第28卷第4期西安财经学院学报Vol. 28 2015年8月Joumal of Xi’an University of Finance and Economics 环境规制、服务业发展与区位分布影响研究谭灵芝，王国友(重庆工商大学长江上游经济研究中心，重庆400067) 也摘要:文章基于2001-2010年省级面板数据实证检验环境规制对服务业的影响。研究表明:严格的环境规制对我国服务业发展有显著影响，说明在推进产业结构升级和发展服务业时，应强化环境保护的政策导向。而环境规制在不同地区的影响也存在差异，东部和西部地区环境规制对促进服务业发展影响明显，但对中部地区影响不足。在中国式地方分权的背景下，环境规制能否成为促进地区服务业发展仍取决于地方政府的发展偏向。对中央政府而言，努力探索经济社会条件中容易诱发环境污染和环境破坏的深层次原因，加强顶层设计乃是长放之策。关键词:环境规制p服务业区位分布p产业结构调整申图分类号:F062. 2 文献标识码:A文章编号:1672一2817(2015)04一0038一06改革开放以来，在经济快速增长的同时，也产生的影响主要有两种观点:一种认为环境规制对产业了一系列严重的环境问题。破解经济增长中的环境发展及布局并无影响。如TomVerbeke等人保护问题，推进产业结构调整和产业升级，满足我国(2006)阳，评估环境规制对产业布局的影响，研究发国民日益高涨的公共服务需求，"经济服务化"被认现，环境政策对产业布局的影响较小，产业布局更多为是解决上述问题所必须的手段(李眺，2013)[1J。地受到集聚经济及收入效应的影响。部分研究者认为区位选择中应更多考虑新技术的应用、战略合作、但"经济服务化"能否在我国所有地区得到实施，特信息不对称等因素，而非环境规制影响(Regibeau别是我国东中西部地区的环境政策和经济发展水平P扣1，Gal1egos A, 2004[3J ) 0 Copeland、Taylor存在很大差异，这些差异都会影响产业结构转型和J (2004)[4，Raspiller、Riedinger(2008)町等均设定了升级的外部成本。那么地方政府在推进产业转型和经济服务化时，是否考虑了不同地区环境管制政策经济计量模型对环境强度指标进行验证，证实环境的影响?环境规制对经济服务化能否起到推动作规制与产业布局选择之间并元明显关联。此外，一用，或者是各地实现产业结构转型升级的筹码?这些文献用统计模型分析法验证国外直接投资(FDl)区位选择与环境管制的关系，也得出类似结论。些问题的厘清，对于实现环境规制与区域经济结构与上述观点相反，发展中国家是否以宽松的环转型和经济增长的"共赢"具有重要意义。境政策吸引外部资金的进入，在较低环境标准下其一、文献综述污染密集型产业将获取比较优势，成为全球污染产目前，国内外关于环境规制对产业发展及布局业(DirtyIndustries)的"天堂飞引发对"污染避难收稿日期:2014-09-10基金项目:国家社科基金项目"我国开放型经济转型升级路径研究气13BJY009);国家社科基金项目"我国城市生活垃圾减量化市场管理模式及政策研究"(14BGL095);教育部人文社科青年项目"三峡库区环境区居民传统环境权利剥夺的生态补偿制度研究气10YJC790250)作者简介:谭灵芝(1976一)，女，新疆乌鲁木齐人，重庆工商大学副研究员，博士，研究方向为环境经济政策;王国友(1974-)，男，新疆昌吉人，重庆工商大学高级工程师，博士研究生，研究方向为自然资源管理。38
谭灵芝，王国友z环境规制、服务业发展与区位分布影响研究说"(Pollution Haven Hypotheis)这一议题的关注二、环境规制对服务业发展的测度(Birdsall N, Wheeler 0，1992[6勺。而环境规制相对比较严格的发展中国家担心污染产业的竞争力受(一)变量设定损，经济赶超的压力剌激这些国家主动竞相降低本总体而言，目前可直接衡量环境规制的数据比国的环境标准来吸引更多外资企业的进入(环境竞较缺乏，多只能通过选取替代变量或者构造变量来争假说，Race-to-the衡量环境规制(傅京燕，等，2014[町)。为了较为准Bottom Hypothesis)。