王 晗 何梟吟

[提要]借鑒Copeland-Taylor基本模型，構建起服務業(yè)開放影響地區(qū)環(huán)境污染水平的理論模型，并將服務業(yè)的污染排放分解為規(guī)模效應、結構效應和技術效應，同時結合2008-2018年中國30個省份的面板數據，運用空間杜賓模型實證分析服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平之間的關系。研究發(fā)現：總體上看，服務業(yè)開放不僅能夠降低本地區(qū)環(huán)境污染水平，也通過空間溢出機制顯著改善了周邊地區(qū)的環(huán)境污染狀況。分地區(qū)來看，服務業(yè)開放對于地區(qū)環(huán)境污染水平的影響存在區(qū)域異質性，對東部、中部地區(qū)和服務業(yè)開放引領地區(qū)的環(huán)境污染水平具有顯著的積極影響，但西部地區(qū)和服務業(yè)開放滯后地區(qū)的空間溢出效應并不明顯。中國應全面推進服務業(yè)對外開放進程，不斷加大地區(qū)環(huán)境污染治理力度。

黨的十九大報告明確提出“必須樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策”。在我國實現經濟高速增長的同時，高投入、高能耗、高排放的問題日益凸顯，地區(qū)經濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護之間仍然存在著不協(xié)調、不平衡的情況，綠色低碳的發(fā)展方式和生活方式尚未充分形成。與此同時，服務業(yè)已成為推動經濟增長的新動力，創(chuàng)造出70%的世界經濟總量和60%的全球直接投資，過去十年中全球服務貿易保持著年均4.2%的增長速度，遠高于同期貨物貿易的增速。2019年中國服務進出口規(guī)模位居世界第二，服務業(yè)對中國經濟增長貢獻率接近60%，吸引外商直接投資占比超過70%，可見服務業(yè)開放已經是我國全面對外開放新格局的重中之重?；诖耍疚臄M就服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平之間的關系展開研究，重點關注服務業(yè)開放是改善還是加劇了地區(qū)環(huán)境污染狀況，從而為處理好經濟增長與生態(tài)環(huán)境保護的關系、構建國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局提供參考。

一、文獻綜述

自從加入WTO以來，中國積極兌現服務貿易相關減讓條款，持續(xù)減少服務貿易壁壘和行業(yè)限制，同時服務業(yè)開放的擴大加快了制造業(yè)轉型升級和全球價值鏈攀升(馬弘和李小帆，2018；[1]余驍和郭志芳，2020[2])。服務業(yè)開放對于地區(qū)環(huán)境污染水平存在正向和負向兩個方面的影響。一方面，Walter和Ugelow(1979[3])認為跨國公司將污染產業(yè)從環(huán)境規(guī)制嚴格的發(fā)達國家轉移到環(huán)境規(guī)制寬松的發(fā)展中國家，使得發(fā)展中國家成為“污染天堂”。各國為了維持本國產品的國際競爭力，競相降低環(huán)境規(guī)制標準，出現“向底線賽跑”的現象(Dua和Esty，1997[4](P.20-25))。李鍇和齊紹洲(2011)[5]、Ren等(2014)[6]研究發(fā)現，貿易開放使得中國主要省區(qū)和工業(yè)行業(yè)的二氧化碳排放量、碳強度都出現增加。為了降低污染排放成本，跨國服務企業(yè)往往將污染密集型服務產業(yè)轉移到環(huán)境標準較低的發(fā)展中國家，導致服務業(yè)部門的地區(qū)結構偏向污染型，加劇了東道國地區(qū)的環(huán)境污染狀況(王恕立和王許亮，2017)[7]。

另一方面，Birdsall和Wheeler(1993)[8]、Eskeland 和 Harrison(2003)[9]相繼提出并驗證了“污染光環(huán)”假說，他們認為跨國公司為東道國帶來更為綠色環(huán)保的生產技術和行業(yè)標準，借助于技術擴散對東道國的生態(tài)環(huán)境產生積極影響?？鐕掌髽I(yè)擁有先進的綠色生產工藝和嚴格的污染排放限制，借助于行業(yè)內競爭示范效應促使本地企業(yè)對標國際最高環(huán)境標準，同時利用產業(yè)鏈上下游的前向后向聯系，推動產業(yè)結構轉型升級，降低地區(qū)環(huán)境污染水平(Poelhekke和Ploeg,2015)[10]。中國在承接國際產業(yè)轉移和引入FDI的過程中，也吸引到低排放系數的“干凈”產業(yè)和節(jié)能減排技術，有利于降低資源消耗和污染排放，從而避免成為發(fā)達國家的“污染天堂”(李小平和盧現祥，2010；[11]許和連和鄧玉萍，2012)；[12]Zhang和Zhou(2016)[13]考慮到我國各地區(qū)差異性的存在，研究得出服務業(yè)FDI流入總體上能夠減少中國的二氧化碳排放量，其中對于西部地區(qū)的積極作用要大于東部和中部地區(qū)。

