財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲與環(huán)境質(zhì)量

1、財(cái)政分權(quán)、介格扭曲與環(huán)境質(zhì)量表1數(shù)據(jù)的選取及定義注：“均值”表示總體均值，即20072019年29個(gè)地區(qū)指標(biāo)值的平均數(shù);變量代碼變量的定義及單位均值標(biāo)準(zhǔn)差PSOa工業(yè)二氧化硫排放量SO4萬(wàn)噸）56.4139.08PFS,工業(yè)廢水排放量（萬(wàn)噸）193 643.15175 693.15PGWt工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（萬(wàn)噸）10 294.458 685.26PGDPrt地區(qū)GDP/地區(qū)人口數(shù)（元/人）46 967.8527 224.08DFt要素價(jià)格扭曲程度1.382.33FDCrt6項(xiàng)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)綜合結(jié)果0.330.15HJBH,環(huán)境保護(hù)支出/地區(qū)GDP（%）73.5751.39GYHh第二產(chǎn)業(yè)/地區(qū)

2、GDP（%）45.947.98czhb城鎮(zhèn)人口/地區(qū)總?cè)丝跀?shù)（%）55.3513.59RDBZ,fR&D經(jīng)費(fèi)投入/地區(qū)GDP（%）0.960.52RKMD.地區(qū)人口數(shù)/面積（人/平方公里）2 868.691 220.49“標(biāo)準(zhǔn)差”為總體均值的標(biāo)準(zhǔn)差表2門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果注:*表示在1%的水平上顯著.變量假設(shè)檢驗(yàn)BootstrapLM值不同顯著水平臨界值90%95%99%InPSOH,：沒有門檻值此:有1個(gè)門檻值59.7222.0926.6939.02此：有1個(gè)門檻值;匕： 有2個(gè)門檻值15.9018.7525.0569.19InPFS,Ho：沒有門檻值;匕：有1個(gè)門檻值46.90*23.8128

3、.1740.72Ho：有1個(gè)門檻值;Ha：有2個(gè)門槌值-27.1128.9934.0048.50lnPGWt%：沒有門檻值;匕：有1個(gè)門槿值34.6546.8160.0488.76【摘要】財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系的研究一直備受關(guān)注，文章利用20072019年中國(guó)29個(gè)省際面板數(shù)據(jù)， 運(yùn)用門檻回歸模型就財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。研究說(shuō)明，財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量既存 在直接影響也存在作用于要素價(jià)格而產(chǎn)生的間接影響。一方面，財(cái)政分權(quán)程度與工業(yè)1三廢排放污染之間存在明顯正相 關(guān)關(guān)系;另一方面，分權(quán)模式下要索價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”中二氧化硫排放量,廢水排放量存在顯著單一門檻效應(yīng)

4、，跨過(guò) 門檻后要素價(jià)格扭曲會(huì)引發(fā)二者產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性變化?！娟P(guān)鍵詞】財(cái)政分權(quán)；要素價(jià)格扭曲；環(huán)境質(zhì)量；門檻回歸改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)開展迅速且取得了舉世遇目的成就，這種經(jīng)濟(jì)上的快速開展與中國(guó)財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格 低估密切相關(guān)。財(cái)政分權(quán)很大程度上調(diào)動(dòng)了地方政府開展經(jīng)濟(jì)的自主性和積極性，同時(shí)基于績(jī)效考核指標(biāo)的地方政府間 彼此競(jìng)爭(zhēng)，使得政府部門將優(yōu)勢(shì)資源投入到有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的領(lǐng)域，直接結(jié)果是較大地推進(jìn)了生產(chǎn)性投資建設(shè)，但忽視 或延遲了一些諸如環(huán)境質(zhì)量開展等其他目標(biāo)。盡管近幾年環(huán)境治理力度日益提升，但經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型開展下的路徑依賴依然會(huì) 產(chǎn)生持續(xù)影響，同時(shí)也為環(huán)境質(zhì)量的影響機(jī)理考察帶來(lái)更多有待進(jìn)一步研究的問題。對(duì)此

