碳匯造林項目促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展嗎？

胡原 曾維忠

摘要林業(yè)是重要的碳匯資源，在減緩全球氣候變化、改善自然生態(tài)環(huán)境、促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展等方面有著至關(guān)重要的作用。作為林業(yè)碳匯的重要實現(xiàn)形式，碳匯造林項目兼具生態(tài)保護、促進經(jīng)濟發(fā)展與貧困減緩等重要功能，其實施成效究竟如何需要進一步驗證。為此，本文從理論上分析了碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響機理，利用2000—2016年四川47個縣域的面板數(shù)據(jù)，采用PSM-DID模型估計了碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的平均效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)，并對其影響機理進行了驗證。結(jié)果顯示：①碳匯造林項目的實施顯著地促進了地區(qū)實際GDP和人均實際GDP的增長，這一結(jié)論在進行穩(wěn)健性檢驗后依然成立;②囿于項目周期較長，此促進作用在短期內(nèi)尚不能立竿見影，具有明顯的滯后效應(yīng)，且實施的時間越長，對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的促進作用越大;③碳匯造林項目主要通過優(yōu)化當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高居民儲蓄率、提升地區(qū)政府財政收支水平等途徑促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。因此，為更好地發(fā)揮碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，應(yīng)繼續(xù)拓展碳匯造林項目的覆蓋區(qū)域，加大專項投資力度，引導(dǎo)碳匯造林項目向生態(tài)脆弱的深度貧困地區(qū)傾斜;在更加注重碳匯造林項目的長期效應(yīng)的同時，應(yīng)建立完善項目運行的長效穩(wěn)定機制，防范潛在的自然與市場風(fēng)險，保障項目對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的長期驅(qū)動力;加快改善地區(qū)的融資環(huán)境，鼓勵居民和企業(yè)將儲蓄和融資能力有效轉(zhuǎn)化為投資能力，充分依托碳匯造林項目促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞 碳匯造林;縣域經(jīng)濟發(fā)展;傾向得分匹配;雙重差分

林業(yè)碳匯既是應(yīng)對當(dāng)下全球氣候變化的重要舉措，也是中國生態(tài)文明建設(shè)的有效途徑?！渡鷳B(tài)扶貧工作方案》提出，要協(xié)調(diào)推進貧困地區(qū)扶貧開發(fā)與生態(tài)保護，實現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧與生態(tài)文明建設(shè)的“雙贏”目標(biāo)[1]，林業(yè)碳匯在應(yīng)對全球氣候變化、改善社區(qū)生態(tài)和經(jīng)濟社會條件等方面有著舉足輕重的作用[2]。碳匯造林項目作為林業(yè)碳匯的主要實施類型，其經(jīng)濟、社會、生態(tài)等綜合成效也得到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注[3-4]。但囿于試點時期政策設(shè)計的先探性，項目在取得一定成效的同時，也存在一些負(fù)面影響。例如，為避免碳泄露，一定時期內(nèi)降低了農(nóng)戶通過采蘑菇、中草藥等渠道增加收入的機會[5]，農(nóng)戶林下種植、放牧等生計活動往往受限[6]，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受阻。那么，碳匯造林項目究竟是否促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展？其影響機理如何？準(zhǔn)確評估碳匯造林對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的凈影響具有重要的現(xiàn)實意義?；诖?，本文擬在理論分析的基礎(chǔ)上，首先采用傾向得分匹配法為實施碳匯造林項目的縣域（處理組）匹配未實施項目的縣域（對照組），以解決處理組與對照組在項目前不滿足平行趨勢假設(shè)所帶來的內(nèi)生性問題;再采用多期雙重差分法估計實施碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈效應(yīng)，以減少估計誤差;最后檢驗實施碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響機理。

1文獻綜述

碳匯造林是一項通過市場機制實現(xiàn)生態(tài)效益價值補償、對造林和林木生長全過程實施碳匯計量和監(jiān)測而進行的項目活動[7]。學(xué)術(shù)界對碳匯造林的相關(guān)研究不勝枚舉，根據(jù)研究側(cè)重點不同，大致可以歸為以下兩類：

