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    財政分權、環(huán)境分權與中國綠色發(fā)展效率
    ——基于地級市層面的空間杜賓模型研究

    2021-12-29 08:18:26冉啟英王健龍楊小東
    華東經(jīng)濟管理 2021年1期
    關鍵詞:分權財政矩陣

    冉啟英 ,王健龍 ,楊小東

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

    一、引 言

    改革開放至今,中國經(jīng)濟增長成就卓越。與此同時,環(huán)境惡化與資源短缺問題隨著經(jīng)濟總量攀升接踵而至。為轉變傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展模式,黨的十八屆五中全會把“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題。十三屆全國人大三次會議表決通過具有“綠色民法典”之稱的《中華人民共和國民法典》,不僅確立了綠色原則作為民法基本原則,而且涵蓋了近30 個分布于物權、合同、侵權責任等內(nèi)容的綠色條款,系統(tǒng)構筑了貫徹生態(tài)文明理念的綠色法條體系。中國經(jīng)濟正處于新常態(tài)關鍵轉型期,但經(jīng)濟增長舊動力消退緩慢,新動力略顯不足,引致當前中國綠色發(fā)展效率低下,促進綠色發(fā)展效率的提升已成為經(jīng)濟轉型的關鍵所在。

    有研究將中國現(xiàn)有粗放型發(fā)展模式歸咎于中國式財政分權(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,地方政府財權的重新分配顯著影響了政府行為,為地方政府“重經(jīng)濟增長、輕環(huán)境治理”提供了廣闊政治空間。獲得獨立財權與事權的地方政府間橫向競爭加劇,地方保護主義興起,各地產(chǎn)生了嚴重的“割地封侯”局面(李國璋和劉津汝,2010)[4],弱化了政府公共環(huán)境的治理效率,進而對資源配置與生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生不利影響。因此,如何改變財權分立導致的環(huán)境污染問題迫在眉睫。有學者認為,環(huán)境分權可能是制約財政分權發(fā)揮作用的重要因素(張華等,2017)[5],在政策實施過程中,地方政府脫離財政聯(lián)邦主義框架對環(huán)境類公共產(chǎn)品進行管理,分擔了中央政府部分監(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)境分權由此產(chǎn)生(冉啟英等,2020)[7]。因此,有必要將財政分權和環(huán)境分權放入同一分析框架去研究。本文在考慮空間溢出效應的基礎上,探討財政分權、環(huán)境分權對綠色發(fā)展效率的影響機制及區(qū)域差異,期望為優(yōu)化分權體系、協(xié)調(diào)環(huán)境與經(jīng)濟的發(fā)展提供可供參考的政策建議。

    二、文獻綜述

    (一)財政分權與綠色發(fā)展效率

    財政分權主要作用于環(huán)境與經(jīng)濟來對綠色發(fā)展效率產(chǎn)生影響。在財政分權與經(jīng)濟效益關系上,大部分學者認為分權可促進經(jīng)濟發(fā)展。首先,地方官員熟悉本地發(fā)展狀況的信息優(yōu)勢依靠分權得以有效發(fā)揮,使地方政府可根據(jù)本地居民偏好配給公共服務,從而提高資源分配與使用效率,進而對經(jīng)濟發(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,地方政府在獲得獨立財權后,會通過減稅增補等手段惠及企業(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,推動技術創(chuàng)新,從而促進綠色全要素生產(chǎn)率的增長(周克清等,2011)[15]。最后,擁有獨立財權后的政府通過擴大基建投資,不僅節(jié)約運輸成本,還加快人、財、物等資本要素流動,進而促進綠色經(jīng)濟增長(許和連等,2006;劉秉鐮等,2010)[16-17]。但是,也有觀點認為財政分權抑制了經(jīng)濟效益的提高,原因是財政分權導致地方事權與財力失衡,促使政府間橫向競爭加?。惪沟龋?002)[18],從而降低了服務性領域的投入,不利于經(jīng)濟長期健康發(fā)展(Zhang&Zou,1996)[19]。

