財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的空間效應(yīng)

王東 李金葉

摘要 利用2006—2017年我國30個(gè)省級(jí)行政單位的面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型對(duì)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并通過效應(yīng)分解分別計(jì)算出財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)。模型估計(jì)的結(jié)果表明：①財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)通過直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)兩種途徑對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生顯著影響，但收入分權(quán)與支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的空間效應(yīng)具有異質(zhì)性。②財(cái)政收入分權(quán)對(duì)環(huán)境污染具有顯著的負(fù)向直接效應(yīng)和負(fù)向空間溢出效應(yīng)，影響系數(shù)分別為-5.429和-17.572。提高財(cái)政收入分權(quán)度不僅有利于減輕本省份環(huán)境污染，也對(duì)鄰近省份的環(huán)境污染起到抑制作用。而財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染具有顯著的負(fù)向直接效應(yīng)和正向的空間溢出效應(yīng)，影響程度分別為-3.345和1.173。提高財(cái)政支出分權(quán)雖然有利于減少本省份污染的排放，但在一定程度上引起省際的污染外溢效應(yīng)，提高鄰近省份的污染程度。③從總效應(yīng)來看，財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染均呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向相關(guān)性，影響程度分別為-23.001和-2.172。提高財(cái)政分權(quán)可降低環(huán)境污染水平，有利于環(huán)境質(zhì)量提升。④通過構(gòu)建不同空間權(quán)重矩陣，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，結(jié)果表明模型估計(jì)是穩(wěn)健可靠的。根據(jù)分析結(jié)論，可能的啟示與建議有：①合理劃分中央政府和地方政府之間的財(cái)政事權(quán)和支出責(zé)任，在提高財(cái)政支出分權(quán)度的同時(shí)提高地方政府財(cái)政收入分權(quán)度，充分發(fā)揮地方政府環(huán)境治理的積極性和主動(dòng)性。②繼續(xù)加大生態(tài)環(huán)境保護(hù)力度，完善綠色經(jīng)濟(jì)考核機(jī)制，引導(dǎo)地方政府加大對(duì)污染治理和環(huán)境改善的支出水平及效率。

關(guān)鍵詞 財(cái)政收入分權(quán);財(cái)政支出分權(quán);環(huán)境污染;空間效應(yīng)

中圖分類號(hào) F062.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2021）02-0044-08 DOI：10.12062/cpre.20200607

改革開放40多年來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，國內(nèi)生產(chǎn)總值由1978年的3 679億元增長到2018年的90×104億元，年均實(shí)際增長9.4%，但是伴隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，環(huán)境問題日益嚴(yán)峻，環(huán)境污染、生態(tài)破壞、霧霾天氣等問題對(duì)人們的生產(chǎn)生活產(chǎn)生了嚴(yán)重影響，加強(qiáng)環(huán)境治理，提高環(huán)境質(zhì)量是新發(fā)展理念的重要組成部分。近年來隨著環(huán)境保護(hù)力度的不斷加大，地方政府用于環(huán)境保護(hù)的支出不斷增多，2018年我國地方財(cái)政環(huán)保支出為5 870.05億元，占全國財(cái)政環(huán)保支出總額的93.2%，但是隨著地方政府財(cái)政壓力的增大，地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)不匹配、缺乏財(cái)政自主權(quán)等問題凸顯，可能導(dǎo)致地方政府為增加財(cái)政收入而忽視環(huán)境質(zhì)量提升，那么在現(xiàn)有的財(cái)政分權(quán)體制下的財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)分別對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生何種效應(yīng)以及如何通過優(yōu)化財(cái)政分權(quán)實(shí)現(xiàn)對(duì)地方政府的環(huán)境保護(hù)激勵(lì)和提高環(huán)境治理水平具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

