財政分權、政府創新偏好與環境治理

楊志安 劉子碩 陳敏慧

【摘 要】 財政分權是我國財稅體制改革的一項重要制度安排，不僅影響地方政府的支出偏好，而且會對區域生態環境質量產生深刻影響。文章基于31個省份2009—2021年的面板數據，實證分析財政分權對地區環境治理的影響效應并深入探討政府創新偏好在二者關系中的相關作用機制。研究發現：一是在經濟與環境的雙重考核下，財政分權對環境治理起到積極促進作用。二是財政分權使地方政府具有創新偏好，政府創新偏好在財政分權與環境治理之間起中介作用和正向調節效應。三是財政分權對環境治理的影響效應存在時間和區域異質性。一方面，財政分權對環境污染的影響逐步由過去的促進效應轉為阻礙作用；另一方面，財政分權的環境治理效應在經濟欠發達地區更加顯著。為進一步發揮財政分權的環境治理效應，研究認為中央政府應進一步優化對地方政府的多元政績考核體系，持續優化當前的財政分權體制和完善地方政府有關財政科技支出的績效評價體系。

【關鍵詞】 財政分權； 環境治理； 政府創新偏好； 中介效應； 調節效應

【中圖分類號】 F812.2；F812.4? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）08-0093-09

一、問題提出

從“綠水青山就是金山銀山”理念深入人心到經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設和生態文明建設“五位一體”的總布局再到堅決打好污染防治攻堅戰的重大決策部署，充分彰顯我國政府建設良好生態宜居環境的強烈決心。立足當下，在全面建成小康社會，完成第一個百年奮斗目標之后，我國乘勢開啟建設社會主義現代化國家，向第二個百年奮斗目標進軍的新征程。基于新發展階段，改善生態環境質量和提高人民生活水平是我國經濟高質量發展的重要任務，而污染防治工作的順利開展也是推動我國治理能力現代化進程的重要標志。

黨的二十大報告指出，中國式現代化是人與自然和諧共生的現代化。可以看出，生態文明建設對于實現中華民族偉大復興和建設社會主義現代化強國具有重大戰略意義，故在現代化建設中應當注重經濟增長和環境保護的協調統一，不斷推進綠色發展。同時，財政是社會治理和國家建設的基礎和重要支撐，而充分掌握地方環境污染現狀的地方政府應當在財權和事權的有機統一下，積極開展環境治理工作以逐步改善生態環境質量和建設美麗中國。因此，財政分權作為匹配地方政府財權和事權的重要財稅體制改革，對穩定經濟增長和開展環境治理工作具有重要影響。需要明確的是，財政分權對環境質量改善是否具有正向促進效應？應當如何優化現有的財稅政策體制以充分發揮財政分權對地方政府環境保護的激勵效應？

二、研究綜述

（一）國外研究現狀

一類文獻研究認為，財政分權不利于環境治理，對生態環境的改善產生不利影響，并且相關學者以國外樣本對此展開實證研究。Sigman[1]以各國的河流水污染數據作為研究樣本，實證分析財政分權程度對世界各地河流水污染狀況的影響，研究發現財政分權與河流水污染呈現顯著正向關系，財政分權程度的提高使得環境污染狀況逐步惡化。Silva et al.[2]基于環境外部性假說并實證分析得出環境污染的空間溢出效應會使地方政府存在環境治理方面的“搭便車”問題，造成環境污染狀況惡化、環境治理效果較差的后果。Kunce et al.[3]基于地方政府“競爭到底”假說，研究發現為實現擴大稅源和增加財政收入等經濟增長目的，權力下放后的地方政府會降低環境標準和弱化環境規制政策以吸引外來企業和資本的進入。

另一類文獻研究認為，財政分權有利于環境污染的治理和生態環境質量的提高，相關學者以發達經濟體作為研究樣本對此展開分析研究。List et al.[4]利用三組面板數據實證分析權力下放是否會影響環境質量，分析發現地方政府的自主度與環境質量呈現顯著正向關系，即財政分權可以有效治理環境污染和改善生態狀況。Glazer[5]基于地方政府“競爭到頂”假說，發現分權狀態的地方政府為改善本地區生態環境質量會提高企業的環境準入門檻和采取更加嚴格的環境規制政策以將污染企業轉移到其他地區。Markusen et al.[6]通過構造一個兩區域模型并且分別介紹維護兩地區工廠生產、一個工廠為兩地區提供服務和關閉工廠三個案例，研究發現兩個地區會通過提高環境稅等環境規制標準的方式將污染企業驅離市場，進而改善本地區生態環境質量，產生“競爭到頂”的效應。

