地方官员治理与城市绿色增长
摘 要 绿色增长是实现可持续发展的重要手段，而对地方官员实施恰当的激励则是中国经济能否实现绿色转型的关键所在。本文首先从理论上分析了中央政府对地方官员治理模式的转变能否以及如何推动经济增长与环境保护的协调发展，然后基于2003—2013年中国278个地级市的面板数据并采用双重差分模型，实证检验了地方官员治理对城市绿色增长的影响效应及其作用渠道。研究发现，地方官员交流在一定时期内能够促进城市绿色增长，但地方官员交流的绿色增长效应将因党政领导角色和官员交流类型而有所差异；官员政绩考核体系转变之后，市委书记交流的绿色增长效应明显增大；在环保考核压力更大的城市，市委书记交流对城市绿色增长的影响程度相对更大；地方官员任期与城市绿色增长之间存在着显著的倒U型关系；地方官员治理的绿色增长效应是通过加大环境规制强度、促进产业结构调整以及推动经济空间集聚等影响渠道来实现的。本文不仅为推动中国城市经济的绿色转型提供了一个新视角，而且对于完善官员治理体制和晋升锦标赛模式也具有较大的启发意义。
0 引言
地方官员在中国经济和社会发展中扮演着非常重要的角色，大量文献认为对地方官员实施恰当的激励是中国经济能否成功转型的关键所在(周黎安，2007；Xu，2011)。在以GDP为核心指标的官员政绩考核体系和经济分权制度下，中央政府激励地方官员之间为了辖区经济增长而展开激烈竞争，从而成功推动了中国经济连续三十多年的高速增长；然而，由于中央和地方之间存在着严重的信息不对称，这种“为增长而竞争”的官员治理模式势必会引发地方政府与污染企业之间的政企合谋行为(聂辉华，2013)，导致中国资源消耗急剧上升和环境污染日益严重。面对人民群众不断高涨的绿色增长诉求，中央政府提出了“科学发展观与构建和谐社会”的执政理念，将环境保护等民生指标纳入官员政绩考核体系，并不断加强环境治理绩效与官员政治晋升的关联程度(陈钊和徐彤，2011)，以期激励地方官员之间为了辖区经济与环境的协调发展而展开相互竞争。那么，这种“为和谐而竞争”的官员治理模式能够推动中国经济增长与环境保护的协调发展吗？作为一个有待实证检验的理论问题，其对于中国建设资源节约型和环境保护型社会具有十分重要的现实意义。
事实上，中央政府对地方官员的激励效应归根结底是由其官员治理体制决定的，因而官员治理体制的组织和变革可能是理解地方官员的激励机制以及转型时期中国经济增长和各种经济社会问题的关键线索(陈刚和李树，2012)。已有大量文献从理论或实证上考察了地方官员治理对辖区经济增长的影响效应(徐现祥等，2007；杨海生等，2010)以及地方官员治理与辖区环境保护之间的关系(梁平汉和高楠，2014；Kahn et al.，2015)，但是环境保护与经济增长之间是紧密相关的，单纯考虑其中一个方面无助于中国环境问题的解决；特别是在中央政府对地方官员的政绩考核机制转变之后，除了少数文献探讨了“为和谐而竞争”的官员治理模式的现实可能性之外(Wu et al.，2013；黎文靖和郑曼妮，2016)，尚未有文献深入研究地方官员治理对城市绿色增长的影响效应及其作用渠道。考虑到官员交流制度和有限任期制度是对中国官员治理体制影响最为深远的组织变革(张军和高远，2007)，本文首先从理论上分析了中央政府对地方官员治理模式的转变能否以及如何推动经济增长与环境保护的协调发展，然后基于2003—2013年中国278个地级市的面板数据并采用双重差分模型实证检验了人事交流和官员任期对城市绿色增长的影响效应及其作用渠道。
本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，既有文献倾向于将中国严峻的环境危机归结于地方政府官员对辖区环境保护的失职失责，却忽视了中央政府对地方官员的激励扭曲与约束不足在地方环境治理失败中应该承担的相关责任，本文将官员晋升激励与地方环境治理关联起来，从理论上分析了中央政府对地方官员治理模式的转变能否以及如何推动经济增长与环境保护的协调发展。第二，既有文献要么集中于研究地方官员对经济增长的影响，要么专注于探讨地方官员与环境污染的关系，但是经济增长与环境保护之间是紧密相关的，单纯考虑其中一个方面无助于中国环境治理问题的解决，因此本文以“生态效率”来统筹衡量经济与环境的协调程度，并在此基础上检验了地方官员治理对城市绿色增长的影响效应。第三，既有文献侧重于地方官员影响效应的相关研究，而对影响渠道的实证研究则明显不足。在“为和谐而竞争”的官员治理模式下，本文不仅定量识别了地方官员治理对城市绿色增长的影响效应，而且对地方官员治理影响城市绿色增长的作用渠道进行了实证检验，这对于中央政府改革和完善地方官员政绩考核体系具有较大的启发意义。
本文其余部分的结构安排如下：第1部分是理论框架与研究假说；第2部分是官员交流与任期数据的说明、城市生态效率的测算以及实证计量模型的设定；第3部分是地方官员治理影响城市绿色增长的实证检验；第4部分是地方官员治理影响城市绿色增长的作用渠道；最后一部分是主要研究结论及相关政策启示。
1 理论框架与研究假说
1.1 理论框架
政治权力的高度中央集权与经济体制的高度地方分权并存是改革开放以来中国所特有的制度安排(Xu，2011)，地方官员影响城市绿色增长的理论分析内嵌于这一特有的政治经济体制之中。图1显示了地方官员治理影响城市绿色增长的理论分析框架，中央政府、地方官员和人民群众构成了这一分析框架的三大主体[注]本文的中央政府是指党中央和国务院等中央党政部门机构。此外，由于地方官员是地方政府行为的直接主体，地方政府所表现出来的各种特征其实是地方官员动机的直观体现，因此本文以地方官员直接替代地方政府，其实质上是一个由省级官员、市级官员、县级官员、乡镇官员等构成的地方官员体系。毛泽东同志曾经将中国官员的个人作用通俗的描述为“政治路线确定之后，干部就是决定因素”。。由于革命历史因素与执政实际需要，中央政府很大程度上代表了人民群众的根本利益，并基于人民群众的广泛支持成为最高执政者(贺大兴和姚洋，2011)，其通过人事任命、干部交流、有限任期等官员治理体制，激励与约束地方官员致力于中央政府的执政目标，以满足人民群众对经济增长和环境保护等利益的诸多诉求；各级地方官员通过中央政府或上级党委的人事任命获取执政权力，利用经由中央政府的经济分权而掌握的大量信息和资源，一方面直接对当地民众的利益诉求做出反应，更主要的是根据干部考核指标体系对中央政府或上级党委的监督与激励做出必要的迎合与反应；人民群众则基于执政集团对其利益诉求的回应和满足程度来决定其对执政集团的支持力度。由此可见，中央政府对地方官员治理模式的组织和变革是理解地方官员的激励机制以及转型时期中国经济增长和各种经济社会问题的关键线索(陈刚和李树，2012)。
图1 地方官员治理影响城市绿色增长的理论框架
资料来源：作者自行绘制而得。
