覃瓊霞 常潤(rùn)星 江濤

[摘要]文章分析了生態(tài)保護(hù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理，并利用2004年—2017年黃河流域35個(gè)主要城市的面板數(shù)據(jù)，從水土保護(hù)和水質(zhì)治理的雙重視角考察了黃河流域生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)。結(jié)果顯示，水土保護(hù)和水質(zhì)治理均顯著促進(jìn)了黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，且在考慮了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題并經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，生態(tài)保護(hù)對(duì)流域下游地區(qū)、人均GDP較低地區(qū)、第二產(chǎn)業(yè)占比較高地區(qū)以及政府財(cái)政支出較低地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響較小。研究還發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，生態(tài)保護(hù)效應(yīng)逐漸減弱。因此，生態(tài)保護(hù)的分類施策與動(dòng)態(tài)優(yōu)化是持續(xù)推進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在。

[關(guān)鍵詞]生態(tài)保護(hù)；經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；異質(zhì)性；水土保護(hù)；水質(zhì)治理

[中圖分類號(hào)]F062.2[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1008—0694（2023）02—0009—15

[作者]覃瓊霞教授浙江理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院杭州 310018

常潤(rùn)星碩士研究生浙江理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院杭州 310018

江濤教授中國(guó)計(jì)量大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院杭州 310018

一、引言

改革開(kāi)放40多年來(lái)，我國(guó)在取得巨大經(jīng)濟(jì)發(fā)展成就的同時(shí)也產(chǎn)生了較為嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題。以黃河流域?yàn)榇淼谋狈降貐^(qū)所遭遇的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題突出表現(xiàn)在水土流失和水污染兩個(gè)方面。水土流失伴隨著土地退化、河床淤積、下游地區(qū)河道抬高與斷流等問(wèn)題，進(jìn)一步增加了水源性缺水程度；而水污染使水源性缺水疊加了水質(zhì)性缺水，加劇了北方地區(qū)特別是黃河流域的水資源短缺問(wèn)題。針對(duì)黃河流域的生態(tài)環(huán)境治理問(wèn)題，事實(shí)上在新中國(guó)成立前夕的冀魯豫解放區(qū)就成立了專門的黃河水利委員會(huì)。2012年，黨的十八大確立了生態(tài)文明建設(shè)的國(guó)家戰(zhàn)略，黃河流域的生態(tài)治理與生態(tài)保護(hù)工作也隨之進(jìn)入了新的發(fā)展階段。2019年，習(xí)近平總書(shū)記進(jìn)一步提出，將黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展上升為重大國(guó)家戰(zhàn)略。

有關(guān)生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)之一。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為生態(tài)保護(hù)會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但部分學(xué)者如Porter則認(rèn)為生態(tài)治理與生態(tài)保護(hù)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（2—3），這就是生態(tài)保護(hù)的“成本論”和“創(chuàng)新論”之爭(zhēng)“。事實(shí)上，黃河流域也面臨著生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙重問(wèn)題，如何將“綠水青山”和“金山銀山”之間的替代關(guān)系轉(zhuǎn)化為互補(bǔ)關(guān)系、甚至互為促進(jìn)，是黃河流域推進(jìn)生態(tài)保護(hù)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要命題。近年來(lái)，致力于實(shí)現(xiàn)黃河流域的生態(tài)治理和生態(tài)保護(hù)，能否帶來(lái)黃河流域的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，是持續(xù)推進(jìn)黃河流域生態(tài)文明建設(shè)的重要前提。實(shí)現(xiàn)生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的黃河流域治理模式，也將是我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的典型樣板，極具理論價(jià)值和實(shí)踐意義。據(jù)此，本文基于2004年—2017年黃河流域35個(gè)城市生態(tài)保護(hù)實(shí)踐數(shù)據(jù)，從水土保護(hù)和水質(zhì)治理的雙重視角系統(tǒng)考察黃河流域生態(tài)保護(hù)實(shí)踐對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，揭示生態(tài)保護(hù)機(jī)制構(gòu)成及影響因素，檢驗(yàn)生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在關(guān)系。

