環境保護支出責任劃分、轉移支付與環境治理

孫 開，王 冰,2

(1.東北財經大學 財政稅務學院，遼寧 大連116025；2.河南財經政法大學 財政稅務學院，河南 鄭州 450046)

一、問題的提出

良好的生態環境是人類美好生活的必要條件，是居民應享受的基礎公共服務。環境作為一種公共產品，政府在其維護和治理的過程中扮演著不可或缺的角色，財政是政府配置資源的重要手段。近年來，環境問題引起國內外學者的廣泛關注，許多學者對環境問題的研究已經不限于財政政策的實施，而是開始深究財政體制對環境治理的影響。國外學者主要研究在財政聯邦主義制度下環境公共產品的供給問題，從公共產品外溢性和地區異質性角度探討中央政府和地方政府在治理環境方面的優勢與劣勢，形成了環境聯邦主義理論。國內學者在研究財政體制與環境治理的關系時，主要側重討論中國式財政分權即政治集權下的財政分權對地方政府產生的行為激勵，以及這種激勵會如何影響地方環境治理。也有學者單純從財政分權視角研究環境治理問題，分析財政收入分權和財政支出分權對環境污染、環境治理投資的影響。

但是鮮有文章研究政府間環境保護支出責任的劃分對地方環境治理的影響。財政體制本質是政府間財政關系，包括政府間收入的劃分、支出責任的劃分以及政府間轉移支付制度。集權抑或是分權只是對財政體制的整體概括，而中國的財政體制是復雜的，制度框架和法律環境都與西方傳統的財政分權體制存在巨大差異，難以簡單概括。環境保護支出責任的劃分是政府間支出責任劃分的組成部分，它直接影響政府環境保護職能的發揮。實證研究中財政分權程度不能替代環境保護支出分權程度，既有文獻對財政分權與環境關系的探討也不能作為政府間環境保護支出責任劃分的依據。自1994年分稅制改革以來，中國的財政體制可以描述為財政收入的集權和財政支出的分權，它強調中央政府對財政資金的主導與掌控，地方政府的財權往往難以支撐其履行相應事權。轉移支付可以彌補地方財政缺口，也是地方環境保護支出的重要財力保障；既有文獻并沒有深究中央轉移支付力度對地方環境治理的影響。本文在構建環境保護支出分權指標分析政府間環境保護支出責任劃分對地方環境治理的影響的同時，構建轉移支付力度指標，分析中央財政轉移支付對地方政府環境治理的影響。

二、文獻綜述

各級政府在環境治理中的權責劃分，是環境治理分權理論的核心內容。中央政府是應在全國范圍內制定統一的環境質量標準實行集權化治理，還是應將權力下放至地方政府由地方政府根據當地的實際情況實行分權化治理？環境聯邦主義源于財政聯邦主義，分權與集權的相對優勢最終取決于地區偏好的異質性和公共品的外溢性(Besley和Coate,2003)。[1]支持環境分權治理的學者大部分從區域異質性角度，認為不同轄區的地理位置和技術狀況不同，對環境質量的要求也不同，集權化的治理模式忽視了地區異質性，分權化的治理模式有利于增加社會福利(Breton,1972;Saveyn,2008)。[2,3]支持環境集權治理的學者認為，環境的外溢性會使地方政府放松對本地區環境管制，中央政府統一治理可以有效解決環境治理的外溢性問題，防止地方政府在環境治理中“搭便車”，并且可獲取全國性的規模經濟收益(Stewart,1977；Sigman,2002)。[4,5]

