朱小會 陸遠權(quán)，2

(1.重慶大學(xué)公共管理學(xué)院，重慶400044；2.重慶師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，重慶401331)

環(huán)境財稅政策的治污效應(yīng)研究
——基于區(qū)域和門檻效應(yīng)視角

朱小會1陸遠權(quán)1，2

(1.重慶大學(xué)公共管理學(xué)院，重慶400044；2.重慶師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，重慶401331)

首先參照投入—產(chǎn)出比，利用環(huán)保財政投入占GDP比重與環(huán)境污染綜合指數(shù)之比對各區(qū)域環(huán)境財政政策治污效應(yīng)系數(shù)進行測算，按系數(shù)值域把中國30個省(市)分成兩個區(qū)域，區(qū)域1包括北京、甘肅、貴州等19個省市，區(qū)域2包括上海、浙江、福建等11個省市。其次分析環(huán)境財政政策、環(huán)境稅收政策和中國式環(huán)境分權(quán)的治污效應(yīng)并分區(qū)檢驗，最后對中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應(yīng)進行實證檢驗。結(jié)果表明：環(huán)境財政政策治污效應(yīng)顯著，區(qū)域1財政政策取得了更好的治污效果，中國目前車船稅、城市維護建設(shè)稅、土地使用稅、耕地占用稅、資源稅及排污費等“近似”環(huán)境稅種總體治污效應(yīng)不顯著，中國式環(huán)境分權(quán)與污染物排放顯著正相關(guān)，中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平對財政政策的治污效應(yīng)具有顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)中國式環(huán)境分權(quán)度低于-0.164、經(jīng)濟發(fā)展水平低于4.174時，環(huán)境財政政策具有更好的治污效果。樣本期內(nèi)以中國式環(huán)境分權(quán)為門檻變量時，有安徽、廣西等15%的觀測值位于低門檻區(qū)域，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量時，有貴州、云南等10%的觀測值位于低門檻區(qū)域。中國目前的能源消費結(jié)構(gòu)和工業(yè)結(jié)構(gòu)是加劇環(huán)境污染的重要原因，城鎮(zhèn)化和對外開放在一定程度上助推了高污染和高排放。鑒于此應(yīng)加大環(huán)境保護財政支出，提升環(huán)保財政支出占GDP的比重，單獨開征環(huán)境保護稅種，中央政府適度地環(huán)境集權(quán)，全面提升環(huán)境質(zhì)量。

環(huán)境財政政策；環(huán)境稅收政策；治污效應(yīng)；中國式環(huán)境分權(quán)；門檻效應(yīng)

從財政投入看，環(huán)境保護財政專項支出從2007年單列以來逐步加強，支出額從2007年995.82億元增加到2014年3 815.64億元，平均增幅21.15%，環(huán)境污染治理完成投資從2007年3 387.3億元增加到2014年9 575.5億元，平均增幅達16%，充分展現(xiàn)了政府治理環(huán)境的信心和決心。工業(yè)固體廢物綜合利用量從2007年11.031億t上升至2014年20.433億t，平均增長速度達到9.2%，而“非期望產(chǎn)出”人均工業(yè)三廢產(chǎn)生量從2007年的22.284 6 t到2014年的22.602 1 t，增幅只有0.2%，中國環(huán)境財政政策治污效應(yīng)初顯。Magat[1]主張財政政策能促使污染企業(yè)減少20%的排放量。Wissema[2]強調(diào)碳稅的征收顯著改善愛爾蘭生產(chǎn)與消費方式，有助于經(jīng)濟發(fā)展。Eli等[3]認為“向污染者收費”機制會導(dǎo)致企業(yè)和政府之間討價還價，不利于環(huán)境治理效率的提高。熊波等[4]認為中國目前的財政政策和稅收政策對于改善空氣污染質(zhì)量具有非正常效應(yīng)。如此便引發(fā)一個有趣的議題：中國環(huán)境財政與稅收政策的治污效應(yīng)是否顯著？通過哪些傳導(dǎo)機制影響環(huán)境污染？祁毓[5]等認為環(huán)境分權(quán)與環(huán)境污染物排放顯著正相關(guān)。那么在中國式環(huán)境分權(quán)和中國經(jīng)濟高速增長的背景下，環(huán)保財政政策與環(huán)境污染是否具有門檻效應(yīng)？回答上述問題需要明確財政政策與環(huán)境治理的作用機制，同時也要考查財政政策治污效應(yīng)的門檻特征。