二、文獻(xiàn)回顧

生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的核心命題。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，環(huán)境保護(hù)政策會(huì)提高企業(yè)生產(chǎn)成本，降低企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而抵消環(huán)境保護(hù)給社會(huì)帶來(lái)的積極效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面效果（5）。但Porter等（1995）認(rèn)為，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新（6），提高企業(yè)生產(chǎn)率，從而抵消由環(huán)境保護(hù)帶來(lái)的成本并且提升企業(yè)在市場(chǎng)上的盈利能力。也有學(xué)者批評(píng)Porter假說(shuō)，認(rèn)為這是對(duì)新古典理論的挑戰(zhàn)—9，他們反問(wèn)，為什么廠商自己不能夠看到這一盈利機(jī)會(huì)呢？

故此，在生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主題上，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注生態(tài)保護(hù)機(jī)制的選擇以及生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響兩個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題。在生態(tài)保護(hù)機(jī)制選擇的研究上，最早的文獻(xiàn)源自庇古稅和科斯市場(chǎng)機(jī)制。Fullerton（2001）進(jìn)一步將生態(tài)保護(hù)機(jī)制細(xì)分為庇古法、許可證、命令與控制、科斯法等四大類0。Shapiro等（2018）認(rèn)為，價(jià)格機(jī)制比數(shù)量機(jī)制在提升社會(huì)福利方面更有效1。Shapiro（2021）對(duì)美國(guó)半個(gè)世紀(jì)以來(lái)的環(huán)境治理效果進(jìn)行了評(píng)價(jià)（2，認(rèn)為環(huán)境治理政策是過(guò)去半個(gè)世紀(jì)以來(lái)水污染下降的主要原因，而命令與控制規(guī)制的效果要明顯好于其他基于市場(chǎng)機(jī)制的規(guī)制措施。Danae等（2020）認(rèn)為，市場(chǎng)化政策可以實(shí)現(xiàn)污染的有效配置但無(wú)法實(shí)現(xiàn)公正性配置3]。David等（2021）認(rèn)為，非中心化的水污染治理政策是重要的，但遠(yuǎn)未解決污染問(wèn)題，反而還會(huì)導(dǎo)致跨界水污染。由此，生態(tài)保護(hù)機(jī)制的選擇還衍生出了所謂的集權(quán)機(jī)制和分權(quán)機(jī)制。

生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響分析方面，遵循成本論的學(xué)者認(rèn)為，環(huán)境保護(hù)會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新和盈利能力，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不利影響15]。陳詩(shī)一（2010）發(fā)現(xiàn)以節(jié)能減排為主體的環(huán)境保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生先抑后揚(yáng)的效果16]。斯麗娟等（2021）發(fā)現(xiàn)排污權(quán)交易可以實(shí)現(xiàn)總量減排和工業(yè)發(fā)展，基本符合“強(qiáng)波特假說(shuō)”，環(huán)境一工業(yè)系統(tǒng)間存在著較為明顯的依賴關(guān)系。羅知等（2021）基于長(zhǎng)江流域水污染數(shù)據(jù)分析了綠水青山與金融發(fā)展之間的雙贏問(wèn)題8]，證實(shí)了環(huán)境規(guī)制能顯著促進(jìn)地區(qū)銀行業(yè)的協(xié)同發(fā)展。范慶泉等（2018）認(rèn)為，環(huán)境稅和減排補(bǔ)貼的政策組合可以實(shí)現(xiàn)福利最大化目標(biāo)，而單一政策會(huì)產(chǎn)生生產(chǎn)要素配置和福利水平的扭曲。李青原等（2020）認(rèn)為，異質(zhì)性的環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)綠色競(jìng)爭(zhēng)力會(huì)產(chǎn)生異質(zhì)性影響（20]。張成等（2011）的實(shí)證研究顯示環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步之間可能呈現(xiàn)“U”型關(guān)系（2D。金剛等（2018）認(rèn)為，非對(duì)稱性環(huán)境規(guī)制會(huì)產(chǎn)生以鄰為壑的生產(chǎn)率增長(zhǎng)模式（22），削弱了波特效應(yīng)，進(jìn)而不利于中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)。楊愷鈞等（2021）認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有顯著的促進(jìn)作用23），但是環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在空間異質(zhì)性。余泳澤等（2020）認(rèn)為，地方政府環(huán)境目標(biāo)約束有利于推進(jìn)地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)2]。

