財政分權體制下中國兩類全要素生產率變化的比較研究

肖挺 戴偉

（1.江西財經大學 國際貿易學院，江西 南昌330013；2.湖北理工學院 經濟與管理學院，湖北 黃石435003）

一、引言與文獻回顧

經濟發展與環境保護是當今世界各國所面臨的兩個重要的命題，中國也概莫能外。在2013年全球環境績效指標中，中國在132個成員國內排名111位。新世紀以來的十余年中，我國盡管在兩類主要化石能源煤炭以及石油消費量上有所下滑，卻仍然保持著“領跑”世界的態勢，單位GDP的能耗大大高于世界主要發達國家，也高于世界的平均水平。從民生的角度講，我國的情況更加不容樂觀，沿海大中城市在建立起以信息技術、餐飲旅游、金融服務、文化教育等為核心產業的同時，PM2.5卻頻頻爆表，環境質量亮起了紅燈，“北京咳”等現象讓大家談污色變。“先污染后治理”所付出的代價是中國社會所難以承受的，這也使得人們對于央省多級政府既往的治理模式產生了一定的質疑。國內學者們認為造成環境問題的主要原因之一是粗放的經濟發展模式，有學者認為這種發展模式的根源之一在于中國“分灶吃飯”式的財政分權模式［1］，這主要是因為中央及地方政府所制定的相關政策法規能否落到實處實際上取決于地方政府對于激勵機制的認可程度［2］，是否與其自身利益最大化達成一定的“妥協”，如若不然，地方政府不但可以選擇不作為，甚至可能為當地污染企業“保駕護航”，這樣的現象近年來也屢屢見諸報端，意味著地方政府行為存在明顯的短期化特征［3］。與此同時，由于環境污染存在外部性的問題，也不排除地方政府有“以鄰為壑”的想法。在目前的財政分權制度下，地方政府官員為了進行所謂的“晉升錦標賽”［4，5］，醉心于在財政收入上進行過度競爭，而不顧及周邊地區環境承載的能力進行污染的惡意排放，進一步加劇了節能減排工作的難度。本文試圖在分析框架中將財政分權、經濟發展以及環境治理節能減排等問題納入同一體系進行研究，計算加入污染排放因素前后兩類全要素生產率，分析財政分權對這兩類全要素生產效率變化影響的差異，從而揭示出央省財政結構對于環境及經濟增長的綜合影響。

傳統的財政分權理論以是Tiebout研究［6］為起點的，其最核心的觀點認為如果資源配置主要由地方政府來進行，那么通過地方政府之間的合理競爭，能夠使地方政府更好地反映納稅人的偏好，從而加強對政府行為的預算約束，這在一定程度上杜絕了中央對地方經濟生活干預的盲目性，所謂“山高皇帝遠”的現象得以避免。自此之后，對財政分權理論的研究不斷深化發展，當代財政分權理論在分權框架上融入了激勵相容與制度設計的思想［2，7］，第二代財政聯邦主義理論研究者們致力于在財政分權問題上更關注的是怎樣實現對公共政策制定者激勵的制度設計。從學術的前沿面來看，權力下放已逐漸成為了大的趨勢；而值得注意的是，除了對經濟發展影響的大命題之外，目前對于分權理論的研究明顯已超出了財政的范疇，較多的關注于權力分配對社會經濟生活中的多重問題的影響，如制度創新、權力腐敗以及本文將要關注到的環境質量等方面。對于財政分權與經濟增長問題研究的文獻可謂汗牛充棟了，但從現有文獻來看，學者們對此有著分歧較大的研究結論，這一點，早在上世紀九十年代就已得到研驗。Bird等就通過東歐國家樣本的研究發現，財政分權對經濟增長的影響方向遠比想象中要復雜，因此難以做出一致性的結論［8］；比如針對美國的研究，Xie等的檢驗發現兩者的負相關關系［9］。但同樣針對美國所進行的實證分析，Akai和Sakata的研究則支持財政分權對經濟增長正效應作用的觀點［10］。從廣義上講，中國的財政分權與世界其它地方的財政分權沒有什么差別［11］，因此可以想象利用我國經濟數據進行實證研究得出的結論只可能進一步驗證這種矛盾的認知，如沈坤榮和付文林利用省際面板數據的研究表明財政分權可以促進經濟增長，并計算出“人均GDP-地方政府預算內收支占比彈性”值大約為0.07-0.3［12］，張曙霄和戴永安的研究也證實了這種正相關性的存在［13］，但同時對該結論存在的質疑聲也不絕于耳，Jin等使用我國內地分省區數據則發現1994年分稅制改革之后財政支出分權與經濟增長之間沒有顯著的相關性，但財政收入分權則明顯阻礙了經濟增長［14］。殷德生研究也發現1994-2001年期間財政分權對經濟并未產生實質性的影響［15］。王文劍與覃成林的分地區研究則表明財政分權有利于東部地區的經濟發展，但在基礎設施不夠完備的中西部地區則截然相反［16］。

