陸杉，唐佳欣，熊嬌

(1.湖南工商大學資源環(huán)境學院，湖南長沙，410205；2.湖南工商大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南長沙，410205；3.華南理工大學旅游管理系，廣東廣州，510641)

一、引言

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展迅速，但土壤侵蝕、耕作不合理、過量施肥、畜禽養(yǎng)殖污染等使得農(nóng)業(yè)在現(xiàn)階段發(fā)展過程中存在嚴重的面源污染問題。根據(jù)《第二次全國污染源普查公報》，我國農(nóng)業(yè)源水污染化學需氧量、總氮、總磷排放量分別達1 067.13 萬t、141.49 萬t 和21.2萬t，分別占全國排放量的49.77%、46.52%和67.22%。《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035 年遠景目標綱要》提出，要加強農(nóng)業(yè)面源污染防治，保護和改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。而環(huán)境資源的公共物品性和非排他性決定了農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的外部性特征，政府成為農(nóng)業(yè)面源污染治理的關鍵主體。根據(jù)環(huán)境聯(lián)邦主義理論，相對于中央政府，地方政府更了解本地居民的需求偏好，在提供公共產(chǎn)品和服務時能夠更好地發(fā)揮自身信息優(yōu)勢，促進資源配置優(yōu)化[1]。在此背景下，2020 年5 月，國務院辦公廳發(fā)布的《生態(tài)環(huán)境領域中央與地方財政事權和支出責任劃分改革方案》(國辦發(fā)〔2020〕13 號)從財政分權的角度指出，要優(yōu)化政府間事權和財權的劃分，建立權責清晰、財力協(xié)調(diào)、區(qū)域均衡的中央和地方財政關系。該方案將農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染防治確認為地方財政事權。財政體制改革成為農(nóng)業(yè)面源污染防治的重要手段之一。但財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染具有雙重影響。一方面，在中央政府生態(tài)文明建設的“指揮棒”下，地方政府會受制于政治晉升的約束從而積極響應國家政策，增加對農(nóng)業(yè)環(huán)境的財政支出，進而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)面源污染的減排。另一方面，地方政府為追求利益最大化，在經(jīng)濟激勵和績效考核的雙重壓力下，偏向于將財政資源集中于更具經(jīng)濟效益的生產(chǎn)性領域，而對具有弱質(zhì)性、正外部性、準公共產(chǎn)品性質(zhì)的農(nóng)業(yè)環(huán)境保護關注度不夠，從而導致農(nóng)業(yè)面源污染加劇。那么，現(xiàn)階段財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染究竟具有何種影響？在財政體制垂直失衡的情況下，各地區(qū)面臨統(tǒng)一的政策背景和績效考核標準，地方政府競爭加劇導致效仿和攀比之風盛行，增強了地方政府間的空間互動性。繼而，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響推廣到空間視角下又具有何種特征？財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段是否具有異質(zhì)性？關注這些問題對于治理農(nóng)業(yè)面源污染、推動生態(tài)文明建設具有重要的現(xiàn)實意義。

