环保服务产业发展与财政直接投入驱动关系的实证研究——基于长三角数据

朱延福，薛金奇

（中南财经政法大学经济学院，湖北武汉430073）

环保服务产业发展与财政直接投入驱动关系的实证研究
——基于长三角数据

朱延福，薛金奇

（中南财经政法大学经济学院，湖北武汉430073）

为了全面应对环境危机，我国将以加强环境服务业需求侧管理为现阶段环保工作的中心，设立环保服务产业财政专项资金约1.2万亿元，这将为环境服务产业提供非常巨大的发展机遇。文章利用长三角区域2010-2014年的季度数据，建立相关回归方程，结果表明财政直接投入对环保服务产业季度产值产生正影响；格兰杰因果检验表明财政直接投入是环保服务产业季度产值变化的格兰杰原因，从而说明回归方程具有明确的经济意义，因此，我国政府应采取措施建立持续性财政投入机制，以促进该产业发展。

环保服务产业；财政直接投入；Johansen检验；格兰杰检验

一、引言

改革开放以来，我国的经济创造了一个快速腾飞的神话，但是粗放型、低效率的发展方式，带来了资源过耗、生态破坏等一系列问题，也造成了相当严重的环境污染，一直影响着群众的生活，其中尤以水污染和大气污染程度最高。随着发展理念的日益进步和经济水平的逐步提高，我国不断加大对环境的治理，扩大对环保服务产业的投资规模，“十二五”及较长一段期间内，我国将以环境质量的改善为目标，全面加强环境服务业需求侧管理，针对城市污水、垃圾处理和脱硝脱硫服务等环保服务产业设立专项资金，总投资规模约为1.2万亿元。这对整个环保产业将形成整体拉动力，据估算，带动产值总额约为1.32万亿元，这也将为我国环保服务业的发展提供重大支持。

环保服务业是指生产和提供环保服务产品、为环境保护提供物质及技术保障的产业，该产业以向各类生产、居民生活提供污染防治服务为核心产品，是整个环保产业链条中最终服务于环保消费终端的子产业。该产业包括城乡居民和工业的污水业和垃圾处理业以及脱硫、脱硝处理设施等行业及其相关的咨询、设计、监测、治污设施运行等服务活动等。促进环保服务业的发展不仅可以带动环保母产业的整体水平的提高，还能为生态环境质量的长久改善提供人才、资金、技术、市场等多方面的支持，进而有利于经济结构的加快调整、经济增长方式的加快转变。本文通过长三角区域2010-2014年的季度数据，建立相关回归方程，研究财政直接投入与环保服务产业的驱动关系。

近年来，国内外缺少对环保服务产业驱动因素方面的研究，在驱动因素的相关研究上，主要集中在其母产业——环保产业。国外的相关研究，主要集中在美日两国：美国的保罗·波特尼（1998）运用计量分析方法，结合环境学，对美国政府当时的环保政策、废弃物处理政策以及公开市场业务等政策工具对环保产业的影响进行了分析论证［1］。美国环境产业协会主席格兰特·福瑞尔提出，环保产业共分产业形成期和发展成熟期两大阶段，在第一阶段，环保产业的主要影响因素是法律法规、居民环保意识、企业责任等，第二阶段，由于企业责任明确、环保相关法规完善、群众的环保意识增强，这些原有因素对环保产业的影响力降低，而宏观经济手段逐步成了环保产业的主要影响因素［2］。日本的仲上健一（2002）将日本的发展历程和我国进行比对，提出了针对我国的发展策略和应该重视的问题，他指出，目前我国环境问题突出，必须加快环境立法、加大环保投入［3］。日本的中村（1998）认为影响环保产业发展的因素是多方面的，包括企业技术进步情况、国家技术改造投入、与周边国家合作程度等［4］。