1 文獻綜述

關(guān)于環(huán)境政策的環(huán)境治理效應(yīng)，很早就有學(xué)者做出了研究。Magat等[1]以加拿大魁北克省紙漿和紙制品行業(yè)為研究對象，運用最小二乘法檢驗環(huán)境規(guī)制對生物需氧量和固體懸浮物排放量的影響，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制能促使企業(yè)減少20%的排放量。Laplante等[6]以美國相關(guān)行業(yè)為研究對象，結(jié)果表明環(huán)境政策有助于減少污染物排放。張華[7]基于中國2000—2011年的省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)造靜態(tài)和動態(tài)空間面板模型檢驗環(huán)境規(guī)制與碳排放績效的關(guān)系，結(jié)果表明中國環(huán)境規(guī)制與碳排放呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。Goldar[8]研究發(fā)現(xiàn)一系列針對印度集群產(chǎn)業(yè)的環(huán)境政策并沒有顯著改善其下游的水質(zhì)量。Blackman[9]研究證實墨西哥的環(huán)保機構(gòu)增加環(huán)境監(jiān)察次數(shù)不能顯著刺激企業(yè)采用先進的“凈化”技術(shù)，正式的環(huán)境政策并沒有真正發(fā)揮作用。張先鋒[10]利用中國2000—2011年省級面板數(shù)據(jù)對環(huán)境規(guī)制與碳排放的“倒逼效應(yīng)”和“倒退效應(yīng)”進行理論與實證分析，結(jié)果表明中國目前“倒逼效應(yīng)”不顯著。Stern[11]卻認為很多國家實施的碳稅政策沒有起到激勵作用，具有一定缺陷。田民利[12]認為中國環(huán)境治理效果不明顯主要是因為缺少專門的環(huán)境稅，這與現(xiàn)行的財政體制、地方政府績效考評機制有很大關(guān)系。張玉[13]分別從財政和稅收政策角度分析了環(huán)境治理效應(yīng)，認為財政政策環(huán)境治理效應(yīng)顯著而稅收政策的環(huán)境治理效應(yīng)還有待提高。譚志雄等[14]研究認為表明財政分權(quán)并不是環(huán)境惡化的主要原因。

與以往研究不同，本文從如下三個方面進行拓展。第一，研究視角上，本文根據(jù)測算的財政政策治污效應(yīng)系數(shù)分區(qū)討論省際財政政策治污效應(yīng)，而不是按照傳統(tǒng)的東中西部地區(qū)進行分析。第二，研究內(nèi)容上，財政政策環(huán)境治理效應(yīng)的傳導(dǎo)機制研究匱乏，本文從中國式環(huán)境分權(quán)、經(jīng)濟發(fā)展水平等探討財政政策對環(huán)境污染的傳導(dǎo)機制并進行實證檢驗。第三，研究方法上，以往研究大多在區(qū)域同質(zhì)性假設(shè)條件下考察財稅政策對區(qū)域環(huán)境治理的線性影響，本文利用hansen自抽樣方法進行門檻效應(yīng)研究，設(shè)置門檻變量虛擬變量檢驗門檻變量在財政政策與治污效應(yīng)中的影響效果，研究結(jié)果為剖析環(huán)境財政政策的治污效應(yīng)提供一定的理論指導(dǎo)。

2 研究假設(shè)

環(huán)境財稅政策包括財政支出和財政收入政策，其中財政支出主要指環(huán)保財政支出、污染治理投資、財政轉(zhuǎn)移支付和政府綠色采購，財政支出政策對污染企業(yè)具有“激勵”作用，鼓勵企業(yè)生產(chǎn)符合環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的產(chǎn)品，減少企業(yè)成本，增強企業(yè)競爭力，提高要素使用率從而減少污染物排放。中國截止目前沒有單獨的環(huán)境稅種，只有包括資源稅、城市維護建設(shè)稅、土地使用稅、排污費等“近似”環(huán)境稅種，環(huán)境稅收政策對污染企業(yè)具有“約束”作用，增加企業(yè)成本，促使企業(yè)生產(chǎn)成本內(nèi)部化，提高能源使用效率，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級從而實現(xiàn)降污減排。因此，本文提出：

假設(shè)1，環(huán)境財政政策能夠通過“激勵”作用促使企業(yè)降污減排，而環(huán)境稅收政策能夠通過“約束”作用促使企業(yè)降污減排，環(huán)境財稅政策有利于污染治理。