從已有文獻來看，當前學術界有關財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染的研究相對較少，大多集中在財政分權對環(huán)境污染的影響研究上，主要可分為兩個方面：第一，財政分權對環(huán)境污染是否具有線性影響?，F(xiàn)有研究基本呈現(xiàn)三種學術觀點。其一，部分學者認為財政分權度的提高有助于環(huán)境水平的提升。以Tiebout 為代表的第一代財政分權理論認為在“用腳投票”和“用手投票”的社會機制下，地方政府傾向于增加公共產(chǎn)品(如環(huán)境類)的投資以提高居民福利水平[2]。Hao 等、王東等、譚志雄等通過理論分析與實證檢驗均得出了類似結論[3-5]。其二，以Qian 和 Roland 為代表的第二代財政分權理論認為中央政府與地方政府在公共物品的供給上具有委托—代理關系，財政分權的提高會導致地方間政府競爭加劇[6]。在資本流動背景下，地方政府考慮到高環(huán)境規(guī)制會導致本地區(qū)資本向外部地區(qū)流出或難以吸引外資，地方政府為追求經(jīng)濟利益最大化，往往會放松環(huán)境規(guī)制強度，使得各地區(qū)出現(xiàn)環(huán)境污染加劇的“逐底競爭”，從而不利于污染減排。其三，還有部分學者指出財政分權與環(huán)境污染存在非線性影響關系。曲亮等研究發(fā)現(xiàn)，財政分權與CO2減排效率具有倒“U”型的非線性關系[7]。徐輝等發(fā)現(xiàn)，財政分權對環(huán)境污染存在異質(zhì)性影響，具體表現(xiàn)為：與水污染呈倒“U”型關系，但與大氣污染呈“U”型關系[8]。鄭潔等認為，在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在不同的影響。隨著經(jīng)濟水平的不斷提升，財政分權對環(huán)境治理存在邊際遞減的負向效應[9]。第二，財政分權對環(huán)境污染的空間影響研究。隨著地理經(jīng)濟學的發(fā)展，近年來一些學者開始將空間因素納入財政分權對環(huán)境污染的研究當中。羅能生等通過建立動態(tài)杜賓模型探究財政分權與生態(tài)效率的關系，發(fā)現(xiàn)財政分權對生態(tài)效率存在顯著的負向影響，且其空間溢出效應進一步加劇了生態(tài)環(huán)境的惡化[10]。程中華等采用空間計量模型進行實證分析，得出財政分權對經(jīng)濟綠色增長具有顯著的促進作用[11]。但總體來看，從空間視角探究財政分權與污染排放之間關系的研究較為缺乏。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對財政分權與環(huán)境污染的關系研究已取得較為豐碩的成果，為本文的研究帶來了諸多經(jīng)驗和啟示，但仍存在一些不足。首先，已有文獻往往關注的是財政分權對于工業(yè)或社會整體污染治理的影響，忽視了財政分權對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的影響，缺乏針對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的研究。其次，大部分學者默認采用傳統(tǒng)線性計量模型探究財政分權的污染減排效應。然而環(huán)境庫茲涅茨曲線假說的提出促使越來越多的學者認為經(jīng)濟因素(包括財政因素)對環(huán)境污染存在非線性影響[12]。且環(huán)境污染具有流動性和負外部性，傳統(tǒng)計量模型的空間同質(zhì)性假設會導致估計結果有偏，難以解釋財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染之間的復雜關系?；诖?，本文的邊際貢獻在于：一是聚焦于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，探究中國式財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響，豐富和拓展財政分權的研究視角；二是采用空間杜賓模型和門檻效應模型，深入探究財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間溢出效應以及不同經(jīng)濟發(fā)展水平下財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的門檻特征。厘清財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染之間的關系，不僅能為農(nóng)業(yè)面源污染治理指明新方向，而且能為適應中國國情的財政分權有效推進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供理論指導和科學依據(jù)。

二、理論分析與研究假設

(一) 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的直接影響

財政分權背景下，地方政府在財政支出規(guī)模和結構上擁有相對自由的財政主導權。由于農(nóng)業(yè)部門相對于非農(nóng)部門(如工業(yè)、服務業(yè)等)在短期內(nèi)投入回報率較低，“唯GDP 論”促使地方官員為追求經(jīng)濟增速的最快化，更傾向于將財政資金投放在見效快、高回報的領域，財政支出向城鎮(zhèn)嚴重傾向[13-15]。在財政資源有限的情況下，財政支出結構扭曲，導致財政支農(nóng)資金被挪用、擠占的現(xiàn)象嚴重，地方政府選擇性忽視農(nóng)業(yè)環(huán)境保護類的公共物品供給。此外，財政分權還會影響農(nóng)業(yè)稟賦結構。一方面，財政分權體制下的地方政府財政支出結構“城市偏向”效應推進了工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程，繼而導致農(nóng)村勞動力從低生產(chǎn)效率的農(nóng)業(yè)部門向高生產(chǎn)效率的非農(nóng)部門轉移[16]。農(nóng)村勞動力的大規(guī)模流出推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由勞動密集型轉變?yōu)橘Y金技術密集型。農(nóng)村勞動力的缺失使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者傾向于通過投入農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)要素替代勞動力，導致農(nóng)業(yè)面源污染加重。另一方面，分稅制改革下地方財權與事權不匹配，財政收支缺口迫使地方政府開展以土地征收、開發(fā)和出讓為主的土地城鎮(zhèn)化模式，土地財政不可避免地導致部分農(nóng)業(yè)用地被擠占，優(yōu)質(zhì)耕地資源加劇縮減以及耕地細碎化，不利于農(nóng)業(yè)集約化生產(chǎn)，加劇了農(nóng)業(yè)的面源污染[17-18]?；谝陨侠碚摲治?，本文提出以下假設。

