地方政府環(huán)保支出及其策略互動對環(huán)境污染的影響

摘 要：本文基于2007—2017年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型分析了地方政府環(huán)保支出及其策略互動對環(huán)境污染的影響。研究結(jié)果顯示：地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放量有顯著負(fù)向影響，但對工業(yè)廢水排放量的影響不顯著;地方政府間環(huán)保支出策略互動的具體形式為“逐頂競爭”的策略互補(bǔ)，地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放量有顯著的空間抑制效應(yīng)，即相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出增加，會導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量顯著下降。本文的研究結(jié)論不僅豐富了地方政府環(huán)保支出治污效應(yīng)方面的研究，而且對于構(gòu)建地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理體系和推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)有重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：地方政府;環(huán)保支出;環(huán)境污染;空間杜賓模型

中圖分類號：F812.45 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）01-0102-08

一、問題的提出

中國的環(huán)境治理模式以屬地治理為主，即地方政府對本轄區(qū)內(nèi)環(huán)境污染進(jìn)行治理，并為之負(fù)責(zé)。但環(huán)境污染的復(fù)雜性及生態(tài)環(huán)境的整體性使得區(qū)域生態(tài)環(huán)境問題逐漸超出地方政府的治理意愿和能力，需要地方政府間協(xié)同治理。環(huán)境污染協(xié)同治理的重點在于明確劃分地方政府間橫向事權(quán)和支出責(zé)任，自黨的十八大以來，事權(quán)和支出責(zé)任的劃分就是改革的重中之重，生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域的權(quán)責(zé)劃分改革是整體改革的重要領(lǐng)域之一。2020年國務(wù)院發(fā)布《生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域中央與地方財政事權(quán)和支出責(zé)任劃分改革方案》，明確了事權(quán)和支出責(zé)任劃分，但權(quán)責(zé)劃分以縱向維度為主，缺乏橫向維度的劃分。生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域權(quán)責(zé)劃分改革局限于縱向維度，限制了環(huán)境污染治理工作的進(jìn)一步推進(jìn)，厘清地方政府間橫向支出責(zé)任是當(dāng)下環(huán)境污染治理中亟待解決的關(guān)鍵問題。

在屬地治理背景下，環(huán)境污染物的強(qiáng)空間外溢性會造成區(qū)域環(huán)境治理的責(zé)任界定模糊。袁凱華等[1]認(rèn)為，即使在績效考核中加入環(huán)境治理指標(biāo)，地方政府仍有強(qiáng)烈的追求經(jīng)濟(jì)增長的動機(jī)。高明等[2]認(rèn)為，地方政府在環(huán)境污染物的治理過程中有強(qiáng)烈的“搭便車”傾向，這也造成屬地治理模式的低效與中央政府對地方政府約束的困難。陶品竹[3]指出，屬地治理模式與環(huán)境污染物所具有的強(qiáng)外溢性存在顯著矛盾，這不僅導(dǎo)致了區(qū)域間大氣交叉污染和重復(fù)治理，也無法充分調(diào)動各主體治理大氣污染的積極性。在此基礎(chǔ)上，李香菊和劉浩[4]認(rèn)為，應(yīng)采取地區(qū)間聯(lián)合的方式對外溢性較強(qiáng)的污染進(jìn)行治理，雖然一些地區(qū)對污染聯(lián)合治理進(jìn)行了一些探索，但仍存在權(quán)責(zé)劃分不清等問題。應(yīng)通過明確地方政府環(huán)保支出的策略互動形式，對環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)和地方政府環(huán)保支出的溢出效應(yīng)進(jìn)行量化，并以此來確定環(huán)境污染聯(lián)合治理中的地方政府間權(quán)責(zé)劃分。姜玲和喬亞麗[5]分析了京津冀地區(qū)的區(qū)域大氣污染合作機(jī)制，認(rèn)為環(huán)境污染治理的關(guān)鍵在于政府間權(quán)責(zé)的合理分配，并通過建立以協(xié)調(diào)各方責(zé)任為核心的政府間談判機(jī)制，從根本上推進(jìn)政府間的跨區(qū)域協(xié)同治理。

