生態產品價值市場化實現對縮小城鄉收入差距的影響

中圖分類號：F124.5 文獻標識碼：A 文章編號：1003-7543（2025）06-0119-19

共同富裕是社會主義的本質要求，也是中國式現代化的重要特征。與群體收人差距、地區收入差距相比，城鄉收入差距的影響更大、改善現狀的訴求更為迫切、獲得的收益更為深遠，是實現共同富裕目標最艱巨、最繁重的任務[1]。黨的二十屆三中全會把“推動人的全面發展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”作為重要發展目標，并指出要“完善生態產品價值實現機制”，“促進城鄉要素平等交換、雙向流動，縮小城鄉差別，促進城鄉共同繁榮發展”。生態產品價值實現機制是“綠水青山\"向“金山銀山”轉換的重要路徑，是推動鄉村共同富裕最直接、最有效的手段[2]。習近平總書記指出，“要積極探索推廣綠水青山轉化為金山銀山的路徑，選擇具備條件的地區開展生態產品價值實現機制試點，探索政府主導、企業和社會各界參與、市場化運作、可持續的生態產品價值實現路徑”。積極采用市場化方式推動生態產品價值實現，為縮小城鄉收入差距提供了新思路、新方向[3-5]。

縮小城鄉收入差距、實現共同富裕，與生態產品價值實現具有內在一致性，前者是后者的重要目標，后者是前者的有效路徑[6。鄉村是生態產品價值實現與共同富裕問題的共同焦點，我國鄉村地區蘊藏著豐富的、可供開發的生態資源，但這些地區受到制度、經濟、觀念等因素制約，缺乏將生態優勢轉化為經濟優勢的能力，導致長期以來成為“經濟洼地”[6-7]。建立完善的生態產品價值實現機制是打通“兩山\"轉化渠道、縮小城鄉收人差距的重要抓手[8-9]。生態產品價值實現可以理解為推動“綠水青山\"與“金山銀山\"雙向轉化的過程，強調通過政策引導、財政激勵、技術創新、市場機制和公眾參與等多種手段，實現生態產品的可持續供給和多重價值的最大化[10-1]。根據價值實現方式不同，現有研究把生態產品價值實現路徑分為政府驅動下的生態保護性補償與市場驅動下的生態產品經營性開發兩種[2-3]。當前，我國財政資金主導的生態補償制度面臨補償方式單一、標準不高、效率較低、財政壓力大等困境[12-13]，生態產品市場化方式成為更有效的兩山\"轉化路徑[2-5]。生態產品價值市場化實現機制強調市場在資源配置中的決定性作用，其本質是利用政府力量進行市場化制度建設，主要包括但不限于健全產權制度體系、完善自然資源市場交易機制、建設生態環境權益類市場、健全綠色金融市場等舉措，可有效緩解或解決由準公共產品、環境外部性和信息不對稱等原因導致的生態資源市場失靈問題，把更多的生態產品納入市場配置范圍，推動生態價值向經濟價值轉化。

“生態銀行”試點是地方政府嘗試建立和完善生態產品價值市場化實現機制的自主政策創新。2018年福建省南平市率先開始“生態銀行\"試點，浙江、江西分別于2019年、2020年開展了“兩山銀行”試點建設工作。各地“生態銀行\"試點在稱謂、運作模式和作用效果等方面有所差異，但總體上堅持有效市場和有為政府原則，在政府提供相關制度供給的基礎上，采用“分散化輸入、集中化輸出\"模式，推動自然資源的資產化、資本化和產業化[14]。在此背景下，研究生態產品價值市場化實現對縮小城鄉收入差距的影響，分析其作用機理，并以“生態銀行\"試點作為證據進行實證檢驗，對于豐富生態產品價值實現理論、加速“兩山\"轉化進程、最終實現共同富裕具有重要意義。

本文可能的邊際貢獻在于：一是較為系統地分析了生態產品價值市場化實現影響城鄉收入差距的理論機制，從促進市場主體創業、推動生態資源產業化和引致政府生態調節服務產品購買三個方面分析了中介效應；二是以“生態銀行\"試點作為生態產品價值市場化實現的準自然實驗，構建多期PSM-DID模型實證分析“生態銀行”試點對縮小城鄉收入差距的政策效果，并檢驗了中介機制的有效性；三是分析和檢驗融資模式和政府財力水平對政策效果的異質性影響。

