“省直管縣”改革與企業綠色發展

于井遠

內容提要：文章以“省直管縣”改革為準自然實驗，利用2000—2009年中國污染企業數據和雙重差分法，識別了財政激勵對企業綠色發展的因果效應。研究發現：“省直管縣”改革下地方財力的提升并沒有提高環境治理效率，反而加劇了縣域政府為追求GDP增長在環境治理中采取的逐底競爭行為，表現為“省直管縣”改革對企業節能減排產生了顯著的抑制效應，且在低耗能企業和縣市所屬國有企業中表現更為明顯。需要指出的是，隨著“十一五”以來中央政府不斷加強環境規制力度，上述抑制效應有所下降，說明地方政府環境治理的策略選擇在相當程度上取決于中央政府對環境治理的重視程度。

關鍵詞：財政激勵；省直管縣；綠色發展；節能減排；雙重差分法

中圖分類號：F812.2? 文獻標識碼：A? 文章編號：2095-1280（2024）01-0069-10

一、引言

習近平總書記在黨的十九大報告中明確提出“以政府為主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的現代環境治理體系”的戰略部署。地方政府作為區域環境治理的主導力量，如何發揮對轄區環境治理主體的積極效應受到社會各界廣泛關注。相關學者分別從產業結構安排、政府干預、環境規制、政府競爭等視角分析地方政府對節能減排的影響。已有研究對全面理解地方政府在轄區環境治理中的作用提供了諸多有益參考，但由于地方政府在環境治理中面臨財政約束問題，結論并不完全一致，且缺少來源于企業層面的直接證據。“省直管縣”改革為深入研究財政激勵視角下地方政府環境治理決策提供了寶貴契機，有助于從企業層面更加深入理解地方政府影響轄區環境質量的作用機制?！笆≈惫芸h”改革旨在增加縣域政府可支配財力，促進縣域經濟發展。理論上，基層政府自有財力的充實有助于更好地供給環境類公共物品與服務，采取嚴格的環境規制措施倒逼企業節能減排，從而提升轄區環境質量（莊雷和陳容，2023）。但是，財政自主權的擴大也可能引至地方政府犧牲環境換發展的策略性競次行為，不利于企業節能減排（朱平芳等，2011）。由此可見，“省直管縣”改革對企業節能減排的凈效應需要進一步探究。本文的邊際貢獻在于：首先，在財政激勵視角下考察地方政府行為對企業節能減排的影響并提供準自然實驗證據，豐富了財政分權與企業綠色發展方面的文獻；其次，以中國工業企業數據、工業企業污染排放數據為組合樣本，從更細致的微觀層面識別財政激勵影響環境質量的作用機制，為促進綠色經濟轉型的財稅體制改革提供了經驗證據。

二、政策背景、文獻回顧與理論分析

（一）政策背景

“省直管縣”改革改變了中國長期以來的“中央—省—市—縣—鎮鄉”的五級行政管理體制，取而代之的是“中央—省—縣域—鎮鄉”的四級管理模式，即縣域在財政收支劃分、轉移支付、資金往來等方面與省財政直接對接。這一改革避免了縣級財政在諸多方面必須經過地市級財政而出現的資金截留情況。從改革實施范圍看，早在20世紀90年代，浙江就開始將財政與經濟管理權限下放至部分縣域，海南自建省伊始就開始實行“省直管縣”模式。福建于2003年開始推行“省直管縣”改革。2004年改革試點擴大至安徽、湖北、河南和廣東，2005年進一步推廣至河北、吉林和江西三省，2007年和2009年改革進入高峰。財政部2009年6月下發的《財政部關于推進省直接管理縣財政改革的意見》明確提出，除民族自治地區外，力爭所有省份在2012年底前實施“省直管縣”改革，并規定省縣在收支劃分、轉移支付、財政預決算、資金往來和財政結算等5個方面實行直接對接。截止到2012年底，已有24個省的1099個縣（約占全國總數的56%）實施了改革。從地方財政視角看，“省直管縣”改革提高了縣級政府對地方稅收的剩余索取權和財政分配自主權，轉移支付也由省級財政賬戶直接下達至縣級財政賬戶，擺脫了因地市級政府截留與挪用財政資金而形成的“財政漏斗”“權利漏斗”和“效率漏斗”，有助于解決縣級政府財權與事權不匹配問題，同時也增加了縣級政府的可支配財力和財政自主權，是對縣級政府的財政激勵。

