生态保护与经济高质量发展

覃琼霞 常润星 江涛

[摘要]文章分析了生态保护促进经济高质量发展的内在机理，并利用2004年—2017年黄河流域35个主要城市的面板数据，从水土保护和水质治理的双重视角考察了黄河流域生态保护对经济高质量发展的促进效应。结果显示，水土保护和水质治理均显著促进了黄河流域经济高质量发展，且在考虑了潛在的内生性问题并经过一系列稳健性检验后依然成立。异质性检验表明，生态保护对流域下游地区、人均GDP较低地区、第二产业占比较高地区以及政府财政支出较低地区的经济高质量发展影响较小。研究还发现，随着经济发展水平的提高，生态保护效应逐渐减弱。因此，生态保护的分类施策与动态优化是持续推进黄河流域经济高质量发展的关键所在。

[关键词]生态保护；经济高质量发展；异质性；水土保护；水质治理

[中图分类号]F062.2[文献标识码]A[文章编号]1008—0694（2023）02—0009—15

[作者]覃琼霞教授浙江理工大学经济管理学院杭州 310018

常润星硕士研究生浙江理工大学经济管理学院杭州 310018

江涛教授中国计量大学经济与管理学院杭州 310018

一、引言

改革开放40多年来，我国在取得巨大经济发展成就的同时也产生了较为严重的生态环境问题。以黄河流域为代表的北方地区所遭遇的生态环境问题突出表现在水土流失和水污染两个方面。水土流失伴随着土地退化、河床淤积、下游地区河道抬高与断流等问题，进一步增加了水源性缺水程度；而水污染使水源性缺水叠加了水质性缺水，加剧了北方地区特别是黄河流域的水资源短缺问题。针对黄河流域的生态环境治理问题，事实上在新中国成立前夕的冀鲁豫解放区就成立了专门的黄河水利委员会。2012年，党的十八大确立了生态文明建设的国家战略，黄河流域的生态治理与生态保护工作也随之进入了新的发展阶段。2019年，习近平总书记进一步提出，将黄河流域生态保护和高质量发展上升为重大国家战略。

有关生态保护与经济发展之间的关系一直是学术界关注的焦点之一。新古典经济学认为生态保护会抑制经济发展，但部分学者如Porter则认为生态治理与生态保护可以促进经济发展（2—3），这就是生态保护的“成本论”和“创新论”之争“。事实上，黄河流域也面临着生态保护和经济发展的双重问题，如何将“绿水青山”和“金山银山”之间的替代关系转化为互补关系、甚至互为促进，是黄河流域推进生态保护实现经济高质量发展的重要命题。近年来，致力于实现黄河流域的生态治理和生态保护，能否带来黄河流域的经济高质量发展，是持续推进黄河流域生态文明建设的重要前提。实现生态保护与经济高质量发展的黄河流域治理模式，也将是我国实现经济转型升级的典型样板，极具理论价值和实践意义。据此，本文基于2004年—2017年黄河流域35个城市生态保护实践数据，从水土保护和水质治理的双重视角系统考察黄河流域生态保护实践对经济高质量发展的影响，揭示生态保护机制构成及影响因素，检验生态保护与经济高质量发展之间的内在关系。

二、文献回顾

生态保护与经济增长的关系一直是环境经济学研究的核心命题。新古典经济学认为，环境保护政策会提高企业生产成本，降低企业竞争力，进而抵消环境保护给社会带来的积极效应，对经济增长产生负面效果（5）。但Porter等（1995）认为，适当的环境规制可以激励企业创新（6），提高企业生产率，从而抵消由环境保护带来的成本并且提升企业在市场上的盈利能力。也有学者批评Porter假说，认为这是对新古典理论的挑战—9，他们反问，为什么厂商自己不能够看到这一盈利机会呢？

