薛 鋼 潘孝珍

(1．中南財經(jīng)政法大學財政稅務(wù)學院，湖北武漢430073;2．湖北財政與發(fā)展研究中心，湖北武漢430073)

財政分權(quán)對中國環(huán)境污染影響程度的實證分析

薛 鋼1，2潘孝珍1

(1．中南財經(jīng)政法大學財政稅務(wù)學院，湖北武漢430073;2．湖北財政與發(fā)展研究中心，湖北武漢430073)

財政分權(quán)體現(xiàn)了中央政府和地方政府間的財政權(quán)力分配關(guān)系，它可以通過支出分權(quán)度和收入分權(quán)度兩個指標進行衡量。從理論上分析，大多數(shù)研究結(jié)論都認為財政分權(quán)與污染量排放存在負激勵，但是缺乏相應(yīng)的實證研究。本文利用1998年到2009年的省級面板數(shù)據(jù)，對中國財政分權(quán)與污染物排放規(guī)模之間的關(guān)系進行了實證分析。本文選取工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量、工業(yè)廢水排放量和二氧化硫排放量作為衡量污染物排放規(guī)模的指標，選擇支出分權(quán)度與收入分權(quán)度作為解釋變量，選擇人均GDP、人口密度、城市化水平、外商投資總額、工業(yè)化水平作為控制變量。本文還將所有省份按照地理位置劃分為東部和中西部兩組進行穩(wěn)健性檢驗。研究結(jié)果表明:以支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與污染物排放規(guī)模負相關(guān)，且實證結(jié)果具有穩(wěn)健性，以收入分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與污染物排放規(guī)模的關(guān)系從實證的角度來講不確定。

財政分權(quán);污染物排放;支出分權(quán)度;收入分權(quán)度

在我國工業(yè)化的進程中，以資源超常消耗和生態(tài)環(huán)境嚴重退化為代價的經(jīng)濟增長模式使得環(huán)境資源對經(jīng)濟發(fā)展的制約日益突出，排放污染物所導致的環(huán)境污染幾乎成為不能回避的現(xiàn)象。我國中央政府制定了比較嚴厲、系統(tǒng)的政策、法規(guī)等對環(huán)境資源進行管制，但是地方政府出于自身利益的最大化，并不是積極進行污染物的排放治理，存在明顯的經(jīng)濟行為短期化特征［1］。因此，有必要研究我國的財政分權(quán)制度究竟是激勵了地方政府限制還是鼓勵了企業(yè)排放污染物?

1 財政分權(quán)與環(huán)境污染的文獻綜述

Lin and Liu認為所謂財政分權(quán)就是指中央政府將財政控制權(quán)下放給地方政府的行為［2］;Chen認為財政分權(quán)可以被描述為中央政府通過向地方政府再分配集中的服務(wù)，以此來提高政府公共服務(wù)能力與效力的過程［3］。Marlow更傾向于把財政分權(quán)看成是上級政府和下級政府之間對于財政權(quán)利分配關(guān)系的狀態(tài)本身，而非該狀態(tài)演變的過程［4］。

對于財政分權(quán)與環(huán)境污染之間的關(guān)系，幾乎國內(nèi)外所有學者都主要從財政分權(quán)對地方政府行為產(chǎn)生的影響這一角度進行理論分析。Tiebout利用“用腳投票”理論解釋了較高的財政分權(quán)體制可以激勵地方政府提供更多的公共服務(wù)來滿足居民的需求從而吸引更多的居民來該轄區(qū)居住，其中就包括提供較低的環(huán)境污染程度［5］，這是第一代財政分權(quán)理論的基本觀點。而以錢穎一為代表的第二代財政分權(quán)理論則指出傳統(tǒng)理論中對于政府官員的假設(shè)是存在問題的，政府官員也會為了尋求自身的利益而做出與轄區(qū)居民的愿望相違背的決策［6］。就環(huán)境質(zhì)量來說，如果缺乏一套激勵相容的制度，地方政府政府官員就會從自身利益最大化的角度出發(fā)為轄區(qū)內(nèi)的居民提供最低標準的環(huán)境質(zhì)量。因此，從理論分析而言，地方政府對于環(huán)境治理與污染控制的動機是存在不足的，已有成果一般均認為環(huán)境污染程度與人均地方財政能力之間呈現(xiàn)顯著的倒U 曲線關(guān)系［7］。

