劉 聰,張 寧

新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償?shù)慕?jīng)濟(jì)效應(yīng)

劉 聰*,張 寧

(杭州電子科技大學(xué)管理學(xué)院,浙江 杭州 310012)

以新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),采用2001~2017年中國(guó)安徽和浙江省內(nèi)縣域面板數(shù)據(jù),利用雙重差分方法(DID)定量研究了試點(diǎn)政策對(duì)流域上下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及可能機(jī)制.結(jié)果顯示:試點(diǎn)政策對(duì)上游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了一定程度的抑制影響,表現(xiàn)為相關(guān)地區(qū)的人均GDP或地區(qū)GDP出現(xiàn)了下降,而對(duì)流域下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并無顯著作用,這一結(jié)論在進(jìn)行多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立;新安江試點(diǎn)政策對(duì)上游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響呈現(xiàn)出了“先增強(qiáng)后減弱”的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律;此外,機(jī)制分析顯示5個(gè)試點(diǎn)縣內(nèi)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)顯著下降,表明“企業(yè)退出”是新安江試點(diǎn)政策對(duì)上游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成負(fù)面影響的重要原因.本研究可為后續(xù)制定和實(shí)施跨地區(qū)水資源保護(hù)的利益調(diào)配機(jī)制提供依據(jù).

橫向生態(tài)補(bǔ)償；流域上下游地區(qū)；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；雙重差分法；新安江流域

在我國(guó),由于地區(qū)間要素稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異,在跨省流域污染治理過程中通常存在較為嚴(yán)重的政府間博弈現(xiàn)象,政府為追求本級(jí)利益,在制定和執(zhí)行環(huán)保政策時(shí)通常選擇本地效用最大化的行為[1],進(jìn)而導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制的“非完全執(zhí)行”現(xiàn)象[2],在很大程度上影響流域環(huán)境治理的實(shí)際效果,加劇流域污染程度.在此背景下,為提高對(duì)水生態(tài)環(huán)境的保護(hù)力度,解決跨行政區(qū)域水污染治理的難題,近年來政府采取了一系列措施,其中較為典型的是跨省生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制試點(diǎn)項(xiàng)目,即覆蓋浙江、安徽兩省的新安江流域上下游橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn).該試點(diǎn)倡導(dǎo)以市場(chǎng)橫向補(bǔ)償為主、財(cái)政縱向轉(zhuǎn)移支付為輔[3],通過綜合應(yīng)用各種環(huán)境經(jīng)濟(jì)手段[4],對(duì)污染者可選擇的行動(dòng)進(jìn)行費(fèi)用評(píng)估[5],從而激勵(lì)責(zé)任主體減少環(huán)境損害,當(dāng)前已經(jīng)取得了一定成效.

以往學(xué)術(shù)界主要關(guān)注新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)政策對(duì)環(huán)境保護(hù)、生態(tài)改善等角度的效果評(píng)價(jià),發(fā)現(xiàn)其具有良好的環(huán)境效益[6],可以顯著降低上下游地區(qū)的水污染強(qiáng)度[7],有助于生態(tài)、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)效益的共同提升[8-10]等.但與此同時(shí),諸多實(shí)踐表明新安江試點(diǎn)實(shí)施下經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的矛盾正不斷凸顯.以往基于“波特假說”的大量研究分析論證了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)績(jī)效之間的關(guān)系,很大一部分研究得到了積極的結(jié)論[11-12],也有一部分研究對(duì)該積極影響持懷疑態(tài)度[13-14].根據(jù)環(huán)境規(guī)制“不確定假說”,環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響可能受到環(huán)境規(guī)制方式、環(huán)境規(guī)制質(zhì)量等眾多政府控制因素的影響[15],尤其是應(yīng)當(dāng)充分考慮標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)[16]等不同政府間策略互動(dòng)對(duì)環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟(jì)效應(yīng)造成的非確定性影響[17].實(shí)際上,與以往追求本級(jí)利益這一邏輯相反,新安江跨省流域生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制試點(diǎn)確實(shí)有其特殊性,特別是“對(duì)賭”機(jī)制的引入使得地方政府之間可能呈現(xiàn)出“競(jìng)相向上”(race to the top)[18-19]的環(huán)境規(guī)制互動(dòng)模式.也就是說在中央政府環(huán)?？己?、以及上下游地區(qū)政府間博弈[20]的共同作用下,地方政府傾向于與上級(jí)政府間形成“互惠偏好”[21],在地區(qū)之間促成“環(huán)保競(jìng)賽”[22]機(jī)制,激勵(lì)政府不斷加大環(huán)境治理力度,甚至不惜犧牲大量經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)會(huì),比如拒絕企業(yè)入駐、推動(dòng)污染企業(yè)關(guān)停并轉(zhuǎn)、限制漁業(yè)等,由此產(chǎn)生地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)受限等一系列負(fù)面效應(yīng).值得注意的是,以往有關(guān)這方面的研究并不多見,尤其是沒有充分開展在“水質(zhì)對(duì)賭”等一些特定政策背景下、污染治理政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展負(fù)面影響的定量評(píng)價(jià).因此,關(guān)于新安江試點(diǎn)政策的經(jīng)濟(jì)抑制影響有待進(jìn)一步開展定量研究.