故此，在生态保护与经济发展的主题上，现有文献主要关注生态保护机制的选择以及生态保护对经济发展的影响两个关键问题。在生态保护机制选择的研究上，最早的文献源自庇古税和科斯市场机制。Fullerton（2001）进一步将生态保护机制细分为庇古法、许可证、命令与控制、科斯法等四大类0。Shapiro等（2018）认为，价格机制比数量机制在提升社会福利方面更有效1。Shapiro（2021）对美国半个世纪以来的环境治理效果进行了评价（2，认为环境治理政策是过去半个世纪以来水污染下降的主要原因，而命令与控制规制的效果要明显好于其他基于市场机制的规制措施。Danae等（2020）认为，市场化政策可以实现污染的有效配置但无法实现公正性配置3]。David等（2021）认为，非中心化的水污染治理政策是重要的，但远未解决污染问题，反而还会导致跨界水污染。由此，生态保护机制的选择还衍生出了所谓的集权机制和分权机制。

生态保护对经济发展的影响分析方面，遵循成本论的学者认为，环境保护会抑制企业创新和盈利能力，进而对经济发展产生不利影响15]。陈诗一（2010）发现以节能减排为主体的环境保护对经济增长产生先抑后扬的效果16]。斯丽娟等（2021）发现排污权交易可以实现总量减排和工业发展，基本符合“强波特假说”，环境一工业系统间存在着较为明显的依赖关系。罗知等（2021）基于长江流域水污染数据分析了绿水青山与金融发展之间的双赢问题8]，证实了环境规制能显著促进地区银行业的协同发展。范庆泉等（2018）认为，环境税和减排补贴的政策组合可以实现福利最大化目标，而单一政策会产生生产要素配置和福利水平的扭曲。李青原等（2020）认为，异质性的环境规制工具对企业绿色竞争力会产生异质性影响（20]。张成等（2011）的实证研究显示环境规制和生产技术进步之间可能呈现“U”型关系（2D。金刚等（2018）认为，非对称性环境规制会产生以邻为壑的生产率增长模式（22），削弱了波特效应，进而不利于中国经济的长期增长。杨恺钧等（2021）认为，环境规制对长江经济带的产业结构转型升级具有显著的促进作用23），但是环境规制对产业结构升级存在空间异质性。余泳泽等（2020）认为，地方政府环境目标约束有利于推进地方产业结构升级2]。

在黄河流域生态保护与经济发展的研究领域，徐勇等（2020）从“基层—生态优先、承载—发展约束、驱动—内外关联”的逻辑阐述了黄河流域生态保护和高质量发展的基本框架、路径与对策（25]。另有部分文献从环境规制影响高质量发展的视角展开分析。杜本峰等（2021）从生态健康和健康生态的角度分析黄河流域高质量发展问题（26）。汪晓文等（2021）采用人均GDP作为经济增长变量来检验环境规制对黄河流域经济增长的影响。周清香等（2020）运用一个由工业废水排放量、工业固体排放量和工业SO2指标构建的综合指数分析了环境规制对黄河流域高质量发展的影响[28]。还有部分文献从环境保护和经济增长的耦合关系视角展开分析。刘琳轲等（2021）和孙继琼（2021）分析了黄河流域生态保护与高质量发展之间的耦合关系（20—30]。任保平等（2021）进一步研究了黄河流域经济增长、产业发展和生态环境三者之间的耦合关系31。

综上，有关生态保护问题的研究成果比较丰富，尤其是对生态保护的生产率效应研究颇多。尽管如此，这一领域的研究在以下方面仍有待扩展：首先，生态保护的经济促进效应研究在既有文献中虽已得到印证，但是关于生态保护对于黄河流域经济高质量发展的研究仍显不足。考虑到黄河流域在中国经济社会发展中的重要地位，有关黄河流域生态保护与流域经济高质量发展的研究具有重要的现实意义。其次，现有文献对于生态保护与黄河流域经济高质量发展之间的内在机理、生态保护的异质性效应与边际效应等问题尚未开展系统研究，而这正是黄河流域生态保护与经济高质量发展关系的核心内容。