H1：從直接效應上看，財政分權對本地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染具有正向影響。

(二) 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間溢出效應

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)極大依賴于地區(qū)地理環(huán)境，而臨近地區(qū)在水系特征、地形地貌等方面均具有一定同質(zhì)性，且鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活的示范性加強了要素的空間交互性，為農(nóng)業(yè)面源污染的空間互動提供了現(xiàn)實條件[19]。農(nóng)業(yè)面源污染治理的正外部性特征致使地方政府在競爭機制下存在“搭便車”現(xiàn)象，都不愿在環(huán)境污染治理方面承擔過多的支出責任，以免在獨自承擔治理成本的情況下環(huán)境治理績效被周圍地區(qū)分享[20]。農(nóng)業(yè)環(huán)境治理的粗放式管理以及農(nóng)村環(huán)境公共物品的供給不足使得農(nóng)業(yè)面源污染問題日益嚴重。據(jù)此，本文提出以下假設。

H2：從空間溢出效應來看，鄰近地區(qū)的財政分權對本地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染具有正向影響。

(三) 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的門檻效應

財政分權給予了地方政府在稅收及支出等方面的自主權，當財政分權程度較低時，過分集權導致地方政府的財政收入來源高度依賴于中央政府的轉移支付，地方政府對本地區(qū)經(jīng)濟建設缺乏積極性，導致財政治理效能不足[21]。此外，在地方經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，政府為追求經(jīng)濟增長可能會降低環(huán)境監(jiān)管力度。在農(nóng)業(yè)方面表現(xiàn)為在生產(chǎn)過程中大量投入農(nóng)藥、化肥等化學物質(zhì)以追求農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的最大化，無視養(yǎng)殖污染而單純追求畜牧業(yè)發(fā)展等，最終導致農(nóng)業(yè)面源污染加劇。而隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，地方政府財政收入也隨之增加，盡管地方政府仍具有生產(chǎn)性支出偏好，但財政收入的增加也意味著地方政府可以有更多的財政資源投入到農(nóng)業(yè)生態(tài)文明建設中，財政支出結構逐漸得到優(yōu)化[22]。同時，隨著政府對于農(nóng)業(yè)環(huán)境治理財政補貼的擴大，污染治理主體獲得的私人邊際收益大于社會邊際收益，正外部性收益得以內(nèi)部化，治理農(nóng)業(yè)面源污染成為理性選擇，農(nóng)業(yè)面源污染得以改善，財政治理效能得到提升?；诖?，本文提出以下假設。

H3：財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響在不同經(jīng)濟發(fā)展階段存在非線性特征。當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的惡化效應；當經(jīng)濟發(fā)展水平越過一定臨界值后，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的增污效應會減弱。

三、研究方法和變量說明

(一) 研究方法

1.探索性空間數(shù)據(jù)分析方法(ESDA)

根據(jù)地理學第一定理，空間鄰近的事物其關聯(lián)更為緊密。本文采用探索性數(shù)據(jù)分析方法(ESDA)對財政分權及農(nóng)業(yè)面源污染進行空間相關性檢驗。全局Moran's I的計算公式為：

