“省直管縣”改革與企業(yè)綠色發(fā)展

于井遠(yuǎn)

內(nèi)容提要：文章以“省直管縣”改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2000—2009年中國污染企業(yè)數(shù)據(jù)和雙重差分法，識(shí)別了財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展的因果效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：“省直管縣”改革下地方財(cái)力的提升并沒有提高環(huán)境治理效率，反而加劇了縣域政府為追求GDP增長(zhǎng)在環(huán)境治理中采取的逐底競(jìng)爭(zhēng)行為，表現(xiàn)為“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)節(jié)能減排產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)，且在低耗能企業(yè)和縣市所屬國有企業(yè)中表現(xiàn)更為明顯。需要指出的是，隨著“十一五”以來中央政府不斷加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度，上述抑制效應(yīng)有所下降，說明地方政府環(huán)境治理的策略選擇在相當(dāng)程度上取決于中央政府對(duì)環(huán)境治理的重視程度。

關(guān)鍵詞：財(cái)政激勵(lì)；省直管縣；綠色發(fā)展；節(jié)能減排；雙重差分法

中圖分類號(hào)：F812.2? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：2095-1280（2024）01-0069-10

一、引言

習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中明確提出“以政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會(huì)組織和公眾共同參與的現(xiàn)代環(huán)境治理體系”的戰(zhàn)略部署。地方政府作為區(qū)域環(huán)境治理的主導(dǎo)力量，如何發(fā)揮對(duì)轄區(qū)環(huán)境治理主體的積極效應(yīng)受到社會(huì)各界廣泛關(guān)注。相關(guān)學(xué)者分別從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)安排、政府干預(yù)、環(huán)境規(guī)制、政府競(jìng)爭(zhēng)等視角分析地方政府對(duì)節(jié)能減排的影響。已有研究對(duì)全面理解地方政府在轄區(qū)環(huán)境治理中的作用提供了諸多有益參考，但由于地方政府在環(huán)境治理中面臨財(cái)政約束問題，結(jié)論并不完全一致，且缺少來源于企業(yè)層面的直接證據(jù)。“省直管縣”改革為深入研究財(cái)政激勵(lì)視角下地方政府環(huán)境治理決策提供了寶貴契機(jī)，有助于從企業(yè)層面更加深入理解地方政府影響轄區(qū)環(huán)境質(zhì)量的作用機(jī)制。“省直管縣”改革旨在增加縣域政府可支配財(cái)力，促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。理論上，基層政府自有財(cái)力的充實(shí)有助于更好地供給環(huán)境類公共物品與服務(wù)，采取嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制措施倒逼企業(yè)節(jié)能減排，從而提升轄區(qū)環(huán)境質(zhì)量（莊雷和陳容，2023）。但是，財(cái)政自主權(quán)的擴(kuò)大也可能引至地方政府犧牲環(huán)境換發(fā)展的策略性競(jìng)次行為，不利于企業(yè)節(jié)能減排（朱平芳等，2011）。由此可見，“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的凈效應(yīng)需要進(jìn)一步探究。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，在財(cái)政激勵(lì)視角下考察地方政府行為對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的影響并提供準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)證據(jù)，豐富了財(cái)政分權(quán)與企業(yè)綠色發(fā)展方面的文獻(xiàn)；其次，以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)為組合樣本，從更細(xì)致的微觀層面識(shí)別財(cái)政激勵(lì)影響環(huán)境質(zhì)量的作用機(jī)制，為促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的財(cái)稅體制改革提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、政策背景、文獻(xiàn)回顧與理論分析

