財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境的影響效應(yīng)研究
——來自遼寧省的實證經(jīng)驗

孫琳

(中國社會科學(xué)院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100836)

財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境的影響效應(yīng)研究
——來自遼寧省的實證經(jīng)驗

孫琳

(中國社會科學(xué)院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100836)

基于財政預(yù)算支出規(guī)模的視角，利用遼寧省14個城市2003—2014年財政預(yù)算支出的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建面板模型，運(yùn)用環(huán)境方程與經(jīng)濟(jì)增長方程，對環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行實證分析。分析結(jié)果表明，遼寧省財政預(yù)算支出與環(huán)境保護(hù)負(fù)向相關(guān)，即污染排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長呈不斷上升的趨勢；遼寧省財政預(yù)算支出對環(huán)境影響的凈效應(yīng)為正，財政預(yù)算支出規(guī)模每增加1%，人均工業(yè)二氧化硫排放量約上升0.33%～0.36%。

財政預(yù)算支出規(guī)模；環(huán)境質(zhì)量；經(jīng)濟(jì)增長；凈效應(yīng)

改革開放以來，GDP的高速增長保證了財政收入的持續(xù)增加。截止到2016年末，我國公共財政收入達(dá)到15.96萬億元，較之改革開放初期3624.1億元，財政收入規(guī)模增長約43倍?！皣弧睘槲覈鴩窠?jīng)濟(jì)和社會發(fā)展提供了有力的財力支撐。隨著財政支出規(guī)模的不斷擴(kuò)大，財政政策發(fā)揮了巨大功效，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)平穩(wěn)快速發(fā)展，國民生活水平不斷提升，工業(yè)化、城市化進(jìn)程加快。然而，經(jīng)濟(jì)成效的背后是我國生態(tài)環(huán)境的日益惡化和資源日漸耗竭。2010年以來，全國爆發(fā)大范圍霧霾天氣的頻率越來越快，極端天氣的發(fā)生為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形態(tài)敲響了警鐘。環(huán)境惡化的直接原因是經(jīng)濟(jì)增長過程中過量排放污染物所致。據(jù)統(tǒng)計，我國是二氧化硫(以下簡稱SO2)及二氧化碳排放量最大的國家，世界一半的鋼材、水泥及煤炭均在中國消費(fèi)。2015年，全國SO2、氮氧化物等主要大氣污染物的排放總量分別為1859.12萬噸和1851.02萬噸，位居世界前列。遼寧省的情況亦是如此，作為國家實施東北老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略的重點(diǎn)省份之一，截止到2016年，GDP總量達(dá)到2.2萬億元，實現(xiàn)公共財政預(yù)算收入2199.3億元。但是，經(jīng)濟(jì)總量和財政收入的高速發(fā)展同樣是以資源消耗與環(huán)境污染為代價。2016年，遼寧省各城市環(huán)境空氣中SO2、二氧化氮、可吸入顆粒物及細(xì)微顆粒年均濃度分別為34 μg·m-3、31 μg·m-3、79 μg·m-3、46 μg·m-3，前兩項均符合國家二級標(biāo)準(zhǔn)，后兩項則嚴(yán)重超標(biāo)。

總之，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量之間的矛盾凸顯，而這種矛盾的產(chǎn)生是否與財政預(yù)算支出有關(guān)系？財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境改善有怎樣的影響效應(yīng)？這是本文研究的著力點(diǎn)，基于財政預(yù)算支出規(guī)模視角，以遼寧省為實證研究對象，探究財政預(yù)算支出規(guī)模與環(huán)境之間的影響效應(yīng)。

