生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

覃瓊霞 常潤星 江濤

[摘要]文章分析了生態(tài)保護促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機理，并利用2004年—2017年黃河流域35個主要城市的面板數(shù)據(jù)，從水土保護和水質(zhì)治理的雙重視角考察了黃河流域生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進效應。結(jié)果顯示，水土保護和水質(zhì)治理均顯著促進了黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且在考慮了潛在的內(nèi)生性問題并經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。異質(zhì)性檢驗表明，生態(tài)保護對流域下游地區(qū)、人均GDP較低地區(qū)、第二產(chǎn)業(yè)占比較高地區(qū)以及政府財政支出較低地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響較小。研究還發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，生態(tài)保護效應逐漸減弱。因此，生態(tài)保護的分類施策與動態(tài)優(yōu)化是持續(xù)推進黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵所在。

[關鍵詞]生態(tài)保護；經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；異質(zhì)性；水土保護；水質(zhì)治理

[中圖分類號]F062.2[文獻標識碼]A[文章編號]1008—0694（2023）02—0009—15

[作者]覃瓊霞教授浙江理工大學經(jīng)濟管理學院杭州 310018

常潤星碩士研究生浙江理工大學經(jīng)濟管理學院杭州 310018

江濤教授中國計量大學經(jīng)濟與管理學院杭州 310018

一、引言

改革開放40多年來，我國在取得巨大經(jīng)濟發(fā)展成就的同時也產(chǎn)生了較為嚴重的生態(tài)環(huán)境問題。以黃河流域為代表的北方地區(qū)所遭遇的生態(tài)環(huán)境問題突出表現(xiàn)在水土流失和水污染兩個方面。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題，進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題。針對黃河流域的生態(tài)環(huán)境治理問題，事實上在新中國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。2012年，黨的十八大確立了生態(tài)文明建設的國家戰(zhàn)略，黃河流域的生態(tài)治理與生態(tài)保護工作也隨之進入了新的發(fā)展階段。2019年，習近平總書記進一步提出，將黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展上升為重大國家戰(zhàn)略。

有關生態(tài)保護與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系一直是學術界關注的焦點之一。新古典經(jīng)濟學認為生態(tài)保護會抑制經(jīng)濟發(fā)展，但部分學者如Porter則認為生態(tài)治理與生態(tài)保護可以促進經(jīng)濟發(fā)展（2—3），這就是生態(tài)保護的“成本論”和“創(chuàng)新論”之爭“。事實上，黃河流域也面臨著生態(tài)保護和經(jīng)濟發(fā)展的雙重問題，如何將“綠水青山”和“金山銀山”之間的替代關系轉(zhuǎn)化為互補關系、甚至互為促進，是黃河流域推進生態(tài)保護實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要命題。近年來，致力于實現(xiàn)黃河流域的生態(tài)治理和生態(tài)保護，能否帶來黃河流域的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，是持續(xù)推進黃河流域生態(tài)文明建設的重要前提。實現(xiàn)生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的黃河流域治理模式，也將是我國實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的典型樣板，極具理論價值和實踐意義。據(jù)此，本文基于2004年—2017年黃河流域35個城市生態(tài)保護實踐數(shù)據(jù)，從水土保護和水質(zhì)治理的雙重視角系統(tǒng)考察黃河流域生態(tài)保護實踐對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，揭示生態(tài)保護機制構(gòu)成及影響因素，檢驗生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在關系。

二、文獻回顧

生態(tài)保護與經(jīng)濟增長的關系一直是環(huán)境經(jīng)濟學研究的核心命題。新古典經(jīng)濟學認為，環(huán)境保護政策會提高企業(yè)生產(chǎn)成本，降低企業(yè)競爭力，進而抵消環(huán)境保護給社會帶來的積極效應，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效果（5）。但Porter等（1995）認為，適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以激勵企業(yè)創(chuàng)新（6），提高企業(yè)生產(chǎn)率，從而抵消由環(huán)境保護帶來的成本并且提升企業(yè)在市場上的盈利能力。也有學者批評Porter假說，認為這是對新古典理論的挑戰(zhàn)—9，他們反問，為什么廠商自己不能夠看到這一盈利機會呢？

