地方政府行為與環(huán)境污染的空間面板分析

鄭周勝，黃慧婷

（1.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000；2.西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 商學(xué)院，陜西 西安 710061）

地方政府行為與環(huán)境污染的空間面板分析

鄭周勝1，黃慧婷2

（1.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000；2.西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 商學(xué)院，陜西 西安 710061）

基于地方政府行為理論并提出地方政府行為對(duì)環(huán)境污染的影響假說(shuō)，利用空間面板回歸模型對(duì)1997—2009年中國(guó)29個(gè)省、市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。研究表明：地方政府的財(cái)政分權(quán)程度越大、尋租腐敗程度越嚴(yán)重以及人均財(cái)政赤字水平程度越高，該地區(qū)的工業(yè)“三廢”排放量也越大；工業(yè)的比重與工業(yè)“三廢”的污染排放量成正比以及中國(guó)存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線趨勢(shì)的結(jié)論。

地方政府；工業(yè)三廢；空間面板模型

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，環(huán)境污染問(wèn)題也是日益突出。1997—2009年中國(guó)的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)固體廢棄物（以下簡(jiǎn)稱“三廢”）產(chǎn)生量分別增長(zhǎng)了1.28倍、3.56倍和2.79倍。環(huán)境污染給中國(guó)造成巨大的經(jīng)濟(jì)損失，僅2004年中國(guó)因環(huán)境污染所造成的經(jīng)濟(jì)損失就達(dá)到5 118億元，占當(dāng)年GDP的3.05%。

Grossman和Krueger發(fā)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量與人均收入間存在倒U型關(guān)系以后，國(guó)內(nèi)學(xué)者開(kāi)始關(guān)注中國(guó)是否遵循環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的經(jīng)驗(yàn)規(guī)律，并且從技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國(guó)際貿(mào)易與投資方面進(jìn)行研究［1－4］。然而，隨著研究的深入，越來(lái)越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)有體制下地方政府具有控制和分配社會(huì)資源的能力，對(duì)公共資源產(chǎn)權(quán)安排和市場(chǎng)機(jī)制運(yùn)行的影響巨大［5］13－41［6］。它通過(guò)制定政策等行為直接或間接地影響環(huán)境污染排放水平。由于污染的外部性，企業(yè)排污的社會(huì)邊際成本和私人成本不一致，造成企業(yè)的污染排放超過(guò)社會(huì)最優(yōu)水平。市場(chǎng)失靈為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)提供了條件和可能，但是政府干預(yù)不一定總是成功的，特別是當(dāng)排污企業(yè)成為地方主要的財(cái)政收入來(lái)源時(shí)，地方政府有可能疏于把守環(huán)境污染關(guān)卡。這時(shí)政府不但沒(méi)能糾正市場(chǎng)失靈，反而會(huì)扭曲市場(chǎng)要素的配置，引發(fā)比市場(chǎng)失靈還嚴(yán)重的“公用地的悲劇”。因此，研究地方政府的行為對(duì)于治理環(huán)境污染具有重要意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)環(huán)境污染的研究存在兩點(diǎn)不足：一是研究主要集中分析環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，對(duì)政府因素的研究較少；二是許多環(huán)境污染問(wèn)題的研究很少考慮空間因素，造成估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，使得研究結(jié)論不夠完整、科學(xué)?；谝陨蟽牲c(diǎn)，本文分析地方政府行為理論，提出地方政府行為影響環(huán)境質(zhì)量的假說(shuō)，然后運(yùn)用空間面板數(shù)據(jù)模型對(duì)1997—2009年中國(guó)29個(gè)省、市（不含海南、西藏）的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。

