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摘要林业是重要的碳汇资源，在减缓全球气候变化、改善自然生态环境、促进经济可持续发展等方面有着至关重要的作用。作为林业碳汇的重要实现形式，碳汇造林项目兼具生态保护、促进经济发展与贫困减缓等重要功能，其实施成效究竟如何需要进一步验证。为此，本文从理论上分析了碳汇造林项目对县域经济发展的影响机理，利用2000—2016年四川47个县域的面板数据，采用PSM-DID模型估计了碳汇造林项目对县域经济发展的平均效应和动态效应，并对其影响机理进行了验证。结果显示：①碳汇造林项目的实施显著地促进了地区实际GDP和人均实际GDP的增长，这一结论在进行稳健性检验后依然成立;②囿于项目周期较长，此促进作用在短期内尚不能立竿见影，具有明显的滞后效应，且实施的时间越长，对当地经济发展的促进作用越大;③碳汇造林项目主要通过优化当地产业结构、提高居民储蓄率、提升地区政府财政收支水平等途径促进当地经济发展。因此，为更好地发挥碳汇造林项目对县域经济发展的促进作用，应继续拓展碳汇造林项目的覆盖区域，加大专项投资力度，引导碳汇造林项目向生态脆弱的深度贫困地区倾斜;在更加注重碳汇造林项目的长期效应的同时，应建立完善项目运行的长效稳定机制，防范潜在的自然与市场风险，保障项目对地区经济发展的长期驱动力;加快改善地区的融资环境，鼓励居民和企业将储蓄和融资能力有效转化为投资能力，充分依托碳汇造林项目促进当地经济可持续发展。
关键词 碳汇造林;县域经济发展;倾向得分匹配;双重差分
林业碳汇既是应对当下全球气候變化的重要举措，也是中国生态文明建设的有效途径。《生态扶贫工作方案》提出，要协调推进贫困地区扶贫开发与生态保护，实现精准扶贫与生态文明建设的“双赢”目标[1]，林业碳汇在应对全球气候变化、改善社区生态和经济社会条件等方面有着举足轻重的作用[2]。碳汇造林项目作为林业碳汇的主要实施类型，其经济、社会、生态等综合成效也得到学术界的广泛关注[3-4]。但囿于试点时期政策设计的先探性，项目在取得一定成效的同时，也存在一些负面影响。例如，为避免碳泄露，一定时期内降低了农户通过采蘑菇、中草药等渠道增加收入的机会[5]，农户林下种植、放牧等生计活动往往受限[6]，导致农业产业发展受阻。那么，碳汇造林项目究竟是否促进了当地经济发展？其影响机理如何？准确评估碳汇造林对当地经济发展的净影响具有重要的现实意义。基于此，本文拟在理论分析的基础上，首先采用倾向得分匹配法为实施碳汇造林项目的县域（处理组）匹配未实施项目的县域（对照组），以解决处理组与对照组在项目前不满足平行趋势假设所带来的内生性问题;再采用多期双重差分法估计实施碳汇造林项目对县域经济发展的净效应，以减少估计误差;最后检验实施碳汇造林项目对县域经济发展的影响机理。
1文献综述
碳汇造林是一项通过市场机制实现生态效益价值补偿、对造林和林木生长全过程实施碳汇计量和监测而进行的项目活动[7]。学术界对碳汇造林的相关研究不胜枚举，根据研究侧重点不同，大致可以归为以下两类：
第一类是农户参与碳汇造林项目的制约因素。作为林业资源供给者[8]和造林项目参与者[9]，农户的积极参与是项目顺利开展的条件基础，也是项目长期可持续运营的重要保障[10-11]。囿于自然地理条件、项目实施模式等各方面存在的显著差异，国外学者将土地和劳动力等资源禀赋以及市场交易成本、机会成本等外部因素作为影响农户参与林业碳汇项目的主要因素[12]。国内学者则重点聚焦于农户个体、家庭特征和主观态度等内部因素的讨论[8-9，13-15]。
第二类是碳汇造林项目的益贫性。近年来，学术界将林业碳汇与贫困地区发展及贫困人口受益相联系[13]，并提出“森林碳汇扶贫”这一概念[16-17]。就贫困地区而言，一方面，林业碳汇能够提升项目实施区应对自然灾害的能力，降低农户因灾致贫的风险[18];另一方面，项目实施也能够为当地带来经济收入和就业机会，增加财政收益，改善基础设施和金融生态等[19-20]。就贫困人口而言，林业碳汇项目的益贫性主要体现在经济收入方面[13，21-23]，除此之外，农户的可行能力与发展机会创造也同样受到学术界的广泛关注[24-26]。但纵览现有研究，依然存在几个不足之处：第一，已有文献大多从理论层面探讨碳汇造林项目的益贫性，定量研究主要集中在微观层面，尚未从区域层面定量研究实施碳汇造林项目的经济成效;第二，学术界关于项目成效的实证研究大多采用单差法，即对比项目实施前后区域经济的变化状况，无法在排除其它影响因素的前提下准确识别实施碳汇造林项目对地方经济发展的净效应。
基于此，我们采用倾向得分匹配—双重差分（PSM-DID）方法探讨实施碳汇造林项目对县域经济发展的净影响，检验实施碳汇造林项目促进县域经济发展的平均效果和动态效果，并验证其内在的影响机理。
2政策背景、影响机理与研究假说
2.1碳汇造林项目的政策背景
