稅收競爭對環境污染的影響及傳導機制分析

李香菊++趙娜

摘要在中國經濟高增長的背后，環境污染問題愈發凸顯，不利于經濟的可持續增長。稅收競爭是影響環境污染的主要因素之一，但是學術界研究稅收競爭對環境污染的影響及其作用機制的較少。本文按照污染物屬性將其劃分為外溢性污染物和非外溢性污染物，通過構建一個包含生產者、消費者、地方政府及中央政府的一般均衡模型，刻畫了在稅收競爭的背景下，地方政府的稅收征管效率對不同屬性污染物的影響及其傳導機制。結果發現當污染物具有外溢性屬性時，稅收征管效率對該地環境污染的影響通過改變本地及周邊地區資本存量渠道實現；當污染物具有非外溢性屬性時，降低稅收征管效率通過增加該地區資本存量而提高了環境污染。文章首先使用隨機前沿模型測算了2007—2014年中國28個省份企業所得稅的稅收征管效率，并將其作為稅收競爭的衡量指標，然后運用系統GMM法證實了所提的假說。研究顯示：地方政府的稅收競爭增加了本地區的資本存量；稅收競爭是將本地資本存量作為其推高外溢性污染物（二氧化硫）及非外溢性污染物（固體廢棄物）排放量的一個主要渠道，鄰近地區資本存量則是推高外溢性污染物（二氧化硫）的次要渠道。這意味著，要想改善環境質量，中央政府應規范地方政府的稅收競爭行為，盡快建立一套科學、有效的綠色GDP評價體系；完善地方轉移支付制度；應針對各個地區的污染及經濟發展情況利用財政激勵手段引入環保、綠色的資本項目；地方政府應減少不利于環境改善的地方財政支出，增加環保投入比重。

關鍵詞稅收競爭；資本流動；環境污染；傳導機制

中圖分類號F810.42

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）06-0163-08DOI：10.12062/cpre.20170362

自1994年分稅制建立中央與地方財政分權契約以來，地方政府被賦予了管理本地經濟事務以及享有獨立經濟利益的權利，做大本地財源的積極性大大提高。為了謀求經濟增長，地方政府對資本等流動性較強要素的興趣大增。在這種背景下，各地方政府之間為爭奪資本等流動性資源而進行了稅收競爭，推動了該地區的經濟增長，但與此同時，也帶來了地區環境政策的“趨劣競爭”。政府間稅收競爭引起的流動性要素的變化是否會影響地方環境質量的改善？基于此，探尋稅收競爭對地方環境污染排放量的影響及其傳導機制，對于我國地方政府選擇有效的稅收優惠政策及征管效率，改善環境質量，有著重要的政策參考價值和現實意義。

1文獻綜述

鑒于政府稅收競爭與環境污染關系密切，國外學者在這方面展開了大量的研究。在Zodrow 和 Mieszkowski[1]及Wilson[2]將稅收趨劣競爭（racing to the bottom）理論進行了嚴格的論述之后，一些學者深入分析了政府競爭中放松環境管制的原因，主要有兩個：其一是地方政府官員為了獲得政治晉升，采取放松環境管制的手段吸引資本以推動本地經濟增長（Atkeson and Partin[3]；Ebeid 和 rodden[4]）；其二是企業游說團體促使政府放松環境管制。懷疑稅收趨劣競爭主義者們認為稅收競爭會產生與趨劣競爭理論相對立的結論，即競爭到頂理論（race to the top）。Potoski[5]實證考察了美國《清潔空氣法案》實施前后的污染狀況，結果表明大部分州之間的“趨劣競爭”現象并不明顯，在本地居民的訴求下有些州設置的環境標準高于國家水平，即表現出“趨優競爭”。Sigman[6]以聯合國全球環境監測系統提供的水污染為研究對象，實證分析了財政分權對環境污染的影響，發現較高的財政分權并不會帶來較嚴重的環境污染，不能證明逐底競爭效應的存在。