二、地方政府行為理論和假說(shuō)的提出

（一）地方政府行為理論

改革開(kāi)放后，中央政府開(kāi)始向地方政府下放經(jīng)濟(jì)行政等權(quán)力，并且建立以GDP為核心的政績(jī)考核機(jī)制，從而調(diào)動(dòng)地方政府推進(jìn)體制改革和發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性。在分析激勵(lì)地方政府行為的文獻(xiàn)中，財(cái)政分權(quán)和政治晉升競(jìng)標(biāo)賽是學(xué)者們關(guān)注最多的。Qian、Roland、張晏和龔六堂指出，財(cái)政分權(quán)改革賦予地方政府市場(chǎng)化激勵(lì)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正面影響［7－8］。姚洋認(rèn)為財(cái)政的分權(quán)改革轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)“統(tǒng)收統(tǒng)支”、“收支分離”的機(jī)制，引入分成制和固定租金制，使得地方政府在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中獲得更多的好處［9］16－25。由此，地方政府把資源和政策供應(yīng)放在創(chuàng)造財(cái)稅收入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上。然而，Blanchard和Shleifer通過(guò)對(duì)中國(guó)與俄羅斯經(jīng)濟(jì)改革比較，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)不能夠完全解釋中國(guó)的經(jīng)濟(jì)奇跡，中央政府通過(guò)政治發(fā)包和職務(wù)晉升的方式激勵(lì)地方政府官員，促使他們采取有利于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策［10］。周黎安、徐現(xiàn)祥等肯定了政治晉升競(jìng)標(biāo)賽對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的正面作用［11－12］。因此，在財(cái)政分權(quán)和政治晉升的激勵(lì)下，地方政府集中各種經(jīng)濟(jì)政治資源為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)服務(wù)。

然而，這種“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的激勵(lì)模式也導(dǎo)致諸多負(fù)面效應(yīng)。地方政府作為社會(huì)公共利益的代理人和執(zhí)行者，其職能應(yīng)該是多元化的，而側(cè)重GDP的單維激勵(lì)方式卻造成地方保護(hù)主義、市場(chǎng)分割、重復(fù)建設(shè)以及環(huán)境質(zhì)量下降等問(wèn)題。盡管中央政府意識(shí)到環(huán)境保護(hù)的必要性和緊迫性，但是地方政府并沒(méi)有積極性去轉(zhuǎn)變這種粗放型的增長(zhǎng)方式。相反，為了擴(kuò)大財(cái)政收入以及增加政治晉升機(jī)會(huì)，地方政府在招商引資過(guò)程中競(jìng)相降低環(huán)境保護(hù)門(mén)檻，甚至通過(guò)干預(yù)建設(shè)項(xiàng)目環(huán)境影響評(píng)價(jià)和審批，促成污染項(xiàng)目破土動(dòng)工。除此之外，地方政府還可能給予企業(yè)在土地、信貸方面的優(yōu)惠政策，壓低生產(chǎn)要素價(jià)格支持企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，使得企業(yè)繼續(xù)采用原有技術(shù)，缺少減排的激勵(lì)［13－14］。在GDP導(dǎo)向的激勵(lì)機(jī)制下，地方政府片面追求短期經(jīng)濟(jì)利益，可能形成更大的污染問(wèn)題。一些地方政府公然違反環(huán)保政策和不執(zhí)行環(huán)保法定制度，打著保護(hù)企業(yè)、改善地方經(jīng)濟(jì)、發(fā)展環(huán)境的旗號(hào)制定土政策。通過(guò)實(shí)行“綠卡”、“進(jìn)廠審簽”、“預(yù)約執(zhí)法”、“企業(yè)安靜日”等手段，禁止環(huán)保執(zhí)法人員到企業(yè)進(jìn)行正常的監(jiān)督管理和執(zhí)法檢查。2004年環(huán)保局就發(fā)現(xiàn)208起為企業(yè)排污提供保護(hù)的行政不作為現(xiàn)象，直接干擾到正常的環(huán)境執(zhí)法①詳見(jiàn)人民網(wǎng)2005年6月2日相關(guān)報(bào)道“地方保護(hù)主義影響了環(huán)境執(zhí)法”。。

