張 華

一、引 言

回顧改革開放四十余年的進程，中國經(jīng)濟發(fā)展方式過于粗放，集中體現(xiàn)為經(jīng)濟高速增長是以嚴重的環(huán)境污染為代價的，導致經(jīng)濟增長速度和環(huán)境質量的“剪刀差”持續(xù)拉大，特別是近年來以霧霾天氣頻發(fā)為代表的大氣污染問題引起了廣泛關注(邵帥等，2019)。《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》顯示，2018 年，全國338 個城市中，有217 個城市環(huán)境空氣質量超標，占64.2%；有121 個城市環(huán)境空氣質量達標，僅占35.8%。其中，以PM2.5為首要污染物的天數(shù)占重度及以上污染天數(shù)的60%；同時，PM2.5年平均濃度為39ug/m3，遠遠超過世界衛(wèi)生組織《空氣質量準則值》規(guī)定的10ug/m3標準。嚴重的霧霾污染不僅損害經(jīng)濟發(fā)展質量，更損害個體生理健康和降低勞動生產(chǎn)率，成為生態(tài)文明建設的“攔路虎”。在此背景下，加強霧霾污染的有效治理迫在眉睫，這不僅是打贏污染防治攻堅戰(zhàn)的重要戰(zhàn)役之一，也事關新時期中國經(jīng)濟增長方式的成功轉型以及人民美好生活需要的有效滿足。

本質上，霧霾污染治理是公共品供給的問題。供給方是政府，需求方是居民，即政府提供符合居民要求的“環(huán)境質量”這一公共品。由于世界上大多數(shù)國家的政府層級是二級制以上的多級政府體系，因此由哪一級政府提供公共品則涉及分權與集權的問題。經(jīng)典分權理論認為，地方政府一般具備更強的信息優(yōu)勢和供給效率，并且受到轄區(qū)內(nèi)居民“用足投票”機制的約束，因此分權狀態(tài)下的地方政府能夠更好地提供公共品(Oates，1972)，從而促進本轄區(qū)環(huán)境質量的提升。特別是，只要居民公共品的需求存在轄區(qū)間差異，那么由地方政府而不是中央政府供給就更能滿足轄區(qū)間居民的異質性偏好(Tiebout，1956)。與此相反，一些支持集權觀點的學者認為公共品應由中央政府供給。其理由有三：一是經(jīng)典分權理論的假設過于嚴格，居民能夠完全自由流動并發(fā)揮“用足投票”的約束力并不一定成立；二是現(xiàn)實中地方政府是具有追求自身利益最大化的“經(jīng)濟人”，并不一定以轄區(qū)居民福利最大化為目標，比如“利維坦假說”認為地方政府追求的是稅收收入(Millimet，2013)；三是公共品存在外溢效應，不可避免的“搭便車”行為決定了由地方政府供給并不會達到社會最優(yōu)。由上可見，針對“分權如何影響環(huán)境等公共品”這一問題，理論上存在爭議，這促使研究者將目光轉向實證研究。

實證上，科學回答分權的環(huán)境效應面臨的最大挑戰(zhàn)在于如何較好地處理分權指標的內(nèi)生性問題。針對中國的研究，既有文獻立足財政體制的角度，普遍使用地方政府(縣級、市級、省級)的財政支出(收入)占中央政府財政支出(收入)的比重構造支出(收入)分權指標，不可避免導致內(nèi)生性問題。這是因為，財政收支的分權指標無法準確提供地方政府財政自主權的信息，更多反映的是經(jīng)濟數(shù)據(jù)上的分權結果，而非真正意義上的制度分權(陳思霞和盧盛峰，2014；余靖雯等，2017)?；谏鲜鰡栴}，本文將省直管縣財政體制改革作為一次準自然實驗，利用這項重要的政府層級間縱向財政關系改革所帶來的外生沖擊，識別財政分權改革影響霧霾污染的因果效應。本研究發(fā)現(xiàn)，相比于未改革縣，實施省直管縣改革的試點縣PM2.5地表濃度相對于樣本均值降低了約0.28 個百分點，即省直管縣改革顯著抑制了霧霾污染，并且這一效應具有持續(xù)性。

相比于以往文獻，本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，據(jù)可得的文獻，本文是首篇從霧霾污染的視角為省直管縣改革的政策效應評估提供了環(huán)境方面證據(jù)的文獻。識別策略上，本文立足于雙重差分法的估計框架，借助于省直管縣改革在不同縣域改革時間上的變異，通過比較先改革的縣與后改革的縣、未改革的縣之間霧霾污染的差異，得到“差分中差分”的結果。既有的關于分權的污染效應文獻中，絕大多數(shù)(He，2015；李根生和韓民春，2015；李香菊和劉浩，2016；黃壽峰，2017)直接使用地方政府與中央政府的財政指標構造分權指標，而這種方式容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題。第二，關注并處理了省直管縣改革試點縣非隨機選擇而導致的內(nèi)生性問題。本文以縣到所屬地級市距離的對數(shù)與該省份是否實施省直管縣改革的交叉項作為工具變量。其背后邏輯在于，某一縣域與其隸屬地級市的地理距離越近，市場越加一體化和不可分割，因此越不可能采取省直管縣改革；與之相反，與隸屬地級市的地理距離越遠的縣，經(jīng)濟社會發(fā)展受地級市的影響越小，遭受地級市政府的阻力也越小，從而被挑選為改革試點縣的概率越大。同時，本文遵循Li 等(2016)的思路，控制了一系列改革選擇標準的變量，以削弱非隨機選擇處理組的威脅。第三，拓展了霧霾污染和省直管縣改革的相關研究。一方面，現(xiàn)有關于霧霾污染的文獻(邵帥等，2016；陳詩一和陳登科，2018；邵帥等，2019)大多數(shù)聚焦于省份和城市層面，本文則將研究樣本擴展到縣域層面，有利于從更加豐富的樣本中探討分權的環(huán)境效應。另一方面，現(xiàn)有評估省直管縣改革效應的文獻主要集中于經(jīng)濟增長(才國偉等，2011；鄭新業(yè)等，2011；劉沖等，2014；Li 等，2016；Liu 和Alm，2016；Ma 和Mao，2018)、財政和稅收收入(Jia 等，2018；寧靜和趙旭杰，2019)、財政支出與支出偏向(陳思霞和盧盛峰，2014；賈俊雪和寧靜，2015；盧洪友等，2017；Yan，2018)、教育等公共品供給(王小龍和方金金，2014；譚之博等，2015；余靖雯等，2017)和產(chǎn)業(yè)結構(王立勇和高玉胭，2018)等方面，而缺乏關注省直管縣改革的環(huán)境效應，尤其是缺乏關注改革對霧霾污染的影響，本文則填補了這一缺憾。