全面認(rèn)識地方政府環(huán)保支出的治污效應(yīng)對合理劃分環(huán)境污染協(xié)同治理中的橫向權(quán)責(zé)至關(guān)重要。臧傳琴和陳蒙[6]基于2007—2015年中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，建立動態(tài)面板模型對財政環(huán)境保護(hù)支出的治污效果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，財政環(huán)境保護(hù)支出可以顯著減少污染物的排放。肖加元和劉潘[7]發(fā)現(xiàn)，財政環(huán)境政策的治污效應(yīng)并非線性，提出各地方政府制定治污政策時應(yīng)充分考慮本地區(qū)水污染類別和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的建議。朱浩等[8]使用DEA-Tobit兩階段模型對地方政府環(huán)境保護(hù)支出效率進(jìn)行核算發(fā)現(xiàn)，雖然環(huán)境保護(hù)支出有正向治污效應(yīng)，但普遍存在低效率甚至無效率現(xiàn)象。上述文獻(xiàn)得出了較為統(tǒng)一的結(jié)論，即地方政府環(huán)保支出存在正向治污效應(yīng)。

上述研究存在一個共同的假設(shè)，即地方政府環(huán)保支出策略是獨立的，地方政府間不存在策略互動行為。這樣的假設(shè)對于研究地方政府環(huán)保支出對固體廢棄物等空間外溢性較弱的環(huán)境污染物治理是合適的，但對于大氣污染和水污染等空間外溢性較強(qiáng)的環(huán)境污染物治理是不適用的。Case等[9]建立溢出效應(yīng)模型對地方政府間策略互動的原因進(jìn)行分析，他們認(rèn)為，公共財政支出的福利溢出是導(dǎo)致某地區(qū)的政策制定直接受到相鄰地區(qū)相關(guān)政策影響的原因。一個可能的情況是，當(dāng)相鄰地區(qū)地方政府增加環(huán)保支出對轄區(qū)內(nèi)環(huán)境污染物排放進(jìn)行治理，該行為帶來的外部性可能會對本地區(qū)地方政府環(huán)保支出策略產(chǎn)生負(fù)向激勵，即出現(xiàn)“你多支出，我少支出”的情況。在環(huán)境污染治理中，地方政府環(huán)保支出策略不是獨立的，會受其他地方政府策略的影響，即存在地方政府間環(huán)保支出策略互動行為。李濤和周業(yè)安[10]基于1999—2005年中國省級面板數(shù)據(jù)，建立動態(tài)空間自回歸模型對政府間支出政策的時空相關(guān)性進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，省級政府支出總量間存在策略互動行為，且具體形式為策略互補(bǔ)。張征宇和朱平芳[11]基于2002—2006年中國276個地級市面板數(shù)據(jù)，建立動態(tài)空間自回歸模型對地方政府環(huán)保支出政策的策略互動行為進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，地級市層面地方政府環(huán)保支出存在顯著的策略互動行為。這樣的策略互動行為會通過影響地方政府環(huán)保支出總量對環(huán)境污染的治理效果產(chǎn)生影響，所以全面認(rèn)識地方政府環(huán)保支出的治污效果必須對策略互動的具體形式進(jìn)行分析。

現(xiàn)有文獻(xiàn)基本都肯定了地方政府財政支出存在總量和分科目的策略互動行為，但對地方政府間環(huán)保支出策略互動的具體形式，現(xiàn)有研究并未達(dá)成一致。一部分研究支持地方政府環(huán)保支出策略互動形式為策略替代，如張可等[12]在標(biāo)尺競爭理論和內(nèi)生增長理論的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了地區(qū)間環(huán)保投入策略互動和污染排放的理論模型分析地方政府財政環(huán)保支出策略互動，使用1999—2013年中國省份數(shù)據(jù)建立空間聯(lián)立模型進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，地方政府環(huán)保投入存在“你多投，我就少投”現(xiàn)象，地方政府間策略互動形式為策略替代。另一部分研究支持地方政府環(huán)保支出策略互動形式為策略模仿，如李正升等[13]基于地理臨近和經(jīng)濟(jì)相似兩類空間權(quán)重矩陣建立空間計量模型，對地方政府環(huán)境支出的空間效應(yīng)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，地方政府環(huán)境支出具有顯著的正向外溢性和策略模仿行為。在此基礎(chǔ)上，有研究針對策略模仿的具體方向進(jìn)行分析，如曹鴻杰等[14]基于自上而下的標(biāo)尺競爭理論模型，對地方政府環(huán)境支出行為的空間策略傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，在得出策略傳導(dǎo)機(jī)制是為策略互補(bǔ)后，進(jìn)一步指出標(biāo)尺競爭的方向為“逐底競爭”。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)多基于地方政府環(huán)保支出空間治污效應(yīng)顯著的實證結(jié)果，推出地方政府間存在環(huán)保支出的策略互動，這樣的推斷值得商榷，因為無法證明地方政府環(huán)保支出的空間治污效應(yīng)不是由環(huán)境污染物的空間相關(guān)引致的。有鑒于此，本文在變量選取過程中控制環(huán)境污染物指標(biāo)的空間相關(guān)性，使用空間杜賓模型分析地方政府環(huán)保支出及其橫向策略互動對環(huán)境污染的影響，以期對構(gòu)建地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理體系和推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)提供有益的思考。