鉴于此，本文尝试在现有文献基础上，做出如下几个方面的边际贡献：一是聚焦于黄河流域生态保护与经济高质量发展主题，揭示生态保护与经济高质量发展之间的内在机理；二是有别于现有生态保护与经济效应相对单一化的研究模式，本文重点检验了黄河流域生态保护对经济高质量发展的多重效应与变化趋势。

三、理论分析与研究假说

借鉴Acemoglu（2002）的建模思想（32），构建一个生态保护与经济高质量发展的基本分析框架，以考察生态保护对经济高质量发展的影响。假定高质量增长下的收入水平由如下CES生产函数构成：

其中，Y表示高质量产出变量，E表示生态保护变量，Y表示传统增长路径上的产出水平变量。AE为生态保护效率参数，AG为一般产出效率参数，Y为高质量产出构成参数，σE（0，0o）为产出构成要素替代弹性。计算相对边际产出比为：

设为经济高质量发展指数。随着生态保护程度的持续推进，dz＞0。“维护黄河健康生命，促进流域人水和谐”是黄河流域生态保护的核心理念。结合黄河流域生态保护实践，有别于周清香等（2020）运用一个由工业废水排放量、工业固体排放量和工业SO2三个指标构建环境规制指数的方法（33），本文采用水土保护和水质治理两类环境保护手段作为黄河流域生态保护的代理变量。假设生态保护E由水土保护E1和水质治理E2两类机制构成，水土保护又可以进一步细分为水流量治理、水存量治理和输沙量治理三部分，即，El，j＝1，2，3。结合黄河流域生态保护实践，不妨设，

其中，α，i＝1，2，3，4为各个治理变量的贡献系数。由此得到，

由式（4）可以得到，

式（5）表示水土保护各变量对经济高质量发展的边际效应。

式（6）表示水质治理对经济高质量发展的边际效应。而传统增长路径上的产出水平对经济高质量发展的影响如式（7）所示：

由式（7）可知，传统增长路径上的产出水平对经济高质量发展的影响是负面的。由此，本文提出假说1：

假说1：生态保护有助于推进黄河流域经济高质量发展。

由式（4）也可以进一步看出，传统模式下的经济增长对经济高质量发展的作用系数为负。为此，本文提出假说2：

假说2：传统的经济增长模式并不利于黄河流域经济高质量发展。

另外，考虑到水土保护中的三类治理机制的差异性以及流域各地区之间存在的个体异质性，生态保护促进黄河流域经济高质量发展过程中可能会出現多重异质性效应，具体表现在参数a；的异质性上。据此，本文提出假说3：

假说3：生态保护对黄河流域经济高质量发展的影响存在显著的多重异质性效应。

四、实证设计

1.样本选择与数据来源

本文选取2004年—2017年黄河流域35个主要城市的生态保护和经济发展年度数据为研究样本。在数据来源方面，水资源数据来自历年的《黄河水资源公报》，部分缺失数据，使用平均差值法进行补充；经济发展数据来源于《中国城市统计年鉴》和各省（区、市）统计年鉴。

2.计量模型设定

为检验黄河流域生态保护对沿线地区经济高质量发展的影响，本文构建如下静态面板数据计量模型：

其中，i和t分别表示城市和年份，被解释变量为高质量发展指数，主要解释变量有水土保护变量和水质治理变量两大类。前者包括了与水土治理紧密相关的水流量治理指标Lflow、水存量治理指标Lstorage和输沙量治理指标Sediment；后者包括与水质治理紧密相关的水质指标Quality。另外，控制变量包括了城市人均道路面积、生活垃圾处理率、工业废水排放量、城市人均GDP、降雨量和第二产业占比，λ为时间效应，u为个体效应，ε为误差项。

