地方财政支出的环境效应分析——来自中国城市的经验考察，本文主要内容关键词为：中国论文,支出论文,地方财政论文,效应论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F812.7 文献标识码：A 文章编号：1002－8102(2014)02－0030－15
一、引言
改革开放以来，中国的城市化与工业化进程不断加快，资源消耗持续增长，生态环境所承载的压力日益沉重。2010年，中国的二氧化硫、氮氧化物等主要大气污染物排放量分别为2267.8万吨和2273.6万吨，位居世界第一；城市二氧化硫和可吸入颗粒物的年均浓度为欧美发达国家的2～4倍。①废水排放总量自2001年以来逐年上升。截至2010年，全国113个重点环保城市取水总量中的不达标比例已至23.5％；182个地下水水质监测城市中，水质为“较差”和“极差”级别的比重占57.2％。②伴随着后危机时代的宏观经济运行压力与重污染现象的区域化、高频化和复杂化，中国在“十二五”期间将面临更为严峻的环境形势。
对环境问题的分析大多借助内生经济增长理论框架，将一定程度的环境污染视为经济增长过程中的必要投入或副产品，其理论前提和实证结论皆暗示：环境恶化虽然是经济发展过程中不可回避的阶段和代价，却将随着经济持续发展而得到缓解；③长远来看，市场机制是解决环境问题的主要手段，而且是有效手段。这类观点显然忽视了某些污染带来的破坏性影响将无法逆转，“先污染再治理”的发展模式不但代价高昂，而且未必可行。其次，环境问题的外溢性特征将加剧市场失灵。污染最初被视作与经济可持续发展相关的效率问题，终将演化为收益与负担分配的公平问题，这使得政府的作用变得重要。④财政支出作为政府履行职能的直接体现，其环境效应不容忽视，但尚未得到充分研究。
涉及该问题的少数文献认为，财政支出政策与环境质量之间存在着某种相互影响的内在机制。其中，Bernauer和Koubi(2012)集中探讨了以财政支出度量的政府规模增长是否必然有益于公共品提供，例如环境质量。他们的理论设想是：如果政府的职能定位是提供公共服务与矫正外部性，其支出规模和结构的变化取决于社会公众需求，那么支出规模增长将促进社会福利水平，改善环境质量；反之，如果政府具有自我扩张的独立偏好或为特殊利益集团所俘获，规模增长则往往意味着腐败和效率低下，与提升社会福利背道而驰。上述观点得到了实证分析的支持，结论显示，在控制行政效率和腐败程度等治理因素后，扩大政府规模(财政支出)对环境有着负面影响。López和Islam(2011)的研究致力于建立财政支出影响环境质量的一般均衡模型，其研究重点在于财政支出结构变化而非规模。类似于Grossman(1995)分解经济增长对环境产生的各项效应，模型也将财政支出结构对环境的影响分解为五类，包括直接效应、规模效应、替代效应、预算效应与监管效应，结论认为偏重于公共服务投入的财政支出结构有利于减少污染。Halkos和Paizanos(2013)利用全球77个国家1980－2000年间的数据，实证考察财政支出对环境污染的直接效应，以及通过影响经济发展作用于环境的间接效应。研究发现，与消费性污染(二氧化碳)不同，财政支出对生产性污染(二氧化硫)将产生显著为负的直接效应，即降低污染；间接效应的性质则取决于国民收入水平——在收入水平较低的国家为负；随着收入水平的提升，财政支出将间接地加重污染。
那么，财政支出究竟对环境产生何种影响呢？理论研究并没有做出明确回答，经验分析自然也无法得出一致判断。借鉴现有成果的思路和方法，本文考察了中国的相关情况，旨在为明晰该问题提供来自发展中大国与体制转型国家的实证依据。不同于跨国研究，对一国内部财政情况的考察势必涉及对政府层级的区分，所以财政分权成为我们展开分析的基本制度背景。文章将在第二部分进行理论分析并提出相关假说，第三部分则引入计量模型进行实证分析，第四部分是对实证结果的解释及稳健性检验，第五部分给出结论。
二、理论分析及相关假说