全球气候变化问题得到各国政府和科学界的广泛关注。囿于当前的经济发展状况，推动低碳经济发展的减排措施与路径既要满足潜力大、易执行、见效快，又要符合成本低、居民福利高等条件，林业碳汇成为发展中国家的首要选择[27]。近年来，伴随后京都时代的来临及《巴黎协定》（2015年）等国际协定的陆续签订，林业碳汇应对全球气候变化的作用也愈加凸显[28]。因此，积极开展林业碳汇项目试点既是我国应对气候变化的外在国际要求，也是促进国内节能减排、突破资源环境制约的内在要求。据不完全统计，截至2017年底，我国正在开展且在发展改革委员会备案的林业碳汇项目有110个主要包括99个经核证减排信用标准的CCER项目，5个清洁发展机制标准的CDM项目和6个国际核证碳减排标准的VCS项目。中国绿色碳汇基金会开发的绿色碳汇CGCF项目于2014年在浙江省杭州临安区试点，未纳入此次统计。。其中，碳汇造林项目有75个，占项目总体的68.18%。 四川省宜林地资源非常丰富，生态区位极其重要，气候和土壤等立地条件都极其适宜树木生长，是世界重要的天然碳库、国家首批森林碳汇项目试点省份与森林碳汇产业发展优先布局区，具备开展碳汇造林项目得天独厚的优势。其试点工作起步早已走在全国前列，如我国在联合国清洁发展机制执行理事会（EB）注册的5个CDM碳汇造林项目中，四川就占据2个。因此，本文选取四川省作为研究对象，探究碳汇造林项目对地区经济发展的影响。
截至目前，在四川省正式实施且在发展改革委员会备案的碳汇造林项目有4个，其中包括2个CDM項目、1个CCER项目和1个VCS项目。项目共涉及13个县，其中含国家级贫困县6个、少数民族县9个（见表1）。
2.2影响机理与研究假说
碳汇造林项目的实施目的之一是增加居民经济收入，缓解农村贫困压力。因此，不难看出，实施碳汇造林项目对县域经济的发展也具有较强的推动作用，结合已有文献，本文将从产业结构、资本积累、经济收入与财政收支四个方面讨论碳汇造林对县域经济发展的影响机理。
第一，碳汇造林项目的实施有利于打破当地以农业为主的产业布局，推动产业结构的优化升级。一方面，造林项目的持续开展将减少部分农用耕地的使用[29-31]，提升农村劳动力的非农就业水平[32];另一方面，林业碳可在一定程度上抵消工业、能源企业的排放，成为工业、能源企业的一种低成本选择，从而间接的促进第二产业的发展。因此，碳汇造林项目的实施可以通过对第一产业的挤出效应与第二产业的促进效应进而推动地区产业结构的优化升级。
第二，市场化与公益性兼顾的碳汇造林项目可以拓展多元的融资渠道，提升地区融资水平[17]。有社会责任和环境责任强的企业、非政府组织、个人以及一些投资者等构成了多元化的碳汇造林项目参与主体，这为当地提供了多元的融资渠道[33]。清洁发展机制项目融资、企业低碳转型融资、排污权融资等碳金融创新形式能够有效的提升当地融资水平[34-35]，推动地区经济发展。
第三，项目实施为居民提供了本地就业机会，增加居民的经济收入。一方面，碳汇造林项目区农户将从项目中获得劳务、碳汇的经济收益，以及短期或长期的工作机会，从而提高居民的总体收入和储蓄[36]。但是，碳汇造林的实施也打破了农户对传统林业的生计依赖，在短期内可能降低其农业收入，造成一定的负面影响;另一方面，碳汇造林项目可以为项目区带去先进的造林技术，培养当地居民的造林技能[37]，改善本地的人力资本，从而间接的推动地区的经济发展。
第四，碳汇交易可以提高政府财政收入，进而促使当地政府加大当地经济建设的资金投入。一方面，通过市场机制将林业碳汇纳入碳交易市场，可以将项目实施区优质的生态资源有效的转化为经济收益，提高当地政府的财政收入[38];另一方面，地方政府在碳汇项目实施初期的财政投入将对其它要素投入有挤出效应，但长期来看，伴随地方政府财政收入的增加，其用于地区经济建设的财政支出也会相应提高，从而带动地区经济社会的可持续发展。
综上所述，碳汇造林项目的实施可以通过推动产业结构优化升级、提升融资水平、增加地区居民收入与储蓄、改善财政收入等途径对当地经济发展产生重要影响。但值得注意的是，碳汇造林属于长期的、持续的低碳经济项目，囿于上述讨论中短期内潜在的负面影响，导致项目初期农户参与的积极性不高，政府财政投入力度不大等问题。在项目实施初期的低经济收益、农户参与的低效率和政府财政支持的低投入等多重作用下，可能导致碳汇造林项目在短期内的经济效益难以显现。据此，本文构建了实施碳汇造林项目影响当地经济发展的理论分析框架（见图1），并提出如下研究假说：
假说1：碳汇造林项目的开展能够推动当地经济发展。
假说2：碳汇造林项目在短期内的经济效益并不明显，但长期来看对当地经济发展的推动作用将逐渐增大。
假说3：碳汇造林项目促进当地经济发展的可能路径有：优化当地产业结构、增加当地的经济资本积累、改善当地的财政收支状况。
3模型构建、数据与变量描述
3.1数据来源
考虑到研究数据的可获得性，本文选取2000—2016年作为样本的时间范围。截止到2018年底，四川省共有13个县先后实施碳汇造林项目。鉴于四川省存在个别县（区）在2000年后设立，如广安市前锋区等，因此，本文在总样本中将其予以剔除，最终收集整理到四川省140个县域的样本数据。我们以各县实施碳汇造林项目的时间作为外部政策冲击时点，将13个碳汇造林项目实施县作为处理组，再采用PSM方法，匹配相应的对照组。最终，13个实施碳汇造林项目的县域共匹配到34个对照样本，得到799个样本观测值。
数据主要来自2000—2016年的《中国县域统计年鉴》，缺失数据通过各县历年国民经济和社会发展统计公报或政府工作报告进行补充。
3.2模型构建
