非政府组织对区域环境规制水平影响研究

摘要 非政府组织是公民社会建设的基本推动力量，由于组织目标公益性，非政府组织相对政府先天具有道义优势，但现有研究少有对其公益目标实现的定量研究。生态与环境保护是非政府组织的传统优势领域，该文在国内首次对非政府组织的区域环境规制水平影响开展了定量研究。利用系统广义矩模型和空间计量模型，基于网络数据搜集、整理形成的分地区非政府组织数据库，对2002-2013年我国省际层面非政府组织组织数量对区域环境规制水平的影响进行了实证检验。研究证实：在省际之间，区域环境规制强度存在显著的空间正相关性，表现为相邻省份同高或同低；在省份内部，环境规制强度存在显著的时间惯性。还定量证实非政府组织可以有效改善区域的环境规制水平，非政府组织组织数量1%的增长在1%统计显著水平可以提升0.5%的环境规制强度。控制变量方面，以财政分权度衡量的地方政府经济发展意愿会显著降低区域环境规制水平；以进出口总额占地区生产总值比重衡量的区域开放度则会显著提升区域环境规制水平，“污染天堂”假说在中国缺乏事实依据，参与国际贸易会显著降低中国的环境污染；单位产出能耗会显著降低区域环境规制水平，且弹性系数大于2。该研究结论是稳健的，不同定义关键变量的回归结果方向一致。该研究从经验上证实非政府组织的发育确实推动了区域环境规制的进步。

关键词 非政府组织；环境规制；影响；空间计量

中图分类号 F205 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2016）10-0034-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.005

二战以来，非政府组织凭借其组织目说墓益性迅猛发展，成为重要的社会公共治理力量。由于其组织性、非政府性、非营利性、自治性和自愿性等特征，非政府组织发挥的作用主要包括，但不限于：填补政府用于社会发展方面资金的不足；开拓大量的就业机会；推动对弱势群体和社会问题的广泛关注；沟通三大部门的信息；培育公民的社会价值观等。由于在推动社会进程中已经发挥的作用和可能激发的潜力，非政府组织被誉为公民社会建设的基石。生态治理与环境保护是国际非政府组织的传统活动领域，世界自然同盟（The World Conservation Union，WCU）、世界野生动物基金会（World Wildlife Fund，WWF）、以及绿色和平组织（Green Peace）等在世界范围都具有极大的社会甚至政治影响力。在中国，由于较少政治敏感性，环保型非政府组织较其他领域的非政府组织更为活跃。虽然如此，至少在中国，非政府组织在环境治理领域中的作用极少为各级政府主动利用并发挥作用，至于其定量的环境贡献，尚未见相关研究成果在国内外发表。基于对网络非政府组织数据库的手工整理，本研究实证检验了非政府组织在区域环境治理中的作用。这是对第三方组织的环境规制效应进行实证检验，在控制相关变量后，发现在非政府组织发育较为成熟的地区，区域的环境规制水平显著高于非政府组织发育较为滞后的地区。该结果可为评价非政府组织在环境保护中的贡献提供量化依据。

1相关文献回顾

非政府组织在国际生态与环境保护领域中发挥的作用很早就引起了学者们的关注，相关的研究主要从非政府组织对政府和国际机构的影响、非政府组织对企业的影响、非政府组织对消费者和居民的影响三条线索展开。Haas et al详细介绍了环保类非政府组织如何改变政府和相关国际机构对生态与环境问题的看法、利用社会舆论和专业优势推动环境保护立法、以及积极协助执法的策略。“社会许可”（Social license）是理解环保类非政府组织影响企业的一个重要概念。以纸浆与造纸业企业为例，Gunningham et al回答了为什么“社会许可”对企业如此重要。Gunningham et al发现，企业超越法律规制的环境行为不能单纯用规制威胁和道德约束来解释，而是社会压力和企业经济约束的共同结果。

对环保类非政府组织与消费者和居民关系的研究又可以细分为两类，一类是利益相关者（stakeholder）研究，强调环保类非政府组织作为战略桥梁，构建绿色联盟框架，发展资源环境节约技术，兼顾生产者和消费者利益，实现经济可行的生态与环境效益。对环保类非政府组织与居民关系的另一类研究认为居民的污染消费认知不仅来自于居民暴露于环境污染下的直接感受，还与其对环境污染种类及其危害性的认识有关。居民对政府环境规制决策的影响不仅与其受到的环境污染伤害程度有关，还与其发表意见，沟通政府、媒体、研究机构和其他居民的能力有关。因此，为有效发挥非政府组织在环境保护中的作用，非政府组织应在致力于启发民智、沟通民意和帮助居民行使民权。

