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）

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）

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效之策。

环境规制;服务业区位分布;产业结构调整

改革开放以来，在经济快速增长的同时，也产生了一系列严重的环境问题。破解经济增长中的环境保护问题，推进产业结构调整和产业升级，满足我国国民日益高涨的公共服务需求，“经济服务化”被认为是解决上述问题所必须的手段（李眺，2013）[1]。但“经济服务化”能否在我国所有地区得到实施，特别是我国东中西部地区的环境政策和经济发展水平存在很大差异，这些差异都会影响产业结构转型和升级的外部成本。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的影响？环境规制对经济服务化能否起到推动作用，或者是各地实现产业结构转型升级的筹码？这些问题的厘清，对于实现环境规制与区域经济结构转型和经济增长的“共赢”具有重要意义。

一、文献综述

目前，国内外关于环境规制对产业发展及布局的影响主要有两种观点：一种认为环境规制对产业发展及布局并无影响。如Tom Verbeke等人（2006）[2]，评估环境规制对产业布局的影响，研究发现，环境政策对产业布局的影响较小，产业布局更多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、信息不对称等因素，而非环境规制影响 （Regibeau P M, Gallegos A，2004[3]）。Copeland、Taylor（2004）[4]，Raspiller、Riedinger（2008）[5]等均设定了经济计量模型对环境强度指标进行验证，证实环境规制与产业布局选择之间并无明显关联。此外，一些文献用统计模型分析法验证国外直接投资 （FDI） 区位选择与环境管制的关系，也得出类似结论。

与上述观点相反，发展中国家是否以宽松的环境政策吸引外部资金的进入，在较低环境标准下其污染密集型产业将获取比较优势，成为全球污染产业（Dirty Industries）的“天堂”，引发对“污染避难说”（ Pollution Haven Hypotheis）这一议题的关注（Birdsall N, Wheeler D,1992[6]）。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损，经济赶超的压力刺激这些国家主动竞相降低本国的环境标准来吸引更多外资企业的进入（环境竞争假说，Race-to-the 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，导致产业绩效下滑（Coondoo、Dina，2002[7]）。环境规制迫使企业重新进行区位选择（Perman、Stern，2003[8]；Greaker M ,2003[9]）。刘建民等（2008）[10]采用1999—2004年中国28个省份的数据进行实证分析，研究发现环境规制对中国FDI的区位分布具有显著性影响。沈静等（2012）[11]等通过对广东佛山市陶瓷产业区位变动过程的分析，认为环境管制是影响污染产业区位变化的重要因素。

尽管环境规制对区位和产业布局的影响研究尚存争议，但现有文献较多集中在环境规制如何影响FDI的布局以及对工业发展及布局的影响等方面，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上判断不同地区未来经济应该发展的方向。而环境污染对我国社会经济的影响已逐渐扩大，我国地方政府和公民的自我发展诉求和生态环境保护需求也引致了对 “经济服务化”的现实要求。更重要的是，这与我国目前迫切需要的经济与产业转型和生态文明建设的发展战略一致，也是新型经济增长的内在要求。鉴于此，本文在国内外相关研究的基础上，拟从产业转型视角探讨我国东、中、西部地区环境管制差异对服务业发展及区位的影响，为政府相关政策的制定提供有价值的建议。

二、环境规制对服务业发展的测度

（一）变量设定

总体而言，目前可直接衡量环境规制的数据比较缺乏，多只能通过选取替代变量或者构造变量来衡量环境规制（傅京燕，等，2014[12]）。为了较为准确反映环境规制强度对服务业发展的影响，文中借助张中元等（2012）[13]的分析方法，采用各地区工业废水排放达标率（WA）衡量环境规制强度（EP）。该变量值越大，表明地方政府对环境规制执行力越强，可很好地度量环境规制的严厉程度。此外，考虑到模型内生性问题，即环境规制与服务业发展变量之间可能存在一定的双向因果关系，使得回归结果出现偏误。较为普遍的解决方法是引入内生变量滞后项以有效避免因遗漏变量带来的内生性问题。因此，本文采用工业废水排放达标率滞后一期（EPt-1）作为工具变量进行分析。

