萬(wàn)倫來(lái), 張晗璐, 娜仁

(合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 合肥 230601)

0 引 言

跨省流域水資源保護(hù)是建設(shè)生態(tài)文明強(qiáng)國(guó)面臨的重要課題,國(guó)家高度重視建立健全跨省流域水資源保護(hù)的政策措施,積極倡導(dǎo)實(shí)施生態(tài)補(bǔ)償制度以統(tǒng)籌協(xié)調(diào)跨省流域各方利益主體的關(guān)系。2010年安徽新安江流域在全國(guó)率先實(shí)施生態(tài)補(bǔ)償制度,以“禁、關(guān)、停、并、轉(zhuǎn)”為抓手,積極推動(dòng)以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)為重點(diǎn)、以強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向的跨省流域生態(tài)環(huán)境保護(hù)系統(tǒng)工程,為全國(guó)跨地區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)提供了很好的學(xué)習(xí)借鑒。因此,有必要研究探明生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的作用機(jī)制。

事實(shí)上,學(xué)術(shù)界已從不同角度揭示生態(tài)補(bǔ)償與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。文獻(xiàn)[1]研究認(rèn)為,生態(tài)補(bǔ)償不僅能夠保護(hù)生物多樣性,而且還要保證為受償區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)活力;文獻(xiàn)[2]以我國(guó)丹江口水庫(kù)南水北調(diào)中線水污染治理生態(tài)補(bǔ)償為研究對(duì)象,指出生態(tài)補(bǔ)償必須在最大限度保護(hù)水資源不受污染的同時(shí),也要注重經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的公平性,兼顧受償區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng);文獻(xiàn)[3]在研究長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)生態(tài)補(bǔ)償環(huán)境效率中發(fā)現(xiàn),生態(tài)補(bǔ)償具有促進(jìn)受償區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的潛力;文獻(xiàn)[4]研究指出,雖然新安江流域?qū)嵤┥鷳B(tài)補(bǔ)償短期內(nèi)制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但是長(zhǎng)期來(lái)看，新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);文獻(xiàn)[5]在研究成都市成甘工業(yè)園區(qū)實(shí)施橫向生態(tài)補(bǔ)償時(shí)發(fā)現(xiàn),雖然此生態(tài)補(bǔ)償對(duì)推動(dòng)受償區(qū)脫貧致富具有積極意義,但是也會(huì)產(chǎn)生諸如新貧困、產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨緩等問(wèn)題,從而對(duì)受償區(qū)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展產(chǎn)生制約。

綜上可見(jiàn),雖然已有學(xué)者關(guān)注到了生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正負(fù)面影響,但是并未考查其中正負(fù)面效應(yīng)的量變和質(zhì)變機(jī)制,即生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)是否存在門(mén)檻效應(yīng)。本文創(chuàng)新之處在于根據(jù)面板門(mén)檻模型特點(diǎn),首次將區(qū)域異質(zhì)性、補(bǔ)償方式異質(zhì)性納入統(tǒng)一分析框架,深刻揭示生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的微觀發(fā)生機(jī)制。

1 門(mén)檻模型的構(gòu)建

參考文獻(xiàn)[6]的研究成果,構(gòu)建兩區(qū)制的門(mén)檻回歸模型，即

(1)

其中:xit為由各種解釋變量構(gòu)成的m維向量;i=1,2,…,n;β1、β2為回歸系數(shù)向量;qit為門(mén)檻變量;γ為門(mén)檻值;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),εit～iid(0,δ2)。將(1)式簡(jiǎn)化后可得:

(2)

其中,I(·)為指示函數(shù)。定義

則(2)式可進(jìn)一步簡(jiǎn)化為:

yit=μi+βxi(γ)+εit

(3)

(4)

完成上述門(mén)檻回歸的參數(shù)估計(jì)后,必須對(duì)門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),模型檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0:β1=β2,對(duì)應(yīng)備擇假設(shè)為H1:β1≠β2。構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下:

(5)

在接受原假設(shè)條件下,β1=β2,表明模型不存在門(mén)檻效應(yīng)。拒絕原假設(shè)條件下,認(rèn)為門(mén)檻效應(yīng)存在,則繼續(xù)對(duì)門(mén)檻估計(jì)值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn),即原假設(shè)為H0:γ=γ0,備擇假設(shè)為H1:γ≠γ0。使用極大似然法檢驗(yàn)門(mén)檻值,對(duì)應(yīng)似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

(6)

