财政分权、经济增长与废气排放量关系的协整分析—— 基于甘肃省1997-2010年的数据

■ 朱万里 胡瑜杰（兰州商学院陇桥学院 兰州 730101）

改革开放后，为了调动地方政府的积极性，中央政府开始下放一些财政权力，财政分权开始引起学术界的关注。有学者认为财政分权是实现我国经济社会发展的最主要的制度变迁。关于财政分权对经济增长的影响，学者的观点不尽相同。Qian和Roland（1998）、张晏和龚六堂（2006）分别指出财政分权改革赋予地方政府更大的市场化激励，因此，对经济增长产生正面影响。姚洋（2008）认为财政的分权改革转变了传统的机制，使得地方政府在经济增长过程中获得更多的好处。同样的，周黎安（2004），徐现祥、李郇、王美今（2007）等人的研究也认为政治晋升竞标赛对我国经济增长的产生积极影响。相反，Blanchard和Shleifer（2001）通过比较中国与俄罗斯经济改革，发现财政分权不能够完全解释中国快速的经济增长。

然而，这种激励模式也可能导致诸多负面效应。地方政府的职能应该是多元化的，而“唯GDP指挥棒”有可能造成市场分割、重复建设以及环境污染等问题。为了财政收入更快的增长，以便获得更好的政治晋升机会，地方政府在招商引资过程中就会竞相降低环境保护门槛。在这种激励机制下，地方政府片面追求短期经济利益，可能形成较大的污染问题。同时，进一步分析中国的经济增长的方式，我们可以发现，改革开放以来，经济增长更多是粗放型的增长模式，很多地方和行业存在着无效率的重复建设。经济增长的途径主要是扩大劳动（L）和资本（K）等生产要素的投入数量，而很少关注它与人口、资源和环境之间的关系，这可能进一步导致更大的环境污染。

通过查阅相关的文献资料，笔者发现，研究财政分权和经济增长、财政分权和中国环境污染的学者较多，但具体到某一个省份的研究则较少。甘肃省地处西北，环境污染较为严重，尤其是空气质量和其他地方相比较差，但和西北其他省份比，甘肃省人口密度较大，研究影响甘肃省环境污染的因素具有一定的现实意义。

结合以上分析，我们提出两个假说：一是财政分权的程度越高，甘肃省废气排放量越多；二是经济增长速度越快，甘肃省废气排放量越多。文章将通过甘肃省的相关数据对这些假说进行检验。

变量选择与实证检验

（一）变量选择和数据来源

我们选取甘肃省历年人均工业废气排放量（Gas）来反映环境污染程度。选取工业废气排放量作为被解释变量，是因为在甘肃省工业废气排放量相对于废水和废物的排放量更为严重。选取财政分权和经济增长作为解释变量，具体内容如下：财政分权（Decentral）：Zhou和Zhang（2008）使用财政支出率来表示，即地方财政支出占财政总支出的比率；考虑数据的可得性，本文沿用Zhou和Zhang（2008）的方法，采用甘肃省人均财政支出除以人均中央财政支出来反映地方的财政分权程度。人均GDP：关于经济增长的指标，目前大部分学者都是采用GDP，所以，为了不失一般性，文章选用人均GDP作为经济增长的指标。

本文的数据主要来源于1997-2011年甘肃省的数据，其中，废水排放量指标主要源自《中国统计年鉴》、《中国环境年鉴》；经济增长指标来自于历年《甘肃统计年鉴》。变量描述性统计具体见表1。

（二）模型构建与检验结果

根据上述理论分析和变量阐述，我们得出以下计量模型：

如上文所示，模型（1）中gas表示人均废气的排放量，Decentral表示财政分权程度，gdpp表示人均GDP，εt是随机扰动项。

1.单整、协整检验。传统的回归方法一般假定所使用的时间序列是平稳的，然而许多和经济现象有关的时间序列都可能是非平稳的，倘若采取传统的方法直接做OLS回归，就会出现“伪”回归现象。因此，需要对模型中各个变量进行平稳性检验。只有具有相同单整阶数的变量才可能存在协整关系，因此，我们必须首先对上述各个变量之间进行单位根检验。

表1 各变量描述性统计结果

表2 单位根ADF检验结果

表3 Johnsen 协整检验的结果

表4 标准化后的协整向量

一是单位根检验。我们采用扩展的迪基-富勒(ADF) 方法进行序列单位根检验。ADF单位根检验是基于以下的回归方程：

原假设H0:ρ=1，备选假设H1:ρ<1。接受原假设意味着时间序列含有单位根。对变量的检验结果见表2。从表2的检验结果可知，对于所有序列的水平值，在5%的显著性水平下，存在单位根的原假设无法拒绝，一阶差分后，所有变量在5%的显著水平下均拒绝非平稳性的原假设。因而所有变量序列都是I(1)。