在中國，環境基本公共服務供給低效與中國式分權制度下的激勵扭曲和約束不足密切相關(祁毓，2014)。[6]政治集權下的經濟分權是理解轉型期中國的基本制度背景(陳碩、高琳，2012)[7]，學術界將這種分權模式稱為中國式分權或中國式財政分權。政治集權意味著上級政府可以通過考核、升遷等方式引導下級政府的價值取向，形成下級政府“對上負責”的政治激勵(張華等，2017)。[8]在中國以GDP考核為主的官員晉升機制下，“晉升錦標賽”使得地方政府忽略了環境污染、教育等與短期經濟增長沒有直接關系的公共服務(周黎安，2007)。[9]基于政績考核下的政府競爭使得地方政府公共支出結構“重基本建設、輕人力資本投資和公共服務”(傅勇等，2007)。[10]政府集權下的財政分權使得地方自主利益得到強化，地方政府在財政激勵與壓力下展開競爭(張為杰，2012)[11]，往往會選擇放松環境管制，大力發展當地經濟。閆文娟(2012)認為財政分權不是我國環境治理投資偏低的主要原因，是分權體制下的政府競爭加大了財政分權對環境治理投資的負面影響[12]，李根生、韓春民(2015)則認為財政分權度(財政自主度)的提高可以激勵地方政府加大對霧霾污染的治理力度，而這種激勵作用被地方政府競爭削弱了。[13]單純從財政分權視角研究環境治理問題，國內學者持有不同的觀點。李香菊等(2016)對我國1997～2013年29個省際面板數據進行門檻回歸分析，發現財政分權對非外溢性污染物(固體廢棄物)和雙向外溢性污染物(二氧化硫)排放有顯著負向效應，而對單向外溢性污染物(廢水)的排放有顯著正向效應。[14]賁友紅、李向東(2017)通過構建空間計量模型發現財政收入分權對環境污染具有顯著的正向影響，而財政支出分權對環境污染的影響效應則顯著為負。[15]韓君、孟冬傲(2018)發現財政收入分權與財政支出分權對工業二氧化硫排放均有顯著的負向直接效應和空間溢出效應，適當提高財政分權度對各省份自身和相鄰省份工業二氧化硫的排放均有抑制作用。[16]

三、理論分析與研究假設

環境屬于公共產品，政府在環境保護和治理過程中承擔重要責任。在劃分環境保護事權與支出責任時，需要綜合考慮此類公共產品的受益范圍、供給效率和外溢程度。

一般而言，如果某一公共產品的受益范圍恰好與某一級政府轄區范圍相吻合，那么由這一級政府提供此公共產品是最有效率的。然而現實生活中的大部分情況是，某一公共產品的受益范圍往往介于兩級政府轄區之間，若由較低層級的政府提供此公共產品，很可能會產生外溢性問題；而由較高層級的政府提供此公共產品，則會隨著轄區的擴大產生效率損失(孫開、王冰，2018)。[17]

具體而言，中央政府與地方政府在環境保護與治理過程中具有不同的比較優勢。地方政府，尤其是基層地方政府，信息搜集成本較低，容易掌握當地企業的生產經營與排污狀況，更容易辨別信息的真偽，在環境監管上具有一定的信息優勢。一般來說，環境管理事務的信息復雜程度越高，由地方政府管理就越有效率。但環境問題不僅包括某一地區的飲用水污染以及垃圾處理，還涉及許多跨區域的污染情況，包括酸雨、水流域污染等。跨區域環境污染的外部性使地方政府治理環境污染的成本與收益不對等，如果由地方政府全權負責環境治理，那么地方政府很可能在環境治理中“搭便車”，導致環境公共產品供給不足。中央政府可以通過轉移支付等方式彌補跨區域環境污染治理的外部性，也可以通過分工協作，與地方政府共同治理跨區域環境污染。同時，有些污染物的排放不僅是跨區域環境污染，例如，二氧化碳和氯氟烴的過度排放所導致的氣候變暖和臭氧層損耗是全國乃至全球的環境問題。全國性的環境治理，比如大江大河治理、全流域國土整治等，應當由中央政府負責，地方政府缺乏動力也沒有能力承擔。中央政府具有財力、技術優勢，可以在環境科學和污染防治技術研究、環境監測標準制定以及監測設施配置等方面集中優勢資源、實現規模收益。綜上所述，鑒于環境管理事務復雜程度不同以及環境污染物的外溢性不同，環境保護屬于中央政府與地方政府的共同事權，中央政府和地方政府應根據其事權劃分情況承擔相應的環境保護支出責任。根據以上分析，本文提出：

