財政分權能促進中國農村人居環境治理嗎？

關鍵詞 財政分權；晉升激勵；農村；人居環境；治理

黨的二十大報告明確指出，要提升環境基礎設施建設水平，推進城鄉人居環境整治，建設宜居宜業和美鄉村。改革開放四十多年來，中國廣大農村發生了翻天覆地的變化，農村居民收入與生活水平顯著提高，但也不同程度出現了農村生態環境退化與破壞、河流湖泊萎縮等發展代價問題。而受現行財政分權與政府績效考核體制的影響，作為政治經濟人的地方政府官員往往會將有限的公共資源優先用于交通、道路等基礎設施建設上，而用于農村垃圾及污水集中處理、清潔廁所改造等人居環境治理方面的財政支出相對較少，這就造成了農村環境治理一直面臨歷史欠賬太多、資金缺口大等問題［1］，因而補齊農村人居環境治理短板就成為新時期“三農”現代化建設中所面臨的巨大挑戰。2018年發布的《農村人居環境整治三年行動方案》明確提出了“開展廁所糞污治理、推進農村生活垃圾治理、梯次推進農村生活污水治理”等重大任務，現階段三年整治任務業已完成，此時系統性分析財政分權及官員晉升激勵制度對農村人居環境治理的作用機制、厘清中國農村人居環境治理的現狀和困境，對于下一步落實“實施農村人居環境整治提升五年行動”的政策要求具有重要現實意義［2］。但目前現有文獻對影響農村人居環境治理的關注較少，鮮有文獻從理論與實證視角系統性分析財政分權及晉升激勵的體制機制可能會對農村人居環境治理和改善的影響作用，這不免讓公眾產生疑問“中國財政體制、官員晉升激勵制度對農村人居環境治理等會產生何種影響，經典的財政分權理論是否適用于中國”？鑒于此，該研究以中國式財政分權的典型事實為基礎，將財政分權、官員晉升激勵與農村人居環境治理納入統一分析框架，從理論與實證視角探討性分析財政分權與晉升激勵對農村人居環境治理的作用邏輯及影響效應，以在全面鄉村振興進程中探索出農村人居環境整治的“中國方案與戰略”。

1 文獻回顧

經典財政理論認為，財政分權能夠促進地方政府進行各類公共產品的投資，供給效率也會有所提高，原因在于西方制度下，政府官員由選民投票選出，為了贏得選舉，他們會不遺余力地滿足選民切實的公共訴求，同時地方政府更接近于轄區居民，具有相對信息優勢，也能夠準確識別出大多數居民的公共需求，按照少數服從多數的原則來增加公共投資［3-4］。而環境治理作為公共產品，由政府供給能夠改善轄區環境治理效率，但環境治理具有明顯的正向外溢性，這也就使其由中央政府供給還是地方政府供給效率更高成為環境聯邦主義研究的重點問題，然而并未形成一致性的研究結論。Stewart［5］在研究中發現環境治理公共產品由中央政府集中供給效率更高，因為一方面中央政府供給可以有效地避免出現公共領域的“公地悲劇”問題，可以較好地實現規模性的經濟效益；另一方面則是可以有效地解決地方環境治理上的搭便車問題，從而引起環境治理供給嚴重不足。然而，Inman等［6］、Breton［7］得出了與之相對的研究結論，他們認為分權性的環境治理可以產生實現環境公共資源的有效配置，因為地方性政府會更加關心本轄區的環境治理情況，不需要全局性地考慮全國環境的治理情況。Magnani［8］也認為財政分權有利于環境治理效率的提升。Dalmazzone等［9］在研究中也得出了類似的結論，認為財政分權可以有效地提高環境治理的效率與質量。