2 財政分權(quán)對環(huán)境污染的理論效應(yīng)分析

要分析財政分權(quán)對環(huán)境污染存在的理論效應(yīng)，首先必須明確財政分權(quán)的度量指標問題。借助Oates的衡量指標體系，可以分別使用收入分權(quán)度和支出分權(quán)度作為財政分權(quán)的衡量指標，其中收入分權(quán)度指的是根據(jù)政府間的財政收入關(guān)系計算的財政分權(quán)度指標，支出分權(quán)度指的是根據(jù)政府間的財政支出關(guān)系計算的財政分權(quán)度指標［8］。但是，僅僅將地方政府視為一個整體進行分析還是遠遠不夠的，根據(jù)2010年《中國統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)，本文對我國2009年各省份財政分權(quán)度指標進行了細化，詳見圖1。

圖1 2009年我國各省份財政分權(quán)度Fig.1 Degree of fiscal decentralization in the provinces of China in 2009

從圖1中可以看到，我國各省份分別以收入分權(quán)度和支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)度指標存在較大的差異，并且同一個省份的收入分權(quán)度和支出分權(quán)度并不存在對應(yīng)關(guān)系，支出分權(quán)度一般都要高于收入分權(quán)度。由于收入分權(quán)度和支出分權(quán)度對地方政府行為有著不同的影響，因此，有必要分別探討他們對地方環(huán)境污染水平影響的差異。

支出分權(quán)度體現(xiàn)的是地方政府與中央政府在財政支出權(quán)力上的分配關(guān)系，一個省份的財政支出規(guī)?？偸谴笥谪斦杖胍?guī)模的，而其中的差額則通過中央政府與地方政府間財政轉(zhuǎn)移支付的方式解決。支出分權(quán)度越高，則表明中央政府通過財政轉(zhuǎn)移支出方式對地方政府行為產(chǎn)生的影響越大，于是中央政府通過財政轉(zhuǎn)移支付的方式將自身環(huán)境治理上的理性傳導給地方政府，而地方政府為了獲得中央政府的財政轉(zhuǎn)移支付，在財政支出方向上需要與中央政府的目標相一致，從而使地方政府在環(huán)境治理上也趨于理性，將更多的人力、物力、財力投入到環(huán)境保護中去，從而在理論上講，支出分權(quán)度與環(huán)境污染水平可能存在反比關(guān)系。

收入分權(quán)度體現(xiàn)的是地方政府與中央政府在財政收入權(quán)利上的分配關(guān)系，收入分權(quán)度越高，則地方政府獲得可自由支配的財政收入的權(quán)利越大，從這個角度來講，地方政府有動力鼓勵包括污染企業(yè)在內(nèi)的本轄區(qū)所有企業(yè)的發(fā)展，從而收入分權(quán)度與環(huán)境污染水平成正比。但是，從另一個角度來說，一個地區(qū)的環(huán)境污染水平關(guān)系到該地區(qū)的社會形象與吸引力，地方政府為了吸引更多的高端企業(yè)與高端人才，往往有動力控制本轄區(qū)內(nèi)環(huán)境污染水平的增加，從而收入分權(quán)度與環(huán)境污染水平成反比。因此，從總體上講，收入分權(quán)度與環(huán)境污染水平的關(guān)系有可能并不確定。

3 我國財政分權(quán)對環(huán)境污染的實證分析

本文利用我國1998年到2009年的省級面板數(shù)據(jù)對財政分權(quán)對環(huán)境污染影響上的理論效應(yīng)進行實證檢驗。參考 Keen ＆ Marchand［9］、孫群力［10］等分析方法，建立面板數(shù)據(jù)模型:

其中i表示地區(qū)，t表示年度。Y表示被解釋變量即地方環(huán)境污染水平，DC表示財政分權(quán)程度，Control表示與環(huán)境污染水平相關(guān)的一組控制變量，α表示模型存在的個體效應(yīng)，β表示模型存在的時間效應(yīng)，γ和δ表示系數(shù)矩陣，ε表示擾動項。