5、，現(xiàn)有研究說(shuō)明，財(cái)政分權(quán)不僅會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生直接性影響，而且會(huì)通過(guò)制度安排等因素對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生 間接性影響1-2一方面，財(cái)政分權(quán)下，政府財(cái)政收入和支出自主性得到了增強(qiáng)，但對(duì)于一些相對(duì)貧困的地區(qū)來(lái)說(shuō)， 政府財(cái)政仍然是捉襟見肘，環(huán)境治理能力缺乏，進(jìn)而導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量改善乏力.另一方面，在政府績(jī)效評(píng)價(jià)體系及其路徑 依賴下，分權(quán)體制對(duì)生產(chǎn)性投資的偏向短期內(nèi)難以扭轉(zhuǎn)，財(cái)政分權(quán)仍然使得政府基礎(chǔ)設(shè)施等生產(chǎn)性投資不斷大幅增加， 從而在某種程度上削減了環(huán)境保護(hù)的投入，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量仍然惡化。總體而言，分權(quán)模式下政府的理性行為對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響至關(guān)重要。本文認(rèn)為政府部門時(shí)要素資源的引導(dǎo)約束會(huì)時(shí) 環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生重要影響，尤其是

6、分權(quán)模式下，政府部門對(duì)影響其行政績(jī)效的生產(chǎn)性投資較為偏好，且路徑依賴特征明顯 3,加上生產(chǎn)性投資下要素（勞動(dòng)力、資本和能源等）常常被低估，廉價(jià)的要素資源被大量使用，從而形成了生產(chǎn)規(guī) 模擴(kuò)大的同時(shí)環(huán)境保護(hù)配套設(shè)施卻滯后。盡管近年來(lái)環(huán)境治理力度不斷加大，并納入了地方政府績(jī)效考核，但前期累積 效應(yīng)和生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大，使得環(huán)境質(zhì)量的改善壓力仍居高不下。本文由此入手，借助省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，深入考 察財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的作用機(jī)制和影響效應(yīng)。一、文獻(xiàn)綜述Oates4）在Tiebout的“用腳投票”理論基礎(chǔ)上，進(jìn)一步解釋了地方財(cái)政存在的原因。他認(rèn)為，地方政府可能更了 解民眾偏好而更有效地提供

7、公共物品。但Zhuravskaya 5 、Faguet 6. Baskaran等7和Nasreen等8通過(guò)大龍 案例與實(shí)證考察，對(duì)Oates的觀點(diǎn)提出了質(zhì)疑，尤其是政府行為的理性假定在現(xiàn)實(shí)中難以成立，由這點(diǎn)出發(fā)，從某種程 度上解釋了一些國(guó)家財(cái)政分權(quán)難以獲得成功的實(shí)踐情況。關(guān)于Oates觀點(diǎn)在中國(guó)的實(shí)證檢驗(yàn)，尤其分權(quán)模式下公共支出結(jié)構(gòu)和效率，一直是研究的焦點(diǎn)。傅勇和張晏9 認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)是指給予地方政府一定組織財(cái)政收入的權(quán)利和履行一定支出范圍的責(zé)任，并允許其自主決定預(yù)算支出規(guī) 模與結(jié)構(gòu)，以便使地方政府能夠提供更多更好的有效物品和服務(wù)。地方競(jìng)爭(zhēng)會(huì)進(jìn)一步加劇分權(quán)對(duì)政府支出結(jié)構(gòu)的扭曲， 易形成閉鎖”循

8、環(huán)。豐沖沖和周全林10、賀俊等11也認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)下公共物品供給結(jié)構(gòu)存在一定程度的偏向性， 尤其是關(guān)于教育、環(huán)境保護(hù)等公共物品供給被相對(duì)忽視了。隨著財(cái)政改革的不斷推進(jìn)，地方政府在經(jīng)濟(jì)決策和資源支配方面常采用各種優(yōu)惠措施來(lái)吸引投資，出現(xiàn)“資本挾持 環(huán)境的現(xiàn)象，同時(shí)在經(jīng)濟(jì)開展上粗放開展模式的轉(zhuǎn)變也需要過(guò)渡時(shí)間。蔡昉等12、王林輝等13）都對(duì)此進(jìn)行了理論 推進(jìn)與實(shí)證研究。此外，學(xué)界關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影晌存在兩個(gè)截然不同的認(rèn)識(shí)：一種認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)促進(jìn)環(huán)境 質(zhì)量改善，如后小仙等14）認(rèn)為隨著財(cái)政分權(quán)的推進(jìn)，政府投資性偏好會(huì)降低，進(jìn)而促進(jìn)地方環(huán)境質(zhì)量的改善;另一種 那么認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量改善存