以上的參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)都是針對(duì)存在單門(mén)檻的情況,在實(shí)際的計(jì)量過(guò)程中會(huì)出現(xiàn)存在多門(mén)檻的情況,多門(mén)檻模型可以據(jù)此進(jìn)行擴(kuò)展。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量說(shuō)明與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取安徽新安江流域?yàn)檠芯繉?duì)象。考慮數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑一致性和可比性,本文主要以黃山市下轄徽州、屯溪、黃山3個(gè)區(qū)和歙縣、休寧、黟縣、祁門(mén)4個(gè)縣共7個(gè)區(qū)縣為考查樣本,剔除了宣城市下轄的績(jī)溪縣。

本文所有數(shù)據(jù)來(lái)源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》《黃山市統(tǒng)計(jì)年鑒》《新安江流域上下游橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)實(shí)施情況評(píng)估報(bào)告》?？紤]到回歸模型的自由度,本文使用EVIEWS10.0低頻數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化高頻數(shù)據(jù)的方法,將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)以滿足計(jì)量分析的需要。

2.2 變量說(shuō)明

(1)被解釋變量。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)(LTS)參考文獻(xiàn)[8-9]的研究成果,本文采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的度量。

(2)核心解釋變量及門(mén)檻變量。一是總體生態(tài)補(bǔ)償LSEC;二是輸血型生態(tài)補(bǔ)償LTEC;三是造血型生態(tài)補(bǔ)償LCEC。此部分是由實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)所得。本文依據(jù)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)補(bǔ)償實(shí)情和從《新安江流域上下游橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)實(shí)施情況評(píng)估報(bào)告》中整理獲取的相關(guān)材料,將政府有關(guān)生態(tài)補(bǔ)償?shù)呢?cái)政支出劃分為輸血型生態(tài)補(bǔ)償與造血型生態(tài)補(bǔ)償兩大類(lèi)型。另外,考慮到安徽新安江生態(tài)補(bǔ)償?shù)闹饕a(bǔ)償形式為資金撥付,因此本文選擇生態(tài)補(bǔ)償資金投入數(shù)額來(lái)代表生態(tài)補(bǔ)償,并使用stata15.0計(jì)算其存量數(shù)據(jù)。

(3)控制變量。一是金融發(fā)展程度LFD,本文參考文獻(xiàn)[9]的研究成果用各區(qū)縣存貸款余額與GDP之比來(lái)衡量;二是產(chǎn)業(yè)規(guī)模LSCAL,本文參考文獻(xiàn)[10]的研究成果用各區(qū)縣全社會(huì)固定資產(chǎn)投資衡量;三是外商直接投資LFDI,本文參考文獻(xiàn)[10]的研究成果,利用2010—2018年中美年均匯率換算各區(qū)縣外商直接投資額為以人民幣為貨幣單位的相應(yīng)數(shù)值衡量。

根據(jù)以上各變量定義說(shuō)明,本文得到各變量的統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1所列。

表1 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

2.3 模型設(shè)定

為驗(yàn)證上文研究假設(shè),本文擬分別以輸血型生態(tài)補(bǔ)償、造血型生態(tài)補(bǔ)償為核心解釋變量,以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)為被解釋變量構(gòu)建計(jì)量模型(7)、模型(8)。

同時(shí)以總體生態(tài)補(bǔ)償和造血型生態(tài)補(bǔ)償為核心解釋變量和門(mén)檻變量,以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)為被解釋變量構(gòu)建門(mén)檻回歸模型(9)、模型(10)。

為避免異方差和多重共線性,本文對(duì)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理,具體模型構(gòu)建如下:

lgLTSit=α0+α1lgLTECit+α2lgLControl it+σit

(7)

lgLTSit=α0+α1lgLCECit+α2lgLControl it+σit

(8)

lgLTSit=μi+β11lgLSECitI(lgLSECit≤γ1)+

β12lgLSECitI(lgLSECit>γ1)+

β13lgLControl it+εit

(9)

lgLTSit=μi+β21lgLCECitI(lgLCECit≤γ2)+

β22lgLCECitI(lgLCECit>γ2)+

β23lgLControl it+εit

(10)

其中:i為考查樣本;t為考查時(shí)期;LTSit為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí);LSECit為總體生態(tài)補(bǔ)償;LTECit為輸血型生態(tài)補(bǔ)償;LCECit為造血型生態(tài)補(bǔ)償;LControl it為一系列控制變量;I(·)為指示函數(shù),當(dāng)括號(hào)內(nèi)表達(dá)式為真時(shí),其值為1,反之為0;σit、εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是后續(xù)進(jìn)行面板回歸分析的基礎(chǔ),為此依據(jù)本研究的數(shù)據(jù)類(lèi)型采用同根檢驗(yàn)(levin-lin-chu test,LLC)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn),具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2所列。

