財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的再檢驗
——基于政府偏好權(quán)變的視角

后小仙 陳 琪 鄭田丹

(1.南京審計大學 公共經(jīng)濟學院，江蘇 南京 211815； 2.上海財經(jīng)大學 公共經(jīng)濟與管理學院，上海 200433)

一、引言及文獻評述

隨著中國經(jīng)濟社會的快速發(fā)展，環(huán)境問題備受關(guān)注。2017年7月甘肅祁連山國家級自然保護區(qū)生態(tài)環(huán)境問題被曝光，引起中央高層領(lǐng)導高度重視，最終導致包括三名副省級官員在內(nèi)的多名官員被問責，從這一事件中彰顯了中央政府治理環(huán)境問題的態(tài)度與決心。長期以來，中國的環(huán)境保護策略一直采取的是央-地雙重治理的模式，然而由于中央政府的環(huán)境質(zhì)量要求形成對地方政府的環(huán)境治理壓力，從而使地方政府在環(huán)境治理方面起著關(guān)鍵性作用。對于地方政府環(huán)境治理問題的研究，現(xiàn)有研究已經(jīng)從經(jīng)濟原因擴展到制度因素與政府行為等層面，其中，財政分權(quán)更是影響環(huán)境公共品供給的重要制度安排。

國外有關(guān)財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量的研究主要從兩個方面展開：

(1)從“環(huán)境聯(lián)邦主義”角度出發(fā)，探討環(huán)境公共品應當由中央政府提供還是由地方政府提供的問題。Oates et al.(1988)、Oates(2001)、Oates et al.(2003)認為，不同地區(qū)環(huán)境質(zhì)量現(xiàn)狀和當?shù)鼐用褚蟛槐M相同。由于地方政府在獲取信息方面具有優(yōu)勢(Hayek,1945)，也更接近公眾，因而更加了解當?shù)鼐用竦钠煤托枨?Stigler,1957)，因此，“因地制宜”的地方環(huán)境政策比全國一統(tǒng)的環(huán)境政策更有利于環(huán)境質(zhì)量的改善。同時，居民自由流動所形成的“用腳投票”機制，可以激勵地方政府提供更好的公共服務，以吸引更多的民眾來轄區(qū)內(nèi)居住，確保環(huán)境公共品能夠更好地與居民偏好相匹配，進而提高環(huán)境公共品供給效率(Tiebout,1956)。由此可見，財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量改善具有積極作用，地方政府提供環(huán)境公共品有利于增加社會福利(Saveyn et al.,2008)。但是也有一些學者對此提出相反的觀點，即：財政分權(quán)并不會促進環(huán)境公共品供給效率的改善，居民不會因環(huán)境公共品供給的差異而實現(xiàn)完全流動(Faguet,2004)。由于地方政府的治理能力比中央政府要差(Bird,1986)，并且對于治理環(huán)境問題與控制污染的動機不足，地方政府為了尋求自身的利益往往會做出與轄區(qū)居民意愿相違背的決策，并不能保證環(huán)境公共品的供給效率(Treisman et al.,2000)。如果缺少與環(huán)境質(zhì)量激勵相容的制度，地方政府就會從自身利益最大化的角度出發(fā)，為轄區(qū)內(nèi)居民提供低水平的環(huán)境公共品，此時中央政府提供環(huán)境公共品的效率會顯著高于地方政府。

基于環(huán)境公共品的不同溢出效應，有些學者研究了中央政府與地方政府公共品供給效率的差異性特征。Oates(2001)依據(jù)溢出效應將環(huán)境公共品劃分為純公共產(chǎn)品、具有地區(qū)溢出效應的公共品及地方性公共品三類，其中純公共品和具有地區(qū)溢出效應的公共品存在較強的外溢性，由于地方政府面臨資金不足、治理效果不明顯等問題，且環(huán)境問題是相鄰地區(qū)共同面對的，在提供環(huán)境公共品時，鄰近地區(qū)地方政府傾向于采用“搭便車”策略，從而挫傷了地方政府環(huán)境治理的積極性，最終導致環(huán)境公共品供給不足，而由中央政府集中供給這兩類環(huán)境公共品可獲得全國性規(guī)模經(jīng)濟收益(Stewart，1977；Sigman，2002、2004；Lockwood，2001)。對于把污染范圍控制在本地的地方性環(huán)境公共品，環(huán)境質(zhì)量改善帶來的好處應由本地享受，地方政府出資改善環(huán)境質(zhì)量能夠收到一定成效，這類環(huán)境公共品應由地方政府供給。

(2)假定在財政分權(quán)體制下，地方政府提供環(huán)境公共品的競爭是“趨好的競爭”還是“趨劣的競爭”。一方面，地方政府間為了發(fā)展地方經(jīng)濟而展開競爭，會出現(xiàn)放松環(huán)境標準的狀況，在低標準的環(huán)境約束下，企業(yè)排污行為得不到有效控制會導致當?shù)丨h(huán)境質(zhì)量惡化，存在“競爭到底”效應(Oates et al.,2003;Konisky,2007)，形成所謂“趨劣的競爭”。Sigman(2002)利用全球面板數(shù)據(jù)考察財政分權(quán)與水污染之間關(guān)系的研究結(jié)果表明，財政分權(quán)度的提高將加劇水污染。另一方面，當?shù)胤秸庾R到環(huán)境質(zhì)量改善是居民福利重要內(nèi)容時，地方政府在促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的同時，也可能采取更加嚴格的環(huán)境標準，促進本地區(qū)環(huán)境質(zhì)量改善，形成“趨好的競爭”效應(Glazer,1999;Levinson,2003;Millimet et al.,2010)。

