李一花 李 佳

(山東大學 經(jīng)濟學院，山東 濟南 250100)

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了高速發(fā)展，但同時也付出了高額的環(huán)境成本和生態(tài)惡化的代價。為保障經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和改善社會福利水平，2010年國務院正式下發(fā)《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》，賦予不同國土空間以優(yōu)先開發(fā)、重點開發(fā)、限制開發(fā)和禁止開發(fā)的功能，并對限制開發(fā)和禁止開發(fā)的地區(qū)分步實施生態(tài)補償轉移支付制度。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和全面建成小康社會任務的推進，生態(tài)補償被賦予了新的使命。2018年國務院扶貧辦、財政部等6個部門聯(lián)合發(fā)布了《生態(tài)扶貧工作方案》，明確表示要發(fā)揮生態(tài)補償在精準減貧、精準脫貧中的作用，實現(xiàn)脫貧攻堅與生態(tài)文明建設的雙贏。因此深入分析生態(tài)補償?shù)臏p貧效果和減貧機制是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的題中應有之義。

關于生態(tài)與貧困的關系，一些學者認為，生態(tài)脆弱區(qū)往往也是貧困人口集中的區(qū)域，生態(tài)補償是實現(xiàn)減貧目標的有力工具。Grieg-Gran et al.(2005)理論分析了拉丁美洲的森林環(huán)境服務生態(tài)補償政策，發(fā)現(xiàn)該政策對當?shù)鼐用袷杖胗姓蛴绊?。Alix-Garcia et al.(2015)實證分析發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償?shù)膶嵤┙档土送恋負p失，并產(chǎn)生了積極的減貧效應。Wang et al.(2017)基于經(jīng)濟模型分析發(fā)現(xiàn)生態(tài)補償可以減輕社會經(jīng)濟的不平等從而達到減貧效果。此外，學者們還對生態(tài)補償?shù)臏p貧機制進行了研究。Zilberman et al.(2008)發(fā)現(xiàn)生態(tài)補償政策的實施會通過支付農(nóng)戶補償金和提高農(nóng)作物價格的方式，提高農(nóng)戶總收入。Ola et al.(2019)研究發(fā)現(xiàn)加強對生態(tài)補償資金的監(jiān)管和提高補償水平，有利于改善生態(tài)補償?shù)目冃?。國內學者對生態(tài)補償?shù)难芯考杏谄洵h(huán)境治理效應，而對其減貧效應的研究相對較少。王立安等(2009b)從理論層面提出了西部地區(qū)“農(nóng)戶生計資本測量指標體系”，用以衡量生態(tài)補償實施前后貧困居民生計資本變化情況，為以后實證測算奠定基礎。李國平等(2014)以陜西省為例，實證分析發(fā)現(xiàn)重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付的實施可以改善縣域環(huán)境質量，提高生態(tài)資源規(guī)模。

與上述觀點相反，一些學者認為，生態(tài)補償是為改善環(huán)境而實施的政策，減貧不應被列為政策目標。Adams et al.(2004)認為生態(tài)補償和減貧是兩個完全不同的方面，如果刻意做到兩樣兼顧，會使得生態(tài)補償制度失效。Wunder(2008)、Muradian et al.(2013)認為與政府減貧目標相比，生態(tài)補償計劃的減貧效果較弱，且減貧目標的加入會使得生態(tài)補償?shù)沫h(huán)境改善失去效率。王立安等(2009a)認為我國生態(tài)補償?shù)臏p貧策略在實踐上仍有許多問題需要深化，如土地權屬問題。吳樂等(2017)實證分析發(fā)現(xiàn)當前標準下的生態(tài)補償政策對農(nóng)戶的長期收入有負向影響，生態(tài)補償制度并不能達到減貧效果。

梳理已有文獻，本文發(fā)現(xiàn)，目前對生態(tài)補償制度的減貧效應研究具有以下三個特點：其一，研究多集中于國外，國內學者對生態(tài)補償?shù)难芯科鸩捷^晚，且集中于其環(huán)境改善效果的研究，與貧困結合的較少。其二，學者們對生態(tài)補償減貧效應的實證分析大多基于個別地區(qū)數(shù)據(jù)進行，覆蓋面有限，代表性不足。其三，生態(tài)補償制度和居民貧困狀況之間存在顯著的雙向因果關系，實證分析中極易引發(fā)內生性問題，但已有的實證研究鮮有考慮到這一問題，導致實證結果可能存在誤差?；谝陨戏治?，本文采用重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付制度數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法進行實證分析，以期測度我國生態(tài)補償制度的減貧效應，并分析其減貧機制。相比以往文獻，本文的創(chuàng)新之處在于：

其一，構建了生態(tài)補償?shù)臏p貧機制框架。引入“環(huán)境效應”和“就業(yè)效應”，體現(xiàn)生態(tài)補償政策改善環(huán)境的直接政策效應和推動勞動力流動的間接政策效應，全面測度生態(tài)補償政策的影響效果。

其二，對重點生態(tài)功能區(qū)所在縣進行全樣本分析。覆蓋東、中、西部10個省份、596個縣。由于生態(tài)補償數(shù)據(jù)不公開，本文通過政府門戶網(wǎng)站中“依申請公開”的方式，從各省人民政府、財政廳等部門申請共獲得17972條數(shù)據(jù)，手工整理篩選后得到8940條數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)的權威性、可靠性強。

