“省直管县”改革与企业绿色发展

于井远

内容提要：文章以“省直管县”改革为准自然实验，利用2000—2009年中国污染企业数据和双重差分法，识别了财政激励对企业绿色发展的因果效应。研究发现：“省直管县”改革下地方财力的提升并没有提高环境治理效率，反而加剧了县域政府为追求GDP增长在环境治理中采取的逐底竞争行为，表现为“省直管县”改革对企业节能减排产生了显著的抑制效应，且在低耗能企业和县市所属国有企业中表现更为明显。需要指出的是，随着“十一五”以来中央政府不断加强环境规制力度，上述抑制效应有所下降，说明地方政府环境治理的策略选择在相当程度上取决于中央政府对环境治理的重视程度。

关键词：财政激励；省直管县；绿色发展；节能减排；双重差分法

中圖分类号：F812.2  文献标识码：A  文章编号：2095-1280（2024）01-0069-10

一、引言

习近平总书记在党的十九大报告中明确提出“以政府为主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的现代环境治理体系”的战略部署。地方政府作为区域环境治理的主导力量，如何发挥对辖区环境治理主体的积极效应受到社会各界广泛关注。相关学者分别从产业结构安排、政府干预、环境规制、政府竞争等视角分析地方政府对节能减排的影响。已有研究对全面理解地方政府在辖区环境治理中的作用提供了诸多有益参考，但由于地方政府在环境治理中面临财政约束问题，结论并不完全一致，且缺少来源于企业层面的直接证据。“省直管县”改革为深入研究财政激励视角下地方政府环境治理决策提供了宝贵契机，有助于从企业层面更加深入理解地方政府影响辖区环境质量的作用机制。“省直管县”改革旨在增加县域政府可支配财力，促进县域经济发展。理论上，基层政府自有财力的充实有助于更好地供给环境类公共物品与服务，采取严格的环境规制措施倒逼企业节能减排，从而提升辖区环境质量（庄雷和陈容，2023）。但是，财政自主权的扩大也可能引至地方政府牺牲环境换发展的策略性竞次行为，不利于企业节能减排（朱平芳等，2011）。由此可见，“省直管县”改革对企业节能减排的净效应需要进一步探究。本文的边际贡献在于：首先，在财政激励视角下考察地方政府行为对企业节能减排的影响并提供准自然实验证据，丰富了财政分权与企业绿色发展方面的文献；其次，以中国工业企业数据、工业企业污染排放数据为组合样本，从更细致的微观层面识别财政激励影响环境质量的作用机制，为促进绿色经济转型的财税体制改革提供了经验证据。

二、政策背景、文献回顾与理论分析

（一）政策背景

“省直管县”改革改变了中国长期以来的“中央—省—市—县—镇乡”的五级行政管理体制，取而代之的是“中央—省—县域—镇乡”的四级管理模式，即县域在财政收支划分、转移支付、资金往来等方面与省财政直接对接。这一改革避免了县级财政在诸多方面必须经过地市级财政而出现的资金截留情况。从改革实施范围看，早在20世纪90年代，浙江就开始将财政与经济管理权限下放至部分县域，海南自建省伊始就开始实行“省直管县”模式。福建于2003年开始推行“省直管县”改革。2004年改革试点扩大至安徽、湖北、河南和广东，2005年进一步推广至河北、吉林和江西三省，2007年和2009年改革进入高峰。财政部2009年6月下发的《财政部关于推进省直接管理县财政改革的意见》明确提出，除民族自治地区外，力争所有省份在2012年底前实施“省直管县”改革，并规定省县在收支划分、转移支付、财政预决算、资金往来和财政结算等5个方面实行直接对接。截止到2012年底，已有24个省的1099个县（约占全国总数的56%）实施了改革。从地方财政视角看，“省直管县”改革提高了县级政府对地方税收的剩余索取权和财政分配自主权，转移支付也由省级财政账户直接下达至县级财政账户，摆脱了因地市级政府截留与挪用财政资金而形成的“财政漏斗”“权利漏斗”和“效率漏斗”，有助于解决县级政府财权与事权不匹配问题，同时也增加了县级政府的可支配财力和财政自主权，是对县级政府的财政激励。