故此，在生態(tài)保護與經(jīng)濟發(fā)展的主題上，現(xiàn)有文獻主要關注生態(tài)保護機制的選擇以及生態(tài)保護對經(jīng)濟發(fā)展的影響兩個關鍵問題。在生態(tài)保護機制選擇的研究上，最早的文獻源自庇古稅和科斯市場機制。Fullerton（2001）進一步將生態(tài)保護機制細分為庇古法、許可證、命令與控制、科斯法等四大類0。Shapiro等（2018）認為，價格機制比數(shù)量機制在提升社會福利方面更有效1。Shapiro（2021）對美國半個世紀以來的環(huán)境治理效果進行了評價（2，認為環(huán)境治理政策是過去半個世紀以來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機制的規(guī)制措施。Danae等（2020）認為，市場化政策可以實現(xiàn)污染的有效配置但無法實現(xiàn)公正性配置3]。David等（2021）認為，非中心化的水污染治理政策是重要的，但遠未解決污染問題，反而還會導致跨界水污染。由此，生態(tài)保護機制的選擇還衍生出了所謂的集權(quán)機制和分權(quán)機制。

生態(tài)保護對經(jīng)濟發(fā)展的影響分析方面，遵循成本論的學者認為，環(huán)境保護會抑制企業(yè)創(chuàng)新和盈利能力，進而對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響15]。陳詩一（2010）發(fā)現(xiàn)以節(jié)能減排為主體的環(huán)境保護對經(jīng)濟增長產(chǎn)生先抑后揚的效果16]。斯麗娟等（2021）發(fā)現(xiàn)排污權(quán)交易可以實現(xiàn)總量減排和工業(yè)發(fā)展，基本符合“強波特假說”，環(huán)境一工業(yè)系統(tǒng)間存在著較為明顯的依賴關系。羅知等（2021）基于長江流域水污染數(shù)據(jù)分析了綠水青山與金融發(fā)展之間的雙贏問題8]，證實了環(huán)境規(guī)制能顯著促進地區(qū)銀行業(yè)的協(xié)同發(fā)展。范慶泉等（2018）認為，環(huán)境稅和減排補貼的政策組合可以實現(xiàn)福利最大化目標，而單一政策會產(chǎn)生生產(chǎn)要素配置和福利水平的扭曲。李青原等（2020）認為，異質(zhì)性的環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)綠色競爭力會產(chǎn)生異質(zhì)性影響（20]。張成等（2011）的實證研究顯示環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)技術進步之間可能呈現(xiàn)“U”型關系（2D。金剛等（2018）認為，非對稱性環(huán)境規(guī)制會產(chǎn)生以鄰為壑的生產(chǎn)率增長模式（22），削弱了波特效應，進而不利于中國經(jīng)濟的長期增長。楊愷鈞等（2021）認為，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級具有顯著的促進作用23），但是環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在空間異質(zhì)性。余泳澤等（2020）認為，地方政府環(huán)境目標約束有利于推進地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級2]。

在黃河流域生態(tài)保護與經(jīng)濟發(fā)展的研究領域，徐勇等（2020）從“基層—生態(tài)優(yōu)先、承載—發(fā)展約束、驅(qū)動—內(nèi)外關聯(lián)”的邏輯闡述了黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展的基本框架、路徑與對策（25]。另有部分文獻從環(huán)境規(guī)制影響高質(zhì)量發(fā)展的視角展開分析。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)展問題（26）。汪曉文等（2021）采用人均GDP作為經(jīng)濟增長變量來檢驗環(huán)境規(guī)制對黃河流域經(jīng)濟增長的影響。周清香等（2020）運用一個由工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體排放量和工業(yè)SO2指標構(gòu)建的綜合指數(shù)分析了環(huán)境規(guī)制對黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的影響[28]。還有部分文獻從環(huán)境保護和經(jīng)濟增長的耦合關系視角展開分析。劉琳軻等（2021）和孫繼瓊（2021）分析了黃河流域生態(tài)保護與高質(zhì)量發(fā)展之間的耦合關系（20—30]。任保平等（2021）進一步研究了黃河流域經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境三者之間的耦合關系31。

