財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與減污降碳協(xié)同增效

摘" "要：基于我國(guó)30個(gè)省份2008—2022年數(shù)據(jù)，利用全局超效率EBM模型測(cè)度我國(guó)省際減污降碳協(xié)同增效指數(shù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)以及財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)協(xié)同對(duì)減污降碳增效的影響。研究結(jié)果顯示，我國(guó)減污降碳協(xié)同增效指數(shù)均值從2008年的0.349上升為2022年的0.656，呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)，空間層面存在“東部gt;中部gt;西部”的非均衡特征；財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)單一要素有利于促進(jìn)本地區(qū)和鄰近地區(qū)減污降碳協(xié)同增效，而財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效存在替代效應(yīng)；中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)的替代效應(yīng)比東部地區(qū)更強(qiáng)，黨的十八大以來財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳的影響由替代效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)閰f(xié)同效應(yīng)，強(qiáng)化了減污降碳協(xié)同增效。應(yīng)進(jìn)一步完善分權(quán)治理體制，強(qiáng)化分權(quán)激勵(lì)效應(yīng)，繼續(xù)推進(jìn)綠色金融高效發(fā)展，并通過優(yōu)化考核標(biāo)準(zhǔn)和轉(zhuǎn)移支付規(guī)范地方政府行為。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；金融分權(quán)；減污降碳；空間面板

中圖分類號(hào)： F830" "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" 文章編號(hào)：1674-2265（2025）04-0040-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.04.004

一、引言及文獻(xiàn)綜述

黨的二十大報(bào)告指出，中國(guó)式現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化。必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，協(xié)同推進(jìn)降碳、減污、擴(kuò)綠、增長(zhǎng)。財(cái)政和金融政策作為政府宏觀調(diào)控的重要支撐，通過增加環(huán)境保護(hù)支出、推進(jìn)環(huán)境保護(hù)稅、推廣綠色信貸、支持設(shè)立綠色發(fā)展基金等手段強(qiáng)化環(huán)境治理，助力環(huán)境保護(hù)和減污降碳。政策體系效能的發(fā)揮依賴于制度安排和體制機(jī)制構(gòu)建，正如諾斯所言，“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于基本環(huán)境制度的特征以及這些基本規(guī)則的實(shí)行程度”。中國(guó)式分權(quán)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)制度的鮮明特征，其核心內(nèi)涵是經(jīng)濟(jì)分權(quán)體制同行政垂直管理體制的緊密結(jié)合，而財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)作為中國(guó)式經(jīng)濟(jì)分權(quán)的兩大制度，是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。新時(shí)代，財(cái)政和金融作為“國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱”和“經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中重要的基礎(chǔ)性制度”，已由傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)范疇上升為國(guó)家治理范疇，勢(shì)必對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化和生態(tài)等方面起到不可忽視的作用。

關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境污染與碳排放的影響，一部分學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可以降低環(huán)境污染和碳排放，如譚志雄和張陽陽（2015）[1]認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可以促進(jìn)地方政府加大污染治理投資，提高環(huán)境污染治理能力，進(jìn)而降低環(huán)境污染水平。李斌和陳斌（2017）[2]基于環(huán)境規(guī)制與財(cái)政分權(quán)雙重視角實(shí)證檢驗(yàn)了其對(duì)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)可以提高政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，進(jìn)而推進(jìn)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型。部分學(xué)者則認(rèn)為財(cái)政分權(quán)不利于推進(jìn)減污降碳，如方建春等（2021）[3]認(rèn)為財(cái)政分權(quán)背景下，地方政府為追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通過直接和間接補(bǔ)貼的競(jìng)爭(zhēng)形式擴(kuò)大能源價(jià)格差距，抑制能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，不利于碳排放效率提升。田建國(guó)和王玉海（2018）[4]通過空間計(jì)量模型驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)通過空間溢出效應(yīng)提高地區(qū)碳排放水平。還有學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)與減污降碳存在非線性關(guān)系，鄭萬吉和葉阿忠（2017）[5]研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)與碳排放增長(zhǎng)率具有顯著的倒U形曲線關(guān)系，即適度的財(cái)政分權(quán)有利于降低碳排放，而過度的財(cái)政分權(quán)會(huì)加劇碳排放。鄭潔等（2020）[6]基于替代效應(yīng)和收入效應(yīng)對(duì)我國(guó)1997—2016年的省級(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。

關(guān)于金融分權(quán)的環(huán)境效應(yīng)的研究尚處于起步階段，且并未得出一致結(jié)論。王嘉欣和葉琪（2021）[7]通過對(duì)我國(guó)31個(gè)省份2003—2020年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)金融分權(quán)有利于推動(dòng)綠色創(chuàng)新和激發(fā)企業(yè)家精神，進(jìn)而推動(dòng)綠色發(fā)展。劉國(guó)斌等（2021）[8]基于金融發(fā)展視角實(shí)證檢驗(yàn)金融分權(quán)對(duì)碳排放的影響，發(fā)現(xiàn)金融分權(quán)具有顯著的碳減排效應(yīng)。而姚輝等（2020）[9]發(fā)現(xiàn)金融分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的影響呈現(xiàn)U形特征，認(rèn)為金融分權(quán)存在一個(gè)適度的閾值，過高或者過低的金融分權(quán)都不利于發(fā)揮環(huán)境效應(yīng)。此外，還有文獻(xiàn)就金融分權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行研究，如金融分權(quán)可充分發(fā)揮地方金融機(jī)構(gòu)的信貸職能，一方面為城市開發(fā)與建設(shè)提供資金支持，助力高水平城市化（齊昕和王炳峰，2020）[10]，另一方面緩解企業(yè)融資約束，提高融資效率，促進(jìn)企業(yè)科技創(chuàng)新和提高全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（何美玲等，2019；路京京等，2021；吳云勇和王炳峰，2021）[11-13]。

