肖加元 劉 潘

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北 武漢 430073； 2.中國(guó)人民大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，北京 100872)

一、 引言與文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前，中國(guó)已成為世界上人均水資源嚴(yán)重匱乏的國(guó)家之一，同時(shí)水資源的不合理利用以及水資源污染現(xiàn)象也廣泛存在。近年來(lái)，伴隨著日益嚴(yán)重的水環(huán)境問題，水環(huán)境質(zhì)量成為制約中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素之一，且日益受到關(guān)注(夏軍 等，2002)。有鑒于此，中國(guó)的“十一五”、“十二五”規(guī)劃綱要中均明確提出對(duì)水環(huán)境保護(hù)的要求。對(duì)水資源的不合理利用是導(dǎo)致水環(huán)境惡化的根源，水污染帶來(lái)的負(fù)外部性，將導(dǎo)致全社會(huì)福利受損(雷蕓，2008)。

水資源作為一種公共產(chǎn)品，具有非競(jìng)爭(zhēng)性和非排他性的普遍特征，同時(shí)水資源流動(dòng)性又很強(qiáng)，因此完全依靠市場(chǎng)來(lái)配置水資源勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致類似“公地悲劇”的嚴(yán)重后果。蘇明等(2008)認(rèn)為，環(huán)境保護(hù)具有公共性、外部性和階段性三大特征，中國(guó)現(xiàn)階段環(huán)境問題呈現(xiàn)的重要性和緊迫性迫切需要政府有效發(fā)揮公共財(cái)政在水環(huán)境保護(hù)中的作用，彌補(bǔ)水資源配置的市場(chǎng)失靈。財(cái)稅政策在治理水環(huán)境方面發(fā)揮著重要作用，但如何通過科學(xué)設(shè)計(jì)財(cái)稅政策來(lái)治理水環(huán)境顯得更為重要，其有效性尚存爭(zhēng)議(Bovenberg et al.,1994;司言武，2010；王金南 等，2006)?，F(xiàn)代政府普遍奉行財(cái)稅政策結(jié)合市場(chǎng)干預(yù)配置水資源(肖加元，2013；陳詩(shī)一，2011)，那么財(cái)稅政策對(duì)于水環(huán)境治理效果究竟如何？在不同的經(jīng)濟(jì)階段，財(cái)稅治理水環(huán)境政策效果是否不同？其政策效果還受哪些因素影響？本文將基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過面板門檻模型對(duì)上述問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)與分析。

國(guó)外關(guān)于環(huán)境治理政策效應(yīng)的實(shí)證研究始于20世紀(jì)90年代，Magat et al.(1990)研究了環(huán)境治理政策對(duì)美國(guó)和加拿大紙裝、紙制品企業(yè)的生物需氧量和固體懸浮物排放的影響，結(jié)果表明，環(huán)境治理政策能減少大概20%的排放量。 Laplante et al.(1996)進(jìn)一步驗(yàn)證了以上結(jié)論，其發(fā)現(xiàn)通過環(huán)境治理可以使污染排放量在原有基礎(chǔ)上減少28%以上。Hettige et al.(1998)利用巴西、中國(guó)、印度、美國(guó)等國(guó)家的企業(yè)工業(yè)污水排放數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果顯示，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制可以促使工業(yè)廢水排放量隨著收入的增加而減少。同時(shí)，國(guó)外還存在政府綠色采購(gòu)、排污費(fèi)的環(huán)境治理財(cái)政政策效應(yīng)等相關(guān)主題的研究。VAN Asselt et al.(2006)認(rèn)為，政府綠色采購(gòu)是對(duì)環(huán)境和生態(tài)負(fù)責(zé)任的采購(gòu)活動(dòng)，需要供應(yīng)商、環(huán)境問題專家和政府部門協(xié)作。政府綠色采購(gòu)不僅要考慮采購(gòu)產(chǎn)品的質(zhì)量和環(huán)境功能，而且還要考慮所購(gòu)產(chǎn)品在整個(gè)生命周期內(nèi)對(duì)環(huán)境的影響；Kathuria(2002)發(fā)現(xiàn)，政府嚴(yán)格的排污費(fèi)不僅不會(huì)影響企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，反而會(huì)提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。進(jìn)一步，Xepapadeas et al.(2007)利用1960—1995年23個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)在生產(chǎn)過程中引入二氧化碳這一環(huán)境要素后，傳統(tǒng)總要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)被高估，環(huán)境對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步均有貢獻(xiàn)，并且在統(tǒng)計(jì)上高度顯著，環(huán)境的產(chǎn)出份額高達(dá)14%。

