張 華

一、引 言

回顧改革開放四十余年的進(jìn)程，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式過于粗放，集中體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)是以嚴(yán)重的環(huán)境污染為代價(jià)的，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和環(huán)境質(zhì)量的“剪刀差”持續(xù)拉大，特別是近年來以霧霾天氣頻發(fā)為代表的大氣污染問題引起了廣泛關(guān)注(邵帥等，2019)?！吨袊?guó)生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》顯示，2018 年，全國(guó)338 個(gè)城市中，有217 個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標(biāo)，占64.2%；有121 個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)，僅占35.8%。其中，以PM2.5為首要污染物的天數(shù)占重度及以上污染天數(shù)的60%；同時(shí)，PM2.5年平均濃度為39ug/m3，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過世界衛(wèi)生組織《空氣質(zhì)量準(zhǔn)則值》規(guī)定的10ug/m3標(biāo)準(zhǔn)。嚴(yán)重的霧霾污染不僅損害經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，更損害個(gè)體生理健康和降低勞動(dòng)生產(chǎn)率，成為生態(tài)文明建設(shè)的“攔路虎”。在此背景下，加強(qiáng)霧霾污染的有效治理迫在眉睫，這不僅是打贏污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)的重要戰(zhàn)役之一，也事關(guān)新時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的成功轉(zhuǎn)型以及人民美好生活需要的有效滿足。

本質(zhì)上，霧霾污染治理是公共品供給的問題。供給方是政府，需求方是居民，即政府提供符合居民要求的“環(huán)境質(zhì)量”這一公共品。由于世界上大多數(shù)國(guó)家的政府層級(jí)是二級(jí)制以上的多級(jí)政府體系，因此由哪一級(jí)政府提供公共品則涉及分權(quán)與集權(quán)的問題。經(jīng)典分權(quán)理論認(rèn)為，地方政府一般具備更強(qiáng)的信息優(yōu)勢(shì)和供給效率，并且受到轄區(qū)內(nèi)居民“用足投票”機(jī)制的約束，因此分權(quán)狀態(tài)下的地方政府能夠更好地提供公共品(Oates，1972)，從而促進(jìn)本轄區(qū)環(huán)境質(zhì)量的提升。特別是，只要居民公共品的需求存在轄區(qū)間差異，那么由地方政府而不是中央政府供給就更能滿足轄區(qū)間居民的異質(zhì)性偏好(Tiebout，1956)。與此相反，一些支持集權(quán)觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為公共品應(yīng)由中央政府供給。其理由有三：一是經(jīng)典分權(quán)理論的假設(shè)過于嚴(yán)格，居民能夠完全自由流動(dòng)并發(fā)揮“用足投票”的約束力并不一定成立；二是現(xiàn)實(shí)中地方政府是具有追求自身利益最大化的“經(jīng)濟(jì)人”，并不一定以轄區(qū)居民福利最大化為目標(biāo)，比如“利維坦假說”認(rèn)為地方政府追求的是稅收收入(Millimet，2013)；三是公共品存在外溢效應(yīng)，不可避免的“搭便車”行為決定了由地方政府供給并不會(huì)達(dá)到社會(huì)最優(yōu)。由上可見，針對(duì)“分權(quán)如何影響環(huán)境等公共品”這一問題，理論上存在爭(zhēng)議，這促使研究者將目光轉(zhuǎn)向?qū)嵶C研究。

實(shí)證上，科學(xué)回答分權(quán)的環(huán)境效應(yīng)面臨的最大挑戰(zhàn)在于如何較好地處理分權(quán)指標(biāo)的內(nèi)生性問題。針對(duì)中國(guó)的研究，既有文獻(xiàn)立足財(cái)政體制的角度，普遍使用地方政府(縣級(jí)、市級(jí)、省級(jí))的財(cái)政支出(收入)占中央政府財(cái)政支出(收入)的比重構(gòu)造支出(收入)分權(quán)指標(biāo)，不可避免導(dǎo)致內(nèi)生性問題。這是因?yàn)?，?cái)政收支的分權(quán)指標(biāo)無法準(zhǔn)確提供地方政府財(cái)政自主權(quán)的信息，更多反映的是經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)上的分權(quán)結(jié)果，而非真正意義上的制度分權(quán)(陳思霞和盧盛峰，2014；余靖雯等，2017)?；谏鲜鰡栴}，本文將省直管縣財(cái)政體制改革作為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用這項(xiàng)重要的政府層級(jí)間縱向財(cái)政關(guān)系改革所帶來的外生沖擊，識(shí)別財(cái)政分權(quán)改革影響霧霾污染的因果效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)，相比于未改革縣，實(shí)施省直管縣改革的試點(diǎn)縣PM2.5地表濃度相對(duì)于樣本均值降低了約0.28 個(gè)百分點(diǎn)，即省直管縣改革顯著抑制了霧霾污染，并且這一效應(yīng)具有持續(xù)性。

相比于以往文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，據(jù)可得的文獻(xiàn)，本文是首篇從霧霾污染的視角為省直管縣改革的政策效應(yīng)評(píng)估提供了環(huán)境方面證據(jù)的文獻(xiàn)。識(shí)別策略上，本文立足于雙重差分法的估計(jì)框架，借助于省直管縣改革在不同縣域改革時(shí)間上的變異，通過比較先改革的縣與后改革的縣、未改革的縣之間霧霾污染的差異，得到“差分中差分”的結(jié)果。既有的關(guān)于分權(quán)的污染效應(yīng)文獻(xiàn)中，絕大多數(shù)(He，2015；李根生和韓民春，2015；李香菊和劉浩，2016；黃壽峰，2017)直接使用地方政府與中央政府的財(cái)政指標(biāo)構(gòu)造分權(quán)指標(biāo)，而這種方式容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題。第二，關(guān)注并處理了省直管縣改革試點(diǎn)縣非隨機(jī)選擇而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。本文以縣到所屬地級(jí)市距離的對(duì)數(shù)與該省份是否實(shí)施省直管縣改革的交叉項(xiàng)作為工具變量。其背后邏輯在于，某一縣域與其隸屬地級(jí)市的地理距離越近，市場(chǎng)越加一體化和不可分割，因此越不可能采取省直管縣改革；與之相反，與隸屬地級(jí)市的地理距離越遠(yuǎn)的縣，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展受地級(jí)市的影響越小，遭受地級(jí)市政府的阻力也越小，從而被挑選為改革試點(diǎn)縣的概率越大。同時(shí)，本文遵循Li 等(2016)的思路，控制了一系列改革選擇標(biāo)準(zhǔn)的變量，以削弱非隨機(jī)選擇處理組的威脅。第三，拓展了霧霾污染和省直管縣改革的相關(guān)研究。一方面，現(xiàn)有關(guān)于霧霾污染的文獻(xiàn)(邵帥等，2016；陳詩一和陳登科，2018；邵帥等，2019)大多數(shù)聚焦于省份和城市層面，本文則將研究樣本擴(kuò)展到縣域?qū)用?，有利于從更加豐富的樣本中探討分權(quán)的環(huán)境效應(yīng)。另一方面，現(xiàn)有評(píng)估省直管縣改革效應(yīng)的文獻(xiàn)主要集中于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(才國(guó)偉等，2011；鄭新業(yè)等，2011；劉沖等，2014；Li 等，2016；Liu 和Alm，2016；Ma 和Mao，2018)、財(cái)政和稅收收入(Jia 等，2018；寧靜和趙旭杰，2019)、財(cái)政支出與支出偏向(陳思霞和盧盛峰，2014；賈俊雪和寧靜，2015；盧洪友等，2017；Yan，2018)、教育等公共品供給(王小龍和方金金，2014；譚之博等，2015；余靖雯等，2017)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(王立勇和高玉胭，2018)等方面，而缺乏關(guān)注省直管縣改革的環(huán)境效應(yīng)，尤其是缺乏關(guān)注改革對(duì)霧霾污染的影響，本文則填補(bǔ)了這一缺憾。