（一）政策背景

“省直管縣”改革改變了中國長(zhǎng)期以來的“中央—省—市—縣—鎮(zhèn)鄉(xiāng)”的五級(jí)行政管理體制，取而代之的是“中央—省—縣域—鎮(zhèn)鄉(xiāng)”的四級(jí)管理模式，即縣域在財(cái)政收支劃分、轉(zhuǎn)移支付、資金往來等方面與省財(cái)政直接對(duì)接。這一改革避免了縣級(jí)財(cái)政在諸多方面必須經(jīng)過地市級(jí)財(cái)政而出現(xiàn)的資金截留情況。從改革實(shí)施范圍看，早在20世紀(jì)90年代，浙江就開始將財(cái)政與經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放至部分縣域，海南自建省伊始就開始實(shí)行“省直管縣”模式。福建于2003年開始推行“省直管縣”改革。2004年改革試點(diǎn)擴(kuò)大至安徽、湖北、河南和廣東，2005年進(jìn)一步推廣至河北、吉林和江西三省，2007年和2009年改革進(jìn)入高峰。財(cái)政部2009年6月下發(fā)的《財(cái)政部關(guān)于推進(jìn)省直接管理縣財(cái)政改革的意見》明確提出，除民族自治地區(qū)外，力爭(zhēng)所有省份在2012年底前實(shí)施“省直管縣”改革，并規(guī)定省縣在收支劃分、轉(zhuǎn)移支付、財(cái)政預(yù)決算、資金往來和財(cái)政結(jié)算等5個(gè)方面實(shí)行直接對(duì)接。截止到2012年底，已有24個(gè)省的1099個(gè)縣（約占全國總數(shù)的56%）實(shí)施了改革。從地方財(cái)政視角看，“省直管縣”改革提高了縣級(jí)政府對(duì)地方稅收的剩余索取權(quán)和財(cái)政分配自主權(quán)，轉(zhuǎn)移支付也由省級(jí)財(cái)政賬戶直接下達(dá)至縣級(jí)財(cái)政賬戶，擺脫了因地市級(jí)政府截留與挪用財(cái)政資金而形成的“財(cái)政漏斗”“權(quán)利漏斗”和“效率漏斗”，有助于解決縣級(jí)政府財(cái)權(quán)與事權(quán)不匹配問題，同時(shí)也增加了縣級(jí)政府的可支配財(cái)力和財(cái)政自主權(quán)，是對(duì)縣級(jí)政府的財(cái)政激勵(lì)。

（二）文獻(xiàn)回顧

1.“省直管縣”經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究

關(guān)于“省直管縣”改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究主要從以下視角展開：（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如Ma和Mao（2018）認(rèn)為改革促進(jìn)了縣城經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但也有研究認(rèn)為“省直管縣”并沒有提升縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效，反而降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)福利水平（Li et al.，2016）。（2）自有財(cái)力。現(xiàn)有研究主要是從財(cái)政資金自主權(quán)、稅收競(jìng)爭(zhēng)和土地財(cái)政視角就改革對(duì)地方財(cái)力的影響給予論證（劉勇政等，2019；李廣眾和賈凡勝，2020）。（3）財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。已有研究表明改革后地方政府具有明顯的“重投資、輕民生”傾向，即改革對(duì)縣級(jí)政府財(cái)政職能具有扭曲效應(yīng)（陳思霞和盧盛峰，2014）。（4）公共物品供給。絕大多數(shù)研究認(rèn)為縣級(jí)財(cái)力得到保障是政府增加環(huán)境類公共物品供給、提升相關(guān)治理能力的主要原因（王小龍和陳金皇，2020）。

2.財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量研究

“省直管縣”本質(zhì)上屬于財(cái)政分權(quán)，但對(duì)于財(cái)政分權(quán)與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系，學(xué)者存在較大爭(zhēng)議。早期的財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)有利于地方政府更好地提供環(huán)境類公共物品。地方政府對(duì)轄區(qū)居民偏好具有信息優(yōu)勢(shì)，而居民也會(huì)通過用腳投票對(duì)地方政府行為進(jìn)行回應(yīng)，因此財(cái)政分權(quán)有利于提高地方公共物品供給效率和環(huán)境治理效率。實(shí)證方面，Millimet（2003）考察了美國經(jīng)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權(quán)有利于激勵(lì)地方政府推行更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策。Khan et al.（2021）考察了國際經(jīng)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)分權(quán)度越大的國家污染水平越低。譚志雄和張陽陽（2015）使用我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)度高的東部地區(qū)擁有相對(duì)更好的環(huán)境質(zhì)量。當(dāng)然，也有學(xué)者認(rèn)為以轄區(qū)居民福利最大化為目標(biāo)的仁慈政府假定，具有極強(qiáng)的限制性，未考慮環(huán)境污染負(fù)外部性問題（謝貞發(fā)，2020）。張克中等（2011）認(rèn)為財(cái)政分權(quán)度的提高將會(huì)降低地方政府環(huán)境規(guī)制力度，不利于減少碳排放。考慮到地方政府“逐底競(jìng)爭(zhēng)”以及官員“晉升錦標(biāo)賽”現(xiàn)象的存在，在激烈的區(qū)域經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)中，地方政府傾向于動(dòng)用財(cái)政干預(yù)手段撬動(dòng)本地投資，甚至和本地含稅豐富型污染企業(yè)達(dá)成利益合謀，導(dǎo)致地方重復(fù)建設(shè)和產(chǎn)能過剩，同時(shí)也犧牲了本地環(huán)境質(zhì)量（師博和沈坤榮，2014）。朱平芳等（2011）發(fā)現(xiàn)地方政府往往通過降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)吸引FDI，印證了逐底競(jìng)爭(zhēng)的存在。羅能生和王玉澤（2017）通過測(cè)度包含工業(yè)三廢等非期望產(chǎn)出的能源生態(tài)效率，也發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)顯著降低了中國生態(tài)效率。

