環(huán)境收益外溢與地方政府節(jié)能環(huán)保支出

李嵐

摘要：運(yùn)用2007-2014年的財政預(yù)算環(huán)境保護(hù)支出與環(huán)境收益的廢水排放量的省級數(shù)據(jù)，利用莫蘭指數(shù)、空間滯后模型、極大最小二乘回歸模型，分析了環(huán)境收益外溢與地方政府節(jié)能環(huán)保支出的影響。主要結(jié)論為：公共財政節(jié)能環(huán)保支出在各省作用效果有很大差異，環(huán)境污染具有很強(qiáng)的空間外溢性，各省環(huán)保投入收益不能全部歸于本轄區(qū)，這使各省在制定節(jié)能環(huán)保支出預(yù)算時也存在一定的模仿現(xiàn)象。為此，建議，建立完善綠色財政支出體系，逐漸提高節(jié)能環(huán)保支出在公共財政支出中的比重，充分發(fā)揮市場的作用，建立和完善地方節(jié)能環(huán)保支出撥款機(jī)制中績效考核體系。

關(guān)鍵詞：環(huán)境收益；空間外溢；節(jié)能環(huán)保支出；空間計量

中圖分類號：D9

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2016.17.073

1引言

隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，環(huán)境污染問題越來越成為制約一個國家進(jìn)一步發(fā)展的重要因素，成為了世界各國關(guān)注的焦點(diǎn)。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，國民生產(chǎn)總值不斷提高，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程進(jìn)一步推進(jìn)，國民生活水平日益改善。但是，中國粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式背后，環(huán)境污染問題不容忽視。雖然近幾年我國在環(huán)境保護(hù)方面做出了很多努力：2007年將環(huán)境保護(hù)支出列入政府公共財政預(yù)算、新《預(yù)算法》、“水十條”、開征水資源稅、限制水權(quán)交易等，但情況仍不容樂觀。據(jù)2015年環(huán)境公報顯示，我國空氣污染程度仍較高，部分省市霧霾頻發(fā)，2015年中國338個城市中，只有73個城市達(dá)標(biāo)，超標(biāo)城市占78.4%。在水環(huán)境方面，部分水體污染問題仍十分突出，城市黑臭水體大量存在，全國地表水Ⅰ類水質(zhì)斷面比例不斷下降。日前在京公布的《2016年聯(lián)合國世界水發(fā)展報告》中指出，水污染、水資源短缺將成為制約經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的重要因素。因此，這就要求中國在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)、追求綠色GDP的過程當(dāng)中，進(jìn)一步增加政府環(huán)境保護(hù)支出，提高節(jié)能環(huán)保支出在公共財政預(yù)算安排中的地位。但目前，財政節(jié)能環(huán)保支出與現(xiàn)階段環(huán)境保護(hù)需求之間的差距還很大。地方政府節(jié)能環(huán)保支出存在較大的外溢性，即地方政府環(huán)境保護(hù)支出并不僅僅帶來本地區(qū)的環(huán)境改善，同時也會在一定程度上降低相鄰地區(qū)的環(huán)境污染程度，省域間環(huán)境污染空間效應(yīng)影響是客觀存在的。而且目前對于節(jié)能環(huán)保支出外溢性進(jìn)行研究的相關(guān)文獻(xiàn)很少，現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境收益外溢的論述也只是停留在理論層面，鮮有學(xué)者對其進(jìn)行實(shí)證分析。因此研究環(huán)境收益外溢性對地方公共財政節(jié)能環(huán)保支出政策的影響，對于建立完善中央政府對地方政府環(huán)保支出轉(zhuǎn)移支付制度和財政補(bǔ)貼政策，提高地方政府的節(jié)能環(huán)保投入積極性和資金使用效率具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

2研究方法與數(shù)據(jù)