一、理論及文獻(xiàn)綜述

從理論分析角度出發(fā)，財政預(yù)算支出通過兩種途徑影響環(huán)境質(zhì)量。首先，財政預(yù)算支出對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生直接效用。環(huán)境資源因其無法排除他人同時消費(fèi)的特征而具有非排他性，又因其增加其他消費(fèi)者邊際成本為零的特征而具有非競爭性，上述兩種特性使環(huán)境資源成為公共產(chǎn)品，為了克服公共產(chǎn)品市場失靈，各級政府運(yùn)用財政手段介入環(huán)境資源產(chǎn)品提供領(lǐng)域。另外，環(huán)境保護(hù)外部性的存在也使各級政府必須承擔(dān)起彌補(bǔ)市場失靈的責(zé)任。在現(xiàn)實生產(chǎn)領(lǐng)域，環(huán)境資源公共產(chǎn)品及外部性特征使私人部門對環(huán)保行業(yè)投資經(jīng)營的激勵過小，政府作為彌補(bǔ)市場失靈的主體，利用經(jīng)濟(jì)、行政等手段，提供補(bǔ)貼、稅收等優(yōu)惠政策鼓勵企業(yè)進(jìn)入環(huán)保行業(yè)。同時，運(yùn)用財政預(yù)算環(huán)保專項支出治理環(huán)境污染，從而對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生直接作用。其次，財政預(yù)算支出對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生間接效應(yīng)。凱恩斯主義經(jīng)典國民收入決定理論為y=c+i+g+x-m，該模型中政府支出作為一個重要影響因子決定國民生產(chǎn)總值。然而，由環(huán)境庫茲涅茨曲線*簡稱EKC曲線，1996年P(guān)anayotou借用1955年庫茲涅茨界定的人均收入與收入不均等之間的倒“U”型曲線，首次將環(huán)境質(zhì)量與人均收入間的關(guān)系稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線。EKC揭示出環(huán)境質(zhì)量開始隨著收入增加而退化，收入水平上升到一定程度后隨收入增加而改善，即環(huán)境質(zhì)量與收入為倒“U”型關(guān)系。得知，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量之間存在一定的聯(lián)系，從三者的相互關(guān)系分析，政府財政預(yù)算支出通過影響經(jīng)濟(jì)增長而間接影響環(huán)境質(zhì)量。

基于直接效應(yīng)角度分析，涉及財政預(yù)算支出與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系的少數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為，二者存在一定程度的相互影響作用。其中，Bernauer & Koubi[1]認(rèn)為服務(wù)型政府職能定位對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生促進(jìn)作用，文章在探討控制政府辦事效率及官員貪腐程度等因素后，得出政府財政預(yù)算支出規(guī)模擴(kuò)大有利于環(huán)境質(zhì)量改善的結(jié)論。Lopez & Islam[2]則將研究重點(diǎn)從政府財政預(yù)算支出規(guī)模轉(zhuǎn)向支出結(jié)構(gòu)分析，文章認(rèn)為偏向于公共服務(wù)投入的財政支出結(jié)構(gòu)有利于環(huán)境質(zhì)量的改善。Halkos & Paizanos[3]利用全球77個國家從1980-2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，認(rèn)為財政支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量改善產(chǎn)生顯著為正的直接效應(yīng)。探尋財政預(yù)算支出規(guī)模如何影響我國的環(huán)境質(zhì)量，則需要從我國經(jīng)濟(jì)及政治方向進(jìn)行分析。中國30多年來經(jīng)濟(jì)改革主要沿著分權(quán)化方向進(jìn)行，中央及各地方政府分權(quán)使地方官員選拔及提升的標(biāo)準(zhǔn)逐步演化成經(jīng)濟(jì)績效指標(biāo)，尤其以地方GDP增長速度作為衡量標(biāo)準(zhǔn)[4]。隨著財政分稅制的確立，收入集權(quán)化使地方政府依靠發(fā)展經(jīng)濟(jì)獲取財政資金[5]。在政治激勵的目標(biāo)下各地方政府寧愿犧牲生態(tài)環(huán)境以確保經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速發(fā)展，從而使地方財政預(yù)算支出結(jié)構(gòu)向生產(chǎn)性行業(yè)不斷偏移，對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生不利影響[6]。劉琦[7]運(yùn)用中國省際面板數(shù)據(jù)指出財政分權(quán)體制顯著提高了各種工業(yè)污染排放，降低了工業(yè)污染治理投資額。在長期的財政分權(quán)體制下，地方政府將資金投入到與經(jīng)濟(jì)增長以獲取財政剩余直接相關(guān)的領(lǐng)域，財政支出結(jié)構(gòu)嚴(yán)重偏向于生產(chǎn)性行業(yè)。雖然中央政府對環(huán)境質(zhì)量的訴求一再重申，但對基層政府而言，以生態(tài)環(huán)境換取經(jīng)濟(jì)增長放緩的訴求目前并沒有可實現(xiàn)的路徑。以中國整體經(jīng)濟(jì)、政治環(huán)境為背景，從公共財政投入角度出發(fā)，我國環(huán)保投入與整體生態(tài)環(huán)境現(xiàn)實客觀需求之間存在較大差距[8]。就具體省份而言，遼寧省財政支出規(guī)模對二氧化碳排放產(chǎn)生正向促進(jìn)作用[9]。

