省內(nèi)財(cái)政分權(quán)與縣域碳排放
——基于財(cái)政“省直管縣”改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)分析

吳野，董瑋

（安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601）

改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速增長(zhǎng)，但同時(shí)也伴隨著因工業(yè)快速發(fā)展而導(dǎo)致的CO2排放量的急劇增加，中國(guó)的CO2排放量從1978年的14.83億噸增加到2008年的68.96億噸①。CO2是導(dǎo)致全球溫室效應(yīng)的元兇巨惡，其在破壞環(huán)境的同時(shí)還會(huì)阻礙我國(guó)的可持續(xù)發(fā)展道路，減少碳排放刻不容緩。為此，習(xí)近平總書記于2020年明確提出實(shí)現(xiàn)2030年“碳達(dá)峰”、2060 年“碳中和”的雙碳目標(biāo)，并于2021 年將“雙碳”目標(biāo)寫入《政府工作報(bào)告》。碳排放具有典型的外部性特征，其需要政府與市場(chǎng)形成合力。市場(chǎng)方面，2020 年我國(guó)的碳交易制度開始逐步建立并逐漸發(fā)揮作用；政府方面，財(cái)政作為政府參與社會(huì)治理的主要手段，其需要在減少碳排放、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展中起到積極作用。財(cái)政分權(quán)作為政府財(cái)政體制的核心，在很大程度上決定地方政府行為與財(cái)政資源，從而可能對(duì)碳排放產(chǎn)生影響。

關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的影響具有兩種相反的效應(yīng)。一方面，地方政府更加清楚地了解地區(qū)居民對(duì)環(huán)境類公共產(chǎn)品的需求，基于充分的信息條件，財(cái)政權(quán)力的擴(kuò)大有利于地方政府更好地提供相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)[1]。另一方面，若人口是自由流動(dòng)的，財(cái)權(quán)擴(kuò)大使地方政府會(huì)提高環(huán)境類公共物品的投資力度，以此吸引相關(guān)人才與資金流入[2]。通過(guò)完備的環(huán)境信息與相關(guān)人才資源的引進(jìn)，是實(shí)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放正向影響的理論基礎(chǔ)。而財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的負(fù)向效應(yīng)在于財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致的“逐底競(jìng)爭(zhēng)”效應(yīng)。周黎安認(rèn)為，在政治晉升錦標(biāo)賽中，地方政府極易忽略民眾關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展以外的訴求[3]。這種行為造就了地方政府在財(cái)權(quán)擴(kuò)大后“重基建、輕民生”的現(xiàn)象，導(dǎo)致環(huán)境治理投入不足[4]。此外，還有學(xué)者基于實(shí)證角度探究了財(cái)政分權(quán)與碳排放的關(guān)系，如Halkos 和Tzeremes發(fā)現(xiàn)兩者間存在顯著非線性關(guān)系[5]；財(cái)政分權(quán)還會(huì)從經(jīng)濟(jì)與政治激勵(lì)兩方面，通過(guò)改變政府支出行為間接影響碳排放[6]；部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)制度使地方政府重視區(qū)域內(nèi)污染，而對(duì)具有外溢性的碳污染持旁觀態(tài)度[7]。

一、理論假說(shuō)

