政府預(yù)算的環(huán)境污染治理效應(yīng)研究
——基于預(yù)決算偏離的視角

劉子怡，王朵鐸，汪依唯

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)政府會(huì)計(jì)研究所，湖北 武漢 430073； 2.南京審計(jì)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815）

近年來，在生態(tài)環(huán)保和治理領(lǐng)域，財(cái)政資金預(yù)算安排大幅提升，生態(tài)文明建設(shè)力度在持續(xù)加大。財(cái)政部公開數(shù)據(jù)顯示，2023 年水污染防治、大氣污染防治、土壤污染防治、城市管網(wǎng)及污水處理補(bǔ)助、農(nóng)村環(huán)境整治等多項(xiàng)生態(tài)環(huán)保相關(guān)資金預(yù)算總額達(dá)2 475.82 億元，較2020 年增加373.39%。習(xí)近平指出：“生態(tài)環(huán)境保護(hù)該花的錢必須花，該投的錢決不能省。要堅(jiān)持資金投入同污染防治攻堅(jiān)任務(wù)相匹配?！笨梢?，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的改善，離不開合理的預(yù)算安排。充分發(fā)揮政府預(yù)算在打贏藍(lán)天、碧水、凈土保衛(wèi)戰(zhàn)中引導(dǎo)和治理作用，對(duì)于推進(jìn)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化具有重要意義。

政府治理能力很大程度上取決于政府預(yù)算能力，而政府預(yù)決算偏離是政府預(yù)算能力在數(shù)據(jù)上的重要體現(xiàn)［1］，反映了政府預(yù)算收支與作為其實(shí)際執(zhí)行結(jié)果的政府決算收支之間的差異。隨著中國(guó)預(yù)算制度改革的不斷深入和預(yù)算體制建設(shè)的不斷加強(qiáng)，地方預(yù)決算偏離程度逐年下降、政府預(yù)算能力逐年提升，地方環(huán)境治理水平是否得到有效提升？尤其在污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)由“堅(jiān)決打好”進(jìn)入“深入打好”階段，政府預(yù)算如何更好地發(fā)揮環(huán)境污染治理功能效應(yīng)？從理論上回答上述問題對(duì)于“健全現(xiàn)代預(yù)算制度”“推進(jìn)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化”等重要議題具有理論參考價(jià)值和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。為此，該研究從預(yù)算收入和預(yù)算支出兩個(gè)角度構(gòu)建內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型，剖析政府預(yù)算對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響及作用路徑；以地方政府預(yù)決算偏離度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過構(gòu)建固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)政府預(yù)算的環(huán)境污染治理效應(yīng)；并結(jié)合制度因素和地區(qū)資源存量與結(jié)構(gòu)因素，考察環(huán)境規(guī)制、環(huán)?？?jī)效考核、地區(qū)污染自凈率和行政等級(jí)的差異性影響。

1 文獻(xiàn)綜述與現(xiàn)實(shí)觀察

政府預(yù)算本質(zhì)上是以政府為主體的財(cái)富收支系統(tǒng)，體現(xiàn)著政府治理的動(dòng)態(tài)過程和靜態(tài)結(jié)果［2］，具有明確政府受托責(zé)任、規(guī)范政府治理行為、優(yōu)化公共資源配置等作用［3］。有學(xué)者從宏觀、中觀和微觀三個(gè)層面對(duì)政府預(yù)算的治理功能展開分析［4］。在宏觀層面，合理的預(yù)算安排是提升政府公共服務(wù)效率［5］和治理能力［6］的政策性工具，不僅使政府的“理性選擇”更加符合公共利益［7］，也能夠有效約束政府“完全非理性”的負(fù)面效應(yīng)和效率損失［8］，有助于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)性和公共性的有機(jī)統(tǒng)一［9］。在中觀層面，根據(jù)政府契約理論，政府預(yù)算是約束政府治理行為的手段［10］，通過實(shí)行“全口徑”預(yù)算管理，將所有政府收支納入預(yù)算［11］，形成有效的財(cái)力約束，規(guī)范政府治理行為。在微觀層面，政府預(yù)算作為財(cái)政收支計(jì)劃，通過規(guī)范化和數(shù)字化的收支系統(tǒng)反映政府治理活動(dòng)的目標(biāo)和范圍［12］，能夠提供基礎(chǔ)性的資金支撐和決策支持來引導(dǎo)公共資源的合理配置［13］。但政府行為偏好顯著影響預(yù)算執(zhí)行質(zhì)量［14］，地方政府為遵守預(yù)算規(guī)則會(huì)采取策略性態(tài)度而在編制預(yù)算時(shí)為自己“留有余地”，從而導(dǎo)致預(yù)算目標(biāo)與結(jié)果產(chǎn)生偏差［15］。有研究表明，晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)是造成預(yù)算偏離的重要政治因素［16］，而政府預(yù)算能夠依托組織內(nèi)部的激勵(lì)約束機(jī)制有效發(fā)揮治理功能［17］，提升政府財(cái)政效率［18］，促進(jìn)預(yù)算功能的實(shí)現(xiàn)。