根据上文所述，碳汇造林项目地的选择主要根据地区自然条件等客观因素。但不可否认的是，自然地理环境与地区的经济发展之间存在显著的相关关系，使得本研究可能存在反向因果或遗漏的自然条件变量导致的内生性问题。因此，为真实检验碳汇造林项目对县域经济发展的净影响，我们采用双重差分方法来克服可能存在的内生性问题，进而准确估计实施碳汇造林项目的政策效应。进一步地，囿于四川省各县（区）的经济发展水平不一，处理组和对照组可能具有显著的差异性，导致估计结果也可能出现一定的偏差。因此，我们先采用PSM方法为处理组匹配相近的对照组，再在匹配后的样本范围内采用DID2项目实施对县域经济发展的净影响。模型设定如下：
（1）式中，Yit为衡量县域经济发展水平的代理变量，β0为常数项。fcs用以区分处理组和对照组，t为区分项目实施前后的虚拟变量，交乘项fcs·t是度量是否实施碳汇造林项目的核心解释变量，β1表示碳汇造林对县域经济发展的净影响。为控制变量，βX为各个控制变量的系数。ri表示控制不随时间变化的个体固定效应，yt为时间固定效应。εit为随机干扰项。 为估计碳汇造林项目影响县域经济发展的动态效应，模型设定如下：
（2）其中，afterk为交乘项fcs·tk，是某县自开展碳汇造林项目后第k年的虚拟变量。例如，A县开始实施碳汇造林项目，在其后第k年，变量afterk赋值为1，其余年份为0。βk用以度量项目实施后第k年，其影响县域经济发展的政策效应。
为检验碳汇造林项目影响当地经济发展的机理，模型设定如下：
（3）式模型即将上述各个控制变量作为被解释变量，依次对虚拟变量fcs·t进行普通最小二乘回歸，以此考察项目实施对各类经济发展驱动因素的作用。
3.3变量选择
我们研究的重点是碳汇造林项目对县域经济发展的作用，考虑到其它经济因素也可能会影响到县域经济的发展，因此，我们在被解释变量和核心解释变量的基础上，还引入了其它控制变量，具体变量见表2。
被解释变量。Yit作为被解释变量，用以度量县域的经济发展水平。参照刘瑞明等[39]的做法，我们使用县域实际生产总值的对数值（lngdpit）和人均实际生产总值的对数值（lnpgdpit）作为被解释变量。其中，各县实际生产总值是以2000年为基期由名义生产总值除以生产总值平减指数得出，人均实际生产总值计算方式相同。
核心解释变量。交乘项为核心解释变量，代表是否实施碳汇造林项目。其中fcs，为政策虚拟变量，如果是实施碳汇造林项目的样本县，赋值为1，否则为0;T为反映项目实施与否的虚拟变量，项目实施后赋值为1，否则为0。β1即双重差分估计量，用以反映碳汇造林项目实施对县域经济发展的净影响。
控制变量。第一类反映县域的产业结构。中国经济发展往往伴随地区产业结构的变动[40-41]，产业结构对县域经济的可持续发展有着至关重要的作用。我们使用第一、二产业增加值分别占名义地区生产总值的比重（pfir和psec）两个指标来度量县域经济的产业结构。
第二类主要反映地区的资本积累能力。县域资本存量能够对地方经济尤其是农村地区经济发展产生重要影响[42-43]。一方面，作为我国转轨经济的典型特征[44]，高储蓄率能够直接或间接的增加社会投资和消费水平，进而促进经济增长[45-46]。因此，我们选取居民储蓄存款余额占地区GDP的比重（psav）来度量县域储蓄水平。另一方面，地区固定资产投资与经济增长存在相互促进的作用[47]，是地区经济发展的长期驱动力，因此，我们纳入固定资产投资占地区GDP比重（pfix）这一指标。
第三类反映县域的财政收支水平。合理的财政收支有利于保证地方公共服务的正常运行，为当地经济发展提供良好的环境[48-49]。我们采用地方财政一般预算收入与支出分别占地区GDP的比重（pinc、pexp）两个变量来衡量政府财政收支水平。此外，我们在倾向得分匹配时，还选取了人口密度、是否少数民族县、是否国家级贫困县三个控制变量，以期得到更为相似的对照组。
4实证分析
4.1碳汇造林项目对县域经济发展的平均效应
依据（1）式模型，我们分别采用lngdp和lnpgdp作为被解释变量来估计碳汇造林项目的实施对县域经济发展的净影响，即相较于未实施碳汇造林的县域（对照组），实施碳汇造林的平均处理效应。同时，表3也报告了不控制其他经济因素时的回归结果。其中，（1）、（2）列是未加入控制变量的估计结果，（3）、（4）列是加入后的估计结果。可以看出，无论是否加入控制变量，交乘项fcs.t的系数均在1%的水平上显著，且为正。这表明，实施碳汇造林项目的确对县域经济发展具有显著的促进作用。
在考虑其他影响地区经济发展的因素时，不难发现，pfir的系数显著为负，psec的系数则显著为正，这表明，三次产业结构的优化将会促进地区经济发展，这与已有研究结论保持一致[50-51]。pfix的系数为负，但不显著，可能的解释是当年的固定资产投资可能对地区其它短期投资项目具有挤出效应，且固定资产投资的经济效益具有滞后性。psav的系数显著为正，这表明居民储蓄水平越高，其转为有效投资的能力越强，对地区经济发展具有促进作用。pfin的系数显著为负，表明金融贷款对本地经济发展具有抑制作用，可能的原因是县域金融贷款并未有效地转化为投资，王小华等[52]的结论也有助于解释这一结果。与我们的预期相符，地区政府的财政收支对当地经济发展具有显著的促进作用。
4.2碳汇造林项目对县域经济发展的动态效应
