财政分权能促进中国农村人居环境治理吗？

李佳鹏 胡玉杰

关键词 财政分权；晋升激励；农村；人居环境；治理

党的二十大报告明确指出，要提升环境基础设施建设水平，推进城乡人居环境整治，建设宜居宜业和美乡村。改革开放四十多年来，中国广大农村发生了翻天覆地的变化，农村居民收入与生活水平显著提高，但也不同程度出现了农村生态环境退化与破坏、河流湖泊萎缩等发展代价问题。而受现行财政分权与政府绩效考核体制的影响，作为政治经济人的地方政府官员往往会将有限的公共资源优先用于交通、道路等基础设施建设上，而用于农村垃圾及污水集中处理、清洁厕所改造等人居环境治理方面的财政支出相对较少，这就造成了农村环境治理一直面临历史欠账太多、资金缺口大等问题［1］，因而补齐农村人居环境治理短板就成为新时期“三农”现代化建设中所面临的巨大挑战。2018年发布的《农村人居环境整治三年行动方案》明确提出了“开展厕所粪污治理、推进农村生活垃圾治理、梯次推进农村生活污水治理”等重大任务，现阶段三年整治任务业已完成，此时系统性分析财政分权及官员晋升激励制度对农村人居环境治理的作用机制、厘清中国农村人居环境治理的现状和困境，对于下一步落实“实施农村人居环境整治提升五年行动”的政策要求具有重要现实意义［2］。但目前现有文献对影响农村人居环境治理的关注较少，鲜有文献从理论与实证视角系统性分析财政分权及晋升激励的体制机制可能会对农村人居环境治理和改善的影响作用，这不免让公众产生疑问“中国财政体制、官员晋升激励制度对农村人居环境治理等会产生何种影响，经典的财政分权理论是否适用于中国”？鉴于此，该研究以中国式财政分权的典型事实为基础，将财政分权、官员晋升激励与农村人居环境治理纳入统一分析框架，从理论与实证视角探讨性分析财政分权与晋升激励对农村人居环境治理的作用逻辑及影响效应，以在全面乡村振兴进程中探索出农村人居环境整治的“中国方案与战略”。

1 文献回顾

经典财政理论认为，财政分权能够促进地方政府进行各类公共产品的投资，供给效率也会有所提高，原因在于西方制度下，政府官员由选民投票选出，为了赢得选举，他们会不遗余力地满足选民切实的公共诉求，同时地方政府更接近于辖区居民，具有相对信息优势，也能够准确识别出大多数居民的公共需求，按照少数服从多数的原则来增加公共投资［3-4］。而环境治理作为公共产品，由政府供给能够改善辖区环境治理效率，但环境治理具有明显的正向外溢性，这也就使其由中央政府供给还是地方政府供给效率更高成为环境联邦主义研究的重点问题，然而并未形成一致性的研究结论。Stewart［5］在研究中发现环境治理公共产品由中央政府集中供給效率更高，因为一方面中央政府供给可以有效地避免出现公共领域的“公地悲剧”问题，可以较好地实现规模性的经济效益；另一方面则是可以有效地解决地方环境治理上的搭便车问题，从而引起环境治理供给严重不足。然而，Inman等［6］、Breton［7］得出了与之相对的研究结论，他们认为分权性的环境治理可以产生实现环境公共资源的有效配置，因为地方性政府会更加关心本辖区的环境治理情况，不需要全局性地考虑全国环境的治理情况。Magnani［8］也认为财政分权有利于环境治理效率的提升。Dalmazzone等［9］在研究中也得出了类似的结论，认为财政分权可以有效地提高环境治理的效率与质量。

