周靖 胡秋紅

摘要：環(huán)境保護問題是當今世界各國面臨的共同任務，對發(fā)展中國家來說尤其如此。相關研究表明，對外開放與環(huán)境質量呈正相關關系，財政分權與環(huán)境質量呈倒U型關系，對外開放和財政分權的交叉項與環(huán)境污染呈負相關關系，且這種影響存在明顯的地區(qū)異質性。環(huán)境污染具有較強的負外部性，僅僅依靠市場機制可能會出現(xiàn)過度排放和過度污染，解決環(huán)境污染這類市場失靈問題是政府的職責和義務。我國并沒有成為對外開放的“污染天堂”，反而對外開放度的提高還能起到減緩環(huán)境污染的作用，因此需要進一步擴大對外開放度，制定合理科學的環(huán)境保護政策并強化其執(zhí)行力度，促進環(huán)境污染問題得到真正的改善。

關鍵詞：對外開放；財政分權；環(huán)境污染治理；生態(tài)文明建設

基金項目：國家社會科學基金青年項目“我國區(qū)域生態(tài)文明建設協(xié)調發(fā)展的戰(zhàn)略調整與政策選擇研究”（13CKS021）

中圖分類號：F205 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2018）03-0045-06

一、引言

環(huán)境保護問題是當今世界各國面臨的共同任務，對發(fā)展中國家來說尤其如此。我國目前正處在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加速發(fā)展時期，對資源的需求增大，污染排放增加，資源節(jié)約和環(huán)境保護形勢嚴峻。對外開放究竟在何種程度上影響一國環(huán)境狀況已成為學術界的熱點之一，同時也成為政府制定相關政策的重要依據(jù)。與此同時，1994年分稅制改革后，中央政府對地方政府授予的相關權利越來越多，在一定程度上是否會對環(huán)境保護起到一定的作用同樣也是學術界關注的焦點。

由于研究方法、研究樣本等不同，對外開放與環(huán)境污染關系的現(xiàn)有研究結論呈現(xiàn)差異化。有的研究認為對外開放加劇了環(huán)境污染程度①，因為根據(jù)“污染天堂”假說，對外開放對發(fā)達國家、發(fā)展中國家環(huán)境質量的影響效應呈現(xiàn)異質性，國際貿易的開展使得發(fā)達國家更易于將污染密集產(chǎn)業(yè)轉移到發(fā)展中國家，從而可能會加劇發(fā)展中國家的環(huán)境惡化問題②；也有的研究認為，對外開放有助于改善環(huán)境污染，即對外開放通過正的技術外溢效應而間接影響到環(huán)境污染排放③；也有的研究認為對外開放對環(huán)境污染的影響不確定④。

而針對財政分權與環(huán)境污染之間的關系研究，結論同樣呈現(xiàn)差異化。有的認為財政分權加劇了環(huán)境污染⑤，理由是為增長而競爭的晉升錦標賽使得地方政府的財政支出偏向于經(jīng)濟建設，從而環(huán)境污染加?、?；財政分權有助于改善環(huán)境污染，認為分權使地方政府的財政支出偏向于環(huán)保支出，從而改善了環(huán)境污染⑦；財政分權對環(huán)境污染影響不顯著⑧。學者們逐漸意識到財政分權與環(huán)境污染的關系可能并不是簡單的線性關系，而是非線性關系，但針對非線性關系的研究文獻相對較少，較具代表性的研究有劉建民等（2015）利用PSTR模型探究財政分權對環(huán)境污染的非線性影響⑨。

本文擬從理論建模與實證研究兩個角度探究對外開放、財政分權對環(huán)境污染的影響，特別是財政分權對環(huán)境質量具有倒U型的非線性影響。當財政分權度較小時，財政分權有助于環(huán)境質量的提高；當財政分權度超過一定臨界值時，財政分權將抑制環(huán)境質量的提高。在實證檢驗部分，本文不僅對理論推導結果進行了檢驗，還進一步探究對外開放與財政分權的交叉項如何影響環(huán)境污染及其可能存在的地區(qū)異質性問題。