但是也有不少研究指出兩者的關系并不是一成不變的。Robinson(1988)[14]指出國際貿易對一國污染物的排放具有正反兩方面的影響，出口產品的生產會增加污染物排放，但是也可以通過進口替代減少對環(huán)境的負面影響；Grossman和Krueger(1991)[15](P.32-36)將進出口貿易的環(huán)境影響分解為規(guī)模效應、結構效應和技術效應，貿易開放對各國環(huán)境質量的影響結果主要取決于這三種效應相對程度的變化。擴大貿易開放度和外商直接投資的增加使得中國部分省份的環(huán)境污染狀況出現一定程度的惡化。但是隨著資本密集度提高下的產業(yè)結構升級，污染減排技術得到改進應用，又降低了能源消耗帶來的污染排放(楊子暉和田磊，2017)；[16]霍偉東等(2019)[17]認為“污染天堂”和“污染光環(huán)”假說并非完全對立的，經濟發(fā)展初期的FDI通過生產型創(chuàng)新效應加劇中國的污染狀況，而到了經濟發(fā)展轉型時期，以生態(tài)型創(chuàng)新溢出效應為主的FDI有利于減輕工業(yè)環(huán)境污染水平。

通過以上研究可以發(fā)現，服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平之間的關系較為復雜，服務業(yè)開放對于生態(tài)環(huán)境的外部性效應并不明確。已有文獻多從貿易開放的總體角度探討其具有的環(huán)境效應，缺乏服務業(yè)開放對環(huán)境污染水平影響機制的深入分析?；诖耍疚脑噲D在以下三個方面有所創(chuàng)新：第一，構建出服務業(yè)開放影響地區(qū)環(huán)境污染水平的理論模型，從理論上深入分析服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平之間的關系。第二，由于環(huán)境污染有很強的空間關聯性，因而運用空間計量模型方法，實證檢驗服務業(yè)開放對于地區(qū)環(huán)境污染水平的空間溢出效應。第三，考慮到地區(qū)異質性的存在，不僅從全國層面上檢驗服務業(yè)開放的環(huán)境效應如何，也探究了不同地區(qū)的服務業(yè)開放對環(huán)境污染水平的影響。

二、理論模型

(一)基準設定

本文借鑒Copeland和Taylor(1994)[18]、盛斌和呂越(2012)[19]建立的理論模型，構建出服務業(yè)開放影響環(huán)境污染水平的一般均衡模型。假定一個開放經濟系統(tǒng)中僅生產兩種服務產品：污染型服務產品X和清潔型服務產品Y，兩種產品均使用勞動力和資本要素進行生產且規(guī)模報酬不變，服務產品X會產生一定的污染物排放Z，而服務產品Y不會產生污染物排放。在產權得到明晰界定下，服務企業(yè)的排污行為需要支付相應費用如環(huán)境稅、排污稅等，基于利潤最大化的目標追求，服務企業(yè)將會配置一部分生產要素進行減排活動，假定服務企業(yè)用于污染治理的生產要素占總生產要素的比例為θ，則0≤θ≤1，當θ=0時，表示服務企業(yè)對污染排放完全不進行治理，此時的產量為企業(yè)的潛在產量F，當0<θ<1時，表示服務企業(yè)使用θ部分的生產要素治理污染，這時企業(yè)的實際產量為(1-θ)F,同時也會產生污染物排放Z。主要函數形式如下：

X=(1-θ)F

(1)

Z=φ(θ)F

(2)

A=A0(1+θ)t

(3)

(4)

其中，φ(θ)是關于θ的污染排放函數，而且是θ的減函數，A0為初始的減排技術水平，A為當前減排技術水平。0<γ<1,當γ的值越小，污染物Z的排放量就越小，說明污染治理的效果愈為明顯。假設生產要素為資本K和勞動L，則相應產品的生產函數可以設定為：

(5)

(6)

(7)

則可以推導出：

(8)

(9)

由上式可知，污染型服務產品X可以被看作由污染排放Z和潛在產量F兩種要素投入所生產的，γ為污染要素投入占總生產成本的份額，且生產函數是規(guī)模報酬不變的。

(二)服務企業(yè)的成本最小化決策

對于服務企業(yè)而言，為了實現生產利潤最大化，首先要在給定的資本成本p和勞動力工資w的前提下，確定出最優(yōu)的資本勞動比使得潛在產出F的成本最小化，定義該成本函數為CF(p,w)，即：

CF(p,w)=min{paKF+waLF,F(aKF,aLF)=1}(10)

上式進行最優(yōu)化求解，可以得到：

(11)