一、理論分析與研究假說的提出

（一）生態產品價值市場化實現對縮小城鄉收入差距的直接效應

生態產品價值市場化實現機制強調市場在資源配置中的決定性作用，其本質是利用政府力量進行市場化制度建設和政策創新，有助于把更多的生態產品納入市場配置范圍，提高生態資源的利用效率，進而提高農村居民收入。各地的“生態銀行\"試點是體現生態產品價值市場化實現機制創新的代表性政策。在供給端，以“還權賦能”為主線，完善集體所有自然資源資產產權體系，鼓勵農戶以交易、租賃、委托、入股等多種方式流轉，推動自然資源向自然資產、自然經營資本轉變，拓寬農民收入來源[15]。在交易環節，圍繞價格形成機制、企業競爭方式、資源開發模式等重點領域，建立健全自然資源市場制度體系，擴大自然資源的市場規模和交易范圍，解決生態產品整體性開發利用與自然資源使用權分散難以兼容的問題[16-17]。在“生態銀行\"試點中，采用“分散化輸入、集中化輸出\"模式，對收儲資源進行整合提升，形成優質自然資源包，有利于發揮規模經濟優勢。多業態綜合開發則促進了生態外溢價值的內部化，提升了資源開發價值。碳匯、污染權等權益類生態產品具有公共產品屬性。政府采用行政手段，建立產權量化標準，識別權益類生態產品的數量和質量，并通過搭建專業交易平臺、建立交易規則、制度化明確供需主體權利義務等方式，打通供需循環，促進生態資源權益類產品價值實現。已有證據表明，在福建省南平市的“生態銀行\"試點中，林業單株碳匯產權量化標準項目利用市場手段推動林業碳匯價值實現，直接增加了農戶收入[18]。在需求端，“生態銀行\"試點通過促進產業和生態“共生\"發展，完善生態產品產業鏈價值鏈，形成對生態資源的引致需求。同時，我國生態產品的地理分布和產權歸屬特征，保證了生態產品的收入更多流向農民，防止單一流向城市或發達地區，有效縮小城鄉之間的收入差距[19-20]。據此，提出如下假說。

假說1：生態產品價值市場化實現能夠顯著縮小城鄉收入差距。

（二）市場主體創業的中介效應

通過完善生態產品價值市場化實現機制，促進了自然資源資產流轉，創造了新的投資機會，降低了創業風險和成本，激發了市場主體創業活力，拓展了農民增收途徑。生態產品市場化進程驅動了自然資源資產產權制度改革。在明晰所有權主體的基礎上，對于所有權、經營權、收益權等產權的橫向權利束劃分和配置，賦予了自然資源資產的排他性和可轉讓性，有助于市場主體、社會主體參與生態產品價值實現21。清晰的自然資源資產產權關系減少了交易中的不確定性和糾紛，規范了市場交易行為，降低了市場交易費用，進而減少了創業成本。各類自然資源資產通過出租、抵押、轉讓和入股等多種方式進入交易市場，增加了自然資源資產的變現渠道，激發了市場主體的創業積極性。例如，“生態銀行”試點按照“政府搭臺、農戶參與、市場運作、企業主體\"模式，搭建資源管理、整合、轉換、提升平臺，推動了資源市場化和持續化經營，充分調動了市場主體的創新創業積極性。綠色金融創新與產權制度改革有機結合，鼓勵金融機構開發出以自然資源使用權、生態資源收益權等為抵押的綠色金融產品，有效破解了農戶創業的融資約束。同時，縣域創業活動，特別是小微型和公司制企業的創業活動，增加了農民可支配收入，并縮小了城鄉收入差距[22]。綜上，提出如下假說。

假說2：生態產品價值市場化實現通過促進區域市場主體創業，縮小城鄉收人差距。

（三）生態資源產業化的中介效應

生態產品價值市場化實現是推動鄉村產業振興的有效路徑[9]。在鄉村生態產品市場化過程中，市場通過競爭機制、價格機制，引導區域特色生態資源集中開發和綜合利用，形成規模經濟優勢，促進了特色生態產業集群化、鏈條化發展。充分的市場競爭，實現了企業的優勝劣汰，促進了生態產業的可持續發展。市場在資源配置中發揮決定性作用，避免因政府失靈造成的資源錯配損失，這一點在開發周期長、市場風險復雜多變的生態產業項目開發中體現得尤為明顯。明確產權的自然資源資產與新興技術相結合，在需求牽引下，催生了新興生態業態。例如，在福建的“森林生態銀行\"試點中，森林資源與現代醫療技術相結合，形成森林康養產業[23]。綠色信貸、綠色證券、綠色保險、綠色基金和綠色擔保等市場融資工具的豐富，以及“兩山貸”“生態貸\"等綠色信貸產品的創新，有效緩解了生態產品價值實現的融資難問題[24]。生態產業化增加了農民經營性收入和工資性收入，縮小了城鄉收入差距[23]。基于此，提出如下假說。