    在財政分權與環(huán)境效益關系上,當前學者主要認為分權加劇了環(huán)境污染。原因如下:其一,基于政績考核的中國式分權導致地方政府為爭奪外部資源而競爭(周業(yè)安和章泉,2008)[20],使得政府降低對環(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,財政分權扭曲了地方政府支出結構,導致“重基礎設施建設,輕公共服務投資”現(xiàn)象,環(huán)保事業(yè)得不到財政資金青睞,最終導致環(huán)境惡化(傅勇和張晏,2007)[22]。其三,財政分權背景下,地方政府增加了對轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的包容性,主要體現(xiàn)于政府降低環(huán)境標準,對本地企業(yè)排污視而不見,“逐底競爭”致使環(huán)境持續(xù)破壞(Cumberland,1981)[23]。但也有學者認為財政分權使得地方政府有充足資金治理本地環(huán)境污染(譚志雄和張陽陽,2015)[24],尤其是財政支出分權使得地方政府靈活抽調(diào)財政資金用于環(huán)境保護,積極探索環(huán)境治理的先進工藝,有助于降低環(huán)境污染(賁友紅和李向東,2017)[25]。

    (二)環(huán)境分權與綠色發(fā)展效率

    關于環(huán)境分權對環(huán)境效益的影響,學術界主要分為兩大陣營。集權論者認為,環(huán)境分權導致環(huán)境政策失效(李強和王琰,2020;Burgess et al.,2012)[26-27],并加劇環(huán)境惡化(陸遠權和張德鋼,2016)[28]。一方面,中國政府擁有地方事務較大自主權,為促進本地經(jīng)濟發(fā)展,往往會打破生態(tài)“底線”,放松環(huán)境監(jiān)管,吸引外資流入,政府間“逐次競爭”導致環(huán)境惡化(Dijkstra & Fredriksson,2010)[29]。另一方面,環(huán)境分權遭受中國式政治集權與財政分權左右,被“中國式分權”所標榜,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,導致地方政府環(huán)保性支出不足,不利于環(huán)境部門開展環(huán)保事務(張華等,2017)[5]。分權擁躉者認為,其一,地方政府具有環(huán)境管理的信息優(yōu)勢,能夠有效地配置當?shù)厝肆Y源,從而產(chǎn)生積極的政策效果(姜珂和游達明,2016)[30]。該信息優(yōu)勢將提升地方資源配置效率,有效推動生產(chǎn)技術革新,實現(xiàn)地方經(jīng)濟可持續(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)絡的形成,實現(xiàn)區(qū)域綠色發(fā)展(鄒璇等,2019)[31]。此外,環(huán)境分權使得地方政府制定更為嚴苛的環(huán)境保護制度(CHANGHF et al.,2014)[32],讓政府行為變得公開透明,并主動接受公眾監(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,以往研究為分析財政分權、環(huán)境分權與綠色發(fā)展效率的關系提供了一定的理論框架和實證檢驗,但仍存在一定不足:一是目前大多數(shù)研究主要是探討財政分權對生態(tài)效率的影響抑或探討環(huán)境分權對環(huán)境污染的直接因果或間接因果作用,鮮有學者將兩者納入同一分析框架內(nèi)進行綜合考察,其關注空間效應的研究更是鮮見文端;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導致各區(qū)域存在顯著的空間分割,少有學者從地級市層面考察環(huán)境分權、財政分權對綠色發(fā)展效率所存在的空間效應。

    基于此,本文的邊際貢獻在于:①將財政分權、環(huán)境分權和綠色發(fā)展效率納入同一分析框架,拓展了現(xiàn)有領域的研究成果,豐富了城市高質(zhì)量發(fā)展理論,為探索經(jīng)濟健康發(fā)展提供一個新的研究視角;②通過空間計量方法和中介效應模型探究了財政分權與環(huán)境分權行為對綠色發(fā)展效率的時空異質(zhì)性特征,并以國家重點生態(tài)功能區(qū)、不同城市群分割作為劃分依據(jù),細化城市綠色發(fā)展方面的研究;③當前對財政分權和環(huán)境分權如何影響綠色發(fā)展效率這一問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市層面,基于地級市面板數(shù)據(jù)探索財政分權、環(huán)境分權和綠色發(fā)展效率的關系,力圖使制定城市層面相關政策更具有針對性和科學性;④考慮現(xiàn)有文獻對綠色發(fā)展效率測算方法的多樣性,本文采用不同方法對此指標予以計算,并進行了相應的穩(wěn)健性檢驗,研究結論穩(wěn)健可靠。