其中，Moran's I表示全局莫蘭指數(shù)；n為樣本總量；xi表示i省市的觀測值；W為空間權重矩陣，在本文中設定為空間鄰接矩陣①。全局Moran's I的取值介于-1 到1 之間，當其絕對值大于0 時，存在空間相關性，等于0 時，則不存在空間相關性。

由于全局Moran's I無法表現(xiàn)出局部區(qū)域的不確定性，難以刻畫出研究單元內(nèi)部所存在的空間關聯(lián)性。因此，本文還采用局部空間自相關方法，進一步檢驗變量在局部空間內(nèi)的集聚情況，局部Moran's I的表達式為：

2.OLS 回歸模型

為考察財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響，本文基于經(jīng)典OLS 回歸模型進行實證檢驗。同時，為減少數(shù)據(jù)異常值以及異方差對模型的影響，對各變量進行自然對數(shù)處理，模型具體表達式為：

其中，lnpol表示被解釋變量農(nóng)業(yè)面源污染；lnefd表示核心解釋變量財政分權；lnX表示一系列控制變量，包括農(nóng)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平、科技研發(fā)、產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)結構以及環(huán)境規(guī)制；μi表示個體固定效應；γt表示時間固定效應；ε表示隨機擾動項；i表示省市；t表示時間。

3.空間杜賓模型(SDM)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動極大地依賴于地區(qū)地理環(huán)境，因而相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能會存在一定的空間依賴性。此外，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素打破了原有的地理局限，表現(xiàn)出較強流動性，進一步提高了地區(qū)之間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的緊密性。因此，本文引用空間面板計量模型來分析財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響。由于農(nóng)業(yè)面源污染與財政分權均可能存在空間相關關系，因此建模時應同時納入被解釋變量及解釋變量的空間滯后項。故本文在傳統(tǒng)計量模型的基礎上，構建空間杜賓模型(SDM)探究財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間影響，模型如下：

其中，Wlnpol表示被解釋變量的空間滯后項；Wlnefd、WlnX分別表示核心解釋變量以及控制變量的空間滯后項；W為空間鄰接矩陣；p表示被解釋變量的空間回歸系數(shù)；θ表示解釋變量的空間回歸系數(shù)。

4.門檻模型

為進一步考察財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的非線性影響，本文借鑒Hansen 的門檻效應檢驗方法[22]，以地方經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量構建門檻模型，具體模型如下：

其中，lnpgdp為門檻變量；τ為待估計的門檻值；I(.)為示性函數(shù)，若(.)內(nèi)的表達式為真，則I取值為1，否則I取0。

(二) 變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量：農(nóng)業(yè)面源污染(lnpol)

由于農(nóng)業(yè)污染來源廣泛且具有非點源性，本文參考賴斯蕓等的研究，基于單元調(diào)查法核算各地區(qū)的農(nóng)業(yè)面源污染排放量[23]。核算污染物包括總氮(TN)、總磷(TP)和化學需氧量(COD)，產(chǎn)污單元主要包括農(nóng)田化肥、畜禽養(yǎng)殖以及農(nóng)田固廢三類，具體調(diào)查單元如表1 所示。

表1 農(nóng)業(yè)面源污染產(chǎn)污單元

農(nóng)業(yè)面源污染排放強度計算公式為：

其中，TE為農(nóng)業(yè)面源污染的總排放量；ETP、ETN、ECOD分別為總氮(TN)、總磷(TP)和化學需氧量(COD)的排放總量；EUi為污染單元i的統(tǒng)計量；pi為污染單元的產(chǎn)污系數(shù)；θi為排放系數(shù)或流失率。

2.核心解釋變量：財政分權(lnefd)

財政分權反映的是地方政府對財政資源的自主支配能力。財政分權度越高，地方政府自主支配財政資源的能力越強。參考李政等的做法[24]，對人口規(guī)模與財政支出規(guī)模之間可能存在的相關關系進行控制，將財政分權的計算定義為：地方政府人均財政支出/中央政府人均財政支出。

