服务业开放、环境规制与经济高质量发展.pdf

统计与决策2023年第16期总第628期服务业开放、环境规制与经济高质量发展王晗1,2（1.河南财经政法大学 国际经济与贸易学院，郑州 450046；2.河南大学 博士后流动站，河南 开封 475001）摘要：文章基于20082021年我国30个省份的面板数据，运用中介效应模型和门槛回归模型，实证分析服务业开放、环境规制与经济高质量发展的关系。研究发现：服务业开放与环境规制均有利于促进经济高质量发展；命令型环境规制、市场型环境规制表现出显著的中介效应，而自主型环境规制并不存在明显的中介效应；服务业开放对经济高质量发展的正向作用存在环境规制门槛效应，在跨越门槛值之后，其促进作用增强，并且跨越命令型与市场型环境规制门槛的省份较多。关键词：服务业开放；环境规制；经济高质量发展；中介效应；门槛效应中图分类号：F719；F124；X196文献标识码：A文章编号：1002-6487（2023）16-0121-05基金项目：国家社会科学基金资助项目（17BJY069）；河南财经政法大学校级研究专题项目（005）作者简介：王晗（1993），男，河南驻马店人，博士，讲师，研究方向：国际贸易、产业经济。0引言服务业开放作为国际经贸合作的重点领域，已成为新时代构建全面对外开放格局的重要着力点。服务业开放背景下加强环境规制能否促进经济高质量发展，进而在推动经济增长的同时兼顾地区生态环境保护是值得关注的问题。已有文献主要集中于以下方面：第一，经济高质量发展的内涵定义与测度方法。经济高质量发展不仅注重经济运行的数量型增长，还体现在稳定的增长趋势、合理的经济结构和经济系统调整优化1。学者们主要通过全要素生产率2或者构建综合评价指标体系3来测度经济高质量发展水平。第二，服务业开放与地区经济高质量发展。服务业开放在带来贸易规模扩大效应的同时，也扩大了潜在的国民经济福利，进而促进地区经济结构转型升级4。陈丽娴和魏作磊（2016）5认为服务业开放借助于产业结构升级、技术转移和就业增加效应的发挥来提升中国各省份的经济增长质量。陈明等（2020）6指出生产性服务业开放将带来产品业态创新，通过服务技术创新加快高质量发展下的数字化、智能化转型进程。第三，环境规制与地区经济高质量发展。何兴邦（2018）7基于中国不同省份的数据，研究发现环境规制显著地促进了经济增长质量的改善。也有研究认为，环境规制与经济高质量发展呈现“U”型特征，即表现出短期内抑制增长而长期来看促进增长8。孙景兵和孟玉玲（2022）9指出正式环境规制和非正式环境规制均有利于实现经济高质量发展，但是二者对邻近地区的经济高质量发展分别存在正向和负向溢出这两种截然相反的影响。由此可知，现有研究仅关注到服务业开放、环境规制与经济高质量发展的单一影响，经济高质量发展评价指标也面临着指标选取冗杂重复、衡量方法契合度不强等问题。鉴于此，本文基于五大发展理念建立经济高质量发展评价指标体系，考察不同类型的环境规制对服务业开放及经济高质量发展的影响。同时，以环境规制为切入点，分析其在服务业开放与经济高质量发展之间是否发挥着中介效应和门槛效应，并讨论服务业开放与环境规制对经济高质量发展影响的地区异质性。1研究假设1.1服务业开放影响经济高质量发展的直接效应一方面，服务业开放能够为本国提供更多的人才、资金、数据、管理经验等要素，通过进口高质量的中间投入品来弥补本国服务要素的不足，全面地促进地区服务外包规模扩大，带动研发投入增加等技术创新活动的开展，在较大程度上改善了服务产品质量，通过模仿学习及知识溢出效应的产生来实现地区经济的高质量发展。另一方面，跨国服务企业往往居于行业领先地位，激发出行业内市场竞争促使本地企业改进工艺，在产业结构合理化与高级化的助推下，持续加快地区产业结构转型升级，为经济高质量发展奠定坚实的产业基础10。本文据此提出假设1：假设1：服务业开放有利于促进地区经济高质量发展。