根據潛在產出成本CF(p,w)和污染排放成本λ，選擇污染排放Z和潛在產量F的最優(yōu)組合，進而最小化單位服務產品X的生產成本CX,則有：

CX(p,w,λ)=min{λAZ+CF(p,w)F(KX,LX),(AZ)γ[F(KX,LX))1-γ=1}

(12)

對式(12)求其最優(yōu)一階導數可得：

(13)

(三)服務企業(yè)的污染排放決策

假設服務企業(yè)處于完全競爭市場之中，單個企業(yè)的凈利潤為零，污染型服務產品X和清潔型服務產品Y的價格分別為PX和PY，因此有：

(14)

由式(13)和式(14)可知，服務產品X的污染排放強度即單位產出的污染排放量e，將滿足以下條件：

(15)

公式(15)表明服務企業(yè)的污染排放強度會隨著減排技術水平A和污染排放成本λ的上升而下降，同時也隨著服務產品X價格的上升而增加。在此基礎上，服務企業(yè)的污染排放總量可以表示為：

(16)

其中，S=PXX+PYY表示經濟規(guī)模，即規(guī)模因素。ηX=PXX/(PXX+PYY)表示總產值中服務產品X的產值所占比重，即結構因素。對公式(16)兩邊同時取對數可得：

LnZ=lnS+lnγ+lnηX-lnA-lnλ

(17)

在式(17)的基礎上進一步分析服務業(yè)開放對于環(huán)境污染的影響機制，兩邊同時對服務業(yè)開放(seropen)同時求導，并乘以服務業(yè)開放(seropen)可得到：

(18)

首先，人均實際GDP(pgdp)直接表現出一個地區(qū)經濟發(fā)展水平和總體規(guī)模狀況，同時環(huán)境規(guī)制強度與環(huán)境污染水平密不可分，環(huán)境污染治理投資總額(envir)作為市場型環(huán)境規(guī)制的代表，注重運用市場調節(jié)的力量減少污染物排放的規(guī)模。規(guī)模效應的函數可以表示為：

(19)

其次，地區(qū)的第二產業(yè)與第三產業(yè)的產值構成是其產業(yè)結構高級化合理化的重要特征，從根本上決定了本地區(qū)污染物排放的基本結構。結構效應的函數可以表示為：

(20)

最后，國內自主創(chuàng)新研發(fā)投入(rd)和人力資本水平(human)將會在一定程度上促進環(huán)境污染治理技術的進步與升級。技術效應的函數可以表示為：

(21)

將公式(18)至(21)進行綜合，可以得到污染排放Z的基本形式，如公式(22)所示，其中ε=ε1+ε2+ε3，ε1、ε2和ε3均為隨機誤差項。

Z=σ0+σ1seropen+σ2lnpgdp+σ3lnenvir+σ4indus+σ5human+σ6rd+ε

(22)

三、計量模型、變量選取和數據說明

(一)計量模型設定

由于環(huán)境污染具有不容忽視的地區(qū)溢出性，同時服務業(yè)開放也會帶來不同地區(qū)間生產要素的充分自由流動，因此本文將空間因素納入到分析框架之中，采用空間計量模型探討服務業(yè)開放對地區(qū)環(huán)境污染水平的影響，構建出一般形式的空間杜賓模型(SDM)如下：

Yt=α+βWYt+σXt+δWXt+μi+λt+εit

(23)

其中，W為空間權重矩陣，βWYt、δWXt分別是被解釋變量、解釋變量的空間滯后項，表示其他地區(qū)的被解釋變量、解釋變量對本地區(qū)產生的影響，α為常數項，μi為個體效應，λt為時間效應，εit為隨機誤差項。當δ=0時，空間杜賓模型(SDM)可簡化為空間自相關模型(SAR)；當δ+σβ=0時，空間杜賓模型(SDM)可簡化為空間誤差模型(SEM)。在此基礎上結合本文的變量選取情況，則空間杜賓模型具體形式可表示為：

zit=σ0+σ1seropenit+σ2lnpgdpit+σ3lnenvirit+σ4indusit+σ5humanit+σ6rdit+βWzit+δ1Wseropenit+δ2Wlnpgdpit+δ3Wlnenvirit+δ4Windusit+δ5Whumanit+δ6Wrdit+μi+λt+εit

(24)

為了減少空間權重設置不當導致的估計偏誤，同時比較分析不同空間權重下的空間溢出效應大小，本文構造出三種空間權重矩陣進行模型估計，基本設定如下：(1)地理距離權重矩陣(W1)。通過經緯度計算出不同省份的省會城市之間的地理距離，以這一距離的倒數作為權重設定，具體表示為：

(25)

(26)

(3)經濟地理權重矩陣(W3)。借鑒朱文濤等(2019)[20]的設定方法，以各個省份實際GDP總量來衡量地區(qū)經濟發(fā)展水平，建立如下經濟地理權重矩陣：

(27)