對于上述研究所出現的矛盾，學者們也給出了各自對該問題的理解，但無外乎數據樣本采集的時間段以及所在省市地級數據層面的不同，而且一些研究中也存在對于諸如工業化程度、市場成熟度等指標變量的忽略，由此帶來了結論上的偏差也就不足為奇了。更進一步來講，對于經濟增長本身的衡量，同樣也是可以有所解讀的，目前多數的文獻采納的是地區GDP及其所衍生出的指標（如人均年GDP，GDP增速等），這一類指標沒有反映出財政分權對經濟增長質量即考慮了環境問題的綠色GDP的影響，如果在研究中加入環境的變量那么詳細研究結論將更具說服力。近年來對于財政分權與環境保護問題研究的文獻也是呈幾何級數上升，一些文獻通過實證方法從不同角度與層面論證財政分權與排放問題之間的相關性，其結論同樣了存在相互矛盾的問題，有正向［17］，亦有負向［18］，多數文獻的視野滯留于分析環境保護的問題，卻沒有回歸到對于產業發展這一主題的研究，換言之，財政分權對于經濟增長以及節能減排工作都可能存在一定的影響，但學者們少有將兩者結合后分析問題。本文將運用廣義Malmquist指數計算我國分省區環境全要素生產率（TFP）以及未考慮污染排放問題的傳統意義上的TFP，進而實證分析財政分權對兩類TFP變化的影響差異，藉此對兩種影響效應的差異進行比較分析從而析出本文的結論以及建議。

二、理論與計量模型

（一）理論分析框架

TFP的測算手段有多種方法，最古典的技術手段是索洛提出將TFP表示為產出經濟增長率扣除勞動和資本貢獻之后的索洛余值，反映的是TFP中用于衡量物質資本和勞動力以外的技術進步對生產率增長的貢獻。結合Barro［19］提出的政府支出內生經濟增長理論模型，參考趙德昭和許和連［20］的手法，拓展一個引入分級政府支出的內生經濟增長模型，分析央省之間財政分權程度對TFP的影響機理。

假設某地級城市的產出水平為GDP，那么地市級政府產出的函數形式如下

其中，A代表技術進步等影響產出水平的因素，i為省區編號，t為時間截面，K與L分別表示各省區資本存量以及勞動力人數，LG與CG則表示各省區地方政府支出與中央政府支出，α、β、χ以及δ均在［0，1］區間內，實質上表示的是以上幾個指標對產出水平的彈性系數，e為自然對數，ε為殘差，意為取自然對數展開后構建擾動項。如設所述，設TFP為除勞動與資本投入之外其他所有因素對于產出增長的影響

則全要素生產率

式（3）右側變形后為：

對兩邊取自然對數，則展開后函數式為

此處采用財政自主度（Fiscal Autonomy Index，FAI）來刻畫財政分權程度，在上式中FAI＝LG/CG，必須指出的是，后文將詳述該指標，其具體計算手段與模型中所采納的口徑存在一定的差別。

（二）實證模型設定

根據以上推導出的式（5），在引入若干控制變量基礎上利用1994-2012年全國省區的面板數據，提出以下實證模型用以驗證財政分權程度對生產率變化的影響

式（6）中Mqit表示i省區在t時期的生產率的變化水平，在后續統計中，將分別計算考慮與不考慮污染排放的Malmquist指數，Controlv為諸控制變量，ε為殘差項，運用簡單的回歸發現式（5）中的中央政府財政支出部分與FAI并沒有表現出顯著的相關性，因此在數學上看沒有體現出內生性（限于篇幅回歸結果此處未列示，可向作者索取），因此將其置于ε內。

