李少林 楊文彤

摘?要：“雙碳”目標與財政壓力陡增如何兼容并進，是當(dāng)前中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展亟待解決的問題。本文以央地稅收分成作為財政壓力切入點，利用強度雙重差分模型探究地方財政壓力對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，所得稅收入分享改革顯著促進財政壓力地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長；對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低端化地區(qū)，在穩(wěn)增長前提下，適度調(diào)整環(huán)境規(guī)制強度雖然能刺激工業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，創(chuàng)造更多的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化空間與資本來源，但環(huán)境規(guī)制強度的下降也導(dǎo)致后續(xù)綠色增長動力不足；對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化地區(qū)，提高自主創(chuàng)新能力才能激發(fā)更深層次的綠色變革；西部、東北和轉(zhuǎn)移支付流入地的財政壓力地區(qū)具有顯著綠色全要素生產(chǎn)率增長效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：“雙碳”目標；財政壓力；綠色全要素生產(chǎn)率；所得稅收入分享改革

中圖分類號：F124??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）01-0077-12

收稿日期：2022-01-10

作者簡介：李少林（1986-），男，湖北襄陽人，副研究員，博士，研究方向：能源經(jīng)濟與低碳綠色發(fā)展；楊文彤（1997-），女，山東濟寧人，碩士研究生，研究方向：能源經(jīng)濟與低碳綠色發(fā)展。

基金項目：遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金青年項目，項目編號：L19CJY008。

一、引?言

2021年10月24日，《中共中央?國務(wù)院關(guān)于完整準確全面貫徹新發(fā)展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》指出，“深度調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，堅決遏制高耗能高排放項目盲目發(fā)展”；2021年10月26日，國務(wù)院發(fā)布的《2030年前碳達峰行動方案》指出，“推動鋼鐵、有色金屬、建材、石化化工等行業(yè)碳達峰”?！半p碳”目標設(shè)定下我國經(jīng)濟社會系統(tǒng)結(jié)構(gòu)性調(diào)整引致的財政壓力現(xiàn)象日益突出，從中長期看，由于受到新冠肺炎疫情全球大流行、世界經(jīng)濟低迷和我國政府債務(wù)還本付息的多重影響，財政壓力形勢將更為嚴峻。如何渡過結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“陣痛期”和激發(fā)綠色發(fā)展?jié)摿?，成為各級地方政府貫徹落實“碳達峰”行動方案、加快結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展亟待解決的重大熱點問題，廓清財政壓力與綠色發(fā)展的關(guān)系，一直以來受到學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。

中國式財政分權(quán)影響地方各級政府權(quán)責(zé)安排，影響地方經(jīng)濟發(fā)展走向［1］。所得稅收入分享改革作為財政分權(quán)體制的完善，分離了地方政府對所得稅的征管權(quán)和收益權(quán)，倒逼財政壓力地區(qū)政府提高支出效率［2］。已有研究表明，稅收制度的成熟與完善能夠優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與政治結(jié)構(gòu)，促進市場經(jīng)濟健康運行［3］。在國際貿(mào)易開放程度進一步加強的情況下，稅制改革更有利于擴大發(fā)展中國家的財政空間，優(yōu)化資源匹配程度［4］。

財政分權(quán)雖不是經(jīng)濟增長的源泉，但卻是經(jīng)濟增長的激勵手段，稅收收入分權(quán)提高了資源分配效率［5］。在排除經(jīng)濟發(fā)展水平差異基礎(chǔ)上引入財政分權(quán)，Slavinskaite發(fā)現(xiàn)只有經(jīng)濟發(fā)展水平較低的國家與財政分權(quán)的結(jié)合才能發(fā)揮積極的經(jīng)濟增長效應(yīng)［6］。而Skidmore和Scorsone、MacKay等學(xué)者認為財政分權(quán)不利于資源要素的自由流動，降低地方政府社會服務(wù)質(zhì)量，阻礙經(jīng)濟增長［7-8］。Grisorio和Prota認為財政分權(quán)對地方政府支出結(jié)構(gòu)影響存在長短期差異，總體對財政分權(quán)在資源配置效率與經(jīng)濟增長的誘導(dǎo)性影響方面持中肯態(tài)度［9］。中國式財政分權(quán)下，財政壓力導(dǎo)致地方政府傾向于放松環(huán)境規(guī)制，并且其本地污染情況還受到臨地環(huán)境規(guī)制強度［10］、貿(mào)易開放程度［11］、環(huán)保垂直管理［12］等多重因素影響。謝貞發(fā)等利用“營改增”測度財政壓力與財政收益變動，認為兩者將惡化工業(yè)用地配置效率［13］。Li和Kung利用企業(yè)所得稅收入分成比例下降測度財政壓力，認為財政壓力下地方政府傾向于將土地用于商業(yè)與住宅，引導(dǎo)地方發(fā)展重點由工業(yè)化轉(zhuǎn)向城市化［14］。

所得稅作為占據(jù)中國地方稅收收入20%以上的重要稅收來源之一，溯源中國財政壓力，所得稅收入的滯后改革與現(xiàn)行固定分稅比例設(shè)計都值得進一步探究其背后的經(jīng)濟與環(huán)境意義。關(guān)于所得稅收入分享改革與綠色發(fā)展方面的現(xiàn)有文獻，鮮有從財政壓力視角評估此次改革對綠色增長效應(yīng)影響的理論與實證研究。為尋找解決財政壓力問題與促進綠色發(fā)展的有效途徑，本文基于財政壓力視角，運用強度雙重差分模型考察所得稅收入分享改革對綠色全要素生產(chǎn)率的影響、作用途徑與異質(zhì)性效應(yīng)。

