財政分權與環境質量關系的再檢驗
——基于政府偏好權變的視角

后小仙 陳 琪 鄭田丹

(1.南京審計大學 公共經濟學院，江蘇 南京 211815； 2.上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海 200433)

一、引言及文獻評述

隨著中國經濟社會的快速發展，環境問題備受關注。2017年7月甘肅祁連山國家級自然保護區生態環境問題被曝光，引起中央高層領導高度重視，最終導致包括三名副省級官員在內的多名官員被問責，從這一事件中彰顯了中央政府治理環境問題的態度與決心。長期以來，中國的環境保護策略一直采取的是央-地雙重治理的模式，然而由于中央政府的環境質量要求形成對地方政府的環境治理壓力，從而使地方政府在環境治理方面起著關鍵性作用。對于地方政府環境治理問題的研究，現有研究已經從經濟原因擴展到制度因素與政府行為等層面，其中，財政分權更是影響環境公共品供給的重要制度安排。

國外有關財政分權與環境質量的研究主要從兩個方面展開：

(1)從“環境聯邦主義”角度出發，探討環境公共品應當由中央政府提供還是由地方政府提供的問題。Oates et al.(1988)、Oates(2001)、Oates et al.(2003)認為，不同地區環境質量現狀和當地居民要求不盡相同。由于地方政府在獲取信息方面具有優勢(Hayek,1945)，也更接近公眾，因而更加了解當地居民的偏好和需求(Stigler,1957)，因此，“因地制宜”的地方環境政策比全國一統的環境政策更有利于環境質量的改善。同時，居民自由流動所形成的“用腳投票”機制，可以激勵地方政府提供更好的公共服務，以吸引更多的民眾來轄區內居住，確保環境公共品能夠更好地與居民偏好相匹配，進而提高環境公共品供給效率(Tiebout,1956)。由此可見，財政分權對環境質量改善具有積極作用，地方政府提供環境公共品有利于增加社會福利(Saveyn et al.,2008)。但是也有一些學者對此提出相反的觀點，即：財政分權并不會促進環境公共品供給效率的改善，居民不會因環境公共品供給的差異而實現完全流動(Faguet,2004)。由于地方政府的治理能力比中央政府要差(Bird,1986)，并且對于治理環境問題與控制污染的動機不足，地方政府為了尋求自身的利益往往會做出與轄區居民意愿相違背的決策，并不能保證環境公共品的供給效率(Treisman et al.,2000)。如果缺少與環境質量激勵相容的制度，地方政府就會從自身利益最大化的角度出發，為轄區內居民提供低水平的環境公共品，此時中央政府提供環境公共品的效率會顯著高于地方政府。

基于環境公共品的不同溢出效應，有些學者研究了中央政府與地方政府公共品供給效率的差異性特征。Oates(2001)依據溢出效應將環境公共品劃分為純公共產品、具有地區溢出效應的公共品及地方性公共品三類，其中純公共品和具有地區溢出效應的公共品存在較強的外溢性，由于地方政府面臨資金不足、治理效果不明顯等問題，且環境問題是相鄰地區共同面對的，在提供環境公共品時，鄰近地區地方政府傾向于采用“搭便車”策略，從而挫傷了地方政府環境治理的積極性，最終導致環境公共品供給不足，而由中央政府集中供給這兩類環境公共品可獲得全國性規模經濟收益(Stewart，1977；Sigman，2002、2004；Lockwood，2001)。對于把污染范圍控制在本地的地方性環境公共品，環境質量改善帶來的好處應由本地享受，地方政府出資改善環境質量能夠收到一定成效，這類環境公共品應由地方政府供給。

(2)假定在財政分權體制下，地方政府提供環境公共品的競爭是“趨好的競爭”還是“趨劣的競爭”。一方面，地方政府間為了發展地方經濟而展開競爭，會出現放松環境標準的狀況，在低標準的環境約束下，企業排污行為得不到有效控制會導致當地環境質量惡化，存在“競爭到底”效應(Oates et al.,2003;Konisky,2007)，形成所謂“趨劣的競爭”。Sigman(2002)利用全球面板數據考察財政分權與水污染之間關系的研究結果表明，財政分權度的提高將加劇水污染。另一方面，當地方政府意識到環境質量改善是居民福利重要內容時，地方政府在促進地區經濟發展的同時，也可能采取更加嚴格的環境標準，促進本地區環境質量改善，形成“趨好的競爭”效應(Glazer,1999;Levinson,2003;Millimet et al.,2010)。

