央地事权配置与公共风险防御*——基于水利投资事务的考察

高琳

一、引言

在一个风险社会中，国家治理的本质是公共风险治理，而公共风险治理的关键是要构建适宜的治理结构（刘尚希等，2018）。对于我国这样一个超大型国家，公共风险治理一直都是中央和地方共同完成的。历代统治者经过长期摸索，形成了央地风险治理的制度性架构，即中央政府将公共事务尽可能交给地方政府处理，中央政府则专注于选拔、监督、指导和考核地方官员，所谓“中央治官、地方治民”（曹正汉，2011，2014）。如今，尽管经济结构、政治制度都发生了巨大变化，但国家风险治理仍深刻汲取了历史经验。改革开放以来，除了国防、外交、货币发行等少数象征国家主权的事务由中央政府直接负责外，攸关民众切身利益的诸多公共事务大多沿用属地管理模式，或曰“行政发包制”（周黎安，2014）。向地方大幅放权形成的巨大发展激励，是改革开放后中国经济飞跃的重要制度性力量，但这也一度影响了中央政府统筹协调和应对重大风险挑战的能力，迫使中央政府启动分税制改革扭转这一局面（王绍光，1995；刘克崮和贾康，2008）。分税制改革显著增强了中央政府的财政再分配能力，于是逐步加大对地方特别是薄弱地区的财政转移支付，但由于各级政府事权界定不清，在实际执行中诸多事权层层向下转移，特别是出现扩展或新增事权时，往往是上级政府出政策，下级政府只能被动接受。在这种情况下，即便中央不断加大转移支付，地方政府的财力与事权不匹配仍然较为严重，最终扭曲地方政府行为，削弱国家总体风险治理能力。党的十八大以来，财政体制改革的重要内容之一就是中央和地方财政事权和支出责任划分改革，强调要适度加强中央财政事权与支出责任。

本文以水利投资事务为例，考察央地事权配置的风险治理效应。水利历来是治国安邦的大事，频发的自然灾害特别是水旱灾害始终是国家粮食安全、经济安全和人民生命财产安全的重要威胁。因此，水利投资不仅关乎农业生产经营主体的利益，更是关系到公共风险防御这种特殊公共品的充分供给。二十一世纪以来，全球气候变化加剧，自然灾害发生的频率、强度和地点都愈加不可预知，强化水利投资、增强灾害风险防御能力变得日益迫切。考虑到水利投资在多个维度上对国家公共风险存在直接或间接的影响，为了实证分析具有可操作性且不过于复杂化，本文着重研究水利投资抵御农业灾害风险的作用，这是水利对公共风险最直接、最基础的影响。研究发现，央地水利投资项目均具有灾害防御效应，但中央水利项目的防御效应明显强于地方水利项目，更能有效应对高强度灾害冲击。考虑到中央水利项目的受益范围大于地方水利项目，因此，本研究证实了根据受益范围划分公共品职责的经典分权理论主张（Oates，1972；Olson，1969）。

本文结论对于提高我国公共风险防御的制度能力建设具有一般性意义。当前，世界正经历百年未有之大变局，中国正处于实现中华民族伟大复兴的关键时期，内外部风险增多，风险复杂程度和联动性大大增强，风险影响范围广，易于形成全局风险。央地权责配置关系作为国家治理体系的基础，在当前的历史交汇期，应展现制度韧性，及时做出调适和创新，与防范重大风险的国家治理目标转向相适应（刘尚希等，2018）。这就需要在增强基层政府风险响应能力的同时，适度扩大中央政府的风险防御职责，充分发挥中央和地方两个积极性，为已经到来的高风险社会注入确定性，从而更好地统筹发展和安全，为全面开启第二个百年奋斗新征程营造总体安全环境。

本文主要有三方面的学术贡献：第一，首次从事权配置而非财政支出配置视角研究央地支出的影响效应，基于行政放权而非财政分权的中国特色央地关系实践，发展出一种事权维度的放权指标，即根据中央和地方政府各自管理的公共投资规模来测度中央对地方的放权程度，与基于央地政府实际财政支出规模构建的传统财政分权指标相比，事权指标更能够刻画我国行政性放权的制度特征。第二，本文也超越了仅观察分权度或放权度指标刻画的央地支出的相对影响，更加重视考察央地支出本身的影响，得到的实证分析结论具有更为直接的政策含义。第三，本文的研究对象是某一特定公共事务而不是既有文献通常关注的加总公共事务，能够更精准识别央地支出配置结构对特定后果的影响。