具体到中国，虽然改革开放以来第一家官方背景的非政府组织诞生于环保领域（中国环境科学学会），第一家民间自发、最接近现代西方非政府组织的草根组织也诞生于环保领域（自然之友），当前最活跃、影响最大的非政府组织也是环保领域的非政府组织，但就文献检索，现有研究多定性研究、宏观研究，定量的、微观的研究并不多见。少有的几篇微观文献中，邓国胜的研究值得关注。该研究在国家环保部宣教司支持下，对中国活跃环保非政府组织和相关政府部门分个人和单位进行了问卷调研，基本客观的展示了中国环保非政府组织的发展现状。尤其有价值的是，邓国胜发现受访对象对环保非政府组织了解的程度与其对环保非政府组织作用的评价紧密相关，媒体工作人员和非政府组织工作人员对环保非政府组织作用的认同程度较高，政府工作人员对环保非政府组织的认可度最低，“中国的环保NGO通过媒体的宣传报道和联合行动，放大了环保NGO的作用”。邓国胜定义的环保非政府组织的作用包括如下四个方面：提升公众环保意识；促进公众环保行为的改善；完善公众参与机制；开展政策倡导。这一定义以及相应的研究结论与上文环保类非政府组织与居民关系的研究相吻合，暗示了环保类非政府组织发挥作用的机制。

根据相关公共部门绩效理论，严格说来邓国胜定义的环保非政府组织的作用其实只是其手段，真正的作用应当定义为区域环境的改善或环境规制水平的改变。因受数据可得性约束，该研究以区域内非政府组织总量替代区域内环保非政府组织数，衡量其最终的区域环境规制效应。

2研究设计

由于环境污染的空间相关性与空间溢出性，学者们在环境治理研究中多采用空间计量方法。考虑到污染排放的时间连续性和危害滞后性，研究中引入了面板动态研究技术。因此，本研究的实证检验部分拟采用空间计量面板模型。环境污染治理的空间相关性和溢出性表现形式复杂，可以表现为因变量的空间相关，也可以表现为自变量的空间相关，还可以表现为随机干扰项的空间相关，以及样本个体效应的空间相关，其一般化形式如下式：

（1）

式中：yit表示i区域t时刻因变量的观测值，Xit为i区域t时刻自变量观测值矩阵。模型中α为截距项，αi代表个体效应，γt代表时间效应。模型中以被解释变量yit的滞后项为解释变量引入动态模型，当τ=0时，模型为静态空间面板模型，否则为动态空间面板模型。模型中ρ代表因变量的空间相关系数，β代表自变量回归系数，自变量的空间外部性系数为θ列向量，λ代表随机扰动项的空间相关系数，φ代表个体效应的空间相关系数。E、W、D分别代表随机扰动项、因变量和自变量的空间权重矩阵，理论上可以一致，也可以不同。

根据回归系数的不同，空间面板模型可以细分为不同的具体模型，总体看可以分为五种常用的空间面板模型：①当θ=λ=0时，模型为空间滞后面板模型（spatialAutoregressive Panel Model，SAR）；②当λ=0时，模型为空间杜宾面板模型（Spatial Durbin Panel Model，SDM）；③θ=τ=0，模型为带自回归误差项的空间滞后面板模型（spatialAutocorrelation Panelmodel，SAC）；④θ=β=τ=0模型为空间误差面板模型（Spatial Error Panel Mode，SEM）；⑤θ=β=τ=0当，且φ≠0时，模型为广义空间误差随机效应面板模型（Generalised Spatial Panel RandomEffects Panel Model，GsPRE）。随着对个体效应αi和时间效应γt的不同假设，以上前四种模型还可以进一步细分成个体效应与时间效应的固定效应模型和随机效应模型。

