崔立志，潘永平

(1.安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243032；2.安徽創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展研究院，安徽 馬鞍山 243032)

一、引言

改革開放40年來，我國經(jīng)濟建設(shè)一路高歌猛進，粗獷的發(fā)展模式是這一時期最鮮明的特征，毫無疑問生態(tài)環(huán)境也面臨著前所未有的威脅。雖然吸取了西方國家“先發(fā)展、后治理”的慘痛教訓(xùn)，我國還是不可避免的陷入了“環(huán)境讓位于發(fā)展”的惡性循環(huán)模式中，落后產(chǎn)能加速消耗掉自然資源、污染密集型企業(yè)持續(xù)排放高污染性廢水廢氣等，長期的環(huán)境污染和資源錯配制約著經(jīng)濟的發(fā)展，同時也嚴重危害著居民的身心健康。2015年全國338個地級以上城市中，僅有73個城市環(huán)境空氣質(zhì)量達標。隨著環(huán)境污染狀況愈演愈烈與人們對美好環(huán)境的強烈訴求，2012年，黨的十八大將生態(tài)文明建設(shè)納入“五位一體”總體布局和“四個全面”戰(zhàn)略布局，從此，生態(tài)文明建設(shè)便上升為國家大計。2018年，第十三屆全國人大一次會議表決通過憲法修正案，把新發(fā)展理念生態(tài)文明和建設(shè)美麗中國的要求寫入憲法。盡管環(huán)境污染治理逐漸步入法制化與法治化的正軌，但是相較于航天、高鐵和流行病防控等領(lǐng)域，生態(tài)治理并不是“集中力量辦大事”就能取得喜人成績的領(lǐng)域[1]。

環(huán)境污染大多來自于承接經(jīng)濟穩(wěn)步快速發(fā)展的高污染型工業(yè)企業(yè)，工業(yè)企業(yè)規(guī)模的擴張無疑拉動轄區(qū)內(nèi)GDP的快速增長，地方政府一面享受著GDP增長帶來的經(jīng)濟收益，一面也要承擔起由此引致的環(huán)境治理問題。在分稅制形成的財權(quán)與事權(quán)的分配格局下，環(huán)境保護是中央統(tǒng)一制定目標，由地方政府去承擔和執(zhí)行的一項公共服務(wù)。目前學(xué)者對地方政府環(huán)境污染治理方案收效甚微的原因基本達成一致，即擔任“管理員”的地方政府在履行環(huán)境保護職責時不作為或作為無效[2-3]。在中國式的財政分權(quán)體制下，若中央政府引導(dǎo)和約束不足，那么地方政府擁有的可供自由支配的財政資金越多，越傾向于做出能夠使自身短期利益最大化的行為。生態(tài)經(jīng)濟建設(shè)在短期往往無法給地方政府帶來直接反饋，加之環(huán)境污染具有的負外部性特征和環(huán)境治理成果外溢性帶來的“搭便車”行為更加削弱了政府生態(tài)治理的積極性。在地方政府目的明確的促污行為和缺乏主觀動力的抑污行為共同作用下，地區(qū)的環(huán)境狀況愈加嚴峻。

二、文獻回顧與理論假說

縱觀財政分權(quán)與環(huán)境污染的相關(guān)研究，根據(jù)現(xiàn)有學(xué)者研究觀點可將財政分權(quán)對環(huán)境的影響大致分為“抑制論”與“促進論”兩種。一方面，蒂布特提出的“用腳投票”理論最早旨在解釋居民可以根據(jù)不同轄區(qū)內(nèi)提供的差異化公共物品，按照自己的偏好自由選擇居住地點[4]。其中，優(yōu)質(zhì)的環(huán)境水平也是政府提供的公共物品之一[5]。這與Levinson和Fredriksson等支持的“鄰避效應(yīng)”[6-7]大同小異。這兩種現(xiàn)象表明財政分權(quán)促使地方政府提高環(huán)境質(zhì)量以期吸引高水平人才和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的入駐。此外，中央轉(zhuǎn)移支付作為地方政府支出分權(quán)與收入分權(quán)差額的填補，對地方政府行為具有約束作用，中央政府可以通過轉(zhuǎn)移支付將有關(guān)環(huán)境治理的理性思維傳導(dǎo)給地方政府[8]，從而達到環(huán)境治理的目的。

另一方面，也有很多學(xué)者支持財政分權(quán)會加重環(huán)境污染的觀點。根據(jù)已有文獻可以發(fā)現(xiàn)，在研究財政分權(quán)對環(huán)境造成的破壞效應(yīng)時，都無法避開地方政府的干預(yù)行為?！爸鸬赘偁帯毙袨?Race to the Bottom)和“污染天堂假說”(Pollution Heaven Hypothesis)證實了地方政府在財政分權(quán)的刺激下，傾向給予效益高的重污企業(yè)更多稅收優(yōu)惠和更低的環(huán)境準入標準等，長此以往環(huán)境質(zhì)量下滑明顯[9-11]。當?shù)胤秸斦謾?quán)度越高時，其自利性就越強[12]。劉琦實證檢驗了在以GDP為考核指標下，財政分權(quán)顯著提高了工業(yè)污染排放量[13]，經(jīng)濟高速增長遺留下的生態(tài)破壞問題使地方政府成為首要問責對象。2005年，“十一五”規(guī)劃提出實行地方政府官員重大環(huán)境失責行為“一票否決制”和領(lǐng)導(dǎo)干部生態(tài)環(huán)境破壞的終身追責制等，當?shù)胤秸賳T的晉升機制與環(huán)境治理掛鉤時，地方政府在發(fā)展經(jīng)濟與治理環(huán)境的決策中面臨著巨大的壓力。