国内的相关研究，主要集中在各因素对环保结构和组织变化以及环保发展方向的影响上。徐篙龄（1999）从环保当时各分类产业的状况，分别进行计量分析，并对各产业的关联性进行了研究，构建了我国环保产业未来几年发展的一个理想框架［5］。青树凡（2000）结合国外发展进程与我国进行了比对分析，提出了以环保服务业为发展引领产业，以环保业市场化为方向，以市场化运作为改革方向的发展思路［6］。安树民等（2001）运用产业经济学理论分析了我国环保产业，并指出四个方面主要存在的问题，分别是法律法规不配套、创新能力弱、知识普及不足、市场培育度不足，我国亟须在这四个方面取得突破性进展［7］。吕永龙（2003）对产业政策和技术创新的驱动效率进行了定量分析，并研究了环保产业的发展对技术创新的反作用，为我国有关部门制定政策提供了决策参考和建议［8］。顾海波（2004）提出随着时代的进步和群众环境意识逐步提高，环保技术在环保产业进步中的贡献作用愈发重要和突出［9］。汪毅（2009）经过实证分析，认为市场健全程度、技术发展程度、政府扶持政策等各方面外部因素已经形成了一个作用整体，促进环保产业的结构发生改变［10］。徐篙龄（1997）通过分析国外经济发展和环保产业之间的协同发展关系，得出结论，即工业生产活动本身将产生大量的负外部性，而环保产业正是对负外部影响的正反馈，具有高度的利他性，因此政府必须对产业的这种正反馈性给予资金和政策的扶持［11］。阎兆万（2015）认为环保产业和影响环保产业发展的因素是相互作用的，如环保技术的进步将提升环保产业的发展，环保产业的发展将反过来促进环保技术的提升［12］。

二、财政直接投入扶持环保服务产业的理论基础及实现形式

（一）理论基础

根据科斯定理，在完全竞争市场的情况下，市场能够自发调节，使资源达到最佳合理配置；但是由于产业的特殊性质和市场失灵的存在，导致市场的自我调节功能失效，因此政府需要主动介入，对市场个体加以干预和扶持。环保服务产业和市场环境的几点属性分析如下：

一是环保服务的正外部性。工业生产所带来的不可避免的污染是负外部性，这将带来私人成本的降低和社会成本的增加，导致资源配置不合理，社会福利降低；与之相应，环保服务产业具有很强的正外部性，其将生产出公共消费性质的产品，即所谓“非排他性”产品，不可避免将产生“搭便车”效应。公共产品的特殊性质，导致厂商无法直接取得与社会福利相匹配的收入，结果将是，环保服务产业在无政府介入的纯市场环境中无法持续发展，环境持续恶化。

二是资源的公共性。科斯定理实现的基础是清晰的产权，然而很多自然资源具有产权无法细分的特性，如大气、河水等，这将导致任意企业都可以肆意地挥霍资源，进而造成环境的急性恶化和急剧枯竭。

三是理性人的非理性行为。一方面，从经济个体理性选择的角度出发，获得利益是眼前的，是个体所得的。另一方面，环境服务产业的受益者是不确定的，是社会的，是远期的。因此从个体利益出发，每个人必将选择最大化地利用环境，以攫取最大利益；而这种个体利益最大化的理性选择机制将导致社会利益的远期损失，这又是非理性的。

四是环境服务保护产业收益的长期性。由于环保服务产业的投资期限较长，成本回收较慢，而且受外界影响较大，因此在市场选择机制下，投资者为规避风险、获得利润，投资到该行业的资金将远远低于社会所需。

环境服务产业的上述属性，决定了其不能完全靠市场机制和自主增长来调节，而是必需政府的干预和资金扶持。政府应全面加大法律法规的制度保障和财政支持力度，提高环保服务产业的综合竞争力。环保服务产业发展中所受到作用机制的理论模型可以用图1来表示。

图1 环保服务产业发展作用机制理论模型

环保服务产业的发展主要受到三大因素的影响，分别是服务需求、服务产品供给、政府扶持力度。其中服务需求方面主要是由环境污染情况和经济发展状况来决定的，服务产品供给主要是由资本流入等来决定的，政府对环保服务产业的作用机制主要是财政扶持机制、宏观调节机制和公共需求机制。其中，财政直接投入的扶持机制直接作用于需求和供给两个方面，调节资源的配置水平，形成对该产业的直接推动力。本文主要研究的就是政府直接投入财政资金的变化对该产业的影响。