9、在負(fù)面影響，如官永彬和張應(yīng)良15認(rèn)為政府競(jìng)爭(zhēng)和財(cái)政分權(quán)顯著降低了環(huán)境質(zhì) 地,楊小東等16亦認(rèn)為地方政府通過(guò)財(cái)政分權(quán)抑制了環(huán)境污染的治理效果。目前學(xué)界關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響（是導(dǎo)致惡化還是改善）尚未形成一致共識(shí)，且財(cái)政分權(quán)如何影響環(huán)境治 理的傳導(dǎo)機(jī)制也有待進(jìn)一步研究。誠(chéng)然，在財(cái)政分權(quán)模式下，生產(chǎn)性要素資源的價(jià)格本錢是影響經(jīng)濟(jì)開展的關(guān)鍵因素， 而相對(duì)較低的要素價(jià)格本錢是推動(dòng)中國(guó)改革開放數(shù)十年來(lái)經(jīng)濟(jì)快速開展的一個(gè)重要原因17-18,但同時(shí)也對(duì)環(huán)境質(zhì)量 帶來(lái)影響。周杰埼和汪同三19認(rèn)為要素市場(chǎng)扭曲會(huì)阻礙外商直接投資（FDI）發(fā)揮對(duì)環(huán)境的積極影響。沙依南加瑪麗肉 孜和鄧峰20研究說(shuō)明，要素價(jià)格扭曲抑

10、制創(chuàng)新能力提升，進(jìn)而殂礙區(qū)域環(huán)境質(zhì)量改善。綜觀國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)，一方面，國(guó)外對(duì)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染之間的關(guān)系研究相對(duì)較早，理論框架和經(jīng)臉分析 也相時(shí)更為豐富，而國(guó)內(nèi)對(duì)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量的研究多借鑒國(guó)外的研究框架，但中國(guó)財(cái)政分權(quán)的基礎(chǔ)、政府績(jī)效考核 等方面與國(guó)外都存在很大差異，因比，國(guó)外研究?jī)H為我們提供了借鑒參考或啟示，難以對(duì)中國(guó)式財(cái)政分權(quán)進(jìn)行清晰、完 全的闡釋。另一方面，現(xiàn)有研究關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響方式、作用因素及政府對(duì)要素資源的引導(dǎo)約束和由此對(duì) 環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制等問題均未形成共識(shí)，有待進(jìn)一步深入研究。因此，本文擬在財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格扭曲程 度等指標(biāo)測(cè)算基礎(chǔ)上，利用20072

11、019年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻回歸模型，就中國(guó)財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境 質(zhì)量的影響進(jìn)行實(shí)證研究。二、研究假設(shè)在中國(guó)現(xiàn)實(shí)情境下，存在地方政府生產(chǎn)性領(lǐng)域投資促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的“慣性”影響10,同時(shí)要素價(jià)格扭曲 低估更是迎合了這樣的經(jīng)濟(jì)開展模式。當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度低于其對(duì)經(jīng)濟(jì)短期激勵(lì)的某一網(wǎng)值時(shí)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)作用不 顯著，對(duì)投資偏向的刺激影響亦不顯著。但是，當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度突破了其對(duì)經(jīng)濟(jì)短期激勵(lì)的某一閾值后，隨著分權(quán)程度 提升,地方政府自主性投資動(dòng)能迅速放大,在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)激勵(lì)下，必然會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投資偏向. 從而易形成生產(chǎn)性投資一要素價(jià)格扭曲低估一地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的閉鎖效應(yīng)，進(jìn)