其三，系統(tǒng)詳盡的實證分析。本文首先對實證樣本進行雙重差分法(DID)基準回歸分析；為克服內生性影響，進一步利用 PSM-DID 方法進行實證分析。在此基礎上，采用多種方法對實證結果進行穩(wěn)健性檢驗，如更換匹配變量的穩(wěn)健性檢驗、安慰劑檢驗。同時，本文還對實證結論的異質性進行分析，區(qū)分了不同貧困水平居民的減貧效應、不同地區(qū)發(fā)展模式的減貧效應以及重點生態(tài)功能區(qū)細分的減貧效應等。

二、典型事實

(一)重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付制度演進

重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付制度(下文統(tǒng)稱為生態(tài)補償)從2008年開始試點實施，旨在引導地方政府加強生態(tài)環(huán)境保護，提高基本公共服務能力。該制度實施初期，受補助縣區(qū)分布在17個不同省份，覆蓋221個縣區(qū)。隨著2010年《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》的出臺，國土空間開發(fā)格局被進一步明確，生態(tài)補償?shù)难a助范圍也進一步擴大，享受生態(tài)補償?shù)目h區(qū)從2008年的221個增加到2013年的492個。隨著生態(tài)文明建設的推進和全面建成小康社會的對標，生態(tài)補償辦法相繼在資金分配、考核標準、補助范圍等方面做出了相應調整，具體內容如表1所示。

由表1可知，2012年之前生態(tài)補償資金分配辦法的依據(jù)是標準財政收支缺口和補助系數(shù)，考核標準集中在生態(tài)環(huán)境治理和公共服務供給兩個方面，資金主要用于污染治理、生態(tài)建設和公共服務。隨著黨的十八大提出生態(tài)文明建設等五位一體的發(fā)展戰(zhàn)略，中央財政將生態(tài)補償?shù)目己藰藴始性谏鷳B(tài)環(huán)境治理狀況，以此加強功能區(qū)所在地政府對生態(tài)環(huán)境的重視。2016年后財政部相繼對生態(tài)補償辦法進行了調整，在資金分配中加入生態(tài)護林員(主要是貧困人口)補助，并將貧困地區(qū)列入重點補助行列，同時考核標準也由單一的生態(tài)指標擴展為生態(tài)環(huán)境、產(chǎn)業(yè)準入和生態(tài)減貧三個方面，資金用途增加了生態(tài)移民和生態(tài)減貧投入。

表1 生態(tài)補償制度的沿革

圖1是2008—2018年生態(tài)補償資金規(guī)模、補助縣區(qū)的變化情況?？梢钥闯?，從2008年到2018年，生態(tài)補償規(guī)模持續(xù)提高，從2008年的60.52億元上升至2018年的721億元，提高了近12倍，累計投入達4430.7億元。從補助區(qū)縣范圍看，從2008年的124個提高到2016年的708個，增長了4.7倍(1)受補助縣數(shù)量為19個省(市)重點生態(tài)功能區(qū)所在縣，北京、天津、河北三地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失未計算在內。。

圖1 生態(tài)補償補助范圍和規(guī)模變化

(二)重點生態(tài)功能區(qū)貧困狀況

重點生態(tài)功能區(qū)具有自然資源豐富但環(huán)境承載力低以及經(jīng)濟發(fā)展落后的特點。重點生態(tài)功能區(qū)也是貧困人口相對集中的地區(qū)。截至2016年底，我國重點生態(tài)功能區(qū)覆蓋的縣有725個，而國家減貧工作重點縣和集中連片特困地區(qū)縣有832個，其中有434個“雙重縣”既屬于國家重點生態(tài)功能區(qū)又是國家減貧工作重點縣。以農(nóng)村居民人均純收入為指標衡量居民貧困水平，生態(tài)補償補助地區(qū)居民的貧困水平如圖2中所示。

由圖2可以看出，2008年生態(tài)補償政策實施后，受補助縣區(qū)農(nóng)村居民人均收入呈現(xiàn)出較為顯著的增長態(tài)勢，由2008年的3374.8元增長到2016年的11230.3元，增長幅度高達232.7%。其中，2011—2012年農(nóng)村居民人均收入增長速度最快，達到38.09%。

圖2 重點生態(tài)功能區(qū)居民收入水平變化

接受生態(tài)補償后，重點生態(tài)功能區(qū)的自然環(huán)境狀況的變化情況如圖3所示。接受補償后，重點生態(tài)功能區(qū)內人均造林面積變化波動明顯，2009—2012年整體呈現(xiàn)出下降的態(tài)勢，而2012年后則呈現(xiàn)較為顯著的上升趨勢。農(nóng)業(yè)環(huán)境質量，可反映污染和環(huán)境生產(chǎn)力情況。借鑒匡遠鳳等(2012)的做法，采用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(ATFP)表示，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率自2009年后呈現(xiàn)出顯著的增長態(tài)勢，由2009年的0.54增長至2016年的0.91，增速顯著。