假設1：中央與地方政府環境保護支出責任劃分與環境治理效果呈“倒U型”非線性關系，適度的環境保護支出分權有助于降低環境污染水平。當環境保護支出分權度過低時，地方政府環境治理的效率優勢無法充分發揮；當環境保護支出分權度過高時，中央政府難以有效彌補環境治理的外部性。

原則上，屬于地方政府的環境保護事權，應由地方政府通過自有財力安排經費，落實地方政府環境保護支出責任；屬于中央政府的環境保護事權，應當由中央財政安排經費。然而自1994年分稅制改革以來，我國財政體制具有較為明顯的收入集權傾向，同時改革前原有地方事務仍由地方政府負責，這使得地方政府支出責任與財權不匹配(李永友、張子楠，2017)[18]，在地方政府自有財力不足的情況下，中央政府主要通過一般性轉移支付彌補地方政府履行本級事權的財力缺口。中央一般性轉移支付與地方本級收入都屬于地方政府可支配財力，由地方政府根據本地區實際情況統籌安排使用，是地方事權的經費保障，是地方直接支出責任的財力構成(如圖1所示)。如果中央政府委托地方政府事權，則應安排相應的專項轉移支付。專項轉移支付是中央為了特定的經濟和社會發展目標對地方政府的資金補助，由地方政府按中央規定用途安排使用。地方政府接受中央專項轉移支付所承擔中央政府規定的支出責任，屬于地方間接支出責任。2017年我國地方財政支出中32.92%的資金來源于中央的轉移支付[注]數據來源：根據財政部2010～2017年全國財政決算表整理而得。，2010～2017年地方環境保護支出中平均50%以上的資金都來源于中央的轉移支付 。中央轉移支付對地方落實財政事權的重要性不言而喻。研究中央與地方政府環境保護支出責任劃分與環境治理的關系，應當控制中央轉移支付對環境治理的影響。中央轉移支付對地方環境治理效果的影響，取決于不同方式的轉移支付對政府行為所產生的影響效應。一般性轉移支付對地方政府主要存在收入效應，使地方政府可支配財力增加，不影響地方政府支出偏好；專項轉移支付對地方政府既存在收入效應也存在替代效應，在增加地方政府間接支出責任的同時，可能對地方直接支出責任存在擠出效應。中央一般性轉移支付是地方直接支出責任的財力構成，中央專項轉移支付是地方間接支出責任的財力保障，一般而言，地方直接支出責任占地方財政支出責任的比重越高，地方財政支出效率越高。根據以上分析，本文提出：

假設2：中央加大一般性轉移支付力度，有助于保障地方環境公共品供給，提高地方環境治理水平；中央加大專項轉移支付力度，在增加中央委托地方環境保護事權的同時可能削弱地方政府履行自有環境保護事權的積極性，而且地方間接支出責任占比過高，不利于提高財政資金使用效率，整體上可能不利于地方環境治理。

宏遠王朝成于自身青訓系統的完備，失也是失于前幾年的青訓系統。前幾年，宏遠隊出于對年輕球員之發展考慮，在球隊當中發展空間有限，大批宏遠梯隊人才轉會各支CBA隊伍，均能有不俗之表現不少還占據主力位置。而此時宏遠隊中仍舊依賴朱芳雨、王仕鵬等老將打拼，因而近年來宏遠隊成績略有下降。當時球隊苦于尋找王仕鵬、朱芳雨的接班人，但隊中卻缺少人才儲備，曾引以為傲的國內球員儲備不復存在。

圖1 中央轉移支付與地方財政支出責任

四、實證研究

(一)模型、變量及數據

1.模型設定

為了驗證中央與地方政府環境保護支出責任劃分和環境治理效果的“倒U型”曲線關系，本文選取環境保護支出分權指標及其二次項為解釋變量。根據理論分析，不同的轉移支付方式對地方政府行為和環境治理的影響機理不同，因此同時納入中央一般性轉移支付力度與中央專項轉移支付力度作為制度控制變量，從而建立基準模型：

(1)

