財政分權和城鎮化對地區環境污染的影響

周建仁++陳盈盈

摘要：在中國改革開放和現代化進程中，地區環境污染狀況受到財政分權程度和城鎮化水平的影響。采用中國30個省域2000—2013年的面板數據，構建空間計量模型及面板門檻模型，實證檢驗財政分權和城鎮化對地區環境污染的影響，分析表明：我國目前的財政分權體制易于刺激地方政府發展高污染、高經濟效益的工業產業，因而不利于環境污染的減少；城鎮化對環境污染的影響具有以城鄉均等化為標尺的門檻效應，城鄉均等化水平較低時城鎮化會導致環境污染增加，而城鄉均等化水平較高時城鎮化不存在這種負面效應；財政分權易于導致城鄉差距擴大，進而會加劇城鎮化的環境污染效應。應合理設置財政分權度，改革晉升考核體制；加強城鄉均等化建設，促進新型城鎮化發展。

關鍵詞：財政分權；城鎮化；環境污染；環境效應；環境污染效應；城鄉均等化；城市偏向；晉升錦標賽；環境規制

中圖分類號： F224.0；F062.2 文獻標志碼：A文章編號：16748131（2016）04009209

一、引言

改革開放三十多年來，中國經濟增長取得舉世矚目的巨大成就，但在經濟持續高速增長背后，中國也付出了巨大的環境代價。中國環境保護部發布的《2013中國環境狀況公報》顯示，在4 778個中國地下水環境質量監測點中，水質優良的比例僅為10.4%；在74個根據空氣質量新標準監測的城市中，空氣污染超標城市比例高達95.9%。嚴峻的環境形勢不禁令人反思，中國環境污染日趨嚴重真的只是工業化發展的陣痛嗎？毋庸置疑，經濟增長是環境污染的直接影響因素，在中國現行經濟社會體制下，政府對區域經濟發展具有重要的影響乃至主導作用，而財政則是政府發揮管理引導職能的重要手段，因而財政分權體制便有可能通過政府這只“看得見的手”對經濟發展進而對環境污染產生重要影響。經濟發展的直接動力來自人的生產活動，以人口集聚為核心內容的城鎮化則是中國經濟增長的重要引擎和時代發展的宏觀背景，中國以工業化和政府引導為雙重動力的城鎮化與政府管理體制和環境污染具有難以分割的聯系。因此厘清財政分權和城鎮化對環境污染的影響機制及作用效果，對于從體制層面分析中國的環境污染問題的成因，進而在經濟發展新常態下實現經濟健康可持續發展具有重要意義。

環境污染、財政分權與城鎮化都是國內外學術界研究的熱點話題，對其關系的探討也有豐富成果。關于財政分權對環境污染的影響，Kunce et al（2007）認為分權體制導致的“逐底競賽”可能導致地方政府放松環境監管標準，從而導致地方環境質量的下降；而Chupp et al（2011）基于美國數據的研究則顯示，當州政府能從環境管理中獲得更大收益時，地方政府會傾向于設置更高的環境標準。國內學者的相關研究以實證為主，張克中等（2011）從碳排放視角運用面板數據分析發現，財政分權與碳排放存在正相關關系，其主要原因在于財政分權可能減弱地方政府對碳排放的管制；閆文娟（2012）等則基于地方政府間競爭的角度進行實證檢驗，發現中國式財政分權確實增加了外溢性污染物的排放強度；劉建民（2013）等基于市級面板數據的實證分析表明，財政分權與環境污染之間存在顯著的非線性關系；譚志雄（2015）等運用環境投入產出模型進行分析發現，財政分權與環境污染排放呈負相關；李根生等（2015）則針對城市霧霾問題進行研究，結果顯示財政自主度的提高可以激勵地方政府加大對霧霾污染的治理力度，而內生于財政分權的地方政府競爭則削弱了這種激勵作用。