Oates[15]明確表示外溢效應(yīng)顯著時，中央政府制定環(huán)境政策更有效，而地區(qū)差異顯著時，地方政府制定環(huán)境政策占優(yōu)，Jacobsen[16]卻認為環(huán)境政策的選擇應(yīng)考慮減排的成本曲線，當(dāng)減排的成本呈現(xiàn)遞增凸函數(shù)狀態(tài)時，中央政府制定環(huán)境政策占優(yōu)。以上兩位學(xué)者實際關(guān)注的是環(huán)境治理的體制問題，即環(huán)境分權(quán)還是集權(quán)的問題。祁毓[5]等認為中國式環(huán)境分權(quán)經(jīng)歷了一種傾向于分權(quán)的環(huán)境管理和事權(quán)劃分體制建立、在分權(quán)的體制框架下環(huán)境管理呈現(xiàn)出集權(quán)的趨勢以及分權(quán)體制下中央調(diào)控力度和地方環(huán)境治理激勵不斷加強等三個階段，并且環(huán)境分權(quán)與環(huán)境污染物排放顯著正相關(guān)。對于污染治理這種明顯正外部性而相應(yīng)補償機制尚未健全的情況，在中國式環(huán)境分權(quán)體制下更容易產(chǎn)生污染治理難。因此，本文提出：

假設(shè)2，中國式環(huán)境分權(quán)不利于污染治理。

以往研究大多在區(qū)域同質(zhì)性假設(shè)條件下考察財稅政策對區(qū)域環(huán)境治理的線性影響[13]，考慮到中國各地區(qū)的異質(zhì)性，財政政策與環(huán)境治理效應(yīng)有可能存在非線性關(guān)系，而且環(huán)境治理效應(yīng)受多種因素的影響，存在多種“門檻”的可能性。中國式環(huán)境分權(quán)程度越高，意味著地方政府擁有更多的環(huán)境自主權(quán)，環(huán)境財政支出將更多地被挪作他用，甚至為了招商引資而不惜以犧牲資源和環(huán)境為代價，從而治污效應(yīng)進一步降低。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，粗放型經(jīng)濟增長方式必然伴隨著高能耗高污染，地方政府為了“逐頂競爭”而不愿意在環(huán)境治理等公共物品上過多投資。因此，本文提出：

假設(shè)3，中國式環(huán)境分權(quán)、經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境財政政策的治污效果具有門檻效應(yīng)，而且中國式環(huán)境分權(quán)程度和經(jīng)濟發(fā)展水平的提高不利于改善環(huán)境財政政策的治污效應(yīng)。

3 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及變量說明

3.1 模型設(shè)定

模型1：環(huán)境財稅政策治污效應(yīng)實證模型

李鎧[17]等研究認為環(huán)境污染指標(biāo)具有一定的滯后效應(yīng)，因此本文在計量模型中引入滯后項Pi,t-1。為了驗證環(huán)境財稅政策的治污效應(yīng)，設(shè)定模型如下：

lnPi,t=β0+β1lnPi,t-1+β2lnczzci,t,lnssi,t+β3lnfdi,t

+β8lnfdii,t+β9lnnyjgi,t+β10lngyjgi,t+αi+εi,t

(1)

(1)式中：i代表省份，t代表年份，P代表環(huán)境污染綜合指數(shù)，Pi,t-1代表滯后期環(huán)境污染綜合指數(shù)，czzc代表環(huán)境保護財政政策，ss代表環(huán)境稅收政策，fd代表財政分權(quán)，GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平，為檢驗EKC假說是否存在，引入GDP平方項，如果一次方項系數(shù)為正，平方項系數(shù)為負，則EKC假說成立。czh代表城鎮(zhèn)化水平，open代表對外開放，fdi代表外商直接投資，nyjg代表能源消費結(jié)構(gòu)，gyjg代表工業(yè)結(jié)構(gòu)，αi代表不可觀測的個體效應(yīng)，εi,t為“白噪聲”。

模型2：中國式環(huán)境分權(quán)污染治理效應(yīng)實證模型

為了檢驗中國式環(huán)境分權(quán)的治污效應(yīng)，建立如下計量模型：

lnPi,t=β0+β1lnPi,t-1+β2lnhdi,t+β3lnfdi,t+β4lnGDPi,t

+β9lnnyjgi,t+β10lngyjgi,t+αi+εi,t

(2)