文章余下部分安排如下：第二部分是文献综述；第三部分介绍计量模型、变量和数据；第四部分实证考察央地水利投资权责配置的灾害风险防御效应；第五部分进一步分析作用渠道；最后一部分总结全文。

二、文献综述

关于集权化还是分权化体制更有利于应对自然灾害冲击，是在Tiebout（1956）、Musgrave（1959）、Oates（1972）等学者奠定的财政分权理论框架下展开论证的。Messer（2003）认为，自然灾害在多数情况下是局部现象，充分利用本地信息和资源对于灾害的事前、事中和事后应对至关重要，因此，分权化体制更利于有效的灾害管理。Oakerson（1999）、Bardhan（2002）认为，小型水利设施外溢性弱，分权化供给模式的确具有优势，但大型水利设施的外溢性强（受益范围大），由高层级政府负责可以发挥更大作用。Tanzi（1995）、Bardhan and Mookharjee（2000）、 Iqbal and Ahmed（2009）认为，在政治机制不完善的情况下，分权可能产生腐败或“精英俘获”，导致地方政府对易于受到自然灾害冲击的群体的需求不做出积极回应，削弱地方政府的灾害规制、监控能力，或出现贪污挪用救灾物资问题，加重受灾损失。可见，从理论上来看，何种央地水利权责配置结构更有利于灾害风险治理，本质上与灾害冲击的类型有着密切关系。应对小型灾害更适合让地方政府尤其是基层政府负责小型水利设施项目，如此可以充分发挥地方政府的信息优势，但较高强度灾害冲击影响范围广、破坏力大，此时由高层级政府投资建设相应的大型水利项目更为恰当。

在经验研究方面，Escaleras and Register（2012）发现，财政分权有助于降低人口因灾死亡率，且这种作用在发展中国家要大大强于发达国家。Skidmore and Toya（2013）发现，财政分权对于降低因灾死亡率存在非线性作用，低分权度国家的进一步分权能够大幅降低人口死亡率。张莉等（2017）基于中国省级地区样本研究发现，省内支出分权度与自然灾害损失之间存在倒U型关系。 Iqbal and Ahmed（2009）发现，财政分权程度的提升导致受灾人口比重和人口因灾死亡率都上升了，但地方选举的存在有助于削弱这种不利影响。Schultz and Libman（2015）对俄罗斯2010年森林火灾的研究发现，地方性知识对于救灾具有十分重要的作用，但必须在地方官员与联邦政府关系密切的情况下才能发挥作用，两者的关系越密切越能够获得资源，而本地信息优势提高了救灾资源使用效率。Marks and Lebel（2016）基于泰国2011年洪灾事件的研究发现，中央对地方的不完全分权加上部门间的分割，导致地方无力有效应对洪灾，中央政府的资源动员也缺乏和地方沟通，导致糟糕的救灾行动。

既有实证文献为优化水利权责配置无疑提供了有益的经验认识，但存在以下三点不足：第一，考察的都是政府间总体分权的影响，但是不同公共事务在外溢性、信息复杂度等方面的性质不同，将所有公共事务作为一个整体研究得到的结论并不一定能够反推到特定公共事务，而且由于并非所有公共支出项目都是用于灾害治理，因此政府间总体分权与灾害影响之间的联系也不密切。第二，使用分权度指标作为被解释变量捕捉的是政府间支出的相对影响，但相对影响的政策含义并不清晰，假设实证结果显示，央地分权度指标的估计系数显著为正，那么央地支出各自的影响存在多种可能性，例如地方支出显著为正、而中央支出显著为正但边际影响微弱或中央支出没有显著影响或中央支出存在显著为负的影响，又或者地方支出影响不显著但中央支出影响显著为负，央地支出影响效应的不唯一导致无法依据实证结果提出精准的政策建议。第三，使用的分权度指标是基于各级政府实际财政支出构建的，本质上是各级政府支出的相对份额，但在权责分离的央地体制下，通常都存在中央对地方的财政转移支付，使得支出分权指标并不能真实刻画中央对地方的分权程度（陈硕和高琳，2012）。此外，当中央财政支出包含了对地方政府（尤其基层政府）的转移支付时，中央支出就不完全是用来提供具有强外溢性和规模经济的公共品，同样地方政府支出若包含中央转移支付，也就无法如实反映地方政府根据信息复杂度和地区偏好差异来提供地方公共品的事实。换言之，财政支出分权指标不一定真实反映财政分权理论。