探寻中国地方财政支出对环境质量的具体影响，需要重新审视我国的经济发展方式和地方财政运行机制。在改革开放前高度集中的计划经济体制背景下，作为资源配置的主体，政府的职能范围及支出格局带有事无巨细、包揽一切的特征，且“生产建设财政”的体制痕迹延续至今。20世纪70年代末，中国开启了财政分权改革的序幕。为刺激国民经济快速增长，中央政府先后以“分灶吃饭”和“财政包干”的形式向地方政府下放财权和事权，前者促使地方政府逐渐成为具有独立经济利益的主体，赋予其一定的经济决策权力和干预能力；后者使财政收入分配向地方倾斜，强化了经济增长与地方财政收入之间的直接联系。1994年的分税制改革虽然重新确立了中央与地方分权的规则，但中国式财政分权促进经济增长的特征并未削弱或消失。在收入集权的财政体制下，地方政府仍然面对依靠发展经济获取财政剩余的激励，且竞争态势日趋激烈(陶然等，2009)；政治激励方面，中央政府对官员任免拥有绝对的政治权威，并建立了以GDP增长为核心的政绩考核标准(周黎安，2007)。Qian和Weingast(1995)认为中国式分权改革成功的关键，就在于形成了使地方政府维护市场并推动经济增长的有效激励。
长期以来，受政府主导和投资依赖型的经济增长模式影响，不仅财政资金成为地方经济不可或缺的增长动力，地方政府对吸引外来资本也显示出了极大的热忱。尽管社会对转变经济发展方式的呼声强烈，但事实上现阶段地方经济增长的主要驱动力依然是大规模投资。尤其当宏观经济受到外来冲击、面临下行风险时，各地更是竞相抛出以投资促增长的解决方案，且总体规模上远超中央政府。⑤在这种情况下，将财政资金投入到与经济增长和政绩直接相关，或是利于吸引投资的领域，减少教育、医疗卫生和环境保护等公共服务领域的支出，是地方政府面临财政和晋升双重激励时的理性选择和思维惯性。这种生产性的财政支出结构偏向，在促进地方经济增长、改善“硬件”基础设施方面发挥了巨大作用(张军等，2007)，但却构成了政府服务性支出增长的体制性障碍(吕炜和王伟同，2010)。虽然中央政府一再重申对环境问题的高度重视，并提出建立健全公共服务体系，但与义务教育等基本公共服务相比较，环境质量仍属较高层次的公共需求，在相当长的时期内，政府并未将环境保护纳入基本公共服务范围。对一些基层政府而言，默许对环境的破坏和不作为，甚至主动保护污染源，已经成为普遍现象。可以推断在中国，地方财政支出直接对环境产生积极影响的可能性微乎其微，尤其是外溢性较强的大气环境和水环境。
除了直接效应，财政支出对环境的间接影响，即财政支出通过经济发展影响环境质量的路径机制同样值得重视。传统的宏观经济理论一度认为政府支出的增加有助于完善经济运行环境，进而促进经济增长(Barro,1991; Ghali,1998)。但随着理论研究的不断深入，政府规模与经济增长的负相关关系也引起了广泛关注。因为随着政府规模的扩大，财政支出的过度膨胀将削弱其积极效应，机构臃肿、人员冗杂以及权力寻租等问题随之而来。更重要的是，支出规模的扩张增加了政府的融资需求，从而引发税负的不断增长，挤占私人部门的投资与消费，由此对经济发展产生负面效应(Afonson和Furceri,2008; Ghosh,2009)。理论观点、研究样本和实证结论的差异使学者们意识到财政支出与经济增长之间可能存在着由“正相关”向“负相关”转化的非线性关系。即在政府初始规模较小的情况下，政府规模与经济增长呈现出正相关关系；随着政府规模扩张至本应无为而治的相关领域，过度干预经济、扭曲资源配置和税负过重所招致的消极影响开始显现，从而导致了政府规模与经济增长由正相关向负相关关系的非线性转变(Chen和Lee,2005)。部分实证研究认为，目前中国政府支出规模的增加总体上仍有助于促进经济增长。因为中国社会经济发展水平仍然较低，公共物品和服务的供给相对不足，政府支出增长可能招致的负面效应并未凸显，总体影响依然是积极的(杨子晖，2011)。但本文认为，这种积极影响的根源与其说是财政支出规模的增长，不如说是经济建设型的结构偏向。而这种结构偏向对经济增长的促进作用在改革初期可能显著，在长期内则无法持续。尤其在当前日益复杂的经济形势下，其负面效应很有可能已经显现。
