曹鴻杰 李美娜 祁毓

[摘 要]基于補償視角建立的生態(tài)轉(zhuǎn)移支付是綠色發(fā)展背景下促進基本公共服務(wù)均等化、實現(xiàn)共同富裕的縱向政府間財政分配的重要政策工具。基于我國2003—2020年的面板數(shù)據(jù)，以2008年試點的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付作為政策沖擊構(gòu)建雙重差分模型，分析生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對實現(xiàn)全體人民共同富裕目標(biāo)的影響及作用機制。研究結(jié)果表明：生態(tài)轉(zhuǎn)移支付有利于推進共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)，其中提高經(jīng)濟增長率和改善生態(tài)環(huán)境是生態(tài)轉(zhuǎn)移支付推動共同富裕目標(biāo)實現(xiàn)的重要機制，這一促進作用從東部地區(qū)往中部和西部地區(qū)依次減弱，且存在對共同富裕水平較高地區(qū)促進作用較強的“馬太效應(yīng)”。因此，國家應(yīng)采取措施優(yōu)化生態(tài)轉(zhuǎn)移支付政策目標(biāo)，針對不同共同富裕水平地區(qū)制定差異化轉(zhuǎn)移支付政策，精準(zhǔn)識別和量化“共同富?！敝笜?biāo)等，從而有效發(fā)揮國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的政策效應(yīng)，扎實推進共同富裕。

[關(guān)鍵詞]國家重點生態(tài)功能區(qū)；生態(tài)轉(zhuǎn)移支付；共同富裕；雙重差分

[中圖分類號]F812.45 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1671-8372（2023）04-0037-13

Study on the influence of ecological transfer payment on common prosperity

—from the perspective of transfer payment policy of national key ecological function areas

CAO Hong-jie1，LI Mei-na1，QI Yu2

（1. School of Economics，Qingdao University，Qingdao 266061，China；2. School of Public Finance and Taxation，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430073，China）

Abstract：Ecological transfer payment established from the perspective of compensation is an important policy tool for vertical intergovernmental financial allocation to promote the equalization of basic public services and achieve common prosperity in the context of green development. Based on the panel data of China from 2003 to 2020，a difference-in-difference model is constructed with the transfer payment of the national key ecological functional areas tested in 2008 as the policy impact，and the impact and mechanism of the ecological transfer payment on the realization of the common prosperity of all people is analyzed. The results show that the ecological transfer payment is conducive to promoting the realization of common prosperity，in which increasing economic growth rate and improving the ecological environment are important mechanisms for ecological transfer payment to promote the realization of common prosperity. The promoting effect decreases from the eastern region to the central and western regions，and there is a“Matthew effect”that has a strong promoting effect on the regions with a higher level of common prosperity. Therefore，China should take measures to optimize the policy objectives of ecological transfer payment，formulate differentiated transfer payment policies for regions with different levels of common prosperity，accurately identify and quantify the indicators of“common prosperity”，so as to effectively play the policy effect of the transfer system in key national ecological functional areas，and steadily promote common prosperity.

Key words：national key ecological function areas；ecological transfer payment；common prosperity；difference-in-difference

一、引言

黨的二十大報告指出，共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，是實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的重要目標(biāo)。但是，我國不同地區(qū)間的收入、教育、醫(yī)療、環(huán)境等仍存在明顯差異，在一定程度上限制了發(fā)展成果全員共享的公平性，進而制約了共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)[1]。為了協(xié)同推進中國式現(xiàn)代化，我國政府出臺了一系列旨在促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、推進實現(xiàn)共同富裕的政策激勵措施。從生態(tài)補償視角嘗試建立的以國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策為代表的生態(tài)轉(zhuǎn)移支付，在生態(tài)環(huán)境改善、基本公共服務(wù)均等化、脫貧攻堅等領(lǐng)域發(fā)揮了重要作用。

為推動我國經(jīng)濟社會與生態(tài)環(huán)境保護協(xié)調(diào)發(fā)展，財政部在一般轉(zhuǎn)移支付下設(shè)立生態(tài)轉(zhuǎn)移支付。國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付的政策目標(biāo)在2008年試點時主要以生態(tài)環(huán)境保護為主，隨著政策的不斷完善，目標(biāo)中逐步融入了基本公共服務(wù)、脫貧攻堅、鄉(xiāng)村振興等一系列推動實現(xiàn)共同富?？傮w目標(biāo)的國家發(fā)展戰(zhàn)略。2011年，《國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付辦法》提出，加強國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付在基本公共服務(wù)等民生領(lǐng)域的保障能力；2018年，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付支持范圍進一步擴展至“三區(qū)三州”等深度貧困地區(qū)；2022年，國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付重點補助范圍延伸至脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興銜接地區(qū)。生態(tài)轉(zhuǎn)移支付作為政府財政補償?shù)闹匾绞?，具有實現(xiàn)政府間縱向財力再分配、促進地區(qū)財力均衡的功效，這對提高社會公平與效率、優(yōu)化社會各階層收入差距發(fā)揮著重要作用[2]。具體來說，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付從2008年的60.51億元提高到2022年的982.04億元，占中央對地方總轉(zhuǎn)移支付的比重也從2008年的0.20%提高到2021年的1.04%。如此大規(guī)模的財政轉(zhuǎn)移支付在促進生態(tài)環(huán)境改善之余，是否有助于推進全體人民共同富裕的實現(xiàn)，以及國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策通過何種機制推進全體人民共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)，值得我們深入探討。