在有關(guān)財政分權(quán)與環(huán)境污染的研究中，財政分權(quán)指標度量的標準不同，反映的財政分權(quán)水平高低與變化趨勢不同，得出的結(jié)論也不盡相同[14]。潘孝珍采用財政收入分權(quán)進行省際環(huán)境污染分析證實了財政分權(quán)與環(huán)境污染之間的正向關(guān)系[15]；張克中等采用財政支出分權(quán)指標來驗證地區(qū)財政分權(quán)與碳排放之間的聯(lián)系，結(jié)果表明財政分權(quán)度的提高對碳排放具有顯著的促進效應(yīng)[16]；財政自給率是一個重要的財政分權(quán)指標，不僅可以反映地方政府財政支出對自身財政收入的依賴，而且也能反映其對來自上級政府轉(zhuǎn)移支付的依賴[17]。馬春文和武赫利用財政自給率作為財政分權(quán)的衡量指標，得出財政自給率與地區(qū)二氧化硫排放量具有正相關(guān)關(guān)系[18]。盡管學(xué)者采用不同的分權(quán)指標，但是大多數(shù)研究結(jié)論均支持財政分權(quán)與環(huán)境污染之間的正向影響關(guān)系。

假說1：財政分權(quán)與中國環(huán)境污染之間存在正向關(guān)系，即財政分權(quán)度的提高會加劇地區(qū)環(huán)境污染。

從中國現(xiàn)行財政體制來看，中國式分權(quán)的核心在于政府間稅收分配[19-20]，利用地方政府的稅收分成比例作為財政分權(quán)的度量指標能夠更加準確地反映出中央與地方政府間財稅互動策略。席鵬輝等利用稅收分成調(diào)整來表征地方政府財政壓力變化，研究表明稅收分成比例的降低給政府帶來的財政激勵會通過工業(yè)企業(yè)規(guī)模的擴張等方式加劇環(huán)境的污染[21]。馬光榮等在研究稅收分成與地方政府支出結(jié)構(gòu)中發(fā)現(xiàn)，因生產(chǎn)性公共支出具有高產(chǎn)出水平和高稅收收益，因此地方政府在稅收分成比例上升時，更加傾向于增加生產(chǎn)性公共支出[22]。作為相對獨立的組織實體，過度的生產(chǎn)性投資將會引起環(huán)境質(zhì)量的下降。

假說2：財政分權(quán)可能通過工業(yè)企業(yè)的規(guī)模擴張對環(huán)境產(chǎn)生負向影響。

財政分權(quán)給予了地方政府一定限度的經(jīng)濟自由裁量權(quán)，地方官員為追求任期內(nèi)經(jīng)濟超目標增長可能存在與重污企業(yè)合謀、給予高稅利企業(yè)政策優(yōu)惠以及降低轄區(qū)環(huán)境準入門檻等行為。一方面，政府的環(huán)境治理投資體現(xiàn)在城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、工業(yè)污染源治理投資和建設(shè)項目“三同時”投資等三個方面，環(huán)境污染治理投資水平直接體現(xiàn)了地方政府環(huán)境規(guī)制力度的強弱，以此來度量地方政府的“顯性”環(huán)境規(guī)制水平；另一方面，企業(yè)依據(jù)生產(chǎn)過程污染物的排放量向政府繳納排污費，排污費用征收流程越規(guī)范，地方政府環(huán)境規(guī)制水平越高，但地方政府與排污企業(yè)存在眾多利益交匯，地方政府部門很難嚴格執(zhí)行環(huán)境政策標準[23]，因而采用排污費征收水平作為地方政府“隱性”環(huán)境規(guī)制的衡量指標。地方政府的“顯性”環(huán)境規(guī)制的公開和透明，容易滿足上級政府的審查及監(jiān)督要求；“隱性”環(huán)境規(guī)制更能反映地方政府為擴大財政收入間接導(dǎo)致的環(huán)境污染行為。

假說3：財政分權(quán)可能通過降低“隱性”環(huán)境規(guī)制水平從而對環(huán)境產(chǎn)生負向影響。

環(huán)境污染本身就是具有明顯負外部性的行為，空間溢出效應(yīng)的研究不容忽視?，F(xiàn)有文獻大多偏向于財政分權(quán)對環(huán)境污染的時間效應(yīng)研究，而缺乏空間層面的交互分析。地方政府間的“標尺競爭”行為使得不同地方政府無法再滿足獨立性的經(jīng)濟學(xué)假設(shè)。因此，在傳統(tǒng)的研究模型中加入空間滯后變量更為符合現(xiàn)實情況。鄭萬吉和葉阿忠在空間視角下檢驗財政分權(quán)對碳排放的作用方向，得出財政分權(quán)度與碳排放之間呈現(xiàn)倒“U型”曲線關(guān)系的結(jié)論，即隨著財政分權(quán)度的提高，地區(qū)碳排放量先上升后下降，并且鄰近地區(qū)碳排放的增加顯著提高了本地區(qū)的碳排放水平[24]。馬海濤和師玉朋將財政分權(quán)體制加入到工業(yè)集聚與區(qū)域環(huán)境污染關(guān)系的研究中，利用空間聯(lián)立方程模型檢驗發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)顯著加速了工業(yè)集聚進程，工業(yè)集聚與環(huán)境污染對鄰近地區(qū)均存在外溢性特征[25]。