上述结果反映了项目实施对县域经济发展的平均效应，但并未从动态的视角检验其促进作用的持续性，碳汇造林项目所产生的是当期效应还是存在一定的滞后效应，上述结果并未给出相应的结论。因此，我们估计了项目实施对县域经济发展的动态效应（结果见表4），
即随着时间的变化，以年为单位进一步分析实施碳汇造林对县域经济发展的促进作用是否具有持续性，其短期影响和长期影响是否存在差异。根据估计结果可以发现，after1～after3的系数逐渐增大，且由不显著变为显著，表明碳汇造林项目的实施对县域经济发展的促进作用逐渐增强。但值得注意的是，第一，在控制了其它影响因素后，随着时间的推移，虽然交乘项的系数逐渐增大，但after1与after2的系数均不显著，after3的系数在10%的水平上显著，这表明，在项目实施后的前两年，碳汇造林的经济效应并不明显;第二，第（4）列after1的系数为负，虽然在统计上不显著，但可以推断在碳汇造林项目实施后的第一年，其对人均地区生产总值可能具有负向的影响。对此的一个可能解释是：碳汇造林项目在短期内并不能产生明显的经济成效，在农业耕地开展造林项目对农业生产具有挤出效应，同时，耕地减少的兼业农户在短期内还不能立即从事非农就业，继而对当地的经济发展产生抑制作用。
综上所述，实施碳汇造林项目在短期内并不能促进地区经济发展，具有明显的滞后效应。平均来看，在项目实施后的第三年，碳汇造林的经济效应才开始逐渐显现。 4.3采用单差法的稳健性检验
为检验DID方法是否更为有效地估计实施碳汇造林项目对县域经济发展的影响作用，我们同时采取传统的单差法进行估计。在剔除了没有实施碳汇造林项目的地区后，我们将实施了碳汇造林项目的县域作为样本进行单差法估计，来比较样本县在实施了碳汇造林项目前后县域经济发展的变化情况（结果见表5）。
对比表3可以发现，fcs的估计结果依然显著为正，在未控制其它影响因素的情况下，单差法与DID的估计结果没有显著差异，但将其它因素控制后，观察其系数可以发现，无论是實际地区生产总值还是人均实际地区生产总值，单差法估计的结果均高于DID。可见，单差法的估计结果的确存在高估碳汇造林项目效果的情况，选取DID方法估计更为准确。
4.4更换匹配方法的稳健性检验
在运用DID实证分析前，我们基于产业结构、资本积累和财政收支的反映变量，采用核密度PSM方法为处理组匹配对照组。为了检验实证结果的稳健性，我们决定采用一对一近邻PSM方法进行匹配，最终得到24个县的匹配样本，包括处理组和控制组各12个，估计结果依然是稳健的（见表6）。
4.5剔除较晚实施项目县的稳健性检验
如前文所述，我们的研究样本中，处理组13个县分别于2004、2010—2012年陆续实施，并未统一时点。为剔除不同时点背景下可能存在的潜在政策因素对县域经济发展的影响，我们将2010—2012年的处理组予以剔除，仅保留2004年较早实施的5个县，再采用一对一近邻PSM方法匹配对照组，最终得到10个县域170个样本。
由表7可知，估计结果与上述结果基本保持一致，且项目实施的时间越久，afterk的系数越大，即实施碳汇造林项目的动态政策效应越大。但值得注意的是，就动态效应而言，after1～after6并不显著，after7及以后显著为正且逐年递增，这进一步印证了上文的结论，碳汇造林项目对县域经济发展的促进作用并非短期见效，而是具有滞后效应。
4.6碳汇造林项目促进经济发展的机理分析
根据上述实证研究得出，碳汇造林项目的实施能够且有效的促进县域的经济发展。那么，实施碳汇造林项目进而促进县域经济发展的机理究竟是怎样的呢？为进一步验证研究假说3，我们采用（3）式模型估计实施碳汇造林项目对影响县域经济发展的各项因素的作用，回归结果如表8所示。fcs·t的系数代表各县在实施碳汇造林项目后，项目实施对各类经济增长驱动因素的影响。（1）列的系数显著为负、（2）列显著为正，表明碳汇造林项目的实施有利于促进第二产业的发展，进而改善地区产业结构。通过与表3对比可以发现，优化的产业结构能够促进县域经济的发展，因此，不难看出，碳汇造林项目可以通过改善当地产业结构促进地区经济的增长。（3）～（5）列系数均显著为正，表明碳汇造林项目的实施可以有效提升地区的资本存量，但结合表3可以发现，金融机构贷款余额并未促进地区经济发展，反而有负向影响，因此，低效率的县域金融贷款水平会抑制碳汇造林项目的积极作用。（6）、（7）列的系数均显著为正，结合表3可知，碳汇造林项目的实施可以通过提升当地政府财政收支水平以促进地区经济增长。综上，实施碳汇造林项目主要通过优化当地产业结构、提高居民储蓄率、提升地区政府财政收支水平促进了当地经济发展。
5结论与政策建议
本文基于2000—2016年四川省140个县的面板数据，采用PSM-DID方法探讨了碳汇造林项目的实施对当地县域经济发展的影响。主要结论如下：
（1）碳汇造林项目的实施对县域经济发展具有显著的推动作用，这一结论在进行稳健性检验后仍然成立。
（2）囿于项目周期较长，此推动作用在短期内不能立竿见影，具有明显的滞后效应，且实施的时间越长，对当地经济发展的促进作用越大。
（3）碳汇造林项目主要通过优化当地产业结构、提高居民储蓄率、提升地区政府财政收支水平促进了当地经济发展。