本文以新安江跨省流域橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),基于雙重差分方法定量評(píng)價(jià)試點(diǎn)政策對(duì)上下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接影響及動(dòng)態(tài)效應(yīng),深入挖掘可能存在的內(nèi)在機(jī)制原因,分析新安江試點(diǎn)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制問題.這可以在一定程度上彌補(bǔ)以往對(duì)環(huán)境政策經(jīng)濟(jì)效應(yīng)探討的不足,為后續(xù)解決跨界水資源保護(hù)利益協(xié)調(diào)問題提供依據(jù),同時(shí)也為政府評(píng)估跨流域橫向生態(tài)補(bǔ)償相關(guān)模式對(duì)高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的推進(jìn)成效及經(jīng)濟(jì)體現(xiàn)提供借鑒.

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

本研究所用數(shù)據(jù)來源于新安江試點(diǎn)范圍內(nèi)位于安徽、浙江省內(nèi)的124個(gè)縣級(jí)行政區(qū)域.新安江流域發(fā)源于中國(guó)安徽省黃山市休寧縣境內(nèi),經(jīng)浙江省淳安縣至建德市與蘭江匯合后成為錢塘江干流,自1959年新安江水庫建成后,新安江安徽段成為浙江省重要的水源地.但是,新安江流域“一江跨兩省”的狀態(tài),導(dǎo)致同一流域生態(tài)系統(tǒng)難以得到統(tǒng)一的管理,使得新安江流域水質(zhì)不斷惡化,嚴(yán)重威脅上下游居民的生產(chǎn)生活安全.鑒于此,2011年中國(guó)財(cái)政部、環(huán)保部牽頭啟動(dòng)了新安江流域生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制試點(diǎn), 2012年,兩部?jī)墒≌胶炗唴f(xié)議,每輪試點(diǎn)為期3a,涉及上游的黃山市、宣城市績(jī)溪縣和下游的杭州市淳安縣.經(jīng)歷了2輪試點(diǎn)(2012~2017),總投入36億元,使得皖浙兩省交界斷面的水質(zhì)恢復(fù)為二類水質(zhì),極大地改善了流域生態(tài).因此,作為我國(guó)首個(gè)跨省流域的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制試點(diǎn),研究該模式對(duì)流域上下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響,對(duì)更好地制定和實(shí)施“青山綠水”和“金山銀山”之間的利益調(diào)配機(jī)制具有一定的指導(dǎo)意義.

1.2 研究方法

1.2.1 模型設(shè)定 新安江試點(diǎn)政策可以視為一次外生的環(huán)保沖擊,這為運(yùn)用雙重差分法識(shí)別政策效應(yīng)提供了條件.因此,本文利用政策的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”性質(zhì),結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在試點(diǎn)政策實(shí)施前后的變化情況,構(gòu)建基于縣域面板數(shù)據(jù)的雙重差分模型(DID)進(jìn)行研究,以有效控制研究對(duì)象間的事前差異,將真實(shí)的政策影響效果準(zhǔn)確分離出來.基本計(jì)量模型如公式(1)所示:

1.2.2 變量選擇 參考已有文獻(xiàn)及根據(jù)模型設(shè)定,本研究的變量包括:

(1)被解釋變量

經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r(agdp):新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償政策的實(shí)施目的不僅在于改善流域水生態(tài)環(huán)境,還應(yīng)該將轉(zhuǎn)變生產(chǎn)生活方式、提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為評(píng)價(jià)生態(tài)補(bǔ)償政策實(shí)施效果的重要方面.按照學(xué)界通行做法[23],經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r采用人均GDP或地區(qū)GDP衡量.

(2)解釋變量

本文將簽訂新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)協(xié)議作為政策沖擊,以試點(diǎn)啟動(dòng)年份2011年作為時(shí)間節(jié)點(diǎn)引入時(shí)間虛擬變量(time),用來識(shí)別政策實(shí)施前后試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化.同時(shí),文中還引入地區(qū)虛擬變量(treated),用來識(shí)別試點(diǎn)政策對(duì)試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)是否會(huì)產(chǎn)生不同影響.此外,還引入時(shí)間和地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)(time′treated),以此作為核心解釋變量,以檢驗(yàn)新安江試點(diǎn)政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的政策影響效果.

(3)控制變量

為減少由遺漏變量而導(dǎo)致的估計(jì)偏誤,本文借鑒已有研究成果以及資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)原理,并基于隨機(jī)擴(kuò)展思想,合理引入一系列控制變量:

經(jīng)濟(jì)活躍度(fixedasset):根據(jù)以往研究[24],固定資產(chǎn)投資是縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素,可在一定程度上揭示出地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活躍程度和發(fā)展活力.因此,文中采用固定資產(chǎn)投資額作為經(jīng)濟(jì)活躍度的代理指標(biāo).

居民儲(chǔ)蓄能力(deposit):居民儲(chǔ)蓄存款余額在某種程度上反映了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度和經(jīng)濟(jì)集聚程度,關(guān)系到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r:一方面適量存款積蓄為國(guó)家經(jīng)濟(jì)建設(shè)帶來了支撐,另一方面過量的存款儲(chǔ)蓄又會(huì)反映出經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力受阻、市場(chǎng)缺乏活力、投資渠道不暢等問題,對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不利.因此,本文將居民儲(chǔ)蓄存款余額作為影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的一個(gè)重要控制變量.