(2)式中hd代表中國式環(huán)境分權(quán)。

模型3：門檻效應(yīng)實證模型

各影響因素與治污效應(yīng)之間可能不是簡單的線性關(guān)系，而是會隨著中國式環(huán)境分權(quán)、經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的變化呈現(xiàn)出一種非線性關(guān)系?！伴T檻回歸”是一種非線性計量經(jīng)濟學(xué)模型，其本質(zhì)是在反應(yīng)因果關(guān)系的變量中尋找門檻變量，由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生地估算出門檻值，然后檢測以其劃分的樣本組的模型估計參數(shù)的顯著性。本文通過樣本數(shù)據(jù)自身所反映的特點進行內(nèi)生分組，估計和檢驗門檻值，研究在不同的中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平下，各地區(qū)財政政策與環(huán)境污染物排放的內(nèi)在關(guān)系。根據(jù)Hansen[18]提出的門檻模型，以中國式環(huán)境分權(quán)為門檻變量設(shè)定的非線性單門檻計量模型為：

lnPit=αi+α0lnczzcitI(lnhdit≤γ)

+α1lnczzcitI(lnhdit>γ)+βXit+εit

(3)

(3)式中，hd為門檻變量1，γ為特定的門檻值，由所選樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定；I(·)為指示函數(shù)；α0、α1為中國式環(huán)境分權(quán)程度大于或小于門檻值γ時財政政策對環(huán)境治理影響的估計系數(shù)，即門檻效應(yīng)；Xit為控制變量，β為對應(yīng)的各控制變量的估計系數(shù)。

以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，依照方程(3)設(shè)定非線性單門檻計量模型為：

lnPit′ =αi′+α0′lnczzcitI(lnGDPit≤γ′)

+α1′lnczzcitI(lnGDPit>γ′)+β′Xit+εit′

(4)

(4)式中GDP為門檻變量2，代表i地區(qū)第t年的經(jīng)濟發(fā)展水平。

方程(3)、(4)分別是以中國式環(huán)境分權(quán)、經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的單門檻模型，在不同的研究對象中有可能存在多門檻，如果存在雙門檻模型改為如下：

lnPit=αi+α0lnczzcitI(lnhdit≤γ1)

+α1lnczzcitI(γ1

+α2lnczzcitI(lnhdit>γ2)+βXit+εit

(5)

lnPit′ =αi′+α0′lnczzcitI(lnGDPit≤γ1′)

+α1′lnczzcitI(γ1′

+α2′lnczzcitI(lnGDPit>γ2′)+β′Xit+εit′

(6)

模型4：門檻變量影響效應(yīng)及治污效應(yīng)的實證檢驗

為觀測中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平對治污效應(yīng)的影響程度，引入門檻變量的門檻值，并根據(jù)門檻值生成虛擬變量virtue，門檻變量大于門檻值時取值為1，反之為0。引入變量virtulnehd×lnczzc設(shè)為vd1，virtulneGDP×lnczzc設(shè)為vd2，建立如下模型：

lnPit=αi+α0lnPit-1+α1lnczzcit+α2lnhdit+α3lnGDPit

(7)

(7)式中χ1、χ2代表引入虛擬變量后新變量的估計系數(shù)，其他變量符號定義同前一致。

3.2 數(shù)據(jù)來源和變量說明

根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性和樣本全面性考慮原則，本文考察中國大陸地區(qū)30個省、直轄市(因數(shù)據(jù)嚴重缺失，不包括西藏，香港、澳門特別行政區(qū)和臺灣)，樣本期為2007—2014年。原始數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站等。

3.2.1 被解釋變量：環(huán)境污染P

3.2.2 核心解釋變量：環(huán)境財政政策czzc、環(huán)境稅收政策ss和中國式環(huán)境分權(quán)hd

環(huán)境財政政策czzc。選取環(huán)境保護財政支出占GDP的比重衡量，環(huán)保財政支出比重的增加將有利于降污減排，預(yù)期二者負相關(guān)。

環(huán)境稅收政策ss。中國“近似”環(huán)境稅種類較多，主要有車船稅、城市維護建設(shè)稅、土地使用稅、耕地占用稅、資源稅及排污費等，采用以上6種稅(費)占財政收入的比重衡量。環(huán)境稅收增加將有利于降污減排，預(yù)期二者負相關(guān)。

中國式環(huán)境分權(quán)hd，借鑒祁毓等[5]，采用下式得到：

(8)