结合上述结论，我们提出碳汇造林项目的后续实施建议：①继续拓展碳汇造林项目的覆盖区域，加大专项投资力度，引导碳汇造林项目向生态脆弱的深度贫困地区倾斜，提升当地的经济发展能力，实现区域发展、生态保护与精准扶贫的有机统一。②建立完善项目运行的长效稳定机制，防范潜在的自然与市场风险，保障项目对地区经济发展的长期驱动力。一方面，对碳汇造林项目的成效评估不能仅局限在项目开展后的短期阶段，而应更加注重项目的长期效应;另一方面，适度引导农户对碳汇造林长期效益的关注，进一步提升其参与意愿。③加快改善地区的融资环境，鼓励居民和企业将储蓄和融资能力有效转化为投资能力，充分依托碳汇造林项目促进当地经济可持续发展。
（编辑：于杰）
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关键词 碳汇造林;县域经济发展;倾向得分匹配;双重差分
林业碳汇既是应对当下全球气候變化的重要举措，也是中国生态文明建设的有效途径。《生态扶贫工作方案》提出，要协调推进贫困地区扶贫开发与生态保护，实现精准扶贫与生态文明建设的“双赢”目标[1]，林业碳汇在应对全球气候变化、改善社区生态和经济社会条件等方面有着举足轻重的作用[2]。碳汇造林项目作为林业碳汇的主要实施类型，其经济、社会、生态等综合成效也得到学术界的广泛关注[3-4]。但囿于试点时期政策设计的先探性，项目在取得一定成效的同时，也存在一些负面影响。例如，为避免碳泄露，一定时期内降低了农户通过采蘑菇、中草药等渠道增加收入的机会[5]，农户林下种植、放牧等生计活动往往受限[6]，导致农业产业发展受阻。那么，碳汇造林项目究竟是否促进了当地经济发展？其影响机理如何？准确评估碳汇造林对当地经济发展的净影响具有重要的现实意义。基于此，本文拟在理论分析的基础上，首先采用倾向得分匹配法为实施碳汇造林项目的县域（处理组）匹配未实施项目的县域（对照组），以解决处理组与对照组在项目前不满足平行趋势假设所带来的内生性问题;再采用多期双重差分法估计实施碳汇造林项目对县域经济发展的净效应，以减少估计误差;最后检验实施碳汇造林项目对县域经济发展的影响机理。
1文献综述
碳汇造林是一项通过市场机制实现生态效益价值补偿、对造林和林木生长全过程实施碳汇计量和监测而进行的项目活动[7]。学术界对碳汇造林的相关研究不胜枚举，根据研究侧重点不同，大致可以归为以下两类：
第一类是农户参与碳汇造林项目的制约因素。作为林业资源供给者[8]和造林项目参与者[9]，农户的积极参与是项目顺利开展的条件基础，也是项目长期可持续运营的重要保障[10-11]。囿于自然地理条件、项目实施模式等各方面存在的显著差异，国外学者将土地和劳动力等资源禀赋以及市场交易成本、机会成本等外部因素作为影响农户参与林业碳汇项目的主要因素[12]。国内学者则重点聚焦于农户个体、家庭特征和主观态度等内部因素的讨论[8-9，13-15]。
第二类是碳汇造林项目的益贫性。近年来，学术界将林业碳汇与贫困地区发展及贫困人口受益相联系[13]，并提出“森林碳汇扶贫”这一概念[16-17]。就贫困地区而言，一方面，林业碳汇能够提升项目实施区应对自然灾害的能力，降低农户因灾致贫的风险[18];另一方面，项目实施也能够为当地带来经济收入和就业机会，增加财政收益，改善基础设施和金融生态等[19-20]。就贫困人口而言，林业碳汇项目的益贫性主要体现在经济收入方面[13，21-23]，除此之外，农户的可行能力与发展机会创造也同样受到学术界的广泛关注[24-26]。但纵览现有研究，依然存在几个不足之处：第一，已有文献大多从理论层面探讨碳汇造林项目的益贫性，定量研究主要集中在微观层面，尚未从区域层面定量研究实施碳汇造林项目的经济成效;第二，学术界关于项目成效的实证研究大多采用单差法，即对比项目实施前后区域经济的变化状况，无法在排除其它影响因素的前提下准确识别实施碳汇造林项目对地方经济发展的净效应。
基于此，我们采用倾向得分匹配—双重差分（PSM-DID）方法探讨实施碳汇造林项目对县域经济发展的净影响，检验实施碳汇造林项目促进县域经济发展的平均效果和动态效果，并验证其内在的影响机理。
2政策背景、影响机理与研究假说
2.1碳汇造林项目的政策背景
全球气候变化问题得到各国政府和科学界的广泛关注。囿于当前的经济发展状况，推动低碳经济发展的减排措施与路径既要满足潜力大、易执行、见效快，又要符合成本低、居民福利高等条件，林业碳汇成为发展中国家的首要选择[27]。近年来，伴随后京都时代的来临及《巴黎协定》（2015年）等国际协定的陆续签订，林业碳汇应对全球气候变化的作用也愈加凸显[28]。因此，积极开展林业碳汇项目试点既是我国应对气候变化的外在国际要求，也是促进国内节能减排、突破资源环境制约的内在要求。据不完全统计，截至2017年底，我国正在开展且在发展改革委员会备案的林业碳汇项目有110个主要包括99个经核证减排信用标准的CCER项目，5个清洁发展机制标准的CDM项目和6个国际核证碳减排标准的VCS项目。中国绿色碳汇基金会开发的绿色碳汇CGCF项目于2014年在浙江省杭州临安区试点，未纳入此次统计。。其中，碳汇造林项目有75个，占项目总体的68.18%。 四川省宜林地资源非常丰富，生态区位极其重要，气候和土壤等立地条件都极其适宜树木生长，是世界重要的天然碳库、国家首批森林碳汇项目试点省份与森林碳汇产业发展优先布局区，具备开展碳汇造林项目得天独厚的优势。其试点工作起步早已走在全国前列，如我国在联合国清洁发展机制执行理事会（EB）注册的5个CDM碳汇造林项目中，四川就占据2个。因此，本文选取四川省作为研究对象，探究碳汇造林项目对地区经济发展的影响。