國內學者側重于從中國特有的中央-地方關系視角研究財政分權對公共產品供給的影響效應。中國式財政分權的核心內涵是政治集中同經濟分權的緊密結合(傅勇 等，2007)，這主要涉及到兩個方面的問題：一是探討中國式分權模式下財政激勵與晉升激勵相結合的“外源性因素”對環境等公共品供給產生的影響；二是地方政府財權事權不匹配條件下，財政收支缺口形成的“內源性因素”對環境等公共品供給的影響。

(1)中國式分權模式下，財政激勵與晉升激勵相結合的“外源性因素”對環境等公共品供給的影響。在經濟增長、GDP增長為核心的地方政府考核機制和官員晉升機制作用下，“向上負責”的地方官員往往會更加重視地區經濟增長，從而忽視環境質量等公共問題，甚至以犧牲環境為代價換取經濟增長，為發展經濟而降低環境標準，放松環境監管力度，從而對地區環境質量造成嚴重影響(傅勇,2010;馬曉鈺 等,2013;亓壽偉 等,2015)；同時，作為地區環境的相關主體也缺乏有效的激勵相容機制對環境公共品提供主體做出有效激勵。財政分權對污染物的排放隨著人均實際GDP的增加有一個明顯的門檻效應：在低于門檻值的經濟欠發達狀態，地方政府只維持基本的污染治理水平；在高于門檻值的經濟較發達狀態，地方政府會更加積極地進行污染治理，以滿足本地區居民的環境需求(李香菊，2016)。財政分權對環境污染治理的積極性存在一個拐點，到達該閾值后地方政府治污的積極性將會提高。

(2)地方政府財權事權不匹配條件下，財政收支缺口形成的“內源性因素”對環境等公共品供給的影響。財政分權體制下，事權下放使地方政府具有更多支出事項，但財政收入高度集中于中央政府，地方政府缺乏與支出事項相匹配的財權，導致地區公共品供給結構失衡，地方政府更傾向于促進地區經濟增長以謀求更高財政收入，從而忽視環境等公共品供給(郭平 等，2014)。地方政府的財權與事權不匹配，從而出現地方財政缺口的情況，區域性的公共污染(如大氣污染)沒有得到及時治理，從而惡化了地區環境質量。

有關財政分權影響地方政府偏好的研究主要集中在兩個方面：財政分權對地方政府支出規模影響和財政分權對政府支出結構影響。(1)財政分權對地方政府支出規模影響的研究。Brennan et al.(1980)提出的“利維坦假說”認為，財政分權對地方政府財政收入的能力構成限制，進而導致地方政府規模發生變化；Marlow(1988)采用美國1946—1985年的時間序列數據對“利維坦假說”進行檢驗，發現財政分權與地方政府規模呈負相關關系，但Oates(1985)卻認為財政分權會導致政府規模擴大；Stein(1999)通過實證研究證明財政分權與地方政府規模之間呈顯著正相關關系。(2)財政分權對政府支出結構影響的研究。在“用腳投票”或“用手投票”機制下，財政分權會激勵地方政府更好地滿足本地居民需求，促使地方政府增加公共品的提供(Zhuravskaya,2000;Faguet,2004)。但Keen et al.(1997)卻認為，在資本自由流動而勞動力不可流動的情況下，生產性公共品(基礎設施等)并不一定供給不足，而僅僅服務于當地居民福利的公共服務則一定會供給不足；Qian et al.(1998)在DM模型的基礎上發現，集權體制環境下，由于軟預算約束的存在，相比基礎設施類的硬公共品供給，激勵地方政府對軟公共品供給的動力不足，地方政府的非生產性偏好有待加強。Brock et al.(2010)將環境質量引入內生增長模型，得出環保支出提高環境質量的結論，從而引發學界對政府支出與環境質量間關系的關注。Bernauer et al.(2013)進一步研究發現，“選舉政府”制定的財政支出政策會最大限度回應選民吁請和滿足公眾需求，財政支出規模增加會通過提供公共服務和矯正外部性方式增進社會福利，改善環境質量。中國國內學者結合“中國式財政分權”特點探討財政分權對政府偏好的影響后認為，中央-地方的經濟分權賦予了地方政府相應的剩余索取權(付文林 等，2012)，強化了地方政府官員快速發展經濟、加大投資力度的沖動。地方政府在以GDP增長為導向的政府競爭和官員晉升機制的影響下(周黎安，2004；Li et al.，2005；方紅生 等，2009)，傾向于在短期內為當地創造較大經濟效益的硬公共品(基礎設施等)投資，從而忽視對軟公共品(科學技術、教育、文化、衛生、環保等)的支出(平新喬 等,2006;傅勇 等,2007;龔鋒 等，2009;趙永亮 等，2011)；同時中央政府對地方官員任職控制力越強，地方官員的投資性偏好會越強(李京曉 等，2012)。財政支出規模的擴大可以引致污染物排放的減少(盧洪友 等，2015)，政府環保性財政支出不僅會直接改善環境質量，還能通過政策導向引導非政府機構投資，政府對環境質量偏好越強，環保性財政支出對社會資本的引致效應會越大(田淑英 等，2016)。

