——基于“省直管縣”財政改革的準自然實驗研究
摘要：為促進縣域經濟發展，2004年以來我國開始逐步推行“省直管縣”財政分權改革，本文采用2004-2014年國家主要流域河流水質監測站點的周觀測數據與縣市社會經濟統計數據相匹配，以“省直管縣”財政改革作為準自然實驗，研究了財政分權對環境治理的影響。研究發現：相對于沒有納入試點范圍的地區，改革區域水質出現了明顯惡化，河流中化學需氧量 (COD) 和氨氮污染物 (NH) 指標顯著上升。原因在于：改革試點縣在財政自主權擴大后，傾向于利用新增加的財力進行基礎設施建設等生產性支出，而忽視轄區內包括環境在內的公共服務的供給；“省直管縣”改革進一步強化了縣級政府之間的橫向競爭和地級市政府之間的縱向競爭，加劇了市場分割，導致區域間更加難以統籌協調，環境公共治理提供不足。
關鍵詞：省直管縣; 環境治理; 財政分權; 水污染;
一、引言
近年來, 環境問題在我國引起了公眾和政府的密切關注, 其中河流污染問題十分嚴峻。報告顯示, 全國500多條被監測的河流斷面中只有28%可以飲用, 三分之一水質已經被污染, 不能用于飲用或者農業等其他用途 (World Bank, 2006) 。中國水污染已經造成大約每年1500億元的經濟損失和不可估量的健康傷害 (World Bank, 2007) 。環境治理本質上是公共物品提供的問題, 根據經典分權理論, 地方政府一般具備更強的信息優勢和供給效率 (Tiebout, 1956) , 同時地方居民可以“用腳投票”, 分權能夠通過地方競爭保證公共服務更好地匹配本地居民偏好 (Musgrave, 1960;Oates, 1972) , 從而更好地治理環境。
為促進縣域經濟發展, 避免市管縣體制中的“市刮縣”“市卡縣”等問題, 2004年以來我國開始逐步推行一項分權到縣的財政改革——“省直管縣”財政改革試點, 主要在收支劃分、轉移支付、資金往來、預決算等方面實現省財政與縣財政直接聯系, 這為我們研究財政分權與環境治理提供了一項良好的“自然實驗” (1) 。經典的分權理論成立的前提是, 居民能夠準確地對地方政府進行評價, 并基于自身偏好在各轄區間無成本流動, 地方政府受到居民“用腳投票”的約束。但這一前提在“中國式”分權情境下并不成立:一是城鄉分割治理的戶籍制度制約了居民的自由流動;二是地方政府并不一定把居民公共福利作為目標, 地方政府有自己的動機 (Qian&Weingast, 1997;Garzarelli, 2004) 。中國從20世紀80年代正式開始的分權伴隨著政治考核的集中化, GDP成了早期考核地方官員的主要指標, 使地方政府圍繞著財政收入和經濟增長展開各種形式的競爭 (Cumberland, 1981) , 早期的地方政府為了取得短期競爭優勢, 甚至誘導企業過度利用環境資源, 在資源供給和環境標準上降低價格或者門檻, 導致對資源環境的“逐底競爭” (Race to the Bottom) (Breton, 1998) 。近年來, 為加強環境治理, 中央政府在嘗試改變以往單純以經濟增長為標尺的地方激勵措施, 把節能減排目標與地方績效考核聯系起來, 加強地方官員對環境的問責。2001年“十五”計劃首次將環境保護和污染治理提升至國家戰略;2006年實施的“十一五”規劃中首次明確列出主要污染物減排的目標, 化學需氧量 (COD) 作為水污染指標被列入當中;“十二五”規劃中又添加了氨氮 (NH) 作為水質考核指標。然而, 現有研究發現, 地方政府可能會通過操控污染企業的選址做出策略性的反應以應對來自中央的約束, 比如將污染企業搬遷至遠離中央設立的監測站, 將污染企業安置在鄰近下游轄區的行政邊界處從而將污染物轉移至下游 (Duvivier&Xiong, 2013;Cai et al, 2016) 。
不同于經典分權理論認為的分權能夠提高環境公共物品的提供效率, 我們認為, 財政分權可能會從兩個渠道造成環境治理的效率損失。一是財權下放賦予了地方政府在財政事務上的支配空間, 使地方政府成為了地方收入的剩余索取者, 出于經濟增長和財政收入擴張的需求, 同時中央政府的晉升考核中重點關注GDP、基礎設施等硬性量化指標, 導致地方官員在任期內更加熱衷于“政績工程”的生產性領域投資與“建設性財政”, 而更少地投資于環境等公共服務 (周黎安, 2007;尹恒、朱虹, 2011) 。二是財政分權帶來的市場分割、地方保護和轄區間博弈也會導致環境治理缺乏效率。環境公共物品的提供涉及跨區域的合作, 但在分權狀態下, 各轄區都沒有足夠的激勵去治理, 原因在于污染物可以通過“搭便車”轉移到下游轄區, 而且治理的收益不會全部集中在本轄區內, 而會外溢到鄰近區域, 這樣, 博弈的結果是全流域的地方政府都不大可能加大力度去治理公共污染?！笆≈惫芸h”財政改革為分析財政分權對地方環境治理的影響提供了一項良好的“自然實驗”。這項改革旨在發展縣域經濟, 對于地方環境治理行為來說相對外生。而且, 該項改革影響到省、市、縣之間的關系, 使我們可以從轄區博弈渠道考察對環境治理的影響。該項政策處于“十一五”規劃之后將節能減排目標納入地方考核的“新環境政策”約束時期, 使我們能夠觀測到加強地方問責情況下財政分權如何影響環境治理行為。
本文主要回答了如下問題:第一, “省直管縣”作為一項財政分權改革是否有利于環境治理?這個問題的回答將有助于補充關于財政分權是否能促進環境公共物品提供的證據。第二, “省直管縣”財政改革影響環境治理的機制是怎樣的?第三, 新時期環境政策約束下“省直管縣”財政改革對環境治理的影響。