（三）理論分析

推動(dòng)工業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的關(guān)鍵在于激勵(lì)企業(yè)節(jié)能減排，即生產(chǎn)端提高能源利用效率，產(chǎn)出端降低污染物排放。而“省直管縣”改革作為我國財(cái)政體制改革的重要嘗試，在賦予縣級(jí)政府較大財(cái)政自主權(quán)的同時(shí)，是否也能夠提高環(huán)境治理效率，激勵(lì)企業(yè)節(jié)能減排，從而助推企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型？結(jié)合已有文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，“省直管縣”改革可能通過兩個(gè)渠道影響企業(yè)節(jié)能減排。第一，“省直管縣”避免了市對(duì)縣財(cái)政資源的截留，因財(cái)政自主權(quán)擴(kuò)大形成的財(cái)力效應(yīng)可能會(huì)促進(jìn)縣域政府優(yōu)化對(duì)環(huán)境類公共物品的供給，加大環(huán)境治理力度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)節(jié)能減排。第二，大部分省在“省直管縣”改革試點(diǎn)中，均以促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和激發(fā)縣域經(jīng)濟(jì)活力為改革目標(biāo)，部分省份還對(duì)試點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提出了一定的要求。這意味著，改革在賦予縣域政府一定的財(cái)權(quán)與事權(quán)后，也可能在一定程度上強(qiáng)化了縣域政府為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)的發(fā)展策略。一方面加強(qiáng)對(duì)本土企業(yè)投資的干預(yù)，另一方面采取漠視和縱容企業(yè)污染行為，追求“先污染后治理，邊污染邊治理”的粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而表現(xiàn)為不利于企業(yè)節(jié)能減排的競(jìng)次效應(yīng)。因此，理論上“省直管縣”下基層政府財(cái)政自主權(quán)的擴(kuò)大對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的凈效應(yīng)取決于財(cái)力效應(yīng)和競(jìng)次效應(yīng)的綜合效果。

同時(shí)，財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的影響也可能因企業(yè)所處行業(yè)和所有權(quán)性質(zhì)而異。就企業(yè)所有權(quán)屬而言，國有企業(yè)存在的預(yù)算軟約束和企業(yè)自主權(quán)問題，致使實(shí)際經(jīng)營(yíng)過程中可能缺少提升能源效率和降低污染的動(dòng)力，加之其能夠以較為低廉的價(jià)格獲取能源資源，從而也缺乏提高能源利用效率的動(dòng)力機(jī)制（陳釗和陳喬伊，2019）。此外，由于國有企業(yè)的類公共部門特征，中央和省屬國有企業(yè)的主要領(lǐng)導(dǎo)相比于縣域政府官員可能擁有更強(qiáng)的政治資源，行政級(jí)別上的差異致使縣域政府無法對(duì)中央和省屬國有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，導(dǎo)致地方政府只得強(qiáng)化對(duì)轄區(qū)所屬國有企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的干預(yù)，從而進(jìn)一步影響地方國有企業(yè)節(jié)能減排行為。最后，企業(yè)節(jié)能減排的實(shí)現(xiàn)依賴于能源使用效率的提升，而能源效率的提高要么依賴于低效率行業(yè)向高效率行業(yè)的轉(zhuǎn)變，要么依賴于企業(yè)技術(shù)的提升。因此，在特定技術(shù)水平下，如果“省直管縣”促進(jìn)了低效率企業(yè)向高效率轉(zhuǎn)變，則會(huì)有助于整體節(jié)能減排效果的提升，反之若“省直管縣”降低了高效率企業(yè)的能源利用率，而對(duì)低效率企業(yè)沒有影響，則財(cái)政激勵(lì)可能會(huì)扭曲整體節(jié)能減排效果。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文以“省直管縣”改革來檢驗(yàn)財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的影響。同時(shí)，結(jié)合各省在試點(diǎn)改革時(shí)間上的差異，構(gòu)造雙重差分模型估計(jì)“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的因果效應(yīng)。模型設(shè)定如下：