二、理論模型建構

現(xiàn)有文獻中，Davoodi和Zou（1998）提出了財政分權對經(jīng)濟增長影響的理論模型⑩。本文的理論模型借鑒其思想，經(jīng)進一步擴展，推導出對外開放、財政分權作用于環(huán)境質量的理論框架。具體而言，本文將Davoodi和Zou模型的三級政府擴展為二級政府；在生產(chǎn)函數(shù)里引入環(huán)境污染強度與對外開放度兩個變量；在效用函數(shù)里引入環(huán)境質量變量。模型的生產(chǎn)函數(shù)由物質資本存量k、中央政府財政支出f與地方政府財政支出s三部分要素構成。生產(chǎn)函數(shù)滿足柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)形式，具體的函數(shù)形式為：

y=f（k，f，s，z）=Akαfβsγz（1）

其中，A表示技術水平，α，β，γ為彈性系數(shù)，均大于0且小于1。

根據(jù)靳濤和陶新宇的相關研究，由于對外開放能有效地吸收國外先進的技術，所以對外開放在一定程度上反映了技術水平{11}。由此，得到技術水平與對外開放水平的關系式為：

A=A'eopen（2）

其中，A'表示除對外開放以外影響技術水平的因素，且A'>0。

將式（2）代入式（1），可得：

Y=A'eopenkαfβsγz（3）

設U為折現(xiàn)總效用，U（t，Et）為福利的瞬時效用函數(shù)，c表示代表性家庭的消費水平，E表示環(huán)境質量，ρ表示時間貼現(xiàn)率。消費者選擇合適自己的消費路徑來極大化它的貼現(xiàn)效應，則相應的效用函數(shù)為：

Δ■U（Ct，Et）e-ρtdt（4）

其中，效用函數(shù)參考了程宇丹和龔六堂（2015）的設定形式{12}，具體為U（c，E）=■，φ表示對環(huán)境質量的偏好，σ表示風險厭惡系數(shù)且0<σ<1。

物質資本積累為稅后收入與消費之差，動態(tài)方程具體為：

■=（1-τ）y-c（5）

其中，τ表示宏觀稅率。

為了模型方便，根據(jù)包群和彭水軍（2006）的研究，環(huán)境質量E被定義為實際的環(huán)境質量與上限值之差，可見E恒為負值{13}。環(huán)境質量的動態(tài)方程為：

■=-yEψ-θE （6）

其中，ψ表示污染強度指數(shù)，θ表示環(huán)境的自凈化率。政府預算平衡，支出等于稅收，可表示為：

g=τy=A'eopenkαfβsγz（7）

其中，g為財政總支出，且g=f+s。

結合上述各個方程，環(huán)境質量相關問題演變?yōu)橐粋€動態(tài)最優(yōu)化問題。因此，本文構建一個現(xiàn)值的Hamiltonian泛函，表示為：

H=C（c，E）+λ[（1-τ）y-c]+μ[-yEψ-θE]（8）

在上式中，λ和μ為Hamiltonian乘子。對式（8）求一階偏導數(shù)，可得：

■=c-αEφ（1-φ）-λ=0■=λ（1-τ）αA'eopenkαfβsγz-μA'eopenkα-1fβsγzψ+1=ρλ-■■=λ（1-τ）A'eopenkαfβsγz-μ（ψ+1）A'eopenkα-1fβsγz=0

（9）

結合式（7）和式（9），可得均衡路徑上的經(jīng)濟增長率為：

gc=[（1-τ）ατ■（A'eopen）■■■■■z■■-ρ+φ（1-σ）gE]（10）

對式（10）進一步變形，可得：

gE=■[σgc-（1-τ）ατ■（A'eopen）■■■■■z■■+ρ]（11）

本文假設給定環(huán)境質量函數(shù)在t=0的值為E（0）。根據(jù)式（6），可得E（0）<0，那么相應的環(huán)境質量的路徑為：

E（t）=E（0）×exp■[σgc-（1-τ）ατ■（A'eopen）■■■■■z■■ ×t（12）

由式（12）可以看出，對外開放度open與財政分權s/g是環(huán)境質量E的函數(shù)。對式（12）求關于open的偏導數(shù)，可得■E/■open>0，表明對外開放水平越高，環(huán)境質量越來越好。由此提出如下推論：

推論1：在控制其他因素不變的條件下，對外開放度對環(huán)境質量呈正向關系。

對式（12）求關于s/g的偏導數(shù)可得，當s/g0，表明隨著財政分權度的提高，環(huán)境質量逐漸提高；當s/g>r/（β+r），■E/■（s/g）<0，表明隨著財政分權度的進一步提高，環(huán)境污染加劇，由此提出如下推論：