LEPPi,t表示第i省份第t年環(huán)保系統(tǒng)人員，NEPPt表示第t年全國環(huán)保系統(tǒng)人員，POPi,t表示第i省份第t年人口數(shù)，POPt表示第t年全國人口數(shù)。

3.2.3 控制變量

財政分權(quán)fd，采用各省人均預(yù)算內(nèi)財政支出占中央人均預(yù)算內(nèi)財政支出比重來衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平GDP，采用以2007年為基期經(jīng)過平減以后的實際人均GDP衡量。城鎮(zhèn)化czh，采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬?。對外開放open，采用中國進出口貿(mào)易總額占GDP比重來衡量。外商直接投資fdi，采用實際使用外商直接投資占GDP比重衡量。能源消費結(jié)構(gòu)nyjg，采用煤炭消費量占能源消費總量的比重表示。工業(yè)結(jié)構(gòu)gyjg，采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來衡量。

3.2.4 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計特征

為了避免不同變量的絕對值可能造成的計量誤差，同時消除異方差性，對模型中所有變量均取自然對數(shù)。以上各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計特征值

3.3 各區(qū)域治污效應(yīng)系數(shù)測算

由于各地區(qū)環(huán)境保護財政專項支出和環(huán)境污染綜合指數(shù)存在較大差異，本文在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展理論基礎(chǔ)上，參照投入-產(chǎn)出比，利用各地區(qū)環(huán)保財政投入占GDP比重與環(huán)境污染綜合指數(shù)之比來代表治污效應(yīng)系數(shù)，用公式表示為：

(9)

其中GEit表示第i省第t年治污效應(yīng)系數(shù)，代表環(huán)保財政支出與環(huán)境污染的偏離程度。如果GE<0.05,表示該地區(qū)財政政策沒有起到較好的治污作用，GE≥0.05，表示該地區(qū)財政政策起到了很好的治污作用，該值越大，說明財政政策治污效應(yīng)越顯著。經(jīng)過計算，治污效應(yīng)系數(shù)分區(qū)如表2所示。

表2 治污效應(yīng)系數(shù)分區(qū)

4 實證分析

4.1 環(huán)境財稅政策治污效應(yīng)分析

方程(1)屬于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，本文采用系統(tǒng)GMM方法進行估計,采用Sargan檢驗判斷工具變量的有效性，表3(1)列報告了方程(1)財政政策治污效應(yīng)的回歸結(jié)果，AR(2)在5%水平上接受原假設(shè)，不存在二階自相關(guān)，Sargan檢驗表明工具變量選擇合理。從全國來看，環(huán)境保護財政政策的估計系數(shù)顯著為負，表明環(huán)保財政支出越多，污染物排放越少，環(huán)境保護財政政策治污效應(yīng)顯著，假設(shè)1成立。為了對比區(qū)域1的治污效應(yīng)，單獨進行回歸并把結(jié)果呈現(xiàn)在表3第(2)列，財政政策回歸系數(shù)顯著為負，并且絕對值大于全國財政政策回歸系數(shù)，可見在區(qū)域1財政政策取得了更好的治污效應(yīng)，進一步說明治污效應(yīng)系數(shù)分區(qū)合理。表3第(3)列報告了方程(1)環(huán)境稅收政策的回歸結(jié)果，從全國情況來看，環(huán)境稅收政策回歸系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗，環(huán)境稅收政策治污效應(yīng)并不顯著，說明污染企業(yè)在面對交稅約束和污染排放時，寧愿選擇交稅的方式以達到污染排放的目的[13]，中國環(huán)境稅收的“約束”作用還有待于進一步觀察，通過繼續(xù)提高現(xiàn)行的環(huán)境稅率很難起到降污減排的作用，這為單獨開征環(huán)境保護稅種提供了依據(jù)。