金融發(fā)展水平(finance):地區(qū)金融業(yè)除具有服務(wù)功能外,也可能會(huì)在一定程度上推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[25],應(yīng)該予以充分考慮.因此,文中采用年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額作為金融發(fā)展水平的代理指標(biāo).

教育水平(education):地區(qū)教育水平也在很大程度上影響當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,是提高勞動(dòng)生產(chǎn)率的重要因素.因此,限于數(shù)據(jù)可獲得性,本文采用普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)作為當(dāng)?shù)亟逃降拇碇笜?biāo).

政府支持(government):以往不少研究證實(shí)了政府財(cái)政支持對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極影響[26].結(jié)合獲取的數(shù)據(jù)資料,文中采用公共財(cái)政支出來衡量當(dāng)?shù)卣?cái)政支持程度.

1.2.3 實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的選取 (1)實(shí)驗(yàn)組的選擇.根據(jù)補(bǔ)償試點(diǎn)協(xié)議的規(guī)定,生態(tài)補(bǔ)償范圍覆蓋上游的黃山市、宣城市績(jī)溪縣和下游杭州市淳安縣.由于新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償所涉及的流域范圍涵蓋了多個(gè)縣區(qū),因此使用縣級(jí)口徑的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)更加客觀全面,可以更為微觀地刻畫政策效果.因此,就流域上游而言,選擇位于黃山市的黟縣、歙縣、休寧縣、祁門縣,以及宣城市的績(jī)溪縣共同作為實(shí)驗(yàn)組;就流域下游而言,選擇杭州市的淳安縣作為實(shí)驗(yàn)組.(2)對(duì)照組的選擇.對(duì)照組的選擇原則上不受政策影響,且在政策實(shí)施之前與實(shí)驗(yàn)組具有類似變化趨勢(shì).考慮到基于同一行政區(qū)域范圍內(nèi)進(jìn)行對(duì)照能夠更加準(zhǔn)確揭示出生態(tài)補(bǔ)償政策的真實(shí)影響,故選擇安徽省境內(nèi)除黟縣、歙縣、休寧縣、祁門縣、績(jī)溪縣以外的其余縣域作為安徽試點(diǎn)地區(qū)的對(duì)照組;選擇浙江省境內(nèi)除淳安縣以外的其余縣域作為浙江試點(diǎn)地區(qū)的對(duì)照組.

1.3 數(shù)據(jù)來源及說明

表1 變量統(tǒng)計(jì)描述

數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》[27]和《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》[28],各自選取62個(gè)縣級(jí)行政單位,然后構(gòu)成2001~2017年縣級(jí)面板數(shù)據(jù),涵蓋了2012~2017年前兩輪試點(diǎn)區(qū)間,數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1.可以發(fā)現(xiàn),上游安徽省境內(nèi)固定資產(chǎn)投資和公共財(cái)政支出變量的標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)最大,在不考慮時(shí)間波動(dòng)的情形下,意味著這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在安徽省境內(nèi)存在較大的地區(qū)絕對(duì)差距,具有較大的波動(dòng)性;而在下游浙江省境內(nèi),固定資產(chǎn)投資、居民儲(chǔ)蓄存款余額、年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額、公共財(cái)政支出等指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差均相對(duì)較大,若不考慮由時(shí)間變化產(chǎn)生的差異,則反映出省內(nèi)總體存在較大的地區(qū)差異.

2 結(jié)果與分析

2.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 新安江流域上游基本回歸結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)為變量估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤,*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平,下同.

2.1.1 上游地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果 利用DID方法檢驗(yàn)新安江試點(diǎn)政策對(duì)流域上游地區(qū)人均GDP的影響,估計(jì)結(jié)果見表2.回歸方程(1)運(yùn)用混合OLS回歸進(jìn)行估計(jì),未引入地區(qū)固定效應(yīng),也未加入控制變量,結(jié)果發(fā)現(xiàn)試點(diǎn)政策抑制了實(shí)驗(yàn)組地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,但是由于遺漏了其他變量,使得政策效應(yīng)并不顯著.回歸方程(2)中繼續(xù)加入經(jīng)濟(jì)活躍度、居民儲(chǔ)蓄能力、金融發(fā)展水平、教育水平、政府支持程度等控制變量,發(fā)現(xiàn)與對(duì)照組相比,試點(diǎn)政策顯著抑制了實(shí)驗(yàn)組地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,大約下降了0.22個(gè)百分點(diǎn).回歸方程(3)中同時(shí)引入時(shí)間、地區(qū)固定效應(yīng),但未對(duì)各控制變量進(jìn)行考慮,仍然支持前述結(jié)果.在回歸方程(4)中,同時(shí)包含時(shí)間、地區(qū)固定效應(yīng),并引入了控制變量,在此情形下試點(diǎn)政策的經(jīng)濟(jì)抑制效應(yīng)依舊穩(wěn)健,did系數(shù)在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn).因此,無論是否控制時(shí)間、地區(qū)固定效應(yīng),抑或是否引入控制變量,回歸結(jié)果均顯示新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)政策顯著抑制了安徽省境內(nèi)試點(diǎn)縣區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健.