農村人居環境改善作為中國實現城鄉融合發展目標、推進鄉村振興戰略的重要組成部分，其與生態文明建設的脈絡與思路緊密相連，這也使得農村人居環境治理問題成為近些年來研究“三農”問題的熱點，馬軍旗等［10］在研究中發現目前農村人居環境水平雖有所改善，國家財政投入也逐年增加，但這種增加都是低水平的，區域和城鄉不充分不均衡的結構性矛盾依然突出。閔師等［11］以西南地區作為研究對象分析了農村人居環境問題，結果顯示目前西南地區村居環境治理短板明顯，村居環境治理干預措施、村交通狀況、經濟發展水平等都會對農村衛生廁所改造、生活污水和垃圾集中處理等產生積極影響，但其研究區域有限，不能作為一般性的研究結論推廣至全國。劉鵬等［12］認為政府應該主導農村人居環境的治理，積極界定各級政府的財權與事權、厘清職責權利，以進一步推動農村人居環境治理的法治化水平。李冬青等［2］則利用7省份農戶調查數據評估了中國農村人居環境的治理現狀，并實證分析了政府環境干預措施的作用機制，研究發現政府增加公共資源投入可以有效地改善農村人居環境的治理指標，驗證了財政投入增加可以有效地改善農村人居環境治理效率的研究結論［13-14］。

從目前的研究可以看出，對農村人居環境的研究更多集中于中國鄉村建設行動及農村生態環境保護的政策探索、治理績效指標體系構建及人居環境宜居性評估等方面，且研究多以某一城市群、典型村莊等作為研究對象，鮮有文獻基于財政分權理論，從理論與實證視角系統性詮釋“中國式”財政分權及政府官員績效考核機制對中國農村人居環境治理的內在影響渠道及作用機制，探討政府增加公共資源投入或直接行政措施干預的效果。為此，該研究嘗試性地將財政分權、晉升激勵制度與農村人居環境治理相聯系，在中國式財政分權體制框架內詮釋二者對中國農村人居環境治理的內在作用機制。

2 變量指標的選取及測度

2. 1 農村人居環境衡量指標的選取

農村人居環境是涉及鄉村、城鎮等在內的相互關聯的自然、人類、社會、建筑等因素的整體系統。為此，選取對生活垃圾集中處理的建制村比例、衛生廁所普及率兩個變量從農村環境衛生、基礎設施建設等方面衡量中國農村人居環境治理的現實水平，并將生活污水集中處理的建制村比例作為人居環境治理的替代變量來進行結果的穩健性分析。原因在于從目前的研究來看，更多的是將生活垃圾固體排放、生活污水排放、基礎設施建設等作為農村人居環境的代理變量［2，11，14］，這與《農村人居環境整治三年行動方案》和“實施農村人居環境整治提升五年行動”的主要治理內容相符。羅萬純［15］則選取農村飲用水源狀況、廁所使用狀況、生活能源使用狀況、生活垃圾和生活污水處理狀況等4個變量作為評估農村人居環境治理效果的因變量。馬軍旗等［10］則在此基礎上加入了農村基礎設施、公共服務、文化環境及住房條件等評估指標，進一步豐富了農村人居環境變量的內涵。

同時，由于2017年之后未再公布對生活垃圾和生活污水處理的建制村比例的數據，為了能保證信息完整度和研究的時效性，借鑒張松蘭等［16］、徐鴻艷等［17］對缺失數據的處理方法，采用近三年的平均增長率數據對2017年生活垃圾和生活污水處理的建制村比例的數據進行插補，并將研究區間選擇為2007—2017年，以保證研究信息的完整度。

2. 2 財政分權的變量測度

財政分權是研究中重要的解釋變量，在進行實證前首先要解決財政分權的測度問題。從現有文獻看，目前對財政分權的量化測量遠未形成統一的意見，研究中主要采用三種指標：財政收支分權指標和財政自主度指標［18］。陳碩等［18］在對中國財政分權度進行測度時發現不存在一個指標適用于所有時間段，不同的指標反映不同的內容且相互之間不可替代。與之不同，龔鋒等［19］利用Shannon?Spearman方法構建了一個綜合指標，對中國財政分權進行了全景式的測度。因此，借鑒陳碩等［18］的研究成果，從財政收支及財政自主度視角對中國財政分權進行了“全景式”測度，并剔除了經濟規模及人口的影響，財政自主度指標作為替代變量來進行穩定性分析。

2. 3 官員晉升激勵的變量測度

晉升激勵指數是另外一個重要變量，傅勇等［20］利用省際外資企業實際稅率測度了晉升激勵指數，鄭磊［21］則以省際當年實際利用FDI占當年全國實際利用FDI的比例作為政府競爭指數的代理變量，避免了FDI外幣值換算而可能產生的偏誤。而之后的錢先航等［22］利用GDP增長率、財政盈余率以及失業率構造了一個復合的晉升激勵指數。該研究沿用了錢先航等［22］的研究方法，選取省際面板數據作為研究樣本，因此無法按照城市分類的方法計算加權平均數。