現階段國內關于稅收競爭與環境污染的研究較多，但

是結論并不一致。崔亞飛和劉小川[7]使用1998—2006年省級面板數據進行實證研究，發現地方政府在稅收競爭中放松了對工業二氧化硫的監管，加強了對工業固體廢棄物和廢水的監管治理。張宏翔等[8]將環境污染分為全國性、外溢性及區域性環境污染三類，同時采用中國2005—2012年省級面板數據研究了政府競爭與環境質量的關系，結果表明政府競爭越激烈，環境質量惡化的程度越大，但不同類型污染的惡化程度并不一致。徐鯤等[9]利用我國1998—2012年面板數據，驗證了地方政府競爭與環境污染的關系，所得結論為地方政府競爭與區域環境質量顯著負相關。

上述文獻對于深刻理解稅收競爭與環境污染之間的關系提供了一個新視角，但并沒有深入論證稅收競爭對環境污染的具體作用機制。本文將在借鑒上述研究成果的基礎之上，首先構建一個四部門一般均衡模型研究了稅收競爭對環境污染的影響機制，并在此基礎上采用2007—2014年的中國省級面板數據，運用廣義系統GMM方法實證考察了稅收競爭對環境污染水平的傳導機制。

期

2理論分析

在Chao[10]研究基礎上，借鑒Hadjiyiannis[11]的研究思路，結合中國國情構建包含生產者、消費者、地方政府及中央政府四個部門的一般均衡模型，刻畫在稅收競爭的背景下，地方政府稅收競爭對地區資本流動及環境污染產生的影響效應。

假設一個國家包含兩個相鄰地區A和B，在完全競爭的市場條件下資本在A、B地區間自由流動，A為資本流入地區，B為資本流出地區，其他生產要素不可流動。由于資本流動不但會通過改變本地的產業結構及技術影響當地的環境污染，而且會通過技術溢出和產業關聯實現跨區域的傳播，因此需要將資本的跨區域影響納入分析框架。一般而言，資本的溢出效應較多地擴展到鄰近地區，原因是：一方面，地方政府為了經濟發展的招商引資是以相鄰地區為競爭標尺，更加關注相鄰地區的活動，存在“鄰里模仿”行為；另一方面，出于對成本的考慮，企業通常在地理距離相對較近的地區尋找供應商和銷售商，這種產業關聯性導致相鄰地區的資本流動存在空間相關性。

以市場價格衡量的私人物品生產數量最大時的A地區收益為：endprint

R（p，v，k）=maxx，z，k{p′x∶（x，k）∈（v，k）}（1）

其中，p為商品在市場上的價格向量并且為外生變量，p′表示轉置的價格矩陣，（v，k）為總的生產技術集合，v為該地區不可流動生產要素的稟賦向量，k為資本投入向量，x代表既定資本及非流動生產要素投入下地區凈產出水平；由于p和v均為不變，地區收益函數可簡化為R（k），由包絡定理可知，Rk表示為資本的邊際收益，且滿足Rkk<0，。類似的，B地區收益函數為：

R*（k*）=maxx，z*，k*{p′x：（x，k*）∈（v，k*）}（2）

由于A為資本流入地區，B為資本流出地區，因此A地區資本供給為k=k+kf，B地區資本供給為k*=k-kf，并且滿足dk=-kd*=dkf。其中k為A、B地區資本稟賦，kf表示B地區流入A地區的資本量。

同時，我們假設A、B地區企業在生產中只排放一種污染物，其排放量分別為z和z*，且污染滿足zk>0，z*k*>0，即隨著資本投入量的提高，污染是不斷增加的。本地污染不但影響本地居民的效用，而且會跨界污染到鄰近地區居民的效用。政府為了爭取資本進行稅收競爭，但并沒有環保支出的預算，此時，A、B地區凈污染排放量分別為：

r=z+θz*（3）

r*=z*+θ*z（4）

其中θ、θ*分別為A、B地區間跨界污染溢出系數，0≤θ≤1，0≤θ*≤1。

理論上，政府稅權由稅收立法權、征管權以及收益權組成[12]。1994年我國分稅制改革以來，稅收立法權歸于中央政府，部分征管權及收益權歸于地方政府，因此地方政府在招商引資中可以控制一些稅收優惠政策，影響稅收征管效率，具體表現在實際稅率上。從這個意義上來說，征管效率是政府間稅收競爭的策略性工具。一般而言，我國名義稅率是由中央政府設定，實際稅率與稅務機關的稅收征管效率[13]相關。這意味著地方政府在進行稅收征管時可以通過自主選擇的征收力度、稅收管理等因素來影響實際稅率的高低，從而形成以稅收征管效率表征的地區間稅收競爭關系。假定中央政府制定的資本稅及其他生產要素稅種（將對其他生產要素征收的稅種統一為一個稅種，并簡稱為其他稅）的名義稅率分別為t1、t2，A、B地區地方政府資本稅及其他稅稅收征管效率分別定義為ρ、μ、ρ*、μ*，并滿足ρ、μ、