環(huán)境質(zhì)量屬于公共物品范疇，不具有排他性和競(jìng)爭性，市場(chǎng)供給難以形成帕累托最優(yōu)，因此應(yīng)當(dāng)由政府供給。一方面由于居民會(huì)以“用腳投票”的方式對(duì)地方政府進(jìn)行選擇[1]，地方政府為滿足居民需求會(huì)增加包括環(huán)境在內(nèi)的公共物品和服務(wù)等的支出，從而推動(dòng)公共物品和服務(wù)的供給水平不斷地向著帕累托效率改進(jìn)，提高地方政府的支出效率。另一方面由于存在信息不對(duì)稱，地方政府相較于中央政府掌握更多的關(guān)于當(dāng)?shù)鼐用竦男畔①Y源，地方政府可根據(jù)自身的信息優(yōu)勢(shì)對(duì)轄區(qū)的公共資源進(jìn)行配置，因此在實(shí)施公共支出政策時(shí)就會(huì)比中央政府更符合轄區(qū)內(nèi)居民的偏好[2]，實(shí)行財(cái)政分權(quán)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效率的提升。環(huán)境聯(lián)邦主義認(rèn)為居民對(duì)環(huán)境質(zhì)量需求偏好具有異質(zhì)性且不同地方政府進(jìn)行環(huán)境治理的邊際成本具有差異化特征[3]，因此由地方政府進(jìn)行環(huán)境治理和改善環(huán)境質(zhì)量可以更好地促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用窀＠黾印?/p>

第一代財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為政府的主要目標(biāo)是使居民的福利達(dá)到最大化，而以Qian和Weingast[4] 、Qian和Roland[5] 為代表的第二代財(cái)政分權(quán)理論提出政府與政府官員是“經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)，以“委托-代理”理論為基礎(chǔ)，認(rèn)為地方政府的目標(biāo)函數(shù)更多是追求預(yù)算最大化，因此地方政府會(huì)選擇保護(hù)本地市場(chǎng)從而形成地區(qū)間的財(cái)政競(jìng)爭。在這種財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府為了追求預(yù)算收入最大化通常會(huì)采取效率低下的環(huán)境政策，放松環(huán)境監(jiān)管與治理[6]，從而導(dǎo)致污染排放加劇的“逐底競(jìng)爭”，甚至發(fā)生以鄰為壑的現(xiàn)象[7]。而Glazer[8]則認(rèn)為當(dāng)污染成本過高時(shí)會(huì)使地方政府提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而形成“競(jìng)爭到頂”的現(xiàn)象。

由于我國的經(jīng)濟(jì)增長主要以政府為主導(dǎo)，因此第二代財(cái)政分權(quán)理論并不完全符合我國實(shí)際。長期以來，以出口和投資為導(dǎo)向的增長方式在一定程度上導(dǎo)致了環(huán)境污染的增加[9]，而這種發(fā)展方式很大程度上是由中國式分權(quán)治理模式?jīng)Q定的[10]。在以GDP為主要考核指標(biāo)的晉升激勵(lì)下，一方面地方政府為追求經(jīng)濟(jì)增長，更多地傾向于經(jīng)濟(jì)性支出而對(duì)環(huán)境等公共物品或公共服務(wù)支出不足[11-12]。另一方面由于地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)不匹配，增加環(huán)境治理等支出會(huì)使地方財(cái)政壓力擴(kuò)大，導(dǎo)致地方政府對(duì)環(huán)境污染治理、提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)等方面的積極性和主動(dòng)性較為缺乏[13]，從而導(dǎo)致污染加劇。

盡管上述關(guān)于晉升錦標(biāo)賽的理論更符合我國實(shí)際情況，但仍然無法解釋地方政府不斷增長的環(huán)保支出行為[14]。此外眾多學(xué)者通過實(shí)證研究討論了我國財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的影響。宋馬林和金培振[15]認(rèn)為財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致地方政府稅收競(jìng)爭，加劇資源錯(cuò)配和要素扭曲，能效低下和環(huán)境污染也隨之而來。馮雪艷等[16]通過對(duì)2005—2015年我國各省份歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)使本省份環(huán)境污染趨于惡化。李強(qiáng)[17]用系統(tǒng)廣義矩方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致環(huán)境污染水平提升，不利于生態(tài)保護(hù)和綠色發(fā)展。而韓君和孟冬傲[18]通過實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)都對(duì)SO2排放有顯著的負(fù)向影響，提高財(cái)政分權(quán)度可以抑制SO2 的排放。鄭潔等[19]基于替代效應(yīng)和收入效應(yīng)對(duì)1997—2016年我國的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了門檻分析，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境會(huì)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，隨著各地人均收入水平的提高，負(fù)向效應(yīng)不斷減弱。