二、政策背景、理論框架與文獻綜述

（一）政策背景

改革開放后，中國大部分地區(qū)采取“中央—省—市—縣—鎮(zhèn)”五級政府管理體制。在治理模式上，不同層級政府之間實行的是以任務層層下達和指標逐級分解為特征的行政發(fā)包制，即中央政府將社會及經(jīng)濟建設權責發(fā)包給省級政府，省級政府又逐級向下發(fā)包，最終落到縣級政府。在此背景下，縣級政府幾乎承擔著省級政府所有的功能和職責。與這些眾多職責不匹配的是縣級政府沒有財政自主權。分稅制改革明確界定了中央和地方的財政收支范圍，并賦予省級政府對轄區(qū)內(nèi)地方政府財政收支劃分的自主權限；同時，省級政府復制了中央政府的做法，對“省—市”間財政收支劃分做出規(guī)定，并賦予市級政府制定“市—縣”間財政分配政策的權力；縣級政府則服從市級政府安排，對財政分配無自主權(李廣眾和賈凡勝，2019)。

實際上，五級政府管理模式和行政發(fā)包制是以“市管縣”體制為支撐，即縣要接受市的領導。然而，隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和政府職能的轉變，“市管縣”體制的弊端日益凸顯，具體表現(xiàn)在市在財稅分成、轉移支付、項目投資等方面優(yōu)先考慮市區(qū)的發(fā)展，導致“市壓縣、市刮縣、市吃縣、市卡縣”的現(xiàn)象愈發(fā)嚴重(譚之博等，2015)。市成為縣的“抽水機”和“吸血蟲”，“市管縣”體制引發(fā)的“財政漏斗”“權利漏斗”和“效率漏斗”等效應嚴重擠占了縣域經(jīng)濟發(fā)展(陳思霞和盧盛峰，2014)。

在這種現(xiàn)實背景下，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。所謂省直管縣是指省、市、縣財政關系由“省—市—縣”三級模式轉變?yōu)椤笆　?、省—縣”二級模式?？h財政在收支劃分、轉移支付、資金往來、預決算、年終結算等十個方面與省財政直接聯(lián)系(劉沖等，2014)，不需再經(jīng)過市，從而避免市的截留行為。這一改革于2003 年在福建實驗，2004 年在安徽、河南、湖北試點，2005 年推廣到河北、吉林、江西(蔡嘉瑤和張建華，2018)，2007 年和2009 年進入改革的高潮期。結合地域實際情況，縣域之間在實施省直管縣改革的時間上各有差異，這為本文構造“準自然實驗”并使用雙重差分法來識別省直管縣改革對霧霾污染的“凈效應”創(chuàng)造了條件。

（二）理論框架

省直管縣改革本質上是多級政府框架下競爭與協(xié)調(diào)機制的權衡問題。這一問題不僅涉及地方政府的活力激發(fā)，也關系到上下級政府、同級政府之間的政策協(xié)同，是一種典型的縱向政府組織結構的合理配置問題。就政府組織結構而言，與蘇聯(lián)“U 型”結構的集權管理體制不同，中國政府的組織結構更加接近于一個分權管理的“M 型”結構(Qian 和Xu，1993)。在這種“M 型”組織結構下，地方政府同時受到財政分權和政治集權的雙重激勵。前者以Qian 和Roland(1998)的“中國特色財政聯(lián)邦主義”(Federalism，Chinese Style)為代表，強調(diào)經(jīng)濟分權在激勵地方政府維護市場、推動經(jīng)濟增長方面的重要作用；后者則以周黎安(2007)的“晉升錦標賽”模式為代表，認為基于經(jīng)濟績效的地方官員考核制度是中國地方政府內(nèi)部激勵的基本和長期源泉。兩者相互交融，共同解釋了中國改革開放以來獲得巨大經(jīng)濟成就的制度之謎。

毋庸置疑，中國以“省—市—縣”為核心的縱向組織結構輔以財政分權和政治集權的雙重激勵取得了巨大成功。然而，1994 年以“財權上移、支出責任下移”為特征的分稅制改革加大了地方政府的財政壓力，這對于處于“省—市—縣”最末端的縣級政府尤甚。由于市級政府截留、挪用中央和省級政府給予縣級政府財政補助的現(xiàn)象非常突出，導致縣級政府普遍陷入財政困境(賈俊雪和寧靜，2015)。在此背景下，省直管縣改革應運而生，對“省—市—縣”為核心的組織結構帶來兩方面的變化：一是從縱向來看，減少市一級政府，從而減少管理層次；二是從橫向來看，縣級財政與市級財政的平級化管理導致轄區(qū)財政競爭主體數(shù)量增加，加劇了橫向財政競爭。同時，上述兩方面變化通過稅收自主權和上級轉移支付影響到縣級政府可支配財力。根據(jù)劉勇政等(2019)的觀點，提高稅收自主權是一種“授人以漁”的財政治理方式，不僅強化縣級政府的收入激勵，也有利于遏制道德風險和成本轉嫁行為，從而有效提升縣級政府可支配財力；相比之下，增加轉移支付規(guī)模則是一種“授人以魚”的財政治理方式，導致公共池和預算軟約束等道德風險問題，削弱縣級政府可支配財力。進一步，省直管縣改革帶來的縣級政府可支配財力的變化又通過直接和間接兩種方式影響霧霾污染。