ρ*、 μ*∈（0，1]，則ρt1、μt2、ρ*t1、μ*t2反映的是A及B地區政府征收的實際資本稅率和其他稅率。

由于資本只在這兩個地區之間流動，因此這兩個地區資本的稅收收益相等，即：

（1-ρt1）Rk（k）=（1-ρ*t1）R*k*（k*）（5）

考慮所有家庭是獨立的，A、B地區家庭的需求分別由支出函數E（u，r）、E*（u*，r*）來刻畫，表示家庭為了實現一個給定水平效用u、u*，對于一個給定水平的環境污染r、r*所愿意支付的最小支出。A地區家庭預算約束要求私人支出等于稅后要素收入減去B地區資本在A地區的稅后收益，故A地區收入支出恒等式為：

E（u，r）=R（k）-（1-ρt1）kfRk（k）（6）

由于B地區是資本流出地區，因此B地區收入支出恒等式為：

E*（u*，r*）=R*（k*）+（1-ρt1）kfRk（k）（7）

根據方程（3）—（7）可以得到：

dk[]dρ=Rkt1[]H<0（8）

dr[]dρ=dk[]dρ（zK-θz*K*）=

Rkt1HzK-

Rkt1Hθz*K*（9）

當θ=0時，

dr[]dρ=

dk[]dρzK=

Rkt1HzK<0（10）

（8）式表明在其他因素保持不變的情況下，A地區資本稅收征管效率和本地資本存量呈反向變動關系。

當0<θ<1時，（9）式右邊系數的符號取決于（

Rkt1HzK-

Rkt1Hθz*K*）的大小，A地區資本稅收征管效率的降低增加了A地區資本存量，減少了B地區資本存量，進而改變了這兩個地區的污染排放量。具體來說有兩個效應：一是負向效應，A地區資本存量增加使得本地污染排放量上升，即

（Rkt1HzK）；二是正向效應，B地區資本存量的減少引致了該地污染排放量的下降，由于環境污染外溢性的存在，使得流入A地區污染排放量減少，即

（-Rkt1Hθz*K*）。因此可得：

若

Rkt1HzK<-

Rkt1Hθz*K*，

則

dr[]dρ>0，即正向效應大于負向效應，則地方政府降低稅收征管效率，本地資本存量增加，鄰近地區資本存量減少，本地資本存量增加帶來的本地環境污染上升量小于鄰近地區資本存量減少帶來的本地環境污染下降量，本地環境污染量下降。

若

Rkt1HzK>

-Rkt1Hθz*K*，

則

dr[]dρ<0，即正向效應小于負向效應，由于本地資本存量帶來的環境污染排放量的增加大于鄰近地區資本存量帶來的本地環境污染排放量的下降，最終帶來更多的環境污染。（10）式表明，當污染物為非外溢性時，地方政府降低稅收征管效率增加了本地資本存量，進而會帶來更多的環境污染。為此本文提出如下待檢驗假說1—3。

假說1：稅收征管效率越高的地區，本地資本存量會越少。

假說2：當污染物具有外溢性屬性時，稅收征管效率對該地環境污染的影響通過改變本地及周邊地區資本存量渠道實現。當正向效應大于負向效應時，地方政府降低稅收征管效率會減少本地環境污染，反之則增加了環境污染。endprint

