政府预算的环境污染治理效应研究——基于预决算偏离的视角

刘子怡，王朵铎，汪依唯

（1.中南财经政法大学政府会计研究所，湖北 武汉 430073； 2.南京审计大学会计学院，江苏 南京 211815）

近年来，在生态环保和治理领域，财政资金预算安排大幅提升，生态文明建设力度在持续加大。财政部公开数据显示，2023 年水污染防治、大气污染防治、土壤污染防治、城市管网及污水处理补助、农村环境整治等多项生态环保相关资金预算总额达2 475.82 亿元，较2020 年增加373.39%。习近平指出：“生态环境保护该花的钱必须花，该投的钱决不能省。要坚持资金投入同污染防治攻坚任务相匹配。”可见，生态环境质量的改善，离不开合理的预算安排。充分发挥政府预算在打赢蓝天、碧水、净土保卫战中引导和治理作用，对于推进环境治理体系和治理能力现代化具有重要意义。

政府治理能力很大程度上取决于政府预算能力，而政府预决算偏离是政府预算能力在数据上的重要体现［1］，反映了政府预算收支与作为其实际执行结果的政府决算收支之间的差异。随着中国预算制度改革的不断深入和预算体制建设的不断加强，地方预决算偏离程度逐年下降、政府预算能力逐年提升，地方环境治理水平是否得到有效提升？尤其在污染防治攻坚战由“坚决打好”进入“深入打好”阶段，政府预算如何更好地发挥环境污染治理功能效应？从理论上回答上述问题对于“健全现代预算制度”“推进环境治理体系和治理能力现代化”等重要议题具有理论参考价值和现实指导意义。为此，该研究从预算收入和预算支出两个角度构建内生增长理论模型，剖析政府预算对地方环境污染治理的影响及作用路径；以地方政府预决算偏离度数据为基础，通过构建固定效应模型，检验政府预算的环境污染治理效应；并结合制度因素和地区资源存量与结构因素，考察环境规制、环保绩效考核、地区污染自净率和行政等级的差异性影响。

1 文献综述与现实观察

政府预算本质上是以政府为主体的财富收支系统，体现着政府治理的动态过程和静态结果［2］，具有明确政府受托责任、规范政府治理行为、优化公共资源配置等作用［3］。有学者从宏观、中观和微观三个层面对政府预算的治理功能展开分析［4］。在宏观层面，合理的预算安排是提升政府公共服务效率［5］和治理能力［6］的政策性工具，不仅使政府的“理性选择”更加符合公共利益［7］，也能够有效约束政府“完全非理性”的负面效应和效率损失［8］，有助于实现经济性和公共性的有机统一［9］。在中观层面，根据政府契约理论，政府预算是约束政府治理行为的手段［10］，通过实行“全口径”预算管理，将所有政府收支纳入预算［11］，形成有效的财力约束，规范政府治理行为。在微观层面，政府预算作为财政收支计划，通过规范化和数字化的收支系统反映政府治理活动的目标和范围［12］，能够提供基础性的资金支撑和决策支持来引导公共资源的合理配置［13］。但政府行为偏好显著影响预算执行质量［14］，地方政府为遵守预算规则会采取策略性态度而在编制预算时为自己“留有余地”，从而导致预算目标与结果产生偏差［15］。有研究表明，晋升激励和财政激励是造成预算偏离的重要政治因素［16］，而政府预算能够依托组织内部的激励约束机制有效发挥治理功能［17］，提升政府财政效率［18］，促进预算功能的实现。