或许是环境治理的复杂性，不同学者的研究中采用了不同的空间面板模型。安虎森和吴浩波使用空间杜宾面板模型研究了工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放总量的空间相关性。王宇澄的研究也采用了空间杜宾面板模型研究了我国省际环境规制竞争的跨界溢出效应。朱平辉等使用固定效应空间滞后面板模型，对工业二氧化硫等七种工业污染排放的环境库兹涅兹曲线进行了实证检验，发现我国地区工业污染排放具有较强的空间依赖关系，且与传统面板检验相比，固定效应空间滞后面板模型的估计结果稳健，回归质量更好。赵佳佳和王健林在研究中国环境污染的库兹涅兹曲线时，发现采用空间误差面板模型的回归结果显著性水平大大好于普通面板模型的回归结果。Anselin给出了针对横截面数据的模型选择机制，但其对快速发展的空间面板模型是否同样适用值得怀疑。安虎森和吴浩波专门探讨了空间面板模型的选择机制，建议从空间杜宾模型出发，根据空间回归系数的显著性依次进行模型筛选。马梅丽和张晓在研究中国31个省份及异地之间雾霾污染的交互影响以及经济变动、能源结构影响时，发现依据Anselin的选择机制在空间面板模型间很难做出筛选决策，作者最终采用实用主义方法，根据回归质量和系数显著水平同时接受随机效应空间滞后面板模型和固定效应空间误差面板模型的两个回归结果。鉴于空间计量模型筛选并非本文的目的，根据现有研究成果，本文同时参考安虎森和吴浩波、马梅丽和张晓同样的标准，采用不同模型进行实证检验，并根据回归结果选择模型。

3数据来源与变量设定

3.1变量选择及数据来源与处理

空间权重矩阵主要有相邻矩阵、距离矩阵以及不同要素的空间权重矩阵等三种类型，本文选择空间相邻矩阵，原因是其更符合本文的基本假设，本文假设由于污染的外部性，无论空间距离远近，相邻地方政府的环境规制政策会相互参照，互相影响，并表现为相邻区域污染排放水平的空间相关性。空间相邻矩阵为对称矩阵，相邻省份取值为1，否则为0。

根据数据可得性和完整性，本研究的时间序列为2002-2013年共13年。区域非政府组织数量来自中国社会组织网，包括年末实有社团、年末实有基金和年末实有民办非企业单位三类，本研究将不同类数量加总，由研究者手动整理并根据各省当年人口数转化为人均值。

为增强研究结论可比性，变量选择和定义尽量参考已有研究成果的研究设计，具体见表1。

环境规制强度变量以单位工业增加值污染物排放量衡量，这是一个负向指标，较高的排放水平意味着较低的环境规制强度。省际层面的污染物排放量指标主要有工业二氧化硫排放量、工业废水排放量、工业固体废弃物排放量（产生量）、工业烟粉尘排放总量、工业烟尘排放量和工业粉尘排放量等共六类。从2011年开始工业烟尘排放量与工业粉尘排放量不再单独统计，合并到工业烟粉尘排放量。故研究期间，实际可供使用的污染排放数据共4类。不同类型污染排放合并计算，有研究采用简单加和方法，也有采用纵横拉开法。本研究取单位工业增加值各类污染物排放量自然对数值的加和衡量污染规制强度，并以纵横拉开档次法进行稳健性检验。

地方政府的经济发展需求以财政收入分权度衡量，计算公式如式（2）。DECENit为i省份t年财政收入分权度，Fincome代表预算内财政收入，分子为样本i省份在t年的预算内收入，分母为当年国家预算内收入。

（2）

根据已有文献，控制区域经济发展水平、开放度、产业结构和区域能耗水平，变量定义如表1。根据主流研究成果，预期区域经济发展水平与区域环境污染排放强度正相关，开放度与区域污染排放强度负相关，工业化水平与环境污染排放强度正相关，区域能耗水平与环境污染排放强度正相关。

地区生产总值、人均地区生产总值、进出口总额、工业增加值、第二产业增加值根据相关省际指数折算为2002年水平。为约束变量空间分布以防止异方差，同时在回归中获得因变量对自变量的弹性，对环境污染强度、地方政府财政收入分权度、人均非政府组织数、单位地区生产总值能耗取自然对数。