（二）國內研究現狀

一部分文獻研究認為，財政分權對環境治理會產生顯著負向抑制作用，使得環境污染狀況不斷加劇，國內學者以省市相關數據為研究樣本開展多項研究。黃壽峰[7]利用中國省級PM2.5年度數據為研究樣本，利用空間杜賓模型實證分析財政分權對霧霾污染的影響效應，研究發現財政分權對霧霾的影響存在空間相關性以及財政分權程度的提高會顯著加劇本地區和周邊地區的霧霾污染狀況。張平淡[8]以我國省級面板數據為樣本，從環保支出行為、環境法治行為和環境監管行為三個維度考察財政分權對環境質量的影響效應，分析發現財政分權程度與環境污染呈現顯著正向關系。金殿臣等[9]利用我國省級數據并設計固定效應模型以分析財政分權與環境治理之間的內在聯系，研究發現財政分權會使得地方政府的“競爭到底”效應明顯，即分權狀態的地方政府會犧牲生態環境以刺激經濟增長，對環境治理的負向效應明顯。

一部分文獻研究認為，財政分權對環境治理會產生明顯正向促進作用，有助于治理環境污染和保護生態環境，相關學者以中國近期數據為樣本開展理論和實證研究。萬麗娟等[10]以我國1997—2016年的數據為樣本實證分析財政分權對環境治理的影響機制，研究發現財政分權與環境污染呈現顯著負相關并發現研究結論會因區域經濟基礎和資源稟賦產生異質性。汪克亮等[11]運用省級面板數據實證分析財政分權、政府創新偏好與霧霾污染的因果聯系，研究發現財政分權、政府創新偏好對霧霾污染均具有顯著抑制效應。王東等[12]利用我國省級面板數據對財政分權與環境污染的關系開展實證分析，空間計量模型估計結果表明財政收入分權和支出分權與環境污染均具有顯著負相關關系而二者在空間溢出效應方面卻存在差異。

另一部分文獻研究認為，財政分權對環境治理的影響效應會因經濟發展水平、產業結構以及工業化程度等原因而產生差異，國內學者從理論與實證兩方面對財政分權與環境治理的非線性聯系展開多項研究。劉建民等[13]利用我國272個地級市的面板數據，通過構建面板平滑轉換模型實證分析財政分權與環境污染的關系，最終發現財政分權的環境污染效應因外商直接投資和產業結構等原因而產生不同的門檻特征，財政分權與環境污染的非線性關系明顯。李香菊等[14]將污染物界定為非外溢性污染物、雙向外溢性污染物和單向外溢性污染物并構建門檻回歸模型以實證分析財政分權與環境污染的因果聯系，研究發現財政分權與非外溢性和雙向外溢性污染物排放為顯著負相關而與單向外溢性污染物顯著正相關，即污染物分為非外溢性污染物、雙向外溢性污染物和單向外溢性污染物，財政分權與前兩種污染物的排放負相關，但與第三種污染物的排放為正相關。肖超等[15]將經濟發展水平和產業結構作為門限變量以全面考察財政分權對環境污染的影響，研究發現財政分權的環境污染效應會隨著經濟發展水平的提高而削弱，二者的非線性聯系明顯。

綜上所述，可以發現國內外學者針對財政分權與環境治理的相互聯系開展多項理論探討和實證分析并取得豐碩成果，為相關領域的繼續深入研究提供重要理論基礎和經驗證據。但不難發現環境治理方面的財政問題受分權體制的影響較為明顯，故仍存在深入研究空間。其一，現有研究多關注財政分權對環境治理的直接影響效應，而對政府創新偏好的中介及調節作用關注度不足，故本文通過實證深入探討政府創新偏好對財政分權的環境污染效應的調節作用。其二，已有研究多采用實證模型分析財政分權與環境治理間的相互聯系，缺乏對二者相關理論基礎的深入分析，故本文試圖在現有研究基礎上從理論層面深入分析財政分權對環境治理的影響效應和政府創新偏好的調節作用。