已有研究就財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)對(duì)環(huán)境的影響進(jìn)行了較多探索，但仍存在以下可拓展之處。一是已有研究較多基于財(cái)政分權(quán)或金融分權(quán)單一視角研究其環(huán)境效應(yīng)，而財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)均屬于政府間與政府—市場(chǎng)制度邊界框架下，二者對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展具有相輔相成的作用，因此，將財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)納入統(tǒng)一研究框架進(jìn)行分析是必要的。二是已有研究較多關(guān)注財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)對(duì)環(huán)境污染或碳排放的影響，較少考慮減污、降碳、增長(zhǎng)協(xié)同發(fā)展，為此，科學(xué)測(cè)度減污降碳協(xié)同效應(yīng)有助于實(shí)現(xiàn)環(huán)境約束下的多目標(biāo)協(xié)同治理。三是已有研究較少考慮財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)對(duì)環(huán)境污染與碳排放的空間效應(yīng)，在地方政府策略互動(dòng)與環(huán)境空間外溢下，將地理空間要素納入考察范圍更符合現(xiàn)實(shí)狀況。為此，本文在采用EBM模型測(cè)度省際減污降碳協(xié)同增效的基礎(chǔ)上，將財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)以及二者的交乘項(xiàng)納入空間計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響，并提出更加具有針對(duì)性和可行性的對(duì)策建議。

二、研究假說

（一）財(cái)政分權(quán)與減污降碳協(xié)同增效

國(guó)外關(guān)于財(cái)政分權(quán)環(huán)境效應(yīng)的研究緣起于公共物品供給理論和分權(quán)定理。根據(jù)公共物品最優(yōu)供給理論，市場(chǎng)供給難以形成帕累托最優(yōu)，因此，環(huán)境公共物品應(yīng)由政府進(jìn)行供給。在信息不對(duì)稱和“用腳投票”機(jī)制下，地方政府更加了解居民偏好，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，進(jìn)而提升環(huán)境等公共物品的供給效率（Oates，2001）[14]。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)，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(zhēng)，為追求預(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，從而導(dǎo)致污染排放加劇的“逐底競(jìng)爭(zhēng)”（Fredriksson和Millimet，2002）[15]。國(guó)內(nèi)學(xué)者則以晉升錦標(biāo)賽理論為基礎(chǔ)實(shí)證研究財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染及碳排放的關(guān)系。一方面，地方政府為追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，傾向于短期效益最大化的經(jīng)濟(jì)性支出而對(duì)包括環(huán)境在內(nèi)的軟公共物品支出不足，甚至出現(xiàn)地理上以鄰為壑的發(fā)展模式（金剛和沈坤榮，2018；常文濤和周新建，2023）[16，17]，不利于減污降碳。另一方面，隨著不斷完善的綠色GDP考核方式以及嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制的實(shí)施，地方政府更加注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的生態(tài)效益，財(cái)政分權(quán)程度的提高促進(jìn)政府環(huán)境治理能力提升，有利于實(shí)現(xiàn)減污降碳協(xié)同增效（后小仙等，2018；劉舫等，2022）[18，19]。基于此，提出假說1。

假說1A：財(cái)政分權(quán)有利于促進(jìn)減污降碳協(xié)同增效。

假說1B：財(cái)政分權(quán)不利于促進(jìn)減污降碳協(xié)同增效。

（二）金融分權(quán)與減污降碳協(xié)同增效

Qian和Roland（1998）[20]較早基于地方政府通過行政手段參與金融資源配置的干預(yù)行為提出“金融分權(quán)化”（Monetary Centralization）概念。丁騁騁和傅勇（2012）[21]把金融分權(quán)定義為中央與地方政府之間關(guān)于金融資源配置與調(diào)控權(quán)力的分配。洪正和胡勇鋒（2017）[22]認(rèn)為金融分權(quán)是在不同層級(jí)政府之間以及政府與市場(chǎng)之間就金融資源配置權(quán)和控制權(quán)進(jìn)行劃定與分配的一系列顯性和隱性的制度安排。一方面，地方政府為追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通過發(fā)展地方金融機(jī)構(gòu)、干預(yù)銀行信貸等參與金融資源配置，并依托土地資源將土地財(cái)政轉(zhuǎn)向土地金融（劉元春和陳金至，2020）[23]，以債務(wù)形式撬動(dòng)資金用于推進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和地區(qū)工業(yè)發(fā)展（賀俊等，2020）[24]，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。金融隱性分權(quán)不僅加劇地方政府債務(wù)增長(zhǎng)，同時(shí)在助推“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的策略互動(dòng)過程中加劇了環(huán)境污染與碳排放（王定祥等，2020）[25]。另一方面，中央政府向下轉(zhuǎn)移金融支配權(quán)有助于充分發(fā)揮地方信息優(yōu)勢(shì)，強(qiáng)化金融資產(chǎn)配置效率，在環(huán)保監(jiān)督“一票否決”的背景下，金融分權(quán)可強(qiáng)化地方政府環(huán)境保護(hù)傾向，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展ESG投資（熊虎和沈坤榮，2019）[26]，如2016年8月中國(guó)人民銀行等七部委聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見》等致力于通過綠色金融推進(jìn)減污降碳?；诖?，提出假說2。

假說2A：金融分權(quán)有利于促進(jìn)減污降碳協(xié)同增效。

假說2B：金融分權(quán)不利于促進(jìn)減污降碳協(xié)同增效。

（三）財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與減污降碳協(xié)同增效

財(cái)政分權(quán)是“自上而下”的有限穩(wěn)定的計(jì)劃性制度安排，金融分權(quán)則屬于“自下而上”的靈活的調(diào)節(jié)性制度安排，二者具有顯著的互補(bǔ)性特征，就其內(nèi)在聯(lián)系而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)框架下財(cái)政分權(quán)必然影響金融分權(quán)（何德旭和苗文龍，2021）[27]。改革開放以來，以財(cái)政分權(quán)為主、金融分權(quán)為輔的中國(guó)式經(jīng)濟(jì)分權(quán)是推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要因素（陳寶東和鄧曉蘭，2017）[28]。相比于分稅制下穩(wěn)定的財(cái)政分權(quán)體制，金融分權(quán)大致經(jīng)歷分權(quán)凸顯（1979—1997年）、集權(quán)強(qiáng)化（1998—2011年）和分權(quán)加強(qiáng)（2012年至今）三大階段，金融分權(quán)作為“第二財(cái)政”長(zhǎng)期被忽視，而現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象受二者共同影響，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的協(xié)同對(duì)包括減污降碳協(xié)同增效在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有舉足輕重的作用（呂勇斌等，2020）[29]。推動(dòng)地區(qū)減污降碳協(xié)同增效的效果通常取決于政府環(huán)境治理水平和企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型能力。財(cái)政分權(quán)度提升有助于增強(qiáng)地方政府的環(huán)境治理能力和意愿，基于減污降碳協(xié)同效應(yīng)的外部性，金融分權(quán)可使金融機(jī)構(gòu)通過綠色信貸等助力企業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型，因此，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)協(xié)同能促進(jìn)減污降碳協(xié)同增效。然而，在分稅制改革后地方政府財(cái)權(quán)上移和事權(quán)下放的背景下，地方政府為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而進(jìn)行的競(jìng)爭(zhēng)仍然存在，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)程度的提高促使地方政府積極采取財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠以及干預(yù)金融資源配置等手段來進(jìn)行引資競(jìng)爭(zhēng)，把財(cái)政金融資源優(yōu)先用于企業(yè)引進(jìn)以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，造成“重經(jīng)濟(jì)、輕環(huán)?！钡默F(xiàn)象，甚至導(dǎo)致債臺(tái)高筑與金融風(fēng)險(xiǎn)加劇。加之地區(qū)間環(huán)境治理能力差異明顯，高排放工業(yè)企業(yè)的跨地區(qū)轉(zhuǎn)移促使地方政府弱化環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，進(jìn)而不利于減污降碳協(xié)同增效（胡宗義和李毅，2019）[30]?；诖耍岢黾僬f3。