與以往文獻相比, 本文有如下特點:第一, 中國財政分權與環境污染的研究需要在地方政治考核框架下進行討論, 目前相關文獻的討論大多集中在早期“唯GDP為標尺”的政治錦標賽時期, 實際上“十一五”規劃以來已經將節能減排目標納入地方考核體系, 卻鮮有文獻探討新時期環境政策約束下的財政分權與環境治理行為。第二, 此前相關文獻采用的數據相對粗糙, 幾乎都是來自省級層面的證據, 并且缺乏對相關機制的探討。本文采用“省直管縣”財政改革政策作為準自然實驗, 將水質監測站點數據與縣 (市) 社會經濟數據進行匹配, 不僅在研究設計上能夠更好地解決內生性問題, 而且可以更加細致地觀測分權對環境治理行為的傳導機制, 彌補了此前文獻的不足。第三, 本文從環境績效的角度探討了我國行政區劃改革的效果, 之前的文獻大多從經濟績效、人口變遷、政府支出結構的角度進行探討。我國近年來一系列的行政區劃改革政策旨在推進城市化進程、促進縣域經濟的發展, 然而城鎮化、工業化進程中如何堅持綠色發展道路, 也是決策者面臨的現實問題,本文的研究可以為相關決策提供參考。
二、制度背景與文獻回顧
(一) 財政分權對環境治理的影響
財政分權是影響環境治理的一項重要的制度因素, 早期的理論研究主要支持財政分權有利于環境質量的提高。Tiebout (1956) 認為, 由于居民可以通過“用腳投票” (Voting by foot) 的方式顯示自己的真實偏好, 當居民不滿地方政府提供的環境治理的質量時, 可以遠離這一區域而選擇數量和質量符合偏好的地方居住, 因此財政分權可以激勵地方政府通過特定的財政手段提供更加滿足居民的公共品需求和服務, 這種轄區間競爭有助于形成公共物品供給與居民偏好相匹配的基本機制。Oates (1972, 1999) 進一步指出另一條渠道, 由于地方政府更加接近“信息源”, 相對聯邦政府來說其對地方信息了解更加充分 (Hayek, 1945) , 因此即使不考慮用腳投票引發的地方競爭, 分權狀態下地方政府仍能夠更好地提供環境公共物品。
隨著理論的發展, 大量研究開始關注財政分權對環境的負面影響, 對早期的分權理論提出了質疑。首先, 經典分權理論的假設條件太過嚴格, 居民能夠完全自由流動和完全信息的假設不一定成立。其次, 地方政府不一定以地方居民福利最大化為目標, 經典分權理論假設政府天然地提供公共物品和保護市場, 然而, Qian&Weingast (1997) 提出, 事實上地方政府和政府官員都有自己的利益考量, 和企業經理人相類似, 只要缺乏約束就會有尋租行為, 官員在任期考核體制下短期利益往往戰勝長期利益, 而環境公共物品由于在短時間內難以見效往往被放到了次要或被忽略的位置。再次, 由于環境外部性的存在, 分權可能導致地方污染排放及環境治理中“搭便車”行為。相對于中央政府, 地方政府更加傾向于將污染企業安置在相對缺乏監管的地理邊界處, 轄區間污染外部性隨著分權程度的增強而提升 (Silva&Caplan, 1977) 。Sigman (2004) 利用美國501個水質監測站點的數據發現, 美國水清潔法案賦予了州政府自己治理流域的權力, 然而這項環境分權的政策在執行中由于上游轄區向下游轄區“搭便車”轉移污染, 導致位于下游的州水質指數下降了4%。Lipscomb&Mobarak (2016) 利用巴西重新劃定縣界對污染水平的影響探討了這一問題, 巴西對縣界的頻繁區劃調整會改變水質監測站點與上下游縣邊界的距離, 以及兩個相鄰的站點間縣級行政邊界的數量, 從而改變一個地區污染行為的激勵, 發現隨著河流流向下游行政邊界, 水污染程度逐漸上升, 每接近下游行政邊界1公里, 污染水平上升2.1%, 并且隨著距離下游行政邊界越近, 水污染程度惡化的速度越快, 即污染函數的斜率遞增。
目前關于中國式財政分權下的環境績效研究主要集中在兩個方面:一是引發地方政府間稅收競爭, 導致地區間環境規制“競次”的現象。即分權使地方政府成為地方收入的剩余索取者, 并有了追求地方稅收最大化的積極性, 誘致地方政府放松環境準入和監管水平以吸引外資進入和增加稅收 (Qian&Xu, 1993) 。Ljungwall&Linde-Rahr (2005) 發現了中國經濟欠發達地區以犧牲環境為代價來引入外資的證據。劉建民等 (2015) 基于地級市數據發現財政分權程度的提高降低了地方政府對污染的監管力度, 導致地方環境監管上的“競次”。二是集中于關注分權下的環境外部性, 中國地方政府可以通過決定污染企業的選址, 從而影響污染行為的分布。李靜等 (2015) 發現了中國地方污染“邊界效應”的存在, 由于轄區交界處相對缺乏環境監管和治理, 造成轄區邊界處污染水平平均高于轄區內地區。Cai et al (2013) 發現, 中央2001年以來開始設立減排目標之后, 中國的省級地方政府通過將污染企業轉移至臨近下游的行政邊界處這樣的“策略性行為”, 減少本轄區的污染排放, 以應對中央環保監察。2001年之后省轄區內河流下游縣的水污染水平大約高出了30%, 原因在于下游縣污染產業的產值和新進入的水污染產業企業數量都顯著增加, 這意味著污染被轉移至下游地區。但也有少量研究支持中國財政分權有利于地區環境改善。比如譚志雄、張陽陽 (2015) 基于中國省級數據發現財政分權與環境污染排放呈負相關, 認為財政分權度高的地區擁有充足的環境治理資金, 因而可以有效控制并減少污染。而He (2015) 的研究則認為中國式財政分權對環境污染沒有顯著影響。