鑒于此，本文基于因果推斷方法，以國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付作為政策沖擊，對其政策效應(yīng)進行評估，識別生態(tài)轉(zhuǎn)移支付政策與共同富裕戰(zhàn)略目標(biāo)實現(xiàn)之間的因果關(guān)系，并檢驗其影響機制。首先，在有效衡量共同富裕水平的基礎(chǔ)上，基于我國31個省（市、自治區(qū)）2003—2020年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建雙重差分模型，識別生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對實現(xiàn)全體人民共同富裕的影響效應(yīng)，并進行多方面的穩(wěn)健性檢驗。其次，從經(jīng)濟增長率和生態(tài)環(huán)境狀況雙重角度出發(fā)，探討生態(tài)轉(zhuǎn)移支付推動實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的影響路徑。最后，進一步分析生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕影響的分區(qū)域異質(zhì)性、共同富裕水平分位數(shù)異質(zhì)性以及共同富裕分維度異質(zhì)性。借此研究以有效發(fā)揮國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的政策效應(yīng)，為緩解中國經(jīng)濟發(fā)展不平衡、不充分問題提供參考。

二、共同富裕及轉(zhuǎn)移支付制度作用相關(guān)文獻綜述

相對于改革開放初期，如今我國人民生活水平發(fā)生了質(zhì)的變化，但仍與世界發(fā)達(dá)國家具有較大差距，存在較大的發(fā)展空間[3-4]。黨的十九大報告指出，中國社會的主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。這一矛盾主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、財政體制等因素的影響下，中國城鄉(xiāng)、地區(qū)間在收入差距、教育、醫(yī)療環(huán)境等方面的不平衡和不充分特征[1]。共同富?？傮w上涵蓋了“美好生活”的基本方面，縮小收入差距、不斷推進共同富裕戰(zhàn)略目標(biāo)實現(xiàn)既是實現(xiàn)人的全面發(fā)展，也是實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求[5]。

學(xué)者們基于時代背景對共同富裕的內(nèi)涵和實現(xiàn)路徑進行了深入探討。如：共同富裕并不是全體人民的均等富裕，而是在整體上達(dá)到富裕水平，即在整體富裕程度明顯提升的基礎(chǔ)上，實現(xiàn)全體人民的收入和財富積累均達(dá)到富裕水平的最低標(biāo)準(zhǔn)，公平地享有基本權(quán)利和機會以及人人參與共建共享發(fā)展成果[6-7]。著力解決不平衡不充分問題，就要在保持經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長的基礎(chǔ)上，優(yōu)化基本公共服務(wù)的資源配置和空間分布，縮小城鄉(xiāng)、區(qū)域、群體之間的收入差距，提高低收入者收入、擴大中等收入者群體[8-9]。促進“提低”“擴中”意味著低收入者的收入增長率要高于整體的經(jīng)濟增長水平，中等收入者的收入增長率至少與整體經(jīng)濟增長水平保持同步[4]。收入差距過大會影響經(jīng)濟和社會的穩(wěn)定發(fā)展，而收入差距過小則會影響社會的效率與公平，使低收入群體產(chǎn)生惰性、中高收入群體的效率低下。因此，在促進共同富裕戰(zhàn)略目標(biāo)實現(xiàn)的過程中要確保收入差距維持在適度的范圍之內(nèi)[6]。除此之外，在關(guān)于共同富裕影響因素方面，學(xué)者們認(rèn)為，我國共同富裕水平還受城鎮(zhèn)化水平、科技水平、戶籍制度以及收入分配的影響。生態(tài)轉(zhuǎn)移支付通過提高城鎮(zhèn)化水平，推動共同富裕進程[10-11]；通過科技水平下的科技創(chuàng)新、金融科技、數(shù)字技術(shù)等調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、提高效率、促進公平，推進全體人民實現(xiàn)共同富裕[12-14]；戶籍制度會制約人力資本要素的自由流動，并通過影響區(qū)域間收入差距以及就業(yè)機會進而影響共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)[15-17]；收入分配制度下的稅收政策和轉(zhuǎn)移支付政策在初次分配的基礎(chǔ)上通過再分配縮小不合理的收入差距，進而推進共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)[18-20]。

在轉(zhuǎn)移支付制度的作用方面，學(xué)者們認(rèn)為：財政轉(zhuǎn)移支付能夠拉動地方經(jīng)濟發(fā)展[20]，促進家庭消費支出[21]，以及通過提高地方財政民生性支出占比和增加就業(yè)機會推動中國貧困治理[2，22]。在當(dāng)前中國財政分權(quán)體制下，縱向的生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對保障居民基本生存和發(fā)展的基本公共服務(wù)供給具有明顯的激勵作用[23]。在此基礎(chǔ)上，基本公共服務(wù)供給又通過財富和資源的二次分配減少社會不平等，進而推動共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)[24]。國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付作為一般轉(zhuǎn)移支付下最具有代表性的財政生態(tài)轉(zhuǎn)移支付從兩個方面對促進共同富裕產(chǎn)生了間接影響。其一，國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移政策對生態(tài)環(huán)境的改善作用，有利于營造良好的營商環(huán)境和吸引外商投資，從而間接促進了全體人民共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)[25-26]。其二，國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付在經(jīng)濟增長方面產(chǎn)生間接推動效應(yīng)[27]，也為縮小區(qū)域和城鄉(xiāng)收入差距提供了一定的物質(zhì)基礎(chǔ)[16]。貧困與生態(tài)環(huán)境惡化密切相關(guān)，將生態(tài)補償項目與鞏固脫貧攻堅成果相結(jié)合是當(dāng)前國內(nèi)環(huán)境下的大勢所趨，也是重要的政策導(dǎo)向之一[28-29]。實現(xiàn)共同富裕是在消除絕對貧困基礎(chǔ)上更進一步的戰(zhàn)略目標(biāo)，因此，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付在理論上能夠有效推動全體人民共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)[30]。