周建仁，陳盈盈：財政分權和城鎮化對地區環境污染的影響

關于城鎮化的環境效應，Grosman et al（1995）基于跨國面板數據的實證分析表明，城市化與溫室效應之間存在密切的相關關系；Grenshaw（2002）認為城市化發展與林地毀壞具有倒U型的相關關系，從一個側面印證了城市化環境庫茲涅茨曲線的存在。丁翠翠（2014）認為中國城鎮化對環境污染具有顯著的正向效應與區域差異，因而城鎮化水平與環境污染之間倒U型的環境庫茲涅茨曲線關系并不顯著；然而國內也有學者支持城鎮化環境庫茲涅茨曲線的存在，如李水平等（2014）、彭迪云等（2015）運用EKC模型或門檻模型驗證了城鎮化和環境污染之間的非線性關系。此外，王會等（2011）基于投入產出的實證分析顯示，我國城鎮化的發展直接推高污染物的人均排放水平；劉宇（2014）認為由城鎮化推動的工業化加大了我國環境惡化的速率。關于財政分權與城鎮化的關系也有一些研究成果出現，熊柴等（2012）認為財政分權對人口城鎮化和空間城鎮化有著不協調的顯著影響，要想協調推進城市化進程， 必須對財政體制和地方官員的績效考核機制進行相應改革；童光輝等（2014）則從公共服務事權分配的角度，探究推進城鎮化過程中中央政府與地方政府的財權分配問題。

綜上所述，現有研究對財政分權或城鎮化的環境污染效應進行了較為豐富的探討，但仍存在待改進之處：一是將財政分權、城鎮化和環境污染三者納入統一框架進行的研究較少，使用空間計量模型對該問題進行實證檢驗的研究也有待加強；二是相關文獻在研究城鎮化的環境效應時對相關機理的探析不夠深入，雖然有部分文獻驗證了兩者的非線性關系，但對這種關系形成的原因沒有做出有效分析，更沒有結合財政分權這一體制背景進行討論，因而存在一定的局限。有鑒于此，本文首先從理論上探討財政分權、城鎮化與環境污染的關系，然后將三者納入統一的分析框架構建空間計量模型進行實證檢驗，并重點探討城鎮化影響環境污染可能存在的門檻效應，以進一步拓展和深化有關研究，進而為我國在經濟發展中減少環境污染提供政策啟示。

二、理論基礎與研究假設

1.財政分權的環境污染效應

從1994年分稅制改革起始，中央政府上收大量財權，地方政府財力不足，事權大于財權的問題逐步凸顯。在這種財政體制下，地方政府財政分權度的大小可能從兩個渠道影響地方的環境保護工作：

一是資金渠道。由于地方環境保護的事權劃歸地方政府，而環境又屬于典型的公共物品，因而治污有賴于地方政府在環保事業上的財政支持。若地方政府財政分權度較低，則可能導致其財政收入不足以支持環保事業的巨大直接開支和間接經濟成本，從而導致地方環保支出不足，導致區域環境惡化。雖然分權度較低的地區往往會接受更多來自中央政府的轉移支付，但轉移支付大多為定向支出的專項資金，且要求地方配套部分資金，因而在地方財力不足的情況下，中央轉移支付對地方環境保護的支持可能較小。因此，在理論上存在財政分權對環境保護的正向作用機制。endprint

二是競爭渠道。在中國式分權背景下，地方官員晉升的決定權掌握在中央政府手中，而中央政府在對官員的考核機制中，經濟增長速度是最重要的指標，因而地方政府有動力將地方財政用于支持經濟拉動作用最強的工業產業發展，通過粗放的經濟增長方式加入“晉升錦標賽”。在這種情況下，財政分權度越高，地方政府的財政支出權越大，則地方工業企業的發展往往越迅速，而工業是污染排放的主要來源，此時財政分權拉動的工業發展則可能導致環境污染加劇。

因此，在理論上財政分權對環境保護同時存在正向和負向影響機制，本文提出假設1：財政分權可能存在通過增加環保支出減少環境污染的正面效應，也可能存在通過加劇地方政府競爭導致環境污染增加的負面效應。

