环境分权、区域金融资源配置与资源型城市产业转型升级——以安徽省为例

郑兰祥，郭 娟，郑飞鸿

(1.安徽大学 经济学院；2.合肥学院 经济与管理学院，安徽 合肥 230601)

党的十九大报告深刻阐释了绿色发展的内涵，建立健全绿色低碳循环经济体系需要调整和优化产业结构，从而推动经济高质量和可持续发展。改革开放以来，我国资源型城市为国家经济建设供应了大量资源，然而城市资源过度开发、接续替代产业缺乏发展动力、产业结构倚重等问题尚未得到有效解决。伴随环境分权制度改革的推进，(1)第一阶段(1973—1993)：分权的环境管理和事权划分体制建立；第二阶段(1994—2007)：在分权体制下环境管理出现集权趋势；第三阶段(2008—2017)：分权体制下，中央调控力度和地方环境治理激励不断增强；第四阶段(2017年至今)：党的十九大提出建立权责清晰、区域均衡的中央与地方财政关系，压实地方政府环境治理职责。资源型城市逐渐形成“以环境换取经济增长”发展模式的路径依赖，地方政府在环境治理方面出现竞次效应。鉴于资源型城市有限的财政资金，地方政府按照“边际成本”进行排序提供公共物品。环境治理作为一项典型的公共物品，边际治污成本较高，地方政府倾向于将更多的财政资金和区域资源集中于经济效益突出的基础设施建设领域，减少对环保和科技创新领域的财政投入，资源型城市面临严重的产能过剩和生态环境恶化问题，亟需推进产业转型升级。与此同时，高效的区域金融资源配置能够有效甄别出最有可能实现创新的企业，并通过多样化的融资方式向其提供资金支持，加快资本流动速度，激励技术创新，进而促进新兴产业发展，弥补环境分权体制下企业的资金空缺，因此区域金融资源配置成为资源型城市产业转型升级的重要突破口。本文以2011—2020年安徽资源型城市的面板数据为样本，研究区域金融资源配置在环境分权对安徽资源型城市产业转型升级的影响中发挥的作用机制。

一、文献综述

环境分权实质是地方政府关于环境事务的“事实分权”，(2)参见张华、丰超、刘贯春：《中国式环境联邦主义:环境分权对碳排放的影响研究》，《财经研究》2017年第9期,第33页。源自于环境联邦主义理论。(3)参见Oates W E,“Toward A Second-generation Theory of Fiscal Federalism，”International Tax and Public Finance，vol.12，no.4，2005.然而环境分权与环境集权孰优在学界尚无一致定论，冉启英(2021)认为地方政府竞争程度加剧，地方政府往往倾向于降低环境准入标准，以此换取经济增长，从而造成环境恶化。(4)参见冉启英、王健龙、杨小东等：《环境分权对区域环境污染影响的统计验证》，《统计与决策》2021年第4期,第5页。马尼亚尼(2000)指出环境分权可以提高当地居民对环境质量偏好选择的敏感性，有助于地方政府根据辖区异质性特征提供差异化的环境服务。(5)参见Magnani E, “The Environmental Kuznets Curve, environmental protection policy and income distribution，” Ecological Economics，no.3，2000.贝斯利(2003)提出环境集权还是分权由公共品外溢性和地区异质性决定。(6)参见Besley T and Coate S，“Centralized Versus Decentralized Provision of Local Public Goods: A Political Economy Approach，” Journal of Public Economics，no.12，2003.

从环境分权与产业转型升级的影响关系研究文献来看，彭薇(2020)通过构建空间杜宾模型，发现环境分权抑制了工业产业转型升级。(7)参见彭薇、熊科、李昊：《环境分权、技术创新与中国工业产业绿色转型——基于省域空间面板的实证研究》，《当代经济管理》2020年第10期，第54页。胡晓双(2020)基于环境税的作用机制，研究发现环境分权对产业结构升级有显著的负向影响。(8)参见胡晓双、裴潇：《财政分权、环境税对产业结构优化升级的影响——基于长江经济带11个省市的实证》，《统计与决策》2020年第20期。从环境分权对产业转型升级的非线性影响研究方面来看，彭星(2016)认为环境分权与产业转型升级之间呈倒“U”型关系。(9)参见彭星：《环境分权有利于中国工业绿色转型吗?——产业结构升级视角下的动态空间效应检验》，《产业经济研究》2016年第2期。从污染减排角度分析，徐辉(2021)指出环境分权不利于减排效应的发挥。(10)参见徐辉、王成亮、冯国强：《环境分权对中国污染减排效果的影响——基于空间动态面板模型的检验》，《资源科学》2021年第6期。但邹璇(2019)认为环境分权促进了绿色发展。(11)参见邹璇、雷璨、胡春：《环境分权与区域绿色发展》，《中国人口·资源与环境》2019年第6期，第97页。基于地方政府竞争视角，李强(2020)认为环境分权弱化了地方政府竞争对环境治理造成的抑制效应。(12)参见李强、李新华：《地方政府竞争与环境治理——环境分权的调节效应》，《贵州财经大学学报》2020年第3期，第101页。在环境分权对技术创新影响研究方面，罗斌(2020)指出环境分权通过降低环保信息披露质量从而抑制了企业技术创新。(13)参见罗斌、凌鸿程、苏婷：《环境分权与企业创新：促进抑或阻碍——基于环境信息披露质量的中介效应分析》，《当代财经》2020年第4期，第113页。