綜上，有關生態(tài)保護問題的研究成果比較豐富，尤其是對生態(tài)保護的生產(chǎn)率效應研究頗多。盡管如此，這一領域的研究在以下方面仍有待擴展：首先，生態(tài)保護的經(jīng)濟促進效應研究在既有文獻中雖已得到印證，但是關于生態(tài)保護對于黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究仍顯不足。考慮到黃河流域在中國經(jīng)濟社會發(fā)展中的重要地位，有關黃河流域生態(tài)保護與流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究具有重要的現(xiàn)實意義。其次，現(xiàn)有文獻對于生態(tài)保護與黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在機理、生態(tài)保護的異質(zhì)性效應與邊際效應等問題尚未開展系統(tǒng)研究，而這正是黃河流域生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展關系的核心內(nèi)容。

鑒于此，本文嘗試在現(xiàn)有文獻基礎上，做出如下幾個方面的邊際貢獻：一是聚焦于黃河流域生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展主題，揭示生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在機理；二是有別于現(xiàn)有生態(tài)保護與經(jīng)濟效應相對單一化的研究模式，本文重點檢驗了黃河流域生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的多重效應與變化趨勢。

三、理論分析與研究假說

借鑒Acemoglu（2002）的建模思想（32），構(gòu)建一個生態(tài)保護與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基本分析框架，以考察生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。假定高質(zhì)量增長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)保護變量，Y表示傳統(tǒng)增長路徑上的產(chǎn)出水平變量。AE為生態(tài)保護效率參數(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。計算相對邊際產(chǎn)出比為：

設為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。隨著生態(tài)保護程度的持續(xù)推進，dz＞0?！熬S護黃河健康生命，促進流域人水和諧”是黃河流域生態(tài)保護的核心理念。結(jié)合黃河流域生態(tài)保護實踐，有別于周清香等（2020）運用一個由工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體排放量和工業(yè)SO2三個指標構(gòu)建環(huán)境規(guī)制指數(shù)的方法（33），本文采用水土保護和水質(zhì)治理兩類環(huán)境保護手段作為黃河流域生態(tài)保護的代理變量。假設生態(tài)保護E由水土保護E1和水質(zhì)治理E2兩類機制構(gòu)成，水土保護又可以進一步細分為水流量治理、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)保護實踐，不妨設，

其中，α，i＝1，2，3，4為各個治理變量的貢獻系數(shù)。由此得到，

由式（4）可以得到，

式（5）表示水土保護各變量對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的邊際效應。

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

由式（7）可知，傳統(tǒng)增長路徑上的產(chǎn)出水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響是負面的。由此，本文提出假說1：

假說1：生態(tài)保護有助于推進黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

由式（4）也可以進一步看出，傳統(tǒng)模式下的經(jīng)濟增長對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用系數(shù)為負。為此，本文提出假說2：

假說2：傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長模式并不利于黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

另外，考慮到水土保護中的三類治理機制的差異性以及流域各地區(qū)之間存在的個體異質(zhì)性，生態(tài)保護促進黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中可能會出現(xiàn)多重異質(zhì)性效應，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3：

假說3：生態(tài)保護對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在顯著的多重異質(zhì)性效應。

四、實證設計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004年—2017年黃河流域35個主要城市的生態(tài)保護和經(jīng)濟發(fā)展年度數(shù)據(jù)為研究樣本。在數(shù)據(jù)來源方面，水資源數(shù)據(jù)來自歷年的《黃河水資源公報》，部分缺失數(shù)據(jù)，使用平均差值法進行補充；經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計年鑒。

2.計量模型設定

為檢驗黃河流域生態(tài)保護對沿線地區(qū)經(jīng)濟高質(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變量和水質(zhì)治理變量兩大類。前者包括了與水土治理緊密相關的水流量治理指標Lflow、水存量治理指標Lstorage和輸沙量治理指標Sediment；后者包括與水質(zhì)治理緊密相關的水質(zhì)指標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為時間效應，u為個體效應，ε為誤差項。

