環境分權對水環境治理效果的影響
——財政分權視角下的動態面板檢驗

潘海英，陸 敏

(河海大學商學院，江蘇 南京 211100)

隨著我國經濟社會的不斷發展及工業化和城市化的快速推進，國內水環境污染問題日益突出。鑒于此，黨的十八大以來，黨和政府將水生態文明建設置于更加重要的戰略位置，并相繼出臺了一系列政策法規旨在解決水污染問題，但是收效甚微。那么，哪些因素制約了水環境治理效果，從哪些方面著手可以扭轉水環境惡化的趨勢？現有研究傾向于將影響水污染治理效果的直接原因歸結為產業結構是否合理以及技術水平等[1-2]。事實上，建立科學的環境保護體制是解決水污染問題的根本途徑，而環境管理權在政府間的合理配置則是影響水環境治理效果的深層原因[3]。我國水環境治理遵循“分權負責，屬地管理，分割治理”原則，地方政府在水環境政策制定、水質監測等方面具有較大的自由裁決權。

近些年，關于環境分權及其治理效果的研究不斷擴展。但由于環境質量標準選取上的差異，分權制度能否改善環境治理效果尚存在爭議。作為一種典型的公共品，水資源的流動性和跨域性特征決定了合理劃分各級政府治理權責的必要性，但當前關于環境分權管理與水環境治理效果的研究較為匱乏。同時，已有關于環境分權治理效應的研究忽略了與其緊密聯系的“財政分權”制度背景。公共政策執行梗阻是影響環境治理效果的重要原因[4]，尤其是財政分權制度安排下中央政府和地方政府間“財權”和“事權”不對稱問題普遍存在[5]。那么，財政分權是否會影響地方政府水環境治理效果，該制度安排下環境分權治理效應究竟如何，解答上述問題，對于優化我國環境管理體制機制，促進水污染治理和水環境改善，實現經濟社會的可持續發展具有重要意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 環境分權對水環境治理效果的影響機理

根植于財政聯邦主義的環境分權理論認為，由于地方政府比中央政府更了解轄區居民的偏好，且居民能在轄區間自由遷移的“用腳投票”(Voting by Foot)制度能有效約束地方政府行為，因此分權能提高公共物品的供給效率[6]。但隨著分權理論的演化，學者們逐漸關注到分權制度對環境的負面影響。國外大量關于分權管理與環境質量關系研究的經驗證據表明，在環境管理事務上賦予地方政府過高的自由決策權可導致環境治理標準的無效，引發“競次”現象[7-9]。

國內學者也較為一致地認為，在集政治集權和經濟分權于一體的“中國式分權”[10]背景下，管轄權的分割將對環境治理產生負向影響[11-12]。其根本原因在于，傳統分權主義的前提在“中國式分權”背景下不成立。首先，具有“經濟人”特性的地方政府未必以居民公共福利最大化為最終目標。其次，國內長期以來嚴格的戶籍制度使得“用腳投票”機制難以發揮約束效應。再者，我國自然環境復雜多樣，環境治理極強的外部性決定了其與生俱來是一個全國性的問題，跨域政府間的有效協同是防止水環境負外部性擴散的必然選擇，“僅強調地方政府對各自區域環境質量責任”的環境分權制度可能導致地方政府維護水資源質量的積極性不高，造成“公地悲劇”[13]。基于以上分析，提出本文的第一個假設H1：環境分權不利于改善水環境質量，并產生治理的負效應。

1.2 財政分權的情境效應

財政分權體制可能從兩個渠道對地方政府水環境治理行為產生直接影響。第一，分稅制改革之初釋放的激勵經濟增長的信號誘發地方政府選擇“重GDP，輕環境”發展模式。二是財政分權導致的市場分割也使得地方政府產生“搭便車”心理，對環境治理工作疏于努力。

事實上，環境政策執行效率和環境治理效果的提升有賴于治理主體的環境治理意愿與作為，而財政分權制度正是通過影響地方政府(治理主體)的價值取向和行為來發揮間接效應的。當前，地方財政是我國環保投資資金的主要來源，中央政府環境治理投資力度不高[11]。加之分稅制改革后中央政府不斷向上集中財政收入，在財政軟約束前提下，地方政府不得不“開源節流”，在不遺余力地促進當地經濟發展的同時盡可能減少公共服務領域的支出，將有限的資金用于基礎設施建設等生產性領域中。在此過程中，除了迫于中央環境問責壓力，地方政府可能會采取短期的、臨時性的整改措施，大多數情況下各地政府往往難以嚴格執行中央的環境規制政策。由此不難推測，在財政分權制度背景下，賦予地方政府過高的環境治理權不僅無法激勵其承擔環境治理主體責任，反而成為各地區實施地方保護主義的“保護傘”，進而產生中央環境政策不執行、不完全執行或執行異化現象，環境分權對水環境治理的負向效應得以強化。基于此，提出本文的第二個假設H2：隨著財政分權程度的提高，地區間日益復雜的博弈格局使得環境政策執行梗阻困境難以突破，進而降低地方政府水環境治理效果；財政分權背景下，地方政府財政負擔加重，環境分權管理的激勵效應降低，對水環境治理的不利影響趨于強化。

