吳野，董瑋

（安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601）

改革開放以來，中國經(jīng)濟飛速增長，但同時也伴隨著因工業(yè)快速發(fā)展而導(dǎo)致的CO2排放量的急劇增加，中國的CO2排放量從1978年的14.83億噸增加到2008年的68.96億噸①。CO2是導(dǎo)致全球溫室效應(yīng)的元兇巨惡，其在破壞環(huán)境的同時還會阻礙我國的可持續(xù)發(fā)展道路，減少碳排放刻不容緩。為此，習(xí)近平總書記于2020年明確提出實現(xiàn)2030年“碳達(dá)峰”、2060 年“碳中和”的雙碳目標(biāo)，并于2021 年將“雙碳”目標(biāo)寫入《政府工作報告》。碳排放具有典型的外部性特征，其需要政府與市場形成合力。市場方面，2020 年我國的碳交易制度開始逐步建立并逐漸發(fā)揮作用；政府方面，財政作為政府參與社會治理的主要手段，其需要在減少碳排放、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展中起到積極作用。財政分權(quán)作為政府財政體制的核心，在很大程度上決定地方政府行為與財政資源，從而可能對碳排放產(chǎn)生影響。

關(guān)于財政分權(quán)對碳排放的影響具有兩種相反的效應(yīng)。一方面，地方政府更加清楚地了解地區(qū)居民對環(huán)境類公共產(chǎn)品的需求，基于充分的信息條件，財政權(quán)力的擴大有利于地方政府更好地提供相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)[1]。另一方面，若人口是自由流動的，財權(quán)擴大使地方政府會提高環(huán)境類公共物品的投資力度，以此吸引相關(guān)人才與資金流入[2]。通過完備的環(huán)境信息與相關(guān)人才資源的引進，是實現(xiàn)財政分權(quán)對碳排放正向影響的理論基礎(chǔ)。而財政分權(quán)對碳排放的負(fù)向效應(yīng)在于財政分權(quán)導(dǎo)致的“逐底競爭”效應(yīng)。周黎安認(rèn)為，在政治晉升錦標(biāo)賽中，地方政府極易忽略民眾關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展以外的訴求[3]。這種行為造就了地方政府在財權(quán)擴大后“重基建、輕民生”的現(xiàn)象，導(dǎo)致環(huán)境治理投入不足[4]。此外，還有學(xué)者基于實證角度探究了財政分權(quán)與碳排放的關(guān)系，如Halkos 和Tzeremes發(fā)現(xiàn)兩者間存在顯著非線性關(guān)系[5]；財政分權(quán)還會從經(jīng)濟與政治激勵兩方面，通過改變政府支出行為間接影響碳排放[6]；部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)制度使地方政府重視區(qū)域內(nèi)污染，而對具有外溢性的碳污染持旁觀態(tài)度[7]。

一、理論假說

（一）財政“省直管縣”改革與碳排放

假說1：財政“省直管縣”改革有助于降低縣域碳排放，即省內(nèi)財政分權(quán)負(fù)向影響縣域碳排放水平。

（二）地方政府競爭與碳排放

地方政府競爭對碳排放的影響的機制理論有兩種：“趨劣競爭”和“趨良競爭”。其中，“趨劣競爭”是指地方政府以犧牲環(huán)境為代價，吸引高污染、高能耗企業(yè)入駐，提升當(dāng)?shù)卣偁巸?yōu)勢，以促進經(jīng)濟發(fā)展；若地方政府提高本地環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，產(chǎn)生的外溢效應(yīng)會使鄰近地區(qū)采取免費搭便車的策略，導(dǎo)致環(huán)境治理投入低于最優(yōu)水平[12]。關(guān)于“趨良競爭”，地方政府會通過公共物品的提供來吸引資本、勞動力等生產(chǎn)要素[13]，只要轄區(qū)代表性居民對環(huán)境的偏好較高，地方政府就會提高環(huán)境規(guī)制水平。實際上，隨著中國可持續(xù)發(fā)展理念的興起并將碳排放約束指標(biāo)納入國民經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃中，中國碳排放強度連續(xù)多年下降。當(dāng)中央政府發(fā)出碳排放約束信號后，地方政府受到激勵，形成“趨良競爭”，積極推動減排行動。因此，在實施財政“省直管縣”改革后，由于中央政府碳排放約束以及縣域資源的局限性，縣級政府除了必要的經(jīng)濟發(fā)展競爭，也會因鄰避主義及其對“偏好優(yōu)質(zhì)環(huán)境的流動性要素”的追逐，形成趨良效應(yīng)，競相提升地區(qū)綠色發(fā)展水平，由此加強改革的減排效應(yīng)。因此，基于以上分析提出：

