崔立志，潘永平

(1.安徽工业大学 商学院，安徽 马鞍山 243032；2.安徽创新驱动发展研究院，安徽 马鞍山 243032)

一、引言

改革开放40年来，我国经济建设一路高歌猛进，粗犷的发展模式是这一时期最鲜明的特征，毫无疑问生态环境也面临着前所未有的威胁。虽然吸取了西方国家“先发展、后治理”的惨痛教训，我国还是不可避免的陷入了“环境让位于发展”的恶性循环模式中，落后产能加速消耗掉自然资源、污染密集型企业持续排放高污染性废水废气等，长期的环境污染和资源错配制约着经济的发展，同时也严重危害着居民的身心健康。2015年全国338个地级以上城市中，仅有73个城市环境空气质量达标。随着环境污染状况愈演愈烈与人们对美好环境的强烈诉求，2012年，党的十八大将生态文明建设纳入“五位一体”总体布局和“四个全面”战略布局，从此，生态文明建设便上升为国家大计。2018年，第十三届全国人大一次会议表决通过宪法修正案，把新发展理念生态文明和建设美丽中国的要求写入宪法。尽管环境污染治理逐渐步入法制化与法治化的正轨，但是相较于航天、高铁和流行病防控等领域，生态治理并不是“集中力量办大事”就能取得喜人成绩的领域[1]。

环境污染大多来自于承接经济稳步快速发展的高污染型工业企业，工业企业规模的扩张无疑拉动辖区内GDP的快速增长，地方政府一面享受着GDP增长带来的经济收益，一面也要承担起由此引致的环境治理问题。在分税制形成的财权与事权的分配格局下，环境保护是中央统一制定目标，由地方政府去承担和执行的一项公共服务。目前学者对地方政府环境污染治理方案收效甚微的原因基本达成一致，即担任“管理员”的地方政府在履行环境保护职责时不作为或作为无效[2-3]。在中国式的财政分权体制下，若中央政府引导和约束不足，那么地方政府拥有的可供自由支配的财政资金越多，越倾向于做出能够使自身短期利益最大化的行为。生态经济建设在短期往往无法给地方政府带来直接反馈，加之环境污染具有的负外部性特征和环境治理成果外溢性带来的“搭便车”行为更加削弱了政府生态治理的积极性。在地方政府目的明确的促污行为和缺乏主观动力的抑污行为共同作用下，地区的环境状况愈加严峻。

二、文献回顾与理论假说

纵观财政分权与环境污染的相关研究，根据现有学者研究观点可将财政分权对环境的影响大致分为“抑制论”与“促进论”两种。一方面，蒂布特提出的“用脚投票”理论最早旨在解释居民可以根据不同辖区内提供的差异化公共物品，按照自己的偏好自由选择居住地点[4]。其中，优质的环境水平也是政府提供的公共物品之一[5]。这与Levinson和Fredriksson等支持的“邻避效应”[6-7]大同小异。这两种现象表明财政分权促使地方政府提高环境质量以期吸引高水平人才和高新技术产业的入驻。此外，中央转移支付作为地方政府支出分权与收入分权差额的填补，对地方政府行为具有约束作用，中央政府可以通过转移支付将有关环境治理的理性思维传导给地方政府[8]，从而达到环境治理的目的。

另一方面，也有很多学者支持财政分权会加重环境污染的观点。根据已有文献可以发现，在研究财政分权对环境造成的破坏效应时，都无法避开地方政府的干预行为。“逐底竞争”行为(Race to the Bottom)和“污染天堂假说”(Pollution Heaven Hypothesis)证实了地方政府在财政分权的刺激下，倾向给予效益高的重污企业更多税收优惠和更低的环境准入标准等，长此以往环境质量下滑明显[9-11]。当地方政府财政分权度越高时，其自利性就越强[12]。刘琦实证检验了在以GDP为考核指标下，财政分权显著提高了工业污染排放量[13]，经济高速增长遗留下的生态破坏问题使地方政府成为首要问责对象。2005年，“十一五”规划提出实行地方政府官员重大环境失责行为“一票否决制”和领导干部生态环境破坏的终身追责制等，当地方政府官员的晋升机制与环境治理挂钩时，地方政府在发展经济与治理环境的决策中面临着巨大的压力。

