对外开放、财政分权与中国环境污染

周靖 胡秋红

摘要：环境保护问题是当今世界各国面临的共同任务，对发展中国家来说尤其如此。相关研究表明，对外开放与环境质量呈正相关关系，财政分权与环境质量呈倒U型关系，对外开放和财政分权的交叉项与环境污染呈负相关关系，且这种影响存在明显的地区异质性。环境污染具有较强的负外部性，仅仅依靠市场机制可能会出现过度排放和过度污染，解决环境污染这类市场失灵问题是政府的职责和义务。我国并没有成为对外开放的“污染天堂”，反而对外开放度的提高还能起到减缓环境污染的作用，因此需要进一步扩大对外开放度，制定合理科學的环境保护政策并强化其执行力度，促进环境污染问题得到真正的改善。

关键词：对外开放；财政分权；环境污染治理；生态文明建设

基金项目：国家社会科学基金青年项目“我国区域生态文明建设协调发展的战略调整与政策选择研究”（13CKS021）

中图分类号：F205 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2018）03-0045-06

一、引言

环境保护问题是当今世界各国面临的共同任务，对发展中国家来说尤其如此。我国目前正处在工业化、城镇化加速发展时期，对资源的需求增大，污染排放增加，资源节约和环境保护形势严峻。对外开放究竟在何种程度上影响一国环境状况已成为学术界的热点之一，同时也成为政府制定相关政策的重要依据。与此同时，1994年分税制改革后，中央政府对地方政府授予的相关权利越来越多，在一定程度上是否会对环境保护起到一定的作用同样也是学术界关注的焦点。

由于研究方法、研究样本等不同，对外开放与环境污染关系的现有研究结论呈现差异化。有的研究认为对外开放加剧了环境污染程度①，因为根据“污染天堂”假说，对外开放对发达国家、发展中国家环境质量的影响效应呈现异质性，国际贸易的开展使得发达国家更易于将污染密集产业转移到发展中国家，从而可能会加剧发展中国家的环境恶化问题②；也有的研究认为，对外开放有助于改善环境污染，即对外开放通过正的技术外溢效应而间接影响到环境污染排放③；也有的研究认为对外开放对环境污染的影响不确定④。

而针对财政分权与环境污染之间的关系研究，结论同样呈现差异化。有的认为财政分权加剧了环境污染⑤，理由是为增长而竞争的晋升锦标赛使得地方政府的财政支出偏向于经济建设，从而环境污染加剧⑥；财政分权有助于改善环境污染，认为分权使地方政府的财政支出偏向于环保支出，从而改善了环境污染⑦；财政分权对环境污染影响不显著⑧。学者们逐渐意识到财政分权与环境污染的关系可能并不是简单的线性关系，而是非线性关系，但针对非线性关系的研究文献相对较少，较具代表性的研究有刘建民等（2015）利用PSTR模型探究财政分权对环境污染的非线性影响⑨。

本文拟从理论建模与实证研究两个角度探究对外开放、财政分权对环境污染的影响，特别是财政分权对环境质量具有倒U型的非线性影响。当财政分权度较小时，财政分权有助于环境质量的提高；当财政分权度超过一定临界值时，财政分权将抑制环境质量的提高。在实证检验部分，本文不仅对理论推导结果进行了检验，还进一步探究对外开放与财政分权的交叉项如何影响环境污染及其可能存在的地区异质性问题。

二、理论模型建构

现有文献中，Davoodi和Zou（1998）提出了财政分权对经济增长影响的理论模型⑩。本文的理论模型借鉴其思想，经进一步扩展，推导出对外开放、财政分权作用于环境质量的理论框架。具体而言，本文将Davoodi和Zou模型的三级政府扩展为二级政府；在生产函数里引入环境污染强度与对外开放度两个变量；在效用函数里引入环境质量变量。模型的生产函数由物质资本存量k、中央政府财政支出f与地方政府财政支出s三部分要素构成。生产函数满足柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数形式，具体的函数形式为：

y=f（k，f，s，z）=Akαfβsγz（1）

其中，A表示技术水平，α，β，γ为弹性系数，均大于0且小于1。

根据靳涛和陶新宇的相关研究，由于对外开放能有效地吸收国外先进的技术，所以对外开放在一定程度上反映了技术水平{11}。由此，得到技术水平与对外开放水平的关系式为：

A=A'eopen（2）

其中，A'表示除对外开放以外影响技术水平的因素，且A'>0。

将式（2）代入式（1），可得：

Y=A'eopenkαfβsγz（3）

设U为折现总效用，U（t，Et）为福利的瞬时效用函数，c表示代表性家庭的消费水平，E表示环境质量，ρ表示时间贴现率。消费者选择合适自己的消费路径来极大化它的贴现效应，则相应的效用函数为：