基于間接效應(yīng)角度分析，Barro[10]根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為政府財政支出增加將推動經(jīng)濟(jì)增長，但隨著財政支出規(guī)模的不斷擴(kuò)大，對資金需求量的增加以及權(quán)利尋租等問題的出現(xiàn)使財政支出擠占私人投資，經(jīng)濟(jì)成長速度明顯下滑，從而產(chǎn)生負(fù)面影響。在中國，學(xué)術(shù)界對財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行大量探討，但學(xué)界對此議題目前并沒有統(tǒng)一定論。郭慶旺、呂冰洋等[11]認(rèn)為財政支出總水平與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長則呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。嚴(yán)成樑、龔六堂[12]研究發(fā)現(xiàn)我國生產(chǎn)性公共支出對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長并非保有一致性，不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長程度差異明顯。鄧子基、唐文倩[13]指出政府支出與產(chǎn)出波動之間的關(guān)系并不明確。本文認(rèn)為，從重化工業(yè)基地角度出發(fā)，遼寧省近10年來經(jīng)濟(jì)在中央政策扶持下得以快速發(fā)展，人均收入超過6000美元，政府偏向于重化工業(yè)的財政支出在改革初期對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著正向作用，但長期內(nèi)則不可持續(xù)，其負(fù)面效應(yīng)可能已經(jīng)顯現(xiàn)。另外，對間接效應(yīng)的分析還涉及到經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量間的判斷。研究中國經(jīng)濟(jì)與環(huán)境問題的大多文獻(xiàn)認(rèn)為二氧化硫排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量呈倒“U”型曲線形態(tài)，而工業(yè)廢水排放量與人均 GDP 之間呈“N”型[14]。對于東北老工業(yè)基地而言，環(huán)境庫茲涅茨曲線中經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境惡化水平之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系[15]。

綜上所述，財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的影響包括直接和間接兩方面，其凈效應(yīng)受二者方向及大小的交互影響。以此為理論基礎(chǔ)，本文嘗試從凈效應(yīng)角度考察以重工業(yè)為主的遼寧省各城市財政預(yù)算支出對環(huán)境質(zhì)量的直接、間接及凈效應(yīng)影響情況，深入探析遼寧省財政政策與環(huán)境保護(hù)之間的關(guān)系，以期為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量改善提供有益政策建議。

二、計量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

基于研究目的需要，本部分重點(diǎn)考察遼寧省14個城市政府財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量影響的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，基本的計量模型設(shè)定參考Halkos & Paizanos所提出的環(huán)境方程與經(jīng)濟(jì)增長方程，其理論基礎(chǔ)分別為環(huán)境庫茲涅茨倒曲線和索洛經(jīng)濟(jì)增長模式。計量模型設(shè)定如下：

(1)

ln(gdp)it=ci+α1ln(fiscal)it+α2lnZit+γt+Vit

(2)

模型(1)為環(huán)境方程，模型(2)為經(jīng)濟(jì)增長方程。其中，i分別代表遼寧省14個城市，t分別代表時間(2003—2014年)。環(huán)境方程(1)中，p代表不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，n代表不隨地區(qū)變化的時間固定效應(yīng)，ξ代表隨機(jī)誤差項。經(jīng)濟(jì)增長方程(2)中，c代表個體城市效應(yīng)，γ代表時間趨勢效應(yīng)，V代表隨機(jī)擾動項。兩方程中主要變量為SO2(人均工業(yè)SO2排放量)、fiscal(財政預(yù)算支出規(guī)模)以及gdp(人均地區(qū)生產(chǎn)總值)，三個主要變量均取其自然對數(shù)值，以1978年國內(nèi)生產(chǎn)總值不變價為基礎(chǔ)采用GDP平減指數(shù)剔除物價水平對人均地區(qū)生產(chǎn)總值的影響。

