地方政府環(huán)保支出及其策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境污染的影響

摘 要：本文基于2007—2017年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型分析了地方政府環(huán)保支出及其策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境污染的影響。研究結(jié)果顯示：地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放量有顯著負(fù)向影響，但對(duì)工業(yè)廢水排放量的影響不顯著;地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)的具體形式為“逐頂競爭”的策略互補(bǔ)，地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放量有顯著的空間抑制效應(yīng)，即相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出增加，會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量顯著下降。本文的研究結(jié)論不僅豐富了地方政府環(huán)保支出治污效應(yīng)方面的研究，而且對(duì)于構(gòu)建地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理體系和推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)鍵詞：地方政府;環(huán)保支出;環(huán)境污染;空間杜賓模型

中圖分類號(hào)：F812.45 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2022）01-0102-08

一、問題的提出

中國的環(huán)境治理模式以屬地治理為主，即地方政府對(duì)本轄區(qū)內(nèi)環(huán)境污染進(jìn)行治理，并為之負(fù)責(zé)。但環(huán)境污染的復(fù)雜性及生態(tài)環(huán)境的整體性使得區(qū)域生態(tài)環(huán)境問題逐漸超出地方政府的治理意愿和能力，需要地方政府間協(xié)同治理。環(huán)境污染協(xié)同治理的重點(diǎn)在于明確劃分地方政府間橫向事權(quán)和支出責(zé)任，自黨的十八大以來，事權(quán)和支出責(zé)任的劃分就是改革的重中之重，生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域的權(quán)責(zé)劃分改革是整體改革的重要領(lǐng)域之一。2020年國務(wù)院發(fā)布《生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域中央與地方財(cái)政事權(quán)和支出責(zé)任劃分改革方案》，明確了事權(quán)和支出責(zé)任劃分，但權(quán)責(zé)劃分以縱向維度為主，缺乏橫向維度的劃分。生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域權(quán)責(zé)劃分改革局限于縱向維度，限制了環(huán)境污染治理工作的進(jìn)一步推進(jìn)，厘清地方政府間橫向支出責(zé)任是當(dāng)下環(huán)境污染治理中亟待解決的關(guān)鍵問題。

在屬地治理背景下，環(huán)境污染物的強(qiáng)空間外溢性會(huì)造成區(qū)域環(huán)境治理的責(zé)任界定模糊。袁凱華等[1]認(rèn)為，即使在績效考核中加入環(huán)境治理指標(biāo)，地方政府仍有強(qiáng)烈的追求經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)機(jī)。高明等[2]認(rèn)為，地方政府在環(huán)境污染物的治理過程中有強(qiáng)烈的“搭便車”傾向，這也造成屬地治理模式的低效與中央政府對(duì)地方政府約束的困難。陶品竹[3]指出，屬地治理模式與環(huán)境污染物所具有的強(qiáng)外溢性存在顯著矛盾，這不僅導(dǎo)致了區(qū)域間大氣交叉污染和重復(fù)治理，也無法充分調(diào)動(dòng)各主體治理大氣污染的積極性。在此基礎(chǔ)上，李香菊和劉浩[4]認(rèn)為，應(yīng)采取地區(qū)間聯(lián)合的方式對(duì)外溢性較強(qiáng)的污染進(jìn)行治理，雖然一些地區(qū)對(duì)污染聯(lián)合治理進(jìn)行了一些探索，但仍存在權(quán)責(zé)劃分不清等問題。應(yīng)通過明確地方政府環(huán)保支出的策略互動(dòng)形式，對(duì)環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)和地方政府環(huán)保支出的溢出效應(yīng)進(jìn)行量化，并以此來確定環(huán)境污染聯(lián)合治理中的地方政府間權(quán)責(zé)劃分。姜玲和喬亞麗[5]分析了京津冀地區(qū)的區(qū)域大氣污染合作機(jī)制，認(rèn)為環(huán)境污染治理的關(guān)鍵在于政府間權(quán)責(zé)的合理分配，并通過建立以協(xié)調(diào)各方責(zé)任為核心的政府間談判機(jī)制，從根本上推進(jìn)政府間的跨區(qū)域協(xié)同治理。