假說2：地方政府競爭的趨良效應(yīng)會增強財政“省直管縣”改革對碳排放的減排效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

在使用財政“省直管縣”改革作為財政分權(quán)的指代變量考察其對碳排放水平的影響時，鑒于改革具有典型的準(zhǔn)自然實驗性質(zhì)，且不同省份實施改革的時間點并不一致，即實驗組內(nèi)所有個體受到政策沖擊的時間點并不相同，因此，本文借鑒Hoynes 等[14]和袁航等[15]變換“自然實驗”方式的研究，構(gòu)建多期DID 模型，設(shè)置組別虛擬變量（treated），將改革縣賦值為1，非改革縣賦值為0；引入政策實施時間虛擬變量，財政“省直管縣”改革實施當(dāng)年及之后年份設(shè)置為1，否則為0。多期DID模型構(gòu)建如下：

其中，i和t代表縣和年份。CO2it為各縣二氧化碳排放量，為被解釋變量。REit為核心解釋變量——財政“省直管縣”改革啞變量（若i縣在t年實施了改革，則t年及其以后年份賦值為1，否則為0）。Xit為一系列控制變量，包括： （1）人均生產(chǎn)總值，控制經(jīng)濟發(fā)展水平的影響； （2）第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重，控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響； （3）中學(xué)生在校學(xué)生數(shù)，控制教育水平的影響； （4）固定資產(chǎn)投資； （5）人口密度，控制人口規(guī)模的影響；（6）醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)，控制社會保障水平的影響。λi和μt分別表示個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，用以剔除時間變動和地區(qū)差異的影響，εit為隨機擾動項。另外，為排除異方差和數(shù)值差異的影響，對相關(guān)控制變量作對數(shù)處理。

在考察地方政府競爭對財政“省直管縣”改革對碳排放影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，采取式（2）的模型，其中COMit為調(diào)節(jié)變量地方政府競爭，參考沈坤榮和周力（2020）的研究，使用縣級層面地方財政支出與財政收入的比值來衡量地方政府競爭，財政收支比大反映政府的財政自給能力弱，財政資金存在缺口，此時政府便需要通過吸引外資、引入生產(chǎn)要素等方式來增加財政收入，由此產(chǎn)生政府間競爭[16]；REit×COMit改革與地方政府財政競爭的交互項，用以驗證地方政府競爭對改革與碳排放影響的增強作用。

努力夯實農(nóng)牧業(yè)水利基礎(chǔ)。全面實施自治區(qū)新增“四個千萬畝”節(jié)水灌溉工程，加快推進東部五盟市“節(jié)水增糧”行動。繼續(xù)推進灌區(qū)續(xù)建配套與節(jié)水改造和中央財政小型農(nóng)田水利重點縣建設(shè)。開展了新增“四個千萬畝”節(jié)水灌溉工程科技支撐項目試驗研究和引黃灌區(qū)滴灌高效節(jié)水技術(shù)集成研究與示范項目基礎(chǔ)研究。全年新增節(jié)水灌溉面積 400 萬畝（15 畝=1 hm2，下同）。

（二）數(shù)據(jù)來源與說明

由于財政“省直管縣”改革在2002 年開始，2003 年才逐步實施，到2017 年基本完成，因此本文實證分析使用的是2003-2017 年間的全國縣級面板數(shù)據(jù)（包括縣級市），數(shù)據(jù)來源于歷年各省、市統(tǒng)計年鑒及其年鑒、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國縣域統(tǒng)計年鑒》和各省市政府文件，財政“省直管縣”數(shù)據(jù)來源于各省人民政府官網(wǎng)發(fā)布的正式文件，經(jīng)過手工搜集整理②。本文對原始數(shù)據(jù)做以下處理：（1）剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的西藏、海南等省份，（2）剔除沒有省—市—縣財政體制的直轄市樣本，（3）剔除河南省濟源市和湖北省仙桃市、潛江市、天門市等省行政管轄市，（4）剔除市轄區(qū)及一些早期撤縣設(shè)區(qū)的樣本，（5）吉寧省實施財政“省直管縣”改革的綏中縣和昌圖縣在2016 年取消改革，為防止其對樣本估計產(chǎn)生干擾，予以刪除。另外，對于各縣的個別缺失值，使用插值法予以補充。因此，最終樣本包括全國23 個省1 648個縣2003-2017 年間的面板數(shù)據(jù)，共含24 720 個觀測值。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