國內(nèi)學者側(cè)重于從中國特有的中央-地方關(guān)系視角研究財政分權(quán)對公共產(chǎn)品供給的影響效應。中國式財政分權(quán)的核心內(nèi)涵是政治集中同經(jīng)濟分權(quán)的緊密結(jié)合(傅勇 等，2007)，這主要涉及到兩個方面的問題：一是探討中國式分權(quán)模式下財政激勵與晉升激勵相結(jié)合的“外源性因素”對環(huán)境等公共品供給產(chǎn)生的影響；二是地方政府財權(quán)事權(quán)不匹配條件下，財政收支缺口形成的“內(nèi)源性因素”對環(huán)境等公共品供給的影響。

(1)中國式分權(quán)模式下，財政激勵與晉升激勵相結(jié)合的“外源性因素”對環(huán)境等公共品供給的影響。在經(jīng)濟增長、GDP增長為核心的地方政府考核機制和官員晉升機制作用下，“向上負責”的地方官員往往會更加重視地區(qū)經(jīng)濟增長，從而忽視環(huán)境質(zhì)量等公共問題，甚至以犧牲環(huán)境為代價換取經(jīng)濟增長，為發(fā)展經(jīng)濟而降低環(huán)境標準，放松環(huán)境監(jiān)管力度，從而對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量造成嚴重影響(傅勇,2010;馬曉鈺 等,2013;亓壽偉 等,2015)；同時，作為地區(qū)環(huán)境的相關(guān)主體也缺乏有效的激勵相容機制對環(huán)境公共品提供主體做出有效激勵。財政分權(quán)對污染物的排放隨著人均實際GDP的增加有一個明顯的門檻效應：在低于門檻值的經(jīng)濟欠發(fā)達狀態(tài)，地方政府只維持基本的污染治理水平；在高于門檻值的經(jīng)濟較發(fā)達狀態(tài)，地方政府會更加積極地進行污染治理，以滿足本地區(qū)居民的環(huán)境需求(李香菊，2016)。財政分權(quán)對環(huán)境污染治理的積極性存在一個拐點，到達該閾值后地方政府治污的積極性將會提高。

(2)地方政府財權(quán)事權(quán)不匹配條件下，財政收支缺口形成的“內(nèi)源性因素”對環(huán)境等公共品供給的影響。財政分權(quán)體制下，事權(quán)下放使地方政府具有更多支出事項，但財政收入高度集中于中央政府，地方政府缺乏與支出事項相匹配的財權(quán)，導致地區(qū)公共品供給結(jié)構(gòu)失衡，地方政府更傾向于促進地區(qū)經(jīng)濟增長以謀求更高財政收入，從而忽視環(huán)境等公共品供給(郭平 等，2014)。地方政府的財權(quán)與事權(quán)不匹配，從而出現(xiàn)地方財政缺口的情況，區(qū)域性的公共污染(如大氣污染)沒有得到及時治理，從而惡化了地區(qū)環(huán)境質(zhì)量。

有關(guān)財政分權(quán)影響地方政府偏好的研究主要集中在兩個方面：財政分權(quán)對地方政府支出規(guī)模影響和財政分權(quán)對政府支出結(jié)構(gòu)影響。(1)財政分權(quán)對地方政府支出規(guī)模影響的研究。Brennan et al.(1980)提出的“利維坦假說”認為，財政分權(quán)對地方政府財政收入的能力構(gòu)成限制，進而導致地方政府規(guī)模發(fā)生變化；Marlow(1988)采用美國1946—1985年的時間序列數(shù)據(jù)對“利維坦假說”進行檢驗，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)與地方政府規(guī)模呈負相關(guān)關(guān)系，但Oates(1985)卻認為財政分權(quán)會導致政府規(guī)模擴大；Stein(1999)通過實證研究證明財政分權(quán)與地方政府規(guī)模之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系。(2)財政分權(quán)對政府支出結(jié)構(gòu)影響的研究。在“用腳投票”或“用手投票”機制下，財政分權(quán)會激勵地方政府更好地滿足本地居民需求，促使地方政府增加公共品的提供(Zhuravskaya,2000;Faguet,2004)。但Keen et al.(1997)卻認為，在資本自由流動而勞動力不可流動的情況下，生產(chǎn)性公共品(基礎設施等)并不一定供給不足，而僅僅服務于當?shù)鼐用窀＠墓卜談t一定會供給不足；Qian et al.(1998)在DM模型的基礎上發(fā)現(xiàn)，集權(quán)體制環(huán)境下，由于軟預算約束的存在，相比基礎設施類的硬公共品供給，激勵地方政府對軟公共品供給的動力不足，地方政府的非生產(chǎn)性偏好有待加強。Brock et al.(2010)將環(huán)境質(zhì)量引入內(nèi)生增長模型，得出環(huán)保支出提高環(huán)境質(zhì)量的結(jié)論，從而引發(fā)學界對政府支出與環(huán)境質(zhì)量間關(guān)系的關(guān)注。Bernauer et al.(2013)進一步研究發(fā)現(xiàn)，“選舉政府”制定的財政支出政策會最大限度回應選民吁請和滿足公眾需求，財政支出規(guī)模增加會通過提供公共服務和矯正外部性方式增進社會福利，改善環(huán)境質(zhì)量。中國國內(nèi)學者結(jié)合“中國式財政分權(quán)”特點探討財政分權(quán)對政府偏好的影響后認為，中央-地方的經(jīng)濟分權(quán)賦予了地方政府相應的剩余索取權(quán)(付文林 等，2012)，強化了地方政府官員快速發(fā)展經(jīng)濟、加大投資力度的沖動。地方政府在以GDP增長為導向的政府競爭和官員晉升機制的影響下(周黎安，2004；Li et al.，2005；方紅生 等，2009)，傾向于在短期內(nèi)為當?shù)貏?chuàng)造較大經(jīng)濟效益的硬公共品(基礎設施等)投資，從而忽視對軟公共品(科學技術(shù)、教育、文化、衛(wèi)生、環(huán)保等)的支出(平新喬 等,2006;傅勇 等,2007;龔鋒 等，2009;趙永亮 等，2011)；同時中央政府對地方官員任職控制力越強，地方官員的投資性偏好會越強(李京曉 等，2012)。財政支出規(guī)模的擴大可以引致污染物排放的減少(盧洪友 等，2015)，政府環(huán)保性財政支出不僅會直接改善環(huán)境質(zhì)量，還能通過政策導向引導非政府機構(gòu)投資，政府對環(huán)境質(zhì)量偏好越強，環(huán)保性財政支出對社會資本的引致效應會越大(田淑英 等，2016)。