在已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，試圖在以下方面開展探索：一方面基于地理學(xué)第一定律，鄰近省份之間的財(cái)政分權(quán)可以通過地區(qū)間的模仿和示范等作用對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生顯著的空間外溢性[20]，因此引入空間面板數(shù)據(jù)模型探討財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的空間效應(yīng)，相比于已有文獻(xiàn)更多的采用普通面板數(shù)據(jù)模型而言更加符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況。另一方面，對(duì)應(yīng)財(cái)政收入和支出，分別形成收入分權(quán)和支出分權(quán)，大多數(shù)文獻(xiàn)往往選擇其中之一作為研究對(duì)象，對(duì)兩種分權(quán)對(duì)環(huán)境的影響分析不全面。因此基于收入和支出雙重視角將兩種分權(quán)同時(shí)引入空間計(jì)量模型，以便更好地分析財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染空間效應(yīng)的異質(zhì)性。

2 實(shí)證設(shè)計(jì)

2.1 空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

空間面板數(shù)據(jù)模型需要設(shè)定空間權(quán)重矩陣，用以確定各空間區(qū)域之間的關(guān)聯(lián)方式和關(guān)聯(lián)狀態(tài)，目前文獻(xiàn)中通常所采用的空間權(quán)重矩陣主要有Bishop鄰接矩陣、Queen鄰接矩陣、Rook相鄰矩陣、K-nearest矩陣、物理距離矩陣、經(jīng)濟(jì)距離矩陣等。為了保證對(duì)模型進(jìn)行正確識(shí)別，空間權(quán)重矩陣需要具有外生性，因此選擇基于地理信息的距離倒數(shù)矩陣，以各省份質(zhì)心坐標(biāo)間地理距離的倒數(shù)作為空間權(quán)重，記區(qū)域i與區(qū)域j的距離為dij，定義空間權(quán)重為wij=1/dij。

空間權(quán)重矩陣W設(shè)定如下：

2.2 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

由于環(huán)境污染排放雖然按照行政區(qū)劃進(jìn)行計(jì)算，但是污染物對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響程度通常具有跨區(qū)域影響的特征。已有研究表明廢水、廢氣和固體廢棄物等環(huán)境污染均會(huì)產(chǎn)生空間溢出[21]，即具有一定的空間自相關(guān)性。通過計(jì)算莫蘭指數(shù)，測(cè)度了2006—2017年我國環(huán)境污染的空間自相關(guān)特征，表1報(bào)告了測(cè)算結(jié)果。從表1可以看出，2006—2009年我國環(huán)境污染的空間自相關(guān)性相對(duì)較差，但關(guān)聯(lián)性不斷增強(qiáng)，2010—2017年我國環(huán)境污染的空間自相關(guān)性均在5%水平上達(dá)到顯著性要求，即空間自相關(guān)性較強(qiáng)。在實(shí)證研究中應(yīng)充分考慮環(huán)境污染的空間屬性，因此引入空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究是必要的。

同時(shí)鑒于Morans I空間相關(guān)性檢驗(yàn)主要是針對(duì)截面數(shù)據(jù)回歸模型所提出的[22-23]，由于選取的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為空間面板數(shù)據(jù)，因此為進(jìn)一步確保上述檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，通過構(gòu)建混合最小二乘模型進(jìn)行回歸并對(duì)結(jié)果進(jìn)行LM檢驗(yàn)[24]。結(jié)果表明財(cái)政收入分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的效應(yīng)LM-error、Robust-LM-error、LM-lag、Robust-LM-lag等檢驗(yàn)結(jié)果均在5%的水平上顯著，而財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的效應(yīng)Robust-LM-error檢驗(yàn)結(jié)果也在10%的水平上顯著。因此進(jìn)一步說明了環(huán)境污染存在空間關(guān)聯(lián)，空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型較為適用。