另一方面，对间接效应的分析还需要判断环境库兹涅茨曲线的形状。多项针对中国环境问题的实证研究认为中国的污染排放与人均GDP符合倒U型曲线关系，但仍处于库兹涅茨曲线的左半段；且绝大多数地区的经济发展水平与转折点相距较远(朱平辉等，2010；张成等，2011；高宏霞等，2012)⑥。如果上述结论成立，财政支出对环境质量(污染)将产生正面(负面)的间接效应。
财政支出对环境质量的总效应取决于直接效应和间接效应各自的方向和大小。中国幅员辽阔，地区发展程度差异巨大，判断财政支出的环境效应，还应考虑地区差异。按照环境库兹涅茨曲线的预测，经济发展到一定阶段后，发达地区将迎来解决环境问题的契机。其支出水平不但可以保证经济增长所需要的财政投资规模，还能兼顾对环境保护的必要支出，尽可能地向本地居民提供优质的环境公共服务，从而改善本地区的环境质量，所以理论上来说，财政支出应该对污染控制产生积极的直接影响。⑦但这种观点忽视了污染问题的动态性和环境破坏的不可逆性。由于过度开发，我国沿海一些地区已经接近或超过资源环境承载能力。无序开发导致很多地方产能过剩、产业趋同和资源浪费，污染治理难度有增无减。即使改善契机真的存在，也只属于极少数位居环境库兹涅茨曲线拐点右侧的地区。而在欠发达地区，财政支出以维持机构运转、人员工资为主，即所谓的“吃饭财政”。由于地方财政困难，政府用于环境保护的资金不足，其财政支出对环境难以产生显著影响。然而，反贫困仍然是当地政府的主要任务。中国目前许多贫困地区通常都是生态环境比较脆弱，或者生态价值极高而不适宜进行生产性开发的地区。在这些地区，追求经济增长的努力往往是带来生态环境的进一步恶化，或将原本拥有的资源环境禀赋消耗殆尽。由此推测其财政支出将对环境带来负面的间接效应。
综合考虑上述分析，本文针对性地提出以下三个理论假设：
假设一：在中国式分权背景下，地方财政支出对环境质量(污染)的直接影响为负(正)。
假设二：中国地方财政支出对环境质量(污染)的间接影响为正(负)。
假设三：财政支出的净环境效应取决于直接效应与间接效应的相对大小。欠发达地区的财政支出虽没有显著增加污染的直接效应，但间接效应可能为促进污染、损害环境；在相对发达的地区，无论是从直接或间接角度，财政支出对污染都有可能起到促进作用。只有在极个别发达城市，财政支出才有可能实现正向的净环境效应。
三、计量方程与估计方法
(一)计量方程、变量设定及数据来源
为考察财政支出对环境的直接和间接影响，本文的计量模型由(1)式表示的环境方程和(2)式表示的增长方程共同构成，其构建基础分别是传统的环境库兹涅茨曲线和索洛增长模型。方程具体表示如下：
式中i和t表示不同的地区与时期。主要变量取自然对数值，其中以货币形式表示的变量均采用GDP平减指数剔除物价水平的影响。
环境方程中的被解释变量采用各城市人均工业二氧化硫
排放量指标，即以工业污染排放测度地区环境质量(environment)。选取污染排放量而非污染物在大气中的含量指标，在一定程度上可以避免回归结果对城市地理位置及气候自然环境的依赖。而相较于二氧化碳对大气环境广泛而持续的影响，二氧化硫污染的影响是地方性和区域性的，且主要产生于工业生产活动，属于生产性污染，可以通过减少使用硫化物含量高的燃料得到有效控制。而碳氧化物、氮氧化物等污染物则兼有生产性和消费性污染的特征，多数源于交通工具和燃料使用等消费行为。由于我国环境税的设计和实施尚未成型，至少目前调节消费性污染的政策空间十分有限。对地方政府而言，针对二氧化硫监测和管制的政策和技术手段更为有效。核心解释变量选用财政支出占地区生产总值比重指标，度量地方政府相对支出规模(fisexp)。为检验城市环境库兹涅茨曲线形态，同时控制财政支出对环境产生的规模效应，我们还选取了人均地区生产总值(gdp)及其平方项和立方项。控制变量X中包括职工平均工资、外商直接投资占地区生产总值比重、人口密度和第二产业产值比重等指标，以分别反映居民收入水平(income)、地区对外开放程度(open)、人口密集程度(popdensity)和工业化(industry)等因素对环境质量的影响。
