基于準自然實驗的生態轉移支付政策環境效應評價

曹 俐，王夢瑤，雷歲江，董戰峰

1. 上海海洋大學，上海 201306

2. 上海電機學院，上海 201306

3. 生態環境部環境規劃院，北京 100012

深化生態補償制度改革是踐行“兩山”理念、實現“雙碳”目標的重大舉措，是貫徹落實習近平生態文明思想的重要體現. 國家重點生態功能區屬于國土空間開發中的限制性、禁止性開發區域，是中央政府為了維持國家生態安全水平設立的重要區域，事關我國基本生態安全、生態產品供給以及國土空間優化戰略. 國家重點生態功能區轉移支付(簡稱“生態轉移支付”)作為當前中國補償力度最大、覆蓋面最廣的縱向生態補償政策，自2008年設立以來，已經形成了較為完整的政策體系. 生態轉移支付政策有力保障了我國重點生態功能區的建設和發展，緩解了生態產品提供地區與受益地區公共服務水平不平衡的問題.

但是，從實踐來看，生態轉移支付政策的環境效應尚不盡如人意. 生態環境部發布的《國家重點生態功能區縣域生態環境動態評價情況》顯示，國家重點生態功能區縣中生態環境質量變好的比例由2015年的13.09%降至2018年的9.54%，變差的比例由6.64%升至11.37%. 生態轉移支付政策的環保目標未能充分實現，出現政策的環境效應與政策目標相違背的情況[1]，同時存在地方政府民生目標“擠壓”環保目標的現象[2]，這與重點生態功能區保護和修復環境、提供生態產品的首要任務不匹配；在資金分配中，轉移支付資金規模與生態環保支出不具備顯著相關性[3]，甚至出現逆向調節. 究其主要原因：一是與地方政府環境治理的決策機制有關[4]；二是與國家重點生態功能區生態補償資金投入機制不完善有關[5]. 因此，2021年中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于深化生態保護補償制度改革的意見》，強調在生態轉移支付中應實施差異化補償，加大對生態保護紅線覆蓋比例較高地區的支持力度并提出完善相關市場化、多元化機制. 位于山西省的國家重點生態功能區作為第一批獲得中央生態轉移支付的區域，同樣存在環境目標和犧牲發展權之間的矛盾. 因此，該研究聚焦生態轉移支付政策，以山西省為例，研究生態轉移支付政策的環境效應，即生態轉移支付政策帶來的環境質量變化，這對保障國家基本生態安全、實現區域平衡發展具有重要意義.

理論上，基于生態補償理論的生態轉移支付政策可以通過對地方政府保護環境的行為進行補償，提高保護行為的收益，激勵地方政府采取相應措施保護資源，最終實現環保目標[6]. 但是，由于各國和地區的基本國情、政策設計、實施方式等存在差異，生態轉移支付的政策有效性也各不相同，相關的評價結果并不一致，有學者認為生態轉移支付的環境效應較為顯著[7]，但大多數學者則支持生態轉移支付尚未顯著改善環境質量的結論[5,8-9]. 上述研究觀點的分歧，不僅源于地區差異、政策實施方式，還與理論模型以及研究方法有關. 生態轉移支付政策研究方法有斷點回歸法[10]、結構方程[11]、傾向得分匹配法(PSM)[12]、雙重差分法(DID)[13]等. 各種方法各有優缺點，學術界嘗試將PSM和DID兩種方法結合起來運用于研究分析中，發現二者的結合可以降低存在于樣本中的選擇偏差，提高評價結果的可信度[14]. 學術界在以政府作為重點生態功能區生態補償投入主體的框架下，從委托代理理論[15]、契約理論和補償制度完善等視角，對資金分配機制[16]、考核獎懲激勵機制[17]和資金補償標準[18-19]等方面對生態轉移支付政策的優化進行了探討.

總之，學者們在生態轉移支付政策的環境效應研究是對生態建設的探索和發展，但是目前研究還存在以下不足：一是在理論研究方面，尚未能從地方政府決策主體出發，研究其環境治理行為對環境質量的影響機理及路徑；二是在實證研究方面，存在縣域層面相關數據可得性較差、研究方法單一等問題；三是在生態補償的投入機制方面，市場化、多元化方面的研究存在不足. 基于此，該文以地方政府為主體，嘗試建立一個地方政府環境治理決策行為模型分析框架，從制度供給、補償規模、資金分配3個維度研究生態轉移支付政策的環境效應，選取2004?2016年山西省96個縣域相關數據，采用準自然實驗法考察生態轉移支付的環境效應，在此基礎上優化生態補償機制，并提供財政參與國家環境治理的經驗證據.