綜上，現有文獻多靜態地分析財政分權體制中不合理因素對環境質量的不利影響，將財政分權看成是中央政府和地方政府、上級政府和下級政府之間財政權力分配關系狀態的本身，而非該狀態動態演變的過程；同時，現有研究都暗含著一個假設，即在中國式財政分權模式下，由于GDP增長導向與晉升激勵作用，地方政府普遍存在投資性偏好，進而忽視對地區環境質量的改善。雖然有研究也認識到財政分權與環境質量等公共品的關系并不是簡單的線性關系，但缺乏對財政分權與環境質量非線性關系的理論分析，加之忽略了政府偏好這一中間傳導機制，使得研究結論并不完美。事實上，在財政分權影響環境質量的過程中，地方政府偏好具有動態變化的特征，會隨著中央政府對地方政府考核與激勵機制的調整而改變。尤其近年來，中央政府對地方政府的激勵機制發生了重大變化。一是考核機制的進一步完善。近年來，中央政府出臺了《關于改進地方黨政領導班子和領導干部政績考核工作的通知》，對地方黨政領導班子和領導干部的各類考核提出了新要求，強調創新、協調、綠色、開放、共享的發展理念，塑造基本公共服務均等、資源環境可承載的區域協調發展的新格局，這是關系中國發展全局的一場深刻變革(后小仙 等，2016)。二是明確中央-地方財權事權和支出責任的劃分。在完善中央決策、地方執行體制機制的基礎上，明確中央政府與地方政府財政事權和支出責任，解決地方政府“錢少活多”的尷尬境地。中央政府出臺了《關于推進中央與地方財政事權和支出責任劃分改革的指導意見》，推進各級政府事權法律化與規范化，完善各級政府特別是中央政府和地方政府的事權法律制度，要求在2020年前形成保障中央政府與地方政府財政事權和支出責任劃分的法律體系。顯然，隨著中央政府激勵機制的調整以及中央-地方財權事權關系劃分的法律化，地方政府偏好正在發生變化，進而會影響環境質量等公共品的供給狀況。因此，本文擬將政府偏好作為財政分權作用于環境質量的中間作用機制，對財政分權與環境質量二者關系進行再檢驗，以探討財政分權激勵條件下地方政府偏好動態調整對環境質量的影響機制，從而全面認識財政分權對環境質量的影響機制與作用效果。