目前相關研究采用的數據主要集中于省級層面, 衡量財政分權的指標大多直接使用省級財政收入或支出占全國財政收入或支出的比重, 對財政分權的測度相對粗糙和內生, 同時財政分權對環境治理的具體影響機制也需要進一步探討。此外, 鮮有文獻在環境減排被納入地方考核的新時期下討論財政分權與環境治。
(二) “省直管縣”財政改革
“省直管縣”改革始于2004年, 由于自1982年開始推行的市管縣體制下“打破城鄉分割, 中心城市帶動農村經濟發展”的目標難以實現, 同時弊端不斷涌現, 尤其是分稅制改革以后, 地級市財權大幅減少, 將更多支出責任下放給縣級政府的同時, 截留、挪用中央和省級政府給予縣級政府財政補助的現象非常突出, 阻礙了縣域經濟的發展 (賈俊雪, 2015) 。在此背景下, 一些省份開始推行以簡化財政層級為核心的“省直管縣”財政體制改革。2003年改革在福建實驗, 2004年改革開始在安徽、河南、湖北試點, 2005年繼續推廣到河北、吉林、江西。2009年財政部發布《關于推進省直管縣財政改革的意見》, 全國除民族自治地區外, 要在2012年底前全面推進省直管縣財政改革, 截至2012年, 我國共涉及27個省份1052個縣進行了改革 (見圖1) 。
改革內容主要是在收支劃分、轉移支付、資金往來、預決算、年終結算等十個方面實現與省財政直接聯系：(1) 在收支劃分方面, 規范地市和縣的收支范圍, 縣級財政收入直接與省對接分成, 繞過地級市; (2) 國稅和地稅的收入目標直接下達到縣; (3) 體制補助的基數固定到縣; (4) 消費稅、增值稅以及所得稅基數返還的基數直接核準到縣, 并且增加比例; (5) 財政轉移支付直接下達到縣; (6) 財政結算同樣核算到縣; (7) 省財政直接確定各縣的資金留存比例, 預算執行中的資金調度由財政直接撥付到縣; (8) 各縣要求專項資金支持, 直接向省直主管部門和省財政廳申報, 省財政的專項補助資金由省財政廳直接分配并下達到縣; (9) 基金分成直接到縣; (10) 各項債務直接落實到縣。可以看出, 改革充分擴大了縣域財政收支的自主權。
國內學者十分關注財政“省直管縣”改革的績效, 目前文獻普遍認為改革擴大了縣域財政權力, 給縣域經濟帶來了更大的發展空間。Li et al (2016) 發現改革后縣級政府收入和轉移支付都顯著增加, “省直管縣”改革對縣政府財政起到了解困的作用。改革促進了縣域經濟增長 (才國偉、黃亮雄, 2010;左翔、袁淵, 2011) , 但縣域經濟增長中仍然對傳統要素保持較高的依賴 (趙海利, 2011) 。部分研究者開始逐漸關注“省直管縣”改革的負面影響。胡彬、胡晶 (2016) 重點研究了“省直管縣”財政改革對省、市、縣三者之間博弈關系的改變, 改革加劇了縣域之間的經濟競爭, 同時可能激化縣市之間利益沖突, 省縣財政對接后市無法再留存省對縣的轉移支付, 原先市管縣體制下可以分享的稅源也大量減少。才國偉等 (2011) 發現改革對地級市財政收入和財政支出均出現了一定的抑制作用, 這意味著改革可能會使周邊縣市利益受損。陳思霞、盧盛峰 (2014) 的實證研究發現改革導致公共服務支出不足, 試點縣在改革后增加了基礎設施建設支出, 但教育、科技、醫療衛生等民生性支出都出現了不同程度的下降。Li et al (2016) 的實證研究發現“省直管縣”財政改革增加了土地出讓中的腐敗, 盡管“省直管縣”改革中并未涉及土地銷售的內容, 但改革后行政層級的扁平化增加了省政府監管縣級政府的難度。在經濟租金的激勵下, 試點縣政府會更多地通過私下談判來處理土地。
三、機制分析與假說
(一) “省直管縣”財政改革與環境治理
“省直管縣”財政改革對地方環境治理產生了影響。作為一項在基層政府權力擴張與財政管理分權深化上的巨大創新的政策, 財權下放直接擴大了縣政府財政收入和支出的決策權限。根據經典分權理論, 地方政府對地方污染信息了解更加充分, 在分權到縣的情形下, 縣級政府應當能夠更有效率地提供環境治理公共物品 (Musgrave, 1960;Oates, 1972) 。然而, 在中國情景下, 地方政府并不受轄區居民“政治選票”的約束, 反而, 中國垂直的政治管理體制決定了地方官員行為更多地受到上級政府政治考核目標的激勵 (王永欽等, 2007;傅勇、張晏, 2007) , 地方政府并不一定把地方居民福利最大化作為目標。同時, 戶籍制度的約束也阻礙了地方居民通過“用腳投票”的方式對政府環境公共物品的提供顯示偏好。這意味著分權對于環境治理的正向作用很難發揮。
另外, 省直管縣財政分權改革還會從兩個方面對環境治理產生負面影響。第一, 影響試點縣的財政支出結構, 改革縣獲得新增財力后可能更加傾向于生產性支出, 而忽視包括節能環保支出在內的民生性支出, 導致環境治理投入不足。第二, 省直管縣改革會強化縣市間縱向競爭和縣級之間的橫向競爭, 加劇了市場分割與行政壁壘, 不利于跨區域間協同治理環境。因此, 本文提出:
假說1:總體上而言, 省直管縣財政分權改革對地區環境影響可能為負。
(二) 中國式財政分權影響財政支出結構
第二代財政聯邦主義理論認為, 在中國式財政分權中, 地方政府在經濟增長中扮演了“保護之手”的角色 (Weingast, 1995;Jin&Zou, 2005) 。保護市場的動機與官員晉升激勵相互嵌入, 出于經濟增長和財政收入擴張的需求, 同時中央政府的晉升考核中重點關注GDP、財政收入和基礎設施等硬性量化指標, 導致地方官員在任期內更加熱衷于“政績工程”的生產性領域投資與“建設性財政”, 而較少投資于教育、衛生、環境等公共服務領域 (周黎安, 2007;尹恒、朱虹, 2011) 。