一方面，省直管縣改革通過環(huán)境保護支出直接影響霧霾污染?？h級政府是地方霧霾污染治理的第一責任人，而環(huán)境保護、污染治理等支出又直接來源于縣級政府的財政。因此，縣級政府的財政實力決定了該地區(qū)環(huán)境保護支出的力度。省直管縣改革的政策初衷是，通過減少政府層級，從根本上向縣級政府放權，提高縣級政府財政自主權，從而緩解縣級政府的財政困難，這有利于增加環(huán)境等民生性公共品的供給，從而惠及霧霾污染治理工作。然而，在財政分權和政治集權下，地方政府存在支出偏好，表現(xiàn)為“重基本建設、輕人力資本投資和公共服務”的扭曲支出(傅勇和張晏，2007)。既有文獻表明，省直管縣改革顯著提高了基礎建設支出比重，而降低了民生性服務支出占比(陳思霞和盧盛峰，2014)，這表明地方官員在任期內(nèi)更熱衷“政績工程”的重復投資，對環(huán)境等“軟性”公共品不感興趣?？傊≈惫芸h改革通過影響縣級政府可支配財力而影響環(huán)境等公共品支出，這種影響的方向并不確定，而環(huán)境保護支出又直接影響到某一地區(qū)的霧霾污染程度。

另一方面，省直管縣改革通過規(guī)模、結構和技術等效應間接影響霧霾污染。根據(jù)Grossman 和Krueger(1995)、Brock 和Taylor(2005)、盛斌和呂越(2012)等文獻的研究，將影響霧霾污染等環(huán)境污染物的途徑分為規(guī)模效應(scale effect)、結構效應(composition effect)和技術效應(technology effect)。其中，規(guī)模效應指的是經(jīng)濟發(fā)展帶來更大規(guī)模的經(jīng)濟活動與資源、能源需求量，從而產(chǎn)生更大的污染排放量，對環(huán)境產(chǎn)生負面效應(徐現(xiàn)祥和李書娟，2015)；結構效應指的是生產(chǎn)活動的污染密集性，直接影響環(huán)境質量(陸銘和馮皓，2014)，即產(chǎn)業(yè)結構由農(nóng)業(yè)轉向工業(yè)再轉向服務業(yè)時，環(huán)境質量先降低再提升；技術效應主要指清潔型生產(chǎn)技術和污染治理技術的進步，即涉及前端生產(chǎn)、過程控制和末端治理等一系列的技術進步。由于中國地方政府擁有所轄地區(qū)的資源支配權，對地方發(fā)展具有強大的影響力，因此省直管縣改革能夠影響某一地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構和技術水平。既有文獻發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革能夠影響經(jīng)濟增長(劉沖等，2014；Li 等，2016；Liu 和Alm，2016；Ma 和Miao，2018；Yan，2018)、產(chǎn)業(yè)結構(王立勇和高玉胭，2018)和人力資本(陳思霞和盧盛峰，2014；王小龍和方金金，2014；譚之博等，2015；Huang 等，2017；余靖雯等，2017)，而經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構和人力資本又是霧霾污染的重要影響因素(邵帥等，2016)。鑒于人力資本是技術進步的源泉，因此規(guī)模、結構和技術等效應是合理的間接影響渠道。

（三）文獻綜述

本文主要涉及兩個方面的文獻：一是財政分權影響環(huán)境污染的文獻，二是省直管縣改革的政策效應評估的文獻。

關于第一類文獻，既有研究對于財政分權與環(huán)境污染的關系并沒有達成共識，研究結論分為促進論、抑制論、非線性關系論和無因果關系論。具體如下：①促進論。黃壽峰(2017)從支出分權與收入分權角度出發(fā)，利用2001—2010 年中國省級面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型，發(fā)現(xiàn)財政分權顯著促進本地區(qū)和相鄰地區(qū)的霧霾污染。②抑制論。李根生和韓民春(2015)從財政自主度出發(fā)，利用2003—2012 年中國29 個大中城市的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政分權可以激勵地方政府加大對霧霾污染的治理力度，有利于抑制霧霾污染。③非線性關系論。李香菊和劉浩(2016)利用1997—2013 年中國省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政分權對環(huán)境污染的影響存在顯著的非線性效應，并且這種非線性效應依賴于人均收入。④無因果關系論?；?995—2010 年中國省級面板數(shù)據(jù)，He(2015)從支出分權與收入分權兩個方面衡量財政分權，發(fā)現(xiàn)財政分權對人均廢水、廢氣和固體廢物無顯著影響。

關于第二類文獻，既有研究從多個視角評估了省直管縣改革的政策效應，研究結論并不相同，既有肯定省直管縣改革的正面作用，也有批評省直管縣改革的負面作用，甚至兩者兼有。第一，省直管縣改革具有正面效應，主要包括促進經(jīng)濟增長、提升財政收入、推動產(chǎn)業(yè)結構升級和改善民生等方面。在經(jīng)濟增長方面，基于1999—2011 年中國263 個城市的面板數(shù)據(jù)，Liu 和Alm(2016)采取雙重差分方法發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著提升GDP 增長率，并且這一促進效應隨時間推移而越來越強；Ma 和Miao(2018)將研究樣本拓展到縣域層面，利用2001—2011 年中國近1700 個縣域的面板數(shù)據(jù)，同樣發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著促進經(jīng)濟增長；鄭新業(yè)等(2011)利用2000—2008 年河南省的縣域數(shù)據(jù)也得到類似結論。在財政收入方面，寧靜和趙旭杰(2019)利用傾向得分匹配-雙重差分(PSM-DID)方法，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著提高縣級政府總體財政收入和轉移支出收入，從而提升縣級政府的可支配財力。在產(chǎn)業(yè)結構方面，王立勇和高玉胭(2018)利用2002—2015 年山西省96 個縣的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革有助于促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。在民生方面，譚之博等(2015)利用1999—2010 年中國縣域面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距、提高縣中學在校生比重和增加社會福利院床位數(shù)。第二，省直管縣改革具有負面效應，主要包括抑制經(jīng)濟增長、扭曲財政支出和加劇稅收競爭等方面。在經(jīng)濟增長方面，Yan(2018)利用2000—2012 年中國1806 個縣域的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著降低GDP 增長率和人均GDP。在財政支出方面，陳思霞和盧盛峰(2014)利用2002—2007 年中國1105 個縣域的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革導致改革試點縣顯著增加基礎設施建設支出，但顯著降低教育、科技和醫(yī)療衛(wèi)生等民生性支出，呈現(xiàn)“重基建、輕民生性公共服務”的支出偏向；賈俊雪和寧靜(2015)、Yan(2018)同樣支持了上述結論。在稅收競爭方面，王小龍和方金金(2015)利用2002—2007 年中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)和縣市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革降低了企業(yè)實際稅率，促進了稅收競爭。第三，一些學者發(fā)現(xiàn)省直管縣改革兼具正負雙重效應。劉沖等(2014)利用1997—2010 年縣域統(tǒng)計數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革通過增加財政收入而提高實際GDP 增長率，但對周邊縣域產(chǎn)生負外部性，從而可能不利于整個地級市的發(fā)展?；?995—2012 年中國1809 個縣域的面板數(shù)據(jù)，Li 等(2016)發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著降低人均GDP，抑制了改革試點縣的經(jīng)濟增長，這是因為改革擴大了省級政府的控制范圍，減少了公共支出和生產(chǎn)性投資并增加了土地腐??；與此同時，省直管縣改革也增加了財政收入和轉移支付，這有利于增加縣級政府的可支配財力。

