市場(chǎng)化和公共化構(gòu)成了我國(guó)財(cái)政改革及其理論變革全過程的基本線索。下面是學(xué)習(xí)啦小編為大家整理的財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文，供大家參考。

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文篇一

　　財(cái)政收入與財(cái)政支出關(guān)系

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文摘要

　　摘要：運(yùn)用時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)計(jì)量技術(shù)對(duì)1978-2010年我國(guó)財(cái)政收入和財(cái)政支出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：(1)我國(guó)的財(cái)政收支之間不存在Granger因果關(guān)系，財(cái)政收支之間不存在顯著的相互促進(jìn)效應(yīng);(2)我國(guó)的財(cái)政收支之間具備長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系;(3)實(shí)證結(jié)果顯示，需要充分重視我國(guó)財(cái)政收支之間的有機(jī)聯(lián)系，在繼續(xù)研究如何增加我國(guó)財(cái)政收入的同時(shí)，研究和著手解決我國(guó)的財(cái)政支出問題，以實(shí)現(xiàn)我國(guó)財(cái)政收支的良性互動(dòng)。

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文內(nèi)容

　　關(guān)鍵字：財(cái)政收入 財(cái)政支出 協(xié)整 Granger因果關(guān)系

　　一、引言

　　1978-2010年改革開放以來，按可比價(jià)格計(jì)算我國(guó)財(cái)政收入從1132.26億元增長(zhǎng)到了79373.44億元，年均增速為20.94%。按可比價(jià)格計(jì)算財(cái)政支出從1122.09億元增長(zhǎng)到了93494.47億元，年均增速為21.64%。此外，財(cái)政赤字年均為3859.47億元。

　　關(guān)于稅收和政府支出關(guān)系，主要有4種理論假說。一是Friedman (1978)的“稅收-支出假說”;二是Barro(1974)和Anderson等(1986)提出的“支出-稅收假說”;三是Meltzer和Richard (1981)的“稅收-支出相互促進(jìn)假說”;四是Baghestani和McNown (1994)提出的“稅收和支出之間不存在顯著的相互促進(jìn)效應(yīng)”。關(guān)于稅收和支出關(guān)系的實(shí)證研究，如同理論上的分歧一樣，也存在許多爭(zhēng)議。實(shí)證研究多采用協(xié)整檢驗(yàn)確定財(cái)政收支之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，再根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)確定影響的方向。Von Fursten-berg、Green和Jeong (1985)，Anderson、Wallace和Warner (1986)以及Ram(1988)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)的財(cái)政支出是財(cái)政收入的單向Granger因;Man-age和Marlow (1986)的實(shí)證研究則顯示美國(guó)的稅收是支出的單向Granger因。Joulfaian和Mookerjee (1990)對(duì)OECE16國(guó)的研究支持“稅收支出相互影響假說”。Baghestani和McNown (1994)運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型的實(shí)證研究結(jié)論是稅收和支出之間不存在相關(guān)性。Owoye(1995)對(duì)G7國(guó)家的實(shí)證研究顯示，在日本和意大利，稅收是支出的單向Granger因，而在其他5國(guó)，稅收和支出呈現(xiàn)雙向因果關(guān)系。

　　隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)的財(cái)政收入和財(cái)政支出規(guī)模都在不斷擴(kuò)大，赤字也成為我國(guó)學(xué)者和政府部門關(guān)注的熱點(diǎn)問題。目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多關(guān)注財(cái)政收入、財(cái)政支出本身的增長(zhǎng)或財(cái)政收入、財(cái)政支出增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，進(jìn)行過許多理論和實(shí)證研究，而缺乏對(duì)財(cái)政收入與財(cái)政支出之間關(guān)系的研究。Tsangyao Chang和Yuan Hong Ho(2002)用1977-1999年的數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)的稅收和支出關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為中國(guó)的稅收和支出之間存在雙向因果關(guān)系。但其研究的樣本期過短，研究結(jié)論缺乏可信度。本文擬運(yùn)用Hakkio和Rush (1991)所使用的經(jīng)濟(jì)模型，以1950～2001年我國(guó)的財(cái)政收支數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)我國(guó)財(cái)政收入和財(cái)政支出之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，檢驗(yàn)我國(guó)財(cái)政收入與財(cái)政支出之間的關(guān)系。