二、研究設(shè)計

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1. 被解釋變量

借鑒李香菊和劉浩[4]的研究，本文選取二氧化硫排放量的自然對數(shù)（lnSO2）作為大氣污染的衡量指標(biāo)，選取工業(yè)廢水排放量的自然對數(shù)（lnww）作為水污染的衡量指標(biāo)。

2. 解釋變量

借鑒曹鴻杰等[14]的研究，本文選取地方政府環(huán)保支出（pe）作為解釋變量，具體用各省份地方政府環(huán)保支出與年末常住人口數(shù)之比衡量，并對其取自然對數(shù)，以消除異方差的影響。其中地方政府環(huán)保支出對應(yīng)的是2007年1月1日起實施的《政府收支分類改革方案》中增設(shè)的“211節(jié)能環(huán)保支出”科目。

3.控制變量

借鑒張征宇和朱平芳[11]、張可等[12]與陳思霞和盧洪友[15]的研究，本文引入如下控制變量：貿(mào)易開放度（lnor），用各省份進(jìn)出口總額/各省份GDP×100的自然對數(shù)衡量;人均GDP（lnpg），用各省份GDP與年末常住人口數(shù)之比的自然對數(shù)衡量;社會固定資產(chǎn)投資（lnfi），用各省份社會固定資產(chǎn)投資的自然對數(shù)衡量;人口密度（lnpd），用各省份年末常住人口數(shù)與行政面積之比的自然對數(shù)衡量;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnis），用各省份第二產(chǎn)業(yè)增加值/各省份GDP×100的自然對數(shù)衡量;城鎮(zhèn)化水平（lnur），用各省份年末城鎮(zhèn)人口數(shù)/年末常住人口數(shù)×100的自然對數(shù)衡量。

本文選取2007—2017年中國30個省份（不含西藏和港澳臺地區(qū)）的數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

（二）模型設(shè)定

本文從空間角度考察地方政府環(huán)保支出對環(huán)境污染的治理效應(yīng)，首先使用Morans I統(tǒng)計量對地方政府環(huán)保支出的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗。Morans I的取值范圍在-1到1之間，Morans I符號為正，則為正向空間自相關(guān)，其值越接近1，則正向自相關(guān)程度越顯著，即空間集聚;若Morans I符號為負(fù)，則為負(fù)向空間自相關(guān)，其值越接近-1，則負(fù)相關(guān)程度越顯著，也即空間分散。若為零，則代表空間隨機(jī)分布，即不存在空間自相關(guān)。

Morans I的檢驗結(jié)果表明，除2017年空間自相關(guān)指數(shù)統(tǒng)計上不顯著之外，其余年度結(jié)果均通過了1%的顯著性檢驗，且Morans I的取值均為正。這表明中國地方政府環(huán)保支出在空間上有顯著的空間集聚效應(yīng)，支持使用空間計量模型。

使用空間杜賓模型作為空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)實證研究的起點受到了包括LeSage和Pace[16]在內(nèi)諸多學(xué)者的支持。使用空間杜賓模型有諸多的優(yōu)勢：首先，Greene[17]指出，空間杜賓模型包含了被解釋變量的空間滯后項WY和解釋變量的空間滯后項WX，這樣的設(shè)定與現(xiàn)實中多數(shù)情況相符。其次，雖然空間杜賓模型不包含誤差項的空間滯后項Wε，但即便出現(xiàn)了對誤差項空間滯后項的忽略，也只會造成一些效率的損失。因為此時估計量雖然不是有效的，但卻仍然具有一致性。一方面，本文中的污染物排放和地方政府環(huán)保支出變量都具有不同程度的空間外溢性，所以理論上應(yīng)使用包含被解釋變量和解釋變量空間滯后項的計量模型，即空間杜賓模型;另一方面，LM檢驗結(jié)果在各模型設(shè)定情況下均顯著，且LR檢驗不支持退回空間滯后模型和空間誤差模型，統(tǒng)計結(jié)果表明使用空間杜賓模型總體上是穩(wěn)健的。此外，Hausman檢驗結(jié)果支持雙向固定效應(yīng)模型，且LR檢驗也表明控制雙向固定效應(yīng)是穩(wěn)健的。因此，本文選擇空間杜賓模型，具體形式如下所示：

