分權(quán)體制、地方征稅努力與環(huán)境污染*

蹤家峰 楊 琦

?

分權(quán)體制、地方征稅努力與環(huán)境污染*

蹤家峰1楊 琦2

（1. 南開(kāi)大學(xué)周恩來(lái)政府管理學(xué)院 天津 300071）（2. 廈門(mén)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所 福建廈門(mén) 361005）

本文通過(guò)構(gòu)建一個(gè)同時(shí)包含中央與地方兩級(jí)政府的征稅努力、資本流動(dòng)與環(huán)境污染模型，分析在分權(quán)體制下，地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)、征稅努力與環(huán)境污染的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，利用中國(guó)2003年至2010年271個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：地方政府為吸引資本流入會(huì)降低征稅努力度，提高征稅努力可以減少污染排放總量。為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)帶來(lái)了為增長(zhǎng)而污染，政府主導(dǎo)的投資驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了政府主導(dǎo)型的普遍污染。本文認(rèn)為，當(dāng)前降低污染排放量、提升環(huán)境質(zhì)量的關(guān)鍵是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，改革現(xiàn)有的財(cái)政體制，將污染控制納入官員的晉升考核機(jī)制中，建立市場(chǎng)化的減排激勵(lì)，實(shí)行更嚴(yán)格的環(huán)保制度。

稅收征收努力度 地區(qū)競(jìng)爭(zhēng) 普遍污染

一、引言與文獻(xiàn)回顧

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，創(chuàng)造了中國(guó)奇跡，令世人矚目。與此同時(shí)，環(huán)境問(wèn)題也日益突出。2013年，中國(guó)全國(guó)廢水排放總量達(dá)695.4億噸，廢氣中二氧化硫排放量達(dá)到2043.9萬(wàn)噸，煙（粉）塵排放量為1278.1萬(wàn)噸。[①]中國(guó)是全球21個(gè)貧水國(guó)之一，然而2012年七大水系的Ⅳ～Ⅴ類(lèi)和劣Ⅴ類(lèi)水質(zhì)國(guó)控?cái)嗝姹壤骄惯_(dá)到39.2%。[②]中國(guó)也是全球空氣污染最嚴(yán)重的國(guó)家之一，全國(guó)最大的500個(gè)城市中，只有不到1%的城市達(dá)到了世界衛(wèi)生組織推薦的空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，世界上污染最嚴(yán)重的10個(gè)城市之中，中國(guó)占了7個(gè)。[③]若以PM10來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)的霧霾污染，全球污染最嚴(yán)重的20個(gè)城市中我國(guó)就有12個(gè)（World Bank，2007），霧霾已經(jīng)成為眾多城市的?？?。

目前關(guān)于環(huán)境污染問(wèn)題的研究中，有學(xué)者從財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府行為產(chǎn)生的影響這一角度出發(fā)，分析財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的影響。環(huán)境聯(lián)邦主義認(rèn)為地方政府分權(quán)監(jiān)管環(huán)境會(huì)產(chǎn)生向底層競(jìng)爭(zhēng)（Race to the Bottom）的“競(jìng)次”現(xiàn)象，促使地方政府放松環(huán)境監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量下降，相比污染利益集團(tuán)，環(huán)境保護(hù)者在全國(guó)層面上比在地方層面上更容易獲取充分的資源來(lái)實(shí)施有效的保護(hù)政策（Kunce和Shogren，2007）。而支持環(huán)境保護(hù)分權(quán)的學(xué)者認(rèn)為，由于在地理位置、發(fā)展水平、環(huán)境質(zhì)量偏好等方面各地區(qū)存在巨大的差異，分權(quán)化的環(huán)境政策制定有潛在的福利增進(jìn)。相比各個(gè)地區(qū)追求自己最優(yōu)的環(huán)境政策，中央政府統(tǒng)一制定的方法會(huì)造成福利的損失（Saveyn et al., 2006）。環(huán)境聯(lián)邦主義分權(quán)與集權(quán)之爭(zhēng)的一個(gè)焦點(diǎn)問(wèn)題就是：分權(quán)是否會(huì)導(dǎo)致地方政府出現(xiàn)“競(jìng)次”現(xiàn)象，從而最終導(dǎo)致環(huán)境的惡化。中國(guó)的財(cái)政分權(quán)體制與其他國(guó)家有很大的不同，“中國(guó)式”的財(cái)政分權(quán)是“政治上的集權(quán)、經(jīng)濟(jì)上的分權(quán)”。蔡昉等（2008）認(rèn)為中國(guó)的環(huán)境問(wèn)題是由粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式導(dǎo)致的，而這種發(fā)展模式又源于“中國(guó)式分權(quán)”下的政府行為。環(huán)境作為具有顯著外部性的公共物品，地方政府很少有動(dòng)力去關(guān)注他們的不作為給本地與周邊區(qū)域強(qiáng)加的污染成本問(wèn)題。Wu et al.（2012）的研究表明，對(duì)環(huán)境保護(hù)的投資并不能增加官員被提拔的機(jī)會(huì)，因此地方領(lǐng)導(dǎo)人沒(méi)有動(dòng)力去保護(hù)環(huán)境，更不會(huì)把環(huán)境保護(hù)放在發(fā)展的第一要位（Zheng et al., 2013）。Jia（2013）的研究顯示，我國(guó)官員的晉升機(jī)制會(huì)使領(lǐng)導(dǎo)人為了降低成本而更加傾向于選擇低技術(shù)、高污染的企業(yè)，與中共中央政治局常委成員存在關(guān)聯(lián)（老鄉(xiāng)、校友、曾一起共事）的官員會(huì)更傾向于加重污染。顯然，政府主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致了政府引致型的污染。