从金融资源配置与产业转型升级的影响关系研究来看，王立国(2015)基于VAR模型研究金融规模对产业转型升级的正向影响。(14)参见王立国、赵婉妤：《我国金融发展与产业结构升级研究》，《财经问题研究》2015年第1期，第22页。刘传哲(2019)认为金融资源配置能为优势产业发展提供资金支持，有助于推动产业转型升级。(15)参见刘传哲、管琳娜、杨梦满：《金融资源配置对产业结构升级的空间溢出效应研究》，《金融与经济》2019年第9期，第81页。基于异质性角度，江三良(2018)研究发现不同区域金融发展对产业转型升级的影响不同。(16)参见江三良、胡安琪：《金融业态深化、财政分权与产业结构升级——基于省级面板数据的分析》，《经济与管理评论》2018年第5期，第42页。从金融发展的作用机制来看，张建鹏(2021)认为金融发展能够缓解企业融资约束，从而协同环境规制促进经济绿色转型。(17)参见张建鹏、陈诗一：《金融发展、环境规制与经济绿色转型》，《财经研究》2021年第11期，第78页。

综上所述，现有研究主要探讨了环境分权和集权相关理论、环境分权与产业转型升级以及金融资源配置与产业转型升级的影响关系，但对于环境分权影响产业转型升级的作用机制研究还不够深入，特别是缺乏基于金融资源配置视角，研究金融资源配置在环境分权对产业转型升级的影响中发挥的作用机制。本文的边际贡献在于：一是选取安徽省资源型城市作为研究样本，丰富了资源型城市这一特殊类型城市的转型问题研究；二是将区域金融资源配置纳入研究框架，实证分析环境分权在区域金融资源配置的作用下对资源型城市产业转型升级的影响，并探究环境分权对资源型城市产业转型升级的门槛效应；三是比较分析在区域金融资源配置的作用机制下，环境分权对安徽不同区域、不同类型资源型城市产业转型升级表现出的异质性。

二、理论模型构建

文章在阿西莫格鲁(2012)清洁型与污染型两大生产部门划分的基础上，(18)参见P.Aghion, L.Bursztyn and D.Hemous “The Environment and Directed Technical Change,” American Economic Review，no.1, 2012, p.131.构建包含环境分权与金融资源配置的ED-AC模型。以技术创新为纽带，将金融资源配置引入生产函数，构建关于环境分权、区域金融资源配置与资源型城市产业转型升级的理论模型。

设省级财政支出为f，地方资源型城市财政支出为s。另外将资源型城市的生产部门分成两种：清洁型生产部门(c)，生产清洁型产品；污染型生产部门(p)，生产非清洁型产品。生产函数包括技术进步(A)、资本(K)、劳动(N)、省级财政支出(f)、资源型城市财政支出(s)、环境污染程度(Z)，下文中α、β、χ、η均表示份额参数，且α+β+χ+η=1，生产函数具体形式为公式(1)：

F=AKαNβfχSηZ

(1)

环境分权表示地方政府在环境事务上的事权，地方政府的环境事务支出是财政支出的一部分，θ为环境分权系数，环境分权程度可以表示为公式(2)和(3)：

f+s=g

(2)

(3)

金融资源配置合理利用信贷资金，提高了资金配置效率，进而提高了企业研发效率，所以金融资源配置在一定程度上反映了技术进步，将金融资源配置引入生产函数，如公式(4)：

A=A′efin

(4)

其中，A′表示除金融资源配置外影响技术进步的因素，fin表示金融资源配置，且A′>0,fin>0。将公式(4)代入公式(1)中，得到公式(5)：

F=A′efinKαNβfχsηZ

(5)