其中，i和t分別為省份和年份;j為與i省份相鄰的省份;Control為上述一系列控制變量;ρ為空間溢出系數(shù);β1為地方政府環(huán)保支出對本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;βm為控制變量對本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;θ1為相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出對本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;θ2為相鄰地區(qū)控制變量對本地區(qū)二氧化硫排放量或工業(yè)廢水排放量的影響;ωij為空間權(quán)重矩陣W中的非負(fù)權(quán)數(shù);μ為個體固定效應(yīng);λ為時間固定效應(yīng);ε為滿足獨立同分布的隨機(jī)擾動項。

本文的識別策略為，地方政府環(huán)保支出的直接治污效應(yīng)根據(jù)β1的符號識別，而地方政府間環(huán)境保護(hù)支出策略互動的識別則根據(jù)ρ和θ1共同識別。具體識別策略為，當(dāng)ρ不顯著時，如果θ1顯著，則存在地方政府間環(huán)保支出策略互動行為。進(jìn)一步的，若θ1顯著為負(fù)，則地方政府間環(huán)保支出策略互動的具體形式為策略互補(bǔ)。本文對于地方政府間環(huán)保支出策略互動的識別基于ρ不顯著這一條件，這是因為當(dāng)模型顯示地方政府環(huán)保支出空間效應(yīng)顯著，即θ1顯著時，嚴(yán)格的結(jié)論是相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出對本地區(qū)環(huán)境污染排放量產(chǎn)生了影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多將這一結(jié)論擴(kuò)展成地方政府環(huán)保支出存在策略互動，本文認(rèn)為這樣的擴(kuò)展是不恰當(dāng)?shù)摹Ｓ捎诘胤秸h(huán)保支出和環(huán)境污染均具有空間相關(guān)性，上述結(jié)論背后有兩條邏輯進(jìn)路：其一是相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出通過環(huán)境污染的空間相關(guān)性對本地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生影響;其二是相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出，通過影響本地區(qū)地方政府環(huán)保支出對本地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生影響。后者才給出了地方政府間存在策略互動的證據(jù)，如果要通過θ1顯著推出存在地方政府間環(huán)境保護(hù)支出策略互動，就必須控制環(huán)境污染的空間相關(guān)性，本文選取排放量這一弱空間相關(guān)變量作為環(huán)境污染指標(biāo)的意圖也在于此。

雖然空間杜賓模型可以直接估計出解釋變量及其空間滯后項的系數(shù)，但是數(shù)值大小并不是對被解釋變量的偏效應(yīng)，可以通過求偏微分，將影響進(jìn)一步分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來分析解釋變量的空間交互效應(yīng)，其分解原理如下：