聚焦于環(huán)境治理領(lǐng)域，環(huán)境污染治理是具有明顯外部性的公共物品。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)壓力下，地方政府具有放松環(huán)境規(guī)制鼓勵(lì)轄區(qū)內(nèi)工業(yè)企業(yè)擴(kuò)大產(chǎn)值，促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)機(jī)，因而進(jìn)行環(huán)境污染治理的正向激勵(lì)較弱［19］。而政府預(yù)算在環(huán)保領(lǐng)域的財(cái)力保障和財(cái)政支持能夠激勵(lì)地方政府進(jìn)行環(huán)境污染治理［20］，緩解政府經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)行為偏好和環(huán)境污染治理的激勵(lì)不相容問題。有研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)預(yù)算內(nèi)環(huán)境保護(hù)支出比重呈現(xiàn)出逐年增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，加大環(huán)保支出力度有助于提升政府環(huán)境治理偏好［21］，提升環(huán)境治理水平。在“雙碳”目標(biāo)下，政府財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)于碳減排具有抑制作用［22］，提升環(huán)保性支出比例能夠有效緩解這種抑制作用［23-24］，改善環(huán)境質(zhì)量［25-26］。另一方面，基于“理性政府”假說，政府為獲取更多的稅收收入，會(huì)最大化自身利益而選擇“以污染換發(fā)展”［27］。盡管環(huán)保稅的征收在一定程度內(nèi)化了環(huán)境污染問題的負(fù)外部性，緩解了地方政府經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)行為偏好和環(huán)境污染治理的激勵(lì)不相容問題［28］。但環(huán)保稅的稅收激勵(lì)十分有限。據(jù)統(tǒng)計(jì)，自2018年以來，中國(guó)每年的環(huán)保稅收入穩(wěn)定在200 億元左右，其中，2021 年環(huán)保稅收入僅占生產(chǎn)性稅收收入的0.15%，占環(huán)保支出的3.62%。地方政府在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)壓力下，仍然具有稅收競(jìng)爭(zhēng)的行為偏好，從而降低了環(huán)境治理水平［29-30］。而嚴(yán)格的預(yù)算約束能夠有效規(guī)范地方政府的超額征稅行為［31］，緩解由于政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生的負(fù)面影響［32］。如張莉［19］的研究表明，優(yōu)化財(cái)政規(guī)則，強(qiáng)化稅收約束，能夠提升地方環(huán)境治理水平，并且緩解預(yù)算外稅收收入對(duì)環(huán)境污染治理造成的負(fù)面影響［33］。

政府預(yù)決算偏離代表了在經(jīng)立法機(jī)關(guān)審查批準(zhǔn)的政府預(yù)算收支與作為其實(shí)際執(zhí)行結(jié)果的政府決算收支之間的差異，能夠綜合反映政府預(yù)算的科學(xué)性和權(quán)威性，是政府預(yù)算能力在數(shù)據(jù)上的重要體現(xiàn)。將預(yù)決算偏離控制在合理范圍內(nèi)，對(duì)于建立全面規(guī)范透明、標(biāo)準(zhǔn)科學(xué)、約束有力的現(xiàn)代預(yù)算制度，充分發(fā)揮預(yù)算在國(guó)家治理中的基礎(chǔ)和重要支柱作用具有重要意義。圖1 描繪了2007 年以來，中國(guó)一般公共預(yù)算、政府性基金預(yù)算、國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算和社會(huì)保險(xiǎn)基金預(yù)算的預(yù)決算偏離情況。在全國(guó)層面，預(yù)決算偏離整體呈現(xiàn)“超收”和“超支”的特征。隨著中國(guó)預(yù)算制度改革的不斷深入，預(yù)決算偏離現(xiàn)象得到了一定程度的緩解，但是相較于政府性基金預(yù)算、國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算和社會(huì)保險(xiǎn)基金預(yù)算，一般公共預(yù)算收入偏離度與一般公共預(yù)算支出偏離度仍然波動(dòng)較大。并且基于數(shù)據(jù)的可得性，該研究運(yùn)用一般公共預(yù)決算偏離度來刻畫政府預(yù)算治理水平（圖1）。

圖1 全國(guó)政府預(yù)算預(yù)決算偏離情況

然而，與全國(guó)整體情況不同，中國(guó)地級(jí)市層面預(yù)算收支呈現(xiàn)出“超收”和“少支”特征（圖2）?？赡艿脑蚴牵旱胤秸幹祁A(yù)算時(shí)往往“留有余地”，存在“低估”收入而“高估”支出［34］的現(xiàn)象；其次，受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政激勵(lì)的影響，地方政府執(zhí)行預(yù)算時(shí)具有超額征稅的傾向［1］；第三，作為“理性人”，地方政府具有最大化自身利益的偏好，以尋求財(cái)政資金結(jié)余的預(yù)算執(zhí)行結(jié)果［19］?；诖?，該研究將結(jié)合地方政府一般公共預(yù)算現(xiàn)實(shí)特征，分別從預(yù)決算收入偏離和預(yù)決算支出偏離視角分析政府預(yù)算對(duì)地方環(huán)境污染治理的功能效應(yīng)。

圖2 2007—2020年全國(guó)地級(jí)市政府一般公共預(yù)算預(yù)決算偏離情況

圖3 描繪了2007—2020 年中國(guó)地級(jí)及以上城市政府稅收收入的預(yù)決算偏離和環(huán)保支出的預(yù)決算偏離的平均水平。從中可以看出，中國(guó)地級(jí)市政府的稅收收入基本呈現(xiàn)出“超收”特征，而環(huán)保支出則存在“少支”特征。為此，該研究主要從稅收收入和環(huán)保支出兩方面來探討預(yù)決算偏離對(duì)政府環(huán)境治理的作用路徑。一方面，根據(jù)“競(jìng)爭(zhēng)到底”假說，地方政府為保證轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和獲取高額稅收收入，存在降低環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，縱容企業(yè)污染行為的偏好，從而在環(huán)境治理上“競(jìng)爭(zhēng)到底”［35］。另一方面，根據(jù)“支出偏好”假說，地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)具有“重基礎(chǔ)建設(shè)，輕公共服務(wù)”的特征，地方政府具有擠壓公共服務(wù)支出的傾向［36］，從而導(dǎo)致環(huán)境保護(hù)投入不足。有研究指出，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯著加劇地區(qū)環(huán)境的惡化［37］，而環(huán)境治理投入會(huì)弱化這種污染效應(yīng)［38］。

