生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響

中圖分類號(hào)：F124.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-7543（2025）06-0119-19

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，也是中國(guó)式現(xiàn)代化的重要特征。與群體收人差距、地區(qū)收入差距相比，城鄉(xiāng)收入差距的影響更大、改善現(xiàn)狀的訴求更為迫切、獲得的收益更為深遠(yuǎn)，是實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)最艱巨、最繁重的任務(wù)[1]。黨的二十屆三中全會(huì)把“推動(dòng)人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”作為重要發(fā)展目標(biāo)，并指出要“完善生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制”，“促進(jìn)城鄉(xiāng)要素平等交換、雙向流動(dòng)，縮小城鄉(xiāng)差別，促進(jìn)城鄉(xiāng)共同繁榮發(fā)展”。生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制是“綠水青山\"向“金山銀山”轉(zhuǎn)換的重要路徑，是推動(dòng)鄉(xiāng)村共同富裕最直接、最有效的手段[2]。習(xí)近平總書(shū)記指出，“要積極探索推廣綠水青山轉(zhuǎn)化為金山銀山的路徑，選擇具備條件的地區(qū)開(kāi)展生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制試點(diǎn)，探索政府主導(dǎo)、企業(yè)和社會(huì)各界參與、市場(chǎng)化運(yùn)作、可持續(xù)的生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)路徑”。積極采用市場(chǎng)化方式推動(dòng)生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)，為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供了新思路、新方向[3-5]。

縮小城鄉(xiāng)收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕，與生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)具有內(nèi)在一致性，前者是后者的重要目標(biāo)，后者是前者的有效路徑[6。鄉(xiāng)村是生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)與共同富裕問(wèn)題的共同焦點(diǎn)，我國(guó)鄉(xiāng)村地區(qū)蘊(yùn)藏著豐富的、可供開(kāi)發(fā)的生態(tài)資源，但這些地區(qū)受到制度、經(jīng)濟(jì)、觀念等因素制約，缺乏將生態(tài)優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)的能力，導(dǎo)致長(zhǎng)期以來(lái)成為“經(jīng)濟(jì)洼地”[6-7]。建立完善的生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制是打通“兩山\"轉(zhuǎn)化渠道、縮小城鄉(xiāng)收人差距的重要抓手[8-9]。生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)可以理解為推動(dòng)“綠水青山\"與“金山銀山\"雙向轉(zhuǎn)化的過(guò)程，強(qiáng)調(diào)通過(guò)政策引導(dǎo)、財(cái)政激勵(lì)、技術(shù)創(chuàng)新、市場(chǎng)機(jī)制和公眾參與等多種手段，實(shí)現(xiàn)生態(tài)產(chǎn)品的可持續(xù)供給和多重價(jià)值的最大化[10-1]。根據(jù)價(jià)值實(shí)現(xiàn)方式不同，現(xiàn)有研究把生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)路徑分為政府驅(qū)動(dòng)下的生態(tài)保護(hù)性補(bǔ)償與市場(chǎng)驅(qū)動(dòng)下的生態(tài)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)性開(kāi)發(fā)兩種[2-3]。當(dāng)前，我國(guó)財(cái)政資金主導(dǎo)的生態(tài)補(bǔ)償制度面臨補(bǔ)償方式單一、標(biāo)準(zhǔn)不高、效率較低、財(cái)政壓力大等困境[12-13]，生態(tài)產(chǎn)品市場(chǎng)化方式成為更有效的兩山\"轉(zhuǎn)化路徑[2-5]。生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，其本質(zhì)是利用政府力量進(jìn)行市場(chǎng)化制度建設(shè)，主要包括但不限于健全產(chǎn)權(quán)制度體系、完善自然資源市場(chǎng)交易機(jī)制、建設(shè)生態(tài)環(huán)境權(quán)益類市場(chǎng)、健全綠色金融市場(chǎng)等舉措，可有效緩解或解決由準(zhǔn)公共產(chǎn)品、環(huán)境外部性和信息不對(duì)稱等原因?qū)е碌纳鷳B(tài)資源市場(chǎng)失靈問(wèn)題，把更多的生態(tài)產(chǎn)品納入市場(chǎng)配置范圍，推動(dòng)生態(tài)價(jià)值向經(jīng)濟(jì)價(jià)值轉(zhuǎn)化。

“生態(tài)銀行”試點(diǎn)是地方政府嘗試建立和完善生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制的自主政策創(chuàng)新。2018年福建省南平市率先開(kāi)始“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)，浙江、江西分別于2019年、2020年開(kāi)展了“兩山銀行”試點(diǎn)建設(shè)工作。各地“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)在稱謂、運(yùn)作模式和作用效果等方面有所差異，但總體上堅(jiān)持有效市場(chǎng)和有為政府原則，在政府提供相關(guān)制度供給的基礎(chǔ)上，采用“分散化輸入、集中化輸出\"模式，推動(dòng)自然資源的資產(chǎn)化、資本化和產(chǎn)業(yè)化[14]。在此背景下，研究生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響，分析其作用機(jī)理，并以“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)作為證據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，對(duì)于豐富生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)理論、加速“兩山\"轉(zhuǎn)化進(jìn)程、最終實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：一是較為系統(tǒng)地分析了生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機(jī)制，從促進(jìn)市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)、推動(dòng)生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化和引致政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)三個(gè)方面分析了中介效應(yīng)；二是以“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)作為生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建多期PSM-DID模型實(shí)證分析“生態(tài)銀行”試點(diǎn)對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策效果，并檢驗(yàn)了中介機(jī)制的有效性；三是分析和檢驗(yàn)融資模式和政府財(cái)力水平對(duì)政策效果的異質(zhì)性影響。

一、理論分析與研究假說(shuō)的提出

（一）生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)