基于研究現狀，本文可能產生的邊際貢獻如下：第一，在理論分析的基礎上，實證檢驗財政分權與環境治理的相互聯系并探索性地分析政府創新偏好對二者關系的中介及調節作用，同時嘗試在國家政策和經濟發展水平等多角度分析研究結論是否存在異質性。第二，將有關財政分權的研究視角由經濟增長、技術創新以及金融投資等轉移到污染防治和生態治理，擴充有關財政分權的研究范圍和理論基礎。第三，本文基于政府創新偏好的中介及調節作用以期深入分析財政分權與環境污染的因果聯系，為地方政府完善相關環境規制政策和優化財政支出結構提供經驗證據。

三、理論分析及研究假設

財政分權作為財稅政策體制改革的重要內容，對實現地方政府財權與事權的相統一具有深遠意義，有助于地方政府提高財政支出效率和優化資源配置。但是，在財政分權體制下，由于地方政府的支出偏好和行為選擇存在較強的主觀性，地方政府的主要目標導向與環境保護可能不相容，往往會對環境質量造成影響。結合現階段政策背景，中央不斷完善和優化對地方政府官員的政績考核體制，提高生態環境質量等相關指標所占的比重，降低地區生產總值及增長率在評價體系中的考核權重。因此，基于地方政府的目標導向、行為偏好等因素的影響，可以從兩個階段分析財政分權體制對環境治理的影響機制。

1994年的中國分稅制改革在分稅、分權、分征以及分管等方面提出具體要求，財政分權和政治集權相配合的治理模式使得中央政府將地方政府轄區內的經濟增長和行政處理情況作為政績考核的重要內容。需要指出的是，地方政府為完成政績考核以獲取晉升資本而過度追求GDP增長，逐漸將經濟發展和環境保護對立，對環境治理產生不利影響。具體而言，一方面，地方政府為完成經濟增長考核任務而加大對高利潤產業的投資力度，忽視本地區的相關產業發展基礎、比較優勢以及可持續發展，盲目鼓勵和發展能夠產生明星效應[16]的產業，霧霾和酸雨等環境問題則是工業快速發展的副產品。另一方面，地方政府會降低企業環境規制標準和環境準入門檻以吸引外來企業和資本而增加本地區的就業崗位，產生環境“逐底競爭”的極端行為，尤其在經濟發展相對落后的地區，地方政府更容易放松環境管制要求。事實上，“先污染，后治理”的發展思路指導著中國過去的粗放型經濟，當經濟增長與環境保護不相容時，地方政府往往忽視經濟的可持續發展并采取降低環境標準的“競爭到底”行為，使得環境污染加劇。2013年《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》中指出，中央政府在逐步強化環境保護相關指標對地方政府官員政績的考核。因此，多元績效指標的考核體系使地方政府逐漸將改善生態環境質量作為一項重要的政治任務和工作重點，完善環境規制政策并提高外來企業環境準入門檻，減少對高耗能、高污染的工業等第二產業的投資力度，更傾向選擇與本地區的產業基礎、比較優勢以及資源稟賦相適應的發展模式，逐步形成資源節約型和環境友好型的產業結構。

另外，環境污染狀況會因不同地區的經濟發展水平、地理位置以及自然資源儲量等而存在明顯的區域異質性。與中央政府相比，地方政府對于本地區的環境質量、居民偏好以及企業生產活動等更加了解，從而也就存在環境治理上的信息優勢。基于財政分權的政策背景，地方政府為改善本地區的生態環境質量，可能會運用信息優勢出臺適宜轄區環境現狀的規制政策，從而開展逐頂競爭以提高區域生態環境質量和本地區居民的幸福感，吸引更多的優質企業和優秀人才參與本地區的各項建設，逐步實現發展方式的綠色轉型。據此，提出本文的研究假設1。

H1：財政分權對環境治理具有雙重影響效應。

H1a：經濟績效考核制下，財政分權對環境治理產生消極抑制影響。

H1b：經濟與環境的雙重考核下，財政分權對環境治理產生積極影響。

四、研究設計

（一）數據說明

上述相關變量的原始數據來源于《中國環境統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國統計年鑒》等，并選取31個省份2009—2021年的面板數據為研究樣本，實證分析財政分權對環境治理的影響效應以及有關政府創新偏好在其中發揮的中介和調節作用。另外，為避免異方差性對實證結果的負面影響，對上述被解釋變量和部分控制變量做對數化處理。