在经济发展的早期，人民群众的根本利益诉求是饱食暖衣和生活丰裕，此时中央政府的首要执政目标是快速促进国民经济增长。在高度中央集权的政治体制下，拥有人事任命权的中央政府将辖区GDP增长作为地方官员政绩考核的单一指标，通过向地方政府进行较高程度的财政分权和行政分权(Qian and Weingast，1997)，将地方官员晋升激励与其辖区经济增长紧密联系起来(周黎安，2007)。在这种向地方分权的权威主义制度下，地方官员之间为了辖区经济增长而展开激烈竞争，地方政府在市场维护和经济建设中扮演了“援助之手”的角色，从而成功推动了中国经济连续三十多年的高速增长(陈刚和李树，2012)。学术界将这种中央政府基于GDP增长考核地方官员的晋升锦标赛模式称为“为增长而竞争”的官员治理模式。已有较多经验文献验证了这种官员治理模式的现实存在性(Li and Zhou，2005；罗党论等，2015)，也有大量经验文献基于这种官员治理模式实证研究了地方官员治理对辖区经济增长的影响效应(徐现祥等，2007；张军和高远，2007；杨海生等，2010)。然而，在“为增长而竞争”的官员治理模式下，由于中央政府和地方政府之间存在严重的信息不对称，以GDP增长为单一指标的干部考核体系势必会引起地方政府的机会主义行为，地方官员通过与当地企业之间的合谋虽然在短期内会促进辖区经济增长(聂辉华，2013)，却也过度牺牲了民生与和谐而引起了环境污染加剧(Jia，2013；梁平汉和高楠，2014)、安全事故频发(Jia and Nie，2017)、土地违法层出(张莉等，2011)等大量经济社会问题。
随着国民经济的快速增长和生活水平的不断提高，人民群众对环境污染等经济社会问题愈加关注，对经济增长与环境保护协调发展的利益诉求日渐高涨。面对中国经济增长过程中的高污染高能耗问题，中央政府在2003年提出了“科学发展观与构建和谐社会”的执政理念，转变单纯追求经济增长而牺牲生态环境的发展道路，强调中国经济增长的绿色转型和可持续发展。与此同时，中央政府改变以往将GDP增长作为地方官员政绩考核的单一指标，倡导和推行将环境保护指标纳入地方官员政绩考核体系，并将地方官员晋升激励与辖区环保考核实绩紧密关联起来(Kahn et al.，2015)[注]中央政府近年来确实在不断提升环境保护指标在官员考核指标体系中的重要性。例如，中央组织部在2006年7月下发的《体现科学发展观要求的地方党政领导班子和领导干部综合考核评价试行办法》中，开始改变以往将GDP增长作为地方官员政绩考核单一指标的评价体系，明确将节能减排与环境保护纳入到对地方党政领导班子及其成员的实绩分析要点；国务院办公厅在2007年5月下发的《关于印发节能减排综合性工作方案的通知》中，更是明确提出要将节能减排指标完成情况作为官员政绩考核的重要内容，对于不能按时完成既定指标的地方官员实行“一票否决制”；2011年3月，“十二五”规划将生态环境保护提高到史无前例的重要位置，被国内外观察人士赞誉为“史上最绿色新政”，“十二五”规划中设置了七项约束性指标以强调环境和能源问题，分别是单位GDP能耗、单位GDP二氧化碳排放、主要污染物、森林覆盖率、非化石能源占一次能源消费比重、单位工业增加值用水量、耕地保有量。。换言之，在向地方分权的权威主义制度下，中央政府激励和监督地方官员之间同时为了辖区经济增长和环境保护而展开相互竞争。本文将这种中央政府基于经济增长与环境保护的协调发展考核地方官员的晋升锦标赛模式称之为“为和谐而竞争”的官员治理模式。陈钊和徐彤(2011)通过构建数理模型从理论上证明了基于公众满意程度的“为和谐而竞争”官员治理模式的现实可能性；已有实证文献从经验上证明了经济增长绩效和环境保护指标均对地方官员晋升存在显著影响(Zheng et al.，2014；Chen et al.，2015；黎文靖和郑曼妮，2016)。那么，会自然而然引出一个问题：在现有的政治经济体制下，中央政府响应人民群众的绿色增长诉求，通过调整官员绩效考核指标体系，塑造“为和谐而增长”的官员治理模式，能否实现城市经济增长与环境保护的协调发展？地方官员治理又是通过哪些作用渠道实现城市绿色增长的？
在“为和谐而竞争”的晋升锦标赛模式下，由于中央政府将经济增长绩效和环境保护指标同时纳入了官员政绩考核体系，因此地方官员面对政治晋升激励可能会通过采取加强环境规制、促进结构调整、推动经济集聚等措施以实现经济增长与环境保护的协调发展，图1中三大主体构成的三角形内部显示了地方官员治理影响城市绿色增长的这一作用渠道。具体而言，环境规制是地方官员应对环境污染问题的首要政策措施，通过设定合理的环境标准可以激励辖区企业致力于环境技术创新投资，从而催生产品制造过程中的创新补偿效应，弥补辖区企业因政府环境规制而增加的额外生产成本，最终促使产业实现经济绩效和环境绩效同时改进的双赢状态。尽管国内地方政府面对跨境污染问题和地区间资本竞争，在环境规制的制定、实施和监督过程中依然存在着“逐底竞争”的策略互动行为，但是随着中央政府执政理念和官员政绩考核体系的转变，地方官员必然会选择提高环境规制强度以期增强辖区经济与环境的协调性(李胜兰等，2014)。其次，环境污染是工业生产与城市建设所造成的负面产物，而工业化与城市化则是中国实现现代化的两大引擎。产业结构调整是现阶段中国工业化进程中的关键问题，其目的在于以更少的资源消耗和环境代价生产出更多的物质财富，因而是处于转型期的中国获取经济增长动力和改善生态环境质量的根本途径(韩永辉等，2016)。城市化进程的本质内容是经济活动的空间集聚，虽然空间集聚在促进经济增长的同时也会带来一些环境污染，但是考虑到污染物质的排放与治理可能具有规模经济属性，因而空间集聚可能是控制污染物质排放总量或排放强度的重要机制(陆铭和冯皓，2014)。在国家层面各项工业化和城市化相关规划的指引下，处于“为和谐而竞争”治理模式下的各级地方官员纷纷响应中央政府的号召，积极促进产业结构调整和推动经济空间集聚，以期实现辖区经济增长与环境保护的协调发展。事实上，新结构经济学已为地方官员引领产业结构调整和经济空间集聚提供了一般性的理论基础(林毅夫，2010；胡晨光等，2011；宋凌云等，2012)[注]发展中国家处于世界产业链的中后端，产业结构变动时，所投资的是技术成熟、产品市场已经存在、处于世界产业链内的“新产业”，是有先验信息的，因此，在发展中国家，企业很容易对哪一个是有前景的新产业形成共识，政府相对于企业具有总量信息优势，可以利用这一信息优势制定产业政策引导产业结构调整(林毅夫，2010)。对于经济空间集聚而言，政府通过政策手段可以改变集聚经济区产业外在的发展环境，从而改变其要素禀赋的使用与发展方向，发挥集聚经济区要素禀赋在国际分工中的比较优势，促成集聚经济区的产业集聚，成为集聚经济区产业集聚的外部动力(胡晨光等，2011)。。
1.2 研究假说
一个地区的经济增长，不仅受到地方官员个人努力的影响，也受到地区资源禀赋条件的影响。如果地方官员都只在一个地区任职，则中央政府只能比较同一地区前后任官员的经济绩效，因为这些资源禀赋条件对地区经济增长的影响是不确定的，从而使得地方官员致力于地区经济增长的个人努力存在着较高的风险(尹振东，2010)。相比于官员留任制度，官员交流制度连通了不同的城市或地区，使得中央政府可以对在不同城市任职的地方官员进行相对绩效比较(姚洋和张牧扬，2013)，这就有效剔除了地区资源禀赋对其经济增长的影响，可以更好地显示出地方官员个人努力程度的实际效应，从而降低了地方官员个人所承担的不确定风险，更容易激励地方官员提高个人努力程度以促进地区经济增长。已有大量经验文献证明了官员交流制度总体上对地区经济增长有相当正面的推动作用(徐现祥等，2007；张军和高远，2007；王贤彬和徐现祥，2008；陈刚和李树，2012)。