生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，其本質(zhì)是利用政府力量進(jìn)行市場(chǎng)化制度建設(shè)和政策創(chuàng)新，有助于把更多的生態(tài)產(chǎn)品納入市場(chǎng)配置范圍，提高生態(tài)資源的利用效率，進(jìn)而提高農(nóng)村居民收入。各地的“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)是體現(xiàn)生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制創(chuàng)新的代表性政策。在供給端，以“還權(quán)賦能”為主線，完善集體所有自然資源資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)體系，鼓勵(lì)農(nóng)戶以交易、租賃、委托、入股等多種方式流轉(zhuǎn)，推動(dòng)自然資源向自然資產(chǎn)、自然經(jīng)營(yíng)資本轉(zhuǎn)變，拓寬農(nóng)民收入來(lái)源[15]。在交易環(huán)節(jié)，圍繞價(jià)格形成機(jī)制、企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)方式、資源開(kāi)發(fā)模式等重點(diǎn)領(lǐng)域，建立健全自然資源市場(chǎng)制度體系，擴(kuò)大自然資源的市場(chǎng)規(guī)模和交易范圍，解決生態(tài)產(chǎn)品整體性開(kāi)發(fā)利用與自然資源使用權(quán)分散難以兼容的問(wèn)題[16-17]。在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)中，采用“分散化輸入、集中化輸出\"模式，對(duì)收儲(chǔ)資源進(jìn)行整合提升，形成優(yōu)質(zhì)自然資源包，有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)。多業(yè)態(tài)綜合開(kāi)發(fā)則促進(jìn)了生態(tài)外溢價(jià)值的內(nèi)部化，提升了資源開(kāi)發(fā)價(jià)值。碳匯、污染權(quán)等權(quán)益類生態(tài)產(chǎn)品具有公共產(chǎn)品屬性。政府采用行政手段，建立產(chǎn)權(quán)量化標(biāo)準(zhǔn)，識(shí)別權(quán)益類生態(tài)產(chǎn)品的數(shù)量和質(zhì)量，并通過(guò)搭建專業(yè)交易平臺(tái)、建立交易規(guī)則、制度化明確供需主體權(quán)利義務(wù)等方式，打通供需循環(huán)，促進(jìn)生態(tài)資源權(quán)益類產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)。已有證據(jù)表明，在福建省南平市的“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)中，林業(yè)單株碳匯產(chǎn)權(quán)量化標(biāo)準(zhǔn)項(xiàng)目利用市場(chǎng)手段推動(dòng)林業(yè)碳匯價(jià)值實(shí)現(xiàn)，直接增加了農(nóng)戶收入[18]。在需求端，“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)和生態(tài)“共生\"發(fā)展，完善生態(tài)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)值鏈，形成對(duì)生態(tài)資源的引致需求。同時(shí)，我國(guó)生態(tài)產(chǎn)品的地理分布和產(chǎn)權(quán)歸屬特征，保證了生態(tài)產(chǎn)品的收入更多流向農(nóng)民，防止單一流向城市或發(fā)達(dá)地區(qū)，有效縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距[19-20]。據(jù)此，提出如下假說(shuō)。

假說(shuō)1：生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。

（二）市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)

通過(guò)完善生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制，促進(jìn)了自然資源資產(chǎn)流轉(zhuǎn)，創(chuàng)造了新的投資機(jī)會(huì)，降低了創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和成本，激發(fā)了市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)活力，拓展了農(nóng)民增收途徑。生態(tài)產(chǎn)品市場(chǎng)化進(jìn)程驅(qū)動(dòng)了自然資源資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)制度改革。在明晰所有權(quán)主體的基礎(chǔ)上，對(duì)于所有權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)、收益權(quán)等產(chǎn)權(quán)的橫向權(quán)利束劃分和配置，賦予了自然資源資產(chǎn)的排他性和可轉(zhuǎn)讓性，有助于市場(chǎng)主體、社會(huì)主體參與生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)21。清晰的自然資源資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)關(guān)系減少了交易中的不確定性和糾紛，規(guī)范了市場(chǎng)交易行為，降低了市場(chǎng)交易費(fèi)用，進(jìn)而減少了創(chuàng)業(yè)成本。各類自然資源資產(chǎn)通過(guò)出租、抵押、轉(zhuǎn)讓和入股等多種方式進(jìn)入交易市場(chǎng)，增加了自然資源資產(chǎn)的變現(xiàn)渠道，激發(fā)了市場(chǎng)主體的創(chuàng)業(yè)積極性。例如，“生態(tài)銀行”試點(diǎn)按照“政府搭臺(tái)、農(nóng)戶參與、市場(chǎng)運(yùn)作、企業(yè)主體\"模式，搭建資源管理、整合、轉(zhuǎn)換、提升平臺(tái)，推動(dòng)了資源市場(chǎng)化和持續(xù)化經(jīng)營(yíng)，充分調(diào)動(dòng)了市場(chǎng)主體的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)積極性。綠色金融創(chuàng)新與產(chǎn)權(quán)制度改革有機(jī)結(jié)合，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)開(kāi)發(fā)出以自然資源使用權(quán)、生態(tài)資源收益權(quán)等為抵押的綠色金融產(chǎn)品，有效破解了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的融資約束。同時(shí)，縣域創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，特別是小微型和公司制企業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，增加了農(nóng)民可支配收入，并縮小了城鄉(xiāng)收入差距[22]。綜上，提出如下假說(shuō)。

假說(shuō)2：生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)通過(guò)促進(jìn)區(qū)域市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)，縮小城鄉(xiāng)收人差距。

（三）生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化的中介效應(yīng)

生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)是推動(dòng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的有效路徑[9]。在鄉(xiāng)村生態(tài)產(chǎn)品市場(chǎng)化過(guò)程中，市場(chǎng)通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制、價(jià)格機(jī)制，引導(dǎo)區(qū)域特色生態(tài)資源集中開(kāi)發(fā)和綜合利用，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)了特色生態(tài)產(chǎn)業(yè)集群化、鏈條化發(fā)展。充分的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)現(xiàn)了企業(yè)的優(yōu)勝劣汰，促進(jìn)了生態(tài)產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。市場(chǎng)在資源配置中發(fā)揮決定性作用，避免因政府失靈造成的資源錯(cuò)配損失，這一點(diǎn)在開(kāi)發(fā)周期長(zhǎng)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)復(fù)雜多變的生態(tài)產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目開(kāi)發(fā)中體現(xiàn)得尤為明顯。明確產(chǎn)權(quán)的自然資源資產(chǎn)與新興技術(shù)相結(jié)合，在需求牽引下，催生了新興生態(tài)業(yè)態(tài)。例如，在福建的“森林生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)中，森林資源與現(xiàn)代醫(yī)療技術(shù)相結(jié)合，形成森林康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)[23]。綠色信貸、綠色證券、綠色保險(xiǎn)、綠色基金和綠色擔(dān)保等市場(chǎng)融資工具的豐富，以及“兩山貸”“生態(tài)貸\"等綠色信貸產(chǎn)品的創(chuàng)新，有效緩解了生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)的融資難問(wèn)題[24]。生態(tài)產(chǎn)業(yè)化增加了農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入，縮小了城鄉(xiāng)收入差距[23]?；诖?，提出如下假說(shuō)。

假說(shuō)3：生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)通過(guò)推動(dòng)生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

（四）政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)的中介效應(yīng)