假說4：環(huán)境污染存在正向空間溢出效應(yīng)，即鄰近地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的下降會加大本地環(huán)境治理的壓力。

三、實證策略

(一)基準模型與變量選取

本文基于STIRPAT模型[26]和經(jīng)典EKC假說[27]構(gòu)建經(jīng)濟計量模型?？紤]到污染具有顯著的空間相關(guān)性特征，為了估計污染的空間溢出效應(yīng)，本文在此模型的基礎(chǔ)上引入空間權(quán)重矩陣來考察財政分權(quán)對環(huán)境污染的影響：

lnpso2it=α0+ρWlnpso2it+α1lndenit+α2lnpgdpit+α3(lnpgdpit)2+α4lninventit+α5vatit+α6Xit+εit。

(1)

其中，lnpso2it表示i地區(qū)t年人均工業(yè)二氧化硫排放對數(shù)值，代表STIRPAT模型中的環(huán)境影響I，人口P、人均財富A和技術(shù)水平T分別由人口密度(lnden)、人均GDP(pgdp)和技術(shù)水平(invent)表征；ρ為空間自回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣；vat為核心解釋變量財政分權(quán)度；X為一組相關(guān)控制變量；α0—α6為待估系數(shù)；ε為服從獨立同分布的隨機擾動項。式中各變量及其度量指標的說明如下：

1.被解釋變量

人均工業(yè)二氧化硫排放量對數(shù)值(lnpso2)。工業(yè)污染仍然是我國環(huán)境污染的主要來源，工業(yè)二氧化硫普遍的工業(yè)污染物。此外，工業(yè)二氧化硫作為污染性氣體具有明顯的外溢性,用于研究污染的空間效應(yīng)具有邏輯上的可靠性。

2.核心解釋變量

財政分權(quán)(vat)。財政分權(quán)指標的度量方式很多，陳碩和高琳認為收支類分權(quán)指標只能反映中央與地方在時間維度上的財政關(guān)系，無法表示出地區(qū)之間的差異，因為這類指標在計算時分母都為中央財政收(支)信息，不同地區(qū)分權(quán)度的差異僅來自各省份財政收(支)規(guī)模的相對大小，并且也沒有考慮政府預(yù)算外收(支)情況[28]。周黎安和吳敏認為[29]財政“自給率”指標雖然考慮了預(yù)算外收入和轉(zhuǎn)移支付的信息，但是較地方政府財權(quán)來說，該指標更多地反映了事權(quán)的分配。財政分權(quán)從本質(zhì)上衡量的是不同層級政府間財力的分配情況，因此上級政府與下級政府之間的稅收分成比例可以作為度量下級政府財政分權(quán)的重要指標。從中央與地方財政關(guān)系發(fā)展歷程來看，分稅是核心問題。因此，本文采用地市增值稅分成比例作為財政分權(quán)的替代指標，具體參考呂冰洋等的做法，測算方式如下：

某省份市級政府增值稅分成比例=該省份市級政府自有增值稅收入÷該省份稅務(wù)部門組織的增值稅總額。

(2)

為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也利用了財政自給率(finance)作為財政分權(quán)的測度指標進行穩(wěn)健性分析。

3.控制變量

(1)人口密度(lnden)。人口集聚可能通過增加污染排放總量水平而加劇環(huán)境污染，另一方面也可能會通過清潔公共物品的充分利用而降低環(huán)境污染。為了控制城市人口對環(huán)境的影響，本文利用區(qū)域單位面積人口數(shù)來表征人口密度。

(2)經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdp)。本文采取地區(qū)人均生產(chǎn)總值對數(shù)值來控制經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境造成的影響,根據(jù)EKC假說，同時將經(jīng)濟發(fā)展水平的二次項引入模型。

(3)技術(shù)水平(lninvent)。一個地區(qū)的總體創(chuàng)新水平越高，越有利于發(fā)展清潔性能源產(chǎn)業(yè)從而達到改善地區(qū)環(huán)境的效果。本文采取地區(qū)年末專利授權(quán)量對數(shù)值來控制技術(shù)創(chuàng)新水平對環(huán)境的影響。

(4)城市化率(cityt)。地區(qū)城市化水平越高，產(chǎn)業(yè)集聚程度往往也隨之提高，制造業(yè)等工業(yè)企業(yè)也越活躍，進而可能加劇地區(qū)環(huán)境惡化。因此本文利用城市非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘谋戎貋肀碚鞯貐^(qū)城市化率水平。

