王杰斌

【摘 要】 財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系的研究一直備受關(guān)注，文章利用2007—2019年中國(guó)29個(gè)省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門(mén)檻回歸模型就財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明，財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量既存在直接影響也存在作用于要素價(jià)格而產(chǎn)生的間接影響。一方面，財(cái)政分權(quán)程度與工業(yè)“三廢”排放污染之間存在明顯正相關(guān)關(guān)系;另一方面，分權(quán)模式下要素價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”中二氧化硫排放量、廢水排放量存在顯著單一門(mén)檻效應(yīng)，跨過(guò)門(mén)檻后要素價(jià)格扭曲會(huì)引發(fā)二者產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性變化。

【關(guān)鍵詞】 財(cái)政分權(quán); 要素價(jià)格扭曲; 環(huán)境質(zhì)量; 門(mén)檻回歸

【中圖分類(lèi)號(hào)】 F810;F241.1? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2022）14-0118-07

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速且取得了舉世矚目的成就，這種經(jīng)濟(jì)上的快速發(fā)展與中國(guó)財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格低估密切相關(guān)。財(cái)政分權(quán)很大程度上調(diào)動(dòng)了地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的自主性和積極性，同時(shí)基于績(jī)效考核指標(biāo)的地方政府間彼此競(jìng)爭(zhēng)，使得政府部門(mén)將優(yōu)勢(shì)資源投入到有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的領(lǐng)域，直接結(jié)果是較大地推進(jìn)了生產(chǎn)性投資建設(shè)，但忽視或延遲了一些諸如環(huán)境質(zhì)量發(fā)展等其他目標(biāo)。盡管近幾年環(huán)境治理力度日益提升，但經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展下的路徑依賴(lài)依然會(huì)產(chǎn)生持續(xù)影響，同時(shí)也為環(huán)境質(zhì)量的影響機(jī)理考察帶來(lái)更多有待進(jìn)一步研究的問(wèn)題。

對(duì)此，現(xiàn)有研究表明，財(cái)政分權(quán)不僅會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生直接性影響，而且會(huì)通過(guò)制度安排等因素對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生間接性影響[ 1-2 ]。一方面，財(cái)政分權(quán)下，政府財(cái)政收入和支出自主性得到了增強(qiáng)，但對(duì)于一些相對(duì)貧困的地區(qū)來(lái)說(shuō)，政府財(cái)政仍然是捉襟見(jiàn)肘，環(huán)境治理能力不足，進(jìn)而導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量改善乏力。另一方面，在政府績(jī)效評(píng)價(jià)體系及其路徑依賴(lài)下，分權(quán)體制對(duì)生產(chǎn)性投資的偏向短期內(nèi)難以扭轉(zhuǎn)，財(cái)政分權(quán)仍然使得政府基礎(chǔ)設(shè)施等生產(chǎn)性投資不斷大幅增加，從而在某種程度上削減了環(huán)境保護(hù)的投入，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量仍然惡化。

總體而言，分權(quán)模式下政府的理性行為對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響至關(guān)重要。本文認(rèn)為政府部門(mén)對(duì)要素資源的引導(dǎo)約束會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生重要影響，尤其是分權(quán)模式下，政府部門(mén)對(duì)影響其行政績(jī)效的生產(chǎn)性投資較為偏好，且路徑依賴(lài)特征明顯[ 3 ]，加上生產(chǎn)性投資下要素（勞動(dòng)力、資本和能源等）常常被低估，廉價(jià)的要素資源被大量使用，從而形成了生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)環(huán)境保護(hù)配套設(shè)施卻滯后。盡管近年來(lái)環(huán)境治理力度不斷加大，并納入了地方政府績(jī)效考核，但前期累積效應(yīng)和生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大，使得環(huán)境質(zhì)量的改善壓力仍居高不下。本文由此入手，借助省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，深入考察財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的作用機(jī)制和影響效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)綜述

Oates[ 4 ]在Tiebout的“用腳投票”理論基礎(chǔ)上，進(jìn)一步解釋了地方財(cái)政存在的原因。他認(rèn)為，地方政府可能更了解民眾偏好而更有效地提供公共物品。但Zhuravskaya[ 5 ]、Faguet[ 6 ]、Baskaran等[ 7 ]和Nasreen等[ 8 ]通過(guò)大量案例與實(shí)證考察，對(duì)Oates的觀(guān)點(diǎn)提出了質(zhì)疑，尤其是政府行為的理性假定在現(xiàn)實(shí)中難以成立，由這點(diǎn)出發(fā)，從某種程度上解釋了一些國(guó)家財(cái)政分權(quán)難以獲得成功的實(shí)踐情況。

