冉啟英 ，王健龍 ，楊小東

（新疆大學(xué) a.創(chuàng)新管理研究中心；b.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830047）

一、引 言

改革開(kāi)放至今，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成就卓越。與此同時(shí)，環(huán)境惡化與資源短缺問(wèn)題隨著經(jīng)濟(jì)總量攀升接踵而至。為轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，黨的十八屆五中全會(huì)把“綠色發(fā)展”作為五大發(fā)展理念之一，注重解決人與自然、人與城市的諸多和諧問(wèn)題。十三屆全國(guó)人大三次會(huì)議表決通過(guò)具有“綠色民法典”之稱的《中華人民共和國(guó)民法典》，不僅確立了綠色原則作為民法基本原則，而且涵蓋了近30 個(gè)分布于物權(quán)、合同、侵權(quán)責(zé)任等內(nèi)容的綠色條款，系統(tǒng)構(gòu)筑了貫徹生態(tài)文明理念的綠色法條體系。中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于新常態(tài)關(guān)鍵轉(zhuǎn)型期，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)舊動(dòng)力消退緩慢，新動(dòng)力略顯不足，引致當(dāng)前中國(guó)綠色發(fā)展效率低下，促進(jìn)綠色發(fā)展效率的提升已成為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵所在。

有研究將中國(guó)現(xiàn)有粗放型發(fā)展模式歸咎于中國(guó)式財(cái)政分權(quán)（邵傳林，2016；潘敏杰等，2017；皮建才，2010）［1-3］，自1994年分稅制改革以來(lái)，地方政府財(cái)權(quán)的重新分配顯著影響了政府行為，為地方政府“重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、輕環(huán)境治理”提供了廣闊政治空間。獲得獨(dú)立財(cái)權(quán)與事權(quán)的地方政府間橫向競(jìng)爭(zhēng)加劇，地方保護(hù)主義興起，各地產(chǎn)生了嚴(yán)重的“割地封侯”局面（李國(guó)璋和劉津汝，2010）［4］，弱化了政府公共環(huán)境的治理效率，進(jìn)而對(duì)資源配置與生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生不利影響。因此，如何改變財(cái)權(quán)分立導(dǎo)致的環(huán)境污染問(wèn)題迫在眉睫。有學(xué)者認(rèn)為，環(huán)境分權(quán)可能是制約財(cái)政分權(quán)發(fā)揮作用的重要因素（張華等，2017）［5］，在政策實(shí)施過(guò)程中，地方政府脫離財(cái)政聯(lián)邦主義框架對(duì)環(huán)境類公共產(chǎn)品進(jìn)行管理，分擔(dān)了中央政府部分監(jiān)管生態(tài)、制定環(huán)境制度和執(zhí)行環(huán)境治理的職能（盛巧燕和周勤，2017）［6］，以防止“公地悲劇”的發(fā)生，環(huán)境分權(quán)由此產(chǎn)生（冉啟英等，2020）［7］。因此，有必要將財(cái)政分權(quán)和環(huán)境分權(quán)放入同一分析框架去研究。本文在考慮空間溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)上，探討財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率的影響機(jī)制及區(qū)域差異，期望為優(yōu)化分權(quán)體系、協(xié)調(diào)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供可供參考的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）財(cái)政分權(quán)與綠色發(fā)展效率

財(cái)政分權(quán)主要作用于環(huán)境與經(jīng)濟(jì)來(lái)對(duì)綠色發(fā)展效率產(chǎn)生影響。在財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)效益關(guān)系上，大部分學(xué)者認(rèn)為分權(quán)可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。首先，地方官員熟悉本地發(fā)展?fàn)顩r的信息優(yōu)勢(shì)依靠分權(quán)得以有效發(fā)揮，使地方政府可根據(jù)本地居民偏好配給公共服務(wù)，從而提高資源分配與使用效率，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極作用（范子英和張軍，2009；曾淑婉，2013；余泳澤和劉大勇，2018）［8-10］。其次，地方政府在獲得獨(dú)立財(cái)權(quán)后，會(huì)通過(guò)減稅增補(bǔ)等手段惠及企業(yè)，既可吸引高質(zhì)量FDI（何元慶，2007；李斌等，2016；張海洋，2005；冉啟英和楊小東，2020）［11-14］，也可促使企業(yè)加大科研投入，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)（周克清等，2011）［15］。最后，擁有獨(dú)立財(cái)權(quán)后的政府通過(guò)擴(kuò)大基建投資，不僅節(jié)約運(yùn)輸成本，還加快人、財(cái)、物等資本要素流動(dòng)，進(jìn)而促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（許和連等，2006；劉秉鐮等，2010）［16-17］。但是，也有觀點(diǎn)認(rèn)為財(cái)政分權(quán)抑制了經(jīng)濟(jì)效益的提高，原因是財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致地方事權(quán)與財(cái)力失衡，促使政府間橫向競(jìng)爭(zhēng)加?。惪沟?，2002）［18］，從而降低了服務(wù)性領(lǐng)域的投入，不利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期健康發(fā)展（Zhang&Zou，1996）［19］。