（二）文獻回顧

1.“省直管縣”經濟效應研究

關于“省直管縣”改革經濟效應的研究主要從以下視角展開：（1）經濟增長。如Ma和Mao（2018）認為改革促進了縣城經濟增長，但也有研究認為“省直管縣”并沒有提升縣域經濟增長績效，反而降低了經濟發展水平和社會福利水平（Li et al.，2016）。（2）自有財力?，F有研究主要是從財政資金自主權、稅收競爭和土地財政視角就改革對地方財力的影響給予論證（劉勇政等，2019；李廣眾和賈凡勝，2020）。（3）財政支出結構。已有研究表明改革后地方政府具有明顯的“重投資、輕民生”傾向，即改革對縣級政府財政職能具有扭曲效應（陳思霞和盧盛峰，2014）。（4）公共物品供給。絕大多數研究認為縣級財力得到保障是政府增加環境類公共物品供給、提升相關治理能力的主要原因（王小龍和陳金皇，2020）。

2.財政分權與環境質量研究

“省直管縣”本質上屬于財政分權，但對于財政分權與環境質量的關系，學者存在較大爭議。早期的財政分權理論認為，財政分權有利于地方政府更好地提供環境類公共物品。地方政府對轄區居民偏好具有信息優勢，而居民也會通過用腳投票對地方政府行為進行回應，因此財政分權有利于提高地方公共物品供給效率和環境治理效率。實證方面，Millimet（2003）考察了美國經驗，發現環境分權有利于激勵地方政府推行更加嚴格的環境規制政策。Khan et al.（2021）考察了國際經驗，發現分權度越大的國家污染水平越低。譚志雄和張陽陽（2015）使用我國省級面板數據發現，財政分權度高的東部地區擁有相對更好的環境質量。當然，也有學者認為以轄區居民福利最大化為目標的仁慈政府假定，具有極強的限制性，未考慮環境污染負外部性問題（謝貞發，2020）。張克中等（2011）認為財政分權度的提高將會降低地方政府環境規制力度，不利于減少碳排放。考慮到地方政府“逐底競爭”以及官員“晉升錦標賽”現象的存在，在激烈的區域經濟競爭中，地方政府傾向于動用財政干預手段撬動本地投資，甚至和本地含稅豐富型污染企業達成利益合謀，導致地方重復建設和產能過剩，同時也犧牲了本地環境質量（師博和沈坤榮，2014）。朱平芳等（2011）發現地方政府往往通過降低環境標準吸引FDI，印證了逐底競爭的存在。羅能生和王玉澤（2017）通過測度包含工業三廢等非期望產出的能源生態效率，也發現財政分權顯著降低了中國生態效率。

（三）理論分析

推動工業企業實現綠色發展的關鍵在于激勵企業節能減排，即生產端提高能源利用效率，產出端降低污染物排放。而“省直管縣”改革作為我國財政體制改革的重要嘗試，在賦予縣級政府較大財政自主權的同時，是否也能夠提高環境治理效率，激勵企業節能減排，從而助推企業綠色轉型？結合已有文獻不難發現，“省直管縣”改革可能通過兩個渠道影響企業節能減排。第一，“省直管縣”避免了市對縣財政資源的截留，因財政自主權擴大形成的財力效應可能會促進縣域政府優化對環境類公共物品的供給，加大環境治理力度，進而促進企業節能減排。第二，大部分省在“省直管縣”改革試點中，均以促進縣域經濟發展和激發縣域經濟活力為改革目標，部分省份還對試點縣經濟增長提出了一定的要求。這意味著，改革在賦予縣域政府一定的財權與事權后，也可能在一定程度上強化了縣域政府為增長而競爭的發展策略。一方面加強對本土企業投資的干預，另一方面采取漠視和縱容企業污染行為，追求“先污染后治理，邊污染邊治理”的粗放式經濟增長，從而表現為不利于企業節能減排的競次效應。因此，理論上“省直管縣”下基層政府財政自主權的擴大對企業節能減排的凈效應取決于財力效應和競次效應的綜合效果。

