生态文明先行示范区建设如何影响绿色发展福利？

郭庆宾 熊婉淑

摘要 生态文明建设是构筑人与自然和谐发展现代化新格局的必由之路，更是践行以民生福祉为价值归宿的生态民生观的应有之义。以较少的生态损耗较大程度实现由环境水平改善带来的生活质量和幸福感的提升，是绿色发展福利的核心内涵。该研究在系统阐释生态文明先行示范区建设对绿色发展福利影响的理论机制基础上，运用2006—2020年中国235个地级市的面板数据，采用多期倍差法实证检验了生态文明先行示范区政策对绿色发展福利的作用效果与影响机理，并进行区域异质性分析与空间邻近效应探索。研究发现：①生态文明先行示范区建设能够显著提高绿色发展福利，且此结论在更换样本数据、排除其他政策干扰以及采用PSM‑DID等一系列稳健性检验后依旧成立。②生态文明先行示范区建设主要通过其政策规划中所提到的发展绿色科技、调整产业结构、优化空间格局三条作用途径，实现对绿色发展福利的提升作用。③政策效果存在地区异质性，其在大规模城市与东、中部地区作用效果显著。④生态文明试点政策存在空间邻近效应，其对本地与邻近地区绿色发展福利水平的提升均具有显著推动作用。针对上述结论，该研究从技术创新、结构优化、区际协调等方面提出政策建议，为在生态门槛内实现绿色发展福利最大化的可持续发展模式提供理论支撑与现实依据。

关键词 生態文明先行示范区；绿色发展福利；多期倍差法；邻近效应

中图分类号 F205 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2023）07-0018-12 DOI：10. 12062/cpre. 20230518

党的二十大报告就“推动绿色发展，促进人与自然和谐共生”作出重大安排部署，以生态经济为重点，生态环境为基础，生态人居为追求，指明了生态文明建设的发展方向。站在这一新的历史起点上，不仅要求从片面追求经济增长的褐色模式向集约高效的深绿色模式转变，而且从民生角度出发，强调在发展中满足人民对美好生态环境的需要，坚持于发展中保障和改善民生福祉。绿水青山正是人民幸福生活的重要内容，在当前资源环境约束趋紧、生态文明体制机制持续完善的背景下，如何协同提升生态环境质量与民生福祉水平是亟须探讨的重要议题。为加快探寻生态承载范围内的可持续发展模式，国家发改委等六部委于2013年发布了《关于印发国家生态文明先行示范区建设方案（试行）的通知》（以下简称《建设方案》），随后在全国分两批选取了共一百个地区开展生态文明先行示范区的试点建设。《建设方案》对经济发展质量、资源能源利用与环境治理改善作出了详尽规定，着力于为人民提供一个更美丽宜居的生态环境，而良好的生态环境是最普惠的民生福祉。Daly［1］最早从可持续发展角度，基于单位资源的消耗讨论社会福利，强调稀缺的自然资本是目前制约发展的重要因素。绿色发展福利在此基础上强调，由于经济子系统与自然子系统两者之间的制衡互补作用，导致经济增长只能在一定的范围内改善生活质量，超过这个范围，将导致生活质量退化［2］。因而该研究所定义的绿色发展福利是指：在生态环境容量和资源承载能力的制约下通过绿色发展，使居民享受到由环境水平改善带来的生活质量和幸福感的提升，及未来可持续改善能力，其旨在通过最小的能耗投入最大程度实现经济绿色健康发展、资源高效可循环利用与环境治理改善三者的共赢。在当前社会政策生态化的背景下，生态文明试点政策能否有助于提升地区绿色发展福利？其通过何种机制产生作用？政策的异质性与邻近效应又是如何？通过对上述问题的回答，可以将社会成员对美好环境的追求纳入政策评估范围内，丰富和扩充政策内涵。科学评估生态文明先行示范区建设对绿色发展福利的影响效果，有助于破解绿色发展福利困境，在实践上为以点带面推动政策实施提供有力依据，在理论上为深化中国生态文明建设与民生福祉内在关联提供参考依据。