綜上，實現(xiàn)共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，是達(dá)成第二個百年奮斗目標(biāo)的重要環(huán)節(jié)。當(dāng)前，共同富裕是全社會關(guān)注的焦點，但學(xué)者們對共同富裕的研究多限于內(nèi)涵、實現(xiàn)路徑和影響因素的定性分析，對生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的研究則大多探討它對生態(tài)環(huán)境和貧困狀況的影響，鮮有成果實證研究生態(tài)轉(zhuǎn)移支付政策在改善民生的政策目標(biāo)下，對推動實現(xiàn)全體人民共同富裕所具有的影響及其機制。因此，本研究將豐富共同富裕影響因素的研究內(nèi)容，完善生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的影響路徑，推動國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策效應(yīng)的提高。

三、生態(tài)轉(zhuǎn)移支付影響共同富裕的分析模型設(shè)定

（一）模型構(gòu)建

2022年財政部印發(fā)的《中央對地方重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付辦法》指出，國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付重點補助范圍包括脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興銜接的地區(qū)，這為生態(tài)轉(zhuǎn)移支付促進共同富裕的功能提供了堅實的政策背景。中國重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策始于2008年財政部出臺的《國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付辦法》。同年，根據(jù)環(huán)境保護部和中國科學(xué)院共同編制并發(fā)布的《全國生態(tài)功能區(qū)劃》，在山西、內(nèi)蒙古、吉林等17個省份內(nèi)劃定216個生態(tài)功能區(qū)，并由中央對生態(tài)功能區(qū)所在省份進行資金補助。2009年在河北、安徽、福建等6個省份內(nèi)劃定生態(tài)功能區(qū)，2010年和2011年在遼寧和山東兩省份繼續(xù)新增了部分生態(tài)功能區(qū)，2012年生態(tài)功能區(qū)劃實現(xiàn)了31個省份（不包括港、澳、臺）全覆蓋。為了探究國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策是否可以有效推進共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)，本文利用這一政策沖擊構(gòu)建雙重差分模型，并控制不同年份的時間差異和不同省份的個體差異對共同富裕的影響，構(gòu)建年份-省份雙向固定效應(yīng)的雙重差分模型。模型公式為：

公式（1）中，被解釋變量comprosit表示i省在t年的共同富裕水平，本文從富裕度和共同度兩個方面，由人均可支配收入、人均消費支出、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和城鄉(xiāng)居民收入倍差四個指標(biāo)通過熵值法合成。treatedi表示自2008年起行政區(qū)內(nèi)劃定生態(tài)功能區(qū)并獲得國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付的省份虛擬變量，由于2012年國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付實現(xiàn)了31個省份全覆蓋，本文中treatedi=1。postit表示各省份獲得國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付的時間虛擬變量，在獲得來自中央的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付的第一年及之后年份postit=1，其余postit=0，由于不同省份開始獲得國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付的年份不同，公式中以i作為區(qū)分。交互項treatedi×postit表示劃定生態(tài)功能區(qū)并開始獲得國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付，即開始受到政策沖擊省份的系數(shù)β是國家重點生態(tài)功能區(qū)政策實施的平均處理效應(yīng)。xkit表示影響i省共同富裕水平的其他一系列控制變量，包括經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)人口密度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、財政自由度和對外開放程度。除此之外，μi表示省份固定效應(yīng)；ηt表示年份固定效應(yīng)；εit表示隨機擾動項。

1.被解釋變量

本文被解釋變量是共同富裕指數(shù)（compros）。為了更準(zhǔn)確客觀地衡量被解釋變量，本文參考已有研究，從共同度和富裕度兩個方面著手[31-33]，由人均可支配收入（pinc）、人均消費支出（pcon）、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（runemp）①和城鄉(xiāng)居民收入倍差四個指標(biāo)通過熵值法合成各省份的共同富裕指數(shù)，并對指數(shù)進行了標(biāo)準(zhǔn)化。指數(shù)越大共同富裕水平越高，反之則越低。其中，城鄉(xiāng)居民收入倍差（gap）用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（purinc）和農(nóng)村居民人均可支配收入（purinc）的比值來衡量。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量是國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策（did），并將國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策作為政策沖擊，以省份虛擬變量treatedi和時間虛擬變量postit的交互項作為解釋變量。

3.控制變量

為了盡可能降低遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題，參考已有學(xué)者對共同富裕的研究成果[16，19，34-35]，本文在模型中進一步控制了以下幾個重要變量：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp），用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。（2）地區(qū)人口密度（density），用各省份2003—2020年的年末常住人口數(shù)與土地面積的比值（人/平方公里）來控制人口特征因素。（3）對外開放程度（open），用人民幣匯率換算后的人均外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來衡量。（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ratstr），用第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。（5）政府財政能力（gov），用各省份人均一般公共預(yù)算支出衡量。