除专门说明，各变量中经济变量来自中宏区域数据库，污染排放数据来自环境统计年鉴，能耗数据来自能源统计年鉴。

3.2变量描述性统计与相关性检验

为增强直观感受，除环境污染强度变量，表2介绍了变量的非自然对数描述性统计。数据显示，海南环境污染规制最为严格，连续多年污染排放强度全国最低，2010年达到最低值-1.184。河北省环境污染排放强度多年保持在较高水平，并在2011年达到13.16的污染排放强度最高值。财政分权度最低的是2004年的青海省，最高的是2002年的广东省。从人均看，非政府组织人均最多的是2008年宁夏回族自治区8.336个/万人，最少的是2002年贵州省0.775个/万人。人均GDP2013年上海最高，2002年价折算后为91 062元/人，最低的是2002年贵州省，只有3 153元/人，是前者的3.5%。数据显示，即使同比2013年，贵州的人均GDP也只有上海的12.9%（11 707/91 062），显示出巨大的区域经济发展水平差异。二产比重2013年北京最低，仅有22.32%，2011年的山西最高，达到59.05%。开放度最高是2008年的北京，最低的是2002年的河南省。单位GDP能耗最高的是2004年的宁夏，最低的是2013年的北京。整体看，无论是本研究的自变量、因变量还是控制变量，都呈现出较大的时间和空间差异，呈现强烈的动态特征。

自变量间的自相关导致回归结果有偏是实证检验中常遇到的问题。本研究中人均GDP是一个综合性变量，对二产比重、开放度以及单位GDP能耗都可能产生影响。相关性检验见表3。检验结果证实，人均GDP变量的引入可能带来严重的自相关问题。由于相关文献较多的引入了人均GDP变量，谨慎起见，实证检验将应用膨胀系数法和条件数法对此开展进一步的检验。

4实证检验结果

4.1环境规制水平的空间相关性检验

环境规制水平的空间相关性是应用空间计量模型的基础，根据式（3）测算环境规制水平的全局Moran’s I指数。

（3）

根据表4数据，环境规制水平的全局Moran’s I指数均为正值，且通过显著性检验，说明在样本期间，中国相邻省份的环境规制水平存在显著的空间相关性，且变动方向为正相关（同高或同低）。这一结论不仅为本文采用空间计量方法研究环境规制奠定了事实基础，也为已有的研究关于相邻区域间会在环境规制上竞逐到底（race to bottom）提供了新的依据。

4.2区域经济发展与非政府组织对环境规制的影响

OLS估计方法是绝大多数实证研究方法的基础，应用OLS方法本研究检验了自变量可能的多重共线性及其对回归结果的影响，检验方法为方差膨胀因子（VIF）和条件数（coldiag），检验结果见表5。

通常情况下，膨胀系数均值（mean VIF）大于3，或者条件数大于30，皆可断定存在多重共线性。表5中第一列膨胀系数均值刚好超过3，而第三列条件数则远超多重共线性判断值，证明在第一列和第三列存在严重的多重共线性。仔细观察各变量的膨胀系数和方差分解占比（Variance-Decomposition Proportions），人均GDP是造成多重共线性的原因，证明了前文相关性检验的结论，如果不剔除人均GDP变量将会造成实证研究的结论有偏。

表6采用静态面板模型和动态面板模型检验了环境规制的动态性。模型1至模型3为静态面板模型，模型1采用固定效应回归方法，模型2采用随机效应回归方法，模型3采用最大似然随机效应回归方法。Hausman检验拒绝回归系数无系统性差异的随机效应假设，建议采用固定效应模型。回归结果符合理论预期，区域财政分权度提高会增加本区域的环境排放强度，虽然在固定效应模型中回归系数不再显著，但符号依旧。区域人均非政府组织数量会显著降低本区域的污染排放强度，也即会显著提升本区域的环境规制水平。这两个结论都符合前文预期。控制变量单位GDP能源消耗和第二产业比重的上升也会提升区域的环境污染排放强度，且在所有静态回归模型中都保持1%统计水平显著。所有模型都证实控制变量区域开放度的提升会在1%显著水平降低区域的环境污染排放强度，这一结论否定了“污染天堂”的中国适用性，与已有的研究结论一致。

考虑环境规制的时间延续性，本期某区域的环境规制可能显著受前期影响，模型4采用系统广义矩模型检验了区域环境规制政策的动态性。AR检验证实，模型残差在1%显著水平存在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关，Sragan检验证实本研究采用的工具变量不存在过度识别问题，证明了本研究采用动态模型的合理性。回归结果显示，上期的环境污染排放会对本期造成显著影响，回归系数高达0.74。显著为正的回归系数证实区域的环境污染排放及其隐含的环境规制水平具有正向延续性，某区域的环境规制政策具有较强的政策延续性。其他各变量系数除数值差异外，符号与回归显著性与静态模型无显著差异。