1 文献综述

生态文明先行示范区作为生态文明建设的生动实践与重要战略举措，目前对其研究主要集中在政策评价和政策影响两方面。在政策评价中，刘亦晴等［3］以试点省份为例，探究生态文明试验区的实施路径与建设思路。庄贵阳等［4］探讨了生态文明建设目标愿景与行动导向，提出应将生态文明制度体系创新同具体实践相结合。诸大建等［5］系统性分析了生态文明实践与可持续性科学研究中的相关议题。程波辉等［6］将生态文明建设纳入治理范畴并予以效能评估。熊曦［7］引入DPSIR模型对生态文明先行示范区建设进行分析评价。在政策影响方面，部分学者研究发现生态文明先行示范区的设立能够显著改善空气质量并提高居民健康水平［8］，降低碳排放强度［9］，提升生态全要素生产率［10］、生态效率［11］和农业绿色效率［12］。除了因研究对象不同而使政策作用效果表现出差异之外，生态环境治理政策的作用机理也不尽相同，主要实施途径包括推行清洁生产［13］、加快产业结构调整、严控高耗能高污染行业新增产能、倡导绿色低碳生活方式等［14］，因而需对生态文明先行示范区建设途径机制加以区分解析。然而目前鲜有文献考虑生态文明先行示范区对绿色发展福利的影响，绿色发展福利这一概念是在“强可持续发展”框架下所提出的，与“弱可持续发展”一般所强调的自然、经济、社会福利的简单线性加总不同，“强可持续发展”认为，单纯依赖经济增长不能抵消环境问题、弥补社会福利的损失。钟水映等［2］拓展了绿色发展福利的评价方式，并利用Tapio脱钩指数模型，将中国31个省份（鉴于数据可得性，研究省份未涉及香港、澳门和台湾）的绿色发展福利水平进行了划分，明晰了绿色发展的最终目的是社会福利的实现。袁华锡等［15］在此基础上，多维度动态评估了长江经济带城市的绿色发展福利水平，揭示制造业集聚所带来的对绿色发展福利的空间外溢衰减规律。徐晔等［16］以长三角地区城市为样本，对地区绿色发展福利的差异及演变趋势进行分析。

综上，现有相关研究日臻完善，但尚缺乏从生态环境试点政策视角出发，探究生态文明先行示范区与绿色发展福利关系的研究。鉴于此，该研究将两次生态文明示范区试点政策作为准自然实验，采用多期倍差法探究生态文明先行示范区的建设能否改善区域绿色发展福利。可能的边际贡献在于：①将社会成员对美好环境的追求纳入政策评估范围内，为建立以福利为中心原则的质量性发展观提供科学依据，综合测度绿色发展福利指标，以生态文明试点作为外生政策冲击考察作用效果，丰富生态文明试点政策影响效应的相关文献，拓展了该领域的定量研究范畴。②立足政府文件中关于生态文明建设的目标要求，基于政策背景与相关研究分解出作用机制，建立理论作用框架，探究生态文明先行示范区建设影响绿色发展福利的途径。③多角度异质性探究，有助于排除个体影响，考虑到区域间的空间关联性，进而较全面客观地总结生态试点政策效果，为推广加强形成人与自然和谐发展的现代化建设新格局提供一定现实参考。

2 制度背景与理论机制

2. 1 制度背景

生态文明先行示范区建设蕴含着经济-资源-环境一体化可持续发展理念。首先，示范区建设將保障区域内生态优势转化为经济价值的可持续实现。“绿水青山就是金山银山”，通过对环境污染的治理与生态系统的修复，将有助于推动生态产业化经营，实现生态富民，夯实提升绿色发展福利的物质基础。其次，示范区建设以推动绿色、循环、低碳发展为基本途径，全面促进资源节约，形成集约循环利用资源和保护自然生态的格局。资源利用效率的改善，将减少单位产出所需消耗的能源，提升单位福利产出水平；而以能源使用不足为代表的能源贫困将从降低居住环境舒适度、降低工作生产效率等方面，影响绿色发展福利［17］。最后，生态文明先行示范区的建设以改善生态环境质量为导向，以保障人体健康为核心，将加大环境保护力度作为主要任务。不然，超负荷的污染排放带来的雾霾频繁、过量工业废水排放带来的生态平衡受破坏等，对居民的生活造成了巨大的危害。此外，空气污染会恶化居民身体健康水平、减少居民运动锻炼进而对心理健康产生负向影响，引致主观幸福感的降低［18］。

2. 2 理论机制

为进一步探究生态文明先行示范区会通过何种方式影响绿色发展福利，该研究重点从解析《建设方案》和梳理既有研究两方面予以分析。通过解析《建设方案》可知，其对绿色发展福利的影响可归纳为推动发展绿色科技、调整产业结构与优化空间格局三个方面，作用机理如图1所示。

首先，绿色科技是实现人与自然和谐共生现代化的动力引擎。依据“波特假说”，在生态文明试点这一环境规制下，企业将大力提升科技创新水平，由此降低生产活动的资源投入强度，提高资源综合利用效率与绿色全要素生产率水平［19］，且其作为经济增长的内生动力，是降低环境成本、提升绿色经济质量的重要手段，从而同步实现改善资源环境与经济高质量增长［20］。此外，《建设方案》要求“以节能减排、循环经济、清洁生产、生态环保、应对气候变化等为抓手”与“大力发展绿色低碳技术”，由此可以实现新旧动能转换与科学转型，逐步降低传统化石能源消耗的比重；依托互联网、大数据等数字信息技术建设生态银行、环境风险防控体系，通过创新资源利用模式，实现绿色城市高效管理，将持续改善生态环境质量［21］。绿色科技虽使生产设备的能源效率得以提高，但在其他条件不变的情况下，将降低相关产品价格，使消费者需求增加，这些额外需求的增加会带来更多能源消费。对企业而言，改善环境的同时会放宽环境质量对个体行为的约束，导致化石燃料等资源投入的增加，恶化环境质量，特别是个体的有限理性使其难以认识到个体行为变化带来的环境恶化，会加剧整体的回弹效应。