当代中国的水利投资事务具有典型的权责分离特征。图1报告了事权和财政支出两个维度的地方水利投资份额。图中显示，两者有着基本一致的变化趋势，但数值上存在明显差异。从事权配置来看，近20年来，我国水利投资管理职责总体上呈现中央向地方放权的格局，特别是2014年以来，绝大部分水利项目都是地方项目。与之不同，从财政支出责任配置来看，在2011年之前，中央和地方大约各承担了一半的财政支出责任，此后地方支出责任明显上升，但最多也没有超过70%。总的来看，中央政府直接管理的水利投资项目虽然占比小，但仍承担了相当部分的财政支出责任，这些支出绝大部分用于对地方水利项目的转移支付。基于上述事实，本文发展出一种事权维度的放权指标，即根据中央和地方政府各自管理的水利投资项目规模来测度中央对地方的放权程度，从而更精准刻画我国水利投资领域的央地关系制度特征。与此同时，本文重点关注央地水利投资本身的灾害治理效应。

图1：按事权和财政支出责任分别界定的地方水利投资份额（2000——2019年）

三、模型、变量和数据

（一）模型设定和变量说明

为考察央地水利投资的灾害风险防御效应，首先借鉴财政分权文献中的财政分权度概念，构建水利投资放权度指标，分析水利投资放权的风险防御效应。根据央地水利投资数据的可得性，本文利用省级地区样本进行研究。计量回归模型如式（1）所示：

其中，下标i表示省级地区，t表示年份。Disaster表示地区遭受自然灾害冲击的严重程度。在有关自然灾害决定机制的跨国研究中，通常使用因灾死亡人口数作为被解释变量，在我国，党和国家始终把人民生命安全放在第一位，尽最大努力降低伤亡，自然灾害造成的人口死亡率已大幅下降，且因灾死亡人口与一个国家或地区应急响应能力和急救努力程度有密切关系（Goodspeed，2013），为此，本文使用农业遭受自然灾害的破坏程度作为被解释变量。根据民政部印发的《自然灾害情况统计制度》（民函〔2008〕119号），农作物播种面积根据受灾程度区分为“受灾面积”“成灾面积”和“绝收面积”（受灾面积≥成灾面积≥绝收面积），其中，受灾面积是指本行政区域内因灾减产一成以上的农作物播种面积，成灾面积是指因灾减产三成以上的农作物播种面积，绝收面积则是指因灾减产八成以上的农作物播种面积。考虑到农作物绝收意味着遭受的是破坏力极强的巨灾冲击，此时很可能已普遍超出水利设施的灾害抵御能力，因此，本文以受灾面积和成灾面积刻画农业遭受常规灾害破坏的严重程度，并以此观察央地水利投资的风险防御能力差异。①在后文的实证分析中，我们考察了央地水利投资对农作物绝收面积的影响，发现央地投资的作用在统计上都不显著，表明从短期来看，水利投资的确难以抵御破坏性极强的灾害冲击。考虑到关键水利设施具有同时防御多种自然灾害冲击的作用，例如，水库既可以在防汛防台期间发挥关键的防洪作用，也可以有效拦蓄水资源，为防旱抗旱提供有力的水资源保障，模型中使用的是农作物加总的受灾面积和成灾面积。