圖3 2007—2020年全國(guó)地級(jí)市政府稅收收入和環(huán)保支出預(yù)決算偏離情況

與已有研究相比，該研究的貢獻(xiàn)可能在于：第一，盡管既有研究已經(jīng)從多個(gè)視角探討了財(cái)政收支結(jié)構(gòu)與環(huán)境治理關(guān)系［39］，但是仍缺乏預(yù)決算偏離視角的研究，即政府預(yù)算的環(huán)境污染治理效應(yīng)尚未得到驗(yàn)證。第二，已有研究聚焦于政府預(yù)算管理活動(dòng)本身，圍繞預(yù)算制定［40］、預(yù)算執(zhí)行［41］與預(yù)算決策［42］等方面分析預(yù)決算偏離動(dòng)機(jī)及影響因素，較少涉及預(yù)決算偏離后果的研究。利用地方政府一般公共預(yù)決算收入偏離與一般公共預(yù)決算支出偏離數(shù)據(jù)，刻畫政府預(yù)算對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響，是對(duì)政府預(yù)決算偏離后果研究的補(bǔ)充。該研究揭示了政府預(yù)算對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響效應(yīng)與作用路徑，為充分發(fā)揮政府預(yù)算的環(huán)境污染治理功能，推動(dòng)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化提供理論支撐和政策參考。

2 理論分析與研究假設(shè)

預(yù)決算偏離度作為反映政府預(yù)算水平的重要指標(biāo)，激勵(lì)和約束地方政府治理行為。該研究將預(yù)決算偏離度引入內(nèi)生增長(zhǎng)模型分析政府預(yù)算與地方環(huán)境污染治理行為間的關(guān)系。根據(jù)Barro［43］的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，假定地方政府管轄下，存在代表性消費(fèi)者，該消費(fèi)者擁有企業(yè)；消費(fèi)者效用不僅取決于物質(zhì)消費(fèi)，也取決于環(huán)境質(zhì)量；產(chǎn)品消費(fèi)和環(huán)境污染分別對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生正、負(fù)效用，則消費(fèi)者的效用函數(shù)可以設(shè)定為：

其中：C是人均消費(fèi)，P為環(huán)境污染，σ和θ為跨期替代彈性。

借鑒Barro［43］和Turnovsky［44］的做法，將政府公共支出G加入生產(chǎn)函數(shù)，并假設(shè)環(huán)保投入份額為e，短期內(nèi)地方環(huán)境污染治理對(duì)企業(yè)生產(chǎn)造成負(fù)向沖擊。為簡(jiǎn)化分析，假定勞動(dòng)要素為不變量，則企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

其中：A為生產(chǎn)技術(shù)水平，α、β為資本K和公共支出G的產(chǎn)出彈性。

借鑒黃菁等［45］的做法，環(huán)境污染的變化等于生產(chǎn)過程中的污染排放減去環(huán)境對(duì)污染的自我凈化能力。環(huán)境污染的運(yùn)動(dòng)方程設(shè)定為：

其中：AKαGβ(1 -e)γ表示污染排放，η是環(huán)境對(duì)污染的凈化速度。當(dāng)γ> 1，η> 0，總產(chǎn)出Y在扣除生產(chǎn)過程污染排放AKαGβ(1 -e)γ后還有剩余，并且生產(chǎn)過程的污染排放AKαGβ(1 -e)γ與環(huán)保投入份額e成反比。

假定地方政府收入全部來自收入稅，稅收收入占GDP比重，即稅收份額為τ，則地方政府的收入為：

依次設(shè)置預(yù)算收入和支出的預(yù)算偏離為φ，?，則有：

其中：T*、G*分別為政府財(cái)政收入和支出預(yù)算額度。設(shè)置經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的稅收份額的預(yù)算與決算的差額決定財(cái)政收入預(yù)算偏離，稅收份額預(yù)算額為τ*。基于上述設(shè)置，代表性消費(fèi)者的資本積累方程為：

相較于企業(yè)利潤(rùn)最大化治理目標(biāo)，地方政府的治理目標(biāo)不僅關(guān)注地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也強(qiáng)調(diào)增進(jìn)民生福祉。因此，假定地方政府的治理目標(biāo)為消費(fèi)者效用最大化，設(shè)時(shí)間貼現(xiàn)因子為ρ，則其動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問題為：

構(gòu)建Hamilton函數(shù)：

對(duì)控制變量C和e求偏導(dǎo)，可得到最優(yōu)化一階條件為：

對(duì)狀態(tài)變量K和P求偏導(dǎo)，可得歐拉方程：

橫截性條件為：

當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于穩(wěn)定時(shí)，有：

聯(lián)立式（14）、式（15）可得到，環(huán)境污染水平與預(yù)決算收入偏離φ和預(yù)決算支出偏離?的函數(shù)關(guān)系式：

其中：參數(shù)α、β、γ、σ、ρ為外生給定，地方政府的收入和支出預(yù)算額T*和G*確定。根據(jù)式（16）可知，地方政府可以通過預(yù)決算收入偏離φ和預(yù)決算支出偏離?影響地方環(huán)境污染治理。進(jìn)一步對(duì)式（16）關(guān)于預(yù)決算收入偏離φ和預(yù)決算支出偏離?分別求偏導(dǎo)可得：

基于以上分析，提出命題1：在其他條件一定時(shí)，政府預(yù)算能夠影響地方環(huán)境污染治理水平，且預(yù)算偏離度越大，地方環(huán)境污染越重。