在向地方分权的权威主义制度下，环境治理难题归根结底是地方官员面对政治晋升激励而自主选择的一种与当地企业合谋的行为(Jia，2013；聂辉华，2013)。具体而言，地方官员在其任期内放松环境规制标准，允许当地企业超标排污以扩大产量或获取利润，而地方政府则在短期内增加GDP以获得政治升迁或财税利益。地方官员的持续影响力和在任稳定程度是决定政企合谋行为成功与否的关键因素之一，显然地方官员任期过长将会固化和加深地方官员与当地企业所形成的的这种利益关系网络(张莉等，2011)。官员交流制度不仅促进了地方官员在地区之间的交流任职，而且客观上限制了地方官员在同一地区的任职期限，这都将有助于破除地方官员因长时期在同一地区任职而结成的政企关系网络，从而有助于在一定时期内降低地区生态环境污染(梁平汉和高楠，2014)，尤其是随着中央政府执政理念和官员政绩考核体系的转变，官员交流的这一环境治理效应将更加显著。
此外，干部交流和职务任期的相关规定明确指出，在同一职位任期满10年的官员必须交流到其他地方任职，但是倘若这一官员在新交流地的同一级别职位任期满5年之后仍没有获得升迁，则必须退出领导岗位以补充更为年轻的干部[注]中央政府在2006年颁布的《党政领导干部交流规定》指出，县级以上地方党委、政府领导成员在同一职位上任职满10年的，必须交流；民族自治地方的少数民族党政领导干部经批准可以适当放宽。此外，中央政府在同一时间颁布的《党政领导干部职务任期暂行规定》指出，党政领导干部在同一层次领导职务的任期累计达到15年的，不再推荐、提名或者任命担任第二条所列范围内的同一层次领导职务。。因此，官员交流及其他配套制度也具有促进地方官员“优胜劣汰”的明显作用，而这将进一步强化地方官员之间的“晋升锦标赛”激励(陈刚和李树，2012)。在“为和谐而竞争”的晋升锦标赛模式下，由于中央政府将经济增长绩效和环境保护指标同时纳入了官员政绩考核体系，因而官员交流制度将会促使地方官员更加注重辖区经济增长与环境保护的协调发展。最后，官员交流制度是上级政府促进经济社会协调发展和落实上级发展战略意图的一个重要举措(徐现祥等，2007)，因为发达地区官员交流到落后地区任职，具有在落后地区复制或推广发达地区经济增长或环境治理成功经验的突出作用，进而可能促进辖区经济增长与环境保护的协调发展。
综合官员交流影响地区经济增长和环境污染治理的以上理论分析，本文提出以下有待实证检验的研究假说一：地方官员交流在一定时期内能够促进城市绿色增长。
党政两条线的现行政治体制，使得书记和市长在政治地位和职能分工上存在某些差异，进而导致书记和市长在地方经济社会事务中具有不同的作用。一方面，市委书记实际上才是地方党政领导班子的一把手，因而管理地方经济社会事务自然是其主要工作。事实上，书记办公会和市级常委会最终具有地区经济社会发展的重大决策权，经两会讨论并形成决议之后才由市长签发执行；而且市委书记很大一部分是由本市市长晋升而来，在其晋升为本市一把手之后通常都有实施自己发展当地经济构想的强烈欲望(杨其静和郑楠，2013)。因此，市委书记与市长相比对地方经济增长和环境保护可能负有更多的领导责任，即书记交流可能比市长交流具有更为显著的绿色增长效应。另一方面，按照党政职能的具体分工，书记一般负责谋篇布局的整体工作，而市长则负责主抓经济发展的具体事务，所以市长相比于书记对城市绿色增长可能肩负更直接的领导责任；此外，市长政治地位低于书记，且在任年龄普遍小于书记，所以与书记相比市长的晋升机会相对更多且晋升动机相对更强。因此，从这一方面而言，市长交流可能比书记交流具有更为显著的绿色增长效应。综合以上分析，本文认为书记交流和市长交流对城市绿色增长的影响效应可能会存在某些异质性差异。
按照交流之前的工作职能，可以将官员交流类型划分为平行交流和垂直交流。其中，平行交流官员主要是来自外市晋升或平行调动的地市官员，他们在任现职前就具有综合管理地区经济增长和环境保护的丰富经验；垂直交流官员主要来自中央部委或省直机关的地市官员，他们在任现职前通常专注于某一具体工作领域，可能仅具有这一领域的相关管理经验。因此，就这一层面而言，与垂直交流官员(环保部门除外)相比，平行交流官员可能具有更为丰富和成熟的经济增长经验或环境治理经验，即平行交流官员可能比垂直交流官员具有更为显著的绿色增长效应。另一方面，地方官员与上级政府的利益在很多情况下可能并非一致，因而地方官员可能会利用两者之间的信息不对称而向上级政府隐瞒某些不良信息。官员垂直交流有利于促进上下级政府之间的信息沟通，帮助上级政府获取流入地的更多真实信息，从而更有力地保障上级政策意图在地方层面的贯彻执行(Huang，2002)。因此，就这一方面而言，在“为和谐而竞争”的官员治理模式下，垂直交流官员可能比平行交流官员更有利于促进辖区经济增长与环境保护的协调发展。综合以上理论分析，本文认为官员平行交流和垂直交流对城市绿色增长的影响效应可能会存在某些异质性差异。
基于党政领导角色和官员交流类型对城市绿色增长的以上理论分析，本文提出以下有待实证检验的研究假说二：地方官员交流对城市绿色增长的影响效应，将因党政领导角色和官员交流类型不同而有所差异。具体而言，市委书记交流和市长交流对城市绿色增长的影响有所不同，官员平行交流和垂直交流对城市绿色增长的影响存在差异。
官员交流在客观上限制了地方官员在同一地区的任职期限，但是官员任期对城市绿色增长的影响机理与官员交流并非完全一致。作为官员治理体制中最基本的一项制度，官员任期已成为研究地方官员执政行为的一个重要考量因素(McCabe et al.，2008)。一方面，在政治晋升强激励的约束下，交流官员在有限任期内必须有突出的经济增长业绩。具体而言，在其任期的起始阶段，交流官员不仅需要一定时间去适应新职位或新环境，而且可能因为实施差异化政策而带来政策不连续性，这都将可能降低辖区经济增速；随着任职时间的延长，交流官员会通过增加信贷投放、财政支出和固定资产投资等作用渠道来最大限度地促进辖区经济增长；但在任职的后期阶段，地方官员通常可以提前获知自己去向，考虑到自身努力可能给继任官员带来正外部性，因而会降低信贷投放和固定资产投资力度，这将会降低辖区经济增长速度。因此，官员任期与辖区经济增长之间存在非线性的倒U型关系(张军和高远，2007；李维安和钱先航，2012；谭之博和周黎安，2015)。另一方面，官员交流限制了地方官员在同一地区的任职期限，有助于破除地方官员因长期在同一地区任职而结成的政企合谋网络，从而有助于在一定时期内降低地区生态环境污染(梁平汉和高楠，2014)。具体而言，在交流官员上任初期，由于围绕前任官员建立起来的政企合谋网络已经破裂，而围绕交流官员的利益关系网络因其上任时间较短而尚未形成，此时辖区环境污染程度将会降低；但是，随着交流官员在本地任职年限的增加，其被当地企业俘获的概率将会逐步增大，围绕交流官员的政企合谋网络将逐步形成(范子英和田彬彬，2016)，这将导致辖区环境污染程度增加。因此，官员任期与辖区环境污染之间可能存在非线性的正U型关系。
综合地方官员任期影响辖区经济增长和环境污染的以上理论分析，本文提出以下有待实证检验的研究假说三：地方官员任期与城市绿色增长之间存在非线性的倒U型关系。
2 计量模型、变量说明及数据来源
2.1 官员交流与任期数据