本文主要關注水土保護與水質(zhì)治理兩大類生態(tài)保護措施的上述四個代理變量估計系數(shù)β。進一步地，考慮到水流量是黃河水環(huán)境治理的重要標志，式（8）中的系數(shù)β1預期符號顯著為正。另外，鑒于黃河流域水源性缺水的客觀現(xiàn)實，水存量的單方面增加會加劇下游水源性缺水程度，進而抑制下游的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，因此，預期系數(shù)β2的符號顯著為負。本文中的輸沙量采用的是泥沙沉積量指標，因此，系數(shù)β3的預期符號顯著為負。水質(zhì)治理的系數(shù)β1的預期符號顯著為正。

3.變量說明

（1）被解釋變量。經(jīng)濟高質(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)濟高質(zhì)量發(fā)展綜合評價體系（34），并用熵權(quán)法計算出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)問題和生態(tài)保護的重點內(nèi)容，本文選擇了水流量、水存量、年輸沙量和水質(zhì)狀況來表示黃河流域的生態(tài)保護程度。

水流量（Lflow）：用黃河水資源總量來表示水流量。所用水資源總量為黃河花園口站以上水資源總量，統(tǒng)計范圍包括河川天然徑流量以及地下水資源量，用該指標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，其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的預期影響為正。

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

年輸沙量（Sediment）：年輸沙量為一年內(nèi)通過河道斷面的輸沙總量，同時也是風沙活動強度的直接表征。徑流量、氣候、降雨量、地貌、植被、人類活動等均可能對其造成重要影響。本文用黃河流域七個重要的水文站，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、伊洛河黑石關站以及沁河武陵站年末實測輸沙量之和來表示。一般而言，年輸沙量指標對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的預期影響為負。

水質(zhì)狀況（Quality）：黃河水利委員會每年會采用按河長、省界斷面和地表水功能區(qū)等方法評價水質(zhì)達標情況。評價項目包括pH、溶解氧、化學需氧量等21項。本文選用黃河流域省界斷面水質(zhì)評價結(jié)果在III類及以上水質(zhì)標準的斷面占比表示水質(zhì)狀況。因此，水質(zhì)狀況對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的預期影響為正。

（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度與地區(qū)常住人口數(shù)的比值進行計算得到。該指標體現(xiàn)了城市的基礎建設規(guī)模，一般來說具有更高基礎建設規(guī)模的城市會有更好的經(jīng)濟水平。

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

工業(yè)廢水排放量對數(shù)（Liwd）：該指標為各城市當年排放的工業(yè)廢水總量，可以反映出一個城市的工業(yè)發(fā)展水平以及其對環(huán)境產(chǎn)生的負面影響。它對經(jīng)濟高質(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，進而促進了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；二是過多的工業(yè)廢污水排放給社會帶來外部負效應，抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

人均GDP對數(shù)（Lnpgdp）：采用黃河流域35個城市2004年—2017年14年間的人均GDP對數(shù)?？紤]到可能存在的雙向因果關系帶來的內(nèi)生性問題，本文選擇人均GDP 對數(shù)滯后一期作為控制變量，同時反映傳統(tǒng)經(jīng)濟增長模式對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展可能存在的負面影響。

降雨量（Rain）：該數(shù)據(jù)來自地級市年度降雨量數(shù)據(jù)。本文采用黃河流域35個城市的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)境污染的重要來源，本文選用黃河流域35個城市2004年—2017年度第二產(chǎn)業(yè)占比變量來控制傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。

五、實證結(jié)果與分析

1.基準回歸結(jié)果

考慮到組內(nèi)自相關、組間異方差和同期相關等問題，本文首先運用全面FGLS方法對基準模型進行回歸分析。表1報告了生態(tài)保護對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的基準回歸結(jié)果。其中，第（1）列為僅含水土保護因素變量的回歸結(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。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，而Lflow和Quality的回歸系數(shù)均在1％水平上顯著為正。第（3）列進一步加入了經(jīng)濟和環(huán)境層面的控制變量，回歸結(jié)果顯示四個核心變量的系數(shù)與第（2）列結(jié)果相似。這意味著生態(tài)保護對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進效應。表1的分析結(jié)果驗證了理論假說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)估計值顯著為負。這說明傳統(tǒng)意義上所追求的經(jīng)濟增長對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展會產(chǎn)生負面影響。這一結(jié)果與理論分析中的式（7）相一致，進而驗證了理論假說2。