根據(jù)式（19）和式（20），稅收份額τ和環(huán)保投入份額e可能是政府預(yù)算影響地方環(huán)境污染治理的兩條路徑。

進(jìn)一步地，式（16）可以簡(jiǎn)化為：

其中：參數(shù)α、γ、σ、ρ為外生給定

由此，預(yù)決算收入偏離對(duì)于地方環(huán)境治理的影響可以通過稅收約束來實(shí)現(xiàn)。具體而言，對(duì)式（21）關(guān)于稅收份額τ求偏導(dǎo)，可得說明稅收份額越高，環(huán)境污染越重。即政府預(yù)算可以通過加強(qiáng)稅收約束來規(guī)范地方財(cái)政規(guī)制，進(jìn)而提高環(huán)境治理水平。另一方面，預(yù)決算支出偏離對(duì)于地方環(huán)境治理的影響可以通過環(huán)保投入來實(shí)現(xiàn)。具體而言，對(duì)式（21）關(guān)于環(huán)保支出份額e求偏導(dǎo)，可得這說明環(huán)保投入份額越高，環(huán)境污染越輕。即政府預(yù)算通過加大環(huán)保投入份額來引導(dǎo)地方治理方向，從而提高地方環(huán)境污染治理水平。

基于以上分析，提出命題2：在其他條件一定時(shí)，政府預(yù)算通過稅收約束和環(huán)保投入，影響地方環(huán)境污染治理。

3 實(shí)證模型與數(shù)據(jù)說明

3.1 實(shí)證模型

使用式（22）的雙重固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型，分析政府預(yù)算的環(huán)境污染治理效應(yīng)。具體模型設(shè)定為：

其中：下標(biāo)c和t分別表示地級(jí)市和年份，被解釋變量SO2為地級(jí)市c在第t年的二氧化硫排放強(qiáng)度；核心解釋變量dv_r為預(yù)決算收入偏離度，dv_e為預(yù)決算支出偏離度；Xct表示包含一系列地級(jí)市層面控制變量的向量，用以控制地級(jí)市特征；λc為地級(jí)市固定效應(yīng)；μt為年份固定效應(yīng)；εct為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。該研究關(guān)注的系數(shù)是β1、β2，其含義是控制地區(qū)特征因素后，預(yù)決算收入偏離度和預(yù)決算支出偏離度對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響程度。

使用地級(jí)市工業(yè)二氧化硫排放量反映地方環(huán)境污染治理。并借鑒包群等［46］的做法，采用地級(jí)市生產(chǎn)總值對(duì)工業(yè)二氧化硫排放進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以排除經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)環(huán)境污染的影響。二氧化硫排放強(qiáng)度的計(jì)算公式為“工業(yè)二氧化硫排放量÷當(dāng)?shù)谿DP”，該指標(biāo)越大說明地方環(huán)境污染治理水平越低。

核心解釋變量是預(yù)決算偏離度，參考張凱強(qiáng)等［47］的做法，并對(duì)其取絕對(duì)值來衡量預(yù)決算的絕對(duì)偏離程度，具體而言“預(yù)決算收入偏離度（dv_r）=|（財(cái)政收入決算-財(cái)政收入預(yù)算）÷財(cái)政收入預(yù)算|”，“預(yù)決算支出偏離（dv_e）=|（財(cái)政支出決算-財(cái)政支出預(yù)算）÷財(cái)政支出預(yù)算）|”，該指標(biāo)越大表明政府預(yù)算治理水平越低。

根據(jù)前文構(gòu)建的理論分析模型，選取的地級(jí)市層面控制變量包括：①人均實(shí)際GDP 的對(duì)數(shù)值（Pgdp），反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；②第二產(chǎn)業(yè)占比的對(duì)數(shù)值（Ind），反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；③外商直接投資占GDP 比重（FDI），反映外商投資水平；④人口密度的對(duì)數(shù)值（Pop），反映人口規(guī)模；⑤城鎮(zhèn)人口比例（Urban），反映城市化水平；⑥經(jīng)濟(jì)案件結(jié)案數(shù)與收案數(shù)之比，反映法治水平（Legal）；⑦地級(jí)市人均R&D 投入的對(duì)數(shù)值（Tec），反映科技化水平；⑧人均道路面積的對(duì)數(shù)值（Trans），反映交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平；⑧國(guó)際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的對(duì)數(shù)值（Global），反映國(guó)際化水平。

3.2 變量與數(shù)據(jù)描述

使用2007—2020 年中國(guó)291 個(gè)地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析（由于數(shù)據(jù)可得性，未包括西藏的林芝市和山南市，以及香港、澳門和臺(tái)灣）。其中，地級(jí)市層面工業(yè)污染物排放量和控制變量來自歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》；財(cái)政收支預(yù)決算數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及地級(jí)市政府公布的年度決算報(bào)告；所有以貨幣名義價(jià)值統(tǒng)計(jì)的變量，如人均GDP等，均利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以2007 年為基期）換算為實(shí)際價(jià)值，從而剔除物價(jià)因素影響。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 報(bào)告了使用雙重固定效應(yīng)模型對(duì)政府預(yù)算偏離和環(huán)境污染治理的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表2的列（1）報(bào)告了預(yù)決算收入偏離與二氧化硫排放強(qiáng)度的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為1.158 9，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明預(yù)決算收入偏離度顯著增加了二氧化硫排放強(qiáng)度；表2 的列（2）報(bào)告了預(yù)決算支出偏離度與二氧化硫排放強(qiáng)度的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為2.654 0，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明政府預(yù)決算支出偏離度也顯著增加了二氧化硫排放強(qiáng)度；基于以上結(jié)果，進(jìn)一步將預(yù)決算收入偏離度和預(yù)決算支出偏離度同時(shí)放入式（22）進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告于表2的列（3），預(yù)決算收入偏離度的回歸系數(shù)有所降低，但仍在5%的水平上顯著為正，預(yù)決算支出偏離度的回歸系數(shù)也有所降低，但仍保持正值，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果與單解釋變量的回歸結(jié)果保持一致。命題1得以驗(yàn)證。