2.城鎮化的環境污染效應

城鎮化對環境污染的影響同樣存在兩個方面，本文從農村居民城鎮化的動機角度對這一問題展開分析。農村地區大多發展收入水平相對較低的第一產業，而城鎮地區的第二、三產業更為發達，收入水平也較高，在經濟利益的驅動下部分農村人口轉移進入城市。由于第二產業的勞動力需求較大，收入水平較高，在收入差距的刺激下，只能從事普通勞動的農村勞動力通常會向第二產業轉移集中，進而間接推動技術水平相對較低、環保設施落后的工業企業生產規模的擴張，導致城鎮地區生產過程中排污量的增加。此外，在城鄉差異較大的背景下，農村人口向城鎮的轉移直接改變了其生活和消費方式，對生活資源的消耗增加也可能導致平均排污水平的上升。

上述分析表明，收入或生活水平的差異引致的城鎮化是刺激環境污染增加的直接原因。但與之相對，如果區域城鄉一體化或均等化水平較高，城鄉收入差距較小，那么城鎮化的主要驅動力便不再是經濟刺激，可能轉化為區域產業合理布局的拉動作用。其原因在于，若城鄉差距控制在一定合理范圍內，農村收入和生活水平有所提高，人口不再盲目流動，則有利于區域產業的整體布局，技術水平較高的企業在城鎮地區形成集聚，其他產業向城市外圍遷移，這種產業格局變化帶動人口資源的合理分配，有助于提升經濟資源的整體利用效率，降低單位產出的污染排放水平。同時，城鄉一體化或均等化發展有助于提升農村勞動力的整體素質和技術水平，從而從勞動力的層面促進區域工業企業技術水平的提高，進而降低污染。

因此，城鎮化對環境污染可能存在以城鄉均等化為標尺的非線性影響，本文提出假設2：當城鄉均等化水平較低時，城鎮化發展會加劇環境污染；當城鄉均等化水平達到一定高度后，城鎮化發展則減少環境污染。

3.財政分權通過城鎮化引致的環境污染效應

財政分權與城鎮化在直接影響環境污染的同時，還可能存在間接或綜合的作用機制。由于城鎮化發展需要以城市建設、產業集聚為依托，而城市與產業發展都需要政府財政的大力支持，因而財政分權水平越高，地方政府財政對產業和城市發展的支持力度越大，則城鎮化發展越快，從而進一步凸顯城鎮化對環境的影響。許多學者的研究成果均顯示，中國政府的財政支出具有明顯的城市偏向性（陸銘 等，2004），這極易造成城鄉差距的擴大，從而提升城鎮化的環境污染效應。

基于上述分析，本文提出假設3：財政分權可能通過地方政府偏向城鎮化發展而加大環境污染。

三、實證檢驗與分析

1.模型設定

大量實證研究表明污染物排放具有明顯的空間相關性，因而本文使用空間計量模型進行實證檢驗。為驗證環境污染的空間相關性，我們計算了省域環境污染水平計算方法見后文。 的截面Morans I指數Morans I 的取值范圍一般為[-1，1]，小于0表示空間負相關，大于0表示空間正相關，等于0則表示空間不相關。 ，計算結果如表1所示。

省域環境污染指數歷年的Morans I均為正且高度顯著，表明環境污染確實存在明顯的空間相關性，需建立空間計量模型進行實證檢驗。相關研究中普遍使用的空間計量模型主要為反映因變量空間溢出效應的空間滯后模型（SLM）和反映因變量空間集聚效應的空間誤差模型（SEM），但較難根據先驗經驗推斷哪種空間模型更加符合客觀實際。Anselin（1995）認為如果在空間依賴性的檢驗中發現LMLAG比LMERR在統計上更加顯著，且RLMLAG顯著而RLMERR不顯著，則可以斷定適合的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG在統計上更加顯著，且RLMERR顯著而RLMLAG不顯著，則可以斷定空間誤差模型是恰當的模型。本文基于這一準則進行檢驗后發現空間滯后模型在統計層面更加適用于本文的分析，