本文主要关注水土保护与水质治理两大类生态保护措施的上述四个代理变量估计系数β。进一步地，考虑到水流量是黄河水环境治理的重要标志，式（8）中的系数β1预期符号显著为正。另外，鉴于黄河流域水源性缺水的客观现实，水存量的单方面增加会加剧下游水源性缺水程度，进而抑制下游的经济高质量发展，因此，预期系数β2的符号显著为负。本文中的输沙量采用的是泥沙沉积量指标，因此，系数β3的预期符号显著为负。水质治理的系数β1的预期符号显著为正。

3.变量说明

（1）被解释变量。经济高质量发展（HQED）。HQED表示i市第t年的高质量发展指数。本文借鉴魏敏等（2018）的方法构建了经济高质量发展综合评价体系（34），并用熵权法计算出2004年—2017年各城市的年度HQED值，取值介于0—1之间。

（2）核心解释变量。根据黄河流域存在的典型生态问题和生态保护的重点内容，本文选择了水流量、水存量、年输沙量和水质状况来表示黄河流域的生态保护程度。

水流量（Lflow）：用黄河水资源总量来表示水流量。所用水资源总量为黄河花园口站以上水资源总量，统计范围包括河川天然径流量以及地下水资源量，用该指标可以反映黄河流域一年中的水资源流量状况。水流量作为水土治理因素的重要代理变量，其对经济高质量发展的预期影响为正。

水存量（Lstorage）：用《黄河水资源公报》中的大中型水库年末蓄水总量来表示。

年输沙量（Sediment）：年输沙量为一年内通过河道断面的输沙总量，同时也是风沙活动强度的直接表征。径流量、气候、降雨量、地貌、植被、人类活动等均可能对其造成重要影响。本文用黄河流域七个重要的水文站，包括黄河龙门站、渭河华县站、汾河河津站、北洛河状头站、黄河小浪底站、伊洛河黑石关站以及沁河武陵站年末实测输沙量之和来表示。一般而言，年输沙量指标对经济高质量发展的预期影响为负。

水质状况（Quality）：黄河水利委员会每年会采用按河长、省界断面和地表水功能区等方法评价水质达标情况。评价项目包括pH、溶解氧、化学需氧量等21项。本文选用黄河流域省界断面水质评价结果在III类及以上水质标准的断面占比表示水质状况。因此，水质状况对经济高质量发展的预期影响为正。

（3）控制变量。城市人均道路面积（Road）：以各城市年末拥有道路长度与地区常住人口数的比值进行计算得到。该指标体现了城市的基础建设规模，一般来说具有更高基础建设规模的城市会有更好的经济水平。

生活垃圾处理率（Gdr）：用各城市当年生活垃圾处理量占生活垃圾产生量的比率来表示。通常情况下更高的垃圾处理率可以促进生态环境健康发展，促进经济高质量发展。但也有可能由于在环保方面投入过多挤占了在产业升级和创新等方面的资金投入，导致经济发展质量下降。

工业废水排放量对数（Liwd）：该指标为各城市当年排放的工业废水总量，可以反映出一个城市的工业发展水平以及其对环境产生的负面影响。它对经济高质量发展的作用可能是两方面的：一是更高的工业废水排放量代表更高的工业化水平，进而促进了经济高质量发展；二是过多的工业废污水排放给社会带来外部负效应，抑制经济高质量发展。

人均GDP对数（Lnpgdp）：采用黄河流域35个城市2004年—2017年14年间的人均GDP对数。考虑到可能存在的双向因果关系带来的内生性问题，本文选择人均GDP 对数滞后一期作为控制变量，同时反映传统经济增长模式对经济高质量发展可能存在的负面影响。

降雨量（Rain）：该数据来自地级市年度降雨量数据。本文采用黄河流域35个城市的2004年—2017年度降雨量的滞后一期作为控制变量。

第二产业比重（Second）：第二产业是环境污染的重要来源，本文选用黄河流域35个城市2004年—2017年度第二产业占比变量来控制传统产业结构变化对黄河流域经济高质量发展的影响。