invdec表示水利投资事权放权度，即一个地区的地方项目投资占全部水利投资的比重。具体定义如下：

由于放权度指标只能观察地方项目投资与中央项目投资的相对影响，为直接观察央地水利投资各自的风险防御效应，进一步构建计量模型（3）和（4）：

其中，inv_cental和inv_local分别表示中央水利项目投资率和地方水利项目投资率，即一个地区的中央和地方水利投资占地区GDP的比重。

模型（1）（3）（4）中的X均为一组控制变量。根据本文的研究需要并参考水利投资或水利设施灾害风险防御效果的实证研究文献（陈煌等，2012；谢永刚等，2012；郭珍和曾福生，2014），我们控制了农作物播种面积、第一产业增加值占GDP比重、人口密度、夏季降水量的一次项及平方项、夏季平均温度以及冬季平均温度。农作物播种面积衡量了农作物受灾的规模效应，在同等条件下，当年农作物播种面积越大，受灾面积也应越大。第一产业增加值占比衡量了第一产业在地区经济中的重要性，第一产业占比越大的地区，农作物受灾规模也应越大，该变量同时也衡量了地区的水利投资需求，越是依赖农业的地区修建农田水利设施的需求越大。人口密度衡量了灾害影响的集聚效应，人口密度大的地区，有利于分散农作物的受灾影响范围。农作物的受灾程度与当年的气象灾害强度直接相关，我们用降水量和温度两个核心气候指标来捕捉地区气象灾害强度。其中，降水量指标基于夏季（6——8月）全省加总的降水量构建，对于我国多数地区，这期间的降水量对当年农作物收成有着重要影响，降水量太少容易造成干旱，降水量太多又容易引发洪涝灾害，因此降水量对农作物受灾的影响应当是非线性的，模型中同时引入夏季降水量的一次项和平方项来捕捉非线性影响。对于温度指标，同时控制了当年夏季（6——8月）平均气温和冬季（上年12月至当年1——2月）平均气温两个变量，控制其他条件不变，越高的夏季平均气温越容易导致旱灾，越低的冬季平均气温越容易带来冷冻灾害，均会加大农作物受灾程度。由于气温的地面观测站设在各个城市，我们用省会城市观测得到的月度气温计算得到夏季和冬季平均气温。

模型中的地区固定效应用来捕捉不随时间变化的地区特异因素，考虑到我国不同地区气候特征差异引发的自然灾害类型及强度存在系统性差异，控制地区固定效应是极有必要的。年份固定效应捕捉了自然灾害冲击在年度间呈现的共同变化趋势。双向固定效应模型一定程度削弱了遗漏变量问题，但模型仍可能存在双向因果关系——当年的灾害冲击往往促使政府加大水利投资。为此，回归中将核心解释变量滞后2期。实际上，一些水利工程特别是大型工程可能需要一年以上甚至更长时间的建设期才能交付使用，从这个意义上讲，水利投资变量取滞后期也是必要的。考虑到水利投资会直接影响农业生产及产出，在水利投资变量取滞后2期的情况下，控制变量中的第一产业增加值占比也取滞后2期，其他控制变量均取当期值。最后，回归中对绝对规模变量取对数值。

（二）数据来源和描述

本文回归分析使用的地区样本是除北京、天津、上海、西藏之外的27个省级地区（不含港澳台地区），主要是因为三个直辖市更接近于城市，农业对经济的贡献小于其他一般性省份，西藏的水利投资率远高于其他地区，视为异常样本。解释变量的时间区间为2000——2017年，这一时期是新中国成立以来的第二大水利建设高峰期，且中央地方水利投资权责配置结构变化大，有利于增强回归分析的有效性。构造各变量的基础数据来源于多个统计资料。其中，水利投资数据来源于《中国水利（统计）年鉴》，农作物受灾面积和成灾面积数据来源于《中国农村统计年鉴》，农作物播种面积来源于《中国农业年鉴》，各省年度降水量来源于《中国环境统计年鉴》，省会城市的月度气温数据来源于《中国气象年鉴》，其他变量数据来源于《中国统计年鉴》。表1给出了各变量的描述性统计特征。

表1 变量的描述性统计特征

四、实证分析结果

（一）基准回归结果

首先考察央地水利投资放权度的风险防御效应，回归结果报告见表2。第（1）列显示，高度放权的水利投资事权配置格局不利于抵御灾害冲击，表明地方水利项目的灾害防御作用明显不如中央项目。第（2）（3）列显示，央地水利投资项目均能降低农作物受灾面积，但中央项目的边际效应是地方项目的近3倍。当然，此处需要注意的是，地方水利项目较弱的风险防御效应可能与地方水利项目的资金使用结构有关。因为地方水利项目投资中有一部分是社会资本投资，若社会资本参与了公益性和灾害防御能力相对较弱的水利工程，必然拉低地方项目总体的灾害防御效应。相反，中央项目为强公益性项目，不存在因财政资金和社会资本投向偏好不同引起的风险防御效应结构差异。由于缺乏社会资本究竟投入哪些水利项目的数据，为排除上述可能性，我们在地方项目回归中进一步控制社会资本投资的影响，如第（4）列所示，此时地方水利项目投资的减灾效应有所增强，这表明，与政府投资相比，社会资本投资总体上的确流向了灾害风险防御效应更弱的项目。