由于地市官员所承担的政治职能明显弱于省级官员，而发展地方经济的基本职能却更为突出，因此以地市官员作为晋升激励的考察对象更为合适。有别于采用省级官员交流数据的多数现有文献，本文利用更为微观的地市官员交流数据进行研究，而且采用地级行政区数据增加了实证研究的样本量，有利于提高估计结果的精确度。由于个别地级市成立时间较短或数据缺失严重，而四大直辖市下属区县的党政领导在行政级别上存在较大差异，因此本文最终采用的是2003—2013年中国大陆除了西藏自治区和四大直辖市之外的26个省区下辖的278个地级市官员数据[注]地级行政区有地级市、自治州、地区、盟等不同称谓，本文为方便行文将它们统称为 “城市”或“地级市”。研究样本中没有包括西藏自治区和四大直辖市下辖的地级行政区，是因为这些地级行政区的环境污染数据或者官员个人信息数据存在某些缺失。研究样本中26个省区下辖的个别地级市因为成立时间较短或某些政治因素也不包含在研究样本中，包括海东、毕节、铜仁、济源、巢湖、三沙等。。研究样本中每个城市的市委书记和市长的个人信息原始数据均来自人民网的《地方领导资料库》，部分缺失数据通过其他网站搜索获取。
根据《党政领导干部交流工作规定》的说明，地市官员的交流来源主要包括本省外市、本省机关、外省外市、外省机关、中央部委、国有企业等，本文将由其他地级市晋升或平调的官员称为平行交流，而将来自中央部委、省直机关或国有企事业单位的官员称为垂直交流。需要说明的是，既有相关文献一般将担任流入地党政首长之前的过渡时间在一个任期(五年)之内的官员界定为交流官员，而本文则认为，如果外调官员在流入地的过渡时间较长，将导致我们难以判断其后续担任本市党政首长是源于其交流背景还是过渡期间的政绩；因此，本文仅将过渡时间在一年以内的官员界定为交流官员。图2统计描述了样本期间地级市交流官员的各年人数分布，从中可以发现，属于交流官员的市委书记人数在各个年份较为平稳，而市长交流人数与之相比则呈现出较为明显的增长趋势。具体而言，样本期间所有地级市共有991人次出任市委书记，属于交流官员的有278人次，其中平行交流官员有111人次，垂直交流官员有167人次；对于市长而言，样本期间共有1072人次出任，属于交流官员的有343人次，其中平行交流官员有63人次，垂直交流官员有280人次。这说明，中国地级行政区的官员交流现象是非常普遍的，而且以垂直交流类型占据多数。
图2 2003—2013年地级市交流官员的各年分布
资料来源：作者根据相关数据绘制而得。
本文将官员任期界定为其在同一城市同一职位上从开始任职到最终离开的年数。由于地方官员的上任时间和离任时间通常发生于某一年的某一月份，本文采用既有相关文献的处理方式(张军和高远，2007；陈刚和李树，2012)，倘若官员在某一年的前半年(1—6月)上任，则将这一年作为其上任开始年份；如果官员在某一年的后半年(7—12月)上任，则从下一年开始计算其官员任期。同理，倘若官员在一年中的前半段离任，则将前一年作为其任职结束年份；如果官员在一年中的后半段历任，则将这一年纳入其官员任期。此外，如果某个官员在同一城市先担任市长后升任书记，考虑到其管理风格和经济政策应会保持较高的连续性，本文将合并计算这一官员担任市长和书记的任职时间。图3统计描述了样本期间市委书记和市长的任期分布情况，从中可以发现，书记和市长任期最长的都是11年，书记任期人次分布最多的是2～4年，市长任期人次分布最多的是3～5年。由于有一些官员是在2012年和2013年各省召开的党代会和人代会上刚任职的，他们多数至今尚未正常离任，因而如果将这些官员从研究样本中剔除，市委书记的普遍任期实际上也是3～5年。
图3 2003—2013年市委书记和市长的任期分布
资料来源：作者根据相关数据绘制而得。
2.2 城市绿色增长的测算
环境保护与经济增长是紧密相关的，单纯考虑其中一个方面无助于中国环境问题的解决。城市绿色增长的本质特征就在于推动实现经济增长与环境保护的协调发展(OECD，2011)。由于生态效率的内涵与绿色增长在本质上是一致的，因此本文将通过测算城市生态效率来对城市绿色增长进行评价。既有文献对生态效率进行测算时，普遍采用的是Chung et al.(1997)在传统DEA模型基础上构建的方向性距离函数法(DDF)，但是传统DEA模型存在着导向选择和径向变动的问题，因而其测算的生态效率值将是有偏的或不准确的(Tone，2001)[注]Cooper et al.(2009)根据是否有导向选择和径向变动问题将DEA模型分成四类：导向的和径向的、导向的和非径向的、非导向的和径向的、非导向的和非径向的。“导向的”DEA模型意味着在测算效率之前需要事先做出基于投入导向(假设产出不变)或基于产出导向(假设投入不变)的选择；“径向的”DEA模型意味着在测算效率过程中要求投入同比例变动或产出同比例变动。(Cooper et al.(2009)。针对上述问题，在Tone(2001)提出的非径向和非导向的SBM-DEA模型的基础上，Färe and Grosskopf(2010)构建了考虑变量松弛性问题的方向性距离函数法(SBM-DDF)。本文将采用这一方法对2003—2013年期间中国278个地级市的生态效率进行测算。
本文将每个城市看作一个决策单元并根据环境技术，假设每个城市使用N种要素投入
(1)
本文以各城市的从业人员数和物质资本存量作为要素投入，将以2003年为基期按照GDP平减指数计算而得的实际地区生产总值作为合意产出，将各城市的工业废水排放量、工业二氧化硫排放量和工业烟尘排放量等三种环境污染物作为非合意产出，对样本期间278个地级市的生态效率进行测算。以上变量的原始数据均来自《中国城市统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》。需要说明的是，各城市的物质资本存量是根据永续盘存法计算而得，其关键在于不变价投资的获取、基期资本存量的计算以及经济折旧率的确定。其中，不变价投资是以2003年为基期根据所在省份的固定资产价格指数，通过对固定资本形成总额进行平减计算而得；基期资本存量采用Young(2003)的方法以期初固定资产投资总额除以10%计算而得；经济折旧率不是粗略地采用全国层面数据，而是使用Wu(2015)计算的各省份经济折旧率，以期尽可能准确地计算各城市的物质资本存量。图4显示了2003—2013年中国城市生态效率的变化趋势，从中可以发现，与没有考虑环境污染时的经济效率均值相比，考虑环境污染之后的城市生态效率均值明显较低，但其在样本期间总体上呈现出缓慢增长的态势。根据城市官员的行政级别，将所有样本城市划分为副省级城市和普通地级市，可以发现副省级城市的生态效率均值明显高于全部样本城市均值，且总体上呈现出较为明显的增长趋势；而普通地级市的生态效率均值则略低于全国均值且其增长态势并不明显。
图4 2003—2013年中国城市生态效率的变化趋势
资料来源：作者根据相关数据绘制而得。
2.3 实证计量模型的设定
虽然可以通过比较官员交流前后两个时期的生态效率差异来评价官员交流的绿色增长效应，但是收入水平、产业结构、经济开放等诸多因素也会影响一个城市的生态效率，因此忽略这些影响因素而将官员交流前后的生态效率差异完全归结于地方官员交流显然是不准确的。由于在同一年份有些城市官员是交流而来的，另一些城市官员则是本地晋升的，因而理论上我们可以通过双重差分模型(DID)来估计地方官员交流对城市绿色增长的净效应，但考虑到官员交流在时间上是不断变化的而没有统一的时间节点，因此本文最终采用了一种变通的双重差分模型(Cameron and Trivedi，2005；聂辉华等，2009)，如式(2)所示。其中，effii t是某城市i在时期t的生态效率值的对数转换形式，转换过程中先对效率值加1再取其对数，以避免对数形式出现过多的零值和负值。exchangei t表示地方官员交流的二维虚拟变量，当某城市某年份的地方官员是交流而来的，则赋值为1，否则赋值0，显然其作用等价于双重差分模型中的交互项；ηi和μt，分别是城市固定效应和年份固定效应，这等价于控制了处理组虚拟变量和处置前后时间虚拟变量(范子英和田彬彬，2016)。因此，β1估计的就是双重差分模型的结果，度量了地方官员交流对城市绿色增长的净效应。tenurei t是地方官员任期，在模型中加入了一次项和二次项以检验其倒U型关系。