對于縣政府來說, 省直管縣財政改革之前, “市管縣”體制下縣級基層官員決定轄區內經濟發展事務的權力有限, 財政資金由市直接撥付, 同時面臨著“市刮縣、市卡縣”的問題, 調整財政支出結構的空間比較小。而“省直管縣”財政分權改革后, 財政資金直接由省到縣, 被直管的縣 (市) 轄區不再需要與地級政府共享稅收收入, 并且擁有更多的經濟事務管理的自由裁量權 (陳思霞、盧盛峰, 2014) 。相對于環境、教育、醫療衛生等民生性財政支出, 基礎設施投資等生產性支出能夠快速提高地區經濟發展水平, 擴大縣政府稅基 (陶然等, 2009) , 因此, 省直管縣改革試點縣在財政支出行為上可能會表現為利用新增加的財力更多地進行基礎設施投資建設, 而忽視轄區內公共服務包括節能環保方面的供給, 從而對地方環境造成負面影響。因此, 本文提出:
假說2:省直管縣財政改革試點縣財力增加后, 更加傾向于生產性財政支出, 而相對忽略了環境等領域的公共服務支出。
(三) 市場分割不利于環境治理
環境作為準公共物品具有外部性, 因而環境治理涉及跨區域協作。已有大量研究表明中國地區競爭與市場分割帶來的環境效率損失:由于轄區間缺乏監管、信息通報機制和補償措施, 上游地區傾向于在污染排放上向下游“搭便車”, 導致流域治理的公地悲劇。李靜等 (2015) 基于中國九大水系重點斷面數據, 發現中國流域污染存在較為明顯的“邊界效應”, 轄區交界處由于缺乏監管, 邊界監測點的污染水平比非邊界監測點污染水平高出許多。胡若隱 (2006) 認為, 在地方分割狀態下, 水污染治理存在邊際成本上升的趨勢, 而治理的收益又不會集中在一個轄區內, 最終導致單一地方政府無法承擔巨大的治理成本, 跨界水污染治理失效后果嚴重。
“省直管縣”財政分權改革強化了縣級政府之間的橫向競爭和地級市政府之間的縱向競爭, 加劇了市場分割帶來的環境效率損失。一方面, “省直管縣”財政改革會對試點周邊縣產生負外部性, 從而加劇縣域之間的競爭。試點縣分權以后的經營環境更加優越和寬松, 能把周邊縣的一些企業吸引過來, 從而加劇了與周邊縣之間的資源競爭。才國偉等 (2011) 發現省直管縣導致試點縣周邊縣轉移支付額度降低。財政分權還會使地市警惕下一步的財政分權計劃, 在下一步財政分權政策出臺之前加大對非財政省直管縣的擠壓 (劉沖等, 2014) 。另一方面, 改革縣縣域實力較強, 財權下放后更加希望保持自身的獨立性。“省直管縣”財政改革會加劇市縣之間的縱向競爭關系, 導致產業布局難以協調統籌, 環境共同治理更加困難。因此, 本文提出:
假說3:省直管縣財政改革通過強化縣市間縱向競爭和縣級之間橫向競爭加劇了市場分割, 不利于跨區域的環境協同治理。
四、實證模型與數據來源
(一) 實證策略
本文主要以“省直管縣”財政體制改革構造嚴格的外生分權變量, 檢驗財政分權對環境治理的影響?，F有研究中大多直接使用省級財政支出占中央財政支出的比重構造分權指標, 這種構造方式比較粗糙, 容易產生反向因果和遺漏變量等內生性問題。對此, “省直管縣”財政改革作為一項財權下放到縣的改革, 為厘清上述問題提供了良好的研究視角。
傳統的DID自然實驗方式要求對樣本設置統一的實驗組別虛擬變量和實驗時間虛擬變量, 而中國“省直管縣”改革采取了漸進式、逐步式的實施方式, 不同省份之間及省份內部各縣 (市) 在推行改革的時間選取上都存在差異, 無法對存在改革時點差異的全樣本設置統一的改革時點虛擬變量。本文的實證策略借鑒了Hoynes et al (2011) 對“自然實驗”的變換方式, 直接將實驗組別虛擬變量和實驗時點虛擬變量的交叉項納入回歸模型中, 回歸方程如下:
其中, yi, t是觀測站點i在第t周的河流水質數值;Policyi, t為改革的虛擬變量, 如果觀測站點i所在縣 (市) 在t周進行了“省直管縣”財政體制改革賦值為1, 反之則賦值為0。controli, t是一組控制變量, 包含站點所在地的地理特征, 如平均溫度、平均降雨量、初始污染水平、是否為國/省界監測點, 我們還進一步控制了觀測點所在省份與縣域的社會經濟因素。比如該觀測點所在省份經濟增長率, 省長的年齡、省委書記的年齡, 站點所在縣的第一產業、第二產業產值增加值, 縣規模以上工業企業總產值等。由于污染是累積和連續的過程, 我們控制了站點的上游省份。μi刻畫了不隨時間變化的站點個體固定效應, 從而消除一些觀測站點固有不變的特征差異對估計結果的影響。λt是不隨個體變化的時間固定效應。同時, 我們還控制了水系固定效應、年份×水系以及年份×水系×月份層面的固定效應。
本文感興趣的估計系數是β, 它表示省直管縣財政改革對該地區周邊水質影響的平均效應。由于政策非隨機可能造成選擇偏誤問題, 導致估計結果有偏, 后文將采用傾向得分匹配法 (Propensity Score Matching) 對政策選擇標準變量進行設定來解決這個問題。我們做了一系列穩健性檢驗:考慮到浙江省一直采用省管縣的財政體制, 剔除了浙江省境內水質監測站的特殊樣本;考慮到省界污染效應, 進一步剔除了所有位于省界的觀測點;考慮到南水北調工程在觀測期間對水質的影響, 進一步剔除了工程經過的水質監測站點;考慮了“河長制”的實施對河流治理模式的影響, 因此排除了位于“河長制”試點區域的站點。此外, 本文的實證結果中分別匯報了化學需氧量 (COD) 濃度和氨氮 (NH) 濃度兩項指標反映水質變化情況, 以保證估計結果的穩健性。
(二) 數據來源
1. 河流水質數據。
