高琳

一、引言

在一個風險社會中，國家治理的本質是公共風險治理，而公共風險治理的關鍵是要構建適宜的治理結構（劉尚希等，2018）。對于我國這樣一個超大型國家，公共風險治理一直都是中央和地方共同完成的。歷代統(tǒng)治者經(jīng)過長期摸索，形成了央地風險治理的制度性架構，即中央政府將公共事務盡可能交給地方政府處理，中央政府則專注于選拔、監(jiān)督、指導和考核地方官員，所謂“中央治官、地方治民”（曹正漢，2011，2014）。如今，盡管經(jīng)濟結構、政治制度都發(fā)生了巨大變化，但國家風險治理仍深刻汲取了歷史經(jīng)驗。改革開放以來，除了國防、外交、貨幣發(fā)行等少數(shù)象征國家主權的事務由中央政府直接負責外，攸關民眾切身利益的諸多公共事務大多沿用屬地管理模式，或曰“行政發(fā)包制”（周黎安，2014）。向地方大幅放權形成的巨大發(fā)展激勵，是改革開放后中國經(jīng)濟飛躍的重要制度性力量，但這也一度影響了中央政府統(tǒng)籌協(xié)調(diào)和應對重大風險挑戰(zhàn)的能力，迫使中央政府啟動分稅制改革扭轉這一局面（王紹光，1995；劉克崮和賈康，2008）。分稅制改革顯著增強了中央政府的財政再分配能力，于是逐步加大對地方特別是薄弱地區(qū)的財政轉移支付，但由于各級政府事權界定不清，在實際執(zhí)行中諸多事權層層向下轉移，特別是出現(xiàn)擴展或新增事權時，往往是上級政府出政策，下級政府只能被動接受。在這種情況下，即便中央不斷加大轉移支付，地方政府的財力與事權不匹配仍然較為嚴重，最終扭曲地方政府行為，削弱國家總體風險治理能力。黨的十八大以來，財政體制改革的重要內(nèi)容之一就是中央和地方財政事權和支出責任劃分改革，強調(diào)要適度加強中央財政事權與支出責任。

本文以水利投資事務為例，考察央地事權配置的風險治理效應。水利歷來是治國安邦的大事，頻發(fā)的自然災害特別是水旱災害始終是國家糧食安全、經(jīng)濟安全和人民生命財產(chǎn)安全的重要威脅。因此，水利投資不僅關乎農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體的利益，更是關系到公共風險防御這種特殊公共品的充分供給。二十一世紀以來，全球氣候變化加劇，自然災害發(fā)生的頻率、強度和地點都愈加不可預知，強化水利投資、增強災害風險防御能力變得日益迫切?？紤]到水利投資在多個維度上對國家公共風險存在直接或間接的影響，為了實證分析具有可操作性且不過于復雜化，本文著重研究水利投資抵御農(nóng)業(yè)災害風險的作用，這是水利對公共風險最直接、最基礎的影響。研究發(fā)現(xiàn)，央地水利投資項目均具有災害防御效應，但中央水利項目的防御效應明顯強于地方水利項目，更能有效應對高強度災害沖擊?？紤]到中央水利項目的受益范圍大于地方水利項目，因此，本研究證實了根據(jù)受益范圍劃分公共品職責的經(jīng)典分權理論主張（Oates，1972；Olson，1969）。

本文結論對于提高我國公共風險防御的制度能力建設具有一般性意義。當前，世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，中國正處于實現(xiàn)中華民族偉大復興的關鍵時期，內(nèi)外部風險增多，風險復雜程度和聯(lián)動性大大增強，風險影響范圍廣，易于形成全局風險。央地權責配置關系作為國家治理體系的基礎，在當前的歷史交匯期，應展現(xiàn)制度韌性，及時做出調(diào)適和創(chuàng)新，與防范重大風險的國家治理目標轉向相適應（劉尚希等，2018）。這就需要在增強基層政府風險響應能力的同時，適度擴大中央政府的風險防御職責，充分發(fā)揮中央和地方兩個積極性，為已經(jīng)到來的高風險社會注入確定性，從而更好地統(tǒng)籌發(fā)展和安全，為全面開啟第二個百年奮斗新征程營造總體安全環(huán)境。

本文主要有三方面的學術貢獻：第一，首次從事權配置而非財政支出配置視角研究央地支出的影響效應，基于行政放權而非財政分權的中國特色央地關系實踐，發(fā)展出一種事權維度的放權指標，即根據(jù)中央和地方政府各自管理的公共投資規(guī)模來測度中央對地方的放權程度，與基于央地政府實際財政支出規(guī)模構建的傳統(tǒng)財政分權指標相比，事權指標更能夠刻畫我國行政性放權的制度特征。第二，本文也超越了僅觀察分權度或放權度指標刻畫的央地支出的相對影響，更加重視考察央地支出本身的影響，得到的實證分析結論具有更為直接的政策含義。第三，本文的研究對象是某一特定公共事務而不是既有文獻通常關注的加總公共事務，能夠更精準識別央地支出配置結構對特定后果的影響。