地區(qū)間的引資競(jìng)爭(zhēng)會(huì)對(duì)地方政府的稅收征收行為帶來(lái)很大的影響，進(jìn)而會(huì)對(duì)本地及其他地區(qū)的環(huán)境污染排放水平產(chǎn)生影響。中國(guó)現(xiàn)行體制下的地方政府行為已成為關(guān)注的焦點(diǎn)，但從地方政府稅收征收努力度的角度分析環(huán)境污染問(wèn)題的研究還很少。本文通過(guò)結(jié)合我國(guó)的實(shí)際國(guó)情，從地方政府的稅收征收行為入手，解釋其對(duì)環(huán)境污染的影響，并討論中國(guó)當(dāng)前財(cái)政體制與官員晉升機(jī)制可行的改革方向。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分構(gòu)建理論模型，引出本文的理論命題；第三部分為計(jì)量模型的設(shè)定、變量的選取及數(shù)據(jù)來(lái)源的說(shuō)明；第四部分是基于中國(guó)地級(jí)市層面的面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分是本文主要結(jié)論及一些相關(guān)的政策建議。

二、理論模型

Oates和Schwab在1988年開(kāi)創(chuàng)性的建立了考慮到資本流動(dòng)及資本流動(dòng)外部性等問(wèn)題的稅收競(jìng)爭(zhēng)模型。Keen和Kotsogiannis（2002）在考慮到由于地區(qū)之間的異質(zhì)性，存在橫向外部性和縱向外部性的情況下，分析了財(cái)政聯(lián)邦對(duì)稅率的影響，并發(fā)現(xiàn)橫向與縱向外部性嚴(yán)重依賴(lài)于資本供給彈性。之后，Ogawa和Wildasin（2009）在Oates和Schwab（1988）的理論模型的基礎(chǔ)上，引入環(huán)境問(wèn)題，分析了地區(qū)間分權(quán)決策下“壞”公共物品的溢出問(wèn)題。Eichner和Runkel（2012）將Keen和Kotsogiannis（2002）與Ogawa和Wildasin（2009）的理論模型進(jìn)一步深化，強(qiáng)調(diào)了資本供給彈性的重要性。他們的模型刻畫(huà)的是在美國(guó)式的財(cái)政分權(quán)體制下政府的運(yùn)行機(jī)制，美國(guó)式財(cái)政聯(lián)邦制中聯(lián)邦和地方政府各自擁有獨(dú)立的稅權(quán)，無(wú)論是地方政府間的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)還是中央與地方之間的縱向稅收競(jìng)爭(zhēng)，稅率是競(jìng)爭(zhēng)的策略性變量。而在我國(guó)，地方政府僅僅擁有有限的稅收征管權(quán)，稅率是由中央政府統(tǒng)一設(shè)定的，整個(gè)稅制可抽象為一個(gè)稅收比例分成體制（湯玉剛、苑程浩，2010）。因此，主觀的“征稅努力度”才是地方政府之間稅收的策略性工具。

本文在K-K（2002）的基礎(chǔ)上，借鑒O-W（2009）與E-R（2012）的研究思路，結(jié)合中國(guó)的實(shí)際國(guó)情，通過(guò)構(gòu)建包含生產(chǎn)者、消費(fèi)者、地方政府和中央政府四個(gè)部門(mén)的一般均衡模型，刻畫(huà)在中國(guó)式的地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)背景下，地方政府稅收征收行為對(duì)當(dāng)?shù)赝顿Y水平與環(huán)境污染產(chǎn)生的影響，及其帶來(lái)的溢出效應(yīng)。以下是具體的理論模型：

（一）生產(chǎn)者行為

假定全國(guó)共有個(gè)相同的地區(qū)，在地區(qū)，一個(gè)代表性的企業(yè)使用k單位的資本，生產(chǎn)(k)單位的產(chǎn)出，價(jià)格單位化為1。產(chǎn)出函數(shù)單調(diào)遞增，并且是凹的，即f>0>f。

假定資本在地區(qū)間流動(dòng)是無(wú)成本的，稅后凈收益率為，中央制定的統(tǒng)一法定名義稅率為，各地區(qū)地方政府的稅收征收努力程度定義為t（0,1]，則反映的是一個(gè)地區(qū)征收的實(shí)際稅率。在財(cái)政分權(quán)體制下，橫向競(jìng)爭(zhēng)會(huì)傾向于降低地方政府的稅收征收努力程度。地區(qū)企業(yè)的稅后收益為：

廠商實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化的一階條件為：

（2）

（二）消費(fèi)者行為

采用Keen和Kotsogiannis（2002）模型的假設(shè)，每個(gè)地區(qū)代表性消費(fèi)者生命為兩期，第一期有初始稟賦，一部分用于消費(fèi)，剩余作為儲(chǔ)蓄用于下期投資，即。第二期，消費(fèi)者獲得資本收益,及生產(chǎn)組織的稅后利潤(rùn)，其中[0,1]是地區(qū)地方政府對(duì)廠商利潤(rùn)提取的租金比例，本文模型中中央不提取租金。[④]