假說3A：財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)存在協(xié)同效應(yīng)，強(qiáng)化減污降碳協(xié)同增效。

假說3B：財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)存在替代效應(yīng)，弱化減污降碳協(xié)同增效。

三、實(shí)證研究

（一）指標(biāo)選取

1. 被解釋變量：減污降碳協(xié)同增效。減污降碳協(xié)同包括在控制溫室氣體排放過程中減少污染物排放以及在控制污染物排放過程中減少或吸收二氧化碳排放兩個(gè)層面，減污降碳協(xié)同增效則主要指協(xié)同控制大氣污染和溫室氣體排放所產(chǎn)生的收益，表現(xiàn)為減污降碳雙重約束下的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)績(jī)效提升（劉華軍等，2022）[31]。盡管非徑向的SBM模型能夠較好地解決松弛變量和非期望產(chǎn)出問題，但可能存在變量原始比例丟失現(xiàn)象，產(chǎn)生一定的效率損失，進(jìn)而影響測(cè)度結(jié)果的準(zhǔn)確性，而EBM模型屬于兼具徑向與非徑向特點(diǎn)的混合距離函數(shù)，可進(jìn)一步彌補(bǔ)徑向模型與非徑向模型的不足。為此，將環(huán)境污染和碳排放統(tǒng)一納入“能源—環(huán)境—經(jīng)濟(jì)”系統(tǒng)，運(yùn)用基于非期望產(chǎn)出的全局超效率EBM模型科學(xué)測(cè)度省際減污降碳協(xié)同增效，模型測(cè)度指標(biāo)體系如表1所示。

進(jìn)一步采用規(guī)模報(bào)酬可變視角下的全局超效率EBM模型對(duì)我國(guó)30個(gè)省份2008—2022年減污降碳協(xié)同增效水平進(jìn)行測(cè)度，以省份作為決策單元，假設(shè)有[n]個(gè)決策單元，對(duì)于決策單元[DMUo]，投入[m]種要素[Xo=（x1o，x2o，…，xmo）]，產(chǎn)生[s]種期望產(chǎn)出[Yo=（y1o，y2o，…，yso）]和[p]種非期望產(chǎn)出[Bo=（b1o，b2o，…，bpo）]，則生產(chǎn)可能性集合如下：

[P=x，y，bt=1Tj=1，j≠onxtjλtj≤xt;t=1Tj=1，j≠onytjλtj≤ytt=1Tj=1，j≠onbtjλtj≤bt;t=1Tj=1，j≠onλtj=1;λ≥0]

（1）

其中，λ為每個(gè)決策單元建立生產(chǎn)可能性集合時(shí)的對(duì)應(yīng)權(quán)重，[（x，y，b）]為生產(chǎn)可能性集的最優(yōu)解。基于以上生產(chǎn)可能性集合構(gòu)造全局超效率EBM模型，如式（2）所示，其中，[K*]為最佳效率值，[w-i]、[w+r]和[wb-q]分別代表投入要素、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的權(quán)重，[s-i]、[s+r]和[sb-q]分別代表投入要素、產(chǎn)出要素和非期望產(chǎn)出的非零松弛，[θ]為徑向條件效率值，[η]為產(chǎn)出擴(kuò)大比，[ε]為關(guān)鍵參數(shù)，表示徑向與非徑向的組合程度，取值范圍在0到1之間。

[K*=minθ，η，λ，s-，s+θ+εxi=1mw-is-ixioη-εyr=1sw+rs+ryro-εbq=1pwb-qsb-qbqos.t.t=1Tj=1，j≠onxtijλtj-s-i≤θxio，i=1，2，…，mt=1Tj=1，j≠onytijλtj+s+i≥ηyro，r=1，2，…，st=1Tj=1，j≠onbtijλtj-sb-q≤ηbqo，q=1，2，…，pt=1Tj=1，j≠onλtj=1λ≥0，s-i≥0，s+i≥0，sb-q≥0]" " （2）

表2展示了測(cè)度結(jié)果，可以看出，我國(guó)省際減污降碳協(xié)同增效均值從2008年的0.349上升為2022年的0.656，減污降碳協(xié)同增效明顯。從區(qū)域視角來看， 2022年東部地區(qū)減污降碳協(xié)同增效指數(shù)為0.775，中部地區(qū)為0.629，西部地區(qū)為0.556，我國(guó)減污降碳協(xié)同增效指數(shù)存在“東部gt;中部gt;西部”的區(qū)域非均衡特征。

2. 核心解釋變量。以財(cái)政分權(quán)（FC）、金融分權(quán)（FJ）以及財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的交乘項(xiàng)（FCFJ）作為核心解釋變量。其中，財(cái)政分權(quán)用人均地方財(cái)政收入與人均財(cái)政總收入的比值衡量（呂勇斌等，2020）[29]。金融分權(quán)用地區(qū)人均貸款余額與全國(guó)人均貸款余額的比值衡量（洪正和胡勇鋒，2017）[22]。