(2)
Xi t表示城市生态效率的其他影响因素，包括在任年龄、受教育程度、本地任职经历等官员个人特征，以及发展水平、人口密度、产业结构、政府行政力量、对外开放程度等地区经济社会变量。具体而言，在任年龄(age)是以任职当年年份减去官员出生年份进行衡量。受教育程度(education)是根据官员任职时的学历进行赋值，大专及以下学历记为1、本科学历记为2、硕士学历记为3、博士学历记为4。以担任书记或市长之前是否在本地任职一个任期及以上作为判断官员是否有本地任职经历(local)的标准，理论上本地任职时间较长，一方面会更容易构建政企合谋关系网络而不利于城市生态效率，另一方面则可能加深官员对本地的感情联系和熟悉程度而促使其更加注重城市发展质量。城市发展水平(Lnpgdp)用人均实际生产总值的对数及其平方项表示，以此验证环境库兹涅茨曲线是否存在。城市人口密度(Lndensity)以单位土地面积上居民人口数量的对数表示。城市产业结构(industry)以第二产业(表中简称“二产”)总产值占地区生产总值的比重衡量。对外开放程度(open)以进出口贸易总额占地区生产总值的比重衡量。政府干预强度(finance)以财政支出总额占地区生产总值的比重表示。城市官员个人特征的相关数据来自人民网的《地方领导资料库》，地区经济社会变量的相关数据来自《中国城市统计年鉴》。表1给出了主要变量的描述性统计。
表1 主要变量定义及描述性统计
续表
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
3 地方官员治理影响城市绿色增长的实证检验
3.1 总样本基准回归
表2给出了地方官员治理影响城市绿色增长的基准回归结果。由于市委书记和市长是同时对地方事务产生影响的，因此我们首先同时考察市委书记和市长交流的绿色增长效应。[注]感谢匿名审稿人的修改建议。表2的第一个回归和第二个回归均是没有控制市委书记和市长的任职期限及其平方项、在任年龄、受教育程度、本地任职经历等官员个人特征的估计结果。需要说明的是，我们在第一个回归和第二个回归的基础上分别进一步引入了以上官员个人特征，但出于表格排版和结果显示的方便，此处并没有呈现加入官员个人特征之后的计量结果。回归结果显示，加入官员个人特征之后，市委书记或市长的总体交流对于城市绿色增长仍具有显著的正向影响，市委书记或市长垂直交流的城市绿色增长效应仍显著为正向，而平行交流的绿色增长效应虽然正向但仍没有通过显著性检验；市委书记和市长的任职期限与城市绿色增长之间均具有倒U型关系，但市长任期没有通过联合显著性检验；市委书记和市长的本地任职经历均有利于促进城市绿色增长，但市长的本地任职经历没有通过显著性检验；市委书记和市长的受教育程度均具有显著的绿色增长效应，而在职年龄的负向影响均不显著。具体而言，我们假设一个城市的生态效率既作为市委书记的施政绩效，同时作为市长的施政绩效，并假设两名地方官员来自同一分布(姚洋和张牧扬，2013)。也就是说，每个城市每个年度出现两个观察值，分别放置市委书记和市长的虚拟变量。此时，计量模型中的exchangei t表示书记或市长交流的虚拟变量，即当某城市某年份的书记或市长只要其中之一是交流而来的，则赋值为1，否则赋值0。第一个回归是同时考察市委书记和市长的总体交流效应，结果显示市委书记或市长交流的系数在5%的水平上显著为正向，这表明市委书记或市长交流对城市绿色增长具有显著的促进效应。第二个回归则是同时考察市委书记和市长的分类型交流效应，结果显示书记或市长的垂直交流对城市绿色增长具有显著的正向促进效应，而平行交流的绿色增长效应虽为正向但均没有通过显著性检验。
表2 人事交流、官员任期与城市生态效率的总样本回归结果
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平；括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
我国实行的是党政两条线的政治体制，书记和市长在地方事务中起着不同的作用，但现有多数文献并没有将两者的角色予以区分。[注]为了进一步验证书记交流与市长交流在绿色增长效应上的差异，本文将书记交流变量、市长交流变量以及二者的交互项同时纳入计量模型，并同时放入书记和市长的其他个人特征以及生态效率的其他控制变量。实证结果显示，仅发生市委书记交流时的城市绿色增长效应是显著正向的；当仅发生市长交流时以及同时发生书记和市长交流时的估计系数虽然均为正向，但都没有通过显著性检验。这进一步表明市委书记交流和市长交流的绿色增长效应是存在差异的。但是，出于表格排版和结果显示的考虑，我们并没有在正文中呈现上述计量回归结果。若读者有需要，可向我们索取。针对这一问题，第三个回归和第五个回归显示，无论是市委书记交流还是市长交流均对城市生态效率具有正向促进作用，这说明官员交流制度在一定时期内能够通过促进辖区经济增长和降低生态环境污染而有利于城市绿色增长，初步验证了本文的第一个研究假说。但是，市委书记交流的绿色增长效应在统计上是显著的，而市长交流则是不显著的。这一方面可能是因为市委书记才是地方党政领导班子的一把手，其在地方经济社会事务管理中具有更大的决策权，所以市委书记相比于市长在城市绿色增长中可能肩负更直接的领导责任；另一方面则可能是因为交流市长有很大一部分将来会晋升为本市的市委书记，即交流市长相比于非交流市长具有更大的升迁概率，由于预期到目前的市长职位仅是一个过渡性的“跳板”，这可能会导致交流市长在对待地方经济发展及社会事务管理上存在着一种“不求有功，但求无过”的消极工作态度。
第四个回归和第六个回归分别报告了书记交流类型和市长交流类型的绿色增长效应，实证结果显示只有市委书记的垂直交流对城市生态效率具有显著的正向促进作用。这不仅进一步表明市委书记交流和市长交流的绿色增长效应是有所不同的，而且体现出官员平行交流和垂直交流对城市生态效率的影响效应是存在某些差异的，从而验证了本文的第二个研究假说，即地方官员交流对城市绿色增长的影响效应将因党政领导角色和官员交流类型而有所差异。相比于官员平行交流，书记垂直交流的绿色增长效应是正向且显著的，一方面可能是因为平行交流官员虽然具有促进地区经济增长的丰富经验，但是在实现经济与环境协调发展上并不具有比垂直交流官员更为有效的工作经验；另一方面可能是因为垂直交流官员在上下级政府之间的信息沟通上具有更为便捷的优势，能够更好地贯彻执行上级政府的政策意图，在“为和谐而竞争”的官员治理模式下能更好地促进经济与环境协调发展。