全面認(rèn)識(shí)地方政府環(huán)保支出的治污效應(yīng)對(duì)合理劃分環(huán)境污染協(xié)同治理中的橫向權(quán)責(zé)至關(guān)重要。臧傳琴和陳蒙[6]基于2007—2015年中國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)財(cái)政環(huán)境保護(hù)支出的治污效果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政環(huán)境保護(hù)支出可以顯著減少污染物的排放。肖加元和劉潘[7]發(fā)現(xiàn)，財(cái)政環(huán)境政策的治污效應(yīng)并非線性，提出各地方政府制定治污政策時(shí)應(yīng)充分考慮本地區(qū)水污染類別和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的建議。朱浩等[8]使用DEA-Tobit兩階段模型對(duì)地方政府環(huán)境保護(hù)支出效率進(jìn)行核算發(fā)現(xiàn)，雖然環(huán)境保護(hù)支出有正向治污效應(yīng)，但普遍存在低效率甚至無效率現(xiàn)象。上述文獻(xiàn)得出了較為統(tǒng)一的結(jié)論，即地方政府環(huán)保支出存在正向治污效應(yīng)。

上述研究存在一個(gè)共同的假設(shè)，即地方政府環(huán)保支出策略是獨(dú)立的，地方政府間不存在策略互動(dòng)行為。這樣的假設(shè)對(duì)于研究地方政府環(huán)保支出對(duì)固體廢棄物等空間外溢性較弱的環(huán)境污染物治理是合適的，但對(duì)于大氣污染和水污染等空間外溢性較強(qiáng)的環(huán)境污染物治理是不適用的。Case等[9]建立溢出效應(yīng)模型對(duì)地方政府間策略互動(dòng)的原因進(jìn)行分析，他們認(rèn)為，公共財(cái)政支出的福利溢出是導(dǎo)致某地區(qū)的政策制定直接受到相鄰地區(qū)相關(guān)政策影響的原因。一個(gè)可能的情況是，當(dāng)相鄰地區(qū)地方政府增加環(huán)保支出對(duì)轄區(qū)內(nèi)環(huán)境污染物排放進(jìn)行治理，該行為帶來的外部性可能會(huì)對(duì)本地區(qū)地方政府環(huán)保支出策略產(chǎn)生負(fù)向激勵(lì)，即出現(xiàn)“你多支出，我少支出”的情況。在環(huán)境污染治理中，地方政府環(huán)保支出策略不是獨(dú)立的，會(huì)受其他地方政府策略的影響，即存在地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)行為。李濤和周業(yè)安[10]基于1999—2005年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)空間自回歸模型對(duì)政府間支出政策的時(shí)空相關(guān)性進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，省級(jí)政府支出總量間存在策略互動(dòng)行為，且具體形式為策略互補(bǔ)。張征宇和朱平芳[11]基于2002—2006年中國276個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)空間自回歸模型對(duì)地方政府環(huán)保支出政策的策略互動(dòng)行為進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，地級(jí)市層面地方政府環(huán)保支出存在顯著的策略互動(dòng)行為。這樣的策略互動(dòng)行為會(huì)通過影響地方政府環(huán)保支出總量對(duì)環(huán)境污染的治理效果產(chǎn)生影響，所以全面認(rèn)識(shí)地方政府環(huán)保支出的治污效果必須對(duì)策略互動(dòng)的具體形式進(jìn)行分析。