3. 控制變量。為減輕遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，增強(qiáng)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，選取多個(gè)變量作為控制變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP），用地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎当硎?，為避免價(jià)格因素影響，將地區(qū)生產(chǎn)總值以上一期價(jià)格指數(shù)為100作為基準(zhǔn)進(jìn)行平減，下同；城鎮(zhèn)化水平（URBAN），用年末城鎮(zhèn)人口數(shù)與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎当硎?；?duì)外開放水平（OPEN），用貨物進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；固定資產(chǎn)投資（FAI），用固定資產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；環(huán)境規(guī)制（RUG），用工業(yè)污染治理投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示。上述變量具體計(jì)算方式見表3。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取的面板數(shù)據(jù)是除香港、澳門、臺(tái)灣地區(qū)及西藏自治區(qū)以外的我國(guó)30個(gè)省級(jí)行政單位2008—2022年的相關(guān)數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)均來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒和歷年金融運(yùn)行報(bào)告，表4報(bào)告了變量的統(tǒng)計(jì)特征。

（三）模型設(shè)定

1. 空間相關(guān)性檢驗(yàn)。由于環(huán)境污染與碳排放存在跨區(qū)域影響，涉及不同地區(qū)之間的關(guān)聯(lián)，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)所促進(jìn)的地區(qū)政府行為互動(dòng)使得各經(jīng)濟(jì)變量也并非相互獨(dú)立的，為避免經(jīng)典回歸估計(jì)可能存在偏誤，考慮引入空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析。為確定模型適用性，采用莫蘭指數(shù)對(duì)減污降碳協(xié)同效應(yīng)的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，記[n]個(gè)區(qū)域的空間數(shù)據(jù)為[xini=1]，計(jì)算公式為：

[I=i=1nj=1nwij（xi-x）（xj-x）S2i=1nj=1nwij，-1≤I≤1]" （3）

式（3）中，[S2=i=1n（xi-x）/n]為樣本方差，[wij]為行標(biāo)準(zhǔn)化的空間權(quán)重矩陣的（[i，j]）元素，[i=1nj=1nwij]為空間權(quán)重之和。其中，空間權(quán)重矩陣選擇具有外生屬性的地理距離權(quán)重矩陣，設(shè)省份[i]和省份[j]地理重心距離為[dij]，定義空間權(quán)重為[wij=1/d2ij]，空間權(quán)重矩陣為：

[W=1/d2ij0]" " [i≠ji=j]" " " " " " " " " " " " " （4）

根據(jù)式（3）和（4）計(jì)算出我國(guó)2008—2022年減污降碳協(xié)同增效全局莫蘭指數(shù)，如表5所示。除2009年和2010年以外，考察期內(nèi)我國(guó)省際減污降碳協(xié)同增效指數(shù)均在10%水平上顯著為正，說明我國(guó)各省份之間減污降碳協(xié)同增效呈現(xiàn)顯著的空間正相關(guān)，因此，需引入空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究。

2. 空間計(jì)量模型設(shè)定。當(dāng)觀測(cè)個(gè)體之間存在空間相關(guān)性時(shí)，空間面板模型包含空間滯后變量或者誤差項(xiàng)服從自回歸過程，前者構(gòu)成空間自回歸模型SAR，后者構(gòu)成空間誤差模型SEM。Lesage和 Pace（2008）[32]基于空間效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制可能同時(shí)包含空間因變量滯后和空間誤差擾動(dòng)，構(gòu)建了同時(shí)包含兩種傳導(dǎo)機(jī)制的更為廣泛的空間杜賓模型SDM。為增強(qiáng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，將SAR模型、SEM模型和SDM模型三種形式作為基準(zhǔn)回歸模型，模型設(shè)定如下：

[EVCit=α0+ρWEVCit+α1FCit+α2FJit+α3FCFJit+k=15βkXit+εit]" " " （5）

[EVCit=α0+α1FCit+α2FJit+α3FCFJit+k=15βkXit+μit，μit=λWμit+εit] （6）

[EVCit=α0+ρWEVCit+α1FCit+α2FJit+α3FCFJit+k=15βkXit+θ1WFCit+θ2WFJit+θ3WFCFJit+k=15δkWXit+εit]" " "（7）

式（5）—（7）分別為空間SAR、SEM和SDM模型，其中[EVCit]為被解釋變量，即減污降碳協(xié)同增效指數(shù)，[FCit]為財(cái)政分權(quán)，[FJit]為金融分權(quán)，[FCFJit]為財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的交乘項(xiàng)，[W]為30×30的空間權(quán)重矩陣，表征了空間單元之間的相互依賴關(guān)系，[Xit]為控制變量，[ρ]為空間滯后項(xiàng)系數(shù)，[λ]為空間誤差項(xiàng)系數(shù)，[θ]為空間交互項(xiàng)系數(shù)，[μ]和[ε]是服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3. 模型檢驗(yàn)。（1）LM 檢驗(yàn)和 Robust LM 檢驗(yàn)。為識(shí)別面板數(shù)據(jù)的空間關(guān)聯(lián)特征，判斷空間SEM模型和空間SAR模型的優(yōu)劣，基于上述模型的設(shè)定，對(duì)空間面板數(shù)據(jù)OLS回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，進(jìn)而判斷樣本數(shù)據(jù)在空間上的交互影響，采用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（LM檢驗(yàn)）和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（Robust LM檢驗(yàn)）計(jì)算其殘差所服從的分布。從表6可以看出，不含控制變量與包含控制變量情況下的Moran's I檢驗(yàn)均在1%水平上顯著，說明非空間面板模型的回歸結(jié)果不足以反映實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況，因此，構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型是合適和必要的。LM 檢驗(yàn)和 Robust LM 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LM-lag、Robust LM-lag、LM-error和Robust LM-error均在1%水平上顯著，面板數(shù)據(jù)模型同時(shí)支持空間SEM和空間SAR模型，構(gòu)建更為廣泛的SDM模型更為合適。（2）LR檢驗(yàn)與Wald檢驗(yàn)。似然比（LR）檢驗(yàn)和沃爾德（Wald）檢驗(yàn)主要用于判斷空間杜賓模型SDM能否簡(jiǎn)化為空間滯后模型SAR或者空間誤差模型SEM，從表7可以看出，隨機(jī)效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)和時(shí)空固定效應(yīng)四種效應(yīng)下的空間杜賓模型的LR統(tǒng)計(jì)量均至少在10％的水平上顯著，結(jié)果拒絕原假設(shè)，說明空間杜賓模型優(yōu)于空間SAR和空間SEM模型?？臻g杜賓模型SDM的Wald內(nèi)生變量空間滯后統(tǒng)計(jì)量和Wald空間誤差自回歸統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)均至少在10%水平上顯著，說明相較于SAR和SEM模型來說， SDM模型具有更好的擬合效果，為此，本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上采用空間杜賓模型SDM進(jìn)行空間效應(yīng)分析。

