纵向干预下的城市群协作治理何以降低雾霾污染?

◉ 徐换歌 王峰

【摘要】雾霾污染问题的跨地区性，特别是对邻近地区的负向溢出效应超出了属地政府所能管理和支配的范围，如何通过政府间协作治理降低雾霾污染，避免大气质量演化为“公地悲剧”成为解决问题的关键。本文基于2003—2017年地级及以上城市的面板数据，将《重点区域大气污染防治“十二五”规划》的颁布作为外生的政策冲击，检验了纵向干预型协作治理对雾霾污染的影响效应。研究表明，来自中央政府的纵向干预型协作治理有助于减少雾霾污染，且这一效应在东部地区、中小城市以及资源型城市更加显著，动态效应证实了这种协作治理效果的可持续性。此外，纵向干预型协作治理也对邻近地区，尤其是对省内相邻的城市，具有显著的空间溢出减排效应。文章对于协作治理效果的关注，客观地刻画了中国现行的雾霾污染治理场景，反映了中央政府如何通过纵向干预推动地方政府之间的协作并创造了有效的治理图景。

【关键词】纵向干预；城市群；协作治理；雾霾污染

【作者介绍】徐换歌，西南交通大学公共管理学院助理教授，xuhg0616@swjtu.edu.cn；王峰（通讯作者），上海财经大学公共经济与管理学院常任教授、博士生导师、副院长，wang.feng@mail.shufe.edu.cn。

【引用格式】徐换歌,王峰.纵向干预下的城市群协作治理何以降低雾霾污染?[J].公共管理与政策评论,2022,11(3):65-79.

—文章结构—

一、问题的提出

二、理论分析与研究假说

（一）理论分析

（二）研究假说

三、数据、变量与方法

（一）数据与变量

（二）研究方法

四、实证结果分析

（一）描述性统计

（二）基准回归结果

（三）异质性

五、稳健性分析

（一）平行趋势与动态效应

（二）剔除部分样本

（三）排除其他政策影响

（四）安慰剂检验

六、溢出效应分析

七、结论与讨论

（一）结论

（二）讨论

一、问题的提出

改革开放以来，中国经济高速发展，然而这种发展却是以高污染为代价，表现之一为近年来雾霾污染的天气呈现发生频率高、影响范围广、持续时间长、治理难度逐渐上升等现象,成为中国迈向高质量发展的一项巨大挑战。2019年中国的《生态环境公报》指出，全国337个城市中，180个城市(占53.4%)的环境空气质量超标；337个城市累计发生重度污染1 666天，比2018年增加88天，其中以PM2.5为首要污染物的天数占重度及以上污染天数的78.8%,平均浓度高达37微克/立方米。空气质量的恶化对公众健康构成了严重的威胁，如引起身体的肥胖、睡眠质量的下降、社会生产率下降,甚至有研究表明，空气污染会带来严重的社会问题，如交通事故发生概率提升和犯罪率的增加。由此可见，解决环境污染问题已经成为当前摆在我国社会经济可持续发展面前的重要课题。

雾霾污染具有跨地区性，特别是对邻近地区的负向溢出效应超出了属地政府所能管理和支配的范围，如何通过政府间协作治理降低雾霾污染成为问题的关键。在已有文献中，学者们的注意力大多集中在目标设定、评比表彰、排污交易权等大气污染治理方式，然而，这些方式主要依赖属地政府自身的努力，难以有效解决跨区域性污染问题。此外，已有的关于协作治理大气污染的研究多从案例分析等定性角度探究治理效果，少量的定量研究将研究的范围局限于“京津冀”“长三角”等局部范围内，或将协作治理的研究重点放在关注政府间或者部门间的主动协作上。然而，与西方情境下参与主体间主动的相互依存式协作不尽相同，我国层级体系下的地方政府间协作更多的是基于自上而下的制度安排。尤其是从2010年开始，中央层面开始正式在顶层设计上重视环境协作治理，原环保部等九个部门联合发布了《关于推进大气污染联防联控工作改善区域空气质量的指导意见》，要求推动大气污染的联防联控，以促进城市空气质量的改善。该意见是首次专门出台的针对大气污染联防联控的综合性政策文件，标志着我国的大气污染治理进入了一个新阶段。更进一步，2012年，原环保部等三部门联合发布了《重点区域大气污染防治“十二五”规划》，该《规划》对环境污染物的减排目标、联防联控城市群分布以及中央财政支持、区域管理机制的建立、年度考核等均做了详细的说明。该《规划》的颁布为政府间的协作治理提供了权威的外部指导、组织保障以及资金支持，对推动政府间的协作治理具有深远的意义。那么，作为中央政府纵向干预型协作治理的典范，与之前的环境治理方式相比，这种全国范围内的城市群协作治理能否降低雾霾污染，尚未得到经验的证实。