本文以第三产业增加值占该地区GDP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，综合借鉴新经济地理学（NEG）的区位理论并参考牛瑞等（2011）[14]的研究，文中采用的其他解释变量有城市化率、城市人口密度、职工平均工资、人力资本、市场化程度和政府经济干预程度等。此外，考虑到产业结构具有很强的路径依赖，高度依赖工业生产的地区和国家很难迅速向服务业转型，因此，借鉴汪德华等（2007）[15]的分析方法，将工业附加值占GDP的比重滞后二期做为控制变量，据此分析各地区服务业发展受历史产业结构的影响。各变量定义及预期方向见表1。

表1 变量及定义

（二）模型与数据来源

本文选取2001—2010年31个省、自治区和直辖市相关数据作为样本。各地区样本数据来自《中国统计年鉴》（2002—2011年）。首先对全国31个省份的样本数据进行面板数据回归，进而分别对东中西部地区的样本进行面板回归。在面板数据分析中，与准确使用数据密切相关的问题是如何判断固定效应模型和随机效应模型的优良性。本文将分别采用固定效应模型和随机效应模型对样本数据进行回归，并进行Hausman检验以判断检验结果的有效性。

为考察各地区服务业发展与环境规制之间的关系，结合传统研究方法，得出基本模型如下：

（1）

ln（SRit）=ui+θiEPit+γ1ln（Citrit）+γ2ln（Wageit）+γ3ln（Denit）+γ4ln（PRIit）+γ5ln（CAPTit）+γ6ln（Govit）+γ7ln（Govit）+γ8ln（Inrt-2）+εit

（2）

鉴于各变量之间仍然会存在多重共线性关系，需通过相关系数矩阵排除相关系数高（>0.75）的变量。根据表2，政府经济干预程度（Gov）与历史产业结构（Inr）的相关性较高，与其他变量的相关性也较高。理论上，应将该变量去除，但许多研究证明（王俊豪，2010[16]），无论产业布局抑或是服务业发展，中国经济都具有明显的政府主导特征，因此，本文在初步研究中仍将保留该变量。

表2 变量的相关系数矩阵

（三）面板数据回归结果分析

根据公式（2），首先对31个省份样本数据进行面板回归，表3是固定效应和随机效应回归结果。

表3 31个省面板数据回归结果

注: ***表示1%水平上显著；**表示5%水平上显著；*表示10%水平上显著。

根据表3，两个模型中EP在1%显著性水平上都为正，说明环境规制是影响服务业发展的重要因素。Citr系数在两个模型同时通过5%的显著性检验，且与预期方向一致，表明城市化水平是影响区域服务业发展的重要原因之一。职工平均工资Wage的系数符号与预期一致，但是在两个模型中都不具有统计学意义，说明中国各地区职工工资收入的增加有利于服务业的发展，但影响并不显著。变量Den在两个模型中的系数为正，但在固定效应模型中显著性很高，在随机效应中则不具有统计意义。PRI的系数符号为正，但在固定模型和随机模型中都并未通过显著性检验，该结果不具有统计意义，说明现阶段我国市场化水平不足以对服务业发展产生显著性影响。CAPT系数为正，与预期一致，在随机效应中通过显著性检验。Gov的系数在两个模型中都为负，并通过了5%的显著性检验，与预期一致。结合市场化程度的检验结果可知，地方政府对经济干预越多，越不利于地区产业转型和服务业发展。变量Inr在两个模型中5%统计水平上为负向显著，说明一个地区的工业附加值越高，越难以向服务业转型。

