摘 要：为促进县域经济发展，2004年以来我国开始逐步推行“省直管县”财政分权改革，本文采用2004-2014年国家主要流域河流水质监测站点的周观测数据与县市社会经济统计数据相匹配，以“省直管县”财政改革作为准自然实验，研究了财政分权对环境治理的影响。研究发现：相对于没有纳入试点范围的地区，改革区域水质出现了明显恶化，河流中化学需氧量 (COD) 和氨氮污染物 (NH) 指标显著上升。原因在于：改革试点县在财政自主权扩大后，倾向于利用新增加的财力进行基础设施建设等生产性支出，而忽视辖区内包括环境在内的公共服务的供给；“省直管县”改革进一步强化了县级政府之间的横向竞争和地级市政府之间的纵向竞争，加剧了市场分割，导致区域间更加难以统筹协调，环境公共治理提供不足。
关键词：省直管县; 环境治理; 财政分权; 水污染;
一、引言
近年来, 环境问题在我国引起了公众和政府的密切关注, 其中河流污染问题十分严峻。报告显示, 全国500多条被监测的河流断面中只有28%可以饮用, 三分之一水质已经被污染, 不能用于饮用或者农业等其他用途 (World Bank, 2006) 。中国水污染已经造成大约每年1500亿元的经济损失和不可估量的健康伤害 (World Bank, 2007) 。环境治理本质上是公共物品提供的问题, 根据经典分权理论, 地方政府一般具备更强的信息优势和供给效率 (Tiebout, 1956) , 同时地方居民可以“用脚投票”, 分权能够通过地方竞争保证公共服务更好地匹配本地居民偏好 (Musgrave, 1960;Oates, 1972) , 从而更好地治理环境。
为促进县域经济发展, 避免市管县体制中的“市刮县”“市卡县”等问题, 2004年以来我国开始逐步推行一项分权到县的财政改革——“省直管县”财政改革试点, 主要在收支划分、转移支付、资金往来、预决算等方面实现省财政与县财政直接联系, 这为我们研究财政分权与环境治理提供了一项良好的“自然实验” (1) 。经典的分权理论成立的前提是, 居民能够准确地对地方政府进行评价, 并基于自身偏好在各辖区间无成本流动, 地方政府受到居民“用脚投票”的约束。但这一前提在“中国式”分权情境下并不成立:一是城乡分割治理的户籍制度制约了居民的自由流动;二是地方政府并不一定把居民公共福利作为目标, 地方政府有自己的动机 (Qian&Weingast, 1997;Garzarelli, 2004) 。中国从20世纪80年代正式开始的分权伴随着政治考核的集中化, GDP成了早期考核地方官员的主要指标, 使地方政府围绕着财政收入和经济增长展开各种形式的竞争 (Cumberland, 1981) , 早期的地方政府为了取得短期竞争优势, 甚至诱导企业过度利用环境资源, 在资源供给和环境标准上降低价格或者门槛, 导致对资源环境的“逐底竞争” (Race to the Bottom) (Breton, 1998) 。近年来, 为加强环境治理, 中央政府在尝试改变以往单纯以经济增长为标尺的地方激励措施, 把节能减排目标与地方绩效考核联系起来, 加强地方官员对环境的问责。2001年“十五”计划首次将环境保护和污染治理提升至国家战略;2006年实施的“十一五”规划中首次明确列出主要污染物减排的目标, 化学需氧量 (COD) 作为水污染指标被列入当中;“十二五”规划中又添加了氨氮 (NH) 作为水质考核指标。然而, 现有研究发现, 地方政府可能会通过操控污染企业的选址做出策略性的反应以应对来自中央的约束, 比如将污染企业搬迁至远离中央设立的监测站, 将污染企业安置在邻近下游辖区的行政边界处从而将污染物转移至下游 (Duvivier&Xiong, 2013;Cai et al, 2016) 。
不同于经典分权理论认为的分权能够提高环境公共物品的提供效率, 我们认为, 财政分权可能会从两个渠道造成环境治理的效率损失。一是财权下放赋予了地方政府在财政事务上的支配空间, 使地方政府成为了地方收入的剩余索取者, 出于经济增长和财政收入扩张的需求, 同时中央政府的晋升考核中重点关注GDP、基础设施等硬性量化指标, 导致地方官员在任期内更加热衷于“政绩工程”的生产性领域投资与“建设性财政”, 而更少地投资于环境等公共服务 (周黎安, 2007;尹恒、朱虹, 2011) 。二是财政分权带来的市场分割、地方保护和辖区间博弈也会导致环境治理缺乏效率。环境公共物品的提供涉及跨区域的合作, 但在分权状态下, 各辖区都没有足够的激励去治理, 原因在于污染物可以通过“搭便车”转移到下游辖区, 而且治理的收益不会全部集中在本辖区内, 而会外溢到邻近区域, 这样, 博弈的结果是全流域的地方政府都不大可能加大力度去治理公共污染。“省直管县”财政改革为分析财政分权对地方环境治理的影响提供了一项良好的“自然实验”。这项改革旨在发展县域经济, 对于地方环境治理行为来说相对外生。而且, 该项改革影响到省、市、县之间的关系, 使我们可以从辖区博弈渠道考察对环境治理的影响。该项政策处于“十一五”规划之后将节能减排目标纳入地方考核的“新环境政策”约束时期, 使我们能够观测到加强地方问责情况下财政分权如何影响环境治理行为。
本文主要回答了如下问题:第一, “省直管县”作为一项财政分权改革是否有利于环境治理?这个问题的回答将有助于补充关于财政分权是否能促进环境公共物品提供的证据。第二, “省直管县”财政改革影响环境治理的机制是怎样的?第三, 新时期环境政策约束下“省直管县”财政改革对环境治理的影响。