同時，財政激勵對企業節能減排的影響也可能因企業所處行業和所有權性質而異。就企業所有權屬而言，國有企業存在的預算軟約束和企業自主權問題，致使實際經營過程中可能缺少提升能源效率和降低污染的動力，加之其能夠以較為低廉的價格獲取能源資源，從而也缺乏提高能源利用效率的動力機制（陳釗和陳喬伊，2019）。此外，由于國有企業的類公共部門特征，中央和省屬國有企業的主要領導相比于縣域政府官員可能擁有更強的政治資源，行政級別上的差異致使縣域政府無法對中央和省屬國有企業的經營決策產生實質性影響，導致地方政府只得強化對轄區所屬國有企業經營決策的干預，從而進一步影響地方國有企業節能減排行為。最后，企業節能減排的實現依賴于能源使用效率的提升，而能源效率的提高要么依賴于低效率行業向高效率行業的轉變，要么依賴于企業技術的提升。因此，在特定技術水平下，如果“省直管縣”促進了低效率企業向高效率轉變，則會有助于整體節能減排效果的提升，反之若“省直管縣”降低了高效率企業的能源利用率，而對低效率企業沒有影響，則財政激勵可能會扭曲整體節能減排效果。

三、實證設計

（一）模型設定

本文以“省直管縣”改革來檢驗財政激勵對企業節能減排的影響。同時，結合各省在試點改革時間上的差異，構造雙重差分模型估計“省直管縣”改革對企業節能減排的因果效應。模型設定如下：

其中i、j和t分別表示企業個體、地區和年度；Energyijt為j地區企業i在t年的節能減排情況；PMCjt為縣域j在t年是否實施了“省直管縣”改革的虛擬變量；Controlijt和Controljt分別表示企業和縣域層面的控制變量；λi為個體效應，ηt為時間效應，εijt為隨機擾動項。所有回歸中標準誤均聚類到“縣域—行業”層面，以控制不同地區和不同行業方面的差異。PMCjt是本文的核心解釋變量，如果該縣在樣本區間內某一年度實施改革，則將當年及以后年度賦值為1，反之為0。β反映了“省直管縣”改革對企業節能減排的凈效應，也是本文重點關注的待估參數。如果其顯著為正，表明“省直管縣”所形成的財力效應有助于地方政府優化公共服務供給效率，促進企業節能減排；反之若β顯著為負，則表明財政激勵加劇了縣域政府的競次行為。

（二）變量選擇

1.被解釋變量。根據沈小波等（2021）的觀點，在以煤等化石燃料為主的能源格局下，使用煤炭消耗量能較好地表示中國工業企業的能源投入情況。因此，本文以單位能源消耗帶來的工業產值表征企業能源利用效率，分子為企業當年的工業總產值，分母為以煤炭消耗量表示的能源投入總量。如果企業單位煤炭消耗量對應的產值越高，說明企業能源利用效率就越高。此外，本文還使用主營業務銷售收入進行穩健性檢驗，并對產出端的污染物排放做進一步分析。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量是“省直管縣”改革。變量設置上，由于不同地區實施“省直管縣”改革的時間并不一致，本文將某縣實施改革的當年及之后各年賦值為1，其他年份為0。

3.其他控制變量。為進一步降低異方差和內生性問題，本文同時考慮了企業和縣域層面的控制變量。企業層面控制變量主要為資本密集度、資產利潤率、企業規模、企業年齡等。其中，資本密集度使用企業固定資產凈值占總資產比值表示；資產利潤率用企業利潤除以總資產表示；企業規模分別用企業員工人數和企業資產表征，前者為企業全年平均從業人員加1的自然對數，后者用企業資產總計的自然對數加1表示；企業年齡為樣本年份減去企業成立年后取自然對數。縣域層面控制變量主要為縣域人均實際GDP、人口密度、第二產業占比、政府干預、公共服務供給和金融發展等。其中，人口密度使用每平方公里的常住人口表示；政府干預使用地方政府財政支出占比GDP表示；公共服務供給使用常住人口中在校中小學生占比作為代理變量。此外，本文還將從政策制定和執行兩個維度刻畫政府環境規制力度。其一，考慮到從“十一五”時期開始節能目標被納入地方政府官員績效考核，中央政府環境政策的制定勢必會引起地方對節能減排的重視，基于此，借鑒邵帥等（2019）的做法，將“十一五”規劃的起始年2006年作為政策虛擬變量，并賦值2006年及以后年度為1，2006年之前為0。其二，引入單位能耗排污設施數的縣域平均值表示政府環境規制力度，具體是將縣域轄區內所有企業單位能源消耗所對應的排污設施數簡單加權平均并取自然對數表示，其中分子為企業廢水和廢棄治理設施數，分母為煤炭消費總量。