截至目前，在四川省正式实施且在发展改革委员会备案的碳汇造林项目有4个，其中包括2个CDM項目、1个CCER项目和1个VCS项目。项目共涉及13个县，其中含国家级贫困县6个、少数民族县9个（见表1）。
2.2影响机理与研究假说
碳汇造林项目的实施目的之一是增加居民经济收入，缓解农村贫困压力。因此，不难看出，实施碳汇造林项目对县域经济的发展也具有较强的推动作用，结合已有文献，本文将从产业结构、资本积累、经济收入与财政收支四个方面讨论碳汇造林对县域经济发展的影响机理。
第一，碳汇造林项目的实施有利于打破当地以农业为主的产业布局，推动产业结构的优化升级。一方面，造林项目的持续开展将减少部分农用耕地的使用[29-31]，提升农村劳动力的非农就业水平[32];另一方面，林业碳可在一定程度上抵消工业、能源企业的排放，成为工业、能源企业的一种低成本选择，从而间接的促进第二产业的发展。因此，碳汇造林项目的实施可以通过对第一产业的挤出效应与第二产业的促进效应进而推动地区产业结构的优化升级。
第二，市场化与公益性兼顾的碳汇造林项目可以拓展多元的融资渠道，提升地区融资水平[17]。有社会责任和环境责任强的企业、非政府组织、个人以及一些投资者等构成了多元化的碳汇造林项目参与主体，这为当地提供了多元的融资渠道[33]。清洁发展机制项目融资、企业低碳转型融资、排污权融资等碳金融创新形式能够有效的提升当地融资水平[34-35]，推动地区经济发展。
第三，项目实施为居民提供了本地就业机会，增加居民的经济收入。一方面，碳汇造林项目区农户将从项目中获得劳务、碳汇的经济收益，以及短期或长期的工作机会，从而提高居民的总体收入和储蓄[36]。但是，碳汇造林的实施也打破了农户对传统林业的生计依赖，在短期内可能降低其农业收入，造成一定的负面影响;另一方面，碳汇造林项目可以为项目区带去先进的造林技术，培养当地居民的造林技能[37]，改善本地的人力资本，从而间接的推动地区的经济发展。
第四，碳汇交易可以提高政府财政收入，进而促使当地政府加大当地经济建设的资金投入。一方面，通过市场机制将林业碳汇纳入碳交易市场，可以将项目实施区优质的生态资源有效的转化为经济收益，提高当地政府的财政收入[38];另一方面，地方政府在碳汇项目实施初期的财政投入将对其它要素投入有挤出效应，但长期来看，伴随地方政府财政收入的增加，其用于地区经济建设的财政支出也会相应提高，从而带动地区经济社会的可持续发展。
综上所述，碳汇造林项目的实施可以通过推动产业结构优化升级、提升融资水平、增加地区居民收入与储蓄、改善财政收入等途径对当地经济发展产生重要影响。但值得注意的是，碳汇造林属于长期的、持续的低碳经济项目，囿于上述讨论中短期内潜在的负面影响，导致项目初期农户参与的积极性不高，政府财政投入力度不大等问题。在项目实施初期的低经济收益、农户参与的低效率和政府财政支持的低投入等多重作用下，可能导致碳汇造林项目在短期内的经济效益难以显现。据此，本文构建了实施碳汇造林项目影响当地经济发展的理论分析框架（见图1），并提出如下研究假说：
假说1：碳汇造林项目的开展能够推动当地经济发展。
假说2：碳汇造林项目在短期内的经济效益并不明显，但长期来看对当地经济发展的推动作用将逐渐增大。
假说3：碳汇造林项目促进当地经济发展的可能路径有：优化当地产业结构、增加当地的经济资本积累、改善当地的财政收支状况。
3模型构建、数据与变量描述
3.1数据来源
考虑到研究数据的可获得性，本文选取2000—2016年作为样本的时间范围。截止到2018年底，四川省共有13个县先后实施碳汇造林项目。鉴于四川省存在个别县（区）在2000年后设立，如广安市前锋区等，因此，本文在总样本中将其予以剔除，最终收集整理到四川省140个县域的样本数据。我们以各县实施碳汇造林项目的时间作为外部政策冲击时点，将13个碳汇造林项目实施县作为处理组，再采用PSM方法，匹配相应的对照组。最终，13个实施碳汇造林项目的县域共匹配到34个对照样本，得到799个样本观测值。
数据主要来自2000—2016年的《中国县域统计年鉴》，缺失数据通过各县历年国民经济和社会发展统计公报或政府工作报告进行补充。
3.2模型构建
根据上文所述，碳汇造林项目地的选择主要根据地区自然条件等客观因素。但不可否认的是，自然地理环境与地区的经济发展之间存在显著的相关关系，使得本研究可能存在反向因果或遗漏的自然条件变量导致的内生性问题。因此，为真实检验碳汇造林项目对县域经济发展的净影响，我们采用双重差分方法来克服可能存在的内生性问题，进而准确估计实施碳汇造林项目的政策效应。进一步地，囿于四川省各县（区）的经济发展水平不一，处理组和对照组可能具有显著的差异性，导致估计结果也可能出现一定的偏差。因此，我们先采用PSM方法为处理组匹配相近的对照组，再在匹配后的样本范围内采用DID2项目实施对县域经济发展的净影响。模型设定如下：
