了任期与年龄的平方项（cut_sqit/cage_sqit）。

3.控制变量

（1）核心控制变量。

第一，政治周期（polic）。选取全国及各省两级党代会、两会赋值之和虚拟变量替代，全国及地方党代会、两会及中央政府换届等重要政治活动周期性可能会调节影响晋升激励与环境注意力分配的关系。其中，按当年召开全国党代会、全国两会、省级党代会和省级两会四类分别赋值为3、2.5、2、1.5。根据互联网资料整理设置，且仅考虑每个新周期的第一次会议。第二，财政纵向失衡度（fis）。控制财政纵向失衡度可以在同时考虑收入分权与支出分权的前提下进一步考虑央地纵向财政权力配置关系的影响[45]。财政纵向失衡度=1-（财政收入分权/财政支出分权）·（1-财政自给缺口率），可定义为财政分权体制下地方政府自有收入与支出不对称缺口，衡量央地纵向财政分权关系结构的失衡状况[46]。

（2）其他控制变量。

第一，环境政协提案数（cep）。选取承办与环境问题有关的政协提案数作为代理变量，是一种正式权威的环境监督协商机制[47]。第二，突发重大环境事件数（act）。即每年各省份发生的特大、重大、一般性突发环境事件，是地方环境污染防治工作的重点。第三，第二产业比重（risr）。用该省份第二产业增加值与该省份国内生产总值的比值表示。随着第二产业比重增加，污染型产业占比与污染水平一般也越高，需要更多的环境政策资源投入[48]。第四，人均环境污染指数（rpepr）。人均环境污染指数进一步控制了各省份常住人口规模对三个分项污染指标的影响。第五，教育水平（edu）。用该省份每十万人高校学生在校人数来衡量，反映各省份教育水平、人才集聚等状况。我们还纳入了省委书记受教育程度（cdoct）及上任来源（com）两个变量，以控制官员自身能力的内生影响。其中，受教育程度根据博士、硕士或在职研究生、本科及大专四类分别按4、3、2、1赋值；上任来源根据中央调任、本省升迁、外省升迁、外省平调四类分别按4、3、2、1赋值。

（三）变量设定

本研究样本来源于2004—2017年中国31个省份（不含港澳台地区）的434条平衡面板数据，除特别说明外均来源于《中国统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国环境年鉴》《中国财政年鉴》《中国重要报纸全文数据库》及各省份统计年鉴公报，主要从中国知网、中国国家统计局官网及地方政府官网等渠道获得。本文的官员压力、环境污染指数与人均环境污染指数三个变量采用熵值法综合加权获取。缺失历年山东省省委机关报《大众日报》相关数据，本文以山东省省会济南市委机关报《济南日报》的相关报道数据替代补充。山东省属于经济发展、官员晋升与污染防治大省，有合理的替代方案时应优先替代补插。对于工业废水排放量、失业率两个指标个别年份的观测值缺失，采用线性拟合补插法处理，其他指标不存在缺失问题。

表1中报告了上述主要变量的描述性统计情况。

四、研究估计结果

 （一）晋升激励与官员环境注意力分配的静态检验

下页表2第（3）列结果表明，滞后两期的官员压力在0.01水平下显著正向促进官员环境注意力分配水平，官员逐年任期与官员环境注意力分配之间不存在显著线性关系，而官员逐期年龄与官员环境注意力分配之间在0.1水平下呈现显著的负向关系。这意味着，外生晋升激励（压力）与内生晋升激励（任期、年龄）对官员环境注意力分配的影响存在明显差异，验证了进一步讨论非线性关系假设的必要性。

表2第（4）列结果显示，官员压力滞后二期及其平方项在0.01水平下联合显著（p=0.000），最高点大约出现在3.67，介于样本区间[0.004，5.19]，说明官员压力与官员环境注意力分配呈现出显著的“倒U形”关系。考虑到官员压力水平大于3.67的样本数仅有8个，这意味着二者关系更可能处于“倒U形”关系的左侧部分。即两者是一种规模报酬边际效应递减的正向促进关系，存在增长极限与上限渐近线，且属于2年左右的滞后效应。