關(guān)于Oates觀(guān)點(diǎn)在中國(guó)的實(shí)證檢驗(yàn)，尤其分權(quán)模式下公共支出結(jié)構(gòu)和效率，一直是研究的焦點(diǎn)。傅勇和張晏[ 9 ]認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)是指給予地方政府一定組織財(cái)政收入的權(quán)利和履行一定支出范圍的責(zé)任，并允許其自主決定預(yù)算支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)，以便使地方政府能夠提供更多更好的有效物品和服務(wù)。地方競(jìng)爭(zhēng)會(huì)進(jìn)一步加劇分權(quán)對(duì)政府支出結(jié)構(gòu)的扭曲，易形成“閉鎖”循環(huán)。辛沖沖和周全林[ 10 ]、賀俊等[ 11 ]也認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)下公共物品供給結(jié)構(gòu)存在一定程度的偏向性，尤其是關(guān)于教育、環(huán)境保護(hù)等公共物品供給被相對(duì)忽視了。

隨著財(cái)政改革的不斷推進(jìn)，地方政府在經(jīng)濟(jì)決策和資源支配方面常采用各種優(yōu)惠措施來(lái)吸引投資，出現(xiàn)“資本挾持環(huán)境”的現(xiàn)象，同時(shí)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上粗放發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變也需要過(guò)渡時(shí)間。蔡昉等[ 12 ]、王林輝等[ 13 ]都對(duì)此進(jìn)行了理論推進(jìn)與實(shí)證研究。此外，學(xué)界關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響存在兩個(gè)截然不同的認(rèn)識(shí)：一種認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)促進(jìn)環(huán)境質(zhì)量改善，如后小仙等[ 14 ]認(rèn)為隨著財(cái)政分權(quán)的推進(jìn)，政府投資性偏好會(huì)降低，進(jìn)而促進(jìn)地方環(huán)境質(zhì)量的改善;另一種則認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量改善存在負(fù)面影響，如官永彬和張應(yīng)良[ 15 ]認(rèn)為政府競(jìng)爭(zhēng)和財(cái)政分權(quán)顯著降低了環(huán)境質(zhì)量，楊小東等[ 16 ]亦認(rèn)為地方政府通過(guò)財(cái)政分權(quán)抑制了環(huán)境污染的治理效果。

目前學(xué)界關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響（是導(dǎo)致惡化還是改善）尚未形成一致共識(shí)，且財(cái)政分權(quán)如何影響環(huán)境治理的傳導(dǎo)機(jī)制也有待進(jìn)一步研究。誠(chéng)然，在財(cái)政分權(quán)模式下，生產(chǎn)性要素資源的價(jià)格成本是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素，而相對(duì)較低的要素價(jià)格成本是推動(dòng)中國(guó)改革開(kāi)放數(shù)十年來(lái)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的一個(gè)重要原因[ 17-18 ]，但同時(shí)也對(duì)環(huán)境質(zhì)量帶來(lái)影響。周杰琦和汪同三[ 19 ]認(rèn)為要素市場(chǎng)扭曲會(huì)阻礙外商直接投資（FDI）發(fā)揮對(duì)環(huán)境的積極影響。沙依甫加瑪麗·肉孜和鄧峰[ 20 ]研究表明，要素價(jià)格扭曲抑制創(chuàng)新能力提升，進(jìn)而阻礙區(qū)域環(huán)境質(zhì)量改善。

綜觀(guān)國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)，一方面，國(guó)外對(duì)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染之間的關(guān)系研究相對(duì)較早，理論框架和經(jīng)驗(yàn)分析也相對(duì)更為豐富，而國(guó)內(nèi)對(duì)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量的研究多借鑒國(guó)外的研究框架，但中國(guó)財(cái)政分權(quán)的基礎(chǔ)、政府績(jī)效考核等方面與國(guó)外都存在很大差異，因此，國(guó)外研究?jī)H為我們提供了借鑒參考或啟示，難以對(duì)中國(guó)式財(cái)政分權(quán)進(jìn)行清晰、完全的闡釋。另一方面，現(xiàn)有研究關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響方式、作用因素及政府對(duì)要素資源的引導(dǎo)約束和由此對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制等問(wèn)題均未形成共識(shí)，有待進(jìn)一步深入研究。因此，本文擬在財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格扭曲程度等指標(biāo)測(cè)算基礎(chǔ)上，利用2007—2019年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門(mén)檻回歸模型，就中國(guó)財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn)行實(shí)證研究。