在中國以經濟增長指標作為績效考核的官員晉升激勵制度下，對下級政府官員的考核采用較多的是與相鄰地區對比的方式［23］，基于這一特點，采用地理分區的方法，將30個省份（西藏因數據缺失較多除外，未涉及香港、澳門和臺灣地區）劃分七個區域，為華北、華東、華南、華中、西南、西北和東北。通過將省際人均GDP與該地區人均GDP之和作為指標權重來分別計算各地區三個指標的加權平均數，之后將加權平均數與該地區各省份的指標分別進行對比：某省份的GDP增長率和財政盈余率小于該地區的加權平均數時賦值為1，否則為0；而當某省份的失業率大于該地區的加權平均數時賦值為1，否則為0。三個得分加總即為晉升激勵指數（Comp），該指標的取值范圍是［0，3］，分值高意味著晉升激勵指數越大。同時，為了避免存在因果倒置（內生性）問題，對晉升激勵指數作滯后一期處理，即L. Comp。

2. 4 控制變量的選取與測度

根據已有文獻的研究成果，控制變量主要選擇了財政透明度（Tm）、經濟發展水平（Sr）、產業結構（Ind）、人口密度（Den）等指標。財政透明度是指政府詳盡及時地對外公布政府機構職能、財政政策傾向及公共部門和財政規劃等信息，是公眾監督政府公共財政行為的重要渠道。有學者已在研究中證實了增加財政透明度可以有效地改善地方政府的財政收支行為及提升公共產品供給效率［24］，同時考慮到目前農村人居環境的改善更多地是依靠地方財政進行投入，為此選取財政透明度作為控制變量相對科學合理。財政透明度指標選用上海財經大學省級財政透明度數據來衡量，數據來自《中國省級財政透明度評估》［25］。同時，經濟發展水平會對政府的財政收支結構、環境治理效率等產生直接性的影響，對于制定合理的農村人居環境治理策略也至關重要。為此，沿用農村居民的人均可支配收入作為經濟發展水平的衡量變量，對人均可支配收入取對數轉換，為了避免經濟發展水平與財政收支等指標存在內生性問題，對經濟發展水平滯后一期處理，即L. ln Sr。產業結構用第三產業占比來衡量。之前研究中大部分使用的人口指標是人口密度，鑒于農村人口密度數據不可獲得性，選用各省份總人口規模與總面積之比作為代理變量。

3 實證模型的設定及數據說明

3. 1 實證模型的設定

現有研究［10］已經證實，中國推行的財政分權與官員晉升激勵考核制度確實改變了各級政府部門的財政收支結構，對農村人居環境治理的公共財政投入強度、治理效率等都產生了重要的影響［2］。但農村人居環境治理具有一定的治理慣性，當期的農村環境治理投入、效率等可能受到前一期人居環境治理投入的影響［ 26］。鑒于此，將農村人居環境代理變量的滯后一期加入模型中以檢驗其動態變化，構建了動態面板數據模型：

其中：Eni，t 為被解釋變量，Eni，t - 1 則表示被解釋變量的滯后一期，Fdn i，t 表示解釋變量財政分權，n=1，2。Comp表示晉升激勵指數，Control 表示控制變量。βi 為變量系數，i 表示地區，t 表示時間，εi，t 表示隨機干擾項。

同時，為了充分解決模型內生估計的問題從而提高模型的估計效率，選用系統廣義矩估計法（系統GMM）來對上述模型進行實證估計，相較于差分GMM方法，系統GMM 方法不容易存在弱工具變量的問題，且要求的矩條件相對嚴格，樣本信息更加充分，其估計量更加科學有效［27］。

3. 2 數據來源及說明

主要變量的數據來自2008—2018年的《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》《中國教育統計年鑒》等。30個省份財政透明度變量的數據來自上海財經大學的《中國省級財政透明度評估（2010—2018）》。為了去除量綱對研究結果的影響，對人均可支配收入等數據以2007年作為基期進行了平減處理，之后對數據進行了標準化處理。