在生態(tài)資源轉(zhuǎn)變?yōu)樯鷳B(tài)資產(chǎn)、生態(tài)資本的過(guò)程中，對(duì)生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品的需求日益增加。調(diào)節(jié)服務(wù)類生態(tài)產(chǎn)品具有公共產(chǎn)品屬性或準(zhǔn)公共產(chǎn)品屬性，企業(yè)、個(gè)人等市場(chǎng)主體缺乏購(gòu)買(mǎi)動(dòng)機(jī)；地方政府具有提供區(qū)域生態(tài)服務(wù)的職能，是生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)的主要購(gòu)買(mǎi)者[25]。為提高自然資源開(kāi)發(fā)價(jià)值，或?yàn)楸ＷC生態(tài)產(chǎn)品開(kāi)發(fā)項(xiàng)目順利推進(jìn)，地方政府通常在項(xiàng)目區(qū)域開(kāi)展環(huán)境綜合治理、生態(tài)保護(hù)修復(fù)、環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等活動(dòng)，這些投入改善了環(huán)境質(zhì)量，提升了自然資源生態(tài)溢價(jià)，是地方政府履行公共服務(wù)職能的體現(xiàn)，構(gòu)成對(duì)生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品的購(gòu)買(mǎi)。這類政府購(gòu)買(mǎi)能夠提升生態(tài)資產(chǎn)價(jià)值、創(chuàng)造就業(yè)崗位，進(jìn)而直接促進(jìn)農(nóng)民增收：也會(huì)通過(guò)促進(jìn)自然資源流轉(zhuǎn)、經(jīng)營(yíng)和產(chǎn)業(yè)化開(kāi)發(fā)，間接促進(jìn)農(nóng)民增收。例如，在南平市光澤縣“水美經(jīng)濟(jì)（生態(tài)銀行）案例\"中，光澤縣通過(guò)自然生態(tài)廊道打造、鄉(xiāng)鎮(zhèn)污染處理設(shè)施建設(shè)等舉措，提升了水資源的生態(tài)價(jià)值和經(jīng)濟(jì)價(jià)值，促進(jìn)了農(nóng)民增收；在南平市順昌縣“森林生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)案例中，通過(guò)對(duì)收儲(chǔ)后的森林資源實(shí)施國(guó)家儲(chǔ)備林質(zhì)量精準(zhǔn)提升建設(shè)工程，促進(jìn)了森林質(zhì)量和價(jià)值的提升[5]。綜上，提出如下假說(shuō)。

假說(shuō)4：生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)通過(guò)引致地方政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文將“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策作為實(shí)證研究對(duì)象，分析其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響?！吧鷳B(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)是地方政府嘗試建立和完善生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制的政策創(chuàng)新，各試點(diǎn)縣在完善自然資源產(chǎn)權(quán)制度的基礎(chǔ)上，借鑒商業(yè)銀行“分散化輸入、集中式輸出\"模式，搭建了一個(gè)圍繞自然資源進(jìn)行管理整合、轉(zhuǎn)換提升、市場(chǎng)化交易和可持續(xù)運(yùn)營(yíng)的平臺(tái)，通過(guò)對(duì)碎片化自然資源的集中化收儲(chǔ)和規(guī)模化整治，轉(zhuǎn)換成優(yōu)質(zhì)資源包，并引入實(shí)力資本投資企業(yè)和優(yōu)質(zhì)運(yùn)營(yíng)管理企業(yè)，從而將資源轉(zhuǎn)變成資產(chǎn)和資本[5]。

本文以福建、浙江和江西三省 2010—2022年縣級(jí)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，選擇2018一2020年開(kāi)展“生態(tài)銀行”試點(diǎn)的縣作為處理組（見(jiàn)表1，下頁(yè)），其余縣作為控制組。在剔除這三個(gè)省2021年后開(kāi)展“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)的縣②以及缺失值過(guò)多的樣本縣，采用插值法和平均增長(zhǎng)率法補(bǔ)充部分縣缺失值后，最終得到3省200個(gè)縣共2600個(gè)樣本觀察值，其中處理組14個(gè)縣共182個(gè)樣本觀察值，控制組186個(gè)縣共2418個(gè)樣本觀察值。

本文所用縣級(jí)層面數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)中的縣域年度庫(kù)、CSMAR經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。縣級(jí)政府采購(gòu)生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品合同金額來(lái)自中國(guó)政府采購(gòu)網(wǎng)所公示的合同公告。具體操作步驟為，首先運(yùn)用Python爬取2010—2022年該網(wǎng)站福建、浙江和江西三省各縣所有合同，然后通過(guò)環(huán)境保護(hù)、環(huán)境污染、能源消耗、可持續(xù)發(fā)展理念、綠色生產(chǎn)、綠色生活、綠色生態(tài)以及其他等八類關(guān)鍵詞（見(jiàn)表2，下頁(yè)）對(duì)合同公告文本進(jìn)行解析和篩選，再經(jīng)過(guò)人工核對(duì)，得到采購(gòu)合同5988條，最后將各縣同一年份合同的金額加總求和后進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化得到該年政府采購(gòu)總金額。土地出讓數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)土地市場(chǎng)網(wǎng)，各縣新注冊(cè)企業(yè)數(shù)來(lái)源于天眼查。

（二）模型設(shè)定

“生態(tài)銀行”試點(diǎn)縣多位于生態(tài)資源豐富的欠發(fā)達(dá)地區(qū)，為避免潛在的樣本自選擇問(wèn)題造成的估計(jì)偏誤，參考余東升等[26]、宋文豪等[27]的做法，采用PSM截面匹配作為篩選方式尋找控制組，在剔除未滿足“共同支撐”假設(shè)樣本的基礎(chǔ)上，使用多期雙重差分模型識(shí)別“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策的凈效應(yīng)。構(gòu)建如下多期雙重差分模型：

Theil_ii=β₀+β₁DID_ii+O_iX_it+λ_t+μ_i+ε_it

其中，i和 χ_t 分別表示個(gè)體（縣）和年份，Thei為被解釋變量，表示 i 縣第 χ_t 年的城鄉(xiāng)收入差距水平。 _DID 為核心解釋變量，用于衡量是否實(shí)施“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策。 ，X_it 是一系列控制變量，控制變量的選取將在下文進(jìn)行詳細(xì)說(shuō)明。λ_t 和 μ_i 分別代表時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)， ε_it 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。考慮到試點(diǎn)政策在縣級(jí)層面上執(zhí)行，本文在縣級(jí)層面對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行聚類，以獲得更加穩(wěn)健的無(wú)偏估計(jì)結(jié)果。 β₀ 為常數(shù)項(xiàng) ?_：β1 為核心解釋變量的系數(shù)，表示政策對(duì)試點(diǎn)縣城鄉(xiāng)收入差距的具體影響程度。

（三）變量說(shuō)明

1.被解釋變量

本文研究的被解釋變量為縣域城鄉(xiāng)收入差距水平（Thei），使用泰爾系數(shù)進(jìn)行衡量。泰爾系數(shù)是一種用于衡量經(jīng)濟(jì)不平等程度的指標(biāo)，它將總體分為若干子群體，并比較這些群體中個(gè)體收入與總體平均收入之間的差距。與其他常用的經(jīng)濟(jì)不平等度量方法相比，泰爾系數(shù)考慮了群體間和群體內(nèi)收入差異，更加科學(xué)合理。在衡量縣域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距水平時(shí)，使用泰爾系數(shù)可以更加準(zhǔn)確地反映城鄉(xiāng)居民之間收入不平等狀況[18]。