環(huán)境方程(1)將遼寧省14個城市人均工業(yè)SO2排放量作為因變量，用以衡量環(huán)境質(zhì)量。從現(xiàn)有的研究來看，目前并沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)用來科學(xué)地度量環(huán)境污染程度，多數(shù)文獻(xiàn)采用大氣污染物、工業(yè)固體廢棄物和城市固體廢棄物、水污染物等排放量作為度量指標(biāo)。本文選用近期國內(nèi)外研究文獻(xiàn)中所大量使用的人均工業(yè)SO2排放量為參考指標(biāo)，主要原因在于此指標(biāo)不僅可以反應(yīng)我國以煤炭為主要能源的生產(chǎn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)，而且相對于其他指標(biāo)而言，其主要產(chǎn)生于工業(yè)生產(chǎn)活動并具有區(qū)域性特點(diǎn)，屬于生產(chǎn)性污染。核心解釋變量為財政預(yù)算支出規(guī)模，此變量選用遼寧省14個城市每年財政預(yù)算支出占各地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，用以反應(yīng)地方政府財政支出規(guī)模大小。經(jīng)濟(jì)增長變量選用遼寧省14個城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值，用以度量經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)污染排放之間的關(guān)系。另外，為了判斷遼寧省環(huán)境庫茲涅茨曲線，本文方程設(shè)定中增加人均地區(qū)生產(chǎn)總值平方項及其立方項以檢驗環(huán)境庫茲涅茨曲線的形態(tài)。

經(jīng)濟(jì)增長方程(2)參考各類文獻(xiàn)所廣泛使用的索洛增長模型構(gòu)建，以遼寧省14個城市的人均地區(qū)生產(chǎn)總值(gdp)為被解釋變量，核心解釋變量仍是財政預(yù)算支出規(guī)模(fiscal)，度量其對經(jīng)濟(jì)增長的影響方向及大小。控制變量X和Z選取遼寧省14個城市資本勞動水平(capital)及工業(yè)化水平(industry)，前者選用各城市歷年固定資產(chǎn)投資總額占年末從業(yè)人員總數(shù)比重來度量，后者則選用各城市第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來度量。

考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，選用遼寧省14個城市2003—2014年的數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于歷年《遼寧統(tǒng)計年鑒》《遼寧城市統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，缺失數(shù)據(jù)通過遼寧省人口統(tǒng)計數(shù)值計算而得。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(2003—2014)

由環(huán)境方程可以得出遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的直接效應(yīng)。由經(jīng)濟(jì)增長方程可以得出各城市財政預(yù)算支出規(guī)模對各地區(qū)人均生產(chǎn)總值的影響，進(jìn)而獲得財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的間接效應(yīng)。因此，通過方程(1)和(2)可以計算出各城市財政預(yù)算支出規(guī)模對于環(huán)境質(zhì)量的凈效應(yīng)，即凈效應(yīng)=直接效應(yīng)+間接效應(yīng)。公式如下：

(3)

方程(3)左側(cè)代表財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的凈效應(yīng)，右側(cè)第一部分代表由環(huán)境方程得到的直接效應(yīng)，其大小等于方程(1)中財政預(yù)算支出規(guī)模的系數(shù)β1，第二部分代表由經(jīng)濟(jì)增長方程獲得的間接效應(yīng)，其大小由方程(1)和(2)的共同系數(shù)α1*[β2+2β3ln(gdp)+3β4(ln(gdp))2]確定。