變量的描述性統計結果見表1。由表1可知，2007年中國農村人居環境治理較差，起步較低，例如2007年30個省份中生活垃圾集中處理的建制村比例最低僅有0. 1%，衛生廁所普及率最低也僅有29. 53%，這充分體現出中國農村普遍存在“臟、亂、差、落后”的問題。中國人居環境治理基礎相對薄弱，經過近十年來的不斷發展，農村人居環境治理取得了明顯的改善，但中國農村人居環境治理的區域、城鄉差距依然較大，其中生活垃圾集中處理變量的變異系數達到0. 82。財政收支分權均值分別為0. 55與0. 81，說明財政收支分權程度逐年提升，且支出分權要相對高于收入分權，基本反映出近些年來財政收入權上移與事權進一步下沉的改革動向，這為下一步基于財事權相匹配原則的財政體制改革提供了現實依據。

4 實證結果分析

由于人居環境治理具有一定的慣性，當期的治理效率可能會受到上一期人居環境財政投入的影響，為此將被解釋變量的滯后一期納入其中。同時，為了減少模型內生性問題，選用系統GMM方法來實證分析財政分權、晉升激勵對人居環境治理的影響。

4. 1 內在影響機理的實證結果

表2分別采用固定效應模型和兩步法系統GMM進行實證分析（模型1—模型8），其中模型1、模型3、模型5、模型7為固定效應模型的實證結果，模型2、模型4、模型6、模型8為系統矩估計的實證結果。總體來看，兩種模型實證結果的符號基本一致，固定效應模型中財政收支分權的影響系數都為正，但僅有Fd1通過了顯著性檢驗；而系統矩估計所有實證結果都通過了二階自相關與Sargan檢驗，滿足了系統GMM的矩條件要求，且所有被解釋變量的滯后一期都通過了1%的顯著性檢驗。這驗證了模型中所設定的農村人居環境治理存在治理慣性的假設條件，也說明了選用動態面板數據與系統GMM模型研究財政分權、晉升激勵對農村人居環境治理影響作用的合理性。

從財政分權指數方面分析，財政收支分權對農村生活垃圾集中處理與衛生廁所普及都存在正向的影響作用，對生活垃圾集中處理的系數為0. 510和0. 290，都通過了1% 的顯著性檢驗，對衛生廁所普及的影響系數為0. 169和0. 079，且最少通過了10%的顯著性檢驗。由系數可知財政收支分權對農村生活垃圾集中處理的影響更大，影響效應存在類別異質性，結果驗證了李冬青等［2］的研究結論。原因主要是近些年來國家對農業農村現代化建設高度重視，各級政府將有限的財政資源配置開始向農村各領域的發展傾斜，并通過不斷完善轉移支付制度和項目下鄉等方式為農村生產生活基礎設施建設、人居環境的改善等提供財力支持，從而使農村生態環境、居住條件及基礎設施建設等方面得到長足的進步與提升，使農村“臟亂差”的局面得到較大改觀，實證結果也支持了這一結論。

從晉升激勵指標的實證結果看，所有模型的影響系數都為正，對生活垃圾集中處理的影響系數為0. 083與0. 074，對衛生廁所普及率的影響系數為0. 090與0. 177，財政支出分權的影響系數相對更大。實證結果說明現行官員晉升激勵與行政管理體制對農村人居環境治理與改善等存在正向的影響作用。原因主要在于近些年來國家對政府官員的績效考核指標不再僅僅局限于轄區生產總值增速，而是逐步加入了生態環境治理、民生福祉等指標，使政府官員績效考核指標體系更加科學合理且日趨多元化，在一定程度上避免了政府官員的短視行為，適當增加了農村生產生活環境治理、基礎設施建設等方面的財政投入，對農村生活垃圾集中處理與衛生廁所的有效普及均起到了積極的激勵作用，實證結果驗證了張華等［13］的研究結論。