(5)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。采用第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來度量。中國以重工業(yè)為主導(dǎo)的工業(yè)經(jīng)濟，對化石能源的高度依賴性引致了資源衰竭與環(huán)境破壞。此外，建筑業(yè)的發(fā)展不僅會產(chǎn)生大量揚塵，而且也增加了對鋼筋水泥等生產(chǎn)過程具有高污染性的建筑材料的需求，進一步導(dǎo)致環(huán)境惡化。

(6)科學(xué)技術(shù)水平(lnscipay)。利用地區(qū)科學(xué)技術(shù)支出對數(shù)值來控制其對環(huán)境污染造成的影響。

(7)教育水平。采用地區(qū)教育支出的對數(shù)值來控制教育水平對環(huán)境的影響程度。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文的核心解釋變量為地市增值稅分成率，在數(shù)據(jù)獲取方面，省份稅務(wù)部門(包括國稅與地稅)組織的增值稅總額來自于《中國稅務(wù)年鑒》；省份市級政府自有增值稅收入來自于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》和《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》。由于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》只更新到2009年，因此各省份市級政府自有增值稅收入采用《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)進行補充。其他控制變量數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》以及各省份統(tǒng)計年鑒。限于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》數(shù)據(jù)的可得性，因而本文數(shù)據(jù)截止到2013年，所有經(jīng)濟總量數(shù)據(jù)均已利用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進行平減處理(以2003年為基期)。本文去除了4個直轄市和5個計劃單列市的數(shù)據(jù)，因為直轄市、計劃單列市與一般地級市不同，這些市直接與中央進行稅收分成，不與所在省份進行稅收劃分。由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，故也一并將其刪除。此外，污染類數(shù)據(jù)的統(tǒng)計工作自2003年開始完善，因此，本文采用了2003—2013年全國276個一般地級市數(shù)據(jù)進行計量分析。結(jié)果參見表1。

(三)空間權(quán)重矩陣設(shè)定及參數(shù)估計方法

表1 變量描述統(tǒng)計結(jié)果(樣本數(shù)3036)

為了檢驗環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)，本文參考邵帥等的做法[30]，構(gòu)造了基于地市的地理距離空間權(quán)重矩陣(W1)，鑒于W1僅考慮了污染在地理層面的空間溢出特征，而現(xiàn)實中往往需要將涵蓋經(jīng)濟和社會等不同因素產(chǎn)生的影響考慮在內(nèi)，為了便于對比實證結(jié)果與確?？煽啃?，本文利用經(jīng)濟地理空間嵌套權(quán)重矩陣(W2)進行回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。

(3)

(4)

此外，模型也可能受到遺漏變量和雙向因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性問題的影響，解決內(nèi)生性問題是本文著重需要關(guān)注的地方。一方面，財政分權(quán)的提高可能會刺激地方政府經(jīng)濟擴張的野心，大規(guī)模的經(jīng)濟項目建設(shè)必然帶來環(huán)境質(zhì)量的惡化；對于環(huán)境偏好性強的地區(qū)，財政分權(quán)度的提高也可能會使地方政府有充裕的財政資金用于城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、工業(yè)污染源治理投資和建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資，以此達到改善環(huán)境質(zhì)量的目的。另一方面，以數(shù)值測算法得到的稅收分成率是根據(jù)實際實現(xiàn)的稅收收入進行測算的，它受到來自政府稅收分成比例的調(diào)整的變化而變化，從而帶來內(nèi)生性問題。此外，當?shù)貐^(qū)環(huán)境污染嚴重時，地方政府可能出于公眾環(huán)境偏好的輿論壓力而適當提高環(huán)境規(guī)制標準，包括加大對轄區(qū)企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的約束、限制高污染物排放企業(yè)的生產(chǎn)行為，這可能使政府陷入稅基和稅源雙重縮減的困境，因而測算的稅收分成比例也受到一定程度的影響。普通最小二乘法(ordinary least squares，OLS)在應(yīng)對模型存在內(nèi)生性情形時，其估計是有偏且不一致的，而極大似然估計法(maximum likelihood estimation，MLE)在模型存在異方差的情況下其估計也是不一致的。本文利用廣義空間兩階段最小二乘估計(generalized spatial two-stage least squares，GS2SLS)可以有效解決上述內(nèi)生性和異方差問題，該方法選用各解釋變量及其空間滯后項作為工具變量，采用2SLS方法進行空間面板模型的估計，可以同時控制空間溢出效應(yīng)和內(nèi)生性問題[31]。此外，本文在對基準回歸時，采用最高三階滯后項作為工具變量進行回歸，而在穩(wěn)健性檢驗時，采用最高兩階滯后項作為工具變量。

四、實證分析

(一)基準回歸

基準回歸結(jié)果如表2所示，4列均為在地理空間權(quán)重矩陣(W1)下使用GS2SLS方法回歸得到的結(jié)果，為了結(jié)論的穩(wěn)健性，采用分段回歸的方法。其中，(1)(2)列分別為模型中僅加入核心解釋變量和STIRPAT模型的基礎(chǔ)變量時，使用隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，并且Hausman檢驗通過了1%的顯著性水平，說明固定效應(yīng)模型更佳；(3)(4)列分別為模型中加入核心解釋變量和包括STIRPAT模型基礎(chǔ)變量在內(nèi)的所有控制變量時，使用隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，Hausman檢驗也通過了1%的顯著性水平，說明采用固定效應(yīng)模型更適宜。