如果不考慮樣本城市數(shù)據(jù)的異質(zhì)性而直接使用混合最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸，最終結(jié)果可能會產(chǎn)生一定的偏差。通常較為標(biāo)準(zhǔn)的處理方法是將樣本數(shù)據(jù)區(qū)分個體固定效應(yīng)(Fixed Effect Model，F(xiàn)E)和個體隨機(jī)效應(yīng)(Random Effect Model，RE)。兩種方法的相同點(diǎn)在于均假定樣本個體存在異質(zhì)性；回歸模型中具有相同的斜率，但具有不同的截距。兩種方法的主要區(qū)別在于個體固定效應(yīng)模型認(rèn)為代表樣本個體特征的截距項與自變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系；而個體隨機(jī)效應(yīng)模型則認(rèn)為代表樣本個體特征的截距項與自變量之間不存在任何相關(guān)關(guān)系。另外，考慮到各樣本城市為了改善環(huán)境質(zhì)量，政府將運(yùn)用稅費(fèi)及政府管制等手段進(jìn)行適當(dāng)調(diào)節(jié)，各地區(qū)財政預(yù)算支出規(guī)?？赡軙S著環(huán)境質(zhì)量的惡化而增加；環(huán)境污染負(fù)外部效應(yīng)的存在使排污企業(yè)得以將成本進(jìn)行轉(zhuǎn)嫁，不斷擴(kuò)大生產(chǎn)增加就業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而對財政預(yù)算收入及財政預(yù)算支出產(chǎn)生一定的影響，而且大量文獻(xiàn)研究也證明財政預(yù)算支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間確實存在互為因果的關(guān)系。

三、實證結(jié)果分析及檢驗

(一)穩(wěn)健性檢驗

1.面板單位根檢驗

環(huán)境方程與經(jīng)濟(jì)增長方程中各變量是否存在長期關(guān)系取決于變量之間的單整性。采用四種方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，即LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗和Fisher檢驗*Fisher檢驗包括ADF和PP檢驗。LLC、Breitung、IPS、Fisher的原假設(shè)均為“存在單位根”；Breitung檢驗只檢驗有趨勢的情況。。結(jié)果列于表2。

從表2中可以看出，人均工業(yè)SO2排放量、財政預(yù)算支出規(guī)模、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、資本勞動水平及工業(yè)化水平五個變量在進(jìn)行水平值檢驗時，每個變量都存在拒絕原假設(shè)和不能拒絕原假設(shè)的情況，而對五個變量進(jìn)行一階差分檢驗時，檢驗結(jié)果都大致可以拒絕“存在單位根”的零假設(shè)，因此，綜合判斷各序列為一階單整序列，為了避免應(yīng)用估計模型可能導(dǎo)致的偽回歸，進(jìn)行相關(guān)變量協(xié)整檢驗，以確定理論模型的長期關(guān)系。

2.面板協(xié)整檢驗

考慮到各城市間樣本數(shù)據(jù)協(xié)整向量的差異及其固定效應(yīng)，采用遼寧省14個城市12年數(shù)據(jù)進(jìn)行小樣本回歸分析。

從面板協(xié)整檢驗的有效性分析，環(huán)境方程與經(jīng)濟(jì)增長方程的各變量之間存在長期均衡關(guān)系，各變量均拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”零假設(shè)，可以認(rèn)為各變量在長期趨于一致。此外，在設(shè)立環(huán)境方程時，只考慮各變量之間的單項關(guān)系，并未考慮交互項之間的影響。本文計量模型由環(huán)境方程及經(jīng)濟(jì)增長方程共同構(gòu)成，包含了我們所關(guān)注的遼寧省及各城市財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的直接影響及間接影響，與考慮交互項的作用實屬一致。因此，不再進(jìn)行交互項的檢驗。

表2 單位根檢驗

注：表中各數(shù)值為估計量的伴隨概率；△表示一階差分后的數(shù)值。

表3 面板協(xié)整檢驗

(二)實證結(jié)果

環(huán)境方程(1)的計量結(jié)果列于表4，分別用OLS、FE、RE三種方法進(jìn)行回歸分析。方程各變量均取對數(shù)值，表4中數(shù)據(jù)結(jié)果代表彈性值的概念。