　　二、數(shù)據(jù)與模型

　　本文數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)頁(yè)資料，1978年為基期，消除短期經(jīng)濟(jì)因素的影響，此處本文采用1978-2010年CPI指數(shù)計(jì)算得出歷年實(shí)際財(cái)政收入和財(cái)政支出。由于數(shù)據(jù)缺失，樣本數(shù)據(jù)中不包含1979年、1981-1984年和1986-1989年的相關(guān)數(shù)據(jù)。分別對(duì)樣本數(shù)據(jù)去自然對(duì)數(shù)，并不改變變量的特征，Lfin、Lfex分別表示取自然對(duì)數(shù)后的財(cái)政收入和財(cái)政支出。有關(guān)計(jì)量方法模型如下：

　　1、變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的方法通常有DF檢驗(yàn)法、PP檢驗(yàn)法和ADF檢驗(yàn)法(Augmented DF Test)。由于理論和實(shí)踐上的原因，人們通常使用ADF檢驗(yàn)法，其模型為

　　其中，{εt}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分。原假設(shè)為H0：ρ=1，即{ yt}有一個(gè)單位根(非平穩(wěn))。T為時(shí)間趨勢(shì)因素。若ADF值小于Mackinnon臨界值，則序列是平穩(wěn)的，否則是不平穩(wěn)的。單位根檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)按照AIC(Akaike Information Criterion)準(zhǔn)則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。由于實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題的復(fù)雜性，我們采用三種檢驗(yàn)類型分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

　　2、變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)兩個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)通?？刹捎肊ngle Granger最小二乘估計(jì)法。假設(shè){ yt}和{ xt}通過單位根檢驗(yàn)兩個(gè)變量均為I(2)，即兩個(gè)變量二階差分下是平穩(wěn)的，用OLS法建立模型，進(jìn)行協(xié)整分析：

　　協(xié)整方程全面的反應(yīng)了變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

　　3、 變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)告訴我們變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。如果變量X有助于預(yù)測(cè)Y，即根據(jù)Y的過去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上X的過去值，能夠顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是Y的Granger因，否則稱為非Granger因。其檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

　　檢驗(yàn)零假設(shè)為：X是Y的非Granger因，即。由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)非常敏感，通常可以依次多滯后幾階，看結(jié)果是否具有同一性。

　　三、 實(shí)證研究

　　1、單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我國(guó)的Lfin和Lfex的原水平和一階差分水平下序列的ADF值大于Mackinnon臨界值，而二階差分以后ADF值小于Mackinnon臨界值，因此Lfin、Lfex是非平穩(wěn)的，且是I(2)，即二階平穩(wěn)。

　　由檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量Lfin、Lfex是二階平穩(wěn)的，兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

　　2、 協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)上述單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，兩變量Lfin、Lfex均為二階單位根過程，可以由“Engle-Granger兩步法”協(xié)整檢驗(yàn)考察其協(xié)整關(guān)系或長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

　　模型(6)的回歸系數(shù)比較顯著。因此，我國(guó)財(cái)政收入和財(cái)政支出之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整模型(6)。長(zhǎng)期內(nèi)其他條件不變的情況下，我國(guó)財(cái)政支出每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)財(cái)政收入將同方向變動(dòng)1.020個(gè)百分點(diǎn)。我國(guó)的財(cái)政收入增長(zhǎng)和財(cái)政支出增長(zhǎng)之間有著顯著的正相關(guān)性。

　　3、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，由于我國(guó)的Lfin、Lfex均為I(2)過程并具有協(xié)整關(guān)系，故可進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

　　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，財(cái)政收入是財(cái)政支出的非Granger因，財(cái)政支出是財(cái)政收入的非Granger因。我國(guó)的財(cái)政支出不是財(cái)政收入的決定因素，財(cái)政支出增長(zhǎng)不顯著影響財(cái)政收入增長(zhǎng);財(cái)政收入不是財(cái)政支出的決定因素，財(cái)政收入增長(zhǎng)也不顯著影響財(cái)政支出增長(zhǎng)。