3.門檻變量：經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdp)

根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨理論，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高會帶來環(huán)境質(zhì)量的改善。因此，本文選取地方經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量，采用人均GDP來進行衡量。

4.控制變量

借鑒相關研究成果，除財政分權外，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化推進程度、農(nóng)業(yè)技術改進的科技支持、社會產(chǎn)業(yè)結構以及政府對環(huán)境問題的規(guī)制程度均是影響農(nóng)業(yè)面源污染的重要因素[25-26]。故本文選取以下6 個控制變量，具體為：①農(nóng)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模(lnagri_gdp)。地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模越大意味著農(nóng)業(yè)集約化和組織化水平越高，有助于政府綠色農(nóng)業(yè)政策的實施。本文用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模。②城鎮(zhèn)化水平(lnurban)。城鎮(zhèn)化進程的推進使得農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移，有助于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營，從而緩解農(nóng)業(yè)面源污染問題。本文采用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量城鎮(zhèn)化水平；③科技研發(fā)(lntech)。技術進步可以通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率以及改進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式等實現(xiàn)農(nóng)業(yè)面源污染的防治。本文采用科技研發(fā)支出占地方生產(chǎn)總值的比重來進行衡量；④產(chǎn)業(yè)結構(lnindus)。產(chǎn)業(yè)結構升級帶來的技術溢出有利于優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素投入結構，農(nóng)業(yè)要素投入結構的優(yōu)化能夠在一定程度上減輕農(nóng)業(yè)面源污染。采用第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占地方生產(chǎn)總值的比重來衡量。⑤農(nóng)業(yè)結構(lnas)。根據(jù)種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)學特征，當農(nóng)業(yè)結構由種植業(yè)向養(yǎng)殖業(yè)調(diào)整時，可能使得農(nóng)業(yè)面源污染加劇。本文用牧業(yè)產(chǎn)值占地方生產(chǎn)總值的比重來度量農(nóng)業(yè)結構；⑥環(huán)境規(guī)制(lners)。政府通過干預農(nóng)戶的生產(chǎn)行為，倒逼農(nóng)戶實現(xiàn)技術創(chuàng)新，從而遏制面源污染。但由于環(huán)境規(guī)制在農(nóng)業(yè)領域的應用數(shù)據(jù)難以獲取，本文采用工業(yè)污染治理投資作為環(huán)境規(guī)制的代理變量。

5.數(shù)據(jù)來源

本文選取2000—2019 年中國31 個省市(不計港澳臺地區(qū))的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、EPS 數(shù)據(jù)平臺、中國統(tǒng)計年鑒、中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒、各地區(qū)統(tǒng)計年鑒及統(tǒng)計公報等。部分缺失值采用移動平均法進行補全。變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果及分析

(一) 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間溢出效應

1.空間相關性分析

在進行空間計量回歸分析前，首先采用全局Moran's I指數(shù)對2000—2019 年財政分權和農(nóng)業(yè)面源污染的空間相關性特征進行檢驗，具體檢驗值如表3 所示。表3 結果顯示，財政分權的Moran's I指數(shù)在2000—2019 年間均為正數(shù)，且在5%的水平上顯著；而農(nóng)業(yè)面源污染的Moran's I指數(shù)在考察期內(nèi)也顯著為正，呈現(xiàn)出逐年增長趨勢。這表明財政分權和農(nóng)業(yè)面源污染均表現(xiàn)出明顯的空間正相關特征。