其中i、j和t分別表示企業(yè)個(gè)體、地區(qū)和年度；Energyijt為j地區(qū)企業(yè)i在t年的節(jié)能減排情況；PMCjt為縣域j在t年是否實(shí)施了“省直管縣”改革的虛擬變量；Controlijt和Controljt分別表示企業(yè)和縣域?qū)用娴目刂谱兞浚沪薸為個(gè)體效應(yīng)，ηt為時(shí)間效應(yīng)，εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。所有回歸中標(biāo)準(zhǔn)誤均聚類到“縣域—行業(yè)”層面，以控制不同地區(qū)和不同行業(yè)方面的差異。PMCjt是本文的核心解釋變量，如果該縣在樣本區(qū)間內(nèi)某一年度實(shí)施改革，則將當(dāng)年及以后年度賦值為1，反之為0。β反映了“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的凈效應(yīng)，也是本文重點(diǎn)關(guān)注的待估參數(shù)。如果其顯著為正，表明“省直管縣”所形成的財(cái)力效應(yīng)有助于地方政府優(yōu)化公共服務(wù)供給效率，促進(jìn)企業(yè)節(jié)能減排；反之若β顯著為負(fù)，則表明財(cái)政激勵(lì)加劇了縣域政府的競(jìng)次行為。

（二）變量選擇

1.被解釋變量。根據(jù)沈小波等（2021）的觀點(diǎn)，在以煤等化石燃料為主的能源格局下，使用煤炭消耗量能較好地表示中國工業(yè)企業(yè)的能源投入情況。因此，本文以單位能源消耗帶來的工業(yè)產(chǎn)值表征企業(yè)能源利用效率，分子為企業(yè)當(dāng)年的工業(yè)總產(chǎn)值，分母為以煤炭消耗量表示的能源投入總量。如果企業(yè)單位煤炭消耗量對(duì)應(yīng)的產(chǎn)值越高，說明企業(yè)能源利用效率就越高。此外，本文還使用主營(yíng)業(yè)務(wù)銷售收入進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并對(duì)產(chǎn)出端的污染物排放做進(jìn)一步分析。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量是“省直管縣”改革。變量設(shè)置上，由于不同地區(qū)實(shí)施“省直管縣”改革的時(shí)間并不一致，本文將某縣實(shí)施改革的當(dāng)年及之后各年賦值為1，其他年份為0。