12、而阻礙非顯性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下環(huán)境治理的投入和 質(zhì)量改善。由此，提出本文的假設(shè)1和假設(shè)2。假設(shè)1：不同程度的財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響存在門檻效應(yīng)。隨假設(shè)財(cái)政分權(quán)不斷推進(jìn)，地方政府自主性財(cái)權(quán)日益擴(kuò)大，使得地方官員的自利性投資偏好能夠合法借助政府預(yù)算 收支作用于各類市場(chǎng)參與者的投資行為，進(jìn)而使得整個(gè)社會(huì)投資頌向于生產(chǎn)性投資21 ,并在“錦標(biāo)賽式競(jìng)爭(zhēng)情兄下， 迫使政府更加重視所控制經(jīng)濟(jì)費(fèi)源的配置方向和效率，尤其是低本錢或無(wú)償劃撥經(jīng)濟(jì)資源而激發(fā)漕長(zhǎng)績(jī)效的動(dòng)力更大 22。要素價(jià)格扭曲低估，生產(chǎn)性要素資源被大量使用，工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模大幅上升，隨之而來(lái)的工業(yè)污染排放不斷加大， 當(dāng)相應(yīng)的環(huán)境保護(hù)機(jī)制無(wú)法與之匹配時(shí)，環(huán)境保

13、護(hù)投入對(duì)污染排放影響作用不顯著，勢(shì)必會(huì)加劇環(huán)境污染。假設(shè)2：高程度財(cái)政分權(quán)下的要素價(jià)格扭曲會(huì)加劇環(huán)境污染。財(cái)政分權(quán)程度突破閩值后，高程度財(cái)政分權(quán)下的以增長(zhǎng)率為核心的競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)機(jī)制會(huì)導(dǎo)致地方政府行為“自利化”，做 出異化行為一財(cái)政支出扭曲，“重為本建設(shè)支出、輕民生支出9;同時(shí)，地方政府也會(huì)選擇放松環(huán)境管制與治理、降 低環(huán)境質(zhì)量等展開增長(zhǎng)率競(jìng)爭(zhēng)23。高程度財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲低估的雙重作用可能導(dǎo)致地方政府做出以環(huán)境資源 換取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的優(yōu)先行為，必然加劇環(huán)境污染。三、計(jì)量模型、樣本選取與數(shù)據(jù)（一）模型定針對(duì)上述假設(shè)1和假設(shè)2,本文參試選取財(cái)政分權(quán)作為門橙變量，運(yùn)用面板門樓模型，為要素價(jià)格扭曲與環(huán)境質(zhì)

14、 量進(jìn)行非線性擬合，具體模型如下：其中，ENit表示環(huán)境質(zhì)量。衡量某一地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量有多種指標(biāo)，包括該地區(qū)的工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水 排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量以及城市空氣質(zhì)量指標(biāo)等。本文借鑒俞雅乖24等的做法，選取工業(yè)二氧化硫攙放量、工 業(yè)廢水排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量作為環(huán)境質(zhì)量水平的衡量指標(biāo)。根據(jù)Oates25關(guān)于環(huán)境質(zhì)量的性質(zhì)分類，排放的 工業(yè)二氧化硫是一種覆蓋全國(guó)的純污染公共物品一該地區(qū)污染程度是所有地區(qū)排放污染物總量的函數(shù);工業(yè)廢水更多 隸屬于地方性公共物品，并具有一定的外溢特性一某地區(qū)的污染物會(huì)在一定程度內(nèi)溢出到其他相鄰地區(qū);工業(yè)固體廢棄 物為地方性污染公共物品，且該地區(qū)環(huán)境

15、質(zhì)量?jī)H僅是這一地區(qū)污染物排放的函數(shù)，通常不具備外溢性。PGDPit表示人均GDP。本文考慮到門檻模型的分階段回歸特點(diǎn)，同時(shí)防止引入二次方、三次方項(xiàng)才能觀測(cè)EKC 曲線,（庫(kù)茲涅茨曲線）下降階段的一些弊端，以及人均GDP與人均GDP二次方、三次方項(xiàng)所產(chǎn)生的多重共線性問題. 在模型設(shè)定中沒有加入人均GDP的二次方、三次方項(xiàng)。DFit表示要素價(jià)格扭曲程度。該指標(biāo)是要素的邊際產(chǎn)出與其市場(chǎng)價(jià)格的比值，且當(dāng)DFit大于1時(shí)，說(shuō)明要素的邊 際產(chǎn)出大于市場(chǎng)價(jià)格，印要素價(jià)格被低估，誘使更多要素資源擴(kuò)大生產(chǎn)，進(jìn)而可能會(huì)加大環(huán)境污染。FDCH表示財(cái)政分權(quán),Xit表示其他控制變量。本文在叁考Baskaran7和俞雅乖