（二）數(shù)據(jù)說明

綜合考慮生態(tài)轉(zhuǎn)移支付實施情況與數(shù)據(jù)的可獲得性，以及2020年以后新冠肺炎疫情沖擊下數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性及相關(guān)政策沖擊的影響，本文選取31個?。ㄊ?、自治區(qū)）2003—2020年的面板數(shù)據(jù)進行實證研究。其中各類變量數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局、中央預(yù)決算公開平臺以及各省統(tǒng)計局、統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。部分變量數(shù)據(jù)的缺失值通過各省統(tǒng)計年鑒和當(dāng)年的統(tǒng)計公報補充，并嚴(yán)格對比了相關(guān)數(shù)據(jù)與其他年份中數(shù)據(jù)的差異，僅填補不存在系統(tǒng)性差異的觀測值，對于差別較大的數(shù)據(jù)按缺失值處理。在數(shù)據(jù)使用過程中，為了使數(shù)據(jù)更具有可比性，本文將所有非比值和非指數(shù)類數(shù)據(jù)進行了人均處理，并對其中涉及貨幣量的數(shù)據(jù)均以2003年為基期，用居民消費價格指數(shù)進行了平減。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕的影響實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，本文采用最小二乘法（OLS）對公式（1）中基于省份-年份雙向固定效應(yīng)的雙重差分模型進行估計。模型中被解釋變量是通過熵值法測得的各省份共同富裕指數(shù)，解釋變量是自2008年開始施行的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策這一政策沖擊。其次，為了分析遺漏變量是否會對估計結(jié)果產(chǎn)生影響，模型（4）（5）（6）依次在模型（1）（2）（3）的基礎(chǔ)上加入一系列控制變量。最后，為了探討不同類型標(biāo)準(zhǔn)誤是否會引起估計結(jié)果顯著性的變化進而影響實證結(jié)果的可信性，模型（1）（2）（3）和模型（4）（5）（6）中依次分別采用普通標(biāo)準(zhǔn)誤、異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤和省份層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗，具體估計結(jié)果如表2所示。

第一，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付顯著促進了各省共同富裕水平的提高。在不加入控制變量的模型（1）（2）（3）中，分別采用不同類型的標(biāo)準(zhǔn)誤，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對各省共同富裕水平的影響在5%和1%的水平上均顯著為正。在加入一系列控制變量的模型（4）（5）（6）中，分別采用不同類型的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策對各省共同富裕水平的影響均在1%的水平上顯著為正。并且隨著一系列控制變量的加入，政策實施的平均處理效應(yīng)有所降低，顯著性有所提高，控制變量的加入有效降低了估計誤差。模型中采用不同類型的標(biāo)準(zhǔn)誤沒有對政策實施的平均處理效應(yīng)產(chǎn)生影響，也沒有使其顯著性發(fā)生較大的變化，這在一定程度上確保了結(jié)論的可靠性。估計結(jié)果表明，在其他因素保持不變的情況下，實施國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策后，共同富裕水平顯著提高1.159%，即生態(tài)轉(zhuǎn)移支付有利于各省共同富裕水平的提高。分析其原因，首先是中央對地方的生態(tài)轉(zhuǎn)移支付作為一種財政補償，將增加各省政府的財政收入，政府財政資金通過發(fā)揮杠桿作用，促進提高地方經(jīng)濟增長率，進而推進全體人民共同富裕的實現(xiàn)；其次是生態(tài)轉(zhuǎn)移支付在改善生態(tài)環(huán)境、提高基本公共服務(wù)保障的同時，優(yōu)化了本地區(qū)的生活環(huán)境和營商環(huán)境，有利于吸引人才和提高就業(yè)水平，進而推進全體人民共同富裕的實現(xiàn)。

第二，控制變量的影響。控制變量的加入在一定程度上緩解了模型中的遺漏變量問題，有效降低了估計誤差。本文實證結(jié)果中一系列控制變量對各省共同富裕水平的影響與預(yù)期基本一致。如表2所示，經(jīng)濟發(fā)展水平對共同富裕水平的影響在1%的水平上顯著為正，系數(shù)為4.512，經(jīng)濟發(fā)展水平提高將有利于提高居民的人均可支配收入和人均消費支出，有利于提高就業(yè)水平，進而促進各省共同富裕水平的提高；地區(qū)人口密度對共同富裕水平的影響在1%的水平上顯著為正，系數(shù)為0.026，人口聚集會促進經(jīng)濟形成一定的規(guī)模效應(yīng)，進而有利于各省共同富裕水平的提高；對外開放程度對共同富裕水平的影響，在采用普通標(biāo)準(zhǔn)誤和異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤時，分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.088，其原因可能是外商直接投資大多投向大型跨國貿(mào)易企業(yè)，大型跨國貿(mào)易企業(yè)多位于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，這可能導(dǎo)致收入差距進一步擴大，進而不利于共同富裕水平的提高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對共同富裕水平的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)為-19.221，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的增加不利于共同富裕水平的提升，可能是由于這一比重的增加意味著第一產(chǎn)業(yè)增加值占比受限，在一定程度上擴大了居民的收入差距。政府財政能力對共同富裕水平?jīng)]有顯著影響，這可能是因為樣本分布的異質(zhì)性，平滑了政府財政能力對共同富裕的影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分模型需要滿足平行趨勢的前提假設(shè)，即共同富裕水平的變化趨勢在國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施之前沒有顯著區(qū)別，實施之后的發(fā)展趨勢具有顯著不同，這樣通過兩次差分得到的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策對共同富裕的影響系數(shù)β才能比較真實地反映政策的平均處理效應(yīng)。本文參考Beck等的做法，構(gòu)建平行趨勢檢驗?zāi)Ｐ蚚36]。模型為：