(二)指標選取和數據說明

環(huán)境污染綜合指數(z)?，F有研究對于地區(qū)環(huán)境污染水平的度量并沒有統(tǒng)一標準，大多是從污染物排放總量和環(huán)境污染指數兩個方面來分析。鑒于環(huán)境污染指數的覆蓋面廣、指標選擇更為全面，本文在石大千等(2018)[21]用工業(yè)“三廢”衡量環(huán)境污染水平的基礎上，選用二氧化碳(CO2)、二氧化硫(SO2)、工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢棄物的排放量作為基本指標，采用熵值法測算出中國各地區(qū)的環(huán)境污染綜合指數。由于二氧化碳排放量無法直接從統(tǒng)計年鑒中獲取，本文根據Pan et al(2008)[22]、劉華軍和李超(2018)[23]的方法，假定二氧化碳排放系數為2.13噸二氧化碳/每噸標準煤，用每年能源消費量乘以該系數估算出二氧化碳排放量。

服務業(yè)開放(seropen)。地區(qū)的服務業(yè)開放程度通常從服務業(yè)FDI(Arnold et al，2011)[24]和服務貿易進出口總規(guī)模(陳麗嫻和魏作磊，2016)[25]的角度來進行衡量。本文參照孫湘湘和周小亮(2019)[26]的研究方法，將服務業(yè)外貿依存度和外資依存度兩者結合起來，公式如下：

(28)

上述公式中，sertrade表示各地區(qū)的服務貿易出口額(囿于數據可得性，這里使用各地區(qū)國際旅游外匯收入近似替代)，serinvest表示各地區(qū)的服務業(yè)實際利用外商直接投資額，a=sertrade/(sertrade+serinvest)，同時系數b滿足b=serinvest/(sertrade+serinvest)，gsp表示各地區(qū)服務業(yè)總產值。

經濟發(fā)展規(guī)模(lnpgdp)。采用各省份人均實際GDP來衡量地區(qū)經濟發(fā)展規(guī)模，這里的人均實際GDP是以2008年為基期，并利用GDP平減指數進行平減，同時取其對數形式。環(huán)境規(guī)制強度(envir)。在經濟利益最大化的作用下，市場型環(huán)境規(guī)制能夠有效地激發(fā)社會主體的環(huán)境保護行為，因此使用環(huán)境污染治理投資總額來表示。地區(qū)產業(yè)結構(indus)。從產業(yè)結構高級化合理化的角度，采用第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值之比來表示各地區(qū)的產業(yè)結構狀況。

人力資本水平(human)。使用平均受教育年限來刻畫各地區(qū)的人力資本水平，計算方式為：H=H1×6+H2×9+H3×12+H4×16，其中H1、H2、H3、H4分別表示各省份小學、初中、高中、大專及以上四類受教育程度人口占6歲及以上人口的比重。

創(chuàng)新研發(fā)投入(rd)。采用各省份的R&D經費投入強度即R&D經費與GDP的比值來衡量地區(qū)的自主創(chuàng)新研發(fā)投入程度。

本文選擇2008-2018年作為研究區(qū)間，數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及我國各省份的統(tǒng)計年鑒。因數據缺失或統(tǒng)計口徑不一致，研究對象沒有涵蓋西藏和港澳臺地區(qū)，最終選取30個省份作為研究對象。

四、實證檢驗與結果分析

(一)空間相關性檢驗

本文采用全局Moran’s I指數測度服務業(yè)開放以及地區(qū)環(huán)境污染水平的空間相關性，當Moran’sI=0時，樣本分布是獨立隨機的，不存在空間相關性；當-1≤Moran’sI<0時，表示變量是空間負相關的；當0

表1 2008-2018年服務業(yè)開放及地區(qū)環(huán)境污染水平Moran’s I值

(二)空間杜賓模型估計

在進行空間計量模型回歸之前，通常需要確定哪種模型的解釋力更強，即利用一系列檢驗驗證空間杜賓模型較之于其他空間模型是否更優(yōu)。首先，通過Wald檢驗、Lratio檢驗判斷空間杜賓模型(SDM)能否簡化為空間自相關模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)，在三種空間權重矩陣下，Wald檢驗值分別為42.13、20.06、29.54，Lratio檢驗值分別為43.66、17.54、31.98，均通過了1%的顯著性水平檢驗，拒絕了δ=0和δ+σβ=0的原假設，表明SAR模型與SEM模型并不適用。其次，比較AIC和BIC值的大小在SDM模型和SAC模型中進行選擇，發(fā)現加入誤差項之后的AIC和BIC值并沒有變小，說明SDM模型相較于SAC模型更為合適。最后，通過Hausman檢驗值判斷采用隨機效應還是固定效應，基于三種空間權重矩陣的檢驗值都拒絕了“隨機效應優(yōu)于固定效應”的原假設，因此選擇固定效應模型。由于SDM模型包括時間固定、地區(qū)固定和時空雙固定效應三種類型，將log-likelihood、sigma2、R2值進行對比分析，最終選擇時空雙固定效應的SDM模型作為本文的基準空間模型。