1 理論機制與研究假說

外部性理論認為，個體在追求本身利益時也常常存在社會利益，即產生“正外部效應”[20]. 生態功能區作為具備涵養水源、保持水土、維護生物多樣性等改善環境功能的地區，在一定程度上存在“正外部效應”. 生態補償可以通過政府這只“看得見的手”對經濟進行干預，以轉移支付和政府購買等方式對產生外部性的行為進行補貼，實現“正外部效應”內部化[21]，增加地方政府的環境保護效益，實現環境保護目標，但是需要協調各主體之間的利益關系. 公共物品理論有助于厘清主體間的利益沖突，為建立有效的生態補償機制提供依據[22]. 無論由政府或者市場提供公共物品，其自身的特性都會導致出現效率缺失的情況，國家重點生態功能區向外界提供了生態系統產品和服務，這種產品和服務屬于公共物品，具備非排他性和非競爭性的特征. 但是現實中并沒有完善的生態補償制度安排，導致人類對該類公共物品的過度消費，不利于發揮國家重點生態功能區的相應作用[23]. 因此建立生態轉移支付制度就尤為重要，只有采取相應措施對生態功能區進行補償制度建設，才能實現生態資源的優化配置和可持續利用[24]. 根據外部性理論和公共物品理論，中央對地方的轉移支付是對生態資源進行補償最有效也是最直接的方式[25]，有助于改善生態功能區的環境. 一方面，生態轉移支付為地方政府提供更多的資金預算，增強了生態建設的經濟基礎，有利于改善環境[26]；另一方面，生態轉移支付政策通過影響地方政府決策過程，引導地方政府重視生態保護[27]，提高環境質量. 然而，由于稅收政策不完善，地方政府之間存在“財政競爭”等問題[28]，會在一定程度上削弱生態轉移支付的環境效應.

據此提出假設H1，即生態轉移支付政策有助于改善環境質量，但改善程度較小.

中央轉移支付對地方政府財政行為的影響主要分為中央政府對地方政府的財政收入效應影響和支出替代效應影響[29]，進而影響環境投入和環境質量.其一，收入效應表現為，中央政府為地方政府提供生態轉移支付，提高了地方政府的可支配收入[30]，降低了地方政府財政努力的積極性[31]. 一方面，財政努力的下降使得地方政府過分依賴于上級政府的財政撥款[32]，削弱了生態轉移支付的環境效應；另一方面，可支配收入的提高增加了地方政府在環保上的投入，改善了環境質量，增強了環境效應[33]. 其二，替代效應表現為，獲得中央政府的轉移支付后，地方政府提供公共服務的成本減少[34]，有效擴大了公共服務支出規模[35]，對環境產生擠壓效應，影響環境質量的改善[36]. 現有學者從生態轉移支付的制度激勵角度和生態轉移支付模式角度分析，結果表明，生態轉移支付資金規模越大，環境質量越好[37].

據此提出假設H2，即生態轉移支付資金規模的增加有助于改善環境質量.

地方政府對于生態環保支出的資金分配受功能區差異和地域差異的影響. 從功能區差異的視角來看，由于各功能區的生態脆弱程度不同[38]，導致不同功能區的生態維護成本不一致[39]，因此對于生態功能不同的縣域，地方政府對于生態轉移支付資金的分配也應存在差異. 例如，生物多樣性保護區承載著全球的環境變化，承擔著人類可持續發展使命，在一定程度上無異于禁止開發區[40]，這使得地方政府的生態環保資金更傾向于投入到民生和經濟領域，影響政策的環保目標的實現. 而土壤保持功能區和水源涵養及水土保持功能區的生態修復能力較強[41]，生態維護成本較低，有利于實現政策的環保目標. 因此，在相同的補償力度下，生物多樣性功能區的環境改善效果較差. 從地域差異的民族視角來看，民族地區和國家重點生態功能區高度重疊，其在水土保持、生物多樣性保護等方面發揮著重要作用. 中央政府一直以來高度關注民族地區的建設與發展，但是國家重點生態功能區的規劃使得民族地區存在民生改善和環境保護的協調問題，影響了該地區的社會穩定和經濟發展[42]. 因此，研究民族地區生態轉移支付政策的環境效應具有重要的現實意義[43]. 民族地區多為經濟落后地區，缺乏自我積累和發展的條件[44]，財政支出需求多，環境保護建設和保護資金缺口大[45]，地區財政支出責任壓力更重[46]，很難滿足轉移支付的配套要求，因此會降低生態轉移支付的政策效果[47]. 從地域差異的貧困視角來看，貧困地區和國家重點生態功能區高度重疊，而貧困地區由于缺乏財政自主權、體制能力差，也會阻礙當地政府對該政策的實施，影響生態轉移支付環境效應的實現[48]. 同時，國外實踐也表明，生態財政轉移對貧困城市的補償力度越大，越有利于政策環境效應的實現[49].因此在相同的補償力度下，貧困程度低的地區的環境質量改善效果更好.