在有关财政分权与环境污染的研究中，财政分权指标度量的标准不同，反映的财政分权水平高低与变化趋势不同，得出的结论也不尽相同[14]。潘孝珍采用财政收入分权进行省际环境污染分析证实了财政分权与环境污染之间的正向关系[15]；张克中等采用财政支出分权指标来验证地区财政分权与碳排放之间的联系，结果表明财政分权度的提高对碳排放具有显著的促进效应[16]；财政自给率是一个重要的财政分权指标，不仅可以反映地方政府财政支出对自身财政收入的依赖，而且也能反映其对来自上级政府转移支付的依赖[17]。马春文和武赫利用财政自给率作为财政分权的衡量指标，得出财政自给率与地区二氧化硫排放量具有正相关关系[18]。尽管学者采用不同的分权指标，但是大多数研究结论均支持财政分权与环境污染之间的正向影响关系。

假说1：财政分权与中国环境污染之间存在正向关系，即财政分权度的提高会加剧地区环境污染。

从中国现行财政体制来看，中国式分权的核心在于政府间税收分配[19-20]，利用地方政府的税收分成比例作为财政分权的度量指标能够更加准确地反映出中央与地方政府间财税互动策略。席鹏辉等利用税收分成调整来表征地方政府财政压力变化，研究表明税收分成比例的降低给政府带来的财政激励会通过工业企业规模的扩张等方式加剧环境的污染[21]。马光荣等在研究税收分成与地方政府支出结构中发现，因生产性公共支出具有高产出水平和高税收收益，因此地方政府在税收分成比例上升时，更加倾向于增加生产性公共支出[22]。作为相对独立的组织实体，过度的生产性投资将会引起环境质量的下降。

假说2：财政分权可能通过工业企业的规模扩张对环境产生负向影响。

财政分权给予了地方政府一定限度的经济自由裁量权，地方官员为追求任期内经济超目标增长可能存在与重污企业合谋、给予高税利企业政策优惠以及降低辖区环境准入门槛等行为。一方面，政府的环境治理投资体现在城市环境基础设施建设投资、工业污染源治理投资和建设项目“三同时”投资等三个方面，环境污染治理投资水平直接体现了地方政府环境规制力度的强弱，以此来度量地方政府的“显性”环境规制水平；另一方面，企业依据生产过程污染物的排放量向政府缴纳排污费，排污费用征收流程越规范，地方政府环境规制水平越高，但地方政府与排污企业存在众多利益交汇，地方政府部门很难严格执行环境政策标准[23]，因而采用排污费征收水平作为地方政府“隐性”环境规制的衡量指标。地方政府的“显性”环境规制的公开和透明，容易满足上级政府的审查及监督要求；“隐性”环境规制更能反映地方政府为扩大财政收入间接导致的环境污染行为。

假说3：财政分权可能通过降低“隐性”环境规制水平从而对环境产生负向影响。

环境污染本身就是具有明显负外部性的行为，空间溢出效应的研究不容忽视。现有文献大多偏向于财政分权对环境污染的时间效应研究，而缺乏空间层面的交互分析。地方政府间的“标尺竞争”行为使得不同地方政府无法再满足独立性的经济学假设。因此，在传统的研究模型中加入空间滞后变量更为符合现实情况。郑万吉和叶阿忠在空间视角下检验财政分权对碳排放的作用方向，得出财政分权度与碳排放之间呈现倒“U型”曲线关系的结论，即随着财政分权度的提高，地区碳排放量先上升后下降，并且邻近地区碳排放的增加显著提高了本地区的碳排放水平[24]。马海涛和师玉朋将财政分权体制加入到工业集聚与区域环境污染关系的研究中，利用空间联立方程模型检验发现财政分权显著加速了工业集聚进程，工业集聚与环境污染对邻近地区均存在外溢性特征[25]。