表2第（5）列结果表明，官员逐年任期及其平方项在0.01水平下联合显著（p=0.008），最高点大约出现在52.39个月（高于均值39.83个月），处于样本区间[7，187]中段，约4.37年，说明官员逐年任期与官员环境注意力分配也呈现出显著的“倒U形”关系。这意味着，地方主政官员上任到第四年左右会不断增加环境注意力投入，第四年以后逐渐减少。

表2第（6）列结果显示，官员逐期年龄及其平方项在0.01水平下联合显著（p=0.000），最高点大约出现在55.67岁（低于均值60.14岁），介于样本区间[47，71]，说明官员逐期年龄与官员环境注意力分配之间也呈现出显著的“倒U形”关系。这意味着，地方主政官员在上任后逐期年龄达到56岁以前会不断增加环境注意力投入，而当在任当期年龄超过56岁以后则很可能逐渐减少投入。

表2第（7）列结果表明，官员压力、官员逐期年龄与官员环境注意力分配的“倒U形”关系在系数、显著性及最高点上均无明显变化；而官员逐年任期对官员环境注意力分配的“倒U形”影响效应及显著性均在一定程度上被削弱了，其最高点也从52.39个月左移到了47.08个月（不到四年）。这意味着，官员环境注意力分配受到官员压力及官员逐期年龄的影响更为稳健和重要，而受到官员逐年任期的影响则较为敏感。

此外，表2中控制变量的系数符号基本符合假设预期。第（1）列结果表明，在未控制时间和地区效应时，政治周期、财政纵向失衡度、官员受教育程度、环境政协提案数、教育水平均能够在0.05或0.01显著性水平下正向促进官员环境注意力分配水平，突发环境重大事件则起到显著的负向作用，而官员上任来源、人均环境污染水平、第二工业比重则无显著影响。第（2）列结果表明，在控制时间和地区效应后，政治周期、突发环境重大事件对官员环境注意力分配的影响变得不显著。从第（1）列至第（7）列的结果进一步表明，纳入年龄、任期变量后，官员受教育程度、环境政协提案数与教育水平对官员环境注意力分配水平的影响依然显著，而纳入官员压力则官员受教育程度的影响变得不显著。考虑到政治周期的重要性，本文将在后文中进一步讨论其异质性问题，此处不赘述。

 （二）晋升激励与官员环境注意力分配的动态检验

下页表3给出了纳入被解释变量滞后一阶条件下晋升激励与官员环境注意力分配之间关系的动态检验结果。第（1）至（7）列估计结果显示，官员环境注意力分配的滞后一阶对当前行为在0.01水平下存在显著正向促进作用，过去行为对当前行为的弹性约为30%。即过去一年官员环境注意力分配水平每提高1%则当前官员环境注意力分配提高约30%，反之降低30%。这意味着，官员环境注意力分配确实受过去辖区或邻近地区相似环境注意力分配行为的影响，存在较强的示范效应与累积效应。

在官员压力方面，表3第（1）列至第（3）列结果表明，在控制过去行为影响的条件下，当期官员压力及滞后一期对官员环境注意力分配的影响系数符号存在反向或不显著的情况，而滞后两期官员压力及其平方项对官员环境注意力分配在0.01水平下联合显著，最高点在3.97左右，且“倒U形”关系非常稳健。由此说明，滞后二期的官员压力代表了官员压力对官员环境注意力分配的长期稳健关系，控制过去官员环境注意力分配的影响有助于促进官员在更大的压力范围内持续扩增环境注意力资源。同时，官员压力对官员环境注意力分配可能存在短期效应与长期效应，短期内抑制环境注意力投入水平，而长期内则呈现出2年左右的正向促进滞后效应。这也意味着，官员压力对官员环境注意力分配的影响可能存在“增长上限”，存在边际效率递减的上限渐进趋势。