16、24等研究的基礎(chǔ)上,選取環(huán)境 保護(hù)支出占該地區(qū)GDP的比重HJBHit、工業(yè)化水平GYHit （笫二產(chǎn)業(yè)與該地區(qū)GDP的占比）、城市化水平CZHit （城 鎮(zhèn)人口與該地區(qū)總?cè)丝诘恼急龋?、研發(fā)強(qiáng)度RDBZit （R&D經(jīng)費(fèi)投入與該地區(qū)GDP的占比）和人口密度RKMDit為控 制變量。其中，環(huán)境保護(hù)支出占該地區(qū)GDP的比重HJBHit越大，環(huán)境污染治理越好，模型中回歸系數(shù)的符號(hào)頸期為負(fù); 城市化水平CZHit和工業(yè)化水平GYHit越高，環(huán)境污染可能將越嚴(yán)重，模型中回歸系數(shù)亦均為正;研發(fā)強(qiáng)度RDBZit說(shuō)明 了 一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，研發(fā)強(qiáng)度越高，既定產(chǎn)出所需的投入量就越少，資源耗費(fèi)越低，對(duì)環(huán)境污

17、染也就越少;人口 密度RKMDit與環(huán)境污染之間通常表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系。（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源本文研究樣本選取了 2007-2019年29個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，未包括西藏、海南和港澳臺(tái)。另外，從2007年開始我 國(guó)在財(cái)政支出中統(tǒng)計(jì)公布各省區(qū)環(huán)境保護(hù)支出數(shù)據(jù)，因此，本文將研究樣本期確定為20072019年。環(huán)境質(zhì)量ENit的衡量指標(biāo)以及人均GDP.環(huán)境保護(hù)支出占該地區(qū)GDP的比重HJBH%工業(yè)化水平GYHit、城市 化水平CZHt、研發(fā)強(qiáng)度RDBZit和人口密度RKMDit的指標(biāo)數(shù)據(jù)，源自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中國(guó)環(huán)境年鑒中國(guó)財(cái)政 年鑒以及EPS數(shù)據(jù)庫(kù)和中宏數(shù)據(jù)庫(kù)計(jì)算而得。其中，人均GDP數(shù)值是以名義GDP經(jīng)過(guò)

18、GDP指數(shù)（2007年為基期） 平減而得到的實(shí)際GDP數(shù)值作為分子，以地區(qū)年初人口數(shù)和年末人口數(shù)的平均值作為分母計(jì)算而得。生產(chǎn)性要素（勞動(dòng)力、資本和能源）價(jià)格扭曲程度DFit和財(cái)政分權(quán)FDCi是本文的兩個(gè)核心變量，但是對(duì)這兩個(gè) 指標(biāo)如何度量一直頗具爭(zhēng)議。關(guān)于要素價(jià)格扭曲程度DFit,基于前人研究成果和數(shù)據(jù)可獲得性，同時(shí)考慮本文的研究目 的，借鑒夏曉華和李進(jìn)一26的做法，采用超越時(shí)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型計(jì)算出要素的邊際產(chǎn)出。為防止超越對(duì)數(shù)模型中平方 項(xiàng)之間的多重共線性問題，本文進(jìn)一步采用嶺回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)并計(jì)算勞動(dòng)力、資本和能源要素邊際產(chǎn)出。此外， 勞動(dòng)力要素價(jià)格以就業(yè)人員工資總額（經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指