3.其他控制變量。為進(jìn)一步降低異方差和內(nèi)生性問題，本文同時(shí)考慮了企業(yè)和縣域?qū)用娴目刂谱兞俊Ｆ髽I(yè)層面控制變量主要為資本密集度、資產(chǎn)利潤(rùn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡等。其中，資本密集度使用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值占總資產(chǎn)比值表示；資產(chǎn)利潤(rùn)率用企業(yè)利潤(rùn)除以總資產(chǎn)表示；企業(yè)規(guī)模分別用企業(yè)員工人數(shù)和企業(yè)資產(chǎn)表征，前者為企業(yè)全年平均從業(yè)人員加1的自然對(duì)數(shù)，后者用企業(yè)資產(chǎn)總計(jì)的自然對(duì)數(shù)加1表示；企業(yè)年齡為樣本年份減去企業(yè)成立年后取自然對(duì)數(shù)。縣域?qū)用婵刂谱兞恐饕獮榭h域人均實(shí)際GDP、人口密度、第二產(chǎn)業(yè)占比、政府干預(yù)、公共服務(wù)供給和金融發(fā)展等。其中，人口密度使用每平方公里的常住人口表示；政府干預(yù)使用地方政府財(cái)政支出占比GDP表示；公共服務(wù)供給使用常住人口中在校中小學(xué)生占比作為代理變量。此外，本文還將從政策制定和執(zhí)行兩個(gè)維度刻畫政府環(huán)境規(guī)制力度。其一，考慮到從“十一五”時(shí)期開始節(jié)能目標(biāo)被納入地方政府官員績(jī)效考核，中央政府環(huán)境政策的制定勢(shì)必會(huì)引起地方對(duì)節(jié)能減排的重視，基于此，借鑒邵帥等（2019）的做法，將“十一五”規(guī)劃的起始年2006年作為政策虛擬變量，并賦值2006年及以后年度為1，2006年之前為0。其二，引入單位能耗排污設(shè)施數(shù)的縣域平均值表示政府環(huán)境規(guī)制力度，具體是將縣域轄區(qū)內(nèi)所有企業(yè)單位能源消耗所對(duì)應(yīng)的排污設(shè)施數(shù)簡(jiǎn)單加權(quán)平均并取自然對(duì)數(shù)表示，其中分子為企業(yè)廢水和廢棄治理設(shè)施數(shù)，分母為煤炭消費(fèi)總量。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的企業(yè)污染數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于2000—2009年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)污染排放數(shù)據(jù)庫，縣域?qū)用鏀?shù)據(jù)來源于對(duì)應(yīng)年度《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》，GDP平減指數(shù)統(tǒng)一使用省級(jí)GDP測(cè)算。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：（1）剔除總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)、主營(yíng)業(yè)務(wù)銷售收入、固定資產(chǎn)、利潤(rùn)總額和工業(yè)總產(chǎn)值等存在缺失、小于等于0的數(shù)據(jù)；（2）刪除被解釋變量（煤炭消耗量）存在缺失、小于等于0的樣本；（3）刪除觀測(cè)值明顯不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的樣本，如總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于利潤(rùn)等；（4）刪除主營(yíng)業(yè)務(wù)銷售收入在500萬元以下、年平均就業(yè)人員數(shù)小于8人的企業(yè)樣本。在“省直管縣”變量的處理上，參考Ma和Mao（2018）的做法：（1）剔除港澳臺(tái)地區(qū)；（2）剔除北京、上海、天津和重慶四個(gè)直轄市，因?yàn)橹陛犑斜旧砭褪恰笆　h域”的兩級(jí)管理體制，不屬于政策改革范圍；（3）剔除浙江省、海南省數(shù)據(jù)和湖北天門、仙桃和潛江三個(gè)副地級(jí)市數(shù)據(jù)，因?yàn)楹Ｄ鲜〗ㄊ∫潦紝?shí)行的就是“省直管縣”，不存在“市—縣”管理體制，浙江省自20世紀(jì)90年代以來一直實(shí)施的省管縣改革，不屬于本研究范圍，而湖北三個(gè)副地級(jí)市也是在20世紀(jì)90年代確立的省管縣；（4）剔除西藏、新疆和內(nèi)蒙古三個(gè)自治區(qū)數(shù)據(jù)。最后對(duì)所有關(guān)鍵變量在1%分位數(shù)上作縮尾處理。上述處理后，表1匯報(bào)了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告了式（1）的回歸結(jié)果。可以看出，改革對(duì)企業(yè)能源利用效率的影響至少在5%的水平上顯著為負(fù)，這表明總體上“省直管縣”改革降低了企業(yè)能源利用效率，凸顯出財(cái)政激勵(lì)具有一定的扭曲效應(yīng)。如前所述，雖然“省直管縣”增加了改革縣的地方財(cái)力，但也可能強(qiáng)化依靠粗放式投資模式發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的慣性，競(jìng)次效應(yīng)大于財(cái)力效應(yīng)的結(jié)果就表現(xiàn)為企業(yè)能源利用效率的下降。以模型（6）為例，核心解釋變量的估計(jì)參數(shù)為-0.044，在5%的水平上顯著為負(fù)，說明相比于未改革縣，改革縣的企業(yè)能源利用效率平均下降4.4個(gè)百分點(diǎn)。另外，考察模型（3）和模型（6）的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，加入政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量后，核心解釋變量系數(shù)的絕對(duì)值顯著下降，說明隨著中央政府節(jié)能減排政策和環(huán)境規(guī)制力度的加強(qiáng)，一定程度上糾正了財(cái)政激勵(lì)下地方政府的競(jìng)次行為。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，使用企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)銷售收入除以煤炭消耗總量的自然對(duì)數(shù)替換基準(zhǔn)回歸中的被解釋變量，再次進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3模型（1）。第二，參考Ma和Mao（2018）的做法，將縣域控制變量與時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行交互，控制縣域變量隨時(shí)間趨勢(shì)變化的影響，結(jié)果見表3模型（2）。第三，借鑒Li et al.（2016）的做法，分別產(chǎn)生控制變量與時(shí)間一階項(xiàng)、平方項(xiàng)及三次項(xiàng)的交互項(xiàng)，另外繼續(xù)利用控制變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)再次回歸，結(jié)果如表3模型（3）和模型（4）所示。第四，進(jìn)一步剔除省會(huì)城市、計(jì)劃單列市和副省級(jí)城市的下轄市縣，重新回歸結(jié)果見表3模型（5）。第五，考慮到企業(yè)能源利用效率可能因行業(yè)而異，繼續(xù)在基準(zhǔn)回歸中控制行業(yè)與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，以控制不同行業(yè)隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素的影響，同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到“城市—行業(yè)”層面，控制不同城市行業(yè)的差異，結(jié)果如表3模型（6）所示。第六，對(duì)所有變量在5%的分位數(shù)上重新縮尾處理，結(jié)果見表3模型（7）。在經(jīng)過上述對(duì)基準(zhǔn)回歸重新設(shè)定之后，表3各模型核心解釋變量的估計(jì)參數(shù)均顯著為負(fù)，表明基本回歸結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