本文的邊際貢獻體現(xiàn)在：第一，從央地稅收分成角度，利用所得稅收入分享改革城市財政壓力變化，采用強度雙重差分方法區(qū)分財政壓力地區(qū)，系統(tǒng)分析財政壓力對綠色全要素生產(chǎn)率的影響與作用機制，豐富并擴展了有關(guān)央地稅收分成、財政壓力與綠色全要素生產(chǎn)率方面的研究；第二，區(qū)別于以往使用單一變量構(gòu)建核心污染減排變量指標的實證研究，利用工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫對1998-2002年的工業(yè)廢水、煙塵與二氧化硫的排放量進行補充，解決綠色全要素生產(chǎn)率指標構(gòu)建的數(shù)據(jù)困難，利用SBM模型和Malmquist-Luenberger指數(shù)構(gòu)建包含能源消費的地級及以上城市綠色全要素生產(chǎn)率，構(gòu)建排除經(jīng)濟周期性變化的財政壓力指標，解決“壓力組”與“對照組”內(nèi)生性問題，更為嚴謹解釋稅收分成比例下降導(dǎo)致的地方財政壓力與綠色發(fā)展的相關(guān)性；第三，針對所得稅收入分享改革帶來的財政壓力變化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制進行細致分析，結(jié)合中國區(qū)域經(jīng)濟、能源發(fā)展特點以及中央財政扶持等多方面對政策效果進行差異化比較，為中央政府在財政壓力下激勵地方政府實現(xiàn)綠色發(fā)展提供了新的理論依據(jù)與實踐方向，具有重要的現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假說

（一）財政壓力對綠色增長的影響

第一代財政分權(quán)理論中，假設(shè)政府完全無私，由于信息不對稱問題的存在，相比于中央政府，地方政府更能提供具有地區(qū)偏好性的公共產(chǎn)品服務(wù)［15］。第二代財政分權(quán)理論加入了地方政府理性人的假設(shè)，認為地方政府存在為追求自身利益而導(dǎo)致社會整體經(jīng)濟效率偏低的問題，合理的財政分權(quán)可以提高財政效率，防止地方政府理性人傾向，并且中央政府可以對地方政府設(shè)置激勵管理制度，誘導(dǎo)政府間競爭向著積極方向前進［16］。所得稅收入分享改革導(dǎo)致地方財政收入收緊，地方政府作為公共物品提供部門，為擴大稅基而采取的政策措施影響地方污染治理。財政分權(quán)促進地方事權(quán)下放，在軟預(yù)算約束下，地方政府為了爭奪更多的流動性生產(chǎn)要素與中央政府扶持撥款而相互競爭，促進經(jīng)濟發(fā)展與創(chuàng)新水平提高［16-17］。地方政府在官員政績考核與污染減排目標的約束下，可能會選擇多種途徑實現(xiàn)環(huán)境改善與經(jīng)濟增長的“兩者兼得”，依賴經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展緩解更深層次的財政壓力，使得經(jīng)濟步入綠色發(fā)展正軌。據(jù)此提出以下假說：

H1：受所得稅收入分享改革影響，財政壓力地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長更為顯著，但這種正向激勵效應(yīng)隨時間推移有所減弱。

（二）財政壓力對綠色增長的影響機制

財政分權(quán)理論中“實驗室聯(lián)邦主義”認為政府利用別國經(jīng)驗教訓(xùn)在本國進行“實驗”，不同程度的財政分權(quán)可能會激勵政府在“干中學(xué)”中實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境的雙重改善［18］。環(huán)境規(guī)制強度能夠調(diào)節(jié)財政分權(quán)與綠色全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)關(guān)系，合理的財政分權(quán)激勵地方政府通過“實驗”探索環(huán)境治理與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的平衡點［19］；財政分權(quán)不僅影響地方政府環(huán)境規(guī)制強度［10］，還影響第二、三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展［20］?；诘胤秸鶕碛械男畔?yōu)勢，財政分權(quán)增強了地方政府對創(chuàng)新活動的引導(dǎo)與轉(zhuǎn)化，提升了地區(qū)創(chuàng)新效率［21］。即使在科學(xué)技術(shù)與創(chuàng)新政策預(yù)算緊張的情況下，地方政府實施因地制宜的創(chuàng)新支持措施也能促進公司創(chuàng)新行為的產(chǎn)生［22］。據(jù)此提出以下假說：

H2：受所得稅收入分享改革影響，財政壓力地區(qū)政府放松環(huán)境規(guī)制強度，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，維持短期經(jīng)濟與綠色發(fā)展的雙增長，但是隨著時間推移，環(huán)境規(guī)制強度下降對財政壓力地區(qū)綠色增長的阻礙逐漸顯著。

H3：受所得稅收入分享改革影響，財政壓力倒逼地方政府為加快城市綠色發(fā)展，提高自主創(chuàng)新能力。

（三）財政壓力對綠色增長影響的異質(zhì)性

社會經(jīng)濟發(fā)展水平影響政府職能與市場作用的發(fā)揮，中國式財政分權(quán)下，地方實際經(jīng)濟增長引導(dǎo)來源差異能導(dǎo)致地方經(jīng)濟增長狀態(tài)對市場和政府的依賴性不同，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展動力存在顯著異質(zhì)性［23］。按照社會經(jīng)濟發(fā)展水平劃分的東部、中部、西部地區(qū)和東北地區(qū)對綠色全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性效應(yīng)主要體現(xiàn)在：東部地區(qū)作為中國最早步入經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段的地區(qū)，穩(wěn)定完整的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與發(fā)達的第三產(chǎn)業(yè)導(dǎo)致財政收入對所得稅收入依賴??；西部地區(qū)作為欠發(fā)達地區(qū)，經(jīng)濟增長主要依賴政府引導(dǎo)［23］，而所得稅收入分享改革明確指出中央所獲改革收入用于支持西部大開發(fā)，財政分權(quán)體制能夠保護市場健康發(fā)展，抑制官員腐敗行為的滋生［24］，有利于西部地區(qū)綠色發(fā)展；東北地區(qū)作為老一代工業(yè)基地，擁有比西部地區(qū)更充足的經(jīng)濟與科技實力，所得稅收入分享改革先一步梳理政府職能，營造良好的市場競爭環(huán)境，在此基礎(chǔ)上進一步實施東北老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略，更有利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升；中部地區(qū)相比于西部地區(qū)與東北地區(qū)，2006年頒布《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》，落后于西部和東北地區(qū)，作為東部與西部地區(qū)的中間地帶，生產(chǎn)要素很可能流入兩邊地區(qū)，不利于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。據(jù)此提出以下假說：