圖3 重點生態(tài)功能區(qū)人均造林面積和農(nóng)業(yè)環(huán)境質量(ATFP)變化

三、理論分析與研究假設

長期以來，重點生態(tài)功能區(qū)發(fā)揮著生態(tài)保障、資源儲備、環(huán)境改善等作用，關系到較大范圍乃至全國的生態(tài)系統(tǒng)安全，但也在一定程度上加劇了該區(qū)域居民的貧困?！丁笆濉鄙鷳B(tài)環(huán)境保護規(guī)劃》《主體功能區(qū)規(guī)劃》等規(guī)劃的出臺，更加強調了重點生態(tài)功能區(qū)提供“生態(tài)產(chǎn)品”的首要任務，明確限制了其高強度大規(guī)模的工業(yè)化及城市化開發(fā)，這加劇了重點生態(tài)功能區(qū)居民的貧困程度，使其成為“生態(tài)貧民”。

造成這種“生態(tài)貧困”的一個重要原因就是生態(tài)環(huán)境的“外部性(Externality)”。重點生態(tài)功能區(qū)內居民作為自然資源的凈提供者，卻無法得到相應的經(jīng)濟激勵或補償，就導致了該區(qū)域內生態(tài)環(huán)境供需失衡。經(jīng)濟學中通常用“庇古稅”或“補貼”解決外部性問題，即通過政府行為對外部經(jīng)濟的群體進行干預，將其外部效應內部化。重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付制度是我國目前唯一的大規(guī)模、普遍性的生態(tài)補償制度，通過給予重點生態(tài)功能區(qū)所在地政府轉移支付補助，鼓勵政府部門加強生態(tài)建設，發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟，為居民提供更優(yōu)質的公共服務，將重點生態(tài)功能區(qū)的外部生態(tài)效應內部化。如圖4所示，生態(tài)補償?shù)膶嵤⒓訌娝诘貐^(qū)生態(tài)建設，改善生態(tài)環(huán)境，提供就業(yè)崗位，并降低生態(tài)資源的過度開發(fā)，打破“環(huán)境——貧困陷阱”，改善“生態(tài)貧困”。

不同于退耕還林、退耕還草等將補助直接發(fā)放給個人的補償方式，重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付是將補助資金劃撥至當?shù)卣儆烧块T對重點生態(tài)功能區(qū)的發(fā)展和建設進行統(tǒng)一規(guī)劃管理。政府部門通過改善生態(tài)環(huán)境、發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟、提供居民就業(yè)等方式降低居民貧困水平，因此，其對居民貧困水平的影響可以分為以下兩種方式。

首先是直接影響。第一，生態(tài)補償?shù)膶嵤龑У胤秸訌娚鷳B(tài)建設，擴大受補助區(qū)域自然資源規(guī)模，如林地面積、水資源規(guī)模等，這使得居民農(nóng)業(yè)投入成本降低，從而達到增加收入、減少貧困的目的。第二，生態(tài)補償?shù)膶嵤畹胤秸卫砦廴?、改善脆弱地區(qū)生態(tài)環(huán)境，如改善水土、防風固沙、涵養(yǎng)水源等，因此提高受補助區(qū)域環(huán)境質量和環(huán)境生產(chǎn)力，有利于農(nóng)作物產(chǎn)量的提高，進而增加居民第一產(chǎn)業(yè)收入，降低貧困。第三，生態(tài)環(huán)境的改善可以更好發(fā)揮功能區(qū)內生態(tài)資源優(yōu)勢，大力發(fā)展生態(tài)旅游業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)、生態(tài)林產(chǎn)業(yè)等，拓寬貧困人口增收渠道，從而達到降低貧困的目的。上述生態(tài)補償?shù)闹苯有疚姆Q之為“環(huán)境效應”。

其次是間接影響。第一，生態(tài)補償在改善受補助區(qū)域自然資源規(guī)模和環(huán)境質量的基礎上，會改變居民原有的生計選擇，如部分地區(qū)地方政府選擇封山育林、退耕還林等方式進行生態(tài)建設，則農(nóng)戶可使用的農(nóng)業(yè)用地就會減少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對勞動力的需求大幅下降，導致剩余勞動力選擇外出務工或利用補償資金進行個體經(jīng)營活動等。第二，生態(tài)補償制度在改善生態(tài)的過程中向貧困人口提供部分生態(tài)管護崗位(如生態(tài)護林員)，其生態(tài)建設工程也會為居民提供更多的就業(yè)機會，且政策要求這些崗位要優(yōu)先提供給貧困人口，從而發(fā)揮以工代賑的作用。第三，重點生態(tài)功能區(qū)建設將形成大量生態(tài)移民，推動生態(tài)脆弱區(qū)域勞動力向生態(tài)環(huán)境好的地區(qū)流動，在一定程度上推動了受補助區(qū)域城市化進程。綜上所述，生態(tài)補償政策的實施會改變地區(qū)居民的就業(yè)方式，使其就業(yè)形式多樣化、非農(nóng)化。相較于農(nóng)業(yè)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動回報更高(夏慶杰，2019)，且相較于單一的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入，多樣化的就業(yè)形式和收入來源會提高家庭收入水平，從而達到降低貧困的目的。上述生態(tài)補償政策實施的間接效應，本文稱之為“就業(yè)效應”。