相對(duì)于西方國(guó)家，國(guó)內(nèi)關(guān)于環(huán)境治理問題的財(cái)稅政策研究起步較晚，且集中于環(huán)境財(cái)稅政策方面(Suwina et al.,2015)。在中國(guó)分權(quán)管理的財(cái)政體制之下，地方政府公共支出結(jié)構(gòu)存在重基本建設(shè)輕人力資本投資和公共服務(wù)的扭曲，并且在經(jīng)濟(jì)性和非經(jīng)濟(jì)性公共物品兩者之間存在明顯差異(平新喬 等，2006；傅勇 等，2007)，這導(dǎo)致政府財(cái)政環(huán)境治理支出上存在投入不足問題。朱浩等(2014)利用DEA-Tobit模型研究了中國(guó)地方政府環(huán)境保護(hù)支出的效率，并著重考察了“經(jīng)濟(jì)分權(quán)、政治集權(quán)”的制度因素以及其他相關(guān)因素對(duì)環(huán)境保護(hù)支出效率的影響。其進(jìn)一步指出，中國(guó)各省份的環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出中普遍存在技術(shù)無(wú)效率現(xiàn)象，同時(shí)以GDP為核心的考核機(jī)制是導(dǎo)致效率差異的根源。在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)的背景下，上述研究都得出了較為一致的結(jié)論：分權(quán)框架下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政績(jī)考核壓力使得地方政府更傾向于供給見效較快的基礎(chǔ)設(shè)施等“顯性”公共品，而對(duì)社會(huì)福利性支出不感興趣，這進(jìn)一步惡化了地方政府之間的競(jìng)爭(zhēng)，最終導(dǎo)致環(huán)境公共支出力度不夠。這個(gè)結(jié)論在很多研究中都得到了驗(yàn)證，如：陳思霞等(2014)集中探討了征收環(huán)境稅是否具有改善環(huán)境質(zhì)量和提高社會(huì)福利的作用；劉曄等(2010)認(rèn)為，中國(guó)環(huán)境稅改革所涉及的行業(yè)和領(lǐng)域往往都屬于資源、能源、造紙、建筑等由國(guó)有企業(yè)壟斷的產(chǎn)業(yè)，對(duì)于這些行業(yè)，實(shí)施環(huán)境稅在改善環(huán)境質(zhì)量的同時(shí)也付出了很大的經(jīng)濟(jì)代價(jià)，因而無(wú)法實(shí)現(xiàn)“雙重紅利”。

相對(duì)于既有研究，本文的貢獻(xiàn)主要有：(1)現(xiàn)有研究大多針對(duì)中國(guó)的整體環(huán)境治理展開，而對(duì)于水環(huán)境治理效果的研究相對(duì)不足，相關(guān)的實(shí)證分析則更少；(2)為數(shù)不多的有關(guān)環(huán)境政策治理效果的實(shí)證研究，主要集中于財(cái)稅政策對(duì)環(huán)境治理的線性影響，而沒有考慮非線性的門檻效應(yīng)；(3)豐富了環(huán)境財(cái)政、政策效應(yīng)評(píng)估等相關(guān)文獻(xiàn)。基于此，本文從中國(guó)的現(xiàn)實(shí)出發(fā)，研究了中國(guó)水環(huán)境治理財(cái)政支出政策的門檻效應(yīng)，以期更加全面客觀地評(píng)價(jià)水環(huán)境政策的治理效果。

二、 模型設(shè)定與指標(biāo)選取

(一)面板門檻模型的設(shè)定

本文借鑒Hansen(1999)的面板門檻模型(panel threshold model)進(jìn)行實(shí)證分析，通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自動(dòng)識(shí)別來(lái)確定門檻值以內(nèi)生地劃分不同的財(cái)稅政策投入?yún)^(qū)間，進(jìn)而準(zhǔn)確分析財(cái)稅政策與水環(huán)境治理質(zhì)量之間的非線性關(guān)系。為避免因遺漏重要變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，模型中引入了不同的外生控制變量，最終建立的面板門檻模型如下：

(1)