3．1 變量選擇

3．1．1 被解釋變量

造成環(huán)境污染的原因在于人類社會直接或間接地向自然環(huán)境排放了超過其自凈能力的物質(zhì)或能量，從而造成環(huán)境質(zhì)量的下降。在實證分析中必須選擇恰當?shù)闹笜藢Νh(huán)境污染水平進行衡量，本文以工業(yè)廢氣排放量(Induair)、工業(yè)固體廢棄物排放量(Indusolid)、工業(yè)廢水排放量(Induwater)以及二氧化硫排放量(SO2)作為環(huán)境污染的衡量指標。

3．1．2 解釋變量

本文主要選擇如下兩個財政分權(quán)度指標:

收入分權(quán)度指標(DC_inc)=各省預算內(nèi)人均財政收入/全國預算內(nèi)人均財政收入。

收入分權(quán)度衡量了財政收入權(quán)力在地方政府與中央政府間的分配關(guān)系，基于財政分權(quán)對環(huán)境污染理論效應(yīng)的分析，它的符號預期為負。此外，本文之所以選擇人均財政收入的比值，是因為它相對于財政收入總量的比值而言，可以剔除人口規(guī)模因素對各省財政分權(quán)度指標的影響。

支出分權(quán)度指標(DC_exp)=各省預算內(nèi)人均財政支出/全國預算內(nèi)人均財政支出。

支出分權(quán)度衡量了財政支出權(quán)力在地方政府與中央政府間的分配關(guān)系，基于財政分權(quán)對環(huán)境污染理論效應(yīng)的分析，它的符號預期符號不確定。正如張晏和龔六堂所指出的，收入分權(quán)度反映了傳統(tǒng)意義上的財政分權(quán)，而支出分權(quán)度體現(xiàn)的是實際的財政分權(quán)程度［11］。

3．1．3 控制變量

因為還有許多因素影響地方環(huán)境污染水平，為了獲得更穩(wěn)健的估計結(jié)果，本文引入如下變量作為控制變量:

本文引入人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PerGDP)作為經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標，預計該符號為正，即在我國的現(xiàn)實社會經(jīng)濟條件下，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)環(huán)境污染水平也會越高。

因為城市生活所產(chǎn)生的環(huán)境污染物要遠遠高于農(nóng)村生活，本文引入城市化水平(Unbanrate)作為控制變量，它由該地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎赜嬎愕玫?，預計該符號為正，即城市化水平越高的地區(qū)環(huán)境污染水平越嚴重。

一個地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展離不開外來資本的投資，本文引入外商投資總額(Foreigninvest)來衡量一個地區(qū)吸引外來資本的規(guī)模。在我國現(xiàn)實的經(jīng)濟條件下，假設(shè)地方政府更傾向于引入高投資但不計環(huán)境后果的產(chǎn)業(yè)項目，因此預計該符號為正。

第二產(chǎn)業(yè)是排放污染物的主要產(chǎn)業(yè)，本文引入工業(yè)化水平(Industry)作為控制變量，它由一個地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計算得到，預計該符號為正。

此外，人口密度越高則排放污染物的規(guī)模也可能越大，本文引入人口密度(Popdesity)作為控制變量，并預計其符號為正。

3．2 數(shù)據(jù)來源

本文使用的1998年到2009年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，其中PerGDP和Foreigninvest指標以1998年為基期進行價格指數(shù)調(diào)整。表1顯示了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。

4 實證分析結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

本文使用Eviews 6．0軟件對面板數(shù)據(jù)模型進行估計，為了消除不同變量絕對數(shù)值差距對模型估計造成的偏差，我們先對各個變量進行了對數(shù)變換。

4．1 實證分析結(jié)果

對模型進行Hausman檢驗，結(jié)果表明從模型1到模型8都適合建立時間個體隨機效應(yīng)模型。不同模型之間的差別主要在于改變了被解釋變量和解釋變量，其中被解釋變量有工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水、二氧化硫排放量四個衡量指標，解釋變量有支出分權(quán)度和收入分權(quán)度兩個衡量指標，從而可以得到更穩(wěn)健的實證結(jié)果。