    三、研究設計

    (一)模型構建

    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,故本文采用空間計量模型探究財政分權、環(huán)境分權與城市綠色發(fā)展效率的空間關聯(lián)。常用的空間計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聯(lián)性,SEM 模型主要考慮隨機干擾項的空間影響,本文選取兩者結合的SDM模型,如下所示:

    為了檢驗財政分權和環(huán)境分權對城市綠色發(fā)展效率的共同影響,本文在模型(1)的基礎上構建引入財政分權與環(huán)境分權交互項的模型,為了使原有核心解釋變量仍具有經(jīng)濟學意義,對交互項進行中心化處理,具體模型如下:

    (二)空間權重矩陣

    在空間計量模型中,空間權重矩陣具有外生性,本文采用地理鄰接矩陣、地理反距離矩陣、經(jīng)濟地理型權重矩陣、大數(shù)據(jù)地理矩陣作為空間權重矩陣,并對矩陣進行行標準化處理。

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

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

    (3)經(jīng)濟地理矩陣W3。W3采用兩個地級市之間經(jīng)濟發(fā)展水平差距絕對值的倒數(shù):W3ij=表示第i個地級市在樣本期間(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。采用兩個地級市之間大數(shù)據(jù)水平差距絕對值的倒數(shù):W4ij=表示第i個地級市在樣本期間(2004—2018 年)大數(shù)據(jù)發(fā)展水平的平均值,大數(shù)據(jù)發(fā)展水平用每萬人國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)表示。

    (三)空間自相關檢驗

    為了解釋財政分權、環(huán)境分權和綠色發(fā)展效率是否具有空間相關性,需采用全局Moran'sI指數(shù)加以驗證。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)的計算方法,運用包含非期望產(chǎn)出的非導向EBM 的研究框架[35]。其中投入變量共3項指標,分別為城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員、資本存量、能源消費。資本存量中折舊率選取9.6%(張軍等,2004)[36],對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 倍來表示;能源消費用城市人均電力消費量來代替。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)出為地級市GDP,并以2004 年為基期進行折價;非期望產(chǎn)出為地級市工業(yè)廢水排放量、地級市工業(yè)煙粉塵排放量和地級市工業(yè)二氧化硫排放量。效率值通過軟件MAXDEA Pro 的非期望產(chǎn)出的超效率EBM 模型測算得出,用ebm表示。

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

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

    (3)控制變量?;A設施水平(road),用地級市人均道路面積來表示;人口密度(popl),以地級市年末人口數(shù)與行政區(qū)域面積之比表示;經(jīng)濟發(fā)展水平(rgdp),以地級市人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示;經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項(rgdp2)以rgdp 的平方來表示;外商直接投資(fdi),以實際利用外商投資額與地級市GDP 之比來表示,其中美元以按當年年均匯率折算為人民幣;金融發(fā)展水平(fin),以地級市銀行存貸款總額與GDP 之比來表示。此外,對部分變量取對數(shù)處理。

    (4)數(shù)據(jù)說明。本文選取2004—2018年269個地級市的平衡面板數(shù)據(jù)作為研究對象,上述指標的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國財政統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。相關數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計見表1所列。

    表1 變量的描述性統(tǒng)計

    續(xù)表1

    四、實證結果與分析

    (一)空間相關性測算結果分析

    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)濟地理矩陣以及大數(shù)據(jù)地理矩陣進行空間關聯(lián)性檢驗,并使用stata15軟件得出相關檢驗結果。

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

    由表2 可以看出,2004—2018 年,中國各地級市在四種空間權重矩陣下,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),中國綠色發(fā)展效率存在顯著的空間正向關聯(lián)性和一定的空間集群分布特征。