由表2可知，在三種不同的空間權重矩陣下，服務業(yè)開放的估計系數均通過了相應水平的顯著性檢驗且始終為負值，意味著服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平之間呈現出負相關的關系。從空間滯后項的結果來看，服務業(yè)開放的空間滯后項通過了1%或者10%水平的顯著性檢驗且具有負向影響，從而說明服務業(yè)開放不僅有利于降低本地區(qū)的環(huán)境污染水平，也能夠促進周邊地區(qū)的環(huán)境質量改善。其他變量在不同空間權重下顯著性水平雖然略有差別，但是影響方向基本上保持一致。以上僅僅是對服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平關系的初步判斷，LeSage和Pace(2009)[27](P.102-104)認為完全依靠點估計結果分析空間溢出效應可能會導致模型估計出現偏誤；Elhorst(2014)[28]指出應當在點估計的基礎上進一步測算變量的直接效應和間接效應。

表2 空間杜賓模型估計結果

(三)直接效應與間接效應

本文運用偏微分法將總效應分解成為直接效應和間接效應兩部分，結果如表3所示。直接效應即本地效應，表示服務業(yè)開放對于本地區(qū)環(huán)境污染水平產生的影響。間接效應即地區(qū)溢出效應，則表示本地區(qū)的服務業(yè)開放對于周邊地區(qū)環(huán)境污染水平的空間溢出影響。

表3 直接效應和間接效應分解結果

服務業(yè)開放對于本地區(qū)的環(huán)境污染水平存在著負向影響，并且在三種空間權重矩陣下均通過顯著性水平檢驗，說明一個地區(qū)的服務業(yè)開放水平越高，越能夠降低本地區(qū)的環(huán)境污染水平。從地區(qū)溢出效應來看，服務業(yè)開放的影響系數依然為負，且至少通過5%水平的顯著性檢驗，表明本地區(qū)的服務業(yè)開放將會對相鄰地區(qū)的環(huán)境污染狀況改善產生積極的作用。服務業(yè)開放可以為本地區(qū)降低環(huán)境污染水平創(chuàng)造出充足的要素資源保障和知識資本供給，有利于減少單位產出的資源消耗和污染排放。同時服務業(yè)開放普遍傾向于經濟增長和生態(tài)保護協(xié)調發(fā)展的地區(qū)，最大程度上發(fā)揮其區(qū)域輻射帶動作用，推動相鄰地區(qū)生態(tài)環(huán)境的持續(xù)改善和良性發(fā)展。

在三種不同的空間權重矩陣下，經濟發(fā)展規(guī)模與本地區(qū)和相鄰地區(qū)的環(huán)境污染水平之間始終呈現出負相關的顯著關系，即經濟發(fā)展規(guī)模的擴大有利于降低本地區(qū)和相鄰地區(qū)的環(huán)境污染水平。服務業(yè)開放能夠為東道國帶來更多的市場參與主體，加劇本地區(qū)以及相鄰地區(qū)市場競爭的激烈程度，在實現服務業(yè)行業(yè)規(guī)模擴張的同時拉動地區(qū)經濟增長，使得本地區(qū)和相鄰地區(qū)可以利用自身的規(guī)模經濟優(yōu)勢，優(yōu)化提升環(huán)境污染治理投入產出效率。本地效應下環(huán)境規(guī)制強度的影響系數顯著為負，但是空間溢出效應下其影響系數由負轉正。服務業(yè)開放下的環(huán)境規(guī)制使得本地區(qū)污染物排放面臨著更為嚴格的限制標準，有利于控制住本地區(qū)的污染排放總量，同時也增加了污染產業(yè)的排污成本，促使其向排污成本較低的周邊地區(qū)轉移，一定程度上使得周邊地區(qū)的環(huán)境污染狀況出現惡化。

地區(qū)產業(yè)結構則表現出與環(huán)境規(guī)制強度截然相反的影響，由于不同地區(qū)的貿易開放程度和外資進入水平存在很大差異，當本地區(qū)承接的服務業(yè)國際產業(yè)轉移和服務業(yè)FDI并不是環(huán)境友好型或者資源節(jié)約型，其對本地區(qū)的環(huán)境污染狀況將會產生負面的加重作用。而相鄰地區(qū)由于引進高質量清潔型的服務產業(yè)和服務業(yè)FDI，從而實現地區(qū)環(huán)境污染水平的降低。盡管人力資本水平在不同空間權重矩陣下的影響系數為負，但是在經濟距離權重矩陣和經濟地理權重矩陣下并沒有通過顯著性水平檢驗，意味著我國的人力資本稟賦仍然處于較低水平，對于降低本地區(qū)及相鄰地區(qū)環(huán)境污染水平而言，服務業(yè)開放所帶來的高素質、高技能的復合型人才的促進作用較為有限。創(chuàng)新研發(fā)投入雖然顯著降低了本地區(qū)的環(huán)境污染水平，但因為當前的創(chuàng)新研發(fā)多為模仿式創(chuàng)新或者跟隨式創(chuàng)新，缺乏原創(chuàng)性、自主性、引領性的技術創(chuàng)新，尚未產生出充分的綠色技術創(chuàng)新擴散效應，沒有明顯改善相鄰地區(qū)的環(huán)境污染狀況。