綜上，現(xiàn)有文獻多靜態(tài)地分析財政分權(quán)體制中不合理因素對環(huán)境質(zhì)量的不利影響，將財政分權(quán)看成是中央政府和地方政府、上級政府和下級政府之間財政權(quán)力分配關(guān)系狀態(tài)的本身，而非該狀態(tài)動態(tài)演變的過程；同時，現(xiàn)有研究都暗含著一個假設，即在中國式財政分權(quán)模式下，由于GDP增長導向與晉升激勵作用，地方政府普遍存在投資性偏好，進而忽視對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。雖然有研究也認識到財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量等公共品的關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)系，但缺乏對財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量非線性關(guān)系的理論分析，加之忽略了政府偏好這一中間傳導機制，使得研究結(jié)論并不完美。事實上，在財政分權(quán)影響環(huán)境質(zhì)量的過程中，地方政府偏好具有動態(tài)變化的特征，會隨著中央政府對地方政府考核與激勵機制的調(diào)整而改變。尤其近年來，中央政府對地方政府的激勵機制發(fā)生了重大變化。一是考核機制的進一步完善。近年來，中央政府出臺了《關(guān)于改進地方黨政領(lǐng)導班子和領(lǐng)導干部政績考核工作的通知》，對地方黨政領(lǐng)導班子和領(lǐng)導干部的各類考核提出了新要求，強調(diào)創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，塑造基本公共服務均等、資源環(huán)境可承載的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的新格局，這是關(guān)系中國發(fā)展全局的一場深刻變革(后小仙 等，2016)。二是明確中央-地方財權(quán)事權(quán)和支出責任的劃分。在完善中央決策、地方執(zhí)行體制機制的基礎上，明確中央政府與地方政府財政事權(quán)和支出責任，解決地方政府“錢少活多”的尷尬境地。中央政府出臺了《關(guān)于推進中央與地方財政事權(quán)和支出責任劃分改革的指導意見》，推進各級政府事權(quán)法律化與規(guī)范化，完善各級政府特別是中央政府和地方政府的事權(quán)法律制度，要求在2020年前形成保障中央政府與地方政府財政事權(quán)和支出責任劃分的法律體系。顯然，隨著中央政府激勵機制的調(diào)整以及中央-地方財權(quán)事權(quán)關(guān)系劃分的法律化，地方政府偏好正在發(fā)生變化，進而會影響環(huán)境質(zhì)量等公共品的供給狀況。因此，本文擬將政府偏好作為財政分權(quán)作用于環(huán)境質(zhì)量的中間作用機制，對財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量二者關(guān)系進行再檢驗，以探討財政分權(quán)激勵條件下地方政府偏好動態(tài)調(diào)整對環(huán)境質(zhì)量的影響機制，從而全面認識財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量的影響機制與作用效果。