在財(cái)政分權(quán)與環(huán)境效益關(guān)系上，當(dāng)前學(xué)者主要認(rèn)為分權(quán)加劇了環(huán)境污染。原因如下：其一，基于政績(jī)考核的中國(guó)式分權(quán)導(dǎo)致地方政府為爭(zhēng)奪外部資源而競(jìng)爭(zhēng)（周業(yè)安和章泉，2008）［20］，使得政府降低對(duì)環(huán)境改善的偏好，致使環(huán)境質(zhì)量不斷下行（張克中等，2011）［21］。其二，財(cái)政分權(quán)扭曲了地方政府支出結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致“重基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，輕公共服務(wù)投資”現(xiàn)象，環(huán)保事業(yè)得不到財(cái)政資金青睞，最終導(dǎo)致環(huán)境惡化（傅勇和張晏，2007）［22］。其三，財(cái)政分權(quán)背景下，地方政府增加了對(duì)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的包容性，主要體現(xiàn)于政府降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)本地企業(yè)排污視而不見(jiàn)，“逐底競(jìng)爭(zhēng)”致使環(huán)境持續(xù)破壞（Cumberland，1981）［23］。但也有學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)使得地方政府有充足資金治理本地環(huán)境污染（譚志雄和張陽(yáng)陽(yáng)，2015）［24］，尤其是財(cái)政支出分權(quán)使得地方政府靈活抽調(diào)財(cái)政資金用于環(huán)境保護(hù)，積極探索環(huán)境治理的先進(jìn)工藝，有助于降低環(huán)境污染（賁友紅和李向東，2017）［25］。

（二）環(huán)境分權(quán)與綠色發(fā)展效率

關(guān)于環(huán)境分權(quán)對(duì)環(huán)境效益的影響，學(xué)術(shù)界主要分為兩大陣營(yíng)。集權(quán)論者認(rèn)為，環(huán)境分權(quán)導(dǎo)致環(huán)境政策失效（李強(qiáng)和王琰，2020；Burgess et al.，2012）［26-27］，并加劇環(huán)境惡化（陸遠(yuǎn)權(quán)和張德鋼，2016）［28］。一方面，中國(guó)政府擁有地方事務(wù)較大自主權(quán)，為促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，往往會(huì)打破生態(tài)“底線”，放松環(huán)境監(jiān)管，吸引外資流入，政府間“逐次競(jìng)爭(zhēng)”導(dǎo)致環(huán)境惡化（Dijkstra & Fredriksson，2010）［29］。另一方面，環(huán)境分權(quán)遭受中國(guó)式政治集權(quán)與財(cái)政分權(quán)左右，被“中國(guó)式分權(quán)”所標(biāo)榜，具體表現(xiàn)為由中央到地方“層層加碼”型的環(huán)境管理模式，使得環(huán)境治理深陷“條塊交叉”的泥淖，導(dǎo)致地方政府環(huán)保性支出不足，不利于環(huán)境部門開(kāi)展環(huán)保事務(wù)（張華等，2017）［5］。分權(quán)擁躉者認(rèn)為，其一，地方政府具有環(huán)境管理的信息優(yōu)勢(shì)，能夠有效地配置當(dāng)?shù)厝肆Y源，從而產(chǎn)生積極的政策效果（姜珂和游達(dá)明，2016）［30］。該信息優(yōu)勢(shì)將提升地方資源配置效率，有效推動(dòng)生產(chǎn)技術(shù)革新，實(shí)現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。其二，隨著地方環(huán)保監(jiān)察人員的增加，有利于地方環(huán)境監(jiān)管網(wǎng)絡(luò)的形成，實(shí)現(xiàn)區(qū)域綠色發(fā)展（鄒璇等，2019）［31］。此外，環(huán)境分權(quán)使得地方政府制定更為嚴(yán)苛的環(huán)境保護(hù)制度（CHANGHF et al.，2014）［32］，讓政府行為變得公開(kāi)透明，并主動(dòng)接受公眾監(jiān)督（Goel et al.，2017）［33］，有助于改善地方環(huán)境（白俊紅和聶亮，2017）［34］。

綜上可知，以往研究為分析財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)與綠色發(fā)展效率的關(guān)系提供了一定的理論框架和實(shí)證檢驗(yàn)，但仍存在一定不足：一是目前大多數(shù)研究主要是探討財(cái)政分權(quán)對(duì)生態(tài)效率的影響抑或探討環(huán)境分權(quán)對(duì)環(huán)境污染的直接因果或間接因果作用，鮮有學(xué)者將兩者納入同一分析框架內(nèi)進(jìn)行綜合考察，其關(guān)注空間效應(yīng)的研究更是鮮見(jiàn)文端；二是研究樣本多是基于省際層面，而綠色發(fā)展效率的空間集聚與外溢效應(yīng)導(dǎo)致各區(qū)域存在顯著的空間分割，少有學(xué)者從地級(jí)市層面考察環(huán)境分權(quán)、財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率所存在的空間效應(yīng)。