H4：考慮社會經(jīng)濟發(fā)展水平影響，在中央扶持政策與所得稅收入分享改革的財政體制優(yōu)化改革的基本同步進行的情形下，欠發(fā)達的財政壓力地區(qū)具有更為積極的綠色增長效應(yīng)。

第二代財政理論對中國財政分權(quán)模型的分析認為，在中央與地方政府共同分享財政收入的基本原則下，轉(zhuǎn)移支付是中央政府對政府間財政競爭扭曲修正的主要手段，例如，由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的地區(qū)邊際效益高于國家邊際效益，財政分權(quán)下，地方政府可能存在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)服務(wù)過剩問題，中央政府將轉(zhuǎn)移支付用于地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠避免財政支出扭曲，此外，轉(zhuǎn)移支付手段能夠維持地方稅收制度的公平有效［17-18］。Guo等認為所得稅收入導(dǎo)致中央政府財政收入增加，加強了對地方轉(zhuǎn)移支付能力的同時還刺激了投資增長，轉(zhuǎn)移支付流入地作為中央政府重點扶持對象，對轉(zhuǎn)移支付依賴性減緩了財政壓力帶來的政策沖擊，激勵地方政府加強綠色創(chuàng)新投資與環(huán)境治理，釋放財政壓力，擺脫經(jīng)濟粗放式發(fā)展［25］。據(jù)此提出以下假說：

H5：所得稅稅收分成調(diào)整與中央轉(zhuǎn)移支付的結(jié)合能夠更大程度減少財政壓力地區(qū)政府職能扭曲，實現(xiàn)更為積極的綠色增長效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

借鑒徐超等、Nunn和Qian學(xué)者的實證策略［2，26］，運用強度雙重差分法（DID）估計所得稅收入分享改革對財政壓力地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率影響效應(yīng)，其基礎(chǔ)回歸模型如下：

GTFPi，t=βTREATi×POSTi+δXi+∑2018j=1998φjXiIj+νi+μt+εi，t（1）

其中，i、t分別表示城市與年份，被解釋變量GTFPi，t為綠色全要素生產(chǎn)率，TREATi為所得稅收入改革政策分組虛擬指標，POSTi表示所得稅收入分享改革前后的時間虛擬變量，2002年及之前年份賦值為0，2002年之后年份賦值為1；交互項TREATi×POSTi為研究關(guān)注的核心解釋變量，其系數(shù)β為強度雙重差分的結(jié)果，衡量相對“對照組”而言，所得稅收入分享改革對“壓力組”綠色全要素生產(chǎn)率的政策影響。為進一步排除其他影響綠色全要素生產(chǎn)率變化的因素，加入一系列控制變量Xi，以及其與時間交互項XiIj（控制變量固定效應(yīng)），城市固定效應(yīng)νi和時間固定效應(yīng)μt，εi，t表示隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)選取

本文以1998-2018年涵蓋30個省份253個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，構(gòu)建政策分組虛擬指標以劃分“實驗組”與“對照組”，考慮到政策影響滯后性，以2003年為時間節(jié)點，2003年以及之后年份為政策效果的作用年份。各省份能源消費量數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》，夜間燈光數(shù)據(jù)來自美國國家海洋和大氣管理局，專利授權(quán)總量、綠色發(fā)明專利數(shù)、發(fā)明專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)，除2002年之前的工業(yè)污染排放量來源自工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫以外，其他相關(guān)數(shù)據(jù)均來自歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。此外，GDP、社會消費品零售總額數(shù)據(jù)都以1998年為基期進行了價格指數(shù)平減以剔除價格因素，除規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值缺失1998年數(shù)據(jù)，空氣流通系數(shù)缺失1998、1999年數(shù)據(jù)以外，其余數(shù)據(jù)樣本時間區(qū)間均為1998-2018年。

（三）變量選取

1．被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率。利用Maxdea8.?0軟件，以非期望產(chǎn)出、非徑向角度的SBM模型和Malmquist-Luenberger指數(shù)測算綠色全要素生產(chǎn)率，結(jié)合現(xiàn)實因素，本文采用規(guī)模報酬可變情況下的綠色全要素生產(chǎn)率的變化率（ML指數(shù)），假設(shè)1998年為基期，其ML指數(shù)為1，將測算得到的ML指數(shù)進行累乘得到每年綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。利用單位從業(yè)人員（LD）為勞動投入，利用資本存量（ZB）作為資本投入，能源消費量（NY）作為能源投入。產(chǎn)出分為期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為期望產(chǎn)出，工業(yè)廢水（FS）、工業(yè)二氧化硫（SO2）與工業(yè)煙塵（YC）作為非期望產(chǎn)出。