二、理論分析與研究假設

(一)財政分權(quán)與地方政府偏好的動態(tài)演變

在中國式財政分權(quán)模式下，中央政府與地方政府間形成了一種博弈均衡，中央政府通過激勵機制的調(diào)整向地方政府顯示戰(zhàn)略性需求，并以此向其提供財政分權(quán)預算，而地方政府則以完成中央政府的戰(zhàn)略性需求為由向中央政府要求更多的財政預算，且這種政治性的博弈關(guān)系具有雙邊壟斷的特征。中央政府重在突出其在財政事權(quán)確認和劃分上的決定權(quán)，地方政府會盡其所能地爭取最大化的財政分權(quán)激勵，并在不同財政分權(quán)預算約束下做出選擇性的政策行為。在財政分權(quán)度較低時，地方政府偏好于投資性支出，一是由于財政分權(quán)體制賦予了地方政府剩余索取權(quán)，這意味著推動地方經(jīng)濟增長的地方財政收入將會大幅提高。這一舉措強化了地方財政激勵力度，促使地方政府為了彌補財政收支缺口而促進經(jīng)濟快速增長，以便獲得更多的稅收返還，而留存的稅收可以滿足地方政府開支的需要，有利于減輕收支不平衡帶來的壓力。由于投資性支出經(jīng)濟績效顯著、經(jīng)濟增長效應明顯，而服務性支出的短期經(jīng)濟增長效應并不明顯，地方政府會傾向于增加投資性支出，從而忽視短期內(nèi)不能帶來經(jīng)濟績效的服務性支出。二是因為地方政府作為多任務代理人的理性選擇。多任務委托代理理論強調(diào)，當代理人擁有多個要完成的任務時，會更有動力先完成易于觀察的任務，忽視不易觀察的任務。基礎設施建設等投資性支出能夠迅速的吸引要素流入并帶來規(guī)模經(jīng)濟，短期內(nèi)即能收獲豐厚的經(jīng)濟回報，經(jīng)濟增長績效也更加明顯且易于觀察，而環(huán)境質(zhì)量等服務性支出的周期長，短期內(nèi)給地方政府帶來的經(jīng)濟績效并不明顯。因此，對于財力有限而目標較多的地方政府而言，會更愿意先完成結(jié)果易于觀察的經(jīng)濟增長任務，增加投資周期短、成果易被觀察的基礎設施等項目，將資源向投資性支出傾斜，從而忽視投資回報周期長、成果不易觀察的服務性支出。財政分權(quán)度低意味著地方政府可支配財政收入有限，不能滿足改善環(huán)境質(zhì)量等高投入、周期長的服務性支出要求，在完成經(jīng)濟增長任務后沒有余力兼顧環(huán)境質(zhì)量等軟公共品的供給，因此，地方政府更加偏好于投資性支出。隨著中央政府與地方政府間財政分權(quán)度的提高，地方政府的財政收入規(guī)模將會有所增加，財權(quán)與事權(quán)更加匹配，財政收支缺口減小，地方政府不必再急于追求經(jīng)濟增長績效以彌補財政收支缺口，而是能夠同時兼顧發(fā)展經(jīng)濟與公共服務職能，地方政府不僅能增加成果易于觀察、快速拉動經(jīng)濟增長的投資性支出的規(guī)模，也能將多余資金用于成果不易觀察、短期內(nèi)經(jīng)濟表現(xiàn)不顯著的服務性支出，以縮小服務性支出與投資性支出之間差距，平衡財政支出結(jié)構(gòu)。同時，任何形式的政府支出都存在邊際效益遞減的特征，投資性支出能夠促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、城市化水平提高，但投資性支出達到一定規(guī)模后就存在明顯的邊際收益遞減問題。目前，中國經(jīng)濟正在面臨投資回報率下降的困擾，這是由于長期依賴政府投資等刺激性政策拉動需求和促進增長，從而出現(xiàn)了產(chǎn)能過剩等結(jié)構(gòu)性問題，此時增加投資性支出已經(jīng)不能顯著增加社會總體福利。然而，改善環(huán)境質(zhì)量等服務性支出所帶來的收入需求彈性將變大，此時減小投資性支出比重并提高服務性支出比重將更有利于提升整體福利水平。因而，隨著財政分權(quán)度的提高，地方政府為了提升社會總體福利水平，在預算約束允許的條件下，將會調(diào)整投資性支出偏好，不斷調(diào)整服務性支出的結(jié)構(gòu)與規(guī)模，使得政府支出結(jié)構(gòu)更加合理與有效?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦聝蓚€待檢驗的研究假設：

研究假設1：財政分權(quán)對地方政府偏好具有很強的影響效應，財政分權(quán)度較低時，地方政府偏好于投資性支出；隨著財政分權(quán)度的提高，地方政府投資性偏好會減弱，政府支出結(jié)構(gòu)會變得更為合理。

研究假設2：地方政府偏好與地區(qū)環(huán)境質(zhì)量存在顯著關(guān)系，隨著地方政府投資性偏好的減弱，地區(qū)環(huán)境質(zhì)量能夠得到有效改善。

(二)財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系

已有研究多認為，中國式財政分權(quán)造成的地方政府激勵扭曲加劇了地區(qū)環(huán)境污染，并且環(huán)境污染程度會隨著財政分權(quán)度的提高和地方政府競爭的加劇而進一步惡化(李猛，2009；何威風，2010；張克中 等，2011；閆文娟 等，2012；余雅乖，2013；劉建民 等，2015；吳俊培 等，2015)。在以GDP增長為主要內(nèi)容的考核激勵機制下，隨著地方財政分權(quán)程度的提高，政府間的惡性競爭會加劇環(huán)境污染的程度，追求短期經(jīng)濟增長效應的地方政府往往會忽視環(huán)境等公共品的供給，從而不利于環(huán)境質(zhì)量改善。由于中國式財政分權(quán)將政治集權(quán)與財政激勵相結(jié)合，地方官員的政績考核與政治晉升主要由上級政府決定，居民對環(huán)境質(zhì)量等公共服務的滿意度無法成為官員晉升的主要依據(jù)。因此，在現(xiàn)行的官員績效考核模式下，評價官員執(zhí)政水平的指標主要是地方經(jīng)濟發(fā)展水平，地方官員在主觀上存在發(fā)展經(jīng)濟的強烈意愿，并將促進地區(qū)經(jīng)濟增長作為任期內(nèi)首要目標，而環(huán)境質(zhì)量改善不僅短期內(nèi)不能帶來經(jīng)濟績效并在政績上有所體現(xiàn)，還會因為“擠出效應”占用有限的財政資金，由此形成一種負向的激勵效應，引導地方政府重視對基礎設施建設等投資性支出，進而忽視對轄區(qū)居民公共需求偏好的滿足及環(huán)境保護的投入，從而導致短期內(nèi)存在基礎設施等硬公共品對環(huán)境等軟公共品的“替代”效應，使得環(huán)境質(zhì)量等公共品的供給水平低于居民的實際需求。近年來，中央政府為了更好實現(xiàn)全面建成小康社會的戰(zhàn)略目標，在改進地方黨政領(lǐng)導班子和領(lǐng)導干部政績考核標準的同時，全力推進中央-地方政府間財權(quán)事權(quán)的匹配度，確立了創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，建立綠色GDP考核機制，將環(huán)保指標納入對官員的晉升考核中，建立多目標的官員激勵機制，從而轉(zhuǎn)變了地方官員的行為取向，更加注重經(jīng)濟增長的生態(tài)效益和社會效益，引導地方政府重視環(huán)境保護，加強生態(tài)環(huán)境治理。如前文所述，隨著財政分權(quán)度的提高，地方政府支出結(jié)構(gòu)趨于平衡，投資性支出與服務性支出差距縮小，環(huán)境污染治理和環(huán)境保護的力度加強，環(huán)境質(zhì)量將會得到有效改善。由于財政分權(quán)度的提高，使得地方政府財權(quán)與事權(quán)更加匹配，地方政府有足夠的財政收入來彌補收支缺口，不會為了發(fā)展地方經(jīng)濟增加財政收入，從而放松對企業(yè)的環(huán)境管制，促使地區(qū)環(huán)境質(zhì)量治理的“競爭到底”效應局面形成。此時地方政府會有選擇的引入企業(yè)，對新引入企業(yè)的準入要求高、環(huán)境管制嚴，從而形成環(huán)境質(zhì)量改善的“競爭到頂”效應。據(jù)此本文提出研究假設3：