由于变量的空间相关性和时间动态性，开展空间计量模型检验，检验结果见表7。模型5和模型6采用空间滞后面板模型（SAR），模型7和模型8采用空g误差面板模型（SEM），模型9和模型10采用空间杜宾面板模型（SDR），模型11为带自回归误差项的空间滞后面板模型（SAC），模型12为广义空间误差随机效应面板模型（GSPRE）。模型5、7、9采用了随机效应面板模型回归方法，模型6、8、10则采用了固定效应面板模型回归方法，采用Hausman检验以判断何种方法为优。从回归结果看，所有Hausman检验z统计量在统计上都不显著，支持在本研究中采用回归系数无差异的随机效应面板模型。

从检验结果看，空间相关系数的统计显著度不支持带自回归误差项的空间滞后面板模型在本研究中的适用性。同样，广义空间误差随机效应面板模型中因变量空间相关系数p仅在10%统计水平显著，随机扰动项统计上不显著，显示该模型不适用于本研究的数据分布。

在剩下的三个模型5、7、9中，回归结果基本一致，显示本研究结论的稳健性，但从回归系数z统计量角度，模型5和模型7的回归质量更好，因此后文分析基于模型5和模型7的回归结果进行。首先，空间面板模型的检验结果证明，本研究的因变量存在严重的空间相关性，当不考虑因变量的空间相关性时，回归结果的随机误差则存在空间相关性，当同时考虑因变量和随机误差的空间相关性时，空间相关性系数的统计显著性水平下降，暗示了二者的内在关系。

当分别考虑因变量的空间滞后和随机误差的空间误差时，实证结果显示，以财政收入分权度衡量的地方政府区域经济发展需求会显著提升区域污染排放水平。由于自变量和因变量都采用了自然对数形式，回归系数反映区域污染排放水平对财政收入分权度的弹性大于1，且都在1%统计水平显著。这一结论证实地方政府对区域经济发展需求越强烈，越容易放松区域环境管制，表现为单位GDP污染排放水平的上升。

各地人均非政府组织数量对当地污染排放水平的回归系数也符合预期，所有模型的回归系数都为负，其中模型5、7在1%统计水平显著。实证研究结果证实，区域人均非政府组织数量上升能有效提升区域环境规制水平，显著降低区域污染排放水平，其弹性约为-0.45。在公民社会建设中，非政府组织的数量与活跃程度是公民参与社会治理程度的重要标志。作为对传统上单一的公共治理主体政府的有益替代和补充，非政府组织不仅能补充财政资金的不足，还能吸收更多的劳动力、专业技能和媒体资源以缓解公共治理资源的不足，更重要的是，非政府组织先天的道德优胜地位和组织性使其能在政府与公民间有效发挥信息交流与沟通作用。环境保护是非政府组织的重点工作领域，区域内相关领域非政府组织数量的上升可以有效改善当地政府和居民的环境认知，增强环境保护意识，集聚环境保护资源并提升政府的环境执法决心和能力，从数据上，就表现为较高的人均非政府组织数量将降低区域的环境污染排放水平，本文的实证研究证实了这一点。

控制变量区域开放度、单位GDP能耗水平回归结果符合预期，较高的区域开放度会降低经济发展的环境代价，而能耗水平则会起到相反的效果。现有的多数研究都不支持“污染天堂”假说在中国的适用性，而是支持参与国际贸易对中国的污染减排是有益的，本文的研究与此一致。回顾中国改革开放的历史，没有证据表明存在高能耗、高污染产业在世界范围内向中国的大规模迁移，相反对外开放使中国获得新的技术和新的产品，进入新的市场，从而改变落后的生产生活方式和要素利用方式，包括环境要素利用方式。由于全要素生产率的持续提升和资本、劳动力的高效利用，环境要素变得相对稀缺，故对外开放推动了中国的环境保护。改革开放政策已经不同方面获得广泛支持，从有效促进环境保护，推进可持续发展角度，本文的研究结论也证实了对外开放的贡献。为推动中国资源与环境保护和建设，应进一步扩大开放。