（二）文献回顾

1.“省直管县”经济效应研究

关于“省直管县”改革经济效应的研究主要从以下视角展开：（1）经济增长。如Ma和Mao（2018）认为改革促进了县城经济增长，但也有研究认为“省直管县”并没有提升县域经济增长绩效，反而降低了经济发展水平和社会福利水平（Li et al.，2016）。（2）自有财力。现有研究主要是从财政资金自主权、税收竞争和土地财政视角就改革对地方财力的影响给予论证（刘勇政等，2019；李广众和贾凡胜，2020）。（3）财政支出结构。已有研究表明改革后地方政府具有明显的“重投资、轻民生”倾向，即改革对县级政府财政职能具有扭曲效应（陈思霞和卢盛峰，2014）。（4）公共物品供给。绝大多数研究认为县级财力得到保障是政府增加环境类公共物品供给、提升相关治理能力的主要原因（王小龙和陈金皇，2020）。

2.财政分权与环境质量研究

“省直管县”本质上属于财政分权，但对于财政分权与环境质量的关系，学者存在较大争议。早期的财政分权理论认为，财政分权有利于地方政府更好地提供环境类公共物品。地方政府对辖区居民偏好具有信息优势，而居民也会通过用脚投票对地方政府行为进行回应，因此财政分权有利于提高地方公共物品供给效率和环境治理效率。实证方面，Millimet（2003）考察了美国经验，发现环境分权有利于激励地方政府推行更加严格的环境规制政策。Khan et al.（2021）考察了国际经验，发现分权度越大的国家污染水平越低。谭志雄和张阳阳（2015）使用我国省级面板数据发现，财政分权度高的东部地区拥有相对更好的环境质量。当然，也有学者认为以辖区居民福利最大化为目标的仁慈政府假定，具有极强的限制性，未考虑环境污染负外部性问题（谢贞发，2020）。张克中等（2011）认为财政分权度的提高将会降低地方政府环境规制力度，不利于减少碳排放。考虑到地方政府“逐底竞争”以及官员“晋升锦标赛”现象的存在，在激烈的区域经济竞争中，地方政府倾向于动用财政干预手段撬动本地投资，甚至和本地含税丰富型污染企业达成利益合谋，导致地方重复建设和产能过剩，同时也牺牲了本地环境质量（师博和沈坤荣，2014）。朱平芳等（2011）发现地方政府往往通过降低环境标准吸引FDI，印证了逐底竞争的存在。罗能生和王玉泽（2017）通过测度包含工业三废等非期望产出的能源生态效率，也发现财政分权显著降低了中国生态效率。

（三）理论分析

推动工业企业实现绿色发展的关键在于激励企业节能减排，即生产端提高能源利用效率，产出端降低污染物排放。而“省直管县”改革作为我国财政体制改革的重要尝试，在赋予县级政府较大财政自主权的同时，是否也能够提高环境治理效率，激励企业节能减排，从而助推企业绿色转型？结合已有文献不难发现，“省直管县”改革可能通过两个渠道影响企业节能减排。第一，“省直管县”避免了市对县财政资源的截留，因财政自主权扩大形成的财力效应可能会促进县域政府优化对环境类公共物品的供给，加大环境治理力度，进而促进企业节能减排。第二，大部分省在“省直管县”改革试点中，均以促进县域经济发展和激发县域经济活力为改革目标，部分省份还对试点县经济增长提出了一定的要求。这意味着，改革在赋予县域政府一定的财权与事权后，也可能在一定程度上强化了县域政府为增长而竞争的发展策略。一方面加强对本土企业投资的干预，另一方面采取漠视和纵容企业污染行为，追求“先污染后治理，边污染边治理”的粗放式经济增长，从而表现为不利于企业节能减排的竞次效应。因此，理论上“省直管县”下基层政府财政自主权的扩大对企业节能减排的净效应取决于财力效应和竞次效应的综合效果。