代表城市效应，而
代表时间趋势效应，
为随机扰动项。
式(2)表示的收入方程与文献中广泛使用的索洛增长方程设定基本一致。被解释变量为各城市人均地区生产总值(gdp)，核心解释变量依然是地方政府相对支出规模(fisexp)。控制变量Z中包括人均全社会固定资产投资额所代表的资本投入(invest)、全社会从业人口占总人口比重代表的劳动力投入(labor)、各城市高等学校在校生人数占总人口比重指标刻画的人力资本(college)以及人均城市年末实有道路面积指标所衡量的基础设施水平(road)。此外(2)式中同样考虑了对外开放程度(open)和非农产业结构水平(structure)。
分别代表个体城市效应、时间趋势效应和随机扰动项。
本文考察的时间段为2003－2011年，选取除港澳台地区和西藏外所有省份的286个地级城市作为样本。数据源自相关年份的《中国城市统计年鉴》、《中国统计年鉴》及各省统计年鉴，缺失数据通过查阅各省及城市统计公报进行补充。
(二)估计方法
本文所使用的数据为大N小T结构，如不考虑样本异质性直接进行最小二乘回归(OLS)，将产生估计偏误。标准的处理办法是使用固定效应模型(Fixed Effect Model,FE)或随机效应模型(Random Effect Model,RE)，假定个体的回归方程拥有相同的斜率，但截距项不同。首先，二者的区别在于随机效应模型坚持个体特征与解释变量之间均不相关，否则最小二乘估计不再是一致估计，其假设前提较为严格；而固定效应模型允许代表个体特征的截距项与解释变量相关，与现实的吻合程度更高。具体到环境质量，地区间气候地理、资源禀赋和社会文化等多个方面的差异，皆有可能与污染排放相关；而许多不可观测和量化的个体特征也极可能对财政支出和经济发展产生潜在影响，从而使本文更倾向于固定效应模型，且得到了Hausman检验的支持。
其次，考虑到财政支出与环境、财政支出与经济发展之间的内在关系，估计时还必须克服内生性问题。一方面，某些地区的财政支出水平随着污染排放的增加而增加，是因为除了征收排污费，通过污染企业实现的就业和经济增长都将为地方政府带来财政收入，最终增加地方支出。另一方面，大量实证文献也为财政支出与经济发展之间互为因果的关系提供佐证，政府通过改变财政支出水平和结构来应对经济周期变化已成为常见的政策工具。为能兼顾异质性、内生性与动态性，本文拟采用差分广义矩(FD-GMM)来进行估计，通过使用工具变量降低内生性造成的估计偏误(Arellano和Bond,1991)。⑧在(1)式和(2)式中，被解释变量的滞后项、财政支出和人均GDP均被视为内生变量，我们重点解决后两个的内生性问题；其他解释变量被视为严格外生。工具变量方面，我们另外选取了其他城市平均财政支出和人均GDP的滞后值。⑨由于选取的因变量是某城市的污染气体排放量而非浓度指标，其他城市的平均财政支出和GDP与之关联不大，却会成为该城市财政支出和经济收入水平的参照，符合“与内生变量相关、与被解释变量不相关”的要求。为检验工具变量的有效性，在估计两个方程时都进行了Hansen检验，结果未拒绝Hansen检验“所有工具变量均外生”的基本假设，即工具变量的选取基本合理。另外，扰动项的差分至少在10％的显著性水平上存在一阶自相关，但不存在二阶自相关。
(三)测度财政支出对环境的直接影响与间接影响
基于前文分析，参照Halkos和Paizanos(2013)，本文同样将财政支出对环境的影响分解为直接和间接效应两部分，其数学计算公式如下：
等式右边的第一部分表示直接效应，与(1)式中财政支出的系数
相对应；后一部分代表间接效应，数值上等于
。可以看出，在整个经济收入区间内直接效应的大小将基本保持稳定，而间接效应乃至总效应都将取决于人均收入水平的影响。
四、实证结果与分析
(一)实证结果