为进一步分析各变量对服务业发展的影响，用Hausman检验以确定哪个模型是无偏的。在Hausman检验中，P值为0，拒绝了随机效应模型，因此，本文需采用固定效应做公式（2）的回归。此外，由于存在多重共线性问题，文中将去掉变量“政府经济干预程度（Gov）”再次对省域层面的面板数据进行回归分析，结果见表4。对比表3和表4的回归结果，去掉Gov该变量，环境规制强度（EP）的系数显著增大，且显著性程度提高。这表明环境规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

三、环境规制对服务业发展的区位分布差异

为进一步讨论环境规制对不同地区服务业发展及区位分布研究，在区域特征与产业特征交互作用（Interaction）模型中引入环境规制的地区特征，对中国区域间服务业分布效应进行测度。参照既有研究传统和中国统计局分类，将全国各省份划分为东中西部，引入东、中、西部三个地区变量，建立地区变量与环境规制强度的交互项，构建公式（3）：

SRit=ui+θ1EPit-1×East+θ2EPit-1×Mid+θ3EPit-1×West+Xitγ+εit

（3）

进一步，结合所有解释变量，同样考虑到变量间可能存在的非线性关系，构建公式（4）：

ln（SRit）=ui+θ0+θ1ln（EPit-1×East）+θ2ln（EPit-1×Mid）+θ3ln（EPit-1×West）+γ1lnCitrit+γ2lnWageit+γ3lnDenit+γ4lnPRIit+γ5lnCAPTit+γ6lnGovit+γ7lnGovit+γ8lnInrt-2+εit

（4）

根据公式（4），分别对三个地区的面板数据进行回归分析。同样进行Hausman检验，发现固定效应模型仍优于随机效应模型，其回归结果见表5。

根据表5，东部地区EP的系数在1%的显著性水平上为正，且其系数值超过全国层面的回归结果。说明在东部地区，严格的环境规制是推动产业结构转化的有效工具。这与张可云等（2009）[17]的研究结论一致。Citr的系数在5%的统计水平下为正向显著，说明较高的城市化水平可有效促进服务业发展和集聚。Den变量的系数为正，但并未通过显著性检验，这可能源于东部地区近十年来城市的快速扩张，城市人口密度已低于中部和西部地区，降低了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。

表5 东、中、西部地区面板数据回归结果

根据中国经济增长前沿课题组（2012）[18]的研究，在东部地区，工业化进程吸收了相对高素质的劳动力，而把大量低素质的劳动力驱赶到非正规就业广泛存在的服务业部门。如果结合Wage的结果可知，东部地区服务业发展更多源于较低的劳动力成本，而非劳动力素质。PRIit系数与预期一致，但没有通过显著性检验，可能在于市场化作用对东部地区服务业的发展尚未真正显现。变量Gov的系数为负，且通过10%的显著性检验，即政府的干预对推进东部地区产业结构调整和服务业发展有较强的阻碍作用。变量Inr在5%的统计水平上显著为负，表明在以工业附加值比重较高的东部地区向服务业转型的过程中，更易受到固有产业结构的影响，产业结构存在高度的路径依赖（吴敬琏，2005[19]）。

与东部地区相比，中部地区EP的系数符号为正，与预期相反，但未通过显著性检验，其系数绝对值小于全国和东部地区，也低于西部地区。表明服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Den在10%的统计水平上为正向显著，说明较高的城市化水平和人口密度是推进服务业在中部地区发展的重要原因。Wage和CAPT的系数都为负，二者都未通过显著性检验。这可能与中部地区产业结构有关，即人力资本多投入在工业领域，而非服务业。PRI系数为正，与预期一致，但仍未通过显著性检验，这可能与中部地区整体市场化程度较低有关。Gov系数为负，通过10%的显著性检验，说明在中部地区，政府对产业发展与布局的影响更为深刻，以工业带动经济增长的地区发展模式，引致地方政府会将更多的资源投入到工业，而非服务业。变量Inr在10%的统计水平上显著为负，与东部地区类似，过度依赖工业增长带来的区域经济发展，其向服务业转型难度越高。而以政府主导推动的工业发展和产业承接，又可能进一步强化这种后果。