　　四、 結(jié)論與政策

　　本文對(duì)1978-2010年我國(guó)財(cái)政支出和財(cái)政收入的研究結(jié)果表明：第一，我國(guó)財(cái)政支出與財(cái)政收入均不具備穩(wěn)定性，但兩者之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，長(zhǎng)期而言，我國(guó)的財(cái)政收入和財(cái)政支出之間具有統(tǒng)計(jì)上的高度相關(guān)性;第二，我國(guó)財(cái)政支出與財(cái)政收入之間不存在互為Granger因果關(guān)系，說明我國(guó)的財(cái)政收入和財(cái)政支出之間不存在顯著的相互促進(jìn)效應(yīng)。

　　根據(jù)研究結(jié)果對(duì)我國(guó)的財(cái)政支出與財(cái)政收入現(xiàn)狀提出以下建議：首先，提高我國(guó)財(cái)政支出的效率，在財(cái)政支出總量上升的同時(shí)，提高投資質(zhì)量，避免投資結(jié)構(gòu)失衡與盲目建設(shè);其次，疏導(dǎo)現(xiàn)行財(cái)政支出管理體系，使之能與市場(chǎng)相互配合，改善財(cái)政支出與財(cái)政收入之間的關(guān)系;最后，重視我國(guó)財(cái)政收入和財(cái)政支出之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，在肯定我國(guó)財(cái)政政策的實(shí)施效果的同時(shí)，進(jìn)一步采取措施以充分發(fā)揮我國(guó)財(cái)政收支政策的積極作用。

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文文獻(xiàn)

　　[1]許雄奇，朱秋白.我國(guó)財(cái)政收入和財(cái)政支出關(guān)系的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2001.

　　[2]馬栓友.稅收政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[M].中國(guó)城市出版社，2001.

　　[3]龐瑞芝·財(cái)政支出影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2002，(3).

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　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文篇二

　　財(cái)政分權(quán)、財(cái)政支出與碳排放

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文摘要

　　摘要：利用1999～2010年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了財(cái)政分權(quán)、財(cái)政支出與二氧化碳排放的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)與碳排放存在正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，財(cái)政分權(quán)還會(huì)對(duì)碳排放產(chǎn)生間接的影響。這種間接影響主要通過政府財(cái)政支出而實(shí)現(xiàn)。隨著財(cái)政支出水平的提高，財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的增加作用會(huì)逐漸減弱。而且，財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的影響存在顯著的區(qū)域差異，高排放地區(qū)財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的增加作用最大，中排放地區(qū)次之，低排放地區(qū)最弱。

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文內(nèi)容

　　關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán);財(cái)政支出;二氧化碳排放

　　中圖分類號(hào)：F124.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-8409(2014)04-0021-04

　　Abstract： Using provincial panel data from 1999 to 2010， analyzed the relationship between fiscal decentralization， fiscal expenditure and carbon dioxide emissions. Result found that fiscal decentralization has a positive significant effect on carbon emission. It also has an indirect impact on carbon emissions. This indirect impact is achieved by the financial expenditure. When financial expenditure increases， the acceleration of fiscal decentralization on carbon emissions will be waning. Moreover， the impact of fiscal decentralization on carbon emissions has regional differences： fiscal decentralization in highemissionregion has the biggest effect， the midregion followed by， and the low region weakest.