與本文緊密相關的是第一類文獻與第二類文獻的交叉文獻，即省直管縣改革對環(huán)境污染的影響，這類文獻較為罕見。才國偉等(2011)利用1999—2008 年中國184 個城市市轄區(qū)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著提升了城市建成區(qū)綠化率，由此認為改革能夠改善城市環(huán)境質量。蔡嘉瑤和張建華(2018)利用2004—2014 年國家主要流域河流水質周觀測數(shù)據(jù)和縣市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，借助雙重差分法，發(fā)現(xiàn)改革區(qū)域河流中化學需氧量和氨氮污染物指標顯著上升，認為省直管縣改革加劇了河流污染。

綜上所述，既有文獻為本文識別分權的環(huán)境效應提供了重要思路，但相關研究仍有進一步深入的必要。第一，大多數(shù)現(xiàn)有文獻直接使用地方政府的財政支出(收入)占中央政府財政支出(收入)的比重構造支出(收入)分權，或者利用地方政府的財政收入與支出的比值構造財政自主度指標，這種構造分權指標的方式比較粗糙，容易產(chǎn)生測量誤差、遺漏變量等內(nèi)生性問題。第二，大部分現(xiàn)有文獻主要關注“中央—省”或“中央—省—市”的財政分權，忽略了縣級政府處于環(huán)境公共品供給第一線的事實，缺乏在縣域層面探討分權的環(huán)境效應，尤其缺乏分權影響霧霾污染的實證證據(jù)。第三，大部分現(xiàn)有評估省直管縣改革效應的文獻忽視了改革試點縣由于非隨機選擇而導致的內(nèi)生性問題。因為實際中省級政府是基于某種選擇標準而挑選改革試點縣，而如果這種選擇標準又與本文關心的霧霾污染水平相關時，則會導致改革變量的內(nèi)生性。同時，現(xiàn)有文獻較少關注省直管縣改革的環(huán)境效應，更毋言改革對霧霾污染的影響。

三、實證設計

（一）計量模型設定

本文將省直管縣財政體制改革視為一次準自然實驗，利用不同縣域實施改革時間上的變異，使用漸進性的雙重差分方法估計財政分權對霧霾污染的影響。研究設計上，本文遵循陳思霞和盧盛峰(2014)、Li 等(2016)、Jia 等(2018)、Ma 和Mao(2018)等文獻的思路，設定如下計量模型：

本文最關心的主要解釋變量是 PMCit，表示某縣實施省直管縣改革的狀態(tài)，定義為某縣實施改革的當年及之后各年取值1，否則為0。β為雙重差分統(tǒng)計量，捕捉了省直管縣改革影響霧霾污染程度的凈效應。如果 0β＜ 且顯著，則表明省直管縣改革顯著降低霧霾污染程度，體現(xiàn)了財政分權的減霾效應；如果 0β＞ 且顯著，則表明省直管縣改革顯著提高霧霾污染程度，體現(xiàn)了財政分權的增霾效應；如果β不顯著，則表明省直管縣改革對霧霾污染的影響不明顯。

（二）樣本與變量

本文采用的樣本為2001—2014 年中國1784 個縣域的面板數(shù)據(jù)，樣本不包括以下省、市和自治區(qū)的下轄縣：(1)我國的港澳臺地區(qū)；(2)北京、天津、上海和重慶4 個直轄市，因為直轄市并不存在“省—市—縣”三級政府層級；(3)海南省從建省伊始就實行市縣分治，市只管理城市本身，縣由省直接管理，并不涉及權力下放問題(譚之博等，2015)；(4)浙江省一直實施省直管縣財政體制，即使是在1982 年“市管縣”改革中依然延續(xù)該財政制度；(5)西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失。因此，本文樣本只包括剩余24 個省和自治區(qū)的下轄縣。所需數(shù)據(jù)來自各省相關政府文件以及《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》等官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)。同時，為了消除通貨膨脹因素的干擾，所有名義指標根據(jù)各省各年的價格指數(shù)調(diào)整為以2000 年為基期的不變價格。

本文主要變量的定義和描述性統(tǒng)計分析見表1。

1. 霧霾污染。本文參考既有文獻(黃壽峰，2017；陳詩一和陳登科，2018；邵帥等，2019)的一般做法，霧霾污染以PM2.5地表濃度的年平均值來衡量。數(shù)據(jù)來源于美國航空航天局(NASA)衛(wèi)星。