2.關于內(nèi)生性問題的處理

（1）基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的檢驗。鑒于流域發(fā)展具有高度自相關性，即當期流域高質(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)個體特征變量也可能存在互為因果的內(nèi)生關系。為此，本部分在基準模型中引入被解釋變量的一階滯后項，建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)計量模型進行檢驗。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；Y為滯后項的估計系數(shù)。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型主要有差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種估計方法，為確保研究結(jié)論的可靠性，本文同時采用上述兩種方法進行回歸。

表2中的第（1）—（4）列為動態(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）檢驗的P值均小于0.1，拒絕原假設，說明殘差項存在一階自相關；AR（2）檢驗P值均大于0.1，接受原假設，說明殘差項不存在二階自相關。Hansen檢驗的P值均大于0.1，無法拒絕工具變量有效的原假設，表明工具變量選取是合理的，以上檢驗結(jié)果驗證了模型設定的合理性。從變量回歸系數(shù)來看，高質(zhì)量發(fā)展一階滯后項的回歸系數(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)保護各變量的回歸系數(shù)符號與基準模型一致，意味著基準回歸結(jié)果不依賴于特定計量模型方法。

（2）采用工具變量方法處理內(nèi)生性問題。為進一步減少內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的干擾，本文借助外部工具變量處理內(nèi)生性問題?？紤]到生態(tài)保護和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在的聯(lián)動關系，因此本文選取四個生態(tài)保護變量的滯后項作為工具變量，并采用面板工具變量2SLS方法進行內(nèi)生性檢驗。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?，在工具變量的相關性檢驗中，Andersoncanon.corr.LM統(tǒng)計量的P值均小于0.1，拒絕工具變量識別不足的原假設，說明工具變量的選取是適宜的。四類生態(tài)保護變量回歸系數(shù)與基準回歸結(jié)果一致，這進一步說明本文研究結(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?；鶞誓Ｐ椭械腝uality變量選用省界斷面水質(zhì)評價結(jié)果中達到皿類及以上水質(zhì)標準的斷面占比來表示，是一個正向指標，其占比越大說明水質(zhì)越好。為了證明基準模型結(jié)論的可靠性，此處選擇一個代表水質(zhì)的逆向指標，用水質(zhì)評價中屬于劣V類水質(zhì)的河長占比來表示水質(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＋面板校正標準誤差法。有別于基準模型中的全面FGLS法，針對可能存在的異方差、截面數(shù)據(jù)相關性和自回歸等問題，本部分進一步采用OLS加上面板校正標準誤差方法進行穩(wěn)健性檢驗。表3的第（2）列展示了相應的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示研究結(jié)論依然成立。

剔除人均GDP低于3萬元的地區(qū)。為確保樣本選取具有隨機性和代表性，本部分進一步剔除了黃河流域人均GDP低于3萬元的地區(qū)樣本進行穩(wěn)健性檢驗。回歸結(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，說明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

Bootstrap方法。為進一步檢驗基準模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分采用Boot—strap 方法重復抽樣1000次進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w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)保護對經(jīng)濟高質(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—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)保護效應均顯著，而下游地區(qū)僅水存量的系數(shù)在10％的水平上顯著為負。這意味著生態(tài)保護對黃河流域經(jīng)濟高質(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)果驗證了理論假說3。

人均GDP異質(zhì)性。為分析不同人均GDP水平下生態(tài)保護對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響，本文以黃河沿線35個城市人均GDP達到3萬元為界值將樣本分為高收入地區(qū)和低收入地區(qū)進行回歸分析，表5第（1）列和第（2）列顯示了相應的回歸結(jié)果。從結(jié)果可以看出，人均收入水平異質(zhì)性并沒有影響生態(tài)保護變量系數(shù)估計的顯著性，但是在估計系數(shù)大小上，高收入地區(qū)的系數(shù)絕對值要大于低收入地區(qū)。這意味著生態(tài)保護對黃河流域高收入地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的促進效應要大于低收入地區(qū)。以上結(jié)果也支持理論假說3。