    為了進一步呈現(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,本文只報告地理反距離矩陣(W2)和經(jīng)濟地理矩陣(W3)下的散點圖),如圖1、圖2所示。

    圖1 地理反距離矩陣下綠色發(fā)展效率散點圖

    圖2 經(jīng)濟地理矩陣下綠色發(fā)展效率散點圖

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

    (二)雙重分權的直接效應分析

    基于已驗證的空間相關性,考慮時期因素和地區(qū)個體差異有可能導致結果偏誤,本文將模型初步設定為雙向固定空間杜賓模型(SDM),并對模型進行 LR 和 Wald 檢驗(吳玉鳴,2006)[40],相關估計結果見表3 所列。由表3 可知,無論是LR 統(tǒng)計量或Wald 統(tǒng)計量,均在1%的水平下拒絕原假設,因此本文采用雙向固定空間杜賓模型對綠色發(fā)展效率進行研究。為保證估計結果的穩(wěn)健性,本文還引入了空間滯后模型(SAR)的回歸結果,但后文分析以空間杜賓模型(SDM)為主。

    表3 財政分權、環(huán)境分權對綠色發(fā)展效率直接影響

    表3中,四種空間權重矩陣下,SAR與SDM模型中,財政分權(fd)對中國綠色發(fā)展效率的影響在1%的水平上顯著為負,表明中國式分權抑制了綠色發(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中央政府的考核,而財政分權體制下,地方政府獲得地方財政收支的支配權,可獨立配置經(jīng)濟資源,而地級市政府側重于投資產(chǎn)出高的生產(chǎn)性項目,造成環(huán)境等公共服務財政投資力度小、基礎設施重復投資等現(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,央—地事權與財權的不對稱性,導致地級市政府間橫向競爭加劇,對改善技術效率,推進技術進步產(chǎn)生負面影響,進而有損經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展(趙文哲,2008)[42]。

    環(huán)境分權(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)境分權使得地方政府擁有環(huán)境管理事務的自主權,這種自主權往往會擠出政府環(huán)保性支出,用于生產(chǎn)性投資,使得投資周期長的“軟性”公共投資品得不到青睞,造成環(huán)境保護動力的缺失;第二,環(huán)境分權體制下,地方政府會加大管轄范圍內(nèi)的環(huán)境監(jiān)管力度,會將高污染企業(yè)向鄰近地區(qū)或者轄區(qū)邊界轉移,造成臨近地區(qū)的環(huán)境污染,與此同時,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。基于上述情形,環(huán)境治理的成本與收益具有不對稱性,致使地級市政府無心增加環(huán)保支出,最終導致環(huán)境政策的無效率(Sigman,2014)[43],從而抑制地級市綠色發(fā)展效率。

    從控制變量來看,基礎設施水平系數(shù)在鄰接權重矩陣(W1)與經(jīng)濟距離矩陣(W3)下顯著為正,在另外兩種權重矩陣下系數(shù)為正,但不顯著,表明基礎設施發(fā)展對綠色發(fā)展效率的促進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),會給地區(qū)發(fā)展提供更多的優(yōu)質(zhì)勞動力,從而促進綠色發(fā)展效率。經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項估計系數(shù)分別一負一正,表明經(jīng)濟發(fā)展與綠色發(fā)展之間并非簡單的線性關系,而呈現(xiàn)出正“U”型曲線關系。外商直接投資的系數(shù)在四種權重矩陣下顯著為正,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)在四種權重矩陣下顯著為負,表明隨著金融發(fā)展水平的提高,會抑制中國綠色發(fā)展效率,主要原因是當前中國“金融超發(fā)展”現(xiàn)象,不利于實體經(jīng)濟增長(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)雙重分權的關聯(lián)作用分析