基于以上兩個效應，本文提出：

假設1：生態(tài)補償通過外部生態(tài)效應內部化，達到降低居民貧困水平的效果。

假設2：生態(tài)補償?shù)膶嵤┐嬖凇碍h(huán)境效應”，通過提高受補助區(qū)域自然資源規(guī)模和改善環(huán)境質量，增加居民收入，減少貧困。

假設3：生態(tài)補償?shù)膶嵤┐嬖凇熬蜆I(yè)效應”，通過改變居民就業(yè)結構，增加居民收入，減少貧困。

四、研究設計

為進一步分析生態(tài)補償對減貧效果的影響，本部分利用我國2002—2016年重點生態(tài)功能區(qū)的縣級數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法進行實證分析。

(一)PSM-DID方法的基本思想

評估政策或改革的效應通常采用雙重差分(DID)法，但應用雙重差分法的前提是實驗組和對照組需要滿足平行趨勢假設。以生態(tài)補償?shù)膶嵤槔?，平行趨勢意味著受補助區(qū)域和不受補助區(qū)域居民貧困水平的變化趨勢不存在系統(tǒng)差異，這一前提條件在現(xiàn)實中很難得到滿足。PSM-DID方法是在進行雙重差分前，先對實驗組和對照組進行傾向得分匹配，找到盡可能相似的個體，即在受補助區(qū)域和不受補助區(qū)域中找到盡可能相似的兩個縣，使其在除“是否受補助”這一特征不同外，其余特征盡可能相似，這樣可以有效解決政策實施前不完全具備平行趨勢假設所帶來的問題。此外，由于生態(tài)補償?shù)膶嵤┖芸赡芘c居民貧困水平存在雙向因果關系，而內生性問題會影響實證分析的準確性，采用PSM-DID方法可以有效避免內生性問題。

(二)數(shù)據(jù)選取

綜合考慮生態(tài)補償?shù)膶嵤┣闆r和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2002—2016年重點生態(tài)功能區(qū)覆蓋的10個代表性省份、596個縣進行研究，所選擇的縣涉及防風固沙、水源涵養(yǎng)、生物多樣性、水土保持等各類生態(tài)問題(2)10個省份分別為吉林、黑龍江、安徽、湖北、廣東、海南、四川、青海、甘肅、寧夏。由于重點生態(tài)功能區(qū)的縣級樣本龐大，但部分省份數(shù)據(jù)無法全部獲得，因此選擇數(shù)據(jù)樣本較為全面、較為典型的上述10個省份的縣進行研究。。以2008年“重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付制度實施”作為政策沖擊，通過PSM方法進行近鄰匹配和雙重差分回歸。生態(tài)補償補助縣的數(shù)據(jù)由各省、市政府門戶網(wǎng)站“依申請公開”系統(tǒng)申請信息公開得到，包括各縣某一年份是否接受生態(tài)補償補助以及是否被劃分為重點生態(tài)功能區(qū)，共申請獲得17972條數(shù)據(jù)，手工整理篩選后得到8940條用于本文實證分析。其余變量數(shù)據(jù)通過各年份《中國縣域統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和各省、市統(tǒng)計年鑒、縣統(tǒng)計公報整理得到。

(三)模型構建與變量說明

為檢驗生態(tài)補償對居民貧困水平的影響，本文采用PSM-DID方法進行數(shù)據(jù)處理，先采用傾向得分匹配法給實驗組匹配相近的對照組，再在匹配后的樣本范圍內采用雙重差分法來檢驗生態(tài)補償對居民貧困水平的凈影響，模型如下：

povertyit=β0+β1DID+∑β2Mecha+∑β3Control+β4i.time+ri+εit

(1)被解釋變量povertyit表示縣區(qū)居民貧困程度，通過農(nóng)民人均純收入與各年度貧困線之比衡量居民貧困情況，即“農(nóng)民人均純收入/貧困線”。若比值大于1，則表示該地區(qū)人均收入高于貧困線，且比值越大代表地區(qū)越富裕；若比值小于1，則表示該地區(qū)人均收入低于貧困線，且比值越小代表貧困程度越高。為保證數(shù)據(jù)的可比性，本文根據(jù)“農(nóng)村居民消費價格指數(shù)”對貧困線進行年度調整(3)由于“2008年標準”實際上是從2000年開始使用的，此后國家在2010年又頒布了新的貧困標準，即“2010標準”。因此，本文所使用的數(shù)據(jù)中，2002—2010年按照“2008 標準”以2002年為基期平減得到；2011—2016年按照“2010標準”以2011年為基期平減得到。。下標i和t分別代表第i個縣和第t年。

(2)解釋變量交乘項DID表示生態(tài)補償減貧效應，以“是否接受生態(tài)補償”和“是否為生態(tài)補償制度實施年份”的交乘項來衡量(4)2008年及以后，變量取值為1。。若回歸系數(shù)為正，代表生態(tài)補償制度能夠提高居民收入水平，降低貧困。反之則反是。