基于此，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：①將財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)和綠色發(fā)展效率納入同一分析框架，拓展了現(xiàn)有領(lǐng)域的研究成果，豐富了城市高質(zhì)量發(fā)展理論，為探索經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展提供一個(gè)新的研究視角；②通過(guò)空間計(jì)量方法和中介效應(yīng)模型探究了財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)行為對(duì)綠色發(fā)展效率的時(shí)空異質(zhì)性特征，并以國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)、不同城市群分割作為劃分依據(jù)，細(xì)化城市綠色發(fā)展方面的研究；③當(dāng)前對(duì)財(cái)政分權(quán)和環(huán)境分權(quán)如何影響綠色發(fā)展效率這一問(wèn)題的研究尚存在不足，且缺乏城市層面的研究，本文將研究視角下沉至地級(jí)市層面，基于地級(jí)市面板數(shù)據(jù)探索財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)和綠色發(fā)展效率的關(guān)系，力圖使制定城市層面相關(guān)政策更具有針對(duì)性和科學(xué)性；④考慮現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)綠色發(fā)展效率測(cè)算方法的多樣性，本文采用不同方法對(duì)此指標(biāo)予以計(jì)算，并進(jìn)行了相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，研究結(jié)論穩(wěn)健可靠。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

由于綠色發(fā)展效率具有空間溢出特征，已有研究大多忽視了空間上的影響，故本文采用空間計(jì)量模型探究財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)與城市綠色發(fā)展效率的空間關(guān)聯(lián)。常用的空間計(jì)量模型包括空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），SAR 模型多用于考察因變量的空間關(guān)聯(lián)性，SEM 模型主要考慮隨機(jī)干擾項(xiàng)的空間影響，本文選取兩者結(jié)合的SDM模型，如下所示：

為了檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)和環(huán)境分權(quán)對(duì)城市綠色發(fā)展效率的共同影響，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建引入財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)交互項(xiàng)的模型，為了使原有核心解釋變量仍具有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行中心化處理，具體模型如下：

（二）空間權(quán)重矩陣

在空間計(jì)量模型中，空間權(quán)重矩陣具有外生性，本文采用地理鄰接矩陣、地理反距離矩陣、經(jīng)濟(jì)地理型權(quán)重矩陣、大數(shù)據(jù)地理矩陣作為空間權(quán)重矩陣，并對(duì)矩陣進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（1）地理鄰接矩陣W1。若兩個(gè)地級(jí)市地理位置相鄰，則W1ij=1,i≠j，否則W1ij=0,i=j。

（2）地理反距離矩陣W2。采用兩個(gè)地級(jí)市之間距離倒數(shù)的平方dij表示經(jīng)緯度測(cè)算的兩地級(jí)市之間的地表距離。

（3）經(jīng)濟(jì)地理矩陣W3。W3采用兩個(gè)地級(jí)市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距絕對(duì)值的倒數(shù)：W3ij=表示第i個(gè)地級(jí)市在樣本期間（2004—2018 年）的地區(qū)人均生產(chǎn)總值的平均值。

（4）大數(shù)據(jù)地理矩陣W4。采用兩個(gè)地級(jí)市之間大數(shù)據(jù)水平差距絕對(duì)值的倒數(shù)：W4ij=表示第i個(gè)地級(jí)市在樣本期間（2004—2018 年）大數(shù)據(jù)發(fā)展水平的平均值，大數(shù)據(jù)發(fā)展水平用每萬(wàn)人國(guó)際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)表示。

（三）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

為了解釋財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)和綠色發(fā)展效率是否具有空間相關(guān)性，需采用全局Moran'sI指數(shù)加以驗(yàn)證。其公式為：

（四）變量定義與數(shù)據(jù)描述

（1）被解釋變量。本文借鑒樊鵬飛等（2018）的計(jì)算方法，運(yùn)用包含非期望產(chǎn)出的非導(dǎo)向EBM 的研究框架［35］。其中投入變量共3項(xiàng)指標(biāo)，分別為城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員、資本存量、能源消費(fèi)。資本存量中折舊率選取9.6%（張軍等，2004）［36］，對(duì)基期資本存量的處理借鑒Young（2003）［37］的方法，即將基年固定資產(chǎn)投資額乘以10 倍來(lái)表示；能源消費(fèi)用城市人均電力消費(fèi)量來(lái)代替。產(chǎn)出變量包括期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出兩類，期望產(chǎn)出為地級(jí)市GDP，并以2004 年為基期進(jìn)行折價(jià)；非期望產(chǎn)出為地級(jí)市工業(yè)廢水排放量、地級(jí)市工業(yè)煙粉塵排放量和地級(jí)市工業(yè)二氧化硫排放量。效率值通過(guò)軟件MAXDEA Pro 的非期望產(chǎn)出的超效率EBM 模型測(cè)算得出，用ebm表示。