地區(qū)居民的效用水平還受到當(dāng)?shù)卣c中央政府提供的公共物品、和當(dāng)?shù)匚廴境潭鹊挠绊?，地區(qū)消費(fèi)者的效應(yīng)函數(shù)采用擬線性效用函數(shù)的形式：

（三）資本市場(chǎng)

由于資本自由流動(dòng)，個(gè)地區(qū)完全相同，儲(chǔ)蓄函數(shù)僅僅是 的函數(shù)，沒(méi)有地區(qū)差異，因此市場(chǎng)出清條件為：儲(chǔ)蓄完全轉(zhuǎn)化為投資。運(yùn)用地區(qū)對(duì)稱(chēng)性，即和，得出：

（5）

（6）

（8）

（四）“壞”公共物品——污染

借鑒Eichner和Runkel（2012）與Ogawa 和Wildasin（2009）模型的假設(shè)，在地區(qū)每單位的資本消耗都會(huì)在本地區(qū)產(chǎn)生單位的污染排放量，在地區(qū)產(chǎn)生 單位的污染排放量（｛1,…,n｝且）。反映了地區(qū)間的污染溢出程度。

地區(qū)總污染水平為：

對(duì)（9）式求導(dǎo)，并代入前文得出的結(jié)論，推出：

（10）

（12）

從（8）式和（12）式可看出，當(dāng)資本供給彈性嚴(yán)格為正時(shí)，即，本地區(qū)征稅努力度的上升會(huì)降低總的投資水平，減少全社會(huì)總的污染排放量。當(dāng)，即資本供給剛性時(shí)，一個(gè)地區(qū)征稅努力度的改變不會(huì)對(duì)總的投資水平與總的污染排放量產(chǎn)生影響。

觀察（7）式發(fā)現(xiàn)，無(wú)論在什么條件下，i地區(qū)稅收征收努力度的上升都會(huì)使j地區(qū)的資本投資量增加，原因在于隨著i地區(qū)稅收征收努力度的上升會(huì)使i地區(qū)的資本外流。

（五）政府決策

如前文所述，我國(guó)的整個(gè)稅制可抽象為一個(gè)稅收比例分成體制，本文假定地方分成的比例為（(0,1)），則中央分成比例為(1)。地區(qū)的政府通過(guò)選擇提取租金的比例和稅收征收努力度來(lái)最大化當(dāng)?shù)鼐用竦男в煤瘮?shù)（3）式。

地方政府提供的公共物品為：

全國(guó)性公共品G在各個(gè)地區(qū)是均分的，即：

（14）

每個(gè)地區(qū)把其他地區(qū)的政策變量作為給定的已知變量，由于個(gè)地區(qū)是完全相同的，對(duì)稱(chēng)均衡情形下，推出：

（16）

總結(jié)以上理論模型，本文得出如下三個(gè)命題：

命題1：在包含中央、地方兩級(jí)政府的模型中，一個(gè)地區(qū)地方政府降低稅收征收努力程度的確會(huì)吸引更多的資本流入本地，但同時(shí)也會(huì)增加該地區(qū)的污染排放量。同樣，若一個(gè)地區(qū)提高其稅收征收努力度，則會(huì)使資本流入到稅收征收努力度低的地區(qū)。

命題3：在其他地區(qū)稅收征收努力度不變的情況下，若某地方政府提高其稅收征收努力程度，會(huì)減少全社會(huì)的總投資水平，降低總的污染排放量。

三、模型構(gòu)建、變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）計(jì)量模型的構(gòu)建

根據(jù)以上的理論模型，本文需構(gòu)建以下計(jì)量模型。旨在檢驗(yàn)地方政府稅收征收努力度對(duì)本地和其他地區(qū)污染排放水平的影響。形式設(shè)定如下：

其中表示省份，表示年份，為不可觀測(cè)的地區(qū)特征，是殘差項(xiàng)，反映其他可能起作用但沒(méi)有被模型捕獲的因素。

（二）變量的選取與說(shuō)明

本文將根據(jù)其他城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模的相對(duì)差異賦予它們不同的權(quán)重，記為，即為按人均GDP（）加權(quán)的稅率。權(quán)重計(jì)算公式如下：

除了實(shí)際稅率以外，一些其他因素也會(huì)影響地區(qū)污染排放水平，如宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、財(cái)政分權(quán)等。本文選取的控制變量具體包括：（1）人均外商直接投資（）；（2）人均GDP（），反映宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況；（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（），即第二產(chǎn)業(yè)GDP占地區(qū)總GDP的比重；（4）財(cái)政分權(quán)（），反映地方政府財(cái)政自主性的大小，目前已有財(cái)政分權(quán)的度量有很多種形式，基于本文研究目的，本文采用吳群、李永樂(lè)（2010）的分權(quán)指標(biāo)，即（財(cái)政分權(quán)指標(biāo)）=各地預(yù)算內(nèi)人均本級(jí)財(cái)政支出/中央預(yù)算內(nèi)人均本級(jí)財(cái)政支出；（5）對(duì)外貿(mào)易依存度（），反映了一個(gè)地區(qū)的開(kāi)放程度，本文按照經(jīng)營(yíng)單位所在地將各個(gè)市歷年進(jìn)出口總額按照當(dāng)年人民幣兌美元中間價(jià)換算，用進(jìn)出口額GDP占比衡量貿(mào)易依存度。