二、研究假設(shè)

在中國(guó)現(xiàn)實(shí)情境下，存在地方政府生產(chǎn)性領(lǐng)域投資促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的“慣性”影響[ 10 ]，同時(shí)要素價(jià)格扭曲低估更是迎合了這樣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度低于其對(duì)經(jīng)濟(jì)短期激勵(lì)的某一閾值時(shí)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)作用不顯著，對(duì)投資偏向的刺激影響亦不顯著。但是，當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度突破了其對(duì)經(jīng)濟(jì)短期激勵(lì)的某一閾值后，隨著分權(quán)程度提升，地方政府自主性投資動(dòng)能迅速放大，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)激勵(lì)下，必然會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投資偏向，從而易形成生產(chǎn)性投資—要素價(jià)格扭曲低估—地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的閉鎖效應(yīng)，進(jìn)而阻礙非顯性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下環(huán)境治理的投入和質(zhì)量改善。由此，提出本文的假設(shè)1和假設(shè)2。

假設(shè)1：不同程度的財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響存在門(mén)檻效應(yīng)。

隨著財(cái)政分權(quán)不斷推進(jìn)，地方政府自主性財(cái)權(quán)日益擴(kuò)大，使得地方官員的自利性投資偏好能夠合法借助政府預(yù)算收支作用于各類(lèi)市場(chǎng)參與者的投資行為，進(jìn)而使得整個(gè)社會(huì)投資傾向于生產(chǎn)性投資[ 21 ]，并在“錦標(biāo)賽”式競(jìng)爭(zhēng)情況下，迫使政府更加重視所控制經(jīng)濟(jì)資源的配置方向和效率，尤其是低成本或無(wú)償劃撥經(jīng)濟(jì)資源而激發(fā)增長(zhǎng)績(jī)效的動(dòng)力更大[ 22 ]。要素價(jià)格扭曲低估，生產(chǎn)性要素資源被大量使用，工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模大幅上升，隨之而來(lái)的工業(yè)污染排放不斷加大，當(dāng)相應(yīng)的環(huán)境保護(hù)機(jī)制無(wú)法與之匹配時(shí)，環(huán)境保護(hù)投入對(duì)污染排放影響作用不顯著，勢(shì)必會(huì)加劇環(huán)境污染。

假設(shè)2：高程度財(cái)政分權(quán)下的要素價(jià)格扭曲會(huì)加劇環(huán)境污染。

財(cái)政分權(quán)程度突破閾值后，高程度財(cái)政分權(quán)下的以增長(zhǎng)率為核心的競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)機(jī)制會(huì)導(dǎo)致地方政府行為“自利化”，做出異化行為——財(cái)政支出扭曲，“重基本建設(shè)支出、輕民生支出”[ 9 ];同時(shí)，地方政府也會(huì)選擇放松環(huán)境管制與治理、降低環(huán)境質(zhì)量等展開(kāi)增長(zhǎng)率競(jìng)爭(zhēng)[ 23 ]。高程度財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲低估的雙重作用可能導(dǎo)致地方政府做出以環(huán)境資源換取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的優(yōu)先行為，必然加劇環(huán)境污染。

三、計(jì)量模型、樣本選取與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

針對(duì)上述假設(shè)1和假設(shè)2，本文嘗試選取財(cái)政分權(quán)作為門(mén)檻變量，運(yùn)用面板門(mén)檻模型，對(duì)要素價(jià)格扭曲與環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行非線(xiàn)性擬合，具體模型如下：

其中，ENit表示環(huán)境質(zhì)量。衡量某一地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量有多種指標(biāo)，包括該地區(qū)的工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量以及城市空氣質(zhì)量指標(biāo)等。本文借鑒俞雅乖[ 24 ]等的做法，選取工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量作為環(huán)境質(zhì)量水平的衡量指標(biāo)。根據(jù)Oates[ 25 ]關(guān)于環(huán)境質(zhì)量的性質(zhì)分類(lèi)，排放的工業(yè)二氧化硫是一種覆蓋全國(guó)的純污染公共物品——該地區(qū)污染程度是所有地區(qū)排放污染物總量的函數(shù);工業(yè)廢水更多隸屬于地方性公共物品，并具有一定的外溢特性——某地區(qū)的污染物會(huì)在一定程度內(nèi)溢出到其他相鄰地區(qū);工業(yè)固體廢棄物為地方性污染公共物品，且該地區(qū)環(huán)境質(zhì)量?jī)H僅是這一地區(qū)污染物排放的函數(shù)，通常不具備外溢性。