后边四个回归结果均显示，地方官员任期与城市绿色增长之间存在着显著的倒U型关系；经过计算可以得到，书记任期的拐点是3.62年，而市长任期的拐点是3.71年。这表明地方官员任期对城市绿色增长的边际效应随着其任职年限的增加而呈现出由正向到负向的影响转变，从而验证了本文的第三个研究假说。究其原因，面对政治晋升激励，在任职前期阶段，交流官员一方面通过各种投资渠道来最大限度地促进辖区经济增长，另一方面则因破除了流入地原有的政企合谋网络而有助于降低辖区环境污染；但是，随着任职时间的延长，由于预期到自身晋升概率可能在下降或者自身努力可能给后继者带来正外部性影响，地方官员发展辖区经济的积极性将会随之下降，而围绕交流官员的政企合谋网络则在逐步形成，这必将会导致辖区环境污染程度增加。此外，回归结果还显示，有本地任职经历的市委书记将会显著促进城市绿色增长，这可能是因为本地任职经历加深了市委书记对本地的感情联系和熟悉程度，从而促使其执政过程中更加注重城市发展质量；市委书记和市长的在任年龄对城市绿色增长的影响效应均不显著；官员教育程度提高显著有利于城市经济增长与环境保护的协调发展，这可能是因为高学历的地方官员在执政理念上更加注重辖区长远发展。
其他控制变量的估计结果在以上四个回归中比较稳健，而且与既有相关文献的研究结论基本保持一致。具体而言，人均地区生产总值一次项和二次项的回归系数均显著为正向，这表明城市生态效率并不支持 “环境库兹涅茨假说”；剔除人均地区生产总值的二次项之后，人均地区生产总值对城市生态效率仍具有显著正向影响，这意味着地区收入水平提高有利于城市绿色增长。城市人口密度的回归系数均显著为负向，这表明人口过于集中会对城市生态效率产生不利影响。第二产业总产值占比的回归系数均显著为负向，这是因为工业化进程在促进地区经济增长的同时也带来了严重的环境污染，而工业污染物在中国环境污染总量中的比重是非常高的。进出口贸易总量占比的回归系数显著为正向，这表明国际贸易因技术效应和结构效应而改善的环境质量明显超过了因经济规模扩大而增加的污染排放。财政支出总额占比的回归系数显著为负向，这意味着政府干预过多不利于城市绿色增长。
3.2 按时间分段回归
面对中国经济增长过程中的高污染和高能耗问题，中央政府虽然早在2003年就提出了“科学发展观和构建和谐社会”的执政理念，希望转变单纯追求经济增长而牺牲生态环境的发展道路，但是直到2007年左右才真正将环境保护指标纳入官员政绩考核体系，从而将地方官员晋升激励与辖区环保考核实绩紧密关联起来。例如，中央组织部在2006年7月下发的《体现科学发展观要求的地方党政领导班子和领导干部综合考核评价试行办法》中，开始改变以往将GDP增长作为地方官员政绩考核单一指标的评价体系；国务院办公厅在2007年5月下发的《关于印发节能减排综合性工作方案的通知》中，明确提出要将节能减排指标完成情况作为官员政绩考核的重要内容，对于不能按时完成既定指标的地方官员实行“一票否决制”。换言之，中央政府对地方政府“为和谐而竞争”的官员治理模式是自2007年之后才真正建立起来的。基于此，本文将样本期间以2007年为界点划分为2003—2006年和2007—2013年两个时段，以期更深入地考察政绩考核体系转变之后地方官员治理对城市绿色增长的影响效应。表3给出了地方官员治理影响城市绿色增长的分时段回归结果。
表3 人事交流、官员任期与城市生态效率的分时段回归结果
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平；括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
具体而言，我们将样本期间以2007年为界点划分为2003—2006年(period1)和2007—2013年(period2)两个时段。当样本数据处于2003—2006年期间时，period1赋值为1，否则为0；当样本数据处于2007—2013年时段时，period2赋值为1，否则为0。在此基础上，将地方官员交流变量分别与这两个时段相乘构建交互项(exchange×period1和exchange×period2)，从而继续以全样本考察政绩考核体系转变之后地方官员治理对城市绿色增长的影响效应。估计结果显示，市委书记交流对城市绿色增长的影响效应在前后两个时段发生了明显的变化。在2003—2006年时段，市委书记总体交流、平行交流和垂直交流对城市绿色增长的影响效应虽然均为正向但都不显著；在2007—2013年时段，市委书记交流的绿色增长效应不但非常显著地为正向，而且影响程度与前一时段相比也明显变大。这表明，在向地方分权的权威主义制度下，中央政府将环境保护指标纳入官员政绩考核体系，并且激励和监督地方官员之间为了辖区经济与环境的协调发展而展开相互竞争，将会促使交流的市委书记不仅致力于辖区的快速经济增长，还将同时关注城市环境保护治理。与市委书记交流相比，市长交流对城市绿色增长的影响效应在前后两个时段基本没有发生变化，这不仅进一步验证了市委书记交流和市长交流的绿色增长效应是有所不同的，而且在一定程度上体现出市委书记才是地方党政领导班子的一把手。此外，回归结果还显示，市委书记任期与城市绿色增长之间在前一时段上具有显著的倒U型关系，而在后一时段则仅有二次项系数显著。对后一时段上市委书记任期的一次项系数和二次项系数进行联合显著性F检验，结果表明两者是联合显著的。因此，市委书记任期与城市绿色增长之间在前后两个时段均具有显著的倒U型关系。相比之下，市长任期的非线性关系在前后两个时段均没有通过显著性检验。
3.3 按城市分类回归
由于在环保考核压力和资源掌握程度上存在差异，不同类型城市的地方官员对城市绿色增长的影响效应将有所不同。本文按照上级政府对各城市环保考核的程度差异将所有样本城市分成了两组，以期更加深入地考察交流官员任职的城市环境考核压力是否影响了地方官员治理的绿色增长效应。具体而言，第一组是剔除拉萨市和四大直辖市之外的环保部重点监控的74个大中城市，具体包括中共中央明文规定的15个副省级城市、副省级省会之外的其余16个省会城市，以及唐山、邯郸、保定等环境污染较为严重的城市和苏州、珠海和烟台等工业基础较为雄厚的城市，本文将其笼统地称为环保重点监控城市。需要说明的是，环保部近年来会定期公布这些重点监控城市的空气质量状况和综合污染指数排名，在上级政府和人民群众高度重视环境污染的情况下，这种定期公开进行环保排名的方式势必会促使这些环保重点监控城市的地方官员同时兼顾经济增长与环境保护。第二组是样本中除了以上环保重点监控城市之外的其余209个地级市，本文将其笼统地称为普通城市。表4给出了地方官员治理影响城市绿色增长的分城市类型回归结果。
表4 人事交流、官员任期与城市生态效率的分城市类型回归结果
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平；括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
估计结果显示，普通城市的市委书记总体交流、平行交流和垂直交流对城市绿色增长的影响效应均不显著，而重点监控城市的市委书记交流的绿色增长效应不但均显著为正向，而且影响程度与普通城市相比也明显变大。究其原因可能有以下几个方面：第一，重点监控城市的市委书记，不仅要应对常规的经济增长和社会稳定等政绩考核，而且面临着更大的环保考核压力，即这些城市的市委书记不得不在经济和环境的协调发展方面付出更多的努力；第二，上级政府在选拔官员到环保重点监控城市任职交流时，不仅可能会有意识地选择具有丰富环境治理经验的官员来改善这些城市的生态效率，而且会给予这些城市一些额外的帮扶措施；第三，重点监控城市的市委书记有相当一部分担任省委常委，他们不仅可以直接参与省级用地指标、财政收入等资源分配以及城市发展的战略决策制定(周靖祥，2014)，而且可以更早地接触到上级的最新政策或者更好地领会上级的指示精神；第四，重点监控城市中那些行政级别较高的城市，在中央政策执行或宏观调控中一直扮演着“试验田”和“引领者”的重要角色，市委书记可以充分利用其丰富的政治资源或经济资源禀赋，更好地促进辖区经济增长与环境保护的协调发展。此外，回归结果还显示，市长总体交流的绿色增长效应无论在普通地级市还是重点监控城市均不显著，而市长平行交流的绿色增长效应在普通城市显著为正向，市长的垂直交流效应则在重点监控城市显著为负向。地方官员任期与城市绿色增长之间无论是在普通城市还是在重点监控城市均呈现倒U型关系，但是只有普通地级市的市委书记任期和市长任期在统计上通过了显著性检验。