（一）財(cái)政“省直管縣”改革與碳排放

假說(shuō)1：財(cái)政“省直管縣”改革有助于降低縣域碳排放，即省內(nèi)財(cái)政分權(quán)負(fù)向影響縣域碳排放水平。

（二）地方政府競(jìng)爭(zhēng)與碳排放

地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)碳排放的影響的機(jī)制理論有兩種：“趨劣競(jìng)爭(zhēng)”和“趨良競(jìng)爭(zhēng)”。其中，“趨劣競(jìng)爭(zhēng)”是指地方政府以犧牲環(huán)境為代價(jià)，吸引高污染、高能耗企業(yè)入駐，提升當(dāng)?shù)卣?jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；若地方政府提高本地環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，產(chǎn)生的外溢效應(yīng)會(huì)使鄰近地區(qū)采取免費(fèi)搭便車的策略，導(dǎo)致環(huán)境治理投入低于最優(yōu)水平[12]。關(guān)于“趨良競(jìng)爭(zhēng)”，地方政府會(huì)通過(guò)公共物品的提供來(lái)吸引資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素[13]，只要轄區(qū)代表性居民對(duì)環(huán)境的偏好較高，地方政府就會(huì)提高環(huán)境規(guī)制水平。實(shí)際上，隨著中國(guó)可持續(xù)發(fā)展理念的興起并將碳排放約束指標(biāo)納入國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃中，中國(guó)碳排放強(qiáng)度連續(xù)多年下降。當(dāng)中央政府發(fā)出碳排放約束信號(hào)后，地方政府受到激勵(lì)，形成“趨良競(jìng)爭(zhēng)”，積極推動(dòng)減排行動(dòng)。因此，在實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革后，由于中央政府碳排放約束以及縣域資源的局限性，縣級(jí)政府除了必要的經(jīng)濟(jì)發(fā)展競(jìng)爭(zhēng)，也會(huì)因鄰避主義及其對(duì)“偏好優(yōu)質(zhì)環(huán)境的流動(dòng)性要素”的追逐，形成趨良效應(yīng)，競(jìng)相提升地區(qū)綠色發(fā)展水平，由此加強(qiáng)改革的減排效應(yīng)。因此，基于以上分析提出：

假說(shuō)2：地方政府競(jìng)爭(zhēng)的趨良效應(yīng)會(huì)增強(qiáng)財(cái)政“省直管縣”改革對(duì)碳排放的減排效應(yīng)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

在使用財(cái)政“省直管縣”改革作為財(cái)政分權(quán)的指代變量考察其對(duì)碳排放水平的影響時(shí)，鑒于改革具有典型的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)性質(zhì)，且不同省份實(shí)施改革的時(shí)間點(diǎn)并不一致，即實(shí)驗(yàn)組內(nèi)所有個(gè)體受到政策沖擊的時(shí)間點(diǎn)并不相同，因此，本文借鑒Hoynes 等[14]和袁航等[15]變換“自然實(shí)驗(yàn)”方式的研究，構(gòu)建多期DID 模型，設(shè)置組別虛擬變量（treated），將改革縣賦值為1，非改革縣賦值為0；引入政策實(shí)施時(shí)間虛擬變量，財(cái)政“省直管縣”改革實(shí)施當(dāng)年及之后年份設(shè)置為1，否則為0。多期DID模型構(gòu)建如下：

其中，i和t代表縣和年份。CO2it為各縣二氧化碳排放量，為被解釋變量。REit為核心解釋變量——財(cái)政“省直管縣”改革啞變量（若i縣在t年實(shí)施了改革，則t年及其以后年份賦值為1，否則為0）。Xit為一系列控制變量，包括： （1）人均生產(chǎn)總值，控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響； （2）第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重，控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響； （3）中學(xué)生在校學(xué)生數(shù)，控制教育水平的影響； （4）固定資產(chǎn)投資； （5）人口密度，控制人口規(guī)模的影響；（6）醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)，控制社會(huì)保障水平的影響。λi和μt分別表示個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，用以剔除時(shí)間變動(dòng)和地區(qū)差異的影響，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。另外，為排除異方差和數(shù)值差異的影響，對(duì)相關(guān)控制變量作對(duì)數(shù)處理。

在考察地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)財(cái)政“省直管縣”改革對(duì)碳排放影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)時(shí)，采取式（2）的模型，其中COMit為調(diào)節(jié)變量地方政府競(jìng)爭(zhēng)，參考沈坤榮和周力（2020）的研究，使用縣級(jí)層面地方財(cái)政支出與財(cái)政收入的比值來(lái)衡量地方政府競(jìng)爭(zhēng)，財(cái)政收支比大反映政府的財(cái)政自給能力弱，財(cái)政資金存在缺口，此時(shí)政府便需要通過(guò)吸引外資、引入生產(chǎn)要素等方式來(lái)增加財(cái)政收入，由此產(chǎn)生政府間競(jìng)爭(zhēng)[16]；REit×COMit改革與地方政府財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)的交互項(xiàng)，用以驗(yàn)證地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)改革與碳排放影響的增強(qiáng)作用。

