下面文章主要結合2007—2016年間我國30個省份的面板數據，構建個體效應模型，檢驗地方政府節能環保支出的減排效應。在此基礎上，引入環境庫茲涅茨曲線模型，檢驗經濟增長、污染減排、節能環保財政支出三者之間的關系。實證結果顯示：隨著地方政府節能環保財政支出的增加，污染物排放減少，且節能環保財政支出規模每增加1%，污染排放減少0.2414%，我國經濟增長與污染排放呈現倒U型關系。

　　【關鍵詞】污染減排,地方財政支出,環境庫茲涅茨曲線

　　一、引言

　　環境作為一項具有地域性的公共品，地方政府在環境治理與環境保護中發揮著引導者作用。但是在GDP英雄論下，導致地方政府支出目的多為支撐和維系經濟增長，對環境保護的重視程度不足。2007年，我國政府收支分類科目中，新設立211類“環境保護”科目。211類科目下設“環境保護管理事務”“環境監測與監察”“污染防治”“退牧還草”“已墾草原退耕還草”及“其他環境保護支出”等10款。

　　我國政府財政支出預算中，開始設置環境保護科目，并下設“類、款、項”三級支出科目。該類級別科目的設立，說明了中央政府對環境保護工作的重視。2007—2016年全國環境保護支出總額從996.13億元上升至9426.35億元，可見我國政府在環境保護支出方面增加了投入。

　　盡管如此，我國仍未完成工業化、城市化，隨著人口規模持續增長，環境污染、生態破壞的趨勢仍在繼續，我國仍需擴大環保投入，增加環境保護財政支出，以適應不斷促進環境保護的需要。本文利用2007—2016年間我國除西藏、香港、澳門外30個省份的數據，考察地方環境保護財政支出的污染減排效應，并根據實證檢驗結果分析原因，總結我國地方環境保護財政支出的問題，提出我國地方環境保護財政支出污染減排效果的政策建議。

　　二、文獻綜述

　　國外學者就環境支出對經濟增長的影響研究成果較為豐富。GuptaandBarman[1]通過構建包含正式部門和非正式部門的兩商品動態模型，研究環境污染對生產率的影響，認為環境質量和公共基礎設施建設支出顯著影響了兩部門私人投資生產率。HalkosandPaizanos[2]構建動態面板模型，驗證了環境庫茲涅茨曲線假設，以及財政支出對環境的破壞，認為環境庫茲涅茨曲線呈現倒U型，政府支出占GDP的比重與污染排放負相關。但多數學者的研究結果表明，政府支出規模的擴大，不能有效地改善環境質量。

　　BermauerandKoubi[3]以財政支出度量政府規模，以SO2為污染指標，驗證了政府支出規模擴大不能改善公共品供給，即降低環境污染。國內現有文獻忽視中央政府、地方政府等一系列細節性問題，宏觀地選取政府支出作為衡量政府行為的指標，研究政府支出規模對環境質量的影響，部分文獻認為財政支出規模的增加未改善環境質量。

　　孫開[4]、李國年[5]利用單位根檢驗、協整檢驗及時間序列模型構建了二氧化碳排放方程和經濟增長方程，分析了公共財政支出規模對碳排放影響的內在影響機理，認為政府財政支出規模增長，無法有效地降低碳排放。盧洪友和田丹[6]認為財政支出規模增長對SO2和固體廢棄物的減排效果并不顯著。但也有部分文獻認為財政支出能夠有效地抑制污染排放，且主要是通過影響經濟增長間接影響環境質量。盛麗穎[7]研究認為，財政支出手段的碳減排效果優于財政收入手段。關海玲和張鵬[8]認為財政支出規模的擴大，有利于減輕環境污染程度，改善環境污染現狀。

　　李凱杰[9]在考察環境支出對經濟增長影響的同時，考慮了健康因素，構建兩時期世代交替模型，實證研究認為環境支出占政府收入比重與環境質量之間呈正相關關系，但是環保支出的規模與經濟增長之間的關系則是不確定的。現有文獻較全面地總結了環境質量與財政支出規模、結構之間的關系，以及環境保護財政支出對經濟增長的影響，但是，學者們對地方政府財政支出與環境質量間的關系未形成一致意見。

　　較少學者研究政府環境保護預算支出的環境保護效應，較少文獻研究分析財政支出對經濟增長和環境保護的雙重影響。因此，研究環境保護財政支出的規模對污染減排的影響，以及如何通過調整環境保護財政支出規模提高環境保護財政支出的污染減排效果，有一定的現實意義。本研究有益于提高地方政府在環境治理方面的主觀能動性，貫徹科學發展觀，順應人民群眾對良好生態環境的期待，推動形成綠色循環經濟，將地方經濟發展和環境承載能力相結合。