式(1)中，Waterenvirit表示第i個(gè)省份第t年水環(huán)境治理質(zhì)量指標(biāo)；γn表示待估計(jì)的門檻值；Ficalit為第i個(gè)省份第t年財(cái)稅政策，本文分別考察了財(cái)政支出總政策與各分項(xiàng)財(cái)稅政策；Control是一系列外生控制變量，主要包括人均GDP、人口撫養(yǎng)比、固定資產(chǎn)投資在GDP中所占比重、農(nóng)村人口占比、進(jìn)出口總額占比和二三產(chǎn)業(yè)比重；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。此外，本文通過年份和地區(qū)固定效應(yīng)來(lái)分別控制不可觀測(cè)的隨時(shí)間變量及不隨時(shí)間變量的因素。為了消除個(gè)體固定效應(yīng)μi的影響，需要對(duì)式(1)進(jìn)行組內(nèi)平均，再以式(1)減去各組內(nèi)平均，得到：

(2)

(3)

滿足式(3)的觀測(cè)值便是門檻值，當(dāng)門檻值確定之后，其他參數(shù)值也就相應(yīng)確定。在得到參數(shù)估計(jì)之后需要進(jìn)行兩方面的檢驗(yàn)：一是門檻效應(yīng)是否顯著，二是門檻的估計(jì)值是否等于其真實(shí)值。第一個(gè)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)于門檻值的樣本數(shù)據(jù)是否真正存在會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的門檻因素，其原假設(shè)為：

H0∶α1=α2

(4)

而無(wú)法識(shí)別門檻值，則有：

H1∶α1≠α2

(5)

對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量構(gòu)建為：

(6)

其中，S0為在原假設(shè)H0下的殘差平方和。由于在原假設(shè)H0下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為非標(biāo)準(zhǔn)分布，因此Hansen(1999)建議采用“自抽樣法”(bootstrap)來(lái)得到其漸進(jìn)分布，進(jìn)而構(gòu)造出其P值。本文采用的正是這種方法。當(dāng)確定某一變量存在門檻效應(yīng)后，還需進(jìn)一步運(yùn)用似然比統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，確定其門檻值的置信區(qū)間。此時(shí)，零假設(shè)為：

(7)

相應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量為：

(8)

對(duì)于似然比統(tǒng)計(jì)量的非標(biāo)準(zhǔn)分布，采用和F統(tǒng)計(jì)量同樣的“自抽樣”法來(lái)構(gòu)造P值。

(二)變量說明與數(shù)據(jù)描述

本文主要基于2003—2013年中國(guó)30個(gè)省份(未包括港澳臺(tái)和西藏自治區(qū))的省際面板數(shù)據(jù)展開分析，原始數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體指標(biāo)包括分省水環(huán)境治理質(zhì)量、財(cái)稅政策數(shù)據(jù)和其他宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，其中個(gè)別指標(biāo)在特定年份存在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失。為了對(duì)計(jì)量方程參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)一步對(duì)指標(biāo)選取說明如下。

(1)水環(huán)境治理質(zhì)量。本文從兩個(gè)方面采用多指標(biāo)來(lái)度量水環(huán)境治理質(zhì)量。首先，通過最終水環(huán)境質(zhì)量來(lái)考察政策治理效果，具體而言分別采用廢水排放中化學(xué)需氧量(鄭青 等，2009；李名升 等，2011；焦珂?zhèn)?等，2015)、氨氮排放量(婁保鋒 等，2011；李茜 等，2015)對(duì)水質(zhì)進(jìn)行度量。前者是以化學(xué)方法測(cè)量水樣中需要被氧化的還原性物質(zhì)的量，它是一個(gè)重要的而且能較快測(cè)定的有機(jī)物污染參數(shù)；廢水中的氨氮排放量將使水生生物代謝減少或停滯，損害包括鰓在內(nèi)的一些重要器官，抑制其生長(zhǎng)發(fā)育，甚至造成死亡。因此，使用上述兩種指標(biāo)能夠較好地度量水質(zhì)，同時(shí)，通過廢水排放總量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以剔除地區(qū)生產(chǎn)和生活廢水排放規(guī)模的影響。

