省內財政分權與縣域碳排放
——基于財政“省直管縣”改革的準自然實驗分析

吳野，董瑋

（安徽大學 經濟學院，安徽 合肥 230601）

改革開放以來，中國經濟飛速增長，但同時也伴隨著因工業快速發展而導致的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是導致全球溫室效應的元兇巨惡，其在破壞環境的同時還會阻礙我國的可持續發展道路，減少碳排放刻不容緩。為此，習近平總書記于2020年明確提出實現2030年“碳達峰”、2060 年“碳中和”的雙碳目標，并于2021 年將“雙碳”目標寫入《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、實現可持續發展中起到積極作用。財政分權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生影響。

關于財政分權對碳排放的影響具有兩種相反的效應。一方面，地方政府更加清楚地了解地區居民對環境類公共產品的需求，基于充分的信息條件，財政權力的擴大有利于地方政府更好地提供相關產品和服務[1]。另一方面，若人口是自由流動的，財權擴大使地方政府會提高環境類公共物品的投資力度，以此吸引相關人才與資金流入[2]。通過完備的環境信息與相關人才資源的引進，是實現財政分權對碳排放正向影響的理論基礎。而財政分權對碳排放的負向效應在于財政分權導致的“逐底競爭”效應。周黎安認為，在政治晉升錦標賽中，地方政府極易忽略民眾關于經濟發展以外的訴求[3]。這種行為造就了地方政府在財權擴大后“重基建、輕民生”的現象，導致環境治理投入不足[4]。此外，還有學者基于實證角度探究了財政分權與碳排放的關系，如Halkos 和Tzeremes發現兩者間存在顯著非線性關系[5]；財政分權還會從經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]；部分學者研究發現，財政分權制度使地方政府重視區域內污染，而對具有外溢性的碳污染持旁觀態度[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，即省內財政分權負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境為代價，吸引高污染、高能耗企業入駐，提升當地政府競爭優勢，以促進經濟發展；若地方政府提高本地環境規制標準，產生的外溢效應會使鄰近地區采取免費搭便車的策略，導致環境治理投入低于最優水平[12]。關于“趨良競爭”，地方政府會通過公共物品的提供來吸引資本、勞動力等生產要素[13]，只要轄區代表性居民對環境的偏好較高，地方政府就會提高環境規制水平。實際上，隨著中國可持續發展理念的興起并將碳排放約束指標納入國民經濟發展規劃中，中國碳排放強度連續多年下降。當中央政府發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濟發展競爭，也會因鄰避主義及其對“偏好優質環境的流動性要素”的追逐，形成趨良效應，競相提升地區綠色發展水平，由此加強改革的減排效應。因此，基于以上分析提出：

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

二、研究設計

（一）模型設定

在使用財政“省直管縣”改革作為財政分權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自然實驗性質，且不同省份實施改革的時間點并不一致，即實驗組內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，構建多期DID 模型，設置組別虛擬變量（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”改革實施當年及之后年份設置為1，否則為0。多期DID模型構建如下：

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）人均生產總值，控制經濟發展水平的影響； （2）第一、二產業產值占GDP比重，控制產業結構的影響； （3）中學生在校學生數，控制教育水平的影響； （4）固定資產投資； （5）人口密度，控制人口規模的影響；（6）醫療衛生機構床位數，控制社會保障水平的影響。λi和μt分別表示個體固定效應和年份固定效應，用以剔除時間變動和地區差異的影響，εit為隨機擾動項。另外，為排除異方差和數值差異的影響，對相關控制變量作對數處理。

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節效應時，采取式（2）的模型，其中COMit為調節變量地方政府競爭，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、引入生產要素等方式來增加財政收入，由此產生政府間競爭[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。

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

（二）數據來源與說明

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據（包括縣級市），數據來源于歷年各省、市統計年鑒及其年鑒、《中國區域經濟統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》和各省市政府文件，財政“省直管縣”數據來源于各省人民政府官網發布的正式文件，經過手工搜集整理②。本文對原始數據做以下處理：（1）剔除數據缺失嚴重的西藏、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）剔除市轄區及一些早期撤縣設區的樣本，（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 年間的面板數據，共含24 720 個觀測值。數據的描述性統計如表1所示。

表1 主要變量描述性統計

三、實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

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

表2 財政省直管縣改革對碳排放的影響的基本回歸結果

（二）穩健性檢驗

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。平行趨勢檢驗結果如圖1 所示，實施改革以前回歸結果基本不顯著，且在零軸附近波動，而改革后回歸系數顯著且不斷下降，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致的基準回歸結果產生偏誤的可能性，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。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500 次回歸后觀察其回歸系數是否顯著。安慰劑檢驗的結果如圖2 所示，其結果表明回歸系數的核密度分布符合標準正態分布，證明偽政策變量的隨機性；圖中垂直虛線為上文基準回歸系數-0.093 8，水平虛線為顯著性水平0.1，可以看出，大多數偽回歸系數都不顯著，且顯著異于模型真實估計值，表明基準回歸結果并非偶然得到，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致的，回歸結果具有穩健性。

圖2 安慰劑檢驗

3.基于傾向匹配得分的雙重差分法（PSMDID）回歸結果

財政“省直管縣”的選擇可能并非隨機，而是根據縣域發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濟強縣[19]。如果樣本選擇非隨機，則前文回歸結果會存在內生性誤差。因此，為確?；鶞驶貧w結果并非是由樣本選擇與樣本自身特殊性所導致的偽回歸，本部分使用PSM-DID 排除樣本選擇性偏誤，對實證結果進行穩健性檢驗。傾向匹配得分后樣本平衡性結果如表3 所示，結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，結果如表4 所示。表中顯示財政“省直管縣”改革系數顯著為負，省內財政分權仍會降低碳排放，與前文回歸結果一致，表明基準回歸結果是穩健的，而并非樣本選擇和樣本自身特殊性的結果。