在官员任期方面，表3第（4）列结果表明，在控制过去行为影响的条件下，官员逐年任期与官员环境注意力分配之间在0.01水平存在显著的“倒U形”关系（p=0.009），且最高点在3.84年左右（约46.15个月）。这说明地方主政官员在上任到第三至四年左右会不断增加环境注意力的投入，而第四年以后则表现为递减趋势。当地方主政官员考虑到辖区或邻近地区过去环境注意力分配行为的影响后，对环境注意力资源的投入会提前达到最高点，也就是逐年任期不到四年行为模式就会发生逆转。早期针对中国县市政治预算周期（1997—2002）的研究也发现，地方领导人在任期的第三至四年这一重要战略时点会明显增加政府支出，投入到经济生产以及那些看得见、可量化的大型发展项目上，以增大未来党代会、两会及政府换届中的晋升前景[49]。因此，在不考虑官员压力与年龄的影响时，换届交替前一两年地方主政官员很可能会更多地将注意力投入到经济发展领域来寻求显性政绩，从而在下一个任期中获得连任或晋升优势。

在官员逐期年龄方面，表3第（5）列结果表明，在控制过去行为影响的条件下，滞后一期的官员逐期年龄与官员环境注意力分配在0.01水平下存在显著“倒U形”关系（联合显著性p=0.000），最高点大致在57.14岁左右。与表2第（6）列静态检验结果相比，考虑过去环境注意力分配行为的影响后，最高点向右移了1.5年左右。综合来看，地方主政官员最有可能在56岁左右发生环境注意力分配行为模式的转变。一种合理的解释是，在不考虑官员压力的影响时，省委书记在任年龄小于56岁时即意味着该官员很可能还可以担任两届省委书记，比那些60岁才上任省委书记的官员有着更大的可能性升任中央任职，这是一种至为关键的政治激励。而且，省委书记要顺利跨越“59岁”门槛，过了59岁省委书记得到连任或者调任中央重用的可能性会急剧下降，其显性政绩至少需要来自过去三四年的努力。

表3第（6）至（7）列给出了在控制过去行为及官员压力影响的条件下，官员任期、官员年龄与官员环境注意力分配之间关系的动态检验结果。第（6）列结果表明，官员逐年任期与官员环境注意力分配之间的“倒U形”关系不再显著，而滞后两期官员压力对官员环境注意力分配的影响没有明显变化。第（7）列结果显示，官员逐期年龄与官员环境注意力分配之间在0.01水平存在显著的“倒U形”关系且最高点约在57.36岁（p=0.002），而滞后两期官员压力对官员环境注意力分配的影响没有明显变化，与前述推断结果一致。这意味着，官员环境注意力分配受外生压力激励的影响更为稳健，而受年龄、任期的内生激励影响则较为敏感。

据上述检验结果可以推断，在晋升激励对官员环境注意力分配影响的重要性排序里面，可能存在官员压力>官员年龄>官员任期的关系。考虑到实际面临的财政、经济、就业等晋升压力，地方主政官员很可能会提前将更多的注意力资源投入到能够凸显显性政绩的横向领域。在官员压力水平一定的前提下，地方主政官员可能会更多地考量个人在任年龄对未来政治晋升生涯的影响；而任期之所以能够显著影响官员环境注意力分配，很大程度上可能还是来自官员自身年龄的交互影响。也就是说，内生晋升激励不仅强化了过去环境注意力分配行为的累积影响，对官员环境注意力分配的影响也存在着“4年”和“56岁”双门槛约束。

五、稳健性检验与异质性讨论

关于上述分析结果仍可能引发一些质疑，如动态检验能否解决被解释变量与核心解释变量之间的逆向因果内生性问题，以及其他解释变量对核心解释变量的影响等，政治周期是否对晋升激励与官员环境注意力分配的关系存在调节效应等。本部分将针对这些质疑进一步进行稳健性检验与异质性讨论。