使用雙重差分的前提是政策實(shí)施前處理組與控制組并不存在顯著的差異，為進(jìn)一步檢驗(yàn)共同趨勢(shì)假說是否嚴(yán)格成立，以及揭示其動(dòng)態(tài)效應(yīng)，參考Li et al.（2016），使用事件分析法進(jìn)行檢驗(yàn)，將基準(zhǔn)回歸中的“省直管縣”改革虛擬變量替換成利用政策改革前后生成的改革虛擬變量，模型設(shè)定如下：

式（2）中，Dkjt為政策時(shí)間前后各5年的虛擬變量，其他變量定義和基準(zhǔn)回歸方程式一致。Dkjt的賦值規(guī)則如下：posti為縣域具體改革的年份，如果t-posti=k，則Dkjt=1，反之Dkjt=0（k∈（-5，5））。當(dāng)k≥5或者k≤-5時(shí)，賦值Dkjt=1，反之為0。作為參照物，本文選取政策實(shí)施前一年為基期，在方程中去掉D-1jt的虛擬變量。然后以此回歸觀察式（2）中βk的系數(shù)大小及其顯著性，其反映了改革前后企業(yè)能源利用效率的變化。如果樣本滿足共同趨勢(shì)假說檢驗(yàn)，則β-5、β-4、β-3、β-2應(yīng)該是不顯著的。同時(shí)，β1、β2……β5則反映了政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

表4和圖1較為直觀地匯報(bào)了共同趨勢(shì)假說檢驗(yàn)結(jié)果及政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)變化，其中圖1中參數(shù)估計(jì)值為95%的置信區(qū)間。可以看出省管縣改革之前，β-5、β-4、β-3、β-2不能拒絕為0的原假設(shè)，這表明處理組與控制組的企業(yè)平均能源利用效率在政策前不存在顯著性差異，滿足共同趨勢(shì)假說。就政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)看，除政策實(shí)施后的第2年不顯著外，其他年份均在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，即在“省直管縣”改革后的第1年，企業(yè)能源利用效率下降了7%，而在隨后的第3—5年，企業(yè)能源利用效率下降幅度提高至14%以上，整體上政策效應(yīng)是持續(xù)的。

（四）排除其他隨機(jī)因素干擾

前文證明，“省直管縣”改革可能強(qiáng)化了地方政府競(jìng)次行為，從而不利于企業(yè)綠色發(fā)展，但政策效應(yīng)可能受到其他隨機(jī)因素影響產(chǎn)生偏誤。為排除其他隨機(jī)因素的干擾，從樣本中隨機(jī)選取與實(shí)行改革縣相同數(shù)量的縣域作為處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，并使用基準(zhǔn)方程重新回歸，將上述隨機(jī)過程重復(fù)1000次，如果得到的結(jié)果平均值在0附近且服從正態(tài)分布，則可以佐證本文的基本結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。圖2匯報(bào)了這一反事實(shí)分析中估計(jì)系數(shù)的核密度圖，結(jié)果顯示估計(jì)值均值基本符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，且其均值為-0.0023，標(biāo)準(zhǔn)差為0.023，遠(yuǎn)小于基準(zhǔn)分析中的回歸系數(shù)（-0.044）。這表明隨機(jī)選擇的處理組不存在政策效應(yīng)，即“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)能源利用效率的影響并沒有受到其他隨機(jī)因素的干擾，可以推斷出本文基本結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