其次，《建设方案》中明确要求“加快发展现代服务业、高技术产业和节能环保等战略性新兴产业”，这为产业结构助力提升绿色发展福利指明了方向。产业结构不仅是联系经济活动与生态环境之间的重要纽带，更是环境消耗和污染物产生的“控制体”［22］。在试点政策背景下，通过倒逼高污染、高能耗、高排放的三高产业革新，升级为节能环保、附加值高、带动力强的绿色产业，在结构优化调整中伴随着资源利用效率的提升，将有效降低单位GDP污染物排放，改善地区生态福利水平。且淘汰落后低效产能将减弱环境负外部性，从消费效应、交通建设、生态建设和健康水平［23］等民生事业方面对居民生活品质和状态产生积极影响，从而有利于增加民生福祉。此外，产业结构的调整也会带来能源消费结构的变化，从而对能源产生新的需求，部分抵消了所节约的能源，甚至使能源消费进一步增加，加剧了要素市场扭曲、能源供需失衡和能源消费不合理等问题的发生。

最后，《建设方案》中指出应“构建科学合理的城镇化格局、农业发展格局、生态安全格局”和“走以人为本、集约高效、绿色低碳的新型城镇化道路”，旨在通过优化空间格局实现绿色发展福利水平的提升。推进以人为核心的新型城镇化为主要内容，既能实现节约集约利用城乡资源，又有利于改善城乡生态质量与人居环境，且城市生产率水平的提升是提高居民福利的首要因素［24］，因而是提升绿色发展福利的优选路径。具体来说，一方面城乡融合绿色发展作为空间开发格局的重要内容，能促进人的发展机会和福利水平相对公平、生态环境可持续发展，可以带来生态福利水平提升［25］，因此是影响中国绿色发展的重要因素［26］；另一方面空间格局的优化有助于提升要素跨地区转移的流动性、优化资源配置效率，使得跨区域环境协同治理得以实现［27］。

3 研究设定

3. 1 研究方法

3. 1. 1 绿色发展福利测度

绿色发展福利的本质是在资源承载力与生态环境容量的约束条件下，通过最小化的能耗投入，最大程度实现经济绿色健康发展、资源高效可循环利用、环境治理改善三者的共赢，其核心立场是以人为本，将人民群众对于美好生活环境的追求展开为经济-资源-环境维度的融合发展，因而在评价绿色发展福利指标时，整体采用包含非期望产出的非径向方向性距离函数。考虑到用电量具有广泛性、实时性以及与国民经济具有相关性及获取准确性，故将其作为能耗投入指标；对于期望产出与非期望产出，需要在最小能耗情况下，同时表征经济、资源、环境三者。其中，经济发展是夯实提升绿色发展福利的物质基础，对于提升人类经济、健康与安全等方面的福利起着重要的载体作用；资源能源利用有助于实现低物耗，降低对初级原料的需求和自然系统的压力，实现人与自然的和谐共生；环境治理改善，即更加良好的水体环境和大气环境等，有助于提高人类的生存与发展质量，增进人们的美好感受和体验。

为构建全面客观的绿色发展福利指标评价体系，该研究参考钟水映等［2］、梁琦等［11］、袁华锡等［15］、侯纯光等［26］、胡鞍钢等［28］研究及建设方案任务标准，以提升生态环境质量为基础，改善绿色发展福利为导向，共设置16项产出指标，从经济-资源-环境三个维度选取期望产出与非期望产出，见表1。考虑到DEA模型对于投入和产出变量数量的限制，该研究采用改进后适用的面板数据的熵权法［29］对正负项产出指标赋权，在赋权后得到期望产出和非期望产出综合指标的情况下，采用Zhou等［30］提出的非径向方向性距离函数度量绿色发展福利水平，既有效避免人为确定期望、非期望产出权重的主观性，也弥补了传统方向性距离函数中仅能同比例调整期望、非期望产出的缺陷。最终，该研究以地级市作为评估单元，参考既有文献对非径向方向性距离函数权重的设定［31］，求解所得的线性规划最优解，即是在能源资源投入最小化的条件下，实现区域环境改善与可持续发展的最大化水平，以此对绿色发展福利水平予以衡量。