4. 回歸結(jié)果及分析。（1）基準(zhǔn)回歸結(jié)果。采用極大似然法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸估計(jì)，通過Hausman檢驗(yàn)對(duì)模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行識(shí)別，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均在1%水平上顯著為正，拒絕原假設(shè)，因此，空間面板數(shù)據(jù)模型選擇固定效應(yīng)。由于空間計(jì)量模型包括時(shí)間固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)和時(shí)空固定效應(yīng)三種形式，因此，通過對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)進(jìn)行判別，時(shí)空雙固定效應(yīng)下的對(duì)數(shù)似然比高于時(shí)間固定和空間固定效應(yīng)（楊明海等，2018）[33]，因此，采用時(shí)空固定效應(yīng)估計(jì)模型（5）—（7），表8為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

從表8可以看出，在空間SAR模型、空間SEM模型和空間SDM模型下，財(cái)政分權(quán)的系數(shù)分別為0.333、0.375和0.373，均在1%的水平上顯著，說明財(cái)政分權(quán)有利于促進(jìn)減污降碳協(xié)同增效；金融分權(quán)的回歸系數(shù)分別為0.207、0.222和0.238，均至少在5%的水平上顯著，說明金融分權(quán)有利于推進(jìn)減污降碳協(xié)同增效；而財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)分別為-0.324、-0.351和-0.371，均在1%的水平上顯著，說明財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響存在替代性，即財(cái)政分權(quán)度較高時(shí)，金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同效應(yīng)影響較小，而當(dāng)財(cái)政分權(quán)度較低時(shí)，金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同效應(yīng)影響較大。這驗(yàn)證了前文的假說1A、假說2A和假說3B。三種模型基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

從控制變量上看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有正向促進(jìn)作用。一方面，隨著地方經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷提升，政府用于環(huán)境保護(hù)和綠色發(fā)展的投入相對(duì)增長(zhǎng)，助力減污降碳；另一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展所推進(jìn)的綠色生產(chǎn)生活方式進(jìn)一步倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型，進(jìn)而推動(dòng)減污降碳協(xié)同增效。城市化對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有顯著的抑制作用，城市化發(fā)展必然帶來人口集聚和產(chǎn)業(yè)集聚，部分地區(qū)在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)伴隨大量工業(yè)企業(yè)入駐，而地區(qū)基本公共服務(wù)供給相對(duì)薄弱，人居污染與工業(yè)排放治理存在不足，不利于減污降碳協(xié)同增效。固定資產(chǎn)投資對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有顯著的抑制作用，說明依靠投資拉動(dòng)的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境效益協(xié)調(diào)共進(jìn)，高質(zhì)量發(fā)展背景下需積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，以新發(fā)展理念為指引，強(qiáng)化創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色發(fā)展。對(duì)外開放水平提升有利于推進(jìn)減污降碳協(xié)同增效。一方面，隨著地區(qū)開放水平的進(jìn)一步深化，人才、知識(shí)、技術(shù)等要素空間流動(dòng)推進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，對(duì)環(huán)境績(jī)效起到促進(jìn)作用；另一方面，對(duì)外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展背景下，企業(yè)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)、生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品綠色化屬性均受到國(guó)際市場(chǎng)準(zhǔn)入約束，進(jìn)一步倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色低碳轉(zhuǎn)型，助力減污降碳協(xié)同增效。環(huán)境規(guī)制對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有顯著的促進(jìn)作用，在推進(jìn)人與自然和諧共生的中國(guó)式現(xiàn)代化進(jìn)程中，通過規(guī)制手段進(jìn)行環(huán)境治理尤為必要，當(dāng)前我國(guó)通過環(huán)保督察、環(huán)境績(jī)效考核、環(huán)境行政處罰等加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，對(duì)推進(jìn)減污降碳協(xié)同增效具有重要效果。

（2）空間效應(yīng)分解?；谏鲜瞿Ｐ蜋z驗(yàn)結(jié)果，空間SDM模型相較于空間SAR和空間SEM模型適用性更強(qiáng)，同時(shí)為避免點(diǎn)估計(jì)判別經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間溢出效應(yīng)可能產(chǎn)生的偏誤，進(jìn)一步基于SDM模型通過偏微分方法計(jì)算出財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)以及財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的交乘項(xiàng)對(duì)減污降碳協(xié)同增效影響的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)。其中，直接效應(yīng)用于描述解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的平均影響，間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)，揭示了解釋變量對(duì)鄰近地區(qū)被解釋變量的平均影響，總效應(yīng)反映了解釋變量對(duì)全部區(qū)域產(chǎn)生的平均影響。表9為效應(yīng)分解結(jié)果。

從表9中可以看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有顯著的正向直接效應(yīng)和正向空間溢出效應(yīng)，回歸系數(shù)分別為0.338和0.449，分別在1%和10%水平上顯著，說明財(cái)政分權(quán)不僅有利于推進(jìn)本地區(qū)減污降碳協(xié)同增效，也有利于鄰近地區(qū)實(shí)現(xiàn)減污降碳協(xié)同增效，進(jìn)而使總效應(yīng)顯著為正?？赡艿脑蛟谟冢贺?cái)政分權(quán)強(qiáng)化了地方政府財(cái)力，破解環(huán)境治理投入造成的財(cái)政壓力，提升了地方政府的環(huán)境治理意愿和治理能力，進(jìn)而推進(jìn)當(dāng)?shù)販p污降碳協(xié)同增效；在地方政府競(jìng)爭(zhēng)和策略互動(dòng)下，減污降碳存在地區(qū)“示范效應(yīng)”和“模仿效應(yīng)”，在深入貫徹新發(fā)展理念推進(jìn)綠色低碳轉(zhuǎn)型成為地方政府競(jìng)爭(zhēng)焦點(diǎn)的背景下，地方政府綠色低碳轉(zhuǎn)型蔚然成風(fēng)，故而財(cái)政分權(quán)能推進(jìn)本地和鄰地減污降碳協(xié)同增效。