假说4：环境污染存在正向空间溢出效应，即邻近地区环境质量的下降会加大本地环境治理的压力。

三、实证策略

(一)基准模型与变量选取

本文基于STIRPAT模型[26]和经典EKC假说[27]构建经济计量模型。考虑到污染具有显著的空间相关性特征，为了估计污染的空间溢出效应，本文在此模型的基础上引入空间权重矩阵来考察财政分权对环境污染的影响：

lnpso2it=α0+ρWlnpso2it+α1lndenit+α2lnpgdpit+α3(lnpgdpit)2+α4lninventit+α5vatit+α6Xit+εit。

(1)

其中，lnpso2it表示i地区t年人均工业二氧化硫排放对数值，代表STIRPAT模型中的环境影响I，人口P、人均财富A和技术水平T分别由人口密度(lnden)、人均GDP(pgdp)和技术水平(invent)表征；ρ为空间自回归系数，W为空间权重矩阵；vat为核心解释变量财政分权度；X为一组相关控制变量；α0—α6为待估系数；ε为服从独立同分布的随机扰动项。式中各变量及其度量指标的说明如下：

1.被解释变量

人均工业二氧化硫排放量对数值(lnpso2)。工业污染仍然是我国环境污染的主要来源，工业二氧化硫普遍的工业污染物。此外，工业二氧化硫作为污染性气体具有明显的外溢性,用于研究污染的空间效应具有逻辑上的可靠性。

2.核心解释变量

财政分权(vat)。财政分权指标的度量方式很多，陈硕和高琳认为收支类分权指标只能反映中央与地方在时间维度上的财政关系，无法表示出地区之间的差异，因为这类指标在计算时分母都为中央财政收(支)信息，不同地区分权度的差异仅来自各省份财政收(支)规模的相对大小，并且也没有考虑政府预算外收(支)情况[28]。周黎安和吴敏认为[29]财政“自给率”指标虽然考虑了预算外收入和转移支付的信息，但是较地方政府财权来说，该指标更多地反映了事权的分配。财政分权从本质上衡量的是不同层级政府间财力的分配情况，因此上级政府与下级政府之间的税收分成比例可以作为度量下级政府财政分权的重要指标。从中央与地方财政关系发展历程来看，分税是核心问题。因此，本文采用地市增值税分成比例作为财政分权的替代指标，具体参考吕冰洋等的做法，测算方式如下：

某省份市级政府增值税分成比例=该省份市级政府自有增值税收入÷该省份税务部门组织的增值税总额。

(2)

为了结果的稳健性，本文也利用了财政自给率(finance)作为财政分权的测度指标进行稳健性分析。

3.控制变量

(1)人口密度(lnden)。人口集聚可能通过增加污染排放总量水平而加剧环境污染，另一方面也可能会通过清洁公共物品的充分利用而降低环境污染。为了控制城市人口对环境的影响，本文利用区域单位面积人口数来表征人口密度。

(2)经济发展水平(lnpgdp)。本文采取地区人均生产总值对数值来控制经济发展水平对环境造成的影响,根据EKC假说，同时将经济发展水平的二次项引入模型。

(3)技术水平(lninvent)。一个地区的总体创新水平越高，越有利于发展清洁性能源产业从而达到改善地区环境的效果。本文采取地区年末专利授权量对数值来控制技术创新水平对环境的影响。

(4)城市化率(cityt)。地区城市化水平越高，产业集聚程度往往也随之提高，制造业等工业企业也越活跃，进而可能加剧地区环境恶化。因此本文利用城市非农业人口与总人口的比重来表征地区城市化率水平。

(5)产业结构。采用第二产业占GDP的比重来度量。中国以重工业为主导的工业经济，对化石能源的高度依赖性引致了资源衰竭与环境破坏。此外，建筑业的发展不仅会产生大量扬尘，而且也增加了对钢筋水泥等生产过程具有高污染性的建筑材料的需求，进一步导致环境恶化。