（五）異質(zhì)性分析

上述分析表明，“省直管縣”改革降低了企業(yè)能源利用效率，然而這一結(jié)果反映的僅是樣本平均處理效應(yīng)，由于企業(yè)能源利用效率存在著典型的異質(zhì)性，忽略這一差異可能導(dǎo)致本文結(jié)論不具有針對(duì)性。因此，本部分將分組進(jìn)一步考察企業(yè)的異質(zhì)性特征，具體從所有權(quán)和行業(yè)能耗兩個(gè)視角展開。首先，對(duì)國有企業(yè)和私有企業(yè)進(jìn)行分樣本回歸，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察“省管縣改革”對(duì)縣域所屬國有企業(yè)或中央和省屬國有企業(yè)的影響。其次，將石油、煤炭及其他燃料加工業(yè)等6個(gè)能源投入強(qiáng)度大①、單位能源產(chǎn)值貢獻(xiàn)度相對(duì)較低的行業(yè)視為高能耗行業(yè)，其他行業(yè)為低能耗行業(yè)，然后進(jìn)行分組回歸。

表5模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果表明，“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)能源利用效率的抑制效應(yīng)主要表現(xiàn)為降低了低能耗企業(yè)的能源利用效率，而對(duì)高能耗行業(yè)并無顯著性影響，意味著改革可能促進(jìn)了低能耗企業(yè)向高能耗企業(yè)的轉(zhuǎn)化。表5模型（3）和模型（4）的回歸結(jié)果顯示改革降低了國有企業(yè)的能源利用效率，而對(duì)私有企業(yè)的影響并不顯著。模型（5）和模型（6）則進(jìn)一步考察了改革對(duì)中央和省屬與市縣所屬國有企業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)改革主要是降低了縣域所屬國有企業(yè)的能源利用效率，而對(duì)中央和省屬國有企業(yè)的影響并不顯著。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

如前所述，“省直管縣”改革下的財(cái)政激勵(lì)效應(yīng)可能引致地方政府走向強(qiáng)化或是弱化環(huán)境治理這兩條截然相反的行為路徑，本部分重點(diǎn)對(duì)這兩種機(jī)制分別進(jìn)行檢驗(yàn)。借鑒王小龍和陳金皇（2020）的做法，使用企業(yè)所在省份當(dāng)年參與改革的縣域數(shù)量作為政府競(jìng)爭(zhēng)的代理變量，以地方實(shí)際人均財(cái)政收入和支出表示地方財(cái)力水平，表6匯報(bào)了回歸結(jié)果。對(duì)比基準(zhǔn)回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)模型（1）在控制了政府競(jìng)爭(zhēng)變量后，核心解釋變量系數(shù)不再顯著，而政府競(jìng)爭(zhēng)的估計(jì)參數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，這意味著政府競(jìng)爭(zhēng)是“省直管縣”改革影響企業(yè)綠色發(fā)展的一個(gè)重要機(jī)制變量，也表明“省直管縣”改革確實(shí)加劇了地方政府的逐底競(jìng)爭(zhēng)行為。模型（2）和模型（3）分別考慮地方人均財(cái)政收入和財(cái)政支出的機(jī)制作用。結(jié)果表明，在控制了這兩個(gè)變量后，核心解釋變量系數(shù)并沒有出現(xiàn)顯著性變化，且人均財(cái)力的估計(jì)參數(shù)也不顯著，這意味著地方人均財(cái)力的增加并沒有對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展起到積極影響。模型（4）將所有機(jī)制變量納入回歸方程，結(jié)論與模型（1）保持一致。總結(jié)上述結(jié)論可知，“省直管縣”改革下財(cái)政激勵(lì)并沒有促進(jìn)地方政府強(qiáng)化環(huán)境治理，反而加劇了地方政府以犧牲環(huán)境質(zhì)量為代價(jià)的逐底競(jìng)爭(zhēng)行為，從而降低了企業(yè)能源利用效率。