 （一）稳健性检验

本文在计量模型中考虑了双向固定效应，并采用官员压力滞后二期、官员逐年任期当期及官员逐期年龄滞后一期进行静态估计与动态估计相结合的方法，已经排除了核心解释变量的内生性问题。通过传统豪斯曼内生性检验及异方差稳健的DWH检验也接受了官员任期、官员年龄不是内生解释变量的假设。为了进一步保证前述估计结果的稳健性，本文参考一般做法[50]，选择核心解释变量官员压力的滞后项为工具变量，进行两步最优的GMM估计（IV-GMM）。表4第（1）至（7）列给出了稳健性检验结果。在未控制被解释变量滞后一期时，官员压力、官员逐年任期、官员逐期年龄与官员环境注意力分配在0.01水平下存在显著的“倒U形”关系。在控制被解释变量滞后一期时，官员压力、官员逐期年龄与官员环境注意力分配在0.01水平下存在显著的“倒U形”关系，而官员逐年任期与官员环境注意力分配不存在稳健显著的“倒U形”关系。上述检验结果与前文估计结果基本一致，证明了本研究结果的稳健性。

本文还从三方面进行了内生性处理与稳健性检验：第一，引入了官员压力与官员环境注意力分配的对数-倒数模型的OLS估计和三次非线性模型的系统GMM估计，结果表明对数-倒数模型中二者存在负向关系（p<0.01），三次动态模型中二者还存在更高阶的N型关系（p<0.01），表明二者最优拟合关系表现为“边际效应递减的增长上限渐进趋势”的合理性。第二，考察了官员任命可能的内生性问题，即上级任命地方官员可能会考虑当地的初始环境污染程度、经济发展水平及政治稳定需要等因素。上级可能会更倾向于将年轻、受教育程度高、有中央任职经验的官员派往资源禀赋占优的省份（如北京、上海、广东），或环境污染严重、经济发展水平不足而政治稳定需要大的省份（如新疆、西藏）。本文选择用地方主政官员上任前三年平均的人均/非人均环境污染水平来预测省份初始环境污染水平是否会对上任官员特征产生影响。借助固定效应模型（FE）并控制时间效应估计发现，过去三年的人均/非人均环境污染水平对官员逐年任期、逐期年龄、受教育程度、上任来源等官员特征均无显著影响，排除了官员任命的内生性干扰。第三，使用被解释变量的其他替代方法，一是官员环境注意力分配本年与滞后一期两个年份的滑动均值项，这样可以很大程度上消除逆向因果、滞后效应等内生性影响；二是各省委机关报环境问题报道与中央机关报《人民日报》环境问题报道之比重，可以控制中央层面环境注意力分配导向的影响，这也是地方官员进行横纵比较时的重要参照。除此之外，剔除新疆、西藏等异常样本点后，估计结果仍然稳健8。

 （二）政治周期的异质性问题

如前所述，在不同约束条件下政治周期对环境注意力分配的影响表现出较大差异。有重大政治周期性活动时，地方主政官员的环境注意力分配水平倾向于扩增，但这种关系并不稳健。考虑到政治周期重要性，本部分进一步讨论了政治周期分样本条件下晋升激励与环境注意力分配之间关系的异质性问题。

本文将政治周期赋值等于0的样本设置为“无重大政治周期性活动组”，这些样本对应的年份没有发生过全国或省级的党代会、两会或政府换届等重大政治周期性活动，剩余样本设置为“有重大政治周期性活动组”。统计发现，有重大政治周期性活动组的环境注意力水平均值约为29.72，而无重大政治周期性活动组的环境注意力水平均值约为20.47。这说明，地方主政官员的环境注意力分配存在政治周期性，有重大政治周期性活动的年份，地方主政官员投入到环境领域的注意力资源要明显高于没有重大政治周期性活动的年份。