为此，本文运用2003—2017年285个城市的面板数据评估了纵向干预下城市群环境协作治理对雾霾污染的影响、异质性以及空间溢出。本文的贡献在于：首先，在研究方法上，文章借助于因果推断的双重差分方法有效地识别了纵向干预型协作治理的效果，科学地评估了公共政策的效果，从而实现公共政策服务于社会进步的使命。其次，在研究内容上，从中国治理的场景出发，文章证实了纵向干预型协作治理的积极效果，丰富了关于纵向干预型协作治理的文献。最后，本文还对纵向干预下协作治理可能产生的溢出效应进行了检验，客观地刻画了中国现行的雾霾污染治理场景，反映了中央政府如何通过纵向干预推动地方政府之间的协作并创造了有效的治理图景。

二、理论分析与研究假说

（一）理论分析

对于公共部门来讲，与传统的官僚制相比，跨部门的协作形成的准政府结构形式为管理者提供了更多的自由度，它能够加强现有的权力和资源，成为提供公共产品与公共服务的更优方案。尽管协作治理具有诸多优势，但是，协作过程中的共识、风险以及收益等因素都有可能会造成协作失败。例如，协作主体各方收益的不均衡、协作共识的难以达成等。在这种情况下，中央政府或者上级政府作为纵向权力的介入将有利于促成协作的达成或者维持协作的可持续性。

纵向干预是指中央或上级政府运用层级体系，基于过程或者结果导向型方式以塑造地方政府的协作动机。纵向干预的主要目标是界定产权、提供交流平台、明晰责任以及制定利益交换规则并监督实施。在具体的纵向干预形式上，研究认为，纵向干预根植于正式权威，政治动员、法律和行政命令、战略规划以及省部级联席会议、项目评估、制度激励是中国情境下重要的干预方式。这几种干预方式在解决合作风险较高以及外部性突出的事项上具有积极的效果。Mosely和James将纵向干预的策略分为权威型、信息型和激励型。权威型干预方式主要是通过立法强制性要求或者过程管理机构、组织监测等促成协作关系的形成。信息型干预方式则主要是借助书面指导、目标信息共享以及协作方法共享等促成协作，这种方式通常是咨询性的。激励型的干预策略主要是上级政府借助于政府资金作为合作的主要杠杆，而且合作是获得资金的先决条件。还有研究者将纵向干预方式分为结果导向型干预和过程导向型干预。二者的区别在于权威力量介入协作治理过程的程度深浅，前者更加强调协作目标的达成，后者则强调协作过程中的目标、利益和职责等。纵向干预可以借助于权威型干预、信息型干预、激励型干预缓解协调问题、分配问题、背信问题，甚至可以增进政府间的信任以及公共价值，进而促成合作的实现。综上，对多种纵向干预方式进行了讨论，但具体的干预方式应取决于特定的协作事项，或运用纵向干预“组合拳”才能激发协作各方的动力。