與此同時(shí)，考慮到一個(gè)地區(qū)的水環(huán)境污染主要來(lái)自生活污水和工業(yè)污水，而且較集中在城市地區(qū)，我們進(jìn)一步采用城市污水處理狀況(易賽莉 等，2007)、工業(yè)廢水排放狀況來(lái)度量水環(huán)境治理質(zhì)量。其中，城市污水處理率(Wscll)反映了地區(qū)水環(huán)境的綜合治理狀況，而通過地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值標(biāo)準(zhǔn)化的工業(yè)廢水排放(Fspf_GDP)則在一定程度上刻畫了地區(qū)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總的水環(huán)境保護(hù)效率。這兩個(gè)指標(biāo)能夠較好地從水環(huán)境直接治理產(chǎn)出上度量水環(huán)境治理效果(唐志鵬 等，2008；陸銘 等，2014)。

(2)財(cái)政支出政策。在我國(guó)有關(guān)治理環(huán)境污染的財(cái)政支出政策中，存在多個(gè)專門針對(duì)保護(hù)水資源的具體政策，本文側(cè)重于從省際宏觀水環(huán)境治理支出角度進(jìn)行分析。首先，考察政府總財(cái)政支出政策在環(huán)境治理中的效應(yīng)，我們一般性地采用地區(qū)人均財(cái)政支出指標(biāo)來(lái)度量財(cái)政支出政策總規(guī)模。其次，進(jìn)一步分析分項(xiàng)水環(huán)境治理財(cái)政支出項(xiàng)目的影響。考慮到分項(xiàng)財(cái)政支出統(tǒng)計(jì)口徑在2007年前后發(fā)生了巨大變動(dòng)，這里主要通過工業(yè)廢水治理投資、環(huán)境污染治理投資，以及政府排污收費(fèi)*嚴(yán)格來(lái)說，政府排污費(fèi)收入可以被視為政府對(duì)特定污染企業(yè)的一項(xiàng)負(fù)的財(cái)政環(huán)境規(guī)制支出。等來(lái)具體度量政策干預(yù)狀況。其中，環(huán)境污染治理投資指標(biāo)通過地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行了處理，以剔除經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響；工業(yè)廢水治理投資和政府排污費(fèi)收入則分別采用人均量來(lái)消除省份人口規(guī)模的影響。

(3)門檻效應(yīng)變量。我們將地區(qū)人均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量，來(lái)分析不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段下政府財(cái)稅政策對(duì)水環(huán)境治理效果的不同影響。大量有關(guān)環(huán)境與發(fā)展關(guān)系的國(guó)別研究都表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平前后，一國(guó)政策對(duì)于環(huán)境治理狀況具有顯著差異；實(shí)際上，這一狀況在中國(guó)地方政府“晉升錦標(biāo)賽”的模式下更加嚴(yán)重(沈琳 等，2009；肖加元，2013)。與此同時(shí)，中國(guó)不同區(qū)域中財(cái)政資金投入和治理能力也存在較大差異，而這種政策治理能力的差異大致與地區(qū)發(fā)展水平正相關(guān)。比如，相對(duì)于中部地區(qū)，東部沿海地區(qū)的政府行政能力更強(qiáng)且效率更高；中部地區(qū)則又要強(qiáng)于西部地區(qū)。因此，從這方面來(lái)講，政策資金使用效率上也將在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上存在門檻效應(yīng)(孫才志 等，2014)。

基于此，本文將著重考察財(cái)政稅收政策水環(huán)境治理中在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上所存在的門檻效應(yīng)。具體而言，采用地區(qū)人均GDP作為門檻效應(yīng)變量。

(4)其他控制變量。由于省區(qū)經(jīng)濟(jì)特征也會(huì)影響地區(qū)水環(huán)境治理質(zhì)量，因此在分析中同樣需要考慮這些指標(biāo)。具體而言，本文在實(shí)證分析中同時(shí)控制了常規(guī)的省際宏觀經(jīng)濟(jì)變量(盧盛峰 等，2015)，包括：二三產(chǎn)業(yè)比重、人口撫養(yǎng)比、固定資產(chǎn)投資占比、農(nóng)村人口占比、進(jìn)出口總額占比等。選取這些指標(biāo)作為控制變量，有利于剔除中國(guó)省際之間各種主要經(jīng)濟(jì)因素對(duì)地區(qū)水環(huán)境治理質(zhì)量的影響。

此外，相關(guān)絕對(duì)金額類指標(biāo)均采用分省份基期的物價(jià)指數(shù)進(jìn)行了消脹處理，保證指標(biāo)在不同年份和區(qū)域間可比性。主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