表5给出了两个分组下晋升激励对环境注意力分配影响的OLS估计结果。第（1）列和第（4）列比较发现，有重大政治周期性活动组官员压力与官员环境注意力分配之间在0.01水平下存在显著的“倒U形”关系，最高点约在3.68；而无重大政治周期性活动组的官员压力对官员环境注意力分配在0.1水平下呈现出显著的正向促进线性关系。第（2）列和第（5）列结果表明，有重大政治周期性活动组官员压力与官员环境注意力分配之间在0.01水平下存在显著的“倒U形”关系（最高点约在3.51），同时官员逐年任期与官员环境注意力分配之间在0.01水平下存在显著的“倒U形”关系（最高点约在45.34个月）；而无重大政治周期性活动组的官员压力对官员环境注意力分配在0.1水平下呈现出显著的正向促进线性关系，官员逐年任期与官员环境注意力分配之间不存在显著关系。第（3）列和第（6）列估计结果显示，有重大政治周期性活动组官员压力与官员环境注意力分配之间在0.01水平下存在显著的“倒U形”关系（最高点约在3.45），官员逐年任期与官员环境注意力分配之间在0.05水平下存在显著的“倒U形”关系（最高点约在39.41个月），官员逐期年龄与官员环境注意力分配之间在0.05水平下存在显著的“倒U形”关系（最高点约在58.96岁）；而无重大政治周期性活动组的官员压力对官员环境注意力分配在0.1水平下呈现出显著的正向促进线性关系，官员逐年任期、逐期年龄与官员环境注意力分配之间不存在显著关系。这表明，晋升激励对不同年份官员环境注意力分配水平的影响存在明显的政治周期异质性，二者关系明显受政治周期的调节影响。即有重大政治周期性活动的年份，地方主政官员的晋升激励与环境注意力分配之间的“倒U形”关系更显著，而没有重大政治周期性活动的年份二者关系则明显弱化。

六、研究结论与政策建议

本研究以政绩考核和晋升竞争为切入点讨论了地方主政官员环境注意力分配水平的激励机制，拓宽了地方环境治理政策问题的研究视角，发现了晋升激励与环境注意力分配决策行为之间存在非线性关系，注意力分配受过去自身行为的影响，存在“注意力雪球效应”及政治周期性，这一规律对相关研究领域可能也适用。具体而言，本文的研究发现主要集中为三个方面：第一，晋升激励与官员环境注意力分配之间存在稳健的“倒U形”关系，弱化年龄与任期等内生激励影响后二者之间可进一步修正为“边际效应递减的增长上限渐进”关系；第二，官员环境注意力分配显著受到辖区或其他地区过去相似行为的正激励，具有注意力分配“雪球效应”；第三，地方环境污染防治呈现出一种“渐进均衡”的行动逻辑，在晋升激励对官员环境注意力分配影响的重要性排序中，存在“压力>年龄>任期”的规律，且受政治周期、财政纵向结构因素的调节影响。

本研究认为，中国的地方主政官员很可能是通过制度性中断与均衡分配注意力资源来实施有效的环境治理，以此协调经济增长与污染防治的关系。这也是大国环境污染治理的基本行动逻辑，在配置环境政策注意力资源时，既需要考虑政治周期、科层体制、财政结构、经济波动、污染水平等宏观因素，也要考虑官员的压力、任期及年龄等晋升激励偏好。在任期、年龄水平既定条件下，官员的晋升激励主要来自辖区资源禀赋竞争压力，是一种外生激励模式。这一模式受过去行为的影响较小，对环境注意力分配会产生边际效率递减的正向影响且存在增长极限，可作为建立稳定长效环境污染治理机制的重要突破口。在资源禀赋竞争压力大的辖区，地方主政官员倾向于扩增环境注意力资源，合理的解释是存在一种基于辖区资源禀赋治理情境的官员晋升考核机制。在这一机制下，尽管较低的资源禀赋加大了环境污染治理难度，但考虑到对环境问题的“非渐进性重视”会明显增加晋升竞争优势，辖区官员可能更偏好于将注意力资源投入环境领域，以追求晋升效用最大化。事实上，近几年来环境污染防治绩效确实也为地方主政官员晋升带来了显著效用，地方环境治理竞争态势正由逐底竞争转变为策略性模仿[51]，勾勒出了一幅“为晋升而治理”的新图景。而在晋升压力水平既定条件下，晋升激励主要来自官员年龄、任期、能力等，是一种内生激励模式。这一模式下晋升激励与环境注意力分配之间存在“倒U形”关系，受过去行为影响较大，容易受高层领导个人特质差异干扰，极高水平激励下也可能触发高环境注意力的出现，可通过改善内生激励水平来建立一种专项环境整治应急机制如领导高度重视式治理、“国家卫生城市评比”行政竞标制等[52]。