2.1計量方法

本文采用空間經(jīng)濟(jì)計量中的空間滯后模型（SLAG），即

Y=ρ（I TWN）Y+βX+ε（1）

其中，Y表示因變量，X為外生解釋變量矩陣，反映地區(qū)的其他社會經(jīng)濟(jì)特征的變量集；β為待估回歸系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。ρ是空間滯后變量WY的系數(shù)，刻畫地區(qū)間的相互作用；i和t分別為截面維度和時間維度，IN為T維單位時間矩陣，WN為n×n的空間權(quán)重矩陣（n為地區(qū)數(shù)）。

根據(jù)上述理論闡述與相關(guān)研究，本文具體的模型如下：

Eit=ρ∑j≠iWijEit+βXit+λZit+εit（2）

其中，i，j=1，…，30，j≠i，εij～iid（0，σ2），Eit表示省份i在t時期的環(huán)境污染程度，Wij為空間權(quán)重矩陣，通過對各省份進(jìn)行權(quán)重賦值加總形成。Xij為省份i在t時期的解釋變量，Zij為控制變量。

空間權(quán)重矩陣體現(xiàn)了地區(qū)之間的空間因素影響。本文根據(jù)“相鄰”函數(shù)對各省權(quán)重進(jìn)行賦值，即如果區(qū)域i和區(qū)域j有共同的邊界，則Wij為1，否則為0，且主對角線上元素W11=W22=…Wnn=0，即相同區(qū)域的距離為0。實(shí)踐中，還要對Wij進(jìn)行“行標(biāo)準(zhǔn)化”，以保證每行元素之和為1。

被解釋變量Eit是環(huán)境污染程度，本文選取環(huán)境污染指標(biāo)——水環(huán)境衡量。當(dāng)前環(huán)境污染主要來自于工業(yè)生產(chǎn)，而且由于統(tǒng)計年鑒中水環(huán)境統(tǒng)計口徑的變化，本文選取各省、直轄市、自治區(qū)的工業(yè)廢水排放總量作為環(huán)境變量。針對解釋變量，采用公共財政節(jié)能環(huán)保支出作為衡量指標(biāo)，即控制變量Zij。為了使模型更加可靠，本文引入其他一些控制變量，即其他可能也會對環(huán)境污染程度產(chǎn)生影響的因素。在此，本文將一組與各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)聯(lián)的因素歸結(jié)為控制變量，包括當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平（用地區(qū)GDP衡量，表示為Gdp），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（用第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP的比重衡量，表示為Priind）。

2.2數(shù)據(jù)來源

根據(jù)本文研究內(nèi)容以及上述指標(biāo)體系，選擇除海南省之外的大陸30個省、直轄市、自治區(qū)為研究對象。因?yàn)楹Ｄ鲜√幱凇肮聧u”狀態(tài)，與其他區(qū)域均不相鄰，其在空間權(quán)重矩陣中權(quán)重賦值均為0，所以將海南省排除在外。財政部2006年《關(guān)于引發(fā)政府收支分類改革方案的通知》的改革方案指出將環(huán)境保護(hù)支出列入政府收支分類體系，因此，2007年政府預(yù)算首次出現(xiàn)環(huán)境保護(hù)類支出。所以，本文選取了2007年至2014年的數(shù)據(jù)。各年數(shù)據(jù)均由《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計公報》中相關(guān)數(shù)據(jù)處理得到。

3實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1描述性統(tǒng)計結(jié)果

從表1中可以看出，工業(yè)廢水排放量均值從2007年的82017.77萬噸至2014年的68180.3萬噸，減少16.87%，且八年工業(yè)廢水排放量總體上呈下降趨勢，這說明從全國范圍來看，環(huán)境污染程度總體來說有所下降。除2010年外，工業(yè)廢水排放量標(biāo)準(zhǔn)差也逐年減少，各地區(qū)環(huán)境污染程度差異在縮小，各地區(qū)之間存在一定程度的模仿現(xiàn)象。對于解釋變量節(jié)能環(huán)保支出，2007年首次將環(huán)保支出列入政府預(yù)算，節(jié)能環(huán)保支出水平較低。2008年較2007年增長87倍，這可能是由于2008年我國舉辦北京奧運(yùn)會，政策性因素影響較大，2009年后保持較平穩(wěn)的增長態(tài)勢。而解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差逐年增加，各地環(huán)保支出水平差異逐年增大?？刂谱兞恐械貐^(qū)生產(chǎn)總值均值逐年增長、標(biāo)準(zhǔn)差逐年增大。在各地區(qū)發(fā)展水平總體向好的同時，各地區(qū)之間日益擴(kuò)大的經(jīng)濟(jì)水平差異不容忽視。