五、实证结果与分析

1.基准回归结果

考虑到组内自相关、组间异方差和同期相关等问题，本文首先运用全面FGLS方法对基准模型进行回归分析。表1报告了生态保护对黄河流域经济高质量发展影响的基准回归结果。其中，第（1）列为仅含水土保护因素变量的回归结果，可以发现，仅有Lstorage的回归系数在1％的水平上显著为负。第（2）列添加了水质状况变量Quality，结果显示，Lstorage和Sediment的回归系数均在1％水平上显著为负，而Lflow和Quality的回归系数均在1％水平上显著为正。第（3）列进一步加入了经济和环境层面的控制变量，回归结果显示四个核心变量的系数与第（2）列結果相似。这意味着生态保护对黄河流域经济高质量发展具有显著的促进效应。表1的分析结果验证了理论假说1。

另外，表1的回归结果还表明，滞后一期人均GDP（L.Lnpgdp）的系数估计值显著为负。这说明传统意义上所追求的经济增长对黄河流域经济高质量发展会产生负面影响。这一结果与理论分析中的式（7）相一致，进而验证了理论假说2。

2.关于内生性问题的处理

（1）基于动态面板数据模型的检验。鉴于流域发展具有高度自相关性，即当期流域高质量发展可能受到前期值的影响而表现出惯性特征，且流域高质量发展与地区个体特征变量也可能存在互为因果的内生关系。为此，本部分在基准模型中引入被解释变量的一阶滞后项，建立动态面板数据计量模型进行检验。具体如下：

其中，HQEDn—1表示黄河流域高质量发展的一阶滞后项；Y为滞后项的估计系数。动态面板数据模型主要有差分GMM和系统GMM两种估计方法，为确保研究结论的可靠性，本文同时采用上述两种方法进行回归。

表2中的第（1）—（4）列为动态面板数据模型的回归结果，其中，第（1）列和第（2）列为差分GMM方法的回归结果，第（3）列和第（4）列为系统GMM方法的回归结果。数值显示，AR（1）检验的P值均小于0.1，拒绝原假设，说明残差项存在一阶自相关；AR（2）检验P值均大于0.1，接受原假设，说明残差项不存在二阶自相关。Hansen检验的P值均大于0.1，无法拒绝工具变量有效的原假设，表明工具变量选取是合理的，以上检验结果验证了模型设定的合理性。从变量回归系数来看，高质量发展一阶滞后项的回归系数显著为正，表明高质量发展具有明显的惯性特征。生态保护各变量的回归系数符号与基准模型一致，意味着基准回归结果不依赖于特定计量模型方法。

（2）采用工具变量方法处理内生性问题。为进一步减少内生性问题对研究结论的干扰，本文借助外部工具变量处理内生性问题。考虑到生态保护和经济高质量发展之间可能存在的联动关系，因此本文选取四个生态保护变量的滞后项作为工具变量，并采用面板工具变量2SLS方法进行内生性检验。表2中的第（5）—（6）列为工具变量2SLS方法的回归结果。可以看出，在工具变量的相关性检验中，Andersoncanon.corr.LM统计量的P值均小于0.1，拒绝工具变量识别不足的原假设，说明工具变量的选取是适宜的。四类生态保护变量回归系数与基准回归结果一致，这进一步说明本文研究结论是可靠的。

3.稳健性和异质性分析

（1）稳健性分析。更换核心解释变量。基准模型中的Quality变量选用省界断面水质评价结果中达到皿类及以上水质标准的断面占比来表示，是一个正向指标，其占比越大说明水质越好。为了证明基准模型结论的可靠性，此处选择一个代表水质的逆向指标，用水质评价中属于劣V类水质的河长占比来表示水质状况，该变量数值越高，表示水质越差。表3的第（1）列显示相应的回归结果。结果显示研究结论依然成立。