在黃河流域生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究領(lǐng)域，徐勇等（2020）從“基層—生態(tài)優(yōu)先、承載—發(fā)展約束、驅(qū)動(dòng)—內(nèi)外關(guān)聯(lián)”的邏輯闡述了黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展的基本框架、路徑與對(duì)策（25]。另有部分文獻(xiàn)從環(huán)境規(guī)制影響高質(zhì)量發(fā)展的視角展開(kāi)分析。杜本峰等（2021）從生態(tài)健康和健康生態(tài)的角度分析黃河流域高質(zhì)量發(fā)展問(wèn)題（26）。汪曉文等（2021）采用人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量來(lái)檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。周清香等（2020）運(yùn)用一個(gè)由工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體排放量和工業(yè)SO2指標(biāo)構(gòu)建的綜合指數(shù)分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的影響[28]。還有部分文獻(xiàn)從環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的耦合關(guān)系視角展開(kāi)分析。劉琳軻等（2021）和孫繼瓊（2021）分析了黃河流域生態(tài)保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展之間的耦合關(guān)系（20—30]。任保平等（2021）進(jìn)一步研究了黃河流域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境三者之間的耦合關(guān)系31。

綜上，有關(guān)生態(tài)保護(hù)問(wèn)題的研究成果比較豐富，尤其是對(duì)生態(tài)保護(hù)的生產(chǎn)率效應(yīng)研究頗多。盡管如此，這一領(lǐng)域的研究在以下方面仍有待擴(kuò)展：首先，生態(tài)保護(hù)的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)研究在既有文獻(xiàn)中雖已得到印證，但是關(guān)于生態(tài)保護(hù)對(duì)于黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究仍顯不足。考慮到黃河流域在中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的重要地位，有關(guān)黃河流域生態(tài)保護(hù)與流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于生態(tài)保護(hù)與黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在機(jī)理、生態(tài)保護(hù)的異質(zhì)性效應(yīng)與邊際效應(yīng)等問(wèn)題尚未開(kāi)展系統(tǒng)研究，而這正是黃河流域生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展關(guān)系的核心內(nèi)容。

鑒于此，本文嘗試在現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，做出如下幾個(gè)方面的邊際貢獻(xiàn)：一是聚焦于黃河流域生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展主題，揭示生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在機(jī)理；二是有別于現(xiàn)有生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相對(duì)單一化的研究模式，本文重點(diǎn)檢驗(yàn)了黃河流域生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的多重效應(yīng)與變化趨勢(shì)。

三、理論分析與研究假說(shuō)

借鑒Acemoglu（2002）的建模思想（32），構(gòu)建一個(gè)生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基本分析框架，以考察生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。假定高質(zhì)量增長(zhǎng)下的收入水平由如下CES生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)成：

其中，Y表示高質(zhì)量產(chǎn)出變量，E表示生態(tài)保護(hù)變量，Y表示傳統(tǒng)增長(zhǎng)路徑上的產(chǎn)出水平變量。AE為生態(tài)保護(hù)效率參數(shù)，AG為一般產(chǎn)出效率參數(shù)，Y為高質(zhì)量產(chǎn)出構(gòu)成參數(shù)，σE（0，0o）為產(chǎn)出構(gòu)成要素替代彈性。計(jì)算相對(duì)邊際產(chǎn)出比為：

設(shè)為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。隨著生態(tài)保護(hù)程度的持續(xù)推進(jìn)，dz＞0?！熬S護(hù)黃河健康生命，促進(jìn)流域人水和諧”是黃河流域生態(tài)保護(hù)的核心理念。結(jié)合黃河流域生態(tài)保護(hù)實(shí)踐，有別于周清香等（2020）運(yùn)用一個(gè)由工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體排放量和工業(yè)SO2三個(gè)指標(biāo)構(gòu)建環(huán)境規(guī)制指數(shù)的方法（33），本文采用水土保護(hù)和水質(zhì)治理兩類環(huán)境保護(hù)手段作為黃河流域生態(tài)保護(hù)的代理變量。假設(shè)生態(tài)保護(hù)E由水土保護(hù)E1和水質(zhì)治理E2兩類機(jī)制構(gòu)成，水土保護(hù)又可以進(jìn)一步細(xì)分為水流量治理、水存量治理和輸沙量治理三部分，即，El，j＝1，2，3。結(jié)合黃河流域生態(tài)保護(hù)實(shí)踐，不妨設(shè)，