考慮到政策效應(yīng)的釋放需要時(shí)間,表3中方程(1)~(3)考察了試點(diǎn)政策對(duì)上游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng),其中第(1)列和第(2)列分別代表未加入控制變量和時(shí)間效應(yīng)的結(jié)果,第(3)列是考慮了時(shí)間、地區(qū)固定效應(yīng)以及相關(guān)影響因素的估計(jì)結(jié)果.研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)加入控制變量后,試點(diǎn)政策對(duì)上游經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)出了動(dòng)態(tài)影響效應(yīng),尤其是在充分考慮時(shí)間、地區(qū)效應(yīng)的影響后,該動(dòng)態(tài)影響呈現(xiàn)出先增大后減弱的趨勢(shì),經(jīng)濟(jì)抑制影響有減緩趨勢(shì),表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式正在不斷適應(yīng)環(huán)保治理的需求.

表3 動(dòng)態(tài)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

2.1.2 下游地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果 表4列示了新安江試點(diǎn)政策對(duì)流域下游淳安縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的影響檢驗(yàn)結(jié)果,第(1)和(2)列展示了以人均GDP作為因變量的檢驗(yàn)結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn),無論是否控制地區(qū)效應(yīng),在試點(diǎn)政策實(shí)施后,與未執(zhí)行該試點(diǎn)的地區(qū)比較,淳安縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r并無顯著變化,即新安江試點(diǎn)政策對(duì)流域下游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r并無顯著影響作用.為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性,在第(3)和(4)列展示了以地區(qū)GDP作為因變量的檢驗(yàn)結(jié)果,仍然支持前述結(jié)論,表明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性.這一研究結(jié)果與當(dāng)前新安江試點(diǎn)模式的執(zhí)行現(xiàn)狀較為符合,事實(shí)上,與下游地區(qū)相比,上游地區(qū)承擔(dān)了更重的源頭環(huán)保整治任務(wù),并也因此面臨更大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力.

表4 新安江流域下游基本回歸結(jié)果

2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前述檢驗(yàn)結(jié)果顯示新安江試點(diǎn)政策對(duì)流域上游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r呈現(xiàn)出了抑制性影響,但對(duì)流域下游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展并無顯著作用.為此,本部分著重以涉及安徽境內(nèi)縣區(qū)的流域上游地區(qū)作為分析對(duì)象,進(jìn)一步對(duì)前述經(jīng)濟(jì)影響檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析.

(2)作圖法:為進(jìn)一步驗(yàn)證共同趨勢(shì)假設(shè),本文選取了2001~2017年安徽省縣域數(shù)據(jù),分別繪制實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組歷年人均GDP的時(shí)間趨勢(shì)變化圖,若兩條線的走勢(shì)完全一致或基本一致,說明CT假設(shè)得到滿足.結(jié)果如圖1所示,在2011年之前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的人均GDP變化趨勢(shì)具有高度一致性,且在2011年之后兩組別的人均GDP變化趨勢(shì)出現(xiàn)顯著差異,比如實(shí)驗(yàn)組人均GDP的增速顯著小于對(duì)照組、兩組別人均GDP的相對(duì)大小出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)等.因此,可知在政策實(shí)施前,實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組滿足平行性假定,符合運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行政策影響評(píng)價(jià)的前提條件.

表5 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r平行趨勢(shì)檢驗(yàn)(2001~2017年)

2.2.2 安慰劑檢驗(yàn) 盡管實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在試點(diǎn)政策實(shí)施之前滿足平行趨勢(shì)假設(shè),但仍需注意是否同時(shí)發(fā)生了其他可能影響趨勢(shì)變化的政策因素,也就是說,政策干預(yù)之后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組趨勢(shì)的變化,可能并不真正是由該政策導(dǎo)致的,而是由同時(shí)期并存的其他政策導(dǎo)致.因此,為檢驗(yàn)處理變量對(duì)產(chǎn)出變量作用機(jī)制的排他性,分別從改變政策干預(yù)時(shí)間、虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組、重新定義被解釋變量3個(gè)方面開展穩(wěn)健性檢驗(yàn):

(1)政策干預(yù)時(shí)間的隨機(jī)性

由于政策執(zhí)行時(shí)間點(diǎn)的選取涉及到同時(shí)期諸多政策的干預(yù),如果不排除其他政策效應(yīng)的影響,那么文中所估計(jì)相關(guān)結(jié)果將無意義.基于此,為增加新安江試點(diǎn)政策的說服力,本文通過改變政策干預(yù)時(shí)間來進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在類似沖擊影響.2006年3月國(guó)家環(huán)?？偩诸C布了環(huán)保領(lǐng)域第一部涉及公眾參與的規(guī)范性文件《環(huán)境影響評(píng)價(jià)公眾參與暫行辦法》,并在同年組建了11個(gè)地方派出執(zhí)法監(jiān)督機(jī)構(gòu),“國(guó)家監(jiān)察、地方監(jiān)管、單位負(fù)責(zé)”的環(huán)境監(jiān)察體制進(jìn)入到實(shí)施階段,這些舉措與新安江試點(diǎn)存在不少相似之處,可以用來進(jìn)行新安江試點(diǎn)政策排他性影響的對(duì)照檢驗(yàn).鑒于此,本文將政策執(zhí)行時(shí)間提前到2006年,估計(jì)結(jié)果如表6第(1)列所示,可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)將政策執(zhí)行時(shí)間設(shè)定至2006年,政策效應(yīng)變量(did)的估計(jì)系數(shù)不再顯著,這表明除本文所研究之外,并不存在類似的政策沖擊的影響,更進(jìn)一步說明了本文估計(jì)結(jié)果具有可靠性.