2.變量選取與數據來源

（1）環境污染

為全方位體現我國區域環境污染的真實水平，本文基于數據的可得性將空氣污染、水污染及噪聲污染均納入計算范圍，使用年度人均各類污染物的排放量的加權和表示區域環境污染程度。但由于不同污染物的量綱不同，如何給各類污染物指標設定權重是相關研究的一個難點，我們在廣泛查閱相關文獻之后認為，以消除各類污染所需成本的大小對污染物進行賦權可以更為客觀地體現環境污染的經濟成本，從而能更好地反映財政分權及城鎮化對環境污染的影響。本文參考學者劉渝琳和溫懷德（2007）所確定的消除各類污染物所需的單位貨幣成本，并將其換算為2000—2013年的平均價格水平，從而得出消除二氧化碳污染的成本為0.055元/kg，消除二氧化硫污染的成本為1.228元/kg，消除工業煙粉塵污染的成本為0.689元/kg，消除水污染的成為1.245元/kg，消除噪聲污染的成本則以地區GDP的1%計算。將二氧化碳由于二氧化碳排放量缺乏直接數據，本文參照相關研究成果使用因素分解法進行計算。 、二氧化硫、煙塵和粉塵的地區人均排放量按相應權重求和得到消除空氣污染的成本，并以這一數據衡量地區空氣污染水平；將地區人均化學需氧量（COD）排放量乘以消除水污染的單位成本得到地區水污染水平；將消除空氣污染、水污染及噪音污染的總貨幣成本相加便得到統一量綱為“元”的地區環境污染水平進行實證檢驗時還需對所得數據進行歸一化處理以消除量綱的影響。 。endprint

（2）財政分權

本文主要從地方政府財權的角度衡量財政分權，政府財政收入的自給和財政支出的自由都是地方政府財權的主要體現，因而單一指標無法客觀體現財政分權的真實水平。本文參考儲德銀等（2015）的研究成果，使用地方財政收入自給率和地方財政支出自決率兩個指標綜合測算地方政府的財政分權水平。地方財政收入自給率=（地方本級預算內收入+地方預算外收入）/（地方預算總收入+地方預算外收入），財政收入自給率越高表明地方對中央政府轉移支付的依賴度越低，則地方政府在進行區域發展決策時受外部的影響就越小，對地方經濟和城鎮化發展的影響就越大。地方財政支出自決率=（地方預算總支出-中央轉移支付+地方預算外支出）/（地方預算總支出+地方預算外支出），地方財政支出自決率越高，則地方政府通過財政支出影響地方經濟和城鎮化發展所受到的約束就越小。本文在對相關數據進行歸一化處理的基礎上，使用熵值法對兩個指標進行賦權，通過加權求和確定各地財政分權水平。

（3）城鎮化

本文參照相關學者的研究成果（藍慶新，2013）構建城鎮化評價指標體系對我國各地區歷年的城鎮化水平進行測度，但用于環境、GDP、產業結構等變量已在模型中體現，為避免引起共線性問題，本文對相關指標進行剔除，主要從人口集聚、經濟發展、居民生活及公共服務等幾個方面選取6個具體指標對地區城鎮化水平進行測度。所使用的指標體系如表2所示，指標權重使用熵值法計算。

（4）控制變量

對于經濟發展水平變量，本文使用地區人均GDP表示，為消除通貨膨脹的影響，以2000年為基期對相關數據進行平減處理；選取地區工業污染治理投資完成額與地區工業增加值的比作為環境規制的代理變量，衡量地方政府在環境保護事業上的實際努力程度；使用第二產業增加值占GDP的比重衡量產業結構，以考察地區工業發展水平對環境污染的影響。

根據所設定的模型與變量，本文選取中國30個省市區（不包括西藏和港、澳、臺地區）2000—2013的面板數據進行實證檢驗，相關數據來自2001—2014年的《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國衛生和計劃生育統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》及《中國財政年鑒》，為保障數據的平穩性，本文對測算及整理得到的數據進行對數處理。

3.實證結果與分析

（1）財政分權、城鎮化的環境污染效應

基于所構建的空間計量模型，首先從整體層面檢驗財政分權、城鎮化對環境污染的影響，結果如表3所示。Anselin認為最小二乘法不適用于空間計量模型，因而本文使用GMM方法進行實證研究，從模型檢驗結果看，sargan檢驗的p值大于0.1，表明所選用的工具變量有效，Log likelihood數值很大而AIC及SC數值很小，表明本研究適用空間計量模型，AdjR2較大，說明解釋變量選取較好。上述檢驗結果表明，計量模型設定合理、結果穩健。