我们首先采用不同计量方法对(2)式回归，并将全国和地区层面的回归结果合并列于表2。由于变量均取对数值，表中回归系数代表的是弹性值概念。
表2显示，无论采用何种回归方法，财政支出规模对人均GDP的影响皆为负向且在1％水平上高度显著。其中固定效应模型的结果显示财政支出规模的估计系数为－0.391，即财政支出水平每上升1％，人均国民收入下降0.39％。考虑了动态性和内生性之后，财政支出规模的估计系数为－0.284，即财政支出水平每上升1％，人均国民收入下降0.28％；与FE结果相比，数值上有所减小，但符号和显著性没有变化，与前文判断高度吻合。为考察区域层面的情况，我们将地区样本分为东中西部进行回归。结果显示，无论是在经济较为发达的东部地区，还是相对落后的中西部地区，财政支出规模对经济增长也都产生一致的负向效应。其中中部地区负向效应最大，东部次之，西部相对较小。控制变量的符号大多与理论和其他文献相符，例如投资、劳动力和非农产业结构对经济增长的正向效应，人口增长对经济增长的负向影响等结果都较为稳健。而代表人力资本的college仅在地区层面有较为显著的正向效应，代表对外开放程度的open符号为显著负值。鉴于估计(2)式的目的在于计算财政支出的间接环境效应，以GMM估计的人均GDP拟合值作为分析环境方程估计结果的基础，因此我们对控制变量不再过多关注。
环境方程，即(1)式的回归结果列于表3和表4，分别反映全国和地区层面的情况。表3中三列数据依次为OLS、FE、GMM的回归结果；表4中的分地区结果则集中于FE和GMM两类。考虑到内生性影响和口径一致，我们以GMM结果作为分析的基准。由表3结果易知，在OLS和FE回归中，财政支出规模对污染排放均有着正向促进作用，财政支出每上升1％，人均排放量增加0.49和0.16个百分点。GMM估计中财政支出的符号虽然为负，但并不显著，说明总体上财政支出规模对减少污染尚未形成积极影响。分地区的回归结果呈现明显分异，财政支出水平在东部地区起到了加剧污染的作用，在中西部地区则有利于降低污染。
在三类估计结果中，gdp及其平方、立方项系数符号均依次为正号、负号和正号，且至少在10％的水平上显著，即初始阶段工业人均排放量将随着经济发展先上升，到一定水平后出现下降趋势，而后再次上升。这说明受社会经济发展阶段所限，目前中国工业排放的环境库兹涅茨曲线形态更接近N形，而非Halkos和Paizanos跨国研究中总结的倒N形。从系数值上观察，也易发现经济发展对污染的影响远远大于财政支出。具体到各地区内部，环境库兹涅茨曲线形态在东中西部地区依次为向右下方倾斜的直线、倒U型和U型曲线，且拐点值出现在GDP取值范围内(详见表4)。⑩即平均而言，在东部地区低等收入水平的城市污染排放量相对较高；中部地区人均GDP低于12137元的城市仍处于污染上升期，之后出现下降；西部地区城市的情况则正好相反，只有当人均GDP超过14691元时，污染状况才趋于恶化。
控制变量中，人口密度与污染排放在全国和地区层面都呈现高度显著而稳定的负向关系；工业产业比重对污染的促进作用主要体现在全国和东部地区，中西部地区未见明显。一般认为对外开放程度指标系数为负，说明各地区为吸引外来投资有激励加强污染控制从而改善城市环境质量，但这一结论更有可能出现在以发达国家和地区为研究样本的文献中。对大多数发展中国家和地区而言，对外开放往往意味着高能耗高污染的中低端产业转入，以对环境的负面影响居多。本文中这一指标系数仅在全国的OLS回归中为显著负号，在其他回归和分地区的结果中则无法得出稳定明确的结论。类似的情况也出现在以职工平均工资为代表的居民收入水平指标系数上。该指标在全国水平上均不显著，在东部和西部地区的显著程度也十分微弱，但仍能观测到一定程度的地区差别——东部地区污染水平随着居民收入水平的提升而下降，西部地区却截然相反。我们推测消费需求层次差异是导致这种现象的主要原因，对欠发达地区而言，居民收入水平和消费层次较低，收入增加将首先增加对电力等能源消费的需求；而发达地区居民的消费需求开始向更高层次过渡，对环境质量的变化相对敏感。但总体上经济发展对环境的收入效应并不明显，大部分地区对优质环境的需求未能与收入水平同步提升。