第一類是農(nóng)戶參與碳匯造林項目的制約因素。作為林業(yè)資源供給者[8]和造林項目參與者[9]，農(nóng)戶的積極參與是項目順利開展的條件基礎(chǔ)，也是項目長期可持續(xù)運營的重要保障[10-11]。囿于自然地理條件、項目實施模式等各方面存在的顯著差異，國外學(xué)者將土地和勞動力等資源稟賦以及市場交易成本、機會成本等外部因素作為影響農(nóng)戶參與林業(yè)碳匯項目的主要因素[12]。國內(nèi)學(xué)者則重點聚焦于農(nóng)戶個體、家庭特征和主觀態(tài)度等內(nèi)部因素的討論[8-9，13-15]。

第二類是碳匯造林項目的益貧性。近年來，學(xué)術(shù)界將林業(yè)碳匯與貧困地區(qū)發(fā)展及貧困人口受益相聯(lián)系[13]，并提出“森林碳匯扶貧”這一概念[16-17]。就貧困地區(qū)而言，一方面，林業(yè)碳匯能夠提升項目實施區(qū)應(yīng)對自然災(zāi)害的能力，降低農(nóng)戶因災(zāi)致貧的風(fēng)險[18];另一方面，項目實施也能夠為當(dāng)?shù)貛斫?jīng)濟收入和就業(yè)機會，增加財政收益，改善基礎(chǔ)設(shè)施和金融生態(tài)等[19-20]。就貧困人口而言，林業(yè)碳匯項目的益貧性主要體現(xiàn)在經(jīng)濟收入方面[13，21-23]，除此之外，農(nóng)戶的可行能力與發(fā)展機會創(chuàng)造也同樣受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注[24-26]。但縱覽現(xiàn)有研究，依然存在幾個不足之處：第一，已有文獻大多從理論層面探討碳匯造林項目的益貧性，定量研究主要集中在微觀層面，尚未從區(qū)域?qū)用娑垦芯繉嵤┨紖R造林項目的經(jīng)濟成效;第二，學(xué)術(shù)界關(guān)于項目成效的實證研究大多采用單差法，即對比項目實施前后區(qū)域經(jīng)濟的變化狀況，無法在排除其它影響因素的前提下準(zhǔn)確識別實施碳匯造林項目對地方經(jīng)濟發(fā)展的凈效應(yīng)。

基于此，我們采用傾向得分匹配—雙重差分（PSM-DID）方法探討實施碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈影響，檢驗實施碳匯造林項目促進縣域經(jīng)濟發(fā)展的平均效果和動態(tài)效果，并驗證其內(nèi)在的影響機理。

2政策背景、影響機理與研究假說

2.1碳匯造林項目的政策背景

全球氣候變化問題得到各國政府和科學(xué)界的廣泛關(guān)注。囿于當(dāng)前的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，推動低碳經(jīng)濟發(fā)展的減排措施與路徑既要滿足潛力大、易執(zhí)行、見效快，又要符合成本低、居民福利高等條件，林業(yè)碳匯成為發(fā)展中國家的首要選擇[27]。近年來，伴隨后京都時代的來臨及《巴黎協(xié)定》（2015年）等國際協(xié)定的陸續(xù)簽訂，林業(yè)碳匯應(yīng)對全球氣候變化的作用也愈加凸顯[28]。因此，積極開展林業(yè)碳匯項目試點既是我國應(yīng)對氣候變化的外在國際要求，也是促進國內(nèi)節(jié)能減排、突破資源環(huán)境制約的內(nèi)在要求。據(jù)不完全統(tǒng)計，截至2017年底，我國正在開展且在發(fā)展改革委員會備案的林業(yè)碳匯項目有110個主要包括99個經(jīng)核證減排信用標(biāo)準(zhǔn)的CCER項目，5個清潔發(fā)展機制標(biāo)準(zhǔn)的CDM項目和6個國際核證碳減排標(biāo)準(zhǔn)的VCS項目。中國綠色碳匯基金會開發(fā)的綠色碳匯CGCF項目于2014年在浙江省杭州臨安區(qū)試點，未納入此次統(tǒng)計。。其中，碳匯造林項目有75個，占項目總體的68.18%。