從回歸結果看，衡量環境污染空間溢出效應的系數ρ高度顯著為正，表明我國省域環境污染存在較為顯著的空間溢出效應，即各省污染物的排放水平與相鄰省份高度正向相關，環境污染的地區傳遞性明顯。造成這種現象的原因主要有兩個方面：第一，如工業碳排放、煙粉塵等氣態污染物以及隨河流排放的工業生活廢水等液態污染物本身具有較強的流動性，這是造成環境污染空間溢出的主要原因；第二，在政治晉升的刺激下，相鄰地方政府易于形成競爭關系，從而競相降低環境規制水平、放松對企業污染物排放的管制以換取地區經濟更快增長，這也是形成環境污染空間溢出的重要因素。

Ln FIN系數高度顯著為正，表明財政分權度的提高會直接造成地區環境惡化，表明我國現行財政分權體制的環境效應主要表現為負面的競爭渠道，這為我們明確判斷假設1關于財政分權環境污染效應的不確定性提供了有力的經驗證據。在晉升錦標賽的刺激下，地方政府有意愿將財政支出用于支持經濟拉動作用強但污染排放強度也大的工業產業發展；財政分權度越高，即地方財政自主度越高，則地方政府對工業產業發展的支持能力越強。在我國工業尚未完全實現現代化的背景下，經濟增長刺激下的工業產業粗放發展便極易造成環境污染。

Ln URB系數顯著為負，表明從整體上看中國城鎮化發展對環境保護有一定的促進作用；交叉項Ln FIN×Ln URB系數符號為正且高度顯著，表明在財政分權刺激下的城鎮化發展對環境有著較為明顯的不利影響。地方政府以經濟增長為主要目標以及具有城市偏向性的財政支出模式造成了城鄉非均衡發展，而城鄉差異過大會加大城鎮化的環境污染效應。結合Ln URB系數小且顯著性水平不高的回歸結果，可以初步認為城鎮化與環境污染間存在非線性關系或門檻效應，基于此本文將繼續建立面板門檻模型對這一問題進行探討。

Ln GDP系數高度顯著為正，表明現階段的經濟增長對環境有著顯著的不利影響，粗放非集約的經濟發展方式是造成中國環境污染嚴重的直接原因，轉變經濟發展方式勢在必行。Ln GOV系數顯著為負，表明環境規制水平的提高對環境改善有一定意義，但僅為-0.032的系數表明環境規制對遏制污染的作用有限，進一步印證地方政府以經濟增長為主要目標而輕視環境保護工作的事實。Ln STR系數高度顯著為正，表明工業越發達的地區環境污染往往越嚴重，工業產業確實是污染物的主要排放源，也進一步反映出地方政府刺激工業產業發展具有較強的環境負面外部性。

（2）城鎮化影響環境污染的門檻效應

上文分析表明城鎮化的環境效應具有較為復雜的作用機制，可能存在門檻效應，基于此本文繼續構建面板門檻模型，著重對城鎮化的環境效應進行探討。根據上文的理論分析，城鎮化可能因為城鄉差異程度（均等化程度）的不同而對環境污染產生不同影響，因此，以城鄉均等化水平為門檻變量，以城鎮化為主要變量，再次檢驗城鎮化對環境污染的影響。

首先需要對城鄉均等化進行量化，由于隨著社會發展和生活水平提高，收入不再是決定理性人行為的唯一因素，社會公共服務水平逐漸收入化，并對人口流動遷移決策產生重要影響，因此要真實反映城鄉差距就必須將公共服務考慮在內。基于數據的可得性，本文從收入和公共服務兩個層面選取三個指標構造指標體系，并使用熵值法確定指標權重，以指標的加權和量化各地區城鄉均等化水平。具體指標體系及權重如表4所示。利用上述指標體系，本文測算各樣本省域2000—2013年的城鄉均等化指數，并以城鄉均等化（Ln EQU）為門檻變量，檢驗城鎮化對環境污染的影響是否存在門檻效應，檢驗結果如表5所示。endprint