（二）假說(shuō)的提出

根據(jù)前人的研究，我們采用財(cái)政分權(quán)、財(cái)政赤字和政府尋租作為反映地方政府行為的指標(biāo)。在許多反映政府行為的文獻(xiàn)中財(cái)政赤字和財(cái)政分權(quán)經(jīng)常被引入。因?yàn)榉謾?quán)改革以后，地方政府面臨著增收節(jié)支的壓力，具體表現(xiàn)為：分權(quán)以后地方和中央實(shí)行“分灶吃飯”，地方政府分享到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所帶來(lái)的好處，同時(shí)需要負(fù)擔(dān)收支。換句話說(shuō)，地方政府進(jìn)行需要支付履行地方政府職能的必要支出，以及中央政府所要求的“財(cái)政配套”支出等等，因此地方政府財(cái)政約束必然會(huì)影響到地方政府對(duì)環(huán)境的保護(hù)。另外，政府的尋租程度反映地方政府的行政效率，行政效率越低則越容易偏離法律所規(guī)定的公共服務(wù)職能，因此政府尋租行為將會(huì)對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生負(fù)面影響。

由此，我們提出了如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：財(cái)政分權(quán)程度越高，則該地區(qū)的環(huán)境污染程度越嚴(yán)重。

假說(shuō)2：財(cái)政赤字水平越高，則該地區(qū)的環(huán)境污染程度越嚴(yán)重。

假說(shuō)3：地方尋租腐敗越嚴(yán)重，則該地區(qū)環(huán)境污染水平也越高。

三、變量選擇、數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文用于反映環(huán)境污染的指標(biāo)是各省歷年人均工業(yè)廢水排放量（Liquid）、人均工業(yè)廢氣排放量（Gas），人均工業(yè)固體排放量（Solid），之所以選取人均工業(yè)污染物排放，是因?yàn)楣I(yè)人均污染物排放水平能夠排除各地區(qū)人口規(guī)模的影響，較好地反映當(dāng)?shù)鼐用竦母＠?。反映政府行為的解釋變量具體包括：第一，財(cái)政分權(quán)（Decentral）采用各省人均財(cái)政支出除以人均中央財(cái)政支出來(lái)反映地方的財(cái)政分權(quán)程度；第二，尋租腐敗程度（Corruption）用各省每百萬(wàn)人口中貪污賄賂案件立案數(shù)來(lái)表示；第三，財(cái)政赤字（Defic）用人均財(cái)政赤字表示。另外，我們還將引入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素作為模型的控制變量②我們?cè)趯?duì)模型實(shí)證分析過(guò)程中引入了FDI、貿(mào)易、科技投入等其他變量，但是所得到的參數(shù)不顯著，因此上述因素沒(méi)有納入空間面板模型之中。，這兩個(gè)指標(biāo)我們分別用人均收入（Pergdp）和第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（Structure）來(lái)表示。

本文的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于1997—2009年中國(guó)29個(gè)省、市的數(shù)據(jù)，其中由于西藏自治區(qū)和海南省數(shù)據(jù)不完整而沒(méi)有包括在內(nèi)。本文環(huán)境指標(biāo)的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境年鑒》。腐敗程度的指標(biāo)則是源自《中國(guó)檢察年鑒》上各省國(guó)家機(jī)關(guān)工作人員腐敗立案的情況。其他指標(biāo)均來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。具體變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)表

（二）研究方法

根據(jù)上述理論分析和變量闡述，我們構(gòu)建計(jì)量模型為：

其中En i，t表示人均工業(yè)三廢的排放量，αi為特定地區(qū)的截面效應(yīng)，εi，t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，下標(biāo)i和t分別表示省份和時(shí)間。

省域間環(huán)境污染空間效應(yīng)影響是客觀存在的，即一個(gè)地區(qū)的樣本觀察值與其他地區(qū)的觀察值在空間上相關(guān)，空間上的絕對(duì)位置和相對(duì)位置決定著空間自相關(guān)的程度及模式。Anselin認(rèn)為空間相關(guān)性主要源于兩個(gè)方面，一方面不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量樣本數(shù)量的采集可能存在空間上的測(cè)量誤差，另一方面相鄰地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系客觀存在［15］?？臻g經(jīng)濟(jì)計(jì)量的兩種基本模型分別是空間自回歸模型（又稱為空間滯后模型，SAR）和空間誤差模型（SEM），這兩個(gè)模型的基本形式如下：空間自回歸模型（SAR）：