2. 省直管縣。本文以虛擬變量來表示省直管縣改革變量，某縣實施改革的當年及之后各年取值1，否則為0。研究樣本中，改革縣的數(shù)量為1015 個，占56.89%；非改革縣的數(shù)量為769 個，占43.11%。這與Li 等(2016)、蔡嘉瑤和張建華(2018)、Jia 等(2018)關于改革縣的數(shù)量占比大致相同。同時，各縣的改革時間存在先后差異，因此模型(1)是一種漸進性的雙重差分模型。

3. 其他變量。為了控制其他變量對霧霾污染水平的影響，本文參照黃壽峰(2017)、Zhang 等(2018)、祁毓等(2019)、邵帥等(2019)的研究，引入如下控制變量：產(chǎn)業(yè)結構、人口密度、金融發(fā)展、教育水平、財政收入、人均收入的一次方項和平方項。關于控制變量的度量，產(chǎn)業(yè)結構以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重衡量；人口密度以各地區(qū)年末人口總數(shù)與轄區(qū)面積比值的對數(shù)衡量；金融發(fā)展以金融機構各項貸款余額與GDP 的比值衡量；教育水平以中學生人數(shù)占總人口比重衡量；財政收入以人均財政收入的對數(shù)衡量；人均收入以各地區(qū)人均實際GDP 的對數(shù)衡量。

表1 主要變量的定義和描述性統(tǒng)計分析

續(xù)表1

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

省直管縣改革對霧霾污染影響的基準回歸結果呈現(xiàn)在表2 第(1)列和第(2)列。可以發(fā)現(xiàn)，不論模型是否包含控制變量，省直管縣改革對霧霾污染的影響為負，且在1%的水平上顯著，表明省直管縣改革總體上有助于降低霧霾污染程度，凸顯了財政分權的減霾效應。究其原因，省直管縣財政體制改革提升了縣級地方政府財政自主權，有利于發(fā)揮其自身更強的信息優(yōu)勢，從而提高環(huán)境公共品供給效率，能更好地匹配和滿足本地居民環(huán)境偏好，有利于霧霾污染治理工作。從估計系數(shù)的經(jīng)濟意義上看，省直管縣改革對于霧霾污染的估計作用為－0.0103，即在給定其他條件不變的情況下，相比未改革縣，改革縣的PM2.5地表濃度平均降低0.0103。由于樣本縣域的PM2.5地表濃度(取對數(shù))的均值為3.72，這一估計系數(shù)表明省直管縣改革降低了霧霾污染約0.28 個百 分點。

表2 省直管縣改革對霧霾污染影響的基準回歸結果

在基準回歸中，本文還進行了敏感性分析。一方面，在中國行政體制下，行政等級更高的城市在獲取財政、金融、土地等各類資源上具有先天優(yōu)勢，天然貼上“強市”的 標簽；而省直管縣改革加劇了市縣之間的縱向競爭關系，尤其是強市與強縣之間(蔡嘉瑤和張建華，2018)。為了排除上述特殊樣本對結果產(chǎn)生的干擾，本文參考Liu 和Alm(2016)的做法，排除了省會城市下轄縣與計劃單列市下轄縣的樣本進行回歸，估計結果見表2 第(3)列和第(4)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革對霧霾污染仍然起著非常顯著的抑制作用。另一方面，考慮到縣級市與普通縣之間存在較大差異，本文進一步分樣本進行估計，估計結果見表2 第(5)列和第(6)列。不難發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計系數(shù)顯著為負，表明縣級市與普通縣均存在改革的減霾效應。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文進行如下穩(wěn)健性檢驗。第一，使用PM2.5地表濃度的水平值重新回歸，結果見表3 第(1)列。第二，基于被解釋變量和控制變量5%～95%分位點數(shù)據(jù)進行回歸，結果見表3 第(2)列。第三，為了緩解樣本異質性對估計結果可能產(chǎn)生的影響，本文遵循Ma 和Miao(2018)的做法，排除樣本期內(nèi)一直未改革的縣的觀察值(占全樣本的43.11%)重新回歸，結果見表3 第(3)列。第四，在本文研究樣本期間，部分省份同時推行了“強縣擴權”的行政分權改革，如果上述改革對縣域霧霾污染水平產(chǎn)生了與省直管縣改革同方向的政策影響，那么將會導致本文的基準回歸高估了省直管縣改革的減霾作用。為了進一步控制行政分權改革潛在的干擾，本文在方程中控制所在縣是否實施“強縣擴權”改革的虛擬變量，從而雙重差分統(tǒng)計量捕捉的是相同“強縣擴權”改革狀態(tài)下改革縣與未改革縣霧霾污染的差異，結果見表3 第(4)列。第五，鑒于中國省直管縣改革是由省級政府推行，而各省決策規(guī)則存在較大差異，為了控制不同省際決策規(guī)則具有的不同時間趨勢，本文在基準回歸模型中進一步加入省份特定的時間趨勢，結果見表3 第(5)列。第六，考慮到誤差項可能存在空間和時間相關性，本文將標準誤聚類到“縣域-年份”的聯(lián)合維度，結果見表3 第(6)列。第七，考慮到省直管縣改革可能并非立即產(chǎn)生影響，并且為了避免聯(lián)立方程偏誤，本文對所有解釋變量進行滯后一期處理，結果見表3 第(7)列。上述結果中，省直管縣改革的估計系數(shù)均顯著為負，支持前文結論。

表3 穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

（三）考慮溢出效應

首先，霧霾污染具有較強的空間溢出效應，即某一縣域的霧霾污染水平可能受到地理位置相鄰縣域的影響。針對水污染，有學者發(fā)現(xiàn)了跨境河流污染的“邊界效應”(李靜等，2015)，即邊界監(jiān)測點的污染水平顯著高于非邊界監(jiān)測點的污染水平?？紤]到霧霾污染與水污染類似，同樣具有外溢效應，排除省份邊界縣的樣本重新回歸，估計結果見表4 第(1)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計系數(shù)顯著為負，支持前文結論。