大量实证也证明，环境规制不可避免地会增加企业负担，导确反映环境规制强度对服务业发展的影响，文中借J致产业绩效下滑(Coondoo、Oina，2002[7)。环境规助张中元等(2012)[町的分析方法，采用各地区工业制迫使企业重新进行区位选择(Perman、Stern，废水排放达标率(WA)衡量环境规制强度(EP)。该2003[8J ; Greaker M ，2003[9])。刘建民等(2008)口。]变量值越大，表明地方政府对环境规制执行力越强，采用1999-2004年中国28个省份的数据进行实证可很好地度量环境规制的严厉程度。此外，考虑到分析，研究发现环境规制对中国FDI的区位分布具模型内生性问题，即环境规制与服务业发展变量之J有显著性影响。沈静等(2012)[I1等通过对广东佛间可能存在一定的双向因果关系，使得回归结果出山市陶瓷产业区位变动过程的分析，认为环境管制现偏误。较为普遍的解决方法是引人内生变量滞后是影响污染产业区位变化的重要因素。项以有效避免因遗漏变量带来的内生性问题。因尽管环境规制对区位和产业布局的影响研究尚此，本文采用工业废水排放达标率滞后一期(EP，-l)存争议，但现有文献较多集中在环境规制如何影响作为工具变量进行分析。FDI的布局以及对工业发展及布局的影响等方面，本文以第三产业增加值占该地区GOP的比重来衡量服务业发展情况。为增加数据可比性，所有地区环境规制对服务业发展及区位变化过程和影响机制等研究较为鲜见，引致经济结构转型也难以从宏观的服务业增加值都使用2000年不变价。除去环境规制之外，影响服务业发展的因素很多，综合借鉴新经上判断不同地区未来经济应该发展的方向。而环境济地理学(NEG)的区位理论并参考牛瑞等(2011)[14]污染对我国社会经济的影响已逐渐扩大，我国地方的研究，文中采用的其他解释变量有城市化率、城市政府和公民的自我发展诉求和生态环境保护需求也人口密度、职工平均工资、人力资本、市场化程度和政引致了对"经济服务化"的现实要求。更重要的是，府经济干预程度等。此外，考虑到产业结构具有很强这与我国目前迫切需要的经济与产业转型和生态文的路径依赖，高度依赖工业生产的地区和国家很难迅明建设的发展战略一致，也是新型经济增长的内在速向服务业转型，因此，借鉴汪德华等(2007)间的分要求。鉴于此，本文在国内外相关研究的基础上，拟析方法，将工业附加值占GOP的比重滞后二期做为从产业转型视角探讨我国东、中、西部地区环境管制控制变量，据此分析各地区服务业发展受历史产业结差异对服务业发展及区位的影响，为政府相关政策构的影响。各变量定义及预期方向见表10的制定提供有价值的建议。表1变量及定义变量变量定义预期方向S凡服务业比重g各地区历年服务业增加值/该地区GDP++++++一EP~-l 环境规制强度g各地区第t-l期工业废水排放达标量/工业废水排放总量的比值Citr;, 城市化率z各地区第t期城市人口占该地区总人口的比重Wag~ 职工平均工资z各地区第t期职工平均工资Denit 城市人口密度z各地区第t期城市人口/该地区面积PRL, 市场化程度:各地区第t期各细分行业非国有经济单位职工人数/职工总数CAPT. 人力资本z各地区第t期中学以上教育水平人口/该地区总人口GoVit 政府经济干预程度:各地区第t期政府一般预算支出/该地区GDP产业结构历史特征2各地区第t一2期工业附加值占当年该地区GDP的比重Inr’-2 East 地区变量g当该地区为东部时，East=l，否则为O+ Mid 地区变量z当该地区为中部时，Mid=l，否则为OWest 地区变量z当该地区为西部时，West=l，否则为O39