（二）财政直接投入的实现形式

环保服务产业关系着经济增长和民生两件大事，有着非常显著的公共性，因而，各地方政府高度重视，或直接加大财政向该产业的倾斜力度，或出台相关文件，以突出政府资金的刺激和引导作用。如2009年安徽省出台的《关于加快发展节能环保产业的意见》，2013年浙江省出台的《关于加快发展节能环保产业的实施意见》，文件均加大了财政对环保服务产业的支持力度。据研究，财政资金对环保服务产业的支持方式共分以下三类：

一是针对企业个体直接进行财政扶持。如2013年，浙江省公布的《关于加快发展节能环保产业的实施细则》中明确指出，对工业生产型企业年度主营业务收入超过5亿元的、服务型企业年度主营业务收入超过1亿元的，分别按照纳税财政年度新增额度的60%、50%给予返还。对新上市的环保服务企业，按照“一企一议”的办法根据实际情况给予奖励。

二是针对项目进行财政支持。如安徽省2012年出台的《关于印发加快发展节能环保产业的意见安徽总体方案的通知（试行）》中明确规定，对省内工业企业主动实行第三方治理的，可以给予年度支付金额10%的一次性补贴。对参与省外第三方治理项目中标的，且合同金额在5 000万元以上的环保服务企业，按总合同金额的1%给予奖励。

三是针对科研进行奖励。如浙江在鼓励创新研发方面力度很大，浙江省规定，对环保服务企业新认定的国家企业技术研究中心、国家重点实验室等国家级平台，安排100万元项目补助资金；相关发明专利获得国家级专利奖的，或转化为实际产出的，可获得50万至100万元的奖金。

三、长三角地区环保服务产业发展情况及政府资金投入情况

（一）从政府年直接投入以及环保服务产业年产值上进行比较

随着污染减排工作的日益深入以及环保要求的不断提高，政府对环保服务产业的投入也在不断提高。由图2可以看出，从2012年开始，长三角区域政府对环保服务产业的投入增速呈现出不断提升的态势：2012年以后，我国以加强环保服务业需求侧管理为中心，直接投资约1.2万亿元，为环保服务业提供了有力的发展推动，此期间长三角地区各地政府投入呈现出全面飞速提升的态势，到2014年，长三角地区环保服务产业政府投入占GDP比重已经提升到了0.27%，比2010年提升了58%［13］。

图2 长三角地区环保服务产业政府资金投入情况

由图3可以看出，环保服务产业呈现出同步发展态势。2010年、2011年，发展较为平稳，2012年到2014年间，进入了迅猛发展时期，“十二五”期间，我国正式把SO2和COD作为约束性环境指标，并出台了关于“节能减排”的一系列措施，加大了专项投资力度，拉动了诸如城镇垃圾处理、城镇污水处理、脱硫设备等环保各个领域的迅速发展，特别是环保服务产业，呈现出加速向好的态势。

图3 长三角区域环保服务产业年产值

（二）从环保主要子产业——环保服务产业和环保设备制造产业的产值占比和增速上进行比较

首先看占比，从图4可以看出，在“十二五”期间，长三角地区环保服务业发展非常迅速，占环保总产业的比率不断扩大。在此之前，即2010年前后，“十五”和“十一五”期间，环保设备制造业占环保产业比重是高于环保服务业的，环保设备制造业发展势头较为迅猛，而同期2010年环保服务业产值仅为155亿元，占环保产业比重不足20%。由于“十二五”期间，我国出台各项举措，加大投资，全面拉动了环保各个领域的迅速发展，特别是环保服务产业，呈现出加速向好的态势。到2014年末，环保服务业产值占环保总产业的比率为42%，比2010年的产值占比增长了22%。从其发展趋势看，产业所占比重将进一步增加，推进成效将进一步趋好。

图4 环保产业及子产业年产值

再从环保产业及两大主要子产业产值增速上进行比较。由图5可以看出，进入“十二五”时期后，环保服务产业增长速度进一步加快，2012年产值增为257.1亿元，相对于2010年增长了1.65倍，2010-2014年环境服务业年均增长率为19.9%，比环保设备制造业高11.3个百分点。

图5 环保产业及子产业年产值

通过以上关于长三角地区环保服务产业发展和政府投入趋势的分析，可以明显看出，政府投入和环保服务业发展的极高趋同性和关联性。因此，本文通过对环保服务产业和财政直接投入的季度数值的实证分析，探讨政府资金投入以及其他相关因素对环保服务产业的影响。