假說3：生態產品價值市場化實現通過推動生態資源產業化，縮小城鄉收入差距。

（四）政府生態調節服務產品購買的中介效應

在生態資源轉變為生態資產、生態資本的過程中，對生態調節服務產品的需求日益增加。調節服務類生態產品具有公共產品屬性或準公共產品屬性，企業、個人等市場主體缺乏購買動機；地方政府具有提供區域生態服務的職能，是生態調節服務的主要購買者[25]。為提高自然資源開發價值，或為保證生態產品開發項目順利推進，地方政府通常在項目區域開展環境綜合治理、生態保護修復、環境基礎設施建設等活動，這些投入改善了環境質量，提升了自然資源生態溢價，是地方政府履行公共服務職能的體現，構成對生態調節服務產品的購買。這類政府購買能夠提升生態資產價值、創造就業崗位，進而直接促進農民增收：也會通過促進自然資源流轉、經營和產業化開發，間接促進農民增收。例如，在南平市光澤縣“水美經濟（生態銀行）案例\"中，光澤縣通過自然生態廊道打造、鄉鎮污染處理設施建設等舉措，提升了水資源的生態價值和經濟價值，促進了農民增收；在南平市順昌縣“森林生態銀行\"試點案例中，通過對收儲后的森林資源實施國家儲備林質量精準提升建設工程，促進了森林質量和價值的提升[5]。綜上，提出如下假說。

假說4：生態產品價值市場化實現通過引致地方政府生態調節服務產品購買，縮小城鄉收入差距。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文將“生態銀行\"試點政策作為實證研究對象，分析其對城鄉收入差距的影響。“生態銀行\"試點是地方政府嘗試建立和完善生態產品價值市場化實現機制的政策創新，各試點縣在完善自然資源產權制度的基礎上，借鑒商業銀行“分散化輸入、集中式輸出\"模式，搭建了一個圍繞自然資源進行管理整合、轉換提升、市場化交易和可持續運營的平臺，通過對碎片化自然資源的集中化收儲和規模化整治，轉換成優質資源包，并引入實力資本投資企業和優質運營管理企業，從而將資源轉變成資產和資本[5]。

本文以福建、浙江和江西三省 2010—2022年縣級面板數據為研究樣本，選擇2018一2020年開展“生態銀行”試點的縣作為處理組（見表1，下頁），其余縣作為控制組。在剔除這三個省2021年后開展“生態銀行\"試點的縣②以及缺失值過多的樣本縣，采用插值法和平均增長率法補充部分縣缺失值后，最終得到3省200個縣共2600個樣本觀察值，其中處理組14個縣共182個樣本觀察值，控制組186個縣共2418個樣本觀察值。

本文所用縣級層面數據來源于《中國縣域統計年鑒》EPS數據平臺、中經網數據庫中的縣域年度庫、CSMAR經濟金融研究數據庫。縣級政府采購生態調節服務產品合同金額來自中國政府采購網所公示的合同公告。具體操作步驟為，首先運用Python爬取2010—2022年該網站福建、浙江和江西三省各縣所有合同，然后通過環境保護、環境污染、能源消耗、可持續發展理念、綠色生產、綠色生活、綠色生態以及其他等八類關鍵詞（見表2，下頁）對合同公告文本進行解析和篩選，再經過人工核對，得到采購合同5988條，最后將各縣同一年份合同的金額加總求和后進行標準化得到該年政府采購總金額。土地出讓數據來源于中國土地市場網，各縣新注冊企業數來源于天眼查。

（二）模型設定

“生態銀行”試點縣多位于生態資源豐富的欠發達地區，為避免潛在的樣本自選擇問題造成的估計偏誤，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”假設樣本的基礎上，使用多期雙重差分模型識別“生態銀行”試點政策的凈效應。構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 分別表示個體（縣）和年份，Thei為被解釋變量，表示 i 縣第 χ_t 年的城鄉收入差距水平。 _DID 為核心解釋變量，用于衡量是否實施“生態銀行\"試點政策。 ，X_it 是一系列控制變量，控制變量的選取將在下文進行詳細說明。λ_t 和 μ_i 分別代表時間固定效應和個體固定效應， ε_it 為隨機誤差項。考慮到試點政策在縣級層面上執行，本文在縣級層面對標準誤進行聚類，以獲得更加穩健的無偏估計結果。 β₀ 為常數項 ?_：β1 為核心解釋變量的系數，表示政策對試點縣城鄉收入差距的具體影響程度。

（三）變量說明

1.被解釋變量

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

2.核心解釋變量

縣域是否實施“生態銀行\"試點政策是本文計量模型中的核心解釋變量 （DID） 。具體來說，DID=Treat×Post ，若該縣實施了“生態銀行”試點政策則 Treat=1 ，否則 Treat=0 ；若時間是在該縣實施政策之后則 Post=1 ，否則