西安财经学院学报(二}模型与数据来源或者量化，通常会采取两种处理方法，一种是将其视本文选取2001-2010年31个省、自治区和直为固定效应项，减轻由于测量误差和省略变量带来辖市相关数据作为样本。各地区样本数据来自《中的估计偏误问题;另一种视其为随机因素，适用随机国统计年鉴))(2002一2011年)。首先对全国31个效应模型。乌表示随机误差项。把所有变量结合方程省份的样本数据进行面板数据回归，进而分别对东(1) .并考虑到变量间可能存在的非线性关系，构建中西部地区的样本进行面板回归。在面板数据分析如下公式:中，与准确使用数据密切相关的问题是如何判断固ln(SR十,) = Ui +OiEPY11n(Citrit)十it定效应模型和随机效应模型的优良性。本文将分别y1n(Wage.)十y1n(Den.)+ 23采用固定效应模型和随机效应模型对样本数据进行y41n(PRI.) + Ysln(CAPT.) + 回归，并进行Hausman检验以判断检验结果的有ysln(Govit )十γ71n(GoVit)十效性。γ'81nCInrr-2 )十êit(2) 为考察各地区服务业发展与环境规制之间的关鉴于各变量之间仍然会存在多重共线性关系，系，结合传统研究方法，得出基本模型如下z需通过相关系数矩阵排除相关系数高<>日的变量。根据表2，政府经济干预程度(GOV)与历史产业SR, = Ui +OiEP. + X’itY+Œit (1) 其中.1和t分别表示地区和时间;SR为地区服结构(lnr)的相关性较高，与其他变量的相关性也较it务业发展状况;EP是各地区环境规制强度评价指高。理论上，应将该变量去除，但许多研究证明(王it标;X'.是KX1向量，表示影响地区服务业发展的俊豪.2010[16J) .无论产业布局抑或是服务业发展，控制变量向量;Y为相应的系数向量州，表示不可观中国经济都具有明显的政府主导特征，因此，本文在测的地区异质性效应。这些因素通常难以直接观测初步研究中仍将保留该变量。表2变量的相关系数矩阵lnSR, lnCitr;, lnWage省lnDen;, lnPRI. lnCAPT. lnGovit lnlnr,-z lnEP’-l lnSR. 1. 000 lnEP.一 1. 000 lnCitr. 1. 000 lnWage;, 1. 000 lnDen;, 1. 000 lnPRL, O. 575 1. 000 lnCAPT. O. 315 1. 000 lnGovit O. 757 O. 732 O. 519 O. 721 1. 000 lnlnr’-2 O. 567 O. 594 1. 000 {三}面板数据回归结果分析根据表3，两个模型中EP在1%显著性水平上都根据公式(2).首先对31个省份样本数据进行为正，说明环境规制是影响服务业发展的重要因素。面板回归，表3是固定效应和随机效应回归结果。Citr系数在两个模型同时通过5%的显著性检验，且表331个省面板鼓据回归结果与预期方向一致，表明城市化水平是影响区域服务业变量固定效应随机效应发展的重要原因之一。职工平均工资Wage的系数 () ’ , , ) it一1符号与预期一致，但是在两个模型中都不具有统计学lnCitrit O. 764’ () 3. 671赞蟹() 意义，说明中国各地区职工工资收入的增加有利于服lnWage运() () lnDen;, ’ , () () 务业的发展，但影响并不显著。变量Den在两个模型lnPRL, () () 中的系数为正，但在固定效应模型中显著性很高，在lnCAPT. () ~0745' () 随机效应中则不具有统计意义。PRI的系数符号为lnGov. 一', (一的一"(一)lnln马’ , (一日一‘飞一)正，但在固定模型和随机模型中都并未通过显著性检Z 验，该结果不具有统计意义，说明现阶段我国市场化骨幡.F值水平不足以对服务业发展产生显著性影响。CAPTWald ch 2 " 2 z 系数为正，与预期一致，在随机效应中通过显著性检Hausman test Chi(8)Prob> 验。Gov的系数在两个模型中都为负，并通过了5%注:祷祷祷表示1%水平上显著川赞表示5%水平上显著川表示10%水平上显著。的显著性检验，与预期一致。结合市场化程度的检验40