二是协整检验。单位根检验的结果表明，该模型中的所有变量序列都是I(1)，即它们具备构造协整方程的必要条件。为此，我们对上述各个变量序列之间做长期的协整分析。就协整检验的方法而言，恩格尔和格兰杰提出用两步法估计协整向量，虽然由这种两步法得到的协整参数估计量具有较强的一致性和有效性，但是在样本容量有限的条件下（本文的样本容量不大），这种估计量就会有偏差，而且样本容量越小，偏差越大。为了克服两步法参数估计的不足，本文采用多变量Johnsen协整检验。从表3中的结果可以看出，检验结果在5%显著性水平上拒绝了不存在协整关系的原假设，且不能拒绝最多存在1个协整关系的原假设，因此我们可以认为ln(decen)、ln(gdpp)和ln(gas)之间存在长期稳定的协整关系。

表4的检验结果表明，在5%的显著水平上，甘肃省的废水排放量、财政分权程度和人均GDP之间有一个惟一的协整方程，将其标准化后，即可变为：

（3）

该协整方程表明甘肃省的废气排放量、财政分权程度和人均GDP之间存在着长期稳定的均衡关系。具体地说，从长期来看，财政分权程度ln(gdpp)每提高1%，会引起甘肃省的废气排放量上升8.89% ，人均国内生产总值（GDPP）每增长1%，会引起甘肃省的废气排放量增加6.10%。因此，从上述协整分析的结果来看，在长期里，甘肃省财政分权程度和人均GDP的变化对废水排放量都有着较大程度的影响。

三是误差修正模型（ECM）。误差修正模型（Error Correction Model）作为协整分析的一个延伸，是一种具有特殊形式的计量经济模型。它的基本原理是：若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种外部原因导致短期模型出现了偏离均衡的现象，必然能通过对误差的修正使变量重返均衡状态，这样误差修正模型就将短期的波动和长期均衡过程结合在了一起。由于ln(decen)、ln(gas)和ln(gdpp)之间存在长期稳定的协整关系。因此我们可以进一步通过建立误差修正模型来揭示变量之间的短期的关系。根据相应准则，其模型如下：

模型中非均衡误差ecmt-1的系数为-0.958，意味着上一年度的非均衡误差以0.958的比率对本年度的Δln(gas)作出反向修正。误差修正项系数为负，这符合反向修正机制。在模型中，被解释变量的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分。根据ECM模型（4）显示的结果，甘肃省废气排放量与财政分权程度和经济增长之间存在着密切的联系，这两个因素的短期变动将引起财政支出同方向的变动。

结论

本文采用协整分析和误差修正模型分析了甘肃省废气排放量与财政分权程度、经济增长的关系。通过分析发现，不管是财政分权程度，还是经济增长的速度都与甘肃省废气排放量之间存在着长期稳定的均衡关系。具体来说，财政分权程度越高，废水排放量越严重；经济增长和废水排放量也存在着较强的正关系，这就证实了我们前面的两个假说。

改革开放以来，财政分权程度逐步提高，这进一步导致了中国环境污染的加剧。其中一个重要原因就是中央对地方政府的激励模式过于单一，因此，我们应该改变地方官员“唯GDP指挥棒”的单一的晋升标准，把环境保护程度纳入到判断地方政府绩效高低的准则中来，只有这样才有可能在某种程度上改变目前排污量较多的现状。同时，我们应该积极的改变目前的经济增长模式，近年来，我们虽然很重视调整产业结构，促进各种经济结构的优化升级，但对环境污染的重视却不够，只有把经济增长的速度和人口、资源和环境的承受度结合起来，注重生态环境，才能促进人和自然、社会的协调可持续发展。

1.张晏, 龚六堂.分税制改革、财政分权与中国经济增长[J].经济学(季刊)，2006(1)

2.姚洋.作为制度创新过程的经济改革[M].格致出版社，上海人民出版社，2008

3.周黎安.晋升博弈中政府官员的激励与合作—兼论我国地方保护主义和重复建设长期存在的原因[J].经济研究，2004(6)

4.徐现祥，李郇，王美今.区域一体化、经济增长与政治晋升[J].经济学(季刊)，2007(4)

5.傅勇，张晏.中国式分权与财政支出结构偏向：为增长而竞争的代价[J].管理世界，2007(3)

6.何智美，王敬云.地方保护主义探源—一个政治晋升博弈模型[J].山西财经大学学报，2007(5)

7.Blanchard and Shleifer. Federalism with and without Political Centralization:China vs. Russia[J]. IMF Staff Working Paper,Special Issue. 2001

8.Qian and Roland. Federalism and the soft budget constraint[J]. American Economic Review, 1998(77)