3. 1. 2 多期倍差法

通过构建如下多期双重差分模型，检验两次生态文明先行示范区建设对于居民绿色发展福利水平的影响：

= + + + + + （1）

将测得的绿色发展福利取对数作为被解释变量，记为，其中，代表地级市，代表年份。核心解释变量是用来识别生态文明示范区试点政策的虚拟变量，其系数作为重点观测值，表示试点政策对于绿色发展福利的影响。为一系列控制变量，和代表时间固定效应和城市固定效应，为随机误差项。

进一步地，为评估生态文明先行试点的空间邻近效应，该研究参考汪克亮等［9］的研究，分别构建空间自回归模型、空间误差模型与空间杜宾模型，模型设定如下：

= 1 + + 1 + + （2）

= 1 + 1 + + + （3）

= 1 + + 1 + 1++ + （4）

其中：與、含义同上，为空间权重矩阵，为空间相关系数，代表空间相关性强度，服从正态分布。

3. 2 变量选择

核心解释变量：以城市是否实行了生态文明建设作为政策分组虚拟变量，以两次试点时间2014年和2016年为划分，构建时间分组虚拟变量。核心解释变量（）为两项虚拟变量乘积，系数显著性作为政策实施是否有效的依据，系数结果反映生态文明先行示范区建设对于绿色发展福利的影响效果。

控制变量：通过归纳整理既有文献，选用控制变量如下，以国际互联网用户数表示信息化水平（）；采用永续盘存法以2000年为基年，取9. 6%折旧率［32］表示资本存量（）；医院、卫生院数表示健康基础设施（），年末金融机构各项存款余额表示金融发展水平（）；人口密度表示人口稠密程度（）。此外，该研究对所有控制变量进行了对数化处理。

机制变量：空间格局的变化采用城镇化水平衡量（），选用城镇常住人口占总人口比重计算，产业结构（）采用第三产业从业人员占总从业人员比重计算，绿色科技（）采用每万人绿色专利授权数量衡量。

3. 3 数据说明与描述性统计

在样本期内全国先后确定了两批共100个试点地区，其中包含省、地级市、区和县。考虑到获批区域中对于省、市功能区布局的差异，该研究在总样本中去除掉云南、青海等四省下属的城市。此外，部分直辖市及地级市辖区内区、县也获批属于生态文明先行示范区，但鉴于该研究主要使用地级市数据，因而将这一类示范区所在的直辖市和地级市数据剔除。本文实验组为2014和2016年两批获选的46个地级市，对照组为其他未被确定为生态文明先行示范区的地级市，由于部分地区缺失值严重，将其剔除后对照组为189个地级市，故最后选取2006—2020年235个地级市面板数据。数据来源均为《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》以及各城市国民经济和社会发展统计公报、各城市环境状况公报等。为避免一定程度的异方差问题，对年鉴中的部分数据进行对数化处理，此外，对部分数据缺少采用插值法进行补充。主要变量的描述性统计结果见表2。

4 实证结果

4. 1 基准回归表3报告了模型（1）的回归结果。列（1）显示，在未加入控制变量时，核心解释变量的估计系数显著为正，在逐步加入控制变量的过程中，其估计系数在1%水平下始终显著为正，表明生态文明先行示范区的建设能够有效提升区域绿色发展福利水平。此外，控制变量的估计结果显示，信息化水平对区域绿色发展福利的提升没有产生正向效果，可能的原因是，当期网络建设覆盖面还具有一定的局限性，社会福利服务等领域网络信息化建设尚未形成系统，省市级纵向层面、相关部门横向层面缺乏信息交换共享［33］，一定程度上抑制了数字化与绿色化协同发展的步调。资本存量显著为负，是因为对于自然资源要素投资存在周期长回报率低、制度性交易成本高等潜在的问题，导致社会资本参与生态保护修复的动力不足，另外也有部分学者研究认为，社会资本参与生态环境保护中因产权界定不清晰，会抑制其生态补偿效果［34］。金融发展水平显著为负，可能的原因是金融行业中存在的金融抑制和融资歧视等问题，抑制其对企业绿色技术成果转化效率的提升作用［35］。医院卫生院数作为城市公共服务建设的重要内容，关系到居民生活品质与健康，进而显著改善区域绿色发展福利。人口密度的增加，可能将带来生活成本的提高和交通的拥堵，从而对绿色发展福利产生负向影响。

4. 2 平行趋势检验

采用倍差法来考察生态文明先行示范区建设对试点城市绿色发展福利的影响，其前提是试点城市与非试点城市在实行政策前的绿色发展福利应无显著的趋势差异。因此，该研究采用事件研究法，对其变动趋势进行检验，所设定模型如下：