与以往文献相比, 本文有如下特点:第一, 中国财政分权与环境污染的研究需要在地方政治考核框架下进行讨论, 目前相关文献的讨论大多集中在早期“唯GDP为标尺”的政治锦标赛时期, 实际上“十一五”规划以来已经将节能减排目标纳入地方考核体系, 却鲜有文献探讨新时期环境政策约束下的财政分权与环境治理行为。第二, 此前相关文献采用的数据相对粗糙, 几乎都是来自省级层面的证据, 并且缺乏对相关机制的探讨。本文采用“省直管县”财政改革政策作为准自然实验, 将水质监测站点数据与县 (市) 社会经济数据进行匹配, 不仅在研究设计上能够更好地解决内生性问题, 而且可以更加细致地观测分权对环境治理行为的传导机制, 弥补了此前文献的不足。第三, 本文从环境绩效的角度探讨了我国行政区划改革的效果, 之前的文献大多从经济绩效、人口变迁、政府支出结构的角度进行探讨。我国近年来一系列的行政区划改革政策旨在推进城市化进程、促进县域经济的发展, 然而城镇化、工业化进程中如何坚持绿色发展道路, 也是决策者面临的现实问题,本文的研究可以为相关决策提供参考。
二、制度背景与文献回顾
(一) 财政分权对环境治理的影响
财政分权是影响环境治理的一项重要的制度因素, 早期的理论研究主要支持财政分权有利于环境质量的提高。Tiebout (1956) 认为, 由于居民可以通过“用脚投票” (Voting by foot) 的方式显示自己的真实偏好, 当居民不满地方政府提供的环境治理的质量时, 可以远离这一区域而选择数量和质量符合偏好的地方居住, 因此财政分权可以激励地方政府通过特定的财政手段提供更加满足居民的公共品需求和服务, 这种辖区间竞争有助于形成公共物品供给与居民偏好相匹配的基本机制。Oates (1972, 1999) 进一步指出另一条渠道, 由于地方政府更加接近“信息源”, 相对联邦政府来说其对地方信息了解更加充分 (Hayek, 1945) , 因此即使不考虑用脚投票引发的地方竞争, 分权状态下地方政府仍能够更好地提供环境公共物品。
随着理论的发展, 大量研究开始关注财政分权对环境的负面影响, 对早期的分权理论提出了质疑。首先, 经典分权理论的假设条件太过严格, 居民能够完全自由流动和完全信息的假设不一定成立。其次, 地方政府不一定以地方居民福利最大化为目标, 经典分权理论假设政府天然地提供公共物品和保护市场, 然而, Qian&Weingast (1997) 提出, 事实上地方政府和政府官员都有自己的利益考量, 和企业经理人相类似, 只要缺乏约束就会有寻租行为, 官员在任期考核体制下短期利益往往战胜长期利益, 而环境公共物品由于在短时间内难以见效往往被放到了次要或被忽略的位置。再次, 由于环境外部性的存在, 分权可能导致地方污染排放及环境治理中“搭便车”行为。相对于中央政府, 地方政府更加倾向于将污染企业安置在相对缺乏监管的地理边界处, 辖区间污染外部性随着分权程度的增强而提升 (Silva&Caplan, 1977) 。Sigman (2004) 利用美国501个水质监测站点的数据发现, 美国水清洁法案赋予了州政府自己治理流域的权力, 然而这项环境分权的政策在执行中由于上游辖区向下游辖区“搭便车”转移污染, 导致位于下游的州水质指数下降了4%。Lipscomb&Mobarak (2016) 利用巴西重新划定县界对污染水平的影响探讨了这一问题, 巴西对县界的频繁区划调整会改变水质监测站点与上下游县边界的距离, 以及两个相邻的站点间县级行政边界的数量, 从而改变一个地区污染行为的激励, 发现随着河流流向下游行政边界, 水污染程度逐渐上升, 每接近下游行政边界1公里, 污染水平上升2.1%, 并且随着距离下游行政边界越近, 水污染程度恶化的速度越快, 即污染函数的斜率递增。
目前关于中国式财政分权下的环境绩效研究主要集中在两个方面:一是引发地方政府间税收竞争, 导致地区间环境规制“竞次”的现象。即分权使地方政府成为地方收入的剩余索取者, 并有了追求地方税收最大化的积极性, 诱致地方政府放松环境准入和监管水平以吸引外资进入和增加税收 (Qian&Xu, 1993) 。Ljungwall&Linde-Rahr (2005) 发现了中国经济欠发达地区以牺牲环境为代价来引入外资的证据。刘建民等 (2015) 基于地级市数据发现财政分权程度的提高降低了地方政府对污染的监管力度, 导致地方环境监管上的“竞次”。二是集中于关注分权下的环境外部性, 中国地方政府可以通过决定污染企业的选址, 从而影响污染行为的分布。李静等 (2015) 发现了中国地方污染“边界效应”的存在, 由于辖区交界处相对缺乏环境监管和治理, 造成辖区边界处污染水平平均高于辖区内地区。Cai et al (2013) 发现, 中央2001年以来开始设立减排目标之后, 中国的省级地方政府通过将污染企业转移至临近下游的行政边界处这样的“策略性行为”, 减少本辖区的污染排放, 以应对中央环保监察。2001年之后省辖区内河流下游县的水污染水平大约高出了30%, 原因在于下游县污染产业的产值和新进入的水污染产业企业数量都显著增加, 这意味着污染被转移至下游地区。但也有少量研究支持中国财政分权有利于地区环境改善。比如谭志雄、张阳阳 (2015) 基于中国省级数据发现财政分权与环境污染排放呈负相关, 认为财政分权度高的地区拥有充足的环境治理资金, 因而可以有效控制并减少污染。而He (2015) 的研究则认为中国式财政分权对环境污染没有显著影响。
目前相关研究采用的数据主要集中于省级层面, 衡量财政分权的指标大多直接使用省级财政收入或支出占全国财政收入或支出的比重, 对财政分权的测度相对粗糙和内生, 同时财政分权对环境治理的具体影响机制也需要进一步探讨。此外, 鲜有文献在环境减排被纳入地方考核的新时期下讨论财政分权与环境治。
(二) “省直管县”财政改革