(2)反事實(shí)檢驗(yàn)

從理論上講,新安江試點(diǎn)政策并不會(huì)對(duì)非試點(diǎn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著影響.為此,本部分通過虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組來進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn),即選取已知的并不受政策影響的群組作為實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行回歸,若政策效應(yīng)不再顯著,則證明前述研究結(jié)果穩(wěn)健.鑒于此,本文選取非試點(diǎn)區(qū)域內(nèi)離黃山市較近但并不相鄰的安慶市作為虛構(gòu)試點(diǎn)市,并選擇市內(nèi)懷寧縣、太湖縣、宿松縣、望江縣、岳西縣5個(gè)縣作為新的虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組,估計(jì)結(jié)果如表6第(2)列所示.估計(jì)結(jié)果顯示新安江試點(diǎn)政策對(duì)這部分行政縣并不存在顯著政策影響,因此很好地支撐了前述結(jié)論,提高了結(jié)論的可靠性.

(3)變換被解釋變量

本文將人均GDP替換為地區(qū)GDP這一同樣衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)作為被解釋變量,在此基礎(chǔ)上以2011年作為政策節(jié)點(diǎn),對(duì)政策影響及動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),估計(jì)結(jié)果如表6第(3)、(4)列所示.檢驗(yàn)結(jié)果支持了新安江試點(diǎn)在一定程度上抑制上游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)論,表明基本回歸結(jié)果是穩(wěn)健的.

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.3 企業(yè)退出機(jī)制的檢驗(yàn) 眾所周知,為保護(hù)新安江流域生態(tài)環(huán)境,黃山、宣城兩市執(zhí)行了較為嚴(yán)格的生態(tài)環(huán)境和水資源管理制度,堅(jiān)決制止可能影響生態(tài)環(huán)境的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入,并關(guān)停并轉(zhuǎn)了一批污染型企業(yè),大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的同時(shí)也犧牲了較多發(fā)展機(jī)會(huì).因此,新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)政策之所以顯著抑制上游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的很大一部分原因可能是部分企業(yè)被強(qiáng)制性退出了市場(chǎng).鑒于此,為進(jìn)一步對(duì)企業(yè)退出這一機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn),以試點(diǎn)五縣內(nèi)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)作為被解釋變量,然后進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn),估計(jì)結(jié)果(表7)表明無論是否控制地區(qū)效應(yīng)、以及是否引入其他因素的影響,在試點(diǎn)政策實(shí)施后,安徽試點(diǎn)縣內(nèi)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)顯著減少,證實(shí)了企業(yè)退出機(jī)制的存在性,表明安徽試點(diǎn)縣確實(shí)可能因?yàn)槠髽I(yè)的大量退出,而對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)造成了一定程度的不利影響.這可能意味著當(dāng)前經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)下滑并不必然是悲觀表現(xiàn),也可能是由于綠色新經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)暫時(shí)還未抵消掉企業(yè)退出機(jī)制造成的影響.

表7 企業(yè)退出機(jī)制的估計(jì)結(jié)果

3 討論

本文并非“唯經(jīng)濟(jì)論”或單純計(jì)算上游經(jīng)濟(jì)賬問題,而是試圖通過分析新安江模式對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)存在何種影響、影響程度多大、以及動(dòng)態(tài)影響趨勢(shì)等關(guān)鍵問題,從側(cè)面判斷生態(tài)效益是否有轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益的良好態(tài)勢(shì).在以下方面取得了進(jìn)展:①在研究視角上,通過定量評(píng)價(jià)新安江試點(diǎn)政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能產(chǎn)生的負(fù)面影響,一定程度上克服了以往主要側(cè)重環(huán)境保護(hù)效果的片面性.②在數(shù)據(jù)選擇上,相比于省級(jí)或市級(jí)數(shù)據(jù),利用縣域?qū)用鏀?shù)據(jù)能夠更好刻畫由政策產(chǎn)生的地區(qū)差異.此外,研究樣本覆蓋前兩輪試點(diǎn)周期,基于完整的政策執(zhí)行區(qū)間開展研究,便于與后續(xù)政策區(qū)間進(jìn)行比較分析.③在研究方法上,雙重差分方法的應(yīng)用可以較好地解決內(nèi)生性問題和遺漏變量偏誤問題,得出的結(jié)論更加準(zhǔn)確可靠.