從表2中可以看到，除模型6外，其他模型中被解釋變量無論是工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水還是二氧化硫排放量，解釋變量的符號都為負，且都在0．01的顯著性水平上顯著，這表明以支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與地方環(huán)境污染水平負相關(guān)，以收入分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標也與地方環(huán)境污染水平負相關(guān)。以模型1和模型2為例，支出分權(quán)度對工業(yè)廢氣排放量的彈性為－0．47，即支出分權(quán)度提高1個百分點，工業(yè)廢氣排放量減少0．47個百分點;收入分權(quán)度對工業(yè)廢氣排放量的彈性為－0．21，即收入分權(quán)度提高1個百分點，工業(yè)廢氣排放量減少0．21個百分點。

表1 變量的描述性統(tǒng)計Tab．1 Descriptive statistics of variables

從模型1到模型8中還可以看到，各個控制變量對被解釋變量的影響方向大體上與我們預計的相符，以模型2為例，人均GDP對工業(yè)廢氣排放量存在正相關(guān)關(guān)系，人均GDP每提高1個百分點，工業(yè)廢氣排放量增加0．75個百分點，人口密度、城市化水平、外商投資總額、工業(yè)化水平等控制變量對工業(yè)廢氣排放量也同樣存在正相關(guān)關(guān)系。

4．2 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對我國31個省份按照地理位置劃分為東部和中西部兩組①，考察不同的解釋變量對被解釋變量在影響效應(yīng)上存在的地域差異。

4．2．1 東部13個省份經(jīng)驗數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗

對于東部13個省份的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，Hausman檢驗的結(jié)果顯示，從模型1到模型8都適合建立時間個體隨機效應(yīng)模型。表3報告了1998－2009年東部13個省份財政分權(quán)與環(huán)境污染實證分析結(jié)果。

從表3中可以看到，對于支出分權(quán)度作為解釋變量的模型，無論被解釋變量是工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水還是二氧化硫排放量，支出分權(quán)度的系數(shù)符號都為負，且都通過了顯著性水平檢驗，以支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標對于被解釋變量的影響具有穩(wěn)健性;對于收入分權(quán)度作為解釋變量的模型，被解釋變量除二氧化硫排放量外，其他模型中收入分權(quán)度的系數(shù)都未能通過顯著性檢驗，以收入分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標對于被解釋變量的影響不具有穩(wěn)健性。此外，控制變量中人均GDP、城市化水平和工業(yè)化水平的系數(shù)通過了顯著性檢驗，而人口密度、外商投資總額的系數(shù)未能通過顯著性檢驗，也就是說，對于東部地區(qū)而言，人口密度和外商投資總額這兩個因素對地方環(huán)境污染水平不存在影響。

表2 1998－2009年全國31個省份財政分權(quán)與環(huán)境污染實證分析結(jié)果Tab．2 1998 －2009 fiscal decentralization in 31 provinces and the empirical results of environmental pollution

4．2．2 中西部18個省份經(jīng)驗數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗

對于中西部18個省份的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，Hausman檢驗的結(jié)果顯示，除模型6適合建立時間個體固定效應(yīng)模型外，其他7個模型都適合建立時間個體隨機效應(yīng)模型。表4報告了1998－2009年中西部18個省份財政分權(quán)與環(huán)境污染實證分析結(jié)果。

從解釋變量對被解釋變量影響的角度來講，表4的實證結(jié)果與表3的相同，即在中西部18個省份，以支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與環(huán)境污染水平負相關(guān)，且實證結(jié)果具有穩(wěn)健性，而以收入分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標對被環(huán)境污染水平的影響不具有穩(wěn)健性。此外，對于控制變量而言，只有人均GDP、人口密度和外商投資總額的系數(shù)通過了顯著性檢驗，而城市化水平、工業(yè)化水平的系數(shù)未能通過顯著性檢驗，也就是說，對于中西部地區(qū)而言，城市化水平和工業(yè)化水平這兩個因素對地方環(huán)境污染水平不存在影響。