= +Σ= -6= 5+ + + + + （5）

其中：it 为一系列虚拟变量，表示相对试点年份前后的政策变量，其中下标取负值表示生态文明先行示范试点开始前，取零及正值表示试点实施当年及其以后的年份。需要说明的是，考虑到样本期较长，选取了政策实施前后六年进行观察，基期选取政策实施前七年及其以上，并将政策实施5年之后的年份归并到第5年。

平行趋势检验结果如图2所示。当<0时，的估计结果均不显著，这表明在生态文明先行示范区政策实施前，试点城市与非试点城市居民的绿色发展福利并不存在显著的差异，但在政策实施后，估计结果开始显著，表明是因为政策的实施造成了显著的差别，因而平行趋势假设成立。

4. 3 安慰剂检验

前文已说明生态文明试点有助于提升绿色发展福利，但是为避免因模型设定中遗漏了重要解释变量，从而导致回归结果存在偏误的问题，该研究进一步采用随机抽样的方法进行安慰剂检验。因此，从全样本中随机抽选与实验组个数一致的样本量作为虚假处理组，从而构建出安慰剂检验的虚假交乘项。由于虚假处理组是随机产生的，所以其安慰剂检验交乘项不应该对模型因变量产生影响，回归系数应该在零点附近。通过随机抽取实验组，重复1 000次，提取安慰剂估计系数密度分布及值，结果如图3所示。处理组随机化后的系数集中分布在0 附近，但0. 044 的實际估计系数在检验中显著偏离右侧，同时，绝大部分值显著大于0. 1。因而，通过对比真实估计系数与安慰剂结果，可得估计结果不存在因为遗漏变量而产生严重偏误的问题。

4. 4 稳健性检验

4. 4. 1 更换被解释变量

前文中综合采用熵值法与数据包络分析法，测度了生态文明先行示范区建设下的绿色发展福利水平。为进一步考察当从不同角度评价绿色发展福利的水平时，生态文明建设对其是否仍存在影响，该研究将分别以熵值法和非径向方向距离函数对绿色发展福利指标进行测度。其中，熵值法所采用的正、负向指标均与前文指标体系中的属性一致，运用超效率数据包络分析测算时，以资本存量、全年用电量作为投入，由于DEA中对于投入产出个数限制，期望产出与非期望产出采用指标体系中部分数据，将计算结果进行对数化处理以后，回归结果见表4。

结果显示，核心解释变量的估计系数仍然显著为正，验证了基准回归结果的稳健性。

4. 4. 2 更换实验组

如前文所述，示范区建设于省、市、区和县的不同层面开展试点工作，在基准回归中，为避免因省级、市级区域定位划分不同而产生结果差异，剔除了四个试点省份下的地级市。为检验基准回归的稳健性，在此处更换实验组，将贵州、云南、江西和青海四个省对应的地级市作为实验组，所得系数检验结果见表4列（3），结果表明核心解释变量系数依旧显著为正，说明该研究所得结论是相对稳健的。

4. 4. 3 排除其他政策干扰

在样本期间，为排除由“低碳试点”和“全国文明城市”等政策可能带来的影响，得到生态文明建设对于绿色发展福利的净效应，在基准模型中进一步引进政策变量。其中，低碳试点政策在样本期间内，从2010年起共进行过三次试点工作，对此构建政策虚拟变量，将参与低碳试点的地区在政策实行当年及其以后的年份中取1，其他为0；类似地构建出文明城市的政策变量。将两个政策变量加入基准回归以后，结果见表4列（4），估计系数仍然在1%的水平上显著为正，再次验证了该研究的基准结论。

4. 4. 4 更换控制变量设置方式

试点城市与非试点城市之间资源禀赋、经济发展等差异，可能会随时间趋势对城市绿色发展福利水平带来不同程度的影响，进而对于最终的回归结果造成估计偏差。为了控制城市之间特征差异的影响，在基准回归的基础上，加入控制变量与时间趋势的交互项，从而排除由这些特征变量的时间趋势所造成的影响。所得结果见表4列（5）。此外，为了缓解潜在的双向因果关系，借鉴张国建等［36］的方法，将基准回归中的控制变量全部滞后一期，替代基准模型中原本的控制变量，以避免内生性问题，所得的结果见表4列（6）。根据表中两列结果显示，的估计系数依旧在1%的水平下显著为正，支持了基准回归的结果。

4. 4. 5 PSM‑DID

为解决可能存在的样本选择偏误问题，进一步采用PSM‑DID方法，分析生态文明先行示范区建设对于绿色发展福利的影响。采用Logit模型回归预测每个城市的倾向得分，分别按照近邻匹配、卡尺匹配、核匹配方法给实行生态文明试点的城市匹配对照组。通过这种方式给实验组匹配到的对照组，能使准自然实验更接近随机，以减少“生态文明试点”政策实施地区选择偏误带来的内生性问题。回归结果见表5列（1）—列（3），的估计系数方向和显著性与基准回归结果中均保持一致，说明生态文明先行示范区建设有显著提升居民绿色发展福利。