进一步，假设清洁型生产部门使用清洁技术，且清洁技术无污染，清洁型生产部门通过资本Kc、劳动Nc进行生产，Ac′efinc表示清洁型生产部门的技术水平。清洁部门的生产函数为公式(6)：

Fc=Ac′efincKcα1Ncβ1fχ1sη1

(6)

鉴于污染型生产部门对煤炭、矿产等资源使用较为频繁，因此在污染型生产部门引入能源要素，污染型生产部门通过使用资本Kl、雇佣劳动Nl和投入能源E进行产品的生产，Ap′efinp表示污染型生产部门的技术水平。其生产函数定义如公式(7)：

Fp=Ap′efinpKpα2Npβ2fχ2sη2Eφ

(7)

一般而言，能源投入会产生污染排放，因此能源使用越多，污染排放量越大。另外，金融资源配置效率的提高有利于资金的合理利用，进而促进节能减排，因此引入λ(fin)表示金融资源配置的减排能力。在环境分权体制下，地方政府可能为了追求经济效益，降低环保税率，导致污染排放增加。将污染型生产部门的能源投入与污染排放EM的函数关系定义如公式(8)：

Eφ=μ(1+ξ-λ(fin))EMt

(8)

μ衡量污染型生产部门对环境的污染损害程度，μ>0，ξ表示环境分权程度，提高了污染排放的效率，λ(fin)表示区域金融资源配置的减排能力。

由于清洁型生产部门技术创新能力高于污染型生产部门，需要更多的信贷资金用于技术进步，因此finc>finp。另外，在环境分权体制下，地方政府出于经济效益的压力，往往缩减环保性支出与科技创新的财政投入，因此假设地方政府对污染型生产部门的财政资金投入大于清洁型生产部门，即0<η1<η2<1。

采用清洁型与污染型生产部门产出值的比值衡量资源型城市产业转型升级，得到如下公式(9)、(10)和(11)：

(9)

将(2)(3)式代入(9)式中，得

(10)

ITU表示资源型城市产业转型升级，对(10)式进一步求一阶偏导得(11)：

(11)

综上，提出假设1：环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级具有抑制效应，而在区域金融资源优化配置的作用下抑制效应将扭转为正。假设2：在区域金融资源配置的作用机制下，环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级的作用效果在不同区域、不同类型资源型城市之间存在差异。假设3：环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级的影响具有门槛特征。

三、计量模型构建与指标选取

(一)计量回归模型

本文计量回归模型构建如公式(12)和(13)：

lnITUc,t=β0+β1lnEDc,t-1+Xc,tβ2+σc+λt+εc,t

(12)

lnITUc,t=γ0+γ1lnEDc,t-1+γ2lnFRc,t+γ3lnEDc,t-1×lnFRc,t+γ4Xc,t+σc+λt+εc,t

(13)

其中，c为资源型城市，t为年份。变量ITU为产业转型升级指数，ED为环境分权指数，FR为衡量区域金融资源配置效率，lnFRc,t×lnEDc,t-1用于估计区域金融资源配置对环境分权影响资源型城市产业转型升级发挥的作用机制。Xc,t表示控制变量，σc表示城市固定效应，λt表示时间固定效应，εc,t表示随机扰动项。

(二)变量说明

1.被解释变量

产业转型升级(ITU)：利用熵值法将第三产业产值与第二产业产值的比值与RIS指数进行合成得出产业转型升级指数，RIS指数衡量产业结构合理化，如公式(14)：

(14)

其中，i表示第i产业，n为产业部门数，Y、L分别表示产值和就业人数。

2.核心解释变量

(1)环境分权(ED)：采用各资源型城市与安徽省环境和公共设施管理业城镇单位就业人员分布的比值来衡量。此外，为缓解环境分权与经济发展的内生性问题，将经济放缩因子[1-(GDP/GOP)]纳入测算公式中。环境分权政策实施后到产生实质影响需要时间，因此本文环境分权选取滞后一年的数据，即公式(15)：

(15)

其中，t-1表示上一年，i表示第i个资源型城市，ED表示安徽省各资源型城市环境分权指数，LE表示环境和公共设施管理业城镇单位就业人数，LP表示资源型城市年末人口总数，GE表示安徽省环境和公共设施管理业城镇单位就业人数，GP表示安徽省年末人口总数。

(2)区域金融资源配置效率(FR)：借鉴崔建军(2012)的做法，用贷款产出率来衡量区域金融资源配置效率，(19)参见崔建军：《中国区域金融资源配置效率分析——金融视角下的“一个中国,四个世界”》，《当代经济科学》2012年第2期,第35页。如公式(16)：