2.核心解釋變量

縣域是否實(shí)施“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策是本文計(jì)量模型中的核心解釋變量 （DID） 。具體來(lái)說(shuō)，DID=Treat×Post ，若該縣實(shí)施了“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策則 Treat=1 ，否則 Treat=0 ；若時(shí)間是在該縣實(shí)施政策之后則 Post=1 ，否則

3.控制變量

為盡可能避免遺漏變量對(duì)回歸結(jié)果造成的誤差，本文加入下列控制變量：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（Indus），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化可以驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)之間、城鄉(xiāng)之間合理流動(dòng)和優(yōu)化配置，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)收入差距水平，本文用二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重進(jìn)行衡量[28-29]；（2）地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance），地區(qū)金融發(fā)展水平能夠影響市場(chǎng)主體投融資渠道、融資成本等，進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展和居民收入，本文采用金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)GDP的比值衡量[30]；（3）政府財(cái)政自給率（Selffinance），財(cái)政自給水平是政府財(cái)政獨(dú)立性和可持續(xù)性的體現(xiàn)，直接影響政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力，本文采用縣級(jí)政府公共財(cái)政收入與公共財(cái)政支出的比值衡量[31]；（4）人口集聚（Pdensity），人口集聚能夠產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新和擴(kuò)散、招商引資等，本文采用縣域人口總數(shù)與行政區(qū)域面積的比值衡量[32]；（5）居民儲(chǔ)蓄水平（Deposit），居民儲(chǔ)蓄對(duì)區(qū)域投資和居民消費(fèi)均有影響，本文采用居民儲(chǔ)蓄存款余額的對(duì)數(shù)衡量居民儲(chǔ)蓄水平[33];（6）社會(huì)福利水平（Welfare），區(qū)域社會(huì)保障能力對(duì)城鄉(xiāng)人口流動(dòng)、勞動(dòng)力供給質(zhì)量等均產(chǎn)生影響，本文采用社會(huì)福利收養(yǎng)性單位床位數(shù)的對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量[34]。

4.中介變量

根據(jù)前文理論分析，生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)通過(guò)促進(jìn)市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)、推動(dòng)生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化和引致政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)三個(gè)中介機(jī)制縮小城鄉(xiāng)收入差距。其中，縣域市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)水平參考葉文平等[35]孫希芳和王晨晨[36的研究，采用縣域創(chuàng)業(yè)活躍度（Enterprise）表示，衡量標(biāo)準(zhǔn)為新創(chuàng)企業(yè)數(shù)與人口數(shù)量比值的對(duì)數(shù)。生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化水平 （ALGP） 選用該縣土地平均出讓價(jià)格增速進(jìn)行衡量。土地是自然資源交易和利用的主要載體，土地出讓價(jià)格直接反映了該地區(qū)自然資源開(kāi)發(fā)價(jià)值，價(jià)格增速較高意味著自然資源經(jīng)歷著較快的產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程。政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)（Contract）選取當(dāng)?shù)卣鷳B(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品采購(gòu)合同金額的對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量，即地方政府為履行生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域公共服務(wù)職能，面向社會(huì)采購(gòu)的生態(tài)保護(hù)修復(fù)和環(huán)境治理、環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等服務(wù)項(xiàng)目合同金額。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表3（下頁(yè)）報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。2010—2022年福建、浙江、江西三省的各縣城鄉(xiāng)收入差距（Thei）用泰爾系數(shù)進(jìn)行衡量，均值為0.074，標(biāo)準(zhǔn)差為0.039，變異系數(shù)為52.7% 。其中，泰爾系數(shù)均值低于0.1，說(shuō)明三省總體城鄉(xiāng)收入差距水平較低；變異系數(shù)大于20% ，說(shuō)明三省各縣間城鄉(xiāng)收入差距水平的波動(dòng)較大。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表4匯報(bào)了“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距水平影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列（1）為采用全樣本多期DID模型的估計(jì)結(jié)果，列（2）為采用多期PSM-DID模型的估計(jì)結(jié)果，兩種模型估計(jì)下 _DID 的系數(shù)均在 1% 的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策的實(shí)施顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，假說(shuō)1成立。PSM-DID模型能有效緩解處理組樣本選擇偏差問(wèn)題，且擬合優(yōu)度更好，因而本文基于PSM-DID模型進(jìn)行估計(jì)結(jié)果解釋。由計(jì)量結(jié)果可知，在實(shí)施“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策后，處理組用泰爾系數(shù)衡量的相對(duì)城鄉(xiāng)收入差距平均降低了0.019個(gè)單位，相對(duì)于標(biāo)準(zhǔn)差平均降低了 48.7% ，具有顯著的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。其內(nèi)在原因可能是，“生態(tài)銀行\(zhòng)"對(duì)分散化的自然資源進(jìn)行收儲(chǔ)和整合，增加了農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入；產(chǎn)業(yè)資本的引入和區(qū)域連片開(kāi)發(fā)促進(jìn)了生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加了農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入。

本文進(jìn)一步考察了“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距數(shù)量水平和速度的影響，其中，表4列（3）檢驗(yàn)了試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差額L （Gap ）的影響，列（4）是對(duì)城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差額增速 （Rate 的影響。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，核心解釋變量系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策不僅縮小了城鄉(xiāng)收入的絕對(duì)差距水平，還能加速這種收斂過(guò)程。其內(nèi)在原因可能是，隨著試點(diǎn)政策的推進(jìn)，更大規(guī)模、更多類型的自然資源通過(guò)“生態(tài)銀行\(zhòng)"實(shí)現(xiàn)向生態(tài)資產(chǎn)、生態(tài)資本的轉(zhuǎn)化，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，提高了資源市場(chǎng)價(jià)值，增加了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入；同時(shí)，試點(diǎn)政策推動(dòng)了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，增加了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入。

（二）PSM-DID平衡性檢驗(yàn)

表5（下頁(yè)）匯報(bào)了PSM-DID平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，在1：4近鄰匹配下共剔除932個(gè)觀測(cè)值，剩余觀測(cè)值1668個(gè)（171個(gè)處理組樣本與1497個(gè)控制組樣本）。傾向得分匹配法的有效性需依賴平衡性假設(shè)，即處理組和控制組樣本匹配后特征變量不存在顯著差異。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，匹配后對(duì)協(xié)變量t檢驗(yàn)的p值均未通過(guò) 10% 的顯著性水平檢驗(yàn)，處理組和控制組在協(xié)變量方面不存在顯著的系統(tǒng)性差異，保證了匹配質(zhì)量。