現(xiàn)有文獻(xiàn)基本都肯定了地方政府財(cái)政支出存在總量和分科目的策略互動(dòng)行為，但對(duì)地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)的具體形式，現(xiàn)有研究并未達(dá)成一致。一部分研究支持地方政府環(huán)保支出策略互動(dòng)形式為策略替代，如張可等[12]在標(biāo)尺競爭理論和內(nèi)生增長理論的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了地區(qū)間環(huán)保投入策略互動(dòng)和污染排放的理論模型分析地方政府財(cái)政環(huán)保支出策略互動(dòng)，使用1999—2013年中國省份數(shù)據(jù)建立空間聯(lián)立模型進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，地方政府環(huán)保投入存在“你多投，我就少投”現(xiàn)象，地方政府間策略互動(dòng)形式為策略替代。另一部分研究支持地方政府環(huán)保支出策略互動(dòng)形式為策略模仿，如李正升等[13]基于地理臨近和經(jīng)濟(jì)相似兩類空間權(quán)重矩陣建立空間計(jì)量模型，對(duì)地方政府環(huán)境支出的空間效應(yīng)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，地方政府環(huán)境支出具有顯著的正向外溢性和策略模仿行為。在此基礎(chǔ)上，有研究針對(duì)策略模仿的具體方向進(jìn)行分析，如曹鴻杰等[14]基于自上而下的標(biāo)尺競爭理論模型，對(duì)地方政府環(huán)境支出行為的空間策略傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，在得出策略傳導(dǎo)機(jī)制是為策略互補(bǔ)后，進(jìn)一步指出標(biāo)尺競爭的方向?yàn)椤爸鸬赘偁帯薄?/p>

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)多基于地方政府環(huán)保支出空間治污效應(yīng)顯著的實(shí)證結(jié)果，推出地方政府間存在環(huán)保支出的策略互動(dòng)，這樣的推斷值得商榷，因?yàn)闊o法證明地方政府環(huán)保支出的空間治污效應(yīng)不是由環(huán)境污染物的空間相關(guān)引致的。有鑒于此，本文在變量選取過程中控制環(huán)境污染物指標(biāo)的空間相關(guān)性，使用空間杜賓模型分析地方政府環(huán)保支出及其橫向策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境污染的影響，以期對(duì)構(gòu)建地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理體系和推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)提供有益的思考。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1. 被解釋變量

借鑒李香菊和劉浩[4]的研究，本文選取二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)（lnSO2）作為大氣污染的衡量指標(biāo)，選取工業(yè)廢水排放量的自然對(duì)數(shù)（lnww）作為水污染的衡量指標(biāo)。

2. 解釋變量

借鑒曹鴻杰等[14]的研究，本文選取地方政府環(huán)保支出（pe）作為解釋變量，具體用各省份地方政府環(huán)保支出與年末常住人口數(shù)之比衡量，并對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，以消除異方差的影響。其中地方政府環(huán)保支出對(duì)應(yīng)的是2007年1月1日起實(shí)施的《政府收支分類改革方案》中增設(shè)的“211節(jié)能環(huán)保支出”科目。

3.控制變量

借鑒張征宇和朱平芳[11]、張可等[12]與陳思霞和盧洪友[15]的研究，本文引入如下控制變量：貿(mào)易開放度（lnor），用各省份進(jìn)出口總額/各省份GDP×100的自然對(duì)數(shù)衡量;人均GDP（lnpg），用各省份GDP與年末常住人口數(shù)之比的自然對(duì)數(shù)衡量;社會(huì)固定資產(chǎn)投資（lnfi），用各省份社會(huì)固定資產(chǎn)投資的自然對(duì)數(shù)衡量;人口密度（lnpd），用各省份年末常住人口數(shù)與行政面積之比的自然對(duì)數(shù)衡量;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnis），用各省份第二產(chǎn)業(yè)增加值/各省份GDP×100的自然對(duì)數(shù)衡量;城鎮(zhèn)化水平（lnur），用各省份年末城鎮(zhèn)人口數(shù)/年末常住人口數(shù)×100的自然對(duì)數(shù)衡量。

本文選取2007—2017年中國30個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）的數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）模型設(shè)定