PGDPit表示人均GDP。本文考慮到門(mén)檻模型的分階段回歸特點(diǎn)，同時(shí)避免引入二次方、三次方項(xiàng)才能觀(guān)測(cè)EKC曲線(xiàn)（庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)）下降階段的一些弊端，以及人均GDP與人均GDP二次方、三次方項(xiàng)所產(chǎn)生的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，在模型設(shè)定中沒(méi)有加入人均GDP的二次方、三次方項(xiàng)。

DFit表示要素價(jià)格扭曲程度。該指標(biāo)是要素的邊際產(chǎn)出與其市場(chǎng)價(jià)格的比值，且當(dāng)DFit大于1時(shí)，表明要素的邊際產(chǎn)出大于市場(chǎng)價(jià)格，即要素價(jià)格被低估，誘使更多要素資源擴(kuò)大生產(chǎn)，進(jìn)而可能會(huì)加大環(huán)境污染。

FDCit表示財(cái)政分權(quán)，Xit表示其他控制變量。本文在參考Baskaran[ 7 ]和俞雅乖[ 24 ]等研究的基礎(chǔ)上，選取環(huán)境保護(hù)支出占該地區(qū)GDP的比重HJBHit、工業(yè)化水平GYHit（第二產(chǎn)業(yè)與該地區(qū)GDP的占比）、城市化水平CZHit（城鎮(zhèn)人口與該地區(qū)總?cè)丝诘恼急龋?、研發(fā)強(qiáng)度RDBZit（R&D經(jīng)費(fèi)投入與該地區(qū)GDP的占比）和人口密度RKMDit為控制變量。其中，環(huán)境保護(hù)支出占該地區(qū)GDP的比重HJBHit越大，環(huán)境污染治理越好，模型中回歸系數(shù)的符號(hào)預(yù)期為負(fù);城市化水平CZHit和工業(yè)化水平GYHit越高，環(huán)境污染可能將越嚴(yán)重，模型中回歸系數(shù)亦均為正;研發(fā)強(qiáng)度RDBZit說(shuō)明了一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，研發(fā)強(qiáng)度越高，既定產(chǎn)出所需的投入量就越少，資源耗費(fèi)越低，對(duì)環(huán)境污染也就越少;人口密度RKMDit與環(huán)境污染之間通常表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究樣本選取了2007—2019年29個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，未包括西藏、海南和港澳臺(tái)。另外，從2007年開(kāi)始我國(guó)在財(cái)政支出中統(tǒng)計(jì)公布各省區(qū)環(huán)境保護(hù)支出數(shù)據(jù)，因此，本文將研究樣本期確定為2007—2019年。

環(huán)境質(zhì)量ENit的衡量指標(biāo)以及人均GDP、環(huán)境保護(hù)支出占該地區(qū)GDP的比重HJBHit、工業(yè)化水平GYHit、城市化水平CZHt、研發(fā)強(qiáng)度RDBZit和人口密度RKMDit的指標(biāo)數(shù)據(jù)，源自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫(kù)和中宏數(shù)據(jù)庫(kù)計(jì)算而得。其中，人均GDP數(shù)值是以名義GDP經(jīng)過(guò)GDP指數(shù)（2007年為基期）平減而得到的實(shí)際GDP數(shù)值作為分子，以地區(qū)年初人口數(shù)和年末人口數(shù)的平均值作為分母計(jì)算而得。