4.2 中國式環(huán)境分權(quán)治污效應(yīng)分析

方程(2)的回歸結(jié)果報告在表3第(4)列,從中國式環(huán)境分權(quán)對污染排放的影響來看，中國式環(huán)境分權(quán)的估計系數(shù)為正，且通過了10%水平上的顯著性檢驗，表明中國式環(huán)境分權(quán)的確不利于環(huán)境污染物排放的減少，賦予地方政府較大的環(huán)境管理權(quán)限可能正是加劇環(huán)境污染的體制性因素，假設(shè)2成立。財政分權(quán)的估計系數(shù)為負，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明經(jīng)濟分權(quán)有助于調(diào)動地方積極性，但是環(huán)境管理權(quán)限并不適合過多地賦予地方政府。中國式環(huán)境分權(quán)經(jīng)歷了集權(quán)-分權(quán)-集權(quán)三個階段，表明中央政府已經(jīng)意識到中國式環(huán)境分權(quán)不利于環(huán)境污染治理，而逐步收歸的環(huán)境集權(quán)將有利于環(huán)境質(zhì)量的改善。為了考察環(huán)境分權(quán)背景下，中國財政政策的治污效應(yīng)，引入了財政政策與中國式環(huán)境分權(quán)的交乘項，并把回歸結(jié)果匯報在表3第(5)列，環(huán)境保護財政政策的系數(shù)顯著為負，中國式環(huán)境分權(quán)的系數(shù)顯著為正，表明財政政策對環(huán)境污染具有抑制作用，中國式環(huán)境分權(quán)不利于降污減排。二者交乘項回歸系數(shù)為正，且通過了5%水平的顯著性檢驗，意味著在中國式環(huán)境分權(quán)的背景下，財政支出的降污減排作用由抑制轉(zhuǎn)向了加劇，不能如期發(fā)揮，從系數(shù)值0.628來看，負向作用較大。

表3 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

注：圓括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，方括號內(nèi)為統(tǒng)計量相應(yīng)p值，*、**、***分別表示在10%、5%及1%水平下顯著。

從其他控制變量回歸結(jié)果看，環(huán)境污染滯后一期系數(shù)顯著為正，表明環(huán)境污染具有動態(tài)持續(xù)性特征，人均GDP系數(shù)顯著為正，其平方項系數(shù)顯著為負，表明隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，污染物排放先增加后降低，呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，EKC假說成立。對外開放的回歸系數(shù)顯著為正，表明對外開放程度的提高會加劇污染物排放。外商直接投資的回歸系數(shù)顯著為負，表明“市場尋求型”的FDI不會對環(huán)境產(chǎn)生破壞作用，只有“資源尋求型”的FDI才會加劇污染物排放。能源消費結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)顯著為正，意味著以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)是加劇污染物排放的重要因素，而我國“富煤貧油少氣”的資源稟賦結(jié)構(gòu)將是阻礙我國降污減排的一個重要因素。工業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)也顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重過高是造成污染物排放的重要原因之一。城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)均不顯著，表明樣本期內(nèi)城鎮(zhèn)化與污染物排放不存在統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系。

4.3 中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應(yīng)分析

借鑒Hansen[18]Bootsrap運用Stata13.0反復(fù)抽樣400次，考察不同中國式環(huán)境分權(quán)程度下，財政政策的治污效應(yīng)。由表4可知，中國式環(huán)境分權(quán)存在單一門檻效應(yīng)，表4呈現(xiàn)了以中國式環(huán)境分權(quán)為門檻變量的門檻模型參數(shù)估計結(jié)果，可見各地區(qū)財政支出政策的治污效應(yīng)因中國式環(huán)境分權(quán)不同而出現(xiàn)差異，當(dāng)中國式環(huán)境分權(quán)低于門檻值(lnhd≤-0.164)時，環(huán)境保護財政政策對污染物排放具有顯著的抑制作用，當(dāng)中國式環(huán)境分權(quán)高于門檻值(lnhd>-0.164)時，環(huán)境保護財政政策對污染物排放的抑制作用轉(zhuǎn)化為促進作用，進一步說明環(huán)保財政政策在中國式環(huán)境分權(quán)度較低的區(qū)域更容易發(fā)揮作用。

以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量檢驗環(huán)保財政支出政策的治污效應(yīng)，由表4可知，經(jīng)濟發(fā)展水平存在雙重門檻效應(yīng)，表5呈現(xiàn)了以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的門檻模型參數(shù)估計結(jié)果，可見各地區(qū)財政支出政策的治污效應(yīng)因經(jīng)濟發(fā)展水平不同而出現(xiàn)差異，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平低于門檻值(lnGDP≤4.174)時，環(huán)境保護財政政策對污染物排放具有顯著抑制作用，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平處于高低門檻值之間(4.1744.692)時，環(huán)境保護財政政策對污染物排放的抑制作用轉(zhuǎn)化為顯著的促進作用，說明環(huán)保財政支出政策在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的區(qū)域更容易發(fā)揮作用。