　　三、研究設計

　　(一)變量的選取

　　為了研究地方政府環境財政支出的減排效應，并結合數據可得性，本文選取了如下指標。

　　1.被解釋變量

　　本地處置后排放量(dpo)是經濟系統物質流(EW-MFA)中的一個指標，即核算期內消耗的物質，通過系統邊界返回自然環境中的廢棄物和排放物①。本地處置后排放量也是廢物產生量，主要包括國內生產、消費環節的廢物(不含循環利用的部分)。經濟系統物質流核算方法最早于1995年由Wernick.G和Aushel提出。目前，EW-MFA框架廣泛運用于歐盟國家的環境核算中，是研究循環經濟的科學方法。

　　因此，本文選取本地處置后排放量(dpo)和本地處置后排放強度(dpop)作為衡量污染排放的指標，同時也為被解釋變量。本文中本地處置后排放量的核算方法如下：本地處置后排放量=廢棄物排放+產品浪費及損失=工業排放量+工業粉塵排放量+工業煙塵排放量+工業廢水排放量+工業固體廢棄物產生量被解釋變量本地處置后排放強度如式(1)：本地處置后排放強度=本地處置后排放量/地區人口規模

　　2.解釋變量

　　鑒于2007年我國才開始將節能環保支出作為類級別科目，在一般公共預算支出決算表中予以公開，又由于預算公開程度仍待提高，項級別支出無法獲得，故選取節能環保財政支出(hbzc)，以及節能環保財政支出占地區生產總值的比重(eegdp)作為解釋變量。假設節能環保財政支出與工業污染物的排放呈負相關關系，節能環保財政支出解釋變量的系數符號為負。

　　3.控制變量

　　除了節能環保財政支出影響環境質量外，還存在其他影響環境質量的因素，本文一并歸入控制變量。地區經濟發展水平用地方政府人均GDP(rjgdp)表示。通常，經濟發展處于較低水平時，污染排放隨著經濟發展水平的提高而提高，而隨著經濟發展水平的進一步提高，污染排放會下降，污染排放與經濟發展水平呈現倒U型關系。因此，經濟發展水平對環境質量的影響是不確定的，需要通過回歸進一步分析。

　　人口規模(rkgm)用年末地區人口數指標來衡量。通常，人口規模越大，人類活動越頻繁，污染排放水平越高，因此人口規模變量系數為負。全社會固定資產投資(gdzc)采用各地區全社會固定資產投資金額指標衡量。通常固定資產投資水平越高，經濟發展越迅速，環境污染越嚴重，因此，估計全社會固定資產投資系數為正號。

　　模型的設定本文將實證過程分為三步：第一步，確定地方政府財政支出是否使污染排放減少;第二步，引入環境庫茲涅茨曲線分析經濟發展水平與環境質量間的關系;第三步，引入財政支出這一控制變量，分析節能環保財政支出是否改變了經濟發展水平與環境質量之間的關系。

　　數據來源與估計方法說明本節使用的數據主要來自《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》和中經網數據庫以及國家統計局網站。歷年GDP平均指數的數據來自世界銀行。由于節能環保支出2007年才開始公布，同時西藏自治區的污染物排放數據缺失較為嚴重，因此本節的面板數據截取了2007—2016年，除西藏外30個省份的樣本進行分析。各變量數據描述性統計結果如表2所示。

　　四、實證分析與計算結果檢驗

　　(一)地方政府環境保護支出減排效應實證結果：絕對規模選擇本地處置后排放量作為衡量環境質量的指標。為了剔除人口等因素的影響，選擇本地處置后排放強度作為衡量污染減排的指標。

　　1.面板單位根檢驗結果

　　為了檢驗式(2)和式(3)的平穩性，對這些變量進行面板數據單位根檢驗。目前，檢驗面板數據單位根的方法主要有相同單位根檢驗和不同單位根檢驗兩大類。前者主要有LLC檢驗與Breitung檢驗，后者主要有IPS檢驗、FisherADF檢驗和FisherPP檢驗。本文進行單位根檢驗時選用HT檢驗、Breitung檢驗和IPS檢驗。本文采用的樣本量僅為10年，屬于小樣本。本地處置后排放量與各自變量之間存在長期穩定關系，可進一步估計回歸方程。