其中，i表示省份，t表示年份。Yit表示環境治理效果；Edit表示環境保護支出分權程度；Gtransit表示中央一般性轉移支付力度；Stransit表示中央專項轉移支付力度；μi代表不隨時間變化的地區特征；εit為隨機誤差項。

除此之外，參考祁毓等(2014)、李香菊等(2016)、張華(2016)的研究成果，經濟發展水平、產業結構、城鎮化水平、環境規制力度也是影響地方環境質量的重要因素，應將其作為模型的其它控制變量Mijt。同時，考慮環境污染可能存在路徑依賴，在模型中引入滯后一期因變量Yit-1控制不隨時間變化的環境污染的影響，從而將模型修正為：

(2)

2.變量說明及數據來源

被解釋變量環境治理效果(Y)選擇人均二氧化硫排放量(PSO2)進行衡量，人均二氧化硫排放量越低，環境治理效果越好。解釋變量環境保護支出分權(Ed)反映了中央與地方政府環境保護支出責任的劃分情況，環境保護支出分權程度越高，地方政府相應承擔了越多的環境保護支出責任。環境保護支出分權的度量參考財政支出分權的度量方式，用地方人均環境保護支出/(地方人均環境保護支出+中央本級人均環境保護支出)來衡量，指標進行了人均標準化處理，以控制人口規模對財政支出規模的影響。同時本文將未剔除人口規模影響的指標(Ed1)，即地方環境保護支出/(地方環境保護支出+中央本級環境保護支出)，作為環境保護支出分權的備用指標，進行穩健性檢驗。2011年我國將財政支出的類級科目“環境保護”更名為“節能環保”，事實上原“環境保護”類級科目下也包括“能源節約利用”、“可再生能源”等項級科目，這次改革更加明確了此類支出的功能。節能也是為了保護環境，節能支出可謂廣義的環境保護支出(王猛，2015)。[19]

作為制度性控制變量，中央一般性轉移支付力度(Gtrans)用中央對地方一般性轉移支付占地方一般公共預算支出的比重衡量；中央專項轉移支付力度(Strans)用中央對地方專項轉移支付占地方一般公共預算支出比重測算。同時本文將中央對地方一般性轉移支付剔除物價變動影響后取對數作為中央一般性轉移支付力度的替代變量(LnGtrans)，將中央對地方專項轉移支付剔除物價變動影響后取對數作為中央專項轉移支付力度的替代變量(LnStrans)，以檢驗模型的穩健性。

其他控制變量中，經濟發展水平(Pgdp)以人均國內生產總值度量；產業結構(Indus)以第二產業生產總值占國內生產總值比重度量；城鎮化水平(Urban)以年末城鎮人口比重占總人口比重度量；環境規制力度(Govern)以排污費收入與交納排污費單位數比值度量(見表1)。

本文采用我國2007～2016年30個省、自治區和直轄市(西藏除外)的面板數據進行實證檢驗，文中所有貨幣單位表示的指標均以2007年價格指數為基期進行價格平減。文中所需數據分別來自《中國統計年鑒》、《中國環境年鑒》、《中國環境統計年鑒》、2007～2016全國財政決算報告以及各省份財政決算報告。

表1 變量的統計描述

注：PSO2單位為噸/人；Pgdp單位為萬元/人；Govern單位為百萬元/戶；LnGtrans 和LnStrans單位為億元；其余變量均為比例性數據。

(二)估計結果

1.基準模型回歸結果

一般可采用混合回歸、固定效應回歸、隨機效應回歸對靜態面板數據進行估計。如表2所示，F檢驗在1%的顯著性水平上拒絕混合效應估計有效的原假設，Hausman檢驗分別在5%和10%的顯著性水平上拒絕隨機效應估計有效的原假設，因此應選擇固定效應模型進行估計。由于Hausman檢驗無法在1%的顯著性水平上強烈拒絕隨機效應模型估計有效，因此表2的第(2)列和第(4)列同時給出了隨機效應模型的回歸結果。