3.2估計結(jié)果和分析

3.2.1空間滯后模型估計結(jié)果和分析

表2中模型1至模型8分別報告的是2007年至2014年環(huán)境污染和節(jié)能環(huán)保支出的空間滯后模型的估計結(jié)果模型。檢驗(yàn)結(jié)果表明：空間回歸系數(shù)的估計值2007年至2009年均在5%的水平上顯著，2010年至2014年各年均在10%水平上顯著，表明環(huán)境污染受相鄰地區(qū)的影響非常明顯，具有顯著的溢出效應(yīng)，各地區(qū)之間環(huán)境污染具有地理空間依賴性。而且對于空間自回歸系數(shù)的似然比檢驗(yàn)與拉格朗日檢驗(yàn)也得到同樣的結(jié)果。莫蘭指數(shù)，各年至少在10%的顯著水平上顯著，也說明有顯著的聚類和空間正相關(guān)的可能性，且這種可能性大于或等于90%。

具體來看，除2009年外，其他年份空間滯后模型中節(jié)能環(huán)保支出的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，這與多數(shù)人的想法相符，即政府環(huán)保支出增加會使地方環(huán)境污染問題有所改善，然而各年系數(shù)值相差很大，系數(shù)絕對值最大可達(dá)414.66，最小值僅有5.10，極差非常大，說明各年環(huán)境政策所帶來的效果存在極大的差異。對于控制變量，地區(qū)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)比重的系數(shù)均為正數(shù)，表明控制變量各自的增長，均會造成環(huán)境污染程度的加深。縱向比較，地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)在逐年變小，說明地區(qū)生產(chǎn)總值對環(huán)境污染帶來的負(fù)效應(yīng)在減弱。而控制變量第二產(chǎn)業(yè)比重的系數(shù)呈倒U型分布，在2010年達(dá)最大值。這說明第二產(chǎn)業(yè)比重對環(huán)境的負(fù)效應(yīng)先不斷加重，2010年之后負(fù)效應(yīng)逐年減弱。

3.2.2極大最小二乘回歸結(jié)果和分析

表3為環(huán)境污染關(guān)于節(jié)能環(huán)保支出、GDP、第二產(chǎn)業(yè)比重的最小二乘回歸估計結(jié)果，除模型2和模型3外其他模型均顯著。同空間計量結(jié)果相似，只有模型3節(jié)能環(huán)保支出系數(shù)為正值，其他均為負(fù)值，說明環(huán)保支出起到減少環(huán)境污染的作用。比較表3和表2節(jié)能環(huán)保支出系數(shù)大小，可以看出，表3中模型1、模型4-8的節(jié)能環(huán)保支出系數(shù)的絕對值均明顯小于表2，在不考慮空間關(guān)系的情況下，各省節(jié)能環(huán)保支出對本省的環(huán)境污染的治理作用效果更顯著。因此綜合表2和表3的數(shù)據(jù)，可以得到各省節(jié)能環(huán)保支出不僅僅對各省環(huán)境污染起到了治理作用，同時，對于相鄰省份也有一定的環(huán)境治理效果，而且外溢性十分明顯。