表4 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

注：*、**、***表示在1%、5%、10%水平下顯著。

4.4 門檻變量影響效應(yīng)及治污效應(yīng)的實證檢驗

進一步地，我們提取出中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻值，構(gòu)建虛擬變量，對影響環(huán)境污染物排放的主要因素進行重新回歸，并將方程(7)結(jié)果報告在表3第(6)列。結(jié)果顯示，環(huán)境保護財政支出的估計系數(shù)顯著為負，中國式環(huán)境分權(quán)的估計系數(shù)顯著為正，經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)顯著為正，其平方項估計系數(shù)顯著為負，中國式環(huán)境分權(quán)虛擬變量與經(jīng)濟發(fā)展水平虛擬變量和環(huán)保財政政策的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且通過了顯著性檢驗，說明中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應(yīng)顯著，假設(shè)3成立。當(dāng)中國式環(huán)境分權(quán)度高于-0.164、經(jīng)濟發(fā)展水平高于4.174時，中國環(huán)保財政政策的治污效應(yīng)受到抑制，難以發(fā)揮。其他控制變量的回歸系數(shù)符號均未發(fā)生改變，解釋同前。

4.5 關(guān)于門檻效應(yīng)的進一步說明

根據(jù)實證結(jié)果，環(huán)境財政政策的治污效應(yīng)存在中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應(yīng)，下面把各變量位于低門檻區(qū)域的分布呈現(xiàn)在表6。以中國式環(huán)境分權(quán)為門檻變量時，在240個觀測值中有36個觀測值低于門檻值，主要分布在安徽、廣西等8個省份，占總觀測量的15%，而且這36個觀測值絕大部分位于區(qū)域1(即財政政策治污效應(yīng)十分顯著的區(qū)域)；以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量時，只有24個觀測值低于門檻值，主要分布在安徽、江西等10個區(qū)域，而且這24個觀測值全部位于區(qū)域1。進一步說明在中國式環(huán)境分權(quán)程度較低、經(jīng)濟發(fā)展水平一般的地區(qū)環(huán)境財政政策的治污效果較好，而在中國式環(huán)境分權(quán)程度較高同時經(jīng)濟發(fā)展很快的地區(qū)如浙江、江蘇等環(huán)境財政政策的治污效果有待于提高。

表5 門檻模型估計結(jié)果

Tab.5 Estimation results of threshold model

門檻變量中國式環(huán)境分權(quán)經(jīng)濟發(fā)展水平核心解釋變量環(huán)境財政政策環(huán)境財政政策門檻值lnhd≤-0．164lnhd>-0．164-0．222??? 0．030(0．075)(0．033)lnGDP≤4．1744．1744．692-0．188??? 0．013 0．132???(0．062)(0．034)(0．046)lnfd0．692???(0．173)0．489???(0．170)lnczh1．195???(0．414)1．212?(0．420)lnopen-0．228???(0．050)-0．256???(0．054)lnfdi0．467(0．032)0．055?(0．031)lnnyjg0．288??(0．126)0．311???(0．126)lngyjg-0．308?(0．168)-0．189(0．168)lngdp-0．340???(0．106)lnhd0．104(0．128)＿cons0．790(0．619)0．408(0．627)個體效應(yīng)F(9，200)=9．02???F(10，199)=8．38???

注：*、**、***表示在1%、5%、10%水平下顯著。

表6 低門檻區(qū)域樣本分布

5 結(jié)論與啟示

基于以上分析得出如下結(jié)論：①中國環(huán)境財政政策可以通過“激勵”機制促使污染企業(yè)降污減排，中國環(huán)境財政政策具有顯著的治污效應(yīng)，加大環(huán)境保護財政支出在GDP中所占比重有助于提升環(huán)境質(zhì)量。②中國目前缺乏單獨的環(huán)境稅種，從資源稅、城市維護建設(shè)稅、土地使用稅和排污費等“近似”環(huán)境稅種的總體治污效應(yīng)來看，效果并不顯著，提高現(xiàn)行環(huán)境稅種稅率并不能顯著改善環(huán)境質(zhì)量。③中國式環(huán)境分權(quán)與污染物排放顯著正相關(guān)，環(huán)境管理權(quán)限并不適合過多地賦予地方政府，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境集權(quán)反而有助于改善環(huán)境質(zhì)量。④中國式環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟發(fā)展水平對財政政策的治污效應(yīng)具有顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)中國式環(huán)境分權(quán)度高于-0.164、經(jīng)濟發(fā)展水平高于4.174時，中國環(huán)保財政政策的治污效應(yīng)由積極作用變?yōu)橄麡O作用，在經(jīng)濟新常態(tài)背景下，不能再盲目追求經(jīng)濟發(fā)展速度，應(yīng)保持經(jīng)濟增長在合理區(qū)間。