本文從空間角度考察地方政府環(huán)保支出對(duì)環(huán)境污染的治理效應(yīng)，首先使用Morans I統(tǒng)計(jì)量對(duì)地方政府環(huán)保支出的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。Morans I的取值范圍在-1到1之間，Morans I符號(hào)為正，則為正向空間自相關(guān)，其值越接近1，則正向自相關(guān)程度越顯著，即空間集聚;若Morans I符號(hào)為負(fù)，則為負(fù)向空間自相關(guān)，其值越接近-1，則負(fù)相關(guān)程度越顯著，也即空間分散。若為零，則代表空間隨機(jī)分布，即不存在空間自相關(guān)。

Morans I的檢驗(yàn)結(jié)果表明，除2017年空間自相關(guān)指數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著之外，其余年度結(jié)果均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且Morans I的取值均為正。這表明中國地方政府環(huán)保支出在空間上有顯著的空間集聚效應(yīng)，支持使用空間計(jì)量模型。

使用空間杜賓模型作為空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證研究的起點(diǎn)受到了包括LeSage和Pace[16]在內(nèi)諸多學(xué)者的支持。使用空間杜賓模型有諸多的優(yōu)勢：首先，Greene[17]指出，空間杜賓模型包含了被解釋變量的空間滯后項(xiàng)WY和解釋變量的空間滯后項(xiàng)WX，這樣的設(shè)定與現(xiàn)實(shí)中多數(shù)情況相符。其次，雖然空間杜賓模型不包含誤差項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)Wε，但即便出現(xiàn)了對(duì)誤差項(xiàng)空間滯后項(xiàng)的忽略，也只會(huì)造成一些效率的損失。因?yàn)榇藭r(shí)估計(jì)量雖然不是有效的，但卻仍然具有一致性。一方面，本文中的污染物排放和地方政府環(huán)保支出變量都具有不同程度的空間外溢性，所以理論上應(yīng)使用包含被解釋變量和解釋變量空間滯后項(xiàng)的計(jì)量模型，即空間杜賓模型;另一方面，LM檢驗(yàn)結(jié)果在各模型設(shè)定情況下均顯著，且LR檢驗(yàn)不支持退回空間滯后模型和空間誤差模型，統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明使用空間杜賓模型總體上是穩(wěn)健的。此外，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果支持雙向固定效應(yīng)模型，且LR檢驗(yàn)也表明控制雙向固定效應(yīng)是穩(wěn)健的。因此，本文選擇空間杜賓模型，具體形式如下所示：

其中，i和t分別為省份和年份;j為與i省份相鄰的省份;Control為上述一系列控制變量;ρ為空間溢出系數(shù);β1為地方政府環(huán)保支出對(duì)本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;βm為控制變量對(duì)本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;θ1為相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出對(duì)本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;θ2為相鄰地區(qū)控制變量對(duì)本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;ωij為空間權(quán)重矩陣W中的非負(fù)權(quán)數(shù);μ為個(gè)體固定效應(yīng);λ為時(shí)間固定效應(yīng);ε為滿足獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文的識(shí)別策略為，地方政府環(huán)保支出的直接治污效應(yīng)根據(jù)β1的符號(hào)識(shí)別，而地方政府間環(huán)境保護(hù)支出策略互動(dòng)的識(shí)別則根據(jù)ρ和θ1共同識(shí)別。具體識(shí)別策略為，當(dāng)ρ不顯著時(shí)，如果θ1顯著，則存在地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)行為。進(jìn)一步的，若θ1顯著為負(fù)，則地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)的具體形式為策略互補(bǔ)。本文對(duì)于地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)的識(shí)別基于ρ不顯著這一條件，這是因?yàn)楫?dāng)模型顯示地方政府環(huán)保支出空間效應(yīng)顯著，即θ1顯著時(shí)，嚴(yán)格的結(jié)論是相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出對(duì)本地區(qū)環(huán)境污染排放量產(chǎn)生了影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多將這一結(jié)論擴(kuò)展成地方政府環(huán)保支出存在策略互動(dòng)，本文認(rèn)為這樣的擴(kuò)展是不恰當(dāng)?shù)?。由于地方政府環(huán)保支出和環(huán)境污染均具有空間相關(guān)性，上述結(jié)論背后有兩條邏輯進(jìn)路：其一是相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出通過環(huán)境污染的空間相關(guān)性對(duì)本地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生影響;其二是相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出，通過影響本地區(qū)地方政府環(huán)保支出對(duì)本地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生影響。后者才給出了地方政府間存在策略互動(dòng)的證據(jù)，如果要通過θ1顯著推出存在地方政府間環(huán)境保護(hù)支出策略互動(dòng)，就必須控制環(huán)境污染的空間相關(guān)性，本文選取排放量這一弱空間相關(guān)變量作為環(huán)境污染指標(biāo)的意圖也在于此。