“省直管县”改革始于2004年, 由于自1982年开始推行的市管县体制下“打破城乡分割, 中心城市带动农村经济发展”的目标难以实现, 同时弊端不断涌现, 尤其是分税制改革以后, 地级市财权大幅减少, 将更多支出责任下放给县级政府的同时, 截留、挪用中央和省级政府给予县级政府财政补助的现象非常突出, 阻碍了县域经济的发展 (贾俊雪, 2015) 。在此背景下, 一些省份开始推行以简化财政层级为核心的“省直管县”财政体制改革。2003年改革在福建实验, 2004年改革开始在安徽、河南、湖北试点, 2005年继续推广到河北、吉林、江西。2009年财政部发布《关于推进省直管县财政改革的意见》, 全国除民族自治地区外, 要在2012年底前全面推进省直管县财政改革, 截至2012年, 我国共涉及27个省份1052个县进行了改革 (见图1) 。
改革内容主要是在收支划分、转移支付、资金往来、预决算、年终结算等十个方面实现与省财政直接联系：(1) 在收支划分方面, 规范地市和县的收支范围, 县级财政收入直接与省对接分成, 绕过地级市; (2) 国税和地税的收入目标直接下达到县; (3) 体制补助的基数固定到县; (4) 消费税、增值税以及所得税基数返还的基数直接核准到县, 并且增加比例; (5) 财政转移支付直接下达到县; (6) 财政结算同样核算到县; (7) 省财政直接确定各县的资金留存比例, 预算执行中的资金调度由财政直接拨付到县; (8) 各县要求专项资金支持, 直接向省直主管部门和省财政厅申报, 省财政的专项补助资金由省财政厅直接分配并下达到县; (9) 基金分成直接到县; (10) 各项债务直接落实到县。可以看出, 改革充分扩大了县域财政收支的自主权。
国内学者十分关注财政“省直管县”改革的绩效, 目前文献普遍认为改革扩大了县域财政权力, 给县域经济带来了更大的发展空间。Li et al (2016) 发现改革后县级政府收入和转移支付都显著增加, “省直管县”改革对县政府财政起到了解困的作用。改革促进了县域经济增长 (才国伟、黄亮雄, 2010;左翔、袁渊, 2011) , 但县域经济增长中仍然对传统要素保持较高的依赖 (赵海利, 2011) 。部分研究者开始逐渐关注“省直管县”改革的负面影响。胡彬、胡晶 (2016) 重点研究了“省直管县”财政改革对省、市、县三者之间博弈关系的改变, 改革加剧了县域之间的经济竞争, 同时可能激化县市之间利益冲突, 省县财政对接后市无法再留存省对县的转移支付, 原先市管县体制下可以分享的税源也大量减少。才国伟等 (2011) 发现改革对地级市财政收入和财政支出均出现了一定的抑制作用, 这意味着改革可能会使周边县市利益受损。陈思霞、卢盛峰 (2014) 的实证研究发现改革导致公共服务支出不足, 试点县在改革后增加了基础设施建设支出, 但教育、科技、医疗卫生等民生性支出都出现了不同程度的下降。Li et al (2016) 的实证研究发现“省直管县”财政改革增加了土地出让中的腐败, 尽管“省直管县”改革中并未涉及土地销售的内容, 但改革后行政层级的扁平化增加了省政府监管县级政府的难度。在经济租金的激励下, 试点县政府会更多地通过私下谈判来处理土地。
三、机制分析与假说
(一) “省直管县”财政改革与环境治理
“省直管县”财政改革对地方环境治理产生了影响。作为一项在基层政府权力扩张与财政管理分权深化上的巨大创新的政策, 财权下放直接扩大了县政府财政收入和支出的决策权限。根据经典分权理论, 地方政府对地方污染信息了解更加充分, 在分权到县的情形下, 县级政府应当能够更有效率地提供环境治理公共物品 (Musgrave, 1960;Oates, 1972) 。然而, 在中国情景下, 地方政府并不受辖区居民“政治选票”的约束, 反而, 中国垂直的政治管理体制决定了地方官员行为更多地受到上级政府政治考核目标的激励 (王永钦等, 2007;傅勇、张晏, 2007) , 地方政府并不一定把地方居民福利最大化作为目标。同时, 户籍制度的约束也阻碍了地方居民通过“用脚投票”的方式对政府环境公共物品的提供显示偏好。这意味着分权对于环境治理的正向作用很难发挥。
另外, 省直管县财政分权改革还会从两个方面对环境治理产生负面影响。第一, 影响试点县的财政支出结构, 改革县获得新增财力后可能更加倾向于生产性支出, 而忽视包括节能环保支出在内的民生性支出, 导致环境治理投入不足。第二, 省直管县改革会强化县市间纵向竞争和县级之间的横向竞争, 加剧了市场分割与行政壁垒, 不利于跨区域间协同治理环境。因此, 本文提出:
假说1:总体上而言, 省直管县财政分权改革对地区环境影响可能为负。
(二) 中国式财政分权影响财政支出结构
第二代财政联邦主义理论认为, 在中国式财政分权中, 地方政府在经济增长中扮演了“保护之手”的角色 (Weingast, 1995;Jin&Zou, 2005) 。保护市场的动机与官员晋升激励相互嵌入, 出于经济增长和财政收入扩张的需求, 同时中央政府的晋升考核中重点关注GDP、财政收入和基础设施等硬性量化指标, 导致地方官员在任期内更加热衷于“政绩工程”的生产性领域投资与“建设性财政”, 而较少投资于教育、卫生、环境等公共服务领域 (周黎安, 2007;尹恒、朱虹, 2011) 。
对于县政府来说, 省直管县财政改革之前, “市管县”体制下县级基层官员决定辖区内经济发展事务的权力有限, 财政资金由市直接拨付, 同时面临着“市刮县、市卡县”的问题, 调整财政支出结构的空间比较小。而“省直管县”财政分权改革后, 财政资金直接由省到县, 被直管的县 (市) 辖区不再需要与地级政府共享税收收入, 并且拥有更多的经济事务管理的自由裁量权 (陈思霞、卢盛峰, 2014) 。相对于环境、教育、医疗卫生等民生性财政支出, 基础设施投资等生产性支出能够快速提高地区经济发展水平, 扩大县政府税基 (陶然等, 2009) , 因此, 省直管县改革试点县在财政支出行为上可能会表现为利用新增加的财力更多地进行基础设施投资建设, 而忽视辖区内公共服务包括节能环保方面的供给, 从而对地方环境造成负面影响。因此, 本文提出:
假说2:省直管县财政改革试点县财力增加后, 更加倾向于生产性财政支出, 而相对忽略了环境等领域的公共服务支出。
(三) 市场分割不利于环境治理
环境作为准公共物品具有外部性, 因而环境治理涉及跨区域协作。已有大量研究表明中国地区竞争与市场分割带来的环境效率损失:由于辖区间缺乏监管、信息通报机制和补偿措施, 上游地区倾向于在污染排放上向下游“搭便车”, 导致流域治理的公地悲剧。李静等 (2015) 基于中国九大水系重点断面数据, 发现中国流域污染存在较为明显的“边界效应”, 辖区交界处由于缺乏监管, 边界监测点的污染水平比非边界监测点污染水平高出许多。胡若隐 (2006) 认为, 在地方分割状态下, 水污染治理存在边际成本上升的趋势, 而治理的收益又不会集中在一个辖区内, 最终导致单一地方政府无法承担巨大的治理成本, 跨界水污染治理失效后果严重。
“省直管县”财政分权改革强化了县级政府之间的横向竞争和地级市政府之间的纵向竞争, 加剧了市场分割带来的环境效率损失。一方面, “省直管县”财政改革会对试点周边县产生负外部性, 从而加剧县域之间的竞争。试点县分权以后的经营环境更加优越和宽松, 能把周边县的一些企业吸引过来, 从而加剧了与周边县之间的资源竞争。才国伟等 (2011) 发现省直管县导致试点县周边县转移支付额度降低。财政分权还会使地市警惕下一步的财政分权计划, 在下一步财政分权政策出台之前加大对非财政省直管县的挤压 (刘冲等, 2014) 。另一方面, 改革县县域实力较强, 财权下放后更加希望保持自身的独立性。“省直管县”财政改革会加剧市县之间的纵向竞争关系, 导致产业布局难以协调统筹, 环境共同治理更加困难。因此, 本文提出:
假说3:省直管县财政改革通过强化县市间纵向竞争和县级之间横向竞争加剧了市场分割, 不利于跨区域的环境协同治理。
四、实证模型与数据来源
(一) 实证策略
本文主要以“省直管县”财政体制改革构造严格的外生分权变量, 检验财政分权对环境治理的影响。现有研究中大多直接使用省级财政支出占中央财政支出的比重构造分权指标, 这种构造方式比较粗糙, 容易产生反向因果和遗漏变量等内生性问题。对此, “省直管县”财政改革作为一项财权下放到县的改革, 为厘清上述问题提供了良好的研究视角。
传统的DID自然实验方式要求对样本设置统一的实验组别虚拟变量和实验时间虚拟变量, 而中国“省直管县”改革采取了渐进式、逐步式的实施方式, 不同省份之间及省份内部各县 (市) 在推行改革的时间选取上都存在差异, 无法对存在改革时点差异的全样本设置统一的改革时点虚拟变量。本文的实证策略借鉴了Hoynes et al (2011) 对“自然实验”的变换方式, 直接将实验组别虚拟变量和实验时点虚拟变量的交叉项纳入回归模型中, 回归方程如下:
其中, yi, t是观测站点i在第t周的河流水质数值;Policyi, t为改革的虚拟变量, 如果观测站点i所在县 (市) 在t周进行了“省直管县”财政体制改革赋值为1, 反之则赋值为0。controli, t是一组控制变量, 包含站点所在地的地理特征, 如平均温度、平均降雨量、初始污染水平、是否为国/省界监测点, 我们还进一步控制了观测点所在省份与县域的社会经济因素。比如该观测点所在省份经济增长率, 省长的年龄、省委书记的年龄, 站点所在县的第一产业、第二产业产值增加值, 县规模以上工业企业总产值等。由于污染是累积和连续的过程, 我们控制了站点的上游省份。μi刻画了不随时间变化的站点个体固定效应, 从而消除一些观测站点固有不变的特征差异对估计结果的影响。λt是不随个体变化的时间固定效应。同时, 我们还控制了水系固定效应、年份×水系以及年份×水系×月份层面的固定效应。
本文感兴趣的估计系数是β, 它表示省直管县财政改革对该地区周边水质影响的平均效应。由于政策非随机可能造成选择偏误问题, 导致估计结果有偏, 后文将采用倾向得分匹配法 (Propensity Score Matching) 对政策选择标准变量进行设定来解决这个问题。我们做了一系列稳健性检验:考虑到浙江省一直采用省管县的财政体制, 剔除了浙江省境内水质监测站的特殊样本;考虑到省界污染效应, 进一步剔除了所有位于省界的观测点;考虑到南水北调工程在观测期间对水质的影响, 进一步剔除了工程经过的水质监测站点;考虑了“河长制”的实施对河流治理模式的影响, 因此排除了位于“河长制”试点区域的站点。此外, 本文的实证结果中分别汇报了化学需氧量 (COD) 浓度和氨氮 (NH) 浓度两项指标反映水质变化情况, 以保证估计结果的稳健性。
(二) 数据来源
1. 河流水质数据。
本文使用的2004-2014年国家主要流域河流水质周观测数据来源于环保部网站, 涵盖了松花江、辽河、海河、淮河、黄河、长江、珠江、钱塘江、闽江在内的全国9个主要流域。纳入样本的监测站点在逐年增加, 目前大致稳定在100个以上水站, 分布在全国25个省 (自治区、直辖市) , 水污染监测指标包括pH (表征水体酸碱性) 、化学需氧量 (COD) 、溶解氧 (DO) 、氨氮 (NH) 、电导率、浊度、水温及高锰酸钾指数等。
2.“省直管县”财政改革数据。
关于省直管县改革的信息来源于中华人民共和国民政部网站, 其中详细记录了每年县级以上行政区划变更情况。本文将“省直管县”财政改革信息与河流水质检测站点所在县 (市) 进行匹配, 一共有55个站点所在地在2004-2014年进行了“省直管县”财政体制改革。表1列举了部分匹配站点信息。