表2 央地水利投资事权配置对农作物受灾面积的影响

即便如此，中央水利项目风险防御的边际效应仍为地方水利项目的1.77倍。我们认为，这一实证发现是符合事实逻辑和理论逻辑的。因为央地水利项目的一个根本区别在于作用和受益范围，这自然包括了灾害风险防御这种特殊公共品的受益范围，即中央水利项目发挥风险防御作用的地理范围更大，可以在更大区域范围内保护农作物免遭灾害冲击或减轻灾害冲击。实际上，考虑到一些中央水利项目的受益范围是跨越省域的，比如水利工程坐落在流域的上游地区，这意味着本文实证模型很可能低估中央项目的灾害风险防御效应。当然，地方水利项目特别是省属项目的受益范围也可能存在跨省域的情形，即地方项目的风险防御效应也可能被低估，但比较而言，中央项目被低估的程度应当要大一些。受制于水利项目层面的微观数据不可得，我们无法对此进行严格检验。重要的是，低估只会加强我们的实证结论。

根据回归结果可知，保持其他条件不变，一个地区的中央和地方水利项目投资率各提升1个百分点，农作物受灾面积分别下降39.7%和22.4%。直观上看，上述估计结果是一个非常强的影响效应。但是考虑到中央水利项目投资率的样本均值只有0.052%，地方水利项目投资率的样本均值为0.774%，投资率提升1个百分点是一个很大的变化。对此考虑一种更为合理的情形，即观察央地水利项目投资率各增加1个标准差的影响效应。结合表1的变量统计特征可知，中央和地方水利项目投资率各增加1个标准差，分别有助于农作物受灾面积下降5.2%（39.7%×0.13）和13.9%（22.4%×0.62）。

为观察央地水利项目的灾害防御效应是否互为干扰，我们将央地水利项目投资同时纳入模型进行回归，如第（5）列所示，发现此时央地水利项目投资的估计系数均有所上升，但中央项目的边际效应约为地方项目的1.84倍，两者的差异程度并没有发生明显变化，表明央地水利项目的影响具有独立性。

为观察央地水利投资应对高强度灾害冲击的防御效应差异，表3报告了央地水利项目影响农作物成灾面积的回归结果。第（1）列显示，高度放权的水利投资事权配置同样加剧了农作物遭受高强度灾害的冲击。分别估计显示，中央项目在抵御高强度灾害冲击上仍发挥显著作用，但对于地方项目而言，无论是否剔除社会资本投资的影响，其影响都不够显著，显示地方水利项目总体上不能有力抵御高强度灾害冲击。与受灾面积情形中的回归类似，将央地水利项目同时纳入模型后，中央和地方水利项目的边际效应都有所增强，地方水利项目投资的影响也达到了统计显著性，但央地水利项目的边际效应差异程度没有发生明显改变。

表3 央地水利投资事权配置对农作物成灾面积的影响

总的来看，我们的分析表明，在自然灾害发生的频率、强度和地点越来越难以预测，以及多灾种交替发生日益频繁的情况下，必须全面提升重大灾害风险的防御能力，这就需要维持乃至适度扩大中央政府的水利投资事权，并配置相应的财政支出责任。大范围大力度的行政放权并不可取，尽管在理论上，中央政府将其事权下放给地方政府后，可以通过设计配套型专项转移支付来矫正外部性，从而激励地方政府的水利投资达到社会最优水平。但在实践中，测算水利工程（以及其他任何具有跨区域外溢性的公共品）的外部性程度需要大量信息，即便在数据可得性强的发达国家，可得信息仍不足以支撑精确测定配套率（Smart，2007）。所以，中央政府的配套率设定往往较为随意，在经过一番央地博弈后，配套率通常都超出了矫正外部性的目的（Oates，2008；OECD/KIPF，2016）。例如，美国联邦政府对州际公路建设的配套率在很长一段时间高达90%，联邦转移支付严重过度（Inman，1988）。大规模的中央转移支付还很容易致使政府间的职责边界变得模糊不清，形成一种“大理石花纹蛋糕”式多级治理体系（Hooghe and Marks，2003），不断出现上下级政府推诿扯皮的责任缺失现象。体制的复杂性最终也将侵蚀政府透明度，不利于民众监督政府绩效（Wibbels，2006；Teles，2013）。正因为有这些国际经验作为镜鉴，我们主张，央地事权分工应回归“分层蛋糕”模式，扩大专属事权、缩小共享事权，中央放权或授权虽有必要，但应限制在一定范围内，特别是进入风险社会后，有必要适度扩张中央政府直接提供重大风险防御公共品的职能。