第二產(chǎn)業(yè)比重異質(zhì)性。傳統(tǒng)意義上，工業(yè)部門作為推動經(jīng)濟增長的主要動力，同時也是環(huán)境污染的主要來源（35）。為揭示第二產(chǎn)業(yè)比重異質(zhì)性條件下生態(tài)保護對黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文將黃河流域35個城市以第二產(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行回歸。表5中的第（3）列和第（4）列為相應的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，生態(tài)保護變量的系數(shù)估計均顯著不為零，符號與基準模型一致，但是高占比組的估計系數(shù)均小于低占比組的估計系數(shù)，甚至在水流量的回歸系數(shù)估計上高占比組的估計系數(shù)不顯著。以上結(jié)果支持理論假說3。

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

六、討論及結(jié)語

在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下，生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的邊際效應是否存在顯著的結(jié)構(gòu)變化？為回答此問題，本文利用面板分位數(shù)回歸模型探究不同經(jīng)濟發(fā)展水平下生態(tài)保護各變量的邊際效應演化軌跡。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)保護程度的情況下，經(jīng)濟高質(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)保護變量在第τ分位數(shù)上的回歸系數(shù)。參考已有文獻的做法，本文選取極具代表性的五個分位點（0.1、0.25、0.5、0.75、0.9）進行分析說明。

表6中的第（1）—（5）列分別為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9分位點上的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯鱾€分位點上的生態(tài)保護變量的回歸系數(shù)的符號與基準模型一致，均在1％水平上拒絕原假設。但是對比各個分位點上的回歸系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的上升，各個生態(tài)保護變量的系數(shù)絕對值呈現(xiàn)逐步下降趨勢。這說明生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在結(jié)構(gòu)性差異，且隨著經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度的提升生態(tài)保護的邊際效應逐漸減弱。保護影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機理（36），并利用黃河流域2004年—2017年35個城市的生態(tài)保護與高質(zhì)量發(fā)展面板數(shù)據(jù)，采用水土保護和水質(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)保護效應?；鶞驶貧w結(jié)果顯示，水存量、年輸沙量的系數(shù)估計值顯著為負，水流量和水質(zhì)狀況的系數(shù)估計值顯著為正。這一結(jié)果表明，水土保護和水質(zhì)治理顯著推進了流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。實證研究也發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長模式并不利于黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。進一步運用動態(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)生性問題之后，本文發(fā)現(xiàn)基準模型分析不存在嚴重的內(nèi)生性問題。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＋面板校正標準誤差法、剔除人均GDP低于3萬元的地區(qū)以及采用Bootstrap方法進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示水土保護和水質(zhì)治理的系數(shù)與基準模型基本保持一致。異質(zhì)性檢驗表明，上游和中游地區(qū)的生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)顯著性和符號與基準模型基本保持一致，但是在下游地區(qū)，僅水存量指標的系數(shù)估計值在10％水平上顯著為負，而其他生態(tài)保護變量的估計系數(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)以及政府財政支出較低地區(qū)的生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響更小。進一步研究還發(fā)現(xiàn)，隨著黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的持續(xù)提高，生態(tài)保護對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響卻逐漸減弱。

本文研究結(jié)論蘊含著豐富的政策啟示。首先，生態(tài)保護是黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力。這里并不存在所謂生態(tài)保護“成本論”導致的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展抑制效應，反而是傳統(tǒng)的發(fā)展模式會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其次，從異質(zhì)性效應角度考察，政府依然需要重視政策效應的異質(zhì)性特征，建議針對流域下游地區(qū)、低收入水平地區(qū)、第二產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)以及政府財政支出較低的地區(qū)，制訂精準化的生態(tài)保護目標，構(gòu)建差異化的生態(tài)保護政策，以提高政策實施的精度和實施效果。再次，從實踐經(jīng)驗看，與長江流域生態(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的統(tǒng)一管理下可以取得較高的生態(tài)保護效率。這一結(jié)論在一定程度上再一次佐證了生態(tài)保護過程中集中治理機制的有效性。最后，相關政府及部門應當高度重視生態(tài)保護機制的邊際遞減效應，積極創(chuàng)新生態(tài)保護機制，確保創(chuàng)新型生態(tài)保護機制始終在黃河流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮重要的促進作用。

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（責任編輯張筠）