努力夯實(shí)農(nóng)牧業(yè)水利基礎(chǔ)。全面實(shí)施自治區(qū)新增“四個(gè)千萬(wàn)畝”節(jié)水灌溉工程，加快推進(jìn)東部五盟市“節(jié)水增糧”行動(dòng)。繼續(xù)推進(jìn)灌區(qū)續(xù)建配套與節(jié)水改造和中央財(cái)政小型農(nóng)田水利重點(diǎn)縣建設(shè)。開展了新增“四個(gè)千萬(wàn)畝”節(jié)水灌溉工程科技支撐項(xiàng)目試驗(yàn)研究和引黃灌區(qū)滴灌高效節(jié)水技術(shù)集成研究與示范項(xiàng)目基礎(chǔ)研究。全年新增節(jié)水灌溉面積 400 萬(wàn)畝（15 畝=1 hm2，下同）。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

由于財(cái)政“省直管縣”改革在2002 年開始，2003 年才逐步實(shí)施，到2017 年基本完成，因此本文實(shí)證分析使用的是2003-2017 年間的全國(guó)縣級(jí)面板數(shù)據(jù)（包括縣級(jí)市），數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年各省、市統(tǒng)計(jì)年鑒及其年鑒、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市政府文件，財(cái)政“省直管縣”數(shù)據(jù)來(lái)源于各省人民政府官網(wǎng)發(fā)布的正式文件，經(jīng)過(guò)手工搜集整理②。本文對(duì)原始數(shù)據(jù)做以下處理：（1）剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的西藏、海南等省份，（2）剔除沒有省—市—縣財(cái)政體制的直轄市樣本，（3）剔除河南省濟(jì)源市和湖北省仙桃市、潛江市、天門市等省行政管轄市，（4）剔除市轄區(qū)及一些早期撤縣設(shè)區(qū)的樣本，（5）吉寧省實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革的綏中縣和昌圖縣在2016 年取消改革，為防止其對(duì)樣本估計(jì)產(chǎn)生干擾，予以刪除。另外，對(duì)于各縣的個(gè)別缺失值，使用插值法予以補(bǔ)充。因此，最終樣本包括全國(guó)23 個(gè)省1 648個(gè)縣2003-2017 年間的面板數(shù)據(jù)，共含24 720 個(gè)觀測(cè)值。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

為實(shí)證研究財(cái)政“省直管縣”改革對(duì)碳排放的影響，對(duì)式（1）進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸，表2 顯示了基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果。

表2 財(cái)政省直管縣改革對(duì)碳排放的影響的基本回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分的前提是滿足平行趨勢(shì)，即政策實(shí)施前改革縣與非改革縣的碳排放變化趨勢(shì)平行，而在政策沖擊后改革縣會(huì)偏離原來(lái)的變化趨勢(shì)，以保證基準(zhǔn)回歸中改革縣和非改革縣在碳排放水平上的差異完全是由財(cái)政“省直管縣”改革所引起的。為此，使用宋弘等的事件分析法來(lái)進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)[17]。由于各省實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革的時(shí)間點(diǎn)并不一致，故以改革前4年和后4年作為試點(diǎn)年份，并以改革前一年為基期，觀察政策顯著性。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果如圖1 所示，實(shí)施改革以前回歸結(jié)果基本不顯著，且在零軸附近波動(dòng)，而改革后回歸系數(shù)顯著且不斷下降，表明樣本滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步排除其他因素所導(dǎo)致的基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤的可能性，保證縣域碳排放水平降低是由財(cái)政“省直管縣”改革所引起的，參考石大千等的研究[18]，采取隨機(jī)選取個(gè)體作為處理組的方式進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，以確保改革與碳排放間的因果效應(yīng)。由于本文中處理組（即實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革的縣）共有984 個(gè)，因此安慰劑檢驗(yàn)具體做法是從1 648 個(gè)縣中隨機(jī)選取984 個(gè)縣作為“偽處理組”，生成“偽政策虛擬變量”進(jìn)行回歸，重復(fù)500 次回歸后觀察其回歸系數(shù)是否顯著。安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果如圖2 所示，其結(jié)果表明回歸系數(shù)的核密度分布符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，證明偽政策變量的隨機(jī)性；圖中垂直虛線為上文基準(zhǔn)回歸系數(shù)-0.093 8，水平虛線為顯著性水平0.1，可以看出，大多數(shù)偽回歸系數(shù)都不顯著，且顯著異于模型真實(shí)估計(jì)值，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果并非偶然得到，意味著改革對(duì)縣域碳排放的政策效果是真實(shí)的，并非受到其他政策和隨機(jī)性因素的影響所導(dǎo)致的，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