雖然空間杜賓模型可以直接估計(jì)出解釋變量及其空間滯后項(xiàng)的系數(shù)，但是數(shù)值大小并不是對(duì)被解釋變量的偏效應(yīng)，可以通過求偏微分，將影響進(jìn)一步分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來分析解釋變量的空間交互效應(yīng)，其分解原理如下：

將經(jīng)典空間杜賓模型轉(zhuǎn)化為式（2）：

其中，（I-ρW）-1即空間乘子矩陣（Spatial Multiplier Matrix），求解釋變量關(guān)于第k個(gè)解釋變量的偏微分，可得：

其中，第k個(gè)解釋變量的直接效應(yīng)就是等式右端矩陣中對(duì)角線元素的均值;第k個(gè)解釋變量的間接效應(yīng)就是等式右端矩陣中非對(duì)角線元素的均值。

空間權(quán)重矩陣通常有兩類：第一類使用鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離矩陣這兩種常見的空間權(quán)重矩陣，另一類在鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離空間權(quán)重矩陣的基礎(chǔ)上增加經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣。從本質(zhì)上講，鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離空間權(quán)重矩陣都是基于空間個(gè)體間物理距離構(gòu)造的，屬于同一類矩陣。由于環(huán)境污染的外溢程度與空間距離顯著相關(guān)，這樣的空間矩陣設(shè)定是合理的。但進(jìn)一步研究地方政府環(huán)保支出對(duì)環(huán)境污染的影響時(shí)，使用單純描述空間距離的矩陣就有些單薄。標(biāo)尺競爭理論提出，地方政府間的策略互動(dòng)受經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度差異的影響，所以應(yīng)在空間權(quán)重矩陣的設(shè)定中控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。有鑒于此，本文使用同時(shí)表示地理鄰近和經(jīng)濟(jì)鄰近關(guān)系的空間權(quán)重矩陣，這樣得到的研究結(jié)果既考慮了環(huán)境污染的距離敏感性，又考慮了地方政府間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系緊密度對(duì)策略的影響，并且盡可能避免了對(duì)空間權(quán)重矩陣過度設(shè)定所可能引起的偽回歸問題的出現(xiàn)。本文具體選擇兩個(gè)空間權(quán)重矩陣來刻畫空間關(guān)系：（1）鄰接空間權(quán)重矩陣（Wadj），當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j邊界相鄰時(shí)，Wadjij賦值為1;當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j邊界不相鄰時(shí)，Wadjij賦值為0。（2）經(jīng)濟(jì)地理距離空間權(quán)重矩陣（Wegeo），Wegeoij=1GDPi-GDPj×1DIS2ij，其中，GDPi和GDPj分別是2017年地區(qū)i和地區(qū)j的人均GDP，DIS2ij是地區(qū)i和地區(qū)j行政中心直線距離的平方。

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

三、回歸結(jié)果分析

當(dāng)模型僅包含解釋變量的空間交互效應(yīng)時(shí)，Anselin[18]推薦使用極大似然估計(jì)方法，因?yàn)閷?duì)以上情況使用極大似然進(jìn)行估計(jì)時(shí)可以得到一致估計(jì)量。有鑒于此，本文對(duì)空間杜賓模型使用最大似然方法進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表2所示。