空間誤差模型（SEM）：

根據(jù)誤差成份分解的不同可以分成為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，我們將使用空間固定效應(yīng)模型，原因在于：隨機(jī)效應(yīng)模型假定個(gè)體效應(yīng)與解釋變量間不相關(guān)，這個(gè)假設(shè)太強(qiáng)了。Baltagi認(rèn)為當(dāng)樣本回歸分析局限于一些特定的個(gè)體時(shí)（如中國(guó)的省級(jí)單位），固定效應(yīng)模型應(yīng)該是更好的選擇［16］79－103。

在空間計(jì)量分析過(guò)程中，空間相關(guān)性檢驗(yàn)是一個(gè)重要的內(nèi)容。盡管在大樣本的情況下，沃德檢驗(yàn)、拉格朗日乘子檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)是等價(jià)的，但是由于沃德檢驗(yàn)與檢驗(yàn)要求計(jì)算無(wú)約束條件下的估計(jì)量，從而使得統(tǒng)計(jì)量的構(gòu)造過(guò)程會(huì)更加復(fù)雜。而空間模型的極大似然估計(jì)過(guò)程，由于本身已經(jīng)十分復(fù)雜，因此為了避免過(guò)多繁難的運(yùn)算，檢驗(yàn)的思路主要是基于拉格朗日乘子檢驗(yàn)構(gòu)造的?；诶窭嗜粘俗釉恚覀兝闷鋵?duì)數(shù)似然函數(shù)，可以對(duì)模型進(jìn)行拉格朗日乘子檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)空間變量加入模型的合理性與必要性，選用空間自回歸效應(yīng)拉格朗日乘子檢驗(yàn)、空間誤差效應(yīng)拉格朗日乘子檢驗(yàn)、穩(wěn)健的空間自回歸效應(yīng)拉格朗日乘子檢驗(yàn)和穩(wěn)健的空間誤差效應(yīng)拉格朗日乘子檢驗(yàn)四個(gè)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)并結(jié)合模型擬合結(jié)果的統(tǒng)計(jì)顯著性加以評(píng)定。

四、實(shí)證分析的結(jié)果

（一）空間相關(guān)性分析

1.空間權(quán)重W的設(shè)定。空間權(quán)重矩陣的設(shè)定是空間計(jì)量模型的關(guān)鍵，也是不同地區(qū)之間空間影響方式的具體體現(xiàn)。遵循的判定規(guī)則有三種：Rook相鄰規(guī)則，即兩個(gè)地區(qū)擁有共同邊界則視為相鄰；Queen相鄰規(guī)則，即兩個(gè)地區(qū)有共同邊界或點(diǎn)則視為相鄰；Bishop相鄰規(guī)則，即兩個(gè)地區(qū)有共同點(diǎn)則視為相鄰。示意圖如下：

圖1 空間權(quán)重矩陣設(shè)定示意圖

從經(jīng)驗(yàn)上看，環(huán)境污染的空間相關(guān)性主要發(fā)生在地理上臨近的地區(qū)，因此選用Rook規(guī)則較為合理。矩陣W的具體設(shè)定方式如下：主對(duì)角線上的元素為0，如果i地區(qū)與j地區(qū)相鄰，則W ij為1，否則為0。W經(jīng)過(guò)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，即用每個(gè)元素同時(shí)除以所在行元素之和，使得每行元素之和為1。這種設(shè)置方式簡(jiǎn)單且計(jì)算簡(jiǎn)便，故使用廣泛。由于海南和西藏的數(shù)據(jù)缺失，我們剔除西藏和海南兩省，剩下的29個(gè)省、市的地理相鄰信息具體如下：

1.北京2、 3；2.天津1、3、 15；3.河北1、2、4、5、6、15、 16；4.山西3、5、16、 25；5.內(nèi)蒙古 3、4、6、7、8、25、26、 28；6.遼寧 3、5、7；7.吉林5、6、8；8.黑龍江5、7；9.上海 10、11；10.江蘇9、11、12、15；11.浙江9、10、12、13、14；12.安徽 10、11、14、15、16、17；13.福建11、14、19；14.江西 11、12、13、17、18、19；15.山東 2、3、10、12、16；16.河南 3、4、12、15、17、25；17.湖北 12、14、16、18、21、25；18.湖南 14、17、19、20、21、23；19.廣東 13、14、18、 20；20.廣西 18、19、23、 24；21.重慶17、18、22、23、 25；22.四川 21、23、24、25、26、 27；23.貴州 18、20、21、 22；24.云南 20、22、 23；25.陜西4、5、16、17、21、22、 26；26.甘肅 5、22、25、27、28、 29；27.青海 22、26、 29；28.寧夏 5、25、 26；29.新疆26、27。