同时，财政激励对企业节能减排的影响也可能因企业所处行业和所有权性质而异。就企业所有权属而言，国有企业存在的预算软约束和企业自主权问题，致使实际经营过程中可能缺少提升能源效率和降低污染的动力，加之其能够以较为低廉的价格获取能源资源，从而也缺乏提高能源利用效率的动力机制（陈钊和陈乔伊，2019）。此外，由于国有企业的类公共部门特征，中央和省属国有企业的主要领导相比于县域政府官员可能拥有更强的政治资源，行政级别上的差异致使县域政府无法对中央和省属国有企业的经营决策产生实质性影响，导致地方政府只得强化对辖区所属国有企业经营决策的干预，从而进一步影响地方国有企业节能减排行为。最后，企业节能减排的实现依赖于能源使用效率的提升，而能源效率的提高要么依赖于低效率行业向高效率行业的转变，要么依赖于企业技术的提升。因此，在特定技术水平下，如果“省直管县”促进了低效率企业向高效率转变，则会有助于整体节能减排效果的提升，反之若“省直管县”降低了高效率企业的能源利用率，而对低效率企业没有影响，则财政激励可能会扭曲整体节能减排效果。

三、实证设计

（一）模型设定

本文以“省直管县”改革来检验财政激励对企业节能减排的影响。同时，结合各省在试点改革时间上的差异，构造双重差分模型估计“省直管县”改革对企业节能减排的因果效应。模型设定如下：

其中i、j和t分别表示企业个体、地区和年度；Energyijt为j地区企业i在t年的节能减排情况；PMCjt为县域j在t年是否实施了“省直管县”改革的虚拟变量；Controlijt和Controljt分别表示企业和县域层面的控制变量；λi为个体效应，ηt为时间效应，εijt为随机扰动项。所有回归中标准误均聚类到“县域—行业”层面，以控制不同地区和不同行业方面的差异。PMCjt是本文的核心解释变量，如果该县在样本区间内某一年度实施改革，则将当年及以后年度赋值为1，反之为0。β反映了“省直管县”改革对企业节能减排的净效应，也是本文重点关注的待估参数。如果其显著为正，表明“省直管县”所形成的财力效应有助于地方政府优化公共服务供给效率，促进企业节能减排；反之若β显著为负，则表明财政激励加剧了县域政府的竞次行为。

（二）变量选择

1.被解释变量。根据沈小波等（2021）的观点，在以煤等化石燃料为主的能源格局下，使用煤炭消耗量能较好地表示中国工业企业的能源投入情况。因此，本文以单位能源消耗带来的工业产值表征企业能源利用效率，分子为企业当年的工业总产值，分母为以煤炭消耗量表示的能源投入总量。如果企业单位煤炭消耗量对应的产值越高，说明企业能源利用效率就越高。此外，本文还使用主营业务销售收入进行稳健性检验，并对产出端的污染物排放做进一步分析。

2.核心解释变量。本文的核心解释变量是“省直管县”改革。变量设置上，由于不同地区实施“省直管县”改革的时间并不一致，本文将某县实施改革的当年及之后各年赋值为1，其他年份为0。

3.其他控制变量。为进一步降低异方差和内生性问题，本文同时考虑了企业和县域层面的控制变量。企业层面控制变量主要为资本密集度、资产利润率、企业规模、企业年龄等。其中，资本密集度使用企业固定资产净值占总资产比值表示；资产利润率用企业利润除以总资产表示；企业规模分别用企业员工人数和企业资产表征，前者为企业全年平均从业人员加1的自然对数，后者用企业资产总计的自然对数加1表示；企业年龄为样本年份减去企业成立年后取自然对数。县域层面控制变量主要为县域人均实际GDP、人口密度、第二产业占比、政府干预、公共服务供给和金融发展等。其中，人口密度使用每平方公里的常住人口表示；政府干预使用地方政府财政支出占比GDP表示；公共服务供给使用常住人口中在校中小学生占比作为代理变量。此外，本文还将从政策制定和执行两个维度刻画政府环境规制力度。其一，考虑到从“十一五”时期开始节能目标被纳入地方政府官员绩效考核，中央政府环境政策的制定势必会引起地方对节能减排的重视，基于此，借鉴邵帅等（2019）的做法，将“十一五”规划的起始年2006年作为政策虚拟变量，并赋值2006年及以后年度为1，2006年之前为0。其二，引入单位能耗排污设施数的县域平均值表示政府环境规制力度，具体是将县域辖区内所有企业单位能源消耗所对应的排污设施数简单加权平均并取自然对数表示，其中分子为企业废水和废弃治理设施数，分母为煤炭消费总量。