文章余下部分安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分介紹計量模型、變量和數(shù)據(jù)；第四部分實證考察央地水利投資權責配置的災害風險防御效應；第五部分進一步分析作用渠道；最后一部分總結全文。

二、文獻綜述

關于集權化還是分權化體制更有利于應對自然災害沖擊，是在Tiebout（1956）、Musgrave（1959）、Oates（1972）等學者奠定的財政分權理論框架下展開論證的。Messer（2003）認為，自然災害在多數(shù)情況下是局部現(xiàn)象，充分利用本地信息和資源對于災害的事前、事中和事后應對至關重要，因此，分權化體制更利于有效的災害管理。Oakerson（1999）、Bardhan（2002）認為，小型水利設施外溢性弱，分權化供給模式的確具有優(yōu)勢，但大型水利設施的外溢性強（受益范圍大），由高層級政府負責可以發(fā)揮更大作用。Tanzi（1995）、Bardhan and Mookharjee（2000）、 Iqbal and Ahmed（2009）認為，在政治機制不完善的情況下，分權可能產(chǎn)生腐敗或“精英俘獲”，導致地方政府對易于受到自然災害沖擊的群體的需求不做出積極回應，削弱地方政府的災害規(guī)制、監(jiān)控能力，或出現(xiàn)貪污挪用救災物資問題，加重受災損失?？梢?，從理論上來看，何種央地水利權責配置結構更有利于災害風險治理，本質上與災害沖擊的類型有著密切關系。應對小型災害更適合讓地方政府尤其是基層政府負責小型水利設施項目，如此可以充分發(fā)揮地方政府的信息優(yōu)勢，但較高強度災害沖擊影響范圍廣、破壞力大，此時由高層級政府投資建設相應的大型水利項目更為恰當。

在經(jīng)驗研究方面，Escaleras and Register（2012）發(fā)現(xiàn)，財政分權有助于降低人口因災死亡率，且這種作用在發(fā)展中國家要大大強于發(fā)達國家。Skidmore and Toya（2013）發(fā)現(xiàn)，財政分權對于降低因災死亡率存在非線性作用，低分權度國家的進一步分權能夠大幅降低人口死亡率。張莉等（2017）基于中國省級地區(qū)樣本研究發(fā)現(xiàn)，省內(nèi)支出分權度與自然災害損失之間存在倒U型關系。 Iqbal and Ahmed（2009）發(fā)現(xiàn)，財政分權程度的提升導致受災人口比重和人口因災死亡率都上升了，但地方選舉的存在有助于削弱這種不利影響。Schultz and Libman（2015）對俄羅斯2010年森林火災的研究發(fā)現(xiàn)，地方性知識對于救災具有十分重要的作用，但必須在地方官員與聯(lián)邦政府關系密切的情況下才能發(fā)揮作用，兩者的關系越密切越能夠獲得資源，而本地信息優(yōu)勢提高了救災資源使用效率。Marks and Lebel（2016）基于泰國2011年洪災事件的研究發(fā)現(xiàn)，中央對地方的不完全分權加上部門間的分割，導致地方無力有效應對洪災，中央政府的資源動員也缺乏和地方溝通，導致糟糕的救災行動。

既有實證文獻為優(yōu)化水利權責配置無疑提供了有益的經(jīng)驗認識，但存在以下三點不足：第一，考察的都是政府間總體分權的影響，但是不同公共事務在外溢性、信息復雜度等方面的性質不同，將所有公共事務作為一個整體研究得到的結論并不一定能夠反推到特定公共事務，而且由于并非所有公共支出項目都是用于災害治理，因此政府間總體分權與災害影響之間的聯(lián)系也不密切。第二，使用分權度指標作為被解釋變量捕捉的是政府間支出的相對影響，但相對影響的政策含義并不清晰，假設實證結果顯示，央地分權度指標的估計系數(shù)顯著為正，那么央地支出各自的影響存在多種可能性，例如地方支出顯著為正、而中央支出顯著為正但邊際影響微弱或中央支出沒有顯著影響或中央支出存在顯著為負的影響，又或者地方支出影響不顯著但中央支出影響顯著為負，央地支出影響效應的不唯一導致無法依據(jù)實證結果提出精準的政策建議。第三，使用的分權度指標是基于各級政府實際財政支出構建的，本質上是各級政府支出的相對份額，但在權責分離的央地體制下，通常都存在中央對地方的財政轉移支付，使得支出分權指標并不能真實刻畫中央對地方的分權程度（陳碩和高琳，2012）。此外，當中央財政支出包含了對地方政府（尤其基層政府）的轉移支付時，中央支出就不完全是用來提供具有強外溢性和規(guī)模經(jīng)濟的公共品，同樣地方政府支出若包含中央轉移支付，也就無法如實反映地方政府根據(jù)信息復雜度和地區(qū)偏好差異來提供地方公共品的事實。換言之，財政支出分權指標不一定真實反映財政分權理論。