3.基于傾向匹配得分的雙重差分法（PSMDID）回歸結(jié)果

財(cái)政“省直管縣”的選擇可能并非隨機(jī)，而是根據(jù)縣域發(fā)展水平與地理位置確定，比如河北省財(cái)政直管縣的選擇更偏向于貧困縣，廣東省改革縣的選擇偏向于經(jīng)濟(jì)強(qiáng)縣[19]。如果樣本選擇非隨機(jī)，則前文回歸結(jié)果會(huì)存在內(nèi)生性誤差。因此，為確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果并非是由樣本選擇與樣本自身特殊性所導(dǎo)致的偽回歸，本部分使用PSM-DID 排除樣本選擇性偏誤，對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。傾向匹配得分后樣本平衡性結(jié)果如表3 所示，結(jié)果表明在傾向匹配得分后樣本已無(wú)明顯差異。然后以匹配后的樣本對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4 所示。表中顯示財(cái)政“省直管縣”改革系數(shù)顯著為負(fù)，省內(nèi)財(cái)政分權(quán)仍會(huì)降低碳排放，與前文回歸結(jié)果一致，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，而并非樣本選擇和樣本自身特殊性的結(jié)果。

表3 基于PSM的樣本平衡性檢驗(yàn)

表4 基于PSM-DID回歸結(jié)果

4.放松假定的再檢驗(yàn)

財(cái)政“省直管縣”改革后，縣級(jí)政府財(cái)政由省直接管理，其收支行為仍受到省政府監(jiān)督與管理，本部分通過(guò)放寬縣域個(gè)體不可觀測(cè)的異質(zhì)性假定來(lái)對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[20]。具體做法是模型不再控制縣域個(gè)體固定效應(yīng)，而控制年份固定效應(yīng)與省份固定效應(yīng)，同時(shí)加入省份與年份的交叉固定效應(yīng)，用以排除各省份由于政策和管理體制等不可觀測(cè)因素的差異對(duì)回歸結(jié)果的影響，具體結(jié)果如表5 所示。可見，在控制省份固定效應(yīng)后財(cái)政“省直管縣”改革的系數(shù)仍為負(fù)，省內(nèi)財(cái)政分權(quán)仍會(huì)降低縣域碳排放水平，且模型的顯著性明顯提高。

表5 放松假定的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、進(jìn)一步討論

（一）地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)財(cái)政“省直管縣”改革與碳排放的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本部分引入地方政府競(jìng)爭(zhēng)與改革的交互項(xiàng)，研究地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)財(cái)政“省直管縣”改革與碳排放的調(diào)節(jié)作用。式（2）的回歸結(jié)果如表6 所示。第（1）（2）列結(jié)果顯示，地方政府競(jìng)爭(zhēng)與改革的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，且改革的回歸系數(shù)為負(fù)，這表明地方政府競(jìng)爭(zhēng)增強(qiáng)了財(cái)政“省直管縣”改革對(duì)碳排放的負(fù)向影響關(guān)系，即地方政府競(jìng)爭(zhēng)促進(jìn)了改革對(duì)碳排放的減排作用，驗(yàn)證了假說(shuō)2。其原因在于實(shí)施改革后縣級(jí)政府在中央碳排放約束下，增加環(huán)境治理資金，競(jìng)相提升地方可持續(xù)發(fā)展水平，從而讓改革對(duì)碳排放的作用有所增強(qiáng)。表中第（3）（4）列的回歸結(jié)果說(shuō)明地方政府競(jìng)爭(zhēng)降低了碳排放量高的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，減少了固定資產(chǎn)投資，側(cè)面證明縣級(jí)政府趨良競(jìng)爭(zhēng)增強(qiáng)了改革的碳減排效應(yīng)。