由表2可知,取對(duì)數(shù)之后的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、總體生態(tài)補(bǔ)償、輸血型生態(tài)補(bǔ)償、造血型生態(tài)補(bǔ)償、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)規(guī)模和外商直接投資均為平穩(wěn)序列。

表2 變量的LLC單位根檢驗(yàn)

3.2 非線性面板門(mén)檻回歸分析

為得到非線性面板門(mén)檻回歸結(jié)果,首先必須對(duì)核心解釋變量和門(mén)檻變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),因此本文將相關(guān)變量代入模型(9)并采用stata15.0進(jìn)行分析,以生態(tài)補(bǔ)償LSEC為核心解釋變量和門(mén)檻變量的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3所列。表3中,P值和臨界值均是采用“Bootstrap法”反復(fù)抽取1 000次得到的結(jié)果。由表3可知,單門(mén)檻效應(yīng)在 1% 的顯著性水平下顯著,雙門(mén)檻效應(yīng)和三重門(mén)檻效應(yīng)在各顯著性水平下均不能通過(guò)檢驗(yàn),表明以生態(tài)補(bǔ)償SEC作為門(mén)檻變量拒絕線性關(guān)系的原假設(shè),這說(shuō)明生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)確實(shí)存在門(mén)檻效應(yīng),同時(shí)也說(shuō)明可選用單重門(mén)檻面板模型估計(jì)其門(mén)檻值。

表3 lg LSEC為門(mén)檻變量的門(mén)檻值估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)以上檢驗(yàn)結(jié)果,運(yùn)用單重門(mén)檻面板模型進(jìn)行門(mén)檻值估計(jì),結(jié)果見(jiàn)表4所列。由表4可知,安徽新安江流域?qū)嵤┥鷳B(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)門(mén)檻值為0.873 1,經(jīng)過(guò)指數(shù)運(yùn)算還原得到基于區(qū)縣層面的門(mén)檻值存量為2.394 4×108元,95%置信區(qū)間為[0.842 5,0.880 1],經(jīng)過(guò)指數(shù)運(yùn)算還原基于區(qū)縣層面95%置信區(qū)間值為[2.322 2,2.411 1]。

在進(jìn)行核心解釋變量、門(mén)檻變量的顯著性檢驗(yàn)和進(jìn)行門(mén)檻值估計(jì)之后,本文根據(jù)模型(7)得到該地區(qū)實(shí)施生態(tài)補(bǔ)償與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的門(mén)檻估計(jì)(見(jiàn)表4)。從表4可以看出,該地區(qū)實(shí)施生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有顯著的門(mén)檻特征,其中,當(dāng)區(qū)縣層面生態(tài)補(bǔ)償資金投入存量低于門(mén)檻值2.394 4×108元時(shí),即該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償總體投入資金存量未達(dá)到16.760 8×108元時(shí),其影響系數(shù)為-0.047 5,并在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),說(shuō)明此時(shí)生態(tài)補(bǔ)償資金投入對(duì)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有明顯的阻礙作用;當(dāng)區(qū)縣層面生態(tài)補(bǔ)償資金投入存量高于門(mén)檻值2.394 4×108元,即該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償總體投入資金存量達(dá)到16.760 8×108元后,生態(tài)補(bǔ)償資金投入對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響系數(shù)發(fā)生方向性改變變?yōu)?.190 8,并在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),說(shuō)明此時(shí)生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響由抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用。

表4 全地區(qū)面板門(mén)檻模型回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性和所得結(jié)論的可靠性,本文參考文獻(xiàn)[11]逐一加入解釋變量進(jìn)行回歸的方法對(duì)門(mén)檻模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),得到模型(8)～模型(10),穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5所列。

由表5可知,模型(7)～模型(10)均通過(guò)單重門(mén)檻的顯著性檢驗(yàn),核心解釋變量及重要控制變量對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的顯著性基本沒(méi)有發(fā)生變化,而且R2隨著控制變量的增加而增大。因此,本文認(rèn)為上述門(mén)檻回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性,結(jié)論是可靠的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述研究結(jié)果表明,生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的確存在一個(gè)門(mén)檻值,門(mén)檻值之前生態(tài)補(bǔ)償投入抑制當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí),門(mén)檻值之后由抑制轉(zhuǎn)為促進(jìn)。