据此，本文提出五点政策建议：第一，政府应当进一步设计和完善官员环境污染治理绩效考核体系，包括内容上加大环保绩效考核权重、程序上基于初始资源禀赋等进行情景化动态考核、主体上推动多元协同监督评估考核等。第二，应尝试建立差别化、精准化的环境污染治理协调合作机制，包括一般职能性污染治理机制、专项整治型防控工作机制、生态功能区预警机制、跨区域型污染治理联动机制及重大突发污染事件的应急处理机制，这有助于地方官员适时评估、反馈与调整注意力资源分配规模与结构。第三，可借助大数据、人工智能等新兴信息技术手段构建落实以环境污染治理跟踪问责机制为核心的预测性治理体系，根据问题来源、影响、性质等建立首问负责、跨期问责、终身问责、一票否决等机制，实现环境污染的智慧治理。第四，适当延长环境污染严重省份辖区主政官员的任期年限，建立长效稳定的年轻官员定点选派交流机制，有助于保障地方主政官员充分履行生态环境治理事权职责。第五，尝试构建政府环境注意力分配的政策学习机制，包括涉及环境注意力科学分配的常规周期与政治周期政策学习、突发焦点事件与日常例行事务政策学习、目标治理与行政竞标政策学习等，以及在这些政策学习实践之间建立有效的衔接机制，从而增进政策资源配置的有效性与合法性。总之，中国要逐渐构建一种“以外生激励为主、内生激励为辅”的渐进均衡环境污染治理制度。

限于数据、方法和研究水平的约束，本文尚存在一些不足，有待后续研究进一步推进完善。第一，本研究只考察了省委书记的环境注意力分配激励机制问题，其他类型官员的晋升激励作用有待进一步检验，如省长、地级市委书记和市长等。第二，晋升激励与环境注意力分配行为均存在模糊性、不确定性及内生性，如何尽可能避免控制变量、解释变量与被解释变量的联立性偏误等也有待进一步完善。第三，环境注意力分配行为的代理变量优化有着较大的探索空间，如采用“环境问题报道占比”衡量环境注意力分配水平可能更严谨，探索省委机关报以外方式更为精准体现官员注意力分配实际动机等。

参考文献

本期目录

更多精彩 敬请关注

本期专稿

专题研讨：环境治理

曾润喜、朱利平丨晋升激励抑制了地方官员环境注意力分配水平吗？

王智睿、赵聚军丨运动式环境治理的类型学研究——基于多案例的比较分析

专题研讨：农地与农民研究

胡江霞、于永娟丨人力资本、生计风险管理与贫困农民的可持续生计

张磊、曾雪莹、孙琳丨城镇化背景下村庄土地发展权的形成机制分析——基于关系产权视角

论文

颜昌武、许丹敏丨基层治理中的属地管理：守土有责还是甩锅推责？

黄六招、尚虎平、张国磊丨双重吸纳与空间扩展：社会组织的一个生存模型——基于S 市M 区的多案例比较研究

颜梦洁、李青丨政治关联与非营利组织透明度:自媒体监督的调节效应

黄英、陈宝玲、陈昭丨重拾公共价值创造工具的价值——基于公共部门战略管理的审视

国际前沿

李钊、赵琦丨公共组织模式的现象学重构

微信推送·2021年第36期

编辑：王瑛