為反映財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染局部空間相關的非典型特征，本文選取2019 年作為代表年份，進行了局部莫蘭檢驗。檢驗結果表明：2019年財政分權表現(xiàn)為高高集聚、低低集聚的省市高達74.19%，表明財政分權存在顯著的空間正相關性，在一定程度上呈現(xiàn)出空間集聚效應。各地區(qū)的農(nóng)業(yè)面源污染同樣具有高高集聚和低低集聚特征，2019 年農(nóng)業(yè)面源污染表現(xiàn)為高高集聚、低低集聚的省市達64.52%。與此同時，財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染在空間分布上均存在一定的路徑依賴規(guī)律。財政分權的高高集聚省份多分布在京津、長三角以及西部地區(qū)，低低集聚省份主要集中在環(huán)渤海地區(qū)和中南部地區(qū)。而對于農(nóng)業(yè)面源污染而言，高高集聚省份主要集中在環(huán)渤海地區(qū)和中西部地區(qū)，低低集聚省份則主要分布在京津及東部沿海地區(qū)。結合財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染的空間集聚狀況可知，財政分權的高值集聚區(qū)多為農(nóng)業(yè)面源污染的低值集聚區(qū)，而財政分權的低值集聚區(qū)多為農(nóng)業(yè)面源污染的高值集聚區(qū)。這表明財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染可能存在某種空間聯(lián)系。為進一步探究財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響，本文將通過構建空間計量模型來進行實證分析。

2.空間計量模型檢驗

鑒于空間相關性檢驗主要應用于截面數(shù)據(jù)，而本文所選用的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，為進一步檢驗空間相關性結果的穩(wěn)健性及確定空間回歸模型的合理模式，綜合采用LM 檢驗、LR 檢驗、Wald檢驗及Hausman 檢驗確定最終模型形式。從表4可知，LM 檢驗中除Robust LM error 檢驗結果在10%的水平上顯著外，其他統(tǒng)計量均通過了1%的顯著性水平檢驗。這進一步說明財政分權及農(nóng)業(yè)面源污染存在空間關聯(lián)。LR 檢驗和Wald 檢驗結果均在1%的置信水平上顯著拒絕了原假設，即單純使用空間滯后模型或空間誤差模型考察財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間影響可能存在偏誤。Hausman 檢驗結果在1%的顯著性水平上拒絕隨機效應模型。綜上，本文最終選擇固定效應的SDM 模型分析財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的溢出效應。

表4 空間計量模型檢驗結果

3.空間杜賓模型回歸結果

LeSage 和Pace 指出，當被解釋變量的空間滯后系數(shù)顯著不為零時，使用SDM 模型所得到的回歸系數(shù)度量溢出效應會存在系統(tǒng)性偏差[27]。為客觀衡量財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間溢出效應，本文借助偏微分方法將解釋變量對被解釋的空間溢出效應分解為直接效應(本地區(qū)財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響)、間接效應(鄰近地區(qū)財政分權對本地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染的影響)和總效應，結果如表5 所示。

從表5 可知，在模型估計結果上，考慮空間因素的SDM 模型相較于傳統(tǒng)OLS 回歸模型的擬合優(yōu)度有所提升，模型估計的有效性得以提高。此外，SDM 模型回歸結果中空間自相關系數(shù)ρ的估計值為0.299，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的空間關聯(lián)性，本地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染與鄰近地區(qū)面源污染緊密相關，采用SDM 模型能更好地反映解釋變量對被解釋變量的關系。從控制變量上看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平、科技研發(fā)、產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)結構以及環(huán)境規(guī)制均呈現(xiàn)出較高的顯著性，控制變量選取合理。因此，本文重點分析SDM 模型的回歸結果。

表5 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間回歸結果

從財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間直接效應來看，財政分權的估計系數(shù)為0.272，且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的正向影響，H1 假設成立。可能的原因在于，一方面，由于農(nóng)業(yè)部門的短期投入回報率較低，地方官員為追求經(jīng)濟效益更傾向于將財政資金投放在見效快、高回報的非農(nóng)領域，而不愿將財政資源投向農(nóng)業(yè)環(huán)境治理。另一方面，隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程的推進，具有一定勞動技能以及文化水平的青壯年農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力日趨老齡化。為追求經(jīng)濟利益最大化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)傾向于依賴農(nóng)藥、化肥等農(nóng)用化學品的投入以提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，導致農(nóng)業(yè)面源污染加劇。