（三）變量定義與數據來源

本文所涉有關生產率的計算部分將在后文詳述，本部分主要關注于財政分權指標的選取以及諸控制變量的設計。

財政分權方面，如何進行科學的度量眾說紛紜，學術界所構建的指標體系主要包含了三類，即（1）從收入角度測量央省財權關系的“收入指標”（Expenditure Index），即用地方財政收入除以中央本級或全國財政預算內收入；（2）從支出角度測量的“支出指標”（Revenue Index），用地方財政支出除以中央本級或全國財政預算內支出；（3）“財政自主程度”（Fiscal Autonomy Index，Fai），表示地方政府自有收入占本級支出的比重，這個指標是用預算內財政收入除以預算內財政總支出。從不同的角度來分析，三類指標各有特點，目前前兩類指標用得比較多［20-24］。從概念上說，財政分權實質是中央政府向地方政府下放一部分財政管理與決策權的過程［25］，陳碩和高琳［26］認為一個合適的財政分權度量指標需要在事實上能夠反映出地方關系的跨時期變化，同時也要能夠描述出該關系的跨地區差異。如果使用的是考慮了地區差異的面板數據時，較之前兩類指標，用“財政自主度”來衡量會更為合理一些［27］。這個指標大于或等于1，表明地方政府收大于支，有足夠的財力滿足地方公共基礎設施的建設，甚至還有剩余財力。如果小于1，地方“入不敷出”，部分依賴于上級政府的轉移支付。本文在圖1繪制了各省區Fai指標在幾個樣本年份的核密度分布圖。從數據分布來看，上世紀末期我國地方政府財政自主度大約集中于0.5～0.7這一較長的區間內，也表明地方政府之間財政能力差異度還是比較大，但總體還是保持了較為理想的收入支出結構，到了2005年后Fai指標就基本只能集中在0.4左右的水平上，表明地方政府的財政自主能力明顯出現了下滑，該水平到2012年也還有不太明顯的小幅度下降，折射出我國地方政府“入不敷出”的現狀。

圖1 我國地方政府財政自主程度核密度分布圖

本文估計模型中的控制變量對我國污染氣體排放以及生產效率都會產生影響，而這將導致環境全要素生產效率產生波動，具體包括：地區經濟結構的服務化程度（Ser），所謂經濟結構服務化大體指的是地區經濟對于服務業的依賴程度，服務業作為無煙工業其發展必然對于環境質量的好轉有所裨益，此處采用各省區服務業與工農業之和的比值來表征該指標。研發強度（Rd），張克忠等［17］認為如果某地區產業創新能力越強，則同等產出所需要的耗費會越少，由此碳排放量會隨之減少，所以研發水平與能源的消耗之間存在穩定的邏輯相關性，研發的原始數據來自于各地區歷年統計年鑒中“地區科技事業發展情況”表的“研究與試驗發展經費支出”欄目，參考王恕立和胡宗彪［28］的技術手段，此處用該數據與各省區產值之比來表征研發投入的強度水平。外國直接投資強度（Fdi），在主要發達國家面臨著節能減排約束的公約性承諾背景下，世界經濟發展的一種趨勢體現為污染產業的跨國或本國內跨地區投資性轉移，這一現象在環境管制較松的發展中國家顯得愈為明顯，因此國際性投資對于能耗以及環境污染的影響已經不容忽視，該數據采集自樣本年份對應的《中國統計年鑒》，同研發數據一樣，以數據與地區產值之比來表征強度水平。收入水平（Lwa），高收入地區對于能源的消費需求也相應更高，從而導致污染氣體排放尤其是生活類排放（如汽車尾氣，住房裝修及廚房油煙等）成為主要的污染源，為平滑數據，取各省區人均收入水平的自然對數加以表征。表1反映了前因及結果變量的描述性統計（生產率指標的數據報告將在后文中介紹）。數據印證了圖2中我國地方政府財政自主度偏低的事實，此外樣本年份內我國的研發投入比重均值為8.2%，其中2012年為11.9%，這與世界主要發達國家差距還是很明顯的①根據2008年經合組織《Main Science＆Technology Indicators》的統計，發達國家平均研發投入占國內產出值比重約在30%左右，其中美國該指標為34.4%，歐盟國家平均值為26%，澳大利亞39.9%，亞洲的日本為32.1%，韓國25.3%。，可以說我國研發科技創新投資與經濟發展依存度之間的矛盾是非常尖銳的。同樣FDI在我國總體經濟中的比重也不高，這也一定程度上反映出了我國經濟對于外資依賴程度的降低。