(3)影響機制變量Mecha包括“環(huán)境效應”與DID的交乘項、“就業(yè)效應”與DID的交乘項?！碍h(huán)境效應”包括自然資源規(guī)模和環(huán)境質量兩類因素，分別用各縣人均造林面積和各縣農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(ATFP)表示，其中ATFP的測算方式為“索羅余值法”。若回歸系數(shù)為正則表示影響機制變量可以正向提高生態(tài)補償制度的減貧效果，反之則表示機制變量會抑制生態(tài)補償制度的減貧效果?！熬蜆I(yè)效應”包括勞動力就業(yè)結構和勞動力流動兩類因素。勞動力結構用“農(nóng)林牧漁業(yè)”從業(yè)人員數(shù)占總人口的比重表示。這一比重越高，代表該縣區(qū)居民越集中于從事第一產(chǎn)業(yè)，其就業(yè)多樣化程度越低；若回歸系數(shù)為負，則可以反面證明居民就業(yè)形式的多樣化有助于降低貧困。勞動力流動用城市化率表示，生態(tài)政策的實施會引發(fā)大量生態(tài)移民，使得原來居住在生態(tài)脆弱地區(qū)的居民搬遷至生產(chǎn)條件更好的地區(qū)，在很大程度上加快了重點生態(tài)功能區(qū)城市化進程，因此，用城市化率測度生態(tài)政策引發(fā)的勞動力流動情況，具體計算方式為縣城鎮(zhèn)戶籍人口與縣戶籍總人口之比。

(4)Control代表一系列控制變量。本文認為除生態(tài)補償政策的實施、“環(huán)境效應”與“就業(yè)效應”引發(fā)的扶貧效果外，地方的經(jīng)濟社會發(fā)展也會對居民貧困產(chǎn)生一定影響，如地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展會帶動貧困人口增收，地方政府財政能力的提高會為貧困人口提供更多公共品以減緩貧困，地方工業(yè)企業(yè)的發(fā)展會帶動貧困人口就業(yè)增收等。因此，本文選取以下變量作為控制變量，以更加科學地測度生態(tài)補償?shù)姆鲐毿Ч航?jīng)濟發(fā)展水平(ln pgdp),用人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)表示；地方財政能力(ln finance)，用地方人均財政收入的對數(shù)表示；地區(qū)工業(yè)企業(yè)發(fā)展情況(ln poutput)，用各縣規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)人均產(chǎn)值的對數(shù)表示。

(5)其他變量。在多期DID模型中，應加入時間虛擬變量i.time降低時間變化帶來的影響。ri用來控制不隨時間變化的個體固定效應；εit表示隨機干擾項。

(四)數(shù)據(jù)描述

各變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 各變量計算方式及描述性統(tǒng)計

五、實證結果與分析

(一)基準回歸分析

為估計生態(tài)補償對居民貧困水平的影響，本文先采用雙重差分法(DID)進行實證檢驗，具體分為僅對雙重差分項的檢驗、加入影響機制解釋變量的檢驗和加入控制變量的檢驗，結果見表3。

表3 基準回歸結果

由基準回歸結果發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償?shù)膶嵤╋@著改善了居民貧困變量狀況，且這種正向影響在加入影響機制變量和控制變量后同樣顯著，與假設1所述相符。影響機制變量方面，回歸結果顯示，生態(tài)補償?shù)摹碍h(huán)境效應”可以有效提高其減貧效果，表現(xiàn)為受補助區(qū)域自然資源規(guī)模越大，越有利于提高生態(tài)補償?shù)臏p貧效應；農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率越高，越有利于提高生態(tài)補償?shù)臏p貧效應。這一結論與假設2相符，即重點生態(tài)功能區(qū)內自然資源規(guī)模擴大和環(huán)境改善有利于受補助區(qū)域居民發(fā)展生態(tài)產(chǎn)業(yè)，提高收入水平，從而擺脫“環(huán)境-貧困陷阱?！熬蜆I(yè)效應”回歸結果顯示，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比越高，即居民就業(yè)多樣化程度越低，越不利于生態(tài)補償?shù)臏p貧效應實現(xiàn)；而勞動力流動性越強，即城市化率越高，越有利于提高減貧效應，這與假設3一致，說明在自然資源總量規(guī)模和承載力有限情況下，受補助區(qū)域居民的脫貧不能過于依賴第一產(chǎn)業(yè)，通過勞動力流動和增加非農(nóng)就業(yè)的收入，是擺脫貧困的重要途徑?？刂谱兞糠矫?，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高、地方政府財政能力越強，越有利于提高居民收入水平，這意味著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和政府財政能力是減貧投入和農(nóng)業(yè)基礎設施建設的保障。此外，回歸結果顯示，地方規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值與居民收入水平存在正向關系，本文推測，工業(yè)企業(yè)的發(fā)展可以為貧困勞動力提供非農(nóng)就業(yè)崗位，為其增加工資性收入。

(二)PSM-DID回歸分析

為克服重點生態(tài)功能區(qū)(實驗組)和其他縣區(qū)(對照組)的變動趨勢存在的系統(tǒng)性差異，降低雙重差分法估計偏誤，本文進一步利用 PSM-DID 方法進行實證檢驗。

PSM-DID回歸第一步為傾向得分匹配，通過是否接受生態(tài)補償?shù)奶摂M變量對協(xié)變量進行 Logit回歸，得到傾向得分值，再按照傾向得分值的大小進行配對。具體做法為以2008年政策實施變量“treated”構建影響“享受國家生態(tài)補償”的Logit模型，選取協(xié)變量人均造林面積、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率、勞動力就業(yè)結構、城市化率、地方經(jīng)濟發(fā)展水平、地方政府財政能力和地區(qū)工業(yè)企業(yè)發(fā)展狀況進行匹配，得到傾向得分值。傾向得分值最接近的縣區(qū)即為受補助縣區(qū)的配對地區(qū)，通過這種方法可以最大程度減少不同縣區(qū)在收入水平上存在的系統(tǒng)性差異，保證其具有相同的影響因素，從而減少 DID 估計偏誤。