四川省宜林地資源非常豐富，生態(tài)區(qū)位極其重要，氣候和土壤等立地條件都極其適宜樹木生長，是世界重要的天然碳庫、國家首批森林碳匯項目試點省份與森林碳匯產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)先布局區(qū)，具備開展碳匯造林項目得天獨厚的優(yōu)勢。其試點工作起步早已走在全國前列，如我國在聯(lián)合國清潔發(fā)展機制執(zhí)行理事會（EB）注冊的5個CDM碳匯造林項目中，四川就占據(jù)2個。因此，本文選取四川省作為研究對象，探究碳匯造林項目對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。

截至目前，在四川省正式實施且在發(fā)展改革委員會備案的碳匯造林項目有4個，其中包括2個CDM項目、1個CCER項目和1個VCS項目。項目共涉及13個縣，其中含國家級貧困縣6個、少數(shù)民族縣9個（見表1）。

2.2影響機理與研究假說

碳匯造林項目的實施目的之一是增加居民經(jīng)濟收入，緩解農(nóng)村貧困壓力。因此，不難看出，實施碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟的發(fā)展也具有較強的推動作用，結(jié)合已有文獻，本文將從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資本積累、經(jīng)濟收入與財政收支四個方面討論碳匯造林對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響機理。

第一，碳匯造林項目的實施有利于打破當(dāng)?shù)匾赞r(nóng)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)布局，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。一方面，造林項目的持續(xù)開展將減少部分農(nóng)用耕地的使用[29-31]，提升農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)水平[32];另一方面，林業(yè)碳可在一定程度上抵消工業(yè)、能源企業(yè)的排放，成為工業(yè)、能源企業(yè)的一種低成本選擇，從而間接的促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因此，碳匯造林項目的實施可以通過對第一產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)與第二產(chǎn)業(yè)的促進效應(yīng)進而推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

第二，市場化與公益性兼顧的碳匯造林項目可以拓展多元的融資渠道，提升地區(qū)融資水平[17]。有社會責(zé)任和環(huán)境責(zé)任強的企業(yè)、非政府組織、個人以及一些投資者等構(gòu)成了多元化的碳匯造林項目參與主體，這為當(dāng)?shù)靥峁┝硕嘣娜谫Y渠道[33]。清潔發(fā)展機制項目融資、企業(yè)低碳轉(zhuǎn)型融資、排污權(quán)融資等碳金融創(chuàng)新形式能夠有效的提升當(dāng)?shù)厝谫Y水平[34-35]，推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

第三，項目實施為居民提供了本地就業(yè)機會，增加居民的經(jīng)濟收入。一方面，碳匯造林項目區(qū)農(nóng)戶將從項目中獲得勞務(wù)、碳匯的經(jīng)濟收益，以及短期或長期的工作機會，從而提高居民的總體收入和儲蓄[36]。但是，碳匯造林的實施也打破了農(nóng)戶對傳統(tǒng)林業(yè)的生計依賴，在短期內(nèi)可能降低其農(nóng)業(yè)收入，造成一定的負(fù)面影響;另一方面，碳匯造林項目可以為項目區(qū)帶去先進的造林技術(shù)，培養(yǎng)當(dāng)?shù)鼐用竦脑炝旨寄躘37]，改善本地的人力資本，從而間接的推動地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。

第四，碳匯交易可以提高政府財政收入，進而促使當(dāng)?shù)卣哟螽?dāng)?shù)亟?jīng)濟建設(shè)的資金投入。一方面，通過市場機制將林業(yè)碳匯納入碳交易市場，可以將項目實施區(qū)優(yōu)質(zhì)的生態(tài)資源有效的轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟收益，提高當(dāng)?shù)卣呢斦杖隱38];另一方面，地方政府在碳匯項目實施初期的財政投入將對其它要素投入有擠出效應(yīng)，但長期來看，伴隨地方政府財政收入的增加，其用于地區(qū)經(jīng)濟建設(shè)的財政支出也會相應(yīng)提高，從而帶動地區(qū)經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。