(6)科学技术水平(lnscipay)。利用地区科学技术支出对数值来控制其对环境污染造成的影响。

(7)教育水平。采用地区教育支出的对数值来控制教育水平对环境的影响程度。

(二)数据来源

本文的核心解释变量为地市增值税分成率，在数据获取方面，省份税务部门(包括国税与地税)组织的增值税总额来自于《中国税务年鉴》；省份市级政府自有增值税收入来自于《全国地市县财政统计资料》和《中国区域统计年鉴》。由于《全国地市县财政统计资料》只更新到2009年，因此各省份市级政府自有增值税收入采用《中国区域经济统计年鉴》的数据进行补充。其他控制变量数据来源于《中国城市统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国工业企业数据库》以及各省份统计年鉴。限于《中国工业企业数据库》数据的可得性，因而本文数据截止到2013年，所有经济总量数据均已利用国内生产总值指数进行平减处理(以2003年为基期)。本文去除了4个直辖市和5个计划单列市的数据，因为直辖市、计划单列市与一般地级市不同，这些市直接与中央进行税收分成，不与所在省份进行税收划分。由于西藏数据缺失严重，故也一并将其删除。此外，污染类数据的统计工作自2003年开始完善，因此，本文采用了2003—2013年全国276个一般地级市数据进行计量分析。结果参见表1。

(三)空间权重矩阵设定及参数估计方法

表1 变量描述统计结果(样本数3036)

为了检验环境污染的空间溢出效应，本文参考邵帅等的做法[30]，构造了基于地市的地理距离空间权重矩阵(W1)，鉴于W1仅考虑了污染在地理层面的空间溢出特征，而现实中往往需要将涵盖经济和社会等不同因素产生的影响考虑在内，为了便于对比实证结果与确保可靠性，本文利用经济地理空间嵌套权重矩阵(W2)进行回归结果的稳健性检验。

(3)

(4)

此外，模型也可能受到遗漏变量和双向因果关系所带来的内生性问题的影响，解决内生性问题是本文着重需要关注的地方。一方面，财政分权的提高可能会刺激地方政府经济扩张的野心，大规模的经济项目建设必然带来环境质量的恶化；对于环境偏好性强的地区，财政分权度的提高也可能会使地方政府有充裕的财政资金用于城市环境基础设施建设投资、工业污染源治理投资和建设项目“三同时”环保投资，以此达到改善环境质量的目的。另一方面，以数值测算法得到的税收分成率是根据实际实现的税收收入进行测算的，它受到来自政府税收分成比例的调整的变化而变化，从而带来内生性问题。此外，当地区环境污染严重时，地方政府可能出于公众环境偏好的舆论压力而适当提高环境规制标准，包括加大对辖区企业生产规模的约束、限制高污染物排放企业的生产行为，这可能使政府陷入税基和税源双重缩减的困境，因而测算的税收分成比例也受到一定程度的影响。普通最小二乘法(ordinary least squares，OLS)在应对模型存在内生性情形时，其估计是有偏且不一致的，而极大似然估计法(maximum likelihood estimation，MLE)在模型存在异方差的情况下其估计也是不一致的。本文利用广义空间两阶段最小二乘估计(generalized spatial two-stage least squares，GS2SLS)可以有效解决上述内生性和异方差问题，该方法选用各解释变量及其空间滞后项作为工具变量，采用2SLS方法进行空间面板模型的估计，可以同时控制空间溢出效应和内生性问题[31]。此外，本文在对基准回归时，采用最高三阶滞后项作为工具变量进行回归，而在稳健性检验时，采用最高两阶滞后项作为工具变量。

四、实证分析

(一)基准回归

基准回归结果如表2所示，4列均为在地理空间权重矩阵(W1)下使用GS2SLS方法回归得到的结果，为了结论的稳健性，采用分段回归的方法。其中，(1)(2)列分别为模型中仅加入核心解释变量和STIRPAT模型的基础变量时，使用随机效应和固定效应的回归结果，并且Hausman检验通过了1%的显著性水平，说明固定效应模型更佳；(3)(4)列分别为模型中加入核心解释变量和包括STIRPAT模型基础变量在内的所有控制变量时，使用随机效应和固定效应的回归结果，Hausman检验也通过了1%的显著性水平，说明采用固定效应模型更适宜。