據此，提出假設H3、假設H4和假設H5. 其中，假設H3為相較于生物多樣性功能區，土壤保持功能區和水源涵養及水土保持功能區的生態轉移支付資金規模的環境效應更顯著；假設H4為漢族聚集區相較于少數民族聚集區的生態轉移支付規模的資金環境效應更顯著；假設H5為相較于貧困程度高的地區，貧困程度低的地區其生態轉移支付資金規模的環境效應更顯著.

2 模型構建與變量說明

2.1 模型構建

為了評估生態轉移支付政策是否改善了環境質量，將我國2008年開始實施的生態轉移支付政策看作一項準自然實驗，使用DID具體評估生態轉移支付的政策效應. 但是該研究中處理組受政策沖擊的時間不一致，因此首先采用多期DID回歸的方法，構建一般的雙重差分模型〔見式(1)〕.

式中：Eit為被解釋變量，是指i縣域在t年的環境質量水平；α0為截距項；γk為回歸系數，k=1,2；TPit為是否實施生態轉移支付政策的虛擬變量；αr和αv分別表示個體固定效應和時間固定效應；Zit為一系列控制變量；μit為誤差項. 式(1)僅是對政策實施效果進行總體上的判斷，為了更直觀地展現政策實施的動態變化過程和對樣本進行更精準的篩選，進一步采用傾向得分匹配-雙重差分法(PSM-DID)方法，并采取分年份回歸的辦法，一方面可以克服樣本的選擇偏差，另一方面有助于觀察和比較生態轉移支付政策在不同年份實施的政策效果. 構建Logit模型進行傾向得分匹配〔見式(2)〕.

式中：Y為啞變量，如果所在縣域i在t年享受生態轉移支付時，則當年取值為1，否則為0；λ0為截距項；λk為回歸系數，k=1,2,3,4,5,6；GDP為人均全國生產總值，104元；POPSIZE為人口規模，人；UR為城鎮化率；IND為產業結構；DOP為人口密度，人/m3；AGRIC為農業發展水平；δr和ηv分別表示個體固定效應和時間固定效應. 得到實驗組和控制組樣本之后，利用分年份回歸的雙重差分法來檢驗生態轉移支付政策是否改善了環境質量，回歸模型見式(3).

式(1)僅評估了生態轉移支付政策的政策效應，并未反映生態轉移支付資金規模對環境的影響程度.基于此，該文將上述反映是否實施生態轉移支付政策的虛擬變量(TPit)更換為生態轉移支付資金規模(Tit)進行控制，計量方法見式(4)：

式中，Tit為i縣域在t年的生態轉移支付資金規模，為了消除各地人口差異的影響，該研究采用人均生態轉移支付來反映.

2.2 變量選取與數據來源

2.2.1變量選取

a) 被解釋變量(EE). 被解釋變量為環境效應，該研究主要以大氣污染治理為例進行分析，PM2.5的濃度是衡量某一地區或國家大氣污染程度的重要指標[50].一方面，促進大氣質量的改善在一定程度上能更好地鞏固全面建成小康社會的成果[51]，而控制PM2.5是實現空氣質量改善目標的重要任務；另一方面，現有學者多采用PM2.5濃度作為省級環境質量的衡量指標[52]，該研究將其用于縣級層面是對生態轉移支付政策研究的重要補充. 此外，為消除人口差異的影響，該研究采用人均PM2.5濃度表示環境質量，為解決異方差問題，對相關指標進一步取自然對數.