2.3 模型設(shè)定

由于普通面板模型無法對(duì)不同區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)變量的空間交互關(guān)系進(jìn)行刻畫，結(jié)合上述分析，在探討財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的效應(yīng)時(shí)引入空間計(jì)量模型。已有研究表明財(cái)政分權(quán)和環(huán)境污染存在顯著的空間相關(guān)性[25]，因此以環(huán)境污染為被解釋變量，分別以財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)為解釋變量，探討財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的影響。由于不同的空間模型所表達(dá)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義不同，參考白俊紅等[26]、卓乘風(fēng)等[27]的做法，分別采用OLS、SAR、SEM、SAC作為具體模型應(yīng)用，分別估計(jì)財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的具體效應(yīng)，以財(cái)政收入分權(quán)為例具體模型如下：

式（5）為空間自相關(guān)模型SAC，式（2）～（4）可看作是對(duì)SAC模型分別設(shè)置某種約束條件后得到的OLS模型、SAR模型和SEM模型。當(dāng)空間SAC模型不考慮被解釋變量的滯后項(xiàng)對(duì)其本身的影響時(shí)，即模型空間滯后項(xiàng)的系數(shù)ρ=0時(shí)，就可得到空間誤差SEM模型，如式（4）。當(dāng)空間SAC模型排除擾動(dòng)項(xiàng)影響，即空間誤差項(xiàng)的系數(shù)λ=0時(shí)，則得到空間自回歸SAR模型，如式（3）。由于OLS模型屬于非空間計(jì)量模型，未考慮不同省份之間的空間相關(guān)性，因此可以看作空間SAC模型中同時(shí)排除空間滯后項(xiàng)和空間誤差項(xiàng)的影響后所得，如式（2）。式（2）～（5）中POLL為被解釋變量，W為地理距離權(quán)重矩陣，X為控制變量，μ和ε是服從獨(dú)立同分布的擾動(dòng)項(xiàng)。

2.4 指標(biāo)選擇與描述統(tǒng)計(jì)

基于上述模型設(shè)定，POLL為被解釋變量，代表地區(qū)污染物的對(duì)數(shù)。考慮到指標(biāo)的代表性，綜合考慮不同類型污染物排放情況，選取的污染物包括工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)廢水COD排放量的總和。由于我國的一般公共預(yù)算收入（支出）由中央本級(jí)和地方政府兩級(jí)收入（支出）組成，因此財(cái)政收入分權(quán)衡量指標(biāo)用地方本級(jí)收入與（中央本級(jí)收入+地方本級(jí)收入）之比表示;財(cái)政支出分權(quán)用地方本級(jí)支出與（中央本級(jí)支出+地方本級(jí)支出）之比表示。由于環(huán)境污染會(huì)受到多種因素的影響，因此在進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析時(shí)對(duì)部分變量予以控制。隨著我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷推進(jìn)，人口集聚和產(chǎn)業(yè)集聚使得資源能源消耗加大，污染排放和環(huán)境壓力增加[28]，因此選取城鎮(zhèn)化水平（URBAN）作為控制變量，采用各省份年末城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诒戎乇硎?。基于環(huán)境庫茲涅茨曲線假說，經(jīng)濟(jì)的不斷增長對(duì)環(huán)境污染水平具有較大影響[29]，故而選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（PGDP）作為控制變量，用地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)總?cè)丝诒戎乇硎?。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是人類活動(dòng)影響環(huán)境污染的重要環(huán)節(jié)[30]，隨著我國工業(yè)化的不斷推進(jìn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等導(dǎo)致環(huán)境污染問題日益嚴(yán)峻[31]，因此選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）作為控制變量，用各省第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示[32]。由于中央政府不斷加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，污染治理投入力度加大，對(duì)減少環(huán)境污染具有重要影響[33]，因此選取環(huán)境規(guī)制（RUG）作為控制變量，用各省工業(yè)污染投資的對(duì)數(shù)表示。基于對(duì)外貿(mào)易發(fā)展可能促使其他國家對(duì)我國進(jìn)行環(huán)境污染轉(zhuǎn)嫁[34]，因此選取開放水平（OPEN）作為控制變量，用各省進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。如表2所示。

所選取的面板數(shù)據(jù)是2006—2017年我國除西藏、港澳臺(tái)地區(qū)以外的30個(gè)省區(qū)市的相關(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征見表3。

3 實(shí)證結(jié)果與空間效應(yīng)分析

3.1 實(shí)證結(jié)果

通過對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，Hausman統(tǒng)計(jì)量顯著為正，固定效應(yīng)模型具有更好的效果。同時(shí)考慮到針對(duì)特定樣本中個(gè)體進(jìn)行回歸分析時(shí)（如選取我國除西藏、港澳臺(tái)地區(qū)以外的30個(gè)省