公式（2）中，Dit-τ表示國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施之前第τ年的虛擬變量，若省份i屬于政策實施前的第τ年則Dit-τ=1，否則Dit-τ=0；Dit+τ表示國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施之后第τ年的虛擬變量，若省份i屬于政策實施后的第τ年則Dit-τ=1，否則Dit-τ=0。因此，β-τ和β+τ分別表示國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施前后對各省共同富裕水平的影響效果。本文以政策實施前的4年和政策實施當(dāng)年以及政策實施后的4年進行平行趨勢檢驗，并以政策實施前的第4期作為基準(zhǔn)年。圖1為國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施前后回歸結(jié)果的差異變動趨勢，上下區(qū)間代表95%的置信區(qū)間。

圖1 ?事件研究法的平行趨勢檢驗

由圖1可見，在國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施前，回歸系數(shù)均不顯著異于0，即各省份的共同富裕水平的變化趨勢沒有顯著差異，政策實施當(dāng)期開始系數(shù)顯著異于0并持續(xù)多期。因此，本文使用的雙重差分模型滿足平行趨勢假定。進一步，從總體變化趨勢來看，國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策對共同富裕水平的影響系數(shù)逐年遞增。其主要原因是隨著國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策的不斷完善以及覆蓋規(guī)模的不斷擴大，相鄰省份間的替代效應(yīng)逐漸減弱，各省更加注重全方面地發(fā)展建設(shè)，故生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕水平的促進作用不斷加強。

2.安慰劑檢驗

本文基準(zhǔn)回歸部分驗證了生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕水平提高具有顯著促進作用，為進一步驗證實證結(jié)果是否受其他未觀測到的因素影響，以及是否出于偶然得到的結(jié)論，本文參照已有相關(guān)文獻[37-38]，進行了重復(fù)1000次的安慰劑檢驗。具體過程如下：將前文中的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策實施時間和對應(yīng)省份打亂順序后重新進行1000次抽樣組合，用模型（1）對隨機抽取的受政策沖擊的省份重新進行回歸。安慰劑檢驗結(jié)果如圖2所示，隨機樣本的系數(shù)估計均值集中在0附近，與真實值1.159相距較遠(yuǎn)，表明估計結(jié)果未受其他未觀測到因素的系統(tǒng)性影響，基準(zhǔn)回歸結(jié)果也非偶然所致，驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖2 ?1000次隨機抽樣的安慰劑檢驗

3.更換被解釋變量測度方法

在基準(zhǔn)回歸部分，從共同度和富裕度兩個方面（包括人均可支配收入、人均消費支出、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和城鄉(xiāng)居民收入倍差四個指標(biāo)），采用熵值法合成共同富裕指數(shù)。為了避免在共同富裕指數(shù)合成中各指標(biāo)所賦權(quán)重差異導(dǎo)致結(jié)果偏誤，本部分借鑒張金林等的研究，使用主成分分析法對共同富裕指數(shù)進行重新測度[14]。回歸結(jié)果（見表3）顯示，無論是否加入一系列控制變量，采用哪一種標(biāo)準(zhǔn)誤，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的影響系數(shù)仍然顯著為正，驗證了生態(tài)轉(zhuǎn)移支付促進共同富裕的結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.傾向得分匹配的雙重差分法（PSM-DID）

生態(tài)功能區(qū)的劃定和生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模在某種程度上會取決于當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境狀況以及經(jīng)濟發(fā)展水平，這可能導(dǎo)致本文核心解釋變量國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策違反外生的自然干預(yù)這一前提假定。因此，為修正樣本自選擇偏差并得到真實的DID模型估計結(jié)果，本部分利用PSM-DID方法，分別采用1：1和1：2最近鄰匹配、卡尺范圍設(shè)定為0.005的半徑匹配以及核匹配進行匹配，并對模型重新進行參數(shù)估計。由估計結(jié)果（見表4）可見，無論采用哪一種匹配方法，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕水平的影響系數(shù)均顯著為正，且核心解釋變量的估計系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相差不大，驗證了生態(tài)轉(zhuǎn)移支付促進共同富裕的結(jié)論。

5.多期DID的異質(zhì)性處理效應(yīng)

已有研究指出，不同處理組個體因開始受到處理的時間不同，其平均處理效應(yīng)也會有所差異，而多期雙重差分估計是對不同處理組平均處理效應(yīng)的加權(quán)平均，在某些情況中所賦權(quán)重的正負(fù)可能會使估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤[39-40]。因此，本部分參考Gardner的研究，使用兩階段雙重差分方法對處理效應(yīng)進行識別以及時間研究分析[41]。第一階段使用未被處理的樣本對個體和時間固定效應(yīng)進行回歸，第二階段從處理組觀察到的結(jié)果中減去第一階段中的個體和時間固定效應(yīng)，并根據(jù)處理狀態(tài)對調(diào)整后的結(jié)果進行回歸。由回歸結(jié)果（見表5）可見，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕的影響仍然顯著為正，且其影響系數(shù)逐年遞增，進一步驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（三）作用機制分析