农村人居环境改善作为中国实现城乡融合发展目标、推进乡村振兴战略的重要组成部分，其与生态文明建设的脉络与思路紧密相连，这也使得农村人居环境治理问题成为近些年来研究“三农”问题的热点，马军旗等［10］在研究中发现目前农村人居环境水平虽有所改善，国家财政投入也逐年增加，但这种增加都是低水平的，区域和城乡不充分不均衡的结构性矛盾依然突出。闵师等［11］以西南地区作为研究对象分析了农村人居环境问题，结果显示目前西南地区村居环境治理短板明显，村居环境治理干预措施、村交通状况、经济发展水平等都会对农村卫生厕所改造、生活污水和垃圾集中处理等产生积极影响，但其研究区域有限，不能作为一般性的研究结论推广至全国。刘鹏等［12］认为政府应该主导农村人居环境的治理，积极界定各级政府的财权与事权、厘清职责权利，以进一步推动农村人居环境治理的法治化水平。李冬青等［2］则利用7省份农户调查数据评估了中国农村人居环境的治理现状，并实证分析了政府环境干预措施的作用机制，研究发现政府增加公共资源投入可以有效地改善农村人居环境的治理指标，验证了财政投入增加可以有效地改善农村人居环境治理效率的研究结论［13-14］。

从目前的研究可以看出，对农村人居环境的研究更多集中于中国乡村建设行动及农村生态环境保护的政策探索、治理绩效指标体系构建及人居环境宜居性评估等方面，且研究多以某一城市群、典型村庄等作为研究对象，鲜有文献基于财政分权理论，从理论与实证视角系统性诠释“中国式”财政分权及政府官员绩效考核机制对中国农村人居环境治理的内在影响渠道及作用机制，探讨政府增加公共资源投入或直接行政措施干预的效果。为此，该研究尝试性地将财政分权、晋升激励制度与农村人居环境治理相联系，在中国式财政分权体制框架内诠释二者对中国农村人居环境治理的内在作用机制。

2 变量指标的选取及测度

2. 1 农村人居环境衡量指标的选取

农村人居环境是涉及乡村、城镇等在内的相互关联的自然、人类、社会、建筑等因素的整体系统。为此，选取对生活垃圾集中处理的建制村比例、卫生厕所普及率两个变量从农村环境卫生、基础设施建设等方面衡量中国农村人居环境治理的现实水平，并将生活污水集中处理的建制村比例作为人居环境治理的替代变量来进行结果的稳健性分析。原因在于从目前的研究来看，更多的是将生活垃圾固体排放、生活污水排放、基础设施建设等作为农村人居环境的代理变量［2，11，14］，这与《农村人居环境整治三年行动方案》和“实施农村人居环境整治提升五年行动”的主要治理内容相符。罗万纯［15］则选取农村饮用水源状况、厕所使用状况、生活能源使用状况、生活垃圾和生活污水处理状况等4个变量作为评估农村人居环境治理效果的因变量。马军旗等［10］则在此基础上加入了农村基础设施、公共服务、文化环境及住房条件等评估指标，进一步丰富了农村人居环境变量的内涵。

同时，由于2017年之后未再公布对生活垃圾和生活污水处理的建制村比例的数据，为了能保证信息完整度和研究的时效性，借鉴张松兰等［16］、徐鸿艳等［17］对缺失数据的处理方法，采用近三年的平均增长率数据对2017年生活垃圾和生活污水处理的建制村比例的数据进行插补，并将研究区间选择为2007—2017年，以保证研究信息的完整度。

2. 2 财政分权的变量测度

财政分权是研究中重要的解释变量，在进行实证前首先要解决财政分权的测度问题。从现有文献看，目前对财政分权的量化测量远未形成统一的意见，研究中主要采用三种指标：财政收支分权指标和财政自主度指标［18］。陈硕等［18］在对中国财政分权度进行测度时发现不存在一个指标适用于所有时间段，不同的指标反映不同的内容且相互之间不可替代。与之不同，龚锋等［19］利用Shannon?Spearman方法构建了一个综合指标，对中国财政分权进行了全景式的测度。因此，借鉴陈硕等［18］的研究成果，从财政收支及财政自主度视角对中国财政分权进行了“全景式”测度，并剔除了经济规模及人口的影响，财政自主度指标作为替代变量来进行稳定性分析。

2. 3 官员晋升激励的变量测度

晋升激励指数是另外一个重要变量，傅勇等［20］利用省际外资企业实际税率测度了晋升激励指数，郑磊［21］则以省际当年实际利用FDI占当年全国实际利用FDI的比例作为政府竞争指数的代理变量，避免了FDI外币值换算而可能产生的偏误。而之后的钱先航等［22］利用GDP增长率、财政盈余率以及失业率构造了一个复合的晋升激励指数。该研究沿用了钱先航等［22］的研究方法，选取省际面板数据作为研究样本，因此无法按照城市分类的方法计算加权平均数。