如表2第(1)列、第(2)列所示，無論固定效應回歸還是隨機效應回歸，環境保護支出分權的系數顯著為負，其平方項的系數顯著為正，初步表明環境保護支出分權與人均二氧化硫排放量之間存在著“U型”的非線性關系，即環境保護支出分權與環境治理效果之間存在著“倒U型”的非線性關系。加入制度控制變量后，如表2第(3)列和第(4)列，環境保護支出分權及其平方項的符號均未發生改變，中央專項轉移支付力度的回歸系數顯著為負，中央一般轉移支付力度與人均二氧化硫排放量的回歸系數為正，但不顯著。

表2 基準模型回歸結果(靜態面板模型)

注：常數項略；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著水平，系數下方括號內數值為其標準誤；FE為固定效應模型、RE為隨機效應模型。

2.修正模型回歸結果

為了進一步解決遺漏變量導致的估計偏誤，同時考慮二氧化硫排放的路徑依賴與環境保護支出分權的內生性問題，本文采用系統GMM估計方法對修正模型(2)進行估計，將內生解釋變量Ed的二階滯后項和三階滯后項作為工具變量以緩解模型潛在的內生性問題。表3報告了用系統GMM方法對修正模型的估計結果，第(1)～(7)列分別展示了模型逐步加入控制變量的估計結果，相應的回歸均通過了Sargan檢驗，可以認為工具變量不存在過度識別。除第(1)列和第(2)列以外，其余各列的估計結果均通過Arellano-Bond自相關檢驗，即擾動項差分不存在二階自相關。第(1)、(2)列估計結果未通過二階殘差自相關檢驗的原因可能是因為回歸方程缺失了重要變量，進一步檢驗發現可以通過三階殘差自相關檢驗。

圖2 環境保護支出分權與人均二氧化硫排放量的非線性關系圖

表3的估計結果顯示，環境保護支出分權的系數顯著為負，其平方項的系數顯著為正，加入控制變量后，環境保護支出分權及其平方項的系數符號未發生變化，說明環境保護支出分權與人均二氧化硫排放量之間確實存在 “U型”非線性關系。隨著環境保護支出分權度的增加，人均二氧化硫排放量先減少后增加，意味著隨著地方政府環境保護支出責任的增加，地方環境治理水平先提高后下降。根據第(1)～(7)列的估計系數可知，最優環境保護支出分權度應該在0.9244～0.9502之間，而環境保護支出分權的300個觀測值中，有203個觀測值大于0.9502。正如圖2所示，我國大部分地區的環境保護支出分權處在U型曲線的右側，超過了最優環境保護支出分權度，意味著地方政府承擔的環境保護支出責任過多。

表3 修正模型回歸結果(動態面板模型)

注：常數項略；***、**和*分別表示1%、5%和10的顯著水平，系數下方括號內數值為其標準誤；AR(2)為Arellano-Bond自相關檢驗，Sargan檢驗為過度識別檢驗，所列示數值為其統計量相應的p值。

制度控制變量的回歸系數基本符合理論預期，中央一般性轉移支付力度的系數顯著為負、專項轉移支付力度的系數顯著為正。這說明加大中央一般性轉移支付力度有助于降低人均二氧化硫排放量，提高環境治理水平；而加大中央專項轉移支付力度則不利于降低人均二氧化硫排放量，弱化了環境治理效果。

對于其它控制變量而言，產業結構對人均二氧化硫排放量的影響顯著為正，意味著第二產業占比增加會加劇環境污染水平；經濟發展水平的提高顯著增加了人均二氧化硫排放量，說明我國粗放式的經濟發展模式不利于環境治理；城鎮化水平的提高對人均二氧化硫排放量有顯著負向影響，說明環境污染的治理具有一定的規模效應，由于經費短缺和機構設置不完善，農村的環境監測和環境監察工作難以展開，農村地區的環境問題日益嚴峻(祁毓等，2017)[20]，城鎮化水平的提高反而會降低環境污染水平；環境規制力度的系數顯著為負，說明政府加大環境規制力度有助于降低環境污染水平。