采用OLS＋面板校正标准误差法。有别于基准模型中的全面FGLS法，针对可能存在的异方差、截面数据相关性和自回归等问题，本部分进一步采用OLS加上面板校正标准误差方法进行稳健性检验。表3的第（2）列展示了相应的检验结果。结果显示研究结论依然成立。

剔除人均GDP低于3万元的地区。为确保样本选取具有随机性和代表性，本部分进一步剔除了黄河流域人均GDP低于3万元的地区样本进行稳健性检验。回归结果如表3第（3）列所示，核心解释变量的回归系数依然显著，说明了研究结论的稳健性。

Bootstrap方法。为进一步检验基准模型回归结果的稳健性，本部分采用Boot—strap 方法重复抽样1000次进行稳健性检验。回归结果如表3第（4）列所示，核心解释变量的回归系数依然显著，再次说明了研究结论的稳健性。

（2）异质性分析。分地区异质性。为考察黄河流域上下游地区生态保护对经济高质量发展的异质性影响，本部分根据地理位置上的分界点—内蒙古河口和郑州桃花峪，将黄河流域沿岸城市划分到上游、中游、下游三个子样分别回归。表4的回归结果可以看出，上游和中游地区的各类生态保护效应均显著，而下游地区仅水存量的系数在10％的水平上显著为负。这意味着生态保护对黄河流域经济高质量发展的影响在上下游之间存在显著的异质性。以上结果验证了理论假说3。

人均GDP异质性。为分析不同人均GDP水平下生态保护对黄河流域经济高质量发展的异质性影响，本文以黄河沿线35个城市人均GDP达到3万元为界值将样本分为高收入地区和低收入地区进行回归分析，表5第（1）列和第（2）列显示了相应的回归结果。从结果可以看出，人均收入水平异质性并没有影响生态保护变量系数估计的显著性，但是在估计系数大小上，高收入地区的系数绝对值要大于低收入地区。这意味着生态保护对黄河流域高收入地区高质量发展的促进效应要大于低收入地区。以上结果也支持理论假说3。

第二产业比重异质性。传统意义上，工业部门作为推动经济增长的主要动力，同时也是环境污染的主要来源（35）。为揭示第二产业比重异质性条件下生态保护对黄河流域经济高质量发展的影响，本文将黄河流域35個城市以第二产业50％占比为临界值将其样本分为高占比组和低占比组分别进行回归。表5中的第（3）列和第（4）列为相应的回归结果。结果显示，生态保护变量的系数估计均显著不为零，符号与基准模型一致，但是高占比组的估计系数均小于低占比组的估计系数，甚至在水流量的回归系数估计上高占比组的估计系数不显著。以上结果支持理论假说3。

财政支出异质性。财政支出是实施生态保护的重要资金来源。为研究不同财政支出水平下生态保护对黄河流域经济高质量发展的异质性影响，本部分以年度财政支出200亿元为界将黄河流域35个沿线城市划分为高支出组和低支出组进行回归。结果显示，虽然两组的回归系数估计均显著不为零，但是高财政支出组的估计系数绝对值均大于低支出组，这说明生态保护对黄河流域经济高质量发展在不同水平的财政支出上存在异质性。这一结论支持理论假说3。

六、讨论及结语

在不同经济发展水平下，生态保护对经济高质量发展的边际效应是否存在显著的结构变化？为回答此问题，本文利用面板分位数回归模型探究不同经济发展水平下生态保护各变量的边际效应演化轨迹。具体构建如下面板分位数回归模型：

其中，Q，表示给定生态保护程度的情况下，经济高质量发展在第τ分位数上的值；β11、β2、β、β4分别为四类生态保护变量在第τ分位数上的回归系数。参考已有文献的做法，本文选取极具代表性的五个分位点（0.1、0.25、0.5、0.75、0.9）进行分析说明。