在此需要對數(shù)據(jù)做幾點說明：首先，能源消費量數(shù)據(jù)方面。夜間燈光數(shù)據(jù)不受人為因素干擾，更能反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，將各省份能源消費量根據(jù)城市夜間燈光數(shù)據(jù)占本省比例分配至各城市，得到城市能源消費量［27］。其次，工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)方面。由于工業(yè)廢水、工業(yè)煙塵與工業(yè)二氧化硫排放量缺失2003年之前數(shù)據(jù)，利用工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫對相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理以補充缺失年份數(shù)值。將處理得到的2003年工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫中的相應(yīng)數(shù)據(jù)與2003年《中國城市統(tǒng)計年鑒》中的工業(yè)廢水、工業(yè)煙粉塵、工業(yè)二氧化硫排放量進行核對，前后兩者之間的工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫排放量數(shù)據(jù)相差不大，工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫中工業(yè)煙塵排放量與《中國城市統(tǒng)計年鑒》的工業(yè)煙粉塵排放量相差無幾，而工業(yè)粉塵排放量與之相比非常低，從而使用工業(yè)企業(yè)污染數(shù)據(jù)庫中工業(yè)煙塵排放量替代2003年之前缺失的工業(yè)煙粉塵排放量。

2.解釋變量：政策分組虛擬指標。參考曹春方等財政壓力指標構(gòu)建思路［28］，以及徐超等、謝貞發(fā)等學(xué)者劃分“壓力組”與“對照組”的邏輯思路［2，20］，推導(dǎo)得到分組虛擬指標，具體模型如下：

SZQKi，t=α+βlnGDPi，t+γFDCi，tGDPi，t+εi，t（2）

TREATi=14∑2001t=1998PRESSt-117∑2018t=2002PRESSt（3）

其中，i、t分別表示城市和年份，式（2）中SZQKi，t表示財政收支缺口，利用一般公共預(yù)算支出與收入差值占一般公共預(yù)算支出比重表示。利用以1998年為基期進行指數(shù)平減得到的GDP取對數(shù)（lnGDP）、房地產(chǎn)投資占GDP比值（FDC/GDP）衡量經(jīng)濟增長周期性變化，將模型回歸獲得的殘差εi，t表示剔除經(jīng)濟周期性變化以外的財政壓力（PRESS）。若財政壓力為正，代表當(dāng)年存在的財政壓力較大，若財政壓力為負，表示當(dāng)年財政收支較為寬裕。然后根據(jù)式（3）獲得此次改革前后財政壓力變化的政策虛擬指標TREATi，以劃分“壓力組”與“對照組”，若TREATi>0，說明所得稅分享改革之前，該地區(qū)財政壓力較大，為“壓力組”，否則，為“對照組”。

3.控制變量。除綠色全要素生產(chǎn)率與政策分組虛擬指標以外，實證分析還選取了其他差異化控制變量：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（lnSHXF）用社會消費品零售總額衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分別用第二產(chǎn)業(yè)增加值占比（DECY/GDP）與第三產(chǎn)業(yè)增加值占比（DSCY/GDP）來衡量；工業(yè)經(jīng)濟規(guī)模（PERGY）以規(guī)模以上工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來衡量；人口規(guī)模（lnRKMD）用年末總?cè)丝谂c行政面積比值即人口密度的對數(shù)來表示；綠色創(chuàng)新水平（LVS）用綠色發(fā)明數(shù)量與專利授權(quán)總量比值來衡量；自主創(chuàng)新能力（PERFM）用專利與實用新型之和與專利授權(quán)總量比值表示；人力資本質(zhì)量用第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比（DSLB）表示；教育水平（PERSTUD）用高等學(xué)校在校生與年末總?cè)丝诒戎丶磫挝桓叩葘W(xué)校在校生表示；環(huán)境規(guī)制強度（lnKQ）利用空氣流通系數(shù)對數(shù)表示。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸結(jié)果

1.平均處理效應(yīng)。表2報告了基準回歸式（1）的分析結(jié)果，第（1）列僅加入時間與城市固定效應(yīng)，adj.R2=0.?6717，且交互項系數(shù)在5%水平上顯著為正，對所得稅收入分享改革政策的解釋比較穩(wěn)健。在此基礎(chǔ)加入控制變量，顯著性水平不變，解釋能力有所提升。參考Nunn和Qian的做法［26］，為消除控制變量層面可能存在的影響綠色全要素生產(chǎn)率變化的干擾因素，第（3）列在第（1）列基礎(chǔ)上僅加入控制變量固定效應(yīng)，交互項系數(shù)顯著性水平提升到1%水平。在此基礎(chǔ)上再次加入控制變量，交互項系數(shù)依舊在1%水平顯著為正，系數(shù)為0.?1400，假設(shè)“壓力組”相較于“對照組”全部受到政策影響，則“壓力組”的綠色全要素生產(chǎn)率顯著提高了14.?00%，平均而言，“壓力組”相較于“對照組”的政策沖擊缺口為86.?00%，那么，整體綠色全要素生產(chǎn)率平均提高了12.?04%，這說明所得稅收入分享改革對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著增長效應(yīng)，并且對財政壓力地區(qū)影響更顯著。

2.?動態(tài)時間效應(yīng)。經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量隨著環(huán)境與內(nèi)部變化而不斷改變，為檢驗其動態(tài)時間效應(yīng)，在基準回歸模型基礎(chǔ)上加入1998-2018年各個年份虛擬變量與政策分組虛擬指標交互項。模型以2001年為基期，因而結(jié)果不包括2001年，其動態(tài)時間效應(yīng)模型如下：

GTFPi，t=∑2018j=1998βjTREATi×POSTi+δXi+∑2018j=1998φjXiIj+νi+μt+εi，t（4）

如圖1所示，標記點為效應(yīng)顯著年份，相比于基期水平，所得稅收入分享改革對財政壓力地區(qū)的綠色增長效應(yīng)存在波動性，并且隨時間推移達到峰值之后，其增長效應(yīng)逐漸減弱，假說H1得到驗證。由此可見，所得稅收入分成比例確實增加了財政負擔(dān)較重的地方政府在新型工業(yè)化建設(shè)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級等綠色發(fā)展方面的緊迫性，但這種固定所得稅收入分享比例的良性激勵并不能持續(xù)存在。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.?平行趨勢檢驗。強度DID同樣需要滿足“平行趨勢假設(shè)”前提。在基準回歸模型基礎(chǔ)上加入2003年之前的年份虛擬變量與政策分組虛擬指標交互項，以2001年作為基期，因而檢驗結(jié)果中不包含2001年與政策虛擬指標交互項。若2003年之前的年份虛擬變量與政策分組虛擬指標交互項不顯著，則說明滿足“平行趨勢假設(shè)”檢驗。其平行趨勢假設(shè)檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