　　Key words： fiscal decentralization; financial expenditure; carbon dioxide emissions

　　改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得快速發(fā)展的同時(shí)，也帶來了二氧化碳排放的急劇增加。2009年，中國(guó)政府提出2020年單位GDP碳排放要在2005年的基礎(chǔ)上下降40%～45%的目標(biāo)。中國(guó)為解決環(huán)境污染問題面臨著巨大的減排壓力。蔡昉指出，中國(guó)的環(huán)境問題是由粗放式發(fā)展模式導(dǎo)致的，而這種發(fā)展模式又源于“中國(guó)式分權(quán)”下的政府行為[1]。在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府的行為對(duì)二氧化碳排放起到至關(guān)重要的作用。財(cái)政分權(quán)可以通過兩條途徑影響二氧化碳排放：一是財(cái)政分權(quán)本身可能直接影響碳排放，即“財(cái)政分權(quán)——二氧化碳排放”;二是財(cái)政分權(quán)通過決定地方政府的財(cái)政支出行為，進(jìn)而間接影響碳排放，即“財(cái)政分權(quán)——政府財(cái)政支出——二氧化碳排放”。這種間接效應(yīng)的方向是不確定的，其取決于財(cái)政分權(quán)和政府財(cái)政支出的綜合作用。具體到我國(guó)的情況，財(cái)政分權(quán)伴隨著政治和經(jīng)濟(jì)集權(quán)。以GDP為導(dǎo)向的激勵(lì)機(jī)制會(huì)促使地方政府快速發(fā)展經(jīng)濟(jì)，并且可能會(huì)以犧牲環(huán)境為代價(jià)。那么，中國(guó)財(cái)政分權(quán)、政府財(cái)政支出對(duì)二氧化碳排放的綜合效應(yīng)是什么?財(cái)政分權(quán)制度究竟是激勵(lì)還是限制地方政府實(shí)施碳減排政策?

　　1文獻(xiàn)綜述

　　關(guān)于財(cái)政分權(quán)、政府財(cái)政支出與環(huán)境質(zhì)量的研究主要分為兩類：一類是直接研究財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響。在理論研究方面，Tiebout利用“用腳投票”理論解釋了較高的財(cái)政分權(quán)體制可以激勵(lì)地方政府提供更多的公共服務(wù)來滿足居民的需求，從而吸引更多的居民來該轄區(qū)內(nèi)居住，其中就包括提供較低的環(huán)境污染程度[2]。錢穎等則認(rèn)為政府官員也可能從自身利益出發(fā)，做出與轄區(qū)居民愿望想違背的決策[3]。就環(huán)境質(zhì)量來說，如果缺乏有效的激勵(lì)相容機(jī)制，地方政府官員可能會(huì)為了自身利益而放松對(duì)高污染產(chǎn)業(yè)的管制，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的下降。對(duì)此，國(guó)內(nèi)很多學(xué)者結(jié)合了中國(guó)財(cái)政分權(quán)的具體情況，進(jìn)行了實(shí)證研究。楊瑞龍等首次實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)的財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響，得出財(cái)政分權(quán)度越高，環(huán)境質(zhì)量越差的結(jié)論[4]。張克中等研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)式財(cái)政分權(quán)與碳排放存在正相關(guān)關(guān)系，分權(quán)度的提高不利于碳排放量的減少[5]。閆文娟等指出中國(guó)式財(cái)政分權(quán)確實(shí)增加了污染物的排放強(qiáng)度[6]。

　　另一類研究主要集中在政府財(cái)政支出對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響。李猛實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)的環(huán)境污染程度與人均地方財(cái)政支出之間呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系[7]。盛麗穎通過實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)支出角度的財(cái)政政策的碳減排效應(yīng)要優(yōu)于收入角度[8]。Ramon等認(rèn)為在政府支出中，增加社會(huì)福利和公共物品支出所占的比重會(huì)減少污染物排放量;但在不改變支出結(jié)構(gòu)的前提下，增加政府支出總量并不能減少污染物排放量[9]。

　　上述研究有利于人們理解財(cái)政分權(quán)、政府支出和環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系，但是大多數(shù)文獻(xiàn)將三者的關(guān)聯(lián)割裂成兩方面單獨(dú)討論，一類文獻(xiàn)集中于研究財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響，另一類文獻(xiàn)則集中于研究政府財(cái)政支出對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響。本文的主要貢獻(xiàn)是將這兩方面內(nèi)容納入到統(tǒng)一的框架中進(jìn)行綜合分析，著力于建立財(cái)政分權(quán)、政府財(cái)政支出與二氧化碳排放的內(nèi)在影響機(jī)制，并運(yùn)用中國(guó)1999～2010年省級(jí)面板數(shù)據(jù)做實(shí)證檢驗(yàn)。