1.平行趨勢檢驗

傾向得分匹配(PSM)將影響干預的協(xié)變量在實驗組和對照組之間進行平衡，找到與接受重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付相近的傾向值的樣本作為匹配對象，從而估計干預效果。因此為了保證匹配效果，需要對處理組和控制組的協(xié)變量的標準化偏差進行檢驗，即檢驗匹配后各變量實驗組和對照組是否變得相似。只有實驗組和對照組的協(xié)變量在匹配后不存在顯著差異，才能肯定 PSM方法的結果。平衡性檢驗結果如表4所示。

表4 匹配后平行趨勢檢驗結果

從各協(xié)變量的檢驗結果來看，匹配前大多數(shù)變量在實驗組和對照組之間存在顯著差異，不滿足平衡性假設，而匹配后各變量t檢驗的結果均接受“實驗組和對照組無系統(tǒng)差異”的原假設，即匹配后各變量均不存在顯著性差異。

2.共同支撐檢驗

圖5是最近鄰匹配下實驗組與對照組的傾向值在匹配前后的核密度圖。匹配前，實驗組與對照組的傾向值概率分布存在明顯差異；而匹配后，重疊區(qū)域十分明顯，實驗組與對照組傾向值概率分布的差異縮小，匹配后的結果較好，共同支撐假設得到較好驗證。基于以上檢驗結論，本文PSM方法的分析結果是可信的。

圖5 匹配前后核密度圖

3.PSM-DID回歸

對樣本進行PSM匹配后，去掉不支持樣本，并在可匹配樣本范圍內進行DID回歸，回歸結果如表5所示。可以看出，PSM-DID回歸結果與基準回歸結果差別不大，證明了生態(tài)補償?shù)膶嵤用袷杖胗姓蛴绊懙慕Y論是可靠的。從影響機制變量來看，無論是“環(huán)境效應”還是“就業(yè)效應”都沒有太大變化。其他變量的結果與基準回歸結果也保持了基本一致，此處不再贅述。

表5 PSM-DID回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.更換匹配變量的穩(wěn)健性檢驗

PSM-DID方法對實驗組和對照組進行傾向得分匹配，目的是找到盡可能相似的個體，使其在除“是否受補助”這一特征不同外，其余特征盡可能相似。但匹配過程中所用的變量不同，匹配結果也會有所差別。為保證在相似的匹配變量下回歸結果穩(wěn)健，本文參考黃志平(2018)使用的穩(wěn)健性檢驗方法，通過更換匹配變量檢驗實證結果的穩(wěn)健性。本文依次將匹配變量替換為只反映地區(qū)環(huán)境效(“人均林地面積”和“農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率”)、只反映地區(qū)就業(yè)效應(“勞動力就業(yè)結構”和“城市化率”)、只反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況(“地方經(jīng)濟發(fā)展水平”“地方政府財政能力”和“工業(yè)企業(yè)發(fā)展狀況”)，然后分三次依次對處理組進行傾向得分匹配，待匹配好對照組后再依次做雙重差分，最后得出回歸結果如表6所示。

如表6所示，更換匹配變量的實證結果與PSM-DID回歸結果類似，無論將匹配變量更換為只反映地區(qū)環(huán)境效應、只反映地區(qū)就業(yè)效應或是只反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況，解釋變量DID對居民人均收入的回歸系數(shù)均顯著為正，說明實施生態(tài)補償降低居民貧困水平的作用是穩(wěn)健的。影響機制變量和控制變量的回歸系數(shù)也與PSM-DID回歸中差別不大。

表6 更換匹配變量的穩(wěn)健性檢驗回歸結果

2.安慰劑檢驗

除了實施生態(tài)補償這一政策沖擊外，其他政策或者隨機因素也可能導致居民貧困程度的差異。為了排除這種潛在的影響，本文借鑒劉瑞明等(2015)和黃志平(2018)的做法，假設實驗組實施生態(tài)補償?shù)哪攴萏崆発年來進行反事實的檢驗。具體而言，假設實驗組提前1年開始實施制度，則2007年數(shù)據(jù)didk1變量取值為1，否則取值為0；假設實驗組提前2年開始實施制度，則2006年數(shù)據(jù)didk2變量取值為1，否則取值為0；以此類推，共假設政策提前1年、2年和3年進行，回歸結果如表7所示。

表7 安慰劑檢驗結果

從表7回歸結果可以看出，無論假設生態(tài)補償提前幾年實施，DID的回歸系數(shù)均不顯著，這表明居民收入規(guī)模的提升來源于生態(tài)補償制度的實施，而非其他政策或者隨機因素，因此，本文的PSM-DID結果是可信的。