在全国及分地区样本的回归基础上，根据式(3)计算财政支出对工业二氧化硫排放的直接效应、间接效应及总效应，并将结果汇总在表5中。由于间接效应和总效应的大小同样取决于收入水平，表5中的结果按照各样本组内人均GDP的均值水平计算。
这里具体分析全国层面的计算结果，对分地区的情况不再赘述。一方面，虽然表3中差分GMM估计结果为负，但并不显著，无法拒绝OLS和FE估计的系数符号，至少说明财政支出规模的增加未能起到直接降低污染排放的作用，因而无法拒绝假说一。另一方面，间接效应的数值在人均收入均值水平上为正(0.299)，与假说二并不相符，需要对结论做出一定调整，但并不影响理论分析的合理性。原因在于假说二成立的第一个前提条件——财政支出对经济增长的负向作用已经得到证明，唯一的分歧是对EKC曲线形状的判断。本文沿用以往大多数研究得出的基本结论，认为中国的EKC曲线为先升后降的倒U形，且距离拐点尚远或仅有极少数地区达到拐点水平，绝大部分地区仍处于污染排放的上升期。但当采用2003－2011年地市级而非省级数据样本进行实证时，根据本文的回归结果，判断目前中国工业排放的环境库兹涅茨曲线形态更接近N形。不难理解，社会经济发展的动态性必然导致面临的环境问题随之变化，EKC曲线形态同样也将改变。N形的EKC曲线说明间接效应不会是单一的负号或者正号，而是需要结合经济收入水平进行判断，假说二仍然能够应用文中理论予以解释。
由于直接效应不显著，财政支出对污染排放的总效应仅包括其间接效应，即财政支出对污染排放的总效应为0.299，财政支出相对规模每增加1％，经济发展居全国平均水平的地区污染排放将增加0.299％。在人均GDP的全部取值范围内，总效应将伴随着经济收入水平的变化呈现出倒U型曲线特征，人均GDP介于3314－78179元之间的地区财政支出总体的污染效应为正值，而这两个收入水平与人均GDP取值的5％分位和99％分位基本对应。
图1显示，2003－2011年间，在人均GDP的全部取值范围内，财政支出影响工业人均排放量的弹性值最小为－0.425，在人均收入水平最高点取得；最大值为0.308，在0.8分位附近取得。可以看出就中国的情况而言，在绝大部分中等和高等收入水平地区，财政支出对污染排放都将起到促进作用；在0.4分位以下的地区，财政支出对污染排放的净效应虽为负值，但随着经济发展，其面临的污染问题将日趋严重；收入水平位于0.8分位以上的地区财政支出对污染的促进作用将逐步减小，而只有位于前1％的地区，其财政支出对环境才会产生正向的净效应，与假说三的判断基本一致。值得警醒的是，当我们单独观察2011年的数据时发现，财政支出在欠发达地区曾显现的积极环境效应基本已经消失，几乎所有城市的工业污染排放对财政支出的弹性值都已大于0。
图1 财政支出对人均工业排放量的影响
注：上图为2003－2011年，下图为2011年。
(二)稳健性检验
为考察上述结论的稳健程度，还需证明一些可能对污染排放造成影响却未被纳入方程的变量不会对估计结果产生显著影响。(11)首先是财政支出结构，López和Islam(2011)的研究结论认为偏重于公共服务投入的财政支出结构将有利于减少污染；而如果没有结构调整，仅仅是支出水平的上升并无法实现环境质量的改善。由于中国的财政支出项目分类标准在2007年发生重大调整，使我们无法获得连续的数据。但可以推测，地方财政长期存在“重经济建设、轻公共服务”的支出结构偏向，教育、环保等公共支出所占比重较低，即使控制了财政支出结构难以根本上改变支出水平对环境的影响性质和程度。在环境方程中加入支出结构后再回归，结果仅在系数值上发生细微改变，符号方向和显著性均未受到影响，也印证了我们的假设。(12)
设立环境方程时我们没有纳入交互项。由于本文的计量模型本身就是由两个方程共同组成，已经包含了财政支出对经济收入和污染排放的影响，且将间接效应包含在内。如果交互项系数显著，也已经在现有的模型中得到反映。