（三）估計(jì)方法說(shuō)明

本文的研究樣本相對(duì)時(shí)期較短，但單位數(shù)較多，屬于典型的大N小T 樣本，因此采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。系統(tǒng)GMM方法能夠同時(shí)利用差分方程和水平方程的信息增強(qiáng)差分估計(jì)中工具變量的有效性，通過(guò)增加原始水平值的回歸方程來(lái)彌補(bǔ)僅僅使用回歸差分方程的不足和解決弱工具變量問(wèn)題，可避免模型中異方差和自相關(guān)性的干擾，也不需要正態(tài)分布的假設(shè)，在面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究中已得到廣泛的應(yīng)用。

系統(tǒng)GMM估計(jì)一般還需要進(jìn)行兩個(gè)檢驗(yàn)：對(duì)差分方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)進(jìn)行二階序列相關(guān)性檢驗(yàn)；用Hansen（或Sargan）檢驗(yàn)對(duì)所使用的工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。

（四）數(shù)據(jù)來(lái)源與統(tǒng)計(jì)描述

本文選取2003年至2010年中國(guó)地級(jí)市層面數(shù)據(jù)為樣本。各地稅收收入數(shù)據(jù)來(lái)源于《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》與《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)財(cái)政年鑒》及各地級(jí)市歷年的統(tǒng)計(jì)公報(bào)。在剔除缺失嚴(yán)重的樣本后，得到8年，271個(gè)地級(jí)市，[⑥]共計(jì)2168個(gè)觀測(cè)值。文中涉及到的變量、符號(hào)及其簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)描述，如表1所示：

表1 變量、符號(hào)及其簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)

注：變量符號(hào)前加“l(fā)n”表示對(duì)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換。

四、實(shí)證結(jié)果分析

本文首先使用工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣（SO2）、工業(yè)煙塵分別作為被解釋變量，估計(jì)了實(shí)際稅率對(duì)污染排放量的影響。表2報(bào)告了基于我國(guó)2003-2010年271個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)GMM回歸方法的估計(jì)結(jié)果。所有估計(jì)結(jié)果的二階差分序列Arellano-bond檢驗(yàn)結(jié)果表明拒絕二階序列相關(guān)假設(shè)，說(shuō)明不存在高階序列相關(guān)性。從Hansen檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，工具變量是穩(wěn)健、有效的。外生性檢驗(yàn)表明不能拒絕工具變量的外生性假設(shè)。

表2中估計(jì)（1）-（2）的被解釋變量是工業(yè)廢水，（3）-（4）被解釋變量是工業(yè)二氧化硫，（5）-（6）列被解釋變量是工業(yè)煙塵排放量。從（1）、（3）、（5）結(jié)果可見(jiàn)，當(dāng)?shù)氐膶?shí)際稅率對(duì)當(dāng)?shù)匚廴九欧潘降挠绊懯秋@著為負(fù)的，且地方政府實(shí)際稅率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使工業(yè)廢水排放減少9.42378億噸，SO2排放減少114.982萬(wàn)噸，煙塵排放降低42.5066萬(wàn)噸。在估計(jì)（2）、（4）、（6）中引入其他城市的實(shí)際稅率的空間加權(quán)項(xiàng)后，發(fā)現(xiàn)本地實(shí)際稅率對(duì)污染排放的影響依然顯著為負(fù)，未發(fā)生變化。而其他地區(qū)的按人均GDP加權(quán)的實(shí)際稅率對(duì)當(dāng)?shù)毓I(yè)廢水、SO2、煙塵排放的影響均是顯著為正的。這說(shuō)明本地實(shí)際稅率的上升會(huì)降低當(dāng)?shù)氐奈廴九欧?，而其他地區(qū)的加權(quán)實(shí)際稅率上升會(huì)加重本地的污染程度。這與本文理論模型得出的命題1、命題2相一致，可能的原因是：一個(gè)地區(qū)實(shí)際稅率的變動(dòng)會(huì)帶來(lái)資本在各地區(qū)的重新分配，實(shí)際稅率上升，導(dǎo)致資本外流，進(jìn)而使本地排放的污染排減小，而其他地區(qū)由于資本的流入帶來(lái)了更多的污染。觀察估計(jì)（2）、（4）、（6）中與的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，上升一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使污水排放增加8.93791億噸，SO2排放增加101.128萬(wàn)噸，煙塵排放增加28.9999萬(wàn)噸。除了以污水作為被解釋變量的估計(jì)（2）外，在（4）、（6）估計(jì)中本地實(shí)際稅率對(duì)本地污染水平的影響系數(shù)大于其他地區(qū)的加權(quán)實(shí)際稅率。這說(shuō)明若各地區(qū)的實(shí)際稅率均等量上升，SO2和煙塵的總排放量會(huì)降低，而廢水排放量會(huì)略有上升。在給定的市場(chǎng)水平下，為了在“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”中勝出，面臨政治激勵(lì)的地方官員會(huì)做出理性的反應(yīng)---吸引更多的資本流入，提升當(dāng)?shù)氐腉DP水平。然而，一般認(rèn)為吸引資本流入的唯一方式是競(jìng)相降低稅率（Oates，1972），在我國(guó)則是競(jìng)相降低征稅努力。高能耗、高污染的發(fā)展方式是不可持續(xù)的，這種以低征收努力帶來(lái)的資本流入只能獲得短期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。地方政府官員會(huì)依賴(lài)于這種短期的發(fā)展方式的原因是什么？統(tǒng)計(jì)我國(guó)2003年至2011年官員任期數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，省長(zhǎng)平均任期只有3.848年，省委書(shū)記平均任期也只有4.236年。在這么短的任期內(nèi)，地方官員不做“功不在當(dāng)任”的事，官員行為短期化，嚴(yán)重扭曲了征稅努力度，環(huán)境污染愈演愈烈。