表4中從三種結(jié)果中可以看出，gdp及其平方項、立方項系數(shù)符號均為正號、負(fù)號、正號，區(qū)別僅在于數(shù)值的大小，這說明遼寧省人均工業(yè)SO2排放量的環(huán)境庫茲涅茨曲線大體呈“N”型，即隨著遼寧省社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人均工業(yè)SO2排放量隨經(jīng)濟(jì)的增長先呈現(xiàn)上升的趨勢，在到達(dá)一定的水平后呈下降再上升的趨勢。就分析數(shù)據(jù)結(jié)果而言，遼寧省人均工業(yè)SO2排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長仍處于“N”型曲線左側(cè)，處于不斷上升的階段。此外，表4中面板數(shù)據(jù)的F檢驗值為33.69，在混合最小二乘法和個體固定效應(yīng)模型的檢驗中，F(xiàn)值拒絕了原假設(shè)*固定效應(yīng)設(shè)定的原假設(shè)為個體效應(yīng)不顯著，Hausman檢驗設(shè)定的原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)。，即相對于混合最小二乘法回歸，個體固定效應(yīng)模型的分析結(jié)果更為合理。面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗值為40.89，相應(yīng)概率為0.000，因此選用個體固定效應(yīng)模型更優(yōu)。在全樣本的情況下，個體固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模對人均工業(yè)SO2排放量產(chǎn)生正向作用，并通過了1%的顯著性檢驗。此結(jié)果表明遼寧省財政預(yù)算支出每增加1%，人均工業(yè)SO2排放量約上升0.35個百分點(diǎn)，財政預(yù)算支出規(guī)模的不斷擴(kuò)大加劇了環(huán)境的逐漸惡化程度。

表4 遼寧省環(huán)境方程回歸分析結(jié)果

注：表中括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的t值；中括號內(nèi)數(shù)值為檢驗方法所對應(yīng)的P值；***、**和*分別代表1%、5%和10%水平上顯；常數(shù)項未報告。

經(jīng)濟(jì)增長方程(2)的計量結(jié)果列于表5。與環(huán)境方程方法類似，同時采用OLS、FE、RE三種方法進(jìn)行回歸分析。各變量均取對數(shù)值，表5中數(shù)據(jù)結(jié)果代表彈性值的概念。

表5 遼寧省收入方程回歸分析結(jié)果

注：表中括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的t值；中括號內(nèi)數(shù)值為檢驗方法所對應(yīng)的P值；***、**和*分別代表1%、5%和10%水平上顯著；常數(shù)項未報告。

表5中面板數(shù)據(jù)的F檢驗值為40.79，與環(huán)境方程類似，在混合最小二乘法和個體固定效應(yīng)模型的檢驗中，F(xiàn)值拒絕原假設(shè)，即選用個體固定效應(yīng)分析更為有效。面板數(shù)據(jù)的Hausman統(tǒng) 計量值為12.89，相應(yīng)概率為0.005，檢驗結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型原假設(shè)，因此采用個體固定效應(yīng)模型更優(yōu)。在全樣本的情況下，個體固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示，雖然遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模對人均地區(qū)生產(chǎn)總值的影響效應(yīng)較小，但其對人均收入產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，并通過了5%顯著性檢驗，遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模的估計系數(shù)為0.064，即財政預(yù)算支出水平每上升1%，人均地區(qū)生產(chǎn)總值隨著上升0.064%。

另外，遼寧省作為東北老工業(yè)基地，其經(jīng)濟(jì)增長相當(dāng)程度上依賴于資本投入及重工業(yè)發(fā)展，目前仍舊處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的工業(yè)化階段，資本勞動比及工業(yè)化水平提高使各地區(qū)資本密集程度增加，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)不斷增長。與此同時，資本密集型行業(yè)的發(fā)展加大了對各地區(qū)能源及資源的消耗，加劇了環(huán)境污染惡化的程度。綜合三種計量方法，結(jié)果顯示遼寧省資本勞動比、工業(yè)化水平與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈正向相關(guān)關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長方程的估計目的主要在于計算遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模通過影響人均地區(qū)生產(chǎn)總值而間接對環(huán)境質(zhì)量的影響效應(yīng)，因此，我們對控制變量不作過多關(guān)注。

在環(huán)境方程及經(jīng)濟(jì)增長方程進(jìn)行回歸分析基礎(chǔ)上，根據(jù)方程(2)及(3)計算遼寧省各城市財政預(yù)算支出規(guī)模對人均工業(yè)SO2排放量的凈效應(yīng)，結(jié)果列于表6。

表6 2003—2014年遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境影響的間接效應(yīng)及凈效應(yīng)