表1 變量的描述性統計（不含結果變量）

三、兩類全要素生產率的測算

本文所研究的時段為1998-2012年，由于Malmquist是一種動態的序列DEA技術，計算的是相鄰年份之間生產率的變化水平，由此計算出的第一個年份值為1998-1999年之間的TFP變化率，西藏的數據存在大量缺失，樣本中沒有加以考慮，所以本文采用的是30個省區的數據。

（一）Malmquist值計算相關指標數據

計算Malmquist值需要對投入產出指標進行設定，產出值包含兩類，其一是各省區的歷年生產總值（GRP），各年數據以1995年價格指數進行了平減；其二為能源消耗量（energy），該指標反映的是各地區能源消費水平，陳詩一［29］以及匡遠鳳和彭代彥［30］指出污染排放物作為投入要素，與資本和勞動投入一樣是一種投入，只不過它是一種未支付的投入。因此可以將污染排放作為投入要素進行處理，由于我國目前工業與生活消費主要的化石能源是石油與煤炭，因此本文采用各省區歷年煤與石油消費量的幾何平均值來表征該指標。

投入指標包含三類，其一是勞動投入（lab），該變量衡量的是各省區的人力資本存量，現有文獻采用的大多是當地制造業從業人員數量，但顯然勞動力質量在生產效率中起的作用更為突出。因此本文借鑒Barro等［31］的做法，使用各地區從業人員平均受教育水平（即受教育的年限）和就業人數的乘積作為人力資本存量的表征，相關數據來自《中國統計年鑒》和《中國教育統計年鑒》，平均受教育年限則是借鑒陳釗等［32］的方法進行處理獲得的；其二是資本存量（cap），該指標目前還缺乏官方數據，學者大多采用較為獨立的手段進行核算，現下最為常見的是永續存盤法，該手段要求對固定資產平減指數、基期資本存量以及資本折舊率三個問題進行科學的設計［33］。資產價格指數可以從《中國固定資產投資統計數典》中獲取，可以直接對變量的各年數據進行調整。至于初始資本存量，本文參照Chou［34］的算法。假設基期資本存量是過往投資的加總值，那么投資時間序列可以近似用下式表示

取對數后為

通過回歸分析，同時對序列相關進行處理，即可得到I（0）和λ。于是基期的資本存量為

之后各年的資本存量則為

δ為折舊率，由于缺乏統一的標準，學者們對于該比率值的選取存在極大的爭議，本文參考單豪杰［33］的闡述，在分省級資本存量的估算中統一取10.96%。

其三為各地區硫排放量（S），王兵等［35］將污染排放視作為非期望性產出，可以與期望性產出（即產值、GDP等）一道引入生產過程。需要指出的是，《中國統計年鑒》中對于廢氣主要污染物分為二氧化硫、氮氧化合物以及煙（粉）塵三類，但只有二氧化硫的數據相對較為齊全，國內學者也經常選擇二氧化硫排放來構建面板數據分析問題［36，37］。將近年來我國二氧化硫與其它幾類污染氣體的排放總量有限的數據樣本①《中國統計年鑒》中有這些污染物部分年份的全國性數據，但沒有分省級的排放數據。進行了相關性檢驗，結果顯示二氧化硫排放量與它們之間存在顯著的正相關性，因此可以用二氧化硫作為污染氣體排放的“壞產出”代表進行針對性的研究和分析。

需要特別指出的是，由于本文需要對傳統及環境兩類生產效率進行核算，因此只有當計算環境全要素生產率時S以及energy兩指標才會予以考慮，在計算傳統Malmquist（即不考慮環境問題時的TFP變化率）時是不將其納入投入產出指標體系的。另外現有的文獻多數是在上述兩類指標中做取舍，或是在投入或是在產出中增加污染排放指標，而很少在投入與產出兩端都添加這一類指標系數，而且基本上用的也是污染排放值作為投入指標，比較而言，本文所倡導的“能源消費-污染排放”序列DEA計算方式從邏輯上闡述顯得更為合理，相信這樣計算出來的Malmquist指數進行的比較更有參考價值。此外必須指出的是，事實上如果從“投入-產出”的角度來說，能源消費是投入，排放是產出，但是為了能用正向來表明投入效率，本文的處理方式是將兩者的邏輯倒置。這樣如果計算出來的環境TFP值大于傳統TFP，就表明該地區對于環境保護的效果高于一般的產業生產率，反之則表明環境質量沒有跟上生產力的發展。