19、數(shù)折算為不變價(jià)（2000年=100） ）除以勞動(dòng)力人數(shù)來(lái)表示， 資本要素價(jià)格用本錢率來(lái)衡量27）,能源要素價(jià)格為能源工業(yè)投資總額（經(jīng)燃料動(dòng)力批發(fā)價(jià)平減）除以能源消耗量。最 終以資本、勞動(dòng)力和能源要素的邊際產(chǎn)出與其價(jià)格之比來(lái)估算扭曲程度。假設(shè)比值為1,說(shuō)明要素價(jià)格合理，否那么要素價(jià) 格就存在扭曲。兩者比值絕對(duì)值與1差距越大，說(shuō)明該要素價(jià)格扭曲程度越高。在計(jì)算獲取勞動(dòng)力、資本和能源要素價(jià) 格扭曲（分別用DLit、DKit和DEit表示）后，為防止要素扭曲為負(fù)數(shù)而難以利用幾何平均法來(lái)獲得嫁合要素價(jià)格扭曲 數(shù)據(jù)，選擇加權(quán)算術(shù)平均法來(lái)計(jì)算得到琮合要素價(jià)格的扭曲程度DFit。具體計(jì)算見或（2）：關(guān)于財(cái)政分

20、權(quán)FDCit的衡量指標(biāo)，本文沿用張芬和趙曉軍28的成果。財(cái)政收入方面選取財(cái)故收入占比、人均預(yù) 算內(nèi)外財(cái)政總收入、人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政收入指標(biāo)，財(cái)政支出方面選取很算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出平均指標(biāo)、人均扣除凈轉(zhuǎn)移 支付財(cái)政支出、扣除凈轉(zhuǎn)移支付財(cái)政支出，兩者合計(jì)共6個(gè)指標(biāo)來(lái)計(jì)算各省際財(cái)政分權(quán)。通過(guò)對(duì)樣本數(shù)據(jù)的整理計(jì)算，湊型（1）中相關(guān)指標(biāo)的選取及定義如表1所示。四、實(shí)證結(jié)果分析（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)本文選用財(cái)政分權(quán)為門檻變量FDCit、要素價(jià)格扭DFit為關(guān)健變量(分段函數(shù)中回歸系數(shù)變化的變量)，就財(cái)政 分權(quán)、要素價(jià)格對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn)行門檻效應(yīng)考察。對(duì)此，在運(yùn)用門檻估計(jì)之前需先確定門檻數(shù)，本文通過(guò)Bootstr

21、ap 法設(shè)定抽樣次數(shù)為2 000次，計(jì)算出F統(tǒng)計(jì)量的臨界值來(lái)確定門檻的個(gè)數(shù)，見表2。表2中LM統(tǒng)計(jì)量的顯著性檢臉說(shuō)明，門檻變量財(cái)政分權(quán)FDCit對(duì)工業(yè)二氧化硫排放污染、工業(yè)廢水排放量存在 門檻影響效應(yīng)，候設(shè)1成立。在顯著性水平為1%的情況下，財(cái)政分權(quán)財(cái)工業(yè)二氧化破排放與工業(yè)廢水排放的影響都存 在單一門檻值。(-)門檻值穩(wěn)鏈性檢驗(yàn)門檻值估計(jì)結(jié)果見表3。先對(duì)以lnPSO2 it為因變量的門檻值估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。原假設(shè)為H0：?酌=0.7500, 備擇假設(shè)H1： ?酌和.7500,檢驗(yàn)結(jié)果如圖1,在0.05的顯著性水平下，門植值不拒絕原假設(shè)。同理，如圖2所示， 以InPFSit為因變量的門檻值

22、同樣不拒絕原假設(shè)。(三)結(jié)果分析從門檻值估計(jì)結(jié)果來(lái)看，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)二氧化碗影響的門檻值？酌=0.7500,對(duì)工業(yè)廢水排放量影響的門檄值？ 酌=0.7000。據(jù)此，將29個(gè)樣本省際區(qū)域按財(cái)政分權(quán)程度分為兩個(gè)區(qū)域：財(cái)政分權(quán)程度普通區(qū)域(FDCit40.7000), 財(cái)政分權(quán)程度較高區(qū)域(FDCit0.7000) o從模型回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果(表4)來(lái)看,作為控制變量，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)“三廢”的排放影響顯著，且估計(jì)結(jié)果說(shuō)明 財(cái)政分權(quán)與工業(yè)“三廢”排放之間存在正向關(guān)系，即隨著財(cái)政分權(quán)程度的提高會(huì)增加工業(yè)三廢。的排放量。另外，從財(cái)政分 椎作用于要素價(jià)格扭曲，進(jìn)而時(shí)工業(yè)1三廢排放量產(chǎn)生影響的門檻效應(yīng)結(jié)果來(lái)看，