聚焦于环境治理领域，环境污染治理是具有明显外部性的公共物品。在经济增长目标压力下，地方政府具有放松环境规制鼓励辖区内工业企业扩大产值，促进本地区经济增长的动机，因而进行环境污染治理的正向激励较弱［19］。而政府预算在环保领域的财力保障和财政支持能够激励地方政府进行环境污染治理［20］，缓解政府经济竞争行为偏好和环境污染治理的激励不相容问题。有研究发现，中国预算内环境保护支出比重呈现出逐年增长的态势，加大环保支出力度有助于提升政府环境治理偏好［21］，提升环境治理水平。在“双碳”目标下，政府财政支出规模的扩张对于碳减排具有抑制作用［22］，提升环保性支出比例能够有效缓解这种抑制作用［23-24］，改善环境质量［25-26］。另一方面，基于“理性政府”假说，政府为获取更多的税收收入，会最大化自身利益而选择“以污染换发展”［27］。尽管环保税的征收在一定程度内化了环境污染问题的负外部性，缓解了地方政府经济竞争行为偏好和环境污染治理的激励不相容问题［28］。但环保税的税收激励十分有限。据统计，自2018年以来，中国每年的环保税收入稳定在200 亿元左右，其中，2021 年环保税收入仅占生产性税收收入的0.15%，占环保支出的3.62%。地方政府在经济增长目标压力下，仍然具有税收竞争的行为偏好，从而降低了环境治理水平［29-30］。而严格的预算约束能够有效规范地方政府的超额征税行为［31］，缓解由于政府竞争对环境质量产生的负面影响［32］。如张莉［19］的研究表明，优化财政规则，强化税收约束，能够提升地方环境治理水平，并且缓解预算外税收收入对环境污染治理造成的负面影响［33］。

政府预决算偏离代表了在经立法机关审查批准的政府预算收支与作为其实际执行结果的政府决算收支之间的差异，能够综合反映政府预算的科学性和权威性，是政府预算能力在数据上的重要体现。将预决算偏离控制在合理范围内，对于建立全面规范透明、标准科学、约束有力的现代预算制度，充分发挥预算在国家治理中的基础和重要支柱作用具有重要意义。图1 描绘了2007 年以来，中国一般公共预算、政府性基金预算、国有资本经营预算和社会保险基金预算的预决算偏离情况。在全国层面，预决算偏离整体呈现“超收”和“超支”的特征。随着中国预算制度改革的不断深入，预决算偏离现象得到了一定程度的缓解，但是相较于政府性基金预算、国有资本经营预算和社会保险基金预算，一般公共预算收入偏离度与一般公共预算支出偏离度仍然波动较大。并且基于数据的可得性，该研究运用一般公共预决算偏离度来刻画政府预算治理水平（图1）。

图1 全国政府预算预决算偏离情况

然而，与全国整体情况不同，中国地级市层面预算收支呈现出“超收”和“少支”特征（图2）。可能的原因是：地方政府编制预算时往往“留有余地”，存在“低估”收入而“高估”支出［34］的现象；其次，受经济增长和财政激励的影响，地方政府执行预算时具有超额征税的倾向［1］；第三，作为“理性人”，地方政府具有最大化自身利益的偏好，以寻求财政资金结余的预算执行结果［19］。基于此，该研究将结合地方政府一般公共预算现实特征，分别从预决算收入偏离和预决算支出偏离视角分析政府预算对地方环境污染治理的功能效应。

图2 2007—2020年全国地级市政府一般公共预算预决算偏离情况

图3 描绘了2007—2020 年中国地级及以上城市政府税收收入的预决算偏离和环保支出的预决算偏离的平均水平。从中可以看出，中国地级市政府的税收收入基本呈现出“超收”特征，而环保支出则存在“少支”特征。为此，该研究主要从税收收入和环保支出两方面来探讨预决算偏离对政府环境治理的作用路径。一方面，根据“竞争到底”假说，地方政府为保证辖区的经济发展和获取高额税收收入，存在降低环境规制强度，纵容企业污染行为的偏好，从而在环境治理上“竞争到底”［35］。另一方面，根据“支出偏好”假说，地方政府财政支出结构具有“重基础建设，轻公共服务”的特征，地方政府具有挤压公共服务支出的倾向［36］，从而导致环境保护投入不足。有研究指出，交通基础设施建设显著加剧地区环境的恶化［37］，而环境治理投入会弱化这种污染效应［38］。