在前文通過熵值法合成共同富裕指標(biāo)，利用雙重差分模型實證檢驗得出生態(tài)轉(zhuǎn)移支付有效提高了各省的共同富裕水平的結(jié)論后，本部分將探討生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對各省共同富裕水平的影響機制。一方面，考慮到當(dāng)前我國經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)達(dá)國家相比仍有較大差距[4]，高水平富裕作為實現(xiàn)共同富裕的兩大目標(biāo)之一，對經(jīng)濟增長率提出了一定要求。生態(tài)轉(zhuǎn)移支付可能會通過影響經(jīng)濟增長率，進而影響共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。另一方面，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付是直接針對生態(tài)環(huán)境的財政補償，良好的生態(tài)環(huán)境是最公平的公共產(chǎn)品，是最普惠的民生福祉[42]。因此，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付可能會通過改善生態(tài)環(huán)境，推動實現(xiàn)全體人民共同富裕的戰(zhàn)略目標(biāo)。

基于上述說明，本文從經(jīng)濟增長率（growth）和生態(tài)環(huán)境狀況兩個角度出發(fā)，探討生態(tài)轉(zhuǎn)移支付是否通過這兩個機制對提高各省共同富裕水平產(chǎn)生影響。其中，生態(tài)環(huán)境狀況用各省人均二氧化硫排放總量（pso2）①的自然對數(shù)來衡量?；貧w結(jié)果如表6所示。首先，在模型（1）和模型（3）中，無論是否加入一系列控制變量，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對各省經(jīng)濟增長率的影響系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，系數(shù)分別為2.223和2.216。這一結(jié)果表明，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付有利于提高經(jīng)濟增長率，進而促進實現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)。其次，在模型（2）和模型（4）中，無論是否加入一系列控制變量，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對人均二氧化硫排放量的影響系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)分別為-0.205和-0.159。這一結(jié)果表明，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付有利于改善生態(tài)環(huán)境，促進社會公平，從而推進共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。

（四）異質(zhì)性分析

1.分區(qū)域異質(zhì)性

中國大陸幅員遼闊，受地理位置等因素的影響，東、中、西部地區(qū)②在經(jīng)濟、環(huán)境等方面的異質(zhì)性明顯。為了緩解地區(qū)間差異，促進各地區(qū)全方位平衡發(fā)展，中央政府通過轉(zhuǎn)移支付的方式向相對落后地區(qū)進行資金轉(zhuǎn)移。截至2022年，中央向31個?。ㄊ?、自治區(qū)）區(qū)的國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模達(dá)982.04億元，其中半數(shù)以上的資金轉(zhuǎn)移到了中、西部地區(qū)?；诖?，本部分進一步探討生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對東、中、西部地區(qū)共同富裕水平影響的異質(zhì)性。設(shè)定虛擬變量uneast，東部省份uneast=0，中部省份uneast=1，西部省份則uneast=2?；貧w結(jié)果（見表7）顯示，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對各省共同富裕水平具有顯著的正向影響，這與基礎(chǔ)回歸部分結(jié)論一致，故此處僅對與區(qū)域異質(zhì)性相關(guān)的交互項進行說明。

無論是否加入控制變量，uneast和did交互項的系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)分別為-4.757和-0.952，即生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對各省共同富裕水平的促進作用從東部地區(qū)往中部和西部地區(qū)依次遞減?？赡艿脑驗椋旱谝?，中國各省份的經(jīng)濟發(fā)展水平大致從東部地區(qū)向西部地區(qū)依次遞減，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付作為來自中央的財政補償，對經(jīng)濟發(fā)展的杠桿作用也因此依次減弱；第二，《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》中所包含的限制開發(fā)和禁止開發(fā)區(qū)域大多位于中國中、西部地區(qū)，這在一定程度上限制了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟開發(fā)和資源利用能力，影響了生態(tài)轉(zhuǎn)移支付促進共同富裕效應(yīng)的發(fā)揮；第三，中、西部地區(qū)民生性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對較為薄弱，這將降低當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)承載能力、制約當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展以及放松當(dāng)?shù)鼐用竦沫h(huán)保意識，進而影響生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕的促進作用的發(fā)揮。因此，為了有效提高社會的公平與效率，以及充分發(fā)揮生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的脫貧攻堅功能，中央政府應(yīng)針對不同地區(qū)制定差異化的生態(tài)轉(zhuǎn)移支付政策。

2.共同富裕水平異質(zhì)性

本文基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗部分證實生態(tài)轉(zhuǎn)移支付確實有利于促進共同富裕的實現(xiàn)，為了進一步研究生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對不同共同富裕水平的促進作用是否具有異質(zhì)性效應(yīng)，本部分借助分位數(shù)回歸詳細(xì)研究生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對不同共同富裕水平促進作用的異質(zhì)性。估計結(jié)果（見表8）顯示，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對10分位點上的共同富裕水平無顯著促進作用，對50分位點及以上共同富裕水平的促進作用顯著為正?？傮w來看，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對具有較高共同富裕水平的地區(qū)具有一定的促進作用，對本身共同富裕水平較低地區(qū)不具有顯著的作用，即生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕的影響存在“馬太效應(yīng)”。可能的原因為：經(jīng)濟的高度發(fā)展是實現(xiàn)共同富裕的重要保障，共同富裕水平相對較高地區(qū)能夠在此基礎(chǔ)上進一步縮小收入差距，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付在推動共同富裕實現(xiàn)中能夠更好地發(fā)揮作用。