假說3：當污染物具有非外溢性屬性時，降低稅收征管效率增加了該地區資本存量，進而提高了環境污染。

3稅收競爭對環境污染的傳導機制：實證檢驗

實證過程分為兩步，第一步測算省級政府的稅收競爭指標，為第二步的實證檢驗做好鋪墊。第二步研究稅收競爭對地方環境污染的效應。首先實證分析稅收競爭對環境污染水平的直接效應，然后檢驗稅收競爭通過資本流動對環境污染所產生的間接效應。由于地方政府稅收競爭主要是圍繞增值稅和企業所得稅的競爭[14]，因此資本稅收競爭指標應選取企業所得稅及增值稅稅收競爭，在這兩個稅種之間，企業所得稅是研究地區間資本稅收競爭較為合適的對象。其原因有三：第一，企業所得稅的稅基是資本，資本的流動性意味著企業所得稅的稅基是流動的，這與地方政府為了爭奪稅源發生的典型橫向稅收競爭理論邏輯是一致的。第二，企業所得稅是共享稅，但是在地方政府稅收收入中所占比例較高。其三，增值稅由國稅部門征管，地方政府沒有權力通過改變征管效率來降低增值稅的實際稅率。由于實際稅率=法定稅率*稅收征管效率[13]，故而在法定稅率不變的情況下，將企業所得稅稅收征管效率作為稅收競爭的衡量指標。

3.1基于SFA的省級企業所得稅稅收征管效率測算

Battese和Coelli[15]提出的隨機前沿生產模型不僅可以測算稅收征管效率，而且還可以分析各種因素對稅收征管效率的影響。具體形式如下：

lntaxit=β0+β1lnptit+β2lntcit+β3t+1[]2[SX）][β11（lnptit）2+

β22（lntcit）2+β33t2]

+β12lnptit*lntcit+

β13lnptit*t+β23t*lntcit+υit-μit（11）

TEit=exp（-μit）（12）

mit=δ0+δ1tccit+δ2transferit+δ3openit+δ4pgdpit+δ5expenit+δ6cittaxit+Wit（13）

γ=σ2μ/σ2μ+σ2v（14）

上式（11）—（14）中i表示地區，t為觀察變量的年份，表示技術變化的時間趨勢，用以解釋希克斯中性技術變化。將2007年取值1，以此類推，則2014年取值就為8；taxit表示國、地稅務局征收的企業所得稅，ptit和tcit分別為營業盈余和地稅機關稅務人員數，β0為待定常數項，誤差項包括兩部分：υit、 μit，其中υit服從正態分布N（0，σ2V），并滿足獨立同分布和對稱性的假設，表示地方企業所得稅收入的外部影響因素和一些統計數據上統計誤差；uit代表稅收征管的效率損失，服從截斷型半正態分布N+（μ，σ2u）。TEit表示樣本中各個地區在t年度的稅收征管效率水平，表示為e-uit。當uit>0，0

本文采用的是28個省級地區面板數據（不包括港澳臺、北京、上海及西藏），原因是我國鐵路、郵電通信、民航運輸、銀行等企業所得稅的納稅地點主要在北京和上海繳納，不同于其他地區。另外，由于從2008年開始《中國稅務年鑒》并沒有統計報告各地區稅務機關人員數，故而筆者參考李建軍[16]的做法，基于國地稅務機關稅務人員全國增長率對2008—2014年各地稅務機關人員數據進行測算。

利用Frontier 4.1，對28個地區樣本數據進行回歸，可獲得式（11）和（13）對應的各項參數，具體見表1。由表1可以看出，隨機前沿模型的r值達到0.73，且在統計上顯著，說明企業所得稅稅收征管效率的無效率普遍存在，隨機前沿生產函數模型在總體上是有效的。在稅收征管效率函數及無效率方程估計的基礎上，利用式（14）可以計算出2007-2014年中國28個省份的稅收征管效率。

3.2省級政府企業所得稅稅收征管效率與環境污染的實證分析

3.2.1指標構建與樣本選擇

根據數據的可得性，本文實證估計的樣本是2007—2014年28個省級地區（不包括港澳臺、北京、上海及西藏）。數據源于2008—2015年《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國稅務年鑒》、《中國環境年鑒》、中國經濟數據（CEIC）及《中國區域統計年鑒》，模型中相關指標構建如下：

（1）環境污染。環境污染選取兩個指標：具有外溢性的污染物選取人均工業二氧化硫排放量（pso2）、非外溢性的污染物選取人均工業固體廢棄物排放量（psolid）。分別采用各地區工業二氧化硫排放量及工業固體廢棄物排放

（2）稅收征管效率（let）：隨機前沿方法計算所得。此外，還選取了總稅收負擔（fisinci），采用地方財政收入占地區GDP比重測度作為替代指標，用以檢驗模型的穩健性。