其中，α，i＝1，2，3，4為各個(gè)治理變量的貢獻(xiàn)系數(shù)。由此得到，

由式（4）可以得到，

式（5）表示水土保護(hù)各變量對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的邊際效應(yīng)。

式（6）表示水質(zhì)治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的邊際效應(yīng)。而傳統(tǒng)增長(zhǎng)路徑上的產(chǎn)出水平對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響如式（7）所示：

由式（7）可知，傳統(tǒng)增長(zhǎng)路徑上的產(chǎn)出水平對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響是負(fù)面的。由此，本文提出假說(shuō)1：

假說(shuō)1：生態(tài)保護(hù)有助于推進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

由式（4）也可以進(jìn)一步看出，傳統(tǒng)模式下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用系數(shù)為負(fù)。為此，本文提出假說(shuō)2：

假說(shuō)2：傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式并不利于黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

另外，考慮到水土保護(hù)中的三類治理機(jī)制的差異性以及流域各地區(qū)之間存在的個(gè)體異質(zhì)性，生態(tài)保護(hù)促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過(guò)程中可能會(huì)出現(xiàn)多重異質(zhì)性效應(yīng)，具體表現(xiàn)在參數(shù)a；的異質(zhì)性上。據(jù)此，本文提出假說(shuō)3：

假說(shuō)3：生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在顯著的多重異質(zhì)性效應(yīng)。

四、實(shí)證設(shè)計(jì)

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2004年—2017年黃河流域35個(gè)主要城市的生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展年度數(shù)據(jù)為研究樣本。在數(shù)據(jù)來(lái)源方面，水資源數(shù)據(jù)來(lái)自歷年的《黃河水資源公報(bào)》，部分缺失數(shù)據(jù)，使用平均差值法進(jìn)行補(bǔ)充；經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和各?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.計(jì)量模型設(shè)定

為檢驗(yàn)黃河流域生態(tài)保護(hù)對(duì)沿線地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文構(gòu)建如下靜態(tài)面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型：

其中，i和t分別表示城市和年份，被解釋變量為高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，主要解釋變量有水土保護(hù)變量和水質(zhì)治理變量?jī)纱箢?。前者包括了與水土治理緊密相關(guān)的水流量治理指標(biāo)Lflow、水存量治理指標(biāo)Lstorage和輸沙量治理指標(biāo)Sediment；后者包括與水質(zhì)治理緊密相關(guān)的水質(zhì)指標(biāo)Quality。另外，控制變量包括了城市人均道路面積、生活垃圾處理率、工業(yè)廢水排放量、城市人均GDP、降雨量和第二產(chǎn)業(yè)占比，λ為時(shí)間效應(yīng)，u為個(gè)體效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

本文主要關(guān)注水土保護(hù)與水質(zhì)治理兩大類生態(tài)保護(hù)措施的上述四個(gè)代理變量估計(jì)系數(shù)β。進(jìn)一步地，考慮到水流量是黃河水環(huán)境治理的重要標(biāo)志，式（8）中的系數(shù)β1預(yù)期符號(hào)顯著為正。另外，鑒于黃河流域水源性缺水的客觀現(xiàn)實(shí)，水存量的單方面增加會(huì)加劇下游水源性缺水程度，進(jìn)而抑制下游的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，因此，預(yù)期系數(shù)β2的符號(hào)顯著為負(fù)。本文中的輸沙量采用的是泥沙沉積量指標(biāo)，因此，系數(shù)β3的預(yù)期符號(hào)顯著為負(fù)。水質(zhì)治理的系數(shù)β1的預(yù)期符號(hào)顯著為正。

3.變量說(shuō)明

（1）被解釋變量。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（HQED）。HQED表示i市第t年的高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。本文借鑒魏敏等（2018）的方法構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展綜合評(píng)價(jià)體系（34），并用熵權(quán)法計(jì)算出2004年—2017年各城市的年度HQED值，取值介于0—1之間。

（2）核心解釋變量。根據(jù)黃河流域存在的典型生態(tài)問(wèn)題和生態(tài)保護(hù)的重點(diǎn)內(nèi)容，本文選擇了水流量、水存量、年輸沙量和水質(zhì)狀況來(lái)表示黃河流域的生態(tài)保護(hù)程度。