（二）稳健性检验

本节从多个层面对上述回归结果进行稳健性检验，包括引入更多的控制变量以及调整回归样本。

1.控制更多的变量

本文基准回归模型引入的地区固定效应虽然剔除了随时不变地区因素的干扰，但仍可能遗漏随时变化因素，若此类因素与核心解释变量相关，势必造成估计偏误，因此，极有必要仔细考虑可能的遗漏变量。我们认为，本文模型最有可能遗漏的是一个地区应对灾害冲击的应急能力，具体包括为四个变量。

第一个变量是农业机械化水平。农业机械化是现代农业的重要标志，农业机械的大规模应用不仅直接提高农业生产率，还有助于提升抵御自然灾害风险的能力。例如，在抗洪排涝中，拖拉机、排灌机可以加快洪涝地区排水速度，减少灾害损失（朱波，2010）。近年来快速发展的“设施农业”，因综合利用了工程装备技术、生物技术和环境技术（何芬和马承伟，2007），更是被认为具有增强农业防灾减灾能力的作用。无论是普通的农业机械化还是升级版的“设施农业”，其投资主体主要是农户和农业企业，但政府的相关政策（比如财政补贴、贷款贴息）对农业经营主体推进农业机械化的积极性具有重要影响。若一个地区同时重视水利工程建设和农业机械化，两者将出现正相关，导致水利投资的风险防御效应被高估。我们用一个地区的农业机械总动力（对数值）刻画地区农业机械化水平。

第二个变量是交通基础设施条件。在紧急救灾过程中，抢险救灾人员、物资及相关设备及时安全地送达受灾地区，是减少灾害损失的关键，这些都有赖于安全畅通、高效有序的交通网络。跨国比较研究确实发现，良好的基础设施对减轻自然灾害冲击及灾后恢复都具有重要作用（McDaniels et al.，2015；Marto et al.，2018；Taghizadeh-Hesary et al.，2021）。当然，大灾巨灾通常会严重破坏交通设施，因此，全力抢修被毁的道路桥梁往往成为抢险救灾的首要工作。本文用路网密度（公路里程/地区国土面积，对数值）衡量地区交通设施条件。

第三个变量是地方政府的动员能力。卓越的组织领导力是一个政党最应具备的能力，强大高效的组织领导力是中国共产党百年治理成就的内在动因和制度逻辑（贠杰，2021）。各级地方政府严格落实中央决策部署，形成应对重大突发事件的强大力量。但是，由于各地风险意识、组织动员能力客观上存在差异，应对公共风险事件的实际表现不尽相同。我们用各地年度GDP超目标增长幅度，即GDP实际增长率与GDP目标增长率的差值进行衡量。研究表明，越是能够完成GDP增长目标的地区，该地区各级政府总体上拥有越强的组织动员能力、统筹协调能力和贯彻执行能力，这对于快速有力应对自然灾害冲击同样是必不可少的。正如一项模拟研究发现，政府资源调度能力越强，城市应急能力达到峰值的速率越快（韩金和戴尔阜，2021）。

最后一个变量是社会动员能力。防灾减灾既是各级政府的重要职责，也需要公众和社会组织等多元主体的广泛参与。特别是社会组织具有高度的灵活性和广泛的民间性、社会性，在防灾减灾过程中能够有效辅助和补充政府灾害管理的工作（徐玖平和卓安妮，2011）。更重要的是，活跃的社会组织还将影响居民的经济理性思维方式，推动形成有助于集体行动的社会人思维模式，减少防灾减灾的认识误区，提高整个社会的防灾减灾效益（翟国方和巫天豪，2019）。正是认识到这些益处，我国早在制定《国家综合防灾减灾规划（2011——2015年）》时就明确提出，加强防灾减灾社会动员能力建设，建立畅通的防灾减灾社会参与渠道，完善鼓励企事业单位、社会组织、志愿者等参与防灾减灾的政策措施。我们用县级社会组织密度（县级社会组织数量/人口，对数值）衡量一个地区的社会动员能力。