3. 控制变量。
选择控制变量的目的是控制其他因素对河流水质的影响。本文控制了站点所在地的地理特征, 如平均温度、平均降雨量、初始污染水平;站点性质方面, 我们控制了是否为省界站点, 是否为国界站点, 数据来自环保部网站。我们控制了观测点所在省份与县域的社会经济因素, 比如该观测点所在省份经济增长率, 省长的年龄、省委书记的年龄数据来自各省政府网站信息, 还有站点所在县的第一产业、第二产业产值增加值, 县规模以上工业企业总产值等, 数据来源于2004-2014年《中国县市社会经济统计年鉴》。由于污染是累积和连续的过程, 我们控制了站点的上游省份。表2给出了描述性统计量, 从中可以看出约33%的站点所在地经历了“省直管县”财政体制改革。
五、实证结果分析与讨论
(一) “省直管县”财政改革影响环境治理的基准回归
表3汇报了基准回归的结果, 我们分别采用化学需氧量 (COD) 浓度和氨氮 (NH) 浓度作为被解释变量, 根据《第一次全国污染普查公告》, 中国河流主要污染来源于工业排放, 主要污染物产生量中化学需氧量 (COD) 和氨氮 (NH) 的排放量占总量的98%以上。COD和NH的数值越大, 说明水体污染越严重。表3中第 (1) (2) 列显示了全样本回归结果, 其中控制了初期污染水平、监测站点地理特征以及省份经济特征。和我们的预期一致, 无论是用COD还是NH作为水质变化指标, “省直管县”财政改革的系数都显著为正。表3中第 (3) (4) 列我们添加了关于站点上游省份、站点是否位于边界处的控制变量以及一系列固定效应, 包括水系、站点、年份、周度、年份×水系、年份×水系×月份的固定效应。改革的估计系数从2.321和0.198变化为1.764和0.105, 并仍然显著为正。表3中第 (5) (6) 列筛选出县级子样本, 即县和县级市的样本进行回归, 同时进一步控制了站点所在县的经济特征, 省直管县财政改革的系数略微增大为3.348和0.234, 且仍然在1%的水平上显著为正。这意味着, 相对于没有纳入试点范围的地区, 进行“省直管县”财政改革的区域水质出现了明显恶化, 河流中化学需氧量和氨氮污染物指标显著上升。
控制变量显示, 初期污染水平越高的地区, 后期水污染越严重, 这说明环境污染是一个累积、连续的过程;省份经济增长越快, 河流中NH的排放量越高, 这与竞争性假说一致, 在过去以地方GDP为标尺的晋升考核机制下, 地方政府为取得短期竞争优势, 竞相在资源供给和环境标准上降低价格或门槛, 甚至诱导企业过度利用环境资源, 导致对资源环境的“逐底竞争”;而COD在2006年初实施的“十一五”规划中已被纳入约束性考核指标中, 减排完成情况与地方政府考核和官员晋升直接挂钩, 因此经济增长越快的省份COD排放反而越低。尽管后期NH在“十二五”规划中被纳入了考核指标, 但与我们选取的样本期间重叠较短, 因此我们观测到的经济增长和NH排放量仍然是正向关系。县域经济特征的控制变量显示, 第一产业增加值越大, 地区水质状况越好, 而第二产业增加值与地区水质状况呈负向显著的关系。
我们对表3中第 (7) (8) 列进行了以下稳健性检验: (1) 剔除浙江省的样本。由于浙江省一直实行省管县财政体制, 即使是在1983年“市管县”改革中也没有改变财政省管, 仍然保留了市县各自对省负责的财政制度。因此, 我们排除了浙江省的样本, 以避免可能存在的对政策效果的低估。 (2) 进一步剔除南水北调沿线的水质监测站点。南水北调工程对沿线生态环境带来了变化, 也会影响沿线河流的水质, 同时, 南水北调工程的水质一直受到政府和媒体的大量关注, 相关防治和治理措施导致水质变化。 (3) 剔除省界样本。李静等 (2015) 的研究表明, 中国河流存在明显的“行政边界效应”, 即行政边界由于缺乏监管和治理, 污染水平往往大于行政内部区域, 为了排除“边界效应”对估计结果可能的干扰, 我们进一步剔除了位于省界的水质检测样本。 (4) 排除位于“河长制”试点区域的站点。2007年起源于无锡市之后又在其他部分区域开展试点的“河长制”通过加强问责与联防联控的方式改变了河流治理模式, 因此我们剔除了位于“河长制”试点区域的站点。在排除以上四类情形干扰后, 我们发现估计结果十分稳健, 关键解释变量系数的符号和显著性都和前文保持一致。通过上述一系列实证分析可以得出:“省直管县”财政体制改革, 作为一项大范围的财政分权改革, 给地方环境治理造成的负向效应大于正向效应, 成为地方在协同治理水污染的“阻力”。
(二) 改革可能非随机的讨论
“省直管县”改革试点选取从经济总量上考虑可能并非随机, 往往倾向于选择经济强县或者贫困县 (陈思霞、卢盛峰, 2014) 。幸运的是, 试点的选择对于当地污染水平来说相对外生, 但为了尽可能减少潜在的选择偏误问题, 我们采用了两种方法对可能造成选择偏误的改革标准进行处理:第一种方法是采用倾向得分匹配法, 依据改革选择标准将改革县与非改革县进行匹配, 使两组特征尽可能相似, 然后利用对照组尽可能地模拟出处理组的反事实状态, 即未进行省直管县改革, 比较县在进行改革和不进行改革这两种对立情形下的环境绩效差异。第二种方法是参考Li et al (2016) 在回归方程中对政策选择标准进行设定的方式, 来控制选择标准对结果造成的偏误, 具体而言进行了三类设定: (1) 设定改革选择标准变量与时间三次多项式的交互项, 从而假定选择标准对因变量的影响遵循特定的时间趋势。 (2) 设定改革选择标准与省直管县改革前后的虚拟变量交互项, 从而允许选择标准对因变量的影响在改革前和改革后存在差异。 (3) 设定改革选择标准与年份虚拟变量的交互项, 从而更加灵活地控制了选择标准对因变量影响的时间作用。