從財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的空間溢出效應來看，財政分權的空間回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，估計值為0.163，說明財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的正向空間溢出效應，H2假設成立。本地區(qū)會由于鄰近地區(qū)財政分權程度的提高而陷入囚徒困境：在標尺競爭下，地方政府迫于績效考核的壓力，為發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟、追求經(jīng)濟量的絕對增長，會競相放松環(huán)境監(jiān)管標準以吸引投資，以至出現(xiàn)環(huán)境政策的逐底競爭或環(huán)境治理的搭便車行為。

4.穩(wěn)健性檢驗

為證明空間回歸結果的可靠性，本研究進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗：(1)替換核心解釋變量：以地方政府人均財政收入/中央政府人均財政收入的比值作為財政分權的替代變量，進行穩(wěn)健性檢驗；(2)區(qū)域劃分：依據(jù)2003 年財政部頒布的《關于改革和完善農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)若干政策措施的意見》，將31 個省市劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)②進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表6 所示。表6 的回歸結果表明，核心解釋變量財政分權的回歸系數(shù)符號大致一致，顯著性水平變化不大，說明結果具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

(二) 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的門檻特征

1.門檻效應檢驗

本文運用門檻模型進一步檢驗財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染的非線性特征，采用人均GDP的對數(shù)作為門檻變量，通過Bootstrap 法重復抽取樣本300 次進行門檻效應檢驗，結果如表7 所示。結果表明，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的經(jīng)濟發(fā)展水平單一門檻效應，門檻估計值為10.449。

表7 門檻效應檢驗

2.門檻回歸模型結果分析

在門檻效應檢驗的基礎上，需要進一步對門檻模型進行回歸估計，具體結果如表8 所示。從表8 可知，在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的影響存在明顯的非線性特征。當經(jīng)濟發(fā)展水平低于或等于10.449 時，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在顯著的惡化效應；當經(jīng)濟發(fā)展水平大于10.449 時，系數(shù)估計值下降至0.192，這表明財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的增污效應呈現(xiàn)出先增后降的非線性特征，H3 假設成立。財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染表現(xiàn)為非線性影響的原因可能在于：當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，地方政府趨向于犧牲環(huán)境以換取經(jīng)濟總量的增長。而農(nóng)業(yè)污染治理在短期內(nèi)具有投資大、收益小的特點，地方政府更愿將財政資源投資到見效快、高收益的經(jīng)濟性產(chǎn)品上，對農(nóng)業(yè)面源污染治理缺乏主動性和常態(tài)性，導致農(nóng)業(yè)面源污染日趨惡化。而當經(jīng)濟發(fā)展水平越過一定臨界值(β＞10.449)后，地方政府財政收入的增長緩解了環(huán)境治理支出的壓力，地方官員在關注經(jīng)濟增長的同時也開始關注地區(qū)環(huán)境治理，農(nóng)業(yè)面源污染治理的財政支出得以增加，農(nóng)業(yè)面源污染問題得到緩解。由此可見，盡管初期財政分權的提升會帶來農(nóng)業(yè)面源污染的惡化，但這種惡化是階段性的，不能否定財政分權制度本身。這與吳俊培等的研究結論相似[28]。

表8 財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的門檻回歸結果

五、結論與啟示

基于2000—2019 年中國31 個省市財政分權及農(nóng)業(yè)面源污染情況的測算，本文通過建立普通面板回歸模型、空間杜賓模型以及門檻模型實證探究財政分權對于農(nóng)業(yè)面源污染的空間溢出效應及不同經(jīng)濟發(fā)展水平下財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的門檻特征，研究結果表明：財政分權與農(nóng)業(yè)面源污染均表現(xiàn)出顯著的空間正相關關系。財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染存在正向的直接作用和空間溢出效應，即財政分權程度的提高不僅不能改善本地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染，還會加劇鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染。進一步研究顯示，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染具有顯著的經(jīng)濟發(fā)展水平單一門檻效應，不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的財政分權程度對農(nóng)業(yè)面源污染的影響存在明顯差異。當經(jīng)濟發(fā)展水平低于或等于10.449 時，財政分權會顯著加劇農(nóng)業(yè)面源污染；越過門檻值10.449 后，盡管財政分權依然會加劇農(nóng)業(yè)面源污染，但增污效應減弱。從整體上看，財政分權對農(nóng)業(yè)面源污染的增污效應呈現(xiàn)出先增后降的非線性特征。