图3 2007—2020年全国地级市政府税收收入和环保支出预决算偏离情况

与已有研究相比，该研究的贡献可能在于：第一，尽管既有研究已经从多个视角探讨了财政收支结构与环境治理关系［39］，但是仍缺乏预决算偏离视角的研究，即政府预算的环境污染治理效应尚未得到验证。第二，已有研究聚焦于政府预算管理活动本身，围绕预算制定［40］、预算执行［41］与预算决策［42］等方面分析预决算偏离动机及影响因素，较少涉及预决算偏离后果的研究。利用地方政府一般公共预决算收入偏离与一般公共预决算支出偏离数据，刻画政府预算对地方环境污染治理的影响，是对政府预决算偏离后果研究的补充。该研究揭示了政府预算对地方环境污染治理的影响效应与作用路径，为充分发挥政府预算的环境污染治理功能，推动环境治理体系和治理能力现代化提供理论支撑和政策参考。

2 理论分析与研究假设

预决算偏离度作为反映政府预算水平的重要指标，激励和约束地方政府治理行为。该研究将预决算偏离度引入内生增长模型分析政府预算与地方环境污染治理行为间的关系。根据Barro［43］的内生增长模型，假定地方政府管辖下，存在代表性消费者，该消费者拥有企业；消费者效用不仅取决于物质消费，也取决于环境质量；产品消费和环境污染分别对消费者产生正、负效用，则消费者的效用函数可以设定为：

其中：C是人均消费，P为环境污染，σ和θ为跨期替代弹性。

借鉴Barro［43］和Turnovsky［44］的做法，将政府公共支出G加入生产函数，并假设环保投入份额为e，短期内地方环境污染治理对企业生产造成负向冲击。为简化分析，假定劳动要素为不变量，则企业生产函数为：

其中：A为生产技术水平，α、β为资本K和公共支出G的产出弹性。

借鉴黄菁等［45］的做法，环境污染的变化等于生产过程中的污染排放减去环境对污染的自我净化能力。环境污染的运动方程设定为：

其中：AKαGβ(1 -e)γ表示污染排放，η是环境对污染的净化速度。当γ> 1，η> 0，总产出Y在扣除生产过程污染排放AKαGβ(1 -e)γ后还有剩余，并且生产过程的污染排放AKαGβ(1 -e)γ与环保投入份额e成反比。

假定地方政府收入全部来自收入税，税收收入占GDP比重，即税收份额为τ，则地方政府的收入为：

依次设置预算收入和支出的预算偏离为φ，ϕ，则有：

其中：T*、G*分别为政府财政收入和支出预算额度。设置经济系统的税收份额的预算与决算的差额决定财政收入预算偏离，税收份额预算额为τ*。基于上述设置，代表性消费者的资本积累方程为：

相较于企业利润最大化治理目标，地方政府的治理目标不仅关注地区经济发展，也强调增进民生福祉。因此，假定地方政府的治理目标为消费者效用最大化，设时间贴现因子为ρ，则其动态最优化问题为：

构建Hamilton函数：

对控制变量C和e求偏导，可得到最优化一阶条件为：

对状态变量K和P求偏导，可得欧拉方程：

横截性条件为：

当经济系统处于稳定时，有：

联立式（14）、式（15）可得到，环境污染水平与预决算收入偏离φ和预决算支出偏离ϕ的函数关系式：

其中：参数α、β、γ、σ、ρ为外生给定，地方政府的收入和支出预算额T*和G*确定。根据式（16）可知，地方政府可以通过预决算收入偏离φ和预决算支出偏离ϕ影响地方环境污染治理。进一步对式（16）关于预决算收入偏离φ和预决算支出偏离ϕ分别求偏导可得：

基于以上分析，提出命题1：在其他条件一定时，政府预算能够影响地方环境污染治理水平，且预算偏离度越大，地方环境污染越重。

根据式（19）和式（20），税收份额τ和环保投入份额e可能是政府预算影响地方环境污染治理的两条路径。

进一步地，式（16）可以简化为：

其中：参数α、γ、σ、ρ为外生给定

由此，预决算收入偏离对于地方环境治理的影响可以通过税收约束来实现。具体而言，对式（21）关于税收份额τ求偏导，可得说明税收份额越高，环境污染越重。即政府预算可以通过加强税收约束来规范地方财政规制，进而提高环境治理水平。另一方面，预决算支出偏离对于地方环境治理的影响可以通过环保投入来实现。具体而言，对式（21）关于环保支出份额e求偏导，可得这说明环保投入份额越高，环境污染越轻。即政府预算通过加大环保投入份额来引导地方治理方向，从而提高地方环境污染治理水平。