将上述四个变量分别引入回归模型后的估计结果报告见表4。受篇幅限制，只报告农业受灾面积的估计结果。可以看到，四个变量的回归结果略有差异，但总体上显示出其确实有助于（至少在一定程度上）减轻自然灾害对农业的冲击。在多数情况下，中央或地方水利投资回归结果变化不大，唯一的例外是地方政府动员能力变量对解释变量结果影响明显。这应当与我们使用地区GDP超目标增长幅度作为地方政府动员能力的衡量有关，因为水利投资本身也是拉动GDP增长的因素，全国层面数据显示，2003年以来，水利投资占全国固定资产投资的比重稳中有升，平均占比为9.2%。此外，中央水利投资影响效应更大幅度的下降可能还与地方政府争取中央水利转移支付有关，即组织动员能力越强的地方政府，争取到的中央财政资金支持越多。

表4 稳健性检验：考虑潜在遗漏变量

2.调整回归样本

不同品种的农作物生长地理环境不同，而各地区遭受自然灾害冲击的类型、频率和强度客观上存在差异，因此，央地水利投资在多大程度上发挥灾害防御效应与地区农作物种植结构有直接关联。我国的农作物主要包括粮食作物、经济作物和蔬菜作物等，主体是粮食作物特别是谷物。为此，根据各省稻谷播种面积占谷物播种面积的比重是否超过1/3，将样本省域区分为稻谷种植区与非稻谷种植区两个子样本，基于农业受灾面积情形的回归结果报告见表5。

表5 稳健性检验：区分农作物种植结构

如表2第（5）列所示，与全样本回归结果相比，在稻谷种植区，中央水利项目灾害防御的边际效应提升了约20%，而地方水利项目的边际效应几乎没有改变，但统计显著性明显下降。在非稻谷种植区，地方水利项目仍发挥了显著的灾害防御效应，但中央水利项目的影响不显著。我国的稻谷种植区主要分布在南部区域特别是长江流域，相对小麦种植区更容易遭受洪涝灾害冲击，同时也比较容易遭受持续高温带来的旱灾。洪水灾害特别是高强度灾害往往波及范围广，在这种情况下，中大型中央水利项目自然发挥着更强的灾害防御效应。相反，小麦种植区遭遇洪水灾害的概率和频率总体上要小得多，中央水利项目作用反倒不明显。上述地区异质性恰恰表明，越是灾害频率高、强度大的地区，越是需要发挥中央政府的水利投资职责。

考虑到本文使用的是省级地区样本，地区数量相对较少，有必要检验特定地区样本是否严重左右实证分析结论。对此，我们在回归中每次剔除掉一个特定省级地区后重新进行估计，即重新估计27次。结果表明，与全样本回归相比，剔除任何一个省份后，央地水利项目投资率的回归结果都不会发生严重变化，某些情况下甚至加强了实证结论。例如，当剔除河南省、湖北省后，中央水利项目投资率在农作物受灾面积情形中的回归系数达到-0.549、-0.523，影响效应明显高于全样本回归结果。①受篇幅限制，此处不再报告回归结果。

五、进一步的作用渠道分析

本节讨论央地水利投资灾害防御效应的作用渠道。水利投资要发挥防灾减灾作用，必然要以水利设施为作用载体。因此，分析作用渠道主要是识别央地水利投资如何影响水利设施供给。这可以区分为两种效应：一是数量效应，即水利投资带来更多的水利设施数量；二是质量效应，即水利投资提升了水利设施质量，考虑到我国大型水库的75%、中型水库的66%以及小型水库的90%是在“大跃进”“文革”期间修建的事实（刘宝军和张金宏，1999），多数水库如今都需要加强修复改造才能保证服务质量。两种效应都可以提升灾害风险防御能力，但质量效应较难观测。从功能上看，设施的老化破损程度可以较大程度捕捉水利设施质量的优劣，因目前我国各级政府没有公布对辖区内水利设施的维护投入，为此，本文聚焦于分析水利投资的数量效应。根据《中国水利（统计）年鉴》《中国农业机械工业年鉴》披露的数据，重点考察三类水利设施的供给数量：水库容量（万立方米）、达标堤防长度（公里）及节水灌溉设施数量（万套）。①《中国水利（统计）年鉴》还披露了各地的水闸数量，这也是一类重要的水利设施，但经仔细辨别，水闸数量的数据质量欠佳，不少省份不同年度间的水闸数量存在剧烈变化，为此我们没有使用水闸数量作为考察依据。其中，水库是最为重要的水利设施，兼具防汛防台防旱等多种作用，堤防主要应对洪涝灾害，节水灌溉设施在发挥节水作用的同时，也能提升农业防旱抗旱能力。作用渠道检验的思路是，在计量回归模型（3）和（4）中引入水利设施条件变量，观察央地水利投资变量的回归系数及统计显著性变化，若统计显著性和（或）影响程度明显下降，且水利设施变量自身能够显著抵御灾害冲击，即表明水利设施的确是央地水利投资发挥风险防御效应的一个重要渠道。考虑到水利设施从投资到能够发挥作用可能存在滞后性，我们对水利设施变量取滞后1期。由于稳健性检验部分已经证明模型存在遗漏变量的可能性很小，如此可以保证水利设施条件变量基本满足外生性，采用上述渠道检验思路是可行的。接下来以农业受灾面积情形为例，进行作用渠道检验。