其次，省直管縣改革構建了試點縣與省政府直接分享賬戶的財政體系，可能引起地級市政府的警覺，其會變本加厲地擠壓那些隸屬同一個地級市的未改革縣的財政收入(劉沖等，2014)，導致未改革縣對環(huán)境等公共品供給不足。此情況將破壞本文基準回歸中的控制組，引發(fā)估計偏誤。為此，本文將回歸樣本限定在同一個地級市擁有相同狀態(tài)的縣，即同一個地級市的下轄縣要么為處理組，要么為控制組，估計結果見表4 第(2)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計系數(shù)顯著為負，支持前文結論。

最后，財政分權導致稅收競爭行為。既有文獻證實，省直管縣改革促進了稅收競爭(王小龍和方金金，2015)?？h域之間稅收競爭的后果是，改革縣由于具有更大的財政自主權而獲得更多優(yōu)勢，經(jīng)營環(huán)境更加寬松，能夠利用各種稅收優(yōu)惠政策汲取周邊未改革縣的流動性資源。因此，越靠近改革縣，未改革縣遭受的虹吸效應越嚴重。為了排除上述溢出效應，本文參考Jia 等(2018)的做法，排除與改革縣的距離小于50km、100km和200km 的未改革縣的樣本重新回歸，估計結果見表4 第(3)列至第(5)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，在三類距離帶寬設定下，省直管縣改革依然具有顯著的減霾效應，支持前文結論。

表4 考慮溢出效應的回歸結果

（四）基于PSM-DID 方法的估計

為了增強省直管縣改革的減霾效應的說服力，本文進一步使用PSM-DID 進行穩(wěn)健性檢驗，相應結果見表5。其中，第(1)列至第(3)列分別使用的匹配數(shù)據(jù)是2001 年、2002 年和省直管縣改革之前年份的平均值?？梢园l(fā)現(xiàn)，三類模型中，省直管縣改革的估計系數(shù)介于－0.0099 到－0.0103 之間，并且都通過1%的顯著性水平檢驗，表明“省直管縣改革有助于降低霧霾污染程度”這一核心結論具有較強的穩(wěn)健性。

表5 省直管縣改革對霧霾污染影響的回歸結果：PSM-DID方法

（五）安慰劑檢驗

為了排除省直管縣改革的減霾效應受到遺漏變量干擾的可能性，本文參考Cai 等(2016)、Li 等(2016)的做法，通過隨機選擇省直管縣改革的試點縣進行安慰劑檢驗。本文根據(jù)每年實施省直管縣改革試點縣的數(shù)量隨機選擇相同數(shù)量的縣域作為處理組，并構造“虛擬的人為設定”的處理變量 PMCitfalse，使用計量方程(1)的模型設定，重復進行500 次回歸。圖1 繪制了“假的”處理變量 PMCitfalse回歸系數(shù)的分布圖。容易看出，基于隨機樣本估計得到的回歸系數(shù)均分布在0 附近，并且計算出500 個回歸系數(shù)的均值為－0.000021，而本文基準回歸系數(shù)是－0.0103(圖中垂直虛線所示)，遠離所有模擬值，完全獨立于該系數(shù)分布之外，屬于極端值。這意味著，省直管縣改革的減霾效應并未受到遺漏變量的干擾。

圖1 安慰劑檢驗的結果

（六）內(nèi)生性問題

本文基準模型的潛在威脅是，省直管縣改革變量可能存在內(nèi)生性問題。由于改革縣并非隨機選取，而是受到某些因素影響，當這些因素又同時影響到某地區(qū)的霧霾污染程度時，則會導致內(nèi)生性。為此，進一步采用工具變量法檢驗上文結論的穩(wěn)健性。

回顧既有研究，極少數(shù)文獻為省直管縣改革變量尋找了工具變量(IV)。Liu 和Alm (2016)聚焦于中國城市層面而選取三個工具變量，即所在省份是否實施改革、所在城市是否下轄糧食生產(chǎn)大縣和所在城市是否下轄棉花生產(chǎn)大縣；Jia 等(2018)的研究對象為中國縣域，以縣到所屬地級市距離與該省份是否實施省直管縣改革的交叉項作為工具變量。由于合理的工具變量需要滿足外生性和相關性，因此Liu 和Alm(2016)的工具變量策略并不適用于本文。這是因為某些省份選擇省直管縣改革試點縣的標準是“糧食或棉花生產(chǎn)大縣”，如河北、陜西等省份，這意味著第一種工具變量策略并不滿足外生性要求。

鑒于上述考慮，本文參考Jia 等(2018)的思路，以縣到所屬地級市距離的對數(shù)與該省份是否實施省直管縣改革的交叉項作為工具變量。從外生性來說，縣到所屬地級市的距離是地理變量，具有天然的外生屬性；從相關性來說，縣到所屬地級市的距離越遠，受地級市的影響越小，從而越有可能被省級政府挑選為改革試點縣。正如Jia 等(2018)所指出，某一縣域與其隸屬地級市的地理距離越近，市場更加一體化和不可分割，因此越不可能采取省直管縣改革。

表6 報告了工具變量法的回歸結果。由于“縣到所屬地級市的距離”隨時間不變，因此表6 控制的是省份固定效應。其中，第一、二種模型設定的區(qū)別在于是否包括省份時間趨勢?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論何種模型設定，在IV 第一階段回歸中，工具變量的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，估計值約為0.026。這意味著，在某省決定實施省直管縣改革的情況下，該縣到所屬地級市的距離每增加一個單位，那么該縣被挑選為改革試點縣的概率提高2.6 個百分點，從而驗證了工具變量的相關性，與Jia 等(2018)的研究結論一致。兩種設定的第一階段F 值分別為56.845 和67.789，均大于10，表明并不存在弱工具變量的可能。在IV 第二階段回歸中，省直管縣改革的估計系數(shù)顯著為負，與前文的結論一致。同時，省直管縣改革的減霾效應(－0.4213)要高于基準模型 (－0.0103)，這是因為IV 估計所識別的處理效應是局域平均處理效應(LATE)，即由工具變量引致的內(nèi)生變量變化所帶來的處理效應。因此，表6 的估計結果可理解為，由于某縣到所屬地級市距離的增加而提高該縣被挑選為處理組的概率，從而降低了該縣的霧霾污染程度。綜上，即使考慮了省直管縣改革變量潛在的內(nèi)生性問題，本文的核心結論依然穩(wěn)健。