（二）變量選取

1.被解釋變量：環境污染程度（Ln env）。一般來說，二氧化硫、工業固體廢物、氮氧化物以及煙（粉）塵是地區排放的主要污染源，其中每一種反映環境污染狀況的指標都具有一定的合理性。通過考慮數據的獲取難度和連貫性，參考金殿臣等[9]的研究，選取省級地區的二氧化硫排放量為被解釋變量以評估地方環境治理，并且將工業二氧化硫排放量和一般工業固體廢物產生量作為穩健性檢驗的評價指標。

2.解釋變量：財政分權（fed）和政府創新偏好（goin）。現有文獻資料常用財政支出分權、財政收入分權以及財政自主度分權指標衡量財政分權。本文借鑒楊志安等[17]的研究，選取支出分權作為核心解釋變量，并且采用收入分權和自主度分權分析結果的穩健性。對于政府創新偏好，在創新驅動發展戰略和財政分權體制的雙重影響下，具有創新偏好的地方政府主要通過增加科技投入以鼓勵和支持區域創新活動，從而強化區域創新能力。因此，參考秦建群等[18]的研究，將科技支出占地方財政支出的比重作為政府創新偏好的代理變量。

3.控制變量：選取經濟發展水平（Ln gdp）、工業化程度（indus）、城市化水平（urban）以及對外開放水平（open）作為控制變量，一方面緩解由于遺漏變量導致的內生性問題，另一方面也在多個維度分析有關環境治理的影響因素。具體而言，參考已有研究，本文采用地區人均GDP的自然對數衡量省市的經濟發展水平；以地區第二產業產值占地區總產值的比重評價地區的工業化程度；采用年末城鎮常住人口占年末常住總人口的比重測算城市化水平；以地區進出口貿易總額占地區總產值的比重評價省市的對外開放水平。

變量定義與描述性統計如表1所示。

從表1可以看出，環境污染的最小值為7.475，最大值為14.420，即地區間二氧化硫排放量接近兩倍左右的差距，說明需要針對性處理不同地區的環境污染問題。財政支出分權的最小值為0.787，最大值為0.962，即不同省市的財政分權程度存在差異，進而可能影響地區的環境污染狀況。科技投入占地方財政支出比重的最小值、最大值以及均值分別為0.003、0.068和0.020，即不同地區對科技創新的重視程度存在著較大差距，間接說明政府創新偏好可能在財政支出分權與環境治理的內在聯系中發揮著調節作用。

（三）基準模型構建

為分析財政分權對環境治理的影響效應，建立如下基準模型。

其中，被解釋變量（Ln env）代表環境污染程度，解釋變量（fed）代表財政分權，而Control表示控制變量。另外，δ和μ分別為時間固定效應和個體固定效應，ε為擾動項。

五、實證分析

（一）前置檢驗

第一，由于數據平穩性會影響實證結果的客觀性，故本文采用LLC面板單位根檢驗方法測算數據是否為平穩序列，從而避免出現偽回歸問題。檢驗結果由表2匯報，各變量的P值均小于0.01，表明本文的樣本數據平穩，模型回歸結果有效。第二，由表2顯示的各變量間的相關系數可知，財政分權和政府創新偏好均與環境污染呈現負向相關性，但是變量之間的因果關系需要通過回歸分析進一步明確。另外，由于部分變量間的相關系數大于0.5，故本文通過測算方差膨脹因子以檢驗變量之間是否存在多重共線性問題，結果表明各變量的VIF均小于10，即樣本數據不存在共線性問題。

（二）基準回歸結果

在基準模型的選擇上，本文運用豪斯曼檢驗方法判斷應當選取固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果顯示P值均小于0.01，表明應當強烈拒絕原假設，從而選取固定效應模型進行回歸分析。