已有的研究多数认同经济发展中的能耗代价是导致环境污染的重要因素，此外，能源结构差异还会带来污染结构的差异，如雾霾的产生即与煤炭在能源消耗结构中的比重密切相关。从本文的回归系数看，单位GDP能耗的污染排放富有弹性，在所有的回归模型中回归系数都超过2。这一方面证明了高能耗发展会付出严重的环境代价，另一方面也指出了节能是重要的环境节约发展路径。在所有回归模型中，区域开放度和单位GDP能耗的回归系数都相对稳定，且在统计上高度显著，显示出结论的稳健性。

4.3稳健性检验

由于在实证研究中使用了不同的研究方法，结论呈现较强的稳定性，此处主要检验因变量规制污染排放水平的赋值合理性，参考相关文献，以纵横拉开档次法重新构建因变量进行检验。此外，由于中国活跃非政府组织多数受制于注册规定而不得不“非法活动”，本文也采用中国环境年鉴提供的“来信总数”来反映区域公民社会活跃程度，变量取值方法与前文一致，以某省当年人均“来信总数”的自然对数衡量该区域的公民社会活跃程度，变量名称MAIL。稳健性检验见表8。

检验1结论基本与前文一致，不再赘述。检验2中改变方法衡量区域公民社会建设水平后，虽然回归系数符号依旧符合预期，但显著水平大幅下降，这可能与指标选取与衡量目标的弱一致性有关。网络时代，公民表达意愿的方式多元化，传统的信函可能已经不再是首选。虽然如此，由于“电话/网络投诉数”仅从2011年开始统计，当前难以用于空间面板检验，寻找或开发新的指示变量是本研究未来的一项重要工作。

5结论与政策建议

非政府组织是二战以来兴起的重要公共治理主体，已经成为公民社会建设重要的推动力量。生态与环境保护是非政府组织传统的聚焦领域，当今世界知名的非政府组织不少是著名的环保类非政府组织。由于远离意识形态，环保类非政府组织较少涉及政治敏感性，因此改革开放以来，环保类非政府组织在我国得到较快的发展。

令人诧异的是，虽然环保类非政府组织在中国已经具有较大的社会影响，现有文献中却少有对其环境治理绩效的研究。基于系统广义矩模型和空间计量模型，本文对非政府组织的区域环境治理绩效开展了定量研究。当控制相关变量后，研究发现：以人均非政府组织数量衡量的区域非政府组织发育程度确实会显著影响区域的环境治理水平。在非政府组织发育较好的区域，环境质量显著高于非政府组织发育水平较低的区域。虽然非政府组织由于其目标的公益性天生相对政府具有道义上的优势，但定量绩效证据的缺乏使其社会公信力存在瑕疵。本文的实证研究弥补了这一缺陷，实证研究证实了非政府组织对区域环境规制的促进作用。

研究发现：在财政分权度衡量的地方政府经济发展需求度较大的区域，其环境规制强度显著较低，且弹性系数大于1。政府治理相关文献认为，在“政治集权，经济分权”的治理体制下，地方政府会因为经济与政治晋升动机参与“区域经济增长竞争锦标赛”。本文的研究结论证实了在这一过程中，牺牲环境促进经济增长成为政府的可行战略选择。为有效保护环境，应合理重构政绩考核指标体系，降低经济指标比重，丰富环境指标类型，提升环境指标地位，实行重大环境事故一票否决制。

研究发现：经济开放度有助于提升区域的环境规制水平，这一结论证明中国的对外开放实践并没有产生学者们担忧的“污染天堂”后果。为加强资源环境可持续发展，应进一步扩大开放。

研究发现：能源消耗是环境污染的重要推动因素。能源消耗会@著恶化区域环境质量，其弹性系数大于2，且在所有的模型中都在1%水平显著。因此，节能降耗应常抓不懈，进一步推动能源高效清洁应用，改善能源结构。

本文的不足之处体现在采用的非政府组织数据主要来自官方数据，对更多的“非法”草根非政府组织数量和相关活动数据掌握不够，此外本文采用的是非政府组织的数量，这与其活动和影响能力还存在差异。后续的研究可以向两个方向拓展，一是与相关研究机构和主管部门合作，获得更加准确的环保类非政府组织数据，还有就是深度研究特定环保类非政府组织，揭示其运行机制和产出绩效。