推論2：在控制其他因素不變的條件下，財政分權對環(huán)境質量呈倒U型關系。

如果對外開放有助于提高經(jīng)濟增長，那么在財政分權體制下，地方官員為了政治晉升而積極地將財政資金投向有利于吸引外資或發(fā)展出口貿易的領域或行業(yè)，結合推論1可知，這將進一步提高環(huán)境質量，由此提出如下推論：

推論3：在控制其他因素不變的條件下，對外開放與財政分權的交叉項對環(huán)境質量呈正向關系。

三、實證分析

1. 模型設定

在理論模型部分，本文已經(jīng)探究了對外開放度、財政分權對環(huán)境質量的影響?；诖?，本文以對外開放度、財政分權度及其平方項為自變量，環(huán)境質量為因變量，并引入一些影響環(huán)境質量的控制變量進入回歸方程。具體的計量模型為：

Eit=α0+α1openit-1+α2DCit-1+α3DCit-1×DCit-1+■βkXkit-1+εit （13）

其中，i和t分別表示年份與時間；ε表示隨機誤差項。

2. 變量與數(shù)據(jù)說明

為了解決內生性問題，本文采用Yang（2016）的研究方法，具體用自變量和控制變量的滯后一期替代原變量進入方程進行回歸分析，原因是滯后一期的變量不是內生的{14}。由于西藏數(shù)據(jù)的缺失，本文在實證部分將其剔除，因此實證數(shù)據(jù)樣本為2004—2014年全國30個?。ㄊ校┑拿姘鍞?shù)據(jù)，樣本總數(shù)為330。數(shù)據(jù)來源于《中國財政年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及國家數(shù)據(jù)庫公布的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)化處理，這樣不僅能削弱模型的共線性，同時也方便了后續(xù)的統(tǒng)計工作。

核心變量：環(huán)境污染指標（E）借鑒王書斌和徐盈之（2015）的研究，用PM10濃度刻畫環(huán)境污染程度{15}；對外開放度（Open）用各省市進出口貿易總額占各省市GDP的比重表示；財政分權度（DC）包括支出分權（DCEXP）和收入分權（DCREV），其測量方法借鑒賀俊和吳照龔（2013）的思路，具體為各省市人均預算內財政支出（收入）占人均預算本級財政支出（收入）與人均預算內中央本級財政支出（收入）之和的比重{16}。此外，需要說明的是本文使用支出分權進行實證檢驗，利用收入分權進行穩(wěn)健性檢驗，原因可能是財政分權對宏觀經(jīng)濟變量的影響主要是通過財政支出進行反映的。

控制變量：人均實際GDP（RGDP），用剔除通貨膨脹后的人均GDP表示；人口密度（PD），用各省市城市人口密度表示；政府支出規(guī)模（GS），用各省市財政支出占各省市GDP的比重表示。

3. 平穩(wěn)性檢驗

為了避免實證檢驗中出現(xiàn)“偽回歸”，要求各變量具有同階平穩(wěn)性。本文利用兩種常見的單位根檢驗方法即ADF檢驗與PP檢驗，以檢驗各變量的平穩(wěn)性。判斷的標準為：變量的原序列是非平穩(wěn)序列，而變量的一階差分變量是平穩(wěn)序列。具體的檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上統(tǒng)計顯著；括號內為p值，原假設為存在單位根。

從表1的檢驗結果可知，各變量的原序列在各個顯著水平上均不顯著，不能拒絕原假設，即認為變量的原序列是非平穩(wěn)序列；而各變量的一階差分序列在各顯著水平上均是顯著的，拒絕原假設，因此它們是平穩(wěn)序列。由此可知，各變量均為一階單整序列，進一步表明各變量之間可能存在協(xié)整關系。