以上結(jié)論蘊含如下啟示：①加大環(huán)境保護財政支出，提升環(huán)保財政支出占GDP的比重。我國目前環(huán)境保護財政支出占GDP的比重不足1.4%，而歐美等發(fā)達國家這一比重在2%-3%，還有進一步提升的空間。②單獨開征環(huán)境保護稅種。我國目前缺乏單獨的環(huán)境稅種，因此環(huán)境稅種的“約束”作用很難發(fā)揮，借鑒北歐國家碳稅征收的相關(guān)經(jīng)驗，適時適度單獨開征碳稅，改排污費為“排污稅”，環(huán)保部門改為稅務(wù)部門，國家已經(jīng)意識到此問題，所以在“十三五”規(guī)劃中明確提出“開征環(huán)境保護稅”。③中央政府適度地環(huán)境集權(quán)。環(huán)境分權(quán)是制約中國環(huán)境質(zhì)量的體制性因素，地方政府過多的環(huán)境自主行為并不適合環(huán)境治理這種具有正外部性的公共產(chǎn)品，逐步上升的環(huán)境集權(quán)說明中央政府已經(jīng)意識到環(huán)境分權(quán)而治的弊端，隨著環(huán)境集權(quán)的提升，環(huán)境質(zhì)量將得到進一步改善。

(編輯：徐天祥)

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Pollution governance effect on environmental fiscal and taxation policy: based on region and threshold effect

ZHUXiao-hui1LUYuan-quan1,2

(1.School of Public Administration,Chongqing University,Chongqing 400044,China； 2.School of Economics and Management, Chongqing Normal University,Chongqing 401331, China)

This article, based on input-output ratio，measures the pollution control effect coefficients of regional environmental fiscal policy by using the proportion of environmental finance investment in GDP and comprehensive index of environmental pollution, and divides 30 regions in China into two parts, region 1 includes Beijing, Gansu,Guizhou and other 19 provinces, and region 2 includes Shanghai, Zhejiang, Fujian and other 11 provinces.Then it analyzes the environmental pollution control effect of environmental fiscal policy,tax policy and China environment decentralization.Finally it tests the threshold effect of China environmental decentralization and economic development level. The results indicate that the environmental pollution of fiscal policy effect is significant,and regional 1 has better treatment effect, the overall effect of approximate environmental taxes such as China’s current vehicle and vessel tax city maintenance and construction tax, land use tax, resources tax and fees is not significant. Chinese environmental decentralization and pollutant emissions are positively correlated. Chinese decentralization and economic development level of fiscal policy control has a significant threshold effect. When Chinese environment decentralization degree is lower than -0.164 and the economic development level is lower than 4.174, the environmental fiscal policy has better treatment effect. In the sample period China environment decentralization is taken as the threshold variable, and 15% observed values such as Anhui and Guangxi are in the low threshold area. With the level of economic development as the threshold variable, and Guizhou,Yunnan and other 10% observed values are in the low threshold region. China’s current energy consumption structure and industrial structure are important causes of environmental pollution. Urbanization and opening-up boost the high pollution and high emissions to a certain extent. We should increase the fiscal expenditure on environmental protection, enlarge the proportion of environmental protection expenditure in GDP, seperately levy environmental taxes, centralize environmental rights of the central government, and resolve the overcapacity, enhance the environmental quality.Key words environmental fiscal policy；environmental taxation policy；pollution governance effect；China’s environmental decentralization； threshold effect

2016-07-20

朱小會，博士生，講師，主要研究方向為公共經(jīng)濟與公共政策。E-mail：474147751@qq.com。

陸遠權(quán)，博士后，教授，博導(dǎo)，主要研究方向為公共經(jīng)濟與公共政策。E-mail：sxxylyq@126.com。

中國博士后科學(xué)基金面上項目“碳減排與經(jīng)濟增長的最優(yōu)耦合測度及差別化減排方案設(shè)計”(批準(zhǔn)號：2012M511898)；重慶市人民政府發(fā)展研究中心項目“聯(lián)動治理農(nóng)村面源污染推進美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的對策研究”(批準(zhǔn)號：2014-ZB-11)。

F205

A

1002-2104(2017)01-0083-08

10.3969/j.issn.1002-2104.2017.01.010