研究假設3：財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量具有正相關(guān)性，財政分權(quán)度越高，地方政府改善環(huán)境質(zhì)量的意愿越強烈，投入力度也會越大，地區(qū)環(huán)境質(zhì)量會越好。

三、模型設定與指標測算

(一)模型設定

為考察財政分權(quán)對政府偏好的動態(tài)影響及其環(huán)境效應，即驗證研究假設1和研究假設2，設立面板聯(lián)立方程組如下：

prefit=α0+α1gdpit+α2openit+α3indsit+α4decit+ε1

(1)

enviit=β0+β1govit+β2gdpit+β3invit+β4fdiit+β5prefit+ε2

(2)

為進一步檢驗財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量的相關(guān)性，即驗證研究假設3，建立動態(tài)面板模型如下：

enviit=γ0+γ1pepit+γ2gdpit+γ3defiit+γ4indsit+γ5decit+ε3

(3)

式(1)描述了財政分權(quán)與政府偏好的變量關(guān)系，選取gdp、open、inds等指標作為控制變量。其中，gdp是指各省區(qū)真實GDP增長率(以 1978 年為基期，通過GDP 平減指數(shù)進行平滑處理)，用以反映地區(qū)經(jīng)濟增長狀況；open是指對外開放度，同樣也包含影響地方政府在進行財政決策時的偏好狀況；inds是指本地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展狀況，可以表明地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展均衡情況，這一指標為地方政府進行支出結(jié)構(gòu)調(diào)整提供重要參考。

式(2)建立了地方政府偏好與環(huán)境質(zhì)量的變量關(guān)系，選取gov、gdp、inv、fdi等指標作為控制變量。其中，gov代表地方財力狀況，這對地方政府改善環(huán)境質(zhì)量的能力產(chǎn)生直接影響；inv代表固定資產(chǎn)積累狀況，代表了地方投資的規(guī)模與力度，而投資行為影響環(huán)境質(zhì)量方面具有重要作用；fdi代表外商直接投資，用以反映內(nèi)資之外的投資行為對環(huán)境質(zhì)量的影響。

式(3)是將財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量在動態(tài)面板中進行直接回歸，用以考察財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量的影響；動態(tài)面板模型將被解釋變量的一階滯后項加入解釋變量中，可以將過去的存量作為影響現(xiàn)在的重要因素；此外還選取了pep和defi兩個控制變量，pep代表人口密度，因為地區(qū)人口密度的大小顯著影響本地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量，所以作為控制變量納入公式；defi代表財政赤字，因為過高的財政赤字通常會誘使地方政府改變環(huán)境政策。具體變量說明及釋義可見表1。

表1 變量解釋

注：表格篇幅所限，財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量等關(guān)鍵性指標的構(gòu)建詳見下文。

(二)關(guān)鍵指標測算

本文參考了徐永勝等(2012)的方法，構(gòu)建包括財政收入、財政支出和決定權(quán)在內(nèi)的財政分權(quán)的計量模型，具體公式如下：

dj=γ(ej)α(rj)β

(4)

式(4)中，dj代表地方政府j的財政分權(quán)程度；rj和ej分別代表地方政府j在全國財政總收入和總支出中的比重；α是支出決定權(quán)參數(shù)，可用中央政府轉(zhuǎn)移支付占地方政府財政總支出的比重表示，α=(1+中央政府對地方政府支出的決定權(quán))/2，β是收入決定權(quán)參數(shù)，可用中央政府與地方政府共享稅中地方政府財政分成在地方政府財政總收入中的占比表示，β=(1+中央政府對地方政府財政收入的決定權(quán))/2，α、β數(shù)值越大說明中央政府對地方政府的控制權(quán)就越大，相應的地方政府財政分權(quán)度就越低，反之亦然；γ作為調(diào)整參數(shù)，本文取值為10。