（三）数据来源及描述性统计

本文使用的企业污染数据和财务数据主要来源于2000—2009年工业企业数据库和工业企业污染排放数据库，县域层面数据来源于对应年度《中国县域统计年鉴》，GDP平减指数统一使用省级GDP测算。对数据进行如下处理：（1）剔除总资产、固定资产、主营业务销售收入、固定资产、利润总额和工业总产值等存在缺失、小于等于0的数据；（2）删除被解释变量（煤炭消耗量）存在缺失、小于等于0的样本；（3）删除观测值明显不符合会计准则的样本，如总资产小于流动资产、总资产小于固定资产、总资产小于利润等；（4）删除主营业务销售收入在500万元以下、年平均就业人员数小于8人的企业样本。在“省直管县”变量的处理上，参考Ma和Mao（2018）的做法：（1）剔除港澳台地区；（2）剔除北京、上海、天津和重庆四个直辖市，因为直辖市本身就是“省—县域”的两级管理体制，不属于政策改革范围；（3）剔除浙江省、海南省数据和湖北天门、仙桃和潜江三个副地级市数据，因为海南省建省伊始实行的就是“省直管縣”，不存在“市—县”管理体制，浙江省自20世纪90年代以来一直实施的省管县改革，不属于本研究范围，而湖北三个副地级市也是在20世纪90年代确立的省管县；（4）剔除西藏、新疆和内蒙古三个自治区数据。最后对所有关键变量在1%分位数上作缩尾处理。上述处理后，表1汇报了本文主要变量的描述性统计结果。

四、实证结果及分析

（一）基准回归

表2报告了式（1）的回归结果。可以看出，改革对企业能源利用效率的影响至少在5%的水平上显著为负，这表明总体上“省直管县”改革降低了企业能源利用效率，凸显出财政激励具有一定的扭曲效应。如前所述，虽然“省直管县”增加了改革县的地方财力，但也可能强化依靠粗放式投资模式发展地方经济的惯性，竞次效应大于财力效应的结果就表现为企业能源利用效率的下降。以模型（6）为例，核心解释变量的估计参数为-0.044，在5%的水平上显著为负，说明相比于未改革县，改革县的企业能源利用效率平均下降4.4个百分点。另外，考察模型（3）和模型（6）的回归结果发现，加入政府环境规制强度变量后，核心解释变量系数的绝对值显著下降，说明随着中央政府节能减排政策和环境规制力度的加强，一定程度上纠正了财政激励下地方政府的竞次行为。

（二）稳健性检验

第一，使用企业主营业务销售收入除以煤炭消耗总量的自然对数替换基准回归中的被解释变量，再次进行回归，结果见表3模型（1）。第二，参考Ma和Mao（2018）的做法，将县域控制变量与时间趋势进行交互，控制县域变量随时间趋势变化的影响，结果见表3模型（2）。第三，借鉴Li et al.（2016）的做法，分别产生控制变量与时间一阶项、平方项及三次项的交互项，另外继续利用控制变量与时间虚拟变量的交互项再次回归，结果如表3模型（3）和模型（4）所示。第四，进一步剔除省会城市、计划单列市和副省级城市的下辖市县，重新回归结果见表3模型（5）。第五，考虑到企业能源利用效率可能因行业而异，继续在基准回归中控制行业与时间虚拟变量的交互项，以控制不同行业随时间变化的不可观测因素的影响，同时标准误聚类到“城市—行业”层面，控制不同城市行业的差异，结果如表3模型（6）所示。第六，對所有变量在5%的分位数上重新缩尾处理，结果见表3模型（7）。在经过上述对基准回归重新设定之后，表3各模型核心解释变量的估计参数均显著为负，表明基本回归结论是稳健的。

（三）平行趋势检验及动态效应分析

使用双重差分的前提是政策实施前处理组与控制组并不存在显著的差异，为进一步检验共同趋势假说是否严格成立，以及揭示其动态效应，参考Li et al.（2016），使用事件分析法进行检验，将基准回归中的“省直管县”改革虚拟变量替换成利用政策改革前后生成的改革虚拟变量，模型设定如下：