从表2可以看出，被解释变量的空间滞后项系数均在1%的水平上显著为正，验证了环境污染存在空间溢出效应，即本地环境污染会通过大气环流、水循环等气象条件扩散到周边地区；同时，污染也会伴随着产业的转移和资本集聚等经济因素向周边地区辐射，造成邻近地区的污染加重。因此，污染治理必须要采取区域联防联控措施，任何一个地方政府独立的环保项目都因污染的“负外部性”无法实现最优治理成效，很大程度上削弱了地方政府环境治理的决心。此外，财政分权对环境污染的系数在1%的水平上显著为正，表明财政分权度的提高会加剧地区污染水平，这与大多数学者的研究结论一致[32-34]。一方面，财政分权度的提高可能会刺激政府大力推进工业化进程，加快经济建设脚步，以期在激增的税收收入中因财政分权度的提高而多分“一杯羹”；另一方面，财政分权带来的财政收入的增加也会暂时缓解地方政府财权与事权不对等的压力，地方政府也可能会出于社会舆论压力而增加环保投资、给予企业绿色创新的补贴等措施，进而达到改善环境的目的。本文的研究结论表明地方政府在两相权衡下更倾向于追逐经济扩张。

表2 基准回归

从控制变量来看，以人均GDP对数值衡量的经济发展水平一次项显著为正、二次项显著为负，且均通过了1%的显著性检验，验证了经典的EKC假说中收入水平与环境污染之间的“倒U型”曲线关系。即在收入水平较低时，经济的增长会带来环境质量的下降，人们倾向于以牺牲环境为代价追求经济创收；当收入水平逐渐上升到某一点时，经济增长便可以与环境改善并行，此时较高的收入水平可以为环境政策出台和实施提供有力支持。人口密度未通过显著性，而人口增加是影响资源消耗与产生环境污染的主要因素之一[35]，冯颖等发现人口集聚对环境污染的影响因素存在显著的地区差异[36]，因此就全国层面来看，本文研究显示人口集聚对环境的污染效应不显著。技术进步对环境质量改善具有显著的促进作用，企业技术创新水平的提升可以实现能源效率的增进与清洁能源的研发，能源投入端的高效性与清洁性也会带来产品产出端的绿色性，加速企业实现向资源节约型和环境友好型的转变。城市化率系数虽然为正，但是未能通过显著性检验。可能的解释是，一方面，中国的城市化进程往往伴随着城市规模的快速扩张，钢筋、水泥等高耗能建材的需求激增，工业化紧跟城市化进程的脚步，致使大量的能源消耗与环境污染；另一方面，城市化也可能通过资源共享、集聚效应和公共物品充分利用等途径减弱环境的污染效应。因此城市化率对污染的作用方向在结论中尚不清晰。产业结构在1%的显著性水平上显著为正，表明第二产业占比越高，环境污染越严重。以重工业和建筑业为依托的第二产业在发展过程中势必会产生大量环境污染物。科学技术支出对环境污染具有明显的削弱作用，且在1%水平上显著。而教育支出却对污染产生显著的促进作用，这与预期相反。可能是教育支出回报周期较长，在当期无法对环境产生正向影响，反而可能挤占了政府在环境方面的治理投资，因而出现这种局面。

(二)稳健性检验

为了实证结果的稳健性，本文从三个方面进行稳健性检验。首先，更换解释变量的测度指标。现有关于财政分权文献汗牛充栋，对财政分权的度量也不尽相同，本文在使用税收分成率作为财政分权的度量指标进行基准回归后，进而采用学者广泛使用的“财政自给率(finance)”作为财政分权的替代指标进行稳健性分析。其次，更换空间权重矩阵。采用考虑地理与经济双重因素的经济地理空间权重矩阵(W2)以验证不同空间权重矩阵下研究结论的稳健性。最后，更换工具变量。采用最高二阶空间滞后项作为工具变量,仍然使用GS2SLS方法对模型进行重新估计，以此检验结果的可靠性。