b) 解釋變量. TPit是核心解釋變量，該研究將實施生態轉移支付政策的縣域確定為處理組，將沒有實施生態轉移支付政策的縣域確定為對照組.

c) 控制變量. 控制變量用Zit表示，主要借鑒畢茜等[53-54]的研究，分別選取以下變量(見表1)：①人均實際GDP，采用本年度實際GDP與總人口的比值表示，主要反映一個地區的經濟發展規模與速度. ②城鎮化率，采用城鎮人口數占總人口的比重表示，城鎮化進程較快將導致土地占用面積擴張、污染物排放增加等，這些均可能會帶來環境問題. ③人口密度，采用總人口規模與行政區域面積的比值表示，人口越密集，對生態環境質量破壞越加嚴重. ④工業水平，采用第二產業生產總值與地區生產總值之比表示，反映一個地區的產業結構. ⑤農業水平，采用第一產業生產總值與地區生產總值之比表示，表征地區發展農林牧漁這些相對綠色的產業的情況. ⑥醫療水平，采用各地區衛生院萬人床位數表示，表示該地區的公共服務水平. ⑦福利水平，采用各地區社會福利機構萬人床位數表示.

表 1 各變量的含義及描述性統計Table 1 The meaning and descriptive statistics of variables

2.2.2數據來源

被解釋變量?PM2.5濃度作為大氣污染治理質量指標，采用達爾豪斯大學大氣成分分析組中心公布的全球PM2.5濃度年均值的柵格數據，并將其解析為2004?2016年中國縣域年均PM2.5濃度的數據.解釋變量?生態轉移支付數據主要來源于我國財政部網站，部分年份數據通過申請方式獲取. 其余變量數據主要來源于對應年份的《中國統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《山西省統計年鑒》和中國人口普查分縣資料等.

3 結果與分析

3.1 生態轉移支付政策的環境效應

3.1.1多期DID評價政策的總體實施效應

為了驗證研究假設H1，首先進行多期DID回歸，樣本時段為2004?2016年，回歸結果如表2所示.TPit的系數在1%的水平下顯著為負，說明生態轉移支付政策顯著改善了環境質量，這意味著生態轉移支付政策取得了一定的效果，在一定程度上揭示出，生態轉移支付政策對維護國家生態安全、平衡生態保護地區和生態受益地區之間的利益關系起到了重要作用. 但生態轉移支付政策對環境質量的動態影響效果還需要進一步分析. 控制變量中，WELFARE的系數在1%的水平下顯著為正，說明福利水平越高，環境質量越差，這可能是公共服務對環境產生“擠出效應”的結果[55].

表 2 基于準自然實驗法的生態轉移支付政策的環境效應Table 2 Environmental effects of ecological transfer payment system based on quasi-natural experiment method

3.1.2以PSM-DID評價政策的動態效應變化

山西省各縣域采取生態轉移支付政策的時間不同，生態轉移支付政策初次實施的時間為2008年，但由于政策的環境效應存在時滯性，因此分析生態轉移支付政策的環境效應以2009年作為起始年份. 其中2009?2012年每年受政策沖擊的縣域都不一樣，2012?2016年實施政策的縣域保持一致. 因此，筆者借鑒相關研究成果[56]，根據受政策沖擊的時間點將樣本分為4組，分別為2009年(第一組)、2010年(第二組)、2011年(第三組)、2012年(第四組)，通過核匹配的方法確定每一組的控制組，然后對匹配后的處理組和控制組進行平衡性檢驗，回歸結果見表3. 如表3所示，在進行PSM后，匹配變量的標準偏差絕對值基本上都小于20%，與Rosenbaum等[57]的研究結論相符，個別標準偏差絕對值高于20%的變量也遠小于匹配前的標準偏差，并且t檢驗均不顯著，說明了匹配的有效性和科學性. 接著對匹配后的數據運用雙重差分評估生態轉移支付政策的環境效應，可以從側面反映生態轉移支付政策從提出到實施對地方政府行為的動態影響過程. 如表2所示，2009年TPit的系數在10%的水平上顯著為負，在政策實施初期，生態轉移支付在一定程度上改善了環境質量，但是2010年之后的雙重差分結果均不顯著，說明隨著時間的推移，生態轉移支付政策的效果慢慢變弱，即生態轉移支付政策雖然總體上對環境質量有所改善，但隨著時間的推移其影響效果逐步減弱，該結論驗證了前文的研究假設H1.