2 研究設計

2.1 變量定義

2.1.1被解釋變量

水環境治理效果。首先基于產出角度，以通過經濟增加值標準化的工業廢水和生活污水排放量(DID)來衡量一個地區水環境治理減排效果。同時，考慮到水污染的主要來源是工業廢水和生活污水，還采用單位工業廢水、生活污水中氨氮排放量及化學需氧量4個指標測量水污染治理效果，分別用NH_I，NH_L，COD_I，COD_L表示。

2.1.2解釋變量

環境分權。環境分權的實質是中央賦予地方政府在環境治理工作上的自主權，隸屬于管理分權范疇。一般而言，人員分布和支出分布均可衡量分權程度。鑒于數據可獲取性，本文以環保工作者在不同層級間的劃分來表示環境分權程度。一般來說，環保機構和人員相對穩定，環境管理權變化主要通過不同層級間人員的調動和組合來實現。當前國內學術界對于環境分權的探索處于起步階段，祁毓等[14]和彭星[15]對該領域的研究具有一定代表性。有鑒于此，本文采用地方環保人員數占該地區人口規模比重，除以全國(包括中央和地方)環保人員數占全國人口規模比重后的比值來表示環境分權程度(ED)。具體計算公式為

(1)

式中：LEPi,t和POPi,t分別為i省第t年環保系統人員總數及地區人口規模；LEPi和POPi為第t年全國(包含中央和地方)環保機構人員總數與全國人口總規模，同時，考慮到經濟規模對該指標的影響，用(1-GDPi,t/GDPi)進行平減。

圖1 2002—2015年中國環境分權程度變化趨勢

為更直觀地觀察我國環境分權總體變化趨勢，筆者計算了各年環保系統中地方機構與中央機構的人員比例。由圖1可知，環境分權指數和地方與中央機構環保人員比均呈現出下降態勢，兩者變化趨勢較為一致，說明本文構建的環境分權指數與現實情況相符，能夠客觀反映我國各地區環境分權管理情況及其變化趨勢。

2.1.3調節變量

財政分權。現有文獻通常從支出、收入、財政自由度3個角度[5]測度地方政府在利用財政資源、收入分配上享有的自主權及為財政支出自主融資的能力。本文采用支出維度的財政分權指標(FED)，以地方人均預算內支出占全國(包括中央和地方)人均預算內支出的比重來表示。

2.1.4控制變量

為控制其他因素對水環境治理效果的影響，參照李強[16]、肖加元等[17]的做法，引入如下控制變量：經濟發展水平的一次方項和平方項、產業結構、人口規模、技術創新水平、外商直接投資、水環境治理支出、法制環境。經濟發展水平(PGDP)以人均GDP衡量；產業結構(IND)以第三產業增加值占GDP比重衡量；人口規模(LNPOP)以年均人口數的對數衡量；技術創新水平(RD)以R&D經費支出與GDP的比值衡量；外商直接投資(FDI)以實際利用外商直接投資與GDP比值衡量；水環境治理支出(PWPCI)以人均水污染治理投資完成額衡量；法制環境(LNEAP)以環境行政處罰案例數的對數衡量。

2.2 樣本選擇與數據來源

本文基于2002—2015年國內30個省(市、自治區)相關數據進行實證研究。其中，工業廢水排放量、生活污水排放量、工業廢水(生活污水)氨氮排放量、工業廢水(生活污水)化學需氧量、環保機構人員數量、水污染治理投資完成額、環境行政處罰案例數來源于歷年《中國環境年鑒》；其余數據來自國家統計局網站；對于個別缺失值，筆者通過查閱各地區統計年鑒和《環境狀況公報》進行手動收集。

2.3 研究模型與估計方法

為檢驗環境分權對水環境治理效果的影響，借鑒張平淡[4]、李強[16]的做法，建立包含被解釋變量滯后一期的動態面板模型，具體如下：

POi,t=β0+β1POi,t-1+β2EDi,t+

(2)

既有研究發現財政分權是產生地方政府政策執行偏離現象的原因，可能導致地方政府在追求經濟增長時縱容環境污染[18]。因此，為進一步檢驗財政分權對環境分權與水污染治理效果的調節效應，在模型中加入財政分權與環境分權的交互項：