將經(jīng)典空間杜賓模型轉(zhuǎn)化為式（2）：

其中，（I-ρW）-1即空間乘子矩陣（Spatial Multiplier Matrix），求解釋變量關(guān)于第k個解釋變量的偏微分，可得：

其中，第k個解釋變量的直接效應(yīng)就是等式右端矩陣中對角線元素的均值;第k個解釋變量的間接效應(yīng)就是等式右端矩陣中非對角線元素的均值。

空間權(quán)重矩陣通常有兩類：第一類使用鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離矩陣這兩種常見的空間權(quán)重矩陣，另一類在鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離空間權(quán)重矩陣的基礎(chǔ)上增加經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣。從本質(zhì)上講，鄰接空間權(quán)重矩陣和地理距離空間權(quán)重矩陣都是基于空間個體間物理距離構(gòu)造的，屬于同一類矩陣。由于環(huán)境污染的外溢程度與空間距離顯著相關(guān)，這樣的空間矩陣設(shè)定是合理的。但進(jìn)一步研究地方政府環(huán)保支出對環(huán)境污染的影響時，使用單純描述空間距離的矩陣就有些單薄。標(biāo)尺競爭理論提出，地方政府間的策略互動受經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度差異的影響，所以應(yīng)在空間權(quán)重矩陣的設(shè)定中控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。有鑒于此，本文使用同時表示地理鄰近和經(jīng)濟(jì)鄰近關(guān)系的空間權(quán)重矩陣，這樣得到的研究結(jié)果既考慮了環(huán)境污染的距離敏感性，又考慮了地方政府間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系緊密度對策略的影響，并且盡可能避免了對空間權(quán)重矩陣過度設(shè)定所可能引起的偽回歸問題的出現(xiàn)。本文具體選擇兩個空間權(quán)重矩陣來刻畫空間關(guān)系：（1）鄰接空間權(quán)重矩陣（Wadj），當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j邊界相鄰時，Wadjij賦值為1;當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j邊界不相鄰時，Wadjij賦值為0。（2）經(jīng)濟(jì)地理距離空間權(quán)重矩陣（Wegeo），Wegeoij=1GDPi-GDPj×1DIS2ij，其中，GDPi和GDPj分別是2017年地區(qū)i和地區(qū)j的人均GDP，DIS2ij是地區(qū)i和地區(qū)j行政中心直線距離的平方。

本文主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

三、回歸結(jié)果分析

當(dāng)模型僅包含解釋變量的空間交互效應(yīng)時，Anselin[18]推薦使用極大似然估計方法，因為對以上情況使用極大似然進(jìn)行估計時可以得到一致估計量。有鑒于此，本文對空間杜賓模型使用最大似然方法進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表2所示。

從表2報告的R2和Log-Likelihood來看，上述各模型的擬合優(yōu)度和效度均較好。從被解釋變量二氧化硫排放量和工業(yè)廢水排放量的空間自相關(guān)指標(biāo)來看，除了地理鄰接空間權(quán)重矩陣下工業(yè)廢水排放量的空間溢出系數(shù)在10%的水平上顯著外，其他三個空間溢出系數(shù)均不顯著。這也符合本文的研究設(shè)計，即通過選擇特定的環(huán)境污染指標(biāo)控制環(huán)境污染的空間外溢性，以分析地方政府環(huán)保支出及其策略互動對環(huán)境污染的影響。

將表2空間杜賓模型的回歸結(jié)果進(jìn)行分解，以直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來描述解釋變量的空間交互效應(yīng)，具體分解結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放量有顯著負(fù)向影響，在地理鄰接空間權(quán)重矩陣設(shè)定下，地方政府環(huán)保支出每提高1%，將導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量降低0.127%，這一數(shù)值在經(jīng)濟(jì)地理距離空間權(quán)重矩陣下為0.169%，且在1%的水平上顯著，表明地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放有顯著的治理作用。而在樣本期內(nèi)，地方政府環(huán)保支出對工業(yè)廢水排放量沒有顯著影響，這很可能是因為地方政府更傾向于使用環(huán)保支出來治理以二氧化硫排放為代表的大氣污染，而不是以工業(yè)廢水排放為代表的水污染。地方政府的這一治理傾向存在的根本原因是官員績效考核制度對地方政府行為造成的扭曲，諸多研究表明，官員績效考核機(jī)制是地方政府決策的重要影響因素。雖然GDP仍是當(dāng)下官員績效考核的重中之重，但中國已出臺一系列文件來規(guī)范績效考核，不斷提高包括環(huán)境績效在內(nèi)的公共物品和公共服務(wù)方面的績效權(quán)重。涂正革等[19]指出，環(huán)境績效納入官員晉升考核顯著地改變了地方政府在政治錦標(biāo)賽下的環(huán)境治理模式。此外，具有雙向外溢性的大氣污染給社會帶來的負(fù)外部性要大于具有單向外溢性的水污染所帶來的外部性，社會對大氣污染也具有更為敏感的體察和關(guān)注。在環(huán)保支出預(yù)算約束下，地方政府追求晉升績效最大化，使用有限的地方政府環(huán)保支出治理大氣污染顯然比治理水污染更為“合算”。