谭灵芝，王国友g环境规制、服务业发展与区位分布影响研究结果可知，地方政府对经济干预越多，越不利于地区因此，本文需采用固定效应做公式(2)的回归。此产业转型和服务业发展。变量1m在两个模型中5%外，由于存在多重共线性问题，文中将去掉变量"政统计水平上为负向显著，说明一个地区的工业附加值府经济干预程度(Gov)"再次对省域层面的面板数越高，越难以向服务业转型。据进行回归分析，结果见表4。对比表3和表4的为进一步分析各变量对服务业发展的影响，用回归结果，去掉Gov该变量，环境规制强度(EP)的Hausman检验以确定哪个模型是无偏的。在系数显著增大，且显著性程度提高。这表明环境规Hausman检验中，P值为0，拒绝了随机效应模型，制是影响服务业发展的重要因素。表4去除Gov后的面板数据回归结果2 变量lnEP.-lnCitr. lnWage也lnDen;, lnPRl;, lnCAPT. 1 lnlnr，寸*钳 * * 固定效应O. 587 () () () () () () () 表5东、中、西部地区面板数据回归结果三、环境规制对服务业发展的区位分布固定效应差异变量东部地区中部地区西部地区为进一步讨论环境规制对不同地区服务业发展O. 幡704 lnEP.一1及区位分布研究，在区域特征与产业特征交互作用(0. 129) (0. 196) () ( 1nteraction)模型中引人环境规制的地区特征，对*骨铮钊* lnCitrit 中国区域间服务业分布效应进行测度。参照既有研() (0. 125) () 究传统和中国统计局分类，将全国各省份划分为东 O. 396 lnWag勾中西部，引人东、中、西部三个地区变量，建立地区变() (0. 197) (0. 124) 量与环境规制强度的交互项，构建公式(3):铮锄幡 lnDen;, SR= Ui + ()1 EP1X East+()2EPq-J X Mid+ it it一() () (0. 125) ()3EPH X West 十XitY十E~(3) lnPRl;, 进一步，结合所有解释变量，同样考虑到变量间(0. 117) (0. 132) () 可能存在的非线性关系，构建公式(4): 惕铃一*1. 0971 lnCAPTit ln(SR;,) = Ui + 0+ Odn(EPit-l X East) + 0 () () () ()21n(EPit-l X Mid)十仇ln(EPXWest)+γdnCitrit H一怜一钊一…lnGovit +Y21nWage. +γ'31nDen;， +ηlnPR1. +γ'slnCAPT. (一) 〈一)(一)+ YslnGov;, + y1nGovit +γ'sln1nrr-2十Eit(4) 7一*铃一*一，一2根据公式(的，分别对三个地区的面板数据进行(一) (一)〈一)回归分析。同样进行Hausman检验，发现固定效2 O. 601 应模型仍优于随机效应模型，其回归结果见表50根据中国经济增长前沿课题组(2012)[川的研根据表5，东部地区EP的系数在1%的显著性究，在东部地区，工业化进程吸收了相对高素质的劳水平上为正，且其系数值超过全国层面的回归结果。动力，而把大量低素质的劳动力驱赶到非正规就业说明在东部地区，严格的环境规制是推动产业结构广泛存在的服务业部门。如果结合Wage的结果可转化的有效工具。这与张可云等(2009)[17]的研究知，东部地区服务业发展更多源于较低的劳动力成结论一致。Citr的系数在5%的统计水平下为正向本，而非劳动力素质。PR1系数与预期一致，但没it显著，说明较高的城市化水平可有效促进服务业发有通过显著性检验，可能在于市场化作用对东部地展和集聚。Den变量的系数为正，但并未通过显著区服务业的发展尚未真正显现。变量Gov的系数性检验，这可能源于东部地区近十年来城市的快速为负，且通过10%的显著性检验，即政府的干预对扩张，城市人口密度已低于中部和西部地区，降低了推进东部地区产业结构调整和服务业发展有较强的该变量对服务业发展的影响。CAPT的系数为负，通过10%的显著性检验，但与预期相反。阻碍作用。变量1m在5%的统计水平上显著为负，