從控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看：除估計(jì)（2）以外，在其他估計(jì)中人均FDI對(duì)廢水、SO2、煙塵排放的影響均顯著為負(fù)。自改革開(kāi)放以來(lái)，F(xiàn)DI一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡背后的主要驅(qū)動(dòng)因素。近年來(lái)，已有不少?lài)?guó)內(nèi)外的學(xué)者對(duì)中國(guó)是否已成為跨國(guó)企業(yè)的“污染避難所”這一假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)。本文研究結(jié)果表明，“污染避難所”假說(shuō)在我國(guó)并不成立，F(xiàn)DI的引入對(duì)改善我國(guó)的環(huán)境污染是有利的，可能的原因在于FDI傾向于使用較為先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和污染排放系統(tǒng)，由于技術(shù)外溢效應(yīng)，會(huì)促進(jìn)投資地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步，有利于降低單位產(chǎn)出的資源消耗與污染排放量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)污染排放水平的影響顯著為正，這說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)與廢水、SO2、煙塵排放之間顯著正相關(guān)。在現(xiàn)有體制下，地方政府官員偏好發(fā)展重化工業(yè)，重化工業(yè)的高增長(zhǎng)依賴(lài)于要素的大量投入，從而造成高能耗和高排放的局面。由此看來(lái)調(diào)整現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)成為必要。財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的系數(shù)均為正，且大部分估計(jì)都是顯著的，這說(shuō)明財(cái)政分權(quán)與廢水、SO2、煙塵排放之間存在顯著正向關(guān)系。中國(guó)式的財(cái)政分權(quán)是政治上的集權(quán)、經(jīng)濟(jì)上的分權(quán)，地方政府在現(xiàn)有的分權(quán)體制與激勵(lì)體制下，為了尋求利益最大化，更樂(lè)于發(fā)展經(jīng)濟(jì)，而忽略環(huán)境問(wèn)題，甚至以犧牲環(huán)境為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。除估計(jì)（3）與估計(jì)（6）以外，其他估計(jì)中對(duì)外貿(mào)易依存度與廢水、SO2、煙塵的排放顯著正相關(guān)?？赡艿脑蛟谟冢簢?guó)際貿(mào)易通過(guò)進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“溢出”作用，通過(guò)規(guī)模效應(yīng)比例性地增長(zhǎng)了污染物的排放（何潔，2010）。人均GDP對(duì)廢水、SO2及煙塵的排放的影響均是正向的，但并不顯著。

表2 實(shí)際稅率與污染

注：***，**和*分別表示顯著水平為1%，5%和10%，括號(hào)中為z值。外生性檢驗(yàn)報(bào)告的是GMM的Hansen test excluding group卡方檢驗(yàn)的p值結(jié)果。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）污染指標(biāo)的選取

由表2的分析看出，一些因素對(duì)不同的污染物會(huì)有不同的影響，因此為增加研究的穩(wěn)健性，本文構(gòu)建一個(gè)相對(duì)污染指標(biāo)，從一個(gè)整體的角度對(duì)各地污染排放情況與稅收征收努力度之間的關(guān)系進(jìn)行研究。本文借鑒朱平芳等（2011）的做法構(gòu)造了相對(duì)污染指標(biāo)，首先計(jì)算城市第種污染物的相對(duì)排放水平：

由此得到相對(duì)污染排放指標(biāo)e_gdp。由于人口越密集，人類(lèi)活動(dòng)越頻繁，產(chǎn)生的污染排放量也就越多。為削弱人口規(guī)模對(duì)污染排放水平的影響，按照此計(jì)算方法本文還引入了人均污染相對(duì)排放量對(duì)污染進(jìn)行衡量，得到人均相對(duì)污染排放指標(biāo)e_pop[⑦]。具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（一）

注：***，**和*分別表示顯著水平為1%，5%和10%，括號(hào)中為z值。外生性檢驗(yàn)報(bào)告的是GMM的Hansen test excluding group卡方檢驗(yàn)的p值結(jié)果。