西部地区EP在10%的显著性水平上为正，与预期相反。研究表明，实际上东部的制造业尚未达到转移的内生的临界点，大规模的产业向西转移并未发生。因此，对于生态环境脆弱的西部地区，环境政策可以更好地促使西部地区产业重构，推进西部地区产业向第三产业发展。地方政府可能也会基于政治和经济激励考量，倾向于借助服务业发展地方经济，从而显示环境政策对西部地区服务业发展的正向影响。Citr 和Den在5%的统计水平上为正向显著，说明城市化率和城市人口密度越高，越易促进服务业发展。这可能与西部地区城市数量相对较少以及人口大量向城市转移有关。Wage的系数为正，但未通过显著性检验，即职工工资平均水平对西部地区服务业发展影响较小。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服务业发展。CAPT的系数为正，且通过5%的显著性检验，显示出人力资本对西部地区服务业发展的正向影响。PRI系数为正，与预期一致，未通过显著性检验，且其绝对值远低于全国水平。而Gov系数为负，与预期一致，通过1%的显著性检验，说明西部地区的市场化程度为低，较之中、东部地区，政府对经济发展的影响也更为显著，市场分割和地方保护严重阻碍西部地区产业发展和布局。变量Inr的符号与预期相反，但未通过显著性检验，可能的原因是西部地区承接东部地区产业缓慢，加之其本身工业发展薄弱，并未产生路径依赖。

四、研究结论及政策启示

本文证实了环境规制对服务业发展有显著的正向影响，环境规制对东部和西部地区服务业发展影响显著。对中部地区来说，发展第二产业，积极承接东部地区产业转移仍将是未来经济发展的主导方向，环境规制对服务业发展的影响有限。此外，城市化率和政府经济干预程度等变量对服务业发展和中、东、西部地区产业布局也有较大影响。

上述研究结果蕴含着相应的政策涵义：（1）在经济发达的东部地区，环境规制逐渐从松散走向严格是其经济发展水平和产业结构调整的内在要求。因此，东部地区可通过加强环境规制促进产业结构调整和升级。同时，应加大在服务业领域的人力资本投入，打通工业发展与服务业发展的良性互动通道，避免发展中国家产业结构过度服务化及由此导致的低生产率和低增长陷阱问题[20]。（2）中部地区的发展基础和产业导向表明，工业发展仍将是其未来发展的重点，地方政府多缺乏主动性激励加强经济领域的环境管制，最终引致中部地区环境规制强度较东部和西部地区为弱。因此，对于中部地区，中央政府需通过顶层设计，强化地方环境保护部门的环境责任和地位，提高环保部门的执法独立性。同时，需加强与东部地区环境保护部门的对接，避免中部地区成为东部地区高污染型产业规避高环境规制的“污染天堂”。 此外，中东部地区由于路径依赖引致产业转型难度加大，地方政府需通过强化环境投入和支持力度促使经济转型。（3）西部地区借助环境规制对产业结构调整的影响，在有限承接东部地区产业转移的同时，应立足于本地资源环境禀赋和经济发展基础，大力推进生态产业和服务业发展。更可结合国家对西部地区公共服务的倾斜，发展公共服务产业。此外，对于西部地区而言，政府加强环境管制的同时，应积极着力提高市场化水平，通过市场推进服务业在西部地区的发展。（4）中央政府应完善地方政府生态环境保护的考核机制，努力改善社会经济条件中容易诱发环境污染和环境破坏的深层次原因。

[1] 李眺.环境规制、服务业发展与我国的产业结构调整[J].经济管理, 2013（8）:1-10.

[2] TOM VERBEKE,MARC DE CLERCQ.The income-environment relationship: evidence from a binary response mode[J].Ecological Economics, 2006, 59（4）:419-428.