最后，我们在GMM估计结果的基础上考虑极端值的影响。将表6中的数值与表5进行对比发现，当极端值被剔除后，财政支出对环境的总体影响在全国及地区层面也未发生方向与程度上的显著变化，即前文对地方财政支出环境效应的分析结论在不同的样本结构下依然成立。
五、结论及政策含义
本文采用中国286个城市2003－2011年的数据，实证考察地方财政支出对环境质量，尤其是对工业污染()排放的影响。本文将财政支出对环境的影响分为直接效应和间接效应，前者着重考察地方政府作为公共服务提供者在污染控制和环境治理方面的表现，后者刻画财政支出通过经济发展间接影响环境质量的内在机制，有助于更为全面地认识地方财政支出所产生的环境效应。在估计时，本文致力于克服由地区异质性、动态性和变量的内生性等引起的偏误，主要采用广义矩估计方法，并以最小二乘估计和固定效应模型作为参照，确保结果准确一致，且通过相关有效性和稳健性检验。基于GMM估计的结果，我们计算了财政支出对环境的直接效应、间接效应及总效应。
结果显示，在全国范围内，财政支出每上升1％，人均排放量仅降低0.026％，且并不显著，说明增加财政支出无助于减少污染排放，财政支出规模扩张对环境质量未能发挥积极的直接效应。此外，环境库兹涅茨曲线为先升、后降、再上升的N形，而不再是以往研究中认为的倒U形。在此前提下计算出财政支出的间接环境效应，伴随着经济发展程度由低到高依次为负值、正值和负值，对应的人均GDP拐点分别为3286元和78180元。收入方程的估计结果认为，财政支出规模对人均GDP的影响显著为负，财政支出水平每上升1％，人均GDP下降0.28％，从而计算在人均GDP均值水平地区，财政支出的间接环境效应，也就是总效应为0.299，财政支出对污染排放具有正向的促进作用。事实上，这一促进作用在收入水平位于0.4和0.9分位之间的城市均有存在。收入水平在0.4分位以下的地区，财政支出的增加虽对污染排放能够起到一定控制作用，但这种控制作用将逐步消失。收入水平位于0.8分位以上的城市，其财政支出对污染的促进效应开始弱化。而只有在0.9分位以上的城市和地区，财政支出规模的增加才能给环境带来积极影响。
在地区层面，财政支出对环境的影响呈现明显差异。从直接影响来看，财政支出水平每上升1％，东部地区的污染排放增加0.365％，中部和西部地区则分别下降0.162％和0.185％。从间接影响来看，首先，财政支出规模对三个地区的经济增长均产生了负向效应，且中部最甚，东部次之，西部相对较小，其经济收入水平对财政支出的弹性值依次为－0.306、－0.415和－0.213；其次，经济增长对各地区的环境污染影响不同。东部地区的污染排放随着经济发展呈逐渐下降趋势，中部地区先升后降，西部地区先降后升。由此，从均值收入水平上看，财政支出对环境污染的间接效应在东部和西部地区为正，中部地区为负。综合考虑直接效应和间接效应的方向和相对大小，我们得到的结论是：财政支出的污染总效应在东部地区为0.507，在中部地区为－0.189，在西部地区为－0.171。
上述实证结论并非旨在说明依靠财政支出规模增减实现环境质量的改善，但至少在两个方面促使我们关注与思考中国式分权背景下地方财政支出的环境效应。首先，财政支出既能以提供环境公共服务为主要手段对环境产生直接影响，也能通过作用于经济发展进而影响环境质量，且后者仍然居于主要地位。只要“以经济建设投资促增长”的思维方式占据主导，即使财政支出自身能够对环境产生积极作用，也无法逆转经济发展对环境的破坏程度。其次，中国地方财政支出难以对环境产生积极影响的症结不在规模大小，而在于支出结构偏向背后蕴含的体制困境。财政剩余与政治晋升的双重激励和以GDP增长为核心的政绩考核标准，使地方政府将关注重点锁定在与经济发展最直接相关的领域。从经济意义层面而言，财政支出的结构偏向并非无效率，但从社会公平、民生改善和可持续发展角度看，其表现难以令人满意，而这种乏力与环境、教育、社会保障等领域存在的许多问题息息相关。调整支出结构，更重要的是转变政府职能定位，才有助于问题的缓解与改观。