基準模型回歸結果如表3所示，財政分權的回歸系數ɑ1為-14.170且顯著，表明財政分權可以有效改善環境污染狀況，有利于環境治理工作的開展，驗證H1a。可以看出，在“五位一體”的總體布局和污染防治攻堅戰的持續推進下，中央的多元政績考核體制使得地方政府逐步加強轄區內的環境污染治理工作，財政支出重點向生態環境改善工作傾斜。從控制變量的回歸結果來看，經濟發展水平和對外開放水平能夠顯著抑制環境污染態勢。一方面，經濟發達的省市具備治理環境污染的資金實力，可以更好地保證綠色技術研發活動的順利開展；另一方面，對外開放水平較高的省市一般會加大對環境治理的投入力度以保證轄區內的良好生態環境質量，從而為招商引資創造良好的營商環境。另外，工業化程度和城市化水平則顯著加重環境污染程度。一方面，多數傳統工業仍然以粗放式發展為主，污染物的產生和排放量較多，對生態環境的破壞程度較大；另一方面，城市化雖然推動社會經濟發展，但是諸如交通擁擠、住房緊張以及秩序混亂等也對生態環境質量造成較大的威脅。

（三）內生性與穩健性

1.內生性處理。財政分權體制能夠有效提升地區的生態環境質量，同時環境治理工作的順利開展也在一定程度上要求地方政府具有明確的收支自主權。基于此，本文參考已有研究，選取財政分權與政府創新偏好的一階滯后項作為工具變量并采用兩階段最小二乘法進行回歸，從而緩解內生性問題對回歸結果客觀性的影響。但是，工具變量應當保證與內生解釋變量的相關性以及與被解釋變量的擾動項無關的外生性，有關工具變量的檢驗結果如下。第一，弱工具變量檢驗結果顯示，F統計量遠大于10且F統計量的P值均為0.0000，表明選取的財政分權與政府創新偏好的一階滯后項與財政分權強相關；第二，過度識別檢驗結果顯示，Sargan統計量P值為0.5872，應當接受所有工具變量均為外生的原假設，即工具變量與擾動項不相干。表4為兩階段最小二乘法的結果，第一階段為工具變量與內生解釋變量回歸，結果表明財政分權的一階滯后項與財政分權顯著正相關；第二階段為第一階段的擬合值與被解釋變量回歸，在使用有效工具變量后，回歸結果仍然顯著表明財政分權能夠有效改善環境污染狀況。

2.穩健性檢驗。本文參考已有研究，采用替換被解釋變量和解釋變量的方式驗證實證結果的穩健性。檢驗結果如表5所示，列（1）為將原環境污染指標替換為工業二氧化硫排放量的回歸結果，列（2）為將原環境污染指標替換為一般工業固體廢物產生量的回歸結果，列（3）為將原財政分權指標替換為財政收入分權的回歸結果，列（4）為將原財政分權指標替換為財政自主度分權的回歸結果。檢驗結果表明，在更換被解釋變量的情況下，財政分權仍然顯著提升地區的生態環境質量；在更換解釋變量的情況下，財政收入分權與自主度分權也表現出對環境污染的顯著負向抑制作用。

（四）異質性分析

由于財政分權的環境治理效應與國家政策以及地區經濟發展水平密切相關，故本文分別在時間和地區兩個層面分析研究結論的異質性特征。第一，2013年發布的《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》使得中央對地方政府官員的政績考核發生根本性轉變，故本文將研究樣本分為2009—2013年與2014—2021年兩個子樣本。時間異質性的檢驗結果如表6的列（1）與列（2）所示，在以經濟增長為主導的政績考核標準下，地方政府普遍采用“先污染、后治理”的粗放式發展模式，地方政府工作重點偏向于發展經濟的“短視”行為使得在2009—2013年財政分權對環境污染起到推波助瀾作用；然而在2014—2021年間，生態環境保護指標逐步成為考核地方政府官員的重要標準，加之財政分權體制賦予地方政府更多的收支自主權，使得地方政府加強對生態環境保護的重視，更加注重經濟發展與環境保護的協調統一，財政分權對環境污染的阻礙作用顯著。第二，經濟發展水平的區域差異會影響財政分權對環境治理的作用效應，故本文將研究樣本分為經濟發達地區與欠發達地區兩個子樣本。地區異質性的檢驗結果如表6的列（3）與列（4）所示，由于發達地區的地方政府具有較高的財政自主度，故地方政府為追求經濟增長和獲取晉升資本而忽視環境污染防治工作，生態環境污染狀況惡化，最終使得財政分權對環境污染起到推波助瀾作用；然而欠發達地區的地方政府財政自主度較低，分權體制賦予地方政府一定的收支自主權后，地方政府致力于改善轄區生態環境質量以吸引企業入駐和發展經濟，使得財政分權顯著阻礙了環境污染。