總體而言,當(dāng)前新安江試點(diǎn)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響尚未突破負(fù)向拐點(diǎn),至于其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的不利影響會(huì)持續(xù)多長(zhǎng)時(shí)間,可能取決于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、科技創(chuàng)新等進(jìn)展?fàn)顩r[30].根據(jù)以往類似環(huán)境政策實(shí)踐,新安江試點(diǎn)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響可能會(huì)遵循先抑制后改善的時(shí)間變化規(guī)律[31],最終帶來上下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益的提升[32].經(jīng)過兩輪試點(diǎn)后,浙皖跨省斷面水質(zhì)得到顯著提升,結(jié)合環(huán)境經(jīng)濟(jì)效益綜合狀況看[33],目前試點(diǎn)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)造成的負(fù)面影響尚在合理可控范圍內(nèi).正因?yàn)槿绱?針對(duì)環(huán)境改善與生態(tài)經(jīng)濟(jì)效益之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系進(jìn)行更為細(xì)化地研究,將是今后攻克的重點(diǎn)和難點(diǎn).

此外,在分析下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響時(shí),并未考慮“因上游提供優(yōu)質(zhì)水源為下游所帶來的經(jīng)濟(jì)效益”.關(guān)于這點(diǎn):考慮到這部分經(jīng)濟(jì)效益涉及面較為復(fù)雜,目前囿于數(shù)據(jù)資料和技術(shù)手段限制而在量化上存在困難;另外,關(guān)于“因上游提供優(yōu)質(zhì)水源”是否已充分轉(zhuǎn)化為下游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益仍存在一定疑問.為此,鑒于一系列操作上的難題,本文研究中未對(duì)此進(jìn)行考慮,但這將是后續(xù)研究的重要方向.

4 結(jié)論

4.1 在前兩輪試點(diǎn)中,新安江跨省流域橫向生態(tài)補(bǔ)償政策對(duì)流域上下游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在不同影響,其中對(duì)上游安徽試點(diǎn)縣具有抑制性影響,表現(xiàn)為人均GDP或地區(qū)GDP不同程度下降,而對(duì)下游杭州試點(diǎn)縣則無顯著影響,相關(guān)研究結(jié)果在進(jìn)行多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立.

4.2 新安江試點(diǎn)政策對(duì)上游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在動(dòng)態(tài)影響效應(yīng),具體為對(duì)上游經(jīng)濟(jì)的抑制影響呈現(xiàn)出先增大后減弱的趨勢(shì),達(dá)到一定程度后會(huì)逐漸減緩.

4.3 在執(zhí)行新安江試點(diǎn)政策后,上游試點(diǎn)縣內(nèi)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)顯著減少,驗(yàn)證了企業(yè)退出機(jī)制的存在性,企業(yè)退出成為短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到?jīng)_擊的一個(gè)重要原因.

[1] Anastasiadis E, Deng X, Krysta P, et al. Network pollution games [J]. Algorithmica, 2019,81(1):124-166.

[2] 張 璇,袁浩銘,郝芳華.財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)保投資效率的影響研究——基于DEA-Tobit模型的分析 [J]. 中國(guó)環(huán)境科學(xué), 2018,38(12):382- 389. Zhang X, Yuan H M, Hao F H. Fiscal decentralization influence on environmental investment efficiency: Analysis based on DEA-Tobit model [J]. China Environmental Science, 2018,38(12):382-389.

[3] 王曉莉,徐 娜,王 浩,等.地方政府推廣市場(chǎng)化生態(tài)補(bǔ)償式扶貧的理論作用與實(shí)踐確認(rèn) [J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境, 2018,28(8):105- 116. Wang X L, Xv N, Wang H, et al. Theoretical role and practical confirmation of local government in promoting the market-oriented ecological compensation for poverty alleviation [J]. China Population Resources and Environment, 2018,28(8):105-116.

[4] Clot S, Grolleau G, Méral P. Payment vs. compensation for ecosystem services: Do words have a voice in the design of environmental conservation programs? [J]. Ecological Economics, 2017,135(5):299- 303.

[5] Kim H J, Chang J I, Yoo S H. Non-market valuation of water pollution remediation and disaster risk mitigation functions: The case of Nakdong River Estuary in South Korea [J]. Sustainability, 2019, 11(3):1-9.

[6] 馬慶華,杜鵬飛.新安江流域生態(tài)補(bǔ)償政策效果評(píng)價(jià)研究 [J]. 中國(guó)環(huán)境管理, 2015,7(3):63-70. Ma Q H, Du P F. Evaluation on the effect of ecological compensation in Xin’an river basin [J]. Environmental conformity Assessment, 2015, 7(3):63-70.

[7] 景守武,張 捷.新安江流域橫向生態(tài)補(bǔ)償降低水污染強(qiáng)度了嗎?[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境, 2018,28(10):152-159. Jing S W, Zhang J. Can Xin’anjiang river basin horizontal ecological compensation reduce the intensity of water pollution? [J]. China Population Resources and Environment, 2018,28(10):152-159.

[8] Borghesi S, Cainelli G, Mazzanti M. Linking emission trading to environmental innovation: Evidence from the Italian manufacturing industry [J]. Research Policy, 2015,44(3):669-683.

[9] Olander L P, Johnston R J, Tallis H, et al. Benefit relevant indicators: Ecosystem services measures that link ecological and social outcomes [J]. Ecological Indicators, 2018(85):1262-1272.