表1 變量統(tǒng)計(jì)性描述

三、 實(shí)證結(jié)果分析

(一)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)Hansen(1999)的思路，本研究首先對(duì)門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定不同回歸方程中的門檻個(gè)數(shù)。在本文中共有6個(gè)回歸方程，表2的回歸結(jié)果顯示，除方程(2)的三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)在10%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，其余五個(gè)均沒有足夠理由拒絕原假設(shè)，表明只有一個(gè)方程存在三重門檻效應(yīng)；除方程(4)的單一門檻效應(yīng)檢驗(yàn)不拒絕原假設(shè)，其他五個(gè)方程至少在10%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，表明存在門檻效應(yīng)，其中方程(1)和(3)在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，門檻效應(yīng)較為明顯；在雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)中方程(6)不拒絕原假設(shè)，剩下五個(gè)方程都在10%以上的顯著水平上拒絕原假設(shè)，其中方程(4)在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，雙重門檻效應(yīng)非常顯著。

表2 門檻估計(jì)值匯總

注：自舉(Bootstrap)抽樣次數(shù)設(shè)定為500次；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

① 在這6個(gè)方程中，方程(1)的因變量為廢水排放中化學(xué)需氧量比，核心解釋變量為人均工業(yè)廢水治理投資；方程(2)的被解釋變量為廢水排放中氨氮排放量占比，核心解釋變量為人均工業(yè)廢水治理投資；方程(3)和(4)的解釋變量換成人均財(cái)政支出，被解釋變量則分別與方程(1)、(2)保持一致；考慮到樣本的穩(wěn)健性，在方程(5)和(6)中，被解釋變量則換成城市污水處理率，解釋變量則在方程(5)中為人均工業(yè)廢水治理投資，在方程(6)中則為人均排污費(fèi)。

同時(shí)，本文也匯報(bào)了在不同模型設(shè)定下效應(yīng)的直觀結(jié)果。通過似然比函數(shù)圖可以較為清晰地看出門檻值的估計(jì)與置信區(qū)間的構(gòu)造過程，圖1至圖6*圖中實(shí)線為隨著γ變動(dòng)的必然率走勢(shì)，虛線為根據(jù)Hansen計(jì)算的95%的置信水平下的漸近臨界值。的結(jié)果表明，無(wú)論如何設(shè)定水環(huán)境治理質(zhì)量、財(cái)政稅收治理政策指標(biāo)，影響效應(yīng)中的門檻效應(yīng)均顯著存在。由圖可以看出，在單一門檻值搜索中，方程(1)—(6)的門檻參數(shù)估計(jì)值分別為2.795、2.867、2.880、2.503、0.869和0.869。而在一些方程中更是存在雙重門檻效應(yīng)，甚至是三重門檻效應(yīng)。這些門檻值的識(shí)別為后續(xù)的計(jì)量參數(shù)估計(jì)提供了基礎(chǔ)。

圖1 人均工業(yè)廢水治理與廢水化學(xué)需氧量比

圖2 人均工業(yè)廢水治理與廢水氨氮排放比

圖3 人均財(cái)政支出與廢水化學(xué)需氧量比

圖4 人均財(cái)政支出與廢水氨氮排放比

圖5 人均工業(yè)廢水治理與城市污水處理率

圖6 人均排污費(fèi)與城市污水處理率

(二)門檻模型估計(jì)

本部分將在門檻值測(cè)度基礎(chǔ)上，分別選取廢水排放中化學(xué)需氧量占比和廢水排放中氨氮排放量占比作為水環(huán)境治理質(zhì)量度量指標(biāo)，對(duì)政府財(cái)稅水環(huán)境治理政策的影響效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。污水排放中化學(xué)需氧量和氨氮排放量占比越大，說明該廢水中受有機(jī)物的污染越嚴(yán)重，水治理產(chǎn)出效果越差，即表示水環(huán)境治理質(zhì)量效果越差。我們同時(shí)采用固定效應(yīng)模型(FE)對(duì)上述方程進(jìn)行回歸分析，同時(shí)為保證估計(jì)結(jié)果的有效性和可靠性，進(jìn)一步將使用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤下的固定效應(yīng)模型(FE_robust)對(duì)參數(shù)估計(jì)有效性進(jìn)行對(duì)比分析。