表6中的第（1）—（5）列分别为0.1、0.25、0.5、0.75、0.9分位点上的回归结果。可以看出，各个分位点上的生态保护变量的回归系数的符号与基准模型一致，均在1％水平上拒绝原假设。但是对比各个分位点上的回归系数大小可以发现，随着分位数的上升，各个生态保护变量的系数绝对值呈现逐步下降趋势。这说明生态保护对经济高质量发展的影响存在结构性差异，且随着经济高质量发展程度的提升生态保护的边际效应逐渐减弱。保护影响经济高质量发展的内在机理（36），并利用黄河流域2004年—2017年35个城市的生态保护与高质量发展面板数据，采用水土保护和水质治理双重变量分析了黄河流域高质量发展的生态保护效应。基准回归结果显示，水存量、年输沙量的系数估计值显著为负，水流量和水质状况的系数估计值显著为正。这一结果表明，水土保护和水质治理显著推进了流域经济高质量发展。实证研究也发现，传统的经济增长模式并不利于黄河流域经济高质量发展。进一步运用动态面板数据模型和工具变量方法处理了模型可能的内生性问题之后，本文发现基准模型分析不存在严重的内生性问题。在稳健性分析中，本文分别选择更换核心解释变量方法、基于OLS＋面板校正标准误差法、剔除人均GDP低于3万元的地区以及采用Bootstrap方法进行稳健性检验，结果显示水土保护和水质治理的系数与基准模型基本保持一致。异质性检验表明，上游和中游地区的生态保护对经济高质量发展的回归系数显著性和符号与基准模型基本保持一致，但是在下游地区，仅水存量指标的系数估计值在10％水平上显著为负，而其他生态保护变量的估计系数均不显著。另外，在人均GDP较低地区、第二产业占比较高地区以及政府财政支出较低地区的生态保护对经济高质量发展影响更小。进一步研究还发现，随着黄河流域经济高质量发展水平的持续提高，生态保护对经济高质量发展的影响却逐渐减弱。

本文研究结论蕴含着丰富的政策启示。首先，生态保护是黄河流域经济高质量发展的重要推动力。这里并不存在所谓生态保护“成本论”导致的经济高质量发展抑制效应，反而是传统的发展模式会抑制经济高质量发展。其次，从异质性效应角度考察，政府依然需要重视政策效应的异质性特征，建议针对流域下游地区、低收入水平地区、第二产业占比较高的地区以及政府财政支出较低的地区，制订精准化的生态保护目标，构建差异化的生态保护政策，以提高政策实施的精度和实施效果。再次，从实践经验看，与长江流域生态治理的分权模式所不同的是，黄河流域在黄河水利委员会的统一管理下可以取得较高的生态保护效率。这一结论在一定程度上再一次佐证了生态保护过程中集中治理机制的有效性。最后，相关政府及部门应当高度重视生态保护机制的边际递减效应，积极创新生态保护机制，确保创新型生态保护机制始终在黄河流域经济高质量发展中发挥重要的促进作用。

参考文献：

[1]薛澜，杨越，陈玲，等.2020黄河流域生态保护和高质量发展战略立法的策略[J].中国人口·资源与环境，2020，（12）.

[2]PORTER，M. E. American' s Green Strategy [J]. Scientific American，1991， （04）.

[3][6]PORTERM.，Linde C. van der. Toward a New Conception of The Environment -Competitiveness Relationship [J].Journal of Economic Perspectives，1995，（04）.

[4][28][33]周清香，何爱平，环境规制能否助推黄河流域高质量发展[J].财经科学，2020，（06）.

[5]KING，L.As EPA Moves to Relax Clean Air Rules，Trump Administration Praises Progress under the Law [N]. USA Today，2018.

[7]PALMER K.，OATES，W.E.，PORTNEY P.R.Tightening the Environmental Stan- dards：The Benefit-Cost or The No-Cost Paradigm？[J]. Journal of Economic Perspectives， 1995，（04）.