    上文驗證了財政分權、環(huán)境分權對中國綠色發(fā)展效率的直接影響,為檢驗財政分權與環(huán)境分權的關聯(lián)作用,本文在模型(1)的基礎上引入財政分權與環(huán)境分權的交互項,并對變量進行中心化處理,模型(2)的相關估計結果見表4 所列。從表4 看,LR 檢驗與Wald 檢驗均拒絕SDM 模型會退化為空間滯后模型(SAR)與空間誤差模型(SEM)的原假設,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。從整體上來看,四種空間權重矩陣下,核心解釋變量估計結果符號和顯著性與前文估計結果無偏差,進一步證明前文結果的合理性。其中,主效應財政分權(fd)的系數(shù)在1%的水平下顯著為負,系數(shù)值介于-0.294~-0.090 之間;主效應環(huán)境分權(ed)的系數(shù)在1%的水平下顯著為負,系數(shù)值介于-0.064~-0.041 之間。控制變量的系數(shù)符號與顯著性與前文保持一致,下文不再贅述。

    表4 財政分權、環(huán)境分權對綠色發(fā)展的關聯(lián)作用

    財政分權與環(huán)境分權的交乘項(fd×ed)的系數(shù)為正,且均通過1%的顯著性檢驗,表明環(huán)境分權刺激下的財政分權對綠色發(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)濟競速,促使政府投資性資金主要用于人才競爭、技術創(chuàng)新效率提升和本地產(chǎn)業(yè)結構升級三大方面,以此來提升綠色發(fā)展效率。其內(nèi)在作用機制如下:①在“搶人大戰(zhàn)”愈演愈烈的時代背景下,地方政府深知高質(zhì)量人力資本要素不僅可為經(jīng)濟發(fā)展提供優(yōu)質(zhì)勞動力保障,還對綠色經(jīng)濟效率具有直接促進作用(李榮杰,2015)[45];②本地環(huán)境監(jiān)測壓力下,地方政府競爭視角由“經(jīng)濟錦標賽”向技術“創(chuàng)新競爭”過渡,將有更多資金流入技術創(chuàng)新行業(yè),使得技術市場的發(fā)展獲得地方政府較高關注,其趨勢也激勵地方政府完善創(chuàng)新機制和市場化制度,此番舉措更有助于提升創(chuàng)新要素合理配置,從而促進綠色發(fā)展(孫博文等,2020)[46];③隨著環(huán)境執(zhí)行和監(jiān)測能力提升,企業(yè)排放標準門檻升高,促使地方政府為企業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉型提供資金支持,有利于產(chǎn)業(yè)結構從“工業(yè)化”向“知識型”轉變,也有助于二、三產(chǎn)業(yè)部門的要素配置合理化,從而促進綠色效率提升(趙領娣等,2016)[47]。

    (四)關聯(lián)作用的作用機制驗證

    基于前文分析可知,財政分權與環(huán)境分權的關聯(lián)作用是通過提升人力資本、技術創(chuàng)新和結構升級三大效應,從而促進中國綠色發(fā)展效率的提升。為驗證該觀點,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)效應模型(1)(張勇和龍立榮,2013)[49],以驗證三大效應的中介變量是否存在,具體的模型設定形式如下:

    其中,中介變量(Mid)包括:人力資本(hum),用高校在校生人數(shù)比城市年末總人口表示;技術創(chuàng)新(pat),用每萬人擁有專利授權數(shù)表示;結構升級(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,其顯著性判定標準如下:第一,做綠色發(fā)展效率(ebm)對財政分權(fd)、環(huán)境分權(ed)和交乘項(fd×ed)的回歸,如模型(5)所示,若交乘項(fd×ed)的系數(shù)δ3顯著,則說明環(huán)境分權對財政分權的調(diào)節(jié)效應顯著,可進行下一步驗證;第二,做中介變量(Mid)對財政分權(fd)、環(huán)境分權(ed)和交乘項(fd×ed)的回歸,如模型(6)所示,若交乘項的系數(shù)φ3顯著,可進行下一步驗證;第三,做綠色發(fā)展效率(ebm)對財政分權(fd)、環(huán)境分權(ed)、交乘項(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,則中介效應存在,此時,若交乘項的系數(shù)φ3仍然顯著,則為部分中介效應,否則,為全部中介效應;第四,當中介變量存在時,交乘項系數(shù)φ3應小于δ3??刂谱兞窟x取與前文一致,回歸結果見表5所列。