（3）資本存量（capital）：對于本地區的資本存量，參照付文林和耿強[17]方法，選取全社會固定資產投資減去住宅投資后的余額來衡量。

借鑒相關文獻，環境污染的控制變量選取如下變量：經濟發展水平（pgdp）。經濟發展水平是影響環境污染的主要因素之一，國內外學者根據環境庫茲涅茨曲線對這二者關系進行了大量研究。在模型形式設定上，文獻中較多使用經濟發展水平的二次方或者三次方。二次多項式的設定傾向于假定倒U型EKC曲線，而三次多項式的設定既會產生單調線性的曲線形狀，也可能產生倒U型或者N型的曲線形狀。基于這一原因，本文加入人均經濟發展水平二次方（pgdp2）及三次方（pgdp3）。人均教育投入（edu），用地區教育總投入除以地區人口數來衡量。地區人均教育投入越多，越會替代環保投入，不利于降低地區污染排放強度。自然條件（nc），用人均森林面積來衡量。人均森林面積越多的地區越有利于吸附污染物，從而會改善環境。貿易開放度（open），一方面，貿易開放使得一國獲得環保型技術降低污染；另一方面，貿易開放會使污染密集型產業從環境標準較高的國家或者地區轉移到環境標準較低的國家或者地區，增加了環境污染。因此貿易開放度與環境污染的關系不能確定。

資本存量的控制變量如下：市場規模（marsize）。采用地區人均GDP除以全國人均GDP測度，市場規模越大越有利于增加地區市場機會，企業投資可能會越高。人均教育投入（edu）。

地區人均教育投入越多，越能提高生產過程中人力資本比重，有利于吸引資本流入本地。基礎設施水平（roaddenti）采用公里里程除以地區面積來衡量，地區基礎設施越發達，交通就越便利，企業的投資越高。為了實現無量綱化，對人均二氧化硫排放量、人均工業固體廢棄物排放量、資本存量、人均GDP、人均教育投入、人均森林面積、市場規模、公路密度進行對數化處理。

3.2.2實證分析

（1）稅收競爭與環境污染。現實中當期環境污染受到滯后一期的環境污染影響，這意味著計量模型可能會存在內生性問題。解決這種問題主要采用Arellano和Bover[18]以及Blundell和Bond[19]提出的系統GMM估計方法來解決。具體模型設定如下：

pso2i，t=αi+β1pso2i，t-1+

β2leti，t+β3pgdpi，t+β4pgdp2i，t+

β5pgdp3i，t+β6edui，t+

β7nci，t+β8openi，t+

ui，t（15）

psolidi，t=αi+β1psolidi，t-1+

β2leti，t+

β3pgdpi，t+

β4pgdp2i，t+

β5pgdp3i，t+

β6edui，t+

β7nci，t+

β8openi，t+

ui，t（16）

其中，i和t分別表示省份和時間，ui，t是隨機擾動項，αi為隨機擾動項，β1～β8為系數向量。pso2it、psolidi，t分別表示省份i第t年的人均工業二氧化硫排放量及人均工業固體廢棄物排放量；pso2i，t-1、psolidi，t-1分別表示省份i第t-1年的人均工業二氧化硫排放量及人均工業固體廢棄物排放量。環境污染與稅收征管效率的回歸結果見表2。從回歸結果可以看出，所有的AR（1）的p值小于0.05，而AR（2）的p值大于0.1，表明估計結果接受了一階序列相關，而拒絕了二階序列相關，從sagan檢驗的結果來看，工具變量的選擇有效，本文的動態面板模型設置合理。

表2中的模型2和4分別在模型1和3的基礎上加了控制變量，結果表明模型1和3的結果比較穩健。滯后一期二氧化硫排放量及固體廢棄物排放量的估計系數顯著為正，這意味著上期的環境污染水平與當期顯著正相關，環境污染存在持續性，是一個累積而連續的調整過程。反映稅收競爭的稅收征管效率指標回歸系數在1%的顯著性水平下為正，表明地方政府在經濟競爭中通過降低稅收征管效率來吸引資本流入，放松了對環境污染的監管，進而導致環境質量的惡化。