二、政策背景、理論框架與文獻(xiàn)綜述

（一）政策背景

改革開放后，中國(guó)大部分地區(qū)采取“中央—省—市—縣—鎮(zhèn)”五級(jí)政府管理體制。在治理模式上，不同層級(jí)政府之間實(shí)行的是以任務(wù)層層下達(dá)和指標(biāo)逐級(jí)分解為特征的行政發(fā)包制，即中央政府將社會(huì)及經(jīng)濟(jì)建設(shè)權(quán)責(zé)發(fā)包給省級(jí)政府，省級(jí)政府又逐級(jí)向下發(fā)包，最終落到縣級(jí)政府。在此背景下，縣級(jí)政府幾乎承擔(dān)著省級(jí)政府所有的功能和職責(zé)。與這些眾多職責(zé)不匹配的是縣級(jí)政府沒有財(cái)政自主權(quán)。分稅制改革明確界定了中央和地方的財(cái)政收支范圍，并賦予省級(jí)政府對(duì)轄區(qū)內(nèi)地方政府財(cái)政收支劃分的自主權(quán)限；同時(shí)，省級(jí)政府復(fù)制了中央政府的做法，對(duì)“省—市”間財(cái)政收支劃分做出規(guī)定，并賦予市級(jí)政府制定“市—縣”間財(cái)政分配政策的權(quán)力；縣級(jí)政府則服從市級(jí)政府安排，對(duì)財(cái)政分配無自主權(quán)(李廣眾和賈凡勝，2019)。

實(shí)際上，五級(jí)政府管理模式和行政發(fā)包制是以“市管縣”體制為支撐，即縣要接受市的領(lǐng)導(dǎo)。然而，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和政府職能的轉(zhuǎn)變，“市管縣”體制的弊端日益凸顯，具體表現(xiàn)在市在財(cái)稅分成、轉(zhuǎn)移支付、項(xiàng)目投資等方面優(yōu)先考慮市區(qū)的發(fā)展，導(dǎo)致“市壓縣、市刮縣、市吃縣、市卡縣”的現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重(譚之博等，2015)。市成為縣的“抽水機(jī)”和“吸血蟲”，“市管縣”體制引發(fā)的“財(cái)政漏斗”“權(quán)利漏斗”和“效率漏斗”等效應(yīng)嚴(yán)重?cái)D占了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展(陳思霞和盧盛峰，2014)。

在這種現(xiàn)實(shí)背景下，一些省份開始推行以簡(jiǎn)化財(cái)政層級(jí)為核心的省直管縣財(cái)政體制改革。所謂省直管縣是指省、市、縣財(cái)政關(guān)系由“省—市—縣”三級(jí)模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤笆　?、省—縣”二級(jí)模式?？h財(cái)政在收支劃分、轉(zhuǎn)移支付、資金往來、預(yù)決算、年終結(jié)算等十個(gè)方面與省財(cái)政直接聯(lián)系(劉沖等，2014)，不需再經(jīng)過市，從而避免市的截留行為。這一改革于2003 年在福建實(shí)驗(yàn)，2004 年在安徽、河南、湖北試點(diǎn)，2005 年推廣到河北、吉林、江西(蔡嘉瑤和張建華，2018)，2007 年和2009 年進(jìn)入改革的高潮期。結(jié)合地域?qū)嶋H情況，縣域之間在實(shí)施省直管縣改革的時(shí)間上各有差異，這為本文構(gòu)造“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”并使用雙重差分法來識(shí)別省直管縣改革對(duì)霧霾污染的“凈效應(yīng)”創(chuàng)造了條件。

（二）理論框架

省直管縣改革本質(zhì)上是多級(jí)政府框架下競(jìng)爭(zhēng)與協(xié)調(diào)機(jī)制的權(quán)衡問題。這一問題不僅涉及地方政府的活力激發(fā)，也關(guān)系到上下級(jí)政府、同級(jí)政府之間的政策協(xié)同，是一種典型的縱向政府組織結(jié)構(gòu)的合理配置問題。就政府組織結(jié)構(gòu)而言，與蘇聯(lián)“U 型”結(jié)構(gòu)的集權(quán)管理體制不同，中國(guó)政府的組織結(jié)構(gòu)更加接近于一個(gè)分權(quán)管理的“M 型”結(jié)構(gòu)(Qian 和Xu，1993)。在這種“M 型”組織結(jié)構(gòu)下，地方政府同時(shí)受到財(cái)政分權(quán)和政治集權(quán)的雙重激勵(lì)。前者以Qian 和Roland(1998)的“中國(guó)特色財(cái)政聯(lián)邦主義”(Federalism，Chinese Style)為代表，強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)分權(quán)在激勵(lì)地方政府維護(hù)市場(chǎng)、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的重要作用；后者則以周黎安(2007)的“晉升錦標(biāo)賽”模式為代表，認(rèn)為基于經(jīng)濟(jì)績(jī)效的地方官員考核制度是中國(guó)地方政府內(nèi)部激勵(lì)的基本和長(zhǎng)期源泉。兩者相互交融，共同解釋了中國(guó)改革開放以來獲得巨大經(jīng)濟(jì)成就的制度之謎。

毋庸置疑，中國(guó)以“省—市—縣”為核心的縱向組織結(jié)構(gòu)輔以財(cái)政分權(quán)和政治集權(quán)的雙重激勵(lì)取得了巨大成功。然而，1994 年以“財(cái)權(quán)上移、支出責(zé)任下移”為特征的分稅制改革加大了地方政府的財(cái)政壓力，這對(duì)于處于“省—市—縣”最末端的縣級(jí)政府尤甚。由于市級(jí)政府截留、挪用中央和省級(jí)政府給予縣級(jí)政府財(cái)政補(bǔ)助的現(xiàn)象非常突出，導(dǎo)致縣級(jí)政府普遍陷入財(cái)政困境(賈俊雪和寧靜，2015)。在此背景下，省直管縣改革應(yīng)運(yùn)而生，對(duì)“省—市—縣”為核心的組織結(jié)構(gòu)帶來兩方面的變化：一是從縱向來看，減少市一級(jí)政府，從而減少管理層次；二是從橫向來看，縣級(jí)財(cái)政與市級(jí)財(cái)政的平級(jí)化管理導(dǎo)致轄區(qū)財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)主體數(shù)量增加，加劇了橫向財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)。同時(shí)，上述兩方面變化通過稅收自主權(quán)和上級(jí)轉(zhuǎn)移支付影響到縣級(jí)政府可支配財(cái)力。根據(jù)劉勇政等(2019)的觀點(diǎn)，提高稅收自主權(quán)是一種“授人以漁”的財(cái)政治理方式，不僅強(qiáng)化縣級(jí)政府的收入激勵(lì)，也有利于遏制道德風(fēng)險(xiǎn)和成本轉(zhuǎn)嫁行為，從而有效提升縣級(jí)政府可支配財(cái)力；相比之下，增加轉(zhuǎn)移支付規(guī)模則是一種“授人以魚”的財(cái)政治理方式，導(dǎo)致公共池和預(yù)算軟約束等道德風(fēng)險(xiǎn)問題，削弱縣級(jí)政府可支配財(cái)力。進(jìn)一步，省直管縣改革帶來的縣級(jí)政府可支配財(cái)力的變化又通過直接和間接兩種方式影響霧霾污染。