方程(1)在單一門檻效應(yīng)檢驗(yàn)下顯著，因此初步判定具有門檻效應(yīng)；在確定單一門檻的基礎(chǔ)之上繼續(xù)搜索雙重門檻值，雙重門門檻效應(yīng)在10%的水平下顯著，但是三門檻效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，因此接受原假設(shè)即存在兩個(gè)門檻值，進(jìn)而我們主要對(duì)雙重門檻模型進(jìn)行分析。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，被解釋變量為廢水排放中化學(xué)需氧量占比，以人均GDP為門檻變量，廢水治理投資的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，和本文預(yù)期一致，同時(shí)門檻值將各省份的廢水治理投資劃分為三個(gè)層次，在不同的層次廢水治理投資對(duì)水環(huán)境治理質(zhì)量顯著不同：當(dāng)人均GDP小于門檻值2.152萬(wàn)元時(shí)，廢水治理投資每增加1元廢水排放中化學(xué)需氧量會(huì)減少0.017個(gè)單位；當(dāng)人均GDP位于2.152～2.795萬(wàn)元之間，廢水治理投資的治理質(zhì)量會(huì)顯著提高，由0.017提高到0.037；當(dāng)人均GDP躍過2.795這一門檻值時(shí)，廢水治理投資的估計(jì)系數(shù)變?yōu)檎?，而且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明廢水治理投資的增加反而會(huì)抑制水環(huán)境的治理，但是這種效果并不明顯，與單一門檻模型中的區(qū)間分布結(jié)果是相似的。同時(shí)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)和固定效應(yīng)中的基本結(jié)論是一致的，進(jìn)一步確定了分析的可靠性。由此可以發(fā)現(xiàn)，在達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻值之前，政府廢水治理政策有效地改善了水環(huán)境質(zhì)量，而在越過門檻值之后反而不利于水環(huán)境質(zhì)量的改善。這意味著在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較差地區(qū)，政府廢水治理投資政策有效地發(fā)揮了改進(jìn)水環(huán)境質(zhì)量的作用；而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高的地區(qū)，政策效應(yīng)并不明顯。這一方面可以解釋為不同區(qū)域間水環(huán)境的污染類型和層次上存在著較大差異。即便在相同的廢水化學(xué)需氧量、氨氮排放量占比下，中西部省份的污染更多地可能以更易治理的簡(jiǎn)單生活垃圾水污染為主，而由于工業(yè)發(fā)達(dá)、生產(chǎn)中的深加工程序和增值部分占比大，發(fā)達(dá)省份中的水環(huán)境污染深度更甚，而這必然將帶來(lái)更高昂的治理成本。此外，另一種可能更為重要的根源在于，在中國(guó)式地方政府財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)中，沿海發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)相比中西部地區(qū)更為激烈，由于內(nèi)在制度激烈，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地方政府更加關(guān)注于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，而忽略了環(huán)境指標(biāo)在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的重要性。

在方程(2)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)中通過了三門檻的檢驗(yàn)，因此判斷對(duì)于廢水排放中氨氮排放量主要使用三門檻模型進(jìn)行分析。具體來(lái)看，三個(gè)門檻值0.906、2.879和3.478將人均GDP劃分為四組：在第一組中，人均GDP小于3.478，廢水治理投資的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)；第二組中，當(dāng)GDP位于3.478～2.879時(shí)，廢水治理每增加1個(gè)單位，廢水排放中的氨氮排放量減少0.00178個(gè)單位；在第三組中，廢水治理投資的估計(jì)系數(shù)更為顯著，但是變成了正值，會(huì)抑制水環(huán)境治理；在第四組中，解釋變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)。分析結(jié)論同樣表明，在達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻值之前，政府廢水治理政策有效地改善了水環(huán)境質(zhì)量；而在越過門檻值之后反而不利于水環(huán)境質(zhì)量的改善。具體原因分析這里不再贅述。同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)，估計(jì)系數(shù)并不大，這也反映了中國(guó)當(dāng)前水環(huán)境整體氨氮排放量基數(shù)不大。我們更關(guān)注的是在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明廢水治理投資對(duì)于水環(huán)境的治理有一定的不確定性，因?yàn)榈胤秸嬖诮?jīng)濟(jì)發(fā)展和可持續(xù)環(huán)境保護(hù)的雙重壓力，另外由于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期周期性波動(dòng)和地方官員的離職任期等因素，目前的廢水治理投資主要從財(cái)政支出中劃分出一部分，二者存在一定的競(jìng)爭(zhēng)性矛盾。