(3)

式中：PO為水環境治理效果，具體以DID、NH_I、NH_L、COD_I、COD_L4個指標來表示；ED為環境分權指數；FED為財政分權程度；Control為影響水環境治理效果的其他控制變量；t為時間；H為不可觀測的異質性；εi,t為誤差項；βi為待估計參數。

由于模型中包含被解釋變量的一階滯后項，本文構建的實證模型是動態面板模型，該模型的內生性問題不可忽視。為解決上述問題，在估計時采用系統廣義矩估計(GMM)方法。相對于傳統靜態估計方法，在動態面板模型中，系統GMM估計法能得到漸進無偏性、異質性和漸進有效性的估計系數。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

根據變量描述性統計結果(表1)，各省(市、自治區)工業廢水和生活污水排放量及污染物含量離散程度較大。從各污染物含量均值來看，工業廢水與生活污水中的化學需氧量明顯高于氨氮排放量，生活污水氨氮含量較高，約為工業廢水的2倍。環境分權和財政分權的均值分別為0.971、0.954，與已有文獻的統計結果較為接近。

表1 變量描述性統計

3.2 實證結果分析

3.2.1環境分權與水環境治理效果關系的實證結果

表2給出了模型(2)的回歸結果。結果顯示，模型通過了AR(2)檢驗和Hansen檢驗，即不存在二階序列自相關和工具變量過度識別問題。第(1)、(2)、(4)列的環境分權回歸系數均顯著大于0，表明環境分權對工業廢水和生活污水排放量、工業廢水氨氮排放量及化學需氧量三類水污染指標表現為正向影響。這意味著賦予地方政府過高的環境管理自由度并不利于水環境治理，尤其會影響工業廢水治理效果。該實證結果支持假設H1成立。第(3)、(5)列中環境分權估計系數不顯著，說明生活污水污染物含量與環境分權程度不存在直接聯系。這可能與當前生活污水處理設施建設和城市發展不匹配有關，環境分權治理效應未在生活污水治理過程中顯現。

表2 環境分權與水環境治理效果：全樣本回歸

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；Hansen Test為工具變量有效性檢驗；AR(1)和AR(2)分別是Arellano&Bond(1991)的一階和二階序列相關檢驗；下同

3.2.2財政分權的調節效應

由于以NH_L與COD_L為被解釋變量的模型(2)回歸結果不顯著，在下文的財政分權調節效應檢驗及進一步研究中，僅以DID、NH_I、COD_I作為因變量。模型(3)的實證結果如表3所示。由表3的回歸結果可知，環境分權的估計系數均顯著為正，表明集權管理更利于提升水環境治理效果。從財政分權回歸系數及其顯著性可以看出，隨著財政分權程度的增加，三類水污染指標也明顯呈現上升趨勢，這一結果表明財政分權削弱了水環境治理效果。在引入財政分權與環境分權交乘項后，第(1)、(2)列中交叉項的系數估計值顯著為正，但第(3)列中的回歸系數不顯著，表明財政分權一定程度上強化了環境分權對水環境治理的不利影響。模型(3)的回歸結果支持假設H2成立。

表3 財政分權調節效應檢驗結果

3.2.3進一步研究

3.2.3.1基于制度變遷的分時段檢驗

近年來，中央政府不斷加強對環保事務的介入和干預程度。尤其是自2007年11月中央政府出臺《主要污染物總量減排考核辦法》(以下簡稱《辦法》)后，我國環境管理體制改革步伐明顯加快。考慮到新《辦法》的出臺及此后一系列改革措施對經濟發展模式的深遠影響，本文以2007年為界限將樣本分為兩組進行檢驗，結果如表4所示。

早期組中，環境分權、財政分權及兩者交叉項的系數估計值均顯著為正，與全樣本實證結果基本保持一致。而近期組實證結果則有所不同，表現為財政分權與水環境污染的正相關關系不再明顯。交乘項估計系數的顯著性檢驗結果顯示，財政分權僅強化環境分權與工業廢水氨氮含量的正相關關系，說明近期組中財政分權的正向調節效應有所削弱。可見，新《辦法》的出臺使得地方政府盲目追逐GDP增長的行為失去了足夠激勵。隨后國家環境保護部成立(2008)以及省一級環境保護局升為廳級(2009)等改革措施則標志著我國環境管理體制集約化趨勢日漸顯現。換而言之，制度環境的改變可能對地方政府行為產生影響，尤其是在環境自主管理權減小時，地方政府追求本地經濟利益最大化而忽視水環境治理的行為將受到更多約束。