　　2.回歸結果與分析

　　本文采用Stata13.1根據式(2)和式(3)建立面板模型對數據進行分析。重點考察了節能環保財政支出與本地處置后排放量及本地處置后排放強度之間的關系。

　　首先用F檢驗驗證模型是采用混合效應回歸模型還是固定效應模型進行回歸分析，然后用LM檢驗確定是否存在個體隨機效應，最后用Hausman檢驗確定是選擇固定效應模型還是隨機效應模型進行回歸分析。對于模型(2)：檢驗結果顯示F值為30.96，P值為0.0000，拒絕采用混合效應回歸模型的原假設，故采用固定效應回歸模型;LM檢驗結果顯示P值為0.0000，即拒絕“不存在個體隨機效應”的原假設，模型隨機效應顯著。進一步進行Hausman檢驗，檢驗結果為Prob>chi2=0.3011，表示接受原假設，支持隨機效應模型。

　　綜上所述，本地處置后排放量與節能環保支出的關系選擇模型(3)即隨機效應模型。根據模型(3)的回歸結果可以分析出，節能環保財政支出與本地處置后排放強度呈現負相關關系，并且系數在1%的水平上顯著。節能環保財政支出占地區生產總值的比重每提高1%，本地處置后排放量減少0.2414%。說明政府加大中央對地方環境保護轉移支付、污染防治、環境監測與監察等方面環境保護的支出，有效減少了污染排放，提高了環境質量。

　　控制變量方面，本地處置后排放強度隨著人口規模每增加1%而增加0.8835%，且系數在1%的水平上顯著。說明隨著人口規模的增加，污染排放增加，人口增長為環境帶來了壓力，經濟發展必須考慮環境承載能力，并避免環境質量進一步惡化。

　　本地處置后排放強度與固定資產投資系數正相關，隨著固定資產投資每增加1%，本地處置后排放強度增加0.3337%，說明隨著固定資產投資的增加，污染排放更加嚴重。地方政府為了追求經濟增長，在招商引資的過程中，對企業污染排放的考核標準要求仍然較低，不少地方甚至沒有人員監管招商引資企業的污染排放，導致盡管固定資產投資增長，污染排放卻未能減少，環境質量惡化，企業更是較少投資環境友好型固定資產。

　　因此，應完善地方政府財政支出結構，適當提高環境保護財政支出占地方生產總值的比重，提高環境保護財政支出在污染防治方面的效率。此外，應當注重調整環境保護財政支出結構，提高環境保護財政支出的環境效應，有助于促使環境庫茲涅茨曲線的拐點提前到來。

　　五、研究結論與啟示

　　本文選取了我國30個省份2007—2016年的平衡面板數據，利用Stata13.0軟件對地方政府環境保護財政支出的減排效應問題進行研究。實證部分旨在考察以下問題：地方政府環境保護財政支出是否能有效減少污染排放?我國污染排放環境庫茲涅茨曲線是否呈現倒U型?加入地方環境保護財政支出變量后，環境庫茲涅茨曲線形狀是否發生改變?加入地方環境保護財政支出變量后，環境庫茲涅茨曲線拐點是否推遲到來?考慮到本文的研究目的，基于環境庫茲涅茨曲線基本理論和物質流輸出分析方程，構建面板數據回歸模型，以物質流系統中本地處置后排放量和本地處置后排放強度為被解釋變量，選取地方環境保護財政支出絕對規模指標和相對規模指標。

　　研究認為：第一，地方環境保護財政支出絕對規模指標回歸結果顯示，地方政府環境保護財政支出與污染排放呈負相關關系，說明我國政府環境保護財政支出政策起到了一定的污染減排效果，而隨著政府環境保護財政支出的增加，污染排放會進一步減少。第二，地方環境保護財政支出相對規模指標回歸結果顯示，加入地方環境保護財政支出占GDP比重的變量前后，環境庫茲涅茨曲線形狀未發生改變，但是環境庫茲涅茨曲線的拐點推遲到來，說明加入地方政府環境保護財政支出占GDP比重變量后，污染減排并沒有有效控制，其原因可能是地方政府環境保護財政支出的減排效果較小，為此應提高環境保護財政支出占地方生產總值比重。財政支出是地方政府環境保護投入的主要方式之一。

　　但是，目前我國財政環境保護支出仍存在值得改進之處，如地方政府節能環保支出規模較小、節能環保財政支出結構不合理、預算管理水平有待提高、環境保護財政轉移支付制度有待完善等。因此，應合理劃分地方政府環境保護事權，完善環境保護預算管理體制，加大環境保護財政投入。

　　【參考文獻】

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