2.環(huán)境質(zhì)量指標構(gòu)建及綜合指數(shù)測算

環(huán)境問題的內(nèi)涵十分豐富，不僅包括自然資源和空氣、水、土地等，還包括影響人類生產(chǎn)生活的各種生態(tài)因素。隨著環(huán)境問題研究的不斷深入，環(huán)境質(zhì)量評價指標也從單一層次、單要素向多層次、綜合性的方向發(fā)展。經(jīng)濟合作和開發(fā)組織(OECD)與聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署(UNEP)共同提出了生態(tài)環(huán)境指標的PSR模型，即壓力(Pressure)-狀態(tài)(State)-響應(Response)模型，該模型從人類與環(huán)境系統(tǒng)的相互作用與影響出發(fā),對環(huán)境指標進行系統(tǒng)分類，具有很強的科學性，因此，本文參考PSR模型，構(gòu)建由環(huán)境質(zhì)量壓力指標、環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)指標、環(huán)境質(zhì)量響應指標組成的環(huán)境質(zhì)量綜合評價指標，具體參見表2。其中，壓力指標反映了人類活動給環(huán)境造成的影響，主要由人均工業(yè)廢水排放量、人均工業(yè)二氧化硫排放量、人均工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量等指標構(gòu)成；狀態(tài)指標表征環(huán)境質(zhì)量、自然資源與生態(tài)系統(tǒng)的狀況，通常由生態(tài)和資源條件構(gòu)成，考慮指標數(shù)據(jù)的可獲得性與代表性，本文利用人均耕地面積反映；響應指標反映人類面臨環(huán)境問題所采用的對策與措施，表示環(huán)境治理的水平，通常用工業(yè)固廢綜合利用率來衡量。

表2 環(huán)境質(zhì)量綜合評價指標

上述相關(guān)指標的原始數(shù)據(jù)取自2001—2015年中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒》。由于環(huán)境質(zhì)量衡量指標彼此之間存在相關(guān)性，為使指標體系更加全面，并避免指標間信息重疊問題，本文用主成分分析法(PCA)對環(huán)境質(zhì)量指標進行綜合指數(shù)分析，從而構(gòu)建由環(huán)境質(zhì)量壓力綜合指數(shù)、環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)綜合指數(shù)、環(huán)境質(zhì)量響應綜合指數(shù)組成的環(huán)境質(zhì)量綜合評價指數(shù)。由于部分指標影響環(huán)境質(zhì)量改善，部分指標抑制環(huán)境質(zhì)量改善，各子指標變化方向與總體趨勢的差異很難決定最終環(huán)境綜合指標是遞增還是遞減，這可以反映環(huán)境質(zhì)量水平的提高或降低，因此在進行主成分分析之前需要采用一定的標準化方法對數(shù)據(jù)進行處理，從而使指標系統(tǒng)中的各子指標的變化方向與系統(tǒng)的總體趨勢趨于一致，此外還對于生態(tài)環(huán)境壓力指標標進行標準化處理，具體可見式(5)：

利用幾何形貌測量數(shù)據(jù)建立有限元模型，本文利用Abaqus進行模擬分析，采用非線性穩(wěn)定算法，通過施加人工阻尼來計算殼體軸壓屈曲臨界載荷，其中邊界條件為圓柱殼下端面節(jié)點固支，限制上端面節(jié)點除軸向平動自由度以外的所有自由度。載荷通過定義帶參考點控制的離散剛體來模擬壓頭，剛體與圓柱殼上端面之間定義接觸實現(xiàn)軸向載荷傳遞，并通過參考點的反作用力來獲取軸壓屈曲臨界載荷。

(5)

式(5)中，max Xij表示生態(tài)環(huán)境壓力第i個變量第j年的最大值。

對于生態(tài)環(huán)境狀態(tài)和生態(tài)環(huán)境響應指標進行標準化處理，可以得出式(6)：

(6)

式(6)中，min Xij表示生態(tài)環(huán)境狀態(tài)或生態(tài)環(huán)境響應第i個變量第j年的最小值。

3.政府偏好

地方政府財政支出分為促進經(jīng)濟增長的投資性支出、提高環(huán)境質(zhì)量與社會保障等公共服務水平的服務性支出和行政管理費等消費性支出三類。參考張宇(2013)、后小仙等(2016)的研究，以地方政府的投資性支出占財政總支出之比的大小表示地方政府偏好，投資性支出占比大說明地方政府的投資性偏好強，具有投資性偏好的地方政府傾向于增加基礎設施建設投資以拉動地區(qū)經(jīng)濟增長，從而忽視對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的保護及改善；投資性支出占比小說明地方政府投資性偏好較弱，地方政府更加關(guān)注環(huán)境質(zhì)量等方面公共服務事業(yè)，有更多的財政支出用于地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)來源與描述

本文采用2001—2015年中國大陸除西藏自治區(qū)以外的30個省級面板數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)歷年的統(tǒng)計年鑒、《中國財政年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資年鑒》以及中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。在進行實證分析時，將所有變量做對數(shù)處理，主要變量的描述性統(tǒng)計見表3所示。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)面板聯(lián)立方程檢驗結(jié)果分析

對聯(lián)立方程組采用三階段最小二乘法進行迭代式估計(迭代式3SLS)，面板聯(lián)立方程估計結(jié)果見表4。

表4 面板聯(lián)立方程回歸結(jié)果

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。下同。

表4模型(1)中，財政分權(quán)與政府偏好的關(guān)系呈現(xiàn)顯著負相關(guān)，財政分權(quán)度每提高1%，政府偏好的數(shù)值就降低0.089%。根據(jù)本文對政府偏好的定義，其數(shù)值越小，說明地方政府投資性偏好越弱，地方政府支出越傾向于提高公共服務質(zhì)量，因此，財政分權(quán)度越高，地方政府投資性偏好越弱。通過觀察控制變量的回歸結(jié)果，GDP增長率與政府偏好存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，說明隨著經(jīng)濟條件的改善，地方政府會有更多的財力去關(guān)注社會事業(yè)發(fā)展，因此地方政府也會相應減少投資性偏好，增加對公共福利的投入。對外開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與政府偏好均具有顯著的正向關(guān)系，這與現(xiàn)實的經(jīng)濟狀況是吻合的。對外開放度越高，說明地方政府引進外資參與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的程度越高，地方政府基于開放環(huán)境下的財政決策考量會偏向于投資性支出，這也帶來地方政府的投資性偏好的外在表征。同時，在如今第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的基礎設施建設仍處于高速發(fā)展的階段，其占總產(chǎn)值的比重越高，對地方政府越會產(chǎn)生正向激勵作用，因而會推動地方政府持續(xù)增加投資性支出，這表現(xiàn)為投資性偏好的強化。