水流量（Lflow）：用黃河水資源總量來(lái)表示水流量。所用水資源總量為黃河花園口站以上水資源總量，統(tǒng)計(jì)范圍包括河川天然徑流量以及地下水資源量，用該指標(biāo)可以反映黃河流域一年中的水資源流量狀況。水流量作為水土治理因素的重要代理變量，其對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的預(yù)期影響為正。

水存量（Lstorage）：用《黃河水資源公報(bào)》中的大中型水庫(kù)年末蓄水總量來(lái)表示。

年輸沙量（Sediment）：年輸沙量為一年內(nèi)通過(guò)河道斷面的輸沙總量，同時(shí)也是風(fēng)沙活動(dòng)強(qiáng)度的直接表征。徑流量、氣候、降雨量、地貌、植被、人類活動(dòng)等均可能對(duì)其造成重要影響。本文用黃河流域七個(gè)重要的水文站，包括黃河龍門站、渭河華縣站、汾河河津站、北洛河狀頭站、黃河小浪底站、伊洛河黑石關(guān)站以及沁河武陵站年末實(shí)測(cè)輸沙量之和來(lái)表示。一般而言，年輸沙量指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的預(yù)期影響為負(fù)。

水質(zhì)狀況（Quality）：黃河水利委員會(huì)每年會(huì)采用按河長(zhǎng)、省界斷面和地表水功能區(qū)等方法評(píng)價(jià)水質(zhì)達(dá)標(biāo)情況。評(píng)價(jià)項(xiàng)目包括pH、溶解氧、化學(xué)需氧量等21項(xiàng)。本文選用黃河流域省界斷面水質(zhì)評(píng)價(jià)結(jié)果在III類及以上水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)的斷面占比表示水質(zhì)狀況。因此，水質(zhì)狀況對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的預(yù)期影響為正。

（3）控制變量。城市人均道路面積（Road）：以各城市年末擁有道路長(zhǎng)度與地區(qū)常住人口數(shù)的比值進(jìn)行計(jì)算得到。該指標(biāo)體現(xiàn)了城市的基礎(chǔ)建設(shè)規(guī)模，一般來(lái)說(shuō)具有更高基礎(chǔ)建設(shè)規(guī)模的城市會(huì)有更好的經(jīng)濟(jì)水平。

生活垃圾處理率（Gdr）：用各城市當(dāng)年生活垃圾處理量占生活垃圾產(chǎn)生量的比率來(lái)表示。通常情況下更高的垃圾處理率可以促進(jìn)生態(tài)環(huán)境健康發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。但也有可能由于在環(huán)保方面投入過(guò)多擠占了在產(chǎn)業(yè)升級(jí)和創(chuàng)新等方面的資金投入，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量下降。

工業(yè)廢水排放量對(duì)數(shù)（Liwd）：該指標(biāo)為各城市當(dāng)年排放的工業(yè)廢水總量，可以反映出一個(gè)城市的工業(yè)發(fā)展水平以及其對(duì)環(huán)境產(chǎn)生的負(fù)面影響。它對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用可能是兩方面的：一是更高的工業(yè)廢水排放量代表更高的工業(yè)化水平，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；二是過(guò)多的工業(yè)廢污水排放給社會(huì)帶來(lái)外部負(fù)效應(yīng)，抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

人均GDP對(duì)數(shù)（Lnpgdp）：采用黃河流域35個(gè)城市2004年—2017年14年間的人均GDP對(duì)數(shù)?？紤]到可能存在的雙向因果關(guān)系帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選擇人均GDP 對(duì)數(shù)滯后一期作為控制變量，同時(shí)反映傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展可能存在的負(fù)面影響。

降雨量（Rain）：該數(shù)據(jù)來(lái)自地級(jí)市年度降雨量數(shù)據(jù)。本文采用黃河流域35個(gè)城市的2004年—2017年度降雨量的滯后一期作為控制變量。

第二產(chǎn)業(yè)比重（Second）：第二產(chǎn)業(yè)是環(huán)境污染的重要來(lái)源，本文選用黃河流域35個(gè)城市2004年—2017年度第二產(chǎn)業(yè)占比變量來(lái)控制傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