從表2報(bào)告的R2和Log-Likelihood來看，上述各模型的擬合優(yōu)度和效度均較好。從被解釋變量二氧化硫排放量和工業(yè)廢水排放量的空間自相關(guān)指標(biāo)來看，除了地理鄰接空間權(quán)重矩陣下工業(yè)廢水排放量的空間溢出系數(shù)在10%的水平上顯著外，其他三個(gè)空間溢出系數(shù)均不顯著。這也符合本文的研究設(shè)計(jì)，即通過選擇特定的環(huán)境污染指標(biāo)控制環(huán)境污染的空間外溢性，以分析地方政府環(huán)保支出及其策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境污染的影響。

將表2空間杜賓模型的回歸結(jié)果進(jìn)行分解，以直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來描述解釋變量的空間交互效應(yīng)，具體分解結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放量有顯著負(fù)向影響，在地理鄰接空間權(quán)重矩陣設(shè)定下，地方政府環(huán)保支出每提高1%，將導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量降低0.127%，這一數(shù)值在經(jīng)濟(jì)地理距離空間權(quán)重矩陣下為0.169%，且在1%的水平上顯著，表明地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放有顯著的治理作用。而在樣本期內(nèi)，地方政府環(huán)保支出對(duì)工業(yè)廢水排放量沒有顯著影響，這很可能是因?yàn)榈胤秸鼉A向于使用環(huán)保支出來治理以二氧化硫排放為代表的大氣污染，而不是以工業(yè)廢水排放為代表的水污染。地方政府的這一治理傾向存在的根本原因是官員績效考核制度對(duì)地方政府行為造成的扭曲，諸多研究表明，官員績效考核機(jī)制是地方政府決策的重要影響因素。雖然GDP仍是當(dāng)下官員績效考核的重中之重，但中國已出臺(tái)一系列文件來規(guī)范績效考核，不斷提高包括環(huán)境績效在內(nèi)的公共物品和公共服務(wù)方面的績效權(quán)重。涂正革等[19]指出，環(huán)境績效納入官員晉升考核顯著地改變了地方政府在政治錦標(biāo)賽下的環(huán)境治理模式。此外，具有雙向外溢性的大氣污染給社會(huì)帶來的負(fù)外部性要大于具有單向外溢性的水污染所帶來的外部性，社會(huì)對(duì)大氣污染也具有更為敏感的體察和關(guān)注。在環(huán)保支出預(yù)算約束下，地方政府追求晉升績效最大化，使用有限的地方政府環(huán)保支出治理大氣污染顯然比治理水污染更為“合算”。

地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放量存在顯著的空間抑制效應(yīng)，即相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出提高，會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)環(huán)境污染下降。在地理鄰接空間權(quán)重矩陣設(shè)定下，相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出每提高1%，會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量降低0.175%，而在經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣設(shè)定下，地理臨近且經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近地區(qū)的地方政府環(huán)保支出每提高1%，會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量降低0.379%，工業(yè)廢水排放量降低0.260%。在控制地理因素的基礎(chǔ)上控制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素后，地方政府環(huán)保支出有更為顯著的空間抑制效應(yīng)。由此可以得出結(jié)論：地方政府間存在以策略模仿為具體形式的環(huán)保支出策略互動(dòng)行為。由于本文使用二氧化硫排放量和工業(yè)廢水排放量等作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)，而非PM2.5等狀態(tài)存量作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)，這樣的選擇控制了環(huán)境污染的空間相關(guān)性。由于狀態(tài)存量本身存在極強(qiáng)的空間相關(guān)性，所以在模型得出地方政府環(huán)保支出存在空間治污效應(yīng)時(shí)不能拒絕環(huán)境污染物空間外溢這一邏輯進(jìn)路，從而也無法直接推出地方政府間存在策略互動(dòng)這一結(jié)論。雖然地區(qū)間環(huán)境污染物排放量也存在相關(guān)性，但其相對(duì)較弱，所以當(dāng)對(duì)地方政府環(huán)保支出存在空間治污效應(yīng)這一結(jié)論歸因時(shí)，可以拒絕環(huán)境污染物空間外溢導(dǎo)致的空間治污效應(yīng)，從而得出地方政府間存在環(huán)保支出策略互動(dòng)這一更為顯著的原因。