表3为稳健性检验的结果(囿于篇幅，本表仅报告核心解释变量和部分控制变量，后文同)，Hausman检验结果均在1%的显著性水平下拒绝原假设，表明采用固定效应模型更佳。此外，经济发展水平的一次项和二次项也均通过了1%的显著性检验，环境库茨涅兹曲线假说成立。(1)(2)列为采用财政自给率作为财政分权替代指标的回归结果，可以发现财政分权系数仅大小发生了改变，显著性略微降低，其方向与基准回归基本一致，证实了财政分权对环境污染的正向作用。(3)(4)列在采用经济地理空间权重矩阵后，仅空间滞后项系数的值有所下降，表明在地理空间权重矩阵中考虑经济因素会削弱环境污染的空间溢出效应。(5)(6)列的回归结果与基准回归基本一致。总体来看，财政分权的环境污染效应非常显著。

(三)异质性分析

上述检验结果表明财政分权与环境污染在全域空间上存在较强的关联性，但局域情况可能因为经济体制、政策出台、人口流动和资源禀赋等因素的变化出现与全域截然不同的结果。因此本文从时间异质性、区域异质性和城市规模异质性三个角度加以拓展分析。

表3 稳健性检验结果

1.时间异质性

首先，考虑到污染具有时间上的连续性，且易受到社会制度、经济发展水平和居民环境偏好等因素的干扰，在研究财政分权对环境污染的过程中不可避免地会受到其他政策或者外生冲击的影响，从而使得回归结果产生偏差。因此，本文选取样本期内极具代表性且对社会和经济产生深远影响的“十一五”计划为时间节点，将样本分为“十一五”前(2003—2005)、“十一五”中(2006—2010)和“十一五”后(2011—2013)三段，探析在不同时期财政分权对环境污染的影响程度，相关回归结果如表4的(1)—(3)列所示。从环境污染指标来看，空间溢出效应均在1%的水平下显著为正，但是可以发现随着时间的推移，污染的空间溢出程度越来越大，说明随着经济的发展，环境治理必须走联防联控的道路才能达到有效改善环境质量的最终目的。“十一五”前，财政分权对环境的作用效果并不显著，但进入“十一五”后，财政分权便开始对地区环境污染产生显著的正向影响，并且相关性随着时间的推移而逐渐增强。

2.区域异质性

我国的财政分权表现出显著的地区差异，东部城市的财政分权度要高于中西部地区，2003—2013年间，我国东中西部地区的年均财政分权度分别为0.190、0.176和0.157。不禁令人思考是否财政分权对环境污染也存在区域差异？因此，本文将全国划分为东中西部，依旧采用GS2SLS进行分样本回归，结果如表4的(4)—(6)列所示，财政分权对污染的影响方向是一致的，但是只有中部地区显著，东部和西部却未能通过10%的显著性检验。原因可能在于东部地区长期拥有较高的财政自主权，相比于中西部地区更能根据其自身的资源禀赋结构，发展符合其比较优势的产业[37]，从而抵消了一部分财政分权对地方政府经济扩张激励。西部地区由于地处偏远，较中部地区来说承接了较少的污染转移，加之先天禀赋较差，其地方政府在竞争中更倾向于“破罐子破摔”[22]，因而财政分权并不能激发地区发展经济的热情，对生态的破坏力相应地减弱。中部地区经济发展水平滞后于东部地区，不仅面临着自身经济发展带来的污染问题，还要预留“污染空间”来接纳从高环境规制标准地区迁移出来的高效益高污染企业，从而拉低了本地环境规制标准，政府间的“逐底竞争”也愈演愈烈。