從表2可以看出，被解釋變量的空間滯后項系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，驗證了環(huán)境污染存在空間溢出效應(yīng)，即本地環(huán)境污染會通過大氣環(huán)流、水循環(huán)等氣象條件擴散到周邊地區(qū)；同時，污染也會伴隨著產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移和資本集聚等經(jīng)濟因素向周邊地區(qū)輻射，造成鄰近地區(qū)的污染加重。因此，污染治理必須要采取區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控措施，任何一個地方政府獨立的環(huán)保項目都因污染的“負外部性”無法實現(xiàn)最優(yōu)治理成效，很大程度上削弱了地方政府環(huán)境治理的決心。此外，財政分權(quán)對環(huán)境污染的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明財政分權(quán)度的提高會加劇地區(qū)污染水平，這與大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論一致[32-34]。一方面，財政分權(quán)度的提高可能會刺激政府大力推進工業(yè)化進程，加快經(jīng)濟建設(shè)腳步，以期在激增的稅收收入中因財政分權(quán)度的提高而多分“一杯羹”；另一方面，財政分權(quán)帶來的財政收入的增加也會暫時緩解地方政府財權(quán)與事權(quán)不對等的壓力，地方政府也可能會出于社會輿論壓力而增加環(huán)保投資、給予企業(yè)綠色創(chuàng)新的補貼等措施，進而達到改善環(huán)境的目的。本文的研究結(jié)論表明地方政府在兩相權(quán)衡下更傾向于追逐經(jīng)濟擴張。

表2 基準回歸

從控制變量來看，以人均GDP對數(shù)值衡量的經(jīng)濟發(fā)展水平一次項顯著為正、二次項顯著為負，且均通過了1%的顯著性檢驗，驗證了經(jīng)典的EKC假說中收入水平與環(huán)境污染之間的“倒U型”曲線關(guān)系。即在收入水平較低時，經(jīng)濟的增長會帶來環(huán)境質(zhì)量的下降，人們傾向于以犧牲環(huán)境為代價追求經(jīng)濟創(chuàng)收；當收入水平逐漸上升到某一點時，經(jīng)濟增長便可以與環(huán)境改善并行，此時較高的收入水平可以為環(huán)境政策出臺和實施提供有力支持。人口密度未通過顯著性，而人口增加是影響資源消耗與產(chǎn)生環(huán)境污染的主要因素之一[35]，馮穎等發(fā)現(xiàn)人口集聚對環(huán)境污染的影響因素存在顯著的地區(qū)差異[36]，因此就全國層面來看，本文研究顯示人口集聚對環(huán)境的污染效應(yīng)不顯著。技術(shù)進步對環(huán)境質(zhì)量改善具有顯著的促進作用，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升可以實現(xiàn)能源效率的增進與清潔能源的研發(fā)，能源投入端的高效性與清潔性也會帶來產(chǎn)品產(chǎn)出端的綠色性，加速企業(yè)實現(xiàn)向資源節(jié)約型和環(huán)境友好型的轉(zhuǎn)變。城市化率系數(shù)雖然為正，但是未能通過顯著性檢驗?？赡艿慕忉屖牵环矫?，中國的城市化進程往往伴隨著城市規(guī)模的快速擴張，鋼筋、水泥等高耗能建材的需求激增，工業(yè)化緊跟城市化進程的腳步，致使大量的能源消耗與環(huán)境污染；另一方面，城市化也可能通過資源共享、集聚效應(yīng)和公共物品充分利用等途徑減弱環(huán)境的污染效應(yīng)。因此城市化率對污染的作用方向在結(jié)論中尚不清晰。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在1%的顯著性水平上顯著為正，表明第二產(chǎn)業(yè)占比越高，環(huán)境污染越嚴重。以重工業(yè)和建筑業(yè)為依托的第二產(chǎn)業(yè)在發(fā)展過程中勢必會產(chǎn)生大量環(huán)境污染物?？茖W(xué)技術(shù)支出對環(huán)境污染具有明顯的削弱作用，且在1%水平上顯著。而教育支出卻對污染產(chǎn)生顯著的促進作用，這與預(yù)期相反?？赡苁墙逃С龌貓笾芷谳^長，在當期無法對環(huán)境產(chǎn)生正向影響，反而可能擠占了政府在環(huán)境方面的治理投資，因而出現(xiàn)這種局面。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從三個方面進行穩(wěn)健性檢驗。首先，更換解釋變量的測度指標?，F(xiàn)有關(guān)于財政分權(quán)文獻汗牛充棟，對財政分權(quán)的度量也不盡相同，本文在使用稅收分成率作為財政分權(quán)的度量指標進行基準回歸后，進而采用學(xué)者廣泛使用的“財政自給率(finance)”作為財政分權(quán)的替代指標進行穩(wěn)健性分析。其次，更換空間權(quán)重矩陣。采用考慮地理與經(jīng)濟雙重因素的經(jīng)濟地理空間權(quán)重矩陣(W2)以驗證不同空間權(quán)重矩陣下研究結(jié)論的穩(wěn)健性。最后，更換工具變量。采用最高二階空間滯后項作為工具變量,仍然使用GS2SLS方法對模型進行重新估計，以此檢驗結(jié)果的可靠性。