（1）式中，Yit为衡量县域经济发展水平的代理变量，β0为常数项。fcs用以区分处理组和对照组，t为区分项目实施前后的虚拟变量，交乘项fcs·t是度量是否实施碳汇造林项目的核心解释变量，β1表示碳汇造林对县域经济发展的净影响。为控制变量，βX为各个控制变量的系数。ri表示控制不随时间变化的个体固定效应，yt为时间固定效应。εit为随机干扰项。 为估计碳汇造林项目影响县域经济发展的动态效应，模型设定如下：
（2）其中，afterk为交乘项fcs·tk，是某县自开展碳汇造林项目后第k年的虚拟变量。例如，A县开始实施碳汇造林项目，在其后第k年，变量afterk赋值为1，其余年份为0。βk用以度量项目实施后第k年，其影响县域经济发展的政策效应。
为检验碳汇造林项目影响当地经济发展的机理，模型设定如下：
（3）式模型即将上述各个控制变量作为被解释变量，依次对虚拟变量fcs·t进行普通最小二乘回歸，以此考察项目实施对各类经济发展驱动因素的作用。
3.3变量选择
我们研究的重点是碳汇造林项目对县域经济发展的作用，考虑到其它经济因素也可能会影响到县域经济的发展，因此，我们在被解释变量和核心解释变量的基础上，还引入了其它控制变量，具体变量见表2。
被解释变量。Yit作为被解释变量，用以度量县域的经济发展水平。参照刘瑞明等[39]的做法，我们使用县域实际生产总值的对数值（lngdpit）和人均实际生产总值的对数值（lnpgdpit）作为被解释变量。其中，各县实际生产总值是以2000年为基期由名义生产总值除以生产总值平减指数得出，人均实际生产总值计算方式相同。
核心解释变量。交乘项为核心解释变量，代表是否实施碳汇造林项目。其中fcs，为政策虚拟变量，如果是实施碳汇造林项目的样本县，赋值为1，否则为0;T为反映项目实施与否的虚拟变量，项目实施后赋值为1，否则为0。β1即双重差分估计量，用以反映碳汇造林项目实施对县域经济发展的净影响。
控制变量。第一类反映县域的产业结构。中国经济发展往往伴随地区产业结构的变动[40-41]，产业结构对县域经济的可持续发展有着至关重要的作用。我们使用第一、二产业增加值分别占名义地区生产总值的比重（pfir和psec）两个指标来度量县域经济的产业结构。
第二类主要反映地区的资本积累能力。县域资本存量能够对地方经济尤其是农村地区经济发展产生重要影响[42-43]。一方面，作为我国转轨经济的典型特征[44]，高储蓄率能够直接或间接的增加社会投资和消费水平，进而促进经济增长[45-46]。因此，我们选取居民储蓄存款余额占地区GDP的比重（psav）来度量县域储蓄水平。另一方面，地区固定资产投资与经济增长存在相互促进的作用[47]，是地区经济发展的长期驱动力，因此，我们纳入固定资产投资占地区GDP比重（pfix）这一指标。
第三类反映县域的财政收支水平。合理的财政收支有利于保证地方公共服务的正常运行，为当地经济发展提供良好的环境[48-49]。我们采用地方财政一般预算收入与支出分别占地区GDP的比重（pinc、pexp）两个变量来衡量政府财政收支水平。此外，我们在倾向得分匹配时，还选取了人口密度、是否少数民族县、是否国家级贫困县三个控制变量，以期得到更为相似的对照组。
4实证分析
4.1碳汇造林项目对县域经济发展的平均效应
依据（1）式模型，我们分别采用lngdp和lnpgdp作为被解释变量来估计碳汇造林项目的实施对县域经济发展的净影响，即相较于未实施碳汇造林的县域（对照组），实施碳汇造林的平均处理效应。同时，表3也报告了不控制其他经济因素时的回归结果。其中，（1）、（2）列是未加入控制变量的估计结果，（3）、（4）列是加入后的估计结果。可以看出，无论是否加入控制变量，交乘项fcs.t的系数均在1%的水平上显著，且为正。这表明，实施碳汇造林项目的确对县域经济发展具有显著的促进作用。
在考虑其他影响地区经济发展的因素时，不难发现，pfir的系数显著为负，psec的系数则显著为正，这表明，三次产业结构的优化将会促进地区经济发展，这与已有研究结论保持一致[50-51]。pfix的系数为负，但不显著，可能的解释是当年的固定资产投资可能对地区其它短期投资项目具有挤出效应，且固定资产投资的经济效益具有滞后性。psav的系数显著为正，这表明居民储蓄水平越高，其转为有效投资的能力越强，对地区经济发展具有促进作用。pfin的系数显著为负，表明金融贷款对本地经济发展具有抑制作用，可能的原因是县域金融贷款并未有效地转化为投资，王小华等[52]的结论也有助于解释这一结果。与我们的预期相符，地区政府的财政收支对当地经济发展具有显著的促进作用。
4.2碳汇造林项目对县域经济发展的动态效应
上述结果反映了项目实施对县域经济发展的平均效应，但并未从动态的视角检验其促进作用的持续性，碳汇造林项目所产生的是当期效应还是存在一定的滞后效应，上述结果并未给出相应的结论。因此，我们估计了项目实施对县域经济发展的动态效应（结果见表4），