（二）對(duì)污染物排放的影響

企業(yè)綠色發(fā)展的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排，基準(zhǔn)回歸分析中使用能源利用效率屬于從生產(chǎn)端對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展進(jìn)行分析，而全面理解財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展的影響，還需要從產(chǎn)出端對(duì)其污染排放情況進(jìn)行識(shí)別。為此，結(jié)合樣本數(shù)據(jù)特點(diǎn)，本文以企業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)出的工業(yè)廢氣、煙塵和工業(yè)廢水等污染物排放量為基礎(chǔ)，經(jīng)過單位工業(yè)產(chǎn)值標(biāo)準(zhǔn)化處理后作為被解釋變量，進(jìn)一步考察“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)污染物排放的影響，回歸結(jié)果如表7所示。可以看出，回歸結(jié)果進(jìn)一步佐證了基準(zhǔn)回歸結(jié)論，說明“省直管縣”改革形成的財(cái)政激勵(lì)導(dǎo)致地方政府行為扭曲，不僅降低了企業(yè)能源使用效率，還增加了企業(yè)污染物的排放。需要特別指出的是，環(huán)境規(guī)制力度的加強(qiáng)有助于降低企業(yè)生產(chǎn)過程中污染物的排放。由于國家在“十一五”規(guī)劃中明確了廢水排放中各省化學(xué)需氧量的定量減排指標(biāo)，隨后將節(jié)能減排目標(biāo)也納入到了地方政府績(jī)效考核，就回歸結(jié)果看，地方政府對(duì)廢水排放的控制力度要大于煙塵和廢氣的管制力度，致使模型（6）的估計(jì)結(jié)果要顯著大于模型（2）和模型（4），這說明地方對(duì)企業(yè)節(jié)能減排的影響在一定程度上取決于中央對(duì)環(huán)境治理的重視程度。

六、結(jié)論與政策啟示

節(jié)能減排是中國綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實(shí)之路，而推動(dòng)企業(yè)節(jié)能減排、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展是踐行我國“雙碳”目標(biāo)和綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的關(guān)鍵載體。能否實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和節(jié)能減排雙贏，是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型所面臨的重大現(xiàn)實(shí)問題。在此背景下，本文以“省直管縣”改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2000—2009年中國污染企業(yè)數(shù)據(jù)和雙重差分法，識(shí)別了財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展的因果效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）相比于非試點(diǎn)縣，試點(diǎn)縣轄區(qū)工業(yè)企業(yè)能源使用效率平均下降了4.4個(gè)百分點(diǎn)，這意味著“省直管縣”改革的財(cái)政激勵(lì)扭曲了地方政府的環(huán)境治理行為，地方政府更傾向于在環(huán)境治理中進(jìn)行逐底競(jìng)爭(zhēng)，這一結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性、共同趨勢(shì)和排除政策干擾等檢驗(yàn)后依然可靠。（2）“省直管縣”改革對(duì)企業(yè)綠色發(fā)展的影響主要表現(xiàn)在促進(jìn)高效率企業(yè)向低效率企業(yè)的轉(zhuǎn)變，即降低了低污染企業(yè)的能源利用效率，而對(duì)高污染行業(yè)的影響并不顯著。此外，“省直管縣”改革對(duì)國有企業(yè)，尤其是對(duì)市縣轄區(qū)所屬國有企業(yè)的負(fù)向效應(yīng)更為顯著。（3）進(jìn)一步分析表明，“省直管縣”改革下縣域人均財(cái)力的增加并沒有提高環(huán)境治理效率，反而加劇了縣域政府在環(huán)境治理中的逐底競(jìng)爭(zhēng)行為，同時(shí)，改革對(duì)于企業(yè)綠色發(fā)展的影響相當(dāng)程度取決于中央對(duì)環(huán)境治理的重視程度。

本文的研究結(jié)論表明，“省直管縣”改革的財(cái)政激勵(lì)惡化了企業(yè)節(jié)能減排效果。如果不能及時(shí)對(duì)財(cái)政分權(quán)中地方政府的競(jìng)爭(zhēng)性策略行為進(jìn)行糾正，將很難提升轄區(qū)環(huán)境質(zhì)量，進(jìn)而可能會(huì)威脅我國節(jié)能減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。自2006年以來，中央政府不斷強(qiáng)化對(duì)環(huán)境質(zhì)量問題的關(guān)注，并將節(jié)能減排目標(biāo)作為約束性指標(biāo)納入官員績(jī)效考核體系中，改變了地方政府官員“唯GDP論”的扭曲政績(jī)觀。本文認(rèn)為，縣域政府作為地方環(huán)境治理和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一責(zé)任主體，應(yīng)持續(xù)完善政府官員考核問責(zé)制度，在考核中加大環(huán)境質(zhì)量的評(píng)估權(quán)重，同時(shí)加強(qiáng)環(huán)境治理的內(nèi)外部監(jiān)督力度，堅(jiān)持支撐經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“綠色GDP”導(dǎo)向型執(zhí)政理念。此外，還應(yīng)設(shè)計(jì)更為有效的激勵(lì)機(jī)制提升國有企業(yè)能源利用效率，而這也是完善省以下財(cái)政體制改革的重要所在。

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（責(zé)任編輯：子奕）