（三）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)假設(shè)是雙重差分法實(shí)施的基本前提，本文參考華岳和葉蕓[37的做法進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，并構(gòu)建如下模型：

其中，Thei為本文的被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距水平， DID 表示縣級(jí)單元是否實(shí)施“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策，若縣 i 在第 χ_t 年實(shí)施政策，則取值為1，否則取0。本文的樣本窗口期是2010—2022年，政策試點(diǎn)期是2018一2020年。為避免完全多重共線性，以政策實(shí)施前第1年為基準(zhǔn)年份，模型中其他部分與基準(zhǔn)模型保持一致。

平行趨勢(shì)結(jié)果如圖1所示，橫坐標(biāo)代表政策實(shí)施相對(duì)時(shí)間，縱坐標(biāo)是回歸系數(shù)，用以表明政策沖擊效應(yīng)，0代表政策實(shí)施當(dāng)期。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策實(shí)施前，試點(diǎn)縣與非試點(diǎn)縣城鄉(xiāng)收入差距水平并不存在顯著差異，表明本文多期PSM-DID模型滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。同時(shí)，試點(diǎn)政策實(shí)施當(dāng)年及隨后年份的估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)，表明試點(diǎn)政策縮小試點(diǎn)縣城鄉(xiāng)收人差距作用效果的時(shí)效性較強(qiáng)，且具有可持續(xù)性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

為避免“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效果受潛在遺漏變量的影響，借鑒石大千等[38]和陸菁等[39]的做法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。首先，通過(guò)隨機(jī)構(gòu)造實(shí)驗(yàn)組，即隨機(jī)分配縣作為試點(diǎn)地區(qū)來(lái)進(jìn)行個(gè)體安慰劑檢驗(yàn)，圖2為進(jìn)行500次蒙特卡洛模擬的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果，圖中垂直虛線代表基準(zhǔn)回歸中DID系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。由圖2可知，安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)系數(shù)概率密度基本呈現(xiàn)正態(tài)分布，估計(jì)結(jié)果主要集中在0附近，皆遠(yuǎn)離基準(zhǔn)回歸結(jié)果，且大多數(shù)p值大于基準(zhǔn)回歸中多期DID估計(jì)系數(shù)的p值。然后，通過(guò)模擬政策時(shí)間進(jìn)行時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)，本文假設(shè)政策實(shí)施時(shí)間提前一年、兩年、三年并分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6（下頁(yè)）所示。 DID_-1 、DID_-2 和 DID_-3 分別表示政策實(shí)施時(shí)間提前一年、兩年、三年的政策虛擬變量。結(jié)果顯示，無(wú)論是否引人控制變量，政策虛擬變量回歸系數(shù)均不顯著?；貧w結(jié)果表明，隨機(jī)構(gòu)造實(shí)驗(yàn)組和模擬政策時(shí)間的安慰劑檢驗(yàn)均無(wú)法得到基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)論，本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

2.內(nèi)生性分析

為避免模型中可能有遺漏變量或存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)研究結(jié)論造成干擾，借鑒袁禮和周正[40]的思路，引入自然地理因素作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）評(píng)估“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。具體而言，選取各縣當(dāng)年的降水量（Rain）作為工具變量進(jìn)行回歸。《國(guó)家發(fā)展改革委關(guān)于印發(fā)首批國(guó)家生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制試點(diǎn)名單的通知》中確定的12個(gè)試點(diǎn)市（區(qū)）生態(tài)資源都較為豐富，森林覆蓋率都在 60% 以上。同時(shí)，該通知要求各省（區(qū)、市）發(fā)展改革委選擇“優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品供給能力強(qiáng)”的地區(qū)開(kāi)展生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)路徑探索。降水量是決定區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品供給能力的基礎(chǔ)自然變量，降水量豐富的地區(qū)通常具有更高的森林覆蓋率、水域面積及生物多樣性水平等，因而具有更強(qiáng)的生態(tài)產(chǎn)品供給能力。降水量主要取決于地理區(qū)位和氣候特征，既與“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)的選擇具有顯著相關(guān)性，又明顯外生于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，符合工具變量選取原則。估計(jì)結(jié)果如表7所示，由第一階段回歸結(jié)果可知，工具變量（Rain）系數(shù)在 1% 的水平上顯著為正，表明其滿足相關(guān)性條件。此外，第一階段Cragg-donaldWaldF統(tǒng)計(jì)量為530.449，遠(yuǎn)大于10% 顯著性水平下的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問(wèn)題。第二階段回歸結(jié)果顯示DID的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸方向一致，表明消除內(nèi)生性后，“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距仍有顯著影響。

3.異質(zhì)性處理效應(yīng)分析

一是采用Bacon分解分析。對(duì)于多期DID模型，Goodman-Bacon4]指出，較早接受處理組并不是很好的控制組（也稱作“壞的控制組”），因?yàn)橄噍^于較晚接受處理組或從未接受處理組（也稱作“好的控制組”），它們的事前趨勢(shì)已經(jīng)發(fā)生變化。而正是由于這種“壞的控制組\"的存在，才導(dǎo)致傳統(tǒng)雙向固定效應(yīng)模型在進(jìn)行多期DID估計(jì)時(shí)，會(huì)產(chǎn)生潛在偏誤。因此，本文采用Bacon分解將估計(jì)量分解為各部分的加權(quán)值來(lái)檢驗(yàn)該問(wèn)題。

由表8可知，“壞的控制組\"占比僅為 0.4% 比重極小，對(duì)本文估計(jì)結(jié)果的影響十分有限?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果絕大部分都是以從未受到處理的組作為控制組來(lái)進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)得到的，保證了平均處理效應(yīng)的穩(wěn)健性。

二是采用CSDID模型分析。多期DID模型估計(jì)結(jié)果本質(zhì)上是各群組在每個(gè)時(shí)期處理效果的加權(quán)平均，該計(jì)量模型隱含著同質(zhì)性處理效應(yīng)假定，但實(shí)際上處理效應(yīng)往往存在著時(shí)間和組別上的不一致[42]。就“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策而言，不同試點(diǎn)縣的分時(shí)點(diǎn)實(shí)施，可能會(huì)導(dǎo)致處理組樣本存在個(gè)體異質(zhì)性和時(shí)間異質(zhì)性。因此，借鑒Callaway和 Sant'Anna^[43] 的做法，采用CSDID模型重新對(duì)基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果顯示組別一時(shí)期平均處理效應(yīng)估計(jì)量為-0.007，并在1% 的水平上顯著。進(jìn)一步地，通過(guò)基于IPW（逆概率加權(quán)法）的雙重穩(wěn)健估計(jì)量識(shí)別每一時(shí)期的平均處理效應(yīng)，以實(shí)現(xiàn)對(duì)異質(zhì)性處理效應(yīng)的檢驗(yàn)。

