財政分權(quán)、經(jīng)濟增長與廢氣排放量關系的協(xié)整分析—— 基于甘肅省1997-2010年的數(shù)據(jù)

■ 朱萬里 胡瑜杰（蘭州商學院隴橋?qū)W院 蘭州 730101）

改革開放后，為了調(diào)動地方政府的積極性，中央政府開始下放一些財政權(quán)力，財政分權(quán)開始引起學術界的關注。有學者認為財政分權(quán)是實現(xiàn)我國經(jīng)濟社會發(fā)展的最主要的制度變遷。關于財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響，學者的觀點不盡相同。Qian和Roland（1998）、張晏和龔六堂（2006）分別指出財政分權(quán)改革賦予地方政府更大的市場化激勵，因此，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正面影響。姚洋（2008）認為財政的分權(quán)改革轉(zhuǎn)變了傳統(tǒng)的機制，使得地方政府在經(jīng)濟增長過程中獲得更多的好處。同樣的，周黎安（2004），徐現(xiàn)祥、李郇、王美今（2007）等人的研究也認為政治晉升競標賽對我國經(jīng)濟增長的產(chǎn)生積極影響。相反，Blanchard和Shleifer（2001）通過比較中國與俄羅斯經(jīng)濟改革，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)不能夠完全解釋中國快速的經(jīng)濟增長。

然而，這種激勵模式也可能導致諸多負面效應。地方政府的職能應該是多元化的，而“唯GDP指揮棒”有可能造成市場分割、重復建設以及環(huán)境污染等問題。為了財政收入更快的增長，以便獲得更好的政治晉升機會，地方政府在招商引資過程中就會競相降低環(huán)境保護門檻。在這種激勵機制下，地方政府片面追求短期經(jīng)濟利益，可能形成較大的污染問題。同時，進一步分析中國的經(jīng)濟增長的方式，我們可以發(fā)現(xiàn)，改革開放以來，經(jīng)濟增長更多是粗放型的增長模式，很多地方和行業(yè)存在著無效率的重復建設。經(jīng)濟增長的途徑主要是擴大勞動（L）和資本（K）等生產(chǎn)要素的投入數(shù)量，而很少關注它與人口、資源和環(huán)境之間的關系，這可能進一步導致更大的環(huán)境污染。

通過查閱相關的文獻資料，筆者發(fā)現(xiàn)，研究財政分權(quán)和經(jīng)濟增長、財政分權(quán)和中國環(huán)境污染的學者較多，但具體到某一個省份的研究則較少。甘肅省地處西北，環(huán)境污染較為嚴重，尤其是空氣質(zhì)量和其他地方相比較差，但和西北其他省份比，甘肅省人口密度較大，研究影響甘肅省環(huán)境污染的因素具有一定的現(xiàn)實意義。

結(jié)合以上分析，我們提出兩個假說：一是財政分權(quán)的程度越高，甘肅省廢氣排放量越多；二是經(jīng)濟增長速度越快，甘肅省廢氣排放量越多。文章將通過甘肅省的相關數(shù)據(jù)對這些假說進行檢驗。

變量選擇與實證檢驗

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)來源

我們選取甘肅省歷年人均工業(yè)廢氣排放量（Gas）來反映環(huán)境污染程度。選取工業(yè)廢氣排放量作為被解釋變量，是因為在甘肅省工業(yè)廢氣排放量相對于廢水和廢物的排放量更為嚴重。選取財政分權(quán)和經(jīng)濟增長作為解釋變量，具體內(nèi)容如下：財政分權(quán)（Decentral）：Zhou和Zhang（2008）使用財政支出率來表示，即地方財政支出占財政總支出的比率；考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文沿用Zhou和Zhang（2008）的方法，采用甘肅省人均財政支出除以人均中央財政支出來反映地方的財政分權(quán)程度。人均GDP：關于經(jīng)濟增長的指標，目前大部分學者都是采用GDP，所以，為了不失一般性，文章選用人均GDP作為經(jīng)濟增長的指標。

本文的數(shù)據(jù)主要來源于1997-2011年甘肅省的數(shù)據(jù)，其中，廢水排放量指標主要源自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》；經(jīng)濟增長指標來自于歷年《甘肅統(tǒng)計年鑒》。變量描述性統(tǒng)計具體見表1。

（二）模型構(gòu)建與檢驗結(jié)果

根據(jù)上述理論分析和變量闡述，我們得出以下計量模型：

如上文所示，模型（1）中gas表示人均廢氣的排放量，Decentral表示財政分權(quán)程度，gdpp表示人均GDP，εt是隨機擾動項。

1.單整、協(xié)整檢驗。傳統(tǒng)的回歸方法一般假定所使用的時間序列是平穩(wěn)的，然而許多和經(jīng)濟現(xiàn)象有關的時間序列都可能是非平穩(wěn)的，倘若采取傳統(tǒng)的方法直接做OLS回歸，就會出現(xiàn)“偽”回歸現(xiàn)象。因此，需要對模型中各個變量進行平穩(wěn)性檢驗。只有具有相同單整階數(shù)的變量才可能存在協(xié)整關系，因此，我們必須首先對上述各個變量之間進行單位根檢驗。

表1 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 單位根ADF檢驗結(jié)果

表3 Johnsen 協(xié)整檢驗的結(jié)果

表4 標準化后的協(xié)整向量

一是單位根檢驗。我們采用擴展的迪基-富勒(ADF) 方法進行序列單位根檢驗。ADF單位根檢驗是基于以下的回歸方程：

原假設H0:ρ=1，備選假設H1:ρ<1。接受原假設意味著時間序列含有單位根。對變量的檢驗結(jié)果見表2。從表2的檢驗結(jié)果可知，對于所有序列的水平值，在5%的顯著性水平下，存在單位根的原假設無法拒絕，一階差分后，所有變量在5%的顯著水平下均拒絕非平穩(wěn)性的原假設。因而所有變量序列都是I(1)。