表2 對外開放、財政分權對環(huán)境污染

影響的實證檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上統(tǒng)計顯著；括號內為t值。

4. 實證結果

由于實證分析基于面板數(shù)據(jù)，需判斷對各組方程的估計是采用固定效應模型（FE）還是隨機效應模型（RE）。Hausman檢驗結果表明，各組方程拒絕原假設（隨機效應模型），因此采用固定效應模型進行估計。同時，F(xiàn)檢驗結果表明，統(tǒng)計值在顯著水平上顯著，說明各組回歸方程具有統(tǒng)計上的顯著性。模型1與模型2呈現(xiàn)的是支出分權指標對環(huán)境污染的實證結果；模型3與模型4呈現(xiàn)的是收入分權指標對環(huán)境污染的實證結果，同時也是穩(wěn)健性檢驗結果。具體的實證檢驗結果如表2所示。

此外，為了保證回歸結果的可靠性，本文使用Kao—ADF方法對變量之間的關系進行協(xié)整檢驗，結果表明回歸殘差水平值在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，因此表2中的4組方程所對應的各經(jīng)濟變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，穩(wěn)健性檢驗的結果表明實證結果是有效的、可信的。根據(jù)估計結果，發(fā)現(xiàn)對外開放度與環(huán)境污染呈負相關關系，這一結論佐證了推論1的正確性，說明“污染避難所”假說在我國并不成立。其原因可能是貿易開放具有正的技術外溢效應，此效應促進了中國的要素生產(chǎn)率和技術水平的提高，進一步影響技術進步和產(chǎn)業(yè)結構調整，最終降低了污染排放。

模型1和模型2的結果顯示支出分權與環(huán)境污染呈倒U型關系，這一結論與推論2相反，原因可能是為增長而競爭的晉升錦標賽使地方政府為了政治晉升而片面追求GDP的數(shù)量，導致財政支出結構的扭曲，最終使得財政分權與環(huán)境污染之間的關系呈倒U型而不是U型。同時，基于模型1估計結果，求得支出分權與環(huán)境污染關系變動的臨界值為5.388。結合原始數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)目前的財政分權度未超過此拐點值，還處于此倒U型關系的上升階段，即現(xiàn)階段支出分權與對環(huán)境污染呈正向影響。這一現(xiàn)象的原因可能是地方政府為了GDP而使得財政支出偏向于經(jīng)濟建設，從而加劇了環(huán)境污染。

對外開放與財政分權的交叉項對環(huán)境污染呈負相關關系，這一結論佐證了推論3的正確性，原因可能是財政分權使得地方政府過多地追求GDP，又有對外開放有助于經(jīng)濟增長{17}，以至于地方政府有動力將財政資金投向吸引外資或發(fā)展出口貿易的領域或行業(yè)，最終改善了環(huán)境污染{18}。

繼續(xù)觀察控制變量，可知經(jīng)濟增長與環(huán)境污染呈U型關系，這與王敏和黃瀅（2015）的研究結果一致，說明在一定范圍隨著經(jīng)濟的增長，有助于環(huán)境質量的提高，而當經(jīng)濟增長超過一定的臨界值，將會加劇環(huán)境污染{19}。通過模型1與模型2的結果，求得此U型曲線的臨界值為10.010和9.931。原始樣本數(shù)據(jù)表明，經(jīng)濟增長在2013年及以后均超過這些拐點，處于U型曲線的上升階段，即現(xiàn)階段經(jīng)濟增長對環(huán)境污染呈正相關關系。人口密度與環(huán)境污染呈U型關系，這與李靜萍和周景博的研究結果一致，說明在一定范圍內，隨著人口的增加，有助于環(huán)境質量的提高，而當人口密度超過一定的臨界值，將會加劇環(huán)境污染{20}。通過模型1與模型2的結果，求得此U型曲線的臨界值為6.641和6.654。原始樣本數(shù)據(jù)表明，人口密度在2009年及以后均超過這些拐點，處于U型曲線的上升階段，即現(xiàn)階段人口密度對環(huán)境污染呈正相關關系。

模型3與模型4的結果顯示收入分權與環(huán)境污染呈倒U型關系，對外開放對環(huán)境呈負相關關系，對外開放與收入分權的交叉項對環(huán)境污染呈負相關關系，此結果與模型1、模型2的估計結果完全一致。由此可見，模型1與模型2的估計結果具有穩(wěn)健性。

表3 聯(lián)合項對環(huán)境污染影響的實證檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上統(tǒng)計顯著；括號內為t值。