4. 5 机制分析

基于前文理论分析可知，生态文明先行示范区的建立可以通过发展绿色科技、调整产业结构与优化空间格局三条途径影响区域绿色发展福利水平，但是其具体作用效果与方向有待检验。因此，参考李青原等［37］方法，设定如下模型进行检验：

= + + + + + （6）

其中：分别为三条作用机制的代理变量，回归结果见表6。表6列（1）—列（3）中系数均显著且方向为正，说明了作用机制的提升效应显著，因而生态文明先行示范区建设可以通过发展绿色科技、调整产业结构与优化空间格局有效提升绿色发展福利水平。

5 异质性分析

5. 1 经济地带异质性

考虑到不同地级市所面对的地理环境、资源禀赋等限制不同，可能会对区域绿色发展福利存在异质性影响，因而以东、中、西三大经济地带为区分，引入表征地域差异的虚拟变量对此加以检验。其中：、、分别代表属于在东、中、西三地的城市地域差异虚拟变量，对于在东部地区的城市取1，对于在其他地区的城市取值为0，同样，、分别对在中、西部地区的城市取1，其他城市均取值为0。将地域差异虚拟变量与交互项相乘，得到三重差分模型结构。

保留全样本回归后的异质性检验结果见表7。结果表明，三大区域中系数方向均没有发生变化，东部地区效果最为显著，其次为中部地区，但在西部地区没有改善效果。可能的原因是，西部多为生态脆弱区，经济、技术、工业化支撑能力较弱，能承载的环境、经济开发强度相对较低，抑制了绿色发展福利的提升。率先发展起来的中、东部地区在资源配置、产业结构等方面更具优势，可以通过区域协同治理、绿色创新的路径，实现环境与经济共同发展，提升区域绿色发展福利。

5. 2 城市规模异质性

考虑到城市规模的不同，可能带来在经济发展水平、居民生活习惯、环境治理能力层面的显著差异，按照2014年国务院印发的《关于调整城市规模划分标准的通知》中的标准，对样本进行异质性检验。为此引入表征城市规模差异的虚拟变量1、2、3 加以检验，由于小城市样本量较小，将其与中等城市归并，因而1 对于中小城市取1，对于其他城市取值为0，同样2、3 分别对大城市与特大城市取1，其他均取0构建代表大城市与特大城市的虚拟变量。将1、2、3 与交互项相乘，得到三重差分模型结构。

结果见表8，表明只有在大城市中的提升效果才具有显著性。一方面，相比中小城市来说，大城市在创新环境、规模经济等方面更具优势，从而带来科学技术的发展、带动产业结构升级，提升生活质量的同时改善了外部环境。另一方面，特大城市中的拥挤和环境污染等负外部性，将给当地居民在生活、生产、消费等方面产生不良影响，而大城市的人口规模相对更小，资源环境所需承载的压力相对较小，环境修护和改善的作用将更为明显。因此，生态文明先行示范区试点政策对于居民绿色发展福利的提升效果在大规模的城市中最为明显。

6 进一步探讨：空间邻近效应

首先分别引入经济地理矩阵（1）与反距离矩阵（2）检验绿色发展福利水平的空间相关性，见表9。在两种矩阵下的Moran’s 均显著为正，表明绿色发展福利存在空间邻近效应，表现为高水平地区的集聚。

进一步由表10 可知，时间地区双固定的SDM 为最优模型。在两种矩阵下，生态文明试点的空间滞后项系数均显著为正，表明试点政策具有显著的空间效应，即本地的生态文明试点政策对邻近其他地区的绿色发展福利水平也存在显著的促进作用。从效应分解来看，生态文明试点的直接效应、间接效应及总效应均显著为正，表明存在正向溢出的空间邻近效应，若忽略空间因素互动影响，则会低估生态文明试点提升绿色发展福利的作用效果。这一結果可能是因为，一方面，生态文明先行示范区这一政策的实施，为邻近地区带来制度压力，为向环境规制更好地区学习，并尽可能提高环境保护标准与生态空间质量，形成竞争向上的策略，从而政策试点区绿色发展福利的提升效果对邻近地区表现出示范效应，形成正向溢出的空间邻近效应；另一方面，地理位置、经济水平相近城市间更易实现知识溢出、技术进步和经验借鉴，且环境质量具有较强的空间溢出效应，易对周围地区产生影响，因而助推提升邻近地区绿色发展福利水平。