GTFPi，t=βTREATi×POSTi+∑2002s=1998ωsTREATi×YEARs+δXi+∑2018j=1998φjXiIj+νi+μt+εi，t（5）

其平行趨勢假設(shè)檢驗結(jié)果如表3所示，參考徐超等學(xué)者的研究［2］，前4列中逐步加入2003年之前時間虛擬變量與政策分組虛擬指標交互項，第（5）列同時加入以上交互項，TREAT×POST系數(shù)皆顯著為正，其他交互項系數(shù)不顯著。這說明所得稅收入分享改革之前，不同財政壓力程度地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率不存在增長差異，基準回歸分析滿足平行趨勢假設(shè)。

2.?內(nèi)生性檢驗。排除對財政壓力影響的干擾性因素。鑒于本文的“壓力組”與“對照組”是根據(jù)所得稅收入分享改革前后財政壓力的均值相對劃分獲得，雖然這種相對劃分方式已排除很大一部分的干擾因素，但還可能在存在其他不可觀測的隨時間變化的因素對財政壓力變化影響較大，因此，為排除這一可能，在式（2）中加入時間固定效應(yīng)，然后根據(jù)式（3）進一步推導(dǎo)，得到分組虛擬指標再次進行基準回歸分析。分析結(jié)果如表4所示，在加入了更為豐富的時間固定效應(yīng)以后，核心交互項系數(shù)除第（2）列在5%水平上顯著為正以外，其余皆在1%水平上顯著為正，與原始基準回歸結(jié)果基本一致，并不存在顯著影響虛擬分組指標的干擾性因素，研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

財政壓力指標替換。目前實證研究中主流的財政壓力指標除使用財政收支缺口表示以外，還有利用一般公共預(yù)算支出與一般公共預(yù)算收入比值衡量的財政收支比值來表示。因此，為排除樣本選擇內(nèi)生性問題，首先，為避免所得稅收入分享改革的財政壓力指標式（2）對政策分組虛擬指標推導(dǎo)造成系統(tǒng)性誤差，不再使用剔除經(jīng)濟周期性變化因素的式（2），將財政壓力指標替換為財政收支比值，直接使用式（3）獲得財政分組虛擬指標TREAT1。其次，在使用原本政策分組虛擬指標推導(dǎo)式（3）的研究思想基礎(chǔ)上，利用財政收支比值表示式（2）中的財政收支缺口，然后根據(jù)式（2）、式（3）獲得新的替代性政策分組虛擬指標TREAT2。兩種檢驗回歸結(jié)果如表5所示，其交互項系數(shù)皆顯著為正，與原始基準回歸結(jié)果相比，TREAT2結(jié)果與基準回歸結(jié)果相差不大，與TREAT1的基準回歸結(jié)果對比更加驗證了使用剔除經(jīng)濟周期性變化公式（2）的合理性。因此，財政壓力指標選取并未影響本文結(jié)論。

3.?安慰劑檢驗。在克服內(nèi)生性問題中針對財政壓力指標進行了控制時間固定效應(yīng)和城市固定效應(yīng)以排除不可觀測因素對結(jié)果的干擾，但是仍可能存在無法控制的因素導(dǎo)致結(jié)論偏誤。為排除此類偏誤，借鑒周茂等的安慰劑檢驗思想［29］，將原始核心解釋變量從原數(shù)據(jù)中取出，由計算機隨機打亂順序，然后生成虛擬核心解釋變量，之后再與除去原始核心解釋變量的原數(shù)據(jù)進行匹配，在253個城市中重復(fù)隨機抽取1000次，每次隨機抽取部分地區(qū)作為壓力組，其余為對照組。利用Stata16軟件，如此重復(fù)1000次隨機抽樣的之后，將綠色全要素生產(chǎn)率的核密度分布繪制在圖2中，計算重復(fù)抽取1000次之后的βrandom均值為-0.?0006，與原始基準回歸結(jié)果的系數(shù)0.?1366相比基本上接近于零，并且p值均在0.?1以上，均不顯著，通過安慰劑檢驗。

圖2?安慰劑檢驗

注：X軸代表隨機抽取1000次之后，選取部分城市作為虛擬實驗組所估計得出的TREAT×POST系數(shù)的t值，Y軸代表其相應(yīng)p值，曲線代表核密度估計的t值分布。

4.?時間節(jié)點選擇檢驗。中國于2001年12月頒布《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)所得稅收入分享改革方案的通知》，決定從2002年開始改革，2003年及之后又修改了中央與地方政府的所得稅收入分成比例。為保證時間節(jié)點選擇的正確性與結(jié)論的穩(wěn)健性，以2001年為節(jié)點，即2001年及之后POST=1，表6第（1）、（2）列顯示其交互項系數(shù)雖為正，但不顯著，說明地方政府并沒有為適應(yīng)所得稅收入分享改革可能帶來的財政壓力而預(yù)先采取可能影響綠色全要素生產(chǎn)率變化的措施。以2002年為節(jié)點，即2002年及之后POST=1，第（3）、（4）列顯示其交互項系數(shù)僅在10%水平上顯著為正，說明由于政策效果存在滯后性，并且自2003年及之后的所得稅收入分享比例保持不變，使用2002年為節(jié)點對政策效果存在低估。