為了討論對外開放與財政分權的交叉項對環(huán)境污染影響的區(qū)域異質性，本文引入地區(qū)虛擬變量，即Dum1、Dum2、Dum3來探究兩者聯(lián)合項對環(huán)境污染影響的區(qū)域性異質性，分別用虛擬變量對我國東、中、西部地區(qū) {21} 的省份賦值1，對其他省份賦值0，這樣，東、中、西部省份所對應的地理位置差異虛擬變量向量為（1，0，0）、（0，1，0）、（0，0，1）。具體的計量模型為：

Eit=α0+α1Openit-1+α2DCit-1+α3DCit-1+■rlDuml×（Openit-1×DCit-1）+■βkXkit-1+εit（14）

其中，下標i和t分別代表省份和時間，α0、α1、α2、α3、r1、βk為模型系數(shù)，εit為隨機誤差項。

由表3可知，模型5與模型6使用的是固定效應模型，且各自對應的各經(jīng)濟變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。根據(jù)估計結果，對外開放與財政分權的交叉項對環(huán)境污染影響呈現(xiàn)明顯的地區(qū)異質性，即對東部地區(qū)影響程度小于中、西部地區(qū)。其原因可能是改革開放以來，東部地區(qū)作為我國最早實行對外開放的地區(qū)，其貿易開放的程度已經(jīng)很深，相對于中、西部地區(qū)而言，其上升空間有限。因此，在東部地區(qū)，環(huán)境污染對對外開放的敏感度相對減小。

四、簡要結論與建議

本文首先在內生增長理論的框架下利用Hamilton函數(shù)推導出對外開放、財政分權與環(huán)境質量的關系式，利用求偏導數(shù)發(fā)現(xiàn)對外開放與環(huán)境質量呈正相關關系，財政分權與環(huán)境質量呈倒U型關系，同時進一步提出財政分權與對外開放的交叉項對環(huán)境質量呈正向影響。為了驗證理論模型結果在實際經(jīng)濟中的適應性，本文利用2004—2014年的省際面板數(shù)據(jù)對財政分權、對外開放與環(huán)境污染之間的關系進行了實證檢驗，結果表明對外開放與環(huán)境污染呈負相關關系，財政分權與環(huán)境污染呈倒U型關系，對外開放和財政分權的交叉項與環(huán)境污染呈負相關關系。與此同時，利用不同的分權指標，證明了此結論是穩(wěn)健的。此外，實證研究還發(fā)現(xiàn)對外開放與財政分權的交叉項對環(huán)境污染的影響呈現(xiàn)明顯的地區(qū)異質性，即對東部地區(qū)影響程度小于中、西部地區(qū)。

根據(jù)實證結果，本文提出如下政策建議：

第一，進一步擴大對外開放度。理論與實證結果均表明對外開放對環(huán)境污染呈負相關關系，可見，我國并沒有成為對外開放的“污染天堂”，反而對外開放度的提高還能起到減緩環(huán)境污染的作用。因此，政府應實施積極有效的經(jīng)濟手段和行政手段，鼓勵企業(yè)參與到國際國內競爭，做到促進經(jīng)濟增長的同時保障環(huán)境狀況改善。在招商引資的各個環(huán)節(jié)堅持環(huán)境優(yōu)先，引進項目時不以犧牲環(huán)境為代價，達到對外開放與環(huán)境協(xié)調發(fā)展的目的。提高對進口的技術設備的消化、吸收以及利用的能力，充分發(fā)揮對外貿易的技術溢出效應、示范效應和競爭效應，使其起到改善環(huán)境的作用。

第二，適當、適度地分權。理論與實證結果盡管存在不同，但都體現(xiàn)了財政分權與環(huán)境污染呈非線性關系，中央政府與各級地方政府都應掌握財政分權度對環(huán)境污染積極影響的合理區(qū)間，在發(fā)展經(jīng)濟的同時，要進一步兼顧環(huán)境狀況。通過數(shù)據(jù)樣本發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段財政分權對環(huán)境污染具有正向影響，為此，適度地降低分權程度成為中央與地方政府急需解決的問題。各地政府可以本地環(huán)境污染狀況為根據(jù)，不斷優(yōu)化和調整財政分權體制改革方案，并將其視為改善環(huán)境狀況的手段，從而實現(xiàn)各地經(jīng)濟增長與環(huán)境改善的雙贏。另外，在激勵制度設計上，應將環(huán)境保護引入到地方政府官員的考核體系中，使得各地方政府追求各自利益最大化的同時，不斷地改善環(huán)境狀況，推動經(jīng)濟社會健康發(fā)展。