表3為穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果(囿于篇幅，本表僅報告核心解釋變量和部分控制變量，后文同)，Hausman檢驗結(jié)果均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明采用固定效應(yīng)模型更佳。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平的一次項和二次項也均通過了1%的顯著性檢驗，環(huán)境庫茨涅茲曲線假說成立。(1)(2)列為采用財政自給率作為財政分權(quán)替代指標的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)系數(shù)僅大小發(fā)生了改變，顯著性略微降低，其方向與基準回歸基本一致，證實了財政分權(quán)對環(huán)境污染的正向作用。(3)(4)列在采用經(jīng)濟地理空間權(quán)重矩陣后，僅空間滯后項系數(shù)的值有所下降，表明在地理空間權(quán)重矩陣中考慮經(jīng)濟因素會削弱環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)。(5)(6)列的回歸結(jié)果與基準回歸基本一致。總體來看，財政分權(quán)的環(huán)境污染效應(yīng)非常顯著。

(三)異質(zhì)性分析

上述檢驗結(jié)果表明財政分權(quán)與環(huán)境污染在全域空間上存在較強的關(guān)聯(lián)性，但局域情況可能因為經(jīng)濟體制、政策出臺、人口流動和資源稟賦等因素的變化出現(xiàn)與全域截然不同的結(jié)果。因此本文從時間異質(zhì)性、區(qū)域異質(zhì)性和城市規(guī)模異質(zhì)性三個角度加以拓展分析。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

1.時間異質(zhì)性

首先，考慮到污染具有時間上的連續(xù)性，且易受到社會制度、經(jīng)濟發(fā)展水平和居民環(huán)境偏好等因素的干擾，在研究財政分權(quán)對環(huán)境污染的過程中不可避免地會受到其他政策或者外生沖擊的影響，從而使得回歸結(jié)果產(chǎn)生偏差。因此，本文選取樣本期內(nèi)極具代表性且對社會和經(jīng)濟產(chǎn)生深遠影響的“十一五”計劃為時間節(jié)點，將樣本分為“十一五”前(2003—2005)、“十一五”中(2006—2010)和“十一五”后(2011—2013)三段，探析在不同時期財政分權(quán)對環(huán)境污染的影響程度，相關(guān)回歸結(jié)果如表4的(1)—(3)列所示。從環(huán)境污染指標來看，空間溢出效應(yīng)均在1%的水平下顯著為正，但是可以發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移，污染的空間溢出程度越來越大，說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境治理必須走聯(lián)防聯(lián)控的道路才能達到有效改善環(huán)境質(zhì)量的最終目的?！笆晃濉鼻?，財政分權(quán)對環(huán)境的作用效果并不顯著，但進入“十一五”后，財政分權(quán)便開始對地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生顯著的正向影響，并且相關(guān)性隨著時間的推移而逐漸增強。

2.區(qū)域異質(zhì)性

我國的財政分權(quán)表現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異，東部城市的財政分權(quán)度要高于中西部地區(qū)，2003—2013年間，我國東中西部地區(qū)的年均財政分權(quán)度分別為0.190、0.176和0.157。不禁令人思考是否財政分權(quán)對環(huán)境污染也存在區(qū)域差異？因此，本文將全國劃分為東中西部，依舊采用GS2SLS進行分樣本回歸，結(jié)果如表4的(4)—(6)列所示，財政分權(quán)對污染的影響方向是一致的，但是只有中部地區(qū)顯著，東部和西部卻未能通過10%的顯著性檢驗。原因可能在于東部地區(qū)長期擁有較高的財政自主權(quán)，相比于中西部地區(qū)更能根據(jù)其自身的資源稟賦結(jié)構(gòu)，發(fā)展符合其比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)[37]，從而抵消了一部分財政分權(quán)對地方政府經(jīng)濟擴張激勵。西部地區(qū)由于地處偏遠，較中部地區(qū)來說承接了較少的污染轉(zhuǎn)移，加之先天稟賦較差，其地方政府在競爭中更傾向于“破罐子破摔”[22]，因而財政分權(quán)并不能激發(fā)地區(qū)發(fā)展經(jīng)濟的熱情，對生態(tài)的破壞力相應(yīng)地減弱。中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平滯后于東部地區(qū)，不僅面臨著自身經(jīng)濟發(fā)展帶來的污染問題，還要預(yù)留“污染空間”來接納從高環(huán)境規(guī)制標準地區(qū)遷移出來的高效益高污染企業(yè)，從而拉低了本地環(huán)境規(guī)制標準，政府間的“逐底競爭”也愈演愈烈。

3.城市規(guī)模異質(zhì)性

城市規(guī)模擴張是導(dǎo)致環(huán)境污染增加的重要因素，因此，本文將探究財政分權(quán)在不同城市規(guī)模下對環(huán)境的污染效應(yīng)。結(jié)果如表4的(7)(8)兩列所示，首先，小城市和大中城市的空間溢出效應(yīng)均顯著為正，且小城市較大中城市來說污染的空間關(guān)聯(lián)性更強；其次，小城市樣本的財政分權(quán)對環(huán)境污染不存在顯著影響，而大中城市的財政分權(quán)每增加1%，環(huán)境污染平均增加1.919%，并且通過了1%的顯著性檢驗，證實了財政分權(quán)與環(huán)境污染的異質(zhì)性影響效應(yīng)在城市規(guī)模層面同樣存在。主要因為大中規(guī)模城市一般是各省會或副省會城市，其政府作為經(jīng)濟的“領(lǐng)頭羊”可能依然在參與激烈的GDP競爭錦標賽，因而當財政分權(quán)度提高時，大中城市相比于小城市而言，存在更高的經(jīng)濟激勵效應(yīng)，地方政府提高生產(chǎn)性支出比重行為將加劇地區(qū)環(huán)境污染。