即随着时间的变化，以年为单位进一步分析实施碳汇造林对县域经济发展的促进作用是否具有持续性，其短期影响和长期影响是否存在差异。根据估计结果可以发现，after1～after3的系数逐渐增大，且由不显著变为显著，表明碳汇造林项目的实施对县域经济发展的促进作用逐渐增强。但值得注意的是，第一，在控制了其它影响因素后，随着时间的推移，虽然交乘项的系数逐渐增大，但after1与after2的系数均不显著，after3的系数在10%的水平上显著，这表明，在项目实施后的前两年，碳汇造林的经济效应并不明显;第二，第（4）列after1的系数为负，虽然在统计上不显著，但可以推断在碳汇造林项目实施后的第一年，其对人均地区生产总值可能具有负向的影响。对此的一个可能解释是：碳汇造林项目在短期内并不能产生明显的经济成效，在农业耕地开展造林项目对农业生产具有挤出效应，同时，耕地减少的兼业农户在短期内还不能立即从事非农就业，继而对当地的经济发展产生抑制作用。
综上所述，实施碳汇造林项目在短期内并不能促进地区经济发展，具有明显的滞后效应。平均来看，在项目实施后的第三年，碳汇造林的经济效应才开始逐渐显现。 4.3采用单差法的稳健性检验
为检验DID方法是否更为有效地估计实施碳汇造林项目对县域经济发展的影响作用，我们同时采取传统的单差法进行估计。在剔除了没有实施碳汇造林项目的地区后，我们将实施了碳汇造林项目的县域作为样本进行单差法估计，来比较样本县在实施了碳汇造林项目前后县域经济发展的变化情况（结果见表5）。
对比表3可以发现，fcs的估计结果依然显著为正，在未控制其它影响因素的情况下，单差法与DID的估计结果没有显著差异，但将其它因素控制后，观察其系数可以发现，无论是實际地区生产总值还是人均实际地区生产总值，单差法估计的结果均高于DID。可见，单差法的估计结果的确存在高估碳汇造林项目效果的情况，选取DID方法估计更为准确。
4.4更换匹配方法的稳健性检验
在运用DID实证分析前，我们基于产业结构、资本积累和财政收支的反映变量，采用核密度PSM方法为处理组匹配对照组。为了检验实证结果的稳健性，我们决定采用一对一近邻PSM方法进行匹配，最终得到24个县的匹配样本，包括处理组和控制组各12个，估计结果依然是稳健的（见表6）。
4.5剔除较晚实施项目县的稳健性检验
如前文所述，我们的研究样本中，处理组13个县分别于2004、2010—2012年陆续实施，并未统一时点。为剔除不同时点背景下可能存在的潜在政策因素对县域经济发展的影响，我们将2010—2012年的处理组予以剔除，仅保留2004年较早实施的5个县，再采用一对一近邻PSM方法匹配对照组，最终得到10个县域170个样本。
由表7可知，估计结果与上述结果基本保持一致，且项目实施的时间越久，afterk的系数越大，即实施碳汇造林项目的动态政策效应越大。但值得注意的是，就动态效应而言，after1～after6并不显著，after7及以后显著为正且逐年递增，这进一步印证了上文的结论，碳汇造林项目对县域经济发展的促进作用并非短期见效，而是具有滞后效应。
4.6碳汇造林项目促进经济发展的机理分析
根据上述实证研究得出，碳汇造林项目的实施能够且有效的促进县域的经济发展。那么，实施碳汇造林项目进而促进县域经济发展的机理究竟是怎样的呢？为进一步验证研究假说3，我们采用（3）式模型估计实施碳汇造林项目对影响县域经济发展的各项因素的作用，回归结果如表8所示。fcs·t的系数代表各县在实施碳汇造林项目后，项目实施对各类经济增长驱动因素的影响。（1）列的系数显著为负、（2）列显著为正，表明碳汇造林项目的实施有利于促进第二产业的发展，进而改善地区产业结构。通过与表3对比可以发现，优化的产业结构能够促进县域经济的发展，因此，不难看出，碳汇造林项目可以通过改善当地产业结构促进地区经济的增长。（3）～（5）列系数均显著为正，表明碳汇造林项目的实施可以有效提升地区的资本存量，但结合表3可以发现，金融机构贷款余额并未促进地区经济发展，反而有负向影响，因此，低效率的县域金融贷款水平会抑制碳汇造林项目的积极作用。（6）、（7）列的系数均显著为正，结合表3可知，碳汇造林项目的实施可以通过提升当地政府财政收支水平以促进地区经济增长。综上，实施碳汇造林项目主要通过优化当地产业结构、提高居民储蓄率、提升地区政府财政收支水平促进了当地经济发展。
5结论与政策建议
本文基于2000—2016年四川省140个县的面板数据，采用PSM-DID方法探讨了碳汇造林项目的实施对当地县域经济发展的影响。主要结论如下：
（1）碳汇造林项目的实施对县域经济发展具有显著的推动作用，这一结论在进行稳健性检验后仍然成立。
（2）囿于项目周期较长，此推动作用在短期内不能立竿见影，具有明显的滞后效应，且实施的时间越长，对当地经济发展的促进作用越大。
（3）碳汇造林项目主要通过优化当地产业结构、提高居民储蓄率、提升地区政府财政收支水平促进了当地经济发展。
结合上述结论，我们提出碳汇造林项目的后续实施建议：①继续拓展碳汇造林项目的覆盖区域，加大专项投资力度，引导碳汇造林项目向生态脆弱的深度贫困地区倾斜，提升当地的经济发展能力，实现区域发展、生态保护与精准扶贫的有机统一。②建立完善项目运行的长效稳定机制，防范潜在的自然与市场风险，保障项目对地区经济发展的长期驱动力。一方面，对碳汇造林项目的成效评估不能仅局限在项目开展后的短期阶段，而应更加注重项目的长期效应;另一方面，适度引导农户对碳汇造林长期效益的关注，进一步提升其参与意愿。③加快改善地区的融资环境，鼓励居民和企业将储蓄和融资能力有效转化为投资能力，充分依托碳汇造林项目促进当地经济可持续发展。
（编辑：于杰）
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