觀察發(fā)現(xiàn)，表3中各指標(biāo)的顯著性與表2相比有所提升，除對(duì)外貿(mào)易依存度外，各個(gè)解釋變量的符號(hào)均未發(fā)生變化，并通過(guò)了序列相關(guān)性檢驗(yàn)、工具變量有效性與外生性檢驗(yàn)。實(shí)際稅率與當(dāng)?shù)叵鄬?duì)污染排放指標(biāo)之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，其他地區(qū)加權(quán)的實(shí)際稅率與當(dāng)?shù)匚廴撅@著正相關(guān)，且本地實(shí)際稅率的影響系數(shù)要大于其他地區(qū)加權(quán)實(shí)際稅率的影響系數(shù)。這說(shuō)明若各地區(qū)均適當(dāng)?shù)奶岣咂鋵?shí)際稅率，會(huì)使總污染水平下降，[⑧]符合本文理論模型中得出的命題3結(jié)論。如前文所述，在我國(guó)名義稅率是由中央制定的，地方政府僅僅擁有非常有限的不完全稅權(quán)（征管權(quán)），因而在這種體制下，地方政府之間的稅收競(jìng)爭(zhēng)的策略性工具變?yōu)椤岸愂照魇张Χ取保胤秸梢栽诤艽蟪潭壬峡刂贫愂諆?yōu)惠政策（湯玉剛等，2010）。從上世紀(jì)80年代開(kāi)始，我國(guó)中央對(duì)地方官員的政績(jī)考核主要以GDP考核為主，地方官員之間圍繞GDP增長(zhǎng)而進(jìn)行“晉升錦標(biāo)賽”或“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”，而晉升錦標(biāo)賽本身可以將地方官員置于強(qiáng)有力的激勵(lì)之下，產(chǎn)生了一系列的扭曲性后果（周黎安，2007）。為了爭(zhēng)奪稀缺的流動(dòng)性資本，地方官員不惜以犧牲環(huán)境為代價(jià)，采取各種稅收優(yōu)惠政策來(lái)吸引國(guó)內(nèi)外投資，產(chǎn)生一種“逐底競(jìng)次”型的無(wú)效均衡，這種“中國(guó)式分權(quán)體制與官員晉升體制”下的政府稅收征收行為是導(dǎo)致中國(guó)環(huán)境問(wèn)題越演越烈的根本因素。

表3控制變量中人均FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政分權(quán)指標(biāo)系數(shù)均未發(fā)生變化。人均GDP對(duì)相對(duì)污染指標(biāo)的影響有正有負(fù)，并不一致。目前已有大量國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，不同的學(xué)者得出的結(jié)論也不盡相同?？偨Y(jié)眾多學(xué)者的成果發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系可能是倒U型的，也可能是線型、U型、N型或倒N型（張成等，2011）。這說(shuō)明人均GDP對(duì)環(huán)境污染水平的影響存在不確定性，由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在本文中只是作為控制變量，并不是本文研究的重點(diǎn)，所以沒(méi)有進(jìn)行更深一步的分析。值得注意的是，表3中對(duì)外貿(mào)易依存度的系數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，且除估計(jì)（12）外，其他估計(jì)都通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)?？赡艿脑蛟谟诔隹谄髽I(yè)所面臨的激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是促進(jìn)污染治理技術(shù)進(jìn)步的積極因素，進(jìn)口機(jī)器和設(shè)備又為一些戰(zhàn)略性重工業(yè)的發(fā)展提供了便利，減少了這些重工業(yè)發(fā)展導(dǎo)致的污染增加，同時(shí)技術(shù)的進(jìn)口提高了我國(guó)污染治理的技術(shù)水平（何潔，2010）。因此，當(dāng)選取不同的指標(biāo)作為被解釋變量時(shí)，由于考慮的角度不同，對(duì)外貿(mào)易依存度可能會(huì)存在不同的影響。從污染的綜合指標(biāo)來(lái)看，對(duì)外貿(mào)易是有利的因素。

（二）實(shí)際稅率指標(biāo)的變化

前文中其他地區(qū)的空間加權(quán)的實(shí)際稅率是以人均GDP為空間加權(quán)矩陣。由于權(quán)重矩陣的確定并沒(méi)有一個(gè)明確的標(biāo)準(zhǔn)，為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文定義了一個(gè)按人口加權(quán)的空間權(quán)重矩陣對(duì)除本地以外其他地區(qū)的實(shí)際稅率進(jìn)行了加權(quán)，得到變量。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文用進(jìn)行系統(tǒng)的分析。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4中各變量的顯著性與符號(hào)與表2、表3中基本一致，未因空間權(quán)重矩陣設(shè)置的不同而出現(xiàn)顯著的改變，并通過(guò)了所有檢驗(yàn)，說(shuō)明本文估計(jì)結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（二）

解釋變量因變量：e_water因變量：e_so2因變量：e_smoke因變量：e_gdp因變量：e_pop (11)(12)（13）（14）（15） tt_w_poplnp_fdip_gdplnstrucfdlnopenc-35.9000***(-4.28)27.8168***(3.63)-0.1369***(-4.40)0.1086***(2.64)0.3434(1.41)0.3865(1.30)0.3080***(6.84)2.4447***(9.34)-30.4146***(-5.91)29.5785***(4.66)-0.5696***(-8.06)0.1214***(3.54)1.2802***(8.36)2.0364***(7.63)0.1566***(4.61)3.7224***(13.91)-9.8771**(-2.09)1.1468(0.13)-0.1848*(-1.87)0.0506*(1.89)0.5452**(2.04)0.5716*(1.79)0.0064(0.13)1.6344***(3.41)-19.733***(-5.54)17.7960***(4.06)-0.1163***(-2.88)-0.0196(-0.49)0.5006**(2.36)1.8128***(6.62)-0.1887***(-3.99)0.5322(1.62)-16.047***(-5.76)9.3516***(2.71)-0.1229**(-2.55)0.0085(0.21)0.9224***(3.94)1.7929***(9.74)-0.0912**(-2.32)1.2942***(3.67) AR(1)AR(2)Hansen-test外生性檢驗(yàn)樣本數(shù)0.0000.3220.4350.95521680.0000.7420.2400.99821680.0620.6370.6330.60221680.0560.1750.4710.44721680.0070.9900.6780.4362168

注：***，**和*分別表示顯著水平為1%，5%和10%，括號(hào)中為z值。外生性檢驗(yàn)報(bào)告的是GMM的Hansen test excluding group卡方檢驗(yàn)的p值結(jié)果。