綜上所述，碳匯造林項目的實施可以通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、提升融資水平、增加地區(qū)居民收入與儲蓄、改善財政收入等途徑對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響。但值得注意的是，碳匯造林屬于長期的、持續(xù)的低碳經(jīng)濟項目，囿于上述討論中短期內(nèi)潛在的負(fù)面影響，導(dǎo)致項目初期農(nóng)戶參與的積極性不高，政府財政投入力度不大等問題。在項目實施初期的低經(jīng)濟收益、農(nóng)戶參與的低效率和政府財政支持的低投入等多重作用下，可能導(dǎo)致碳匯造林項目在短期內(nèi)的經(jīng)濟效益難以顯現(xiàn)。據(jù)此，本文構(gòu)建了實施碳匯造林項目影響當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的理論分析框架（見圖1），并提出如下研究假說：

假說1：碳匯造林項目的開展能夠推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。

假說2：碳匯造林項目在短期內(nèi)的經(jīng)濟效益并不明顯，但長期來看對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的推動作用將逐漸增大。

假說3：碳匯造林項目促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的可能路徑有：優(yōu)化當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、增加當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟資本積累、改善當(dāng)?shù)氐呢斦罩顩r。

3模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)與變量描述

3.1數(shù)據(jù)來源

考慮到研究數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2000—2016年作為樣本的時間范圍。截止到2018年底，四川省共有13個縣先后實施碳匯造林項目。鑒于四川省存在個別縣（區(qū)）在2000年后設(shè)立，如廣安市前鋒區(qū)等，因此，本文在總樣本中將其予以剔除，最終收集整理到四川省140個縣域的樣本數(shù)據(jù)。我們以各縣實施碳匯造林項目的時間作為外部政策沖擊時點，將13個碳匯造林項目實施縣作為處理組，再采用PSM方法，匹配相應(yīng)的對照組。最終，13個實施碳匯造林項目的縣域共匹配到34個對照樣本，得到799個樣本觀測值。

數(shù)據(jù)主要來自2000—2016年的《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，缺失數(shù)據(jù)通過各縣歷年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報或政府工作報告進行補充。

3.2模型構(gòu)建

根據(jù)上文所述，碳匯造林項目地的選擇主要根據(jù)地區(qū)自然條件等客觀因素。但不可否認(rèn)的是，自然地理環(huán)境與地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，使得本研究可能存在反向因果或遺漏的自然條件變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。因此，為真實檢驗碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈影響，我們采用雙重差分方法來克服可能存在的內(nèi)生性問題，進而準(zhǔn)確估計實施碳匯造林項目的政策效應(yīng)。進一步地，囿于四川省各縣（區(qū)）的經(jīng)濟發(fā)展水平不一，處理組和對照組可能具有顯著的差異性，導(dǎo)致估計結(jié)果也可能出現(xiàn)一定的偏差。因此，我們先采用PSM方法為處理組匹配相近的對照組，再在匹配后的樣本范圍內(nèi)采用DID2項目實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈影響。模型設(shè)定如下：

（1）式中，Yit為衡量縣域經(jīng)濟發(fā)展水平的代理變量，β0為常數(shù)項。fcs用以區(qū)分處理組和對照組，t為區(qū)分項目實施前后的虛擬變量，交乘項fcs·t是度量是否實施碳匯造林項目的核心解釋變量，β1表示碳匯造林對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈影響。為控制變量，βX為各個控制變量的系數(shù)。ri表示控制不隨時間變化的個體固定效應(yīng)，yt為時間固定效應(yīng)。εit為隨機干擾項。

為估計碳匯造林項目影響縣域經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)效應(yīng)，模型設(shè)定如下：

（2）其中，afterk為交乘項fcs·tk，是某縣自開展碳匯造林項目后第k年的虛擬變量。例如，A縣開始實施碳匯造林項目，在其后第k年，變量afterk賦值為1，其余年份為0。βk用以度量項目實施后第k年，其影響縣域經(jīng)濟發(fā)展的政策效應(yīng)。

為檢驗碳匯造林項目影響當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的機理，模型設(shè)定如下：

（3）式模型即將上述各個控制變量作為被解釋變量，依次對虛擬變量fcs·t進行普通最小二乘回歸，以此考察項目實施對各類經(jīng)濟發(fā)展驅(qū)動因素的作用。