（三）數據來源及描述性統計

本文使用的企業污染數據和財務數據主要來源于2000—2009年工業企業數據庫和工業企業污染排放數據庫，縣域層面數據來源于對應年度《中國縣域統計年鑒》，GDP平減指數統一使用省級GDP測算。對數據進行如下處理：（1）剔除總資產、固定資產、主營業務銷售收入、固定資產、利潤總額和工業總產值等存在缺失、小于等于0的數據；（2）刪除被解釋變量（煤炭消耗量）存在缺失、小于等于0的樣本；（3）刪除觀測值明顯不符合會計準則的樣本，如總資產小于流動資產、總資產小于固定資產、總資產小于利潤等；（4）刪除主營業務銷售收入在500萬元以下、年平均就業人員數小于8人的企業樣本。在“省直管縣”變量的處理上，參考Ma和Mao（2018）的做法：（1）剔除港澳臺地區；（2）剔除北京、上海、天津和重慶四個直轄市，因為直轄市本身就是“省—縣域”的兩級管理體制，不屬于政策改革范圍；（3）剔除浙江省、海南省數據和湖北天門、仙桃和潛江三個副地級市數據，因為海南省建省伊始實行的就是“省直管縣”，不存在“市—縣”管理體制，浙江省自20世紀90年代以來一直實施的省管縣改革，不屬于本研究范圍，而湖北三個副地級市也是在20世紀90年代確立的省管縣；（4）剔除西藏、新疆和內蒙古三個自治區數據。最后對所有關鍵變量在1%分位數上作縮尾處理。上述處理后，表1匯報了本文主要變量的描述性統計結果。

四、實證結果及分析

（一）基準回歸

表2報告了式（1）的回歸結果。可以看出，改革對企業能源利用效率的影響至少在5%的水平上顯著為負，這表明總體上“省直管縣”改革降低了企業能源利用效率，凸顯出財政激勵具有一定的扭曲效應。如前所述，雖然“省直管縣”增加了改革縣的地方財力，但也可能強化依靠粗放式投資模式發展地方經濟的慣性，競次效應大于財力效應的結果就表現為企業能源利用效率的下降。以模型（6）為例，核心解釋變量的估計參數為-0.044，在5%的水平上顯著為負，說明相比于未改革縣，改革縣的企業能源利用效率平均下降4.4個百分點。另外，考察模型（3）和模型（6）的回歸結果發現，加入政府環境規制強度變量后，核心解釋變量系數的絕對值顯著下降，說明隨著中央政府節能減排政策和環境規制力度的加強，一定程度上糾正了財政激勵下地方政府的競次行為。

（二）穩健性檢驗

第一，使用企業主營業務銷售收入除以煤炭消耗總量的自然對數替換基準回歸中的被解釋變量，再次進行回歸，結果見表3模型（1）。第二，參考Ma和Mao（2018）的做法，將縣域控制變量與時間趨勢進行交互，控制縣域變量隨時間趨勢變化的影響，結果見表3模型（2）。第三，借鑒Li et al.（2016）的做法，分別產生控制變量與時間一階項、平方項及三次項的交互項，另外繼續利用控制變量與時間虛擬變量的交互項再次回歸，結果如表3模型（3）和模型（4）所示。第四，進一步剔除省會城市、計劃單列市和副省級城市的下轄市縣，重新回歸結果見表3模型（5）。第五，考慮到企業能源利用效率可能因行業而異，繼續在基準回歸中控制行業與時間虛擬變量的交互項，以控制不同行業隨時間變化的不可觀測因素的影響，同時標準誤聚類到“城市—行業”層面，控制不同城市行業的差異，結果如表3模型（6）所示。第六，對所有變量在5%的分位數上重新縮尾處理，結果見表3模型（7）。在經過上述對基準回歸重新設定之后，表3各模型核心解釋變量的估計參數均顯著為負，表明基本回歸結論是穩健的。

（三）平行趨勢檢驗及動態效應分析

使用雙重差分的前提是政策實施前處理組與控制組并不存在顯著的差異，為進一步檢驗共同趨勢假說是否嚴格成立，以及揭示其動態效應，參考Li et al.（2016），使用事件分析法進行檢驗，將基準回歸中的“省直管縣”改革虛擬變量替換成利用政策改革前后生成的改革虛擬變量，模型設定如下：