1.2环境规制影响经济高质量发展的直接效应科学、合理的环境规制可以将环境规制成本内在化，激励企业的技术创新更多地以环境效益为导向，开发应用绿色技术工艺，改进组织管理方式，由此给企业带来技术进步的潜在收益，部分或者完全抵消环境规制成本，产生巨大的“创新补偿效应”。环境规制能够优化调整要素投经 济 实 证DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.16.023121统计与决策2023年第16期总第628期入结构，减少污染要素的依赖性。环境规制举措可以加快资源价格市场化进程，更好地反映能源资源供求与环境成本，避免出现因价格扭曲导致的能源资源过度消耗。环境规制措施改变生产要素的需求结构，降低了对能源要素的需求程度，转而更多地依靠人力资本、金融发展与技术进步，以此来提升经济高质量发展的总体水平。本文据此提出假设2：假设2：环境规制有利于促进地区经济高质量发展。1.3服务业开放通过环境规制影响经济高质量发展的间接效应一方面，服务业开放不仅会带来母国先进的清洁生产设备与技术，也能够通过员工技能培训、技术引进和吸收、产业前向和后向关联等方式实现技术创新活动的溢出。跨国企业的进入在一定程度上会挤占内资企业的市场份额和利润空间，生产率较低的企业将会被市场淘汰。在市场动机与生存动机的驱动下，内资企业将遵从环境监管要求，不断加大环保技术研发投入，有效地驱动地区经济高质量发展。另一方面，严格的环境规制能够实现服务业外资利用结构的调整，提高服务业外资进入的环境门槛，对服务业外国资本起到“筛选”作用。优先引进有利于环境保护和技术升级的清洁型外资，抑制进入污染密集型产业的外资，产生“好资本进入、坏资本流出”的效果。服务业外商直接投资通过规模效应、结构效应、技术效应对环境产生负面影响，而环境规制的增强可以抑制这一负向效应，从而积极地促进经济高质量发展。本文据此提出假设3：假设3：服务业开放对地区经济高质量发展的影响存在环境规制的中介效应和门槛效应。2研究设计2.1模型构建（1）基准回归模型为验证假设1与假设2，本文构建如下基准回归模型：echqdit=0+1seropenit+2Xit+i+t+it（1）其中，i和t分别代表省份和年份；echqdit为被解释变量，表示各省份的经济高质量发展水平；seropenit表示服务业开放，Xit代表影响经济高质量发展的一系列控制变量，i和t分别为地区效应和时间效应，it为随机误差项。若1显著且大于0，则表明服务业开放能够推动经济高质量发展。（2）中介效应检验模型为了验证环境规制（envir）是否在服务业开放与经济高质量发展之间发挥着显著的中介效应，本文借鉴温忠麟等（2004）11提出的中介效应检验法，在模型（1）的基础上，加入如下检验方程：envirit=0+1seropenit+2Xit+i+t+it（2）echqdit=0+1seropenit+2envirit+3Xit+i+t+it（3）在基准回归的基础上，先对模型（2）进行回归估计，检验服务业开放与环境规制之间的关系，如果1显著为正，说明服务业开放对环境规制存在着正向的影响。再对模型（3）进行回归估计，其中1反映了服务业开放对经济高质量发展的直接效应，模型（1）中的1代表服务业开放对经济高质量发展的总效应，12可以衡量中介效应的大小。若系数1、2中至少有一个不显著，则需要进行So-bel检验，若Sobel检验结果是显著的，则存在中介效应，反之则不存在。（3）门槛效应检验模型服务业开放对经济高质量发展的作用可能会受到环境规制门槛效应的影响，本文在模型（1）的基础上引入指示函数，并以不同类型的环境规制作为门槛变量，构建如下非线性面板多门槛回归模型：echqdit=0+1seropenitI()qit1+2seropenitI()1qit2+nseropenitI()n-1n+n+2Xit+i+t+it（4）其中，q为门槛变量；表示需要估计的门槛值；I()为门槛指示函数，当满足括号内的条件时，其取值为1，反之则取值为0；其余变量的基本含义与前文相同。