    表5 有中介的調(diào)節(jié)效應

    續(xù)表5

    分類來看,方程(2)顯示了財政分權與環(huán)境分權的交乘項顯著提高了地級市人力資本水平,而方程(3)顯示了納入人力資本水平中介變量的綜合效應,環(huán)境分權的調(diào)節(jié)下,財政分權程度加大通過提升人力資本水平從而影響綠色發(fā)展效率。方程(4)顯示了財政分權與環(huán)境分權的交乘項顯著提高了地級市技術創(chuàng)新水平,而方程(5)顯示了納入技術創(chuàng)新水平中介變量的綜合效應,即表示在環(huán)境分權的調(diào)節(jié)下,財政分權程度加大通過提升技術創(chuàng)新水平從而影響綠色發(fā)展效率。方程(6)顯示了財政分權與環(huán)境分權的交乘項顯著推動了地級市產(chǎn)業(yè)結構升級,而方程(7)顯示了納入產(chǎn)業(yè)結構中介變量的綜合效應,即表示在環(huán)境分權的調(diào)節(jié)下,財政分權程度加大通過推動產(chǎn)業(yè)結構升級從而影響綠色發(fā)展效率。從判定標準來看,方程(3)(5)(7)中交乘項系數(shù)均顯著且低于方程(1)中交乘項系數(shù),說明中介效應存在。

    (五)異質(zhì)性分析

    1.國家重點生態(tài)功能區(qū)異質(zhì)性

    中國政府于2008年提出將生態(tài)環(huán)境治理成本內(nèi)部化的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付政策,規(guī)定中央通過集權行為來處理環(huán)境分權對生態(tài)環(huán)境的不利影響。為探究政策實施是否影響財政分權、環(huán)境分權與綠色發(fā)展效率的直接與關聯(lián)作用,本文從是否設立國家重點生態(tài)功能區(qū)層面進行異質(zhì)性分析。將屬于第一批國家重點生態(tài)功能區(qū)名單中的436個縣級行政區(qū)與其所屬地級市相匹配,即含有功能區(qū)的地級市為組一,否則為組二。囿于篇幅所限,本文僅匯報經(jīng)濟地理權重矩陣(W3)下空間杜賓模型的回歸結果,異質(zhì)性分析結果見表6所列。

    組一中財政分權對綠色發(fā)展效率的影響為負,但不顯著,組二中財政分權在1%的水平下顯著抑制了綠色發(fā)展效率,說明財政分權對綠色發(fā)展效率的影響表現(xiàn)出異質(zhì)性。組一和組二中環(huán)境分權均顯著抑制了綠色發(fā)展效率,與總體回歸結果相同,表現(xiàn)出同質(zhì)性。雖然組一和組二中交乘項的系數(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),說明環(huán)境分權背景下,中央對功能區(qū)的轉移支付拉動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)境保護與建設資金的分配和使用,發(fā)揮各項政策和資金的合力,促進區(qū)域整體生態(tài)功能改善。