4結(jié)論與建議

本文運(yùn)用中國30個省、直轄市、自治區(qū)2007-2014年的工業(yè)廢水排放量和公共財政節(jié)能環(huán)保支出、地區(qū)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)比重等相關(guān)數(shù)據(jù)，對環(huán)境污染排放和公共財政節(jié)能環(huán)保支出建立了空間滯后模型。利用Stata軟件操作得到上述結(jié)果。綜合上述分析可以得到，環(huán)境污染空間外溢性與地方政府節(jié)能環(huán)保支出有密切的關(guān)系：（1）公共財政節(jié)能環(huán)保支出在各省作用效果有很大差異。（2）環(huán)境污染、環(huán)保支出均具有很強(qiáng)的空間外溢性，這使各省環(huán)保投入收益不能全部歸于本轄區(qū)。（3）由于環(huán)境收益的外溢性，各省在制定節(jié)能環(huán)保支出預(yù)算時存在一定的模仿行為。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出的主要建議包括：（1）建立完善綠色財政支出體系，增加節(jié)能環(huán)保支出，逐漸提高節(jié)能環(huán)保支出在公共財政支出、公共財政預(yù)算中的比重。節(jié)能環(huán)保支出增長的速度可以參照第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的增長速度。（2）充分發(fā)揮市場的作用，逐步探索一套利益補(bǔ)償機(jī)制，實(shí)現(xiàn)“誰破壞，誰受罰”、“誰投入，誰受益”，從而提高各地政府環(huán)境治理的積極性。（3）建立和完善地方節(jié)能環(huán)保支出撥款機(jī)制中績效考核體系，如引入“以獎代補(bǔ)”等，強(qiáng)調(diào)資金使用效率，將環(huán)境污染治理結(jié)果與財政預(yù)算資金給付相掛鉤，逐步遏制各省環(huán)保投入政策中的“搭便車”行為。

參考文獻(xiàn)

[1]劉小勇.鄰里競爭、財政分權(quán)與地方政府財政支出偏向[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2016，（2）：137143.

[2]楊繼生，徐娟.環(huán)境收益分配的不公平性及其轉(zhuǎn)移機(jī)制[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，（1）：155167.

[3]席鵬輝，梁若冰.空氣污染對地方環(huán)保投入的影響——基于多斷點(diǎn)回歸分析[J].統(tǒng)計研究，2015，（9）：7683.

[4]潘孝珍，龐鳳喜.中國地方政府間的企業(yè)所得稅競爭研究[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2015，（5）：8897.

[5]張可，汪東芳.經(jīng)濟(jì)集聚與環(huán)境污染的交互影響及空間溢出[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014，（6）：7082.

[6]李勝蘭，初善冰，申晨.地方政府競爭、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域生態(tài)效率[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014，（4）：88110.

[7]劉潔，李文.中國環(huán)境污染與地方政府稅收競爭——基于空間面板數(shù)據(jù)模型的分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2013，（4）：8188.

[8]丁志國，趙宣凱，趙晶.直接影響與空間溢出效應(yīng)：我國城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)與經(jīng)濟(jì)研究，2011，（9）：118130.

[9]尹恒，徐琰超.地市級地區(qū)間基本建設(shè)支出的相互影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（7）：5564.

[10]王亞菲.公共財政投入對環(huán)境污染的影響分析[J].財政研究，2011，（2）：3842.

[11]張晏，夏紀(jì)軍，張文瑾.自上而下的標(biāo)尺競爭與中國省級政府公共支出溢出效應(yīng)差異[J].浙江社會科學(xué)，2010，（12）：2026，74，125.

[12]張征宇，朱平芳.地方環(huán)境支出的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，（5）：8294.

[13]房巧玲，劉長翠，肖振東.環(huán)境保護(hù)支出績效評價指標(biāo)體系構(gòu)建研究[J].審計研究，2010，（3）：2227.

[14]王立平，管杰，張繼東.中國環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長：基于空間動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析[J].地理科學(xué)，2010，（6）：818825.

[15]Frederickson P G，Millimet D L.Strategic Interaction and the Determination of Environmental Policy across U.S.States[J].Journal of Urban Economics，2002，52（2）：269304.

[16]Baumol，W.The Theory of Environmental Policy[M].Cambridge University Press，1998.