3.控制變量

為盡可能避免遺漏變量對回歸結果造成的誤差，本文加入下列控制變量：（1）產業結構優化（Indus），產業結構優化可以驅動生產要素在產業之間、城鄉之間合理流動和優化配置，進而影響城鄉收入差距水平，本文用二、三產業增加值占GDP的比重進行衡量[28-29]；（2）地區金融發展水平（Finance），地區金融發展水平能夠影響市場主體投融資渠道、融資成本等，進而影響產業發展和居民收入，本文采用金融機構貸款余額與地區GDP的比值衡量[30]；（3）政府財政自給率（Selffinance），財政自給水平是政府財政獨立性和可持續性的體現，直接影響政府干預經濟發展能力，本文采用縣級政府公共財政收入與公共財政支出的比值衡量[31]；（4）人口集聚（Pdensity），人口集聚能夠產生規模經濟效應，有利于區域產業發展、技術創新和擴散、招商引資等，本文采用縣域人口總數與行政區域面積的比值衡量[32]；（5）居民儲蓄水平（Deposit），居民儲蓄對區域投資和居民消費均有影響，本文采用居民儲蓄存款余額的對數衡量居民儲蓄水平[33];（6）社會福利水平（Welfare），區域社會保障能力對城鄉人口流動、勞動力供給質量等均產生影響，本文采用社會福利收養性單位床位數的對數進行衡量[34]。

4.中介變量

根據前文理論分析，生態產品價值市場化實現通過促進市場主體創業、推動生態資源產業化和引致政府生態調節服務產品購買三個中介機制縮小城鄉收入差距。其中，縣域市場主體創業水平參考葉文平等[35]孫希芳和王晨晨[36的研究，采用縣域創業活躍度（Enterprise）表示，衡量標準為新創企業數與人口數量比值的對數。生態資源產業化水平 （ALGP） 選用該縣土地平均出讓價格增速進行衡量。土地是自然資源交易和利用的主要載體，土地出讓價格直接反映了該地區自然資源開發價值，價格增速較高意味著自然資源經歷著較快的產業化進程。政府生態調節服務產品購買（Contract）選取當地政府生態調節服務產品采購合同金額的對數進行衡量，即地方政府為履行生態環境領域公共服務職能，面向社會采購的生態保護修復和環境治理、環境基礎設施建設等服務項目合同金額。

（四）描述性統計

表3（下頁）報告了主要變量的描述性統計結果。2010—2022年福建、浙江、江西三省的各縣城鄉收入差距（Thei）用泰爾系數進行衡量，均值為0.074，標準差為0.039，變異系數為52.7% 。其中，泰爾系數均值低于0.1，說明三省總體城鄉收入差距水平較低；變異系數大于20% ，說明三省各縣間城鄉收入差距水平的波動較大。

三、實證結果與分析

（一）基準回歸結果分析

表4匯報了“生態銀行\"試點政策對城鄉收入差距水平影響的基準回歸結果，列（1）為采用全樣本多期DID模型的估計結果，列（2）為采用多期PSM-DID模型的估計結果，兩種模型估計下 _DID 的系數均在 1% 的水平上顯著為負，說明“生態銀行\"試點政策的實施顯著縮小了城鄉收入差距，假說1成立。PSM-DID模型能有效緩解處理組樣本選擇偏差問題，且擬合優度更好，因而本文基于PSM-DID模型進行估計結果解釋。由計量結果可知，在實施“生態銀行\"試點政策后，處理組用泰爾系數衡量的相對城鄉收入差距平均降低了0.019個單位，相對于標準差平均降低了 48.7% ，具有顯著的經濟學意義。其內在原因可能是，“生態銀行\"對分散化的自然資源進行收儲和整合，增加了農民的財產性收入；產業資本的引入和區域連片開發促進了生態產業發展，增加了農民的經營性收入和工資性收入。

本文進一步考察了“生態銀行\"試點政策對城鄉收入差距數量水平和速度的影響，其中，表4列（3）檢驗了試點政策對城鄉收入絕對差額L （Gap ）的影響，列（4）是對城鄉收入絕對差額增速 （Rate 的影響。由檢驗結果可知，核心解釋變量系數均顯著為負，說明“生態銀行\"試點政策不僅縮小了城鄉收入的絕對差距水平，還能加速這種收斂過程。其內在原因可能是，隨著試點政策的推進，更大規模、更多類型的自然資源通過“生態銀行\"實現向生態資產、生態資本的轉化，形成規模經濟效應，提高了資源市場價值，增加了農民財產性收入；同時，試點政策推動了鄉村產業結構升級，增加了當地農民的經營性收入和工資性收入。

（二）PSM-DID平衡性檢驗

表5（下頁）匯報了PSM-DID平衡性檢驗結果，在1：4近鄰匹配下共剔除932個觀測值，剩余觀測值1668個（171個處理組樣本與1497個控制組樣本）。傾向得分匹配法的有效性需依賴平衡性假設，即處理組和控制組樣本匹配后特征變量不存在顯著差異。檢驗結果顯示，匹配后對協變量t檢驗的p值均未通過 10% 的顯著性水平檢驗，處理組和控制組在協變量方面不存在顯著的系統性差異，保證了匹配質量。