本文使用的2004-2014年國家主要流域河流水質周觀測數據來源于環保部網站, 涵蓋了松花江、遼河、海河、淮河、黃河、長江、珠江、錢塘江、閩江在內的全國9個主要流域。納入樣本的監測站點在逐年增加, 目前大致穩定在100個以上水站, 分布在全國25個省 (自治區、直轄市) , 水污染監測指標包括pH (表征水體酸堿性) 、化學需氧量 (COD) 、溶解氧 (DO) 、氨氮 (NH) 、電導率、濁度、水溫及高錳酸鉀指數等。
2.“省直管縣”財政改革數據。
關于省直管縣改革的信息來源于中華人民共和國民政部網站, 其中詳細記錄了每年縣級以上行政區劃變更情況。本文將“省直管縣”財政改革信息與河流水質檢測站點所在縣 (市) 進行匹配, 一共有55個站點所在地在2004-2014年進行了“省直管縣”財政體制改革。表1列舉了部分匹配站點信息。
3. 控制變量。
選擇控制變量的目的是控制其他因素對河流水質的影響。本文控制了站點所在地的地理特征, 如平均溫度、平均降雨量、初始污染水平;站點性質方面, 我們控制了是否為省界站點, 是否為國界站點, 數據來自環保部網站。我們控制了觀測點所在省份與縣域的社會經濟因素, 比如該觀測點所在省份經濟增長率, 省長的年齡、省委書記的年齡數據來自各省政府網站信息, 還有站點所在縣的第一產業、第二產業產值增加值, 縣規模以上工業企業總產值等, 數據來源于2004-2014年《中國縣市社會經濟統計年鑒》。由于污染是累積和連續的過程, 我們控制了站點的上游省份。表2給出了描述性統計量, 從中可以看出約33%的站點所在地經歷了“省直管縣”財政體制改革。
五、實證結果分析與討論
(一) “省直管縣”財政改革影響環境治理的基準回歸
表3匯報了基準回歸的結果, 我們分別采用化學需氧量 (COD) 濃度和氨氮 (NH) 濃度作為被解釋變量, 根據《第一次全國污染普查公告》, 中國河流主要污染來源于工業排放, 主要污染物產生量中化學需氧量 (COD) 和氨氮 (NH) 的排放量占總量的98%以上。COD和NH的數值越大, 說明水體污染越嚴重。表3中第 (1) (2) 列顯示了全樣本回歸結果, 其中控制了初期污染水平、監測站點地理特征以及省份經濟特征。和我們的預期一致, 無論是用COD還是NH作為水質變化指標, “省直管縣”財政改革的系數都顯著為正。表3中第 (3) (4) 列我們添加了關于站點上游省份、站點是否位于邊界處的控制變量以及一系列固定效應, 包括水系、站點、年份、周度、年份×水系、年份×水系×月份的固定效應。改革的估計系數從2.321和0.198變化為1.764和0.105, 并仍然顯著為正。表3中第 (5) (6) 列篩選出縣級子樣本, 即縣和縣級市的樣本進行回歸, 同時進一步控制了站點所在縣的經濟特征, 省直管縣財政改革的系數略微增大為3.348和0.234, 且仍然在1%的水平上顯著為正。這意味著, 相對于沒有納入試點范圍的地區, 進行“省直管縣”財政改革的區域水質出現了明顯惡化, 河流中化學需氧量和氨氮污染物指標顯著上升。
控制變量顯示, 初期污染水平越高的地區, 后期水污染越嚴重, 這說明環境污染是一個累積、連續的過程;省份經濟增長越快, 河流中NH的排放量越高, 這與競爭性假說一致, 在過去以地方GDP為標尺的晉升考核機制下, 地方政府為取得短期競爭優勢, 競相在資源供給和環境標準上降低價格或門檻, 甚至誘導企業過度利用環境資源, 導致對資源環境的“逐底競爭”;而COD在2006年初實施的“十一五”規劃中已被納入約束性考核指標中, 減排完成情況與地方政府考核和官員晉升直接掛鉤, 因此經濟增長越快的省份COD排放反而越低。盡管后期NH在“十二五”規劃中被納入了考核指標, 但與我們選取的樣本期間重疊較短, 因此我們觀測到的經濟增長和NH排放量仍然是正向關系。縣域經濟特征的控制變量顯示, 第一產業增加值越大, 地區水質狀況越好, 而第二產業增加值與地區水質狀況呈負向顯著的關系。
我們對表3中第 (7) (8) 列進行了以下穩健性檢驗: (1) 剔除浙江省的樣本。由于浙江省一直實行省管縣財政體制, 即使是在1983年“市管縣”改革中也沒有改變財政省管, 仍然保留了市縣各自對省負責的財政制度。因此, 我們排除了浙江省的樣本, 以避免可能存在的對政策效果的低估。 (2) 進一步剔除南水北調沿線的水質監測站點。南水北調工程對沿線生態環境帶來了變化, 也會影響沿線河流的水質, 同時, 南水北調工程的水質一直受到政府和媒體的大量關注, 相關防治和治理措施導致水質變化。 (3) 剔除省界樣本。李靜等 (2015) 的研究表明, 中國河流存在明顯的“行政邊界效應”, 即行政邊界由于缺乏監管和治理, 污染水平往往大于行政內部區域, 為了排除“邊界效應”對估計結果可能的干擾, 我們進一步剔除了位于省界的水質檢測樣本。 (4) 排除位于“河長制”試點區域的站點。2007年起源于無錫市之后又在其他部分區域開展試點的“河長制”通過加強問責與聯防聯控的方式改變了河流治理模式, 因此我們剔除了位于“河長制”試點區域的站點。在排除以上四類情形干擾后, 我們發現估計結果十分穩健, 關鍵解釋變量系數的符號和顯著性都和前文保持一致。通過上述一系列實證分析可以得出:“省直管縣”財政體制改革, 作為一項大范圍的財政分權改革, 給地方環境治理造成的負向效應大于正向效應, 成為地方在協同治理水污染的“阻力”。
(二) 改革可能非隨機的討論