表4 異質(zhì)性分析結(jié)果

五、機制分析

上文實證結(jié)果顯示，財政分權(quán)對環(huán)境污染存在顯著促進作用，那么財政分權(quán)通過何種路徑作用于環(huán)境污染？這種傳導(dǎo)機制的作用效果又如何？經(jīng)過上文的分析，本文主要從兩個層面進行污染的路徑分析。一個可能是，財政分權(quán)體制決定了地方政府可以保留一部分共享稅收，出于自身財源的維護，地方政府也會努力去增加這部分收入。一方面，對于絕大對數(shù)的地市來說，第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)依然是政府稅收的主要來源；另一方面，地方政府更容易通過低價出讓土地、給予金融資本支持、提供排污“綠色”通道等方式默許工業(yè)企業(yè)的擴張，從而獲得持續(xù)高速增長的稅收收入。因此，為驗證財政分權(quán)是否會通過工業(yè)企業(yè)規(guī)模擴張這條路徑作用于環(huán)境，采用GS2SLS方法進行回歸：

lnpso2it=α0+ρWlnpso2it+α1lndenit+α2lnpgdpit+α3(lnpgdpit)2+α4lninventit+α5vatit+α6lnpcapit+α7vatit×lnpcapit+α8Xit+εit。

(5)

(5)式在(1)式的基礎(chǔ)上添加工業(yè)企業(yè)規(guī)模(lnpcap)、財政分權(quán)與工業(yè)企業(yè)規(guī)模交互項(vat×lnpcap)，其中α6和α7分別為這兩項的系數(shù)，其他變量保持不變。在指標構(gòu)建時，有關(guān)工業(yè)企業(yè)規(guī)模的度量使用做多的為企業(yè)銷售額、企業(yè)總資產(chǎn)和企業(yè)年末職工人數(shù)，因此本文選取利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減后的地區(qū)人均工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)作為企業(yè)規(guī)模的測度指標?；貧w結(jié)果如表5所示，Hausman檢驗顯著拒絕原假設(shè)，即固定效應(yīng)模型結(jié)果更加可靠。此外，交叉項系數(shù)0.740顯著為正，意味著財政分權(quán)確實會通過工業(yè)企業(yè)規(guī)模的擴張對環(huán)境產(chǎn)生負面影響。

另一個可能的路徑為財政分權(quán)通過降低地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平從而導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境進一步惡化。本文選取直接反映地方政府污染治理投入的環(huán)保投資總額(根據(jù)統(tǒng)計口徑又具體細分為城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、工業(yè)污染源治理投資、建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資)作為“顯性”環(huán)境規(guī)制指標，選取具有地方政府調(diào)控空間的排污費征收水平作為“隱性”環(huán)境規(guī)制指標，用以分析政府的環(huán)境規(guī)制水平在財政分權(quán)與環(huán)境污染的中介效應(yīng)是否存在。本文在借鑒參考了溫忠麟等有關(guān)中介效應(yīng)理論后[38]，構(gòu)建了如下三個回歸方程組成的中介效應(yīng)模型：

lnpso2it=γ0+γ1vatit+γ2Yit+ξit，

(6)

Dit=η0+η1vatit+η2Yit+μit，

(7)

lnpso2it=θ0+θ1vatit+θ2Dit+θ3Yit+vit。

(8)

其中，Y為控制變量組成的向量集；D為中介變量，這里用以代表環(huán)保治理投資總額(lninvest)、城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資(lninvest_1)、工業(yè)污染源治理投資(lninvest_2)、建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資(lninvest_3)和單位地區(qū)生產(chǎn)總值排污費征收水平(gpwft)；其他變量設(shè)置同上。根據(jù)中介變量原理，當系數(shù)γ1、η1和θ2均顯著，系數(shù)θ1較系數(shù)γ1的數(shù)值減小或顯著性下降，則中介效應(yīng)成立。

表5 機制分析：工業(yè)企業(yè)規(guī)模擴張的影響

由表6可以看出，當采用城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資(lninvest_1)和建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資(lninvest_3)作為中介變量時，系數(shù)η1和θ2均不顯著；當環(huán)保治理投資總額(lninvest)和工業(yè)污染源治理投資(lninvest_2)作為中介變量時，雖然各項系數(shù)均顯著，但是二者的系數(shù)θ1較系數(shù)γ1的數(shù)值有所增加，因而上述四個變量均不滿足財政分權(quán)與環(huán)境污染對中介變量的要求，說明財政分權(quán)并不會通過“顯性”環(huán)境規(guī)制標準的改變作用于環(huán)境污染。當選取單位地區(qū)生產(chǎn)總值排污費征收水平(gpwft)作為中介變量時，系數(shù)γ1、η1和θ2均顯著，且系數(shù)θ1較系數(shù)γ1的數(shù)值有所下降，因而符合中介變量的要求。式(7)中系數(shù)η1在1%的水平下顯著為負，說明財政分權(quán)每提高1%，排污費征收水平平均下降0.053%，意味著政府在財政分權(quán)提高