表6首先报告了中央水利投资的作用渠道检验结果。可以看到，在三种水利设施中，只有水库工程构成中央水利项目投资的作用渠道，但是该渠道仅大约可以解释中央水利项目风险防御效应的12%，公式为（0.351-0.397）/0.397。堤防工程和节水灌溉设施不构成中央项目的作用渠道是情理之中，因为两者几乎都是地方水利工程项目。

表6 中央水利项目灾害防御效应的作用渠道

考虑到我国水库存在大、中、小三种类型，近20年来，我国水库容量的增加又主要是大中型水库贡献的（见图2），因而有必要观察不同类型水库发挥灾害防御效应的异质性。为此，在模型中分别控制大型水库容量、中型水库容量和小型水库容量，结果报告见表7。可以发现，促成中央水利项目发挥灾害防御效应的主要是中型水库贡献的，大型和小型水库并不构成一个有力的作用渠道。大型水库的解释力微弱，应当与中央大型水库项目数量少且地区分布分散有关。需要指出的是，小型水库的灾害防御效应虽然不显著，但其在灌溉、供水等方面仍然发挥着重要作用。

表7 中央水利项目灾害防御效应的作用渠道（区分不同类型水库）

图2 ：中国各类型水库总库容变化（1973——2019年）

与中央水利项目不同，表8的估计结果表明，水库工程和堤防工程均构成地方水利项目发挥风险防御效应的重要作用渠道，前者的解释力为30%，后者的解释力为25%，这与地方水利项目中有大量水库工程和堤防工程是密不可分的。中型水库同样是地方水利项目发挥风险防御作用的最重要渠道，如表9所示，模型控制中型水库工程容量后，地方水利项目的影响失去统计显著性。

表8 地方水利项目风险防御效应的作用渠道

表9 地方水利项目风险防御效应的作用渠道（区分不同类型水库）

六、结论

本文以水利投资事务为例，考察了央地事权配置结构对公共风险防御的治理作用。研究发现：第一，央地水利项目均能够抵御灾害冲击，但中央水利项目投资的边际效应强于地方水利项目，特别是在应对强度大、波及面广的灾害冲击上，中央水利项目具有显著优势。第二，机制分析显示，大中型水库特别是中型水库的库容对央地水利项目投资的灾害防御效应具有最强的解释力，达标堤防长度对地方水利项目灾害防御效应也有较强的解释力。

本文研究表明，水利投资事务过度放权容易导致跨区域乃至全国性风险防御公共品提供不足，不利于提高防范重大公共风险的能力。未来进一步推进中央和地方水利事权改革，应锚定风险防御这一关键政策目标，在不断保障地方政府水利投资财政履职能力的同时，适度增强中央本级水利投资事权，确保中大型水库工程等核心水利设施的充分供给，特别是在长江流域等稻谷种植区，灾害频率高、强度大且洪涝与干旱灾害交替出现日益频繁，扩大中央政府在这一区域的水利投资职责，是切实维护国家粮食安全、人民生命财产安全和经济安全的重要屏障。同时，本文结论可拓展应用于生态环境治理、传染性疫情防控、国民基础社会保障、基础科学研究等强外溢性领域的央地事权配置优化路径。例如，高端芯片研制需要强大的基础研究能力支撑，中央政府应更大力度推进和直接承担有关实验室、创新基地和人才队伍建设责任；作为基础民生事业的社会保障服务长期以来由地方管理，但随着地区间经济差异加大和人口流动，面临越来越多的风险挑战，也需要中央政府直接承担更多的职责。