[8] JAFFE A. B.， PETERSON， S. R. PORTNEY，et al. Environmental Regulation and the Competitiveness of U.S.Manufacturing：What Does the Evidence Tell Us？[J].Journal of Economic Literature，1995，（01）.

[9][16]陈诗一，节能减排与中国工业的双赢发展：2009—2049[J].经济研究，2010，（03）.

[10]FULLERTON D.A Framework to Compare Environmental Policies[J].Southern Eco- nomic Journal，2001，（02）.

[11]SHAPIRO J.S.，WALKER，R. Why is Pollution from U.S. Manufacturing Declining？ The Roles of Environmental Regulation，Productivity，and Trade [J]. American Economic Re- view，2018，（12）.

[12]SHAPIRO J.S. Costs，Benefits，and Incidence of Environmental Policy in The Twenty First Century [R]. NBER Working Paper， 2021.

[13]DANAE H.C.，MENG K.C.Do Environmental Markets Cause Environmental Injus- tice？Evidence from California' s Carbon Market [R]. NBER Working Paper No. 27205，2020.

[14] DAVID K， SHEILA O.， KEVIN B， et al. A Water Rule That Turns a Blind Eye to Transboundary Pollution [J].Science，2021，6539.

[15]GRAY，WAYNE B.，JAY P. S. The Effectiveness of Environmental Monitoring and Enforcement：A Review of the Empirical Evidence[J].Review of Environmental Economics and Policy，2011，（01）.

[17]斯丽娟，曹昊煜，排污权交易制度下污染减排与工业发展测度研究[J].数量经济技术经济研究，2021，（06）.

[18]罗知，齐博成，环境规制的产业转移升级效应与银行协同发展效应—来自长江流域水污染治理的证据[J].经济研究，2021，（02）.

[19]范庆泉，张同斌.中国经济增长路径上的环境规制政策与污染治理机制研究[J].世界经济，2018，（08）.

[20]李青原，肖泽华.异质性环境规制工具与企业绿色创新激励—来自上市企业绿色专利的证据[J].经济研究，2020，（09）.

[21]张成，朱乾龙，同申，环境污染和经济增长的关系[J].统计研究，2011，（01）.

[22]金刚，沈坤荣，以邻为壑还是以邻为伴？—环境规制执行互动与城市生产率增长[J].管理世界，2018，（12）.

[23]杨恺钧，蔡嘉晋.FDI质量、环境规制与产业结构升级的关系—基于2008—2018年长江经济带11省市的面板数据[J].资源与产业，2021，（03）.

[24]余泳泽，孙鹏博，宣烨，地方政府环境目标约束是否影响了产业转型升级？[J].经济研究，2020，（08）.

[25]徐勇，王传胜，黄河流域生态保护和高质量发展：框架、路径与对策[J].中国科学院院刊，2020，（07）.

[26]杜本峰，穆跃瑄，刘悦雅.生态健康、健康生态与黄河流域高质量发展[J].中州学刊，2021，（05）.

[27]汪晓文，陈明月，陈南旭，环境规制、引致创新与黄河流域经济增长[J].经济问题，2021，（05）.

[29]刘琳轲，梁流涛，高攀，等，黄河流域生态保护与高质量发展的耦合关系及交互响应[J].自然资源学报，2021，（01）.

[30]孙继琼，黄河流域生态保护与高质量发展的耦合协调：评价与趋势[J].财经科学，2021，（03）.

[31]任保平，杜宇翔.黄河流域经济增长—产业发展—生态环境的耦合协同关系[J].中国人口·资源与环境，2021，（02）.

[32][36]ACEMOGLU，D.Directed Technical Change [J].The Review of Economic Stud- ies，2002，（04）.

[34]魏敏，李書昊，新时代中国经济高质量发展水平的测度研究[J].数量经济技术经济研究，2018，（11）.

[35]宋马林，王舒鸿.环境规制、技术进步与经济增长[J].经济研究，2013，（03）.

（责任编辑张筠）