　　Dec：目前財(cái)政分權(quán)存在多種度量方法。由于本文研究的是財(cái)政分權(quán)體制下政府支出行為對(duì)碳排放的影響，因此財(cái)政支出是作者的立足點(diǎn)。而且，從支出方面來度量也是中國(guó)研究財(cái)政分權(quán)文獻(xiàn)中常見的做法，如殷德生、周業(yè)安和章泉等。所以，本文用支出分權(quán)度來衡量我國(guó)的財(cái)政分權(quán)，即人均實(shí)際各地區(qū)本級(jí)財(cái)政支出占人均實(shí)際各地區(qū)本級(jí)財(cái)政支出與人均中央本級(jí)財(cái)政支出之和的比重，其中分子和分母都按相應(yīng)的CPI進(jìn)行平減。各地區(qū)的財(cái)政支出數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)財(cái)政年鑒》。 　　Fiscal：財(cái)政支出用各地區(qū)的人均實(shí)際財(cái)政支出表示。各地區(qū)的人均實(shí)際支出水平是以該地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減的、并以1999年為基期的人均實(shí)際財(cái)政支出，單位為元/人。

　　4實(shí)證結(jié)果分析

　　4.1財(cái)政分權(quán)、政府財(cái)政支出與碳排放

　　本文使用了穩(wěn)健型的一階差分GMM估計(jì)全國(guó)層面上財(cái)政分權(quán)、政府財(cái)政支出對(duì)人均二氧化碳排放的影響。通過對(duì)表1中4個(gè)模型進(jìn)行二階序列相關(guān)AR(2)檢驗(yàn)，結(jié)果均顯示接受估計(jì)方程的誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)的假設(shè)。同時(shí)，Sargan過度識(shí)別檢驗(yàn)的結(jié)果也都顯示，不能拒絕工具變量有效性的零假設(shè)(p值均顯著大于0.1)。這說明作者模型設(shè)定的合理性和工具變量的有效性。

　　從表1模型(1)的回歸結(jié)果可看出，滯后一期人均碳排放量的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著且為正。上一期的人均二氧化碳排放量增加1%，當(dāng)期的排放量會(huì)增加0.603%。即使后面加入其他控制變量后，該符號(hào)依然顯著為正。這說明上一期的碳排放量與當(dāng)期量存在正相關(guān)關(guān)系。我國(guó)的二氧化碳排放是一個(gè)連續(xù)、動(dòng)態(tài)累積調(diào)整的過程。因?yàn)槲覈?guó)的工業(yè)資本投入、能源消費(fèi)習(xí)慣和相關(guān)的宏觀調(diào)控具有時(shí)滯性，上一期的碳排放量越多，則這一期的排放量也隨之增加。財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)為正，并且在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。財(cái)政分權(quán)度增加1%，人均二氧化碳排放量則增加3.377%，驗(yàn)證了假設(shè)1。即財(cái)政分權(quán)度越高，人均二氧化碳排放量越大。自從中央政府實(shí)施“分稅制”改革后，地方政府能從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲得更多的收益。地方經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展能夠增加當(dāng)?shù)卣亩愂帐杖?，從而改善政府部門的福利和增加官員的晉升機(jī)會(huì)。因此，地方政府自然會(huì)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為工作的重點(diǎn)，而碳減排等環(huán)境保護(hù)政策則淪為其次。再加上碳排放本身具有負(fù)的外部性，而努力減排具有正的外部性。所以很多地方政府在碳減排問題上會(huì)采取“搭便車的行為”，從而導(dǎo)致二氧化碳排放不斷增加。