當代中國的水利投資事務具有典型的權責分離特征。圖1報告了事權和財政支出兩個維度的地方水利投資份額。圖中顯示，兩者有著基本一致的變化趨勢，但數(shù)值上存在明顯差異。從事權配置來看，近20年來，我國水利投資管理職責總體上呈現(xiàn)中央向地方放權的格局，特別是2014年以來，絕大部分水利項目都是地方項目。與之不同，從財政支出責任配置來看，在2011年之前，中央和地方大約各承擔了一半的財政支出責任，此后地方支出責任明顯上升，但最多也沒有超過70%。總的來看，中央政府直接管理的水利投資項目雖然占比小，但仍承擔了相當部分的財政支出責任，這些支出絕大部分用于對地方水利項目的轉移支付?；谏鲜鍪聦崳疚陌l(fā)展出一種事權維度的放權指標，即根據(jù)中央和地方政府各自管理的水利投資項目規(guī)模來測度中央對地方的放權程度，從而更精準刻畫我國水利投資領域的央地關系制度特征。與此同時，本文重點關注央地水利投資本身的災害治理效應。

圖1：按事權和財政支出責任分別界定的地方水利投資份額（2000——2019年）

三、模型、變量和數(shù)據(jù)

（一）模型設定和變量說明

為考察央地水利投資的災害風險防御效應，首先借鑒財政分權文獻中的財政分權度概念，構建水利投資放權度指標，分析水利投資放權的風險防御效應。根據(jù)央地水利投資數(shù)據(jù)的可得性，本文利用省級地區(qū)樣本進行研究。計量回歸模型如式（1）所示：

其中，下標i表示省級地區(qū)，t表示年份。Disaster表示地區(qū)遭受自然災害沖擊的嚴重程度。在有關自然災害決定機制的跨國研究中，通常使用因災死亡人口數(shù)作為被解釋變量，在我國，黨和國家始終把人民生命安全放在第一位，盡最大努力降低傷亡，自然災害造成的人口死亡率已大幅下降，且因災死亡人口與一個國家或地區(qū)應急響應能力和急救努力程度有密切關系（Goodspeed，2013），為此，本文使用農(nóng)業(yè)遭受自然災害的破壞程度作為被解釋變量。根據(jù)民政部印發(fā)的《自然災害情況統(tǒng)計制度》（民函〔2008〕119號），農(nóng)作物播種面積根據(jù)受災程度區(qū)分為“受災面積”“成災面積”和“絕收面積”（受災面積≥成災面積≥絕收面積），其中，受災面積是指本行政區(qū)域內(nèi)因災減產(chǎn)一成以上的農(nóng)作物播種面積，成災面積是指因災減產(chǎn)三成以上的農(nóng)作物播種面積，絕收面積則是指因災減產(chǎn)八成以上的農(nóng)作物播種面積?？紤]到農(nóng)作物絕收意味著遭受的是破壞力極強的巨災沖擊，此時很可能已普遍超出水利設施的災害抵御能力，因此，本文以受災面積和成災面積刻畫農(nóng)業(yè)遭受常規(guī)災害破壞的嚴重程度，并以此觀察央地水利投資的風險防御能力差異。①在后文的實證分析中，我們考察了央地水利投資對農(nóng)作物絕收面積的影響，發(fā)現(xiàn)央地投資的作用在統(tǒng)計上都不顯著，表明從短期來看，水利投資的確難以抵御破壞性極強的災害沖擊?？紤]到關鍵水利設施具有同時防御多種自然災害沖擊的作用，例如，水庫既可以在防汛防臺期間發(fā)揮關鍵的防洪作用，也可以有效攔蓄水資源，為防旱抗旱提供有力的水資源保障，模型中使用的是農(nóng)作物加總的受災面積和成災面積。