7 结论及政策建议

生态文明先行示范区建设对于绿色发展福利水平的有效提升，为解决“福利门槛”困境提供可行方案，阐明了人与自然的一体共生性。该研究基于2006—2020年中国地级市面板数据，结合生态文明试验区试点建设政策要求与绿色发展福利内涵基础上构建评估体系，对理论机制进行探讨，运用非径向方向距离函数及多期倍差法，检验了生态文明先行示范区对区域绿色发展福利的影响与作用途径，并对区域异质性与空间邻近效应进行了探讨。研究结论如下：①生态文明先行示范区的建设显著提升了绿色发展福利水平，且该结论在更换被解释变量、排除其他政策干扰以及PSM‑DID 等一系列稳健性检验以后依旧成立。②政策效果主要通过发展绿色科技、调整产业结构与优化空间格局三条作用途径提升区域绿色发展福利水平。③生态文明先行示范区建设对区域绿色发展福利的提升作用主要集中于大规模城市与东中部地区，而在中小或特大城市以及西部地区的作用不明显。④生态文明试点政策存在空间邻近效应，其对本地与邻近地区绿色发展福利水平的提升均具有显著推动作用。

基于上述结论，提出如下政策建议：①有序扩大生态文明试点政策实施范围，激发绿色发展福利的提升潜力。根据前文研究结论证明生态文明先行示范区建设是一条实现发展与保护共生的有效路径。因此，要总结试点地区的先行经验，为在全国深入科学推进生态文明试点建设提炼推广模式。试点地区应积极贯彻落实生态文明先行示范区政策，做到以协调环境与经济发展为导向，以提升居民福利为主旨。非试点地区要严格管控生态保护红线，建立生态意识教育和宣传体系，为获批生态文明先行示范区建设作准备。②加大技术创新和结构优化力度，提升绿色发展福利的内在动力。从机制途径来看，要积极培育能源节约、资源循环利用、新能源开发等关键技术；鼓励高校和科研院所围绕绿色创新技术培育高技能人才；加强“产学研金介”深度融合，借助互联网、大数据等现代信息技术支持环境治理改善。此外，要完善高污染市场退出机制，降低低效率企业市场占比；培育发展非资源型产业，提高新能源供给比重。③因地制宜探索协调发展有效途径，发挥绿色发展福利的区域合力。从空间区域来看，要走好新型城镇化发展道路，将资源增减、生态变迁等纳入到社会经济指标中来；合理控制特大城市规模，提高城市群质量。此外，东部地区要依托现有绿色属性的科技产业，利用创新集聚优势；中部地区要夯实绿色产业、绿色生态、绿色制度基础，实现中部绿色发展高质量崛起；西部地区利用自身丰富自然资源，发展特色产业，减少因盲目招商引资带来的环境污染。发挥政策实施的邻近带动效应，构建有利于生态建设、居民福祉等方面的区域合作机制。

参考文献

［1］ DALY H E. Beyond growth： the economics of sustainable developmen［t M］. Missouri： Beacon Press，1996.

［2］ 钟水映，冯英杰. 中国省际间绿色发展福利测量与评价［J］. 中国人口·资源与环境，2017，27（9）：196-204.

［3］ 刘亦晴，张建玲. 比较视角下江西生态文明试验区建设研究：基于福建、江西、贵州三个首批生态文明试验区的比较［J］. 生态经济，2018，34（10）：214-220.

［4］ 庄贵阳，丁斐. 新时代中国生态文明建设目标愿景、行动导向与阶段任务［J］. 北京工业大学学报（社会科学版），2020，20（3）：1-8.

［5］ 诸大建，张帅. 中国生态文明实践如何检验和深化可持续性科学［J］. 中国人口·资源与环境，2022，32（9）：1-10.

［6］ 程波辉，彭向刚. 中国生态文明建设的治理框架及其检验［J］.中国人口·资源与环境，2022，32（8）：29-39.

［7］ 熊曦. 基于DPSIR模型的国家级生态文明先行示范区生态文明建设分析评价：以湘江源头为例［J］. 生态学报，2020，40（14）：5081-5091.

［8］ 谢晗进，毛瑜芮，李成. 国家生态文明建设与空气质量改善：来自合成控制法与DID的双重验证［J］. 生态经济，2021，37（2）：209-215，229.

［9］ 汪克亮，许如玉，张福琴，等. 生态文明先行示范区建设对碳排放强度的影响［J］. 中国人口·资源与环境，2022，32（7）：57-70.

［10］ 辛宝贵，高菲菲. 生态文明试点有助于生态全要素生产率提升吗［J］. 中国人口·资源与环境，2021，31（5）：152-162.

［11］ 梁琦，肖素萍，刘玉博. 环境政策对城市生态效率的影响与机制研究：基于生态文明先行示范区的准自然实验［J］. 西安交通大学学报（社会科学版），2022，42（03）：61-70.