5 基本結(jié)論

本文通過1998年到2009年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)模型，從支出分權(quán)度和收入分權(quán)度兩個方面驗證了財政分權(quán)對地方環(huán)境污染的影響。經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與環(huán)境污染水平成反比，且該結(jié)果具有穩(wěn)健性，收入分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與環(huán)境污染同樣成反比，但該結(jié)果欠缺穩(wěn)健性。因此本文認為，財政分權(quán)與環(huán)境污染的實證分析結(jié)果與前文對著兩者的理論效應(yīng)分析結(jié)果相一致，即支出分權(quán)度與環(huán)境污染水平成反比，收入分權(quán)度與環(huán)境污染水平的影響關(guān)系不確定。此外，各個控制變量對環(huán)境污染水平的影響，在東部和中西部之間存在著地域差異。

本文的政策含義有:

(1)實證分析結(jié)果顯示，以支出分權(quán)度衡量的財政分權(quán)指標與環(huán)境污染水平成反比，且該結(jié)果具有穩(wěn)健性，為了激勵地方政府有更多動力從事于環(huán)境污染治理工作，降低轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境污染水平，我國有必要在維持當前相對較高的支出分權(quán)度的同時，進一步完善財政轉(zhuǎn)移支付制度，通過建立制度化、規(guī)范化、具有導向性的財政轉(zhuǎn)移支付制度，引導地方政府將更多的財政資金投入到環(huán)境污染治理工作中去。由于以收入分權(quán)度對環(huán)境污染水平的影響從理論效應(yīng)和實證分析兩個方面來說都是不確定的，從而無法從收入分權(quán)度的角度探討其對環(huán)境污染治理上的政策含義。

表3 1998－2009年東部省份財政分權(quán)與環(huán)境污染實證分析結(jié)果Tab．3 1998 －2009 fiscal decentralization in eastern and empirical analysis of environmental pollution

(2)表3和表4的結(jié)果顯示，各個控制變量對環(huán)境污染水平的影響存在地域差異，因此從保護生態(tài)環(huán)境的政策目標出發(fā)，我國相關(guān)政策措施的出臺必須考慮地域差異的影響。比如，對于東部地區(qū)而言，工業(yè)化水平與環(huán)境污染水平成反比，我國有必要采取政策措施促進東部地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增長，從而有利于降低東部地區(qū)環(huán)境污染水平，但對于中西部而言，由于工業(yè)化水平對環(huán)境污染存在的影響并不顯著，則從促進經(jīng)濟發(fā)展的角度出發(fā)，有必須大力推進中西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展;對于東部地區(qū)而言，外商投資總額對環(huán)境污染水平的影響并不顯著，其中可能的原因在于東部地區(qū)偏向于引進科技含量高、環(huán)境污染少的外商投資項目，而對于中西部地區(qū)而言，由于外商投資總額與環(huán)境污染水平成正相關(guān)，從保護自然環(huán)境的角度出發(fā)，我國有必要出臺措施限制西部地區(qū)政府對相關(guān)環(huán)境污染嚴重的外商投資項目的引進，合理調(diào)整外商投資項目結(jié)構(gòu)。

表4 1998－2009年中西部18個省份財政分權(quán)與環(huán)境污染實證分析結(jié)果Tab．4 1998 －2009 fiscal decentralization in central and western and empirical analysis of environmental pollution

(編輯:常 勇)

References)

［1］傅勇，張晏．中國式分權(quán)與則政支出結(jié)構(gòu)偏向:為增長而競爭的代價［J］．管理世界，2007，(3):4 － 12．［ Fu Yong，Zhang Yan．Chinese－style Decentralization and Fiscal Expenditure Structure Bias:the Cost of Competition for Growth［J］．Management World．2007，(3):4 －12．］

［2］Lin J Y，Liu Z．Fiscal Decentralization and Economic Growth in China［J］．Economic Development and Cultural Change，2000，49(11):1－21．

［3］Chen C H．Fiscal Decentralization，Collusion and Government Size in China’s Transitional Economy［J］．Applied Economics Letters，2004，11(11):699－705．