(四)地區(qū)異質性分析

鑒于我國服務業(yè)開放程度和環(huán)境污染水平具有一定的區(qū)域差異，因此本部分將著重探討服務業(yè)開放對于環(huán)境污染水平的影響是否表現出明顯的地區(qū)異質性特征。經濟地理權重矩陣綜合考慮空間權重中的經濟因素和地理因素，較為全面地反映了空間溢出效應的大小，因此本部分主要基于經濟地理權重矩陣進行分地區(qū)估計。

1.按地理區(qū)域劃分的地區(qū)異質性分析

根據所處的地理區(qū)域將30個省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省市，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8個省份，其余為西部地區(qū)省份。表4報告了經濟地理權重下的分地區(qū)回歸結果。由表4可以看出，對于地區(qū)環(huán)境污染水平而言，服務業(yè)開放的直接效應和間接效應在東部省份和中部省份均顯著為負。在西部省份的回歸結果之中，服務業(yè)開放的直接效應顯著為負，而間接效應盡管為負但是并不顯著，這說明東部和中部地區(qū)的服務業(yè)開放不僅能夠降低本地區(qū)的環(huán)境污染水平，同時也可以通過空間溢出機制改善周邊地區(qū)的環(huán)境污染狀況。就西部地區(qū)的省份而言，服務業(yè)開放程度的提高雖然有利于本地區(qū)環(huán)境污染水平的下降，但并沒有給相鄰地區(qū)的環(huán)境污染狀況帶來明顯的積極影響。

從其他變量來看，經濟發(fā)展規(guī)模在東部、中部和西部省份的直接效應和間接效應一直顯著為負；環(huán)境規(guī)制強度降低了東部、中部和西部省份本地區(qū)內的環(huán)境污染水平，卻由于污染產業(yè)的轉移加重了周邊地區(qū)的環(huán)境污染；東部地區(qū)產業(yè)結構的直接效應和間接效應均為負向影響，且至少通過5%水平的顯著性檢驗，中部和西部地區(qū)的本地效應即直接效應顯著為正，而空間溢出效應即間接效應顯著為負；東部和中部地區(qū)人力資本水平的直接效應盡管為負但并不顯著，間接效應則顯著為負，西部地區(qū)的人力資本水平提高沒有明顯降低本地區(qū)環(huán)境污染水平，同時使得相鄰地區(qū)的環(huán)境污染出現惡化；東部和中部地區(qū)的創(chuàng)新研發(fā)投入的直接效應顯著為負，同時負向的間接效應未能通過顯著性水平檢驗，而西部地區(qū)直接效應并不顯著為負，且不利于周邊地區(qū)的環(huán)境質量改善。

2.按服務業(yè)開放程度高低劃分的地區(qū)異質性分析

依照前文所測算出的服務業(yè)開放程度的總體平均值作為分類標準，將30個省份分別劃分為服務業(yè)開放引領地區(qū)和服務業(yè)開放滯后地區(qū)，當該省份的服務業(yè)開放程度高于總體平均值時，則將該省份劃分為服務業(yè)開放引領地區(qū)，反之則將其劃分為服務業(yè)開放滯后地區(qū)。表4 下半部分給出相應地區(qū)的回歸估計結果，可以得出在服務業(yè)開放引領地區(qū)中，服務業(yè)開放對地區(qū)環(huán)境污染水平影響的直接效應和間接效應都顯著為負，而服務業(yè)開放滯后地區(qū)的直接效應顯著為負，間接效應并不顯著。因此，提高服務業(yè)開放引領地區(qū)的服務業(yè)開放程度有助于改善本地區(qū)的環(huán)境污染狀況，并且通過空間溢出效應降低了相鄰地區(qū)的環(huán)境污染水平。服務業(yè)開放滯后地區(qū)的服務業(yè)開放對于本地區(qū)的環(huán)境質量改善有明顯的積極作用，然而并沒有顯著改善相鄰地區(qū)的環(huán)境污染狀況。