一方面，省直管縣改革通過環(huán)境保護(hù)支出直接影響霧霾污染。縣級(jí)政府是地方霧霾污染治理的第一責(zé)任人，而環(huán)境保護(hù)、污染治理等支出又直接來源于縣級(jí)政府的財(cái)政。因此，縣級(jí)政府的財(cái)政實(shí)力決定了該地區(qū)環(huán)境保護(hù)支出的力度。省直管縣改革的政策初衷是，通過減少政府層級(jí)，從根本上向縣級(jí)政府放權(quán)，提高縣級(jí)政府財(cái)政自主權(quán)，從而緩解縣級(jí)政府的財(cái)政困難，這有利于增加環(huán)境等民生性公共品的供給，從而惠及霧霾污染治理工作。然而，在財(cái)政分權(quán)和政治集權(quán)下，地方政府存在支出偏好，表現(xiàn)為“重基本建設(shè)、輕人力資本投資和公共服務(wù)”的扭曲支出(傅勇和張晏，2007)。既有文獻(xiàn)表明，省直管縣改革顯著提高了基礎(chǔ)建設(shè)支出比重，而降低了民生性服務(wù)支出占比(陳思霞和盧盛峰，2014)，這表明地方官員在任期內(nèi)更熱衷“政績(jī)工程”的重復(fù)投資，對(duì)環(huán)境等“軟性”公共品不感興趣?？傊≈惫芸h改革通過影響縣級(jí)政府可支配財(cái)力而影響環(huán)境等公共品支出，這種影響的方向并不確定，而環(huán)境保護(hù)支出又直接影響到某一地區(qū)的霧霾污染程度。

另一方面，省直管縣改革通過規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)等效應(yīng)間接影響霧霾污染。根據(jù)Grossman 和Krueger(1995)、Brock 和Taylor(2005)、盛斌和呂越(2012)等文獻(xiàn)的研究，將影響霧霾污染等環(huán)境污染物的途徑分為規(guī)模效應(yīng)(scale effect)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)(composition effect)和技術(shù)效應(yīng)(technology effect)。其中，規(guī)模效應(yīng)指的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來更大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與資源、能源需求量，從而產(chǎn)生更大的污染排放量，對(duì)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)(徐現(xiàn)祥和李書娟，2015)；結(jié)構(gòu)效應(yīng)指的是生產(chǎn)活動(dòng)的污染密集性，直接影響環(huán)境質(zhì)量(陸銘和馮皓，2014)，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)再轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)時(shí)，環(huán)境質(zhì)量先降低再提升；技術(shù)效應(yīng)主要指清潔型生產(chǎn)技術(shù)和污染治理技術(shù)的進(jìn)步，即涉及前端生產(chǎn)、過程控制和末端治理等一系列的技術(shù)進(jìn)步。由于中國(guó)地方政府擁有所轄地區(qū)的資源支配權(quán)，對(duì)地方發(fā)展具有強(qiáng)大的影響力，因此省直管縣改革能夠影響某一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平。既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革能夠影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(劉沖等，2014；Li 等，2016；Liu 和Alm，2016；Ma 和Miao，2018；Yan，2018)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(王立勇和高玉胭，2018)和人力資本(陳思霞和盧盛峰，2014；王小龍和方金金，2014；譚之博等，2015；Huang 等，2017；余靖雯等，2017)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本又是霧霾污染的重要影響因素(邵帥等，2016)。鑒于人力資本是技術(shù)進(jìn)步的源泉，因此規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)等效應(yīng)是合理的間接影響渠道。

（三）文獻(xiàn)綜述

本文主要涉及兩個(gè)方面的文獻(xiàn)：一是財(cái)政分權(quán)影響環(huán)境污染的文獻(xiàn)，二是省直管縣改革的政策效應(yīng)評(píng)估的文獻(xiàn)。

關(guān)于第一類文獻(xiàn)，既有研究對(duì)于財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染的關(guān)系并沒有達(dá)成共識(shí)，研究結(jié)論分為促進(jìn)論、抑制論、非線性關(guān)系論和無因果關(guān)系論。具體如下：①促進(jìn)論。黃壽峰(2017)從支出分權(quán)與收入分權(quán)角度出發(fā)，利用2001—2010 年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)顯著促進(jìn)本地區(qū)和相鄰地區(qū)的霧霾污染。②抑制論。李根生和韓民春(2015)從財(cái)政自主度出發(fā)，利用2003—2012 年中國(guó)29 個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)可以激勵(lì)地方政府加大對(duì)霧霾污染的治理力度，有利于抑制霧霾污染。③非線性關(guān)系論。李香菊和劉浩(2016)利用1997—2013 年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的影響存在顯著的非線性效應(yīng)，并且這種非線性效應(yīng)依賴于人均收入。④無因果關(guān)系論?；?995—2010 年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，He(2015)從支出分權(quán)與收入分權(quán)兩個(gè)方面衡量財(cái)政分權(quán)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)人均廢水、廢氣和固體廢物無顯著影響。