基于以上分析，提出命题2：在其他条件一定时，政府预算通过税收约束和环保投入，影响地方环境污染治理。

3 实证模型与数据说明

3.1 实证模型

使用式（22）的双重固定效应模型作为基准模型，分析政府预算的环境污染治理效应。具体模型设定为：

其中：下标c和t分别表示地级市和年份，被解释变量SO2为地级市c在第t年的二氧化硫排放强度；核心解释变量dv_r为预决算收入偏离度，dv_e为预决算支出偏离度；Xct表示包含一系列地级市层面控制变量的向量，用以控制地级市特征；λc为地级市固定效应；μt为年份固定效应；εct为随机扰动项。该研究关注的系数是β1、β2，其含义是控制地区特征因素后，预决算收入偏离度和预决算支出偏离度对地方环境污染治理的影响程度。

使用地级市工业二氧化硫排放量反映地方环境污染治理。并借鉴包群等［46］的做法，采用地级市生产总值对工业二氧化硫排放进行标准化处理，以排除经济规模对环境污染的影响。二氧化硫排放强度的计算公式为“工业二氧化硫排放量÷当地GDP”，该指标越大说明地方环境污染治理水平越低。

核心解释变量是预决算偏离度，参考张凯强等［47］的做法，并对其取绝对值来衡量预决算的绝对偏离程度，具体而言“预决算收入偏离度（dv_r）=|（财政收入决算-财政收入预算）÷财政收入预算|”，“预决算支出偏离（dv_e）=|（财政支出决算-财政支出预算）÷财政支出预算）|”，该指标越大表明政府预算治理水平越低。

根据前文构建的理论分析模型，选取的地级市层面控制变量包括：①人均实际GDP 的对数值（Pgdp），反映经济发展水平；②第二产业占比的对数值（Ind），反映产业结构；③外商直接投资占GDP 比重（FDI），反映外商投资水平；④人口密度的对数值（Pop），反映人口规模；⑤城镇人口比例（Urban），反映城市化水平；⑥经济案件结案数与收案数之比，反映法治水平（Legal）；⑦地级市人均R&D 投入的对数值（Tec），反映科技化水平；⑧人均道路面积的对数值（Trans），反映交通基础设施建设水平；⑧国际互联网用户数的对数值（Global），反映国际化水平。

3.2 变量与数据描述

使用2007—2020 年中国291 个地级及以上城市的面板数据进行实证分析（由于数据可得性，未包括西藏的林芝市和山南市，以及香港、澳门和台湾）。其中，地级市层面工业污染物排放量和控制变量来自历年《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》；财政收支预决算数据来自《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及地级市政府公布的年度决算报告；所有以货币名义价值统计的变量，如人均GDP等，均利用居民消费价格指数（以2007 年为基期）换算为实际价值，从而剔除物价因素影响。主要变量的描述性统计见表1。

表1 变量描述性统计

4 实证分析

4.1 基准回归结果

表2 报告了使用双重固定效应模型对政府预算偏离和环境污染治理的基准回归结果。表2的列（1）报告了预决算收入偏离与二氧化硫排放强度的回归结果，回归系数为1.158 9，且通过1%水平的显著性检验，这表明预决算收入偏离度显著增加了二氧化硫排放强度；表2 的列（2）报告了预决算支出偏离度与二氧化硫排放强度的回归结果，回归系数为2.654 0，且通过1%水平的显著性检验，说明政府预决算支出偏离度也显著增加了二氧化硫排放强度；基于以上结果，进一步将预决算收入偏离度和预决算支出偏离度同时放入式（22）进行回归，结果报告于表2的列（3），预决算收入偏离度的回归系数有所降低，但仍在5%的水平上显著为正，预决算支出偏离度的回归系数也有所降低，但仍保持正值，且通过1%水平的显著性检验。回归结果与单解释变量的回归结果保持一致。命题1得以验证。