六、機制檢驗

（一）渠道檢驗

地方政府面臨著發展壓力是決定其創新偏好的最終根源[19]。為適應快速變化的新環境、滿足時代發展的新要求，地方政府也在加強數字政府建設，賦能政府治理現代化，進而提升政府公共服務質量、不斷增進人民福祉。具體而言，地方政府會借助財政分權體制賦予的相關事權和財權，采用財政撥款的形式加大科學與技術支出在財政支出中的比重以支持地區創新發展。由于科技創新的公共物品屬性使得在配置科技創新要素方面往往存在市場失靈問題，故需由政府主導科技創新發展。

一方面，財政分權體制通過賦予地方政府部分事權和財權，為地方政府對企業給予財政補貼和稅收減免等提供政策支持和資金保障，對解決科技創新外部性和企業研發風險過高所產生的市場失靈問題具有重要意義，充分調動本土企業開展科學技術創新的積極性。另一方面，充裕的科技投入必然會使地方政府積極關注相關企業的創新產出和生產效益狀況，有利于地方政府依據本地區的現實情況優化創新資源配置，同時企業生產規模的擴大也為地方政府帶來穩定的財政收入。夏后學等[20]發現，創新驅動的政策背景確實使得地方政府不斷加大對科技創新的支持力度，企業創新產出水平也得到穩步提升。隨著科技創新活動的深入開展，經濟發展模式由粗放型轉向集約化發展，對自然資源和生態環境的影響較小，逐步形成資源節約型和環境友好型的發展模式。因此，需要通過構建計量經濟模型進一步驗證財政分權對政府創新偏好的影響效應以及政府創新偏好是否在財政分權與環境治理之間存在中介效應。本文借鑒溫忠麟等[21]的研究，在模型1的基礎上運用逐步回歸法組建中介效應模型。其中，goin代表政府創新偏好，其余變量含義同模型1。

中介模型回歸結果由7匯報，列（2）顯示，財政分權的回歸系數β1為0.056且顯著，表明財政分權可以使得地方政府具有創新偏好。究其原因，在創新驅動、科教興國以及人才強國的戰略背景下，地方政府開始重視創新驅動經濟增長的發展方式，逐步由粗放式發展方式轉向集約式發展方式。同時，分權體制則充分賦予地方政府鼓勵區域創新的自主權，加大對創新型企業的投入力度，并且積極支持本土企業實現創新發展和綠色轉型。因此，財政分權體制能夠顯著增強地方政府創新偏好，在推動經濟增長和環境保護的統一上發揮重要作用。由列（3）可知，財政分權和政府創新偏好的回歸系數分別為γ1=-13.95和γ2=-3.902并且均通過顯著性水平檢驗。結合列（1）的回歸結果，總效應ɑ1等于中介效應β1×γ2與直接效應γ1的加總，并且由于β1×γ2與γ1同號且均為負，也說明政府創新偏好對環境污染的影響屬于部分中介效應。

（二）調節效應

一般而言，中央政府的政績考核機制可能使得地方政府為刺激本地經濟增長以獲取晉升資本而開展競爭，從而更加傾向于投資風險小、周期短的基礎設施建設以及重工業建設，而減少對風險大、周期長的科技創新要素的投資，可能使得全社會呈現“重生產，輕創新”的投資偏好，對環境治理產生不利影響。但是，周克清等[22]發現，當經濟發展到一定階段時，地方政府開始將技術創新作為驅動經濟增長的主要動力。同時，企業作為技術創新的重要載體，地方政府會通過財政補貼和稅收優惠等方式不斷加大對本土企業的科技創新支持力度，在一定程度上降低創新企業的研發成本以削弱其研發風險，解決微觀創新主體的后顧之憂以專心研制新產品、新工藝和新技術，逐步實現區域經濟高質量發展。另外，創新驅動的戰略背景下，中央政府有關技術創新和環境保護的多元績效考核體系也促使地方政府加大科技創新支持力度，“為創新而競爭”的晉升機制有利于地方政府技術創新的開展。