（2）核心解釋變量。①財(cái)政分權(quán)（fd）。對(duì)于財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的衡量，主要有財(cái)政支出分權(quán)、財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政自由度三類代理變量。中央賦予地方財(cái)政自主權(quán)，是地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一劑良藥，使地方政府獲得了財(cái)政自由，在此背景下，地方政府會(huì)增加其屬地環(huán)保部門的財(cái)政干預(yù)。由此，采用財(cái)政自由度作為財(cái)政分權(quán)的代理指標(biāo)，計(jì)算公式為地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出與地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)收入之比（傅勇和張晏，2007）［22］。②環(huán)境分權(quán)（ed）。由于環(huán)境聯(lián)邦主義與財(cái)政聯(lián)邦主義的不可替代性（陸遠(yuǎn)權(quán)和張德鋼，2016）［28］，且財(cái)政分權(quán)難以有效反映地方政府環(huán)境事權(quán)的動(dòng)態(tài)變遷過(guò)程（祁毓等，2014）［38］，導(dǎo)致使用財(cái)政分權(quán)指數(shù)來(lái)近似替代環(huán)境分權(quán)指數(shù)的做法存在偏誤。因此，本文借鑒彭星（2016）［39］的方法，采用各層級(jí)政府環(huán)保機(jī)構(gòu)人員分布情況來(lái)衡量環(huán)境分權(quán)度，但環(huán)保部門需聯(lián)合水利等公共基礎(chǔ)部門才能有效發(fā)揮作用，且囿于地級(jí)市層面數(shù)據(jù)可獲取性，故本文采用各地級(jí)市水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員分布情況來(lái)衡量環(huán)境分權(quán)度。此外，考慮環(huán)境分權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒白俊紅和聶亮（2019）［34］的做法，將經(jīng)濟(jì)放縮因子納入環(huán)境分權(quán)的測(cè)算公式中：

其中：i表示地級(jí)市；t表示年份；edit表示地級(jí)市環(huán)境分權(quán)指數(shù)；LEit表示地級(jí)市水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)；LPit表示地級(jí)市年末人口總數(shù)；GEt表示中國(guó)第t年水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)；GPt表示中國(guó)第t年年末人口總數(shù)。

（3）控制變量。基礎(chǔ)設(shè)施水平（road），用地級(jí)市人均道路面積來(lái)表示；人口密度（popl），以地級(jí)市年末人口數(shù)與行政區(qū)域面積之比表示；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdp），以地級(jí)市人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)表示；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的平方項(xiàng)（rgdp2）以rgdp 的平方來(lái)表示；外商直接投資（fdi），以實(shí)際利用外商投資額與地級(jí)市GDP 之比來(lái)表示，其中美元以按當(dāng)年年均匯率折算為人民幣；金融發(fā)展水平（fin），以地級(jí)市銀行存貸款總額與GDP 之比來(lái)表示。此外，對(duì)部分變量取對(duì)數(shù)處理。

（4）數(shù)據(jù)說(shuō)明。本文選取2004—2018年269個(gè)地級(jí)市的平衡面板數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，上述指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。相關(guān)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1所列。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間相關(guān)性測(cè)算結(jié)果分析

表2 是采用全局Moran'sI指數(shù)法引入鄰近地理矩陣、地理反距離矩陣、經(jīng)濟(jì)地理矩陣以及大數(shù)據(jù)地理矩陣進(jìn)行空間關(guān)聯(lián)性檢驗(yàn)，并使用stata15軟件得出相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 四種權(quán)重矩陣下綠色發(fā)展效率的Moran's I指數(shù)

由表2 可以看出，2004—2018 年，中國(guó)各地級(jí)市在四種空間權(quán)重矩陣下，綠色發(fā)展效率的大部分全局Moran'sI指數(shù)值在10%的水平下顯著為正，表明在全域范圍內(nèi)，中國(guó)綠色發(fā)展效率存在顯著的空間正向關(guān)聯(lián)性和一定的空間集群分布特征。

為了進(jìn)一步呈現(xiàn)綠色發(fā)展效率在空間上存在的集聚特征，采用局域莫蘭散點(diǎn)圖描繪出城市綠色發(fā)展效率的空間集聚狀況（囿于篇幅所限，本文只報(bào)告地理反距離矩陣（W2）和經(jīng)濟(jì)地理矩陣（W3）下的散點(diǎn)圖），如圖1、圖2所示。

圖1 地理反距離矩陣下綠色發(fā)展效率散點(diǎn)圖

圖2 經(jīng)濟(jì)地理矩陣下綠色發(fā)展效率散點(diǎn)圖

由莫蘭散點(diǎn)圖可知，地理反距離平方矩陣所繪制的散點(diǎn)主要分布在第一象限（高—高集聚）、第三象限（低—低集聚），且隨著時(shí)間推移綠色發(fā)展效率集聚態(tài)勢(shì)主要向第一象限（高—高集聚）與第二象限（低—高集聚）遷移。經(jīng)濟(jì)地理矩陣的散點(diǎn)各象限大致呈現(xiàn)均等分布狀態(tài)，且隨著時(shí)間推移綠色發(fā)展效率集聚態(tài)勢(shì)由第三象限（低—低集聚）向其余三個(gè)象限發(fā)散?？傮w上看，綠色發(fā)展效率在各地級(jí)市內(nèi)部存在顯著的空間相關(guān)性。

（二）雙重分權(quán)的直接效應(yīng)分析

基于已驗(yàn)證的空間相關(guān)性，考慮時(shí)期因素和地區(qū)個(gè)體差異有可能導(dǎo)致結(jié)果偏誤，本文將模型初步設(shè)定為雙向固定空間杜賓模型（SDM），并對(duì)模型進(jìn)行 LR 和 Wald 檢驗(yàn)（吳玉鳴，2006）［40］，相關(guān)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3 所列。由表3 可知，無(wú)論是LR 統(tǒng)計(jì)量或Wald 統(tǒng)計(jì)量，均在1%的水平下拒絕原假設(shè)，因此本文采用雙向固定空間杜賓模型對(duì)綠色發(fā)展效率進(jìn)行研究。為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還引入了空間滯后模型（SAR）的回歸結(jié)果，但后文分析以空間杜賓模型（SDM）為主。