表2 基准回归实证结果

控制变量的估计结果如下：①人均GDP 的回归系数显著为正，这说明目前经济发展对政府环境污染治理具有负向影响，存在“激励不相容”现象；②第二产业占比的回归系数显著为正，这说明工业化发展是影响地方环境污染治理的重要因素；③人口密度的回归系数显著为正，这表明人口因素也是环境污染治理需要考虑的重要内容；④外商直接投资的回归系数显著小于0，这表明外商直接投资对于环境污染的影响符合“波特假说”。

4.2 作用路径分析

根据前文理论分析，政府预算能够通过税收约束和环保投入影响地方环境污染治理。因此，该研究构建中介效应模型来识别政府预算影响地方环境污染治理的作用路径。其中，tax测度地级市层面的税收份额，数值上等于地级市年度税收收入占GDP 比重，env测度地级市环保投入份额，数值上等于地级市财政支出中环保支出占GDP比重。回归结果报告于表3。

表3 预决算偏离影响地方环境污染治理的作用路径

表3 的列（1）和列（2）报告了税收份额的作用路径检验结果。解释变量dv_r和中介变量tax的系数均大于0，且分别通过5%水平的显著性检验。回归结果说明，政府预算可以通过强化税收约束提升地方政府环境治理水平。表3 的列（3）和列（4）报告了环保投入份额的作用路径检验结果。解释变量dv_e的系数为2.529 8，且在99%置信区间内保持显著，中介变量env的系数小于0，且通过1%水平的显著性检验。检验结果说明政府预算可以通过环保投入提升地方政府环境治理水平。可见，政府预算作为公共资源配置的重要工具，通过强化税收约束和加大环保投入缓解政府经济竞争行为偏好和环境污染治理的激励不相容问题，从而提升地方环境治理水平。命题2得以验证。

4.3 异质性分析

在公共部门的委托代理模型中，地方政府作为代理人会受到制度所规定的实际利益驱使而改变自身行为［48］。除此之外，地方政府治理方式和公共政策的选择还会受制于治理资源的存量与结构。由此，政府预算与环境污染治理的关系可能会受到环境规制和环保绩效考核等制度因素的影响，也可能受到地区污染自净率、行政等级等存量与结构的影响。为了进一步检验上述因素的差异影响，采用似无相关检验方法检验两个分组数据回归系数是否存在显著差异。估计结果见表4—表7。

表4 环境规制的异质性分析

4.3.1 环境规制

政府预算对于地方环境污染治理的影响可能会受到环境规制强度的影响。张琦等［49］指出，随着自然资源资产离任审计、绿色GDP 等制度约束的强化，地方政府参与环境治理的动机显著增强。面对更为严格的环境管制，地方政府会更加重视环境污染问题，政府预算对于环境污染治理的正向效应可能随之减弱。该研究选用1998 年出台的两控区政策表征环境规制强度，对两控区和非两控区的样本进行分组检验。特由于2013 年《大气污染防治行动计划》（国发〔2013〕37 号）将空气污染的主要控制因子改为PM2.5，两控区政策从此失效。因此，仅对2007—2013 年的样本进行回归，回归结果报告于表4 的列（1）—列（4）。其中，表4 的列（1）—列（2）汇报了在不同环境规制水平下，预决算收入偏离对地方环境污染治理的影响效应；表4 的列（3）—列（4）汇报了在不同环境规制水平下，预决算支出偏离对地方环境污染治理的影响效应。综合发现，预决算偏离对地方环境污染治理的影响在非两控区显著，而在两控区不显著，这表明政府预算的环境污染治理效应在环境规制强度低的地区更加显著。

4.3.2 环保绩效考核

环保绩效考核标准是影响地方环境污染治理的重要驱动因素。刘磊等［50］研究发现，以环境约束性指标为抓手的环保绩效考核能够减少地方二氧化硫排放量。因此，政府预算对地方环境污染治理的作用很可能受到环保绩效考核标准的影响。根据2014年中组部对地方领导干部考核体系中加大环境绩效指标考核权重的变动，该研究将样本期划分为2007—2013 年和2014—2020 年两个阶段进行分样本回归，以检验环保绩效考核对政府预算和政府环境污染治理关系的影响，回归结果报告于表5的列（1）—列（4）。可以发现，以经济绩效考核为主阶段（2007—2013 年），预决算收入偏离对于环境污染治理具有显著的负向影响；加入环保绩效考核后（2014—2020年），预决算收入偏离对于环境污染治理的负向影响不显著；但在预决算支出方面，不管是在经济绩效考核为主阶段还是在加大环保绩效考核阶段，政府预算对于环境污染治理影响效应没有显著变化。综合发现，政府预算的环境治理效应在重视经济绩效考核阶段更加显著。