(16)

下标i表示第i个资源型城市，t表示年份，FR表示区域金融资源配置水平，GDP是生产总值，L是金融机构的贷款总量。

3.控制变量

经济发展水平(PGDP)：采用资源型城市人均生产总值来衡量。区域开放程度(OPN)：采用资源型城市进出口的总值占安徽省生产总值的比重来衡量。财政分权(FD)：采用各资源型城市人均财政支出与安徽省人均财政支出和各资源型城市人均财政支出之和的比重表示。资源禀赋(RE)：由各资源型城市采掘业从业人数与年末总人口之比进行表征。技术创新(TECH)：采用安徽省资源型城市专利申请数目来衡量。固定资产投资(INVE)：采用安徽省各资源型城市每年固定资产投资额来衡量。

使用来自于《安徽省统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国环境年鉴》《中国金融年鉴》以及各地方统计年鉴等的指标数据构建2011—2020年安徽省资源型城市的面板数据，且对所有变量做对数处理，得到下文表1至表5。

四、实证分析

(一)基本回归分析

表1的(1)列显示，环境分权的系数显著为负，表明环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级具有抑制效应。随着环境分权度的提升，地方政府可能将用于环保投资和科技创新的资金转向短期内能够带来经济利润的生产性建设领域，导致具有转型潜力的企业面临融资约束，阻碍了企业技术创新，进而不利于资源型城市产业转型升级。(2)列显示，区域金融资源配置的回归系数显著为正，表明区域金融资源配置促进了安徽省资源型城市产业转型升级。(3)列显示两者的交互项系数在5%水平上显著为正。区域金融资源的合理配置有效弥补了环境分权体制下的资金空缺，充分发挥了资金的补偿效应，缓解了企业融资约束，从而促进安徽省资源型城市产业转型升级，假设1得到验证。

表1 安徽省资源型城市回归结果表

在控制变量中，财政分权度、固定资产投资规模、经济发展水平对安徽省资源型城市产业转型升级有显著抑制作用。资源禀赋的估计系数显著为正，资源禀赋越丰富，越有利于发展绿色产业，从而驱动安徽省资源型城市产业转型升级。技术创新能提高资源使用效率，有助于产业转型升级。对外开放水平越高，地区间的专业分工越细致，越有利于促进产业转型升级。

(二)不同区域资源型城市的回归分析

表2中(1)和(3)列回归结果显示，皖南和皖北地区的环境分权对产业转型升级的回归系数均显著为负，且皖北地区环境分权对产业转型升级的抑制效应更强，皖北地区经济发展相对落后，地方政府出于高边际治污成本的考量，可能会降低环境部门的执行力，赋予产业转型升级更大的压力。(5)列显示，皖中地区环境分权对产业转型升级的回归系数不显著。(4)和(6)列显示，皖南和皖中地区金融资源配置与环境分权的交互项显著为正。表明区域金融资源配置效率越高，环境分权对产业转型升级的抑制效应越弱，区域金融资源配置能缓解金融摩擦和信息不对称，支持皖南和皖中地区新兴产业建设，促进产业转型升级。(2)列显示，皖北地区交互项系数为正但不显著，可能与皖北地区的金融体系不够完善、金融信息获取有限有关。

控制变量中，财政分权与经济发展水平对皖南、皖北、皖中地区产业转型升级均有显著抑制作用。固定资产投资仅对皖北地区产业转型升级有抑制作用。技术创新与对外开放水平的估计系数均显著为正，资源禀赋越高，越能促进皖北和皖中地区产业转型升级。

表2 安徽省不同区域资源型城市回归结果表

(三)不同类型资源型城市回归分析

表3中(1)(3)(5)列显示，环境分权对三种类型资源型城市的产业转型升级均有抑制作用，但对再生型资源城市的抑制效应不显著。环境分权对衰退型资源城市产业转型升级的抑制作用更强，可能的原因是衰退型资源城市资源储备不足，发展替代产业的资金相对匮乏，产业转型升级受阻。根据(2)和(6)列，成熟型和再生型资源城市的交互项系数均显著为正，且再生型城市交互项系数较大。主要原因是成熟型资源城市接续替代产业发展滞后，转型发展内生动力不足，而再生型城市处于新兴产业发展初期，区域金融资源配置效率越高，越能扩张再生型资源城市优势产业发展所需要的产业资本，从而更大程度缓解环境分权对产业转型升级的抑制效应。(4)列显示，衰退型城市交互项不显著，可能与这类资源型城市资源产业萎缩，区域金融资源配置效率相对低下有关，因此假设2得到验证。