為實證研究財政“省直管縣”改革對碳排放的影響，對式（1）進行雙向固定效應(yīng)回歸，表2 顯示了基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果。

表2 財政省直管縣改革對碳排放的影響的基本回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分的前提是滿足平行趨勢，即政策實施前改革縣與非改革縣的碳排放變化趨勢平行，而在政策沖擊后改革縣會偏離原來的變化趨勢，以保證基準(zhǔn)回歸中改革縣和非改革縣在碳排放水平上的差異完全是由財政“省直管縣”改革所引起的。為此，使用宋弘等的事件分析法來進行平行趨勢檢驗[17]。由于各省實施財政“省直管縣”改革的時間點并不一致，故以改革前4年和后4年作為試點年份，并以改革前一年為基期，觀察政策顯著性。平行趨勢檢驗結(jié)果如圖1 所示，實施改革以前回歸結(jié)果基本不顯著，且在零軸附近波動，而改革后回歸系數(shù)顯著且不斷下降，表明樣本滿足平行趨勢檢驗。

圖1 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為進一步排除其他因素所導(dǎo)致的基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤的可能性，保證縣域碳排放水平降低是由財政“省直管縣”改革所引起的，參考石大千等的研究[18]，采取隨機選取個體作為處理組的方式進行安慰劑檢驗，以確保改革與碳排放間的因果效應(yīng)。由于本文中處理組（即實施財政“省直管縣”改革的縣）共有984 個，因此安慰劑檢驗具體做法是從1 648 個縣中隨機選取984 個縣作為“偽處理組”，生成“偽政策虛擬變量”進行回歸，重復(fù)500 次回歸后觀察其回歸系數(shù)是否顯著。安慰劑檢驗的結(jié)果如圖2 所示，其結(jié)果表明回歸系數(shù)的核密度分布符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，證明偽政策變量的隨機性；圖中垂直虛線為上文基準(zhǔn)回歸系數(shù)-0.093 8，水平虛線為顯著性水平0.1，可以看出，大多數(shù)偽回歸系數(shù)都不顯著，且顯著異于模型真實估計值，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果并非偶然得到，意味著改革對縣域碳排放的政策效果是真實的，并非受到其他政策和隨機性因素的影響所導(dǎo)致的，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗

3.基于傾向匹配得分的雙重差分法（PSMDID）回歸結(jié)果

財政“省直管縣”的選擇可能并非隨機，而是根據(jù)縣域發(fā)展水平與地理位置確定，比如河北省財政直管縣的選擇更偏向于貧困縣，廣東省改革縣的選擇偏向于經(jīng)濟強縣[19]。如果樣本選擇非隨機，則前文回歸結(jié)果會存在內(nèi)生性誤差。因此，為確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果并非是由樣本選擇與樣本自身特殊性所導(dǎo)致的偽回歸，本部分使用PSM-DID 排除樣本選擇性偏誤，對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。傾向匹配得分后樣本平衡性結(jié)果如表3 所示，結(jié)果表明在傾向匹配得分后樣本已無明顯差異。然后以匹配后的樣本對模型（1）進行回歸，結(jié)果如表4 所示。表中顯示財政“省直管縣”改革系數(shù)顯著為負(fù)，省內(nèi)財政分權(quán)仍會降低碳排放，與前文回歸結(jié)果一致，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，而并非樣本選擇和樣本自身特殊性的結(jié)果。

表3 基于PSM的樣本平衡性檢驗

表4 基于PSM-DID回歸結(jié)果

4.放松假定的再檢驗

財政“省直管縣”改革后，縣級政府財政由省直接管理，其收支行為仍受到省政府監(jiān)督與管理，本部分通過放寬縣域個體不可觀測的異質(zhì)性假定來對模型進行穩(wěn)健性檢驗[20]。具體做法是模型不再控制縣域個體固定效應(yīng)，而控制年份固定效應(yīng)與省份固定效應(yīng)，同時加入省份與年份的交叉固定效應(yīng)，用以排除各省份由于政策和管理體制等不可觀測因素的差異對回歸結(jié)果的影響，具體結(jié)果如表5 所示?？梢姡诳刂剖》莨潭ㄐ?yīng)后財政“省直管縣”改革的系數(shù)仍為負(fù)，省內(nèi)財政分權(quán)仍會降低縣域碳排放水平，且模型的顯著性明顯提高。