invdec表示水利投資事權放權度，即一個地區(qū)的地方項目投資占全部水利投資的比重。具體定義如下：

由于放權度指標只能觀察地方項目投資與中央項目投資的相對影響，為直接觀察央地水利投資各自的風險防御效應，進一步構建計量模型（3）和（4）：

其中，inv_cental和inv_local分別表示中央水利項目投資率和地方水利項目投資率，即一個地區(qū)的中央和地方水利投資占地區(qū)GDP的比重。

模型（1）（3）（4）中的X均為一組控制變量。根據(jù)本文的研究需要并參考水利投資或水利設施災害風險防御效果的實證研究文獻（陳煌等，2012；謝永剛等，2012；郭珍和曾福生，2014），我們控制了農(nóng)作物播種面積、第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、人口密度、夏季降水量的一次項及平方項、夏季平均溫度以及冬季平均溫度。農(nóng)作物播種面積衡量了農(nóng)作物受災的規(guī)模效應，在同等條件下，當年農(nóng)作物播種面積越大，受災面積也應越大。第一產(chǎn)業(yè)增加值占比衡量了第一產(chǎn)業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的重要性，第一產(chǎn)業(yè)占比越大的地區(qū)，農(nóng)作物受災規(guī)模也應越大，該變量同時也衡量了地區(qū)的水利投資需求，越是依賴農(nóng)業(yè)的地區(qū)修建農(nóng)田水利設施的需求越大。人口密度衡量了災害影響的集聚效應，人口密度大的地區(qū)，有利于分散農(nóng)作物的受災影響范圍。農(nóng)作物的受災程度與當年的氣象災害強度直接相關，我們用降水量和溫度兩個核心氣候指標來捕捉地區(qū)氣象災害強度。其中，降水量指標基于夏季（6——8月）全省加總的降水量構建，對于我國多數(shù)地區(qū)，這期間的降水量對當年農(nóng)作物收成有著重要影響，降水量太少容易造成干旱，降水量太多又容易引發(fā)洪澇災害，因此降水量對農(nóng)作物受災的影響應當是非線性的，模型中同時引入夏季降水量的一次項和平方項來捕捉非線性影響。對于溫度指標，同時控制了當年夏季（6——8月）平均氣溫和冬季（上年12月至當年1——2月）平均氣溫兩個變量，控制其他條件不變，越高的夏季平均氣溫越容易導致旱災，越低的冬季平均氣溫越容易帶來冷凍災害，均會加大農(nóng)作物受災程度。由于氣溫的地面觀測站設在各個城市，我們用省會城市觀測得到的月度氣溫計算得到夏季和冬季平均氣溫。

模型中的地區(qū)固定效應用來捕捉不隨時間變化的地區(qū)特異因素，考慮到我國不同地區(qū)氣候特征差異引發(fā)的自然災害類型及強度存在系統(tǒng)性差異，控制地區(qū)固定效應是極有必要的。年份固定效應捕捉了自然災害沖擊在年度間呈現(xiàn)的共同變化趨勢。雙向固定效應模型一定程度削弱了遺漏變量問題，但模型仍可能存在雙向因果關系——當年的災害沖擊往往促使政府加大水利投資。為此，回歸中將核心解釋變量滯后2期。實際上，一些水利工程特別是大型工程可能需要一年以上甚至更長時間的建設期才能交付使用，從這個意義上講，水利投資變量取滯后期也是必要的。考慮到水利投資會直接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及產(chǎn)出，在水利投資變量取滯后2期的情況下，控制變量中的第一產(chǎn)業(yè)增加值占比也取滯后2期，其他控制變量均取當期值。最后，回歸中對絕對規(guī)模變量取對數(shù)值。

（二）數(shù)據(jù)來源和描述

本文回歸分析使用的地區(qū)樣本是除北京、天津、上海、西藏之外的27個省級地區(qū)（不含港澳臺地區(qū)），主要是因為三個直轄市更接近于城市，農(nóng)業(yè)對經(jīng)濟的貢獻小于其他一般性省份，西藏的水利投資率遠高于其他地區(qū)，視為異常樣本。解釋變量的時間區(qū)間為2000——2017年，這一時期是新中國成立以來的第二大水利建設高峰期，且中央地方水利投資權責配置結構變化大，有利于增強回歸分析的有效性。構造各變量的基礎數(shù)據(jù)來源于多個統(tǒng)計資料。其中，水利投資數(shù)據(jù)來源于《中國水利（統(tǒng)計）年鑒》，農(nóng)作物受災面積和成災面積數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)作物播種面積來源于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》，各省年度降水量來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，省會城市的月度氣溫數(shù)據(jù)來源于《中國氣象年鑒》，其他變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計特征

四、實證分析結果

（一）基準回歸結果

首先考察央地水利投資放權度的風險防御效應，回歸結果報告見表2。第（1）列顯示，高度放權的水利投資事權配置格局不利于抵御災害沖擊，表明地方水利項目的災害防御作用明顯不如中央項目。第（2）（3）列顯示，央地水利投資項目均能降低農(nóng)作物受災面積，但中央項目的邊際效應是地方項目的近3倍。當然，此處需要注意的是，地方水利項目較弱的風險防御效應可能與地方水利項目的資金使用結構有關。因為地方水利項目投資中有一部分是社會資本投資，若社會資本參與了公益性和災害防御能力相對較弱的水利工程，必然拉低地方項目總體的災害防御效應。相反，中央項目為強公益性項目，不存在因財政資金和社會資本投向偏好不同引起的風險防御效應結構差異。由于缺乏社會資本究竟投入哪些水利項目的數(shù)據(jù)，為排除上述可能性，我們在地方項目回歸中進一步控制社會資本投資的影響，如第（4）列所示，此時地方水利項目投資的減災效應有所增強，這表明，與政府投資相比，社會資本投資總體上的確流向了災害風險防御效應更弱的項目。