协作是个人的理性策略，尤其是在主动协作中，当协作突出了共同的价值观和兴趣时，参与者通常会找到比单独工作更有成效的合作方式，并产生更大的公共价值。然而，一方面，在存在利益冲突时（例如在资源获取与使用方面），将不同利益相关者聚集在一起可能较困难,尤其是当协作者之间的资源异质性差别较大时；另一方面，主动协作并不总是有效的，协作治理的参与者可能会通过连接其他不相关的强大行为者或者利用高社会资本对其他协作成员施加影响来影响最终的协作治理产出。这与制度性集体行动的框架（Institutional Collective Action, ICA）所强调的协作风险、交易成本等相一致，该理论为实施纵向干预提供了理论依据。ICA理论强调在一个分散的治理系统中，合作风险、交易成本、事务的性质以及现有的制度安排均会影响合作的实现。因此，在实际合作过程中，通常会根据合作风险、交易成本、合作性质等决定选择何种合作交易类型。例如，在自组织形式的合作中，合作者往往会面临较高的背离风险以及交易成本，当合作者之间需要各方遵守合作“共识”时，就需要有较高的制度规范和权力约束的外部正式力量嵌入合作组织以规范各方的行为，降低合作风险。此时，纵向干预恰恰能够借助于权威约束下的结构性机制明晰各方的期望和目标。此外，还有研究认为，纵向干预在合作动机产生阶段和达成阶段所起到的作用也有助于推动行动者通过自组织机制展开下一期的合作。总之，纵向干预能够利用其权威约束力为合作者提供沟通与对话的平台和机制，约束协作对象行为，降低协作风险，促成协作的达成以及使良好的协作结果成为可能。

（二）研究假说

政府之间跨单位和跨越司法管辖区域的碎片化给地方政府促进区域间公共服务绩效改善的集体努力带来了困境，这种困境被称之为集体行动的困境,缓解这种协作困境的方案之一是促进区域政府之间形成协作治理的网络。现有的文献将协作治理分为主动协作和外部干预下的协作。研究者对主动协作的优势和效果进行了较多的研究，如Yi等认为，非正式的协议通常足以确保协作各方的承诺与信任，因为其经历了触发集体行动的同质环境条件。崔晶和汪星熹基于城市级面板数据对成渝城市群府际协作考察发现，政府间的横向主动协作对促进城市经济增长具有显著的正向影响。

但是，当参与协作的主体内部的异质性比较低时，才会更容易形成自发型协作治理，反之，高异质性的协作主体则需要上级政府进行资源输入与政策干预才能形成有效的协作治理机制。此外，地方政府之间并不总是有充足的动力去组建政府间协作组织。当地方政府之间缺少合作的动力时，自上而下的外部干预可能会加速合作进程，并提高机构之间相互依赖的感知和信任的到来,并由此促成初步协作关系的形成。同时，Youm 和 Feiock的研究指出，纵向嵌入到区域政府之间的州政府通过正式的制度安排不仅能够为地方政府之间的协作提供来自法律和财政的支持，而且能够对政府之间的冲突施加限制。更进一步的，研究者对纵向干预效果的考察发现，中央政府自上而下促成的区域联防联控促进了污染型企业通过扩大企业生产规模弥补外部性规制成本，尤其是在面临资源约束的国有中小企业以及非国有企业。与之相对的是，王路昊等认为上级政府的权威干预更多地反映了合法性逻辑，而非效率逻辑。Cain等认为，由上级政府在外部干预下形成的协作治理由于地方机构和利益相关者缺乏自主性而难以成功。

尽管纵向干预存在一定限度，但考虑到雾霾污染的严重的负外部性，亟须中央政府的纵向干预。《重点区域大气污染防治“十二五”规划》是国务院批准的第一个大气污染控制综合性规划,作为纵向干预的典范，至少在如下三个方面有助于改善地区的雾霾污染。首先，清晰的目标指向性。在目标规划部分，《规划》明确指出，到2015年，细颗粒物（PM2.5）年均浓度下降5%，区域大气环境管理能力明显提高。通过中央政府自上而下的目标设定，这种参与者之间的目标一致性消除了其他可能延长决策过程的根本性分歧。其次，在中央集权的环境下，中国拥有大量多元化的地方政府，而且中央政府对地方政府的行为和地方政府官员的职业生涯有很大的影响。因而，地方政府可能为了表达忠诚或者获得职位上的晋升而参与雾霾污染协作治理。在考核评估上，《规划》的年度目标考核和终期评估结果均需向国务院报告，作为地方政府领导班子和领导干部综合考核评价的重要依据，并进行问责以及向社会公开。最后，在协作过程管理上，中央政府通过借助于信息型干预，如建立雾霾污染信息共享机制，以及激励型干预，如“以奖代补”等财政支持强化了协作主体的治理动机。总之，与自主型协作治理相比，纵向干预型的协作治理基于结构性权威力量，通过为地方政府创造谈判的环境、抑制可能的机会主义行为以及强化对积极结果的期望来促进雾霾污染协作有效性的产生。