二、理論分析與研究假設

(一)財政分權與地方政府偏好的動態演變

在中國式財政分權模式下，中央政府與地方政府間形成了一種博弈均衡，中央政府通過激勵機制的調整向地方政府顯示戰略性需求，并以此向其提供財政分權預算，而地方政府則以完成中央政府的戰略性需求為由向中央政府要求更多的財政預算，且這種政治性的博弈關系具有雙邊壟斷的特征。中央政府重在突出其在財政事權確認和劃分上的決定權，地方政府會盡其所能地爭取最大化的財政分權激勵，并在不同財政分權預算約束下做出選擇性的政策行為。在財政分權度較低時，地方政府偏好于投資性支出，一是由于財政分權體制賦予了地方政府剩余索取權，這意味著推動地方經濟增長的地方財政收入將會大幅提高。這一舉措強化了地方財政激勵力度，促使地方政府為了彌補財政收支缺口而促進經濟快速增長，以便獲得更多的稅收返還，而留存的稅收可以滿足地方政府開支的需要，有利于減輕收支不平衡帶來的壓力。由于投資性支出經濟績效顯著、經濟增長效應明顯，而服務性支出的短期經濟增長效應并不明顯，地方政府會傾向于增加投資性支出，從而忽視短期內不能帶來經濟績效的服務性支出。二是因為地方政府作為多任務代理人的理性選擇。多任務委托代理理論強調，當代理人擁有多個要完成的任務時，會更有動力先完成易于觀察的任務，忽視不易觀察的任務?；A設施建設等投資性支出能夠迅速的吸引要素流入并帶來規模經濟，短期內即能收獲豐厚的經濟回報，經濟增長績效也更加明顯且易于觀察，而環境質量等服務性支出的周期長，短期內給地方政府帶來的經濟績效并不明顯。因此，對于財力有限而目標較多的地方政府而言，會更愿意先完成結果易于觀察的經濟增長任務，增加投資周期短、成果易被觀察的基礎設施等項目，將資源向投資性支出傾斜，從而忽視投資回報周期長、成果不易觀察的服務性支出。財政分權度低意味著地方政府可支配財政收入有限，不能滿足改善環境質量等高投入、周期長的服務性支出要求，在完成經濟增長任務后沒有余力兼顧環境質量等軟公共品的供給，因此，地方政府更加偏好于投資性支出。隨著中央政府與地方政府間財政分權度的提高，地方政府的財政收入規模將會有所增加，財權與事權更加匹配，財政收支缺口減小，地方政府不必再急于追求經濟增長績效以彌補財政收支缺口，而是能夠同時兼顧發展經濟與公共服務職能，地方政府不僅能增加成果易于觀察、快速拉動經濟增長的投資性支出的規模，也能將多余資金用于成果不易觀察、短期內經濟表現不顯著的服務性支出，以縮小服務性支出與投資性支出之間差距，平衡財政支出結構。同時，任何形式的政府支出都存在邊際效益遞減的特征，投資性支出能夠促進地區經濟發展、城市化水平提高，但投資性支出達到一定規模后就存在明顯的邊際收益遞減問題。目前，中國經濟正在面臨投資回報率下降的困擾，這是由于長期依賴政府投資等刺激性政策拉動需求和促進增長，從而出現了產能過剩等結構性問題，此時增加投資性支出已經不能顯著增加社會總體福利。然而，改善環境質量等服務性支出所帶來的收入需求彈性將變大，此時減小投資性支出比重并提高服務性支出比重將更有利于提升整體福利水平。因而，隨著財政分權度的提高，地方政府為了提升社會總體福利水平，在預算約束允許的條件下，將會調整投資性支出偏好，不斷調整服務性支出的結構與規模，使得政府支出結構更加合理與有效?；谏鲜龇治?，本文提出如下兩個待檢驗的研究假設：

研究假設1：財政分權對地方政府偏好具有很強的影響效應，財政分權度較低時，地方政府偏好于投資性支出；隨著財政分權度的提高，地方政府投資性偏好會減弱，政府支出結構會變得更為合理。

研究假設2：地方政府偏好與地區環境質量存在顯著關系，隨著地方政府投資性偏好的減弱，地區環境質量能夠得到有效改善。

(二)財政分權與環境質量關系

已有研究多認為，中國式財政分權造成的地方政府激勵扭曲加劇了地區環境污染，并且環境污染程度會隨著財政分權度的提高和地方政府競爭的加劇而進一步惡化(李猛，2009；何威風，2010；張克中 等，2011；閆文娟 等，2012；余雅乖，2013；劉建民 等，2015；吳俊培 等，2015)。在以GDP增長為主要內容的考核激勵機制下，隨著地方財政分權程度的提高，政府間的惡性競爭會加劇環境污染的程度，追求短期經濟增長效應的地方政府往往會忽視環境等公共品的供給，從而不利于環境質量改善。由于中國式財政分權將政治集權與財政激勵相結合，地方官員的政績考核與政治晉升主要由上級政府決定，居民對環境質量等公共服務的滿意度無法成為官員晉升的主要依據。因此，在現行的官員績效考核模式下，評價官員執政水平的指標主要是地方經濟發展水平，地方官員在主觀上存在發展經濟的強烈意愿，并將促進地區經濟增長作為任期內首要目標，而環境質量改善不僅短期內不能帶來經濟績效并在政績上有所體現，還會因為“擠出效應”占用有限的財政資金，由此形成一種負向的激勵效應，引導地方政府重視對基礎設施建設等投資性支出，進而忽視對轄區居民公共需求偏好的滿足及環境保護的投入，從而導致短期內存在基礎設施等硬公共品對環境等軟公共品的“替代”效應，使得環境質量等公共品的供給水平低于居民的實際需求。近年來，中央政府為了更好實現全面建成小康社會的戰略目標，在改進地方黨政領導班子和領導干部政績考核標準的同時，全力推進中央-地方政府間財權事權的匹配度，確立了創新、協調、綠色、開放、共享的發展理念，建立綠色GDP考核機制，將環保指標納入對官員的晉升考核中，建立多目標的官員激勵機制，從而轉變了地方官員的行為取向，更加注重經濟增長的生態效益和社會效益，引導地方政府重視環境保護，加強生態環境治理。如前文所述，隨著財政分權度的提高，地方政府支出結構趨于平衡，投資性支出與服務性支出差距縮小，環境污染治理和環境保護的力度加強，環境質量將會得到有效改善。由于財政分權度的提高，使得地方政府財權與事權更加匹配，地方政府有足夠的財政收入來彌補收支缺口，不會為了發展地方經濟增加財政收入，從而放松對企業的環境管制，促使地區環境質量治理的“競爭到底”效應局面形成。此時地方政府會有選擇的引入企業，對新引入企業的準入要求高、環境管制嚴，從而形成環境質量改善的“競爭到頂”效應。據此本文提出研究假設3：