［4］Marlow M L．Fiscal Decentralization and Government Size ［J］．Public Choice，1988，56(3):259 －269．

［5］Tiebout C M．A Pure Theory of Local Expenditures［J］．The Journal of Political Economy，1956，64(5):416 －424．

［6］Qian Y，Weingast B R．Federalism as a Commitment to Preserving Market Incentives［J］．Journal of Economic Perspectives，1997，11(4):83－92．

［7］李猛．財政分權(quán)與環(huán)境污染——對環(huán)境庫茲涅茨假說的修正［J］．經(jīng) 濟 評 論，2009，(5):54－59．［LiMeng． Fiscal Decentralization and Environmental Pollution:Modification of the Environmental Kuznets Hypothesis［J］．Economic Review，2009，(5):54 －59．］

［8］Oates W E．Searching for Leviathan:An Empirical Study［J］．The American Economic Review，1985，(75):748 －757．

［9］Keen M，Marchandt M．Fiscal Competition and the Pattern of Public Spending［J］．Journal of Public Economics，1997，66(1):33 － 53．

［10］孫群力．地區(qū)差距、財政分權(quán)與中國地方政府規(guī)模［J］．財貿(mào)經(jīng)濟，2009，(7):56 － 61．［Sun Qunli．Regional Disparity，F(xiàn)iscal Decentralization and Local Government Size of China［J］．Finance ＆Trades Economics，2009，(7):56 －61．］

［11］張晏，龔六堂．地區(qū)差距、要素流動與財政分權(quán)［J］．經(jīng)濟研究，2004，(7):59 － 69．［ Zhang Yan，Gong Liutang．Interregional Disparity、Factor Mobility and Fiscal Decentralization［J］．Economic Research Journal，2004，(7):59 － 69．］

An Empirical Analysis on the Impact of Fiscal Decentralization on Environmental Pollution in China

XUE Gang1，2PANG Xiao-zhen1
(1．School of Public Finance and Taxation，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan Hubei 430073，China;2．Research Center of Hubei Finance and Development，Wuhan Hubei 430073，China)

Fiscal decentralization reflects the distribution financial power between the central government and local government．It can be measured through the two indicators which are expenditure decentralization and revenue decentralization．From the theoretical analysis，most studies have concluded that there is a negative incentive between the fiscal decentralization and the amount of pollutant discharge，but lacks the empirical research．Utilizing the provincial panel data from 1998 to 2009，this paper carried on the empirical analysis about the relationship between China’s fiscal decentralization and the scale of pollutant discharge．The industrial waste gas discharge amount，industrial solid wastes discharge amount，industrial waste water discharge amount and sulfur dioxide discharge amount were selected as the indicators to measure the scale of pollutant discharge in the paper．The paper selected the expenditure decentralization degree and revenue decentralization degree as explanatory variables，and selected the per capita GDP，population density，urbanization level，total foreign investment，and the industrialization level as control variables．The paper divided all provinces into two groups(east and midwest)in accordance with their geographic location to carry out robustness test．The results showed that the fiscal decentralization indicator which was measured by the expenditure decentralization degree was negatively related to the scale of pollutant discharge．And the empirical results were of robustness．The relationship between the fiscal decentralization indicator which was measured by revenue decentralization degree and the scale of pollutant discharge was uncertain from the empirical point．

fiscal decentralization;pollutant discharge;expenditure decentralization degree;revenue decentralization degree

F810．42

A

1002－2104(2012)01－0077－07

10．3969/j．issn．1002－2104．2012．01．013

2011－07－18

潘孝珍，博士生，主要研究方向為地方財政體制。

薛鋼，博士，副教授，主要研究方向為財稅基礎(chǔ)理論。

湖北省社會科學“十一五”規(guī)劃基金項目“湖北省縣鄉(xiāng)財政體制改革研究”(編號:2010073);武漢市社會科學基金項目“《武漢市企業(yè)自主創(chuàng)新的財稅激勵政策研究》”(編號:2011037);中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目“我國稅收征管效率研究”(編號:31541010901)。