Δ■U（Ct，Et）e-ρtdt（4）

其中，效用函数参考了程宇丹和龚六堂（2015）的设定形式{12}，具体为U（c，E）=■，φ表示对环境质量的偏好，σ表示风险厌恶系数且0<σ<1。

物质资本积累为税后收入与消费之差，动态方程具体为：

■=（1-τ）y-c（5）

其中，τ表示宏观税率。

为了模型方便，根据包群和彭水军（2006）的研究，环境质量E被定义为实际的环境质量与上限值之差，可见E恒为负值{13}。环境质量的动态方程为：

■=-yEψ-θE （6）

其中，ψ表示污染强度指数，θ表示环境的自净化率。政府预算平衡，支出等于税收，可表示为：

g=τy=A'eopenkαfβsγz（7）

其中，g为财政总支出，且g=f+s。

结合上述各个方程，环境质量相关问题演变为一个动态最优化问题。因此，本文构建一个现值的Hamiltonian泛函，表示为：

H=C（c，E）+λ[（1-τ）y-c]+μ[-yEψ-θE]（8）

在上式中，λ和μ为Hamiltonian乘子。对式（8）求一阶偏导数，可得：

■=c-αEφ（1-φ）-λ=0■=λ（1-τ）αA'eopenkαfβsγz-μA'eopenkα-1fβsγzψ+1=ρλ-■■=λ（1-τ）A'eopenkαfβsγz-μ（ψ+1）A'eopenkα-1fβsγz=0

（9）

结合式（7）和式（9），可得均衡路径上的经济增长率为：

gc=[（1-τ）ατ■（A'eopen）■■■■■z■■-ρ+φ（1-σ）gE]（10）

对式（10）进一步变形，可得：

gE=■[σgc-（1-τ）ατ■（A'eopen）■■■■■z■■+ρ]（11）

本文假设给定环境质量函数在t=0的值为E（0）。根据式（6），可得E（0）<0，那么相应的环境质量的路径为：

E（t）=E（0）×exp■[σgc-（1-τ）ατ■（A'eopen）■■■■■z■■ ×t（12）

由式（12）可以看出，对外开放度open与财政分权s/g是环境质量E的函数。对式（12）求关于open的偏导数，可得■E/■open>0，表明对外开放水平越高，环境质量越来越好。由此提出如下推论：

推论1：在控制其他因素不变的条件下，对外开放度对环境质量呈正向关系。

对式（12）求关于s/g的偏导数可得，当s/g0，表明隨着财政分权度的提高，环境质量逐渐提高；当s/g>r/（β+r），■E/■（s/g）<0，表明随着财政分权度的进一步提高，环境污染加剧，由此提出如下推论：

推论2：在控制其他因素不变的条件下，财政分权对环境质量呈倒U型关系。

如果对外开放有助于提高经济增长，那么在财政分权体制下，地方官员为了政治晋升而积极地将财政资金投向有利于吸引外资或发展出口贸易的领域或行业，结合推论1可知，这将进一步提高环境质量，由此提出如下推论：

推论3：在控制其他因素不变的条件下，对外开放与财政分权的交叉项对环境质量呈正向关系。

三、实证分析

1. 模型设定

在理论模型部分，本文已经探究了对外开放度、财政分权对环境质量的影响。基于此，本文以对外开放度、财政分权度及其平方项为自变量，环境质量为因变量，并引入一些影响环境质量的控制变量进入回归方程。具体的计量模型为：

Eit=α0+α1openit-1+α2DCit-1+α3DCit-1×DCit-1+■βkXkit-1+εit （13）

其中，i和t分别表示年份与时间；ε表示随机误差项。

2. 变量与数据说明

为了解决内生性问题，本文采用Yang（2016）的研究方法，具体用自变量和控制变量的滞后一期替代原变量进入方程进行回归分析，原因是滞后一期的变量不是内生的{14}。由于西藏数据的缺失，本文在实证部分将其剔除，因此实证数据样本为2004—2014年全国30个省（市）的面板数据，样本总数为330。数据来源于《中国财政年鉴》、《中国统计年鉴》以及国家数据库公布的年度数据。数据均进行了对数化处理，这样不仅能削弱模型的共线性，同时也方便了后续的统计工作。