研究假設3：財政分權與環境質量具有正相關性，財政分權度越高，地方政府改善環境質量的意愿越強烈，投入力度也會越大，地區環境質量會越好。

三、模型設定與指標測算

(一)模型設定

為考察財政分權對政府偏好的動態影響及其環境效應，即驗證研究假設1和研究假設2，設立面板聯立方程組如下：

prefit=α0+α1gdpit+α2openit+α3indsit+α4decit+ε1

(1)

enviit=β0+β1govit+β2gdpit+β3invit+β4fdiit+β5prefit+ε2

(2)

為進一步檢驗財政分權與環境質量的相關性，即驗證研究假設3，建立動態面板模型如下：

enviit=γ0+γ1pepit+γ2gdpit+γ3defiit+γ4indsit+γ5decit+ε3

(3)

式(1)描述了財政分權與政府偏好的變量關系，選取gdp、open、inds等指標作為控制變量。其中，gdp是指各省區真實GDP增長率(以 1978 年為基期，通過GDP 平減指數進行平滑處理)，用以反映地區經濟增長狀況；open是指對外開放度，同樣也包含影響地方政府在進行財政決策時的偏好狀況；inds是指本地區經濟產業結構發展狀況，可以表明地區經濟的發展均衡情況，這一指標為地方政府進行支出結構調整提供重要參考。

式(2)建立了地方政府偏好與環境質量的變量關系，選取gov、gdp、inv、fdi等指標作為控制變量。其中，gov代表地方財力狀況，這對地方政府改善環境質量的能力產生直接影響；inv代表固定資產積累狀況，代表了地方投資的規模與力度，而投資行為影響環境質量方面具有重要作用；fdi代表外商直接投資，用以反映內資之外的投資行為對環境質量的影響。

式(3)是將財政分權與環境質量在動態面板中進行直接回歸，用以考察財政分權對環境質量的影響；動態面板模型將被解釋變量的一階滯后項加入解釋變量中，可以將過去的存量作為影響現在的重要因素；此外還選取了pep和defi兩個控制變量，pep代表人口密度，因為地區人口密度的大小顯著影響本地區的環境質量，所以作為控制變量納入公式；defi代表財政赤字，因為過高的財政赤字通常會誘使地方政府改變環境政策。具體變量說明及釋義可見表1。

表1 變量解釋

注：表格篇幅所限，財政分權與環境質量等關鍵性指標的構建詳見下文。

(二)關鍵指標測算

本文參考了徐永勝等(2012)的方法，構建包括財政收入、財政支出和決定權在內的財政分權的計量模型，具體公式如下：

dj=γ(ej)α(rj)β

(4)

式(4)中，dj代表地方政府j的財政分權程度；rj和ej分別代表地方政府j在全國財政總收入和總支出中的比重；α是支出決定權參數，可用中央政府轉移支付占地方政府財政總支出的比重表示，α=(1+中央政府對地方政府支出的決定權)/2，β是收入決定權參數，可用中央政府與地方政府共享稅中地方政府財政分成在地方政府財政總收入中的占比表示，β=(1+中央政府對地方政府財政收入的決定權)/2，α、β數值越大說明中央政府對地方政府的控制權就越大，相應的地方政府財政分權度就越低，反之亦然；γ作為調整參數，本文取值為10。

2.環境質量指標構建及綜合指數測算

環境問題的內涵十分豐富，不僅包括自然資源和空氣、水、土地等，還包括影響人類生產生活的各種生態因素。隨著環境問題研究的不斷深入，環境質量評價指標也從單一層次、單要素向多層次、綜合性的方向發展。經濟合作和開發組織(OECD)與聯合國環境規劃署(UNEP)共同提出了生態環境指標的PSR模型，即壓力(Pressure)-狀態(State)-響應(Response)模型，該模型從人類與環境系統的相互作用與影響出發,對環境指標進行系統分類，具有很強的科學性，因此，本文參考PSR模型，構建由環境質量壓力指標、環境質量狀態指標、環境質量響應指標組成的環境質量綜合評價指標，具體參見表2。其中，壓力指標反映了人類活動給環境造成的影響，主要由人均工業廢水排放量、人均工業二氧化硫排放量、人均工業固體廢棄物產生量等指標構成；狀態指標表征環境質量、自然資源與生態系統的狀況，通常由生態和資源條件構成，考慮指標數據的可獲得性與代表性，本文利用人均耕地面積反映；響應指標反映人類面臨環境問題所采用的對策與措施，表示環境治理的水平，通常用工業固廢綜合利用率來衡量。