表3 財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率直接影響

表3中，四種空間權(quán)重矩陣下，SAR與SDM模型中，財(cái)政分權(quán)（fd）對(duì)中國(guó)綠色發(fā)展效率的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，表明中國(guó)式分權(quán)抑制了綠色發(fā)展效率的提升。剖析其原因可能在于：地方政府官員升遷需要通過(guò)中央政府的考核，而財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府獲得地方財(cái)政收支的支配權(quán)，可獨(dú)立配置經(jīng)濟(jì)資源，而地級(jí)市政府側(cè)重于投資產(chǎn)出高的生產(chǎn)性項(xiàng)目，造成環(huán)境等公共服務(wù)財(cái)政投資力度小、基礎(chǔ)設(shè)施重復(fù)投資等現(xiàn)象（楊小東等，2020）［41］，從而扭曲地方政府行為，抑制綠色發(fā)展效率。同時(shí)，央—地事權(quán)與財(cái)權(quán)的不對(duì)稱性，導(dǎo)致地級(jí)市政府間橫向競(jìng)爭(zhēng)加劇，對(duì)改善技術(shù)效率，推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而有損經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展（趙文哲，2008）［42］。

環(huán)境分權(quán)（ed）在1%的水平上顯著抑制了綠色發(fā)展效率。究其原因，主要體現(xiàn)在以下兩方面：第一，環(huán)境分權(quán)使得地方政府擁有環(huán)境管理事務(wù)的自主權(quán)，這種自主權(quán)往往會(huì)擠出政府環(huán)保性支出，用于生產(chǎn)性投資，使得投資周期長(zhǎng)的“軟性”公共投資品得不到青睞，造成環(huán)境保護(hù)動(dòng)力的缺失；第二，環(huán)境分權(quán)體制下，地方政府會(huì)加大管轄范圍內(nèi)的環(huán)境監(jiān)管力度，會(huì)將高污染企業(yè)向鄰近地區(qū)或者轄區(qū)邊界轉(zhuǎn)移，造成臨近地區(qū)的環(huán)境污染，與此同時(shí)，某一地區(qū)的污染治理也可惠及臨近地區(qū)，產(chǎn)生正外部性?；谏鲜銮樾危h(huán)境治理的成本與收益具有不對(duì)稱性，致使地級(jí)市政府無(wú)心增加環(huán)保支出，最終導(dǎo)致環(huán)境政策的無(wú)效率（Sigman，2014）［43］，從而抑制地級(jí)市綠色發(fā)展效率。

從控制變量來(lái)看，基礎(chǔ)設(shè)施水平系數(shù)在鄰接權(quán)重矩陣（W1）與經(jīng)濟(jì)距離矩陣（W3）下顯著為正，在另外兩種權(quán)重矩陣下系數(shù)為正，但不顯著，表明基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展對(duì)綠色發(fā)展效率的促進(jìn)作用存在一定的異質(zhì)性。人口密度在W1、W2、W3 三種矩陣下，其系數(shù)顯著為正，人口密度越大的地區(qū)，會(huì)給地區(qū)發(fā)展提供更多的優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力，從而促進(jìn)綠色發(fā)展效率。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其平方項(xiàng)估計(jì)系數(shù)分別一負(fù)一正，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展與綠色發(fā)展之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而呈現(xiàn)出正“U”型曲線關(guān)系。外商直接投資的系數(shù)在四種權(quán)重矩陣下顯著為正，表明吸引外資有利于綠色效率的提升。金融發(fā)展水平的系數(shù)在四種權(quán)重矩陣下顯著為負(fù)，表明隨著金融發(fā)展水平的提高，會(huì)抑制中國(guó)綠色發(fā)展效率，主要原因是當(dāng)前中國(guó)“金融超發(fā)展”現(xiàn)象，不利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（周立和雷中豪，2019）［44］，即抑制了期望產(chǎn)出的增加，從而不利于綠色發(fā)展。

（三）雙重分權(quán)的關(guān)聯(lián)作用分析

上文驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)對(duì)中國(guó)綠色發(fā)展效率的直接影響，為檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的關(guān)聯(lián)作用，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上引入財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的交互項(xiàng)，并對(duì)變量進(jìn)行中心化處理，模型（2）的相關(guān)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4 所列。從表4 看，LR 檢驗(yàn)與Wald 檢驗(yàn)均拒絕SDM 模型會(huì)退化為空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）的原假設(shè)，再次證明了選取空間杜賓模型（SDM）的穩(wěn)健性，因此分析主要以空間杜賓模型（SDM）為主。從整體上來(lái)看，四種空間權(quán)重矩陣下，核心解釋變量估計(jì)結(jié)果符號(hào)和顯著性與前文估計(jì)結(jié)果無(wú)偏差，進(jìn)一步證明前文結(jié)果的合理性。其中，主效應(yīng)財(cái)政分權(quán)（fd）的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，系數(shù)值介于-0.294～-0.090 之間；主效應(yīng)環(huán)境分權(quán)（ed）的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，系數(shù)值介于-0.064～-0.041 之間?？刂谱兞康南禂?shù)符號(hào)與顯著性與前文保持一致，下文不再贅述。