式（2）中，Dkjt為政策時間前后各5年的虛擬變量，其他變量定義和基準回歸方程式一致。Dkjt的賦值規則如下：posti為縣域具體改革的年份，如果t-posti=k，則Dkjt=1，反之Dkjt=0（k∈（-5，5））。當k≥5或者k≤-5時，賦值Dkjt=1，反之為0。作為參照物，本文選取政策實施前一年為基期，在方程中去掉D-1jt的虛擬變量。然后以此回歸觀察式（2）中βk的系數大小及其顯著性，其反映了改革前后企業能源利用效率的變化。如果樣本滿足共同趨勢假說檢驗，則β-5、β-4、β-3、β-2應該是不顯著的。同時，β1、β2……β5則反映了政策的動態效應。

表4和圖1較為直觀地匯報了共同趨勢假說檢驗結果及政策的動態效應變化，其中圖1中參數估計值為95%的置信區間?？梢钥闯鍪」芸h改革之前，β-5、β-4、β-3、β-2不能拒絕為0的原假設，這表明處理組與控制組的企業平均能源利用效率在政策前不存在顯著性差異，滿足共同趨勢假說。就政策動態效應看，除政策實施后的第2年不顯著外，其他年份均在1%的顯著性水平上通過檢驗，即在“省直管縣”改革后的第1年，企業能源利用效率下降了7%，而在隨后的第3—5年，企業能源利用效率下降幅度提高至14%以上，整體上政策效應是持續的。

（四）排除其他隨機因素干擾

前文證明，“省直管縣”改革可能強化了地方政府競次行為，從而不利于企業綠色發展，但政策效應可能受到其他隨機因素影響產生偏誤。為排除其他隨機因素的干擾，從樣本中隨機選取與實行改革縣相同數量的縣域作為處理組進行安慰劑檢驗，并使用基準方程重新回歸，將上述隨機過程重復1000次，如果得到的結果平均值在0附近且服從正態分布，則可以佐證本文的基本結論是穩健可靠的。圖2匯報了這一反事實分析中估計系數的核密度圖，結果顯示估計值均值基本符合標準正態分布，且其均值為-0.0023，標準差為0.023，遠小于基準分析中的回歸系數（-0.044）。這表明隨機選擇的處理組不存在政策效應，即“省直管縣”改革對企業能源利用效率的影響并沒有受到其他隨機因素的干擾，可以推斷出本文基本結論是穩健可靠的。

（五）異質性分析

上述分析表明，“省直管縣”改革降低了企業能源利用效率，然而這一結果反映的僅是樣本平均處理效應，由于企業能源利用效率存在著典型的異質性，忽略這一差異可能導致本文結論不具有針對性。因此，本部分將分組進一步考察企業的異質性特征，具體從所有權和行業能耗兩個視角展開。首先，對國有企業和私有企業進行分樣本回歸，然后在此基礎上進一步考察“省管縣改革”對縣域所屬國有企業或中央和省屬國有企業的影響。其次，將石油、煤炭及其他燃料加工業等6個能源投入強度大①、單位能源產值貢獻度相對較低的行業視為高能耗行業，其他行業為低能耗行業，然后進行分組回歸。

表5模型（1）和模型（2）的回歸結果表明，“省直管縣”改革對企業能源利用效率的抑制效應主要表現為降低了低能耗企業的能源利用效率，而對高能耗行業并無顯著性影響，意味著改革可能促進了低能耗企業向高能耗企業的轉化。表5模型（3）和模型（4）的回歸結果顯示改革降低了國有企業的能源利用效率，而對私有企業的影響并不顯著。模型（5）和模型（6）則進一步考察了改革對中央和省屬與市縣所屬國有企業的影響，發現改革主要是降低了縣域所屬國有企業的能源利用效率，而對中央和省屬國有企業的影響并不顯著。