　　人均財(cái)政支出的估計(jì)系數(shù)為正且顯著。即人均財(cái)政支出增加1%，人均二氧化碳排放量增加0.816%。這也驗(yàn)證了作者的假設(shè)2，政府財(cái)政支出越多，二氧化碳排放量越大。由于地方政府官員的任期一般比較短，所以決策者會(huì)將財(cái)政支出投入到能盡快出政績(jī)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)領(lǐng)域。而環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域由于具有投資大、見效期限長(zhǎng)和短期內(nèi)政績(jī)體現(xiàn)不明顯的特點(diǎn)，往往不受到青睞。因此，很多地方政府會(huì)將經(jīng)濟(jì)建設(shè)作為財(cái)政支出的重點(diǎn)。通過大力建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施、減免稅費(fèi)和降低環(huán)境監(jiān)管等方式吸引企業(yè)到當(dāng)?shù)赝顿Y設(shè)廠。地方政府對(duì)招商引資的狂熱追求，不僅弱化了當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，也間接縱容了企業(yè)排放二氧化碳。

　　在模型(1)的基礎(chǔ)上，本文分別引入了其他控制變量，從表1的估計(jì)結(jié)果可得，3個(gè)核心變量的符號(hào)和估計(jì)結(jié)果是非常穩(wěn)健的。模型(2)中加入了第二產(chǎn)業(yè)比重，估計(jì)系數(shù)顯著為正。這說明我國(guó)的第二產(chǎn)業(yè)與二氧化碳排放之間顯著正相關(guān)。目前第二產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中仍居于主導(dǎo)地位，并且處于高耗能的狀態(tài)。因此，第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重增加，會(huì)提高二氧化碳的排放量。模型(3)中加入了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出，其估計(jì)系數(shù)顯著為正。隨著城鎮(zhèn)居民生活水平的提高，人們對(duì)生活的物質(zhì)追求逐漸多樣化。私家車的使用、旅游出行、大型家用電器的使用和居住條件的改善，造成了居民消費(fèi)的碳排放增加。模型(4)中加入了貿(mào)易開放度的指標(biāo)，其估計(jì)系數(shù)顯著為正。我國(guó)加入世界貿(mào)易組織后，進(jìn)出口貿(mào)易額逐漸上升。發(fā)達(dá)國(guó)家將污染和能源密集型企業(yè)向我國(guó)轉(zhuǎn)移，使我國(guó)更多地從事高碳產(chǎn)業(yè)。

　　4.2區(qū)域差異分析

　　我國(guó)各地區(qū)人均二氧化碳排放量相差較大，碳排放量比較大的省份主要集中在煤炭資源豐富、人口較多和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)。而我國(guó)目前東中西部區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)并不適合對(duì)各省的碳排放量進(jìn)行區(qū)域差異分析。因此，本文按照1999～2010年各省人均二氧化碳排放量的大小重新劃分碳排放區(qū)域高排放區(qū)包括內(nèi)蒙古、山西、寧夏、上海、天津、遼寧、河北、北京、山東和新疆;中排放區(qū)包括吉林、浙江、江蘇、青海、黑龍江、貴州、湖北、河南、陜西和廣東;低排放區(qū)包括福建、甘肅、安徽、云南、湖南、海南、江西、重慶、廣西和四川。 。從圖2可以看出，我國(guó)的人均碳排放呈現(xiàn)出不均衡分布的態(tài)勢(shì)。但是，高排放區(qū)所包含的省份在地域上具有一定的集聚性，主要位于我國(guó)的中北部和環(huán)渤海地區(qū)。這是由于環(huán)境污染在空間上具有關(guān)聯(lián)性，鄰近地區(qū)在資源稟賦和能源消耗結(jié)構(gòu)上具有一定的相似性。

　　第二，由區(qū)域差異分析看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)高排放區(qū)的人均碳排放量影響最大，中排放區(qū)次之，低排放區(qū)最小。并且，中高排放區(qū)所包含的省份在地域上有一定的集聚性，主要集中在我國(guó)的東北、西北和京津唐地區(qū)。這是由于環(huán)境污染在空間上具有關(guān)聯(lián)性，很多地方政府想通過“搭便車的行為”來規(guī)避減排責(zé)任。因此，鄰近的地方應(yīng)該加強(qiáng)區(qū)域合作，打破行政關(guān)系的壁壘，共同治理碳排放問題。

　　財(cái)政學(xué)財(cái)政支出論文文獻(xiàn)

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