表2 央地水利投資事權配置對農(nóng)作物受災面積的影響

即便如此，中央水利項目風險防御的邊際效應仍為地方水利項目的1.77倍。我們認為，這一實證發(fā)現(xiàn)是符合事實邏輯和理論邏輯的。因為央地水利項目的一個根本區(qū)別在于作用和受益范圍，這自然包括了災害風險防御這種特殊公共品的受益范圍，即中央水利項目發(fā)揮風險防御作用的地理范圍更大，可以在更大區(qū)域范圍內(nèi)保護農(nóng)作物免遭災害沖擊或減輕災害沖擊。實際上，考慮到一些中央水利項目的受益范圍是跨越省域的，比如水利工程坐落在流域的上游地區(qū)，這意味著本文實證模型很可能低估中央項目的災害風險防御效應。當然，地方水利項目特別是省屬項目的受益范圍也可能存在跨省域的情形，即地方項目的風險防御效應也可能被低估，但比較而言，中央項目被低估的程度應當要大一些。受制于水利項目層面的微觀數(shù)據(jù)不可得，我們無法對此進行嚴格檢驗。重要的是，低估只會加強我們的實證結論。

根據(jù)回歸結果可知，保持其他條件不變，一個地區(qū)的中央和地方水利項目投資率各提升1個百分點，農(nóng)作物受災面積分別下降39.7%和22.4%。直觀上看，上述估計結果是一個非常強的影響效應。但是考慮到中央水利項目投資率的樣本均值只有0.052%，地方水利項目投資率的樣本均值為0.774%，投資率提升1個百分點是一個很大的變化。對此考慮一種更為合理的情形，即觀察央地水利項目投資率各增加1個標準差的影響效應。結合表1的變量統(tǒng)計特征可知，中央和地方水利項目投資率各增加1個標準差，分別有助于農(nóng)作物受災面積下降5.2%（39.7%×0.13）和13.9%（22.4%×0.62）。

為觀察央地水利項目的災害防御效應是否互為干擾，我們將央地水利項目投資同時納入模型進行回歸，如第（5）列所示，發(fā)現(xiàn)此時央地水利項目投資的估計系數(shù)均有所上升，但中央項目的邊際效應約為地方項目的1.84倍，兩者的差異程度并沒有發(fā)生明顯變化，表明央地水利項目的影響具有獨立性。

為觀察央地水利投資應對高強度災害沖擊的防御效應差異，表3報告了央地水利項目影響農(nóng)作物成災面積的回歸結果。第（1）列顯示，高度放權的水利投資事權配置同樣加劇了農(nóng)作物遭受高強度災害的沖擊。分別估計顯示，中央項目在抵御高強度災害沖擊上仍發(fā)揮顯著作用，但對于地方項目而言，無論是否剔除社會資本投資的影響，其影響都不夠顯著，顯示地方水利項目總體上不能有力抵御高強度災害沖擊。與受災面積情形中的回歸類似，將央地水利項目同時納入模型后，中央和地方水利項目的邊際效應都有所增強，地方水利項目投資的影響也達到了統(tǒng)計顯著性，但央地水利項目的邊際效應差異程度沒有發(fā)生明顯改變。

表3 央地水利投資事權配置對農(nóng)作物成災面積的影響

總的來看，我們的分析表明，在自然災害發(fā)生的頻率、強度和地點越來越難以預測，以及多災種交替發(fā)生日益頻繁的情況下，必須全面提升重大災害風險的防御能力，這就需要維持乃至適度擴大中央政府的水利投資事權，并配置相應的財政支出責任。大范圍大力度的行政放權并不可取，盡管在理論上，中央政府將其事權下放給地方政府后，可以通過設計配套型專項轉移支付來矯正外部性，從而激勵地方政府的水利投資達到社會最優(yōu)水平。但在實踐中，測算水利工程（以及其他任何具有跨區(qū)域外溢性的公共品）的外部性程度需要大量信息，即便在數(shù)據(jù)可得性強的發(fā)達國家，可得信息仍不足以支撐精確測定配套率（Smart，2007）。所以，中央政府的配套率設定往往較為隨意，在經(jīng)過一番央地博弈后，配套率通常都超出了矯正外部性的目的（Oates，2008；OECD/KIPF，2016）。例如，美國聯(lián)邦政府對州際公路建設的配套率在很長一段時間高達90%，聯(lián)邦轉移支付嚴重過度（Inman，1988）。大規(guī)模的中央轉移支付還很容易致使政府間的職責邊界變得模糊不清，形成一種“大理石花紋蛋糕”式多級治理體系（Hooghe and Marks，2003），不斷出現(xiàn)上下級政府推諉扯皮的責任缺失現(xiàn)象。體制的復雜性最終也將侵蝕政府透明度，不利于民眾監(jiān)督政府績效（Wibbels，2006；Teles，2013）。正因為有這些國際經(jīng)驗作為鏡鑒，我們主張，央地事權分工應回歸“分層蛋糕”模式，擴大專屬事權、縮小共享事權，中央放權或授權雖有必要，但應限制在一定范圍內(nèi)，特別是進入風險社會后，有必要適度擴張中央政府直接提供重大風險防御公共品的職能。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本節(jié)從多個層面對上述回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，包括引入更多的控制變量以及調(diào)整回歸樣本。