核心变量：环境污染指标（E）借鉴王书斌和徐盈之（2015）的研究，用PM10浓度刻画环境污染程度{15}；对外开放度（Open）用各省市进出口贸易总额占各省市GDP的比重表示；财政分权度（DC）包括支出分权（DCEXP）和收入分权（DCREV），其测量方法借鉴贺俊和吴照龚（2013）的思路，具体为各省市人均预算内财政支出（收入）占人均预算本级财政支出（收入）与人均预算内中央本级财政支出（收入）之和的比重{16}。此外，需要说明的是本文使用支出分权进行实证检验，利用收入分权进行稳健性检验，原因可能是财政分权对宏观经济变量的影响主要是通过财政支出进行反映的。

控制变量：人均实际GDP（RGDP），用剔除通货膨胀后的人均GDP表示；人口密度（PD），用各省市城市人口密度表示；政府支出规模（GS），用各省市财政支出占各省市GDP的比重表示。

3. 平稳性检验

为了避免实证检验中出现“伪回归”，要求各变量具有同阶平稳性。本文利用两种常见的单位根检验方法即ADF检验与PP检验，以检验各变量的平稳性。判断的标准为：变量的原序列是非平稳序列，而变量的一阶差分变量是平稳序列。具体的检验结果如表1所示。

表1 单位根检验结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上统计显著；括号内为p值，原假设为存在单位根。

从表1的检验结果可知，各变量的原序列在各个显著水平上均不显著，不能拒绝原假设，即认为变量的原序列是非平稳序列；而各变量的一阶差分序列在各显著水平上均是显著的，拒绝原假设，因此它们是平稳序列。由此可知，各变量均为一阶单整序列，进一步表明各变量之间可能存在协整关系。

表2 对外开放、财政分权对环境污染

影响的实证检验结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上统计显著；括号内为t值。

4. 实证结果

由于实证分析基于面板数据，需判断对各组方程的估计是采用固定效应模型（FE）还是随机效应模型（RE）。Hausman检验结果表明，各组方程拒绝原假设（随机效应模型），因此采用固定效应模型进行估计。同时，F检验结果表明，统计值在显著水平上显著，说明各组回归方程具有统计上的显著性。模型1与模型2呈现的是支出分权指标对环境污染的实证结果；模型3与模型4呈现的是收入分权指标对环境污染的实证结果，同时也是稳健性检验结果。具体的实证检验结果如表2所示。

此外，为了保证回归结果的可靠性，本文使用Kao—ADF方法对变量之间的关系进行协整检验，结果表明回归残差水平值在1%的显著水平下是平稳的，因此表2中的4组方程所对应的各经济变量之间存在长期稳定的均衡关系，稳健性检验的结果表明实证结果是有效的、可信的。根据估计结果，发现对外开放度与环境污染呈负相关关系，这一结论佐证了推论1的正确性，说明“污染避难所”假说在我国并不成立。其原因可能是贸易开放具有正的技术外溢效应，此效应促进了中国的要素生产率和技术水平的提高，进一步影响技术进步和产业结构调整，最终降低了污染排放。

模型1和模型2的结果显示支出分权与环境污染呈倒U型关系，这一结论与推论2相反，原因可能是为增长而竞争的晋升锦标赛使地方政府为了政治晋升而片面追求GDP的数量，导致财政支出结构的扭曲，最终使得财政分权与环境污染之间的关系呈倒U型而不是U型。同时，基于模型1估计结果，求得支出分权与环境污染关系变动的临界值为5.388。结合原始数据，我们发现目前的财政分权度未超过此拐点值，还处于此倒U型关系的上升阶段，即现阶段支出分权与对环境污染呈正向影响。这一现象的原因可能是地方政府为了GDP而使得财政支出偏向于经济建设，从而加剧了环境污染。

对外开放与财政分权的交叉项对环境污染呈负相关关系，这一结论佐证了推论3的正确性，原因可能是财政分权使得地方政府过多地追求GDP，又有对外开放有助于经济增长{17}，以至于地方政府有动力将财政资金投向吸引外资或发展出口贸易的领域或行业，最终改善了环境污染{18}。