2.空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文選用LM test（spatial lag）、robust LM test（spatial lag）和 LM test（spatial error）、robust LM test（spatial error）指標(biāo)，對(duì)中國(guó)29個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的工業(yè)三廢指標(biāo)的空間變量引入的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。從檢驗(yàn)的P值可以看出，除了被解釋變量為工業(yè)廢氣的方程LM test（spatial lag）不能拒絕原假設(shè)，其他方程中空間變量均顯著。這表明工業(yè)廢水、廢氣、固體廢物污染中皆存在顯著的空間依賴關(guān)系，這為引入空間變量進(jìn)行空間面板模型分析提供了支持。

表2 空間變量拉格朗日乘子檢驗(yàn)結(jié)果表

（二）空間面板模型估計(jì)結(jié)果及其分析

根據(jù)上述分析，可以認(rèn)為環(huán)境污染存在空間相關(guān)性，模型中的個(gè)體效應(yīng)與解釋變量是相關(guān)的。我們應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型，否則模型系數(shù)的估計(jì)將是有偏的?；诠潭ㄐ?yīng)，運(yùn)用Matlab7.10軟件對(duì)樣本分別擬合空間自相關(guān)模型和空間誤差模型?？臻g自相關(guān)模型擬合結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3的結(jié)果來(lái)看，空間滯后項(xiàng)（W＊dep.var）的系數(shù)很小，在被解釋變量為人均工業(yè)廢氣排放量、人均廢水排放量與人均固體廢棄物排放量的三個(gè)模型中分別為0.064 975、0.002 988和0.076 996，而且均不能拒絕其為零的原假設(shè)，統(tǒng)計(jì)上不顯著。地方政府的財(cái)政赤字水平對(duì)于人均工業(yè)三廢的排放量有顯著影響系數(shù)的符號(hào)仍然存在異常，統(tǒng)計(jì)推斷仍然存在問(wèn)題。而如果存在“空間自回歸”在模型中遺漏的話，會(huì)造成系數(shù)估計(jì)有偏，如果存在“空間誤差相關(guān)”在模型中遺漏的話，會(huì)影響估計(jì)與統(tǒng)計(jì)推斷的有效性。我們可以推斷：環(huán)境污染的空間滯后現(xiàn)象并不顯著，但可能存在空間誤差相關(guān)。我們采用空間誤差模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，結(jié)果見(jiàn)表4。

表3 空間自相關(guān)固定效應(yīng)模型擬合結(jié)果表

表4 空間誤差固定效應(yīng)模型擬合結(jié)果表

從模型整體回歸結(jié)果來(lái)看，三個(gè)模型中大部分參數(shù)都在1%、5%顯著性水平下顯著，并且矯正后的R2值分別達(dá)到了0.846 7、0.819 0和0.862 5，這表明模型對(duì)于數(shù)據(jù)的解釋性良好。對(duì)于新引入的空間變量——空間誤差項(xiàng)（spat.aut）而言，在以人均“三廢”排放量為被解釋變量的三個(gè)模型中均高度顯著地拒絕了其為零的原假設(shè)，其系數(shù)分別為0.176 996、0.236 998和0.286 998。這說(shuō)明環(huán)境污染確實(shí)存在“空間誤差相關(guān)”現(xiàn)象，即環(huán)境污染的相關(guān)性是由于模型中省略的因素具有溢出效應(yīng)而引起的。

第一，從人均工業(yè)三廢排放模型的回歸系數(shù)來(lái)看，人均工業(yè)廢氣排放量、人均廢水排放量與人均固體廢棄物排放量與財(cái)政分權(quán)程度呈現(xiàn)高度顯著的正相關(guān)關(guān)系，在其他因素不變的情況下，財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，人均工業(yè)廢氣排放量、人均廢水排放量與人均固體廢棄物排放量分別會(huì)增加0.381 958億立方米、3.325 807噸和0.182 787噸，地方政府財(cái)政分權(quán)程度提高增加人均工業(yè)三廢的排放量。這表明在GDP為主的政績(jī)考核下，財(cái)政分權(quán)制度激勵(lì)地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)，卻降低了對(duì)環(huán)境保護(hù)的偏好。