由于各省选择省直管县的具体标准不统一, 本文参考了Li et al (2016) 总结的22个省份在2003-2012年三次大规模撤县设区试点的选择标准。比如四川省将经济发展水平、财政状况、产业结构以及城市化水平作为选择标准, 而陕西省则倾向于选择贫困县, 贵州省则倾向于选择主要粮食、油料生产县或者生态县。总体而言, 人口特征、经济状况、产业结构以及县域财政状况都是影响是否被选为试点县的重要变量。因此, 我们匹配了位于县级行政单位的水质监测站与2004-2014年的《中国县市社会经济统计年鉴》, 结合数据可得性, 选择了县的人口规模、第一产业增加值、第二产业增加值、财政缺口四项指标作为倾向得分的匹配标准。
我们首先使用Logit模型并结合影响试点的变量, 计算每个县进行财政省直管县的概率以获得倾向匹配得分, 然后再依据得分进行最邻近匹配 (Nearest Neighbor Matching) (Abadie&Imbens, 2006, 2011) , 即从非改革组中找出与改革组的匹配变量距离最近的新样本组成新的对照组, 与改革组进行配对。倾向得分匹配平衡性检验结果显示 (限于篇幅未报告, 备索) , 匹配后处理组和控制组变量的标准化均值差距 (2) 大幅降低, 这意味着可能造成选择性偏误的个体特征差异得到了大幅消除, 配对样本具有高度相似性。T检验结果同样表明, 匹配后处理组和参照组各变量均不存在显著差异。表4第 (1) (2) 列中展示了倾向得分匹配后的估计结果, 我们关注的核心解释变量, 也就是“省直管县”财政改革系数估计系数仍然显著为正, 与前文基础估计结果基本一致。
另一种解决改革非随机造成的选择性偏误的方法是对政策实施的一系列标准进行设定 (Li et al, 2016) 。本文选择的省直管县财政改革实施标准变量与前面倾向得分匹配变量一致, 包括人口规模、第一产业增加值、第二产业增加值、财政缺口在内的一系列变量。表4中, 第 (3) (4) 列在回归方程中添加了改革选择标准变量与时间三次多项式的交互项, 以假定选择标准对因变量的影响遵循特定的时间趋势;第 (5) (6) 列设定了改革选择标准与省直管县改革前后的虚拟变量交互项, 从而允许选择标准对因变量的影响改革前和改革后存在差异;第 (7) (8) 列设定了改革选择标准与年份虚拟变量的交互项, 从而更加灵活地控制了选择标准对因变量影响的时间作用;第 (3) ~ (8) 列回归结果显示, 在对政策选择标准进行不同设定的情况下, 核心解释变量“省直管县”财政改革的系数大小略有变化, 但符号和显著性都与前文保持一致。因此, 综合基准模型结果, 可以初步判断, “省直管县”财政体制改革会对所在地河流水质产生显著的负面影响, 以上结果为假说1提供了支持。
(三) 机制分析的实证结果
要找到“省直管县”财政试点改革如何导致水质污染指标升高的原因, 需要进一步了解试点改革后地方经济增长方式的变化、政府支出倾向变化等信息。因此, 本文匹配了2004-2014年行政区划调整信息与《中国县市社会经济统计年鉴》, 根据水质监测站点所在县市的经济社会发展状况相关数据做进一步分析。我们认为, 省直管县这项财政分权政策导致改革区域环境质量恶化的主要原因在于: (1) 改革县获得财力增加后更加倾向于生产性支出, 而忽视了包括节能环保支出在内的民生性支出; (2) 省直管县加剧了辖区间博弈, 县市间纵向竞争和县级之间横向竞争, 均不利于环境协同治理。
1. 财政支出偏向生产性部门, 导致粗放型经济增长方式。
分权改革前, 由于基层政府财政比较困难, 基层官员决定辖区内经济发展事务的权力有限, 财政资金在满足财政供养人口等刚性支出后, 调整财政支出结构的空间比较小。而“省直管县”财政分权改革后, 财政资金直接由省到县, 被直管的县 (市) 辖区不再需要与地级政府共享税收收入, 并且拥有更多的经济事务管理的自由裁量权 (陈思霞、卢盛峰, 2014) 。相对于环境、教育、医疗卫生等民生性财政支出, 基础设施投资等生产性支出能够快速提高地区经济发展水平, 扩大县政府税基 (陶然等, 2009) , 因此, 省直管县改革试点县在财政支出行为上可能会表现为利用新增加的财力更多地进行基础设施投资建设, 而忽视辖区内公共服务比如节能环保方面的供给, 这种投资和基建拉动的粗放型发展方式可能导致地方环境质量的恶化。本文将结合改革县的财政支出、固定资产投资以及第二产业产值变化情况进行验证。
县市社会经济统计年鉴中没有直接提供县域在环境与基础设施方面投入的信息, 结合数据可得性, 本文摘取了2014年广东省纳入省直管县财政试点第四批范围的9个县在各县政府网站上公开的财政预决算信息, 比较了这些试点县在改革前1年至改革后3年的财政支出中节能环保与交通运输支出的变化情况 (图3) 。可以大致观察到, 改革前1年改革县节能环保支出与交通运输支出绝对值差别不大, 但在省直管县财政改革后, 改革县节能环保支出的绝对数和增长幅度都远远小于交通运输支出, 并且这种趋势持续至改革后的几个年份中。这说明改革县存在倾向于利用新增财力投资于生产性部门, 而相对忽略环保部门投入的财政支出偏向问题。
我们实证验证了“省直管县”财政改革对试点县产业结构和固定资产投资的影响, 表5的 (1) (2) 列结果显示, 财政分权显著增加了试点县第二产业产值与固定资产投资额, 相对于非“省直管县”改革试点县, 改革县第二产业增加幅度大约为1.7%, 固定资产投资额增加了2.3%左右。回归结论进一步证明了我们的观点:县政府财力扩大之后, 投资于短期内经济绩效显著的生产性领域成为了首要选择, 在显性量化的考核晋升机制中, 基层官员发展经济的激励一直都在, 粗放型的发展模式短期内仍然难以改变, 财政分权在这一渠道上会对环境绩效产生负面的影响。以上结果为假说2提供了支持。