基于以上分析，本文樣本期內(nèi)地方政府間存在環(huán)保支出的策略互動(dòng)行為，且其具體形式為策略模仿，具體的方向?yàn)椤爸痦敻偁帯?。?dāng)相鄰地區(qū)提高地方政府環(huán)保支出時(shí)，本地區(qū)也傾向于提高地方政府環(huán)保支出進(jìn)行回應(yīng)，進(jìn)而使本地區(qū)的環(huán)境污染物排放量下降。此時(shí)地方政府環(huán)保支出間接效應(yīng)的系數(shù)可以被視為地方政府間策略互動(dòng)的強(qiáng)度，該系數(shù)的絕對(duì)值越大，可以認(rèn)為，地方政府間存在更為激烈的策略互動(dòng)行為。在控制了上述一系列經(jīng)濟(jì)因素后，地方政府環(huán)保支出在治理二氧化硫領(lǐng)域的互動(dòng)強(qiáng)度顯著提高，而在工業(yè)廢水領(lǐng)域，地方政府環(huán)保支出間接治理效應(yīng)由不控制經(jīng)濟(jì)因素時(shí)的不顯著變?yōu)轱@著。這表明中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省份間存在更為激烈的環(huán)保支出策略互動(dòng)，由于幅員遼闊，各地資源稟賦不同，因而相較于全國范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的地區(qū)，臨近且經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地區(qū)更有可能存在地方政府環(huán)保支出策略互動(dòng)行為，這一結(jié)論也從一個(gè)側(cè)面證明了地方政府之間存在某種程度的自上而下的標(biāo)尺競爭。

四、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2007—2017年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型分析了地方政府環(huán)保支出及其策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境污染的影響。研究結(jié)果顯示：地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放量有顯著的負(fù)向影響，但對(duì)工業(yè)廢水排放量的影響不顯著;地方政府間環(huán)保支出策略互動(dòng)的具體形式為“逐頂競爭”的策略互補(bǔ)，地方政府環(huán)保支出對(duì)二氧化硫排放量有顯著的空間抑制效應(yīng)，即相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出增加，會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量顯著下降。本文的研究結(jié)論不僅豐富了地方政府環(huán)保支出治污效應(yīng)方面的研究，而且對(duì)于構(gòu)建地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理體系和推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)有重要的現(xiàn)實(shí)意義?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，筆者提出如下政策建議：

第一，保障地方政府環(huán)保支出穩(wěn)定增長，通過政府與社會(huì)資本合作等模式引入社會(huì)資本對(duì)環(huán)境污染進(jìn)行治理。應(yīng)建立長效機(jī)制保證地方政府環(huán)保支出規(guī)模持續(xù)穩(wěn)定增長，目前環(huán)境污染治理中仍存在較大的資金缺口，但這個(gè)缺口不能也不應(yīng)該完全由財(cái)政來填充。一方面，財(cái)政資金有限，過度加大投入會(huì)對(duì)地方財(cái)政和中央財(cái)政帶來巨大壓力;另一方面，完全由財(cái)政資金進(jìn)入環(huán)境污染治理領(lǐng)域會(huì)擠出社會(huì)投資，導(dǎo)致效率下降。因此，應(yīng)通過發(fā)揮財(cái)政資金的引導(dǎo)作用，建立多元化、市場化的環(huán)境污染治理機(jī)制，如可以通過政府與社會(huì)資本合作的模式化解中國工業(yè)化進(jìn)程中所積累的污染存量。這樣一方面可以緩解財(cái)政壓力，集中財(cái)政力量;另一方面可以提高治污資金的使用效率，并且可以提高公眾的環(huán)境保護(hù)意識(shí)，逐步形成覆蓋全社會(huì)的、立體化的環(huán)境保護(hù)體系。