關(guān)于第二類文獻(xiàn)，既有研究從多個(gè)視角評(píng)估了省直管縣改革的政策效應(yīng)，研究結(jié)論并不相同，既有肯定省直管縣改革的正面作用，也有批評(píng)省直管縣改革的負(fù)面作用，甚至兩者兼有。第一，省直管縣改革具有正面效應(yīng)，主要包括促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、提升財(cái)政收入、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和改善民生等方面。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，基于1999—2011 年中國(guó)263 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，Liu 和Alm(2016)采取雙重差分方法發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著提升GDP 增長(zhǎng)率，并且這一促進(jìn)效應(yīng)隨時(shí)間推移而越來越強(qiáng)；Ma 和Miao(2018)將研究樣本拓展到縣域?qū)用妫?001—2011 年中國(guó)近1700 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，同樣發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；鄭新業(yè)等(2011)利用2000—2008 年河南省的縣域數(shù)據(jù)也得到類似結(jié)論。在財(cái)政收入方面，寧靜和趙旭杰(2019)利用傾向得分匹配-雙重差分(PSM-DID)方法，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著提高縣級(jí)政府總體財(cái)政收入和轉(zhuǎn)移支出收入，從而提升縣級(jí)政府的可支配財(cái)力。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，王立勇和高玉胭(2018)利用2002—2015 年山西省96 個(gè)縣的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革有助于促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。在民生方面，譚之博等(2015)利用1999—2010 年中國(guó)縣域面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距、提高縣中學(xué)在校生比重和增加社會(huì)福利院床位數(shù)。第二，省直管縣改革具有負(fù)面效應(yīng)，主要包括抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、扭曲財(cái)政支出和加劇稅收競(jìng)爭(zhēng)等方面。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，Yan(2018)利用2000—2012 年中國(guó)1806 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著降低GDP 增長(zhǎng)率和人均GDP。在財(cái)政支出方面，陳思霞和盧盛峰(2014)利用2002—2007 年中國(guó)1105 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革導(dǎo)致改革試點(diǎn)縣顯著增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出，但顯著降低教育、科技和醫(yī)療衛(wèi)生等民生性支出，呈現(xiàn)“重基建、輕民生性公共服務(wù)”的支出偏向；賈俊雪和寧靜(2015)、Yan(2018)同樣支持了上述結(jié)論。在稅收競(jìng)爭(zhēng)方面，王小龍和方金金(2015)利用2002—2007 年中國(guó)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)和縣市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革降低了企業(yè)實(shí)際稅率，促進(jìn)了稅收競(jìng)爭(zhēng)。第三，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)省直管縣改革兼具正負(fù)雙重效應(yīng)。劉沖等(2014)利用1997—2010 年縣域統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革通過增加財(cái)政收入而提高實(shí)際GDP 增長(zhǎng)率，但對(duì)周邊縣域產(chǎn)生負(fù)外部性，從而可能不利于整個(gè)地級(jí)市的發(fā)展?；?995—2012 年中國(guó)1809 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，Li 等(2016)發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著降低人均GDP，抑制了改革試點(diǎn)縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這是因?yàn)楦母飻U(kuò)大了省級(jí)政府的控制范圍，減少了公共支出和生產(chǎn)性投資并增加了土地腐敗；與此同時(shí)，省直管縣改革也增加了財(cái)政收入和轉(zhuǎn)移支付，這有利于增加縣級(jí)政府的可支配財(cái)力。

與本文緊密相關(guān)的是第一類文獻(xiàn)與第二類文獻(xiàn)的交叉文獻(xiàn)，即省直管縣改革對(duì)環(huán)境污染的影響，這類文獻(xiàn)較為罕見。才國(guó)偉等(2011)利用1999—2008 年中國(guó)184 個(gè)城市市轄區(qū)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著提升了城市建成區(qū)綠化率，由此認(rèn)為改革能夠改善城市環(huán)境質(zhì)量。蔡嘉瑤和張建華(2018)利用2004—2014 年國(guó)家主要流域河流水質(zhì)周觀測(cè)數(shù)據(jù)和縣市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，借助雙重差分法，發(fā)現(xiàn)改革區(qū)域河流中化學(xué)需氧量和氨氮污染物指標(biāo)顯著上升，認(rèn)為省直管縣改革加劇了河流污染。

綜上所述，既有文獻(xiàn)為本文識(shí)別分權(quán)的環(huán)境效應(yīng)提供了重要思路，但相關(guān)研究仍有進(jìn)一步深入的必要。第一，大多數(shù)現(xiàn)有文獻(xiàn)直接使用地方政府的財(cái)政支出(收入)占中央政府財(cái)政支出(收入)的比重構(gòu)造支出(收入)分權(quán)，或者利用地方政府的財(cái)政收入與支出的比值構(gòu)造財(cái)政自主度指標(biāo)，這種構(gòu)造分權(quán)指標(biāo)的方式比較粗糙，容易產(chǎn)生測(cè)量誤差、遺漏變量等內(nèi)生性問題。第二，大部分現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注“中央—省”或“中央—省—市”的財(cái)政分權(quán)，忽略了縣級(jí)政府處于環(huán)境公共品供給第一線的事實(shí)，缺乏在縣域?qū)用嫣接懛謾?quán)的環(huán)境效應(yīng)，尤其缺乏分權(quán)影響霧霾污染的實(shí)證證據(jù)。第三，大部分現(xiàn)有評(píng)估省直管縣改革效應(yīng)的文獻(xiàn)忽視了改革試點(diǎn)縣由于非隨機(jī)選擇而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。因?yàn)閷?shí)際中省級(jí)政府是基于某種選擇標(biāo)準(zhǔn)而挑選改革試點(diǎn)縣，而如果這種選擇標(biāo)準(zhǔn)又與本文關(guān)心的霧霾污染水平相關(guān)時(shí)，則會(huì)導(dǎo)致改革變量的內(nèi)生性。同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少關(guān)注省直管縣改革的環(huán)境效應(yīng)，更毋言改革對(duì)霧霾污染的影響。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文將省直管縣財(cái)政體制改革視為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用不同縣域?qū)嵤└母飼r(shí)間上的變異，使用漸進(jìn)性的雙重差分方法估計(jì)財(cái)政分權(quán)對(duì)霧霾污染的影響。研究設(shè)計(jì)上，本文遵循陳思霞和盧盛峰(2014)、Li 等(2016)、Jia 等(2018)、Ma 和Mao(2018)等文獻(xiàn)的思路，設(shè)定如下計(jì)量模型：

本文最關(guān)心的主要解釋變量是 PMCit，表示某縣實(shí)施省直管縣改革的狀態(tài)，定義為某縣實(shí)施改革的當(dāng)年及之后各年取值1，否則為0。β為雙重差分統(tǒng)計(jì)量，捕捉了省直管縣改革影響霧霾污染程度的凈效應(yīng)。如果 0β＜ 且顯著，則表明省直管縣改革顯著降低霧霾污染程度，體現(xiàn)了財(cái)政分權(quán)的減霾效應(yīng)；如果 0β＞ 且顯著，則表明省直管縣改革顯著提高霧霾污染程度，體現(xiàn)了財(cái)政分權(quán)的增霾效應(yīng)；如果β不顯著，則表明省直管縣改革對(duì)霧霾污染的影響不明顯。

（二）樣本與變量

本文采用的樣本為2001—2014 年中國(guó)1784 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，樣本不包括以下省、市和自治區(qū)的下轄縣：(1)我國(guó)的港澳臺(tái)地區(qū)；(2)北京、天津、上海和重慶4 個(gè)直轄市，因?yàn)橹陛犑胁⒉淮嬖凇笆　小h”三級(jí)政府層級(jí)；(3)海南省從建省伊始就實(shí)行市縣分治，市只管理城市本身，縣由省直接管理，并不涉及權(quán)力下放問題(譚之博等，2015)；(4)浙江省一直實(shí)施省直管縣財(cái)政體制，即使是在1982 年“市管縣”改革中依然延續(xù)該財(cái)政制度；(5)西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失。因此，本文樣本只包括剩余24 個(gè)省和自治區(qū)的下轄縣。所需數(shù)據(jù)來自各省相關(guān)政府文件以及《中國(guó)縣市社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》等官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。同時(shí)，為了消除通貨膨脹因素的干擾，所有名義指標(biāo)根據(jù)各省各年的價(jià)格指數(shù)調(diào)整為以2000 年為基期的不變價(jià)格。