    表6 國家重點生態(tài)功能區(qū)異質(zhì)性估計結果

    2.城市群異質(zhì)性

    考慮中國式分權下,財政分權對中國主要城市群的環(huán)境污染影響的差異(徐輝等,2017)[50],本文將269個地級市劃分為長三角、珠三角、京津冀、哈長、遼中南、山東半島、海峽西岸、長江中游、成渝、中原和關中11個主要城市群。通過上述計量模型的適用性檢驗,本小節(jié)采用城市與時間雙固定的空間杜賓模型,其次囿于篇幅限制,本文只報告經(jīng)濟地理權重(W3)下的實證結果,相關結果見表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。從核心解釋變量來看,長三角城市群、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政分權系數(shù)至少在5%的水平下與綠色發(fā)展效率呈現(xiàn)出顯著負相關性;珠三角城市群、關中城市群的財政分權系數(shù)為負但不顯著;哈長城市群、遼中南城市群和長江中游城市群的財政分權系數(shù)至少在10%的水平下顯著;京津冀城市群的財政分權系數(shù)為正,但不顯著。說明在考察期內(nèi),財政分權對綠色發(fā)展效率的影響存在較大的異質(zhì)性,側面反映出財政分權影響綠色發(fā)展效率的復雜性。環(huán)境分權對綠色發(fā)展效率的影響也表現(xiàn)出城市群的空間異質(zhì)性。11個主要城市群的財政分權與環(huán)境分權的交乘項在東部城市群(除京津冀城市群外)均表現(xiàn)為負向效應。說明環(huán)境分權體制下,財政分權未能有效推動中國東部地區(qū)綠色經(jīng)濟發(fā)展,原因可能是:由于地區(qū)發(fā)展的差異過大,東部地區(qū)對環(huán)境重視程度較高,其綠色發(fā)展效率主要來自技術進步,而非權力分配。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)保效應衰減。交乘項在中西部城市群中均為正向效應,原因可能是:經(jīng)濟與環(huán)境雙重績效壓力下,中西部地區(qū)開始重視環(huán)境保護與經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展,環(huán)境自主權的下放,彌補了環(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,遠大于環(huán)境權力分配所帶來的弊端,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)性估計結果

    (六)穩(wěn)健性檢驗

    為了分析上述全樣本條件下財政分權、環(huán)境分權對綠色發(fā)展效率的直接影響及其關聯(lián)作用的穩(wěn)健性,將本文的被解釋變量衡量指標用非期望產(chǎn)出的超效率SBM 重新測度,并采用SDM 模型進行重新檢驗和回歸(W1-W4 矩陣與前文保持一致),相關回歸結果見表8所列。

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

    表8 穩(wěn)健性檢驗

    續(xù)表8

    五、結論與建議

    本文在應用超效率EBM測算綠色發(fā)展效率的基礎上,基于2004—2018年中國269個地級市的城市面板數(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,分析了財政分權、環(huán)境分權與綠色發(fā)展效率的直接關系與關聯(lián)作用,得出如下結論:其一,綠色發(fā)展效率在地級市層面表現(xiàn)出空間正向關聯(lián);全樣本分析中,四種權重矩陣下,財政分權與環(huán)境分權均顯著抑制了城市綠色發(fā)展效率,且關聯(lián)效應表明,在環(huán)境分權體制下,財政分權推動了城市綠色發(fā)展。其二,有中介的調(diào)節(jié)效應結果表明,環(huán)境分權會促進地方政府通過提升人力資本水平、技術創(chuàng)新水平以及促進結構升級來推動城市綠色發(fā)展。其三,異質(zhì)性分析表明,設立國家重點生態(tài)功能區(qū)的地級市雙重分權的關聯(lián)效應顯著高于未設立生態(tài)區(qū)的地級市;直接效應在不同城市群中對綠色發(fā)展效率影響具有顯著異質(zhì)性,中西部城市群關聯(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,針對當前財政分權與環(huán)境分權的提高不利于城市綠色發(fā)展的狀況,中央適當集權對綠色發(fā)展有積極影響,更要把握央—地財權、事權的分配尺度,著力優(yōu)化雙重分權的考核機制,避免“唯GDP”論英雄現(xiàn)象的發(fā)生,從而發(fā)揮分權制度的優(yōu)勢。

    第二,政府應結合雙重分權的聯(lián)立作用對人力資本、技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構的改善作用,調(diào)整本地財政分權、環(huán)境分權,使其有利于促進綠色技術引進,提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量,從而有效發(fā)揮其優(yōu)化綠色發(fā)展的效應。

    第三,加大國家重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付力度,補償?shù)胤秸畵p失經(jīng)濟發(fā)展水平的機會成本,以此激勵地方政府財政支出向環(huán)保產(chǎn)業(yè)傾注。

    第四,科學規(guī)劃城市群發(fā)展,根據(jù)城市群發(fā)展狀況調(diào)整分權程度,使之有助于提升經(jīng)濟增長質(zhì)量,有效發(fā)揮分權對綠色發(fā)展的聯(lián)立作用。

    注 釋:

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

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