生產(chǎn)性要素（勞動(dòng)力、資本和能源）價(jià)格扭曲程度DFit和財(cái)政分權(quán)FDCit是本文的兩個(gè)核心變量，但是對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)如何度量一直頗具爭(zhēng)議。關(guān)于要素價(jià)格扭曲程度DFit，基于前人研究成果和數(shù)據(jù)可獲得性，同時(shí)考慮本文的研究目的，借鑒夏曉華和李進(jìn)一[ 26 ]的做法，采用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型計(jì)算出要素的邊際產(chǎn)出。為避免超越對(duì)數(shù)模型中平方項(xiàng)之間的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，本文進(jìn)一步采用嶺回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)并計(jì)算勞動(dòng)力、資本和能源要素邊際產(chǎn)出。此外，勞動(dòng)力要素價(jià)格以就業(yè)人員工資總額（經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算為不變價(jià)（2000年=100））除以勞動(dòng)力人數(shù)來(lái)表示，資本要素價(jià)格用成本率來(lái)衡量[ 27 ]，能源要素價(jià)格為能源工業(yè)投資總額（經(jīng)燃料動(dòng)力批發(fā)價(jià)平減）除以能源消耗量。最終以資本、勞動(dòng)力和能源要素的邊際產(chǎn)出與其價(jià)格之比來(lái)估算扭曲程度。若比值為1，表明要素價(jià)格合理，否則要素價(jià)格就存在扭曲。兩者比值絕對(duì)值與1差距越大，表明該要素價(jià)格扭曲程度越高。在計(jì)算獲取勞動(dòng)力、資本和能源要素價(jià)格扭曲（分別用DLit、DKit和DEit表示）后，為避免要素扭曲為負(fù)數(shù)而難以利用幾何平均法來(lái)獲得綜合要素價(jià)格扭曲數(shù)據(jù)，選擇加權(quán)算術(shù)平均法來(lái)計(jì)算得到綜合要素價(jià)格的扭曲程度DFit。具體計(jì)算見(jiàn)式（2）：

關(guān)于財(cái)政分權(quán)FDCit的衡量指標(biāo)，本文沿用張芬和趙曉軍[ 28 ]的成果。財(cái)政收入方面選取財(cái)政收入占比、人均預(yù)算內(nèi)外財(cái)政總收入、人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政收入指標(biāo)，財(cái)政支出方面選取預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出平均指標(biāo)、人均扣除凈轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出、扣除凈轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出，兩者合計(jì)共6個(gè)指標(biāo)來(lái)計(jì)算各省際財(cái)政分權(quán)。

通過(guò)對(duì)樣本數(shù)據(jù)的整理計(jì)算，模型（1）中相關(guān)指標(biāo)的選取及定義如表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

本文選用財(cái)政分權(quán)為門(mén)檻變量FDCit、要素價(jià)格扭DFit為關(guān)鍵變量（分段函數(shù)中回歸系數(shù)變化的變量），就財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)考察。對(duì)此，在運(yùn)用門(mén)檻估計(jì)之前需先確定門(mén)檻數(shù)，本文通過(guò)Bootstrap法設(shè)定抽樣次數(shù)為2 000次，計(jì)算出F統(tǒng)計(jì)量的臨界值來(lái)確定門(mén)檻的個(gè)數(shù)，見(jiàn)表2。

表2中LM統(tǒng)計(jì)量的顯著性檢驗(yàn)表明，門(mén)檻變量財(cái)政分權(quán)FDCit對(duì)工業(yè)二氧化硫排放污染、工業(yè)廢水排放量存在門(mén)檻影響效應(yīng)，假設(shè)1成立。在顯著性水平為1%的情況下，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)二氧化硫排放與工業(yè)廢水排放的影響都存在單一門(mén)檻值。

（二）門(mén)檻值穩(wěn)健性檢驗(yàn)

門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。先對(duì)以InPSO2 it為因變量的門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。原假設(shè)為H0：？酌=0.7500，備擇假設(shè)H1：？酌≠0.7500，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1，在0.05的顯著性水平下，門(mén)檻值不拒絕原假設(shè)。同理，如圖2所示，以lnPFSit為因變量的門(mén)檻值同樣不拒絕原假設(shè)。

（三）結(jié)果分析

從門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果來(lái)看，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)二氧化硫影響的門(mén)檻值？酌=0.7500，對(duì)工業(yè)廢水排放量影響的門(mén)檻值？酌=0.7000。據(jù)此，將29個(gè)樣本省際區(qū)域按財(cái)政分權(quán)程度分為兩個(gè)區(qū)域：財(cái)政分權(quán)程度普通區(qū)域（FDCit≤0.7000），財(cái)政分權(quán)程度較高區(qū)域（FDCit>0.7000）。