本文主要變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

1. 霧霾污染。本文參考既有文獻(xiàn)(黃壽峰，2017；陳詩一和陳登科，2018；邵帥等，2019)的一般做法，霧霾污染以PM2.5地表濃度的年平均值來衡量。數(shù)據(jù)來源于美國(guó)航空航天局(NASA)衛(wèi)星。

2. 省直管縣。本文以虛擬變量來表示省直管縣改革變量，某縣實(shí)施改革的當(dāng)年及之后各年取值1，否則為0。研究樣本中，改革縣的數(shù)量為1015 個(gè)，占56.89%；非改革縣的數(shù)量為769 個(gè)，占43.11%。這與Li 等(2016)、蔡嘉瑤和張建華(2018)、Jia 等(2018)關(guān)于改革縣的數(shù)量占比大致相同。同時(shí)，各縣的改革時(shí)間存在先后差異，因此模型(1)是一種漸進(jìn)性的雙重差分模型。

3. 其他變量。為了控制其他變量對(duì)霧霾污染水平的影響，本文參照黃壽峰(2017)、Zhang 等(2018)、祁毓等(2019)、邵帥等(2019)的研究，引入如下控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度、金融發(fā)展、教育水平、財(cái)政收入、人均收入的一次方項(xiàng)和平方項(xiàng)。關(guān)于控制變量的度量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重衡量；人口密度以各地區(qū)年末人口總數(shù)與轄區(qū)面積比值的對(duì)數(shù)衡量；金融發(fā)展以金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額與GDP 的比值衡量；教育水平以中學(xué)生人數(shù)占總?cè)丝诒戎睾饬浚回?cái)政收入以人均財(cái)政收入的對(duì)數(shù)衡量；人均收入以各地區(qū)人均實(shí)際GDP 的對(duì)數(shù)衡量。

表1 主要變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)分析

續(xù)表1

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

省直管縣改革對(duì)霧霾污染影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表2 第(1)列和第(2)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，不論模型是否包含控制變量，省直管縣改革對(duì)霧霾污染的影響為負(fù)，且在1%的水平上顯著，表明省直管縣改革總體上有助于降低霧霾污染程度，凸顯了財(cái)政分權(quán)的減霾效應(yīng)。究其原因，省直管縣財(cái)政體制改革提升了縣級(jí)地方政府財(cái)政自主權(quán)，有利于發(fā)揮其自身更強(qiáng)的信息優(yōu)勢(shì)，從而提高環(huán)境公共品供給效率，能更好地匹配和滿足本地居民環(huán)境偏好，有利于霧霾污染治理工作。從估計(jì)系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義上看，省直管縣改革對(duì)于霧霾污染的估計(jì)作用為－0.0103，即在給定其他條件不變的情況下，相比未改革縣，改革縣的PM2.5地表濃度平均降低0.0103。由于樣本縣域的PM2.5地表濃度(取對(duì)數(shù))的均值為3.72，這一估計(jì)系數(shù)表明省直管縣改革降低了霧霾污染約0.28 個(gè)百 分點(diǎn)。

表2 省直管縣改革對(duì)霧霾污染影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在基準(zhǔn)回歸中，本文還進(jìn)行了敏感性分析。一方面，在中國(guó)行政體制下，行政等級(jí)更高的城市在獲取財(cái)政、金融、土地等各類資源上具有先天優(yōu)勢(shì)，天然貼上“強(qiáng)市”的 標(biāo)簽；而省直管縣改革加劇了市縣之間的縱向競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，尤其是強(qiáng)市與強(qiáng)縣之間(蔡嘉瑤和張建華，2018)。為了排除上述特殊樣本對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的干擾，本文參考Liu 和Alm(2016)的做法，排除了省會(huì)城市下轄縣與計(jì)劃單列市下轄縣的樣本進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果見表2 第(3)列和第(4)列。可以發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革對(duì)霧霾污染仍然起著非常顯著的抑制作用。另一方面，考慮到縣級(jí)市與普通縣之間存在較大差異，本文進(jìn)一步分樣本進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表2 第(5)列和第(6)列。不難發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明縣級(jí)市與普通縣均存在改革的減霾效應(yīng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，使用PM2.5地表濃度的水平值重新回歸，結(jié)果見表3 第(1)列。第二，基于被解釋變量和控制變量5%～95%分位點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3 第(2)列。第三，為了緩解樣本異質(zhì)性對(duì)估計(jì)結(jié)果可能產(chǎn)生的影響，本文遵循Ma 和Miao(2018)的做法，排除樣本期內(nèi)一直未改革的縣的觀察值(占全樣本的43.11%)重新回歸，結(jié)果見表3 第(3)列。第四，在本文研究樣本期間，部分省份同時(shí)推行了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”的行政分權(quán)改革，如果上述改革對(duì)縣域霧霾污染水平產(chǎn)生了與省直管縣改革同方向的政策影響，那么將會(huì)導(dǎo)致本文的基準(zhǔn)回歸高估了省直管縣改革的減霾作用。為了進(jìn)一步控制行政分權(quán)改革潛在的干擾，本文在方程中控制所在縣是否實(shí)施“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的虛擬變量，從而雙重差分統(tǒng)計(jì)量捕捉的是相同“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革狀態(tài)下改革縣與未改革縣霧霾污染的差異，結(jié)果見表3 第(4)列。第五，鑒于中國(guó)省直管縣改革是由省級(jí)政府推行，而各省決策規(guī)則存在較大差異，為了控制不同省際決策規(guī)則具有的不同時(shí)間趨勢(shì)，本文在基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)一步加入省份特定的時(shí)間趨勢(shì)，結(jié)果見表3 第(5)列。第六，考慮到誤差項(xiàng)可能存在空間和時(shí)間相關(guān)性，本文將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到“縣域-年份”的聯(lián)合維度，結(jié)果見表3 第(6)列。第七，考慮到省直管縣改革可能并非立即產(chǎn)生影響，并且為了避免聯(lián)立方程偏誤，本文對(duì)所有解釋變量進(jìn)行滯后一期處理，結(jié)果見表3 第(7)列。上述結(jié)果中，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，支持前文結(jié)論。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

（三）考慮溢出效應(yīng)

首先，霧霾污染具有較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)，即某一縣域的霧霾污染水平可能受到地理位置相鄰縣域的影響。針對(duì)水污染，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)了跨境河流污染的“邊界效應(yīng)”(李靜等，2015)，即邊界監(jiān)測(cè)點(diǎn)的污染水平顯著高于非邊界監(jiān)測(cè)點(diǎn)的污染水平?？紤]到霧霾污染與水污染類似，同樣具有外溢效應(yīng)，排除省份邊界縣的樣本重新回歸，估計(jì)結(jié)果見表4 第(1)列。可以發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，支持前文結(jié)論。

其次，省直管縣改革構(gòu)建了試點(diǎn)縣與省政府直接分享賬戶的財(cái)政體系，可能引起地級(jí)市政府的警覺，其會(huì)變本加厲地?cái)D壓那些隸屬同一個(gè)地級(jí)市的未改革縣的財(cái)政收入(劉沖等，2014)，導(dǎo)致未改革縣對(duì)環(huán)境等公共品供給不足。此情況將破壞本文基準(zhǔn)回歸中的控制組，引發(fā)估計(jì)偏誤。為此，本文將回歸樣本限定在同一個(gè)地級(jí)市擁有相同狀態(tài)的縣，即同一個(gè)地級(jí)市的下轄縣要么為處理組，要么為控制組，估計(jì)結(jié)果見表4 第(2)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，支持前文結(jié)論。