金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有顯著的正向直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)，回歸系數(shù)分別為0.209、0.330和0.539，均至少在10%的水平上顯著，說明金融分權(quán)有利于推進(jìn)本地和鄰近地區(qū)減污降碳協(xié)同增效，對(duì)環(huán)境質(zhì)量提升具有重要促進(jìn)作用?？赡艿脑蛟谟冢号c財(cái)政分權(quán)不同，金融分權(quán)表現(xiàn)為各層級(jí)市場(chǎng)主體自下而上地影響地區(qū)減污降碳協(xié)同增效，全國(guó)性金融機(jī)構(gòu)、地方性商業(yè)銀行、非銀行金融機(jī)構(gòu)等通過信貸、基金以及其他金融產(chǎn)品助力高耗能企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，補(bǔ)充企業(yè)綠色改造所需的大量資金，調(diào)節(jié)了減污降碳與環(huán)境治理的資金供需矛盾，推動(dòng)工業(yè)企業(yè)尤其是中小微企業(yè)在存續(xù)及可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)上進(jìn)行環(huán)保改進(jìn)，進(jìn)而促使地區(qū)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)共進(jìn)，實(shí)現(xiàn)本地區(qū)減污降碳協(xié)同增效?？臻g效應(yīng)層面，一方面，在“雙碳”目標(biāo)背景下，國(guó)家層面通過制定相關(guān)具體方案推進(jìn)金融機(jī)構(gòu)加大綠色金融投入，強(qiáng)化金融業(yè)綠色賦能，一系列政策文件的出臺(tái)促使金融分權(quán)背景下各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)加大綠色金融發(fā)展，形成金融助力減污降碳綠色轉(zhuǎn)型的示范效應(yīng)，金融便利化與數(shù)字化的不斷推進(jìn)也使金融資源流通更為廣泛，因此，金融分權(quán)有利于推進(jìn)減污降碳協(xié)同增效的空間溢出。另一方面，市場(chǎng)對(duì)綠色產(chǎn)品的需求對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈上下游相關(guān)企業(yè)的環(huán)保屬性產(chǎn)生反向倒逼作用，在企業(yè)聯(lián)動(dòng)轉(zhuǎn)型下，金融分權(quán)可緩解產(chǎn)業(yè)鏈上不同地區(qū)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的資金壓力，擴(kuò)大減污降碳的空間效應(yīng)，故而金融分權(quán)有利于本地區(qū)和鄰近地區(qū)減污降碳協(xié)同增效。

財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的交乘項(xiàng)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響系數(shù)為負(fù)，直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)回歸系數(shù)分別為-0.325和-0.510，分別在1%和5%的水平上顯著，說明財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)表現(xiàn)為替代關(guān)系。財(cái)政分權(quán)程度較高時(shí)，金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響較??；而當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度較低時(shí)，金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響較大，金融分權(quán)弱化了財(cái)政分權(quán)推進(jìn)減污降碳協(xié)同增效的作用。財(cái)政分權(quán)背景下地方政府財(cái)權(quán)和事權(quán)不匹配現(xiàn)象較為明顯，2021年我國(guó)地方政府財(cái)政支出占財(cái)政總支出比重達(dá)85.7%，而地方政府財(cái)政收入占財(cái)政總收入比重為54.8%，盡管近年來二者差距有所彌合，但仍然存在較大收支缺口，地方政府財(cái)政支出責(zé)任不斷提升。由于地方政府融資渠道較窄，中央政府隱性擔(dān)保下金融分權(quán)放松了地方政府融資約束，促進(jìn)了地方政府對(duì)銀行等金融機(jī)構(gòu)的行政干預(yù)（徐軍偉等，2020；劉喜和和黃靈醒，2023）[34，35]，如成立城市商業(yè)銀行、村鎮(zhèn)銀行等地方性金融機(jī)構(gòu)，擴(kuò)大舉債規(guī)模。在考核壓力下地方政府將財(cái)政資源和金融資源優(yōu)先用于大規(guī)模的財(cái)政支出和本地經(jīng)濟(jì)建設(shè)，盡管環(huán)境保護(hù)支出也有所增加，但相較于其他支出項(xiàng)目仍顯捉襟見肘，如2021年地方環(huán)境保護(hù)支出僅有5251.4億元，遠(yuǎn)低于農(nóng)林水支出的21535億元、交通基礎(chǔ)設(shè)施支出的10599億元。在此背景下，財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)的替代性表現(xiàn)為：金融分權(quán)彌補(bǔ)了地方政府在以分稅制為基礎(chǔ)的財(cái)政分權(quán)下的財(cái)力缺口，當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度較低時(shí)，地方政府會(huì)強(qiáng)化金融干預(yù)，助長(zhǎng)了地方政府將金融納入本地區(qū)“第二財(cái)政”的行為，強(qiáng)化了“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的策略選擇，部分地區(qū)以犧牲環(huán)境為代價(jià)加大招商引資和地區(qū)保護(hù)，傳統(tǒng)高污染行業(yè)趁機(jī)進(jìn)入且轉(zhuǎn)型困難，抑制區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而不利于推進(jìn)本地區(qū)減污降碳協(xié)同增效，此結(jié)論與余世勇和朱咸永（2019）[36]以及李桂君等（2022）[37]的研究結(jié)論相吻合。空間效應(yīng)層面，在“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的區(qū)域策略互動(dòng)下，地方政府通過爭(zhēng)奪銀行等金融資源以及降低環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度等手段加大引資力度，吸引企業(yè)入駐以發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而抑制鄰近地區(qū)減污降碳協(xié)同增效。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）變換財(cái)政分權(quán)指標(biāo)

以財(cái)政自主度作為財(cái)政分權(quán)的衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用地方財(cái)政收入與地方財(cái)政支出之比來衡量（江紅莉和蔣鵬程，2019）[38]，估計(jì)結(jié)果見表10列（1）。從估計(jì)結(jié)果中可以看出，更換衡量指標(biāo)后財(cái)政分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響系數(shù)仍顯著為正，金融分權(quán)的回歸系數(shù)顯著為正，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，與上文結(jié)果一致，證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（二）變換金融分權(quán)指標(biāo)