“省直管縣”改革試點選取從經濟總量上考慮可能并非隨機, 往往傾向于選擇經濟強縣或者貧困縣 (陳思霞、盧盛峰, 2014) 。幸運的是, 試點的選擇對于當地污染水平來說相對外生, 但為了盡可能減少潛在的選擇偏誤問題, 我們采用了兩種方法對可能造成選擇偏誤的改革標準進行處理:第一種方法是采用傾向得分匹配法, 依據改革選擇標準將改革縣與非改革縣進行匹配, 使兩組特征盡可能相似, 然后利用對照組盡可能地模擬出處理組的反事實狀態, 即未進行省直管縣改革, 比較縣在進行改革和不進行改革這兩種對立情形下的環境績效差異。第二種方法是參考Li et al (2016) 在回歸方程中對政策選擇標準進行設定的方式, 來控制選擇標準對結果造成的偏誤, 具體而言進行了三類設定: (1) 設定改革選擇標準變量與時間三次多項式的交互項, 從而假定選擇標準對因變量的影響遵循特定的時間趨勢。 (2) 設定改革選擇標準與省直管縣改革前后的虛擬變量交互項, 從而允許選擇標準對因變量的影響在改革前和改革后存在差異。 (3) 設定改革選擇標準與年份虛擬變量的交互項, 從而更加靈活地控制了選擇標準對因變量影響的時間作用。
由于各省選擇省直管縣的具體標準不統一, 本文參考了Li et al (2016) 總結的22個省份在2003-2012年三次大規模撤縣設區試點的選擇標準。比如四川省將經濟發展水平、財政狀況、產業結構以及城市化水平作為選擇標準, 而陜西省則傾向于選擇貧困縣, 貴州省則傾向于選擇主要糧食、油料生產縣或者生態縣。總體而言, 人口特征、經濟狀況、產業結構以及縣域財政狀況都是影響是否被選為試點縣的重要變量。因此, 我們匹配了位于縣級行政單位的水質監測站與2004-2014年的《中國縣市社會經濟統計年鑒》, 結合數據可得性, 選擇了縣的人口規模、第一產業增加值、第二產業增加值、財政缺口四項指標作為傾向得分的匹配標準。
我們首先使用Logit模型并結合影響試點的變量, 計算每個縣進行財政省直管縣的概率以獲得傾向匹配得分, 然后再依據得分進行最鄰近匹配 (Nearest Neighbor Matching) (Abadie&Imbens, 2006, 2011) , 即從非改革組中找出與改革組的匹配變量距離最近的新樣本組成新的對照組, 與改革組進行配對。傾向得分匹配平衡性檢驗結果顯示 (限于篇幅未報告, 備索) , 匹配后處理組和控制組變量的標準化均值差距 (2) 大幅降低, 這意味著可能造成選擇性偏誤的個體特征差異得到了大幅消除, 配對樣本具有高度相似性。T檢驗結果同樣表明, 匹配后處理組和參照組各變量均不存在顯著差異。表4第 (1) (2) 列中展示了傾向得分匹配后的估計結果, 我們關注的核心解釋變量, 也就是“省直管縣”財政改革系數估計系數仍然顯著為正, 與前文基礎估計結果基本一致。
另一種解決改革非隨機造成的選擇性偏誤的方法是對政策實施的一系列標準進行設定 (Li et al, 2016) 。本文選擇的省直管縣財政改革實施標準變量與前面傾向得分匹配變量一致, 包括人口規模、第一產業增加值、第二產業增加值、財政缺口在內的一系列變量。表4中, 第 (3) (4) 列在回歸方程中添加了改革選擇標準變量與時間三次多項式的交互項, 以假定選擇標準對因變量的影響遵循特定的時間趨勢;第 (5) (6) 列設定了改革選擇標準與省直管縣改革前后的虛擬變量交互項, 從而允許選擇標準對因變量的影響改革前和改革后存在差異;第 (7) (8) 列設定了改革選擇標準與年份虛擬變量的交互項, 從而更加靈活地控制了選擇標準對因變量影響的時間作用;第 (3) ~ (8) 列回歸結果顯示, 在對政策選擇標準進行不同設定的情況下, 核心解釋變量“省直管縣”財政改革的系數大小略有變化, 但符號和顯著性都與前文保持一致。因此, 綜合基準模型結果, 可以初步判斷, “省直管縣”財政體制改革會對所在地河流水質產生顯著的負面影響, 以上結果為假說1提供了支持。
(三) 機制分析的實證結果
要找到“省直管縣”財政試點改革如何導致水質污染指標升高的原因, 需要進一步了解試點改革后地方經濟增長方式的變化、政府支出傾向變化等信息。因此, 本文匹配了2004-2014年行政區劃調整信息與《中國縣市社會經濟統計年鑒》, 根據水質監測站點所在縣市的經濟社會發展狀況相關數據做進一步分析。我們認為, 省直管縣這項財政分權政策導致改革區域環境質量惡化的主要原因在于: (1) 改革縣獲得財力增加后更加傾向于生產性支出, 而忽視了包括節能環保支出在內的民生性支出; (2) 省直管縣加劇了轄區間博弈, 縣市間縱向競爭和縣級之間橫向競爭, 均不利于環境協同治理。
1. 財政支出偏向生產性部門, 導致粗放型經濟增長方式。
分權改革前, 由于基層政府財政比較困難, 基層官員決定轄區內經濟發展事務的權力有限, 財政資金在滿足財政供養人口等剛性支出后, 調整財政支出結構的空間比較小。而“省直管縣”財政分權改革后, 財政資金直接由省到縣, 被直管的縣 (市) 轄區不再需要與地級政府共享稅收收入, 并且擁有更多的經濟事務管理的自由裁量權 (陳思霞、盧盛峰, 2014) 。相對于環境、教育、醫療衛生等民生性財政支出, 基礎設施投資等生產性支出能夠快速提高地區經濟發展水平, 擴大縣政府稅基 (陶然等, 2009) , 因此, 省直管縣改革試點縣在財政支出行為上可能會表現為利用新增加的財力更多地進行基礎設施投資建設, 而忽視轄區內公共服務比如節能環保方面的供給, 這種投資和基建拉動的粗放型發展方式可能導致地方環境質量的惡化。本文將結合改革縣的財政支出、固定資產投資以及第二產業產值變化情況進行驗證。