最后，財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致稅收競(jìng)爭(zhēng)行為。既有文獻(xiàn)證實(shí)，省直管縣改革促進(jìn)了稅收競(jìng)爭(zhēng)(王小龍和方金金，2015)?？h域之間稅收競(jìng)爭(zhēng)的后果是，改革縣由于具有更大的財(cái)政自主權(quán)而獲得更多優(yōu)勢(shì)，經(jīng)營(yíng)環(huán)境更加寬松，能夠利用各種稅收優(yōu)惠政策汲取周邊未改革縣的流動(dòng)性資源。因此，越靠近改革縣，未改革縣遭受的虹吸效應(yīng)越嚴(yán)重。為了排除上述溢出效應(yīng)，本文參考Jia 等(2018)的做法，排除與改革縣的距離小于50km、100km和200km 的未改革縣的樣本重新回歸，估計(jì)結(jié)果見表4 第(3)列至第(5)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，在三類距離帶寬設(shè)定下，省直管縣改革依然具有顯著的減霾效應(yīng)，支持前文結(jié)論。

表4 考慮溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果

（四）基于PSM-DID 方法的估計(jì)

為了增強(qiáng)省直管縣改革的減霾效應(yīng)的說服力，本文進(jìn)一步使用PSM-DID 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，相應(yīng)結(jié)果見表5。其中，第(1)列至第(3)列分別使用的匹配數(shù)據(jù)是2001 年、2002 年和省直管縣改革之前年份的平均值。可以發(fā)現(xiàn)，三類模型中，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)介于－0.0099 到－0.0103 之間，并且都通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明“省直管縣改革有助于降低霧霾污染程度”這一核心結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表5 省直管縣改革對(duì)霧霾污染影響的回歸結(jié)果：PSM-DID方法

（五）安慰劑檢驗(yàn)

為了排除省直管縣改革的減霾效應(yīng)受到遺漏變量干擾的可能性，本文參考Cai 等(2016)、Li 等(2016)的做法，通過隨機(jī)選擇省直管縣改革的試點(diǎn)縣進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。本文根據(jù)每年實(shí)施省直管縣改革試點(diǎn)縣的數(shù)量隨機(jī)選擇相同數(shù)量的縣域作為處理組，并構(gòu)造“虛擬的人為設(shè)定”的處理變量 PMCitfalse，使用計(jì)量方程(1)的模型設(shè)定，重復(fù)進(jìn)行500 次回歸。圖1 繪制了“假的”處理變量 PMCitfalse回歸系數(shù)的分布圖。容易看出，基于隨機(jī)樣本估計(jì)得到的回歸系數(shù)均分布在0 附近，并且計(jì)算出500 個(gè)回歸系數(shù)的均值為－0.000021，而本文基準(zhǔn)回歸系數(shù)是－0.0103(圖中垂直虛線所示)，遠(yuǎn)離所有模擬值，完全獨(dú)立于該系數(shù)分布之外，屬于極端值。這意味著，省直管縣改革的減霾效應(yīng)并未受到遺漏變量的干擾。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果

（六）內(nèi)生性問題

本文基準(zhǔn)模型的潛在威脅是，省直管縣改革變量可能存在內(nèi)生性問題。由于改革縣并非隨機(jī)選取，而是受到某些因素影響，當(dāng)這些因素又同時(shí)影響到某地區(qū)的霧霾污染程度時(shí)，則會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性。為此，進(jìn)一步采用工具變量法檢驗(yàn)上文結(jié)論的穩(wěn)健性。

回顧既有研究，極少數(shù)文獻(xiàn)為省直管縣改革變量尋找了工具變量(IV)。Liu 和Alm (2016)聚焦于中國(guó)城市層面而選取三個(gè)工具變量，即所在省份是否實(shí)施改革、所在城市是否下轄糧食生產(chǎn)大縣和所在城市是否下轄棉花生產(chǎn)大縣；Jia 等(2018)的研究對(duì)象為中國(guó)縣域，以縣到所屬地級(jí)市距離與該省份是否實(shí)施省直管縣改革的交叉項(xiàng)作為工具變量。由于合理的工具變量需要滿足外生性和相關(guān)性，因此Liu 和Alm(2016)的工具變量策略并不適用于本文。這是因?yàn)槟承┦》葸x擇省直管縣改革試點(diǎn)縣的標(biāo)準(zhǔn)是“糧食或棉花生產(chǎn)大縣”，如河北、陜西等省份，這意味著第一種工具變量策略并不滿足外生性要求。

鑒于上述考慮，本文參考Jia 等(2018)的思路，以縣到所屬地級(jí)市距離的對(duì)數(shù)與該省份是否實(shí)施省直管縣改革的交叉項(xiàng)作為工具變量。從外生性來說，縣到所屬地級(jí)市的距離是地理變量，具有天然的外生屬性；從相關(guān)性來說，縣到所屬地級(jí)市的距離越遠(yuǎn)，受地級(jí)市的影響越小，從而越有可能被省級(jí)政府挑選為改革試點(diǎn)縣。正如Jia 等(2018)所指出，某一縣域與其隸屬地級(jí)市的地理距離越近，市場(chǎng)更加一體化和不可分割，因此越不可能采取省直管縣改革。

表6 報(bào)告了工具變量法的回歸結(jié)果。由于“縣到所屬地級(jí)市的距離”隨時(shí)間不變，因此表6 控制的是省份固定效應(yīng)。其中，第一、二種模型設(shè)定的區(qū)別在于是否包括省份時(shí)間趨勢(shì)?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論何種模型設(shè)定，在IV 第一階段回歸中，工具變量的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，估計(jì)值約為0.026。這意味著，在某省決定實(shí)施省直管縣改革的情況下，該縣到所屬地級(jí)市的距離每增加一個(gè)單位，那么該縣被挑選為改革試點(diǎn)縣的概率提高2.6 個(gè)百分點(diǎn)，從而驗(yàn)證了工具變量的相關(guān)性，與Jia 等(2018)的研究結(jié)論一致。兩種設(shè)定的第一階段F 值分別為56.845 和67.789，均大于10，表明并不存在弱工具變量的可能。在IV 第二階段回歸中，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，與前文的結(jié)論一致。同時(shí)，省直管縣改革的減霾效應(yīng)(－0.4213)要高于基準(zhǔn)模型 (－0.0103)，這是因?yàn)镮V 估計(jì)所識(shí)別的處理效應(yīng)是局域平均處理效應(yīng)(LATE)，即由工具變量引致的內(nèi)生變量變化所帶來的處理效應(yīng)。因此，表6 的估計(jì)結(jié)果可理解為，由于某縣到所屬地級(jí)市距離的增加而提高該縣被挑選為處理組的概率，從而降低了該縣的霧霾污染程度。綜上，即使考慮了省直管縣改革變量潛在的內(nèi)生性問題，本文的核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