城市单元之间存在着空间上的关联和相互依赖,且由于雾霾污染的负外部效应较为突出，进一步强化了这种关联性。在属地为主的治理模式下，地方政府各自为战，而《规划》的颁布在协作治理目标和考核目标上的清晰指向，有助于克服属地治理的劣势，使参与主体之间形成了相互监督的治理格局。更为重要的是，地方治理主体间实现了污染减排技术、人才等治理要素的流动，为资源贫乏的地区带来了治理资源，减少了该地区的雾霾污染，进而降低其可能产生的负外部性，间接改善了邻近地区的污染状况。此外，参与城市群协作治理的城市也可以通过自身的正式治理经验，与那些未参与的城市形成非正式协作关系，从而影响邻近城市的雾霾污染减排效果。为此，本文提出如下假说：

假说1：纵向干预下城市间的环境协作治理不仅对本地区具有雾霾污染减排效应，而且促进了邻近城市的减排。

中国在人口、资源、经济发展程度、公共治理水平等多方面存在地域间的差异性和多样性,这些差异可能会导致纵向干预下的城市群雾霾污染协作治理效果在不同的地区呈现出异质性。对于东部地区而言，先进的污染治理技术、较多的污染治理人才储备以及本身制度环境的优越，在纵向干预协作治理资源和政策的加持下，能够充分释放城市治理的能力，从而助力城市群雾霾污染协作治理。相反，在中、西部地区，尽管纵向干预下的协作治理有利于城市群内部的资源流动与交换，但其内部城市之间的经济发展水平异质性较大，表现为资源向省会城市集聚，中心城市容易对其他城市资源形成“虹吸效应”。在这种城市水平高异质性的情境下，协作主体内部力量的不均衡很容易造成对“弱势”一方的剥夺效应，进而影响协作结果的有效性。

从不同的城市规模来看，由于中国城市的一个独特特点是权力、地位随着城市行政级别的变化而变化，城市行政级别越高，资源就越丰富，中央政策以及资源获取能力就越强。超大和特大型城市本身即具有丰富的资源，城市的环境问题也较为复杂，与中小城市相比，在环境协作治理中属于强势一方，在资源调动和公共问题的解决上拥有较多的权力和经验，对中央政府的资源依赖程度较低。因而，纵向干预下的协作治理对其带来的激励效应较小。相反，中小城市由于治理资源的贫乏，依靠单个力量难以解决区域性的公共问题，而基于纵向发包型的协作治理给中小城市的环境治理提供了较好的平台，中小城市也希望通过借助协作治理解决单个力量不能解决的区域性的公共问题，给辖区居民带来环境福利。因此，纵向干预下的雾霾污染协作治理对中小城市的影响效应更大。由此，本文提出如下假说：

假说2：纵向干预下城市间的环境协作治理雾霾减排效应在不同地区、不同规模的城市间呈现差序格局。

资源型城市是以本地区的矿产、森林等自然资源开采、加工为主导产业的城市。对资源型城市而言，可能会面临着较重的环境污染，尤其是对于以矿产类资源作为主导产业的资源型城市。资源型城市在经历了成长期、成熟期、衰退期等城市生命周期之后，在城市既有的资源约束下不得不提升资源的利用效率，而且纵向干预下的协作治理不仅要求这些城市树立环境约束指标，减少污染排放，而且能够为这些地区带来提升发展质量的人力以及技术资本等，进而空气质量可能会得到较大改善。非资源型城市由于原本的主导产业并非是依靠资源而发展，在环境质量方面很大程度上会优于资源型城市，因而，在非资源型城市，纵向干预下的城市间协作治理带来的增量效应较小，对雾霾污染改善效应小于资源型地区。为此，本文提出如下假说：