地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放量存在顯著的空間抑制效應(yīng)，即相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出提高，會導(dǎo)致本地區(qū)環(huán)境污染下降。在地理鄰接空間權(quán)重矩陣設(shè)定下，相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出每提高1%，會導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量降低0.175%，而在經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣設(shè)定下，地理臨近且經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近地區(qū)的地方政府環(huán)保支出每提高1%，會導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量降低0.379%，工業(yè)廢水排放量降低0.260%。在控制地理因素的基礎(chǔ)上控制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素后，地方政府環(huán)保支出有更為顯著的空間抑制效應(yīng)。由此可以得出結(jié)論：地方政府間存在以策略模仿為具體形式的環(huán)保支出策略互動行為。由于本文使用二氧化硫排放量和工業(yè)廢水排放量等作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)，而非PM2.5等狀態(tài)存量作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)，這樣的選擇控制了環(huán)境污染的空間相關(guān)性。由于狀態(tài)存量本身存在極強(qiáng)的空間相關(guān)性，所以在模型得出地方政府環(huán)保支出存在空間治污效應(yīng)時不能拒絕環(huán)境污染物空間外溢這一邏輯進(jìn)路，從而也無法直接推出地方政府間存在策略互動這一結(jié)論。雖然地區(qū)間環(huán)境污染物排放量也存在相關(guān)性，但其相對較弱，所以當(dāng)對地方政府環(huán)保支出存在空間治污效應(yīng)這一結(jié)論歸因時，可以拒絕環(huán)境污染物空間外溢導(dǎo)致的空間治污效應(yīng)，從而得出地方政府間存在環(huán)保支出策略互動這一更為顯著的原因。

基于以上分析，本文樣本期內(nèi)地方政府間存在環(huán)保支出的策略互動行為，且其具體形式為策略模仿，具體的方向為“逐頂競爭”。當(dāng)相鄰地區(qū)提高地方政府環(huán)保支出時，本地區(qū)也傾向于提高地方政府環(huán)保支出進(jìn)行回應(yīng)，進(jìn)而使本地區(qū)的環(huán)境污染物排放量下降。此時地方政府環(huán)保支出間接效應(yīng)的系數(shù)可以被視為地方政府間策略互動的強(qiáng)度，該系數(shù)的絕對值越大，可以認(rèn)為，地方政府間存在更為激烈的策略互動行為。在控制了上述一系列經(jīng)濟(jì)因素后，地方政府環(huán)保支出在治理二氧化硫領(lǐng)域的互動強(qiáng)度顯著提高，而在工業(yè)廢水領(lǐng)域，地方政府環(huán)保支出間接治理效應(yīng)由不控制經(jīng)濟(jì)因素時的不顯著變?yōu)轱@著。這表明中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省份間存在更為激烈的環(huán)保支出策略互動，由于幅員遼闊，各地資源稟賦不同，因而相較于全國范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的地區(qū)，臨近且經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地區(qū)更有可能存在地方政府環(huán)保支出策略互動行為，這一結(jié)論也從一個側(cè)面證明了地方政府之間存在某種程度的自上而下的標(biāo)尺競爭。

四、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2007—2017年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型分析了地方政府環(huán)保支出及其策略互動對環(huán)境污染的影響。研究結(jié)果顯示：地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放量有顯著的負(fù)向影響，但對工業(yè)廢水排放量的影響不顯著;地方政府間環(huán)保支出策略互動的具體形式為“逐頂競爭”的策略互補(bǔ)，地方政府環(huán)保支出對二氧化硫排放量有顯著的空間抑制效應(yīng)，即相鄰地區(qū)地方政府環(huán)保支出增加，會導(dǎo)致本地區(qū)二氧化硫排放量顯著下降。本文的研究結(jié)論不僅豐富了地方政府環(huán)保支出治污效應(yīng)方面的研究，而且對于構(gòu)建地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理體系和推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)有重要的現(xiàn)實意義。基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下政策建議：

第一，保障地方政府環(huán)保支出穩(wěn)定增長，通過政府與社會資本合作等模式引入社會資本對環(huán)境污染進(jìn)行治理。應(yīng)建立長效機(jī)制保證地方政府環(huán)保支出規(guī)模持續(xù)穩(wěn)定增長，目前環(huán)境污染治理中仍存在較大的資金缺口，但這個缺口不能也不應(yīng)該完全由財政來填充。一方面，財政資金有限，過度加大投入會對地方財政和中央財政帶來巨大壓力;另一方面，完全由財政資金進(jìn)入環(huán)境污染治理領(lǐng)域會擠出社會投資，導(dǎo)致效率下降。因此，應(yīng)通過發(fā)揮財政資金的引導(dǎo)作用，建立多元化、市場化的環(huán)境污染治理機(jī)制，如可以通過政府與社會資本合作的模式化解中國工業(yè)化進(jìn)程中所積累的污染存量。這樣一方面可以緩解財政壓力，集中財政力量;另一方面可以提高治污資金的使用效率，并且可以提高公眾的環(huán)境保護(hù)意識，逐步形成覆蓋全社會的、立體化的環(huán)境保護(hù)體系。