表6 工具變量法的回歸結果

五、拓展性討論：識別檢驗與機制分析

（一）改革非隨機性的討論

從經(jīng)濟直覺上講，省直管縣改革試點縣的選擇對于當?shù)仂F霾污染程度是相對外生的，即本文被解釋變量與核心解釋變量之間聯(lián)立偏誤的可能性較小。然而，省直管縣改革試點縣的選取并非隨機，往往傾向于選擇經(jīng)濟強縣或者貧困縣(陳思霞和盧盛峰，2014)。鄭新業(yè)等(2011)利用河南省的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟大縣、財政大縣等更容易被挑選為試點。為了控制省直管縣改革的選擇標準對估計結果造成的偏誤，除了上文的工具變量方法之外，本文還參考Li 等(2016)、蔡嘉瑤和張建華(2018)的做法，在基準回歸方程中納入了政策選擇標準的三類設定：(1)改革時間趨勢，以控制改革縣特定的線性時間趨勢；(2)改革選擇標準變量與時間三次多項式的交互項，以允許改革選擇標準變量對霧霾污染的影響遵循特定的時間趨勢；(3)改革選擇標準變量與改革前后虛擬變量的交互項，以允許改革選擇標準變量對霧霾污染的影響在改革前后存在差異。

關于省直管縣改革試點縣的選擇標準，各省并不統(tǒng)一。例如，河北省將經(jīng)濟發(fā)展、城市化水平、糧食生產(chǎn)大縣作為選擇標準；陜西省的選擇標準是國家級貧困縣或糧食、棉花、油料生產(chǎn)大縣等；河南省的選擇標準是經(jīng)濟發(fā)展、財政狀況、工業(yè)發(fā)展、城市化水平等；四川省的選擇標準是經(jīng)濟發(fā)展、財政狀況、工業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構、城市化水平、發(fā)展?jié)摿Φ?。本文參考Li 等(2016)總結的22 個省份2003—2012 年三次大規(guī)模改革試點標準，選取了八類改革選擇標準變量：是否為縣級市、是否為國家貧困縣、是否為國家糧食或棉花生產(chǎn)大縣、是否為省份邊界縣、坡度、海拔、2000 年城市化率和1999年財政缺口。

表7 報告了省直管縣改革非隨機性的回歸結果。其中，第(1)列至第(2)列在基準回歸模型的基礎上加入改革時間趨勢，第(3)列至第(4)列進一步加入改革選擇標準變量與時間三次多項式的交互項，第(5)列至第(6)列再次加入改革選擇標準變量與改革前后虛擬變量的交互項?？梢园l(fā)現(xiàn)，在對政策選擇標準進行不同設定的情況下，省直管縣改革的估計系數(shù)介于－0.0120 到－0.0380 之間。雖然系數(shù)大小略有差異，但其符號方向與顯著性水平都與前文一致，表明省直管縣改革的減霾效應并未受到改革選擇標準的威脅。

表7 改革非隨機性的回歸結果

（二）共同趨勢檢驗

雙重差分法有效的基本前提是，先實施省直管縣改革的縣與后改革的縣、未改革的縣在實施改革之前霧霾污染的趨勢不存在系統(tǒng)性差異，或者即使存在差異，差異也是固定的。這意味著改革縣與未改革縣在霧霾污染程度上具備共同趨勢。如此，才可以認為后實施省直管縣改革的縣和未改革縣是改革縣合適的對照組。為檢驗這一共同趨勢假設，本文參考Li 等(2016)、Liu 和Alm(2016)、董曉芳和劉逸凡(2018)、Ma 和Mao(2018)、Yan(2018)等文獻的做法，利用事件分析法(Event Study)進行檢驗。具體構建如下計量模型：

為了更加直觀地檢驗共同趨勢的假設條件以及觀察省直管縣改革對霧霾污染的動態(tài)影響，圖2 繪制了參數(shù)kβ的估計值和90%的置信區(qū)間。圖2 中，橫軸表示省直管縣改革前與改革后的年份數(shù)。由圖2 可知，在省直管縣改革之前，各縣域霧霾污染濃度的差異不能拒絕為零的原假設，這表明各縣域在省直管縣改革之前霧霾污染濃度并不存在差異，證明了本文雙重差分法滿足共同趨勢假設。同時，在省直管縣改革的當年及之后，參數(shù)kβ的估計值始終為負，并且至少通過10%的顯著性水平檢驗，這表明試點縣實施省直管縣改革后就顯著抑制了霧霾污染，并且這種減霾效應整體上隨著時間的推移而越來越大。具體而言，當試點縣實施省直管縣改革1 年后，霧霾污染程度降低4.5%；而當試點縣實施省直管縣改革8 年后，這一效應提高到12.6%。整體而言，省直管縣改革的減霾效應具有持續(xù)性。

圖2 霧霾污染濃度在省直管縣改革前后的差異

（三）機制分析

前文的分析表明，省直管縣財政體制改革顯著降低了霧霾污染程度。那么，這一改革是如何降低霧霾污染程度的呢？由前文可知，本文核心結論一致于經(jīng)典分權理論，即分權狀態(tài)下的地方政府能夠更好地提供環(huán)境公共品。然而，縣級層面缺乏翔實的環(huán)境支出數(shù)據(jù)，因此本文從規(guī)模、結構和技術等研究角度給出間接影響的證據(jù)。根據(jù)Grossman 和Krueger(1995)、Brock 和Taylor(2005)等的研究，影響環(huán)境污染的途徑分為規(guī)模效應、結構效應和技術效應?；谏鲜鼋嵌龋O定如下模型來考察省直管縣改革對霧霾污染的影響機制：