假说3：相比非资源型城市，纵向干预下城市间的环境协作治理雾霾减排效应在资源型城市更加显著。

三、数据、变量与方法

（一）数据与变量

本文的因变量PM2.5为2003—2017年的面板数据，来源于达尔豪斯大学大气成分分析组2（Atmospheric Composition Analysis Group），以往的研究多采用哥伦比亚大学的PM2.5栅格数据。该数据与哥伦比亚大学发布的PM2.5数据均是基于美国国家航天局（NASA）发布的气溶胶光学浓度数据，利用地球科学-统计方法，结合卫星、模型和监测器的信息对细微颗粒物的化学成分进行区域估算，并结合地面监测站的数据进行综合评估得到，具体数据的估计方法请参见Hammer等和van Donkelaar等的研究。与哥伦比亚大学的PM2.5数据不同的是，哥伦比亚大学PM2.5数据采用三年的滑动平均值。本文运用达尔豪斯大学的数据已经更新至2018年，且该数据为栅格数据，基本精度为0.01°×0.01°，基于Arcgis软件对栅格数据进行了解析，最后得到年度均值。相对而言，达尔豪斯大学的PM2.5数据更多地使用了地面的监测数据来辅助卫星数据，且并未做三年的滑动处理，因而，在精度上更加准确。

本文主要自变量环境协作治理数据是作者从《重点区域大气污染防治“十二五”规划》中手工搜集而得。具体而言，根据《重点区域大气污染防治“十二五”规划》中划分的13个城市群，将被纳入城市群内的城市作为处理组，没有被纳入城市群之内的城市作为对照组。政策时间变量的设定方式为，2012年《重点区域大气污染防治“十二五”规划》颁布之前为0,颁布之后为1。其中邻近城市的数据设定程序为，首先基于Geoda软件识别出地级市的邻近城市，并将邻近城市分为省内邻近与省外邻近，此处共设定三个邻近城市的变量作为进一步分析的依据。本文分别控制了影响雾霾污染的社会经济变量和气候特征变量。气候特征，特别是风流能够长距离地输送污染物，使空气污染的跨界特征更加明显。社会经济变量的数据均来自《中国城市统计年鉴》,气象数据来源于“中国气象数据网”提供的气象站点日值监测数据，采用其中的“中国地面气候资料日值数据集V3.0”。该数据集提供了各监测站每天的气温、降水、温度、相对湿度等信息，本文参考宋弘等的做法，选用城市的平均气温、平均相对湿度和降水量作为控制变量。所有变量的设定参见表1所示。

（二）研究方法

双重差分的基本思想是利用处理组和对照组在时间和个体上的差异来估计政策实施对个体的净效应。自2012年以来，国务院颁布了《重点区域大气污染防治“十二五”规划》，将环境污染物防治范围依据城市分布划分为13个城市群，如上海、南京、无锡等形成的长三角城市群、以武汉、黄冈、鄂州等城市为代表的武汉及周边城市群以及甘宁城市群等，约占国土面积130万平方千米。相对于《重点区域大气污染防治“十二五”规划》颁布之前，这种新的跨界环境为本文利用双重差分方法评估城市群环境协作治理的环境效应提供了实证场域。参照Beck等的方法，通过构造双向固定效应模型来识别纵向干预下城市群环境协作治理效应，具体的模型设定如下：

在公式（1）中，Yit为因变量，为城市的PM2.5的平均浓度值。policyt为时间变量，若policyt为2012年之前，也即《重点区域大气污染防治“十二五”规划》颁布之前，则policyt为0，反之，则policyt为1。treatmenti为分组变量，代表城市是否进入了环境协作治理的城市群，若treatmenti=1，则代表为处理组城市，否则treatmenti=0；controlsit为控制变量。下标i、t分别代表城市和时间，δi、vt分别代表个体固定效应和时间固定效应，εit表示随机误差项。其中，α1的系数是环境协作治理的净效应。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

所有变量的描述性统计分析如表2所示。从中可以看出，PM2.5的均值为43.7146，最大值为107.7779，最小值为3.0796，最大值和最小值之间相距较大，说明不同地区雾霾污染浓度值存在着显著差异，有必要进行区域协作治理以减少雾霾污染。人均地区生产总值对数均值为10.1333，最大值为15.6752，最小值为4.5951，外商直接投资占比的均值为0.0230，这也说明了地区之间软硬环境不同，在吸引投资方面存在差异，当地方政府引进了较多的污染型企业时，可能对地方雾霾污染浓度的影响也较大。人口密度、万人公共汽车数量等变量类似。此外，从气候变量来看，风速、气压和累积降水量的地区最小值与最大值之间相差较大，说明了控制这些变量的合理性。