[10] 馬 艷.長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調(diào)效應(yīng)測(cè)度與交互脅迫關(guān)系驗(yàn)證 [J]. 長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境, 2020,29(2):275-286. Ma Y. Examining the coupling degree and interactive stress between urbanization and eco-environment in Yangtze River economic belt [J]. Resources and Environment in the Yangtze Basin, 2020,29(2):275- 286.

[11] Borsatto J M L S, Amui LB L. Green innovation: Unfolding the relation with environmental regulations and competitiveness [J]. Resources, Conservation & Recycling. 2019,149:445-454.

[12] Zhang J, Liang G, Feng T, et al. Green innovation to respond to environmental regulation: How external knowledge adoption and green absorptive capacity matter? [J]. Business Strategy & the Environment (John Wiley & Sons, Inc), 2020,29(1):39-53.

[13] Rexh?user S, Rammer C. Environmental innovations and firm profitability: Unmasking the Porter hypothesis [J]. Environmental & Resource Economics, 2014,57(1):145-167.

[14] 聶國(guó)卿,郭曉東.環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)制造業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型發(fā)展的影響 [J]. 經(jīng)濟(jì)地理, 2018,38(7):110-116. Nie G Q, Guo X D. The effect of environmental regulation on the manufacturing’s innovation and transformation development [J]. Economic Geography, 2018,38(7):110-116.

[15] Cao X, Deng M, Song F, et al. Direct and moderating effects of environmental regulation intensity on enterprise technological innovation: The case of China [J]. PLoS ONE. 2019,14(10):1-20.

[16] Besley T, Case A. Incumbent behavior: Vote-seeking, tax-setting, and yardstick competition [J]. American Economic Review, 1995,85(1): 25-45.

[17] 宋德勇,蔡 星.地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的空間策略互動(dòng)——基于地級(jí)市層面的實(shí)證研究 [J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2018,37(7):112-118. Song D Y, Cai X. Spatial strategic interaction of regional environmental regulation evidence from Chinese cities [J]. Industrial Technology & Economy, 2018,37(7):112-118.

[18] 張彩云,蘇丹妮,盧 玲,等.政績(jī)考核與環(huán)境治理——基于地方政府間策略互動(dòng)的視角 [J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2018,44(5):4-22. Zhang C Y, Su D N, Lu L, et al. Performance evaluation and environmental governance: From a perspective of strategic interaction between local governments [J]. Journal of Finance and Economics, 2018,44(5):4-22.

[19] 金 剛,沈坤榮.以鄰為壑還是以鄰為伴?——環(huán)境規(guī)制執(zhí)行互動(dòng)與城市生產(chǎn)率增長(zhǎng) [J]. 管理世界, 2018,34(12):43-55. Jin G, Shen K R. Beggar-thy-neighbour or building strong relations with its neighbors: Interaction of environmental regulation implementation and urban productivity growth [J]. Management World, 2018,34(12):43-55.

[20] 楊夢(mèng)杰,楊 凱,李 根,等.博弈視角下跨界河流水資源保護(hù)協(xié)作機(jī)制——以太湖流域太浦河為例 [J]. 自然資源學(xué)報(bào), 2019,34(6): 1232-1244. Yang M J, Yang K, Li G, et al. The cooperation mechanism of water resources protection in trans-boundary river based on game theory: A case study of the Taipu River in the Taihu Lake Basin [J]. Journal of Natural Resources, 2019,34(6):1232-1244.

[21] 牛文娟,王偉偉,邵玲玲,等.政府強(qiáng)互惠激勵(lì)下跨界流域一級(jí)水權(quán)分散優(yōu)化配置模型 [J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境, 2016,26(4):148-157.Niu W J, Wang W W, Shao L L, et al. The decentralized optimization allocation model of initial water rights of trans-boundary river basin under government’s strong reciprocity incentive [J]. China Population Resources and Environment, 2016,26(4):148-157.

[22] 畢睿罡,王欽云.政企合謀視角下的環(huán)境治理——基于官員考核標(biāo)準(zhǔn)變化的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn) [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué), 2019,41(4):62-75. Bi R G, Wang Q Y. Environmental governance from the perspective of government-enterprise collusion: A quasi-nature experiment based on the change in official assessment system [J]. Modern Economic Science, 2019,41(4):62-75.

[23] 劉瑞明,趙仁杰.國(guó)家高新區(qū)推動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展嗎?——基于雙重差分方法的驗(yàn)證 [J]. 管理世界, 2015,263(8):30-38.Liu R M, Zhao R J. Does National High-tech Zone promote regional economic development: Verification based on Differences-in- Differences method [J]. Management World, 2015,263(8):30-38.

[24] 張?jiān)俳?劉 洪,周 歡.民族地區(qū)財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于民族縣面板數(shù)據(jù)分析 [J]. 貴州民族研究, 2017,38(9): 172-178.Zhang Z J, Liu H, Zhou H. Fiscal expenditure, investment in fixed assets and economic growth in ethnic minority areas: Panel data analysis based on ethnic counties [J]. Guizhou Ethnic Studies, 2017, 38(9):172-178.