1.控制更多的變量

本文基準回歸模型引入的地區(qū)固定效應雖然剔除了隨時不變地區(qū)因素的干擾，但仍可能遺漏隨時變化因素，若此類因素與核心解釋變量相關，勢必造成估計偏誤，因此，極有必要仔細考慮可能的遺漏變量。我們認為，本文模型最有可能遺漏的是一個地區(qū)應對災害沖擊的應急能力，具體包括為四個變量。

第一個變量是農(nóng)業(yè)機械化水平。農(nóng)業(yè)機械化是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重要標志，農(nóng)業(yè)機械的大規(guī)模應用不僅直接提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，還有助于提升抵御自然災害風險的能力。例如，在抗洪排澇中，拖拉機、排灌機可以加快洪澇地區(qū)排水速度，減少災害損失（朱波，2010）。近年來快速發(fā)展的“設施農(nóng)業(yè)”，因綜合利用了工程裝備技術、生物技術和環(huán)境技術（何芬和馬承偉，2007），更是被認為具有增強農(nóng)業(yè)防災減災能力的作用。無論是普通的農(nóng)業(yè)機械化還是升級版的“設施農(nóng)業(yè)”，其投資主體主要是農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)，但政府的相關政策（比如財政補貼、貸款貼息）對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體推進農(nóng)業(yè)機械化的積極性具有重要影響。若一個地區(qū)同時重視水利工程建設和農(nóng)業(yè)機械化，兩者將出現(xiàn)正相關，導致水利投資的風險防御效應被高估。我們用一個地區(qū)的農(nóng)業(yè)機械總動力（對數(shù)值）刻畫地區(qū)農(nóng)業(yè)機械化水平。

第二個變量是交通基礎設施條件。在緊急救災過程中，搶險救災人員、物資及相關設備及時安全地送達受災地區(qū)，是減少災害損失的關鍵，這些都有賴于安全暢通、高效有序的交通網(wǎng)絡?？鐕容^研究確實發(fā)現(xiàn)，良好的基礎設施對減輕自然災害沖擊及災后恢復都具有重要作用（McDaniels et al.，2015；Marto et al.，2018；Taghizadeh-Hesary et al.，2021）。當然，大災巨災通常會嚴重破壞交通設施，因此，全力搶修被毀的道路橋梁往往成為搶險救災的首要工作。本文用路網(wǎng)密度（公路里程/地區(qū)國土面積，對數(shù)值）衡量地區(qū)交通設施條件。

第三個變量是地方政府的動員能力。卓越的組織領導力是一個政黨最應具備的能力，強大高效的組織領導力是中國共產(chǎn)黨百年治理成就的內(nèi)在動因和制度邏輯（贠杰，2021）。各級地方政府嚴格落實中央決策部署，形成應對重大突發(fā)事件的強大力量。但是，由于各地風險意識、組織動員能力客觀上存在差異，應對公共風險事件的實際表現(xiàn)不盡相同。我們用各地年度GDP超目標增長幅度，即GDP實際增長率與GDP目標增長率的差值進行衡量。研究表明，越是能夠完成GDP增長目標的地區(qū)，該地區(qū)各級政府總體上擁有越強的組織動員能力、統(tǒng)籌協(xié)調(diào)能力和貫徹執(zhí)行能力，這對于快速有力應對自然災害沖擊同樣是必不可少的。正如一項模擬研究發(fā)現(xiàn)，政府資源調(diào)度能力越強，城市應急能力達到峰值的速率越快（韓金和戴爾阜，2021）。

最后一個變量是社會動員能力。防災減災既是各級政府的重要職責，也需要公眾和社會組織等多元主體的廣泛參與。特別是社會組織具有高度的靈活性和廣泛的民間性、社會性，在防災減災過程中能夠有效輔助和補充政府災害管理的工作（徐玖平和卓安妮，2011）。更重要的是，活躍的社會組織還將影響居民的經(jīng)濟理性思維方式，推動形成有助于集體行動的社會人思維模式，減少防災減災的認識誤區(qū)，提高整個社會的防災減災效益（翟國方和巫天豪，2019）。正是認識到這些益處，我國早在制定《國家綜合防災減災規(guī)劃（2011——2015年）》時就明確提出，加強防災減災社會動員能力建設，建立暢通的防災減災社會參與渠道，完善鼓勵企事業(yè)單位、社會組織、志愿者等參與防災減災的政策措施。我們用縣級社會組織密度（縣級社會組織數(shù)量/人口，對數(shù)值）衡量一個地區(qū)的社會動員能力。

將上述四個變量分別引入回歸模型后的估計結果報告見表4。受篇幅限制，只報告農(nóng)業(yè)受災面積的估計結果?？梢钥吹剑膫€變量的回歸結果略有差異，但總體上顯示出其確實有助于（至少在一定程度上）減輕自然災害對農(nóng)業(yè)的沖擊。在多數(shù)情況下，中央或地方水利投資回歸結果變化不大，唯一的例外是地方政府動員能力變量對解釋變量結果影響明顯。這應當與我們使用地區(qū)GDP超目標增長幅度作為地方政府動員能力的衡量有關，因為水利投資本身也是拉動GDP增長的因素，全國層面數(shù)據(jù)顯示，2003年以來，水利投資占全國固定資產(chǎn)投資的比重穩(wěn)中有升，平均占比為9.2%。此外，中央水利投資影響效應更大幅度的下降可能還與地方政府爭取中央水利轉移支付有關，即組織動員能力越強的地方政府，爭取到的中央財政資金支持越多。