表5 环保绩效考核的异质性分析

4.3.3 污染自净率

由理论分析模型可知，预决算支出偏离度与环境污染的关系受到污染自净率的影响，在污染净化能力大的地区，政府预决算支出偏离对环境污染具有负向影响，而在污染净化能力小的地区，政府预决算支出偏离对环境污染具有正向影响。本部分进一步考虑污染自净率对回归结果的影响。一般而言，在森林资源较为丰富的地区污染自净率较高，因此选取森林覆盖率作为污染自净率的替代变量，根据森林覆盖率的平均数对样本进行分组回归，回归结果报告于表6 中。表6 的列（1）—列（2）报告了预决算收入偏离对地方环境污染水平的影响，由回归结果可以看出，预决算收入偏离度对地方环境污染的影响在污染自净率较低的地区更为显著。表6的列（3）—列（4）报告了预决算支出偏离对地方环境污染水平的影响，可以发现，预决算支出偏离度对地方环境污染的影响在污染自净率较低的地区更为显著。回归结果与理论分析一致。

表6 污染自净率的异质性分析

4.3.4 行政区域

一般而言，一项制度的推广实施大都从行政等级高的地方政府开始。考虑到制度对不同行政等级城市的影响不尽相同，该研究根据地级市行政等级，将地级市划分为行政等级高的城市和行政等级低的城市进行分组回归，其中，省级城市、副省级城市及规模较大城市属于行政等级高的城市，其他城市则为行政等级低的城市，回归结果报告于表7 的列（1）—列（4）。由表7 可以看出，预决算偏离对于环境污染治理的影响在行政等级低的城市更为显著，原因可能在于，相较于行政等级高的城市，行政等级低的城市环境治理更加依赖可支配的财政收入，政府预算对于地方环境污染治理的影响效应在行政等级低的城市更加显著。

4.4 稳健性检验

4.4.1 解释变量滞后一期

考虑到政府预决算偏离对于地方环境污染治理的影响可能具有一定的滞后性，将核心解释变量预决算收入偏离度和预决算支出偏离度均滞后一期引入式（22）进行回归分析，回归结果报告于表8 的列（1）。从表8 中可以看出，滞后一期的预算收入偏离回归系数为1.002 1，且通过1%水平的显著性检验，滞后一期的预算支出偏离回归系数为2.318 9，且在99%的水平上保持显著。回归结果与基准回归结果保持一致，这在一定程度上说明了基准回归结果的稳健性。

表8 稳健性检验

4.4.2 替换解释变量

借鉴张凯强等［47］的做法，构建财政收支差额预算偏离度（dv）作为核心解释变量替换预决算收入偏离度和预决算支出偏离度，与被解释变量进行回归分析。具体计算方式为“财政收支差额预算偏离（dv）=|［（财政支出决算-财政收入决算）-（财政支出预算-财政收入预算）］/（财政支出预算-财政收入预算）|”，回归结果报告于表8 的列（2）。可以发现，财政收支差额预算偏离度的回归系数也显著为正，这与基准回归的结果一致。

4.4.3 替换被解释变量

考虑到环境污染物不只是二氧化硫，该研究进一步引入PM2.5浓度、工业废水排放量和工业烟尘排放量，采用地级市生产总值对其进行标准化处理，并将处理过的环境污染变量PM2.5排放强度、工业废水排放强度、工业烟尘排放强度作为解释变量的替代变量进行回归，回归结果报告于表8的列（3）—列（5）。回归结果表明，预决算偏离度不仅对二氧化硫排放强度存在影响，也对PM2.5排放强度、工业废水排放强度和工业烟尘排放强度有显著为正的影响。另外，考虑到政府的环境污染治理不能只紧盯排放量，该研究还选取能够体现政府环境污染治理行为的生活垃圾无害化处理率作为被解释变量的替代变量引入式（22）进行回归，回归结果报告于表8的列（6）。回归结果表明地方政府的预决算偏离显著降低了地区生活垃圾无害化处理率，这也在一定程度上增强了基准回归结果的稳健性。