區域科技創新水平的逐步提高使得經濟朝著集約化方向不斷發展，對節約自然資源和改善生態環境質量具有重要意義。同時，財政收入的增加可以為地方政府開展環境治理工作提供資金保障。但是，技術進步降低了相關企業的生產成本，追求利潤最大化的企業會擴大生產規模，導致污染排放量增加，削弱科技創新的污染減排作用，甚至產生環境回彈效應[23]。因此，地方政府創新偏好所帶來的技術進步究竟對環境治理起到正向促進還是負向抑制作用，需要通過進一步構建計量模型開展深入研究。本文在模型3的基礎上，通過引入財政分權與政府創新偏好的交互項以分析政府創新偏好加強還是削弱財政分權對環境治理的影響效應。若財政分權回歸系數與交互項回歸系數同號，則表明政府創新偏好在財政分權影響環境治理的過程中發揮正向強化作用；若財政分權回歸系數與交互項回歸系數異號，則表明政府創新偏好在財政分權影響環境治理的過程中發揮負向抑制作用。

由模型4的回歸結果可知，財政分權的回歸系數x1為-2.646且顯著，政府創新偏好的回歸系數x2為-1.331且顯著，財政分權與政府創新偏好的交互項回歸系數x3為-3.691且顯著，表明主效應與調節效應的方向一致，同時也說明政府創新偏好不僅直接影響環境污染程度，而且在財政分權與環境污染的因果關系中發揮正向調節效應，政府創新偏好會增強財政分權對生態環境破壞的治理效應。具體而言，具有創新偏好的地方政府會通過財政補貼和稅收優惠等方式加大對創新型企業的支持力度，在一定程度上降低企業的研發成本以減小其研發風險，解決微觀創新主體的后顧之憂以專心研制綠色創新型技術與產品。顯然，隨著科技創新活動的深入開展，經濟發展模式逐步向集約化發展方式過渡，對自然資源和生態環境的影響較小，形成資源節約型和環境友好型的發展模式。

七、研究結論與對策建議

黨的二十大報告在發展方式、污染防治、“雙碳”目標以及生態系統等方面要求不斷推動綠色發展和實現人與自然和諧共生。財政分權體制作為財政制度改革的重要內容，是提高我國地方政府財權和事權的匹配程度、改善生態環境質量和建設美麗中國的重要制度保障。財政分權體制賦予了地方政府一定的收支自主權，同時中央對地方的多元績效考核也使得政府官員逐步拋棄“先污染、后治理”的粗放式發展模式而采取創新驅動經濟增長的綠色發展方式，從而財政分權體制能夠顯著影響區域生態環境質量。因此，本文基于相關基礎理論，實證分析財政分權對環境治理的影響效應，并且深入探討政府創新偏好在二者關系中的中介效應與調節效應。研究結論如下：（1）在經濟與環境的雙重考核下，財政分權對環境治理起到積極促進作用。（2）財政分權使地方政府具有創新偏好，政府創新偏好在財政分權與環境治理之間起中介作用。（3）財政分權能夠使地方政府充分發揮科技創新對環境治理的積極作用，即政府創新偏好在財政分權與環境治理的因果關系中發揮正向調節效應。（4）財政分權對環境治理的影響效應存在時間和區域異質性。一方面，財政分權對環境污染的影響逐步由過去的促進效應轉為阻礙作用；另一方面，財政分權的環境治理效應在經濟欠發達地區更加顯著。

基于本文研究結論，得到如下政策啟示：第一，中央政府應進一步優化對地方政府的多元政績考核體系，地方政府應借助分權體制所賦予的收支自主權，結合地區實際情況制定滿足當地經濟高質量發展和建設美麗中國要求的可行政策，逐步實現經濟增長與環境保護的協調統一。第二，持續優化當前的財政分權體制，使地方政府的財權與事權相匹配，有效發揮財政收支的資源配置職能。另外，需要綜合考慮區域間的環境污染差異，對于生態環境破壞嚴重的地區，地方政府應當在污染防治、生態修復以及綠色技術研發等方面給予一定的政策傾斜，向公眾樹立“有為政府”的良好形象。第三，完善地方政府有關財政科技支出的績效評價體系并加強監督，從而提高財政科技支出效率以增強地方政府的創新管理能力和強化創新偏好。同時，中央政府應當加強對地方政府的創新激勵，提高地方政府的支出質量，從而引領企業的綠色創新發展和保障區域創新研發活動的順利開展，有效改善地區的生態環境質量。

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