表9顯示，在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策實(shí)施之前，政策效應(yīng)并不顯著，在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策推行后，政策效果逐漸顯現(xiàn)（表中“Tm”表示政策實(shí)施前，\"Tp”為政策實(shí)施后，“TpO\"表示政策實(shí)施當(dāng)期）。上述結(jié)果與基準(zhǔn)回歸中處理效應(yīng)的符號(hào)、大小和趨勢(shì)基本一致，表明基準(zhǔn)回歸通過(guò)異質(zhì)性處理效應(yīng)檢驗(yàn)，主要結(jié)論保持不變。

4.廣義合成控制分析

評(píng)估政策效應(yīng)通常情況下采用雙重差分法對(duì)所選取的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行因果推斷分析，該方法的優(yōu)點(diǎn)是能夠緩解內(nèi)生性問(wèn)題，但由于本文處理組樣本相較于控制組占樣本比重偏低，即便使用傾向得分匹配方法進(jìn)行最優(yōu)匹配，回歸結(jié)果仍可能存在一定偏誤。為有效克服雙重差分模型以及傾向得分匹配等傳統(tǒng)政策評(píng)估方法的局限，Abadie和Gardeazabal44提出了基于“反事實(shí)估計(jì)框架”的合成控制法。合成控制法每次只能處理一個(gè)政策實(shí)施對(duì)象，不適用于研究多個(gè)試點(diǎn)縣在多個(gè)政策發(fā)生時(shí)期的綜合政策效應(yīng)。因此，借鑒 Xu^[45] 的研究，將交互效應(yīng)模型和合成控制法相結(jié)合，使用廣義合成控制法（GSCM評(píng)估“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策效果，作為基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。理論上，GSCM相較于傳統(tǒng)雙重差分法放寬了平行趨勢(shì)假定，比合成控制法估計(jì)結(jié)果更加高效，具有明顯優(yōu)勢(shì)，本文運(yùn)用RStudio的gsynth包實(shí)現(xiàn)以上分析過(guò)程。

“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的平均處理效應(yīng)如圖3所示，其中橫軸代表政策實(shí)施相對(duì)時(shí)間，縱軸為“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策實(shí)施縣與反事實(shí)構(gòu)造縣的城鄉(xiāng)收入水平差異，用以表示平均政策效應(yīng)，陰影區(qū)域代表 95% 的置信區(qū)間。從圖中可以看出，在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策實(shí)施之前，試點(diǎn)縣城鄉(xiāng)收人差距水平與構(gòu)造的反事實(shí)縣并不存在明顯差異；在試點(diǎn)政策實(shí)施后，二者之間的差異持續(xù)為負(fù)，且有逐漸擴(kuò)大趨勢(shì)。在系數(shù)上，“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的平均處理效應(yīng)為-0.013，且在 5% 的水平上顯著，這表明“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策的實(shí)施能夠有效縮小試點(diǎn)縣城鄉(xiāng)收入差距，本文的基準(zhǔn)結(jié)論經(jīng)廣義合成控制檢驗(yàn)后仍然穩(wěn)健。

5.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，更換匹配方法。為進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別采用卡尺匹配、卡尺范圍內(nèi)最近鄰匹配和核密度匹配三種匹配方式重新確定控制組，再利用DID模型估計(jì)“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)試點(diǎn)縣城鄉(xiāng)收人差距水平的影響。表10報(bào)告了更換匹配方法后的 DID 估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，通過(guò)更換方法重新確認(rèn)樣本后，核心解釋變量 DID 的系數(shù)仍在 1% 的水平上顯著為負(fù)。該結(jié)論與上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，這表明本文研究結(jié)果不受匹配方式的干擾，從而驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

第二，控制競(jìng)爭(zhēng)性政策干擾。在樣本選擇期內(nèi)如果實(shí)施其他相關(guān)政策，可能導(dǎo)致核心解釋變量DID的系數(shù)偏誤?！熬G水青山就是金山銀山\"實(shí)踐創(chuàng)新基地政策與“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策不僅在實(shí)施時(shí)間上具有重合性，而且在內(nèi)容上具有相關(guān)性，因而將其政策變量納人模型，控制該政策對(duì)估計(jì)結(jié)果可能產(chǎn)生的干擾。回歸結(jié)果如表11（下頁(yè)）列（1）所示，其中DID2為是否實(shí)施“綠水青山就是金山銀山\"實(shí)踐創(chuàng)新基地政策的虛擬變量。由回歸結(jié)果可知，控制競(jìng)爭(zhēng)性政策并未改變核心解釋變量DID系數(shù)的顯著性和正負(fù)號(hào)，其絕對(duì)值大小也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相差不大，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的實(shí)證結(jié)果在排除相關(guān)政策干擾后依然成立。

第三，縮尾處理和更換變量衡量方式。為消除離群值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距水平（Thei）進(jìn)行 1% 的縮尾處理后再進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，結(jié)果見(jiàn)表11列（2）。作為被解釋變量的衡量指標(biāo)，泰爾系數(shù)是衡量經(jīng)濟(jì)不平等程度的相對(duì)指標(biāo)，為確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用城鄉(xiāng)居民可支配收人比值（Ratio）再次進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表11列（3）。由回歸結(jié)果可知，在被解釋變量縮尾和更換衡量方式后，核心解釋變量DID的系數(shù)仍顯著為負(fù)，進(jìn)一步證實(shí)了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論可靠性。

第四，控制非平行趨勢(shì)。由于各縣可能受到隨時(shí)間變化的相關(guān)因素影響，本文參考Liu等[46的研究，即在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入時(shí)間趨勢(shì)多次項(xiàng)（包括一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和三次項(xiàng)）進(jìn)一步緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，回歸結(jié)果見(jiàn)表11列（4）。由回歸結(jié)果可知，在進(jìn)一步控制非平行趨勢(shì)后，核心解釋變量 DID 的系數(shù)值仍顯著為負(fù)。因此，可以認(rèn)為本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（五）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)前文分析，生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)可能通過(guò)促進(jìn)縣域市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)、生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化、政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)三個(gè)中介機(jī)制對(duì)城鄉(xiāng)收人差距產(chǎn)生影響。在進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)時(shí)，本文借鑒DiGiuli和Laux[47]、馬慧[48]的兩階段檢驗(yàn)法執(zhí)行機(jī)制檢驗(yàn)。其基本思路是：在第一階段，估計(jì)生態(tài)銀行試點(diǎn)政策對(duì)中介變量的影響；在第二階段，使用第一階段得到的預(yù)測(cè)中介變量估計(jì)其對(duì)城鄉(xiāng)收人差距的影響。檢驗(yàn)結(jié)果如表12（下頁(yè)）所示。