表4 基于經濟地理權重的分地區(qū)回歸結果

從其他變量來看，對于這兩類地區(qū)來說，經濟發(fā)展規(guī)模的積極影響是始終存在的；環(huán)境規(guī)制強度提高有利于這兩類地區(qū)本身的環(huán)境質量改善，但是卻惡化了周邊地區(qū)的環(huán)境污染狀況；服務業(yè)開放引領地區(qū)產業(yè)結構的直接效應和間接效應均顯著為負，服務業(yè)開放滯后地區(qū)的直接效應顯著為正，間接效應為負且不顯著；服務業(yè)開放引領地區(qū)的人力資本水平沒有顯著降低本地區(qū)的環(huán)境污染水平，但是卻明顯改善相鄰地區(qū)的環(huán)境污染狀況，服務業(yè)開放滯后地區(qū)人力資本水平的負向直接效應并不顯著，且產生出系數為正的間接效應；服務業(yè)開放引領地區(qū)的創(chuàng)新研發(fā)投入可以降低本地區(qū)的環(huán)境污染水平，但未能顯著改善相鄰地區(qū)的環(huán)境質量，創(chuàng)新研發(fā)投入在服務業(yè)開放滯后地區(qū)的直接效應和間接效應盡管均是負向作用，卻沒有通過相應水平的顯著性檢驗。

綜合來看，無論是按照地理區(qū)域還是開放程度高低劃分，服務業(yè)開放對于環(huán)境污染水平的影響始終存在地區(qū)異質性，之所以會產生一定的區(qū)域差異，主要原因在于：一方面，相對于西部地區(qū)和服務業(yè)開放滯后地區(qū)，東部中部地區(qū)和服務業(yè)開放引領地區(qū)的經濟發(fā)展水平較高，具有良好的經濟基礎支撐，不同產業(yè)間結構合理協(xié)調，同時本地區(qū)聚集了大量的高素質復合型人才，能夠有效開展原始技術創(chuàng)新和集成創(chuàng)新活動，從而吸引到產品附加值高、環(huán)境污染排放少的服務產業(yè)和其他產業(yè)進入，加之這些地區(qū)在環(huán)境規(guī)制方面要求較為嚴格，最終可以有力地控制和減少本地區(qū)的污染物排放總量。另一方面，相對于東部中部地區(qū)和服務業(yè)開放引領地區(qū)，西部地區(qū)和服務業(yè)開放滯后地區(qū)在地理位置和經濟發(fā)展規(guī)模上并不具有優(yōu)勢，地區(qū)經濟增長過多地依賴投入產出效率低、資源能源消耗大的資源型、污染型產業(yè)，人力資本稟賦和創(chuàng)新研發(fā)投入嚴重匱乏，難以承接到清潔型服務產業(yè)和高科技行業(yè)的產業(yè)轉移，不少地區(qū)甚至降低環(huán)境規(guī)制標準以此來引入落后產能和污染產能，使得地區(qū)的環(huán)境污染狀況不斷惡化。

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.替換主要變量的測度指標

為了驗證變量選擇對于空間效應的穩(wěn)健性，這里對主要變量的指標進行替換檢驗。借鑒劉斌等(2018)[29]的研究方法，采用服務業(yè)外資依存度來代表服務業(yè)開放程度，公式如下：

seropenit=SFDIit/TFDIit

(29)

其中，SFDIit表示i省份在t時期的服務業(yè)實際利用外商直接投資額，TFDIit表示i省份在t時期的實際利用外商直接投資總額，對于個別年份的統(tǒng)計年鑒沒有給出服務業(yè)外商直接投資額，參照陳景華等(2019)[30]的衡量方法，采用同一時期服務業(yè)增加值占本地區(qū)總增加值的比重近似替代。

鄭潔等(2018)[31]指出環(huán)境污染物可以分為純公共污染物、地區(qū)外溢性污染物以及地方性公共產品，而二氧化碳、二氧化硫和工業(yè)固體廢棄物分別是三者的典型代表。同時參考占華(2018)[32]的做法，從人均排放量的角度測度環(huán)境污染水平，因此這里采用二氧化碳、二氧化硫和工業(yè)固體廢棄物三種污染物的人均排放量之和來表示地區(qū)環(huán)境污染水平。

以經濟地理權重矩陣為基礎，表5中穩(wěn)健性檢驗1給出更換指標之后的服務業(yè)開放回歸結果。由表5可知，從全國層面上看，服務業(yè)開放不但有利于本地區(qū)環(huán)境污染水平的降低，而且通過空間溢出效應改善了周邊地區(qū)的環(huán)境污染狀況。從不同地理區(qū)域來看，東部和西部地區(qū)服務業(yè)開放的直接效應及間接效應仍然顯著為負，西部地區(qū)服務業(yè)開放的直接效應盡管為負但并不顯著，同時其間接效應為正，說明隨著東部和中部服務業(yè)開放程度的提高，本地區(qū)和相鄰地區(qū)的環(huán)境污染水平會出現下降，西部地區(qū)的服務業(yè)開放未能顯著改善本地區(qū)環(huán)境質量，同時也加劇了相鄰地區(qū)的環(huán)境污染。從服務業(yè)開放程度來看，對于服務業(yè)開放引領地區(qū)來說，服務業(yè)開放的直接效應和間接效應同樣顯著為負，而服務業(yè)開放滯后地區(qū)的直接效應顯著為負，間接效應為負但沒有通過顯著性水平檢驗。這表明盡管改變了主要變量的測度方法，但研究結果基本與前文保持一致。