4.4.4 倾向得分匹配法

为降低混杂因素的干扰，该研究使用倾向得分匹配法进行稳健性检验。首先，将连续解释变量转换为离散型，具体方法为：根据预决算收入偏离度（dv_r）的平均数进行分组，在大于平均数的组别中，对倾向得分匹配解释变量（dv_r_psm）赋值为1，在小于平均数的组别中，对离散型预决算收入偏离度解释变量（dv_r_psm）赋值为0，对预决算支出偏离度（dv_e）也作相同处理，得到离散型预决算支出偏离度解释变量（dv_e_psm），用于倾向得分匹配。另外，考虑倾向匹配的均衡性，以控制变量为协变量，采用卡尺内有放回1∶1、1∶2 和1∶3 逐年近邻匹配，卡尺为0.05。利用匹配样本进行回归，结果报告于表9。可以看出在采用倾向得分匹配后的估计结果中，无论是采用1∶1、1∶2 还是1∶3 进行匹配，核心解释变量dv_r和dv_e前的系数均大于0，且均通过1%水平的显著性检验，与基准回归结果保持一致，这表明政府预算对于地方环境污染治理的正向影响具有稳健性。

表9 倾向得分匹配

4.5 内生性检验

4.5.1 工具变量法检验

考虑到基准回归可能存在内生性问题，该研究采用工具变量法进行重新估计。在工具变量的选取上，参考曹婧等［30］的做法，采用同省份其他地级市的预决算偏离度的均值作为该地级市预决算偏离度的工具变量进行两阶段最小二乘估计，估计结果见表10。工具变量选取的依据在于：首先，同一省份的地级市政府的预算管理活动存在相似性，满足工具变量的相关性要求；另外，地级市层面的遗漏变量与其他地级市的预决算偏离度没有直接联系，满足工具变量的外生性要求。从表10中可以看出，在第一阶段的回归中工具变量的回归系数均显著大于0，且F值远大于经验值10，表明了工具变量选取的合理性。在第二阶段的回归中，核心解释变量的回归系数均大于0，且通过1%水平的显著性检验，与基准回归结果保持一致。

表10 工具变量法检验

4.5.2 处理效应模型检验

地方政府环境治理会受到诸多因素的影响，因而可能存在自选择偏差所导致的估计偏误。为了克服这一内生性问题，该研究进一步采用处理效应模型进行检验。将倾向得分匹配解释变量dv_r_psm和dv_e_psm作为因变量，所有控制变量和外生工具变量作为协变量进行Probit 回归，计算得到逆米尔斯比率（IMR）。并将计算得到的逆米尔斯比率加入式（22）的控制变量进行回归，预决算偏离使用处理效应模型第一步所使用的dv_r_psm和dv_e_psm进行度量。回归结果报告于表11 中。从表11中可以看出，逆米尔斯比率的系数均在1%的水平上保持显著，说明模型确实存在自选择偏误问题，但核心解释变dv_r_psm和dv_e_psm的系数仍显著为正，与基准回归结果保持一致，这也在一定程度上证明了研究结论的稳健性。