第二，將環(huán)境污染治理績效納入官員績效考核制度，并進(jìn)一步提高環(huán)境治理在官員績效考核中的權(quán)重。將以環(huán)境質(zhì)量和能源利用效率改善為核心的環(huán)境考核納入官員績效考核后，中國的環(huán)境質(zhì)量已有明顯改善[20]，但既有的環(huán)境評(píng)價(jià)指標(biāo)體系仍有進(jìn)一步改進(jìn)的空間。在現(xiàn)行官員績效考核制度下，地方官員之間的合作空間非常狹小，而競爭空間巨大[21]。官員基于政績觀的考核思維，傾向于獨(dú)自進(jìn)行環(huán)境治理，以顯示自己的治理能力，從而在政治晉升博弈中獲得勝利。各種考核因素導(dǎo)致地方政府官員對(duì)政府間環(huán)境污染協(xié)同治理的積極性不高。有鑒于此，應(yīng)選擇能有效反映環(huán)境污染治理效果的指標(biāo)，建立環(huán)境污染治理效果評(píng)價(jià)體系。并將該評(píng)價(jià)結(jié)果納入現(xiàn)有的環(huán)境治理績效評(píng)價(jià)中，形成環(huán)境治理綜合績效評(píng)價(jià)，進(jìn)而納入官員績效考核中?？冃Э己艘蟮母淖?，將促使地方政府從屬地治理模式走向跨區(qū)域協(xié)同污染治理模式，以提高環(huán)境污染治理中各行為主體的效率，最終完善環(huán)境污染治理的效果。應(yīng)進(jìn)一步提高環(huán)境治理績效在官員績效考核中的權(quán)重，但要摒除“一刀切”的做法，因地制宜地確定環(huán)境權(quán)重，如在污染較為嚴(yán)重的地區(qū)使用較高的環(huán)境權(quán)重，以促使地方政府將更多的關(guān)注點(diǎn)轉(zhuǎn)向在生態(tài)環(huán)境保護(hù)方面。

第三，應(yīng)進(jìn)一步明確環(huán)境污染協(xié)同治理中橫向事權(quán)和支出責(zé)任劃分，并通過法律形式予以確定。地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理中橫向維度的權(quán)責(zé)劃分應(yīng)綜合考慮地方政府環(huán)保支出的外溢性和環(huán)境污染物的外溢性，并應(yīng)由中央政府盡快建立地區(qū)間環(huán)境污染排放責(zé)任分擔(dān)核算體系，從而實(shí)現(xiàn)地區(qū)間污染治理權(quán)責(zé)的明確劃分。明確權(quán)責(zé)后，應(yīng)在尊重各方利益的基礎(chǔ)上，建立地方政府間環(huán)境污染治理利益分擔(dān)機(jī)制。政府間的關(guān)系首先應(yīng)該是利益關(guān)系，然后才是權(quán)力關(guān)系、財(cái)政關(guān)系和公共行政關(guān)系[22]。以利益關(guān)系為先，才是政府間關(guān)系的真正內(nèi)涵。應(yīng)按照“誰受益誰補(bǔ)償、誰保護(hù)誰受償”的原則，建立針對(duì)環(huán)境污染治理直接成本和機(jī)會(huì)成本的橫向政府間的資金補(bǔ)償制度。此外，要加強(qiáng)省級(jí)統(tǒng)籌，加大對(duì)區(qū)域內(nèi)承擔(dān)重要生態(tài)功能地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度。應(yīng)通過法律形式對(duì)環(huán)境污染協(xié)同治理中地方政府間的權(quán)責(zé)予以固定，避免地方政府間在合作過程中出現(xiàn)效率損失問題。

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（責(zé)任編輯：孫 艷）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2022.01.010

[引用格式]胡驍馬.地方政府環(huán)保支出及其策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境污染的影響[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2022，（1）：102-109.

收稿日期：2021-07-18

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“中國的政府間事權(quán)與支出責(zé)任劃分研究”（16ZDA066）

作者簡介：胡驍馬（1990-），男，河南鄭州人，博士研究生，主要從事財(cái)政理論與政策研究。 E-mail：huxiaoma_dufe@163.com