5.?排他性檢驗。2006年1月1日，中國正式取消農(nóng)業(yè)稅。事實上，在此之前，絕大部分地區(qū)在2005年已基本取消農(nóng)業(yè)稅［5］。陳曉光、謝貞發(fā)等認為取消農(nóng)業(yè)稅在一定程度上影響了地區(qū)稅收征管與財政壓力，將導(dǎo)致地方政府產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)大幅調(diào)整以穩(wěn)定財政收入［5，20］。為削弱取消農(nóng)業(yè)稅對本研究中樣本分組的影響，剔除在2003-2004年已經(jīng)實施取消農(nóng)業(yè)稅的上海、北京、天津、吉林、黑龍江、浙江、福建等七個省市數(shù)據(jù)，將2005年政策虛擬變量納入基準回歸公式中，表7回歸結(jié)果表明雖然取消農(nóng)業(yè)稅存在顯著的綠色增長效應(yīng)，但本文核心交互項系數(shù)顯著性并未改變，說明農(nóng)業(yè)稅取消并不影響研究結(jié)論。

五、影響機制分析

基于綠色增長效應(yīng)的波動性與逐漸削弱性，如何進一步強化此類綠色激勵值得探討。本文將空氣流通系數(shù)對數(shù)（lnKQ）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比（DECY/GDP）與第三產(chǎn)業(yè)增加值占比（DSCY/GDP）、專利與實用新型之和與專利授權(quán)總量比值（PERFM）分別作為衡量環(huán)境規(guī)制強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、自主創(chuàng)新能力的代理變量，參考一般作用路徑分析模型［30］，設(shè)定如下：

Y=βTREATi×POSTi+α1Xi+∑2018j=1998φjXiIj+νi+μt+εi，t（6）

GTFPi，t=τTREATi×POSTi×Y+βTREATi×POSTi+α1Xi+α2Y+∑2018j=1998φjXiIj+νi+μt+εi，t（7）

其中，GTFPi，t是綠色全要素生產(chǎn)率，Y表示代理變量，核心系數(shù)為β、τ，系數(shù)β用以衡量所得稅收入分享改革對驗證機制的相關(guān)性，τ用以進一步驗證作用機制對財政壓力地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響強度。

（一）調(diào)整環(huán)境規(guī)制強度，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

Hering和Poncet將空氣流通系數(shù)作為環(huán)境規(guī)制強度的工具變量［31］，并且空氣流通系數(shù)與工業(yè)污染排放呈負相關(guān)關(guān)系［30］。為驗證假說H2，本文選擇空氣流通系數(shù)對數(shù)（lnKQ）作為衡量環(huán)境規(guī)制強度的代理變量、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比（DECY/GDP）與第三產(chǎn)業(yè)增加值占比（DSCY/GDP）作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量分別代入式（6）、（7）。表9第（1）、（4）列的回歸結(jié)果表明，當(dāng)代理變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時，其雙重差分交互項都在1%水平上顯著為正，所得稅收入分享改革促進了財政壓力地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。表9第（3）列表明當(dāng)被解釋變量為規(guī)模以上工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（PERGY）時，所得稅收入分享改革顯著刺激了財政壓力地區(qū)的工業(yè)增長。表8第（1）列表示所得稅收入分享改革顯著提高了財政壓力地區(qū)的空氣流通系數(shù)，在不控制其他控制變量的情況下，表8第（2）、（3）列表明無論是否納入空氣流通系數(shù)的對數(shù)，綠色全要素生產(chǎn)率都會顯著提高。由此可知，地方政府雖然放松了環(huán)境規(guī)制強度，但是在剔除環(huán)境規(guī)制強度影響之后，財政壓力地區(qū)仍具有顯著綠色增長效應(yīng)。結(jié)合前文的動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果，降低環(huán)境規(guī)制強度也可能是未來所得稅收入分享改革不能維持顯著綠色增長效應(yīng)的原因之一。從長遠角度來看，地方政府仍需提升整體環(huán)境規(guī)制強度的綠色效率，否則不利于保持綠色增長效應(yīng)的長期性。

為進一步分析，將以上代理變量分別代入式（7），表8第（4）列表明受所得稅收入分享改革的財政壓力沖擊影響，短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制強度的降低對綠色發(fā)展的阻礙作用并不顯著；表9第（2）、（5）列顯示，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較大的“壓力區(qū)”表現(xiàn)出顯著的綠色增長效應(yīng)，但第三產(chǎn)業(yè)增加值占比較大地區(qū)并不顯著。這說明，第二產(chǎn)業(yè)增速較快的財政壓力地區(qū)，財力較為充足，通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，綠色增長效應(yīng)更顯著。綜上，所得稅收入分享改革促進了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但短期內(nèi)，工業(yè)、制造業(yè)存在高污染與高收益并存的特點，對第二產(chǎn)業(yè)增速較快地區(qū)的財政收入貢獻較大，對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，會更為及時有效緩解財政壓力，較快顯現(xiàn)降污減排成效，假說H2得以驗證。

（二）提高自主創(chuàng)新能力

結(jié)合上文驗證的假說H2，政府有激勵發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達地區(qū)的綠色增長效應(yīng)卻并不顯著，這說明對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高的財政壓力地區(qū)，作用路徑1中所得稅收入分享改革通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的路徑獲得的綠色增長激勵效果不顯著。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為完善，先進的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化更能獲得顯著的經(jīng)濟發(fā)展成效，而創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的關(guān)鍵［32］。因此，本文認為除假說H2以外，還有其他可能的作用路徑，即財政壓力地區(qū)受所得稅收入分享改革影響，地方政府存在激勵去提高自主創(chuàng)新能力以促進綠色發(fā)展。為驗證假說H3，選擇專利與實用新型之和與專利授權(quán)總量比值（PERFM）作為自主創(chuàng)新能力的代理變量代入式（6）、（7）進行檢驗，回歸分析結(jié)果如表10所示，第（1）列顯示所得稅收入分享改革顯著提高了財政壓力地區(qū)的自主創(chuàng)新能力；將自主創(chuàng)新能力的代理變量代入式（6），第（2）列顯示其三重交互項系數(shù)在5%水平上顯著為正，自主創(chuàng)新能力越強的財政壓力地區(qū)的綠色增長效應(yīng)更顯著。假說H3得以驗證。