一是縣域市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。第一階段回歸結(jié)果如表12列（1）所示，當(dāng)以縣域創(chuàng)業(yè)活躍度（Enterprise）為被解釋變量時(shí)，DID的估計(jì)系數(shù)在 1% 的水平上顯著為正，表明“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策顯著促進(jìn)了縣域市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)。第二階段回歸結(jié)果如列（2）所示，當(dāng)以城鄉(xiāng)收入差距水平（Thei）為被解釋變量時(shí)，Enter-prise的估計(jì)系數(shù)在 5% 的水平上顯著為負(fù)，表明市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)能夠顯著縮小縣域城鄉(xiāng)收入差距水平。試點(diǎn)政策可以促進(jìn)自然資源產(chǎn)權(quán)制度改革，增強(qiáng)市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)積極性；可以規(guī)范市場(chǎng)交易行為，降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和交易成本，進(jìn)而降低創(chuàng)業(yè)成本；可以通過(guò)金融市場(chǎng)創(chuàng)新緩解創(chuàng)業(yè)融資約束。因此，“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策通過(guò)推動(dòng)縣域市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)，帶動(dòng)農(nóng)民增收，顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，假說(shuō)2得證。

二是生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。第一階段回歸結(jié)果如列（3）所示，當(dāng)以生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化 （ALGP） 為被解釋變量時(shí)，核心解釋變量DID的估計(jì)系數(shù)在 5% 的水平上顯著為正，表明“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策能夠顯著促進(jìn)生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化。第二階段回歸結(jié)果如列（4）所示，ALGP的估計(jì)系數(shù)在 5% 的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化能夠顯著縮小縣域城鄉(xiāng)收人差距水平。試點(diǎn)政策實(shí)施促進(jìn)了生態(tài)產(chǎn)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)和鏈條化發(fā)展，推動(dòng)了農(nóng)村業(yè)態(tài)創(chuàng)新，提升了農(nóng)村自然資源和勞動(dòng)力市場(chǎng)價(jià)值，也增加了農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)。因此，“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策通過(guò)促進(jìn)生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化，進(jìn)一步拓展了農(nóng)民的增收途徑，增強(qiáng)了農(nóng)民的致富能力，假說(shuō)3得證。

三是政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。第一階段回歸結(jié)果如列（5）所示，當(dāng)以政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)（Contract）為被解釋變量時(shí)，核心解釋變量 D/D 的估計(jì)系數(shù)在 1% 的水平上顯著為正，表明“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策顯著促進(jìn)了政府對(duì)生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品的購(gòu)買(mǎi)。第二階段回歸結(jié)果如列（6所示，Contract的估計(jì)系數(shù)在 1% 的水平上顯著為負(fù)，表明政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)能夠顯著縮小縣域城鄉(xiāng)收入差距水平。試點(diǎn)政策引致政府對(duì)環(huán)境治理、生態(tài)保護(hù)和修復(fù)、綠色基礎(chǔ)設(shè)施等項(xiàng)目的采購(gòu)，改善了區(qū)域生態(tài)環(huán)境，提升了自然資源價(jià)值，增加了農(nóng)民收入；同時(shí)，鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境改善，促進(jìn)了當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，新增了就業(yè)機(jī)會(huì)。因此，“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策通過(guò)促進(jìn)政府對(duì)生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品的購(gòu)買(mǎi)，有效縮小了城鄉(xiāng)收入差距水平，假說(shuō)4得證。

四、異質(zhì)性分析

（一）融資模式異質(zhì)性

金融市場(chǎng)創(chuàng)新是生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制創(chuàng)新的重要內(nèi)容，在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)背景下，市場(chǎng)融資主要分為政府產(chǎn)業(yè)基金模式和綠色信貸模式[5]。在政府產(chǎn)業(yè)基金模式中，政府主導(dǎo)設(shè)立支持“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展基金，聚焦生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等領(lǐng)域，采用股權(quán)投資等市場(chǎng)化方式，引導(dǎo)、支持社會(huì)資本參與“生態(tài)銀行\(zhòng)"收儲(chǔ)資源的產(chǎn)業(yè)化開(kāi)發(fā)[49]。例如，浙江省衢州市常山縣發(fā)布《常山縣“兩山銀行\(zhòng)"投資引導(dǎo)基金管理辦法（試行）》，成立“兩山基金”，按照市場(chǎng)化方式運(yùn)作，鼓勵(lì)和引導(dǎo)社會(huì)資本、金融資本投向“兩山\"金融相關(guān)項(xiàng)目。綠色信貸模式則指市場(chǎng)主體通過(guò)貸款融資方式解決資金約束，具體包括“兩山貸\"“生態(tài)貸\"等綠色金融產(chǎn)品[22.50]。在政府產(chǎn)業(yè)基金模式下，也會(huì)有貸款、債券等多種投融資方式參與，兩種融資模式的核心區(qū)別在于是否有政府產(chǎn)業(yè)基金發(fā)揮投資引導(dǎo)作用。

為研究不同融資模式下“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收人差距的影響，具體操作如下：首先解析各試點(diǎn)縣“生態(tài)銀行\(zhòng)"實(shí)施方案中關(guān)于融資模式的具體內(nèi)容，再結(jié)合各試點(diǎn)縣融資具體實(shí)踐，將處理組分為綠色信貸模式和政府產(chǎn)業(yè)基金模式兩類①。在此基礎(chǔ)上，再采用1：4近鄰匹配原則，得到兩類處理組的匹配后控制組，在剔除多余樣本后分別重新進(jìn)行多期DID分析。

由表13回歸結(jié)果可知，政府產(chǎn)業(yè)基金模式下的核心解釋變量DID的系數(shù)在 1% 的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明政府產(chǎn)業(yè)基金模式是試點(diǎn)政策縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效融資方式。而綠色信貸模式下DID的系數(shù)并不顯著，且系數(shù)絕對(duì)值明顯小于政府產(chǎn)業(yè)基金模式下的系數(shù)絕對(duì)值。其原因可能是，生態(tài)銀行將分散化的自然資源整合成資源包，提高生態(tài)信貸能力，但部分自然資源資產(chǎn)尚未得到金融機(jī)構(gòu)認(rèn)可，制約了自然資源的抵押貸款能力。相較之下，政府產(chǎn)業(yè)基金模式由政府主導(dǎo)，具有較強(qiáng)的政策性金融屬性，能有效促進(jìn)生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展[5]、提高農(nóng)村居民收入。