表4 財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展的關(guān)聯(lián)作用

財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的交乘項(xiàng)（fd×ed）的系數(shù)為正，且均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明環(huán)境分權(quán)刺激下的財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率有較為積極的影響，反之亦然。原因可能在于：第一，隨著地方環(huán)境監(jiān)管能力的提升，可促使地方政府將財(cái)政資金用于環(huán)保支出，更加精確地制定符合本地發(fā)展的環(huán)保政策，從而有利于綠色發(fā)展效率提升；第二，轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境監(jiān)管，弱化了地方政府間經(jīng)濟(jì)競(jìng)速，促使政府投資性資金主要用于人才競(jìng)爭(zhēng)、技術(shù)創(chuàng)新效率提升和本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)三大方面，以此來(lái)提升綠色發(fā)展效率。其內(nèi)在作用機(jī)制如下：①在“搶人大戰(zhàn)”愈演愈烈的時(shí)代背景下，地方政府深知高質(zhì)量人力資本要素不僅可為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力保障，還對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)效率具有直接促進(jìn)作用（李榮杰，2015）［45］；②本地環(huán)境監(jiān)測(cè)壓力下，地方政府競(jìng)爭(zhēng)視角由“經(jīng)濟(jì)錦標(biāo)賽”向技術(shù)“創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)”過(guò)渡，將有更多資金流入技術(shù)創(chuàng)新行業(yè)，使得技術(shù)市場(chǎng)的發(fā)展獲得地方政府較高關(guān)注，其趨勢(shì)也激勵(lì)地方政府完善創(chuàng)新機(jī)制和市場(chǎng)化制度，此番舉措更有助于提升創(chuàng)新要素合理配置，從而促進(jìn)綠色發(fā)展（孫博文等，2020）［46］；③隨著環(huán)境執(zhí)行和監(jiān)測(cè)能力提升，企業(yè)排放標(biāo)準(zhǔn)門檻升高，促使地方政府為企業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型提供資金支持，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從“工業(yè)化”向“知識(shí)型”轉(zhuǎn)變，也有助于二、三產(chǎn)業(yè)部門的要素配置合理化，從而促進(jìn)綠色效率提升（趙領(lǐng)娣等，2016）［47］。

（四）關(guān)聯(lián)作用的作用機(jī)制驗(yàn)證

基于前文分析可知，財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的關(guān)聯(lián)作用是通過(guò)提升人力資本、技術(shù)創(chuàng)新和結(jié)構(gòu)升級(jí)三大效應(yīng)，從而促進(jìn)中國(guó)綠色發(fā)展效率的提升。為驗(yàn)證該觀點(diǎn)，本文借鑒溫忠麟等（2006）［48］的研究方法，建立有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型（1）（張勇和龍立榮，2013）［49］，以驗(yàn)證三大效應(yīng)的中介變量是否存在，具體的模型設(shè)定形式如下：

其中，中介變量（Mid）包括：人力資本（hum），用高校在校生人數(shù)比城市年末總?cè)丝诒硎荆患夹g(shù)創(chuàng)新（pat），用每萬(wàn)人擁有專利授權(quán)數(shù)表示；結(jié)構(gòu)升級(jí)（ind），用第三產(chǎn)業(yè)增加值比第二產(chǎn)業(yè)增加值表示。

有中介的調(diào)節(jié)變量，其顯著性判定標(biāo)準(zhǔn)如下：第一，做綠色發(fā)展效率（ebm）對(duì)財(cái)政分權(quán)（fd）、環(huán)境分權(quán)（ed）和交乘項(xiàng)（fd×ed）的回歸，如模型（5）所示，若交乘項(xiàng)（fd×ed）的系數(shù)δ3顯著，則說(shuō)明環(huán)境分權(quán)對(duì)財(cái)政分權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，可進(jìn)行下一步驗(yàn)證；第二，做中介變量（Mid）對(duì)財(cái)政分權(quán)（fd）、環(huán)境分權(quán)（ed）和交乘項(xiàng)（fd×ed）的回歸，如模型（6）所示，若交乘項(xiàng)的系數(shù)φ3顯著，可進(jìn)行下一步驗(yàn)證；第三，做綠色發(fā)展效率（ebm）對(duì)財(cái)政分權(quán)（fd）、環(huán)境分權(quán)（ed）、交乘項(xiàng)（fd×ed）和中介變量（Mid）的回歸，如模型（7）所示，若中介變量（Mid）的系數(shù)φ4顯著，則中介效應(yīng)存在，此時(shí)，若交乘項(xiàng)的系數(shù)φ3仍然顯著，則為部分中介效應(yīng)，否則，為全部中介效應(yīng)；第四，當(dāng)中介變量存在時(shí)，交乘項(xiàng)系數(shù)φ3應(yīng)小于δ3?？刂谱兞窟x取與前文一致，回歸結(jié)果見(jiàn)表5所列。

表5 有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)