六、異質(zhì)性分析

（一）考慮經(jīng)濟發(fā)展水平類型的異質(zhì)性影響

對于不同的經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)而言，所得稅收入分享改革對財政壓力地區(qū)的綠色增長效果可能存在差異，因此，按照社會經(jīng)濟發(fā)展情況劃分為東部、中部、西部地區(qū)和東北地區(qū)，進行地區(qū)異質(zhì)性分析。表11分別報告了不同地區(qū)在所得稅收入分享改革影響下的綠色全要素生產(chǎn)率增長情況。其中，西部與東北地區(qū)的交互項系數(shù)在1%水平上顯著為正，中部地區(qū)在5%水平上顯著為負，東部地區(qū)不顯著。

東部地區(qū)擁有最為完善的科研技術(shù)水平，資源稟賦充足，最先步入經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，所得稅收入分享改革對東部地區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境發(fā)展的關(guān)聯(lián)性影響不大。2000年，國務(wù)院成立西部開發(fā)辦；2003年，《關(guān)于實施東北地區(qū)等老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略的若干意見》正式發(fā)布，2006頒布《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》，西部地區(qū)與東北地區(qū)先后受到中央政府政策針對性扶持，確定了具有地區(qū)特色的經(jīng)濟發(fā)展方向與環(huán)境改善策略。但西部地區(qū)扶持政策先行，東北地區(qū)財政制度改革先行，中部地區(qū)的扶持政策落后于兩者。結(jié)合回歸結(jié)果分析表明，對于欠發(fā)達地區(qū)而言，財政制度改革先行完善，改善市場對經(jīng)濟調(diào)節(jié)的能力，然后針對性實施中央政府扶持政策，保證地方政府不會過多干預(yù)市場經(jīng)濟健康運行，有利于培養(yǎng)財政壓力地區(qū)更強的綠色發(fā)展能力。因此，假說H4得以驗證。

（二）考慮轉(zhuǎn)移支付因素的異質(zhì)性影響

所得稅分享改革通過轉(zhuǎn)移支付將中央獲得的所得稅收入用于中西部地區(qū)，有研究表明之后年份的轉(zhuǎn)移支付金額速度顯著增長［33］。為驗證轉(zhuǎn)移支付對改革所帶來的綠色增長效應(yīng)的影響，將轉(zhuǎn)移支付流入地賦值為1，轉(zhuǎn)移支付流出地賦值為0，作三重差分交互項進行基礎(chǔ)回歸分析以驗證假說H5。表12中表明在同時控制城市固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，是否加入其他控制變量的情況下，其三重差分交互項均在1%水平上顯著為正，說明所得稅收入分享改革下，相比于轉(zhuǎn)移支付流出地，轉(zhuǎn)移支付流入地的財政壓力地區(qū)具有更顯著的綠色增長效應(yīng)。轉(zhuǎn)移支付流入地大多屬于所得稅收入分享改革內(nèi)容中的扶持地區(qū)，市場機制欠缺，經(jīng)濟發(fā)展主要依靠政府引導(dǎo)，財政支出主要依賴中央轉(zhuǎn)移支付，其財政壓力地區(qū)更甚。轉(zhuǎn)移支付手段可減少政府職能扭曲，這導(dǎo)致轉(zhuǎn)移支付流入地在經(jīng)過所得稅收入分享改革之后，不僅優(yōu)化了政府職能與市場機制，更擁有更多資本用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、污染治理與創(chuàng)新投資，緩解現(xiàn)有的環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展矛盾，具有更顯著的綠色增長效應(yīng)。因此，假說H5得以驗證。

七、結(jié)論與啟示

本文基于所得稅收入分享改革，使用1998-2018年253個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)為樣本，通過SBM模型與Malmquist-Luenberger指數(shù)法，構(gòu)建包含非期望產(chǎn)出的規(guī)模報酬可變的綠色全要素生產(chǎn)率，利用剔除經(jīng)濟周期性變化影響的財政壓力指標，進一步推導(dǎo)獲得財政壓力相對分組，解決借助財政壓力視角分析的問題。利于強度雙重差分模型分析所得稅收入分享改革對財政壓力地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，主要結(jié)論有：

第一，平均處理效應(yīng)表明所得稅收入分享改革具有顯著的綠色增長效應(yīng)，并且財政壓力地區(qū)的綠色增長效應(yīng)更顯著。通過對動態(tài)時間效應(yīng)分析可知，隨時間推移，綠色增長效應(yīng)在達到峰值之后逐漸下降并變得不再顯著。

第二，通過所得稅收入分享改革分析財政壓力對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制可知，對財政壓力地區(qū)而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低端化地區(qū)的地方政府為應(yīng)對此次改革導(dǎo)致的財政壓力變化，更傾向于放松環(huán)境規(guī)制強度，刺激工業(yè)經(jīng)濟增長，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率提高，但從更為長遠角度來看，地方政府應(yīng)提高環(huán)境規(guī)制強度，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，才能保持有效的綠色發(fā)展。對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化地區(qū)而言，通過提高自主創(chuàng)新能力能實現(xiàn)更有效的綠色全要素生產(chǎn)率提升。

第三，所得稅收入分享改革的綠色增長效應(yīng)存在顯著的地區(qū)異質(zhì)性，按照經(jīng)濟發(fā)展水平進行地區(qū)劃分，西部、東北地區(qū)的財政壓力地區(qū)具有顯著的綠色增長效應(yīng)，抑制中部地區(qū)綠色發(fā)展，東部地區(qū)則不顯著。經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟與環(huán)境發(fā)展偏向于依賴中央政策引導(dǎo)。