3.共同富裕分維度異質(zhì)性

共同富裕是一個多維概念，學(xué)者們對共同富裕的研究也是基于不同維度或是多維度的，考慮到生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對共同富裕的不同維度的影響可能存在差異，本部分參考已有研究，從收入水平和收入差距兩個維度進行探討[43-44]。衡量收入水平的指標(biāo)包括人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入，衡量收入差距的指標(biāo)包括泰爾指數(shù)theil、地區(qū)收入差距和城鄉(xiāng)居民收入倍差。其中，地區(qū)收入差距采用人均可支配收入與收入均值的離散值的絕對值來測度，城鄉(xiāng)居民收入倍差采用城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入的比值來測度。回歸結(jié)果如表9所示。表9的模型（1）（2）（3）表明，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入以及農(nóng)村人均可支配收入均具有顯著的促進作用，也可以看出，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付相較于對農(nóng)村人均可支配收入的促進作用，對城鎮(zhèn)人均可支配收入的促進作用更強。表9的模型（4）（5）（6）表明，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付顯著擴大了泰爾指數(shù)、地區(qū)收入差距和城鄉(xiāng)居民收入倍差?？傮w來看，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付有利于促進居民收入水平的提高，但對城鎮(zhèn)人均可支配收入的促進作用更強，也就是說生態(tài)轉(zhuǎn)移支付擴大了收入差距。這進一步解釋了前文中生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對較高共同富裕水平地區(qū)具有更強的促進作用，也從另一方面驗證了生態(tài)轉(zhuǎn)移支付在推動實現(xiàn)全體人民共同富裕中存在的“馬太效應(yīng)”。

五、基本結(jié)論與政策啟示

生態(tài)轉(zhuǎn)移支付是改善生態(tài)環(huán)境、促進基本公共服務(wù)均等化和加快完成脫貧攻堅的重要政策安排。系統(tǒng)闡釋生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對實現(xiàn)全體人民共同富裕的影響及機制，有助于充分發(fā)揮國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付的政策優(yōu)勢。基于此，本文運用我國31個省市、自治區(qū)2003—2020年的面板數(shù)據(jù)，使用因果推斷方法，構(gòu)建雙重差分模型，檢驗生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對推進實現(xiàn)全體人民共同富裕的影響效應(yīng)及其機制，并進行了一系列穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性分析。研究發(fā)現(xiàn)：第一，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付政策不但有利于改善生態(tài)環(huán)境，還有利于推動實現(xiàn)全體人民共同富裕的戰(zhàn)略目標(biāo)，且從平行趨勢檢驗中可以看出，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付政策對共同富裕水平提升的促進作用呈逐年遞增的趨勢。第二，作用機制分析表明，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付通過提高經(jīng)濟增長率、改善生態(tài)環(huán)境，進而推動共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。第三，異質(zhì)性分析顯示，生態(tài)轉(zhuǎn)移支付對提高全體人民共同富裕水平的促進作用從東部地區(qū)往中部和西部地區(qū)依次遞減，對共同富裕水平較高的地區(qū)的促進作用更強，且在推動實現(xiàn)全體人民共同富裕中存在“馬太效應(yīng)”。

以上結(jié)論對發(fā)揮生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的政策效應(yīng)、扎實推進全體人民共同富裕具有一定的啟示意義。首先，優(yōu)化生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的政策目標(biāo)，將重點補助范圍與國家整體發(fā)展戰(zhàn)略相結(jié)合，促進不同政策之間的協(xié)調(diào)與銜接，從而在最大程度上發(fā)揮生態(tài)轉(zhuǎn)移支付的政策效益。其次，針對中國東、中、西部地區(qū)尤其不同共同富裕水平地區(qū)制定差異化政策，結(jié)合各地實際情況，因地制宜地采取有效措施，并注重挖掘生態(tài)轉(zhuǎn)移支付在縮小收入差距上的能力，這將有利于全國范圍內(nèi)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的改善和經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。最后，精準(zhǔn)識別和量化“共同富?！敝笜?biāo)，充分兼顧效率與公平，這有助于更加準(zhǔn)確地反映人民生活水平的變化和不平等程度，有利于更好地制定和實施政策，更準(zhǔn)確地評估政策效果，為實現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)提供具體的參考和依據(jù)。

［參考文獻］

李實，楊一心.面向共同富裕的基本公共服務(wù)均等化：行動邏輯與路徑選擇[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2022（2）：27-41.

劉明慧，章潤蘭.財政轉(zhuǎn)移支付、地方財政收支決策與相對貧困[J].財政研究，2021（4）：34-49.

李實.共同富裕的目標(biāo)和實現(xiàn)路徑選擇[J].經(jīng)濟研究，2021（11）：4-13.

李實，朱夢冰.推進收入分配制度改革 促進共同富裕實現(xiàn)[J].管理世界，2022（1）：52-61.

王藝明.以規(guī)范財富積累機制推進中國式現(xiàn)代化[J].財經(jīng)問題研究，2023（7）：3-15.

劉培林，錢滔，黃先海，等.共同富裕的內(nèi)涵、實現(xiàn)路徑與測度方法[J].管理世界，2021（8）：117-129.

李軍鵬.共同富裕：概念辨析、百年探索與現(xiàn)代化目標(biāo)[J].改革，2021（10）：12-21.

李實.扎實推進農(nóng)民農(nóng)村共同富裕[J].中國黨政干部論壇，2022（6）：59-62.

端利濤，蔡躍洲.平臺經(jīng)濟影響共同富裕的作用機制及實現(xiàn)路徑：基于價值流轉(zhuǎn)的機制分析[J].新疆師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2023（4）：64-76.

萬廣華，江葳蕤，趙夢雪.城鎮(zhèn)化的共同富裕效應(yīng)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2022（4）：2-22.

趙麗琴，李琳，王天嬌.我國新型城鎮(zhèn)化對共同富裕的政策效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟問題，2023（2）：120-128.