從模型回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果（表4）來(lái)看，作為控制變量，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)“三廢”的排放影響顯著，且估計(jì)結(jié)果表明財(cái)政分權(quán)與工業(yè)“三廢”排放之間存在正向關(guān)系，即隨著財(cái)政分權(quán)程度的提高會(huì)增加工業(yè)“三廢”的排放量。另外，從財(cái)政分權(quán)作用于要素價(jià)格扭曲，進(jìn)而對(duì)工業(yè)“三廢”排放量產(chǎn)生影響的門(mén)檻效應(yīng)結(jié)果來(lái)看，在財(cái)政分權(quán)程度普通區(qū)域中，要素價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”污染的影響不顯著，而在較高財(cái)政分權(quán)下，要素價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”中二氧化硫排放污染與工業(yè)廢水排放污染影響顯著。究其原因，財(cái)政分權(quán)對(duì)要素資源利用存在階段性影響。在適度的財(cái)政分權(quán)下，政府對(duì)要素資源的引導(dǎo)約束相對(duì)理性，避免了生產(chǎn)性要素的濫用;而當(dāng)財(cái)政分權(quán)處于較高程度，亦即超過(guò)0.7000的門(mén)檻值后，政府對(duì)要素資源的引導(dǎo)約束可能會(huì)趨于偏激，尤其是財(cái)政分權(quán)下政府對(duì)生產(chǎn)性支出的偏向[ 3 ]，要素被越來(lái)越廣泛地利用而逐漸超出理性控制范圍，加劇了二氧化硫排放污染、工業(yè)廢水排放污染。

從控制變量的模型回歸結(jié)果來(lái)看：人均GDP（lnPGDPit）對(duì)工業(yè)廢水排放與工業(yè)固體廢物排放的影響顯著為正，對(duì)工業(yè)二氧化硫排放顯著為負(fù)，表明隨著人均GDP的提升，會(huì)加劇工業(yè)廢水排放和固體廢物污染、減少工業(yè)二氧化硫排放污染;財(cái)政分權(quán)FDCit作為控制變量，對(duì)工業(yè)“三廢”的影響顯著為正;環(huán)境保護(hù)支出HJBHit對(duì)工業(yè)“三廢”排放污染的回歸系數(shù)均為負(fù)，且對(duì)工業(yè)二氧化硫排放污染與工業(yè)固體廢物排放污染影響顯著，即隨著環(huán)境保護(hù)支出的提高，總體上能有效降低工業(yè)“三廢”污染，提高周?chē)h(huán)境質(zhì)量;工業(yè)化程度GYHit對(duì)工業(yè)二氧化硫排放量顯著為正，工業(yè)化程度越高，工業(yè)二氧化硫排放量越大;城市化水平CZHit對(duì)工業(yè)廢水排放量顯著為負(fù)，但對(duì)二氧化硫排放污染和固體廢物污染的影響不顯著;研發(fā)強(qiáng)度RDBZit對(duì)工業(yè)固體廢物排放的影響顯著為負(fù)，即隨著研發(fā)創(chuàng)新能力的提升，對(duì)工業(yè)固體廢物的污染有顯著減緩作用;人口密度lnRKMDit對(duì)固體廢物的污染排放影響顯著為正，即隨著人口密度的增加，會(huì)顯著加劇固體廢物的排放污染。

總體而言，從模型回歸結(jié)果來(lái)看，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)二氧化硫、廢水排放的門(mén)檻影響在財(cái)政分權(quán)普通區(qū)域中不顯著，但跨越門(mén)檻值后，在高程度財(cái)政分權(quán)作用下，要素價(jià)格扭曲程度的提升會(huì)顯著加劇污染排放，假設(shè)2成立。另外，從控制變量來(lái)看，模型結(jié)果中回歸符號(hào)基本與預(yù)期相一致，但它們作用于不同的環(huán)境污染，表現(xiàn)出了一定的差異。

（四）模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目煽啃?，本文去除了?cái)政分權(quán)以外的所有控制變量進(jìn)行門(mén)檻回歸，結(jié)果見(jiàn)表5。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，核心變量的顯著性、門(mén)檻變量值及顯著性與原模型皆保持相同的結(jié)果，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文模型的可靠性。