3.4 區(qū)域異質(zhì)性分析

本文將總體樣本按地理位置劃分為中心城區(qū)(包括徽州區(qū)、黃山區(qū)、屯溪區(qū)、歙縣)和非中心城區(qū)(包括休寧縣、黟縣、祁門(mén)縣)2個(gè)子樣本分別進(jìn)行門(mén)檻回歸。

回歸結(jié)果見(jiàn)表6所列。

表6 分區(qū)域門(mén)檻回歸結(jié)果

中心城區(qū)和非中心城區(qū)2個(gè)子樣本回歸即模型(7)-中心城區(qū)、模型(7)-非中心城區(qū)的回歸結(jié)果顯示,2個(gè)子樣本達(dá)到門(mén)檻值后生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響系數(shù)存在明顯差異。

在達(dá)到門(mén)檻值之后中心城區(qū)生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響系數(shù)為0.224 5,而非中心城區(qū)的影響系數(shù)僅為0.072 8,這表明該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響作用存在空間異質(zhì)性,且中心城區(qū)生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)作用明顯高于非中心城區(qū)。

3.5 補(bǔ)償方式異質(zhì)性分析

為驗(yàn)證不同補(bǔ)償方式對(duì)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的異質(zhì)性影響,將相關(guān)變量帶入模型(7)-中心城區(qū)、模型(7)-非中心城區(qū),即分別以輸血型和造血型生態(tài)補(bǔ)償為核心解釋變量，運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析,具體結(jié)果見(jiàn)表7所列。

表7 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

由表7可知,輸血型生態(tài)補(bǔ)償在1%的顯著性水平下抑制當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí),而造血型生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響不顯著。事實(shí)證明補(bǔ)償方式不同對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響具有異質(zhì)性,為進(jìn)一步探究造血型生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)是否也呈現(xiàn)U型態(tài)勢(shì),本文繼續(xù)以造血型生態(tài)補(bǔ)償為核心解釋變量及門(mén)檻變量進(jìn)行門(mén)檻回歸分析。lgLCEC為門(mén)檻變量的門(mén)檻值估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8所列。由表8可知,單門(mén)檻效應(yīng)在 1% 的顯著性水平下顯著,即造血型生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)亦存在單重門(mén)檻。

表8 lg LCEC為門(mén)檻變量的門(mén)檻值估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

面板門(mén)檻模型回歸結(jié)果見(jiàn)表9所列。由表9可知,造血型生態(tài)補(bǔ)償在門(mén)檻值之前,對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響不顯著,門(mén)檻值之后促進(jìn)作用較為明顯,與總體生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)呈現(xiàn)U型態(tài)勢(shì)保持一致,更能說(shuō)明生態(tài)補(bǔ)償政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí),造血型生態(tài)補(bǔ)償起到?jīng)Q定性的主導(dǎo)作用。也就是說(shuō),不同補(bǔ)償方式對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)效應(yīng)不同,輸血型生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響不顯著,造血型生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)呈現(xiàn)先抑制后促進(jìn)的U型態(tài)勢(shì)。

表9 面板門(mén)檻模型回歸結(jié)果

4 結(jié) 論

本文基于2010—2018年新安江流域安徽段7個(gè)區(qū)縣面板數(shù)據(jù),運(yùn)用門(mén)檻回歸模型驗(yàn)證了該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償財(cái)政支出對(duì)其產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)作用存在顯著的單一門(mén)檻特征。政府生態(tài)補(bǔ)償財(cái)政支出對(duì)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響可分為2個(gè)階段:當(dāng)生態(tài)補(bǔ)償整體財(cái)政支出存量小于16.760 8×108元時(shí),對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)呈現(xiàn)抑制作用;當(dāng)生態(tài)補(bǔ)償整體財(cái)政支出存量大于16.760 8×108元時(shí),對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)呈現(xiàn)促進(jìn)作用。此外,該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響作用存在區(qū)域異質(zhì)性和補(bǔ)償方式異質(zhì)性。空間異質(zhì)性說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較好的中心城區(qū)的生態(tài)補(bǔ)償財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)促進(jìn)作用要明顯高于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較差的非中心城區(qū)。補(bǔ)償方式異質(zhì)性說(shuō)明造血型生態(tài)補(bǔ)償財(cái)政支出達(dá)到門(mén)檻值之后對(duì)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展能起到顯著作用。