份），固定效應(yīng)模型相比于樣本從考察總體中隨機(jī)抽取的隨機(jī)效應(yīng)模型來說效果更好[35]，因此通過建立空間面板固定效應(yīng)模型，并采用極大似然法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。由于空間計(jì)量模型包含空間固定、時(shí)間固定和時(shí)空固定效應(yīng)的情況，因此根據(jù)似然比（LR）檢驗(yàn)、自然對(duì)數(shù)值（Log-L）檢驗(yàn)分別對(duì)SAR、SEM和SAC模型的固定效應(yīng)形式進(jìn)行檢驗(yàn)并結(jié)合數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行模型設(shè)定，具體模型回歸結(jié)果見表4。從表4的估計(jì)結(jié)果可以看出，以上SAR、SEM和SAC模型的空間項(xiàng)系數(shù)ρ和λ呈現(xiàn)出較高的顯著性，表明我國各地區(qū)環(huán)境污染的確存在高度的空間相關(guān)性。在考慮空間效應(yīng)的情況下，除了SAR模型中財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染作用不顯著以外，其他模型中財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)兩個(gè)指標(biāo)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這表明財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，適當(dāng)提升財(cái)政分權(quán)度有利于抑制環(huán)境污染。在空間計(jì)量模型中財(cái)政收入分權(quán)IFD的系數(shù)-4.947的絕對(duì)值大于財(cái)政支出分權(quán)EFD的系數(shù)-3.312的絕對(duì)值，而且IFD的空間項(xiàng)系數(shù)顯著性水平更高，普通OLS模型的估計(jì)結(jié)果也具有相似的特征。這意味著財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)不僅能夠抑制污染排放，而且各自的邊際效應(yīng)也存在異質(zhì)性，財(cái)政收入分權(quán)對(duì)環(huán)境和生態(tài)污染的抑制作用更為明顯。此外，各模型的回歸結(jié)果也較為一致，結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

從模型估計(jì)結(jié)果上看，SAC模型相比于SAR、SEM和普通面板數(shù)據(jù)OLS模型具有空間效應(yīng)最為顯著的特點(diǎn)。從控制變量上看，城鎮(zhèn)化水平、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制等均呈現(xiàn)較高的顯著性，而且SAC模型包含了自相關(guān)和隨機(jī)擾動(dòng)兩種空間傳導(dǎo)機(jī)制假定，對(duì)分析財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的空間效應(yīng)的作用不可忽視。為進(jìn)一步判斷SAC模型的合理性，對(duì)SAC模型進(jìn)行LR檢驗(yàn)，結(jié)果顯示χ2統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0，即拒絕空間SAR和SEM模型替代SAC模型的原假設(shè)，驗(yàn)證了使用SAC模型進(jìn)行分析是合適的。

3.2 空間效應(yīng)分析

為進(jìn)一步揭示解釋變量對(duì)被解釋變量的空間溢出效應(yīng)的程度，通過效應(yīng)分解分別計(jì)算出財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。直接效應(yīng)用于描述財(cái)政分權(quán)對(duì)本地區(qū)環(huán)境污染的平均影響，間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)揭示了本省份財(cái)政分權(quán)對(duì)其他省份的環(huán)境污染的平均影響，總效應(yīng)反映了解釋變量財(cái)政分權(quán)對(duì)全部地區(qū)產(chǎn)生的平均影響[36]。表5報(bào)告了計(jì)算結(jié)果。

通過表5可以看到兩種分權(quán)模式不僅對(duì)環(huán)境污染有顯著的直接效應(yīng)，還通過空間溢出效應(yīng)間接對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生顯著影響，通過P值判斷無論是直接效應(yīng)、間接效應(yīng)還是總效應(yīng)都具有較高的顯著性。