續(xù)表5

分類來(lái)看，方程（2）顯示了財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的交乘項(xiàng)顯著提高了地級(jí)市人力資本水平，而方程（3）顯示了納入人力資本水平中介變量的綜合效應(yīng)，環(huán)境分權(quán)的調(diào)節(jié)下，財(cái)政分權(quán)程度加大通過(guò)提升人力資本水平從而影響綠色發(fā)展效率。方程（4）顯示了財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的交乘項(xiàng)顯著提高了地級(jí)市技術(shù)創(chuàng)新水平，而方程（5）顯示了納入技術(shù)創(chuàng)新水平中介變量的綜合效應(yīng)，即表示在環(huán)境分權(quán)的調(diào)節(jié)下，財(cái)政分權(quán)程度加大通過(guò)提升技術(shù)創(chuàng)新水平從而影響綠色發(fā)展效率。方程（6）顯示了財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的交乘項(xiàng)顯著推動(dòng)了地級(jí)市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而方程（7）顯示了納入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中介變量的綜合效應(yīng)，即表示在環(huán)境分權(quán)的調(diào)節(jié)下，財(cái)政分權(quán)程度加大通過(guò)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)從而影響綠色發(fā)展效率。從判定標(biāo)準(zhǔn)來(lái)看，方程（3）（5）（7）中交乘項(xiàng)系數(shù)均顯著且低于方程（1）中交乘項(xiàng)系數(shù)，說(shuō)明中介效應(yīng)存在。

（五）異質(zhì)性分析

1.國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)異質(zhì)性

中國(guó)政府于2008年提出將生態(tài)環(huán)境治理成本內(nèi)部化的國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策，規(guī)定中央通過(guò)集權(quán)行為來(lái)處理環(huán)境分權(quán)對(duì)生態(tài)環(huán)境的不利影響。為探究政策實(shí)施是否影響財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)與綠色發(fā)展效率的直接與關(guān)聯(lián)作用，本文從是否設(shè)立國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)層面進(jìn)行異質(zhì)性分析。將屬于第一批國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)名單中的436個(gè)縣級(jí)行政區(qū)與其所屬地級(jí)市相匹配，即含有功能區(qū)的地級(jí)市為組一，否則為組二。囿于篇幅所限，本文僅匯報(bào)經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣（W3）下空間杜賓模型的回歸結(jié)果，異質(zhì)性分析結(jié)果見(jiàn)表6所列。

組一中財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率的影響為負(fù)，但不顯著，組二中財(cái)政分權(quán)在1%的水平下顯著抑制了綠色發(fā)展效率，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率的影響表現(xiàn)出異質(zhì)性。組一和組二中環(huán)境分權(quán)均顯著抑制了綠色發(fā)展效率，與總體回歸結(jié)果相同，表現(xiàn)出同質(zhì)性。雖然組一和組二中交乘項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，但組一的系數(shù)（0.500）顯著高于組二的系數(shù)（0.164），說(shuō)明環(huán)境分權(quán)背景下，中央對(duì)功能區(qū)的轉(zhuǎn)移支付拉動(dòng)了地方政府投資性資金向環(huán)保部門傾斜，使地方政府統(tǒng)籌協(xié)調(diào)各類生態(tài)環(huán)境保護(hù)與建設(shè)資金的分配和使用，發(fā)揮各項(xiàng)政策和資金的合力，促進(jìn)區(qū)域整體生態(tài)功能改善。

表6 國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果

2.城市群異質(zhì)性

考慮中國(guó)式分權(quán)下，財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)主要城市群的環(huán)境污染影響的差異（徐輝等，2017）［50］，本文將269個(gè)地級(jí)市劃分為長(zhǎng)三角、珠三角、京津冀、哈長(zhǎng)、遼中南、山東半島、海峽西岸、長(zhǎng)江中游、成渝、中原和關(guān)中11個(gè)主要城市群。通過(guò)上述計(jì)量模型的適用性檢驗(yàn)，本小節(jié)采用城市與時(shí)間雙固定的空間杜賓模型，其次囿于篇幅限制，本文只報(bào)告經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重（W3）下的實(shí)證結(jié)果，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表7所列。

整體上看，不同城市群主要變量的顯著性和方向性均有一定程度的差異。從核心解釋變量來(lái)看，長(zhǎng)三角城市群、山東半島城市群、海峽西岸城市群、成渝城市群和中原城市群的財(cái)政分權(quán)系數(shù)至少在5%的水平下與綠色發(fā)展效率呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)性；珠三角城市群、關(guān)中城市群的財(cái)政分權(quán)系數(shù)為負(fù)但不顯著；哈長(zhǎng)城市群、遼中南城市群和長(zhǎng)江中游城市群的財(cái)政分權(quán)系數(shù)至少在10%的水平下顯著；京津冀城市群的財(cái)政分權(quán)系數(shù)為正，但不顯著。說(shuō)明在考察期內(nèi)，財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率的影響存在較大的異質(zhì)性，側(cè)面反映出財(cái)政分權(quán)影響綠色發(fā)展效率的復(fù)雜性。環(huán)境分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率的影響也表現(xiàn)出城市群的空間異質(zhì)性。11個(gè)主要城市群的財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的交乘項(xiàng)在東部城市群（除京津冀城市群外）均表現(xiàn)為負(fù)向效應(yīng)。說(shuō)明環(huán)境分權(quán)體制下，財(cái)政分權(quán)未能有效推動(dòng)中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，原因可能是：由于地區(qū)發(fā)展的差異過(guò)大，東部地區(qū)對(duì)環(huán)境重視程度較高，其綠色發(fā)展效率主要來(lái)自技術(shù)進(jìn)步，而非權(quán)力分配。此外，東部地區(qū)已配置具有較高水平的環(huán)保人員，引致環(huán)保效應(yīng)衰減。交乘項(xiàng)在中西部城市群中均為正向效應(yīng)，原因可能是：經(jīng)濟(jì)與環(huán)境雙重績(jī)效壓力下，中西部地區(qū)開(kāi)始重視環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，環(huán)境自主權(quán)的下放，彌補(bǔ)了環(huán)保專業(yè)化人員的不足，有助于中西部地區(qū)形成完善的環(huán)境管理系統(tǒng)和資源的有效配置，遠(yuǎn)大于環(huán)境權(quán)力分配所帶來(lái)的弊端，有助于城市綠色發(fā)展效率的提升（鄒璇等，2019）［31］。