（二）基准回归结果

在表3中，我们展示了城市群政府间环境污染协作治理对雾霾污染的影响，模型（1）为未加入控制变量，模型（2）与模型（3）的区别在于模型（2）未控制气候变量，模型（3）控制了所有变量。首先，从模型（1）和模型（2）的回归结果来看，城市群环境协作治理对雾霾污染的影响系数treatment×policy为-0.038 5、-0.0373，且均在1%的水平上显著为负。这说明纵向干预下政府间环境协作治理显著降低了PM2.5的排放浓度。模型（3）的treatment×policy的回归系数为-0.0406，且在1%水平上显著。可见，无论是否控制气候变量，城市群环境污染协作治理对雾霾污染的影响作用均非常稳健。

进一步的，从控制变量来看，人均地区生产总值与雾霾污染之间保持了显著的负相关。人口密度的增加会进一步恶化雾霾污染的排放量，并没有带来规模效应。同样，外商直接投资增加也会增强本地区的污染水平。公共汽车数量的增多会显著减少雾霾污染，可能是由于人们环保意识提升，选择更环保的方式出行。绿地面积的增加会通过净化空气从而降低雾霾污染的浓度。科学技术研发资金的增多同样会显著地降低雾霾污染的浓度。产业结构与PM2.5之间也呈现负向的关联性。

（三）异质性

1.不同地区的异质性

在表4中，第（1）列和第（2）列展示了纵向干预下东部地区的环境协作治理对雾霾污染的影响，而第（3）列和第（4）列则展示了中、西部地区的环境协作治理对雾霾污染的影响。从中可以看出，环境协作治理对东部地区的治理效应的回归系数分别为-0.1255、-0.0912，且两者均在1%的水平上显著为负。同样，在中、西部地区这一结果的系数为-0.0532、-0.052，也通过1%的稳健性检验。比较而言，纵向干预下城市群环境协作治理对东部地区的影响更加显著。这也部分验证了假说2所提到的区域资源与区域内城市经济发展等的高异质性对协作治理效果产生的差异。

2.不同城市规模的异质性

《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》将城市按照常住人口划分为5类7个档次，不同规模的城市由于掌握的资源不同，其协作效果也会有所差异。由于在本文的样本中，小城市数量较少，因而，本文参照此分类，将城市分为中小城市、大城市和特大与超大城市三个类别，并分别进行回归，以检验不同规模的城市协作治理效果的差异。

表5展示了不同人口规模的城市分类检验结果，从中可以看出，基于城市群的地方政府间环境协作治理对中小城市的影响系数分别为-0.0855、-0.1094，且在5%的水平上显著，同样，对大城市而言，政府间的环境协作治理对雾霾污染的影响系数分别为-0.0498、-0.0459，且两者均在1%的水平上显著为负。对于超大和特大型城市的影响系数为-0.0147、-0.0218，其中，在加入控制变量之后，模型（6）在5%的水平上显著为负。之所以大城市会比中小城市的协作治理效应更加明显，是因为大城市之间的联合治理通常会通过资源的交换进一步强化自身的治理能力，且由于这些城市自身的治理能力本身就比较强，这种叠加效应会强化协作治理的效果，进而减少本地区的雾霾污染。对特大和超大城市的研究结论也验证了前文的假说。

3.资源型城市与非资源型城市的异质性分析

根据《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》的分类，本部分将城市分为资源型与非资源型城市，并进行分组检验。主要的回归结果如表6所示，可以看出，纵向干预下城市群政府间的协作治理对资源型城市的影响系数为-0.0441和-0.0478，且两者分别在5%和1%的水平上显著为负。城市群环境协作治理对非资源型城市的影响系数分别为-0.0264和-0.0279，且两者分别在10%与1%的水平上显著。这与前文所提出的“边际效应”假说相一致。

五、稳健性分析

（一）平行趋势与动态效应

双重差分最重要的前提假设是若无政策发生，处理组和对照组的结果变量之平均改变趋势是一样的。为此，本文借鉴学者Beck等的做法，采用事件史的方法考察政策实施前的平行趋势以及政策实施之后的动态效应。图1展示了纵向干预下城市群环境协作治理对PM2.5的影响的平行趋势与动态效应。