（二）Malmquist指數動態效率評價

表2是對1998—2012年期間逐年各省區的傳統及環境兩類Malmquist進行計算的結果，展示了全要素生產率分解為技術進步及技術效率值，從對兩類技術指標的對比來看，即便在計算Malmquist指數時，不同于單邊增加變量的處理手段，本文在投入與產出的兩端考慮了能源消費以及污染排放的問題，但是仍然得出了與之前研究較為一致的結論（王兵，2010；匡遠鳳，2012）：即在多數年份里，在考慮了環境問題的情況下，可以很明顯地發現傳統意義上所計算出來的全要素生產率變化速度都存在明顯的被高估問題（僅在02-04期間，傳統生產率略低于環境生產率值）。在分地區的生產率變化走勢中也得到了基本一致的結論，這在根據表1所繪制的圖3中得到了明顯的體現，也意味著如果考慮環境破壞所付出的代價，國民經濟實際的發展質量是大打折扣的。從表1末端的指標值來分析，可以發現無論是在全國范圍還是某一地區內，造成環境TFP低于傳統TFP的主要原因是源自于環境技術進步水平被明顯削弱，而環境技術效率反倒略高于傳統技術效率，技術進步指的是生產的最佳狀態邊界的提升，是一種“增長效應”，環境TFP低于傳統TFP則表明我國的工業技術水平并沒有能夠在限制污染排放的同時實現較有質量的推進。進一步，我們在圖3中繪制了全國及分地區環境TFP及技術進步、技術效率變化核密度分布圖，本文將樣本期分割為1999-2003年、2004-2008年以及2009-2012年三個時段，縱向的實現三組指標的跨期比較，從而判斷樣本期內指標均值及分布離散程度的變化趨勢。其中生產率與技術進步水平呈現出較為一致的態勢，即均值小幅度的先抑后揚，離散程度則呈現收縮的狀態（2009-2012年核密度線峰值較高且跨度較狹）；而在三個時段內技術效率水平均值沒有太明顯的變化，但離散程度也明顯降低了。圖2的結果再次證明我國生產率變遷主要是由技術水平變遷所導致，但各地區在生產率的三組指標上則實現了“趨同”。此外，表1的末端數據還顯示出傳統生產率中東中西部地區相差不大，但如果考慮了環境問題，東部地區的環境生產效率增長相比于中西部則有著明顯的優勢，中西部地區甚至在樣本年份內環境全要素生產率出現了細微的衰退（0.999）。換言之，相比于污染防控基礎設施規制相對更為健全的東部沿海省份，中西部地區經濟發展方式更為粗放，產能效率提升過程中環境所做出的犧牲代價更大。