第二，尋租腐敗程度越高，人均污染水平越嚴(yán)重。在其他因素不變的情況下，當(dāng)每百萬(wàn)人口中貪污賄賂案件立案數(shù)上升1%，人均廢氣增加0.011 833億立方米，人均廢水排放增加0.102 111噸，人均固體廢棄物增加0.001 666噸。除了解釋變量為人均固體污染物的模型，該變量系數(shù)的顯著性水平都通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。該研究結(jié)果證明了污染排放與腐敗水平之間存在正相關(guān)關(guān)系，其中的原因有兩個(gè)部分：一方面政府行政效率比較低，對(duì)環(huán)境的監(jiān)管力度降低；另一方面地方政府與轄區(qū)內(nèi)污染企業(yè)產(chǎn)生“合謀”，無(wú)視其對(duì)環(huán)境的破壞。

第三，地方政府的財(cái)政赤字增加將提高人均工業(yè)“三廢”的排放量。在人均工業(yè)廢氣排放量和人均工業(yè)固體廢棄物排放量的模型中財(cái)政赤字系數(shù)為正值，表示在其他條件不變的情況下，地方政府的財(cái)政赤字水平每增加1%，人均工業(yè)廢氣排放量和人均工業(yè)固體廢棄物排放量分別會(huì)增加0.000 110億立方米和0.000 039噸，在人均工業(yè)廢水排放量作為被解釋變量的模型中，盡管該變量系數(shù)為負(fù)值，但是已經(jīng)無(wú)法通過(guò)原假設(shè)中其為零的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。總體而言，環(huán)境污染程度和人均工業(yè)三廢的排放量呈正相關(guān)關(guān)系，但是人均工業(yè)廢水排放量對(duì)于地方政府的財(cái)政赤字水平并不敏感。

第四，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與人均工業(yè)三廢的排放量呈正向變動(dòng)關(guān)系。在其他因素不變的情況下，地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重每增加1%，人均廢氣則增加0.083 990億立方米，人均廢水排放將增加0.362 800噸，人均固體廢棄物將增加0.044 160噸。另外，在三個(gè)模型中，反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地方人均GDP及其平方項(xiàng)的參數(shù)均高度顯著。人均GDP的系數(shù)為正，人均GDP的平方項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，呈倒U型，這驗(yàn)證了環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的存在。

五、結(jié)論及建議

本文通過(guò)分析環(huán)境污染與地方政府行為的關(guān)系，建立地方政府行為對(duì)環(huán)境污染的理論假說(shuō)，然后運(yùn)用空間計(jì)量模型對(duì)1997—2009年中國(guó)29個(gè)省、市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，隨著財(cái)政分權(quán)程度提高，地方政府從分成合約中獲得的收益也就越大，對(duì)環(huán)境污染的管理和控制是“睜一只眼閉一只眼”；第二，地區(qū)財(cái)政赤字水平越高，地方政府更加愿意在招商引資過(guò)程中給予土地、環(huán)保等優(yōu)惠政策，以獲取資金，而環(huán)境污染得不到控制；第三，尋租腐敗程度越高，地方政府對(duì)環(huán)境保護(hù)的力度越小，地方的污染排放量就會(huì)越大。

由此可見(jiàn)，地方政府行為與其以GDP為主的政績(jī)考核激勵(lì)機(jī)制有密切的關(guān)系，轉(zhuǎn)變地方政府唯GDP的激勵(lì)機(jī)制是降低環(huán)境污染的重要條件。要從根本上改變這種狀況，我們需要從以下方面考慮：第一，轉(zhuǎn)變以GDP為主的評(píng)價(jià)機(jī)制，引入“綠色GDP”理念，賦予環(huán)境保護(hù)更多的權(quán)重，轉(zhuǎn)變政府的政績(jī)導(dǎo)向；第二，加強(qiáng)社會(huì)組織、公眾對(duì)政府的監(jiān)督機(jī)制，增加地方政府濫用權(quán)力、行政不作為的機(jī)會(huì)主義成本，從而抑制環(huán)境污染問(wèn)題；第三，加強(qiáng)合作，由于環(huán)境污染在空間上具有相互關(guān)聯(lián)性，鄰近的地方政府應(yīng)該加強(qiáng)合作，協(xié)調(diào)各地方利益關(guān)系，打破行政區(qū)壁壘，共同治理生態(tài)污染問(wèn)題。

［1］ Grossman G，Krueger A.Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement［J］.National Bureau Economic Research，1991（11）.