23、在財(cái)政分權(quán)程度普通區(qū)域中，要素價(jià) 格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”污染的影響不顯著，而在較高財(cái)政分權(quán)下，要素價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)“三廢”中二氧化磁排放污染與工業(yè)廢 水排放污染影響顯著。究其原因，財(cái)政分權(quán)對(duì)要素資源利用存在階段性影響。在適度的財(cái)政分權(quán)下，政府對(duì)要素資源的 引導(dǎo)約束相對(duì)理性，防止了生產(chǎn)性要素的濫用;而當(dāng)財(cái)政分權(quán)處于較高程度，亦即超過(guò)0.7000的門檻值后，政府對(duì)要素 資源的引導(dǎo)約束可能會(huì)言于偏激，尤其是財(cái)政分權(quán)下政府對(duì)生產(chǎn)性支出的偏向3,要素被越來(lái)越廣泛地利用而逐漸超 出理性控制范圍，加劇了二氧化硫排放污染、工業(yè)廢水排放污染。從控制變量的模型回歸結(jié)果來(lái)看：人均GDP (InPGDPit)對(duì)工業(yè)廢水排

24、放與工業(yè)固體廢物排放的影響顯著為正， 對(duì)工業(yè)二氧化硫排放顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著人均GDP的提升，會(huì)加劇工業(yè)廢水排放和固體廢物污柒、減少工業(yè)二氧化硫 排放污染;財(cái)政分權(quán)FDCit作為控制變量，對(duì)工業(yè)“三廢”的影響顯著為正;環(huán)境保護(hù)支出HJBHit對(duì)工業(yè)“三廢”排放污染的 回歸系數(shù)均為負(fù)，且對(duì)工業(yè)二氧化硫排放污染與工業(yè)固體廢物排放污染影響顯著，即隨著環(huán)境保護(hù)支出的提高，總體上 能有效降低工業(yè)三廢”污染，提高周圍環(huán)境質(zhì)量;工業(yè)化程度GYHit對(duì)工業(yè)二氧化硫排放量顯著為正，工業(yè)化程度越高， 工業(yè)二氧化硫排放量越大;城市化水平CZHit對(duì)工業(yè)廢水排放量顯著為負(fù)，但對(duì)二氧化琉排放污染和固體廢物污染的影響 不顯

25、著;研發(fā)強(qiáng)度RDBZit對(duì)工業(yè)固體廢物排放的影響顯著為負(fù)，即隨著研發(fā)創(chuàng)新能力的提升，對(duì)工業(yè)固體廢物的污染有 顯著減緩作用;人口的度InRKMDit對(duì)固體廢物的污染排放影響顯著為正，即隨著人口筋度的增加，會(huì)顯著加劇團(tuán)體廢物 的排放污染。總體而言，從模型回歸結(jié)果來(lái)看，財(cái)政分權(quán)對(duì)工業(yè)二氧化硫、廢水排放的門楂影響在財(cái)政分權(quán)普通區(qū)域中不顯著， 但跨越門檻值后，在高程度財(cái)政分權(quán)作用下，要素價(jià)格扭曲程度的提升會(huì)顯著加劇污染排放，假設(shè)2成立。另外，從控 制變量來(lái)看，模型結(jié)果中回歸符號(hào)基本與預(yù)期相一致，但它們作用于不同的環(huán)境污染，表現(xiàn)出了 一定的差異。(四)模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)為進(jìn)一步檢驗(yàn)蟆型的可靠性，本文去除了財(cái)政

26、分權(quán)以外的所有控制變量進(jìn)行門檻回歸，結(jié)果見表5。檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，核心變量的顯著性、門檻變量值及顯著性與原模型皆保持相同的結(jié)果，進(jìn)一步臉證了本文模型的 可靠性。五、結(jié)論與政策啟示本文通過(guò)2007-2019年我國(guó)29個(gè)省份的面板門檻模型，從財(cái)政分權(quán)和要素價(jià)格扭曲等方面對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響進(jìn) 行了實(shí)證研究。經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)說(shuō)明，財(cái)政分權(quán)下要素價(jià)格扭曲對(duì)工業(yè)三廢中二氧化硫排放污染、廢水排放污染存在明顯的 單一門檻影響效應(yīng)。從模型回歸結(jié)果來(lái)看，財(cái)政分權(quán)程度越高，尤其是跨過(guò)相應(yīng)門檻值后，要素價(jià)格扭曲與工業(yè)“三廢” 中二氧化硫排放污染、廢水排放污染都成正比，即要素價(jià)格的扭曲增加會(huì)總體上加劇工業(yè)1三廢”的污染排放。另外，從