西安财经学院学报表明在以工业附加值比重较高的东部地区向服务业发展的影响也更为显著，市场分割和地方保护严重阻转型的过程中，更易受到固有产业结构的影响，产业碍西部地区产业发展和布局。变量lnr的符号与预结构存在高度的路径依赖(吴敬哇，2005[四J)。期相反，但未通过显著性检验，可能的原因是西部地与东部地区相比，中部地区EP的系数符号为区承接东部地区产业缓慢，加之其本身工业发展薄正，与预期相反，但未通过显著性检验，其系数绝对弱，并未产生路径依赖。值小于全国和东部地区，也低于西部地区。表明服四、研究结论及政策启示务业在中部地区发展主要是从其他因素考虑区位选择，环境规制对服务业发展的影响较小。Citr和本文证实了环境规制对服务业发展有显著的正Den在10%的统计水平上为正向显著，说明较高的向影响，环境规制对东部和西部地区服务业发展影城市化水平和人口密度是推进服务业在中部地区发响显著。对中部地区来说，发展第二产业，积极承接展的重要原因。Wage和CAPT的系数都为负，二东部地区产业转移仍将是未来经济发展的主导方者都未通过显著'性检验。这可能与中部地区产业结向，环境规制对服务业发展的影响有限。此外，城市构有关，即人力资本多投入在工业领域，而非服务化率和政府经济干预程度等变量对服务业发展和业。PRI系数为正，与预期一致，但仍未通过显著性中、东、西部地区产业布局也有较大影响。检验，这可能与中部地区整体市场化程度较低有关。上述研究结果蕴含着相应的政策涵义:(1)在经Gov系数为负，通过10%的显著性检验，说明在中济发达的东部地区，环境规制逐渐从松散走向严格部地区，政府对产业发展与布局的影响更为深刻，以是其经济发展水平和产业结构调整的内在要求。因工业带动经济增长的地区发展模式，引致地方政府此，东部地区可通过加强环境规制促进产业结构调会将更多的资源投入到工业，而非服务业。变量Inr整和升级。同时，应加大在服务业领域的人力资本在10%的统计水平上显著为负，与东部地区类似，投入，打通工业发展与服务业发展的良性互动通道，过度依赖工业增长带来的区域经济发展，其向服务避免发展中国家产业结构过度服务化及由此导致的业转型难度越高。而以政府主导推动的工业发展和低生产率和低增长陷阱问题问。(2)中部地区的发产业承接，又可能进一步强化这种后果。展基础和产业导向表明，工业发展仍将是其未来发西部地区四在10%的显著'性水平上为正，与预展的重点，地方政府多缺乏主动性激励加强经济领期相反。研究表明，实际上东部的制造业尚未达到转域的环境管制，最终引致中部地区环境规制强度较移的内生的临界点，大规模的产业向西转移并未发东部和西部地区为弱。因此，对于中部地区，中央政生。因此，对于生态环境脆弱的西部地区，环境政策府需通过顶层设计，强化地方环境保护部门的环境可以更好地促使西部地区产业重构，推进西部地区产责任和地位，提高环保部门的执法独立性。同时，需业向第三产业发展。地方政府可能也会基于政治和加强与东部地区环境保护部门的对接，避免中部地经济激励考量，倾向于借助服务业发展地方经济，从区成为东部地区高污染型产业规避高环境规制的而显示环境政策对西部地区服务业发展的正向影响。"污染天堂"。此外，中东部地区由于路径依赖引致Citr和Den在5%的统计水平上为正向显著，说明城产业转型难度加大，地方政府需通过强化环境投入市化率和城市人口密度越高，越易促进服务业发展。和支持力度促使经济转型。(3)西部地区借助环境这可能与西部地区城市数量相对较少以及人口大量规制对产业结构调整的影响，在有限承接东部地区向城市转移有关。Wage的系数为正，但未通过显著产业转移的同时，应立足于本地资源环境禀赋和经性检验，即职工工资平均水平对西部地区服务业发展济发展基础，大力推进生态产业和服务业发展。更影响较小。可能在于西部地区普遍收入和就业率较东部地区为低的情况下，工资水平并不足以影响地区可结合国家对西部地区公共服务的倾斜，发展公共服务业发展。CAPT的系数为正，且通过5%的显著服务产业。此外，对于西部地区而言，政府加强环境性检验，显示出人力资本对西部地区服务业发展的正管制的同时，应积极着力提高市场化水平，通过市场向影响。PRl系数为正，与预期一致，未通过显著性推进服务业在西部地区的发展。(4)中央政府应完检验，且其绝对值远低于全国水平。而Gov系数为善地方政府生态环境保护的考核机制，努力改善社负，与预期一致，通过1%的显著性检验，说明西部地会经济条件中容易诱发环境污染和环境破坏的深层区的市场化程度为低，较之中、东部地区，政府对经济次原因。42
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