2. 省直管县加剧了市场分割, 辖区间博弈不利于环境协同治理。
已有研究证明我国地方竞争与市场分割对环境治理的负面影响 (Cai et al, 2016;李静等, 2015) 。由于环境治理具有准公共物品的性质, 因此需要跨区域间协同治理, 而我国实行环境治理的属地原则, 行政分割状态下各辖区追求本辖区内利益最大化, 尽量将污染危害外部化, 这就会导致污染治理失效 (胡若隐, 2006) 。“省直管县”财政分权改革进一步强化了县级政府之间的横向竞争及其与地级市政府之间的纵向竞争。一方面, “省直管县”财政改革试点县分权以后的经营环境更加优越和宽松, 因此可能把周边县的一些企业吸引过来, 从而与周边县资源竞争更加激烈。此外, 分权可能产生税收竞争, 使拥有更大财政权力的县获得更多的优势, 而没有试点的周边县由于地方保护而受到影响 (刘冲等, 2014) 。我们将改革哑变量赋值给试点县邻近的县, 表5中第 (3) 列给出了外部性的检验结果, 可以看出财政分权使周边县的财政收入增长率下降, 对周边县经济发展产生负外部性。类似地, 才国伟等 (2011) 发现省直管县财政试点的周边县转移支付额度更低。这说明, 省直管县通过强化县之间横向竞争加剧了市场分割。
另一方面, 中国行政体制下, 行政等级更高的城市在获取财政、金融、土地等各类资源上有先天优势, 市在县财政分权后会更加警惕下一步分权计划 (刘冲等, 2014) , 而进行了“省直管县”财政改革的下辖县县域实力较强, 财权下放后更加希望保持自身的独立性。“省直管县”财政改革会加剧市县之间的纵向竞争关系, 导致产业布局难以协调统筹, 环境共同治理也更加困难, 这种冲突往往在强市强县之间表现得更加明显。表5中第 (4) 列引入了“省直管县”财政改革与强市 (虚拟变量, 站点所在县上属市为副省级城市或者省会城市=1, 否则为0) 的交互项, 结果显示, 对于上属地级市为强市的县, 由于市县利益摩擦带来的非合作博弈, “省直管县”改革带来的水质恶化更加明显。
如果以上分析成立, 那么污染越严重的区域, 省直管县财政改革加剧市场分割造成的环境治理负面效果越明显。我们分别从上下游差异和污染水平差异来验证这一渠道, “省直管县”财政改革打破了原有的“市管县”体制, 导致改革区域河流流经的管辖边界越多, 市场分割越严重。由于上游辖区可以将污染源安置在辖区边界处, 从而将污染转移至下游, 因此, 我们预期下游区域污染累计扩散更加严重, 辖区分割下污染转移动机更强, 财政分权改革给下游区域造成的污染效应更加明显。为此, 我们截取了长江流域的子样本, 通过添加“省直管县”财政改革与下游站点 (虚拟变量, 下游站点=1, 非下游站点=0) 的交互项, 来观测改革在下游地区的污染效应, 表5中第 (5) 列证实了我们的判断, 交叉项符号显著为正。类似地, 我们预期区域污染水平越严重的地区, 省直管县对环境的负面效应越明显。按照环保部网站上公布的《环保部水污染防治工作简报》中界定的水污染行业 (造纸、制革、印染、染料、炼焦、炼油、电镀、农药等) , 本文从CCER中国经济金融数据库上搜集了2004年各省份严重水污染行业的产品产值, 包括布产量、机制纸和纸板产量、卷烟产量、原煤产量、原油产量、发电量产量、农用氮、磷钾化学肥料产量等, 通过排名筛选出水污染比较严重的省份, 在表5中第 (6) 列引入“省直管县”财政改革与污染严重 (虚拟变量, 站点位于污染严重的省份=1, 其他省份=0) 的交互项, 用来捕捉污染严重地区与非严重的区域改革效应之差, 结果显示, 在污染严重的区域, 财政分权导致的环境协调治理失灵更加严重。以上结果为假说3提供了支持。
(四) 进一步讨论:新环境政策与财政分权的“污染效应”
近年来, 中央政府已经实施一系列的环保政策, 尝试改变以往唯GDP为标尺的地方激励法, 把节能减排目标完成情况与地方考核直接联系起来。2001年“十五”规划首次将环境保护和污染治理提升至国家战略, 2006年初实施的“十一五”规划首次明确指出要将化学需氧量 (COD) 的排放总量减少10%, 从而将主要污染物排放纳入约束性考核指标中, 使指标完成情况与地方政府考核和官员晋升直接挂钩。“十二五”规划进一步提出了将氨氮 (NH) 排放量下降10%作为新的约束性指标。排污目标由中央分配到各个省份, 省政府又细分到市县。为了考察新环境政策约束下的改革效果, 我们在回归模型中分别引入了“省直管县”财政改革与“十一五”“十二五”规划的交互项。其中, “十一五” (2006年以前=0, 之后=1) 、“十二五” (2011年以前=0, 之后=1) 规划为政策虚拟变量, 表6汇报了检验结果。表6 (1) (2) 列汇报的是全样本估计结果, (3) (4) 列汇报的是县级样本的估计结果, (5) (6) 列汇报的是PSM-NNM匹配的估计结果。
估计结果表明, “十一五”“十二五”规划的系数都显著为负, 整体减排效果十分明显, “十一五”规划后水质监测站点的COD平均水平显著下降, “十二五”规划后水质监测站的NH水平也显著下降, 说明在节能减排目标与地方考核相结合的环境政策下我国河流平均水质有了明显的改善。