在中国以经济增长指标作为绩效考核的官员晋升激励制度下，对下级政府官员的考核采用较多的是与相邻地区对比的方式［23］，基于这一特点，采用地理分区的方法，将30个省份（西藏因数据缺失较多除外，未涉及香港、澳门和台湾地区）划分七个区域，为华北、华东、华南、华中、西南、西北和东北。通过将省际人均GDP与该地区人均GDP之和作为指标权重来分别计算各地区三个指标的加权平均数，之后将加权平均数与该地区各省份的指标分别进行对比：某省份的GDP增长率和财政盈余率小于该地区的加权平均数时赋值为1，否则为0；而当某省份的失业率大于该地区的加权平均数时赋值为1，否则为0。三个得分加总即为晋升激励指数（Comp），该指标的取值范围是［0，3］，分值高意味着晋升激励指数越大。同时，为了避免存在因果倒置（内生性）问题，对晋升激励指数作滞后一期处理，即L. Comp。

2. 4 控制变量的选取与测度

根据已有文献的研究成果，控制变量主要选择了财政透明度（Tm）、经济发展水平（Sr）、产业结构（Ind）、人口密度（Den）等指标。财政透明度是指政府详尽及时地对外公布政府机构职能、财政政策倾向及公共部门和财政规划等信息，是公众监督政府公共财政行为的重要渠道。有学者已在研究中证实了增加财政透明度可以有效地改善地方政府的财政收支行为及提升公共产品供给效率［24］，同时考虑到目前农村人居环境的改善更多地是依靠地方财政进行投入，为此选取财政透明度作为控制变量相对科学合理。财政透明度指标选用上海财经大学省级财政透明度数据来衡量，数据来自《中国省级财政透明度评估》［25］。同时，经济发展水平会对政府的财政收支结构、环境治理效率等产生直接性的影响，对于制定合理的农村人居环境治理策略也至关重要。为此，沿用农村居民的人均可支配收入作为经济发展水平的衡量变量，对人均可支配收入取对数转换，为了避免经济发展水平与财政收支等指标存在内生性问题，对经济发展水平滞后一期处理，即L. ln Sr。产业结构用第三產业占比来衡量。之前研究中大部分使用的人口指标是人口密度，鉴于农村人口密度数据不可获得性，选用各省份总人口规模与总面积之比作为代理变量。

3 实证模型的设定及数据说明

3. 1 实证模型的设定

现有研究［10］已经证实，中国推行的财政分权与官员晋升激励考核制度确实改变了各级政府部门的财政收支结构，对农村人居环境治理的公共财政投入强度、治理效率等都产生了重要的影响［2］。但农村人居环境治理具有一定的治理惯性，当期的农村环境治理投入、效率等可能受到前一期人居环境治理投入的影响［ 26］。鉴于此，将农村人居环境代理变量的滞后一期加入模型中以检验其动态变化，构建了动态面板数据模型：

其中：Eni，t 为被解释变量，Eni，t - 1 则表示被解释变量的滞后一期，Fdn i，t 表示解释变量财政分权，n=1，2。Comp表示晋升激励指数，Control 表示控制变量。βi 为变量系数，i 表示地区，t 表示时间，εi，t 表示随机干扰项。

同时，为了充分解决模型内生估计的问题从而提高模型的估计效率，选用系统广义矩估计法（系统GMM）来对上述模型进行实证估计，相较于差分GMM方法，系统GMM 方法不容易存在弱工具变量的问题，且要求的矩条件相对严格，样本信息更加充分，其估计量更加科学有效［27］。

3. 2 数据来源及说明

主要变量的数据来自2008—2018年的《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国城乡建设统计年鉴》《中国教育统计年鉴》等。30个省份财政透明度变量的数据来自上海财经大学的《中国省级财政透明度评估（2010—2018）》。为了去除量纲对研究结果的影响，对人均可支配收入等数据以2007年作为基期进行了平减处理，之后对数据进行了标准化处理。