表2 環境質量綜合評價指標

上述相關指標的原始數據取自2001—2015年中國區域經濟數據庫和《中國統計年鑒》。由于環境質量衡量指標彼此之間存在相關性，為使指標體系更加全面，并避免指標間信息重疊問題，本文用主成分分析法(PCA)對環境質量指標進行綜合指數分析，從而構建由環境質量壓力綜合指數、環境質量狀態綜合指數、環境質量響應綜合指數組成的環境質量綜合評價指數。由于部分指標影響環境質量改善，部分指標抑制環境質量改善，各子指標變化方向與總體趨勢的差異很難決定最終環境綜合指標是遞增還是遞減，這可以反映環境質量水平的提高或降低，因此在進行主成分分析之前需要采用一定的標準化方法對數據進行處理，從而使指標系統中的各子指標的變化方向與系統的總體趨勢趨于一致，此外還對于生態環境壓力指標標進行標準化處理，具體可見式(5)：

利用幾何形貌測量數據建立有限元模型，本文利用Abaqus進行模擬分析，采用非線性穩定算法，通過施加人工阻尼來計算殼體軸壓屈曲臨界載荷，其中邊界條件為圓柱殼下端面節點固支，限制上端面節點除軸向平動自由度以外的所有自由度。載荷通過定義帶參考點控制的離散剛體來模擬壓頭，剛體與圓柱殼上端面之間定義接觸實現軸向載荷傳遞，并通過參考點的反作用力來獲取軸壓屈曲臨界載荷。

(5)

式(5)中，max Xij表示生態環境壓力第i個變量第j年的最大值。

對于生態環境狀態和生態環境響應指標進行標準化處理，可以得出式(6)：

(6)

式(6)中，min Xij表示生態環境狀態或生態環境響應第i個變量第j年的最小值。

3.政府偏好

地方政府財政支出分為促進經濟增長的投資性支出、提高環境質量與社會保障等公共服務水平的服務性支出和行政管理費等消費性支出三類。參考張宇(2013)、后小仙等(2016)的研究，以地方政府的投資性支出占財政總支出之比的大小表示地方政府偏好，投資性支出占比大說明地方政府的投資性偏好強，具有投資性偏好的地方政府傾向于增加基礎設施建設投資以拉動地區經濟增長，從而忽視對地區環境質量的保護及改善；投資性支出占比小說明地方政府投資性偏好較弱，地方政府更加關注環境質量等方面公共服務事業，有更多的財政支出用于地區環境質量的改善。

表3 主要變量描述性統計

(三)數據來源與描述

本文采用2001—2015年中國大陸除西藏自治區以外的30個省級面板數據進行分析，數據來源于各地區歷年的統計年鑒、《中國財政年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國固定資產投資年鑒》以及中國國家統計局網站。在進行實證分析時，將所有變量做對數處理，主要變量的描述性統計見表3所示。

四、實證檢驗與結果分析

(一)面板聯立方程檢驗結果分析

對聯立方程組采用三階段最小二乘法進行迭代式估計(迭代式3SLS)，面板聯立方程估計結果見表4。

表4 面板聯立方程回歸結果

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。下同。

表4模型(1)中，財政分權與政府偏好的關系呈現顯著負相關，財政分權度每提高1%，政府偏好的數值就降低0.089%。根據本文對政府偏好的定義，其數值越小，說明地方政府投資性偏好越弱，地方政府支出越傾向于提高公共服務質量，因此，財政分權度越高，地方政府投資性偏好越弱。通過觀察控制變量的回歸結果，GDP增長率與政府偏好存在顯著的負相關關系，說明隨著經濟條件的改善，地方政府會有更多的財力去關注社會事業發展，因此地方政府也會相應減少投資性偏好，增加對公共福利的投入。對外開放度、產業結構與政府偏好均具有顯著的正向關系，這與現實的經濟狀況是吻合的。對外開放度越高，說明地方政府引進外資參與地區經濟發展的程度越高，地方政府基于開放環境下的財政決策考量會偏向于投資性支出，這也帶來地方政府的投資性偏好的外在表征。同時，在如今第二產業、第三產業的基礎設施建設仍處于高速發展的階段，其占總產值的比重越高，對地方政府越會產生正向激勵作用，因而會推動地方政府持續增加投資性支出，這表現為投資性偏好的強化。