六、結(jié)論與啟示

本文在K-K（2002）的基礎(chǔ)上，借鑒O-W（2009）與E-R（2012）的研究思路，構(gòu)建了包括生產(chǎn)者、消費(fèi)者、地方政府和中央政府四個(gè)部門(mén)的一般均衡模型，刻畫(huà)了在中國(guó)特有體制下，地方政府稅收征收行為對(duì)當(dāng)?shù)赝顿Y水平與環(huán)境污染水平的影響及其溢出效應(yīng)，為分析中國(guó)環(huán)境污染提供了一個(gè)新穎的視角。同時(shí)提出以下三個(gè)命題：（1）在包含中央、地方兩級(jí)政府的模型中，一個(gè)地區(qū)地方政府降低稅收征收努力程度的確會(huì)吸引更多的資本流入本地，但同時(shí)也會(huì)增加該地區(qū)的污染排放量。同樣，若一個(gè)地區(qū)提高其稅收征收努力度，則會(huì)使資本流入到稅收征收努力度低的地區(qū)。（2）當(dāng)污染存在溢出效應(yīng)，在短期資本供給無(wú)彈性時(shí)，一個(gè)地區(qū)稅收征收努力程度的上升會(huì)使其他地區(qū)的污染排放量上升；而在長(zhǎng)期資本供給有彈性的情況下，一個(gè)地區(qū)稅收征收努力程度的改變對(duì)其他地區(qū)污染排放的影響則取決于兩個(gè)因素：資本流動(dòng)的多少與本地區(qū)對(duì)其他地區(qū)污染負(fù)外部性的大小。（3） 在其他地區(qū)稅收征收努力度不變的情況下，若某地方政府提高其稅收征收努力程度，會(huì)減少全社會(huì)的總投資水平，降低總的污染排放量。結(jié)合2003年至2010年我國(guó)271個(gè)地級(jí)市層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果表明：若所有地區(qū)均適當(dāng)?shù)奶岣咂鋵?shí)際稅率，會(huì)降低總污染排放水平；外商直接投資的提高有利于污染的減排，而財(cái)政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的上升對(duì)污染減排是不利的，對(duì)外貿(mào)易依存度與人均GDP對(duì)污染排放的影響會(huì)由因變量取值的不同發(fā)生變化，具體影響機(jī)制還有待進(jìn)一步的分析。采用不同的變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，結(jié)論依然成立。

在1994年全面實(shí)施財(cái)政分權(quán)的改革后，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要走的是一種由地方政府推動(dòng)的投資拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式。毫無(wú)疑問(wèn)，一個(gè)地區(qū)的投資越多，能源消耗量就會(huì)越大，帶來(lái)的廢水、廢氣等污染的排放量也會(huì)越多。一般來(lái)說(shuō)，投資水平取決于各地的實(shí)際稅率，吸引資本流入的主要方式是競(jìng)相降低稅率（Oates，1972）。在中國(guó)現(xiàn)行的地方政府無(wú)權(quán)制定稅率的體制下，投資水平更確切的說(shuō)是取決于地方政府主觀的稅收征收努力程度，即該地區(qū)實(shí)際運(yùn)用其稅收能力獲取收入的能力（胡祖栓等，2013）。中國(guó)式的財(cái)政分權(quán)是政治上的集權(quán)、財(cái)政上的分權(quán)，中央政府依據(jù)各地的GDP和財(cái)政收入的增量進(jìn)行獎(jiǎng)懲，收入增長(zhǎng)速度越快、增量越大，地方政府獲得的財(cái)力就越多。同時(shí)，中央政府對(duì)地方政府官員有任免權(quán)，在決定地方政府官員升遷時(shí)GDP是關(guān)鍵政績(jī)考核指標(biāo)，在政治晉升和促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目標(biāo)訴求下，為了在“GDP錦標(biāo)賽”中取得優(yōu)勝，地方政府自然會(huì)選擇以GDP增長(zhǎng)為首要目標(biāo)的發(fā)展方式，放松對(duì)污染產(chǎn)業(yè)的管制，通過(guò)稅收等手段展開(kāi)爭(zhēng)項(xiàng)目、拼招商等一系列引資競(jìng)爭(zhēng)。誠(chéng)然，這種“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的地方政府行為大大推動(dòng)了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，推進(jìn)了市場(chǎng)化改革進(jìn)程，提高了當(dāng)?shù)氐腉DP水平（Qian 和 Roland，1998），并大大提高了官員的晉升機(jī)率（Li 和Zhou，2005）。但是，地方政府圍繞流動(dòng)資本展開(kāi)的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)造成一種“逐底競(jìng)爭(zhēng)”型的無(wú)效率均衡---地方政府競(jìng)相降低稅收征收努力度、提供各種稅收優(yōu)惠政策來(lái)吸引資本流入本地，使地方的實(shí)際稅率低于最優(yōu)水平。這種競(jìng)賽背后的代價(jià)就是使地方公共物品供給不足，降低社會(huì)福利，同時(shí)帶來(lái)更多的污染排放。