考慮到組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差和同期相關(guān)等問(wèn)題，本文首先運(yùn)用全面FGLS方法對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸分析。表1報(bào)告了生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，第（1）列為僅含水土保護(hù)因素變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，僅有Lstorage的回歸系數(shù)在1％的水平上顯著為負(fù)。第（2）列添加了水質(zhì)狀況變量Quality，結(jié)果顯示，Lstorage和Sediment的回歸系數(shù)均在1％水平上顯著為負(fù)，而Lflow和Quality的回歸系數(shù)均在1％水平上顯著為正。第（3）列進(jìn)一步加入了經(jīng)濟(jì)和環(huán)境層面的控制變量，回歸結(jié)果顯示四個(gè)核心變量的系數(shù)與第（2）列結(jié)果相似。這意味著生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。表1的分析結(jié)果驗(yàn)證了理論假說(shuō)1。

另外，表1的回歸結(jié)果還表明，滯后一期人均GDP（L.Lnpgdp）的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)。這說(shuō)明傳統(tǒng)意義上所追求的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。這一結(jié)果與理論分析中的式（7）相一致，進(jìn)而驗(yàn)證了理論假說(shuō)2。

2.關(guān)于內(nèi)生性問(wèn)題的處理

（1）基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)。鑒于流域發(fā)展具有高度自相關(guān)性，即當(dāng)期流域高質(zhì)量發(fā)展可能受到前期值的影響而表現(xiàn)出慣性特征，且流域高質(zhì)量發(fā)展與地區(qū)個(gè)體特征變量也可能存在互為因果的內(nèi)生關(guān)系。為此，本部分在基準(zhǔn)模型中引入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體如下：

其中，HQEDn—1表示黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的一階滯后項(xiàng)；Y為滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)。動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型主要有差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種估計(jì)方法，為確保研究結(jié)論的可靠性，本文同時(shí)采用上述兩種方法進(jìn)行回歸。

表2中的第（1）—（4）列為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果，其中，第（1）列和第（2）列為差分GMM方法的回歸結(jié)果，第（3）列和第（4）列為系統(tǒng)GMM方法的回歸結(jié)果。數(shù)值顯示，AR（1）檢驗(yàn)的P值均小于0.1，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明殘差項(xiàng)存在一階自相關(guān)；AR（2）檢驗(yàn)P值均大于0.1，接受原假設(shè)，說(shuō)明殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)。Hansen檢驗(yàn)的P值均大于0.1，無(wú)法拒絕工具變量有效的原假設(shè)，表明工具變量選取是合理的，以上檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了模型設(shè)定的合理性。從變量回歸系數(shù)來(lái)看，高質(zhì)量發(fā)展一階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，表明高質(zhì)量發(fā)展具有明顯的慣性特征。生態(tài)保護(hù)各變量的回歸系數(shù)符號(hào)與基準(zhǔn)模型一致，意味著基準(zhǔn)回歸結(jié)果不依賴于特定計(jì)量模型方法。

（2）采用工具變量方法處理內(nèi)生性問(wèn)題。為進(jìn)一步減少內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)研究結(jié)論的干擾，本文借助外部工具變量處理內(nèi)生性問(wèn)題?？紤]到生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，因此本文選取四個(gè)生態(tài)保護(hù)變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，并采用面板工具變量2SLS方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。表2中的第（5）—（6）列為工具變量2SLS方法的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，在工具變量的相關(guān)性檢驗(yàn)中，Andersoncanon.corr.LM統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.1，拒絕工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量的選取是適宜的。四類生態(tài)保護(hù)變量回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，這進(jìn)一步說(shuō)明本文研究結(jié)論是可靠的。

3.穩(wěn)健性和異質(zhì)性分析

（1）穩(wěn)健性分析。更換核心解釋變量?；鶞?zhǔn)模型中的Quality變量選用省界斷面水質(zhì)評(píng)價(jià)結(jié)果中達(dá)到皿類及以上水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)的斷面占比來(lái)表示，是一個(gè)正向指標(biāo)，其占比越大說(shuō)明水質(zhì)越好。為了證明基準(zhǔn)模型結(jié)論的可靠性，此處選擇一個(gè)代表水質(zhì)的逆向指標(biāo)，用水質(zhì)評(píng)價(jià)中屬于劣V類水質(zhì)的河長(zhǎng)占比來(lái)表示水質(zhì)狀況，該變量數(shù)值越高，表示水質(zhì)越差。表3的第（1）列顯示相應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示研究結(jié)論依然成立。