继续观察控制变量，可知经济增长与环境污染呈U型关系，这与王敏和黄滢（2015）的研究結果一致，说明在一定范围随着经济的增长，有助于环境质量的提高，而当经济增长超过一定的临界值，将会加剧环境污染{19}。通过模型1与模型2的结果，求得此U型曲线的临界值为10.010和9.931。原始样本数据表明，经济增长在2013年及以后均超过这些拐点，处于U型曲线的上升阶段，即现阶段经济增长对环境污染呈正相关关系。人口密度与环境污染呈U型关系，这与李静萍和周景博的研究结果一致，说明在一定范围内，随着人口的增加，有助于环境质量的提高，而当人口密度超过一定的临界值，将会加剧环境污染{20}。通过模型1与模型2的结果，求得此U型曲线的临界值为6.641和6.654。原始样本数据表明，人口密度在2009年及以后均超过这些拐点，处于U型曲线的上升阶段，即现阶段人口密度对环境污染呈正相关关系。

模型3与模型4的结果显示收入分权与环境污染呈倒U型关系，对外开放对环境呈负相关关系，对外开放与收入分权的交叉项对环境污染呈负相关关系，此结果与模型1、模型2的估计结果完全一致。由此可见，模型1与模型2的估计结果具有稳健性。

表3 联合项对环境污染影响的实证检验结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上统计显著；括号内为t值。

为了讨论对外开放与财政分权的交叉项对环境污染影响的区域异质性，本文引入地区虚拟变量，即Dum1、Dum2、Dum3来探究两者联合项对环境污染影响的区域性异质性，分别用虚拟变量对我国东、中、西部地区 {21} 的省份赋值1，对其他省份赋值0，这样，东、中、西部省份所对应的地理位置差异虚拟变量向量为（1，0，0）、（0，1，0）、（0，0，1）。具体的计量模型为：

Eit=α0+α1Openit-1+α2DCit-1+α3DCit-1+■rlDuml×（Openit-1×DCit-1）+■βkXkit-1+εit（14）

其中，下标i和t分别代表省份和时间，α0、α1、α2、α3、r1、βk为模型系数，εit为随机误差项。

由表3可知，模型5与模型6使用的是固定效应模型，且各自对应的各经济变量之间存在长期稳定的均衡关系。根据估计结果，对外开放与财政分权的交叉项对环境污染影响呈现明显的地区异质性，即对东部地区影响程度小于中、西部地区。其原因可能是改革开放以来，东部地区作为我国最早实行对外开放的地区，其贸易开放的程度已经很深，相对于中、西部地区而言，其上升空间有限。因此，在东部地区，环境污染对对外开放的敏感度相对减小。

四、简要结论与建议

本文首先在内生增长理论的框架下利用Hamilton函数推导出对外开放、财政分权与环境质量的关系式，利用求偏导数发现对外开放与环境质量呈正相关关系，财政分权与环境质量呈倒U型关系，同时进一步提出财政分权与对外开放的交叉项对环境质量呈正向影响。为了验证理论模型结果在实际经济中的适应性，本文利用2004—2014年的省际面板数据对财政分权、对外开放与环境污染之间的关系进行了实证检验，结果表明对外开放与环境污染呈负相关关系，财政分权与环境污染呈倒U型关系，对外开放和财政分权的交叉项与环境污染呈负相关关系。与此同时，利用不同的分权指标，证明了此结论是稳健的。此外，实证研究还发现对外开放与财政分权的交叉项对环境污染的影响呈现明显的地区异质性，即对东部地区影响程度小于中、西部地区。

根据实证结果，本文提出如下政策建议：

第一，进一步扩大对外开放度。理论与实证结果均表明对外开放对环境污染呈负相关关系，可见，我国并没有成为对外开放的“污染天堂”，反而对外开放度的提高还能起到减缓环境污染的作用。因此，政府应实施积极有效的经济手段和行政手段，鼓励企业参与到国际国内竞争，做到促进经济增长的同时保障环境状况改善。在招商引资的各个环节坚持环境优先，引进项目时不以牺牲环境为代价，达到对外开放与环境协调发展的目的。提高对进口的技术设备的消化、吸收以及利用的能力，充分发挥对外贸易的技术溢出效应、示范效应和竞争效应，使其起到改善环境的作用。