（三）平行趨勢檢驗

平行趨勢假設是雙重差分法實施的基本前提，本文參考華岳和葉蕓[37的做法進行平行趨勢檢驗，并構建如下模型：

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

平行趨勢結果如圖1所示，橫坐標代表政策實施相對時間，縱坐標是回歸系數，用以表明政策沖擊效應，0代表政策實施當期。由檢驗結果可知，“生態銀行\"試點政策實施前，試點縣與非試點縣城鄉收入差距水平并不存在顯著差異，表明本文多期PSM-DID模型滿足平行趨勢假設。同時，試點政策實施當年及隨后年份的估計系數都顯著為負，表明試點政策縮小試點縣城鄉收人差距作用效果的時效性較強，且具有可持續性。

（四）穩健性檢驗

1.安慰劑檢驗

為避免“生態銀行\"試點政策對城鄉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]的做法進行安慰劑檢驗。首先，通過隨機構造實驗組，即隨機分配縣作為試點地區來進行個體安慰劑檢驗，圖2為進行500次蒙特卡洛模擬的安慰劑檢驗結果，圖中垂直虛線代表基準回歸中DID系數的估計結果。由圖2可知，安慰劑檢驗的估計系數概率密度基本呈現正態分布，估計結果主要集中在0附近，皆遠離基準回歸結果，且大多數p值大于基準回歸中多期DID估計系數的p值。然后，通過模擬政策時間進行時間安慰劑檢驗，本文假設政策實施時間提前一年、兩年、三年并分別進行回歸，回歸結果如表6（下頁）所示。 DID_-1 、DID_-2 和 DID_-3 分別表示政策實施時間提前一年、兩年、三年的政策虛擬變量。結果顯示，無論是否引人控制變量，政策虛擬變量回歸系數均不顯著。回歸結果表明，隨機構造實驗組和模擬政策時間的安慰劑檢驗均無法得到基準回歸估計結論，本文基準回歸結果具有較強的穩健性。

2.內生性分析

為避免模型中可能有遺漏變量或存在反向因果關系導致的內生性問題對研究結論造成干擾，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）評估“生態銀行\"試點政策對城鄉收入差距的影響。具體而言，選取各縣當年的降水量（Rain）作為工具變量進行回歸。《國家發展改革委關于印發首批國家生態產品價值實現機制試點名單的通知》中確定的12個試點市（區）生態資源都較為豐富，森林覆蓋率都在 60% 以上。同時，該通知要求各省（區、市）發展改革委選擇“優質生態產品供給能力強”的地區開展生態產品價值實現路徑探索。降水量是決定區域生態產品供給能力的基礎自然變量，降水量豐富的地區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，因而具有更強的生態產品供給能力。降水量主要取決于地理區位和氣候特征，既與“生態銀行\"試點的選擇具有顯著相關性，又明顯外生于經濟活動，符合工具變量選取原則。估計結果如表7所示，由第一階段回歸結果可知，工具變量（Rain）系數在 1% 的水平上顯著為正，表明其滿足相關性條件。此外，第一階段Cragg-donaldWaldF統計量為530.449，遠大于10% 顯著性水平下的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示DID的估計系數顯著為負，與基準回歸方向一致，表明消除內生性后，“生態銀行\"試點政策對縮小城鄉收入差距仍有顯著影響。

3.異質性處理效應分析

一是采用Bacon分解分析。對于多期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”），因為相較于較晚接受處理組或從未接受處理組（也稱作“好的控制組”），它們的事前趨勢已經發生變化。而正是由于這種“壞的控制組\"的存在，才導致傳統雙向固定效應模型在進行多期DID估計時，會產生潛在偏誤。因此，本文采用Bacon分解將估計量分解為各部分的加權值來檢驗該問題。

由表8可知，“壞的控制組\"占比僅為 0.4% 比重極小，對本文估計結果的影響十分有限。基準回歸結果絕大部分都是以從未受到處理的組作為控制組來進行反事實檢驗得到的，保證了平均處理效應的穩健性。

二是采用CSDID模型分析。多期DID模型估計結果本質上是各群組在每個時期處理效果的加權平均，該計量模型隱含著同質性處理效應假定，但實際上處理效應往往存在著時間和組別上的不一致[42]。就“生態銀行\"試點政策而言，不同試點縣的分時點實施，可能會導致處理組樣本存在個體異質性和時間異質性。因此，借鑒Callaway和 Sant'Anna^[43] 的做法，采用CSDID模型重新對基準回歸模型進行估計，估計結果顯示組別一時期平均處理效應估計量為-0.007，并在1% 的水平上顯著。進一步地，通過基于IPW（逆概率加權法）的雙重穩健估計量識別每一時期的平均處理效應，以實現對異質性處理效應的檢驗。