*作者感谢西澳大学Nicolaas Groenewold教授在“中国区域、城市与空间经济国际学术研讨会”上对本文所提的宝贵意见与建议，文责自负。
注释：
①数据来源：《重点区域大气污染防治“十二五”规划》。
②数据来源：中华人民共和国环境保护部《中国环境状况公报》(2011)。
③以Grossman和Kruger(1995)为代表的大量文献中，检验环境库兹涅茨曲线(Environmental Kuznets Curve,EKC)，即污染与收入水平之间是否存在倒U型曲线关系，是研究环境问题的基本视角。
④环境正义与公平问题的研究文献认为，受到种族、年龄结构、受教育程度、收入水平等异质性因素的影响(Pollock和Vittas,1995; Davidson和Anderton,2000; Morello-Frosch等，2002；MitcheIl和Dorling,2003)，环境收益(environmental goods)与损害(environmental bads)在群体和地区间的分布并不均衡。而通过贸易和产业转移等方式，这一差异在发展阶段和制度环境不同的国家间也普遍存在(United Church of Christ,1987; Sigman,2008)。
⑤2013年多个省份均推出了以投资为主的经济刺激计划，其中东部地区的投资增速目标在20％以下，新疆、甘肃、贵州等西部省份设定的目标超过30％。各地发布的上半年经济运行数据显示，云南省GDP增幅超12％，固定资产投资增长28.9％。传统经济强省浙江提出全年固定资产投资总量要确保增长15％以上，力争增长20％，全社会投资总量突破2万亿元；2013－2017年重点推进1000个以上省重大项目建设，带动全社会固定资产投资超过10万亿元。经济第一大省广东也在《加快推进全省重要基础设施建设工作方案(2013－2015年)》中称，未来3年广东将加快推进八大基础设施工程、21大项共460个项目建设，总投资约2.95万亿元。可见，在各项刺激经济的手段计划中，大规模生产建设性投资依然是地方政府的首选。
⑥根据地区和污染物指标选取的不同，环境污染与经济增长的关系具有多种表现形态。本文考虑的是全国工业二氧化硫排放情况，所引文献对环境库兹涅茨曲线形态的判断也仅针对二氧化硫。
⑦此处的假设仅针对工业污染造成的环境问题。发达地区也有可能面临更为严重的消费型污染，但这种污染并非源于财政支出，而是受居民消费水平的影响更为直接。
⑧虽然Blundell和Bond(1998)认为一阶差分广义矩方法容易受到弱工具变量影响致使估计结果有偏误，进而提出了将差分方程和水平方程结合起来估计的系统广义矩方法(SYS-GMM)，但Windmeijer(2005)通过模拟分析证明，采用纠偏估计量计算的稳健标准差能够更好地进行统计推断。因而本文采用两阶段差分(稳健)估计量。
⑨考虑到公共支出受益的溢出效应及地方政府间竞争效应，在以其他地区的支出水平作为本地区财政支出的工具变量时，按照地理距离和经济发展差距大小设定空间权重矩阵是较为常见的处理方法(张征宇和朱平芳，2010)。本文未涉及空间计量方法，因而只取其他地区财政支出平均水平的滞后值。
⑩在具体估计时，我们首先对同时包括人均GDP、人均GDP平方项和立方项的方程进行估计，若立方项不显著则将其剔除后重新进行估计，若平方项仍不显著，则将其剔除后再进行估计，因而不同地区存在不同的环境库兹涅茨曲线形态，反映出地区异质性对经济发展和环境污染之间关系的影响。
(11)限于篇幅，文中不再详细汇报稳健性检验结果，如有需要可与笔者联系。
(12)《中国城市统计年鉴》中财政支出项目在2007年前后发生显著变化，为使口径一致，本文仅选取教育和科技支出占预算支出比重代表公共服务类投入，未包括社会福利救济和社会保障支出。我们同样将该变量纳入收入方程进行回归，结果显示其对人均GDP的影响显著为负，而财政支出水平的符号和显著性保持不变。
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