3.穩健性檢驗

表2和表3的估計結果顯示，無論用靜態面板數據下的固定效應模型和隨機效應模型還是用動態面板數據下的系統GMM方法進行估計，估計結果都與理論預期相符，這說明模型設定對估計結果沒有根本性影響。由于指標的衡量標準也可能對估計結果造成影響，本文選用其他度量標準重新衡量模型中的核心解釋變量和制度控制變量，進行穩健性檢驗。首先使用未剔除人口規模影響的指標Ed1替換核心解釋變量Ed，估計結果見表4第(1)列；再使用剔除物價變動影響后的中央對地方一般性轉移支付的對數值LnGtrans 和中央對地方專項轉移支付的對數值LnStrans分別替換制度控制變量Gtrans和Strans，估計結果見表4第(2)列；最后用Ed1、LnGtrans和LnStrans同時替換Ed、Gtrans和Strans，估計結果見表4第(3)列。總體而言，核心解釋變量與控制變量的系數符號沒有發生改變，只是由于變量的統計口徑改變導致變量系數的絕對值發生改變，本文的估計結果是穩健的。

表4 穩健性檢驗的回歸結果

注：常數項略；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著水平，系數下方括號內數值為其標準誤；AR(2)為Arellano-Bond自相關檢驗，Sargan檢驗為過度識別檢驗，所列示數值為其統計量相應的p值。

五、結論與政策建議

本文基于公共產品供給視角分析政府間環境保護事權與支出責任劃分對環境治理的影響，同時結合中國特定的體制改革背景，將轉移支付納入理論模型，分析不同轉移支付方式對環境治理的影響，并利用2007～2016年我國30個省、自治區和直轄市(西藏除外)的面板數據對研究假設進行實證檢驗。結果發現，中央與地方政府環境保護支出責任劃分與環境治理效果存在“倒U型”關系，我國大部分地區的環境保護支出分權處于“倒U型”曲線的右側，超過了最優環境保護支出分權度，如果繼續增加地方政府環境保護的事權與支出責任會對環境治理效果產生負向影響；中央一般性轉移支付對環境治理效果具有顯著正向影響；中央專項轉移支付對環境治理效果具有顯著負向影響。

綜合主要研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，適度加強中央政府環境保護事權與支出責任，建立政府間環境保護權責劃分的動態調整機制。目前，我國中央本級環境保護支出占全國環境保護支出的比重不到10%，地方政府承擔了大部分的環境保護支出責任。雖然地方政府在因地制宜的環境監管事務中具有一定的效率優勢，但中央承擔的環境保護支出責任過低，則難以實現其在環境保護中的規模優勢，發揮其在跨地區和跨流域環境污染治理中的宏觀調控功能。2016年國務院《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》中提出“財政事權劃分要根據客觀條件變化進行動態調整”。目前我國環境監測站的建設資金主要來源于中央和省級補助，監測站的日常運營經費則由市級財政承擔(祁毓等，2017)[20]，由于環境監測結果直接與地方政績考核相關，地方政府在購買設備、選擇監測點和采集數據時存在道德風險，導致許多地區環境監測數據失真。在條件成熟時，中央政府應逐步上收環境監測事權，統一規劃監測站點、采購監測設備、配備相應的技術人員，突出中央政府的技術優勢和規模優勢。與此同時，跨地區、跨流域的環境污染問題可以由中央政府派出機構進行直接管理。

第二，優化轉移支付結構，降低專項轉移支付比重，規范一般性轉移支付方式。專項轉移支付是由中央政府規定用途，地方專款專用的資金，是中央對地方的委托事權的財力保障。專項轉移支付雖然可以貫徹中央的政策導向，在一定程度上矯正由于地方競爭激勵導致的地方財政支出結構扭曲，但同時也違背了財政分權理論的效率原則，其在分配和使用過程中都有不同程度的被挪用現象，導致財政資金支出效率低下。在我國，一般性轉移支付中除了均衡性轉移支付，還包括一些有約束條件的轉移支付，如老少邊窮地區轉移支付、基層公檢法司轉移支付等，事實上地方政府對這類轉移支付只有部分自主權，政府應該對這類轉移支付進行清理，進一步規范一般性轉移支付的撥付方式。