表 3 傾向得分匹配的平衡性檢驗Table 3 Balance test of propensity score matching

造成政策環境效應后期不顯著的可能原因主要有兩方面：一是生態轉移支付政策作為一般性轉移支付，生態轉移支付資金使用的約束不強，地方政府可以靈活分配資金；二是由于環境保護投入大、見效慢、周期長，地方政府在財力有限及環保政績激勵不足的情況下傾向于將生態轉移資金投入民生改善，而未充分將其用于保護環境. 從控制變量來看，經過匹配后的控制變量比匹配前的顯著程度更好，說明采用傾向得分匹配是可取的，lnGDP的系數4年內都在1%的水平上顯著為正，說明人均GDP的增加會導致環境質量變差，其原因可能是為了經濟的發展而犧牲環境；UR的系數在5%的水平上顯著為負，說明城鎮化率上升改善了環境質量，可能是因為城鎮化促進了城市空間格局的優化，有利于各功能區充分發揮其生態效應；IND的系數在10%的水平上顯著為負，說明工業化水平的提高促進了環境的改善，原因在于工業在一定程度上為環境改善提供了科技和技術支撐；DOP的系數在1%的水平上顯著為正，說明人口密度越高，環境承載壓力越大，對環境的破壞越嚴重.

3.2 生態轉移支付資金規模的環境效應

根據理論分析，生態轉移支付政策的環境效應主要是通過中央政府對地方政府撥付轉移支付資金來實現，因此，為了進一步驗證研究假設H2，下一步將實證分析生態轉移支付資金規模的環境效應. 如表4所示，T的系數在1%的水平上顯著為負，說明生態轉移支付資金規模對環境改善具有推動作用，進一步驗證了研究假設H2；同時說明生態轉移支付資金規模越大，環境質量越好. 究其原因：一是生態轉移支付資金規模還可以反映該項制度的執行強度，資金規模越大，越有助于改善環境質量[58]；二是相比其他一般性轉移支付，生態轉移支付規模依然很小，環境保護的貢獻度不足，資金補償占比少，補償力度小. 從控制變量來看，DOP的系數在5%的水平上顯著為正，說明人口密度越高，該地區的環境承載壓力越大，不利于提高環境質量.

3.3 基于生態轉移支付分配機制的異質性分析

3.3.1功能區類型的異質性檢驗

生態轉移支付政策的生態功能區劃是在進行生態調查、生態敏感性評價和生態系統服務評價后所確定和劃分的，由于各區域生態功能不同，其政策效果也會有所差異. 因此，筆者依據《國家重點生態功能區縣域生態環境質量考核工作手冊》和《山西省主體功能區規劃(2014年)》相關政策文件，將山西省獲得生態轉移支付的縣域分為三大功能區，分別對不同功能區的環境效應進行異質性分析，在式(4)的基礎上對研究假設H3進行檢驗. 不同功能區類型地區的生態轉移支付規模對環境質量的影響效應如表4所示，研究發現，相較于生物多樣性保護區，生態轉移支付對土壤保持區和水源涵養及水土保持功能區的環境改善更顯著，如土壤保持區的結果顯示，T的系數在5%的顯著性水平上為負，說明在土壤保持區轉移支付規模越大，環境質量越好；比較土壤保持區和水源涵養及水土保持區發現，生態轉移支付對后者生態質量的提升效果更好，原因可能是山西省后者的生態脆弱程度低于前者[59]，在轉移支付資金差異較小的情況下，生態脆弱程度較低的功能區的生態修復效果更好. 除此之外，就不同類型的功能區而言，水土保持功能區的植被覆蓋度較高，生物多樣性功能區的平均生物量密度也較高[60]，植被覆蓋率越高，越有利于降低PM2.5平均濃度，因此水土保持區的環境效應最為顯著. 上述結果也驗證了前文的研究假設H3.