四、数据来源及变量设定

文中利用的数据均来自2010-2014年《中国统计年鉴》和江苏、浙江、上海、安徽四省份的《统计年鉴》以及政府数据，以季度为单位对数据进行考察。根据统计数据，环保服务产业中各大行业，包括自然保护区域经营管理、环保设施建设、工业废弃处理、环境工程保护服务等方面90%的以上的需求为本地需求。为简化分析，本文根据环保服务产业的特殊性，将外界因素进行排除，假定环保服务产业为区域封闭式产业，并对环保服务产业所受影响的主要因素进行设定：设因变量长三角区域环保服务产业对季度总产值为E，设三个自变量，区域内各地政府针对该产业的财政季度总投入为T，全区域季度GDP为G，上季度的污染物排放量（以污水排放量为代表性数据）为P。其中，我们选取T为主要变量，以季度为考察单位重点考察政府投入T和产业发展之间的关系，G和P为辅助变量。

设置自变量原因具体如下：第一，关于选取政府资金投入作为主要自变量。环保服务产业是典型的政策推动型产业，具有很强的政府投入驱动特性，政府的年投入资金和扶持是对环保服务产业的极大刺激，党的十八大首次提出了“美丽中国”的观念，把环境维护和污染防治第一次放在如此重要的地位上，彰显了国家坚定维护环境、消除污染危机的决心。第二，关于选取GDP作为自变量。我们选择以GDP的数值代表着经济的变化，而经济发展和环保服务产业发展之间的影响是双向的：一方面，环保服务产业的发展是以为经济的全面发展为依托和基础的；另一方面，发展环保服务产业将促进经济发展方式加快转变，提高经济发展的稳定性和可持续性。第三，关于选取污染物排放量作为因变量。污染物排放量和环保服务产业发展之间的关系也是双向影响的，本文选择主要排放污染物之一的污水排放量作为代表性数据。一方面，当年污染物的增加必然要求环保服务产品的加大投入，是从需求面要求产品数量的提高，从而促使产业季度总产值的提升；另一方面，环保服务产品的增加将延期一期对环境治理产生积极作用，并减少对环保服务产品的需求，并减缓该产业的发展。

五、实证检验

本文采用Eviews7.2为分析工具，共分六步对区域内环保服务产业发展相关影响元素进行实证分析和检验。为便于计算，我们将所有变量取对数。第一步是进行单位根检验，检验其关系是否具有单整性；第二步是进行Johansen检验，检验变量之间是否具有协整性，从而判断变量之间是否具有长期协整关系；第三步是进行格兰杰检验，从而判断短期之内变量之间是否具有因果关系；第四步是进行方差分解，试图解释产业季度总产值变化和政府投入季度变化之间的比例关系。

（一）单位根检验

本文检查序列的平稳性运用的是ADF检验法。ADF检验是建立在Dickey-Fuller检验（即DF检验）的基础上发展而来的。只有当序列为AR（1）时，DF检验才为有效序列；而如果存在高阶滞后相关，那么就与扰动项独立同分布的前提假设不符，在这种情况下，可使用增广DF检验法（即augmented Dickey-Fuller test）对含有高阶序列相关序列的单位根来进行检验。此方法令残差序列服从平稳分布，通过对数据差分，使得残差序列自相关性去除，以确保残差序列为白噪音序列。其模型可设为

现对单位根进行假设H0：ρa=1，H0：ρb=1和联合假设H0：ρc=1，rc=0。ADF检验结果如接受H0，我们可认为Et为非平稳序列，有可能存在单位根；如果拒绝H0，则我们认为Et为平稳序列。现对各变量去对数，进行ADF检验，结果见表1所列。

表1 lnE和lnG、lnT、lnP的ADF检验结果

由表1可知，一方面，四组原始序列的ADF统计量均大于5%的临界值，因此接受原假设，时间序列有单位根，为非平稳序列。另一方面，差分序列的ADF值小于5%显著水平临界值，为平稳序列。所以，lnE、lnT、lnG、lnP均为一阶非平稳，可能存在协整关系。

（二）Johansen检验

通过第一步的ADF检验，本文对序列存在协整关系的可能性进行了论证，下面用Johansen方法进行检验，并用AIC准则和AC准则确定最佳滞后期数为2期，检验结果见表2所列。