在其他控制變量方面，人口撫養(yǎng)比、固定資產(chǎn)投資在GDP中的占比、農(nóng)村人口占比和進(jìn)出口總額在回歸分析中都不顯著，表明這些因素對(duì)于一個(gè)地區(qū)水環(huán)境治理質(zhì)量的影響相關(guān)性很小。與此相反的是，地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)在兩個(gè)方程的回歸分析中都顯著，而且估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，這也說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)于地區(qū)環(huán)境質(zhì)量具有重要影響，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量越高。按照一般的認(rèn)識(shí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，其第三產(chǎn)業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度越大，第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)于第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的污水相對(duì)更少(封志明 等，2014)。目前,我國(guó)的人均GDP水平雖然明顯超過了上述門檻值，但總體而言我國(guó)的水環(huán)境治理政策效果不佳，促進(jìn)水環(huán)境治理的財(cái)稅政策整體上效率偏低，遠(yuǎn)未實(shí)現(xiàn)政策的預(yù)期效果。

表3 門檻模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為T檢驗(yàn)值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)進(jìn)一步拓展研究

為了對(duì)上述研究進(jìn)行拓展分析，進(jìn)一步通過其他指標(biāo)度量方法重新估計(jì)方程。表4中的模型(3)和(4)分別檢驗(yàn)了地區(qū)人均財(cái)政支出對(duì)水環(huán)境治理質(zhì)量的影響；表5中模型(5)和(6)使用城市污水處理率度量水環(huán)境治理質(zhì)量，在控制其他因素基礎(chǔ)上分析了政府廢水治理投資、政府排污收費(fèi)政策的影響效應(yīng)。

模型(3)通過了雙門檻模型效應(yīng)檢驗(yàn)，沒有理由拒絕三門檻檢驗(yàn)，因此本文利用雙門檻模型進(jìn)行分析。門檻值將人均GDP分為3組，在3組固定效應(yīng)模型中，財(cái)政支出規(guī)模均通過了顯著性檢驗(yàn)，但是其估計(jì)系數(shù)為正，與我們經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論相違背?？赡艿脑蚴?，在當(dāng)前以GDP經(jīng)濟(jì)目標(biāo)為導(dǎo)向的中國(guó)官員考核機(jī)制之下，地方政府的財(cái)政支出更多用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，而環(huán)境治理等公共服務(wù)支出沒有得到應(yīng)有的重視。與上述分析結(jié)果相一致，人口撫養(yǎng)比、固定資產(chǎn)投資在GDP中的占比、農(nóng)村人口占比和進(jìn)出口總額在回歸分析中都不顯著，映證了這些因素對(duì)于水環(huán)境治理質(zhì)量影響很小的結(jié)論。但值得注意的是，與門檻估計(jì)結(jié)論一致，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，也就是說，第二三產(chǎn)業(yè)每增加1%，廢水排放化學(xué)需氧量占比會(huì)減少0.059%，這再次證明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于水環(huán)境治理的重要性。地區(qū)水環(huán)境污染主要來(lái)自于生產(chǎn)單位而非家庭單位，更優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一方面可以大大減少污水的排放，另一方面更有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而用于水環(huán)境治理的資金也更充裕。

在模型(4)中，被解釋變量為廢水排放中氨氮排放量占比，在門檻效應(yīng)檢驗(yàn)中通過了雙重門檻檢驗(yàn)，同樣利用雙重門檻進(jìn)行分析。與門檻模型估計(jì)中結(jié)果相似，財(cái)政支出總體規(guī)模在第二組中(2.879

表4 人均財(cái)政支出與水環(huán)境質(zhì)量

注：括號(hào)內(nèi)為T檢驗(yàn)值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表5中利用城市污水處理率分析解釋變量發(fā)現(xiàn)，與廢水排放化學(xué)需氧量、氨氮排放量不同，污水處理率與水環(huán)境治理質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系。方程(5)中廢水治理投資為解釋變量，在雙重門檻效應(yīng)下分為三組：人均GDP小于0.885時(shí)，廢水治理投資估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，廢水治理投資每增加1單位會(huì)使污水處理率減少1.158個(gè)單位，效果很顯著。第二組效果類似，我們更關(guān)注的是當(dāng)人均GDP大于3.282時(shí)，廢水治理投資的估計(jì)系數(shù)為0.225，對(duì)于水環(huán)境治理質(zhì)量提高具有促進(jìn)作用。在方程(6)中解釋變量為排污費(fèi)，排污費(fèi)對(duì)于城市污水處理率的影響與方程(5)完全一致。在方程通過的單一門檻模型中，排污費(fèi)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說明在人均GDP小于0.869時(shí)政府排污收費(fèi)政策并未有效提高水環(huán)境治理；而經(jīng)濟(jì)狀況超過一定門檻之后，政策在提高城市污水處理率上具有正向激勵(lì)作用。這一結(jié)論實(shí)際是對(duì)前文分析的有益補(bǔ)充，它表明在一般性簡(jiǎn)單污水處理上，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過一定門檻值之后，政策干預(yù)效果更加有效，同時(shí)也說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平依然是影響水環(huán)境治理的決定性因素。