縣市社會經濟統計年鑒中沒有直接提供縣域在環境與基礎設施方面投入的信息, 結合數據可得性, 本文摘取了2014年廣東省納入省直管縣財政試點第四批范圍的9個縣在各縣政府網站上公開的財政預決算信息, 比較了這些試點縣在改革前1年至改革后3年的財政支出中節能環保與交通運輸支出的變化情況 (圖3) 。可以大致觀察到, 改革前1年改革縣節能環保支出與交通運輸支出絕對值差別不大, 但在省直管縣財政改革后, 改革縣節能環保支出的絕對數和增長幅度都遠遠小于交通運輸支出, 并且這種趨勢持續至改革后的幾個年份中。這說明改革縣存在傾向于利用新增財力投資于生產性部門, 而相對忽略環保部門投入的財政支出偏向問題。
我們實證驗證了“省直管縣”財政改革對試點縣產業結構和固定資產投資的影響, 表5的 (1) (2) 列結果顯示, 財政分權顯著增加了試點縣第二產業產值與固定資產投資額, 相對于非“省直管縣”改革試點縣, 改革縣第二產業增加幅度大約為1.7%, 固定資產投資額增加了2.3%左右?；貧w結論進一步證明了我們的觀點:縣政府財力擴大之后, 投資于短期內經濟績效顯著的生產性領域成為了首要選擇, 在顯性量化的考核晉升機制中, 基層官員發展經濟的激勵一直都在, 粗放型的發展模式短期內仍然難以改變, 財政分權在這一渠道上會對環境績效產生負面的影響。以上結果為假說2提供了支持。
2. 省直管縣加劇了市場分割, 轄區間博弈不利于環境協同治理。
已有研究證明我國地方競爭與市場分割對環境治理的負面影響 (Cai et al, 2016;李靜等, 2015) 。由于環境治理具有準公共物品的性質, 因此需要跨區域間協同治理, 而我國實行環境治理的屬地原則, 行政分割狀態下各轄區追求本轄區內利益最大化, 盡量將污染危害外部化, 這就會導致污染治理失效 (胡若隱, 2006) ?！笆≈惫芸h”財政分權改革進一步強化了縣級政府之間的橫向競爭及其與地級市政府之間的縱向競爭。一方面, “省直管縣”財政改革試點縣分權以后的經營環境更加優越和寬松, 因此可能把周邊縣的一些企業吸引過來, 從而與周邊縣資源競爭更加激烈。此外, 分權可能產生稅收競爭, 使擁有更大財政權力的縣獲得更多的優勢, 而沒有試點的周邊縣由于地方保護而受到影響 (劉沖等, 2014) 。我們將改革啞變量賦值給試點縣鄰近的縣, 表5中第 (3) 列給出了外部性的檢驗結果, 可以看出財政分權使周邊縣的財政收入增長率下降, 對周邊縣經濟發展產生負外部性。類似地, 才國偉等 (2011) 發現省直管縣財政試點的周邊縣轉移支付額度更低。這說明, 省直管縣通過強化縣之間橫向競爭加劇了市場分割。
另一方面, 中國行政體制下, 行政等級更高的城市在獲取財政、金融、土地等各類資源上有先天優勢, 市在縣財政分權后會更加警惕下一步分權計劃 (劉沖等, 2014) , 而進行了“省直管縣”財政改革的下轄縣縣域實力較強, 財權下放后更加希望保持自身的獨立性?！笆≈惫芸h”財政改革會加劇市縣之間的縱向競爭關系, 導致產業布局難以協調統籌, 環境共同治理也更加困難, 這種沖突往往在強市強縣之間表現得更加明顯。表5中第 (4) 列引入了“省直管縣”財政改革與強市 (虛擬變量, 站點所在縣上屬市為副省級城市或者省會城市=1, 否則為0) 的交互項, 結果顯示, 對于上屬地級市為強市的縣, 由于市縣利益摩擦帶來的非合作博弈, “省直管縣”改革帶來的水質惡化更加明顯。
如果以上分析成立, 那么污染越嚴重的區域, 省直管縣財政改革加劇市場分割造成的環境治理負面效果越明顯。我們分別從上下游差異和污染水平差異來驗證這一渠道, “省直管縣”財政改革打破了原有的“市管縣”體制, 導致改革區域河流流經的管轄邊界越多, 市場分割越嚴重。由于上游轄區可以將污染源安置在轄區邊界處, 從而將污染轉移至下游, 因此, 我們預期下游區域污染累計擴散更加嚴重, 轄區分割下污染轉移動機更強, 財政分權改革給下游區域造成的污染效應更加明顯。為此, 我們截取了長江流域的子樣本, 通過添加“省直管縣”財政改革與下游站點 (虛擬變量, 下游站點=1, 非下游站點=0) 的交互項, 來觀測改革在下游地區的污染效應, 表5中第 (5) 列證實了我們的判斷, 交叉項符號顯著為正。類似地, 我們預期區域污染水平越嚴重的地區, 省直管縣對環境的負面效應越明顯。按照環保部網站上公布的《環保部水污染防治工作簡報》中界定的水污染行業 (造紙、制革、印染、染料、煉焦、煉油、電鍍、農藥等) , 本文從CCER中國經濟金融數據庫上搜集了2004年各省份嚴重水污染行業的產品產值, 包括布產量、機制紙和紙板產量、卷煙產量、原煤產量、原油產量、發電量產量、農用氮、磷鉀化學肥料產量等, 通過排名篩選出水污染比較嚴重的省份, 在表5中第 (6) 列引入“省直管縣”財政改革與污染嚴重 (虛擬變量, 站點位于污染嚴重的省份=1, 其他省份=0) 的交互項, 用來捕捉污染嚴重地區與非嚴重的區域改革效應之差, 結果顯示, 在污染嚴重的區域, 財政分權導致的環境協調治理失靈更加嚴重。以上結果為假說3提供了支持。
(四) 進一步討論:新環境政策與財政分權的“污染效應”
近年來, 中央政府已經實施一系列的環保政策, 嘗試改變以往唯GDP為標尺的地方激勵法, 把節能減排目標完成情況與地方考核直接聯系起來。2001年“十五”規劃首次將環境保護和污染治理提升至國家戰略, 2006年初實施的“十一五”規劃首次明確指出要將化學需氧量 (COD) 的排放總量減少10%, 從而將主要污染物排放納入約束性考核指標中, 使指標完成情況與地方政府考核和官員晉升直接掛鉤?！笆濉币巹澾M一步提出了將氨氮 (NH) 排放量下降10%作為新的約束性指標。排污目標由中央分配到各個省份, 省政府又細分到市縣。為了考察新環境政策約束下的改革效果, 我們在回歸模型中分別引入了“省直管縣”財政改革與“十一五”“十二五”規劃的交互項。其中, “十一五” (2006年以前=0, 之后=1) 、“十二五” (2011年以前=0, 之后=1) 規劃為政策虛擬變量, 表6匯報了檢驗結果。表6 (1) (2) 列匯報的是全樣本估計結果, (3) (4) 列匯報的是縣級樣本的估計結果, (5) (6) 列匯報的是PSM-NNM匹配的估計結果。