(四)異質性分析

1.對不同貧困水平居民的減貧效應檢驗

由于重點生態(tài)功能區(qū)內部居民的收入水平是有差異的，是否實施生態(tài)補償對不同收入水平居民的減貧存在差異性影響，值得進一步進行分析。本文基于農(nóng)村居民人均純收入，將研究樣本分為“貧困”和“不貧困”兩種類型，并分類分析生態(tài)補償制度對其收入水平的影響。對于貧困水平的劃分，本文參考羅良清等(2020)的劃分方式，采用“既能反映我國實際，又方便進行國際比較”的標準進行分組。其中，低檔貧困線為我國規(guī)定的農(nóng)村貧困線標準2300元/年，用“貧困線1”表示；高檔貧困線為世界銀行2017年規(guī)定的中低收入國家貧困線標準3.2美元/天(3886元/年)，用“貧困線2”表示。不同貧困程度居民的減貧效應檢驗結果如表8所示。

表8 對不同貧困水平居民的減貧效應檢驗結果

由表8回歸結果可知，無論按照哪檔貧困線進行劃分，生態(tài)補償?shù)膶嵤Ψ秦毨Ь用袷杖胨降奶岣叱潭染哂趯ω毨Ь用袷杖胨降奶岣?。此外，“環(huán)境效應”和“就業(yè)效應”的作用效果在非貧困居民群體也比貧困居民群體更為突出，這可能與貧困戶勞動技能低下，有些就業(yè)崗位無法勝任有關。這意味著生態(tài)補償?shù)臋C制設計聚焦貧困人口造成減貧效果不夠“精準”，如何改善生態(tài)補償制度，以更好發(fā)揮精準減貧作用仍需進一步考慮。

2.對不同地區(qū)發(fā)展模式的減貧效應檢驗

生態(tài)補償?shù)膶嵤┮笫苎a助地區(qū)進行產(chǎn)業(yè)限制和污染治理，因此，一些污染程度較高的工業(yè)企業(yè)必然不能在重點生態(tài)功能區(qū)發(fā)展，而犧牲工業(yè)發(fā)展無疑會對地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生沖擊，由此可見，生態(tài)補償?shù)膶嵤┟媾R著經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間的“沖突”，地方政府不可避免地會在維護生態(tài)環(huán)境和發(fā)展經(jīng)濟之間進行權衡，由此產(chǎn)生不同的地區(qū)發(fā)展模式。本文針對地方政府的不同行為傾向，將樣本地區(qū)按照工業(yè)化程度分為“低工業(yè)化”“中度工業(yè)化”和“高度工業(yè)化”三個區(qū)間，參考陳佳貴等(2006)歸納的工業(yè)化進程階段測度方式，選取產(chǎn)業(yè)增加值結構和人口城市化率為測度指標，具體劃分依據(jù)如表9所示。在不同工業(yè)化水平下，生態(tài)補償?shù)臏p貧效果可能會有所不同。

表9 工業(yè)化不同階段標志值

按照“產(chǎn)業(yè)結構”劃分的不同工業(yè)化程度進行實證回歸，結果如表10所示。從回歸結果來看，工業(yè)化處于中等水平的地區(qū)，生態(tài)補償?shù)臏p貧效果最為顯著；工業(yè)化處于低水平的地區(qū)，生態(tài)補償雖有利于減貧，但這一效應遠遠低于工業(yè)化處于中等水平的地區(qū)；而工業(yè)化處于高水平的地區(qū)，生態(tài)補償?shù)臏p貧效應不再顯著。這意味著工業(yè)化發(fā)展與生態(tài)減貧不存在非此即彼的關系，處理好工業(yè)發(fā)展和生態(tài)補償?shù)年P系大有空間。

表10 不同地區(qū)發(fā)展模式下的減貧效應檢驗結果

3.對重點生態(tài)功能區(qū)細分的減貧效應

我國東中西部經(jīng)濟發(fā)展差異明顯，東部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，居民貧困水平較低；西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較緩，居民貧困水平較高；中部地區(qū)介于兩者之間。而從生態(tài)環(huán)境狀況來看，東中西部地區(qū)也有很大差異，東部地區(qū)多為森林生態(tài)功能區(qū)，如本文涉及到的廣東、海南等省份；中部地區(qū)既有以自然資源為主的森林生態(tài)功能區(qū)，如吉林、黑龍江，也有以環(huán)境修復為主的水土保持生態(tài)功能區(qū)，如安徽、湖北；西部地區(qū)多為水源涵養(yǎng)與荒漠化治理生態(tài)功能區(qū)，如甘肅、青海、寧夏。因此，在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平和生態(tài)環(huán)境基礎下，重點生態(tài)功能區(qū)內部也可能存在生態(tài)補償減貧效應的差異。本文按照“九五”計劃和2010年遠景目標綱要中的東中西部劃分方式，將本文所研究的10個省、596個縣劃分為東部(粵、瓊)、中部(吉、黑、皖、鄂)、西部(川、甘、青、寧)三個組，細分研究生態(tài)補償?shù)臏p貧效應。實證結果如表11所示。

表11 對細分區(qū)域的減貧效應檢驗結果

由上述實證結果發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償制度對西部地區(qū)居民減貧效應較為顯著，但對中部和東部地區(qū)效果卻不理想，甚至會加重地區(qū)居民貧困程度。此外，生態(tài)補償?shù)摹碍h(huán)境效應”和“就業(yè)效應”在不同地區(qū)的扶貧效果并不相同，這表示生態(tài)補償?shù)膶嵤┮智宓貐^(qū)致貧的主要矛盾，制定科學的生態(tài)扶貧方案。