表2 基準(zhǔn)回歸實(shí)證結(jié)果

控制變量的估計(jì)結(jié)果如下：①人均GDP 的回歸系數(shù)顯著為正，這說明目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)政府環(huán)境污染治理具有負(fù)向影響，存在“激勵(lì)不相容”現(xiàn)象；②第二產(chǎn)業(yè)占比的回歸系數(shù)顯著為正，這說明工業(yè)化發(fā)展是影響地方環(huán)境污染治理的重要因素；③人口密度的回歸系數(shù)顯著為正，這表明人口因素也是環(huán)境污染治理需要考慮的重要內(nèi)容；④外商直接投資的回歸系數(shù)顯著小于0，這表明外商直接投資對(duì)于環(huán)境污染的影響符合“波特假說”。

4.2 作用路徑分析

根據(jù)前文理論分析，政府預(yù)算能夠通過稅收約束和環(huán)保投入影響地方環(huán)境污染治理。因此，該研究構(gòu)建中介效應(yīng)模型來識(shí)別政府預(yù)算影響地方環(huán)境污染治理的作用路徑。其中，tax測(cè)度地級(jí)市層面的稅收份額，數(shù)值上等于地級(jí)市年度稅收收入占GDP 比重，env測(cè)度地級(jí)市環(huán)保投入份額，數(shù)值上等于地級(jí)市財(cái)政支出中環(huán)保支出占GDP比重?；貧w結(jié)果報(bào)告于表3。

表3 預(yù)決算偏離影響地方環(huán)境污染治理的作用路徑

表3 的列（1）和列（2）報(bào)告了稅收份額的作用路徑檢驗(yàn)結(jié)果。解釋變量dv_r和中介變量tax的系數(shù)均大于0，且分別通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果說明，政府預(yù)算可以通過強(qiáng)化稅收約束提升地方政府環(huán)境治理水平。表3 的列（3）和列（4）報(bào)告了環(huán)保投入份額的作用路徑檢驗(yàn)結(jié)果。解釋變量dv_e的系數(shù)為2.529 8，且在99%置信區(qū)間內(nèi)保持顯著，中介變量env的系數(shù)小于0，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果說明政府預(yù)算可以通過環(huán)保投入提升地方政府環(huán)境治理水平?？梢姡A(yù)算作為公共資源配置的重要工具，通過強(qiáng)化稅收約束和加大環(huán)保投入緩解政府經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)行為偏好和環(huán)境污染治理的激勵(lì)不相容問題，從而提升地方環(huán)境治理水平。命題2得以驗(yàn)證。

4.3 異質(zhì)性分析

在公共部門的委托代理模型中，地方政府作為代理人會(huì)受到制度所規(guī)定的實(shí)際利益驅(qū)使而改變自身行為［48］。除此之外，地方政府治理方式和公共政策的選擇還會(huì)受制于治理資源的存量與結(jié)構(gòu)。由此，政府預(yù)算與環(huán)境污染治理的關(guān)系可能會(huì)受到環(huán)境規(guī)制和環(huán)?？?jī)效考核等制度因素的影響，也可能受到地區(qū)污染自凈率、行政等級(jí)等存量與結(jié)構(gòu)的影響。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)上述因素的差異影響，采用似無相關(guān)檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)兩個(gè)分組數(shù)據(jù)回歸系數(shù)是否存在顯著差異。估計(jì)結(jié)果見表4—表7。

表4 環(huán)境規(guī)制的異質(zhì)性分析

4.3.1 環(huán)境規(guī)制

政府預(yù)算對(duì)于地方環(huán)境污染治理的影響可能會(huì)受到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的影響。張琦等［49］指出，隨著自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)、綠色GDP 等制度約束的強(qiáng)化，地方政府參與環(huán)境治理的動(dòng)機(jī)顯著增強(qiáng)。面對(duì)更為嚴(yán)格的環(huán)境管制，地方政府會(huì)更加重視環(huán)境污染問題，政府預(yù)算對(duì)于環(huán)境污染治理的正向效應(yīng)可能隨之減弱。該研究選用1998 年出臺(tái)的兩控區(qū)政策表征環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，對(duì)兩控區(qū)和非兩控區(qū)的樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)。特由于2013 年《大氣污染防治行動(dòng)計(jì)劃》（國(guó)發(fā)〔2013〕37 號(hào)）將空氣污染的主要控制因子改為PM2.5，兩控區(qū)政策從此失效。因此，僅對(duì)2007—2013 年的樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果報(bào)告于表4 的列（1）—列（4）。其中，表4 的列（1）—列（2）匯報(bào)了在不同環(huán)境規(guī)制水平下，預(yù)決算收入偏離對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響效應(yīng)；表4 的列（3）—列（4）匯報(bào)了在不同環(huán)境規(guī)制水平下，預(yù)決算支出偏離對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響效應(yīng)。綜合發(fā)現(xiàn)，預(yù)決算偏離對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響在非兩控區(qū)顯著，而在兩控區(qū)不顯著，這表明政府預(yù)算的環(huán)境污染治理效應(yīng)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低的地區(qū)更加顯著。