式(2)將地方政府偏好作為解釋變量，考察其對環境質量的影響。表4的回歸結果表明，地方政府偏好與環境質量呈現顯著負相關關系。按照前述主要指標的測定，環境質量的數值越大，代表其綜合質量越高，因此該回歸結果表明，地方政府投資性偏好越強，地區環境質量越差，地方政府投資性偏好越弱，地區環境質量越會得到改善。該結果解釋了地方政府財政政策重心轉向基礎設施投資后，從而會對環境質量造成較大影響。而傾向公共服務支出時，地方政府的財政政策會更多地關注社會均衡發展，這更有利于環境質量的改善。表4回歸結果還報告了控制變量對被解釋變量的影響，政府支出規模對環境質量的影響呈現顯著正向關系，這表明地方政府財力逐漸增加的情況下，會有更多的精力去關注環境問題和改善本地區的環境質量。而GDP對環境質量存在不顯著的負相關性，這與我們的經驗判斷相一致，即區域經濟增長會以適當犧牲環境質量作為代價。同理，固定資產規模也與環境質量存在負相關性，社會總固定資產完成量代表了地方政府發展經濟的顯性成果，地方政府為了發展經濟而做出的投資性行為對環境存在不可避免的傷害，因而出現了回歸結果中二者的顯著負相關性。外商直接投資的規模對環境質量存在顯著的正相關性，這與外資企業對其發展環境的要求不無關系。

式(1)與式(2)作為一個聯立方程組合，對財政分權、政府偏好以及環境質量三者的綜合關系進行了實證檢驗，實證研究結果完全證明了本文提出的三者間的理論假設，聯立方程的回歸擬合度較高，回歸結果具有可信度。

(二)動態面板模型檢驗結果分析

為驗證本文的研究假設3，對式(3)進行回歸，回歸結果如表5所示。

表5 動態面板模型回歸結果

采用系統GMM廣義差分矩估計對財政分權和環境質量的動態面板數據進行回歸，并將環境質量的一期滯后作為解釋變量加入回歸。通過對方程殘差進行穩健性檢驗，結果顯示方程非常穩健。通過對殘差的自相關檢驗顯示，殘差存在一階自相關，不存在二階自相關。方程自動選取了數十個工具變量進行回歸，Sargan檢驗結果表明方程選取的工具變量均有效?；貧w結果顯示，財政分權與環境質量存在顯著正向關系，財政分權度每提高1%，環境質量就相應提高0.042%，這與我們的理論假設高度一致，實證結果很好的證明了本文的理論分析與研究假設。觀察控制變量可以看到，環境質量的一期滯后對本期環境質量的影響是顯著正向的，上期的環境質量會促進本期環境質量的優化，即具有正面效應。地區經濟增長水平與環境質量之間存在負相關關系，這與本文在面板聯立方程模型中檢驗出的結果一致，即經濟增長會以暫時犧牲環境質量為代價。財政赤字在本次回歸中存在很微弱的正相關性，即財政赤字的增加會提高環境質量，但這種作用較不顯著。產業結構則與環境質量有明顯的負相關性，與式(1)的實證檢驗結果完全一致。

(三)穩健性檢驗

1.關鍵指標的再衡量

環境質量綜合指標評價體系PSR是通過尋求替換樣本指標來進行環境質量的再衡量。其中，環境質量狀態指標采用城區綠化率和森林覆蓋率，環境質量響應指標采取工業廢水排放達標率，并采用PSA主成分分析法進行合成綜合指標。財政分權指標采用傳統研究的支出分權指標測算，即各省區一般預算財政支出占全國一般預算財政支出的比重(RBI)。在對上述指標進行重新計算之后，仍采用原計量方法進行聯立方程的模型估計。具體結果如表6所示。

表6 面板聯立方程穩健性檢驗

觀察表6并對比表4可以發現，在對關鍵變量進行重新測度后，面板聯立方程的回歸結果沒有顯著變化，其中政府偏好、財政分權等核心變量的回歸系數與顯著性均無變化，兩個變量的系數絕對值有小幅度減小，符號與顯著性均保持不變。再觀察其他控制變量，除式(2)中fdi的系數符號發生改變，其余變量均存在數值上的小幅變化，顯著性基本不變。本文對研究假設的經驗檢驗結果不因變量測度方法的不同而發生根本性變化，因此結論具有較高可信度。