式（2）中，Dkjt为政策时间前后各5年的虚拟变量，其他变量定义和基准回归方程式一致。Dkjt的赋值规则如下：posti为县域具体改革的年份，如果t-posti=k，则Dkjt=1，反之Dkjt=0（k∈（-5，5））。当k≥5或者k≤-5时，赋值Dkjt=1，反之为0。作为参照物，本文选取政策实施前一年为基期，在方程中去掉D-1jt的虚拟变量。然后以此回归观察式（2）中βk的系数大小及其显著性，其反映了改革前后企业能源利用效率的变化。如果样本满足共同趋势假说检验，则β-5、β-4、β-3、β-2应该是不显著的。同时，β1、β2……β5则反映了政策的动态效应。

表4和图1较为直观地汇报了共同趋势假说检验结果及政策的动态效应变化，其中图1中参数估计值为95%的置信区间。可以看出省管县改革之前，β-5、β-4、β-3、β-2不能拒绝为0的原假设，这表明处理组与控制组的企业平均能源利用效率在政策前不存在显著性差异，满足共同趋势假说。就政策动态效应看，除政策实施后的第2年不显著外，其他年份均在1%的显著性水平上通过检验，即在“省直管县”改革后的第1年，企业能源利用效率下降了7%，而在随后的第3—5年，企业能源利用效率下降幅度提高至14%以上，整体上政策效应是持续的。

（四）排除其他随机因素干扰

前文证明，“省直管县”改革可能强化了地方政府竞次行为，从而不利于企业绿色发展，但政策效应可能受到其他随机因素影响产生偏误。为排除其他随机因素的干扰，从样本中随机选取与实行改革县相同数量的县域作为处理组进行安慰剂检验，并使用基准方程重新回归，将上述随机过程重复1000次，如果得到的结果平均值在0附近且服从正态分布，则可以佐证本文的基本结论是稳健可靠的。图2汇报了这一反事实分析中估计系数的核密度图，结果显示估计值均值基本符合标准正态分布，且其均值为-0.0023，标准差为0.023，远小于基准分析中的回归系数（-0.044）。这表明随机选择的处理组不存在政策效应，即“省直管县”改革对企业能源利用效率的影响并没有受到其他随机因素的干扰，可以推断出本文基本结论是稳健可靠的。

（五）异质性分析

上述分析表明，“省直管县”改革降低了企业能源利用效率，然而这一结果反映的仅是样本平均处理效应，由于企业能源利用效率存在着典型的异质性，忽略这一差异可能导致本文结论不具有针对性。因此，本部分将分组进一步考察企业的异质性特征，具体从所有权和行业能耗两个视角展开。首先，对国有企业和私有企业进行分样本回归，然后在此基础上进一步考察“省管县改革”对县域所属国有企业或中央和省属国有企业的影响。其次，将石油、煤炭及其他燃料加工业等6个能源投入强度大①、单位能源产值贡献度相对较低的行业视为高能耗行业，其他行业为低能耗行业，然后进行分组回归。

表5模型（1）和模型（2）的回归结果表明，“省直管县”改革对企业能源利用效率的抑制效应主要表现为降低了低能耗企业的能源利用效率，而对高能耗行业并无显著性影响，意味着改革可能促进了低能耗企业向高能耗企业的转化。表5模型（3）和模型（4）的回归结果显示改革降低了国有企业的能源利用效率，而对私有企业的影响并不显著。模型（5）和模型（6）则进一步考察了改革对中央和省属与市县所属国有企业的影响，发现改革主要是降低了县域所属国有企业的能源利用效率，而对中央和省属国有企业的影响并不显著。