表2 1998-2012年中國各地區傳統及環境全要素生產率水平狀況（平均值）

注：每年的平均值是我國各省區該指數的幾何平均值。同樣，表中的總平均值也是1999-2009年期間對應指數的集合平均值。

圖3 不同時段內全國環境全要素生產率、技術進步及技術效率核密度分布圖

四、實證結果與分析

本文選用LLC檢驗、Breitung檢驗和IPS檢驗三種方法對各變量及其查分序列進行檢驗，結果現實所有變量均為一階單整序列。從Kao檢驗的結果來看，檢驗結果在1%的顯著性水平下拒絕原假設，表明變量間存在著協整關系，因此可以進一步進行回歸分析①由于篇幅限制，面板數據單位根及協整檢驗的結果并未在文中列出，有興趣的讀者可向作者索取。。表3報告了全國總體樣本的估計結果，值得特別指出的是，由于我們相信生產率以及技術進步效率等結果變量在一定時期內對地方財政分權程度應該是沒有反向影響的，地方政府的財政自主能力一般而言是外生的，也很難說有哪些未被關注的因素能決定地方政府的財政自主度，所以沒有采用GMM等手段來處理回歸估計中的內生性問題。而是運用面板固定效應及隨機效應模型來進行估計，通過豪斯曼檢驗來區分效應的類型，考慮到財政分權結構對于行業生產發展所引發的效應有可能存在一定的滯后性，此處我們在前因變量中置入了財政自主度指標的滯后一期值（Fai（-1））。在控制了年份效應以及通過豪斯曼檢驗的基礎上，從估計結果中可以發現若干問題，省級地方政府較高的財政分權（即財政自主）程度對本年度省區兩類TFP的提升都有著顯著的促進作用，但與下一年度TFP變化率呈現負相關關系。該邏輯其實很好理解，由于Malmquist指數實際上衡量的是兩個相鄰年份中TFP的動態變化水平，如果財政分權有利于地區本年度生產率水平的提升，那么在本年度高生產率基礎上，下一年度生產率水平獲得提升的難度就相應會加大。從表3的Fai幾組系數絕對值來看，環境TFP要大于傳統TFP，無論本期還是滯后期，這也就意味著地方財政的自主能力對于環境全要素生產率影響更大，換言之至少在當年內，地方政府會因為財權下放而更有動力采取一定措施對當地污染排放問題進行治理，使得生產率提升的同時環境污染現象也有所緩解。但從一個較長的時間段內來審視這一問題，結論則有可能出現變化，事實上，從回歸（2）與（4）來看，財政自主在當年內對于兩類TFP變化影響幾乎相同，而對于后一年的環境TFP負向影響要比傳統TFP大得多，長久來看財權下放對于產業發展和節能減排的協同性影響似乎是不利的，這與王兵等［35］的研究結論相吻合。在控制變量中，產業結構服務化對與環境TFP的影響正向系數更大，服務業作為“無煙工業”在環境治理以及經濟發展中的作用明顯；各省區的收入水平則負相關與兩類生產率，其中對于環境TFP影響也更大，高收入地區工業及生活類排放（汽車尾氣、廚房油煙等）量更大，很大程度上拉低了實際的產業效率，節能減排的工作更為任重道遠；相比于這兩組控制變量，研發水平以及FDI對于兩類TFP影響是比較接近的，這也表明研發及投資對于產業效率提升以及節能減排效果兩項工作的影響程度是大體相當的，該問題有進一步后續分析的價值。

表3 以全國為樣本的兩類TFP估計結果

在完成了以全國為樣本的面板分析基礎上，本文進一步細分了東部地區以及中西部地區兩組子樣本進行估計分析。表4的估計結果顯示，財政自主度對于本期以及前期不同地區兩類生產率影響與表3的結論是一致的，即本年促進下一年抑制。但很明顯，財權下放對于東部地區兩類生產率的影響要更大一些，如果想給這個問題全面綜合的解釋有一定的困難，可能是由于東部地區產業結構更具有“后工業化”時代的特征，由于擁有相對更為完善的基礎設施，因此，財權下放后東部地區的地方政府有能力通過發展金融服務、網絡電商等現代服務產業來拉動生產率的提升，這樣一些產業也為節能減排的綠色經濟發展模式作出了一定的貢獻。正如肖挺和劉華［38］指出的那樣，很多時候我們會關注于東部大城市霧霾所造成的惡劣社會影響，但事實上，其實中西部地區很多城市的環境污染破壞問題也很突出，只不過由于“黑河-騰沖線”以東占我國陸地領土面積43%的地區集中了大量人口①一種說法稱該線右側集中了我國人口的94%。，媒體的關注度更高，才顯得東部地區的環境問題似乎更為嚴重。但事實上從表4的數據結果來看，如果考慮了減排問題，中西部地區的環境生產率比傳統生產年率還低，可以說至少在中西部的一些中心城市，環境問題可能顯得比東部地區的局面更為棘手。但Ser系數進一步表明，中西部地區如果改善其發展模式，積極推動產業結構升級，那么對于該地區生產率的促進作用比東部還大，結合表3與表4控制變量系數中，唯一值得注意的問題是Fdi的系數，外來投資只對東部地區生產率有促進作用，而對中西部地區沒有顯著影響。這就說明“騰籠換鳥”式的發展模式下，東中西部地區的產業轉移其實伴隨著的很可能是污染源的轉移（蔡昉等，2008），而且這些產業的轉移也未必就有效地和當地資源發生了良好的“化學反應”，因此生產率以及節能減排問題都并沒有因此得到改善。當然這是筆者一家之言，需要在后續研究中找到更多的經驗證據加以佐證。