表6 工具變量法的回歸結(jié)果

五、拓展性討論：識(shí)別檢驗(yàn)與機(jī)制分析

（一）改革非隨機(jī)性的討論

從經(jīng)濟(jì)直覺上講，省直管縣改革試點(diǎn)縣的選擇對(duì)于當(dāng)?shù)仂F霾污染程度是相對(duì)外生的，即本文被解釋變量與核心解釋變量之間聯(lián)立偏誤的可能性較小。然而，省直管縣改革試點(diǎn)縣的選取并非隨機(jī)，往往傾向于選擇經(jīng)濟(jì)強(qiáng)縣或者貧困縣(陳思霞和盧盛峰，2014)。鄭新業(yè)等(2011)利用河南省的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)大縣、財(cái)政大縣等更容易被挑選為試點(diǎn)。為了控制省直管縣改革的選擇標(biāo)準(zhǔn)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的偏誤，除了上文的工具變量方法之外，本文還參考Li 等(2016)、蔡嘉瑤和張建華(2018)的做法，在基準(zhǔn)回歸方程中納入了政策選擇標(biāo)準(zhǔn)的三類設(shè)定：(1)改革時(shí)間趨勢(shì)，以控制改革縣特定的線性時(shí)間趨勢(shì)；(2)改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量與時(shí)間三次多項(xiàng)式的交互項(xiàng)，以允許改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量對(duì)霧霾污染的影響遵循特定的時(shí)間趨勢(shì)；(3)改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量與改革前后虛擬變量的交互項(xiàng)，以允許改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量對(duì)霧霾污染的影響在改革前后存在差異。

關(guān)于省直管縣改革試點(diǎn)縣的選擇標(biāo)準(zhǔn)，各省并不統(tǒng)一。例如，河北省將經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市化水平、糧食生產(chǎn)大縣作為選擇標(biāo)準(zhǔn)；陜西省的選擇標(biāo)準(zhǔn)是國(guó)家級(jí)貧困縣或糧食、棉花、油料生產(chǎn)大縣等；河南省的選擇標(biāo)準(zhǔn)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展、財(cái)政狀況、工業(yè)發(fā)展、城市化水平等；四川省的選擇標(biāo)準(zhǔn)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展、財(cái)政狀況、工業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、發(fā)展?jié)摿Φ?。本文參考Li 等(2016)總結(jié)的22 個(gè)省份2003—2012 年三次大規(guī)模改革試點(diǎn)標(biāo)準(zhǔn)，選取了八類改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量：是否為縣級(jí)市、是否為國(guó)家貧困縣、是否為國(guó)家糧食或棉花生產(chǎn)大縣、是否為省份邊界縣、坡度、海拔、2000 年城市化率和1999年財(cái)政缺口。

表7 報(bào)告了省直管縣改革非隨機(jī)性的回歸結(jié)果。其中，第(1)列至第(2)列在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入改革時(shí)間趨勢(shì)，第(3)列至第(4)列進(jìn)一步加入改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量與時(shí)間三次多項(xiàng)式的交互項(xiàng)，第(5)列至第(6)列再次加入改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量與改革前后虛擬變量的交互項(xiàng)?？梢园l(fā)現(xiàn)，在對(duì)政策選擇標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行不同設(shè)定的情況下，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)介于－0.0120 到－0.0380 之間。雖然系數(shù)大小略有差異，但其符號(hào)方向與顯著性水平都與前文一致，表明省直管縣改革的減霾效應(yīng)并未受到改革選擇標(biāo)準(zhǔn)的威脅。

表7 改革非隨機(jī)性的回歸結(jié)果

（二）共同趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分法有效的基本前提是，先實(shí)施省直管縣改革的縣與后改革的縣、未改革的縣在實(shí)施改革之前霧霾污染的趨勢(shì)不存在系統(tǒng)性差異，或者即使存在差異，差異也是固定的。這意味著改革縣與未改革縣在霧霾污染程度上具備共同趨勢(shì)。如此，才可以認(rèn)為后實(shí)施省直管縣改革的縣和未改革縣是改革縣合適的對(duì)照組。為檢驗(yàn)這一共同趨勢(shì)假設(shè)，本文參考Li 等(2016)、Liu 和Alm(2016)、董曉芳和劉逸凡(2018)、Ma 和Mao(2018)、Yan(2018)等文獻(xiàn)的做法，利用事件分析法(Event Study)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體構(gòu)建如下計(jì)量模型：

為了更加直觀地檢驗(yàn)共同趨勢(shì)的假設(shè)條件以及觀察省直管縣改革對(duì)霧霾污染的動(dòng)態(tài)影響，圖2 繪制了參數(shù)kβ的估計(jì)值和90%的置信區(qū)間。圖2 中，橫軸表示省直管縣改革前與改革后的年份數(shù)。由圖2 可知，在省直管縣改革之前，各縣域霧霾污染濃度的差異不能拒絕為零的原假設(shè)，這表明各縣域在省直管縣改革之前霧霾污染濃度并不存在差異，證明了本文雙重差分法滿足共同趨勢(shì)假設(shè)。同時(shí)，在省直管縣改革的當(dāng)年及之后，參數(shù)kβ的估計(jì)值始終為負(fù)，并且至少通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明試點(diǎn)縣實(shí)施省直管縣改革后就顯著抑制了霧霾污染，并且這種減霾效應(yīng)整體上隨著時(shí)間的推移而越來越大。具體而言，當(dāng)試點(diǎn)縣實(shí)施省直管縣改革1 年后，霧霾污染程度降低4.5%；而當(dāng)試點(diǎn)縣實(shí)施省直管縣改革8 年后，這一效應(yīng)提高到12.6%。整體而言，省直管縣改革的減霾效應(yīng)具有持續(xù)性。

圖2 霧霾污染濃度在省直管縣改革前后的差異

（三）機(jī)制分析

前文的分析表明，省直管縣財(cái)政體制改革顯著降低了霧霾污染程度。那么，這一改革是如何降低霧霾污染程度的呢？由前文可知，本文核心結(jié)論一致于經(jīng)典分權(quán)理論，即分權(quán)狀態(tài)下的地方政府能夠更好地提供環(huán)境公共品。然而，縣級(jí)層面缺乏翔實(shí)的環(huán)境支出數(shù)據(jù)，因此本文從規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)等研究角度給出間接影響的證據(jù)。根據(jù)Grossman 和Krueger(1995)、Brock 和Taylor(2005)等的研究，影響環(huán)境污染的途徑分為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)?；谏鲜鼋嵌?，設(shè)定如下模型來考察省直管縣改革對(duì)霧霾污染的影響機(jī)制：