2.2变量选取被解释变量：经济高质量发展（echqd）。本文基于五大发展理念，并参考屈小娥和刘柳（2021）12的方法，构建出包含经济增长、创新驱动、区域协调、环境保护、对外开放及发展共享6个一级指标共26个二级指标的经济高质量发展评价体系，并采用熵权法测度经济高质量发展水平，具体的指标体系如表1所示。表1经济高质量发展评价指标体系一级指标经济增长创新驱动区域协调环境保护对外开放发展共享二级指标经济发展水平产业结构高级化产业结构合理化生产价格波动消费价格波动研发投入强度科技研发支出创新产出水平高新技术创新度城乡收入协调城乡消费协调城镇化程度交通设施状况能源消耗程度污染排放水平环境治理强度自然生态状况外商直接投资对外直接投资贸易开放度旅游外汇收入教育经费支出医疗服务覆盖文化事业经费劳动者就业状况网络设施发展指标度量方法地区实际GDP总量第三产业产值/第二产业产值泰尔指数工业生产者价格指数居民消费价格指数R&D经费内部支出/GDP科学技术支出/财政支出三种专利授权量/总人口高新技术产业产值/工业产值城镇居民人均收入/农村居民人均收入城镇居民/农村居民人均消费支出城镇人口/总人口总公路里程/国土面积能源消耗总量/GDP废水、废气和固体废物排放总量/GDP环境污染治理投资总额/GDP森林覆盖率外商投资注册资本总额/GDP非金融类对外直接投资流量/GDP进出口总额/GDP国际旅游外汇收入额/GDP教育经费支出/财政支出卫生机构床位数/总人口文化事业经费支出/总人口城镇登记失业率人均互联网宽带接入端口数指标属性+-+-+-+-+经 济 实 证122统计与决策2023年第16期总第628期解释变量：服务业开放（seropen）。本文将服务业外资依存度作为测度指标，以此来衡量各地区的服务业开放程度，公式如下：seropenit=SFDIitTFDIit其中，SFDIit代表i地区第t年的服务业实际利用外商直接投资额，TFDIit代表i地区第t年的实际利用外商直接投资总额。同时，采用服务业增加值占地区总增加值的比重进行缺失指标值替代。中介变量：环境规制（envir）。根据薄文广等（2018）13的分类方式将环境规制分为命令型、市场型、自主型三种类型。命令型环境规制（envir1）是指政府采取强制性的环境干预举措减少企业的污染排放，选用每年的环境行政处罚案件数来表示；市场型环境规制（envir2）通过运用市场调节的力量，在经济利益最大化的作用下影响社会主体的环境行为，采用环境污染治理投资总额表示；自主型环境规制（envir3）是政府、企业和社会公众之间形成的非法定协议，采用人大代表建议数与政协委员提案数之和来反映。为了尽量避免解释变量遗漏所带来的估计误差，本文加入以下控制变量：（1）产业结构状况（indus），采用地区第三产业所占比重与全国第三产业所占比重之比来表示。（2）金融发展水平（finance），选取金融机构存贷款余额与地区GDP的比值进行衡量。（3）政府支持能力（gov），使用地区一般财政支出中政府科技支出所占的比重来反映。（4）城市化水平（human），采用非农业人口占年末总人口的比重来衡量。2.3数据来源本文以20082021年作为研究区间，数据来自历年中国统计年鉴 中国能源统计年鉴 中国环境统计年鉴 中国环境年鉴 以及各省份统计年鉴。为了保证研究数据的完整性，最终选取我国30个省份（不含西藏和港澳台）作为研究样本。3实证分析3.1基准回归结果分析本文采用双向固定效应模型，全面考察地区效应与时间效应的影响，结果如表2所示。列（1）检验了服务业开放与经济高质量发展的关系，可以看出服务业开放显著地促进经济高质量发展。