3.3變量選擇

我們研究的重點是碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的作用，考慮到其它經(jīng)濟因素也可能會影響到縣域經(jīng)濟的發(fā)展，因此，我們在被解釋變量和核心解釋變量的基礎(chǔ)上，還引入了其它控制變量，具體變量見表2。

被解釋變量。Yit作為被解釋變量，用以度量縣域的經(jīng)濟發(fā)展水平。參照劉瑞明等[39]的做法，我們使用縣域?qū)嶋H生產(chǎn)總值的對數(shù)值（lngdpit）和人均實際生產(chǎn)總值的對數(shù)值（lnpgdpit）作為被解釋變量。其中，各縣實際生產(chǎn)總值是以2000年為基期由名義生產(chǎn)總值除以生產(chǎn)總值平減指數(shù)得出，人均實際生產(chǎn)總值計算方式相同。

核心解釋變量。交乘項為核心解釋變量，代表是否實施碳匯造林項目。其中fcs，為政策虛擬變量，如果是實施碳匯造林項目的樣本縣，賦值為1，否則為0;T為反映項目實施與否的虛擬變量，項目實施后賦值為1，否則為0。β1即雙重差分估計量，用以反映碳匯造林項目實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈影響。

控制變量。第一類反映縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。中國經(jīng)濟發(fā)展往往伴隨地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動[40-41]，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對縣域經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展有著至關(guān)重要的作用。我們使用第一、二產(chǎn)業(yè)增加值分別占名義地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（pfir和psec）兩個指標(biāo)來度量縣域經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

第二類主要反映地區(qū)的資本積累能力?？h域資本存量能夠?qū)Φ胤浇?jīng)濟尤其是農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響[42-43]。一方面，作為我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟的典型特征[44]，高儲蓄率能夠直接或間接的增加社會投資和消費水平，進而促進經(jīng)濟增長[45-46]。因此，我們選取居民儲蓄存款余額占地區(qū)GDP的比重（psav）來度量縣域儲蓄水平。另一方面，地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在相互促進的作用[47]，是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的長期驅(qū)動力，因此，我們納入固定資產(chǎn)投資占地區(qū)GDP比重（pfix）這一指標(biāo)。

第三類反映縣域的財政收支水平。合理的財政收支有利于保證地方公共服務(wù)的正常運行，為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展提供良好的環(huán)境[48-49]。我們采用地方財政一般預(yù)算收入與支出分別占地區(qū)GDP的比重（pinc、pexp）兩個變量來衡量政府財政收支水平。此外，我們在傾向得分匹配時，還選取了人口密度、是否少數(shù)民族縣、是否國家級貧困縣三個控制變量，以期得到更為相似的對照組。

4實證分析

4.1碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的平均效應(yīng)

依據(jù)（1）式模型，我們分別采用lngdp和lnpgdp作為被解釋變量來估計碳匯造林項目的實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展的凈影響，即相較于未實施碳匯造林的縣域（對照組），實施碳匯造林的平均處理效應(yīng)。同時，表3也報告了不控制其他經(jīng)濟因素時的回歸結(jié)果。其中，（1）、（2）列是未加入控制變量的估計結(jié)果，（3）、（4）列是加入后的估計結(jié)果?？梢钥闯?，無論是否加入控制變量，交乘項fcs.t的系數(shù)均在1%的水平上顯著，且為正。這表明，實施碳匯造林項目的確對縣域經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的促進作用。

在考慮其他影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的因素時，不難發(fā)現(xiàn)，pfir的系數(shù)顯著為負(fù)，psec的系數(shù)則顯著為正，這表明，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化將會促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，這與已有研究結(jié)論保持一致[50-51]。pfix的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，可能的解釋是當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資可能對地區(qū)其它短期投資項目具有擠出效應(yīng)，且固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟效益具有滯后性。psav的系數(shù)顯著為正，這表明居民儲蓄水平越高，其轉(zhuǎn)為有效投資的能力越強，對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用。pfin的系數(shù)顯著為負(fù)，表明金融貸款對本地經(jīng)濟發(fā)展具有抑制作用，可能的原因是縣域金融貸款并未有效地轉(zhuǎn)化為投資，王小華等[52]的結(jié)論也有助于解釋這一結(jié)果。與我們的預(yù)期相符，地區(qū)政府的財政收支對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展具有顯著的促進作用。