式(2)將地方政府偏好作為解釋變量，考察其對環(huán)境質(zhì)量的影響。表4的回歸結(jié)果表明，地方政府偏好與環(huán)境質(zhì)量呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。按照前述主要指標的測定，環(huán)境質(zhì)量的數(shù)值越大，代表其綜合質(zhì)量越高，因此該回歸結(jié)果表明，地方政府投資性偏好越強，地區(qū)環(huán)境質(zhì)量越差，地方政府投資性偏好越弱，地區(qū)環(huán)境質(zhì)量越會得到改善。該結(jié)果解釋了地方政府財政政策重心轉(zhuǎn)向基礎設施投資后，從而會對環(huán)境質(zhì)量造成較大影響。而傾向公共服務支出時，地方政府的財政政策會更多地關(guān)注社會均衡發(fā)展，這更有利于環(huán)境質(zhì)量的改善。表4回歸結(jié)果還報告了控制變量對被解釋變量的影響，政府支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的影響呈現(xiàn)顯著正向關(guān)系，這表明地方政府財力逐漸增加的情況下，會有更多的精力去關(guān)注環(huán)境問題和改善本地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量。而GDP對環(huán)境質(zhì)量存在不顯著的負相關(guān)性，這與我們的經(jīng)驗判斷相一致，即區(qū)域經(jīng)濟增長會以適當犧牲環(huán)境質(zhì)量作為代價。同理，固定資產(chǎn)規(guī)模也與環(huán)境質(zhì)量存在負相關(guān)性，社會總固定資產(chǎn)完成量代表了地方政府發(fā)展經(jīng)濟的顯性成果，地方政府為了發(fā)展經(jīng)濟而做出的投資性行為對環(huán)境存在不可避免的傷害，因而出現(xiàn)了回歸結(jié)果中二者的顯著負相關(guān)性。外商直接投資的規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)性，這與外資企業(yè)對其發(fā)展環(huán)境的要求不無關(guān)系。

式(1)與式(2)作為一個聯(lián)立方程組合，對財政分權(quán)、政府偏好以及環(huán)境質(zhì)量三者的綜合關(guān)系進行了實證檢驗，實證研究結(jié)果完全證明了本文提出的三者間的理論假設，聯(lián)立方程的回歸擬合度較高，回歸結(jié)果具有可信度。

(二)動態(tài)面板模型檢驗結(jié)果分析

為驗證本文的研究假設3，對式(3)進行回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 動態(tài)面板模型回歸結(jié)果

采用系統(tǒng)GMM廣義差分矩估計對財政分權(quán)和環(huán)境質(zhì)量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行回歸，并將環(huán)境質(zhì)量的一期滯后作為解釋變量加入回歸。通過對方程殘差進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示方程非常穩(wěn)健。通過對殘差的自相關(guān)檢驗顯示，殘差存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)。方程自動選取了數(shù)十個工具變量進行回歸，Sargan檢驗結(jié)果表明方程選取的工具變量均有效?；貧w結(jié)果顯示，財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量存在顯著正向關(guān)系，財政分權(quán)度每提高1%，環(huán)境質(zhì)量就相應提高0.042%，這與我們的理論假設高度一致，實證結(jié)果很好的證明了本文的理論分析與研究假設。觀察控制變量可以看到，環(huán)境質(zhì)量的一期滯后對本期環(huán)境質(zhì)量的影響是顯著正向的，上期的環(huán)境質(zhì)量會促進本期環(huán)境質(zhì)量的優(yōu)化，即具有正面效應。地區(qū)經(jīng)濟增長水平與環(huán)境質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，這與本文在面板聯(lián)立方程模型中檢驗出的結(jié)果一致，即經(jīng)濟增長會以暫時犧牲環(huán)境質(zhì)量為代價。財政赤字在本次回歸中存在很微弱的正相關(guān)性，即財政赤字的增加會提高環(huán)境質(zhì)量，但這種作用較不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則與環(huán)境質(zhì)量有明顯的負相關(guān)性，與式(1)的實證檢驗結(jié)果完全一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.關(guān)鍵指標的再衡量

環(huán)境質(zhì)量綜合指標評價體系PSR是通過尋求替換樣本指標來進行環(huán)境質(zhì)量的再衡量。其中，環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)指標采用城區(qū)綠化率和森林覆蓋率，環(huán)境質(zhì)量響應指標采取工業(yè)廢水排放達標率，并采用PSA主成分分析法進行合成綜合指標。財政分權(quán)指標采用傳統(tǒng)研究的支出分權(quán)指標測算，即各省區(qū)一般預算財政支出占全國一般預算財政支出的比重(RBI)。在對上述指標進行重新計算之后，仍采用原計量方法進行聯(lián)立方程的模型估計。具體結(jié)果如表6所示。

表6 面板聯(lián)立方程穩(wěn)健性檢驗

觀察表6并對比表4可以發(fā)現(xiàn)，在對關(guān)鍵變量進行重新測度后，面板聯(lián)立方程的回歸結(jié)果沒有顯著變化，其中政府偏好、財政分權(quán)等核心變量的回歸系數(shù)與顯著性均無變化，兩個變量的系數(shù)絕對值有小幅度減小，符號與顯著性均保持不變。再觀察其他控制變量，除式(2)中fdi的系數(shù)符號發(fā)生改變，其余變量均存在數(shù)值上的小幅變化，顯著性基本不變。本文對研究假設的經(jīng)驗檢驗結(jié)果不因變量測度方法的不同而發(fā)生根本性變化，因此結(jié)論具有較高可信度。