我们关注的核心是“省直管县”财政改革与“十一五”“十二五“的交互项, 交叉项系数均显著为正, 说明新环境政策下尽管河流平均水质显著改善, 但相对于非试点区域, “省直管县”财政改革试点区域的水质仍然较差。可能的原因在于, 尽管设立节能减排目标的方式能够加大对地方环境的问责, 但同时也强化了各地政府污染转移的强化意识, 环境“属地管理, 分级负责”的管理方式尽管对强化本辖区内环境监管有意义, 但对跨区域协同治理却很难发挥作用。硬性减排指标纳入地方考核尽管会形成地方对环境问责的约束, 然而从本质上没有改变地方政府的发展目标和地方官员作为代理人的晋升目标, 即地方政府仍然是发展型而非服务型政府。同时, 由于信息不对称、中央远离地方信息源等问题的存在, 中央向各省设定的节能减排指标及省级政府向下分配的指标很可能会偏离最优污染治理水平。总而言之, 本文论述的财政分权造成环境治理效率损失的两条渠道, 在硬性减排指标被纳入地方考核的“新环境政策时期”下仍然存在, “省直管县”改革县财力扩大后重生产性支出轻节能环保等公共服务, 和“省直管县”改革后强化县市间纵向竞争和县级之间横向竞争从而加剧了市场分割, 这两条不利于环境治理的渠道并没有随着中央设定硬性减排指标而改善或消失。
六、结论与政策启示
本文采用了2004-2014年国家主要流域河流水质监测站点的周观测数据, 以2004年以来分批试点的“省直管县”财政改革作为准自然实验, 研究了财政分权对环境治理的影响。研究发现, 相对于没有纳入试点范围的地区, 进行“省直管县”财政改革的区域水质出现了明显恶化, 河流中化学需氧量和氨氮污染物指标显著上升。进一步结合县市社会经济统计数据发现, 改革试点县在财政自主权扩大后, 倾向于利用新增加的财力更多地进行基础设施投资建设等生产性支出, 而忽视辖区内包括环境在内的公共服务方面的供给, 这种粗放型发展方式可能导致地方环境质量的恶化。另外, “省直管县”分权改革也进一步强化了县级政府之间的横向竞争及其与地级市政府之间的纵向竞争, 加剧了市场分割, 导致区域间更加难以统筹协调, 环境公共治理提供不足。“十一五”规划以来中央设立了明确的减排目标并与地方问责结合起来, 新环境政策约束下尽管河流平均水质显著改善, 但“省直管县”财政分权的污染效应仍然存在。原因是硬性减排指标纳入地方考核尽管会形成地方对环境问责的约束, 然而在本质上没有改变地方政府的发展目标和地方官员作为代理人的晋升目标, 同时也会强化各地政府污染转移的意识, 环境“属地管理, 分级负责”管理方式下跨区域协同治理难以达成。据此, 本文给出如下政策建议：
第一, “省直管县”财政体制改革在发展县域经济的同时, 也要注重统筹区域发展、合理布局产业。从本文的研究来看, 财政权力下放可能对试点周边县和地级市发展产生负外部性, 行政层级博弈不利于环境的协同治理。因此, 本文建议要加强试点县与原隶属地级市在土地利用和城乡规划、基础设施建设、公共服务等方面的统筹协调, 实现重大公共基础设施共建共享、优势互补、共同发展, 构建互利双赢的新型市县关系。同时注重与周边县市形成互补型产业格局, 避免辖区间大量的低水平重复建设和招商引资的恶性竞争。
第二, 分权的同时要创新地方绩效考核制度, 长远来看, 本质上要建立起官员与地方居民福利之间激励相融的有效机制。从本文研究结果来看, 财权下放后, 试点县倾向于利用新增财力更多地进行基础设施投资建设, 而轻民生性服务的供给。因此, 我们建议在分权体系中对地方考核晋升激励进行适当调整, 防止政府简单以增长为导向的低效竞争, 除了加强官员对环境的问责之外, 注重加强地方居民福利在官员绩效考核中的权重, 避免环境等公共物品供给由于短时间任期内难以见效而被忽略。
第三, 解决地方保护主义对环境监测检查执法的干预, 特别要注重统筹跨区域、跨流域环境管理的问题。强化部门联动, 要协调社会经济发展目标和环境保护问题, 注重地方政府综合管理与协调配合。水污染治理方面要联防联控, 继续加大推行河长制流域管理办法, 环保、财政、国土、交通、农业等部门要密切配合、协调联动, 切实强化流域综合规划工作。
当然, 近两年来我国在环境治理上进行了大力改革与创新, 尤其是2016年颁布的环保机构监测监察执法垂直管理制度与全面推行河长制的意见, 这两项政策在制度设计上都致力于加强环境问责与跨区域环境治理的联防联控, 这意味着今后环境治理的监管模式和政府参与方式都会发生变化, 本文的研究并未包含这一时期, 这方面还有待今后继续深入研究。
注释：
(1) 本文并非首次将“省直管县”作为一项财政分权改革进行研究。已有大量研究将该项改革作为财政分权的一种形式, 比如贾俊雪等 (2013) 、刘冲等 (2014) 、陈思霞等 (2014) 。
(2) 标准化均值差距计算方法为。
(3) 选取2014年广东省纳入省直管县财政试点第四批范围的9个县的财政支出信息的原因在于, 地方预决算信息公开制度近年才开始执行, 2014年3月18日财政部发布《关于深入推进地方预决算公开工作的通知》后, 规定同级政府或财政部门门户网站上设立预决算公开专栏, 汇总集中公开政府预决算、部门预决算及“三公”经费预决算等内容。尽管《通知》中规定了公开内容, 但实际各地方政府网站中公开的预算指标不一致, 尤其是细化到支出功能分类项级科目。广东省2014年纳入省直管县财政试点第四批范围的9个县公布的预算指标相对完整和一致, 大部分县政府和年份的节能环保支出和交通运输支出都涵盖其中。
(4) 《中华人民共和国水法》第13条规定, 县级以上地方人民政府有关部门按照职责分工, 负责本行政区域内水资源开发、利用、节约和保护有关工作。
(5) 筛选出污染严重的省份包括山东、河南、河北、江苏、湖北、四川、广东、山西、湖南、安徽、浙江、辽宁;污染相对较轻的省份包括黑龙江、山西、云南、福建、贵州、重庆、内蒙古、江西、上海、广西、吉林、新疆、甘肃、天津、宁夏、青海、北京、海南、西藏。
(6) 为了避免“十一五”规划减排政策的干扰, 我们在考察“十二五”规划约束下的改革效果时排除了“十一五”期间的样本。