陳曦.以科技創(chuàng)新推進全體人民共同富裕的理論機理和現(xiàn)實路徑[J].經(jīng)濟縱橫，2022（11）：8-14.

孫繼國，孫堯.共同富裕目標(biāo)下金融科技是否促進了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興[J].財經(jīng)論叢，2022（11）：51-60.

張金林，董小凡，李健.數(shù)字普惠金融能否推進共同富裕：基于微觀家庭數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].財經(jīng)研究，2022（7）：4-17.

FOX S. Addressing the causes of mass migrations：leapfrog solutions for mutual prosperity growth between regions of emigration and regions of immigration [J]. Technology in Society，2016，46：35-39.

程名望，韓佳峻，楊未然.經(jīng)濟增長、城鄉(xiāng)收入差距與共同富裕[J].財貿(mào)研究，2022（10）：1-17.

TANG L，SUN S. Fiscal incentives，financial support for agriculture，and urban-rural inequality [J]. International Review of Financial Analysis，2022，80：102057.

MOLERO-SIMARRO R. Inequality in China revisited.The effect of functional distribution of income on urban top incomes，the urban-rural gap and the Gini index，1978–2015[J]. China Economic Review，2017，42：1076-1082.

郭健，谷蘭娟，王超.稅制結(jié)構(gòu)與共同富裕：兼論經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應(yīng)[J].宏觀經(jīng)濟研究，2022（4）：64-80.

李丹，裴育，陳歡.財政轉(zhuǎn)移支付是“輸血”還是“造血”：基于國定扶貧縣的實證研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2019（6）：22-39.

朱德云，王溪.政府轉(zhuǎn)移支付對農(nóng)村居民家庭消費的影響研究[J].審計與經(jīng)濟研究，2022（1）：106-114.

王昉，燕洪.財政轉(zhuǎn)移支付政策與貧困治理：基本邏輯與思想轉(zhuǎn)型[J].財經(jīng)研究，2022（8）：18-32.

曹鴻杰，盧洪友，祁毓.分權(quán)對國家重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策效果的影響研究[J].財經(jīng)論叢，2020（5）：21-31.

姜曉萍，吳寶家.人民至上：黨的十八大以來我國完善基本公共服務(wù)的歷程、成就與經(jīng)驗[J].管理世界，2022（10）：56-70.

張朝舉，陳怡心.生態(tài)轉(zhuǎn)移支付與地方政府環(huán)境治理激勵[J].武漢大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2021（6）：158-173.

周杰琦，張瑩.外商直接投資、經(jīng)濟集聚與綠色經(jīng)濟效率：理論分析與中國經(jīng)驗[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2021（1）：66-82.

侯孟陽，席增雷，張曉，等.國家重點生態(tài)功能區(qū)的環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟增長效應(yīng)評估[J].中國人口·資源與環(huán)境，2023（1）：24-37.

張化楠，接玉梅，葛顏祥.國家重點生態(tài)功能區(qū)生態(tài)補償扶貧長效機制研究[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2018（12）：26-33.

MALLAWAARACHCHI T，RAHUT D B. Realising rural economic transformation：pathways to inclusive and sustainable prosperity in post-COVID-19 Asia [J]. Economic Analysis and Policy，2023，77：1076-1082.

崔惠玉.共同富裕視閾下生態(tài)補償財政政策研究[J].甘肅社會科學(xué)，2022（4）：174-183.

萬海遠(yuǎn)，陳基平.共同富裕的理論內(nèi)涵與量化方法[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2021（12）：18-33.

袁惠愛，趙麗紅，岳宏志.數(shù)字經(jīng)濟、空間效應(yīng)與共同富裕[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2022（11）：1-14.

王桂虎，侯懿芮，王宇.房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響及作用機制研究[J].南方金融，2022（9）：20-34.

李紅坤，祁永正.普惠保險、民營企業(yè)與共同富裕：中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析[J].保險研究，2022（8）：17-32.

TANG J，GONG J，MA W，et al. Narrowing urban–rural income gap in China：the role of the targeted poverty alleviation program [J]. Economic Analysis and Policy，2022，75：74-90.

BECK T，LEVINE R，LEVKOV A.Big bad banks：the winners and losers from bank deregulation in the United States [J]. The Journal of Finance，2010，65（5）：1637-1667.

周茂，陸毅，杜艷，等.開發(fā)區(qū)設(shè)立與地區(qū)制造業(yè)升級[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（3）：62-79.

孫鵬博，葛力銘.通向低碳之路：高鐵開通對工業(yè)碳排放的影響[J].世界經(jīng)濟，2021（10）：201-224.

DE CHAISEMARTIN C，D HAULTFOEUILLE X. Two-way fixed effects estimators with heterogeneous treatment effect [J].American Economic Review，2020，110（9），2964-2996.

GOODMAN-BACON A.Difference-in-differences with variation in treatment timing [J]. Journal of Econometrics，2021，225（2）：254-277.

GARDNER J.Two-stage differences in differences [J]. NBER Working Paper，2021.

黃承梁.構(gòu)建人與自然生命共同體的基本原則[J].紅旗文稿，2021（13）：41-43.

劉心怡，黃穎，黃思睿，張?zhí)伊?數(shù)字普惠金融與共同富裕：理論機制與經(jīng)驗事實[J].金融經(jīng)濟學(xué)研究，2022（1）：135-149.

林海，趙路犇，胡雅淇.數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)是否能夠推動革命老區(qū)共同富裕[J].中國農(nóng)村濟，2023（5）：81-102.

[責(zé)任編輯 張桂霞]