表4 穩(wěn)健性檢驗：考慮潛在遺漏變量

2.調(diào)整回歸樣本

不同品種的農(nóng)作物生長地理環(huán)境不同，而各地區(qū)遭受自然災害沖擊的類型、頻率和強度客觀上存在差異，因此，央地水利投資在多大程度上發(fā)揮災害防御效應與地區(qū)農(nóng)作物種植結構有直接關聯(lián)。我國的農(nóng)作物主要包括糧食作物、經(jīng)濟作物和蔬菜作物等，主體是糧食作物特別是谷物。為此，根據(jù)各省稻谷播種面積占谷物播種面積的比重是否超過1/3，將樣本省域區(qū)分為稻谷種植區(qū)與非稻谷種植區(qū)兩個子樣本，基于農(nóng)業(yè)受災面積情形的回歸結果報告見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗：區(qū)分農(nóng)作物種植結構

如表2第（5）列所示，與全樣本回歸結果相比，在稻谷種植區(qū)，中央水利項目災害防御的邊際效應提升了約20%，而地方水利項目的邊際效應幾乎沒有改變，但統(tǒng)計顯著性明顯下降。在非稻谷種植區(qū)，地方水利項目仍發(fā)揮了顯著的災害防御效應，但中央水利項目的影響不顯著。我國的稻谷種植區(qū)主要分布在南部區(qū)域特別是長江流域，相對小麥種植區(qū)更容易遭受洪澇災害沖擊，同時也比較容易遭受持續(xù)高溫帶來的旱災。洪水災害特別是高強度災害往往波及范圍廣，在這種情況下，中大型中央水利項目自然發(fā)揮著更強的災害防御效應。相反，小麥種植區(qū)遭遇洪水災害的概率和頻率總體上要小得多，中央水利項目作用反倒不明顯。上述地區(qū)異質性恰恰表明，越是災害頻率高、強度大的地區(qū)，越是需要發(fā)揮中央政府的水利投資職責。

考慮到本文使用的是省級地區(qū)樣本，地區(qū)數(shù)量相對較少，有必要檢驗特定地區(qū)樣本是否嚴重左右實證分析結論。對此，我們在回歸中每次剔除掉一個特定省級地區(qū)后重新進行估計，即重新估計27次。結果表明，與全樣本回歸相比，剔除任何一個省份后，央地水利項目投資率的回歸結果都不會發(fā)生嚴重變化，某些情況下甚至加強了實證結論。例如，當剔除河南省、湖北省后，中央水利項目投資率在農(nóng)作物受災面積情形中的回歸系數(shù)達到-0.549、-0.523，影響效應明顯高于全樣本回歸結果。①受篇幅限制，此處不再報告回歸結果。

五、進一步的作用渠道分析

本節(jié)討論央地水利投資災害防御效應的作用渠道。水利投資要發(fā)揮防災減災作用，必然要以水利設施為作用載體。因此，分析作用渠道主要是識別央地水利投資如何影響水利設施供給。這可以區(qū)分為兩種效應：一是數(shù)量效應，即水利投資帶來更多的水利設施數(shù)量；二是質量效應，即水利投資提升了水利設施質量，考慮到我國大型水庫的75%、中型水庫的66%以及小型水庫的90%是在“大躍進”“文革”期間修建的事實（劉寶軍和張金宏，1999），多數(shù)水庫如今都需要加強修復改造才能保證服務質量。兩種效應都可以提升災害風險防御能力，但質量效應較難觀測。從功能上看，設施的老化破損程度可以較大程度捕捉水利設施質量的優(yōu)劣，因目前我國各級政府沒有公布對轄區(qū)內(nèi)水利設施的維護投入，為此，本文聚焦于分析水利投資的數(shù)量效應。根據(jù)《中國水利（統(tǒng)計）年鑒》《中國農(nóng)業(yè)機械工業(yè)年鑒》披露的數(shù)據(jù)，重點考察三類水利設施的供給數(shù)量：水庫容量（萬立方米）、達標堤防長度（公里）及節(jié)水灌溉設施數(shù)量（萬套）。①《中國水利（統(tǒng)計）年鑒》還披露了各地的水閘數(shù)量，這也是一類重要的水利設施，但經(jīng)仔細辨別，水閘數(shù)量的數(shù)據(jù)質量欠佳，不少省份不同年度間的水閘數(shù)量存在劇烈變化，為此我們沒有使用水閘數(shù)量作為考察依據(jù)。其中，水庫是最為重要的水利設施，兼具防汛防臺防旱等多種作用，堤防主要應對洪澇災害，節(jié)水灌溉設施在發(fā)揮節(jié)水作用的同時，也能提升農(nóng)業(yè)防旱抗旱能力。作用渠道檢驗的思路是，在計量回歸模型（3）和（4）中引入水利設施條件變量，觀察央地水利投資變量的回歸系數(shù)及統(tǒng)計顯著性變化，若統(tǒng)計顯著性和（或）影響程度明顯下降，且水利設施變量自身能夠顯著抵御災害沖擊，即表明水利設施的確是央地水利投資發(fā)揮風險防御效應的一個重要渠道?？紤]到水利設施從投資到能夠發(fā)揮作用可能存在滯后性，我們對水利設施變量取滯后1期。由于穩(wěn)健性檢驗部分已經(jīng)證明模型存在遺漏變量的可能性很小，如此可以保證水利設施條件變量基本滿足外生性，采用上述渠道檢驗思路是可行的。接下來以農(nóng)業(yè)受災面積情形為例，進行作用渠道檢驗。