表6 地方政府財(cái)力調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)異質(zhì)性

由于中國(guó)不同區(qū)域在資源稟賦與發(fā)展水平上存在巨大差異，因此可能會(huì)導(dǎo)致財(cái)政“省直管縣”改革對(duì)碳排放的影響不同。東部地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，工業(yè)水平發(fā)達(dá)，其產(chǎn)生的二氧化碳量相對(duì)也就較高，碳排放治理難度也相應(yīng)較大；中西部地區(qū)工業(yè)欠發(fā)達(dá)且生態(tài)基礎(chǔ)良好，碳排放治理相對(duì)容易。此外，不同區(qū)域政府的行政效率、市場(chǎng)化條件以及人口分布等也都會(huì)影響改革對(duì)碳排放的作用。因此，本部分將樣本省份劃分為東部、中部、西部地區(qū)③，研究地區(qū)異質(zhì)性對(duì)省內(nèi)財(cái)政分權(quán)與碳排放的影響，結(jié)果如表7 所示。結(jié)果表明，省內(nèi)財(cái)政分權(quán)對(duì)東部地區(qū)碳排放存在正向影響，但回歸結(jié)果并不顯著。在加入地方政府競(jìng)爭(zhēng)變量回歸后的結(jié)果顯示，東部地區(qū)地方政府競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)顯著為正且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)碳排放的正影響系數(shù)大于中西部地區(qū)，表明東部地區(qū)省內(nèi)財(cái)政分權(quán)會(huì)提高碳排放水平可能與東部地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)有關(guān)；分權(quán)對(duì)中西部地區(qū)碳排放仍然存在負(fù)向影響，且中部地區(qū)分權(quán)降低碳排放的效果強(qiáng)于西部地區(qū)，從加入地方政府競(jìng)爭(zhēng)后的回歸結(jié)果可以看出，地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)中部地區(qū)碳減排的效果大于西部地區(qū)，表明這種差異可能與地方政府競(jìng)爭(zhēng)所產(chǎn)生的“競(jìng)相向上”效應(yīng)的大小有關(guān)。

表7 地區(qū)異質(zhì)性分析

2.改革模式異質(zhì)性

各省份之間實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革的模式不盡相同，具體包括安徽等地采取的全面直管型模式和江西等地采取的省內(nèi)單列型模式，根據(jù)宮汝凱和姚東旻的研究[21]，財(cái)政“省直管縣”改革的效果會(huì)受到改革模式差異的影響（如表8 所示）。在全面直管模式下，全省所有縣同時(shí)改革，各縣面臨著同樣發(fā)展機(jī)會(huì)，此時(shí)為能在“經(jīng)濟(jì)錦標(biāo)賽”中脫穎而出，縣級(jí)政府間存在強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)性與相互抑制性，從而可能導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制降低，提高碳排放水平；而在省內(nèi)單列模式下，優(yōu)先單列的改革縣獲得財(cái)政自主權(quán)，會(huì)激勵(lì)改革縣發(fā)現(xiàn)和利用發(fā)展先機(jī)，進(jìn)而產(chǎn)生“標(biāo)桿效應(yīng)”，帶動(dòng)縣域低碳發(fā)展。因此，本部分根據(jù)各省實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革的實(shí)際情況，將改革省份分為全面直管型與省內(nèi)單列型，研究改革模式對(duì)縣域碳排放影響的異質(zhì)性。結(jié)果顯示，相較于省內(nèi)單列型，全面直管型模式會(huì)提高縣域碳排放水平，不利于縣域碳排放治理。

3.財(cái)政實(shí)力異質(zhì)性

由于不同縣域財(cái)政實(shí)力具有較大差異，其財(cái)政資金對(duì)縣域碳排放治理的支持力度不一。財(cái)政強(qiáng)縣自給水平高，能夠動(dòng)用更多的財(cái)政資金去治理碳排放，但財(cái)政強(qiáng)縣多是經(jīng)濟(jì)強(qiáng)縣，其依靠工業(yè)發(fā)展獲取更多財(cái)政收入，使得地方碳排放水平高且治理較為困難，因此實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革可能對(duì)碳減排的效果并不明顯；而財(cái)政實(shí)力較弱的縣本身因工業(yè)發(fā)展程度低導(dǎo)致碳排放量低，在改革后縣級(jí)政府獲得更多財(cái)政自主權(quán)與經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的情況下，其治理碳排放難度低，碳減排效果可能更加明顯。鑒于此，本部分按照2020 年整理的中國(guó)財(cái)政百?gòu)?qiáng)縣名單，將樣本分為財(cái)政強(qiáng)縣與非財(cái)政強(qiáng)縣，研究財(cái)政實(shí)力異質(zhì)性對(duì)縣域碳排放的影響。表8 結(jié)果表明，非財(cái)政百?gòu)?qiáng)縣更有利于省內(nèi)財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的減排效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