對于控制變量來說，經濟發展水平與二氧化硫排放量及固體廢棄物排放量存在N型關系，并通過了5%顯著性檢驗，這表明環境污染與經濟發展水平的發展趨勢為：逐漸惡化——得到改善——進一步惡化。人均教育投入與污染物排放量在5%顯著性水平下負相關，符合本文理論預期。人均森林面積系數為正，且通過了1%及5%顯著性檢驗，說明地區綠化面積的增多確實有利于環境污染排放量的減少。貿易開放度的回歸系數在二氧化硫回歸方程為負，在固體廢物回歸方程為正，這表明對外開放可以改善二氧化硫污染，但卻會產生更多的固體廢物。

（2）稅收競爭與環境污染：傳導機制檢驗。為了檢驗稅收競爭對環境污染的傳導機制，本部分將借鑒Acemoglu[20]的方法，構建計量模型識別傳導機制。首先將本地資本存量分別放進（15）、（16）式，然后觀察稅收征管效率變量的顯著性和系數變化，并根據如下規則判斷該渠道的重要性。

①如果反映稅收競爭的稅收征管效率變量由顯著變為不顯著，或者其顯著性或系數明顯下降，而本地資本存量顯著，那么本地資本存量是其作用于環境污染的一個主要渠道。②如果反映稅收競爭的稅收征管效率變量顯著而本地資本存量不顯著，那么本地資本存量不是影響環境污染的渠道。在這樣的情況下，這些變量只能通過其他渠道起作用。

③如果反映稅收競爭的稅收征管效率變量和本地資本存量都顯著，且稅收征管效率變量的

顯著性和系數并沒有明顯減少，那么本地資本存量不是作用于固體廢棄物排放量的主要渠道，周邊地區資本存量是影響二氧化硫排放量的主要渠道。

為了驗證核心解釋變量稅收征管效率是否對資本存量產生顯著影響，構建稅收競爭與資本存量關系，具體模型如下：

capitali，t=αi+β1capitali，t-1+endprint

β2leti，t+

β3marsizei，t+

β4edui，t+

β5roaddentii，t+

ui，t（17）

表3是傳導機制檢驗結果。表3中的模型2是在模型1的基礎上加了控制變量。結果表明，模型1的結果相當穩健，稅收競爭的系數為負，意味著稅收征管效率越高

的地區，會吸引到更少的資本流入。驗證了假說1。模型3和模型4是檢驗本地資本存量的傳導機制設計的。對比表2中的模型2和模型4與表3中的模型3和模型4，在增加了本地資本存量后，稅收競爭的系數有明顯下降，根據規則，可以推斷：稅收競爭是將本地資本存量作為其推高地方環境污染的一個主要渠道，鄰近地區資本存量是推高二氧化硫排放量的次要渠道。

3.3穩健性檢驗

穩健性檢驗結果見表4。

為了驗證結果的穩健性，本文采用所得稅負擔作為稅收競爭的衡量指標，從穩健性檢驗結果看，稅收競爭及資本存量回歸系數均與前文檢驗符號基本一致，并且通過了顯著性檢驗，這說明對模型的計量分析具有穩健性。

4結論及政策建議

本文首先在一般均衡模型的基礎上，推導出稅收競爭對環境污染的影響及傳導機制的理論框架。然后，基于2007—2014年中國28個省的樣本數據建立了動態面板模型進行實證研究，得出如下結論：地方政府資本稅收競爭增加了地區的環境污染，減少了地區資本存量；在提高地區二氧化硫排放量方面，稅收競爭是將本地資本存量而非鄰近地區資本存量作為其主要渠道的，鄰近地區資本存量是次要渠道；在增加地區固體廢棄物排放量方面，主要渠道是本地資本存量。

基于上述研究結論，本文提出以下三點政策建議：①中央政府應規范地方政府稅收競爭行為，進一步上收大稅種的征稅權，優化地方政府的稅收管轄權，提高稅收征管效率；同時要建立多元化的地方官員晉升制度，減少對經濟增長的考核，盡快建立一套科學、有效的包含綠色GDP的評價體系；并且要盡快完善地方轉移支付制度，實現地區間基本公共服務的均等化，以協調地區經濟發展的步伐。②中央政府應針對各個地區的污染及經濟發展情況利用財政激勵手段引入環保、綠色的資本項目。地方政府應有針對性地選擇高效益的投資，并引導投資從一般加工向附加值高及環保的領域拓展。③中央政府應引導地方政府減少不利于環境改善的地方財政支出，增加環保投入比重；同時應利用市場機制，加大環境污染治理投資引導和監督力度。

（編輯：于杰）

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