第二，适当、适度地分权。理论与实证结果尽管存在不同，但都体现了财政分权与环境污染呈非线性关系，中央政府与各级地方政府都应掌握财政分权度对环境污染积极影响的合理区间，在发展经济的同时，要进一步兼顾环境状况。通过数据样本发现，现阶段财政分权对环境污染具有正向影响，为此，适度地降低分权程度成为中央与地方政府急需解决的问题。各地政府可以本地环境污染状况为根据，不断优化和调整财政分权体制改革方案，并将其视为改善环境状况的手段，从而实现各地经济增长与环境改善的双赢。另外，在激励制度设计上，应将环境保护引入到地方政府官员的考核体系中，使得各地方政府追求各自利益最大化的同时，不断地改善环境状况，推动经济社会健康发展。

第三，政府主导，市场辅助。环境污染具有较强的负外部性，仅仅依靠市场机制可能会出现过度排放和过度污染，解决环境污染这类市场失灵问题是政府的职责和义务，只有政府制定合理科学的环境保护政策并强化对其的执行力度，环境污染才有可能得到真正的改善。

第四，转变投资偏向。由于财政分权与对外开放的交叉项对环境污染的负向影响存在地区异质性：东部地区影响程度小于中西部。对于东部地区而言，地方政府应积极地将更多的财政资金投向有利于吸引外资或发展出口贸易的领域或行业。对于中西部地区而言，地方政府应继续保持并巩固现有关于对外开放的政策成果。

注释：

① 李楷、齐绍洲：《贸易开放、经济增长与中国二氧化碳排放》，《经济研究》2011年第11期。

②{13} 包群、彭水军：《经济增长与环境污染：基于面板数据的联立方程估计，《世界经济》2006年第11期。

③ C. McAusland， D. L. Millimet， Do National Borders Matter？ International Trade， International Trade and the Environment， Journal of Environmental Economics and Management， 2011， p.65.

④ B. R. Copeland， M. S. Taylor， The Trade-Induced Degradation Hypothesis， Resource and Energy Economics， 1997， 19（4）， pp.321-344.

⑤ 張克中、王娟、崔小勇：《财政分权与环境污染：碳排放的视角》，《中国工业经济》2011年第10期。

⑥ 周黎安：《中国地方官员的晋升锦标赛模式研究》，《经济研究》2007年第7期。

⑦ 谭志雄、张阳阳：《财政分权与环境污染关系实证研究，《中国人口·资源与环境》2015年第4期。

⑧ Q. He， Fiscal Decentralization and Environmental Pollution： Evidence from Chinese Panel Data， China Economic Review， 2015， 36， pp.68-100.

⑨ 刘建民、王蓓、陈霞：《财政分权对环境污染的非线性效应研究——基于中国 272个地级市面板数据的 PSTR 模型分析》，《经济学动态》2015年第3期。

⑩ H. Davoodi， H. Zou， Fiscal Decentralization and Economic Growth： A Cross-country Study， Journal of Urban Economics， 1996， 43（2）， pp.244-257.

{11} 靳涛、陶新宇：《政府支出和对外开放如何影响中国居民消费？——基于中国转型式增长模式对消费影响的探究》，《经济学（季刊）》2017年第1期。

{12} 程宇丹、龚六堂：《财政分权下的政府债务与经济增长》，《世界经济》2015年第11期。

{14} Z. Yang， Tax Reform， Fiscal Decentralization and Regional Economic Growth： New Evidence from China， Economic Modelling， 2016， 59， pp.520-528.

{15} 王书斌、徐盈之：《环境规制与雾霾脱钩效应——基于企业投资偏好的视角》，《中国工业经济》2015年第4期。

{16} 贺俊、吴照龚：《财政分权，经济增长与城乡收入差距》，《当代财经》2013年第5期。

{17} 李笋雨：《对外开放对中国经济增长的影响》，《金融研究》2000年第12期。

{18} 周心怡、龚锋：《对外开放与财政分权：一个交互影响的视角》，《发展研究》2016年第5期。

{19} 王敏、黄滢：《中国的环境污染与经济增长》，《经济学（季刊）》2015年第2期。

{20} 李静萍、周景博：《工业化与城市化对中国城市空气质量影响路径差异的研究》，《统计研究》2017年第4期。

{21} 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

作者简介：周靖，武汉纺织大学经济学院副教授，湖北武汉，430074；胡秋红，通讯作者，武汉纺织大学经济学院副教授，湖北武汉，430074。

（责任编辑 陈孝兵）