3.4 稳健性检验分析
基准回归及分样本回归结果均显示，市委书记交流在一定时期内对城市绿色增长具有显著的正向促进作用，因此本文接下来的稳健性检验及影响渠道分析将主要针对市委书记交流的绿色增长效应。本节将依次从内生性检验、安慰剂检验、交流及任期的重新界定、城市生态效率的重新测算等四个角度考察以上研究结论的稳健性。
3.4.1 稳健性检验Ⅰ：内生性检验
采用双重差分模型估计市委书记交流的绿色增长效应时，暗含的一个前提假设是市委书记交流是外生的，即市委书记交流与计量模型中的随机扰动项是不相关的。但是，在“为和谐而竞争”的官员治理模式下，上级政府可能会因为市委书记在经济与环境协调发展上的不作为和不称职而对其予以更替，此时市委书记交流将是一个内生变量，而总样本的基准回归结果就是有偏且非一致的。为此，本文分别采用弱内生性样本、工具变量估计、动态面板模型等三种策略对市委书记交流的内生性进行检验。
第一种策略是采用弱内生性样本重新进行估计。市委书记交流包括两类情形：一类是换届年交流上任的市委书记，这类交流的内生性相对较弱；另一类是非换届年交流上任的市委书记，这类交流往往体现了上级政府的某些特定意图，因而具有较强的内生性(宋凌云等，2012)。表5的第一个和第二个回归给出了采用弱内生性样本的估计结果，从中可以发现，市委书记总体交流和垂直交流的绿色增长效应不仅仍然显著为正向，而且在影响程度上也有所增加；市委书记任期与城市绿色增长之间仍然具有显著的倒U型关系。
表5 人事交流、官员任期与城市生态效率的稳健性检验Ⅰ
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平；圆括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误；方括号内数值是AR(1)检验的p值；{}内数值是AR(2)检验的p值；//内数值是Sargan检验的p值。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
第二种策略是采用工具变量估计进行内生性检验。本文选取就任年龄及其二次项、就任时的城市经济规模作为市委书记交流的工具变量(杨其静和郑楠，2013)，并采用多重工具变量两阶段最小二乘法进行计量模型估计，结果见表5的第三个和第四个回归。相关检验表明，本文所选取的以上工具变量都是合理有效的；计量结果显示，市委书记总体交流和垂直交流的估计系数大小均有较大幅度的提高，而且均通过了相应的显著性检验，这表明上级政府确实会因为某些特定意图而将官员交流到一些城市担任市委书记。
第三种策略是采用动态面板模型进行内生性检验。考虑到城市绿色增长可能存在连续性，本文将城市生态效率的滞后一期项纳入解释变量，并采用一步系统GMM进行动态面板模型的估计(Roodman，2009)，回归过程中将城市生态效率滞后一期项的两阶及更高阶滞后项作为工具变量，结果见表5的第五个和第六个回归。相关检验结果表明，一步系统GMM估计结果是有效的；市委书记总体交流与垂直交流的绿色增长效应仍显著为正向；城市生态效率的滞后一期项是显著为正的，这表明城市绿色增长是一个动态累积的过程。
3.4.2 稳健性检验Ⅱ：安慰剂检验
虽然市委书记交流对其流入地而言是外生的，但是还没有排除以下一种可能性：流入地本身存在某种因素，既有利于当地经济增长与环境保护的协调发展，又会吸引上级政府乐于将具有特殊政治关系的官员交流到该地任职。为此，本文通过人为地改变市委书记交流上任的年份来构造一种安慰剂检验，以进一步考察市委书记交流效应的稳健性。需要说明的是，人为地提前市委书记交流上任年份，实际上捕捉的是前一任市委书记的影响效应，同时考虑到样本期间市委书记的任期普遍较短，因此本文仅将市委书记交流上任的年份人为地推后一至三期。表6给出了安慰剂检验的回归结果，从中可以发现，将交流上任年份人为地推后一期，市委书记总体交流和垂直交流的估计系数虽然仍为正向，但都不显著；将交流上任年份人为地推后二期，市委书记交流的估计系数都不显著为负向；将交流上任年份人为地推后三期，市委书记总体交流的估计系数不显著为负向，而垂直交流的估计系数则显著为负向。因此，人为地推后市委书记交流上任年份之后，本文所关心的核心解释变量都不是显著为正向的，这表明市委书记交流的绿色增长效应在一定时期内是相当稳健的。
表6 人事交流、官员任期与城市生态效率的稳健性检验Ⅱ
续表
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平，括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
3.4.3 稳健性检验Ⅲ：重新界定书记特征
在基准回归模型中，本文仅将担任流入地党政首长之前的过渡时间在一年以内的外调官员界定为交流市委书记，并将市委书记任期界定为其在同一城市同一行政级别职位上从开始任职到最终离开的年数。为了对市委书记交流的绿色增长效应进行稳健性检验，本文将过渡时间在三年以内的外调官员都界定为交流市委书记，而在计算市委书记任期时则将某年在任的第一位市委书记作为当年在任官员。表7的第一个和第二个回归给出了以重新界定的市委书记特征进行估计的检验结果，从中可以发现，市委书记总体交流和垂直交流的绿色增长效应仍然显著为正向，而且市委书记任期与城市绿色增长之间也仍然具有显著的倒U型关系。此外，考虑到样本截止时间2013年是换届年，有相当一部分市委书记刚刚履新，因此本文剔除了2013年样本并重新进行了估计，结果见表7的第三个和第四个回归。以上结果表明，市委书记交流的绿色增长效应并不受官员特征界定的影响。
表7 人事交流、官员任期与城市生态效率的稳健性检验Ⅲ
续表
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平，括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
3.4.4 稳健性检验Ⅳ：重新测算生态效率
物质资本存量的估算对于城市生态效率的测算具有重要影响。上文是使用Wu(2015)计算的各省份经济折旧率来对各城市物质资本存量进行估算的，此处本文直接采用张军等(2004)计算的全国层面经济折旧率(9.6%)来估算各城市物质资本存量，并继续采用基于SBM-DEA模型的方向性距离函数对城市生态效率进行测算。表8的第一个和第二个回归给出了重估物质资本存量之后的双重差分估计结果，从中可以发现，市委书记总体交流和垂直交流的绿色增长效应仍然显著为正向，而且市委书记任期与城市绿色增长之间也仍然具有显著的倒U型关系。此外，本文还采用基于传统DEA模型的方向性距离函数对城市生态效率进行了测算，以其作为被解释变量进行双重差分估计的结果，见表8的第三个和第三个回归，从中可以发现，市委书记总体交流和垂直交流的估计系数仍然显著为正向。以上结果表明，市委书记交流的绿色增长效应并不受被解释变量重测的影响。