4.3.2 環(huán)?？?jī)效考核

環(huán)?？?jī)效考核標(biāo)準(zhǔn)是影響地方環(huán)境污染治理的重要驅(qū)動(dòng)因素。劉磊等［50］研究發(fā)現(xiàn)，以環(huán)境約束性指標(biāo)為抓手的環(huán)保績(jī)效考核能夠減少地方二氧化硫排放量。因此，政府預(yù)算對(duì)地方環(huán)境污染治理的作用很可能受到環(huán)?？?jī)效考核標(biāo)準(zhǔn)的影響。根據(jù)2014年中組部對(duì)地方領(lǐng)導(dǎo)干部考核體系中加大環(huán)境績(jī)效指標(biāo)考核權(quán)重的變動(dòng)，該研究將樣本期劃分為2007—2013 年和2014—2020 年兩個(gè)階段進(jìn)行分樣本回歸，以檢驗(yàn)環(huán)保績(jī)效考核對(duì)政府預(yù)算和政府環(huán)境污染治理關(guān)系的影響，回歸結(jié)果報(bào)告于表5的列（1）—列（4）?？梢园l(fā)現(xiàn)，以經(jīng)濟(jì)績(jī)效考核為主階段（2007—2013 年），預(yù)決算收入偏離對(duì)于環(huán)境污染治理具有顯著的負(fù)向影響；加入環(huán)保績(jī)效考核后（2014—2020年），預(yù)決算收入偏離對(duì)于環(huán)境污染治理的負(fù)向影響不顯著；但在預(yù)決算支出方面，不管是在經(jīng)濟(jì)績(jī)效考核為主階段還是在加大環(huán)?？?jī)效考核階段，政府預(yù)算對(duì)于環(huán)境污染治理影響效應(yīng)沒有顯著變化。綜合發(fā)現(xiàn)，政府預(yù)算的環(huán)境治理效應(yīng)在重視經(jīng)濟(jì)績(jī)效考核階段更加顯著。

表5 環(huán)?？?jī)效考核的異質(zhì)性分析

4.3.3 污染自凈率

由理論分析模型可知，預(yù)決算支出偏離度與環(huán)境污染的關(guān)系受到污染自凈率的影響，在污染凈化能力大的地區(qū)，政府預(yù)決算支出偏離對(duì)環(huán)境污染具有負(fù)向影響，而在污染凈化能力小的地區(qū)，政府預(yù)決算支出偏離對(duì)環(huán)境污染具有正向影響。本部分進(jìn)一步考慮污染自凈率對(duì)回歸結(jié)果的影響。一般而言，在森林資源較為豐富的地區(qū)污染自凈率較高，因此選取森林覆蓋率作為污染自凈率的替代變量，根據(jù)森林覆蓋率的平均數(shù)對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果報(bào)告于表6 中。表6 的列（1）—列（2）報(bào)告了預(yù)決算收入偏離對(duì)地方環(huán)境污染水平的影響，由回歸結(jié)果可以看出，預(yù)決算收入偏離度對(duì)地方環(huán)境污染的影響在污染自凈率較低的地區(qū)更為顯著。表6的列（3）—列（4）報(bào)告了預(yù)決算支出偏離對(duì)地方環(huán)境污染水平的影響，可以發(fā)現(xiàn)，預(yù)決算支出偏離度對(duì)地方環(huán)境污染的影響在污染自凈率較低的地區(qū)更為顯著。回歸結(jié)果與理論分析一致。

表6 污染自凈率的異質(zhì)性分析

4.3.4 行政區(qū)域

一般而言，一項(xiàng)制度的推廣實(shí)施大都從行政等級(jí)高的地方政府開始?？紤]到制度對(duì)不同行政等級(jí)城市的影響不盡相同，該研究根據(jù)地級(jí)市行政等級(jí)，將地級(jí)市劃分為行政等級(jí)高的城市和行政等級(jí)低的城市進(jìn)行分組回歸，其中，省級(jí)城市、副省級(jí)城市及規(guī)模較大城市屬于行政等級(jí)高的城市，其他城市則為行政等級(jí)低的城市，回歸結(jié)果報(bào)告于表7 的列（1）—列（4）。由表7 可以看出，預(yù)決算偏離對(duì)于環(huán)境污染治理的影響在行政等級(jí)低的城市更為顯著，原因可能在于，相較于行政等級(jí)高的城市，行政等級(jí)低的城市環(huán)境治理更加依賴可支配的財(cái)政收入，政府預(yù)算對(duì)于地方環(huán)境污染治理的影響效應(yīng)在行政等級(jí)低的城市更加顯著。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.4.1 解釋變量滯后一期

考慮到政府預(yù)決算偏離對(duì)于地方環(huán)境污染治理的影響可能具有一定的滯后性，將核心解釋變量預(yù)決算收入偏離度和預(yù)決算支出偏離度均滯后一期引入式（22）進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果報(bào)告于表8 的列（1）。從表8 中可以看出，滯后一期的預(yù)算收入偏離回歸系數(shù)為1.002 1，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，滯后一期的預(yù)算支出偏離回歸系數(shù)為2.318 9，且在99%的水平上保持顯著?；貧w結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，這在一定程度上說明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.4.2 替換解釋變量

借鑒張凱強(qiáng)等［47］的做法，構(gòu)建財(cái)政收支差額預(yù)算偏離度（dv）作為核心解釋變量替換預(yù)決算收入偏離度和預(yù)決算支出偏離度，與被解釋變量進(jìn)行回歸分析。具體計(jì)算方式為“財(cái)政收支差額預(yù)算偏離（dv）=|［（財(cái)政支出決算-財(cái)政收入決算）-（財(cái)政支出預(yù)算-財(cái)政收入預(yù)算）］/（財(cái)政支出預(yù)算-財(cái)政收入預(yù)算）|”，回歸結(jié)果報(bào)告于表8 的列（2）?？梢园l(fā)現(xiàn)，財(cái)政收支差額預(yù)算偏離度的回歸系數(shù)也顯著為正，這與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致。