五、进一步分析

（一）机制分析

如前所述，“省直管县”改革下的财政激励效应可能引致地方政府走向强化或是弱化环境治理这两条截然相反的行为路径，本部分重点对这两种机制分别进行检验。借鉴王小龙和陈金皇（2020）的做法，使用企业所在省份当年参与改革的县域数量作为政府竞争的代理变量，以地方实际人均财政收入和支出表示地方财力水平，表6汇报了回归结果。对比基准回归结果，我们发现模型（1）在控制了政府竞争变量后，核心解释变量系数不再显著，而政府竞争的估计参数在5%的水平上显著为负，这意味着政府竞争是“省直管县”改革影响企业绿色发展的一个重要机制变量，也表明“省直管县”改革确实加剧了地方政府的逐底竞争行为。模型（2）和模型（3）分别考虑地方人均财政收入和财政支出的机制作用。结果表明，在控制了这两个变量后，核心解释变量系数并没有出现显著性变化，且人均财力的估计参数也不显著，这意味着地方人均财力的增加并没有对企业绿色发展起到积极影响。模型（4）将所有机制变量纳入回归方程，结论与模型（1）保持一致。总结上述结论可知，“省直管县”改革下财政激励并没有促进地方政府强化环境治理，反而加剧了地方政府以牺牲环境质量为代价的逐底竞争行为，从而降低了企业能源利用效率。

（二）对污染物排放的影响

企业绿色发展的关键在于实现节能减排，基准回归分析中使用能源利用效率属于从生产端对企业绿色发展进行分析，而全面理解财政激励对企业绿色发展的影响，还需要从产出端对其污染排放情况进行识别。为此，结合样本数据特点，本文以企业生产过程中产出的工业废气、烟尘和工业废水等污染物排放量为基础，经过单位工业产值标准化处理后作为被解释变量，进一步考察“省直管县”改革对企业污染物排放的影响，回归结果如表7所示。可以看出，回归结果进一步佐证了基准回归结论，说明“省直管县”改革形成的财政激励导致地方政府行为扭曲，不仅降低了企业能源使用效率，还增加了企业污染物的排放。需要特别指出的是，环境规制力度的加强有助于降低企业生产过程中污染物的排放。由于国家在“十一五”规划中明确了废水排放中各省化学需氧量的定量减排指标，随后将节能减排目标也纳入到了地方政府绩效考核，就回归结果看，地方政府对废水排放的控制力度要大于烟尘和废气的管制力度，致使模型（6）的估计结果要显著大于模型（2）和模型（4），这说明地方对企业节能减排的影响在一定程度上取决于中央对环境治理的重视程度。

六、结论与政策启示

节能减排是中国绿色经济转型和推进經济高质量发展的现实之路，而推动企业节能减排、实现绿色发展是践行我国“双碳”目标和绿色经济转型战略的关键载体。能否实现经济增长和节能减排双赢，是当前经济转型所面临的重大现实问题。在此背景下，本文以“省直管县”改革为准自然实验，利用2000—2009年中国污染企业数据和双重差分法，识别了财政激励对企业绿色发展的因果效应。研究发现：（1）相比于非试点县，试点县辖区工业企业能源使用效率平均下降了4.4个百分点，这意味着“省直管县”改革的财政激励扭曲了地方政府的环境治理行为，地方政府更倾向于在环境治理中进行逐底竞争，这一结论经过一系列稳健性、共同趋势和排除政策干扰等检验后依然可靠。（2）“省直管县”改革对企业绿色发展的影响主要表现在促进高效率企业向低效率企业的转变，即降低了低污染企业的能源利用效率，而对高污染行业的影响并不显著。此外，“省直管县”改革对国有企业，尤其是对市县辖区所属国有企业的负向效应更为显著。（3）进一步分析表明，“省直管县”改革下县域人均财力的增加并没有提高环境治理效率，反而加剧了县域政府在环境治理中的逐底竞争行为，同时，改革对于企业绿色发展的影响相当程度取决于中央对环境治理的重视程度。

本文的研究结论表明，“省直管县”改革的财政激励恶化了企业节能减排效果。如果不能及时对财政分权中地方政府的竞争性策略行为进行纠正，将很难提升辖区环境质量，进而可能会威胁我国节能减排目标的实现。自2006年以来，中央政府不断强化对环境质量问题的关注，并将节能减排目标作为约束性指标纳入官员绩效考核体系中，改变了地方政府官员“唯GDP论”的扭曲政绩观。本文认为，县域政府作为地方环境治理和经济发展的第一责任主体，应持续完善政府官员考核问责制度，在考核中加大环境质量的评估权重，同时加强环境治理的内外部监督力度，坚持支撑经济高质量发展的“绿色GDP”导向型执政理念。此外，还应设计更为有效的激励机制提升国有企业能源利用效率，而这也是完善省以下财政体制改革的重要所在。

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（责任编辑：子奕）