從控制變量結果看，經濟發展水平（ln Sr）對農村生活垃圾集中處理與衛生廁所的普及產生了正向的影響作用，除了模型2外都通過了顯著性檢驗。表明隨著經濟發展及居民收入水平的不斷提高，農村居民對生活垃圾集中與分類處理、衛生廁所等的公共需求進一步增強，地方政府也會擁有更多的財政資源配置到農村居民生活條件改善方面。產業結構（Ind）的影響方面，模型2和模型4的影響系數顯著為正，系數分別為0. 138和0. 221，只有模型6的系數為負，這與現有大部分研究的結論一致。說明隨著產業結構的優化升級，地方財政收入逐步增加，使地方政府官員也傾向于增加對農村公共領域的投資，從而對農村基礎設施與居住、生態環境的改善起到了一定的促進作用。人口密度的實證結果除模型2外，其他模型的影響系數都為負，說明人口密度越大越不容易推動農村生產生活條件的提升和人居環境的改善，且現階段人口密度大的地區也并未充分發揮人居環境治理的規模效應。財政透明度對于生活垃圾集中處理的影響顯著為正，且都通過了1%的顯著性檢驗，這驗證了張德剛等［24］的研究結論，但在財政支出分權下對衛生廁所普及率的影響顯著為負，系數為-0. 049。說明財政透明度對不同類型的人居環境治理的影響作用并不一致，后續仍需進行系統性研究，以檢驗研究結論的科學性與合理性。

4. 2 穩健性檢驗

在回歸分析中，各變量系數是否具有穩健性對于所采用的計量方法與模型具有重要的意義。為此，在穩健性檢驗中使用財政自主度指標替代財政收支分權指標，而被解釋變量則選用生活污水集中處理的建制村比例作為替代變量。首先對解釋變量進行替代（模型9與模型10），在此基礎上對被解釋變量進行了逐步替換（模型11與模型12），穩健性檢驗結果見表3。

替換解釋變量的結果顯示，生活垃圾集中處理及衛生廁所普及變量的滯后一期都通過了1%的顯著性檢驗，符號也未發生變化，這說明農村生活垃圾集中處理與衛生廁所有效普及存在慣性的研究假設是相對科學的。財政分權的影響方面，財政自主度變量對生活垃圾集中處理及衛生廁所普及的影響系數值分別為0. 387和0. 172，對前者的影響系數更大，結果驗證了地方財政自主度越高，對生活垃圾集中處理、衛生廁所普及等人居環境治理的公共資源配置越多，農村生產生活條件也會得到改善的研究結論。晉升激勵影響方面，模型9與模型10的系數符號與之前一致，即對生活垃圾集中處理與衛生廁所普及的影響系數都顯著為正，而對衛生廁所普及的影響更大，也反映了存在類別的影響異質性，基準回歸結果的穩健性較好。

模型11與模型12是用生活污水集中處理的建制村比例替換了原來的被解釋變量。從總體結果看，穩健性檢驗與基準回歸的檢驗結果基本一致，對生活污水集中處理滯后一期的檢驗結果都顯著為正，符號未發生變化。財政分權影響方面，收入與支出分權對生活污水集中處理的影響系數值為0. 594和0. 416，都通過了1%的顯著性檢驗，且財政收入分權下的影響系數更大，說明存在類別的影響異質性。晉升激勵影響方面，結果與基準回歸的結果基本一致，在財政收支分權下的系數值為0. 179與0. 222，符號未發生顯著變化，且都通過了顯著性檢驗。控制變量方面，符號與顯著性也基本未發生明顯變化，基準回歸結果的穩健性較好。

交互項的影響作用分析見表4，其中模型17與18為交互項穩健性檢驗結果。將財政分權與晉升激勵的交互項納入公式（4）中進行檢驗，記為Fd×Comp。結果顯示，在加入交互項后，被解釋變量的滯后一期的系數通過了1%的顯著性檢驗，財政收支對農村生活垃圾集中處理的影響系數顯著為正，系數值分別為0. 544與0. 326，對衛生廁所普及也產生正向的影響，對衛生廁所普及的影響系數為0. 025與0. 022，且除模型13外都通過了1%的顯著性檢驗。表明交互項對農村人居環境治理起到正向的調節作用，且在財政收入分權下的影響系數更大，存在類別影響的異質性。實證結果說明科學合理的財政分權與官員考核激勵機制有利于促進農村環境的治理及各類民生類公共產品的有效供給。同時，對農村生活垃圾集中處理與衛生廁所普及影響的其他控制變量的符號基本不變，說明在加入財政分權與晉升激勵的交互項后回歸結果依然相對穩健。