表9顯示，在“生態銀行\"試點政策實施之前，政策效應并不顯著，在“生態銀行\"試點政策推行后，政策效果逐漸顯現（表中“Tm”表示政策實施前，\"Tp”為政策實施后，“TpO\"表示政策實施當期）。上述結果與基準回歸中處理效應的符號、大小和趨勢基本一致，表明基準回歸通過異質性處理效應檢驗，主要結論保持不變。

4.廣義合成控制分析

評估政策效應通常情況下采用雙重差分法對所選取的面板數據進行因果推斷分析，該方法的優點是能夠緩解內生性問題，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行最優匹配，回歸結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政策評估方法的局限，Abadie和Gardeazabal44提出了基于“反事實估計框架”的合成控制法。合成控制法每次只能處理一個政策實施對象，不適用于研究多個試點縣在多個政策發生時期的綜合政策效應。因此，借鑒 Xu^[45] 的研究，將交互效應模型和合成控制法相結合，使用廣義合成控制法（GSCM評估“生態銀行”試點政策效果，作為基準回歸的穩健性檢驗。理論上，GSCM相較于傳統雙重差分法放寬了平行趨勢假定，比合成控制法估計結果更加高效，具有明顯優勢，本文運用RStudio的gsynth包實現以上分析過程。

“生態銀行\"試點政策對城鄉收入差距的平均處理效應如圖3所示，其中橫軸代表政策實施相對時間，縱軸為“生態銀行”試點政策實施縣與反事實構造縣的城鄉收入水平差異，用以表示平均政策效應，陰影區域代表 95% 的置信區間。從圖中可以看出，在“生態銀行\"試點政策實施之前，試點縣城鄉收人差距水平與構造的反事實縣并不存在明顯差異；在試點政策實施后，二者之間的差異持續為負，且有逐漸擴大趨勢。在系數上，“生態銀行\"試點政策對城鄉收入差距的平均處理效應為-0.013，且在 5% 的水平上顯著，這表明“生態銀行\"試點政策的實施能夠有效縮小試點縣城鄉收入差距，本文的基準結論經廣義合成控制檢驗后仍然穩健。

5.其他穩健性檢驗

第一，更換匹配方法。為進一步檢驗基準模型回歸結果的穩健性，本文分別采用卡尺匹配、卡尺范圍內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“生態銀行\"試點政策對試點縣城鄉收人差距水平的影響。表10報告了更換匹配方法后的 DID 估計結果，結果顯示，通過更換方法重新確認樣本后，核心解釋變量 DID 的系數仍在 1% 的水平上顯著為負。該結論與上文基準回歸結果一致，這表明本文研究結果不受匹配方式的干擾，從而驗證了基準回歸結果的穩健性。

第二，控制競爭性政策干擾。在樣本選擇期內如果實施其他相關政策，可能導致核心解釋變量DID的系數偏誤。“綠水青山就是金山銀山\"實踐創新基地政策與“生態銀行\"試點政策不僅在實施時間上具有重合性，而且在內容上具有相關性，因而將其政策變量納人模型，控制該政策對估計結果可能產生的干擾。回歸結果如表11（下頁）列（1）所示，其中DID2為是否實施“綠水青山就是金山銀山\"實踐創新基地政策的虛擬變量。由回歸結果可知，控制競爭性政策并未改變核心解釋變量DID系數的顯著性和正負號，其絕對值大小也與基準回歸結果相差不大，進一步驗證了基準回歸的實證結果在排除相關政策干擾后依然成立。

第三，縮尾處理和更換變量衡量方式。為消除離群值對回歸結果的影響，對被解釋變量城鄉收入差距水平（Thei）進行 1% 的縮尾處理后再進行基準回歸，結果見表11列（2）。作為被解釋變量的衡量指標，泰爾系數是衡量經濟不平等程度的相對指標，為確保基準回歸結果的穩健性，本文采用城鄉居民可支配收人比值（Ratio）再次進行回歸，結果見表11列（3）。由回歸結果可知，在被解釋變量縮尾和更換衡量方式后，核心解釋變量DID的系數仍顯著為負，進一步證實了基準回歸的結論可靠性。

第四，控制非平行趨勢。由于各縣可能受到隨時間變化的相關因素影響，本文參考Liu等[46的研究，即在基準模型的基礎上加入時間趨勢多次項（包括一次項、二次項和三次項）進一步緩解可能存在的內生性問題，回歸結果見表11列（4）。由回歸結果可知，在進一步控制非平行趨勢后，核心解釋變量 DID 的系數值仍顯著為負。因此，可以認為本文基準回歸結果是穩健的。