控制变量中，技术创新对三种类型城市产业转型升级均有促进作用，对外开放程度仅对成熟型和再生型城市产业转型升级有促进作用，资源禀赋越丰富越能促进成熟型、衰退型城市的产业转型升级。而经济发展水平和财政分权对这三类城市均有抑制作用，固定资产投资抑制衰退型城市产业转型升级。

表3 安徽省不同类型资源型城市回归结果表

(四)稳健性检验

选用产业结构优化指数作为度量安徽省资源型城市产业转型升级的代理变量，并且构建动态面板模型，采用差分矩估计以及系统矩估计方法对样本数据进行稳健性检验。产业结构优化指数(INS)定义如公式(17)：

(17)

其中，li表示安徽省第三产业就业人数占三次产业就业总人数的比重。INS的估计结果与原模型基本一致。同时，INS和ITU的动态面板模型的二阶序列相关性检验和额外工具变量过度识别检验的伴随概率值分别为0.304和0.843，因此，本文实证结果具有较强的稳健性。

(五)面板门槛回归分析

1.门槛效应检验

构建以区域金融资源配置为门槛变量的面板门槛回归模型。由表4可知，仅有单一门槛通过显著性检验，这表明环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级的非线性影响关系得以验证，且区域金融资源配置存在单一门槛值。

表4 门槛效应回归结果表

利用极大似然比的方法估计出单一门槛值为0.049，且对应的95%的置信区间为0.021至0.050，得到对应的极大似然比函数图，如图1所示。

图1 门槛效应极大似然比函数图

2.门槛模型估计结果

表5显示，随着区域金融资源配置效率由低变高，环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级呈现由强到弱的抑制效应。当区域金融资源配置效率低于门槛值时，对于企业的融资支持力度小，资本流动速度缓慢，区域金融资源配置的补偿效应不明显。当区域金融资源配置效率跨过门槛值时，有利于缓解环境分权对环保产业与新兴企业带来的资金挤占效应，促进科技创新与节能减排，从而推动资源型城市产业转型升级。假设3得到验证。

表5 门槛模型估计结果表

五、结论与政策建议

(一)结论

通过构建改进的ED-AC模型，系统阐述区域金融资源配置在环境分权对资源型城市产业转型升级的影响中发挥的作用机制，并基于安徽省2011—2020年资源型城市的面板数据进行实证研究，得出以下结论：

第一，环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级具有抑制效应，而在区域金融资源优化配置的作用下这种抑制效应将扭转为正。

第二，在区域金融资源配置的作用机制下，环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级的作用效果在不同区域、不同类型资源型城市之间存在差异性。

第三，环境分权对于产业转型升级的不利影响视区域金融资源配置效率的高低而变，当区域金融资源配置效率越过门槛值，环境分权对安徽省资源型城市产业转型升级的抑制作用明显减少。

(二)政策建议

第一，应优化环境分权管理体制，合理划分中央和地方环境事务的管理权。首先要合理引导地方政府行为，鼓励地方政府良性竞争，同时将环境治理纳入地方政府绩效考核体系，形成产业转型升级与经济发展的良性互动。其次，应加大对安徽省资源型城市环境投资的补贴力度，完善转移支付政策，鼓励地方政府之间交流合作，丰富环境治理经验，从而提高环境治理效率。最后应加大环境约束力度，完善环境监督机制，提高污染减排的执行效率。

第二，应提高区域金融资源配置效率。积极引导资金流向新兴产业和环保企业，鼓励技术创新，构建区域金融资源配置的扶持机制。深化金融市场化改革，促进金融多元化发展，充分完善金融资源配置的监管与评估机制，降低信息不对称程度。此外，还应进一步增强安徽省资源型城市金融对外开放程度，扩大金融规模，使得区域金融资源形成良好的规模效应，为安徽省资源型城市产业转型升级提供新动力。

第三，应因势利导精准施策，针对安徽省不同区域、不同类型资源型城市制定差异化政策。针对皖北地区和衰退型资源城市，提高区域金融资源配置效率，建立健全信贷配给制度，构建安徽省区域金融资源配置的协调机制。应适当减少皖南地区固定资产投资，淘汰落后产能，大力发展皖中地区接续替代产业。成熟型资源城市应合理降低财政分权度，政府应加大对企业环保和技术创新的补贴，鼓励形成支柱性接续替代产业。持续鼓励再生型资源城市技术创新，培育新兴产业，扩大对外开放程度，优化经济结构，推动再生型城市产业转型升级。