與上述結(jié)論相反，人口撫養(yǎng)比、固定資產(chǎn)投資在GDP中的占比、農(nóng)村人口占比和進(jìn)出口總額這幾個(gè)因素在回歸分析中與污水處理率都顯著相關(guān)，對(duì)改善水環(huán)境質(zhì)量都具有促進(jìn)作用?？赡艿脑蛟谟?，城市污水處理需要依靠城市較大規(guī)模的環(huán)保基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行，因而使得水環(huán)境治理對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的依賴度較高。上述分析結(jié)果還顯示，環(huán)境污染投資在模型中仍舊不顯著，這說明地方政府對(duì)水環(huán)境治理的重視程度還不夠。

表5 財(cái)政支出政策與污水治理

注：括號(hào)內(nèi)為T檢驗(yàn)值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

四、結(jié)論與政策性建議

本文基于中國(guó)2003—2013年的省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建面板門檻模型對(duì)財(cái)政政策與水環(huán)境治理質(zhì)量的影響效應(yīng)及傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，政府財(cái)政治理政策對(duì)于水環(huán)境治理質(zhì)量的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，但是在不同的層次作用具有不確定性。在雙門檻模型中，當(dāng)人均GDP躍過第二個(gè)門檻值時(shí)，廢水治理投資的系數(shù)方向發(fā)生了變化，但是效果并不明顯。地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同,水環(huán)境治理政策的效果也不盡相同。在經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，政府廢水治理投資政策有效地發(fā)揮了改進(jìn)水環(huán)境質(zhì)量的作用；而在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，政策效果不明顯。

第二，基于化學(xué)需氧量、氨氮比重等水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)分析，人均GDP越過門檻值后的政策治理效果呈現(xiàn)出不升反降趨勢(shì)，即地方人均GDP越高，水環(huán)境治理政策效果反而越差。城市地區(qū)更多地集中了居民以及工業(yè)部門，因而人口密度和水污染密度相對(duì)更高，而在農(nóng)村地區(qū)污染相對(duì)更小且程度更低，治理相對(duì)更加容易；工業(yè)部門污水更多地含有化學(xué)物質(zhì)等難以處理的組成部分，而生活污水則在處理難度和政策實(shí)施上更容易。

第三，在污水處理率等產(chǎn)出指標(biāo)中，人均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在越過門檻值后的財(cái)政治理效率顯著提高，這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平依然是影響基礎(chǔ)水環(huán)境治理的決定性因素。

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策性建議：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)水環(huán)境治理效果具有決定性意義，同時(shí)水環(huán)境財(cái)政支出政策的治理效應(yīng)同樣受經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的制約。(2)在制定水環(huán)境治理財(cái)政政策時(shí)，需同時(shí)考慮處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段地區(qū)的水環(huán)境特征。因?yàn)閰^(qū)域間水污染深度上存在差異，農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)生活污水的治理重點(diǎn)在于加強(qiáng)污染治理力度，而城鎮(zhèn)工業(yè)污水的治理除需加大水污染防治投入力度外，還應(yīng)重視工業(yè)污水治理工藝和技術(shù)水平的提高。

本研究的價(jià)值在于利用面板門檻模型探索了政府財(cái)政支出政策與水環(huán)境治理質(zhì)量的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國(guó)的環(huán)境財(cái)政支出政策存在明顯的門檻效應(yīng)，研究結(jié)論為政府科學(xué)地根據(jù)水環(huán)境污染的不同類型以及地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，來(lái)制定及完善財(cái)政治理政策提供了重要的啟發(fā)。但本研究沒有針對(duì)環(huán)境稅的激勵(lì)作用展開進(jìn)一步探索，需要在后續(xù)研究中不斷加以完善。

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