參照呂勇斌等（2020）[29]的研究，將地方銀行和非銀行金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量與全國(guó)金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量之比作為金融分權(quán)的衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果見表10列（2），從估計(jì)結(jié)果可以看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響系數(shù)仍顯著為正，金融分權(quán)的回歸系數(shù)顯著為正，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，與上文結(jié)果一致，證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）變換空間權(quán)重矩陣

由于基準(zhǔn)回歸采用地理距離空間權(quán)重矩陣進(jìn)行實(shí)證研究，進(jìn)一步以鄰接權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。鄰接權(quán)重矩陣W1設(shè)定如下：若區(qū)域i與區(qū)域j相鄰，則空間權(quán)重矩陣中元素wij=1；若區(qū)域i與區(qū)域j不相鄰，則空間權(quán)重矩陣wij=0。以人均GDP為核心的經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2=WE進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，E中主對(duì)角線元素為0，非主對(duì)角線元素[wij=Yi-Yj]，其中[Yi]和[Yj]表示省份i與省份 j的人均GDP。估計(jì)結(jié)果見表10列（3）和列（4），可以看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響系數(shù)顯著為正，金融分權(quán)的回歸系數(shù)顯著為正，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，與上文結(jié)果一致，證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、異質(zhì)性分析

財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效影響的時(shí)空異質(zhì)性回歸結(jié)果見表11。第一，將我國(guó)30個(gè)省份分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)，進(jìn)行地區(qū)異質(zhì)性分析。東部地區(qū)和中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響系數(shù)均為正，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)交乘項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，而中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)交乘項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值高于東部地區(qū)，且顯著性更高，采用Chow檢驗(yàn)進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)的P值為0.0006，即組間系數(shù)存在顯著差異，說明中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的替代性更強(qiáng)，地方政府更加注重發(fā)展經(jīng)濟(jì)，對(duì)金融資源干預(yù)力度更強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)同增效水平有待進(jìn)一步提高。第二，以2012年黨的十八大為分界點(diǎn)，探討財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)的減污降碳協(xié)同效應(yīng)的時(shí)間異質(zhì)性，從回歸結(jié)果來看，黨的十八大以后財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)交乘項(xiàng)的系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正，財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)由替代關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)閰f(xié)同關(guān)系，強(qiáng)化了中國(guó)式分權(quán)的減污降碳協(xié)同增效，從一定程度上說明黨的十八大以來，中央加強(qiáng)金融監(jiān)管力度，著力解決地方融資平臺(tái)和城投債高企問題，扭轉(zhuǎn)了地方政府干預(yù)金融市場(chǎng)并將金融資源作為財(cái)政的補(bǔ)充的傾向，緩解了地方政府忽視環(huán)境保護(hù)而偏向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的競(jìng)爭(zhēng)行為，改善了地方政府和金融機(jī)構(gòu)的決策行為，促進(jìn)了綠色金融發(fā)揮作用，進(jìn)而強(qiáng)化財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)協(xié)同助力減污降碳。

六、結(jié)論與政策建議

基于我國(guó)30個(gè)省份相關(guān)數(shù)據(jù)，利用全局超效率EBM模型測(cè)度我國(guó)省際減污降碳協(xié)同增效指數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)減污降碳協(xié)同增效指數(shù)呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)，空間層面存在“東部gt;中部gt;西部”的非均衡特征。進(jìn)一步運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)以及財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)協(xié)同發(fā)展對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響，研究結(jié)果顯示，財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)單一要素有利于促進(jìn)本地區(qū)和鄰近地區(qū)減污降碳協(xié)同增效，而財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效具有典型的替代性（毛其淋和盛斌，2012）[39]。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的替代效應(yīng)比東部地區(qū)更強(qiáng)，黨的十八大以來財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)對(duì)減污降碳協(xié)同增效的影響由替代性轉(zhuǎn)變?yōu)閰f(xié)同性。

基于上述研究結(jié)果，提出以下政策建議：一是完善中國(guó)式分權(quán)體制，強(qiáng)化分權(quán)激勵(lì)效應(yīng)。繼續(xù)推進(jìn)財(cái)政事權(quán)與支出責(zé)任相匹配，在提高財(cái)政支出分權(quán)同時(shí)提升財(cái)政收入分權(quán)度，擴(kuò)大地方財(cái)政自主權(quán)，增強(qiáng)地方政府提供包括環(huán)境在內(nèi)的公共物品和服務(wù)的意愿和能力，助力減污降碳協(xié)同增效。在加強(qiáng)金融風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管和規(guī)范金融市場(chǎng)行為的基礎(chǔ)上，推進(jìn)金融領(lǐng)域分權(quán)治理效能，推動(dòng)地方金融機(jī)構(gòu)市場(chǎng)化進(jìn)程，提高金融資源配置效率，充分發(fā)揮財(cái)政金融協(xié)同互補(bǔ)機(jī)制，在高質(zhì)量發(fā)展背景下縮小環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)建設(shè)資金供需矛盾。二是在綠色發(fā)展納入政府績(jī)效考核的基礎(chǔ)上，繼續(xù)推進(jìn)綠色金融高效發(fā)展。財(cái)政與金融在實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)和人與自然和諧共生的中國(guó)式現(xiàn)代化進(jìn)程中具有舉足輕重的地位，要強(qiáng)化政府對(duì)綠色發(fā)展的重視程度，避免地方政府重經(jīng)濟(jì)建設(shè)輕環(huán)境保護(hù)的短視行為，繼續(xù)發(fā)揮金融業(yè)綠色信貸、綠色債券等對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型尤其是對(duì)中小企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的支持，充分理解“增效”所涵蓋的減污、降碳和增長(zhǎng)三目標(biāo)協(xié)同，避免綠色金融對(duì)大型企業(yè)趨之若鶩，而對(duì)中小企業(yè)避而不見，致使地區(qū)中小企業(yè)因生態(tài)環(huán)保問題而關(guān)停，弱化地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。三是規(guī)范地方政府競(jìng)爭(zhēng)行為的空間效應(yīng)。實(shí)行區(qū)域差異化考核體系，加大對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)以及生態(tài)功能區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度，避免地方政府以GDP為核心的盲目競(jìng)爭(zhēng)，以及在“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”下出現(xiàn)的環(huán)境領(lǐng)域的“逐底競(jìng)爭(zhēng)”現(xiàn)象，通過優(yōu)化考核標(biāo)準(zhǔn)和轉(zhuǎn)移支付規(guī)范地方政府行為。

參考文獻(xiàn)：

[1]譚志雄，張陽陽.財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染關(guān)系實(shí)證研究 [J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2015，25（04）.