2.不同計量模型的再估計

上文采用動態(tài)面板模型構(gòu)建財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量間的關(guān)系，并運用系統(tǒng)GMM估計法對模型進行實證估計。為檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文再運用另外兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。首先，將環(huán)境質(zhì)量的一階滯后項envi.L1去除，仍然采用系統(tǒng)GMM估計法對式(3)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)度的系數(shù)仍然顯著為正，但新的回歸系數(shù)0.036要略小于原模型中的回歸系數(shù)0.042。其次，本文采用差分GMM估計法再次對式(3)進行估計。在將被解釋變量的滯后項作為弱工具變量放入控制變量中進行回歸后，系統(tǒng)GMM要比差分GMM更有效率，這源于差分GMM估計法比較容易受到有限樣本偏誤的影響。此處的穩(wěn)健性檢驗中，模型的過度識別檢驗(Sargan-Test)與無自相關(guān)檢驗(AR)均能顯著通過，因此采用差分GMM估計法進行估計的結(jié)果仍具有一定的參考意義?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)仍呈現(xiàn)顯著正效應(0.047**)，不論是系數(shù)值還是顯著性均沒有較大變化，因此，原系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是穩(wěn)健有效的。由此可見，本文的檢驗結(jié)果在不同計量方法下均呈現(xiàn)高度的穩(wěn)健性，研究結(jié)論具有可信度和說服力。

五、研究結(jié)論及政策啟示

已有文獻多靜態(tài)分析中國式財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量的不利影響，強調(diào)地方政府因分權(quán)激勵而熱衷于推動地區(qū)經(jīng)濟增長，且普遍存在投資性偏好，進而忽視對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。本文采用2001—2015年30個省級面板數(shù)據(jù)，運用面板聯(lián)立方程模型，基于政府偏好權(quán)變的視角對財政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系進行再檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，隨著中央與地方的財政分權(quán)度的提高，地方政府的投資性偏好會逐漸的減弱，而且地方政府的偏好對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量具有顯著影響，地方政府投資性偏好越弱，地區(qū)環(huán)境質(zhì)量就越好。這一結(jié)論與中共十九大報告所強調(diào)的“加快建立權(quán)責清晰、財力協(xié)調(diào)、區(qū)域均衡的中央和地方財政關(guān)系”、“實行最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度”具有很強的擬合度。

針對本文的研究結(jié)論，具有如下兩方面政策啟示：

第一，加快建立和完善現(xiàn)代財政制度，合理劃分中央政府與地方政府財政事權(quán)和支出責任。在完善中央政府決策、地方政府執(zhí)行的機制基礎上，中央政府要逐步對地方政府下放財權(quán)，增加地方政府在財政分配中的比重，形成一個財政收支權(quán)力責任更加匹配的分權(quán)格局，從而有利于地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善?，F(xiàn)行的中央與地方財政事權(quán)和支出責任劃分存在不規(guī)范、不清晰、不合理等問題，地方政府承擔了過多的財政支出責任，并沒有得到相對應的財力保證，在財政收支責任失衡的現(xiàn)實情況下，地方政府不得不優(yōu)先保證地方經(jīng)濟發(fā)展，因此，以環(huán)境質(zhì)量改善為主要內(nèi)容的公共服務支出責任得不到地方政府有效重視。這種狀況不利于地方政府提供有效基本公共服務，也與中央政府推動國家治理體系和能力現(xiàn)代化及健全現(xiàn)代財政制度的要求不相適應，因此必須積極推進中央與地方財政事權(quán)和支出責任劃分改革。為此，中央政府應著力改革財政分權(quán)制度，在現(xiàn)有基礎上將財權(quán)下放，提高地方政府的財權(quán)比重，使之與支出責任更加匹配。在保證地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展所需的財政支出要求外，加大對環(huán)境質(zhì)量改善支出的傾斜力度。

第二，完善干部考核評價機制，合理引導地方政府偏好，建立科學合理的官員政績考核激勵機制。完善地方黨政領(lǐng)導班子和領(lǐng)導干部政績考核制度，將環(huán)境質(zhì)量指標等納入官員績效考核體系，強化對地方官員環(huán)境責任的問責機制，提升地方官員改善環(huán)境質(zhì)量的意愿?？冃Э己耸撬泄芾砉ぞ咧凶罹邔蚬δ艿氖侄?，具有明顯的指揮棒效應，過去地方政府官員在唯GDP政績觀的晉升競爭壓力下，片面重視經(jīng)濟總量和經(jīng)濟增長速度，給地區(qū)環(huán)境質(zhì)量帶來了負面影響。近年來，以習近平同志為核心的黨中央適時地提出生態(tài)文明與經(jīng)濟社會協(xié)同發(fā)展的新政績觀，要求在完善中央與地方的財政收支責任的基礎上，著力完善地方政府官員的政績考核激勵機制，強調(diào)綠色GDP在干部晉升考核體系中的重要性，在經(jīng)濟指標之外納入環(huán)境質(zhì)量等公共服務類指標，從不同維度考察地方政府官員的政績表現(xiàn)，并將其作為官員升遷的重要影響因素。隨著中央對地方官員的績效考核機制的科學化，以環(huán)境質(zhì)量為核心的環(huán)保績效考核制度正在逐步發(fā)揮作用，從而會激發(fā)地方政府官員改善地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的積極性。