二是協(xié)整檢驗。單位根檢驗的結(jié)果表明，該模型中的所有變量序列都是I(1)，即它們具備構(gòu)造協(xié)整方程的必要條件。為此，我們對上述各個變量序列之間做長期的協(xié)整分析。就協(xié)整檢驗的方法而言，恩格爾和格蘭杰提出用兩步法估計協(xié)整向量，雖然由這種兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計量具有較強的一致性和有效性，但是在樣本容量有限的條件下（本文的樣本容量不大），這種估計量就會有偏差，而且樣本容量越小，偏差越大。為了克服兩步法參數(shù)估計的不足，本文采用多變量Johnsen協(xié)整檢驗。從表3中的結(jié)果可以看出，檢驗結(jié)果在5%顯著性水平上拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，且不能拒絕最多存在1個協(xié)整關系的原假設，因此我們可以認為ln(decen)、ln(gdpp)和ln(gas)之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

表4的檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平上，甘肅省的廢水排放量、財政分權(quán)程度和人均GDP之間有一個惟一的協(xié)整方程，將其標準化后，即可變?yōu)椋?/p>

（3）

該協(xié)整方程表明甘肅省的廢氣排放量、財政分權(quán)程度和人均GDP之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。具體地說，從長期來看，財政分權(quán)程度ln(gdpp)每提高1%，會引起甘肅省的廢氣排放量上升8.89% ，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPP）每增長1%，會引起甘肅省的廢氣排放量增加6.10%。因此，從上述協(xié)整分析的結(jié)果來看，在長期里，甘肅省財政分權(quán)程度和人均GDP的變化對廢水排放量都有著較大程度的影響。

三是誤差修正模型（ECM）。誤差修正模型（Error Correction Model）作為協(xié)整分析的一個延伸，是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型。它的基本原理是：若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種外部原因?qū)е露唐谀Ｐ统霈F(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然能通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，這樣誤差修正模型就將短期的波動和長期均衡過程結(jié)合在了一起。由于ln(decen)、ln(gas)和ln(gdpp)之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。因此我們可以進一步通過建立誤差修正模型來揭示變量之間的短期的關系。根據(jù)相應準則，其模型如下：

模型中非均衡誤差ecmt-1的系數(shù)為-0.958，意味著上一年度的非均衡誤差以0.958的比率對本年度的Δln(gas)作出反向修正。誤差修正項系數(shù)為負，這符合反向修正機制。在模型中，被解釋變量的波動可以分為短期波動和長期均衡兩部分。根據(jù)ECM模型（4）顯示的結(jié)果，甘肅省廢氣排放量與財政分權(quán)程度和經(jīng)濟增長之間存在著密切的聯(lián)系，這兩個因素的短期變動將引起財政支出同方向的變動。

結(jié)論

本文采用協(xié)整分析和誤差修正模型分析了甘肅省廢氣排放量與財政分權(quán)程度、經(jīng)濟增長的關系。通過分析發(fā)現(xiàn)，不管是財政分權(quán)程度，還是經(jīng)濟增長的速度都與甘肅省廢氣排放量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。具體來說，財政分權(quán)程度越高，廢水排放量越嚴重；經(jīng)濟增長和廢水排放量也存在著較強的正關系，這就證實了我們前面的兩個假說。

改革開放以來，財政分權(quán)程度逐步提高，這進一步導致了中國環(huán)境污染的加劇。其中一個重要原因就是中央對地方政府的激勵模式過于單一，因此，我們應該改變地方官員“唯GDP指揮棒”的單一的晉升標準，把環(huán)境保護程度納入到判斷地方政府績效高低的準則中來，只有這樣才有可能在某種程度上改變目前排污量較多的現(xiàn)狀。同時，我們應該積極的改變目前的經(jīng)濟增長模式，近年來，我們雖然很重視調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進各種經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，但對環(huán)境污染的重視卻不夠，只有把經(jīng)濟增長的速度和人口、資源和環(huán)境的承受度結(jié)合起來，注重生態(tài)環(huán)境，才能促進人和自然、社會的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

1.張晏, 龔六堂.分稅制改革、財政分權(quán)與中國經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟學(季刊)，2006(1)

2.姚洋.作為制度創(chuàng)新過程的經(jīng)濟改革[M].格致出版社，上海人民出版社，2008

3.周黎安.晉升博弈中政府官員的激勵與合作—兼論我國地方保護主義和重復建設長期存在的原因[J].經(jīng)濟研究，2004(6)

4.徐現(xiàn)祥，李郇，王美今.區(qū)域一體化、經(jīng)濟增長與政治晉升[J].經(jīng)濟學(季刊)，2007(4)

5.傅勇，張晏.中國式分權(quán)與財政支出結(jié)構(gòu)偏向：為增長而競爭的代價[J].管理世界，2007(3)

6.何智美，王敬云.地方保護主義探源—一個政治晉升博弈模型[J].山西財經(jīng)大學學報，2007(5)

7.Blanchard and Shleifer. Federalism with and without Political Centralization:China vs. Russia[J]. IMF Staff Working Paper,Special Issue. 2001

8.Qian and Roland. Federalism and the soft budget constraint[J]. American Economic Review, 1998(77)