基于上述結論，本文得出如下政策啟示。

(1)加強地方政府的聯(lián)動治理，促進地方政府間競爭有序化。一方面，要充分發(fā)揮中央政府的宏觀調(diào)控能力，通過建立農(nóng)業(yè)面源污染協(xié)同治理委員會、監(jiān)管機構及制定法律法規(guī)等措施突破傳統(tǒng)行政邊界束縛，加強地方政府間區(qū)域合作治理，統(tǒng)一規(guī)劃和完善政府聯(lián)動農(nóng)業(yè)面源污染治理機制。另一方面，地方政府要嚴格把控環(huán)境監(jiān)管底線，加強對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟投資行為的監(jiān)管和甄別，叫停高污染、高排放的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，矯正地方政府環(huán)境規(guī)制績效，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)面源污染減排，推動綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展。

(2)加快經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，構建農(nóng)業(yè)生態(tài)補償機制。經(jīng)濟發(fā)展水平的提高固然減緩了農(nóng)業(yè)面源污染惡化的速度，但要改善農(nóng)業(yè)面源污染仍需要從經(jīng)濟發(fā)展的角度出發(fā)，積極實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，促進經(jīng)濟社會全面綠色轉型以實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，要兼顧經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護。同時，世界銀行研究報告表示當環(huán)境污染治理投資占GDP比重為1%～1.5%時，能夠緩解生態(tài)環(huán)境持續(xù)惡化；當比重上升到2%～3%時，生態(tài)環(huán)境才得以改善。因此，在農(nóng)業(yè)面源污染的治理上，還需加大農(nóng)業(yè)面源污染治理資金支持力度，積極拓展農(nóng)業(yè)生態(tài)補償資金來源，完善農(nóng)業(yè)生態(tài)補償?shù)呢斦v向轉移和橫向轉移制度。

(3)完善“環(huán)境保護”型的政績考核體系，統(tǒng)籌環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展。盡管當前中國經(jīng)濟已由高速發(fā)展轉為高質(zhì)量發(fā)展，生態(tài)文明建設成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑，農(nóng)業(yè)農(nóng)村的污染防治也已納入地方官員的政績考核中，但當前地方政府在農(nóng)村環(huán)境治理方面更多的是注重生活污染治理，并未將農(nóng)田化肥和畜禽養(yǎng)殖污染的治理列入地方政府的重要工作日程中[29-30]。因此，有必要細化和確定農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理的政績考核指標及考核權重，均衡農(nóng)業(yè)環(huán)境治理目標，實行農(nóng)業(yè)農(nóng)村生活、農(nóng)田化肥以及畜禽養(yǎng)殖污染同步治理，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)面源污染的有效防治。此外，還應建立農(nóng)業(yè)面源污染問責機制，對未完成治理目標的地方官員及時啟動約談和問責，對造成農(nóng)業(yè)面源污染進一步惡化的，嚴格執(zhí)行一票否決制和終身問責制。

注釋：

① 為避免“孤島效應”，在生成空間鄰接矩陣時將海南設定為與廣東相鄰。

② 糧食主產(chǎn)區(qū)包括：遼寧、河北、山東、吉林、內(nèi)蒙古、江西、湖南、四川、河南、湖北、江蘇、安徽和黑龍江。非糧食主產(chǎn)區(qū)包括糧食主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)，具體有：北京、上海、天津、浙江、廣東、福建、海南、廣西、重慶、云南、貴州、山西、陜西、青海、甘肅、寧夏、新疆、西藏。