表6首先報告了中央水利投資的作用渠道檢驗結果。可以看到，在三種水利設施中，只有水庫工程構成中央水利項目投資的作用渠道，但是該渠道僅大約可以解釋中央水利項目風險防御效應的12%，公式為（0.351-0.397）/0.397。堤防工程和節(jié)水灌溉設施不構成中央項目的作用渠道是情理之中，因為兩者幾乎都是地方水利工程項目。

表6 中央水利項目災害防御效應的作用渠道

考慮到我國水庫存在大、中、小三種類型，近20年來，我國水庫容量的增加又主要是大中型水庫貢獻的（見圖2），因而有必要觀察不同類型水庫發(fā)揮災害防御效應的異質性。為此，在模型中分別控制大型水庫容量、中型水庫容量和小型水庫容量，結果報告見表7?？梢园l(fā)現(xiàn)，促成中央水利項目發(fā)揮災害防御效應的主要是中型水庫貢獻的，大型和小型水庫并不構成一個有力的作用渠道。大型水庫的解釋力微弱，應當與中央大型水庫項目數(shù)量少且地區(qū)分布分散有關。需要指出的是，小型水庫的災害防御效應雖然不顯著，但其在灌溉、供水等方面仍然發(fā)揮著重要作用。

表7 中央水利項目災害防御效應的作用渠道（區(qū)分不同類型水庫）

圖2 ：中國各類型水庫總庫容變化（1973——2019年）

與中央水利項目不同，表8的估計結果表明，水庫工程和堤防工程均構成地方水利項目發(fā)揮風險防御效應的重要作用渠道，前者的解釋力為30%，后者的解釋力為25%，這與地方水利項目中有大量水庫工程和堤防工程是密不可分的。中型水庫同樣是地方水利項目發(fā)揮風險防御作用的最重要渠道，如表9所示，模型控制中型水庫工程容量后，地方水利項目的影響失去統(tǒng)計顯著性。

表8 地方水利項目風險防御效應的作用渠道

表9 地方水利項目風險防御效應的作用渠道（區(qū)分不同類型水庫）

六、結論

本文以水利投資事務為例，考察了央地事權配置結構對公共風險防御的治理作用。研究發(fā)現(xiàn)：第一，央地水利項目均能夠抵御災害沖擊，但中央水利項目投資的邊際效應強于地方水利項目，特別是在應對強度大、波及面廣的災害沖擊上，中央水利項目具有顯著優(yōu)勢。第二，機制分析顯示，大中型水庫特別是中型水庫的庫容對央地水利項目投資的災害防御效應具有最強的解釋力，達標堤防長度對地方水利項目災害防御效應也有較強的解釋力。

本文研究表明，水利投資事務過度放權容易導致跨區(qū)域乃至全國性風險防御公共品提供不足，不利于提高防范重大公共風險的能力。未來進一步推進中央和地方水利事權改革，應錨定風險防御這一關鍵政策目標，在不斷保障地方政府水利投資財政履職能力的同時，適度增強中央本級水利投資事權，確保中大型水庫工程等核心水利設施的充分供給，特別是在長江流域等稻谷種植區(qū)，災害頻率高、強度大且洪澇與干旱災害交替出現(xiàn)日益頻繁，擴大中央政府在這一區(qū)域的水利投資職責，是切實維護國家糧食安全、人民生命財產(chǎn)安全和經(jīng)濟安全的重要屏障。同時，本文結論可拓展應用于生態(tài)環(huán)境治理、傳染性疫情防控、國民基礎社會保障、基礎科學研究等強外溢性領域的央地事權配置優(yōu)化路徑。例如，高端芯片研制需要強大的基礎研究能力支撐，中央政府應更大力度推進和直接承擔有關實驗室、創(chuàng)新基地和人才隊伍建設責任；作為基礎民生事業(yè)的社會保障服務長期以來由地方管理，但隨著地區(qū)間經(jīng)濟差異加大和人口流動，面臨越來越多的風險挑戰(zhàn)，也需要中央政府直接承擔更多的職責。