其中，itM 表示機制變量。本文選取了三類(6個)變量：①規(guī)模效應。規(guī)模效應一般指經(jīng)濟發(fā)展水平，以實際人均GDP 來衡量。②結構效應。將結構效應分為產(chǎn)業(yè)結構和要素稟賦結構兩類。前者以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重、第二產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來表示；后者以資本存量與勞動力的比值(取對數(shù))來表示，其中資本存量通過永續(xù)盤存法計算，勞動力以年末單位從業(yè)人員與鄉(xiāng)村從業(yè)人員之和衡量。③技術效應。由于縣級層面缺乏衡量技術變量的指標，以中學生人數(shù)占總人口的比重間接度量。這是因為，人力資本是知識的載體和技術進步的源泉，所以人力資本越高，技術水平越高。同時，為了彌補上述指標的不足，利用城市層面的數(shù)據(jù)進行回歸。其中，城市層面的技術水平以綜合創(chuàng)新指數(shù)衡量，數(shù)據(jù)來源于《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告》(寇宗來和劉學悅，2017)；城市層面的省直管縣改革變量參考Liu 和Alm(2016)做法，定義為如果某市下轄縣至少有一個縣實施改革則取值為1，否則為0。方程(3)中其余變量設定一致于方程(1)。

省直管縣改革對霧霾污染的影響機制的回歸結果在表8 中呈現(xiàn)。①規(guī)模效應的估計結果見表8 第(1)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革的估計系數(shù)為負，并且通過1%的顯著性水平檢驗，這說明省直管縣改革顯著降低了實際人均GDP，一致于Li 等(2016)和Yan(2018)的研究結論。因此，省直管縣改革抑制了經(jīng)濟發(fā)展，通過縮小規(guī)模效應來抑制霧霾污染。②結構效應的估計結果見表8 第(2)列至第(5)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著降低了二產(chǎn)比重，并增加了三產(chǎn)比重，進而提升了三產(chǎn)與二產(chǎn)的比值，這意味著省直管縣改革優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結構，推動了產(chǎn)業(yè)結構升級，這與王立勇和高玉胭(2018)的研究結論一致。同時，省直管縣改革顯著降低了資本勞動比，說明省直管縣改革有利于勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這對于霧霾污染治理起到積極作用。③技術效應的估計結果見表8 第(6)列和第(7)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著提升了中學生比重，這與譚之博等(2015)的研究結論一致。既有文獻發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革顯著增加了縣域公共教育支出(王小龍和方金金，2014；Huang 等，2017)，提高了人均教育支出增長率和生均教育增長率(余靖雯等，2017)，從而促進了公共教育供給，因此這有利于改革縣的初等教育事業(yè)。同時，在城市層面，省直管縣改革有力推動了創(chuàng)新指數(shù)的增加，從側面折射出省直管縣改革并不一定完全損害地級市的利益，類似于Ma 和Mao(2018)的結論?？紤]到技術具有正向的外溢效應，地級市的創(chuàng)新水平的提升有利于促進所轄縣的創(chuàng)新水平。進一步，人力資本水平和創(chuàng)新水平越高，越有利于促進環(huán)保技術和綠色技術的進步，從而有利于抑制霧霾污染。同時，為了與既有文獻進行比較，表9 梳理了省直管縣改革與機制變量的相關文獻?？傊陨辖Y果表明省直管縣改革通過縮小規(guī)模效應、優(yōu)化結構效應和提升技術效應的途徑降低了霧霾污染程度。

表8 機制分析的回歸結果

表9 省直管縣改革與機制變量的相關文獻

六、結論與政策建議

霧霾污染治理本質上是公共品供給的問題。經(jīng)典分權理論認為，分權狀態(tài)下的地方政府能更好地提供環(huán)境公共品。然而，該觀點被支持集權觀點的學者所質疑，后者認為在地方政府的經(jīng)濟人屬性和公共品的外溢特征下，分權導致地方政府公共品供給不足，不利于環(huán)境治理工作。理論上的分歧延續(xù)到實證研究中。遺憾的是，既有關于分權的環(huán)境效應的實證研究對分權指標的構造存在較嚴重的內(nèi)生性問題。鑒于此，本文將省直管縣財政體制改革視為一次準自然實驗，利用2001—2014 年中國1784 個縣域的面板數(shù)據(jù)，使用漸進性雙重差分方法估計了財政分權改革對霧霾污染的影響。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)相比于未改革縣，實施省直管縣改革的試點縣PM2.5地表濃度相對于樣本均值降低了約0.28 個百分點，意味著省直管縣改革顯著抑制了霧霾污染；(2)改革縣與未改革縣的霧霾污染水平在省直管縣改革之前滿足共同趨勢假設；同時，省直管縣改革的減霾效應具有持續(xù)性，并且隨時間推移越來越大；(3)機制分析表明，省直管縣改革通過縮小規(guī)模效應、優(yōu)化結構效應和提升技術效應三個途徑降低了霧霾污染程度。此外，本文考慮了改革和霧霾污染的溢出效應以及控制了一系列改革選擇標準變量，并且利用PSM-DID 方法、安慰劑檢驗、工具變量法等方式確保研究結論的穩(wěn)健性。

無論是省管縣體制，還是市管縣體制，都有其自身的優(yōu)缺點，不應過度偏頗任何一方。省直管縣改革后，省級財政的管理幅度急劇增加，勢必提升政策協(xié)調(diào)的難度，提高監(jiān)管成本，而這恰恰是市管縣體制的優(yōu)點。全面、客觀地評估省直管縣改革的政策效應具有重要的現(xiàn)實意義，而改革的政策效應不僅僅包括經(jīng)濟增長和財政收入等方面，還應該包括環(huán)境等公共品供給方面。鑒于此，本文從霧霾污染的角度提供了省直管縣改革帶來環(huán)境福利的證據(jù)。由于縣級政府是地方霧霾污染治理的第一責任人，處于公共品供給第一線，而政府層級間縱向財政關系改革能夠避免市管縣體制中的“市刮縣”等問題，提升縣級政府財政自主權，進一步發(fā)揮其信息優(yōu)勢，因此省直管縣改革有利于緩解縣級政府環(huán)境等民生性支出不足的困境。綜上，本文的政策啟示是，就霧霾污染治理這種類似于公共品供給的問題，省直管縣改革是有利的，應進一步考慮擴大省直管縣改革的試點范圍，尤其是資源稟賦富裕和環(huán)境約束力較弱的地區(qū)。