估計結果表明, “十一五”“十二五”規劃的系數都顯著為負, 整體減排效果十分明顯, “十一五”規劃后水質監測站點的COD平均水平顯著下降, “十二五”規劃后水質監測站的NH水平也顯著下降, 說明在節能減排目標與地方考核相結合的環境政策下我國河流平均水質有了明顯的改善。
我們關注的核心是“省直管縣”財政改革與“十一五”“十二五“的交互項, 交叉項系數均顯著為正, 說明新環境政策下盡管河流平均水質顯著改善, 但相對于非試點區域, “省直管縣”財政改革試點區域的水質仍然較差?？赡艿脑蛟谟? 盡管設立節能減排目標的方式能夠加大對地方環境的問責, 但同時也強化了各地政府污染轉移的強化意識, 環境“屬地管理, 分級負責”的管理方式盡管對強化本轄區內環境監管有意義, 但對跨區域協同治理卻很難發揮作用。硬性減排指標納入地方考核盡管會形成地方對環境問責的約束, 然而從本質上沒有改變地方政府的發展目標和地方官員作為代理人的晉升目標, 即地方政府仍然是發展型而非服務型政府。同時, 由于信息不對稱、中央遠離地方信息源等問題的存在, 中央向各省設定的節能減排指標及省級政府向下分配的指標很可能會偏離最優污染治理水平?？偠灾? 本文論述的財政分權造成環境治理效率損失的兩條渠道, 在硬性減排指標被納入地方考核的“新環境政策時期”下仍然存在, “省直管縣”改革縣財力擴大后重生產性支出輕節能環保等公共服務, 和“省直管縣”改革后強化縣市間縱向競爭和縣級之間橫向競爭從而加劇了市場分割, 這兩條不利于環境治理的渠道并沒有隨著中央設定硬性減排指標而改善或消失。
六、結論與政策啟示
本文采用了2004-2014年國家主要流域河流水質監測站點的周觀測數據, 以2004年以來分批試點的“省直管縣”財政改革作為準自然實驗, 研究了財政分權對環境治理的影響。研究發現, 相對于沒有納入試點范圍的地區, 進行“省直管縣”財政改革的區域水質出現了明顯惡化, 河流中化學需氧量和氨氮污染物指標顯著上升。進一步結合縣市社會經濟統計數據發現, 改革試點縣在財政自主權擴大后, 傾向于利用新增加的財力更多地進行基礎設施投資建設等生產性支出, 而忽視轄區內包括環境在內的公共服務方面的供給, 這種粗放型發展方式可能導致地方環境質量的惡化。另外, “省直管縣”分權改革也進一步強化了縣級政府之間的橫向競爭及其與地級市政府之間的縱向競爭, 加劇了市場分割, 導致區域間更加難以統籌協調, 環境公共治理提供不足?！笆晃濉币巹澮詠碇醒朐O立了明確的減排目標并與地方問責結合起來, 新環境政策約束下盡管河流平均水質顯著改善, 但“省直管縣”財政分權的污染效應仍然存在。原因是硬性減排指標納入地方考核盡管會形成地方對環境問責的約束, 然而在本質上沒有改變地方政府的發展目標和地方官員作為代理人的晉升目標, 同時也會強化各地政府污染轉移的意識, 環境“屬地管理, 分級負責”管理方式下跨區域協同治理難以達成。據此, 本文給出如下政策建議：
第一, “省直管縣”財政體制改革在發展縣域經濟的同時, 也要注重統籌區域發展、合理布局產業。從本文的研究來看, 財政權力下放可能對試點周邊縣和地級市發展產生負外部性, 行政層級博弈不利于環境的協同治理。因此, 本文建議要加強試點縣與原隸屬地級市在土地利用和城鄉規劃、基礎設施建設、公共服務等方面的統籌協調, 實現重大公共基礎設施共建共享、優勢互補、共同發展, 構建互利雙贏的新型市縣關系。同時注重與周邊縣市形成互補型產業格局, 避免轄區間大量的低水平重復建設和招商引資的惡性競爭。
第二, 分權的同時要創新地方績效考核制度, 長遠來看, 本質上要建立起官員與地方居民福利之間激勵相融的有效機制。從本文研究結果來看, 財權下放后, 試點縣傾向于利用新增財力更多地進行基礎設施投資建設, 而輕民生性服務的供給。因此, 我們建議在分權體系中對地方考核晉升激勵進行適當調整, 防止政府簡單以增長為導向的低效競爭, 除了加強官員對環境的問責之外, 注重加強地方居民福利在官員績效考核中的權重, 避免環境等公共物品供給由于短時間任期內難以見效而被忽略。
第三, 解決地方保護主義對環境監測檢查執法的干預, 特別要注重統籌跨區域、跨流域環境管理的問題。強化部門聯動, 要協調社會經濟發展目標和環境保護問題, 注重地方政府綜合管理與協調配合。水污染治理方面要聯防聯控, 繼續加大推行河長制流域管理辦法, 環保、財政、國土、交通、農業等部門要密切配合、協調聯動, 切實強化流域綜合規劃工作。
當然, 近兩年來我國在環境治理上進行了大力改革與創新, 尤其是2016年頒布的環保機構監測監察執法垂直管理制度與全面推行河長制的意見, 這兩項政策在制度設計上都致力于加強環境問責與跨區域環境治理的聯防聯控, 這意味著今后環境治理的監管模式和政府參與方式都會發生變化, 本文的研究并未包含這一時期, 這方面還有待今后繼續深入研究。
作者單位：華中科技大學經濟學院
注釋參考文獻：略
中國鄉村發現網轉自：《經濟學動態》2018年第1期
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