表8 人事交流、官员任期与城市生态效率的稳健性检验Ⅳ
续表
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平，括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：作者根据相关数据整理而得。
4 地方官员治理影响城市绿色增长的作用渠道
在“为和谐而竞争”的晋升锦标赛模式下，本文已经验证了市委书记交流在一定时期内能够促进城市经济增长与环境保护的协调发展，而且市委书记任期与城市绿色增长之间存在非线性的倒U型关系。那么，地方官员治理又是通过哪些作用渠道实现城市绿色增长的呢？根据本文的理论分析框架，由于中央政府将经济增长绩效和环境保护指标同时纳入了官员政绩考核体系，地方官员面对政治晋升激励将会采取加强环境规制、促进结构调整、推动经济集聚等措施以实现经济增长与环境保护的协调发展。因此，本文接下来将分别对地方官员治理影响城市绿色增长的以上三条作用渠道进行实证检验。
4.1 地方官员治理与环境规制强度
地方政府通过设定合理的环境规制强度，可以激励辖区企业致力于环境技术创新，最终实现城市经济增长与环境保护的协调发展。那么，地方官员治理是否会提升环境规制强度？本文仍然采用变通的双重差分模型(2)来进行这一实证检验，此时被解释变量是环境规制强度，核心解释变量仍然是市委书记交流的二维虚拟变量，控制变量与前文保持一致。需要说明的是，现有文献通常采用环保法律法规数量、排污费收入强度或者污染治理投资额等指标衡量地区环境规制行为，囿于城市层面数据的可得性问题，本文采用工业废水、工业烟尘、工业二氧化硫等三种污染物处理量与排放量比值的加权平均值衡量各城市的环境规制强度。表9的第一个和第二个回归给出了地方官员治理影响环境规制强度的估计结果，从中可以发现，市委书记总体交流和垂直交流均会显著地提升辖区环境规制强度，市委书记任期与环境规制强度之间存在显著的倒U型关系。这表明，在“为和谐而竞争”的官员治理模式下，或者因为破除了原有的政企合谋网络，或者因为更好地执行上级的政策意图，交流后市委书记会在一定时期内通过提高环境规制强度来增强辖区经济与环境的协调性。
表9 人事交流、官员任期影响城市生态效率的作用途径
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%显著水平，括号内数值是回归系数的异方差稳健标准误。
资料来源：本文根据相关数据整理而得。
4.2 地方官员治理与产业结构调整
产业结构调整是现阶段中国工业化进程中的关键问题，是处于转型期的中国获取经济增长动力和改善生态环境质量的根本途径。本文仍然采用变通的双重差分模型(2)来实证检验地方官员治理是否能够促进产业结构调整，被解释变量是各城市的产业结构高度化指数，核心解释变量仍然是市委书记交流的二维虚拟变量，控制变量除了官员个人特征之外还包括职工平均工资、出口贸易额占比、在校大学生比例、人均实际生产总值、人均道路铺设面积、城市制造业增长速度等变量。考虑到市委书记的任职期限普遍较短，其对产业结构调整的影响效应短期内难以在二位数产业层面体现出来，因而本文构造的是四位数产业层面的产业结构高度化指数。[注]产业结构的高度化本质上具有两个内涵：一是比例关系的改变；二是生产率和技术含量的提高。因此，我们采用的产业结构高度化指数(Hi t)包括数量(比例关系)和质量(生产率或技术含量)两个部分，其计算公式是
4.3 地方官员治理与经济空间集聚
由于污染物质的排放与治理可能具有规模经济属性，因而经济空间集聚可能是控制污染物质排放总量或排放强度的重要机制。那么，地方官员治理是否会促进经济空间集聚？本文仍然采用变通的双重差分模型(2)来进行这一实证检验，此时被解释变量是经济集聚程度，核心解释变量仍然是市委书记交流的二维虚拟变量，控制变量除了官员个人特征之外还包括职工平均工资、财政支出占比、出口贸易额占比、在校大学生比例、人均道路铺设面积、港口城市虚拟变量等。经济集聚程度以各城市的制造业区位熵来衡量，其等于各城市的制造业就业人数占比与全国层面的制造业就业人数占比的比值，这一指标度量了各城市制造业的专业化程度。表9的第五个和第六个回归给出了地方官员治理影响经济空间集聚的估计结果，从中可以发现，市委书记交流可以显著地提升辖区经济集聚程度，市委书记任期则与经济集聚程度之间存在着显著的正向关系。这表明，交流后市委书记在任期内通过提供土地、融资以及财税等各种政策，积极推动辖区产业空间集聚，是可以充分利用经济集聚带来的规模经济效应和技术溢出效应来实现辖区经济增长与环境保护的协调发展的。
5 主要结论及政策启示
在向地方分权的权威制度下，中央政府响应人民群众的绿色增长诉求，将环境保护等民生指标纳入官员政绩考核体系，建立环境治理绩效与官员政治晋升之间的紧密关联，塑造“为和谐而增长”的官员治理模式，能够实现城市经济增长与环境保护的协调发展吗？本文首先从理论上分析了中央政府对地方官员治理模式的转变能否以及如何推动经济增长与环境保护的协调发展，然后基于2003—2013年中国278个地级市的面板数据并采用双重差分模型，实证检验了地方官员治理对城市绿色增长的影响效应及其作用渠道。研究发现，地方官员交流在一定时期内能够促进城市绿色增长，但地方官员交流的绿色增长效应将因党政领导角色和官员交流类型而有所差异，其中只有市委书记的垂直交流对城市绿色增长具有显著的正向促进作用；官员政绩考核体系转变之后，市委书记交流的绿色增长效应明显增大；在环保考核压力更大的城市，市委书记交流对城市绿色增长的影响程度相对更大；地方官员任期与城市绿色增长之间存在着显著的倒U型关系；地方官员治理的绿色增长效应是通过加大环境规制强度、促进产业结构调整以及推动经济空间集聚等影响渠道来实现的。
基于以上研究结论，本文提出以下三条政策建议：第一，加强和完善“为和谐而竞争”的晋升锦标赛模式。中央政府应该不断提升环境保护指标在官员政绩考核体系中的重要性，进一步强化环境治理绩效与官员政治晋升之间的关联程度，同时进一步完善官员政绩考核体系在指标设置、测量以及监督等方面的合理性和真实性，甚至逐步以中央实地调查的辖区公众满意程度作为考核地方官员政绩的直接指标，从而充分发挥辖区绿色增长对地方官员的政治激励作用。第二，推进和深化党政领导干部的交流任职制度。由于地方官员交流尤其是市委书记的垂直交流能够显著地促进城市绿色增长，因此中央政府或省级政府应该进一步推进中央部委或省直机关与地方基层之间的官员交流任职；同时，考虑到官员任期会逐渐削弱人事交流的积极作用，因此应该对地方官员任职期限有所限制。第三，改革和创新中央政府与地方政府之间的环境管理体系。由于水体和空气等环境污染大多具有很强的跨区域外部效应，而地方政府则面临着经济增长、环境保护、教育医疗等多重任务，因此中央政府一方面应该以垂直管理形式提高其在环境管理上的集权程度，另一方面应该积极引导地方官员通过加强环境规制、调整产业结构以及促进经济集聚等措施来实现辖区绿色增长。
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