[25] 張雪芳,戴 偉.金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的門檻效應(yīng)研究——基于金融發(fā)展規(guī)模,效率和結(jié)構(gòu)三維視角的實(shí)證檢驗(yàn) [J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理, 2020,42(4):89-97.Zhang X F, Dai W. Threshold effect of financial development on economic growth: An empirical analysis based on the three- dimensional perspective of scale, efficiency and structure of financial development [J]. Contemporary Economic Management, 2020,42(4): 89-97.

[26] 鄧 菁,肖興志.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的財(cái)政扶持策略研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究, 2019,40(11):96-111.Deng J, Xiao X Z. Financial support strategy for high-quality development of high-tech Industry [J]. Research on Economics and Management, 2019,40(11):96-111.

[27] 安徽省統(tǒng)計(jì)局,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局安徽調(diào)查總隊(duì).安徽統(tǒng)計(jì)年鑒(2001~2017) [M]. 北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2001-2017. Statistics Bureau of Anhui province, Anhui survey team of National Bureau of Statistics. Anhui Statistical Yearbook(2001~2017) [M]. Beijing: China Statistical Publishing House, 2001-2017.

[28] 浙江省統(tǒng)計(jì)局,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局浙江調(diào)查總隊(duì).浙江統(tǒng)計(jì)年鑒(2001~2017) [M]. 北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2001-2017. Statistics Bureau of Zhejiang province, Zhejiang survey team of National Bureau of Statistics. Zhejiang Statistical Yearbook (2001~ 2017) [M]. Beijing: China Statistical Publishing House, 2001-2017.

[29] 陳 林,伍海軍.國(guó)內(nèi)雙重差分法的研究現(xiàn)狀與潛在問題 [J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2015,32(7):133-148. Chen L, Wu H J. Research status and potential problems of differences-in-differences method in China [J]. The Journal of Quantitative & Technical Economics, 2015,32(7):133-148.

[30] 上官緒明,葛斌華.科技創(chuàng)新,環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展——來自中國(guó)278個(gè)地級(jí)及以上城市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境, 2020,30(6):95-104. Shangguan X M, Ge B H. Scientific and technological innovation, environmental regulation and high-quality economic development: Empirical evidence from 278 Chinese cities at prefecture level and above [J]. China Population Resources and Environment, 2020,30(6): 95-104.

[31] 楊白冰,姚曉明.環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期和長(zhǎng)期效應(yīng)——基于面板協(xié)整和誤差修正模型的研究視角 [J]. 城市發(fā)展研究, 2019,26(9):116-124. Yang B B, Yao X M. Short-term and long-term effects of environmental regulation on regional economic growth: Based on panel cointegration and error correction model [J]. Urban Development Studies, 2019,26(9):116-124.

[32] 于斌斌,金剛,程中華.環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)效應(yīng):“減排”還是“增效” [J]. 統(tǒng)計(jì)研究, 2019,36(2):90-102. Yu B B, Jin G, Cheng Z H. Economic effects of environmental regulations: “Emission Reduction” or “Efficiency Enhancement” [J]. Statistical Research, 2019,36(2):90-102.

[33] 新安江流域上下游橫向生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)績(jī)效評(píng)估報(bào)告(2012~2017) [R]. 北京:生態(tài)環(huán)境部環(huán)境規(guī)劃院, 2018. Performance evaluation report of cross-regional eco-compensation pilot program in the upper and lower reaches of Xin’anjiang River Basin(2012-2017) [R]. Beijing: Chinese Academy of Environmental Planning, 2018.

Study on the economic effects of Xin’an river basin horizontal ecological compensation.

LIU Cong*, ZHANG Ning

(School of Management, Hangzhou Dianzi University, Hangzhou 310012, China)., 2021,41(4)：1940~1948

Taking the pilot policy of Xin’an river basin horizontal ecological compensation as a quasi-natural experiment, the difference-in-difference method was used to systematically examine the impact of pilot policy on the economic development of the upper and lower reaches of Xin’an river basin, based on the county-level panel data in Anhui and Zhejiang in 2001~2017. The results showed that the pilot policy had restrained the economic development of the upstream areas to a certain extent, and the per capita GDP and regional GDP of the relevant regions had declined. However, it had no significant effect on the economic development of the downstream areas. These conclusions were still valid after several robustness tests. Moreover, the negative impact of pilot policy on economic development of the upstream areas increased firstly and then decreased. Additionally, the driving mechanism analysis showed that the number of “industrial enterprises above designated size” decreased significantly in the five pilot counties, and revealed that “enterprise exit” was an important reason for the negative impact of Xin’an pilot policy on the economic development of the upstream regions. This study could provide reference for the formulation and implementation of the benefit allocation mechanism of trans-regional water resources protection.

horizontal ecological compensation；upstream and downstream；regional economic development；difference-in- difference model；Xin’an river basin

X321

A

1000-6923(2021)04-1940-09

劉 聰(1993-),女,山東濰坊人,助理研究員,博士,主要從事資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)方面研究.發(fā)表論文8余篇.

2020-08-11

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金資助項(xiàng)目(20YJC790075);浙江省教育廳科研項(xiàng)目(Y201942060);國(guó)家社科基金資助項(xiàng)目(20BGL188);教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金資助項(xiàng)目(18YJA790107);浙江省自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(LY18G030018)

* 責(zé)任作者, 助理研究員, liucongmeinu@163.com