2.不同計量模型的再估計

上文采用動態面板模型構建財政分權與環境質量間的關系，并運用系統GMM估計法對模型進行實證估計。為檢驗上述結果的穩健性，本文再運用另外兩種方法進行穩健性檢驗。首先，將環境質量的一階滯后項envi.L1去除，仍然采用系統GMM估計法對式(3)進行檢驗，發現財政分權度的系數仍然顯著為正，但新的回歸系數0.036要略小于原模型中的回歸系數0.042。其次，本文采用差分GMM估計法再次對式(3)進行估計。在將被解釋變量的滯后項作為弱工具變量放入控制變量中進行回歸后，系統GMM要比差分GMM更有效率，這源于差分GMM估計法比較容易受到有限樣本偏誤的影響。此處的穩健性檢驗中，模型的過度識別檢驗(Sargan-Test)與無自相關檢驗(AR)均能顯著通過，因此采用差分GMM估計法進行估計的結果仍具有一定的參考意義?；貧w結果發現，財政分權仍呈現顯著正效應(0.047**)，不論是系數值還是顯著性均沒有較大變化，因此，原系統GMM估計結果是穩健有效的。由此可見，本文的檢驗結果在不同計量方法下均呈現高度的穩健性，研究結論具有可信度和說服力。

五、研究結論及政策啟示

已有文獻多靜態分析中國式財政分權對環境質量的不利影響，強調地方政府因分權激勵而熱衷于推動地區經濟增長，且普遍存在投資性偏好，進而忽視對地區環境質量的改善。本文采用2001—2015年30個省級面板數據，運用面板聯立方程模型，基于政府偏好權變的視角對財政分權與環境質量關系進行再檢驗。研究發現，隨著中央與地方的財政分權度的提高，地方政府的投資性偏好會逐漸的減弱，而且地方政府的偏好對地區環境質量具有顯著影響，地方政府投資性偏好越弱，地區環境質量就越好。這一結論與中共十九大報告所強調的“加快建立權責清晰、財力協調、區域均衡的中央和地方財政關系”、“實行最嚴格的生態環境保護制度”具有很強的擬合度。

針對本文的研究結論，具有如下兩方面政策啟示：

第一，加快建立和完善現代財政制度，合理劃分中央政府與地方政府財政事權和支出責任。在完善中央政府決策、地方政府執行的機制基礎上，中央政府要逐步對地方政府下放財權，增加地方政府在財政分配中的比重，形成一個財政收支權力責任更加匹配的分權格局，從而有利于地區環境質量的改善?，F行的中央與地方財政事權和支出責任劃分存在不規范、不清晰、不合理等問題，地方政府承擔了過多的財政支出責任，并沒有得到相對應的財力保證，在財政收支責任失衡的現實情況下，地方政府不得不優先保證地方經濟發展，因此，以環境質量改善為主要內容的公共服務支出責任得不到地方政府有效重視。這種狀況不利于地方政府提供有效基本公共服務，也與中央政府推動國家治理體系和能力現代化及健全現代財政制度的要求不相適應，因此必須積極推進中央與地方財政事權和支出責任劃分改革。為此，中央政府應著力改革財政分權制度，在現有基礎上將財權下放，提高地方政府的財權比重，使之與支出責任更加匹配。在保證地區經濟發展所需的財政支出要求外，加大對環境質量改善支出的傾斜力度。

第二，完善干部考核評價機制，合理引導地方政府偏好，建立科學合理的官員政績考核激勵機制。完善地方黨政領導班子和領導干部政績考核制度，將環境質量指標等納入官員績效考核體系，強化對地方官員環境責任的問責機制，提升地方官員改善環境質量的意愿。績效考核是所有管理工具中最具導向功能的手段，具有明顯的指揮棒效應，過去地方政府官員在唯GDP政績觀的晉升競爭壓力下，片面重視經濟總量和經濟增長速度，給地區環境質量帶來了負面影響。近年來，以習近平同志為核心的黨中央適時地提出生態文明與經濟社會協同發展的新政績觀，要求在完善中央與地方的財政收支責任的基礎上，著力完善地方政府官員的政績考核激勵機制，強調綠色GDP在干部晉升考核體系中的重要性，在經濟指標之外納入環境質量等公共服務類指標，從不同維度考察地方政府官員的政績表現，并將其作為官員升遷的重要影響因素。隨著中央對地方官員的績效考核機制的科學化，以環境質量為核心的環?？冃Э己酥贫日谥鸩桨l揮作用，從而會激發地方政府官員改善地區環境質量的積極性。