從檢驗結果中可以看出，單一門檻檢驗的F統計量高度顯著，雙門檻檢驗不顯著，表明城鎮化對環境污染的影響確實存在顯著的城鄉均等化門檻，門檻值為3.217。基于這一結果，本文構建如下的單一面板門檻模型，對城鎮化的環境污染效應進行再檢驗，回歸結果如表6所示。

當城鄉均等化水平Ln EQU小于門檻值3.217時，城鎮化體現出明顯的正向環境污染效應，即城鎮化發展導致污染物排放水平上升。當城鄉差異大時，農村人口向城鎮轉移主要受城鄉收入及生活水平差異的刺激，這種經濟刺激下的人口流動容易導致城鎮地區低技術、高能耗產業的發展，從而導致城鎮化、工業化與高污染化的并行發展。結合交叉項Ln FIN×Ln URB仍高度顯著且系數為正的結果可以說明，城鎮化導致污染增加仍是其主要環境效應，且這種效應的存在與地方政府以經濟增長為綱的財政支出模式有直接關系。當城鄉均等化水平Ln EQU跨越門檻值3.217時，城鎮化不再具有顯著的正向環境污染效應，其系數為負且t統計量已經高達-1.44（接近顯著性水平），說明城鎮化開始逐步表現出抑制環境污染的效應。這在一定程度上印證了上文的理論分析，即隨著城鄉一體化水平的提高，區域產業布局趨向合理化，人口流動逐步理性化，社會發展水平提高帶來的勞動力素質提升和生產技術進步都有助于發揮城鎮化的正向環境效應。結合空間計量的回歸結果，我們可以認為城鎮化對環境污染的影響確實存在以城鄉均等化為標尺的門檻效應，財政分權體制推動的以經濟增長為主要目標的城鎮化會對環境產生不利影響，由此假設2和假設3得到驗證。

四、結論與政策建議

本文在探討財政分權和城鎮化的環境污染效應的基礎上，運用中國30個省市區2000—2013年的面板數據，構建空間計量模型實證分析財政分權和城鎮化對環境污染的直接與間接影響，并進一步構建面板門檻模型分析城鎮化與環境污染的非線性關系。研究表明：以財政收入自主度和財政支出自決度衡量的財政分權直接導致地區環境惡化，其主要原因是在中國式財政分權體制下，地方政府的晉升競賽導致地方財政偏向于支持工業產業的非集約式發展；城鎮化對環境污染的影響存在以城鄉均等化水平為標尺的門檻效應，當城鄉均等化水平較低時經濟增長導向的城鎮化通過刺激高能耗、高污染行業發展加重環境污染，當城鄉均等化水平較高時城鎮化帶來的產業布局優化及勞動力素質提高則有助于環境改善；財政分權易于導致城鄉差距擴大，從而加劇城鎮化的環境污染效應。

基于理論及實證研究結果，針對我國城鎮化和財政分權引起的環境問題提出以下政策建議：（1）合理設置財政分權度，改革晉升考核體制。由于地方政府存在明顯的以環境換經濟的動力，因此有必要根據地方環境承載力及經濟社會發展狀況設置合理的財政分權度，并定向增加環境保護專項資金轉移支持，通過中央政府調控促使地方政府將財政資金向環保領域傾斜。但從更深層面分析，地方政府重經濟輕環保的財政偏向性主要由以經濟增長為主要考核指標的晉升體制引起，因而要真正解決環境保護的財政困境，必須改革官員考核體制，降低經濟指標權重，加強對地方政府環保事業的考核力度，從激勵機制層面促進地方政府加大環保投入并促進產業結構優化升級，最終實現集約化的經濟發展新常態。（2）加強城鄉均等化建設，促進新型城鎮化發展。研究結果表明，在城鄉收入及公共服務均等化水平較高時，城鎮化不具有負向的環境效應，甚至有可能減少環境污染，因此在中國城鎮化高速推進的時代背景下，必須真正實現“以人為本”的新型城鎮化。要通過中央政府的定向轉移支付和地方政府城鄉均衡的財政政策，促進城鄉均等化水平提高，尤其應合理增加農民收入，加強農村公共服務建設，提升農村居民的生活水平，促使農民市民化的高效化、合理化、有序化，才能在推進城鎮化的同時形成與生態環境的良性互動機制。

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