2.改變空間權重矩陣的設定

為了檢驗空間計量模型的穩(wěn)健性，這里分別采用空間鄰接權重矩陣和制度地理權重矩陣進行驗證。空間鄰接權重矩陣(W4)是以兩個省份之間的行政區(qū)域位置是否相鄰進行設定，若相鄰則取值為1，否則取值為0，需要指出這一矩陣假定海南省與廣東省、廣西壯族自治區(qū)是相鄰的，權重矩陣基本設定如下：

W4=1,i≠j;W4=0,i=j

(30)

目前中國不同省份在市場化制度方面表現出很大的差異，這種差異可能會影響到各地區(qū)的環(huán)境污染治理水平，因此本文采用王小魯等(2019)[33](P.211-216)公布的中國各省份市場化指數表示各地區(qū)的制度質量，考慮到環(huán)境治理保護具有一定的滯后性，這里選用滯后一期的市場化指數，制度地理權重矩陣(W5)的基本設定如下：

(31)

表5 服務業(yè)開放的穩(wěn)健性檢驗結果

五、主要結論與對策建議

本文從理論層面分析了服務業(yè)開放對地區(qū)環(huán)境污染水平的影響機制，在此基礎上，利用2008-2018年我國30個省份的面板數據，并運用空間杜賓模型在不同空間權重矩陣下考察服務業(yè)開放與地區(qū)環(huán)境污染水平之間的關系，同時將全國省份進行區(qū)域劃分，對于其地區(qū)異質性進行著重分析，主要得出以下結論：全國層面上，服務業(yè)開放對于本地區(qū)環(huán)境污染水平的降低具有積極影響，而且通過空間溢出效應改善了周邊省份的環(huán)境污染狀況。地區(qū)層面上，提高服務業(yè)開放程度能夠明顯降低本地區(qū)及相鄰地區(qū)的環(huán)境污染水平在東部地區(qū)、中部地區(qū)和服務業(yè)開放引領地區(qū)是成立的，而西部地區(qū)和服務業(yè)開放滯后地區(qū)的服務業(yè)開放盡管有利于降低本地區(qū)的環(huán)境污染水平，但是未能顯著改善周邊地區(qū)的生態(tài)環(huán)境質量。根據結論提出如下建議：

第一，以推動形成國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局為導向，積極順應全球經貿規(guī)則重構調整趨勢，穩(wěn)妥推進我國服務業(yè)對外開放進程。按照“全面實施、重點突破”的基本原則，不斷減少服務業(yè)市場準入限制，創(chuàng)新服務業(yè)管理體制機制，增強服務業(yè)發(fā)展的新動能和國際競爭力。我國不同地區(qū)應當以區(qū)位條件、要素稟賦與產業(yè)結構為基礎，有序擴大服務業(yè)開放的廣度和深度，重點引入知識技術密集型、生態(tài)環(huán)境友好型服務產業(yè)，實現經濟效益與生態(tài)效益的協(xié)調統(tǒng)一。

第二，徹底摒棄犧牲資源環(huán)境來換取經濟增長的觀念，將資源消耗、環(huán)境損害等指標納入到地方經濟發(fā)展評價和政績考核之中。政府職能部門要加大環(huán)境污染治理與執(zhí)法力度，嚴厲打擊各種破壞生態(tài)環(huán)境的行為，健全完善環(huán)境保護領域的法律法規(guī)，構建起制度化常態(tài)化的環(huán)境污染治理與保護機制。制定切實可行的污染排放標準和環(huán)保技術要求，注重運用市場化手段約束排污主體的行為，加快我國排污權交易一級及二級市場的培育發(fā)展。

第三，充分發(fā)揮東部、中部地區(qū)和服務業(yè)開放引領地區(qū)的擴散和示范效應，加強其與相鄰地區(qū)的資源共享、優(yōu)勢互補。地方政府在制定服務業(yè)開放政策時要綜合考慮本地區(qū)的經濟發(fā)展特點，統(tǒng)籌分析與周邊省份可能出現的政策沖突，采取差異化個性化的措施來避免地區(qū)間的惡性競爭，最大程度上實現不同地區(qū)間服務業(yè)的錯位發(fā)展。著力解決地方環(huán)境污染治理過程中全局性不強、配合度不高的問題，構建起區(qū)域間污染治理的聯防聯控平臺和利益補償機制，形成良性可持續(xù)的環(huán)境污染治理地區(qū)協(xié)同機制。