（五）中介效應檢驗

根據前文分析，生態產品價值市場化實現可能通過促進縣域市場主體創業、生態資源產業化、政府生態調節服務產品購買三個中介機制對城鄉收人差距產生影響。在進行機制檢驗時，本文借鑒DiGiuli和Laux[47]、馬慧[48]的兩階段檢驗法執行機制檢驗。其基本思路是：在第一階段，估計生態銀行試點政策對中介變量的影響；在第二階段，使用第一階段得到的預測中介變量估計其對城鄉收人差距的影響。檢驗結果如表12（下頁）所示。

一是縣域市場主體創業的中介效應檢驗。第一階段回歸結果如表12列（1）所示，當以縣域創業活躍度（Enterprise）為被解釋變量時，DID的估計系數在 1% 的水平上顯著為正，表明“生態銀行\"試點政策顯著促進了縣域市場主體創業。第二階段回歸結果如列（2）所示，當以城鄉收入差距水平（Thei）為被解釋變量時，Enter-prise的估計系數在 5% 的水平上顯著為負，表明市場主體創業能夠顯著縮小縣域城鄉收入差距水平。試點政策可以促進自然資源產權制度改革，增強市場主體創業積極性；可以規范市場交易行為，降低市場風險和交易成本，進而降低創業成本；可以通過金融市場創新緩解創業融資約束。因此，“生態銀行\"試點政策通過推動縣域市場主體創業，帶動農民增收，顯著縮小了城鄉收入差距，假說2得證。

二是生態資源產業化的中介效應檢驗。第一階段回歸結果如列（3）所示，當以生態資源產業化 （ALGP） 為被解釋變量時，核心解釋變量DID的估計系數在 5% 的水平上顯著為正，表明“生態銀行”試點政策能夠顯著促進生態資源產業化。第二階段回歸結果如列（4）所示，ALGP的估計系數在 5% 的水平上顯著為負，說明生態資源產業化能夠顯著縮小縣域城鄉收人差距水平。試點政策實施促進了生態產業規模化經營和鏈條化發展，推動了農村業態創新，提升了農村自然資源和勞動力市場價值，也增加了農民就業創業機會。因此，“生態銀行\"試點政策通過促進生態資源產業化，進一步拓展了農民的增收途徑，增強了農民的致富能力，假說3得證。

三是政府生態調節服務產品購買的中介效應檢驗。第一階段回歸結果如列（5）所示，當以政府生態調節服務產品購買（Contract）為被解釋變量時，核心解釋變量 D/D 的估計系數在 1% 的水平上顯著為正，表明“生態銀行\"試點政策顯著促進了政府對生態調節服務產品的購買。第二階段回歸結果如列（6所示，Contract的估計系數在 1% 的水平上顯著為負，表明政府生態調節服務產品購買能夠顯著縮小縣域城鄉收入差距水平。試點政策引致政府對環境治理、生態保護和修復、綠色基礎設施等項目的采購，改善了區域生態環境，提升了自然資源價值，增加了農民收入；同時，鄉村生態環境改善，促進了當地生態產業發展，新增了就業機會。因此，“生態銀行”試點政策通過促進政府對生態調節服務產品的購買，有效縮小了城鄉收入差距水平，假說4得證。

四、異質性分析

（一）融資模式異質性

金融市場創新是生態產品價值市場化實現機制創新的重要內容，在“生態銀行\"試點背景下，市場融資主要分為政府產業基金模式和綠色信貸模式[5]。在政府產業基金模式中，政府主導設立支持“生態銀行\"試點的產業發展基金，聚焦生態產業發展、創新創業等領域，采用股權投資等市場化方式，引導、支持社會資本參與“生態銀行\"收儲資源的產業化開發[49]。例如，浙江省衢州市常山縣發布《常山縣“兩山銀行\"投資引導基金管理辦法（試行）》，成立“兩山基金”，按照市場化方式運作，鼓勵和引導社會資本、金融資本投向“兩山\"金融相關項目。綠色信貸模式則指市場主體通過貸款融資方式解決資金約束，具體包括“兩山貸\"“生態貸\"等綠色金融產品[22.50]。在政府產業基金模式下，也會有貸款、債券等多種投融資方式參與，兩種融資模式的核心區別在于是否有政府產業基金發揮投資引導作用。

為研究不同融資模式下“生態銀行\"試點政策對城鄉收人差距的影響，具體操作如下：首先解析各試點縣“生態銀行\"實施方案中關于融資模式的具體內容，再結合各試點縣融資具體實踐，將處理組分為綠色信貸模式和政府產業基金模式兩類①。在此基礎上，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行多期DID分析。