对图1的观察可以发现，在政策实施前，处理组和控制组并不存在显著的差异，平行趋势得到了满足。进一步的，从政策实施当年以及之后的效果看，在政策实施的当年以及第一年，政策效果并不显著，随着协作治理的深入，城市群环境协作治理对雾霾污染的政策实施效果得到不断强化，这表明了纵向干预下城市群环境协作治理在解决城市环境问题上的效应和价值。

（二）剔除部分样本

对于特大和超大城市而言，这些城市整体的政策实施可能受制于多种因素,而且这些城市的环境污染治理资源更加丰富，因而，可能会影响最终估计结果的稳定性。为此，本文将特大城市和超大城市从整体样本中剔除，以进一步检验结果的稳健性。表7的第（1）列和第（2）列结果表明，剔除这部分样本后，环境协作治理对雾霾污染的影响系数仍然为负，且均通过了1%的显著性检验，说明了基准回归结果较为稳健。

（三）排除其他政策影响

2007年，财政部与原环保部、国家发展和改革委员会批准了河北省、天津市、陕西省、内蒙古自治区等11个省、自治区开展排污权交易试点制度，标志着我国的环境污染治理市场化政策迈出重要一步。学者们研究发现，排污权交易试点制度有利于改善能源的利用效率，降低污染物的排放等，为此，实施排污权交易试点的省份可能会对PM2.5的浓度产生重要的减排效应。基于此，本文将2007年之后实施排污权交易制度的试点省份设置为1，其他时间和省份为0，以排除这一政策所带来的效应。基本的回归结果如表7中第（3）列和第（4）列所示，可以看出，pilot这一变量对PM2.5的减排具有显著的促进作用，特别是，在排除这一政策的影响之后，treatment×policy的系数仍然显著为负，分别为-0.0369、-0.0392，且在1%的水平上显著为负，这充分说明了外部干预下政府间协作治理的重要影响。

（四）安慰剂检验

为了排除遗漏变量对纵向干预下城市群协作治理环境污染治理效果干扰的可能性，本文借鉴Cai等的研究思路，通过随机选择加入环境协作治理城市群的城市进行安慰剂检验。本文从2012年参与协作治理的城市中的285个样本中随机选择117个相同数量的城市作为处置组进行回归，以此构造DID交乘项，使用基准回归的方程进行重复500次的回归，图2绘制了DID的回归系数以及p值的分布情况。在图2中，最左侧的虚线代表表3中基准回归的结果。可以看出，基于随机抽取的样本所得到的估计系数均在0值附近，并且随机估计得到的回归系数的绝对值大部分都大于基准的回归结果，p值的分布大部分大于0.1，这意味着基于随机估计得到基准的回归系数的可能性较小。因而，本文结果的稳健性得到了进一步证实。

六、溢出效应分析

为了进一步估计纵向干预下城市群环境协作治理对邻近城市的溢出效应，本文将参与城市群协作治理城市的邻近城市作为处理组，考察政策的溢出效应。具体的模型设置为：

在公式（2）中，neari为与参与协作治理的城市邻近的城市，其余的变量含义与上文相同，本部分关注的主要系数为neari×policyt，若neari×policyt的系数显著为负，则表明纵向干预下环境协作治理对邻近城市具有显著的溢出减排效应。

表8中分别展示了跨区域城市群环境协作治理对所有邻近城市、省内邻近城市，以及省外邻近城市的影响。模型（1）和模型（2）为对所有城市的影响，从中可以看出，城市群环境协作治理对所有邻近城市具有显著的空间溢出效应，模型（1）为未加入控制变量之前，回归系数为-0.0289，且在5%的水平上显著为负。模型（2）为加入控制变量之后的结果，回归系数为-0.0282，且在1%的水平上显著为负。模型（3）和模型（4）显示了对省内邻近城市的影响，模型（3）为未加入控制变量之前，回归系数为-0.0494，且在1%的水平上显著为负，模型（4）为加入控制变量之后的回归结果，回归系数为-0.051，且在1%的水平上显著为负。加入控制变量之后，模型的系数反而变得更加显著了。在模型（5）和模型（6）中，本文进一步检验了协作治理对省外邻近城市的空间溢出效应。可以看出，在未加入控制变量前回归系数为-0.014，但并未通过显著性检验，加入控制变量之后，模型的回归系数为-0.0133，同样未通过显著性检验。可能的原因为：一方面，从地理距离上讲，相对于省外的城市，省内相邻的城市之间地理距离较近，协同治理的溢出效应更加显著；另一方面，省内相邻的城市之间同质性更高，尽管未加入协作治理的城市群，但这些省内城市之间联系更加紧密，更容易形成非正式的协作关系，从而有利于提升其环境治理绩效。相对而言，与省外邻近城市由于行政区域的限制，城市之间可能表现出较高的异质性，且地区之间建立非正式关联也较为困难。