注：凈效應(yīng)計算采用遼寧省人均GDP值。

采用個體固定效應(yīng)模型方法進(jìn)行計量估計，2003—2014年間，遼寧省整體財政預(yù)算支出規(guī)模對人均工業(yè)SO2排放量的間接效應(yīng)為負(fù)且影響較小，結(jié)合直接效應(yīng)所得凈環(huán)境效應(yīng)為正向，即財政預(yù)算支出規(guī)模的擴(kuò)大導(dǎo)致人均工業(yè)SO2排放量不斷增加，亦即財政預(yù)算支出規(guī)模每上升1%，人均工業(yè)SO2排放量將大約增加0.33%～0.36%，但隨著時間的推移，影響效應(yīng)大致呈現(xiàn)下降的趨勢。

四、結(jié)論及政策建議

本文基于財政預(yù)算支出規(guī)模的視角，利用遼寧省14個城市2003—2014年財政預(yù)算支出的面板數(shù)據(jù)，對各城市人均工業(yè)SO2排放量進(jìn)行環(huán)境質(zhì)量實證分析，探究遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境的影響效應(yīng)。綜合理論及文獻(xiàn)分析結(jié)果，財政預(yù)算支出對環(huán)境質(zhì)量具有直接和間接兩方面影響，其凈效應(yīng)受二者方向及大小的交互影響。采用三種計量模型方法進(jìn)行實證分析，計算遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及凈效應(yīng)，所得結(jié)果通過單位根及協(xié)整檢驗。固定效應(yīng)模型計量結(jié)果顯示，遼寧省污染排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長呈不斷上升的趨勢。其中，財政預(yù)算支出規(guī)模對環(huán)境質(zhì)量的直接效應(yīng)為正，財政預(yù)算支出規(guī)模每上升1%，人均工業(yè)SO2排放量將增長0.35%；間接效應(yīng)為負(fù)向且影響較??；凈效應(yīng)為正，即財政預(yù)算支出規(guī)模的擴(kuò)大導(dǎo)致人均工業(yè)SO2排放量不斷增加，2003—2014年間遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模每上升1%，人均工業(yè)SO2排放量將大約增加0.33%～0.36%，但隨著時間的推移，影響呈不斷下降的態(tài)勢。

本研究開展的研究其意義并不在于證明遼寧省財政預(yù)算支出規(guī)模的增減與環(huán)境質(zhì)量改善之間的必然聯(lián)系，而旨在探究并闡釋遼寧省財政預(yù)算支出結(jié)構(gòu)調(diào)整與環(huán)境治理之間的內(nèi)在機(jī)理。因此，結(jié)合當(dāng)前國家宏觀經(jīng)濟(jì)社會改革背景，以及遼寧省經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展和環(huán)境治理的訴求，提出以下幾方面的對策建議：社會發(fā)展層面，政府財政預(yù)算支出應(yīng)傾向投入與環(huán)境治理、教育及社會保障等直接相關(guān)的領(lǐng)域，以保障服務(wù)型政府職能的實現(xiàn)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展層面，遼寧省應(yīng)加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，財政預(yù)算支出應(yīng)降低對“三高”(高污染、高能耗、高排放)等重工業(yè)企業(yè)的投入比重，引導(dǎo)新型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；法律規(guī)范層面，強(qiáng)化預(yù)算法的執(zhí)行效力，制定財政支出預(yù)算時應(yīng)綜合考慮其對環(huán)境質(zhì)量的直接和間接影響。

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Empiricalresearchontheeffectoffiscalbudgetexpeditureonenvironment

SunLin

(NationalAcademyofEconomicStrategy,ChineseAcademyofSocialScience,Beijing100836,China)

With dynamic panel model which is formulated based on the the fiscal budget expenditure panel data of 14 cities in Liaoning Province from 2003 to 2014 and equations of environment and economic growth, it made an emperical study on the environmental quality from the perspective of fiscal budget expenditure scale. Results show that the budget expenditure of Liaoning province is negatively related to environmental protection, which means the pollution emissions still present a rising trend. In addition, it find that there is a net positive effect:for every 1% increase in the size of the budget, the per capita industrial emissions increase by about 0.33%～0.36%.

Fiscal budget; Environment quality; Economic growth; Net effect

F812.7

A

1671-816X(2018)01-0065-07

2017-09-24

孫琳(1988-)，女(漢)，山東龍口人，博士，主要從事財政理論與政策方面的研究。

(編輯：牛曉霞)