五、結(jié)論與政策啟示

本文通過(guò)2007—2019年我國(guó)29個(gè)省份的面板門(mén)檻模型，從財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格扭曲等方面對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)表明，財(cái)政分權(quán)下要素價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”中二氧化硫排放污染、廢水排放污染存在明顯的單一門(mén)檻影響效應(yīng)。從模型回歸結(jié)果來(lái)看，財(cái)政分權(quán)程度越高，尤其是跨過(guò)相應(yīng)門(mén)檻值后，要素價(jià)格扭曲與工業(yè)“三廢”中二氧化硫排放污染、廢水排放污染都成正比，即要素價(jià)格的扭曲增加會(huì)總體上加劇工業(yè)“三廢”的污染排放。另外，從樣本數(shù)據(jù)回歸的控制變量來(lái)看，人均GDP、財(cái)政分權(quán)、工業(yè)化和人口密度均在不同程度上表現(xiàn)出與污染排放呈現(xiàn)正比關(guān)系，環(huán)境保護(hù)支出、城市化水平和研發(fā)強(qiáng)度則與環(huán)境污染排放在一定程度上呈現(xiàn)反比關(guān)系。

總之，通過(guò)財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的實(shí)證分析表明，財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量存在直接影響的同時(shí)，也存在間接影響。分權(quán)模式下環(huán)境質(zhì)量的改善與保護(hù)、政府理性行為、法律層面落實(shí)責(zé)任邊界等至關(guān)重要。因此，本文的政策啟示主要有四點(diǎn)：第一，通過(guò)1987—2020年的地方財(cái)政收支占比來(lái)看，43年來(lái)地方收入占全國(guó)收入比例平均值為57.30%，最高值和最低值分別為44.30%和84.48%;支出占比平均值為70.23%，最高值和最低值分別為45.04%和85.71%。表明目前的財(cái)政分權(quán)屬于高度分權(quán)程度[ 29 ]，根據(jù)模型0.7000的門(mén)檻值判斷，建議不宜進(jìn)一步擴(kuò)大財(cái)權(quán)分配，必要時(shí)僅小范圍局部微調(diào)，同時(shí)應(yīng)該進(jìn)一步厘清中央與地方在市場(chǎng)、環(huán)境建設(shè)方面的事權(quán)劃分“責(zé)任清單”，從法律層面落實(shí)責(zé)任邊界。第二，隨著財(cái)政分權(quán)的日益發(fā)展，地方政府應(yīng)大力優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，尤其是在財(cái)政分權(quán)程度相對(duì)較高的情況下。簡(jiǎn)言之，政府部門(mén)在穩(wěn)增長(zhǎng)的同時(shí)，更要注重環(huán)境保護(hù)等民生發(fā)展問(wèn)題，強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制的有效實(shí)施，加大環(huán)境治理投入，并進(jìn)一步完善治理制度。同時(shí)要健全民眾環(huán)境保護(hù)監(jiān)督訴求機(jī)制，當(dāng)?shù)卣粩鄷惩ê屯貙挶Ｕ瞎竦谋磉_(dá)權(quán)渠道，構(gòu)建全社會(huì)全面有效的環(huán)境保護(hù)機(jī)制，進(jìn)一步降低環(huán)境污染。第三，注重區(qū)域要素價(jià)格調(diào)整，漸進(jìn)削減并最終取消造成要素價(jià)格扭曲的政策性補(bǔ)貼，充分發(fā)揮適合市場(chǎng)規(guī)范的要素價(jià)格對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的激勵(lì)作用。對(duì)此，地方政府應(yīng)積極轉(zhuǎn)變區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，走集約環(huán)保的發(fā)展道路，加強(qiáng)生產(chǎn)要素價(jià)格的合理引導(dǎo)和約束，使要素資源的使用理性化、科學(xué)化，堅(jiān)持綠色發(fā)展、可持續(xù)發(fā)展。第四，地方政府應(yīng)充分發(fā)揮財(cái)政職能與要素市場(chǎng)的雙向互動(dòng)作用，更多地扮演服務(wù)型政府角色，成為要素市場(chǎng)培育和秩序維護(hù)者，推動(dòng)政策引導(dǎo)下的市場(chǎng)資源配置機(jī)制的完善。

【參考文獻(xiàn)】

[1] ASSETTO V J，HAJBA E，MUMME S P.Democratization，decentralization，and local environmental policy capacity：Hungary and Mexico[J].The Social Science Journal，2003，40（2）：249-268.

[2] FARZANEGAN MR，MENNEL T.Fiscal decentralization and? pollution：institutions matter[R].Working Paper，2014.

[3] 龔鋒，盧洪友.公共支出結(jié)構(gòu)、偏好匹配與財(cái)政分權(quán)[J]. 管理世界，2009（1）：10-21.