4.2碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)效應(yīng)

上述結(jié)果反映了項目實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展的平均效應(yīng)，但并未從動態(tài)的視角檢驗其促進作用的持續(xù)性，碳匯造林項目所產(chǎn)生的是當(dāng)期效應(yīng)還是存在一定的滯后效應(yīng)，上述結(jié)果并未給出相應(yīng)的結(jié)論。因此，我們估計了項目實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)效應(yīng)（結(jié)果見表4），

即隨著時間的變化，以年為單位進一步分析實施碳匯造林對縣域經(jīng)濟發(fā)展的促進作用是否具有持續(xù)性，其短期影響和長期影響是否存在差異。根據(jù)估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，after1～after3的系數(shù)逐漸增大，且由不顯著變?yōu)轱@著，表明碳匯造林項目的實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展的促進作用逐漸增強。但值得注意的是，第一，在控制了其它影響因素后，隨著時間的推移，雖然交乘項的系數(shù)逐漸增大，但after1與after2的系數(shù)均不顯著，after3的系數(shù)在10%的水平上顯著，這表明，在項目實施后的前兩年，碳匯造林的經(jīng)濟效應(yīng)并不明顯;第二，第（4）列after1的系數(shù)為負(fù)，雖然在統(tǒng)計上不顯著，但可以推斷在碳匯造林項目實施后的第一年，其對人均地區(qū)生產(chǎn)總值可能具有負(fù)向的影響。對此的一個可能解釋是：碳匯造林項目在短期內(nèi)并不能產(chǎn)生明顯的經(jīng)濟成效，在農(nóng)業(yè)耕地開展造林項目對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有擠出效應(yīng)，同時，耕地減少的兼業(yè)農(nóng)戶在短期內(nèi)還不能立即從事非農(nóng)就業(yè)，繼而對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。

綜上所述，實施碳匯造林項目在短期內(nèi)并不能促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，具有明顯的滯后效應(yīng)。平均來看，在項目實施后的第三年，碳匯造林的經(jīng)濟效應(yīng)才開始逐漸顯現(xiàn)。

4.3采用單差法的穩(wěn)健性檢驗

為檢驗DID方法是否更為有效地估計實施碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響作用，我們同時采取傳統(tǒng)的單差法進行估計。在剔除了沒有實施碳匯造林項目的地區(qū)后，我們將實施了碳匯造林項目的縣域作為樣本進行單差法估計，來比較樣本縣在實施了碳匯造林項目前后縣域經(jīng)濟發(fā)展的變化情況（結(jié)果見表5）。

對比表3可以發(fā)現(xiàn)，fcs的估計結(jié)果依然顯著為正，在未控制其它影響因素的情況下，單差法與DID的估計結(jié)果沒有顯著差異，但將其它因素控制后，觀察其系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，無論是實際地區(qū)生產(chǎn)總值還是人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值，單差法估計的結(jié)果均高于DID?？梢?，單差法的估計結(jié)果的確存在高估碳匯造林項目效果的情況，選取DID方法估計更為準(zhǔn)確。

4.4更換匹配方法的穩(wěn)健性檢驗

在運用DID實證分析前，我們基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資本積累和財政收支的反映變量，采用核密度PSM方法為處理組匹配對照組。為了檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們決定采用一對一近鄰PSM方法進行匹配，最終得到24個縣的匹配樣本，包括處理組和控制組各12個，估計結(jié)果依然是穩(wěn)健的（見表6）。

4.5剔除較晚實施項目縣的穩(wěn)健性檢驗

如前文所述，我們的研究樣本中，處理組13個縣分別于2004、2010—2012年陸續(xù)實施，并未統(tǒng)一時點。為剔除不同時點背景下可能存在的潛在政策因素對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響，我們將2010—2012年的處理組予以剔除，僅保留2004年較早實施的5個縣，再采用一對一近鄰PSM方法匹配對照組，最終得到10個縣域170個樣本。