3.城市规模异质性

城市规模扩张是导致环境污染增加的重要因素，因此，本文将探究财政分权在不同城市规模下对环境的污染效应。结果如表4的(7)(8)两列所示，首先，小城市和大中城市的空间溢出效应均显著为正，且小城市较大中城市来说污染的空间关联性更强；其次，小城市样本的财政分权对环境污染不存在显著影响，而大中城市的财政分权每增加1%，环境污染平均增加1.919%，并且通过了1%的显著性检验，证实了财政分权与环境污染的异质性影响效应在城市规模层面同样存在。主要因为大中规模城市一般是各省会或副省会城市，其政府作为经济的“领头羊”可能依然在参与激烈的GDP竞争锦标赛，因而当财政分权度提高时，大中城市相比于小城市而言，存在更高的经济激励效应，地方政府提高生产性支出比重行为将加剧地区环境污染。

表4 异质性分析结果

五、机制分析

上文实证结果显示，财政分权对环境污染存在显著促进作用，那么财政分权通过何种路径作用于环境污染？这种传导机制的作用效果又如何？经过上文的分析，本文主要从两个层面进行污染的路径分析。一个可能是，财政分权体制决定了地方政府可以保留一部分共享税收，出于自身财源的维护，地方政府也会努力去增加这部分收入。一方面，对于绝大对数的地市来说，第二产业尤其是工业依然是政府税收的主要来源；另一方面，地方政府更容易通过低价出让土地、给予金融资本支持、提供排污“绿色”通道等方式默许工业企业的扩张，从而获得持续高速增长的税收收入。因此，为验证财政分权是否会通过工业企业规模扩张这条路径作用于环境，采用GS2SLS方法进行回归：

lnpso2it=α0+ρWlnpso2it+α1lndenit+α2lnpgdpit+α3(lnpgdpit)2+α4lninventit+α5vatit+α6lnpcapit+α7vatit×lnpcapit+α8Xit+εit。

(5)

(5)式在(1)式的基础上添加工业企业规模(lnpcap)、财政分权与工业企业规模交互项(vat×lnpcap)，其中α6和α7分别为这两项的系数，其他变量保持不变。在指标构建时，有关工业企业规模的度量使用做多的为企业销售额、企业总资产和企业年末职工人数，因此本文选取利用固定资产投资价格指数平减后的地区人均工业企业总资产作为企业规模的测度指标。回归结果如表5所示，Hausman检验显著拒绝原假设，即固定效应模型结果更加可靠。此外，交叉项系数0.740显著为正，意味着财政分权确实会通过工业企业规模的扩张对环境产生负面影响。

另一个可能的路径为财政分权通过降低地区环境规制水平从而导致地区环境进一步恶化。本文选取直接反映地方政府污染治理投入的环保投资总额(根据统计口径又具体细分为城市环境基础设施建设投资、工业污染源治理投资、建设项目“三同时”环保投资)作为“显性”环境规制指标，选取具有地方政府调控空间的排污费征收水平作为“隐性”环境规制指标，用以分析政府的环境规制水平在财政分权与环境污染的中介效应是否存在。本文在借鉴参考了温忠麟等有关中介效应理论后[38]，构建了如下三个回归方程组成的中介效应模型：

lnpso2it=γ0+γ1vatit+γ2Yit+ξit，

(6)

Dit=η0+η1vatit+η2Yit+μit，

(7)

lnpso2it=θ0+θ1vatit+θ2Dit+θ3Yit+vit。

(8)

其中，Y为控制变量组成的向量集；D为中介变量，这里用以代表环保治理投资总额(lninvest)、城市环境基础设施建设投资(lninvest_1)、工业污染源治理投资(lninvest_2)、建设项目“三同时”环保投资(lninvest_3)和单位地区生产总值排污费征收水平(gpwft)；其他变量设置同上。根据中介变量原理，当系数γ1、η1和θ2均显著，系数θ1较系数γ1的数值减小或显著性下降，则中介效应成立。