表5 放松假定的穩(wěn)健性檢驗

四、進一步討論

（一）地方政府競爭對財政“省直管縣”改革與碳排放的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本部分引入地方政府競爭與改革的交互項，研究地方政府競爭對財政“省直管縣”改革與碳排放的調(diào)節(jié)作用。式（2）的回歸結(jié)果如表6 所示。第（1）（2）列結(jié)果顯示，地方政府競爭與改革的交互項顯著為負(fù)，且改革的回歸系數(shù)為負(fù)，這表明地方政府競爭增強了財政“省直管縣”改革對碳排放的負(fù)向影響關(guān)系，即地方政府競爭促進了改革對碳排放的減排作用，驗證了假說2。其原因在于實施改革后縣級政府在中央碳排放約束下，增加環(huán)境治理資金，競相提升地方可持續(xù)發(fā)展水平，從而讓改革對碳排放的作用有所增強。表中第（3）（4）列的回歸結(jié)果說明地方政府競爭降低了碳排放量高的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，減少了固定資產(chǎn)投資，側(cè)面證明縣級政府趨良競爭增強了改革的碳減排效應(yīng)。

表6 地方政府財力調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)異質(zhì)性

由于中國不同區(qū)域在資源稟賦與發(fā)展水平上存在巨大差異，因此可能會導(dǎo)致財政“省直管縣”改革對碳排放的影響不同。東部地區(qū)縣域經(jīng)濟發(fā)展水平高，工業(yè)水平發(fā)達(dá)，其產(chǎn)生的二氧化碳量相對也就較高，碳排放治理難度也相應(yīng)較大；中西部地區(qū)工業(yè)欠發(fā)達(dá)且生態(tài)基礎(chǔ)良好，碳排放治理相對容易。此外，不同區(qū)域政府的行政效率、市場化條件以及人口分布等也都會影響改革對碳排放的作用。因此，本部分將樣本省份劃分為東部、中部、西部地區(qū)③，研究地區(qū)異質(zhì)性對省內(nèi)財政分權(quán)與碳排放的影響，結(jié)果如表7 所示。結(jié)果表明，省內(nèi)財政分權(quán)對東部地區(qū)碳排放存在正向影響，但回歸結(jié)果并不顯著。在加入地方政府競爭變量回歸后的結(jié)果顯示，東部地區(qū)地方政府競爭系數(shù)顯著為正且經(jīng)濟發(fā)展水平對碳排放的正影響系數(shù)大于中西部地區(qū)，表明東部地區(qū)省內(nèi)財政分權(quán)會提高碳排放水平可能與東部地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟發(fā)達(dá)和過度競爭有關(guān)；分權(quán)對中西部地區(qū)碳排放仍然存在負(fù)向影響，且中部地區(qū)分權(quán)降低碳排放的效果強于西部地區(qū)，從加入地方政府競爭后的回歸結(jié)果可以看出，地方政府競爭對中部地區(qū)碳減排的效果大于西部地區(qū)，表明這種差異可能與地方政府競爭所產(chǎn)生的“競相向上”效應(yīng)的大小有關(guān)。

表7 地區(qū)異質(zhì)性分析

2.改革模式異質(zhì)性

各省份之間實施財政“省直管縣”改革的模式不盡相同，具體包括安徽等地采取的全面直管型模式和江西等地采取的省內(nèi)單列型模式，根據(jù)宮汝凱和姚東旻的研究[21]，財政“省直管縣”改革的效果會受到改革模式差異的影響（如表8 所示）。在全面直管模式下，全省所有縣同時改革，各縣面臨著同樣發(fā)展機會，此時為能在“經(jīng)濟錦標(biāo)賽”中脫穎而出，縣級政府間存在強競爭性與相互抑制性，從而可能導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制降低，提高碳排放水平；而在省內(nèi)單列模式下，優(yōu)先單列的改革縣獲得財政自主權(quán)，會激勵改革縣發(fā)現(xiàn)和利用發(fā)展先機，進而產(chǎn)生“標(biāo)桿效應(yīng)”，帶動縣域低碳發(fā)展。因此，本部分根據(jù)各省實施財政“省直管縣”改革的實際情況，將改革省份分為全面直管型與省內(nèi)單列型，研究改革模式對縣域碳排放影響的異質(zhì)性。結(jié)果顯示，相較于省內(nèi)單列型，全面直管型模式會提高縣域碳排放水平，不利于縣域碳排放治理。