表 4 生態轉移支付規模對環境改善影響的總體分析和異質性分析Table 4 Heterogeneity analysis of the impact of ecological transfer payment on ecological environment improvement

3.3.2民族聚集程度的異質性檢驗

我國“十四五”規劃提出要推進區域協調發展，支持民族地區加快發展. 中國民族分布具有“大雜居、小聚居”的特點，這一特點使得少數民族聚集區和漢族聚集區無論是文化方面還是生態建設方面都存在一定差異. 山西省是少數民族散雜居的省份，其少數民族人口總數雖然不多，但民族成份多，而且大部分少數民族聚居區的經濟水平較低，社會發展速度緩慢，當地居民不得不以犧牲自身發展權為代價保護環境，使得在當今中國社會的主要矛盾背景下，少數民族地區無法實現平衡充分的發展. 因此，筆者將山西省少數民族聚集區作為研究區域，通過對該區域和漢族聚集區的政策效果對比，建議應該加大對少數民族聚集區的生態轉移支付政策力度，維護少數民族人民利益.

在山西省民族聚集程度不同的地區，生態轉移支付資金規模的環境效應如表4所示. 研究發現，相比較少數民族聚集區，生態轉移支付對漢族聚集區的環境改善更顯著，如漢族聚集區的結果顯示，T的系數在1%的顯著性水平上為負，說明在漢族聚集區生態轉移支付資金規模越大，環境質量越好，其原因可能是相較于少數民族地區，漢族聚集區的經濟社會發展水平較高，可以將生態轉移支付政策資金更多地用于環保建設，使得政策效果更好，這一結論驗證了前文的研究假設H4. 從控制變量來看，對于少數民族聚集區來說，IND的系數在5%的水平上顯著為正，說明工業水平越高，環境質量越差，其原因可能是工業化水平高會帶來嚴重的污染，而相較于漢族聚集區，少數民族地區環境更加脆弱，環境承載力更差，因此工業建設帶來的環境破壞更加強烈.

3.4 平行趨勢檢驗

除了實施生態轉移支付政策這一政策外，其他政策也可能導致山西省縣域間的環境質量產生差異，該差異可能與生態轉移支付政策無關，這就使得該文的研究結論不成立. 為了保證政策效應不受其他政策的影響，借鑒黃志平[61]的做法，將處理組受到生態轉移支付政策沖擊的年份提前3年進行“反事實”的平行趨勢檢驗. 如果模型核心解釋變量的系數顯著，則平行趨勢假設無法滿足[62-64]，即環境質量的提升不是生態轉移支付政策的影響，而可能是其他政策或者影響因素帶來的. 改變生態轉移支付政策時間的平行趨勢檢驗結果如表5所示，可以看出，Bk(政策實施之前第k年的政策變量)的系數均不顯著，而Ak(政策實施之后第k年的政策變量)的系數在生態轉移支付政策正式實施之后第一年不顯著，其可能原因是政策存在時滯效應，從第二年之后就逐年顯著為負且不斷降低，表明生態轉移支付政策對提高環境質量確實發揮了顯著作用，即滿足了平行趨勢檢驗.

表 5 平行趨勢檢驗結果Table 5 Results of parallel trend test

3.5 穩健性檢驗

該研究中被解釋變量PM2.5濃度采用的是達爾豪斯大學公布的大氣數據，為了進一步保證選擇變量的可靠性和科學性，換用哥倫比亞大學社會經濟數據和應用中心公布的全球PM2.5濃度年均值的柵格數據，利用該數據再次進行多期DID評價政策和生態轉移支付規模的環境效應分析.

如表6所示，生態轉移支付制度對PM2.5濃度的影響在1%的水平上顯著為負，說明我國生態轉移支付政策顯著改善了環境質量，與3.1.1節結論一致，即生態轉移支付制度對環境的改善具有促進作用，在一定程度上實現了政策目標. 生態轉移支付規模系數在1%的水平上顯著為負，說明轉移支付規模越大，PM2.5的平均濃度越低，與3.2節結論一致，說明筆者所得結論穩健可靠.

表 6 生態轉移支付對環境的影響Table 6 Impact of ecological transfer payment on the environment

3.6 基于貧困視角的進一步研究分析

生態轉移支付政策具備保護環境和改善公共服務的雙重目標，筆者雖然重點研究了該政策對于環境保護的影響效應，但根據現有研究，地方政府傾向于將生態轉移支付資金用于改善公共服務，從而影響環保目標的實現，這可以說明公共服務目標對環保目標存在“擠壓”效應，而“擠壓”程度與當地的經濟發展水平密切相關，貧困程度從側面反映了經濟發展水平[65].除此之外，中國重點生態功能區在空間地理上與貧困地區具有高度一致性. 因此，筆者進一步分析不同貧困程度地區的生態轉移支付的環境效應. 在式(4)中引入人均生態轉移支付與貧困程度的交互項(TLit)進一步驗證研究假說H5.