由表13回歸結果可知，政府產業基金模式下的核心解釋變量DID的系數在 1% 的水平上顯著為負，說明政府產業基金模式是試點政策縮小城鄉收入差距的有效融資方式。而綠色信貸模式下DID的系數并不顯著，且系數絕對值明顯小于政府產業基金模式下的系數絕對值。其原因可能是，生態銀行將分散化的自然資源整合成資源包，提高生態信貸能力，但部分自然資源資產尚未得到金融機構認可，制約了自然資源的抵押貸款能力。相較之下，政府產業基金模式由政府主導，具有較強的政策性金融屬性，能有效促進生態產業發展[5]、提高農村居民收入。

（二）財力水平異質性

政府資金投人會對生態產品價值實現效果產生重要影響。在“生態銀行\"試點政策背景下，作為自然資源資產收儲、整合主體的生態銀行運營公司，通常由地方政府獨資或與國有企業、金融機構等合資成立[5.14]，地方政府的出資規模直接決定著自然資源的收儲質量、種類和規模。收儲后的資源包改造提升、周邊區域的生態環境治理、基礎設施建設等活動都需要大量的政府資金投人。政府產業基金投資、財政補貼、貸款貼息等都需要政府資金參與。通過對縣級政府財政能力的異質性分析，揭示不同財力水平地區“生態銀行\"試點政策在縮小城鄉收入差距方面的具體效應。本文使用2017年三省各縣級政府財政收入水平作為地區財政能力的衡量指標，并根據中位數將縣劃分為高財力縣和低財力縣兩組，使用多期PSM-DID模型進行分組回歸，回歸結果見表13。

由表13可知，核心解釋變量DID的系數在兩組樣本中的回歸系數均為負，但在高財力水平的試點縣樣本中，DID系數的絕對值更大，且顯著度更高。這表明，在不同財力水平下，生態銀行試點政策效果具有異質性，在高財力水平的試點縣，試點政策縮小城鄉收入差距的效果更好。在推動“生態銀行\"試點建設過程中，要充分發揮地方政府對經濟的調控職能，加大財政資金在生態資源開發、基礎設施建設、環境綜合整治等領域的投人，為生態產品價值市場化實現創造良好條件。

五、研究結論與政策啟示

本文分析了生態產品價值市場化實現影響城鄉收入差距的理論機制，并利用“生態銀行\"試點這一準自然實驗和2010—2022年福建、浙江和江西三省200個縣的樣本進行了實證檢驗，得到如下結論：第一，生態產品價值市場化實現能夠顯著縮小城鄉收入差距，該結論得到“生態銀行\"試點這一準自然實驗驗證，并在一系列穩健性檢驗下仍然成立。第二，生態產品價值市場化實現通過促進市場主體創業、推動生態資源產業化、引致政府生態調節服務產品購買三個途徑縮小了城鄉收入差距，該結論經過中介效應模型檢驗后依然成立。第三，在“生態銀行\"試點政策背景下，市場主體融資模式和地方財力水平對政策效果產生異質性影響。基于以上結論，就建立和完善生態產品價值市場化實現機制提出如下政策建議：

第一，進一步深化改革，為生態產品價值市場化實現提供有利的制度條件。地方政府應進一步完善自然資源產權制度體系，深化土地所有權、承包權、經營權分置改革，完善承包地經營權流轉價格形成機制，厘清依附于土地的各類自然資源的產權邊界和所有權主體，打破自然資源市場化流轉的制度性壁壘。積極培育新型農業經營主體，鼓勵就近就地創業。發展新型農村集體經濟，進一步落實自然資源集體所有權制度，構建產權清晰、分配合理的運行機制，促進農民財產性收入增加。

第二，堅持在政府引導下更好發揮市場機制的作用。堅持政府在推進生態產品價值實現中的主導地位，充分發揮財政政策、產業政策和公共服務政策等的效應，加強生態產品價值市場化實現的市場制度建設，解決生態產品價值實現中面臨的市場失靈問題。支持地方政府通過完善自然資源產權制度、加大生態調節服務產品購買、優化營商環境、成立政府產業基金等方式，促進自然資源的市場化和產業化。發揮市場在資源配置中的決定性作用，優化資源利用方式，鼓勵市場主體參與生態項目開發，提升金融服務農村能力，并最終促進農村經濟發展和農民增收。

第三，優化生態銀行運作模式，提高平臺公司全流程服務能力。生態銀行運營公司作為全流程的資源資產開發利用平臺，應在前端注重豐富資源收儲類型和手段，在中端發揮平臺整合自然資源并提升生態環境質量的功能，在后端優化招商引資、融資擔保、項目開發等功能，加強生態銀行各環節密切協作，推動生態產業發展，形成政府、企業、村集體和農民共贏局面。同時，“生態銀行”試點政策已在更大范圍內開展試點工作，在借鑒前期經驗基礎上，新開展的“生態銀行\"試點應突出交易平臺和開發服務功能，更多引導社會資本參與生態項自運營和開發，提高自然資源價值轉化效率，形成農民增收的持久能力。

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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

（責任編輯：胡江峰）