3.財政實力異質(zhì)性

由于不同縣域財政實力具有較大差異，其財政資金對縣域碳排放治理的支持力度不一。財政強縣自給水平高，能夠動用更多的財政資金去治理碳排放，但財政強縣多是經(jīng)濟強縣，其依靠工業(yè)發(fā)展獲取更多財政收入，使得地方碳排放水平高且治理較為困難，因此實施財政“省直管縣”改革可能對碳減排的效果并不明顯；而財政實力較弱的縣本身因工業(yè)發(fā)展程度低導(dǎo)致碳排放量低，在改革后縣級政府獲得更多財政自主權(quán)與經(jīng)濟管理權(quán)限的情況下，其治理碳排放難度低，碳減排效果可能更加明顯。鑒于此，本部分按照2020 年整理的中國財政百強縣名單，將樣本分為財政強縣與非財政強縣，研究財政實力異質(zhì)性對縣域碳排放的影響。表8 結(jié)果表明，非財政百強縣更有利于省內(nèi)財政分權(quán)對碳排放的減排效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

本文采用2003-2017 年全國1 648 個縣的面板數(shù)據(jù)，以財政“省直管縣”改革為準(zhǔn)自然實驗，使用多期雙重差分模型研究了省內(nèi)財政分權(quán)對縣域碳排放的影響。研究發(fā)現(xiàn)： （1）財政“省直管縣”改革負(fù)向影響縣域碳排放水平，即省內(nèi)財政分權(quán)有助于縣域降低碳排放水平，且這一結(jié)論經(jīng)過PSM-DID、安慰劑檢驗、放松假定等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立；（2）地方政府競爭會增強省內(nèi)財政分權(quán)降低碳排放的效果，原因在于縣級政府在實施財政“省直管縣”改革后，在中央政府的碳約束下，增加環(huán)境治理資金并控制地方第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，降低基礎(chǔ)設(shè)施投資；（3）省內(nèi)財政分權(quán)對縣域碳排放的影響效果具有異質(zhì)性，在不同地區(qū)、不同改革模式與不同政府財政實力下，分權(quán)對碳排放的影響都不同。

根據(jù)本文結(jié)論，提出以下政策建議：

第一，加強省內(nèi)財政分權(quán)合理性，推動地方政府權(quán)責(zé)匹配。在既有分權(quán)框架內(nèi)，完善環(huán)境問責(zé)機制，并將環(huán)境規(guī)制與居民福利標(biāo)準(zhǔn)引入官員晉升激勵中；各縣級政府需將環(huán)境財政支出資金公開透明，引入群眾監(jiān)督渠道；將分權(quán)改革法治化，用法律規(guī)范省與財政直管縣間的財政關(guān)系，合理劃分省、市、縣間財權(quán)與事權(quán)的劃分，明確各級政府環(huán)境治理責(zé)任與范圍，實現(xiàn)權(quán)責(zé)匹配。

第二，完善縣域碳減排激勵與約束機制，合理引導(dǎo)政府財政支出。在完善縣域碳減排的激勵上，設(shè)立環(huán)境治理激勵基金，給予碳排放等環(huán)境相關(guān)治理水平強縣資金支持，同時通過設(shè)計專項轉(zhuǎn)移制度降低縣域碳排放水平；在完善碳減排的約束上，通過相應(yīng)法律法規(guī)來加強縣級政府的環(huán)境規(guī)制，引導(dǎo)財政資金真正落實到環(huán)境治理中去，使其更有效地控制污染，降低碳排放。

第三，因地制宜持續(xù)推進財政“省直管縣”改革，推動縣財省管工作提質(zhì)增效。各省要依據(jù)自身發(fā)展?fàn)顩r與政治環(huán)境，逐步推行財政“省直管縣”改革，先試點后推廣，并合理制定改革目標(biāo)，保證經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理并行不悖，對經(jīng)濟水平較高與財政實力雄厚的地區(qū)，應(yīng)提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低碳排放水平；同時，地區(qū)間應(yīng)加強區(qū)域合作，打破行政壁壘，實現(xiàn)碳排放共同治理。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

② 財政“省直管縣”改革數(shù)據(jù)來源于各省政府相關(guān)文件，并根據(jù)已有文獻(xiàn)進行整理；縣級CO2數(shù)據(jù)來源于國家地球物理數(shù)據(jù)中心（http：//www.ngdc.noaa.gov/）。

③ 東部地區(qū)包括河北、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等省份；中部地區(qū)包括山西、黑龍江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南等省份；西部地區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等省份或自治區(qū)。