由表7可知，估計結(jié)果與上述結(jié)果基本保持一致，且項目實施的時間越久，afterk的系數(shù)越大，即實施碳匯造林項目的動態(tài)政策效應(yīng)越大。但值得注意的是，就動態(tài)效應(yīng)而言，after1～after6并不顯著，after7及以后顯著為正且逐年遞增，這進一步印證了上文的結(jié)論，碳匯造林項目對縣域經(jīng)濟發(fā)展的促進作用并非短期見效，而是具有滯后效應(yīng)。

4.6碳匯造林項目促進經(jīng)濟發(fā)展的機理分析

根據(jù)上述實證研究得出，碳匯造林項目的實施能夠且有效的促進縣域的經(jīng)濟發(fā)展。那么，實施碳匯造林項目進而促進縣域經(jīng)濟發(fā)展的機理究竟是怎樣的呢？為進一步驗證研究假說3，我們采用（3）式模型估計實施碳匯造林項目對影響縣域經(jīng)濟發(fā)展的各項因素的作用，回歸結(jié)果如表8所示。fcs·t的系數(shù)代表各縣在實施碳匯造林項目后，項目實施對各類經(jīng)濟增長驅(qū)動因素的影響。（1）列的系數(shù)顯著為負(fù)、（2）列顯著為正，表明碳匯造林項目的實施有利于促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進而改善地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。通過與表3對比可以發(fā)現(xiàn)，優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠促進縣域經(jīng)濟的發(fā)展，因此，不難看出，碳匯造林項目可以通過改善當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進地區(qū)經(jīng)濟的增長。（3）～（5）列系數(shù)均顯著為正，表明碳匯造林項目的實施可以有效提升地區(qū)的資本存量，但結(jié)合表3可以發(fā)現(xiàn)，金融機構(gòu)貸款余額并未促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，反而有負(fù)向影響，因此，低效率的縣域金融貸款水平會抑制碳匯造林項目的積極作用。（6）、（7）列的系數(shù)均顯著為正，結(jié)合表3可知，碳匯造林項目的實施可以通過提升當(dāng)?shù)卣斦罩揭源龠M地區(qū)經(jīng)濟增長。綜上，實施碳匯造林項目主要通過優(yōu)化當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高居民儲蓄率、提升地區(qū)政府財政收支水平促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。

5結(jié)論與政策建議

本文基于2000—2016年四川省140個縣的面板數(shù)據(jù)，采用PSM-DID方法探討了碳匯造林項目的實施對當(dāng)?shù)乜h域經(jīng)濟發(fā)展的影響。主要結(jié)論如下：

（1）碳匯造林項目的實施對縣域經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的推動作用，這一結(jié)論在進行穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。

（2）囿于項目周期較長，此推動作用在短期內(nèi)不能立竿見影，具有明顯的滯后效應(yīng)，且實施的時間越長，對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的促進作用越大。

（3）碳匯造林項目主要通過優(yōu)化當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高居民儲蓄率、提升地區(qū)政府財政收支水平促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。

結(jié)合上述結(jié)論，我們提出碳匯造林項目的后續(xù)實施建議：①繼續(xù)拓展碳匯造林項目的覆蓋區(qū)域，加大專項投資力度，引導(dǎo)碳匯造林項目向生態(tài)脆弱的深度貧困地區(qū)傾斜，提升當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展能力，實現(xiàn)區(qū)域發(fā)展、生態(tài)保護與精準(zhǔn)扶貧的有機統(tǒng)一。②建立完善項目運行的長效穩(wěn)定機制，防范潛在的自然與市場風(fēng)險，保障項目對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的長期驅(qū)動力。一方面，對碳匯造林項目的成效評估不能僅局限在項目開展后的短期階段，而應(yīng)更加注重項目的長期效應(yīng);另一方面，適度引導(dǎo)農(nóng)戶對碳匯造林長期效益的關(guān)注，進一步提升其參與意愿。③加快改善地區(qū)的融資環(huán)境，鼓勵居民和企業(yè)將儲蓄和融資能力有效轉(zhuǎn)化為投資能力，充分依托碳匯造林項目促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

（編輯：于杰）

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