（二）財(cái)力水平異質(zhì)性

政府資金投人會(huì)對(duì)生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)效果產(chǎn)生重要影響。在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策背景下，作為自然資源資產(chǎn)收儲(chǔ)、整合主體的生態(tài)銀行運(yùn)營(yíng)公司，通常由地方政府獨(dú)資或與國(guó)有企業(yè)、金融機(jī)構(gòu)等合資成立[5.14]，地方政府的出資規(guī)模直接決定著自然資源的收儲(chǔ)質(zhì)量、種類和規(guī)模。收儲(chǔ)后的資源包改造提升、周邊區(qū)域的生態(tài)環(huán)境治理、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等活動(dòng)都需要大量的政府資金投人。政府產(chǎn)業(yè)基金投資、財(cái)政補(bǔ)貼、貸款貼息等都需要政府資金參與。通過(guò)對(duì)縣級(jí)政府財(cái)政能力的異質(zhì)性分析，揭示不同財(cái)力水平地區(qū)“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面的具體效應(yīng)。本文使用2017年三省各縣級(jí)政府財(cái)政收入水平作為地區(qū)財(cái)政能力的衡量指標(biāo)，并根據(jù)中位數(shù)將縣劃分為高財(cái)力縣和低財(cái)力縣兩組，使用多期PSM-DID模型進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表13。

由表13可知，核心解釋變量DID的系數(shù)在兩組樣本中的回歸系數(shù)均為負(fù)，但在高財(cái)力水平的試點(diǎn)縣樣本中，DID系數(shù)的絕對(duì)值更大，且顯著度更高。這表明，在不同財(cái)力水平下，生態(tài)銀行試點(diǎn)政策效果具有異質(zhì)性，在高財(cái)力水平的試點(diǎn)縣，試點(diǎn)政策縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果更好。在推動(dòng)“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)建設(shè)過(guò)程中，要充分發(fā)揮地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的調(diào)控職能，加大財(cái)政資金在生態(tài)資源開(kāi)發(fā)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、環(huán)境綜合整治等領(lǐng)域的投人，為生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)創(chuàng)造良好條件。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文分析了生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機(jī)制，并利用“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)和2010—2022年福建、浙江和江西三省200個(gè)縣的樣本進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得到如下結(jié)論：第一，生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，該結(jié)論得到“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證，并在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)下仍然成立。第二，生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)通過(guò)促進(jìn)市場(chǎng)主體創(chuàng)業(yè)、推動(dòng)生態(tài)資源產(chǎn)業(yè)化、引致政府生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)三個(gè)途徑縮小了城鄉(xiāng)收入差距，該結(jié)論經(jīng)過(guò)中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)后依然成立。第三，在“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)政策背景下，市場(chǎng)主體融資模式和地方財(cái)力水平對(duì)政策效果產(chǎn)生異質(zhì)性影響。基于以上結(jié)論，就建立和完善生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)機(jī)制提出如下政策建議：

第一，進(jìn)一步深化改革，為生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)提供有利的制度條件。地方政府應(yīng)進(jìn)一步完善自然資源產(chǎn)權(quán)制度體系，深化土地所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)分置改革，完善承包地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)價(jià)格形成機(jī)制，厘清依附于土地的各類自然資源的產(chǎn)權(quán)邊界和所有權(quán)主體，打破自然資源市場(chǎng)化流轉(zhuǎn)的制度性壁壘。積極培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，鼓勵(lì)就近就地創(chuàng)業(yè)。發(fā)展新型農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)，進(jìn)一步落實(shí)自然資源集體所有權(quán)制度，構(gòu)建產(chǎn)權(quán)清晰、分配合理的運(yùn)行機(jī)制，促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增加。

第二，堅(jiān)持在政府引導(dǎo)下更好發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的作用。堅(jiān)持政府在推進(jìn)生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)中的主導(dǎo)地位，充分發(fā)揮財(cái)政政策、產(chǎn)業(yè)政策和公共服務(wù)政策等的效應(yīng)，加強(qiáng)生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)的市場(chǎng)制度建設(shè)，解決生態(tài)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)中面臨的市場(chǎng)失靈問(wèn)題。支持地方政府通過(guò)完善自然資源產(chǎn)權(quán)制度、加大生態(tài)調(diào)節(jié)服務(wù)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)、優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境、成立政府產(chǎn)業(yè)基金等方式，促進(jìn)自然資源的市場(chǎng)化和產(chǎn)業(yè)化。發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，優(yōu)化資源利用方式，鼓勵(lì)市場(chǎng)主體參與生態(tài)項(xiàng)目開(kāi)發(fā)，提升金融服務(wù)農(nóng)村能力，并最終促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收。

第三，優(yōu)化生態(tài)銀行運(yùn)作模式，提高平臺(tái)公司全流程服務(wù)能力。生態(tài)銀行運(yùn)營(yíng)公司作為全流程的資源資產(chǎn)開(kāi)發(fā)利用平臺(tái)，應(yīng)在前端注重豐富資源收儲(chǔ)類型和手段，在中端發(fā)揮平臺(tái)整合自然資源并提升生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的功能，在后端優(yōu)化招商引資、融資擔(dān)保、項(xiàng)目開(kāi)發(fā)等功能，加強(qiáng)生態(tài)銀行各環(huán)節(jié)密切協(xié)作，推動(dòng)生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，形成政府、企業(yè)、村集體和農(nóng)民共贏局面。同時(shí)，“生態(tài)銀行”試點(diǎn)政策已在更大范圍內(nèi)開(kāi)展試點(diǎn)工作，在借鑒前期經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，新開(kāi)展的“生態(tài)銀行\(zhòng)"試點(diǎn)應(yīng)突出交易平臺(tái)和開(kāi)發(fā)服務(wù)功能，更多引導(dǎo)社會(huì)資本參與生態(tài)項(xiàng)自運(yùn)營(yíng)和開(kāi)發(fā)，提高自然資源價(jià)值轉(zhuǎn)化效率，形成農(nóng)民增收的持久能力。

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TheImpact ofMarket-oriented Realizationof Ecological Product Value on Narrowing the Urban-Rural Income Gap： Evidence from the Pilot of \"Ecological Banks\"

PENGWei-hui LIJie

Abstract： The market-oriented realization of ecological product value serves as an effective means for promoting the transformation embodied in the \"Two Mountains\" concept and narrowing the urban-rural income gap.This paper analyzes the theoretical mechanisms through which the marketoriented realization of ecological product value affcts the urban-rural income gapand empirically evaluates the proposed hypotheses using the \"Ecological Bank\" pilot policy as a quasi natural experiment.The findings indicate that，first，the market Θ-Π oriented realization of ecological product value significantly reduces the urban-rural income gap; this conclusion is supported both by evidence from the \"Ecological Bank\" pilot and a series of robustness checks.Second，the reduction in the income gap is achieved through three channels：encouraging entrepreneurial activity among market participants，promoting the industrialization of ecological resources，and stimulating government procurement of ecological regulation and service products.Mediation effect models confirm these mediating mechanisms.Third，within the context of the \"Ecological Bank\"pilot，both the financing modelsadopted by market participants and the fiscal capacity of local governments produce heterogeneous effects on policy outcomes.

Key Words： the market-oriented realization of ecological product value; urban-rural income gap; the \"Ecological Bank\" pilot policy

（責(zé)任編輯：胡江峰）