基于以上分析，本文認(rèn)為在目前我國(guó)這種“政治集權(quán)、經(jīng)濟(jì)分權(quán)”體制下，“自上而下”標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)格局中以GDP為主的政績(jī)考核體制使地方政府具有降低稅收征收努力度為手段來(lái)爭(zhēng)取投資的動(dòng)機(jī)。地方分權(quán)給予地方官員通過(guò)快速發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)而讓自身在地區(qū)間政治與財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)中脫穎而出的極大激勵(lì)，稅收優(yōu)惠政策作為博弈工具在地方招商引資中的作用被不斷放大，造成高名義稅率、低征管效率的局面，由此引發(fā)的盲目攀比和惡性競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致了資源的極大浪費(fèi)與環(huán)境的極度惡化。地方政府“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的行為導(dǎo)致了為增長(zhǎng)而污染的現(xiàn)象，政府主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致了政府引致型的污染。

本文的研究結(jié)論告訴我們：在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)與官員晉升體制下，減少污染排放，從根本上改變環(huán)境污染現(xiàn)狀的關(guān)鍵可能并不僅僅限于先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的引進(jìn)與污染治理投資額的增加。當(dāng)前，降低污染排放量，提升環(huán)境質(zhì)量關(guān)鍵是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，改革現(xiàn)有的財(cái)政體制，將污染控制納入官員的晉升考核機(jī)制中，實(shí)施更為科學(xué)的相對(duì)績(jī)效評(píng)估，逐步減輕GDP在考核地方官員績(jī)效時(shí)的權(quán)重；適當(dāng)平衡地方上的財(cái)權(quán)與事權(quán)，減弱地方政府間的惡性投資競(jìng)爭(zhēng)；研究征收環(huán)境稅、碳稅等，實(shí)行更嚴(yán)格的環(huán)保制度，建立市場(chǎng)化的減排激勵(lì)，推進(jìn)排污權(quán)交易制度，形成地區(qū)之間的減排合作機(jī)制。同時(shí)，建立公共監(jiān)督體系，讓市民有更多的監(jiān)督權(quán)。

1. 蔡昉、都陽(yáng)、王美艷：《經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變與節(jié)能減排內(nèi)在動(dòng)力》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2008年第6期。

2. 何潔：《國(guó)際貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響：中國(guó)各省的二氧化硫（SO2）工業(yè)排放》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2010年1月第九卷第2期。

3. 胡祖栓、黃夏嵐、劉怡：《中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付與地方征稅努力》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2013年4月第12卷第3期。

4. 湯玉剛、苑程浩：《不完全稅權(quán)、政府競(jìng)爭(zhēng)與稅收增長(zhǎng)》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2010年10月第10卷第1期。

5. 汪沖：《資本集聚、稅收互動(dòng)與縱向稅收競(jìng)爭(zhēng)》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2011年10月第11卷第1期。

6. 吳群、李永樂(lè)：《財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)與土地財(cái)政》[J]，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2010年第7期。

7. 張成、朱乾龍、于同申：《環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系》[J]，《統(tǒng)計(jì)研究》2011年1月第28卷第1期。

8. 周黎安：《中國(guó)地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2007年第7期。

9. 朱平芳、張征宇、姜國(guó)麟：《FDI與環(huán)境規(guī)制:基于地方分權(quán)視角的實(shí)證研究》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第6期。

10. Eichner，Thomas and Runkel，Marco，2012，“Interjurisdictional Spillovers, Decentralized Policymaking, and the Elasticity of Capital Supply”[J],，Vol.102(5)，PP2349-57.

11. Keen，Michael J. and Kotsogiannis, Christos, 2002, “Does Federalism Lead to Excessively High Taxes?”[J],, Vol.92(1)，PP363-70.

12. Kunce, Mitch and Shogren, Jason F., 2007, “Destructive Interjurisdictional Competition: Firm, Capital and Labor Mobility in a Model of Direct Emission Control”[J],, Vol.60(3), PP543-49.

13. Li, Hongbin and ZhouLi-An, 2005，“Political Turnover and Economic Performance: The Incentive Role of Personnel Control in China”[J],, Vol.89(9), PP1743-62.

14. Oates, Wallace E., 1972, “Fiscal Federalism”[M], New York: Harcourt Brace Jovanovich.

15. Oates, Wallace E. and Schwab, Robert M., 1988, “Economic Competition among Jurisdictions: Efficiency Enhancing or Distortion Inducing?”[J],Vol.35(3), PP333-54.

16. Ogawa, H. and Wilson, D.E., 2009, “Think Locally, Act Locally: Spillovers, Spillbacks, and Efficient Decentralized Policymaking”[J],Vol.99, PP1206-1217.

17. Qian, Yingyi and Gerard, Roland, 1998, “Federalism and the Soft Budget Constraint”[J],PP1143-62.

18. JiaRuixue, 2013, “Pollution for Promotion”[R], IIES, Stockholm University, Working Paper, http://people.su.se/~rjia/papers/pollution_V20130420.pdf.

19. Saveyn, Bert, 2006, “Does Commuting Change the Ranking of Environmental Instruments?”[R], KatholiekeUniversiteit Leuven Working Paper, No.2007-01.

20. World Bank. 2007. World Development Indicators. Washington, DC: World Bank.

21. Wu，Jing，Yongheng，Deng，Jun，Huang，Randall，Morck and Bernard，Yeung，2012，“Incentives and Outcome: the ‘Environmental’ Bias in China”[D]，Mimeo.

22. Zheng Siqi, E.K. Matthew, W.Z. Sun and D.L. Luo, 2013,“Incentivizing China’s Urban Mayors to Mitigate Pollution Externalities: The Role of the Central Government and Public Environmentalism”[R], NBER Working paper 18872.

（Y）