变量的描述性统计结果见表1。由表1可知，2007年中国农村人居环境治理较差，起步较低，例如2007年30个省份中生活垃圾集中处理的建制村比例最低仅有0. 1%，卫生厕所普及率最低也仅有29. 53%，这充分体现出中国农村普遍存在“脏、乱、差、落后”的问题。中国人居环境治理基础相对薄弱，经过近十年来的不断发展，农村人居环境治理取得了明显的改善，但中国农村人居环境治理的区域、城乡差距依然较大，其中生活垃圾集中处理变量的变异系数达到0. 82。财政收支分权均值分别为0. 55与0. 81，说明财政收支分权程度逐年提升，且支出分权要相对高于收入分权，基本反映出近些年来财政收入权上移与事权进一步下沉的改革动向，这为下一步基于财事权相匹配原则的财政体制改革提供了现实依据。

4 实证结果分析

由于人居环境治理具有一定的惯性，当期的治理效率可能会受到上一期人居环境财政投入的影响，为此将被解释变量的滞后一期纳入其中。同时，为了减少模型内生性问题，选用系统GMM方法来实证分析财政分权、晋升激励对人居环境治理的影响。

4. 1 内在影响机理的实证结果

表2分别采用固定效应模型和两步法系统GMM进行实证分析（模型1—模型8），其中模型1、模型3、模型5、模型7为固定效应模型的实证结果，模型2、模型4、模型6、模型8为系统矩估计的实证结果。总体来看，两种模型实证结果的符号基本一致，固定效应模型中财政收支分权的影响系数都为正，但仅有Fd1通过了显著性检验；而系统矩估计所有实证结果都通过了二阶自相关与Sargan检验，满足了系统GMM的矩条件要求，且所有被解释变量的滞后一期都通过了1%的显著性检验。这验证了模型中所设定的农村人居环境治理存在治理惯性的假设条件，也说明了选用动态面板数据与系统GMM模型研究财政分权、晋升激励对农村人居环境治理影响作用的合理性。

从财政分权指数方面分析，财政收支分权对农村生活垃圾集中处理与卫生厕所普及都存在正向的影响作用，对生活垃圾集中处理的系数为0. 510和0. 290，都通过了1% 的显著性检验，对卫生厕所普及的影响系数为0. 169和0. 079，且最少通过了10%的显著性检验。由系数可知财政收支分权对农村生活垃圾集中处理的影响更大，影响效应存在类别异质性，结果验证了李冬青等［2］的研究结论。原因主要是近些年来国家对农业农村现代化建设高度重视，各级政府将有限的财政资源配置开始向农村各领域的发展倾斜，并通过不断完善转移支付制度和项目下乡等方式为农村生产生活基础设施建设、人居环境的改善等提供财力支持，从而使农村生态环境、居住条件及基础设施建设等方面得到长足的进步与提升，使农村“脏乱差”的局面得到较大改观，实证结果也支持了这一结论。

从晋升激励指标的实证结果看，所有模型的影响系数都为正，对生活垃圾集中处理的影响系数为0. 083与0. 074，对卫生厕所普及率的影响系数为0. 090与0. 177，财政支出分权的影响系数相对更大。实证结果说明现行官员晋升激励与行政管理体制对农村人居环境治理与改善等存在正向的影响作用。原因主要在于近些年来国家对政府官员的绩效考核指标不再仅仅局限于辖区生产总值增速，而是逐步加入了生态环境治理、民生福祉等指标，使政府官员绩效考核指标体系更加科学合理且日趋多元化，在一定程度上避免了政府官员的短视行为，适当增加了农村生产生活环境治理、基础设施建设等方面的财政投入，对农村生活垃圾集中处理与卫生厕所的有效普及均起到了积极的激励作用，实证结果验证了张华等［13］的研究结论。