本文采用2003-2017 年全國(guó)1 648 個(gè)縣的面板數(shù)據(jù)，以財(cái)政“省直管縣”改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用多期雙重差分模型研究了省內(nèi)財(cái)政分權(quán)對(duì)縣域碳排放的影響。研究發(fā)現(xiàn)： （1）財(cái)政“省直管縣”改革負(fù)向影響縣域碳排放水平，即省內(nèi)財(cái)政分權(quán)有助于縣域降低碳排放水平，且這一結(jié)論經(jīng)過(guò)PSM-DID、安慰劑檢驗(yàn)、放松假定等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立；（2）地方政府競(jìng)爭(zhēng)會(huì)增強(qiáng)省內(nèi)財(cái)政分權(quán)降低碳排放的效果，原因在于縣級(jí)政府在實(shí)施財(cái)政“省直管縣”改革后，在中央政府的碳約束下，增加環(huán)境治理資金并控制地方第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，降低基礎(chǔ)設(shè)施投資；（3）省內(nèi)財(cái)政分權(quán)對(duì)縣域碳排放的影響效果具有異質(zhì)性，在不同地區(qū)、不同改革模式與不同政府財(cái)政實(shí)力下，分權(quán)對(duì)碳排放的影響都不同。

根據(jù)本文結(jié)論，提出以下政策建議：

第一，加強(qiáng)省內(nèi)財(cái)政分權(quán)合理性，推動(dòng)地方政府權(quán)責(zé)匹配。在既有分權(quán)框架內(nèi)，完善環(huán)境問(wèn)責(zé)機(jī)制，并將環(huán)境規(guī)制與居民福利標(biāo)準(zhǔn)引入官員晉升激勵(lì)中；各縣級(jí)政府需將環(huán)境財(cái)政支出資金公開透明，引入群眾監(jiān)督渠道；將分權(quán)改革法治化，用法律規(guī)范省與財(cái)政直管縣間的財(cái)政關(guān)系，合理劃分省、市、縣間財(cái)權(quán)與事權(quán)的劃分，明確各級(jí)政府環(huán)境治理責(zé)任與范圍，實(shí)現(xiàn)權(quán)責(zé)匹配。

第二，完善縣域碳減排激勵(lì)與約束機(jī)制，合理引導(dǎo)政府財(cái)政支出。在完善縣域碳減排的激勵(lì)上，設(shè)立環(huán)境治理激勵(lì)基金，給予碳排放等環(huán)境相關(guān)治理水平強(qiáng)縣資金支持，同時(shí)通過(guò)設(shè)計(jì)專項(xiàng)轉(zhuǎn)移制度降低縣域碳排放水平；在完善碳減排的約束上，通過(guò)相應(yīng)法律法規(guī)來(lái)加強(qiáng)縣級(jí)政府的環(huán)境規(guī)制，引導(dǎo)財(cái)政資金真正落實(shí)到環(huán)境治理中去，使其更有效地控制污染，降低碳排放。

第三，因地制宜持續(xù)推進(jìn)財(cái)政“省直管縣”改革，推動(dòng)縣財(cái)省管工作提質(zhì)增效。各省要依據(jù)自身發(fā)展?fàn)顩r與政治環(huán)境，逐步推行財(cái)政“省直管縣”改革，先試點(diǎn)后推廣，并合理制定改革目標(biāo)，保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境治理并行不悖，對(duì)經(jīng)濟(jì)水平較高與財(cái)政實(shí)力雄厚的地區(qū)，應(yīng)提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低碳排放水平；同時(shí)，地區(qū)間應(yīng)加強(qiáng)區(qū)域合作，打破行政壁壘，實(shí)現(xiàn)碳排放共同治理。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

② 財(cái)政“省直管縣”改革數(shù)據(jù)來(lái)源于各省政府相關(guān)文件，并根據(jù)已有文獻(xiàn)進(jìn)行整理；縣級(jí)CO2數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家地球物理數(shù)據(jù)中心（http：//www.ngdc.noaa.gov/）。

③ 東部地區(qū)包括河北、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等省份；中部地區(qū)包括山西、黑龍江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南等省份；西部地區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等省份或自治區(qū)。