27、 樣本數(shù)據(jù)回歸的控制變量來(lái)看，人均GDP.財(cái)政分權(quán)、工業(yè)化和人口密度均在不同程度上表現(xiàn)出與污染排放呈現(xiàn)正比 關(guān)系，環(huán)境保護(hù)支出、城市化水平和研發(fā)強(qiáng)度那么與環(huán)境污染排放在一定程度上呈現(xiàn)反比關(guān)系?？傊?，通過(guò)財(cái)政分權(quán)、要素價(jià)格扭曲對(duì)環(huán)境質(zhì)量的實(shí)證分析說(shuō)明，財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量存在直接影響的同時(shí)，也 存在間接影響。分權(quán)模式下環(huán)境質(zhì)量的改善與保護(hù)、政府理性行為、法律層面落實(shí)責(zé)任邊界等至關(guān)重要。因此，本文的 政策啟示主要有四點(diǎn)：第一，通過(guò)1987-2020年的地方財(cái)政收支占比來(lái)看，43年來(lái)地方收入占全國(guó)收入比例平均值為 57.30%,最高值和最低值分別為44.30%和84.48%;支出占比平均值為70.23

28、%,最高值和戢低值分別為45.04%和 85.71 %說(shuō)明目前的財(cái)政分權(quán)屬于高度分權(quán)程度29,根據(jù)模型0.7000的門被值判斷,建議不宜進(jìn)一步擴(kuò)大財(cái)權(quán)分配， 必要時(shí)僅小范圍局部微調(diào)，同時(shí)應(yīng)該進(jìn)一步厘清中央與地方在市場(chǎng)、環(huán)境整設(shè)方面的事權(quán)劃分“責(zé)任清單”，從法律層面 落實(shí)責(zé)任邊界。第二，隨著財(cái)政分權(quán)的日益開展，地方政府應(yīng)大力優(yōu)化財(cái)改支出結(jié)構(gòu)，尤其是在財(cái)政分權(quán)程度相對(duì)較高 的情況下。簡(jiǎn)言之，政府部門在穩(wěn)增長(zhǎng)的同時(shí)，更要注重環(huán)境保護(hù)等民生開展問題，強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制的有效實(shí)施，加大環(huán) 境治理投入，并進(jìn)一步完善治理制度。同時(shí)要健全民眾環(huán)境保護(hù)監(jiān)督訴求機(jī)制，當(dāng)?shù)卣粩鄷惩ê屯貙挶Ｕ瞎竦?表達(dá)權(quán)渠道，構(gòu)建

29、全社會(huì)全面有效的環(huán)境保護(hù)機(jī)制，進(jìn)一步降低環(huán)境污染。第三，注重區(qū)域要素價(jià)格調(diào)整，漸進(jìn)削減并 最終取消迨成要素價(jià)格扭曲的政策性補(bǔ)貼，充分發(fā)揮適合市場(chǎng)規(guī)范的要素價(jià)格對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)開展的激勵(lì)作用。對(duì)此，坨方 政府應(yīng)積極轉(zhuǎn)變區(qū)域經(jīng)濟(jì)開展模式，走集約環(huán)保的開展道路,加強(qiáng)生產(chǎn)要素價(jià)格的合理引導(dǎo)和約束，使要素資源的使用 理性化、科學(xué)化，堅(jiān)持綠色開展、可持續(xù)開展。第四，地方政府應(yīng)充分發(fā)揮財(cái)政職能與要素市場(chǎng)的雙向互動(dòng)作用，更多 地扮演服務(wù)型政府角色，成為要素市場(chǎng)培育和秩序維護(hù)者，推動(dòng)政策引導(dǎo)下的市場(chǎng)資源配置機(jī)制的完善?！緟⒖嘉墨I(xiàn)】ASSETTO V J, HAJBA E, MUMME S P.Democratizat

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