[3] REGIBEAU P M,GALLEGOS A. Managed trade, liberalization and local pollution[J].Advances in Economic Analysis and Policy, 2004, 4（2）:1331.

[4] COPELAND B R,TAYLOR M S.Trade, growth and the environment[J].Journal of Economic Literature,2004（2）:7-17.

[5] RASPILLER S, RIEDINGER N.Do Environmental Regulations Influence the Location ofFrenches Firms[J]. Land Econ, 2008,84（3）:382-395.

[6] BIRDSALL N, WHEELER D. Trade policy and industrial pollution in Latin America: where are the pollution havens?[J].Journal of Environment and Development,1992,2（1）:137-149.

[7] COONDOO D, DINDA S. Causality between income and emission: a country group-specific econometric analysis[J].Ecological Economics, 2002,40（3）:351-367.

[8] PERMAN R, STERN D I. Evidence from panel unit root and cointegration tests that the environmental Kuznets curve does not exist[J].Australian Journal of Agricultural and Resource Economics,2003,47（3）:325-347.

[9] GREAKER M. Strategic environmental policy when the governments are threatened by relocation[J].Resource and Energy Economics,2003（25）:141-154.

[10]刘建民,陈果.环境管制对 FDI 区位分布影响的实证分析[J].中国软科学, 2008（1）:102-124.

[11]沈静，魏成.环境管制影响下的佛山陶瓷产业区位变动机制[J].地理学报,2012,67（4）:467-478.

[12]傅京燕,赵春梅.环境规制会影响污染密集型行业出口贸易吗——基于中国面板数据和贸易引力模型的分析[J]. 经济学家,2014（2）:47-58.

[13]张中元,赵国庆.FDI,环境规制与技术进步——基于中国省级数据的实证分析[J].数量经济技术经济研究, 2012（4）:19-32.

[14]牛瑞. 制度环境对我国区域服务业发展影响的实证分析[J].工业技术经济,2011（1）:70-74.

[15]汪德华,张再金,白重恩.政府规模、法治水平与服务业发展[J].经济研究, 2007（6）:51-64.

[16]王俊豪.深化中国垄断行业改革研究[M].北京:中国社会科学出版社,2010:46.

[17]张可云,傅帅雄,张文彬.产业结构差异下各省环境污染规制强度量化研究[J].江淮论坛，2009（6）：21-26.

[18]中国经济增长前沿课题组.中国经济长期增长路径、效率与潜在增长水平[J].经济研究,2012（11）:4-17.

[19]吴敬琏.中国增长模式抉择[M].上海:上海远东出版社，2005:97.

[20]宋德军.区域服务业竞争优势评价指标体系与模型构建研究——以黑龙江省为例的实证与检验[J].统计与信息论坛，2014（4）：75-81.

（责任编辑：任红梅）

Environmental Regulation, Service Development and Distribution of Location Research

TANLing-zhi，WANGGuo-you

（Research Center of Economy of the Upper Reaches of Yangtze River, Chongqing Technology﹠ Business University, Chongqing 400067，China）

This paper tested empirically impact of environmental regulation on services based 2001-2010 provincial panel data. The results show that strict environmental regulations have a significant impact on the development of China’s service industry, which proved we should strengthen the policy-oriented environmental protection when promoting industrial upgrading and development of services. The impaction of environmental regulations in different regions is different, and the influences on the environmental regulations of the eastern and western region promoting the development of service industry are obvious, but less effect on the central region. In the context of Chinese-style decentralization, environmental regulation can promote the services development or not still depend on the biased development of local government. The central government should strengthen the top-level design, and improve economic and social conditions causing the environmental pollution and destruction of deep-seated reason is the long-term of the policy.

environmental regulation; services location distribution; industrial restructure

2014-09-10

国家社科基金项目“我国开放型经济转型升级路径研究”（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”（10YJC790250）

谭灵芝（1976-），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。

F062. 2

A

1672-2817（2015）04-0038-06