表6 機制分析：環(huán)境規(guī)制的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

時，傾向于通過放松排污費征收強度為企業(yè)減輕排污經(jīng)濟壓力，從而造成環(huán)境的進一步惡化。政府放松環(huán)境規(guī)制更青睞于采用具有可控性、間接性和“隱性”的方式，在不違背中央環(huán)保指標的投入和社會環(huán)保偏好的輿論壓力下，實現(xiàn)了幫助企業(yè)擴大生產(chǎn)投入的目的。

六、結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

在財政分權(quán)背景下，政府大力發(fā)展經(jīng)濟的動機主要來源于中央財政激勵與政治晉升激勵。污染作為經(jīng)濟發(fā)展的附屬品隨著GDP的加速上漲也呈現(xiàn)愈演愈烈的態(tài)勢。財政分權(quán)賦予政府一定的財政支配自由，但是政府的行為意圖更多體現(xiàn)在經(jīng)濟績效的追逐中。因而通過深入探討財政分權(quán)對環(huán)境污染的關(guān)系，有助于化解發(fā)展與污染無法兩全的困境。本文以2003—2013年中國城市面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，主要采用GS2SLS系統(tǒng)考察了財政分權(quán)對環(huán)境污染的影響及其時間和空間上的異質(zhì)性，并使用中介效應(yīng)等方法考察了其影響機制。主要結(jié)論如下：首先，財政分權(quán)對環(huán)境污染具有顯著正向影響，即財政分權(quán)度的提高會加劇地區(qū)環(huán)境污染。其次，城市間環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)非常明顯，周邊地區(qū)的污染會擴散到本地，從而加重本地環(huán)境污染。然后，異質(zhì)性分析表明，財政分權(quán)對環(huán)境污染的效應(yīng)存在時間和空間上的雙重差異。其中，隨著時間的推移，財政分權(quán)對環(huán)境污染的影響程度越深，此外，中部地區(qū)較東、西部地區(qū)來說財政分權(quán)的激勵效應(yīng)顯著，大中城市較小城市而言經(jīng)濟競爭壓力較大，財政激勵效應(yīng)也越明顯。最后，機制分析表明工業(yè)企業(yè)規(guī)模的擴張和“隱性”的環(huán)境規(guī)制標準降低是財政分權(quán)加重環(huán)境污染的重要途徑，而財政分權(quán)并不會通過“顯性”環(huán)境規(guī)制標準的改變作用于環(huán)境污染。

(二)政策啟示

規(guī)范地方政府財政支出結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)地方政府在應(yīng)對財政分權(quán)帶來的財政收入增加可以更多地分配在環(huán)境公共物品的建設(shè)上。強化地方環(huán)境治理責任機制，弱化官員在政治晉升激勵中根深蒂固的“唯GDP論”的思想，同時中央也應(yīng)該在原有的單一經(jīng)濟發(fā)展考核指標中添加多維度綜合性指標，以此約束地方官員在政治決策中偏激的經(jīng)濟發(fā)展行為，也使得生態(tài)環(huán)境建設(shè)在地方政府眾多事務(wù)中可以更快提上議程。

建立健全地區(qū)環(huán)境保護聯(lián)防聯(lián)控機制，組建地區(qū)聯(lián)合性的具有統(tǒng)籌決策能力、高效執(zhí)行能力和嚴格審查監(jiān)督能力的環(huán)境保護機構(gòu)，形成地區(qū)環(huán)境保護稅法和環(huán)境破壞處罰行為等跨區(qū)督查機制。同時，跨區(qū)環(huán)境保護機構(gòu)可以根據(jù)不同區(qū)域的經(jīng)濟、制度、政策和資源稟賦等的異質(zhì)性采取因地制宜的治理措施，從而達到靈活有效的防御和控制效果。另外要加強污染性氣體擴散的實時監(jiān)控，嚴格追蹤污染排放源，公平公正的“誰排放誰負責”的管控機制也是跨區(qū)環(huán)境保護機構(gòu)有效運行的重要保障。

綜合考慮市場經(jīng)濟與環(huán)境承載能力雙指標，針對高污染排放性工業(yè)企業(yè)施行嚴格且合理的環(huán)境準入標準；在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的倡導(dǎo)與實施下，追求數(shù)量增加、規(guī)模擴張以及要素驅(qū)動向質(zhì)量提升、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變；積極支持和引導(dǎo)區(qū)域工業(yè)企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新變革，有效扭轉(zhuǎn)經(jīng)濟與污染同步增長的困境。中央應(yīng)加大環(huán)保監(jiān)察力度，推進環(huán)保督察相關(guān)法制法規(guī)落實，提高地方政府綠色發(fā)展理念的建設(shè)和強化地方政府環(huán)境保護主體責任的意識，嚴防地方政府與企業(yè)合謀的隱性操作給環(huán)境帶來的損失。