列（2）、列（3）、列（4）分别验证命令型、市场型、自主型环境规制对经济高质量发展的影响，列（5）则将三种不同类型的环境规制都纳入模型之中，可以发现三种类型的环境规制对经济高质量发展的影响始终显著为正。由于我国不同省份的服务业开放水平和环境规制强度差异性较大，本文按照国家统计局的分类标准，将30个省份划分为东部、中部、西部以及东北地区。表3给出了分地区的估计结果。可以看出，东部、中部与西部地区的服务业开放与经济高质量发展均表现出显著的正相关关系，而且东部地区的正向推动作用明显大于中西部地区，但是东北地区的促进作用并不显著。从地区层面来看，三种类型的环境规制与经济高质量发展之间同样具有显著的正向关系。对于市场型环境规制而言，其对东部地区经济高质量发展的促进效应强于中西部和东北地区。而较之东部地区，中西部地区、东北地区的命令型环境规制和自主型环境规制表现出更大的促进作用。由此可见，东部地区在环境治理过程中注重发挥市场调节的作用，中西部与东北地区则更依赖于行政命令与公众参与，因此在推动经济高质量发展的过程中有所不同。假设1、假设2得到验证。3.2中介效应分析本文将命令型环境规制、市场型环境规制、自主型环境规制分别作为中介变量（envir）进行分析，主要估计结果经 济 实 证表2基准模型回归结果：全国层面seropenenvir1envir2envir3indusfinancegovurban常数项地区效应时间效应观测值R2（1）0.3161*（4.95）0.2642*（3.29）0.1587*（2.97）-0.2084（-0.99）0.2358（0.47）1.0016*（2.04）控制控制4200.2322（2）0.0519*（5.60）-0.1520*（-2.03）0.0783*（1.94）0.2005（0.98）0.2692（0.55）0.5644（1.20）控制控制4200.2397（3）0.1285*（9.47）-0.1481*（-2.12）-0.0980*（-1.85）0.1877（0.99）0.0129*（1.93）0.6599（1.51）控制控制4200.3446（4）0.0416*（3.46）-0.0908（-1.18）0.1091*（1.96）0.1070（0.51）0.5257（1.05）0.4187（0.87）控制控制4200.1962（5）0.0304*（3.68）0.1125*（7.76）0.0087*（1.83）-0.1852*（-2.61）-0.1143*（-2.09）0.2474（1.29）-0.4152（-0.89）0.8844*（2.02）控制控制4200.3930注：括号内为各系数的t统计值，*、*、*分别代表10%、5%、1%的显著性水平。下表同。表3基准模型回归结果：地区层面seropenenvir1envir2envir3控制变量地区效应时间效应观测值R2东部地区0.3268*（2.89）控制控制控制1400.71190.0075*（6.06）0.1492*（7.28）0.0053*（3.15）控制控制控制1400.6246中部地区0.1765*（1.90）控制控制控制840.89120.0146*（1.97）0.1344*（3.85）0.0236*（1.83）控制控制控制840.5698西部地区0.1002*（1.77）控制控制控制1540.52320.0053*（1.68）0.0105*（2.49）0.0111*（1.74）控制控制控制1540.4637东北地区0.0918（1.54）控制控制控制420.57250.0042*（2.35）0.0098*（1.85）0.0086*（1.88）控制控制控制420.4803123统计与决策2023年第16期总第628期如表4所示。