五、進一步分析

（一）機制分析

如前所述，“省直管縣”改革下的財政激勵效應可能引致地方政府走向強化或是弱化環境治理這兩條截然相反的行為路徑，本部分重點對這兩種機制分別進行檢驗。借鑒王小龍和陳金皇（2020）的做法，使用企業所在省份當年參與改革的縣域數量作為政府競爭的代理變量，以地方實際人均財政收入和支出表示地方財力水平，表6匯報了回歸結果。對比基準回歸結果，我們發現模型（1）在控制了政府競爭變量后，核心解釋變量系數不再顯著，而政府競爭的估計參數在5%的水平上顯著為負，這意味著政府競爭是“省直管縣”改革影響企業綠色發展的一個重要機制變量，也表明“省直管縣”改革確實加劇了地方政府的逐底競爭行為。模型（2）和模型（3）分別考慮地方人均財政收入和財政支出的機制作用。結果表明，在控制了這兩個變量后，核心解釋變量系數并沒有出現顯著性變化，且人均財力的估計參數也不顯著，這意味著地方人均財力的增加并沒有對企業綠色發展起到積極影響。模型（4）將所有機制變量納入回歸方程，結論與模型（1）保持一致?？偨Y上述結論可知，“省直管縣”改革下財政激勵并沒有促進地方政府強化環境治理，反而加劇了地方政府以犧牲環境質量為代價的逐底競爭行為，從而降低了企業能源利用效率。

（二）對污染物排放的影響

企業綠色發展的關鍵在于實現節能減排，基準回歸分析中使用能源利用效率屬于從生產端對企業綠色發展進行分析，而全面理解財政激勵對企業綠色發展的影響，還需要從產出端對其污染排放情況進行識別。為此，結合樣本數據特點，本文以企業生產過程中產出的工業廢氣、煙塵和工業廢水等污染物排放量為基礎，經過單位工業產值標準化處理后作為被解釋變量，進一步考察“省直管縣”改革對企業污染物排放的影響，回歸結果如表7所示?？梢钥闯觯貧w結果進一步佐證了基準回歸結論，說明“省直管縣”改革形成的財政激勵導致地方政府行為扭曲，不僅降低了企業能源使用效率，還增加了企業污染物的排放。需要特別指出的是，環境規制力度的加強有助于降低企業生產過程中污染物的排放。由于國家在“十一五”規劃中明確了廢水排放中各省化學需氧量的定量減排指標，隨后將節能減排目標也納入到了地方政府績效考核，就回歸結果看，地方政府對廢水排放的控制力度要大于煙塵和廢氣的管制力度，致使模型（6）的估計結果要顯著大于模型（2）和模型（4），這說明地方對企業節能減排的影響在一定程度上取決于中央對環境治理的重視程度。

六、結論與政策啟示

節能減排是中國綠色經濟轉型和推進經濟高質量發展的現實之路，而推動企業節能減排、實現綠色發展是踐行我國“雙碳”目標和綠色經濟轉型戰略的關鍵載體。能否實現經濟增長和節能減排雙贏，是當前經濟轉型所面臨的重大現實問題。在此背景下，本文以“省直管縣”改革為準自然實驗，利用2000—2009年中國污染企業數據和雙重差分法，識別了財政激勵對企業綠色發展的因果效應。研究發現：（1）相比于非試點縣，試點縣轄區工業企業能源使用效率平均下降了4.4個百分點，這意味著“省直管縣”改革的財政激勵扭曲了地方政府的環境治理行為，地方政府更傾向于在環境治理中進行逐底競爭，這一結論經過一系列穩健性、共同趨勢和排除政策干擾等檢驗后依然可靠。（2）“省直管縣”改革對企業綠色發展的影響主要表現在促進高效率企業向低效率企業的轉變，即降低了低污染企業的能源利用效率，而對高污染行業的影響并不顯著。此外，“省直管縣”改革對國有企業，尤其是對市縣轄區所屬國有企業的負向效應更為顯著。（3）進一步分析表明，“省直管縣”改革下縣域人均財力的增加并沒有提高環境治理效率，反而加劇了縣域政府在環境治理中的逐底競爭行為，同時，改革對于企業綠色發展的影響相當程度取決于中央對環境治理的重視程度。

本文的研究結論表明，“省直管縣”改革的財政激勵惡化了企業節能減排效果。如果不能及時對財政分權中地方政府的競爭性策略行為進行糾正，將很難提升轄區環境質量，進而可能會威脅我國節能減排目標的實現。自2006年以來，中央政府不斷強化對環境質量問題的關注，并將節能減排目標作為約束性指標納入官員績效考核體系中，改變了地方政府官員“唯GDP論”的扭曲政績觀。本文認為，縣域政府作為地方環境治理和經濟發展的第一責任主體，應持續完善政府官員考核問責制度，在考核中加大環境質量的評估權重，同時加強環境治理的內外部監督力度，堅持支撐經濟高質量發展的“綠色GDP”導向型執政理念。此外，還應設計更為有效的激勵機制提升國有企業能源利用效率，而這也是完善省以下財政體制改革的重要所在。

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（責任編輯：子奕）