第二，將環(huán)境污染治理績效納入官員績效考核制度，并進(jìn)一步提高環(huán)境治理在官員績效考核中的權(quán)重。將以環(huán)境質(zhì)量和能源利用效率改善為核心的環(huán)境考核納入官員績效考核后，中國的環(huán)境質(zhì)量已有明顯改善[20]，但既有的環(huán)境評價指標(biāo)體系仍有進(jìn)一步改進(jìn)的空間。在現(xiàn)行官員績效考核制度下，地方官員之間的合作空間非常狹小，而競爭空間巨大[21]。官員基于政績觀的考核思維，傾向于獨自進(jìn)行環(huán)境治理，以顯示自己的治理能力，從而在政治晉升博弈中獲得勝利。各種考核因素導(dǎo)致地方政府官員對政府間環(huán)境污染協(xié)同治理的積極性不高。有鑒于此，應(yīng)選擇能有效反映環(huán)境污染治理效果的指標(biāo)，建立環(huán)境污染治理效果評價體系。并將該評價結(jié)果納入現(xiàn)有的環(huán)境治理績效評價中，形成環(huán)境治理綜合績效評價，進(jìn)而納入官員績效考核中。績效考核要求的改變，將促使地方政府從屬地治理模式走向跨區(qū)域協(xié)同污染治理模式，以提高環(huán)境污染治理中各行為主體的效率，最終完善環(huán)境污染治理的效果。應(yīng)進(jìn)一步提高環(huán)境治理績效在官員績效考核中的權(quán)重，但要摒除“一刀切”的做法，因地制宜地確定環(huán)境權(quán)重，如在污染較為嚴(yán)重的地區(qū)使用較高的環(huán)境權(quán)重，以促使地方政府將更多的關(guān)注點轉(zhuǎn)向在生態(tài)環(huán)境保護(hù)方面。

第三，應(yīng)進(jìn)一步明確環(huán)境污染協(xié)同治理中橫向事權(quán)和支出責(zé)任劃分，并通過法律形式予以確定。地方政府間環(huán)境污染協(xié)同治理中橫向維度的權(quán)責(zé)劃分應(yīng)綜合考慮地方政府環(huán)保支出的外溢性和環(huán)境污染物的外溢性，并應(yīng)由中央政府盡快建立地區(qū)間環(huán)境污染排放責(zé)任分擔(dān)核算體系，從而實現(xiàn)地區(qū)間污染治理權(quán)責(zé)的明確劃分。明確權(quán)責(zé)后，應(yīng)在尊重各方利益的基礎(chǔ)上，建立地方政府間環(huán)境污染治理利益分擔(dān)機(jī)制。政府間的關(guān)系首先應(yīng)該是利益關(guān)系，然后才是權(quán)力關(guān)系、財政關(guān)系和公共行政關(guān)系[22]。以利益關(guān)系為先，才是政府間關(guān)系的真正內(nèi)涵。應(yīng)按照“誰受益誰補(bǔ)償、誰保護(hù)誰受償”的原則，建立針對環(huán)境污染治理直接成本和機(jī)會成本的橫向政府間的資金補(bǔ)償制度。此外，要加強(qiáng)省級統(tǒng)籌，加大對區(qū)域內(nèi)承擔(dān)重要生態(tài)功能地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度。應(yīng)通過法律形式對環(huán)境污染協(xié)同治理中地方政府間的權(quán)責(zé)予以固定，避免地方政府間在合作過程中出現(xiàn)效率損失問題。

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（責(zé)任編輯：孫 艷）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2022.01.010

[引用格式]胡驍馬.地方政府環(huán)保支出及其策略互動對環(huán)境污染的影響[J].財經(jīng)問題研究，2022，（1）：102-109.

收稿日期：2021-07-18

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目“中國的政府間事權(quán)與支出責(zé)任劃分研究”（16ZDA066）

作者簡介：胡驍馬（1990-），男，河南鄭州人，博士研究生，主要從事財政理論與政策研究。 E-mail：huxiaoma_dufe@163.com