[4] OATES W E.Fiscal federalism[M].New York：Harcourt Brace Jovanovich，1972.

[5] ZHURAVSKAYA E V.Incentives to provide local public goods：fiscal federalism，Russian style[J].Journal of Public Economics，2000，76（3）：337-368.

[6] FAGUET J P.Does decentralization increase government responsiveness to local needs？Evidence from Bolivia[J].Journal of Public Economics，2004，88（3/4）：867-893.

[7] BASKARAN T，F(xiàn)ELD L P.Fiscal decentralization and economic growth in OECD countries is there a relationship？[J].Public Finance Review，2013，41（4）：421- 445.

[8] NASREEN S，ANEAR S，OZTURK I.Financial stability，energy consumption and environmental quality：evidence from South Asian economies[J].Renewable and Sustainable Energy Reviews，2017，67：1105-1122.

[9] 傅勇，張晏.中國(guó)式分權(quán)與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向：為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)的代價(jià)[J].管理世界，2007（3）：4-12，22.

[10] 辛沖沖，周全林.財(cái)政分權(quán)促進(jìn)還是抑制了公共環(huán)境支出：基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2018（1）：24-35.

[11] 賀俊，張鉞，畢功兵.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與公共基礎(chǔ)設(shè)施[J].系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2020，40（4）：852-862.

[12] 蔡昉，都陽(yáng)，王美艷.經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變與節(jié)能減排內(nèi)在動(dòng)力[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（6）：4-11，36.

[13] 王林輝，王輝，董直慶.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境質(zhì)量相容性政策條件：環(huán)境技術(shù)進(jìn)步方向視角下的政策偏向效應(yīng)檢驗(yàn)[J].管理世界，2020，36（3）：39-60.

[14] 后小仙，陳琪，鄭田丹.財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的再檢驗(yàn)：基于政府偏好權(quán)變的視角[J].財(cái)貿(mào)研究，2018，29（6）：87-98.

[15] 官永彬，張應(yīng)良.中國(guó)式財(cái)政分權(quán)、政府競(jìng)爭(zhēng)與區(qū)域環(huán)境質(zhì)量[J].管理現(xiàn)代化，2017，37（4）：63-65.

[16] 楊小東，冉啟英，張晉寧.城市創(chuàng)新行為、財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2020（3）：1-16.

[17] 姜學(xué)勤.要素市場(chǎng)扭曲與中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)失衡[J]. 長(zhǎng)江大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009（1）：59-62.

[18] 王希.要素價(jià)格扭曲與經(jīng)濟(jì)失衡之間的互動(dòng)關(guān)系研究[J].財(cái)貿(mào)研究，2012（5）：8-15.

[19] 周杰琦，汪同三.FDI、要素市場(chǎng)扭曲與碳排放績(jī)效：理論與來(lái)自中國(guó)的證據(jù)[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2017（7）：96-107.

[20] 沙依甫加瑪麗·肉孜，鄧峰.要素價(jià)格扭曲、環(huán)境污染與區(qū)域創(chuàng)新能力[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2019，36（2）：9-16.

[21] 吳延兵.中國(guó)式分權(quán)下的偏向性投資[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017，52（6）：137-152.

[22] 黎精明，郜進(jìn)興.財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲與國(guó)有企業(yè)過(guò)度投資[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（1）：78-83.

[23] 馬曉鈺，李強(qiáng)誼，郭瑩瑩.中國(guó)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染的理論與實(shí)證：基于省級(jí)靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2013（5）：122-127.

[24] 俞雅乖.我國(guó)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系及其地區(qū)特性分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2013（9）：60-67.

[25] OATES W E. An essay on fiscal federalism[J].Journal of Economic Literature，1999，37（3）：1120-1149.

[26] 夏曉華，李進(jìn)一.要素價(jià)格異質(zhì)性扭曲與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整[J].南京大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué).人文科學(xué).社會(huì)科學(xué)版），2012（3）：40-48.

[27] 李治國(guó)，唐國(guó)興.中國(guó)平均資本成本的估算[J].統(tǒng)計(jì)研究，2002（11）：21-25.

[28] 張芬，趙曉軍.中國(guó)財(cái)政分權(quán)度量指標(biāo)的比較研究[J].經(jīng)濟(jì)研究參考，2016（34）：44-59.

[29] 趙志耘，郭慶旺.論中國(guó)財(cái)政分權(quán)程度[J].涉外稅務(wù)，2005（11）：11-15.