采用OLS＋面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差法。有別于基準(zhǔn)模型中的全面FGLS法，針對(duì)可能存在的異方差、截面數(shù)據(jù)相關(guān)性和自回歸等問(wèn)題，本部分進(jìn)一步采用OLS加上面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3的第（2）列展示了相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示研究結(jié)論依然成立。

剔除人均GDP低于3萬(wàn)元的地區(qū)。為確保樣本選取具有隨機(jī)性和代表性，本部分進(jìn)一步剔除了黃河流域人均GDP低于3萬(wàn)元的地區(qū)樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表3第（3）列所示，核心解釋變量的回歸系數(shù)依然顯著，說(shuō)明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

Bootstrap方法。為進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分采用Boot—strap 方法重復(fù)抽樣1000次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表3第（4）列所示，核心解釋變量的回歸系數(shù)依然顯著，再次說(shuō)明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

（2）異質(zhì)性分析。分地區(qū)異質(zhì)性。為考察黃河流域上下游地區(qū)生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響，本部分根據(jù)地理位置上的分界點(diǎn)—內(nèi)蒙古河口和鄭州桃花峪，將黃河流域沿岸城市劃分到上游、中游、下游三個(gè)子樣分別回歸。表4的回歸結(jié)果可以看出，上游和中游地區(qū)的各類生態(tài)保護(hù)效應(yīng)均顯著，而下游地區(qū)僅水存量的系數(shù)在10％的水平上顯著為負(fù)。這意味著生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響在上下游之間存在顯著的異質(zhì)性。以上結(jié)果驗(yàn)證了理論假說(shuō)3。

人均GDP異質(zhì)性。為分析不同人均GDP水平下生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響，本文以黃河沿線35個(gè)城市人均GDP達(dá)到3萬(wàn)元為界值將樣本分為高收入地區(qū)和低收入地區(qū)進(jìn)行回歸分析，表5第（1）列和第（2）列顯示了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從結(jié)果可以看出，人均收入水平異質(zhì)性并沒(méi)有影響生態(tài)保護(hù)變量系數(shù)估計(jì)的顯著性，但是在估計(jì)系數(shù)大小上，高收入地區(qū)的系數(shù)絕對(duì)值要大于低收入地區(qū)。這意味著生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域高收入地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)要大于低收入地區(qū)。以上結(jié)果也支持理論假說(shuō)3。

第二產(chǎn)業(yè)比重異質(zhì)性。傳統(tǒng)意義上，工業(yè)部門作為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ瑫r(shí)也是環(huán)境污染的主要來(lái)源（35）。為揭示第二產(chǎn)業(yè)比重異質(zhì)性條件下生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文將黃河流域35個(gè)城市以第二產(chǎn)業(yè)50％占比為臨界值將其樣本分為高占比組和低占比組分別進(jìn)行回歸。表5中的第（3）列和第（4）列為相應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，生態(tài)保護(hù)變量的系數(shù)估計(jì)均顯著不為零，符號(hào)與基準(zhǔn)模型一致，但是高占比組的估計(jì)系數(shù)均小于低占比組的估計(jì)系數(shù)，甚至在水流量的回歸系數(shù)估計(jì)上高占比組的估計(jì)系數(shù)不顯著。以上結(jié)果支持理論假說(shuō)3。

財(cái)政支出異質(zhì)性。財(cái)政支出是實(shí)施生態(tài)保護(hù)的重要資金來(lái)源。為研究不同財(cái)政支出水平下生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響，本部分以年度財(cái)政支出200億元為界將黃河流域35個(gè)沿線城市劃分為高支出組和低支出組進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，雖然兩組的回歸系數(shù)估計(jì)均顯著不為零，但是高財(cái)政支出組的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值均大于低支出組，這說(shuō)明生態(tài)保護(hù)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展在不同水平的財(cái)政支出上存在異質(zhì)性。這一結(jié)論支持理論假說(shuō)3。

六、討論及結(jié)語(yǔ)

在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的邊際效應(yīng)是否存在顯著的結(jié)構(gòu)變化？為回答此問(wèn)題，本文利用面板分位數(shù)回歸模型探究不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下生態(tài)保護(hù)各變量的邊際效應(yīng)演化軌跡。具體構(gòu)建如下面板分位數(shù)回歸模型：