表4 分時段回歸結果

3.2.3.2基于空間異質效應的分組檢驗

考慮到東部沿海地區與中西部內陸地區在資源稟賦、經濟發展、科技創新水平等方面具有較大差異，因此有必要進一步根據區域劃分進行分組討論。本文將30個省(市、自治區)分為東部沿海地區和中西部內陸地區，實證結果如表5所示。

估計結果顯示，東部沿海地區環境分權的回歸系數分別為-0.001、-0.006、0.706，說明隨著環境分權程度的增強，工業廢水化學需氧量雖有所上升，但工業廢水和生活污水及工業廢水氨氮排放呈現微弱下降趨勢。財政分權的估計系數在以工業廢水氨氮排放為因變量的檢驗中顯著為負，表明財政分權能降低這一污染物排放水平。同時，該組中財政分權與環境分權交乘項回歸系數顯著為正，意味著財政分權強化了環境分權對工業廢水氨氮污染物的減排效應。在中西部內陸地區，環境分權和財政分權對環境污染的“縱容效應”占主導，與全樣本較接近。資源稟賦和區域發展不平衡可能是產生空間異質效應的主要原因。當前中西部內陸地區仍然是國內經濟發展與資源矛盾較為激烈的區域，地方政府可能依附于豐富的自然資源引進高污染、高能耗產業來促進經濟增長。相反，東部地區已位于“環境庫茲涅茨倒“U”型曲線”下降部分[19]，經濟增長不再是唯一目標，因此，環境規制在東部地區的減排效應更顯著。

3.3 穩健性檢驗

為了增強結論的可靠性，本文采用收入維度的財政分權與財政自由度代替支出角度的財政分權變量進行穩健性檢驗。其中，財政收入分權程度用地方人均預算內財政收入與全國人均預算內財政收入的比值表示，財政自由度用地方人均預算內財政收入占全國人均預算內財政支出比重衡量。在穩健性檢驗中，除部分控制變量的系數和顯著性水平有所改變，主要變量間的關系與上文得出的結論無實質性差異，表明本文的研究結論是穩健的。

表5 分地區回歸結果

4 研究結論與政策建議

本文基于2002—2015年國內30個省(市、自治區)的面板數據，實證檢驗了財政分權、環境分權和水環境治理效果三者間的關系。研究表明：①環境分權不利于改善水環境治理效果，環境分權程度越高，單位經濟增加值的工業廢水和生活污水排放量越高，工業廢水氨氮排放與化學需氧量也同樣呈現上升趨勢。②無論是財政支出還是收入的分權管理，抑或是財政自由度，均對水環境治理效果產生負向效應。隨著財政分權程度的提升，環境分權對水環境治理效果的不利影響得以強化。③制度環境變遷未顯著改變環境分權對水環境治理效果的影響，但削弱了財政分權對水環境治理效果的負向效應，財政分權對環境分權與水環境治理效果兩者關系的調節作用趨于減弱。在東部沿海地區，環境分權對水污染排放存在負向作用，說明分權制度能在一定程度上提升該地區水環境治理效果，但環境管理權下放不利于中西部內陸地區水污染治理；財政分權對水環境治理效果的負面影響在中西部內陸地區更顯著，且隨著財政分權程度的提高，環境分權對中西部地區水污染治理效果的負向效應明顯增強。基于上述研究結論，筆者提出以下幾點政策建議：

a. 進一步規范和調整環境管理制度，強化水環境治理的集約化程度。依據實證結果，我們認為仍需進一步降低地方政府在環境事務上的自由管理權。①應嚴格履行中央政府在環境治理中否決地方政府負外部性行為的職責，采取措施減少地方保護主義對水質監測的干預。②加快推進“十三五”規劃中要求的省以下環保機構監測、監察、執法的垂直式管理，確保地方環保部門在環境治理事項上的獨立性。

b. 建立科學合理的環境治理激勵制度。由實證結果可知，財政分權不僅直接降低水環境治理效果，而且通過環境分權管理制度發揮間接效應。“中國式分權”依托于財政分權，并衍生出一種以地方經濟增長為主要考察指標的政績考核機制。在這樣的制度安排下，為防止經濟增長與生態保護的“天平”失衡，建立相應的環保激勵機制尤為重要。例如，可通過水權市場的建立，解決跨域水環境治理中的利益矛盾和碎片化治理問題。

c. 實行區域間差異化環境分權管理。因地制宜地設定環境分權度有利于提高水環境治理效果。一方面，充分發揮東部地區在資金、技術等方面的優勢，鼓勵社會公眾參與到水環境治理中。另一方面，考慮到中西部地區生態環境脆弱性以及在經濟、科技和人才等方面的劣勢，中央政府仍需加大對該地區水環境治理的干預，防止因地方政府過度追求經濟增長而導致環境規制“競次”現象發生。