第三，政府主導，市場輔助。環(huán)境污染具有較強的負外部性，僅僅依靠市場機制可能會出現(xiàn)過度排放和過度污染，解決環(huán)境污染這類市場失靈問題是政府的職責和義務，只有政府制定合理科學的環(huán)境保護政策并強化對其的執(zhí)行力度，環(huán)境污染才有可能得到真正的改善。

第四，轉變投資偏向。由于財政分權與對外開放的交叉項對環(huán)境污染的負向影響存在地區(qū)異質性：東部地區(qū)影響程度小于中西部。對于東部地區(qū)而言，地方政府應積極地將更多的財政資金投向有利于吸引外資或發(fā)展出口貿易的領域或行業(yè)。對于中西部地區(qū)而言，地方政府應繼續(xù)保持并鞏固現(xiàn)有關于對外開放的政策成果。

注釋：

① 李楷、齊紹洲：《貿易開放、經(jīng)濟增長與中國二氧化碳排放》，《經(jīng)濟研究》2011年第11期。

②{13} 包群、彭水軍：《經(jīng)濟增長與環(huán)境污染：基于面板數(shù)據(jù)的聯(lián)立方程估計，《世界經(jīng)濟》2006年第11期。

③ C. McAusland， D. L. Millimet， Do National Borders Matter？ International Trade， International Trade and the Environment， Journal of Environmental Economics and Management， 2011， p.65.

④ B. R. Copeland， M. S. Taylor， The Trade-Induced Degradation Hypothesis， Resource and Energy Economics， 1997， 19（4）， pp.321-344.

⑤ 張克中、王娟、崔小勇：《財政分權與環(huán)境污染：碳排放的視角》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2011年第10期。

⑥ 周黎安：《中國地方官員的晉升錦標賽模式研究》，《經(jīng)濟研究》2007年第7期。

⑦ 譚志雄、張陽陽：《財政分權與環(huán)境污染關系實證研究，《中國人口·資源與環(huán)境》2015年第4期。

⑧ Q. He， Fiscal Decentralization and Environmental Pollution： Evidence from Chinese Panel Data， China Economic Review， 2015， 36， pp.68-100.

⑨ 劉建民、王蓓、陳霞：《財政分權對環(huán)境污染的非線性效應研究——基于中國 272個地級市面板數(shù)據(jù)的 PSTR 模型分析》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2015年第3期。

⑩ H. Davoodi， H. Zou， Fiscal Decentralization and Economic Growth： A Cross-country Study， Journal of Urban Economics， 1996， 43（2）， pp.244-257.

{11} 靳濤、陶新宇：《政府支出和對外開放如何影響中國居民消費？——基于中國轉型式增長模式對消費影響的探究》，《經(jīng)濟學（季刊）》2017年第1期。

{12} 程宇丹、龔六堂：《財政分權下的政府債務與經(jīng)濟增長》，《世界經(jīng)濟》2015年第11期。

{14} Z. Yang， Tax Reform， Fiscal Decentralization and Regional Economic Growth： New Evidence from China， Economic Modelling， 2016， 59， pp.520-528.

{15} 王書斌、徐盈之：《環(huán)境規(guī)制與霧霾脫鉤效應——基于企業(yè)投資偏好的視角》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2015年第4期。

{16} 賀俊、吳照龔：《財政分權，經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距》，《當代財經(jīng)》2013年第5期。

{17} 李筍雨：《對外開放對中國經(jīng)濟增長的影響》，《金融研究》2000年第12期。

{18} 周心怡、龔鋒：《對外開放與財政分權：一個交互影響的視角》，《發(fā)展研究》2016年第5期。

{19} 王敏、黃瀅：《中國的環(huán)境污染與經(jīng)濟增長》，《經(jīng)濟學（季刊）》2015年第2期。

{20} 李靜萍、周景博：《工業(yè)化與城市化對中國城市空氣質量影響路徑差異的研究》，《統(tǒng)計研究》2017年第4期。

{21} 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

作者簡介：周靖，武漢紡織大學經(jīng)濟學院副教授，湖北武漢，430074；胡秋紅，通訊作者，武漢紡織大學經(jīng)濟學院副教授，湖北武漢，430074。

（責任編輯 陳孝兵）