六、結論與政策建議

伴隨生態(tài)文明建設的推進和全面建成小康社會目標的對標，生態(tài)補償在脫貧攻堅任務上被寄予厚望，但其能否起到減貧作用?本文以重點生態(tài)功能區(qū)轉移支付為例，系統(tǒng)闡述了生態(tài)補償可能通過“環(huán)境效應”和“就業(yè)效應”對居民貧困水平產(chǎn)生影響的基本機理。結果發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償?shù)膶嵤┛梢燥@著改善居民貧困狀況，自然資源規(guī)模的擴大和環(huán)境質量的改善正向激勵減貧效應的實現(xiàn)；居民就業(yè)的多樣化和城市化水平的提高可以促進減貧效應的實現(xiàn)。此外，地方經(jīng)濟發(fā)展基礎和地區(qū)財政能力，對改善重點生態(tài)功能區(qū)內居民貧困水平有積極影響；地方工業(yè)企業(yè)的發(fā)展也可以在一定程度上提高居民收入水平。此外，生態(tài)補償?shù)臏p貧“精準性”不夠，其對非貧困居民的收入水平提高程度高于貧困居民，對于中度工業(yè)化地區(qū)的居民貧困水平的改善好于低工業(yè)化和高度工業(yè)化的地區(qū)，對西部和中部地區(qū)居民的貧困水平的改善好于對東部地區(qū)居民貧困水平的改善。

根據(jù)實證結論，本文提出以下政策建議：

第一，強化貧困識別機制，提高生態(tài)補償減貧的精準性。當前生態(tài)補償政策因貧困識別機制薄弱存在減貧效應不夠精準、針對性脫貧乏力等問題。因此，要提高生態(tài)減貧的精準性，就要從宏觀和微觀兩個層面，強化貧困識別機制。在微觀層面，要做實做細貧困人員建檔立卡，摸清貧困底數(shù)，靶向生態(tài)減貧，對滿足貧困標準的貧困戶進行重點幫扶。在宏觀層面，要厘清區(qū)域致貧的主要矛盾，充分考慮當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展模式，合理配置資源，分區(qū)域科學制訂生態(tài)減貧開發(fā)實施方案，注重脫貧攻堅和生態(tài)文明建設的雙贏。

第二，大力發(fā)展生態(tài)產(chǎn)業(yè)，借助自然資源優(yōu)勢實現(xiàn)脫貧。利用貧困地區(qū)自然資源優(yōu)勢發(fā)展生態(tài)產(chǎn)業(yè)，是生態(tài)補償減貧的重要途徑之一。首先，應針對不同區(qū)域制定不同的生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，根據(jù)“宜林則林，宜果則果”的原則，為不同縣域制定特色生態(tài)農(nóng)業(yè)、特色林產(chǎn)業(yè)、特色種養(yǎng)業(yè)等發(fā)展模式，增加貧困戶經(jīng)營性收入。其次，政府部門應制定協(xié)同扶持政策，如在同等質量標準條件下，優(yōu)先采購貧困戶的農(nóng)產(chǎn)品，借助生態(tài)減貧特色，制定貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)扶持規(guī)劃，科學確定產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向，并在技術、資金方面給予支持，扶持生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

第三，提高貧困人員就業(yè)技能，科學推動勞動力流動。利用生態(tài)工程豐富勞動力就業(yè)方式，促進貧困地區(qū)勞動力流動是生態(tài)補償減貧的另一條重要途徑。首先，對有勞動能力的貧困人口，政府應設置專門的勞務培訓機構，或與社會組織合作，加強貧困人口勞動技能培訓，統(tǒng)籌利用生態(tài)崗位，多渠道積極安置貧困人口。其次，對具備發(fā)展產(chǎn)業(yè)條件的貧困人口，應加強其生產(chǎn)經(jīng)營技能培訓，并提供減貧小額信貸支持，動員生態(tài)企業(yè)、專業(yè)合作社帶動其發(fā)展生產(chǎn)，拓寬收入途徑。最后，對于資源貧瘠地區(qū)的剩余勞動力，應科學開展生態(tài)移民，推動勞動力從生態(tài)脆弱的貧瘠地區(qū)向生態(tài)良好的發(fā)達地區(qū)流動，在為剩余勞動力提供就業(yè)崗位的同時，加快貧困地區(qū)城市化建設。

第四，提高生態(tài)補償規(guī)模，豐富生態(tài)補償形式。從補償規(guī)?？矗壳吧鷳B(tài)補償規(guī)模較低，僅占一般性轉移支付規(guī)模的1%～2%，這使得政策的實施效果難以突顯。應進一步提高生態(tài)補償標準，整合碎片化資金，集中力量保障落后地區(qū)脫貧攻堅工作。從補助形式看，目前對重點生態(tài)功能區(qū)的補助多為間接補助，如改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境、提供就業(yè)崗位等，缺乏對貧困居民的直接補助。與間接補助相比，直接的現(xiàn)金補償方式更能直接提高貧困人口收入。增加直接補助形式是提高生態(tài)補償“精準減貧”效果的重要措施。