式中，lnPit表示貧困程度，主要反映該地區經濟發展水平，該研究采用農村居民人均純收入來表示[66]. 為盡可能保證指標數據滿足正態分布特征，對貧困程度進一步取自然對數.

如表7所示，lnP的系數在1%的水平上顯著為負，說明貧困程度越低的地區，環境質量越高，原因可能是，貧困程度低的地區經濟發展水平高，有更多的技術和資金投入到改善環境建設中. TL的系數在5%的水平上顯著為正，即貧困程度越低，生態轉移支付的環境效應越好，可能是由于生態轉移支付政策具備改善民生和保護環境雙重目標，貧困程度嚴重的地區就可能以改善民生為重，保護生態次之，在獲得轉移支付資金后，主要將資金投入到經濟發展和民生建設中，沒有多余的資金進行環境保護，最終減弱了生態轉移支付政策的政策效果，該結果驗證了前文的研究假設H5.

表 7 不同貧困程度下生態轉移支付規模對環境質量的影響Table 7 Impacts of ecological transfer payment scale on ecological environment under different poverty levels

4 結論與建議

4.1 結論

a) 總體上看，生態轉移支付政策的實施改善了山西省國家重點生態功能區縣域的環境質量，在一定程度上實現了生態轉移支付政策的環保目標. 但是從動態上看，雖然2009年生態轉移支付政策顯著改善了實施政策縣域的環境質量，但是隨著時間的推進，環境改善的效果越來越差，說明政策的環境效應逐漸減弱.

b) 生態轉移支付規模和環境質量大體上呈正相關. 生態轉移支付資金規模的增加顯著提高了環境質量，說明在現階段還需要持續擴大生態轉移支付資金規模以改善環境.

c) 生態轉移支付規模的增加對于功能區類型不同、民族聚集度不同的地區具有不同的環境效應. 土壤保持功能區和水源涵養及水土保持功能區相較于生物多樣性功能區的生態轉移支付的環境效應更顯著. 相較于少數民族聚集區，漢族聚集區的生態轉移支付的環境效應更顯著.

d) 相較于貧困程度較高的地區，生態轉移支付規模的增加對于改善貧困程度較低的地區的環境質量更為顯著. 這說明在同樣的資金補償規模條件下，貧困程度較高的地區更難實現環境質量的改善，應該加大對該地區的生態補償力度.

4.2 政策建議

a) 堅持實施生態轉移支付政策，逐步擴大生態轉移支付規模. 堅決落實生態轉移支付政策，不斷增加中央對重點生態功能區、紅色生態保護區等重要生態功能區的轉移支付資金. 生態轉移支付資金數額目前相較于其他轉移支付依然占據很小的比例，因此提高生態轉移支付資金在整體轉移支付中的比重，大力加強生態轉移支付力度，一方面擴大轉移支付資金覆蓋范圍，另一方面增加轉移支付資金數額.

b) 強化生態轉移支付資金分配的導向性和差異性. 生態轉移支付資金對少數民族聚集區、水源涵養與生物多樣性保護功能區和貧困程度高的地區的環境改善并不顯著，說明該政策的資金分配沒有充分考慮地域差異和類型差異. 因此生態轉移支付政策應該針對不同特征的區域采取不同的資金分配辦法，特別是針對貧困程度較高的地區，應發揮貧困地區的資源優勢，在加大生態轉移支付力度的同時將生態轉移支付資金向地區優勢產業傾斜，因地施策.

c) 完善生態轉移支付政策的市場化、多元化投入機制. 國家重點生態功能區實施的生態補償政策目前主要以生態轉移支付為主，實施主體為政府，然而僅靠政府主導不利于受償區域的長久發展. 因此可以考慮將企業、非社會性盈利組織等納入生態轉移支付政策，形成政府引導、市場主導的生態補償體系，進一步盤活生態轉移支付體系，實現政府市場相互作用，共同促進生態轉移支付政策的完善和發展.

d) 完善補償資金考核機制. 細化針對民生類和環境保護類的資金投入類別，完善補償資金考核機制，一方面提高生態保護成效在生態轉移支付資金分配的體現，另一方面科學合理地調整對環境政績考核的要求，大力推動重點生態功能區產業轉型升級，以小博大，發揮綠色產業的杠桿作用實現經濟發展和生態保護雙贏.