表11 处理效应模型检验

4.5.3 新《预算法》实施的政策效应检验

2015 年实施的新《预算法》为建立全面规范、公开透明的预算制度提供了法律依据，对于规范预算管理、推进财政治理能力现代化具有重要作用。新《预算法》要求各级政府将全部财政收入和支出纳入预算，对一般公共预算、政府性基金预算、国有资本经营预算、社会保险基金预算等信息进行详细说明。因此，新《预算法》的实施能够有效规范地方政府的预算编制，提高政府预算的信息质量，提升政府预算的有效性和约束力。参考莫龙炯等［18］的做法，依据政策实施前即2014 年各地级市的财政透明度手动设置实验组和对照组，若当年财政透明度大于2014 年的财政透明度则将其视为实验组，对Treat赋值为1，若当年财政透明度小于2014 年的财政透明度则将其视为对照组，对Treat赋值为0。Post表示双重差分法中衡量外生冲击的时间虚拟变量，2015 年之前取值为0，在新《预算法》实施之后取值为1。该研究首先采用事件研究法来进行平行趋势检验，检验结果表明在政策实施之前系数并未显著小于零，而在政策实施后的年份，系数均显著小于零，满足平行趋势假设。进一步将政策变量引入式（22）进行回归，回归结果报告于表12 的列（1）—列（4）。从表12 中可以看出双重差分解释变量的回归系数小于0，且保持显著，进一步说明基准回归结果的稳健性。

表12 新《预算法》实施的政策效应检验

5 结论与启示

党的二十大报告对提升生态环境污染治理能力高度重视，提出健全现代环境治理体系。“十四五”时期的工作重点也强调“建立现代财税金融体制、加强财政资源统筹；推动绿色发展、持续改善环境质量、全面提高资源利用效率”。政府环境污染治理能力一定程度上取决于政府预算能力。充分发挥政府预算对政府环境污染治理的功能作用，对于贯彻党的二十大精神和落实“十四五”时期工作目标意义重大。因此，厘清政府预算与地方环境治理的内在关联，揭示政府预算环境污染治理效应是推动环境治理体系和治理能力现代化的重要突破口。

该研究从预决算收入偏离和预决算支出偏离两个角度，利用2007—2020 年中国291 个地级及以上城市工业污染排放数据和预决算偏离度数据检验政府预算对地方环境污染治理的影响效应和作用路径。研究表明：政府预算具有环境污染治理效应，能够显著提升地方环境污染治理水平；同时利用中介效应模型验证政府预算通过税收约束和环保投入影响地方环境污染治理。在预决算收入偏离方面，政府预算通过税收约束，影响地方政府财政规则，促进地方政府承担环境治理责任；在预决算支出偏离方面，政府预算通过加大环保投入比重，引导地方政府治理方向，激励地方环境治理行为，进而影响环境污染治理水平；并且这种影响在环境规制弱、环保绩效考核力度低、污染自净率低、行政等级低的地区更加显著。

研究结论具有如下政策含义：①应不断健全现代预算制度，充分发挥政府预算在环境污染治理中的功能作用。政府预算作为国家财政收支计划，规定了包括环境治理在内的政府活动的范围和方向，是提升生态环境治理现代化水平的政策工具。中国已初步搭建起现代预算制度框架，但在财政资源统筹、增强国家重大战略任务财力保障、预算治理等方面还有待进一步完善。识别并发挥政府预算治理功能，能够为健全现代预算制度提供有力的理论支撑和经验证据。②应强化激励约束机制，深入推进全面预算绩效管理。“十四五”时期，中国生态文明建设进入了以降碳为重点战略方向、推动减污降碳协同增效、促进经济社会发展全面绿色转型、实现生态环境质量改善由量变到质变的关键时期。该时期，政府预算应为深入打好污染防治攻坚战提供动力保障。通过强化预算“收”和“支”的宏观调控和财力保障，充分利用预算绩效管理的“软要求”和“硬约束”，以全过程的预算绩效管理成效助力环境污染治理效能。③应加强预算监督，形成长效监督合力。当前环境治理中，仍存在预算监督乏力、预算约束机制形同虚设、财力保障难以发挥最大效用等问题。中国共产党第二十届中央纪委二次全会指出，健全党统一领导、全面覆盖、权威高效的监督体系，是实现国家治理体系和治理能力现代化的主要标志。应充分发挥人大监督与财会监督、审计监督等监督合力，降低预决算执行偏差，增强预算绩效，进而推动环境治理体系和治理能力现代化。此外，还应不断健全环境规制和环保绩效考核制度，加快推进产业转型以减少地区经济发展对“高耗能、高污染、高排放”产业的依赖，助力政府预算在环境治理领域的功能效应的发挥，进而实现经济社会与环境协调发展的双赢目标。