［2］ 林伯強(qiáng)，蔣竺均.中國(guó)二氧化碳的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線預(yù)測(cè)及影響因素分析［J］.管理世界，2009（4）.

［3］ 許廣月，宋德勇.中國(guó)碳排放環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的實(shí)證研究——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010（5）.

［4］ 馬樹(shù)才，李國(guó)柱.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的Kuznets曲線［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2006（8）.

［5］ 陸銘，潘慧.政企紐帶——民營(yíng)企業(yè)家成長(zhǎng)與企業(yè)發(fā)展［M］.北京：北京大學(xué)出版社，2009.

［6］ Solinger Dorothy.China’s Transition from Socialism：State Legacies and Market Reforms［M］.Armonk，NY：M E Sharpe，1993.

［7］ Qian，Roland.Federalism and the soft budget constraint［J］.American Economic Review，1998（77）.

［8］ 張晏，龔六堂.分稅制改革、財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)，2006（1）.

［9］ 姚洋.作為制度創(chuàng)新過(guò)程的經(jīng)濟(jì)改革［M］.上海：格致出版社、上海人民出版社，2008.

［10］Blanchard，Shleifer.Federalism with and without Political Centralization：China vs.Russia［J］.National Bureau of Economic Research，2000（3）.

［11］周黎安.晉升博弈中政府官員的激勵(lì)與合作——兼論我國(guó)地方保護(hù)主義和重復(fù)建設(shè)長(zhǎng)期存在的原因［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004（6）.

［12］徐現(xiàn)祥，李郇，王美今.區(qū)域一體化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與政治晉升［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)，2007（4）.

［13］沈坤榮，付文林.稅收競(jìng)爭(zhēng)、地區(qū)博弈及其經(jīng)濟(jì)績(jī)效［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006（1）.

［14］周權(quán)雄.政府干預(yù)、共同代理與企業(yè)污染排放激勵(lì)——基于二氧化硫排放量省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2009（4）.

［15］Anselin L.Lagrange Multiplier Test Diagnostics for Spatial Dependence and Spatial Heterogeneity［J］.Geographical Analysis，1988，20（1）.

［16］Baltagi.Econometric Analysis of Panel Data［M］.Chichester：John Wily ＆Sons Press，2001.

Spatial Panel Statistical Analysis on Local Government Behavior and Environmental Pollution

ZHENG Zhou-sheng1，HUANG Hui-ting2

（1.School of Economics，Lanzhou University，Lanzhou 730000，China；2.School of Business，Xi＇an University of Finance and Economics，Xi＇an 710061，China）

The paper studies the relationship between local government behavior and environmental pollution by spatial linear panel data from 1997 to 2009.Empirical results are as follows：First，fiscal decentralization，corruption and financial deficit have negative influence on three industrial wastes.Second，while the proportions of secondary industry increase，environmental pollution will be serious.Third，it shows that there is environmental Kuznets curve.

local government；three industrial wastes；spatial panel model

（責(zé)任編輯：李 勤）

F061.5

A

1007－3116（2011）10－0052－06

2011－05－19

2010年全國(guó)經(jīng)濟(jì)管理院校工業(yè)技術(shù)學(xué)研究會(huì)項(xiàng)目《低碳經(jīng)濟(jì)視角下城市的發(fā)展——基于陜西省各大城市的分析和評(píng)級(jí)》（10GYJS011）

鄭周勝，男，福建福州人，博士生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)；

黃慧婷，女，陜西商州人，講師，碩士，研究方向：綠色供應(yīng)鏈管理和項(xiàng)目管理。

【統(tǒng)計(jì)應(yīng)用研究】