表3 基于PSM的樣本平衡性檢驗

表4 基于PSM-DID回歸結果

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督與管理，本部分通過放寬縣域個體不可觀測的異質性假定來對模型進行穩健性檢驗[20]。具體做法是模型不再控制縣域個體固定效應，而控制年份固定效應與省份固定效應，同時加入省份與年份的交叉固定效應，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果的影響，具體結果如表5 所示?？梢?，在控制省份固定效應后財政“省直管縣”改革的系數仍為負，省內財政分權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”改革與碳排放的調節效應

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”改革與碳排放的調節作用。式（2）的回歸結果如表6 所示。第（1）（2）列結果顯示，地方政府競爭與改革的交互項顯著為負，且改革的回歸系數為負，這表明地方政府競爭增強了財政“省直管縣”改革對碳排放的負向影響關系，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，增加環境治理資金，競相提升地方可持續發展水平，從而讓改革對碳排放的作用有所增強。表中第（3）（4）列的回歸結果說明地方政府競爭降低了碳排放量高的第二產業發展水平，減少了固定資產投資，側面證明縣級政府趨良競爭增強了改革的碳減排效應。

表6 地方政府財力調節效應結果

（二）異質性分析

1.地區異質性

由于中國不同區域在資源稟賦與發展水平上存在巨大差異，因此可能會導致財政“省直管縣”改革對碳排放的影響不同。東部地區縣域經濟發展水平高，工業水平發達，其產生的二氧化碳量相對也就較高，碳排放治理難度也相應較大；中西部地區工業欠發達且生態基礎良好，碳排放治理相對容易。此外，不同區域政府的行政效率、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③，研究地區異質性對省內財政分權與碳排放的影響，結果如表7 所示。結果表明，省內財政分權對東部地區碳排放存在正向影響，但回歸結果并不顯著。在加入地方政府競爭變量回歸后的結果顯示，東部地區地方政府競爭系數顯著為正且經濟發展水平對碳排放的正影響系數大于中西部地區，表明東部地區省內財政分權會提高碳排放水平可能與東部地區工業經濟發達和過度競爭有關；分權對中西部地區碳排放仍然存在負向影響，且中部地區分權降低碳排放的效果強于西部地區，從加入地方政府競爭后的回歸結果可以看出，地方政府競爭對中部地區碳減排的效果大于西部地區，表明這種差異可能與地方政府競爭所產生的“競相向上”效應的大小有關。

表7 地區異質性分析

2.改革模式異質性

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單列型模式，根據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，各縣面臨著同樣發展機會，此時為能在“經濟錦標賽”中脫穎而出，縣級政府間存在強競爭性與相互抑制性，從而可能導致環境規制降低，提高碳排放水平；而在省內單列模式下，優先單列的改革縣獲得財政自主權，會激勵改革縣發現和利用發展先機，進而產生“標桿效應”，帶動縣域低碳發展。因此，本部分根據各省實施財政“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單列型，研究改革模式對縣域碳排放影響的異質性。結果顯示，相較于省內單列型，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，但財政強縣多是經濟強縣，其依靠工業發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發展程度低導致碳排放量低，在改革后縣級政府獲得更多財政自主權與經濟管理權限的情況下，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，研究財政實力異質性對縣域碳排放的影響。表8 結果表明，非財政百強縣更有利于省內財政分權對碳排放的減排效應。

五、結論與政策建議

本文采用2003-2017 年全國1 648 個縣的面板數據，以財政“省直管縣”改革為準自然實驗，使用多期雙重差分模型研究了省內財政分權對縣域碳排放的影響。研究發現： （1）財政“省直管縣”改革負向影響縣域碳排放水平，即省內財政分權有助于縣域降低碳排放水平，且這一結論經過PSM-DID、安慰劑檢驗、放松假定等一系列穩健性檢驗后依然成立；（2）地方政府競爭會增強省內財政分權降低碳排放的效果，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，增加環境治理資金并控制地方第二產業發展，降低基礎設施投資；（3）省內財政分權對縣域碳排放的影響效果具有異質性，在不同地區、不同改革模式與不同政府財政實力下，分權對碳排放的影響都不同。

根據本文結論，提出以下政策建議：

第一，加強省內財政分權合理性，推動地方政府權責匹配。在既有分權框架內，完善環境問責機制，并將環境規制與居民福利標準引入官員晉升激勵中；各縣級政府需將環境財政支出資金公開透明，引入群眾監督渠道；將分權改革法治化，用法律規范省與財政直管縣間的財政關系，合理劃分省、市、縣間財權與事權的劃分，明確各級政府環境治理責任與范圍，實現權責匹配。

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

第三，因地制宜持續推進財政“省直管縣”改革，推動縣財省管工作提質增效。各省要依據自身發展狀況與政治環境，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，保證經濟發展與環境治理并行不悖，對經濟水平較高與財政實力雄厚的地區，應提高經濟發展質量，優化產業結構，降低碳排放水平；同時，地區間應加強區域合作，打破行政壁壘，實現碳排放共同治理。

注釋：

① 數據來源于《中國統計年鑒》。

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

③ 東部地區包括河北、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等省份；中部地區包括山西、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。