4.4.3 替換被解釋變量

考慮到環(huán)境污染物不只是二氧化硫，該研究進(jìn)一步引入PM2.5濃度、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)煙塵排放量，采用地級(jí)市生產(chǎn)總值對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并將處理過的環(huán)境污染變量PM2.5排放強(qiáng)度、工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、工業(yè)煙塵排放強(qiáng)度作為解釋變量的替代變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果報(bào)告于表8的列（3）—列（5）?；貧w結(jié)果表明，預(yù)決算偏離度不僅對(duì)二氧化硫排放強(qiáng)度存在影響，也對(duì)PM2.5排放強(qiáng)度、工業(yè)廢水排放強(qiáng)度和工業(yè)煙塵排放強(qiáng)度有顯著為正的影響。另外，考慮到政府的環(huán)境污染治理不能只緊盯排放量，該研究還選取能夠體現(xiàn)政府環(huán)境污染治理行為的生活垃圾無害化處理率作為被解釋變量的替代變量引入式（22）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果報(bào)告于表8的列（6）?；貧w結(jié)果表明地方政府的預(yù)決算偏離顯著降低了地區(qū)生活垃圾無害化處理率，這也在一定程度上增強(qiáng)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.4.4 傾向得分匹配法

為降低混雜因素的干擾，該研究使用傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，將連續(xù)解釋變量轉(zhuǎn)換為離散型，具體方法為：根據(jù)預(yù)決算收入偏離度（dv_r）的平均數(shù)進(jìn)行分組，在大于平均數(shù)的組別中，對(duì)傾向得分匹配解釋變量（dv_r_psm）賦值為1，在小于平均數(shù)的組別中，對(duì)離散型預(yù)決算收入偏離度解釋變量（dv_r_psm）賦值為0，對(duì)預(yù)決算支出偏離度（dv_e）也作相同處理，得到離散型預(yù)決算支出偏離度解釋變量（dv_e_psm），用于傾向得分匹配。另外，考慮傾向匹配的均衡性，以控制變量為協(xié)變量，采用卡尺內(nèi)有放回1∶1、1∶2 和1∶3 逐年近鄰匹配，卡尺為0.05。利用匹配樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告于表9?？梢钥闯鲈诓捎脙A向得分匹配后的估計(jì)結(jié)果中，無論是采用1∶1、1∶2 還是1∶3 進(jìn)行匹配，核心解釋變量dv_r和dv_e前的系數(shù)均大于0，且均通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，這表明政府預(yù)算對(duì)于地方環(huán)境污染治理的正向影響具有穩(wěn)健性。

表9 傾向得分匹配

4.5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

4.5.1 工具變量法檢驗(yàn)

考慮到基準(zhǔn)回歸可能存在內(nèi)生性問題，該研究采用工具變量法進(jìn)行重新估計(jì)。在工具變量的選取上，參考曹婧等［30］的做法，采用同省份其他地級(jí)市的預(yù)決算偏離度的均值作為該地級(jí)市預(yù)決算偏離度的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表10。工具變量選取的依據(jù)在于：首先，同一省份的地級(jí)市政府的預(yù)算管理活動(dòng)存在相似性，滿足工具變量的相關(guān)性要求；另外，地級(jí)市層面的遺漏變量與其他地級(jí)市的預(yù)決算偏離度沒有直接聯(lián)系，滿足工具變量的外生性要求。從表10中可以看出，在第一階段的回歸中工具變量的回歸系數(shù)均顯著大于0，且F值遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)值10，表明了工具變量選取的合理性。在第二階段的回歸中，核心解釋變量的回歸系數(shù)均大于0，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

表10 工具變量法檢驗(yàn)

4.5.2 處理效應(yīng)模型檢驗(yàn)

地方政府環(huán)境治理會(huì)受到諸多因素的影響，因而可能存在自選擇偏差所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。為了克服這一內(nèi)生性問題，該研究進(jìn)一步采用處理效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。將傾向得分匹配解釋變量dv_r_psm和dv_e_psm作為因變量，所有控制變量和外生工具變量作為協(xié)變量進(jìn)行Probit 回歸，計(jì)算得到逆米爾斯比率（IMR）。并將計(jì)算得到的逆米爾斯比率加入式（22）的控制變量進(jìn)行回歸，預(yù)決算偏離使用處理效應(yīng)模型第一步所使用的dv_r_psm和dv_e_psm進(jìn)行度量?；貧w結(jié)果報(bào)告于表11 中。從表11中可以看出，逆米爾斯比率的系數(shù)均在1%的水平上保持顯著，說明模型確實(shí)存在自選擇偏誤問題，但核心解釋變dv_r_psm和dv_e_psm的系數(shù)仍顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，這也在一定程度上證明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表11 處理效應(yīng)模型檢驗(yàn)

4.5.3 新《預(yù)算法》實(shí)施的政策效應(yīng)檢驗(yàn)

2015 年實(shí)施的新《預(yù)算法》為建立全面規(guī)范、公開透明的預(yù)算制度提供了法律依據(jù)，對(duì)于規(guī)范預(yù)算管理、推進(jìn)財(cái)政治理能力現(xiàn)代化具有重要作用。新《預(yù)算法》要求各級(jí)政府將全部財(cái)政收入和支出納入預(yù)算，對(duì)一般公共預(yù)算、政府性基金預(yù)算、國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算、社會(huì)保險(xiǎn)基金預(yù)算等信息進(jìn)行詳細(xì)說明。因此，新《預(yù)算法》的實(shí)施能夠有效規(guī)范地方政府的預(yù)算編制，提高政府預(yù)算的信息質(zhì)量，提升政府預(yù)算的有效性和約束力。參考莫龍炯等［18］的做法，依據(jù)政策實(shí)施前即2014 年各地級(jí)市的財(cái)政透明度手動(dòng)設(shè)置實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，若當(dāng)年財(cái)政透明度大于2014 年的財(cái)政透明度則將其視為實(shí)驗(yàn)組，對(duì)Treat賦值為1，若當(dāng)年財(cái)政透明度小于2014 年的財(cái)政透明度則將其視為對(duì)照組，對(duì)Treat賦值為0。Post表示雙重差分法中衡量外生沖擊的時(shí)間虛擬變量，2015 年之前取值為0，在新《預(yù)算法》實(shí)施之后取值為1。該研究首先采用事件研究法來進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明在政策實(shí)施之前系數(shù)并未顯著小于零，而在政策實(shí)施后的年份，系數(shù)均顯著小于零，滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。進(jìn)一步將政策變量引入式（22）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果報(bào)告于表12 的列（1）—列（4）。從表12 中可以看出雙重差分解釋變量的回歸系數(shù)小于0，且保持顯著，進(jìn)一步說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表12 新《預(yù)算法》實(shí)施的政策效應(yīng)檢驗(yàn)