表2 lnE和lnG、lnT、lnP的协整检验结果

由表2可知，lnE的迹统计量56.321 52大于5%临界值55.322 12，而lnT、lnG、lnP的迹统计量均小于其相对应的5%临界值，因此，仅有一个关于lnE的原假设被拒绝，lnG、lnT、lnP至少存在一个协整关系，我们据此可设定长期稳定的协整方程：

（三）格兰杰检验

为考察环保服务产业与政府投入之间的短期因果关系，本文对二者进行格兰杰检验：

先行做出假设：这些变量的时间序列中全部包含x、y每一个变量的预测信息。检验要求估计以下的回归：

其中白噪音和u2t假定为不相关的。

式（1）假定当前y与y自身以及x的过去值有关，而式（2）对x也做出了类似的假定。

对式（1）而言，其零假设H0：

α1=α2=…=αq=0。

对式（2）而言，其零假设H0：

δ1=δ2=…=δs=0。

现选取滞后期为1期和2期，检验结果见表3所列。

表3 lnE和lnT的因果检验结果

由表3易知，在滞后1期和滞后2期，lnT都是lnE的原因，同时，lnT都不是lnE的原因。也就是说，政府的投入将大幅引起环保产业的增长，这也进一步印证了环保产业具有政府投入驱动特性。

（四）脉冲响应分析

我们需进一步论证政府投入对环保服务行业的脉冲响应影响。根据AIC、SC准则，本文对lnE和lnG、lnT、lnP均取滞后一阶，取一个季度为一期，建立误差修正模型。基于误差修正模型的lnT对lnE的脉冲响应影响如图6所示，政府投入lnT对lnE的影响始终保持为正效应，在开始阶段冲击较为剧烈，在第0.5期期末，达到峰值，随后减弱；在第1期期末，影响重新正向放大，随后再次减弱；在持续2期之后，恢复稳定。因此，我们可知，短期（2个季度）内，政府投入对环保服务行业的影响较为剧烈，其后，逐步恢复平稳，且其正影响将长期稳定持续。基于财政直接投入的脉冲响应逐步恢复平稳的特性，政府应针对环保服务产业，建立阶段性、分批次的长期财政直接扶持机制。

图6 lnT对lnE的脉冲响应影响

六、结论与对策建议

（一）研究结论

（1）环保服务产业具有高度的财政投入敏感性。每一单位lnT的变化将带来lnE的加倍变化，即财政直接投入将带来环保服务产业快速反应。第一，这说明政府的直接资金投入产生了乘数效应，这一变量的增减引起了产业总量变化的连锁反应。财政直接投入的乘数效应一方面是通过地域辐射和产业联动产生示范、拉动作用；一方面是通过“消费—产出—消费”循环链效应和产业资本循环积累的作用不断放大乘数，形成乘数加速度引起最终产出变量的循环放大。第二，在环境服务保护的投入中，政府的财政直接投入具有示范性质的导向意义，全社会的环保产业总体投资水平往往很大程度上由政府财政支出的力度所主导。政府可以通过扩大财政投入来创造有利条件，带动社会大额资金进入环保服务产业；另外，财政支出的额度可以依据地方产业的发展情况进行变化，以平衡和调节区域间的差异。

（2）环保服务产业的发展也引起了财政投入的长期变化。根据格兰杰检验，短期内，环保服务产业的变化不会引起财政投入的变化；但是长期来看，将引起财政直接投入的持续扩大，lnE每变动一个单位，将引起财政投入资金lnT的随之变动。这是由于环保服务产业的不断发展，符合财政扶持标准的企业数量和项目规模也在持续增加，对财政直接投入的规模变化起到了反作用。

（3）财政直接投入的长期趋于平稳。根据脉冲响应分析，财政资金投入lnT对lnE的脉冲响应影响在初始阶段较为剧烈，即在资金投入后的第一个季度，该产业迅速反应，但是其后反应收敛，震荡收窄趋于平稳。可见单就一笔资金投入而言，其投入所引起的产业乘数效应仅在短期内成效较为显著。