其中，Q，表示給定生態(tài)保護(hù)程度的情況下，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展在第τ分位數(shù)上的值；β11、β2、β、β4分別為四類生態(tài)保護(hù)變量在第τ分位數(shù)上的回歸系數(shù)。參考已有文獻(xiàn)的做法，本文選取極具代表性的五個(gè)分位點(diǎn)（0.1、0.25、0.5、0.75、0.9）進(jìn)行分析說(shuō)明。

表6中的第（1）—（5）列分別為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9分位點(diǎn)上的回歸結(jié)果。可以看出，各個(gè)分位點(diǎn)上的生態(tài)保護(hù)變量的回歸系數(shù)的符號(hào)與基準(zhǔn)模型一致，均在1％水平上拒絕原假設(shè)。但是對(duì)比各個(gè)分位點(diǎn)上的回歸系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的上升，各個(gè)生態(tài)保護(hù)變量的系數(shù)絕對(duì)值呈現(xiàn)逐步下降趨勢(shì)。這說(shuō)明生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在結(jié)構(gòu)性差異，且隨著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展程度的提升生態(tài)保護(hù)的邊際效應(yīng)逐漸減弱。保護(hù)影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理（36），并利用黃河流域2004年—2017年35個(gè)城市的生態(tài)保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展面板數(shù)據(jù)，采用水土保護(hù)和水質(zhì)治理雙重變量分析了黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的生態(tài)保護(hù)效應(yīng)?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果顯示，水存量、年輸沙量的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，水流量和水質(zhì)狀況的系數(shù)估計(jì)值顯著為正。這一結(jié)果表明，水土保護(hù)和水質(zhì)治理顯著推進(jìn)了流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式并不利于黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。進(jìn)一步運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和工具變量方法處理了模型可能的內(nèi)生性問(wèn)題之后，本文發(fā)現(xiàn)基準(zhǔn)模型分析不存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題。在穩(wěn)健性分析中，本文分別選擇更換核心解釋變量方法、基于OLS＋面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差法、剔除人均GDP低于3萬(wàn)元的地區(qū)以及采用Bootstrap方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示水土保護(hù)和水質(zhì)治理的系數(shù)與基準(zhǔn)模型基本保持一致。異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，上游和中游地區(qū)的生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)顯著性和符號(hào)與基準(zhǔn)模型基本保持一致，但是在下游地區(qū)，僅水存量指標(biāo)的系數(shù)估計(jì)值在10％水平上顯著為負(fù)，而其他生態(tài)保護(hù)變量的估計(jì)系數(shù)均不顯著。另外，在人均GDP較低地區(qū)、第二產(chǎn)業(yè)占比較高地區(qū)以及政府財(cái)政支出較低地區(qū)的生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響更小。進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，隨著黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的持續(xù)提高，生態(tài)保護(hù)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響卻逐漸減弱。

本文研究結(jié)論蘊(yùn)含著豐富的政策啟示。首先，生態(tài)保護(hù)是黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要推動(dòng)力。這里并不存在所謂生態(tài)保護(hù)“成本論”導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展抑制效應(yīng)，反而是傳統(tǒng)的發(fā)展模式會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其次，從異質(zhì)性效應(yīng)角度考察，政府依然需要重視政策效應(yīng)的異質(zhì)性特征，建議針對(duì)流域下游地區(qū)、低收入水平地區(qū)、第二產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)以及政府財(cái)政支出較低的地區(qū)，制訂精準(zhǔn)化的生態(tài)保護(hù)目標(biāo)，構(gòu)建差異化的生態(tài)保護(hù)政策，以提高政策實(shí)施的精度和實(shí)施效果。再次，從實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)看，與長(zhǎng)江流域生態(tài)治理的分權(quán)模式所不同的是，黃河流域在黃河水利委員會(huì)的統(tǒng)一管理下可以取得較高的生態(tài)保護(hù)效率。這一結(jié)論在一定程度上再一次佐證了生態(tài)保護(hù)過(guò)程中集中治理機(jī)制的有效性。最后，相關(guān)政府及部門應(yīng)當(dāng)高度重視生態(tài)保護(hù)機(jī)制的邊際遞減效應(yīng)，積極創(chuàng)新生態(tài)保護(hù)機(jī)制，確保創(chuàng)新型生態(tài)保護(hù)機(jī)制始終在黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮重要的促進(jìn)作用。

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