表4中介效应回归结果envirseropen控制变量地区效应时间效应观测值R2命令型环境规制（1）0.8957*（2.38）控制控制控制4200.1574（2）0.0468*（5.13）0.2755*（4.45）控制控制控制4200.2879市场型环境规制（3）0.4740*（2.04）控制控制控制4200.5184（4）0.1248*（4.45）0.2104*（3.60）控制控制控制4200.4241自主型环境规制（5）-0.1401（-0.46）控制控制控制4200.3217（6）0.0424*（3.67）0.3210*（5.12）控制控制控制4200.2551命令型环境规制。列（1）中服务业开放的回归系数显著为正，说明服务业开放能够提高命令型环境规制强度。在加入命令型环境规制中介变量后，服务业开放的系数估计值为0.2755，明显小于表2中服务业开放的系数值（0.3161），中介效应占总效应的比例为12.8%，验证了命令型环境规制是服务业开放影响经济高质量发展的重要途径。市场型环境规制。在5%的显著性水平上，列（3）中服务业开放的系数估计值为0.4740，表明其与命令型环境规制之间是正相关关系，即服务业开放有利于加强市场型环境规制力度。考虑到市场型环境规制中介变量的存在，列（4）中服务业开放的系数为0.2104，依然小于表2中服务业开放系数的估计值，此时中介效应占总效应的33.4%，可以认为服务业开放通过市场型环境规制作用于经济高质量发展。自主型环境规制。列（5）反映了服务业开放与自主型环境规制间的关系，可知两者是负相关的，同时在统计水平上并不显著，因此需要利用相应值进行Sobel检验，计算得到的z值为-0.8726，大于95%置信度下的临界值-0.97，表明其没有通过5%水平的显著性检验，这也意味着自主型环境规制的中介效应并不存在。综上可知，服务业开放对经济高质量发展的影响存在命令型环境规制与市场型环境规制的中介效应。3.3门槛效应分析本文在单一门槛、双重门槛和三重门槛的假定下进行检验估计，采用“自举法”重复模拟似然比统计量300次，得到与之相对应门槛值，结果如表5所示。可以看出，三种类型的环境规制均不存在三重门槛效应，但是当以命令型环境规制和市场型环境规制作为门槛变量时，服务业开放对经济高质量发展的影响表现出显著的双重门槛效应，而以自主型环境规制为门槛变量时，仅仅通过单一门槛的显著性检验。以命令型环境规制作为门槛变量时，服务业开放对于经济高质量发展具有显著的双重门槛效应。表5中列（1）给出了命令型环境规制的门槛估计结果，当命令型环境规制低于第一个门槛值7.2710，服务业开放尽管对经济高质量发展产生正向的影响，但是在统计上并不显著；当命令型环境规制跨越第一个门槛值后，服务业开放的系数估计值为0.2132，且通过了1%水平的显著性检验；而当命令型环境规制跨过第二个门槛值之后，服务业开放对经济高质量发展的积极推动作用愈加明显。因此，命令型环境规制强度越大，服务业开放越有利于经济高质量发展水平的提升。由下页表6可知，在样本初期，即2008年，天津等15个省份都没有跨越命令型环境规制的第一个门槛值；自2021年全国绝大多数的省份均已经跨越命令型环境规制的门槛值，各有12个省份越过第一个和第二个门槛值，仅有海南等6个省份的命令型环境规制强度依然处于较低水平，说明我国在命令型环境规制方面取得较大的发展，相关执法部门加大处罚各种环境违法行为，产生倒逼企业进行节能减排的巨大外部压力。以市场型环境规制作为门槛变量时，服务业开放同样表现为显著的双重门槛效应。由表5可知，当市场型环境规制尚未跨越第一个门槛值5.0758时，服务业开放对经济高质量发展的正向促进作用并不显著；跨过第一个门槛值之后，其影响系数显著为正；随着市场型环境规制跨越第二个门槛值5.3003，服务业开放与经济高质量发展之间的正相关系数上升至0.6006，说明市场型环境规制水平的提高，增强了服务业开放对经济高质量发展的推动效应。