从控制变量结果看，经济发展水平（ln Sr）对农村生活垃圾集中处理与卫生厕所的普及产生了正向的影响作用，除了模型2外都通过了显著性检验。表明随着经济发展及居民收入水平的不断提高，农村居民对生活垃圾集中与分类处理、卫生厕所等的公共需求进一步增强，地方政府也会拥有更多的财政资源配置到农村居民生活条件改善方面。产业结构（Ind）的影响方面，模型2和模型4的影响系数显著为正，系数分别为0. 138和0. 221，只有模型6的系数为负，这与现有大部分研究的结论一致。说明随着产业结构的优化升级，地方财政收入逐步增加，使地方政府官员也倾向于增加对农村公共领域的投资，从而对农村基础设施与居住、生态环境的改善起到了一定的促进作用。人口密度的實证结果除模型2外，其他模型的影响系数都为负，说明人口密度越大越不容易推动农村生产生活条件的提升和人居环境的改善，且现阶段人口密度大的地区也并未充分发挥人居环境治理的规模效应。财政透明度对于生活垃圾集中处理的影响显著为正，且都通过了1%的显著性检验，这验证了张德刚等［24］的研究结论，但在财政支出分权下对卫生厕所普及率的影响显著为负，系数为-0. 049。说明财政透明度对不同类型的人居环境治理的影响作用并不一致，后续仍需进行系统性研究，以检验研究结论的科学性与合理性。

4. 2 稳健性检验

在回归分析中，各变量系数是否具有稳健性对于所采用的计量方法与模型具有重要的意义。为此，在稳健性检验中使用财政自主度指标替代财政收支分权指标，而被解释变量则选用生活污水集中处理的建制村比例作为替代变量。首先对解释变量进行替代（模型9与模型10），在此基础上对被解释变量进行了逐步替换（模型11与模型12），稳健性检验结果见表3。

替换解释变量的结果显示，生活垃圾集中处理及卫生厕所普及变量的滞后一期都通过了1%的显著性检验，符号也未发生变化，这说明农村生活垃圾集中处理与卫生厕所有效普及存在惯性的研究假设是相对科学的。财政分权的影响方面，财政自主度变量对生活垃圾集中处理及卫生厕所普及的影响系数值分别为0. 387和0. 172，对前者的影响系数更大，结果验证了地方财政自主度越高，对生活垃圾集中处理、卫生厕所普及等人居环境治理的公共资源配置越多，农村生产生活条件也会得到改善的研究结论。晋升激励影响方面，模型9与模型10的系数符号与之前一致，即对生活垃圾集中处理与卫生厕所普及的影响系数都显著为正，而对卫生厕所普及的影响更大，也反映了存在类别的影响异质性，基准回归结果的稳健性较好。

模型11与模型12是用生活污水集中处理的建制村比例替换了原来的被解释变量。从总体结果看，稳健性检验与基准回归的检验结果基本一致，对生活污水集中处理滞后一期的检验结果都显著为正，符号未发生变化。财政分权影响方面，收入与支出分权对生活污水集中处理的影响系数值为0. 594和0. 416，都通过了1%的显著性检验，且财政收入分权下的影响系数更大，说明存在类别的影响异质性。晋升激励影响方面，结果与基准回归的结果基本一致，在财政收支分权下的系数值为0. 179与0. 222，符号未发生显著变化，且都通过了显著性检验。控制变量方面，符号与显著性也基本未发生明显变化，基准回归结果的稳健性较好。

交互项的影响作用分析见表4，其中模型17与18为交互项稳健性检验结果。将财政分权与晋升激励的交互项纳入公式（4）中进行检验，记为Fd×Comp。结果显示，在加入交互项后，被解释变量的滞后一期的系数通过了1%的显著性检验，财政收支对农村生活垃圾集中处理的影响系数显著为正，系数值分别为0. 544与0. 326，对卫生厕所普及也产生正向的影响，对卫生厕所普及的影响系数为0. 025与0. 022，且除模型13外都通过了1%的显著性检验。表明交互项对农村人居环境治理起到正向的调节作用，且在财政收入分权下的影响系数更大，存在类别影响的异质性。实证结果说明科学合理的财政分权与官员考核激励机制有利于促进农村环境的治理及各类民生类公共产品的有效供给。同时，对农村生活垃圾集中处理与卫生厕所普及影响的其他控制变量的符号基本不变，说明在加入财政分权与晋升激励的交互项后回归结果依然相对稳健。