從財(cái)政收入分權(quán)方面看：本地區(qū)財(cái)政收入分權(quán)對(duì)其自身環(huán)境污染的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，直接效應(yīng)系數(shù)為-5.429，表明提高地方政府財(cái)政收入分權(quán)度，有利于各省份減少污染排放，對(duì)各地環(huán)境質(zhì)量的提升與生態(tài)環(huán)境的改善起到積極作用?？赡茉蚴窃谥袊椒謾?quán)體制下，一方面隨著財(cái)政收入比重的提升，使得地方政府的投資性偏好相對(duì)下降[37]，而用于改善環(huán)境等公共物品和服務(wù)的偏好增加。另一方面財(cái)政收入分權(quán)度的提高使得地方財(cái)政收入自主權(quán)擴(kuò)大，地方政府可以制定具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)政策著眼于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長期增長，有助于財(cái)政收入的增加。因此地方政府提供公共物品和服務(wù)的能力得到改善，從而加大環(huán)境治理強(qiáng)度和提高地區(qū)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，降低污染排放。且財(cái)政收入分權(quán)對(duì)環(huán)境污染也具有顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，影響程度為-17.572，表明地方政府財(cái)政收入分權(quán)度的提高除了對(duì)本地區(qū)環(huán)境污染起到抑制作用以外，還會(huì)對(duì)其他省份的污染水平產(chǎn)生抑制作用?？赡茉蚴歉鞯貐^(qū)在新發(fā)展理念和生態(tài)保護(hù)政策等的激勵(lì)和約束下，不斷爭取財(cái)政和晉升激勵(lì)最大化，實(shí)現(xiàn)策略調(diào)整，采取更加嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)本地區(qū)環(huán)境質(zhì)量改善，并通過“模仿效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”形成“競(jìng)爭到頂”的效果，從而促進(jìn)整體環(huán)境質(zhì)量提升。

從財(cái)政支出分權(quán)方面看：本地區(qū)財(cái)政支出分權(quán)對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染有顯著的負(fù)向直接效應(yīng)，影響程度為-3.345，表明各省份財(cái)政支出分權(quán)度的提高對(duì)本省污染排放有抑制效應(yīng)。主要原因可能是中央政府在考核機(jī)制上不斷提升生態(tài)環(huán)境保護(hù)等指標(biāo)權(quán)重，以及實(shí)行生態(tài)環(huán)境指標(biāo)“一票否決制”，使得地方政府不斷增加對(duì)環(huán)境保護(hù)與治理的支出水平，不斷提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)和增加治理投入，從而導(dǎo)致污染排放減少。而財(cái)政支出分權(quán)空間溢出效應(yīng)顯著為正，影響程度為1.173，表明本省份財(cái)政支出分權(quán)的提高增加了鄰近省份的污染排放?？赡茉蚴秦?cái)政支出分權(quán)度的提高使得地方環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)提升，增加了本省份污染企業(yè)成本，從而使本地污染企業(yè)遷出到臨近省份或者其他地區(qū)。由于各個(gè)省份財(cái)政支出分權(quán)存在一定的差異性，使得污染企業(yè)有遷入環(huán)境支出效率較低地區(qū)的可能性，在某種程度上導(dǎo)致污染外溢。但從總效應(yīng)來看，財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系，表明財(cái)政支出分權(quán)的提高總體上有利于環(huán)境質(zhì)量提升。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于上述研究主要是基于通過空間地理距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣并進(jìn)行極大似然估計(jì)的，為進(jìn)一步驗(yàn)證模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，通過增加距離縮減系數(shù)的方法構(gòu)建地理質(zhì)心距離平方倒數(shù)矩陣W1和引入基于人均GDP的經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣W2，再次進(jìn)行SAC模型估計(jì)，以檢驗(yàn)結(jié)果是否穩(wěn)定。表6報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。

從表6的結(jié)果可以看出，選擇新的空間權(quán)重矩陣進(jìn)行模型估計(jì)后，回歸結(jié)果顯示SAC模型回歸系數(shù)仍然具有顯著性。空間項(xiàng)系數(shù)ρ和λ呈現(xiàn)出較高的顯著性，說明運(yùn)用SAC模型實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的空間效應(yīng)是合適的。進(jìn)一步通過空間效應(yīng)分解的結(jié)果可以看出無論是財(cái)政收入分權(quán)還是財(cái)政支出分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果仍然顯著，且三種效應(yīng)的方向與前文仍然保持一致，因此研究結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

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（責(zé)任編輯：李 琪）