［12］ 陆杉，熊娇. 生态文明先行示范区的设立能否提高农业绿色效率：基于湖南省的经验数据［J］. 中南大学学报（社会科学版），2020，26（3）：90-101.

［13］ 万攀兵，杨冕，陈林. 环境技术标准何以影响中国制造业绿色转型：基于技术改造的视角［J］. 中国工业经济，2021（9）：118-136.

［14］ 王莉，亢延锟，薛飞，等. 环境政策效果的综合框架：来自16项试点政策的经验证据［J］. 财贸经济，2022，43（4）：98-112.

［15］ 袁华锡，封亦代，罗翔勇，等. 制造業集聚如何影响区域绿色发展福利［J］. 中国人口·资源与环境，2022，32（5）：68-83.

［16］ 徐晔，喻家驹，杨聪. 长三角地区城市绿色发展福利的时空差异与驱动因素研究［J］. 江西师范大学学报（自然科学版），2022，46（2）：180-189.［17］ 刘自敏，邓明艳，崔志伟，等. 能源贫困对居民福利的影响及其

机制：基于CGSS数据的分析［J］. 中国软科学，2020，356（8）：143-163.

［18］ 张广来，张宁. 健康中国战略背景下空气污染的心理健康效应［J］. 中国人口·资源与环境，2022，32（2）：15-25.

［19］ 张杰，范雨婷. 创新型城市绿色发展：效率测算、外部性与提升路径［J］. 中国人口·资源与环境，2023，33（2）：102-112.

［20］ 上官绪明，葛斌华. 科技创新、环境规制与经济高质量发展：来自中国278个地级及以上城市的经验证据［J］. 中国人口·资源与环境，2020，30（6）：95-104.

［21］ 王圣云，段练成. 中国生态福利绩效时空格局演变及其驱动效应分析［J］. 地理科学进展，2023，42（4）：617-628.

［22］ 黄勤，曾元，江琴. 中国推进生态文明建设的研究进展［J］. 中国人口·资源与环境，2015，25（2）：111-120.

［23］ 胡美娟，李在军，侯兵. 长三角城市“福利门槛”效应及形成机理［J］. 经济地理，2021，41（8）：62-72.

［24］ 段巍，王明，吴福象. 中国式城镇化的福利效应评价（2000—2017）：基于量化空间模型的结构估计［J］. 经济研究，2020，55（5）：166-182.

［25］ 方时姣，肖权. 中国区域生态福利绩效水平及其空间效应研究［J］. 中国人口·资源与环境，2019，29（03）：1-10.

［26］ 侯纯光，任建兰，程钰，等. 中国绿色化进程空间格局动态演变及其驱动机制［J］. 地理科学，2018，38（10）：1589-1596.

［27］ 程钰，王晶晶，王亚平，等. 中国绿色发展时空演变轨迹与影响机理研究［J］. 地理研究，2019，38（11）：2745-2765.

［28］ 胡鞍钢，周绍杰. 绿色发展：功能界定、机制分析与发展战略［J］. 中国人口·资源与环境，2014，24（1）：14-20.

［29］ 柳毅，赵轩，毛峰. 数字经济驱动共同富裕的发展动力与空间溢出效应研究：基于长三角面板数据和空间杜宾模型［J］. 中国软科学，2023，388（4）：98-108.

［30］ ZHOU P， ANG B W， WANG H. Energy and CO2 emission performancein electricity generation： a non‑radial directional distancefunction approach［J］. European journal of operational research，2012，221（3）：625-635.

［31］ LIU H M， WEN S B， WANG Z. Agricultural production agglomerationand total factor carbon productivity： based on NDDF?MMLindex analysis［J］. China agricultural economic review，2022，14（4）：709-740.

［32］ 钟章奇，陆扬，刘志雄. 城市群规划政策的实施能否缩小非中心城市与中心城市间的经济差距：来自中国283个城市的证据［J］. 地理研究，2023，42（4）：1050-1069.

［33］ 张军. 论我国适度普惠型社会福利制度构建的实践基础［J］.社会福利（理论版），2019（3）：30-36.

［34］ 赵晶晶，葛颜祥，李颖. 流域生态补偿多元融资的障碍因素、国际经验及体系建构［J］. 中国环境管理，2022，14（2）：62-69.

［35］ 张东，王豪杰. 金融集聚、空间溢出与地区工业绿色创新效率［J］. 经济经纬，2021（1）：134-142.

［36］ 张国建，佟孟华，李慧，等. 扶贫改革试验区的经济增长效应及政策有效性评估［J］. 中国工业经济，2019（8）：136-154.

［37］ 李青原，陈世来，陈昊. 金融强监管的实体经济效应：来自资管新规的经验证据［J］. 经济研究，2022，57（1）：137-154.