表4 分地區的兩類TFP估計結果

注：表中的東部地區包括了北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南等省份，我國其它省區（由于數據缺失不含西藏）劃入中西部省區。

本文進行了兩項穩健性檢驗，其目的是為了避免出現有目的選擇樣本控制實證結果的問題。首先本文在計算Malmquist指數的過程中，改變衡量資本存量的折舊率水平，參考大量文獻，將δ設置為8%與5%，分別計算并進行重新估計，結果顯示結論沒有變化。此外，在財政分權度指標問題上，本文放棄Fai，轉而用收入指標以及支出指標的幾何平均值來替代并重新估計，結果仍然沒有變化，這些技術手段變化后的估計運算結果也證明了本文結論的穩健度。

五、結論與啟示

本文通過對內生經濟理論模型的簡單拓展，析出各省區級地方政府與中央財權分配對于各地全要素生產率的影響，并將生產率劃分為傳統以及環境TFP兩類，通過構建1998-2012年期間中國30個省區的面板數據分別考察地方政府財權獨立對兩類全要素生產率的差別性影響，在控制了地區產業結構、研發能力、外商投資以及地方經濟水平等因素指標的基礎下，定量的分析地方財權獨立與生產效率乃至環境保護問題。進一步深化對兩類全要素生產率變化規律的認知，此處本文的主要研究結論及隱含的政策含義如下。

第一，我國各省區表現出環境TFP普遍低于傳統TFP的態勢，造成這一現象的主要原因是在于環境技術進步水平低于傳統技術進步水平，說明我國產業發展技術水平未能與節能減排協同發展。從分地區來看，東部地區的環境生產效率明顯高于中西部地區的水平，后者在部分年份環境全要素生產率甚至出現了小幅度的衰退，相信這主要是由于中西部地區經濟發展方式的粗放對環境破壞更為嚴重所導致。這就要求戰略決策層應當對落后的中西部省份在政策技術乃至資金上的提供扶持，這樣才有可能增強自身的資源利用和環境保護能力并最終縮小區域間的生產率水平差異。

第二，實證結果表明，地方政府財權自主能力的提升對本年度兩類TFP提升有促進作用，但對產業長期的全要素生產率持續發展提升是不利的。此外財政分權對于各地環境TFP的影響要明顯大于傳統TFP，地方政府會由于中央財權的下放而更有動力采取一定措施對當地污染排放問題進行治理，使得環境全要素生產率提升，但在長期內單純依靠地方政府的自覺性來解決經濟發展以及環境保護的矛盾問題可能只會適得其反。財權的下放只能在使得地方產業獲得短期的生產率提升，但并不利于地方產業與環境在長期內保持可持續性的協調發展，因此從本文結論來看，地方政府財權“抬頭”似乎具有“雙棱劍”的效應。從本文的分地區情況來看，財權下放對于東部地區生產率的影響要更大一些，那么可以得出的結論就是，沿海省份在財權自主程度提升的過程中更需警惕經濟發展的“短期化”行為，而西部地區則還是應當以加強基礎設施建設為重，完善地方財權向環境生產率轉化的內在機制。

第三，相比于傳統TFP，產業結構的優化對于提升環境TFP的效果更為明顯，這也突顯出服務業在經濟發展及改善環境中“排頭兵”的作用，其中非沿海地區的兩類生產率可以從產業結構的升級中獲得更大的收益；各省區經濟水平則與兩類生產率負相關，其中對于環境TFP影響也更大；研發及投資則對兩類生產率有著較為接近的正向影響能力。外來投資只對東部地區兩類生產率有促進作用，而對中西部地區沒有產生顯著的影響。從全國范圍來看，可以說經濟發展與環境保護之間的矛盾是非常尖銳的，對于各地尤其是我國內陸地區的省份而言，調整產業結構，加大研發投入是處理好經濟發展節能減排矛盾的“鑰匙”，而盲目的招商引資則不應當成為當下地方政府工作的重心。

當然，本文的研究還存諸多不足之處，比如，對于財政分權的指標選擇，目前來看，諸多指標之間都存在這樣那樣的不足，本文的選擇的指標仍有一些問題，存在進一步調整的空間；此外對于污染排放指標的選取也存在一定的片面性，沒有考慮其他污染排放物，這些不足都可能影響到計算各省份環境全要素生產率的準確性，這當然會對結論的說服力產生影響，凡此種種都有賴于后續的深入研究。

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