第四，按照轉(zhuǎn)移支付類型劃分，相比于轉(zhuǎn)移支付流出地而言，轉(zhuǎn)移支付流入地大部分為欠發(fā)達地區(qū)，所得稅收入分享改革緩解了財政壓力地區(qū)財政扭曲，具有更強的綠色增長效應(yīng)。

基于以上結(jié)論提供差異化政策啟示，具體如下：

第一，基于所得稅收入分享改革帶來的財政壓力給予綠色全要素生產(chǎn)率的增長激勵，中央政府應(yīng)將各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、自然資源稟賦狀況、城市化水平等因素充分納入地區(qū)發(fā)展的考量之內(nèi)，所得稅收入分享改革稅收分成比例應(yīng)該按需調(diào)整，因地制宜；建立地方政府財政壓力風(fēng)險監(jiān)管系統(tǒng)，激勵地方政府提供更多關(guān)于本地綠色發(fā)展的財政支出需求交予中央政府相關(guān)部門進行評估。

第二，基于所得稅收入分享改革對環(huán)境規(guī)制強度的抑制作用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的刺激作用，在財政分權(quán)方面，加強中央對地方政府環(huán)境規(guī)制的垂直監(jiān)管，注重第二產(chǎn)業(yè)發(fā)達地區(qū)的上下游產(chǎn)業(yè)延伸，扶持與發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)。不斷優(yōu)化地方官員的政績考核制度，規(guī)范與提高地方政府對高污染、高排放行業(yè)企業(yè)招商引資的環(huán)境標準門檻，強化生態(tài)環(huán)境保護與環(huán)境污染治理觀念，加強地方政府官員的綠色發(fā)展意識。

第三，基于所得稅收入分享改革的創(chuàng)新激勵方面，增加地方政府的自主決策能力，引進高層次人才，利用新一代信息技術(shù)深入了解地方企業(yè)發(fā)展需求與問題所在，鼓勵企業(yè)對產(chǎn)業(yè)核心技術(shù)研究進行數(shù)字化模擬，避免企業(yè)研發(fā)資金浪費，規(guī)范企業(yè)參與科技創(chuàng)新研究的相關(guān)制度，激勵企業(yè)之間進行合作研究，確保參與企業(yè)權(quán)益受到保護，提高合作研究信任度，促進企業(yè)公平競爭。提高政府職能實施效率與大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等新一代信息技術(shù)的協(xié)作能力，制定創(chuàng)新型與更具主觀能動性的資金投資項目計劃，發(fā)展適合地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展特點的綠色產(chǎn)業(yè)。

第四，基于所得稅收入分享政策的異質(zhì)性效應(yīng)，財政分權(quán)應(yīng)該“集權(quán)有理，分權(quán)有據(jù)”，中央政府在財政方面的集權(quán)應(yīng)充分考量地方政府財政收支結(jié)構(gòu)與地方經(jīng)濟發(fā)展水平，規(guī)范地方政府對財政資金的投資使用行為；分權(quán)應(yīng)明確地方政府各層級財政支出責(zé)任，提高財政效率，在避免政府職權(quán)扭曲的情況下，走綠色發(fā)展道路。堅持中央政府把控，加強對轉(zhuǎn)移支付流入地與轉(zhuǎn)移支付流出地的各級政府財政收支結(jié)構(gòu)管理，引導(dǎo)政府調(diào)整優(yōu)化地方財政收入與經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)的關(guān)系，對欠發(fā)達地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付應(yīng)落實在教育、科技的投資方面，保障轉(zhuǎn)移支付流出地剩余財政收入有余力用于加快創(chuàng)新體制改革、優(yōu)化資源配置效率與新型技術(shù)投資研發(fā)等方面。

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“Double?Carbon”Goal，F(xiàn)iscal?Pressure?and?Green?Growth：Policy?Experiment

from?the?Income?Tax?Revenue?Sharing?Reform

LI?Shao-lin，YANG?Wen-tong

（Center?for?Industrial?and?Business?Organization，Dongbei?University?of?Finance?and?Economics，

Dalian?116025，China）

Abstract：How?to?deal?with“Double?Carbon”goal?compatible?with?fiscal?pressure?surge?is?the?current?hot?problem?urgently?to?be?solved?in?the?high-quality?development?of?Chinese?economy.Taking?the?central?and?local?tax?sharing?as?the?entry?point?of?fiscal?pressure，this?paper?uses?the?intensity?difference-in-difference?model?to?explore?the?impact?of?local?fiscal?pressure?on?urban?green?total?factor?productivity.?The?results?show?that，on?the?basis?of?overcoming?the?endogeneity?problem?and?passing?a?series?of?robustness?tests，the?income?tax?revenue?sharing?reform?significantly?promotes?the?growth?of?green?total?factor?productivity?in?fiscally?stressed?regions；Mechanism?analysis?shows?that?for?regions?with?low-end?industrial?structure，under?the?premise?of?stable?growth，moderate?adjustment?of?environmental?regulation?can?stimulate?the?development?of?industry?and?secondary?industry，create?more?space?for?industrial?structure?optimization?and?capital?sources，but?the?decline?of?environmental?regulation?also?leads?to?the?lack?of?impetus?for?subsequent?green?growth；For?the?regions?with?advanced?industrial?structure，only?by?improving?the?ability?of?independent?innovation?can?stimulate?the?deeper?green?changes；the?heterogeneity?analysis?shows?that?the?fiscal?pressure?regions?in?the?west，northeast?and?transfer?payment?inflow?areas?have?significant?green?total?factor?productivity?growth?effects.

Key?words：“Double?Carbon”goal；financial?pressure；green?total?factor?productivity；income?tax?revenue?sharing?reform

（責(zé)任編輯：周正）