表7 城市群異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了分析上述全樣本條件下財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展效率的直接影響及其關(guān)聯(lián)作用的穩(wěn)健性，將本文的被解釋變量衡量指標(biāo)用非期望產(chǎn)出的超效率SBM 重新測(cè)度，并采用SDM 模型進(jìn)行重新檢驗(yàn)和回歸（W1-W4 矩陣與前文保持一致），相關(guān)回歸結(jié)果見(jiàn)表8所列。

表8的回歸結(jié)果表明，替換被解釋變量后各變量系數(shù)的顯著性和符號(hào)整體上與前文保持一致，這也證明了模型的設(shè)定和回歸結(jié)果是可靠和穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表8

五、結(jié)論與建議

本文在應(yīng)用超效率EBM測(cè)算綠色發(fā)展效率的基礎(chǔ)上，基于2004—2018年中國(guó)269個(gè)地級(jí)市的城市面板數(shù)據(jù)，在鄰接矩陣、地理反距離矩陣、經(jīng)濟(jì)地理矩陣與大數(shù)據(jù)地理矩陣下，采用空間杜賓模型，分析了財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)與綠色發(fā)展效率的直接關(guān)系與關(guān)聯(lián)作用，得出如下結(jié)論：其一，綠色發(fā)展效率在地級(jí)市層面表現(xiàn)出空間正向關(guān)聯(lián)；全樣本分析中，四種權(quán)重矩陣下，財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)均顯著抑制了城市綠色發(fā)展效率，且關(guān)聯(lián)效應(yīng)表明，在環(huán)境分權(quán)體制下，財(cái)政分權(quán)推動(dòng)了城市綠色發(fā)展。其二，有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果表明，環(huán)境分權(quán)會(huì)促進(jìn)地方政府通過(guò)提升人力資本水平、技術(shù)創(chuàng)新水平以及促進(jìn)結(jié)構(gòu)升級(jí)來(lái)推動(dòng)城市綠色發(fā)展。其三，異質(zhì)性分析表明，設(shè)立國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)的地級(jí)市雙重分權(quán)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)顯著高于未設(shè)立生態(tài)區(qū)的地級(jí)市；直接效應(yīng)在不同城市群中對(duì)綠色發(fā)展效率影響具有顯著異質(zhì)性，中西部城市群關(guān)聯(lián)作用顯著異于東部城市群，且表現(xiàn)為正向影響。據(jù)此，本文提出如下政策建議：

第一，針對(duì)當(dāng)前財(cái)政分權(quán)與環(huán)境分權(quán)的提高不利于城市綠色發(fā)展的狀況，中央適當(dāng)集權(quán)對(duì)綠色發(fā)展有積極影響，更要把握央—地財(cái)權(quán)、事權(quán)的分配尺度，著力優(yōu)化雙重分權(quán)的考核機(jī)制，避免“唯GDP”論英雄現(xiàn)象的發(fā)生，從而發(fā)揮分權(quán)制度的優(yōu)勢(shì)。

第二，政府應(yīng)結(jié)合雙重分權(quán)的聯(lián)立作用對(duì)人力資本、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善作用，調(diào)整本地財(cái)政分權(quán)、環(huán)境分權(quán)，使其有利于促進(jìn)綠色技術(shù)引進(jìn)，提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，從而有效發(fā)揮其優(yōu)化綠色發(fā)展的效應(yīng)。

第三，加大國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付力度，補(bǔ)償?shù)胤秸畵p失經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的機(jī)會(huì)成本，以此激勵(lì)地方政府財(cái)政支出向環(huán)保產(chǎn)業(yè)傾注。

第四，科學(xué)規(guī)劃城市群發(fā)展，根據(jù)城市群發(fā)展?fàn)顩r調(diào)整分權(quán)程度，使之有助于提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，有效發(fā)揮分權(quán)對(duì)綠色發(fā)展的聯(lián)立作用。

注 釋：

（1）有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型就是同時(shí)包含調(diào)節(jié)變量和中介變量的一種常見(jiàn)模型，在該種模型內(nèi)自變量對(duì)因變量的效應(yīng)將受到調(diào)節(jié)變量的影響，而調(diào)節(jié)效應(yīng)（至少部分地）通過(guò)中介變量起作用。