2008年大部分省份没有跨越市场型环境规制的第一个门槛值，只有北京、河北、浙江3个省份以及江苏、浙江2个省份先后跨过市场型环境规制的第一个与第二个门槛值。2021年仅有包括海南在内的9个省份没有跨过市场型环境规制门槛，包括天津在内的12个省份跨过第一个门槛值，也有北京等7个省份跨越第二个门槛值。市场型环境规制在环境治理过程中的突出作用日益彰显，能够充分调动企业的主观能动性，激励其进行绿色技术升级改造，推动地区产业结构向低碳环保方向转型升级。以自主型环境规制作为门槛变量时，服务业开放对于经 济 实 证表5门槛效应的回归结果envir17.27107.27108.0737envir25.07585.07585.3003envir35.5722envir35.5722控制变量地区效应时间效应观测值R2（1）0.0687（1.16）0.2132*（3.65）0.5093*（8.34）控制控制控制4200.4893（2）0.0590（0.98）0.2686*（4.52）0.6006*（8.70）控制控制控制4200.4638（3）0.1337*（2.10）0.3834*（5.87）控制控制控制4200.3760124统计与决策2023年第16期总第628期经济高质量发展表现出显著的单一门槛效应。由表5可知，当自主型环境规制强度低于门槛值5.5722时，服务业开放对经济高质量发展的影响系数为0.1337，在5%的水平上显著为正；当自主型环境规制跨越门槛值之后，服务业开放与经济高质量发展之间的关系依然是显著正相关，影响系数增加至0.3834，表明自主型环境规制的强化可以提升服务业开放对经济高质量发展的正面促进作用。表6显示，2008年全国有近一半省份的自主型环境规制强度低于门槛值5.5722，而2021年仅有上海和广东跨过门槛值，仍然还有13个省份没有跨越自主型环境规制的门槛，反映出我国在自主型环境规制的推进上相对较为缓慢，自主型环境规制覆盖的范围领域不够，生态环境的隐性监督力量有待加强。4结论本文在分析服务业开放、环境规制与经济高质量发展关系的基础上，进一步将环境规制划分为命令型、市场型、自主型三种不同的类型，并以此实证检验环境规制在服务业开放与经济高质量发展之间的中介效应与门槛效应。得出如下结论：（1）从全国层面上看，服务业开放、环境规制对于经济高质量发展均具有积极的正向影响，但是不同地区间表现出一定的差异性，较之中西部以及东北地区，东部地区服务业开放的正向促进作用更为明显。对于市场型环境规制而言，其对东部地区经济高质量发展的提升效应相对较强；而在中西部地区与东北地区，命令型环境规制及自主型环境规制则会产生更大的推动作用。（2）服务业开放对经济高质量发展的影响存在命令型环境规制和市场型环境规制的中介效应，两者的中介效应占总效应的比重分别为12.8%和33.4%，表明命令型环境规制与市场型环境规制是服务业开放作用于经济高质量发展的重要渠道，自主型环境规制并没有通过Sobel检验，意味着这一中介效应是不存在的。（3）当以命令型环境规制和市场型环境规制为门槛变量时，服务业开放对经济高质量发展表现出显著的双重门槛效应，而自主型环境规制仅为单一门槛效应。服务业开放的影响系数在跨越门槛值前后一直为正，即始终具有正向提升作用，并且跨过门槛值之后逐渐增大。跨越命令型环境规制门槛与市场型环境规制门槛的省份较多，但跨越自主型环境规制门槛的省份相对较少，说明我国在命令型环境规制、市场型环境规制方面发展良好，而自主型环境规制水平亟须提高。参考文献：1钞小静,任保平.中国经济增长质量的时序变化与地区差异分析J.经济研究,2011,46(4).2上官绪明,葛斌华.科技创新、环境规制与经济高质量发展来自中国278个地级及以上城市的经验证据J.中国人口 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