表5 机制分析：工业企业规模扩张的影响

由表6可以看出，当采用城市环境基础设施建设投资(lninvest_1)和建设项目“三同时”环保投资(lninvest_3)作为中介变量时，系数η1和θ2均不显著；当环保治理投资总额(lninvest)和工业污染源治理投资(lninvest_2)作为中介变量时，虽然各项系数均显著，但是二者的系数θ1较系数γ1的数值有所增加，因而上述四个变量均不满足财政分权与环境污染对中介变量的要求，说明财政分权并不会通过“显性”环境规制标准的改变作用于环境污染。当选取单位地区生产总值排污费征收水平(gpwft)作为中介变量时，系数γ1、η1和θ2均显著，且系数θ1较系数γ1的数值有所下降，因而符合中介变量的要求。式(7)中系数η1在1%的水平下显著为负，说明财政分权每提高1%，排污费征收水平平均下降0.053%，意味着政府在财政分权提高

表6 机制分析：环境规制的中介效应检验结果

时，倾向于通过放松排污费征收强度为企业减轻排污经济压力，从而造成环境的进一步恶化。政府放松环境规制更青睐于采用具有可控性、间接性和“隐性”的方式，在不违背中央环保指标的投入和社会环保偏好的舆论压力下，实现了帮助企业扩大生产投入的目的。

六、结论与政策建议

(一)主要结论

在财政分权背景下，政府大力发展经济的动机主要来源于中央财政激励与政治晋升激励。污染作为经济发展的附属品随着GDP的加速上涨也呈现愈演愈烈的态势。财政分权赋予政府一定的财政支配自由，但是政府的行为意图更多体现在经济绩效的追逐中。因而通过深入探讨财政分权对环境污染的关系，有助于化解发展与污染无法两全的困境。本文以2003—2013年中国城市面板数据作为研究样本，主要采用GS2SLS系统考察了财政分权对环境污染的影响及其时间和空间上的异质性，并使用中介效应等方法考察了其影响机制。主要结论如下：首先，财政分权对环境污染具有显著正向影响，即财政分权度的提高会加剧地区环境污染。其次，城市间环境污染的空间溢出效应非常明显，周边地区的污染会扩散到本地，从而加重本地环境污染。然后，异质性分析表明，财政分权对环境污染的效应存在时间和空间上的双重差异。其中，随着时间的推移，财政分权对环境污染的影响程度越深，此外，中部地区较东、西部地区来说财政分权的激励效应显著，大中城市较小城市而言经济竞争压力较大，财政激励效应也越明显。最后，机制分析表明工业企业规模的扩张和“隐性”的环境规制标准降低是财政分权加重环境污染的重要途径，而财政分权并不会通过“显性”环境规制标准的改变作用于环境污染。

(二)政策启示

规范地方政府财政支出结构，引导地方政府在应对财政分权带来的财政收入增加可以更多地分配在环境公共物品的建设上。强化地方环境治理责任机制，弱化官员在政治晋升激励中根深蒂固的“唯GDP论”的思想，同时中央也应该在原有的单一经济发展考核指标中添加多维度综合性指标，以此约束地方官员在政治决策中偏激的经济发展行为，也使得生态环境建设在地方政府众多事务中可以更快提上议程。

建立健全地区环境保护联防联控机制，组建地区联合性的具有统筹决策能力、高效执行能力和严格审查监督能力的环境保护机构，形成地区环境保护税法和环境破坏处罚行为等跨区督查机制。同时，跨区环境保护机构可以根据不同区域的经济、制度、政策和资源禀赋等的异质性采取因地制宜的治理措施，从而达到灵活有效的防御和控制效果。另外要加强污染性气体扩散的实时监控，严格追踪污染排放源，公平公正的“谁排放谁负责”的管控机制也是跨区环境保护机构有效运行的重要保障。

综合考虑市场经济与环境承载能力双指标，针对高污染排放性工业企业施行严格且合理的环境准入标准；在经济高质量发展的倡导与实施下，追求数量增加、规模扩张以及要素驱动向质量提升、结构优化和创新驱动转变；积极支持和引导区域工业企业进行绿色技术创新变革，有效扭转经济与污染同步增长的困境。中央应加大环保监察力度，推进环保督察相关法制法规落实，提高地方政府绿色发展理念的建设和强化地方政府环境保护主体责任的意识，严防地方政府与企业合谋的隐性操作给环境带来的损失。