從穩健性檢驗方面來看，模型17 用財政自主度（Fd3）替換了財政收支分權，模型18則是在財政支出分權下替換了被解釋變量，以檢驗加入交互項后的結果穩健性。研究結果顯示，財政自主度對衛生廁所普及的影響系數符號未發生變化，系數值為0. 197，交互項的影響系數為0. 031，且通過了1%的顯著性檢驗。同時，生活污水集中處理的滯后一期系數也顯著為正，說明選用系統GMM方法來研究財政分權、晉升激勵制度對農村人居環境治理的影響機理問題相對合理，交互項對生活污水集中處理的影響系數也顯著為正，系數值為0. 052，相對衛生廁所普及的影響系數稍有增加，驗證了交互項對農村人居環境治理存在正向調節影響作用的研究結論。

5 研究結論及政策建議

該研究從理論層面剖析了財政分權與晉升激勵制度對中國農村人居環境治理的內在影響機理，之后基于2007—2017年的省際面板數據，采用系統GMM從動態效應視角實證分析了財政分權、晉升激勵對中國農村人居環境治理的影響作用，得出以下實證結論。

第一，所有被解釋變量的滯后一期對當期的三類人居環境治理變量的影響作用都顯著為正，這驗證了農村人居環境治理存在慣性的基本假設，也說明選用系統GMM方法相對科學合理。第二，財政收支分權、財政自主度等對中國農村生活垃圾和污水集中處理、衛生廁所建設和普及等都起到了顯著的正向影響，且在不同類別間的影響效應存在差異，這對進一步優化基層財政與行政體制、加大財政資源向農村人居環境治理等領域傾斜、轉變政府職能、補齊農村民生類公共產品供給的短板等具有重要的啟示意義。第三，晉升激勵制度對三類不同類型的農村人居環境治理變量的影響也都顯著為正，說明在逐步多元化政府官員績效考核體系后，政府官員逐步樹立了科學合理的政績觀，不再僅僅將注意力集中于轄區生產總值增長，會適當增加農村領域的財政資源配置，從而會對農村民生類公共產品的有效供給、生產生活環境的改善起到積極的促進作用。第四，交互項的影響系數也都顯著為正，穩健性較好，財政分權與晉升激勵的聯合作用可以對農村基礎設施的建設、居住條件與環境的改善等起到正向的調節作用。

基于上述研究結論，得出以下政策啟示和建議。

第一，著力按照財事權相匹配原則完善基層財政體制，為農村人居環境改善提供財力保障。實證結果顯示中國財政收支及自主度的分權制度對農村人居環境的改善具有顯著的正向影響作用，這就需要各級地方政府要嚴格按照鄉村振興戰略及《鄉村建設行動實施方案》的政策要求，著力理順各級政府的財事權關系，適度強化中央事權，培育地方主體稅種，并給予地方政府適度的財政收益支配權，明確界定各級政府在農村公共事業發展中的財政支出責任和邊界，并通過完善轉移支付制度、項目進村等形式逐步建立起“省級統籌、權責清晰、區域均衡、可持續發展”的農村人居環境治理的投入保障長效機制。

第二，進一步優化政府官員績效考核與評價機制，完善“不作為、亂作為”的監督與問責制度體系。近年來，國家逐步完善了政府官員績效考核指標體系及制度，增加了環境治理、科技創新及民生福祉等指標，避免了地方政府官員長期陷入GDP增長的競賽，催生發展中的短視行為，這在一定程度上促進了地方政府增加農村基礎設施、居民居住條件、生產生活環境治理等方面的財政資源投資，改善了農村人居環境，也驗證了在逐步多元化官員績效考核體系后對農村人居環境改善的正向影響作用。為此，在中國式現代化及高質量發展階段要進一步弱化GDP增長在官員績效考核和晉升激勵中的比重，促進官員考核指標的多元化，合理配置指標權重，充分考慮各地區發展的差異性，以轉變政府官員的思維和發展理念。同時，要建立健全群眾監督及只負責投資、不負責結果的永久問責機制，完善基層需求表達機制，切實為建設宜居宜業和美鄉村提供制度性保障。