其中，itM 表示機(jī)制變量。本文選取了三類(6個(gè))變量：①規(guī)模效應(yīng)。規(guī)模效應(yīng)一般指經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以實(shí)際人均GDP 來衡量。②結(jié)構(gòu)效應(yīng)。將結(jié)構(gòu)效應(yīng)分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和要素稟賦結(jié)構(gòu)兩類。前者以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重、第二產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來表示；后者以資本存量與勞動(dòng)力的比值(取對(duì)數(shù))來表示，其中資本存量通過永續(xù)盤存法計(jì)算，勞動(dòng)力以年末單位從業(yè)人員與鄉(xiāng)村從業(yè)人員之和衡量。③技術(shù)效應(yīng)。由于縣級(jí)層面缺乏衡量技術(shù)變量的指標(biāo)，以中學(xué)生人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎亻g接度量。這是因?yàn)?，人力資本是知識(shí)的載體和技術(shù)進(jìn)步的源泉，所以人力資本越高，技術(shù)水平越高。同時(shí)，為了彌補(bǔ)上述指標(biāo)的不足，利用城市層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。其中，城市層面的技術(shù)水平以綜合創(chuàng)新指數(shù)衡量，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報(bào)告》(寇宗來和劉學(xué)悅，2017)；城市層面的省直管縣改革變量參考Liu 和Alm(2016)做法，定義為如果某市下轄縣至少有一個(gè)縣實(shí)施改革則取值為1，否則為0。方程(3)中其余變量設(shè)定一致于方程(1)。

省直管縣改革對(duì)霧霾污染的影響機(jī)制的回歸結(jié)果在表8 中呈現(xiàn)。①規(guī)模效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見表8 第(1)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，并且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這說明省直管縣改革顯著降低了實(shí)際人均GDP，一致于Li 等(2016)和Yan(2018)的研究結(jié)論。因此，省直管縣改革抑制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，通過縮小規(guī)模效應(yīng)來抑制霧霾污染。②結(jié)構(gòu)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見表8 第(2)列至第(5)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著降低了二產(chǎn)比重，并增加了三產(chǎn)比重，進(jìn)而提升了三產(chǎn)與二產(chǎn)的比值，這意味著省直管縣改革優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，這與王立勇和高玉胭(2018)的研究結(jié)論一致。同時(shí)，省直管縣改革顯著降低了資本勞動(dòng)比，說明省直管縣改革有利于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這對(duì)于霧霾污染治理起到積極作用。③技術(shù)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見表8 第(6)列和第(7)列。可以發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著提升了中學(xué)生比重，這與譚之博等(2015)的研究結(jié)論一致。既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著增加了縣域公共教育支出(王小龍和方金金，2014；Huang 等，2017)，提高了人均教育支出增長(zhǎng)率和生均教育增長(zhǎng)率(余靖雯等，2017)，從而促進(jìn)了公共教育供給，因此這有利于改革縣的初等教育事業(yè)。同時(shí)，在城市層面，省直管縣改革有力推動(dòng)了創(chuàng)新指數(shù)的增加，從側(cè)面折射出省直管縣改革并不一定完全損害地級(jí)市的利益，類似于Ma 和Mao(2018)的結(jié)論?？紤]到技術(shù)具有正向的外溢效應(yīng)，地級(jí)市的創(chuàng)新水平的提升有利于促進(jìn)所轄縣的創(chuàng)新水平。進(jìn)一步，人力資本水平和創(chuàng)新水平越高，越有利于促進(jìn)環(huán)保技術(shù)和綠色技術(shù)的進(jìn)步，從而有利于抑制霧霾污染。同時(shí)，為了與既有文獻(xiàn)進(jìn)行比較，表9 梳理了省直管縣改革與機(jī)制變量的相關(guān)文獻(xiàn)?？傊?，以上結(jié)果表明省直管縣改革通過縮小規(guī)模效應(yīng)、優(yōu)化結(jié)構(gòu)效應(yīng)和提升技術(shù)效應(yīng)的途徑降低了霧霾污染程度。

表8 機(jī)制分析的回歸結(jié)果

表9 省直管縣改革與機(jī)制變量的相關(guān)文獻(xiàn)

六、結(jié)論與政策建議

霧霾污染治理本質(zhì)上是公共品供給的問題。經(jīng)典分權(quán)理論認(rèn)為，分權(quán)狀態(tài)下的地方政府能更好地提供環(huán)境公共品。然而，該觀點(diǎn)被支持集權(quán)觀點(diǎn)的學(xué)者所質(zhì)疑，后者認(rèn)為在地方政府的經(jīng)濟(jì)人屬性和公共品的外溢特征下，分權(quán)導(dǎo)致地方政府公共品供給不足，不利于環(huán)境治理工作。理論上的分歧延續(xù)到實(shí)證研究中。遺憾的是，既有關(guān)于分權(quán)的環(huán)境效應(yīng)的實(shí)證研究對(duì)分權(quán)指標(biāo)的構(gòu)造存在較嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。鑒于此，本文將省直管縣財(cái)政體制改革視為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2001—2014 年中國(guó)1784 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，使用漸進(jìn)性雙重差分方法估計(jì)了財(cái)政分權(quán)改革對(duì)霧霾污染的影響。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)相比于未改革縣，實(shí)施省直管縣改革的試點(diǎn)縣PM2.5地表濃度相對(duì)于樣本均值降低了約0.28 個(gè)百分點(diǎn)，意味著省直管縣改革顯著抑制了霧霾污染；(2)改革縣與未改革縣的霧霾污染水平在省直管縣改革之前滿足共同趨勢(shì)假設(shè)；同時(shí)，省直管縣改革的減霾效應(yīng)具有持續(xù)性，并且隨時(shí)間推移越來越大；(3)機(jī)制分析表明，省直管縣改革通過縮小規(guī)模效應(yīng)、優(yōu)化結(jié)構(gòu)效應(yīng)和提升技術(shù)效應(yīng)三個(gè)途徑降低了霧霾污染程度。此外，本文考慮了改革和霧霾污染的溢出效應(yīng)以及控制了一系列改革選擇標(biāo)準(zhǔn)變量，并且利用PSM-DID 方法、安慰劑檢驗(yàn)、工具變量法等方式確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

無論是省管縣體制，還是市管縣體制，都有其自身的優(yōu)缺點(diǎn)，不應(yīng)過度偏頗任何一方。省直管縣改革后，省級(jí)財(cái)政的管理幅度急劇增加，勢(shì)必提升政策協(xié)調(diào)的難度，提高監(jiān)管成本，而這恰恰是市管縣體制的優(yōu)點(diǎn)。全面、客觀地評(píng)估省直管縣改革的政策效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，而改革的政策效應(yīng)不僅僅包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收入等方面，還應(yīng)該包括環(huán)境等公共品供給方面。鑒于此，本文從霧霾污染的角度提供了省直管縣改革帶來環(huán)境福利的證據(jù)。由于縣級(jí)政府是地方霧霾污染治理的第一責(zé)任人，處于公共品供給第一線，而政府層級(jí)間縱向財(cái)政關(guān)系改革能夠避免市管縣體制中的“市刮縣”等問題，提升縣級(jí)政府財(cái)政自主權(quán)，進(jìn)一步發(fā)揮其信息優(yōu)勢(shì)，因此省直管縣改革有利于緩解縣級(jí)政府環(huán)境等民生性支出不足的困境。綜上，本文的政策啟示是，就霧霾污染治理這種類似于公共品供給的問題，省直管縣改革是有利的，應(yīng)進(jìn)一步考慮擴(kuò)大省直管縣改革的試點(diǎn)范圍，尤其是資源稟賦富裕和環(huán)境約束力較弱的地區(qū)。