[2]李斌，陳斌.環(huán)境規(guī)制、財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型 [J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2017， 423（10）.

[3]方建春，童楊，陸洲.財(cái)政分權(quán)、能源價(jià)格波動(dòng)與碳排放效率 [J].重慶社會(huì)科學(xué)，2021， 320（07）.

[4]田建國(guó)，王玉海.財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)和碳排放空間溢出效應(yīng)分析 [J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2018，28（10）.

[5]鄭萬吉，葉阿忠.空間視角下財(cái)政分權(quán)的碳排放效應(yīng)研究——基于半?yún)?shù)空間面板滯后模型 [J].軟科學(xué)，2017，31（01）.

[6]鄭潔，付才輝，劉舫.財(cái)政分權(quán)與環(huán)境治理——基于動(dòng)態(tài)視角的理論和實(shí)證分析 [J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2020，30（01）.

[7]王嘉欣，葉琪.金融分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新與綠色發(fā)展——基于企業(yè)家精神中介作用 [J].福建商學(xué)院學(xué)報(bào)，2021（04）.

[8]劉國(guó)斌，方圓，楊思瑩.金融發(fā)展、金融分權(quán)與城市環(huán)境污染抑制 [J].濟(jì)南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021，31（02）.

[9]姚輝，鮑詩萌，李雨奇.金融分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的影響研究 [J].東北大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，22（05）.

[10]齊昕，王炳峰.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)對(duì)城市化發(fā)展的作用研究 [J].青島科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，36（03）.

[11]何美玲，劉忠，馬燦坤.金融分權(quán)與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率 [J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，41（09）.

[12]路京京，楊思瑩，馬超.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與科技創(chuàng)新 [J].南方經(jīng)濟(jì)，2021（06）.

[13]吳云勇，王炳峰.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展 [J].金融與經(jīng)濟(jì)，2021（10）.

[14]Oates W. 2001. A Reconsideration of Environmental Federalism [J].Discussion Papers，56（01）.

[15]Fredriksson P G， Millimet D L. 2002. Strategic Interaction and the Determinants of Environmental Policy across Us States [J].Journal of Urban Economics，51（01）.

[16]金剛，沈坤榮.以鄰為壑還是以鄰為伴？——環(huán)境規(guī)制執(zhí)行互動(dòng)與城市生產(chǎn)率增長(zhǎng) [J].管理世界，2018，34（12）.

[17]常文濤，周新建.財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制與霧霾污染防治——基于反公地悲劇視角 [J].學(xué)習(xí)與探索，2023，332（03）.

[18]后小仙，陳琪，鄭田丹.財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的再檢驗(yàn)——基于政府偏好權(quán)變的視角 [J].財(cái)貿(mào)研究，2018，29（6）.

[19]劉舫，鄭潔，李紅勛.財(cái)政分權(quán)與環(huán)境治理：新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角的理論初探 [J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2022，481（08）.

[20]Qian Y Y，Roland G. 1998. Federalism and the Soft Budget Constraint [J].American Economic Review，88（5）.

[21]丁騁騁，傅勇.地方政府行為、財(cái)政—金融關(guān)聯(lián)與中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)——基于中國(guó)式分權(quán)背景的分析 [J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2012，（06）.

[22]洪正，胡勇鋒.中國(guó)式金融分權(quán) [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017，16（02）.

[23]劉元春，陳金至.土地制度、融資模式與中國(guó)特色工業(yè)化 [J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020，（03）.

[24]賀俊，張鉞，畢功兵.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與公共基礎(chǔ)設(shè)施 [J].系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2020，40（04）.

[25]王定祥，黃莉，李伶俐，蘇婉茹.財(cái)政分權(quán)背景下金融分權(quán)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響 [J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2020，（09）.

[26]熊虎，沈坤榮.金融分權(quán)對(duì)企業(yè)投資效率的影響[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2019，40（02）.

[27]何德旭，苗文龍.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與宏觀經(jīng)濟(jì)治理 [J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2021，（07）.

[28]陳寶東，鄧曉蘭.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與地方政府債務(wù)增長(zhǎng) [J].財(cái)政研究，2017，（05）.

[29]呂勇斌，金照地，付宇.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間關(guān)聯(lián) [J].財(cái)政研究，2020，（01）.

[30]胡宗義，李毅.金融發(fā)展對(duì)環(huán)境污染的雙重效應(yīng)與門檻特征 [J].中國(guó)軟科學(xué)，2019，（07）.

[31]劉華軍，喬列成，郭立祥.減污降碳協(xié)同推進(jìn)與中國(guó)3E績(jī)效 [J].財(cái)經(jīng)研究，2022，48（09）.

[32]Lesage J P，Pace R K. 2008. Spatial Econometric Modeling of Origin-Destination Flows [J].Journal of Regional Science，48（5）.

[33]楊明海，張紅霞，孫亞男，李倩倩.中國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)科技創(chuàng)新能力的區(qū)域差距及其影響因素研究 [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2018，35（04）.

[34]徐軍偉，毛捷，管星華.地方政府隱性債務(wù)再認(rèn)識(shí)——基于融資平臺(tái)公司的精準(zhǔn)界定和金融勢(shì)能的視角 [J].管理世界，2020，36（09）.

[35]劉喜和，黃靈醒.地方政府隱性債務(wù)、信貸配置與區(qū)域商業(yè)銀行脆弱性 [J].金融發(fā)展研究，2023，（04）.

[36]余世勇，朱咸永.財(cái)政分權(quán)、金融分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2019，（07）.

[37]李桂君，田宗博，白彥鋒.財(cái)政分權(quán)與金融分權(quán)的協(xié)同性及其對(duì)地方政府舉債行為的影響研究 [J].財(cái)政研究，2022，（02）.

[38]江紅莉，蔣鵬程.財(cái)政分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量 [J].財(cái)政研究，2019，（12）.

[39]毛其淋，盛斌.對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放、區(qū)域市場(chǎng)整合與全要素生產(chǎn)率 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2012，11（01）.