从稳健性检验方面来看，模型17 用财政自主度（Fd3）替换了财政收支分权，模型18则是在财政支出分權下替换了被解释变量，以检验加入交互项后的结果稳健性。研究结果显示，财政自主度对卫生厕所普及的影响系数符号未发生变化，系数值为0. 197，交互项的影响系数为0. 031，且通过了1%的显著性检验。同时，生活污水集中处理的滞后一期系数也显著为正，说明选用系统GMM方法来研究财政分权、晋升激励制度对农村人居环境治理的影响机理问题相对合理，交互项对生活污水集中处理的影响系数也显著为正，系数值为0. 052，相对卫生厕所普及的影响系数稍有增加，验证了交互项对农村人居环境治理存在正向调节影响作用的研究结论。

5 研究结论及政策建议

该研究从理论层面剖析了财政分权与晋升激励制度对中国农村人居环境治理的内在影响机理，之后基于2007—2017年的省际面板数据，采用系统GMM从动态效应视角实证分析了财政分权、晋升激励对中国农村人居环境治理的影响作用，得出以下实证结论。

第一，所有被解释变量的滞后一期对当期的三类人居环境治理变量的影响作用都显著为正，这验证了农村人居环境治理存在惯性的基本假设，也说明选用系统GMM方法相对科学合理。第二，财政收支分权、财政自主度等对中国农村生活垃圾和污水集中处理、卫生厕所建设和普及等都起到了显著的正向影响，且在不同类别间的影响效应存在差异，这对进一步优化基层财政与行政体制、加大财政资源向农村人居环境治理等领域倾斜、转变政府职能、补齐农村民生类公共产品供给的短板等具有重要的启示意义。第三，晋升激励制度对三类不同类型的农村人居环境治理变量的影响也都显著为正，说明在逐步多元化政府官员绩效考核体系后，政府官员逐步树立了科学合理的政绩观，不再仅仅将注意力集中于辖区生产总值增长，会适当增加农村领域的财政资源配置，从而会对农村民生类公共产品的有效供给、生产生活环境的改善起到积极的促进作用。第四，交互项的影响系数也都显著为正，稳健性较好，财政分权与晋升激励的联合作用可以对农村基础设施的建设、居住条件与环境的改善等起到正向的调节作用。

基于上述研究结论，得出以下政策启示和建议。

第一，着力按照财事权相匹配原则完善基层财政体制，为农村人居环境改善提供财力保障。实证结果显示中国财政收支及自主度的分权制度对农村人居环境的改善具有显著的正向影响作用，这就需要各级地方政府要严格按照乡村振兴战略及《乡村建设行动实施方案》的政策要求，着力理顺各级政府的财事权关系，适度强化中央事权，培育地方主体税种，并给予地方政府适度的财政收益支配权，明确界定各级政府在农村公共事业发展中的财政支出责任和边界，并通过完善转移支付制度、项目进村等形式逐步建立起“省级统筹、权责清晰、区域均衡、可持续发展”的农村人居环境治理的投入保障长效机制。

第二，进一步优化政府官员绩效考核与评价机制，完善“不作为、乱作为”的监督与问责制度体系。近年来，国家逐步完善了政府官员绩效考核指标体系及制度，增加了环境治理、科技创新及民生福祉等指标，避免了地方政府官员长期陷入GDP增长的竞赛，催生发展中的短视行为，这在一定程度上促进了地方政府增加农村基础设施、居民居住条件、生产生活环境治理等方面的财政资源投资，改善了农村人居环境，也验证了在逐步多元化官员绩效考核体系后对农村人居环境改善的正向影响作用。为此，在中国式现代化及高质量发展阶段要进一步弱化GDP增长在官员绩效考核和晋升激励中的比重，促进官员考核指标的多元化，合理配置指标权重，充分考虑各地区发展的差异性，以转变政府官员的思维和发展理念。同时，要建立健全群众监督及只负责投资、不负责结果的永久问责机制，完善基层需求表达机制，切实为建设宜居宜业和美乡村提供制度性保障。