七、结论与讨论

（一）结论

纵向干预下城市群环境协作治理效果的探索有助于发掘新的环境治理工具，推动城市环境秩序的改善，提升其在推动国家治理体系和治理能力现代化中的功效与作用。本文将《重点区域大气污染防治“十二五”规划》作为一项准自然实验，考察了纵向干预下城市群环境协作治理对雾霾污染的影响。研究结果表明：（1）纵向干预下城市群协作治理有助于减少雾霾污染，动态效应检验说明了这种减排效应表现出长久的可持续性。（2）异质性分析表明，相对而言，这种协作治理效应在东部地区和中、小与大城市，以及资源型城市更加突出。（3）更进一步，对纵向干预下城市群协作治理的空间溢出效果进行的检验表明，环境协作治理对邻近城市也具有显著的溢出减排效应，而且这一溢出效应在省内邻近城市的雾霾污染减排效应更加显著。安慰剂检验等进一步证明了本文的结论。

（二）讨论

本文借助于大样本的数据证实了我国自上而下的纵向干预型协作治理的有效性，回应了文献中对于纵向干预型协作治理效果的质疑。理论上，这种自上而下的纵向干预有利于促进地方政府从分散治理走向制度性集体行动，从而形成治理的合力。本文的研究结果也从侧面说明了没有最优的协作形式，选择何种协作形式取决于特定的问题情境。

首先，在我国财政分权和行政集权的体制下，解决类似雾霾污染这种公共属性以及负外部效应比较突出的棘手问题，仅仅依靠地方政府间的主动协作是远远不够的。如果没有中央政府的纵向干预，这些跨区域性质的问题很可能会演化为“公地悲剧”。因此，在考察协作治理时，研究者必须重视外部干预型协作治理的效用和影响。一方面，基于中国特殊的干部人事制度，地方政府对中央政府有着“资源依赖”的惯性，寻求上级政府认可的愿望会激发地方政府参与中央政府自上而下发起的协作治理的动力。另一方面，当地方政府在寻求区域协作时，中央政府作为权威力量也在随时关注各种外部性问题，以寻求在适当的时机通过国家政策聚合治理力量，并借助自身的财政、行政资源整合优势实现解决公共问题的目的。其次，尽管基于纵向干预的刚性制度规则能够约束协作主体，并降低各方“背叛”的风险，但如何激励各方在正式的合作之外建立非正式的合作机制以减少交易成本也是中国环境问题解决需要关注的环节。制度性集体行动框架也认为，通过自愿协作而不是正式安排的中央干预，可以更有效地解决许多类型的集体行动困境。非正式的协作可以作为纵向干预下协作治理的有效补充，并发挥其积极作用。当公共政策和自愿行动成为“合作型规制结合体”的一部分时，它们会相互强化并以积极的方式相互配合。最后，各方合作风险产生的原因之一为协作成果分配的差异，如何通过设计有效的制度安排实现中国的环境协作过程中的投入和结果的成比例分配，也是应该关心的问题。尽管制度性集体行动理论并未对协作成果分配的规则这一问题进行探讨，但它关于合作风险和交易成本的探讨为中国环境问题合作解决提供了理论的启示。这些关系的厘清有助于我们从中国情景出发，更加深入地把握协作治理的本质含义，以及对区域政府之间的协作治理提供指导与建议。

诚然，本文还存在一些不足之处，由于数据的限制，一方面，本文未能从数据上证明纵向干预下的协作治理对地方政府之间信任的影响是如何加速协作治理到来的；另一方面，本文主要是基于定量的方法来考察纵向干预下协作治理效果的有效性，现实的央地关系可能是复杂多变的，难免会有未观测到的因素的影响。未来应进一步从访谈的角度进一步充实纵向干预下的协作治理理论，从而促进更多的跨区域问题的有效解决。

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