5 結(jié)論與啟示

黨的二十大報(bào)告對(duì)提升生態(tài)環(huán)境污染治理能力高度重視，提出健全現(xiàn)代環(huán)境治理體系?！笆奈濉睍r(shí)期的工作重點(diǎn)也強(qiáng)調(diào)“建立現(xiàn)代財(cái)稅金融體制、加強(qiáng)財(cái)政資源統(tǒng)籌；推動(dòng)綠色發(fā)展、持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量、全面提高資源利用效率”。政府環(huán)境污染治理能力一定程度上取決于政府預(yù)算能力。充分發(fā)揮政府預(yù)算對(duì)政府環(huán)境污染治理的功能作用，對(duì)于貫徹黨的二十大精神和落實(shí)“十四五”時(shí)期工作目標(biāo)意義重大。因此，厘清政府預(yù)算與地方環(huán)境治理的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，揭示政府預(yù)算環(huán)境污染治理效應(yīng)是推動(dòng)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要突破口。

該研究從預(yù)決算收入偏離和預(yù)決算支出偏離兩個(gè)角度，利用2007—2020 年中國(guó)291 個(gè)地級(jí)及以上城市工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)和預(yù)決算偏離度數(shù)據(jù)檢驗(yàn)政府預(yù)算對(duì)地方環(huán)境污染治理的影響效應(yīng)和作用路徑。研究表明：政府預(yù)算具有環(huán)境污染治理效應(yīng)，能夠顯著提升地方環(huán)境污染治理水平；同時(shí)利用中介效應(yīng)模型驗(yàn)證政府預(yù)算通過稅收約束和環(huán)保投入影響地方環(huán)境污染治理。在預(yù)決算收入偏離方面，政府預(yù)算通過稅收約束，影響地方政府財(cái)政規(guī)則，促進(jìn)地方政府承擔(dān)環(huán)境治理責(zé)任；在預(yù)決算支出偏離方面，政府預(yù)算通過加大環(huán)保投入比重，引導(dǎo)地方政府治理方向，激勵(lì)地方環(huán)境治理行為，進(jìn)而影響環(huán)境污染治理水平；并且這種影響在環(huán)境規(guī)制弱、環(huán)?？?jī)效考核力度低、污染自凈率低、行政等級(jí)低的地區(qū)更加顯著。

研究結(jié)論具有如下政策含義：①應(yīng)不斷健全現(xiàn)代預(yù)算制度，充分發(fā)揮政府預(yù)算在環(huán)境污染治理中的功能作用。政府預(yù)算作為國(guó)家財(cái)政收支計(jì)劃，規(guī)定了包括環(huán)境治理在內(nèi)的政府活動(dòng)的范圍和方向，是提升生態(tài)環(huán)境治理現(xiàn)代化水平的政策工具。中國(guó)已初步搭建起現(xiàn)代預(yù)算制度框架，但在財(cái)政資源統(tǒng)籌、增強(qiáng)國(guó)家重大戰(zhàn)略任務(wù)財(cái)力保障、預(yù)算治理等方面還有待進(jìn)一步完善。識(shí)別并發(fā)揮政府預(yù)算治理功能，能夠?yàn)榻∪F(xiàn)代預(yù)算制度提供有力的理論支撐和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。②應(yīng)強(qiáng)化激勵(lì)約束機(jī)制，深入推進(jìn)全面預(yù)算績(jī)效管理?！笆奈濉睍r(shí)期，中國(guó)生態(tài)文明建設(shè)進(jìn)入了以降碳為重點(diǎn)戰(zhàn)略方向、推動(dòng)減污降碳協(xié)同增效、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型、實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量改善由量變到質(zhì)變的關(guān)鍵時(shí)期。該時(shí)期，政府預(yù)算應(yīng)為深入打好污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)提供動(dòng)力保障。通過強(qiáng)化預(yù)算“收”和“支”的宏觀調(diào)控和財(cái)力保障，充分利用預(yù)算績(jī)效管理的“軟要求”和“硬約束”，以全過程的預(yù)算績(jī)效管理成效助力環(huán)境污染治理效能。③應(yīng)加強(qiáng)預(yù)算監(jiān)督，形成長(zhǎng)效監(jiān)督合力。當(dāng)前環(huán)境治理中，仍存在預(yù)算監(jiān)督乏力、預(yù)算約束機(jī)制形同虛設(shè)、財(cái)力保障難以發(fā)揮最大效用等問題。中國(guó)共產(chǎn)黨第二十屆中央紀(jì)委二次全會(huì)指出，健全黨統(tǒng)一領(lǐng)導(dǎo)、全面覆蓋、權(quán)威高效的監(jiān)督體系，是實(shí)現(xiàn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的主要標(biāo)志。應(yīng)充分發(fā)揮人大監(jiān)督與財(cái)會(huì)監(jiān)督、審計(jì)監(jiān)督等監(jiān)督合力，降低預(yù)決算執(zhí)行偏差，增強(qiáng)預(yù)算績(jī)效，進(jìn)而推動(dòng)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化。此外，還應(yīng)不斷健全環(huán)境規(guī)制和環(huán)保績(jī)效考核制度，加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型以減少地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)“高耗能、高污染、高排放”產(chǎn)業(yè)的依賴，助力政府預(yù)算在環(huán)境治理領(lǐng)域的功能效應(yīng)的發(fā)揮，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的雙贏目標(biāo)。