（4）环保服务产业受多重因素影响。根据长期稳定的协整方程，区域内财政直接投入、区域GDP、上季度的污染物排放量三者均是对该产业发展产生影响的重要因素，且均为正向关系。从系数大小来看，GDP和财政直接投入影响较大，大于上期污染物排放量对该产业的影响。

（二）对策建议

全面发展环保服务产业，以实现经济与环境的长期可持续发展，必须要依靠国家财政资金的大力支持，要加快财政相关制度的完善以及资金渠道的疏通，切实推进环保服务产业的发展。

（1）要不断提高政府的投入能力，建立一个环保服务财政投入的长期稳增机制。一直以来，我国环保方面的投入均列在科技、基建专项支出等科目之下，并未设为单独科目。自2007年初，我国《政府收支分类改革方案》开始施行后，“211环境保护”专项资金首次被设为类级独立科目，分设10个大款50个小项，主要包括推动推进环境污染治理、污染防护等重大环保服务工程等。在此基础上，我国亟须建立一个长期、有效、稳定的资金支持年度递增机制。政府应及时监测环保服务业的发展情况，使其与经济发展水平与发展预期相协调，稳步提升环保服务项目的财政资金支持额度，确保环保服务投资增速高于经济增速［14］。

（2）完善财政转移支付制度，全面平衡各区域环保服务能力差距。我国各地的经济发展程度不同，环保服务财政支付能力也差异明显，部分区域尤其是中部地区的环保服务工作亟待加强。而环境服务保护转移支付对于调节各地经济水平差距所导致的环境财政支持能力差异，具有重要作用。相较于国外，我国财政转移支付中环境因素明显体现不足，因此，我们一是必须尽快改革中央财政转移支付制度，全面科学平衡地区间环境保护能力差距；二是加快建立地区间横向环保转移支付制度，积极协调东西部各地区之间的财政转移关系，同时大力开展环保服务相关的资金的对口专项帮扶。

（3）要全面拓宽环保服务产业的资金获得途径，推进间接与直接融资的均衡发展。单一的依赖自筹资金和政府投资，已不能满足当下环保现状和产业发展的需要，必须打开思路，建立一个多方参与的资金融入机制。一方面，应开拓各种间接筹资渠道，缓解企业资金链压力，努力争取各类资金，这包括银行资金、非银行金融机构资金以及融资成本略高的外资、大型企业风险资金和民间资金。间接融资具有速度快、资金足的优点，但其也有着成本高、还款压力大、风险高的缺点。另一方面，应积极鼓励环保服务企业积极开展各种直接融资，向社会发行股票和各类债券。直接融资这种方式，一是规避了利息方面的成本支出，缓解了偿还压力；二是最大限度地吸收了大额的热钱和社会游资，使各类资金能够直接使用于环保服务企业的生产发展中，这样就能弥补间接融资形式的缺点和不足。

（4）设立环保服务产业基金，解决短期资金链困难。可仿照“中国农业产业发展基金”以及部分省市房地产产业基金的运营模式，政府积极引导建立国家、省等各个层面的环保服务产业投资基金。基金在建立及运营中，必须做到：一是投资资金应分批到位，全程监控，跟踪进度，根据资金的使用效率及盈亏情况决定后续资金的大小及发放与否，尽可能降低风险；二是信息公开，包括资金审核、下发进度、使用情况以及环保服务企业的经营、资金状况，全面公开接受监督。三是根据风险及资金使用时间长短，设置基金投资多样化产品，满足企业各种需求。

［1］保罗·波特尼.环境保护的公共政策［M］.上海：上海人民出版社，1998：1-22.

［2］David R Breg.The U.S.Environmental Industry［R］.U.S. Department of Commerce office Technology Policy，1998.

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［12］阎兆万.产业与环境：基于可持续发展的产业环保化研究［M］.北京：经济科学出版社，2015：45-56.

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［责任编辑：张兵］

An Empirical Study on the Driving Relationship between the Development of Environmental Protection Service Industry and Fiscal Direct Investment—Based on the Data of Yangtze River Delta

ZHU Yan-fu，XUE Jin-qi
（College of Economics，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430073，China）

In order to fully deal with the environmental crisis，China will treat the environmental service industry demand side management as the center of the current environmental protection work.Approximate 1.2 trillion yuan（RMB）of fiscal special fund for environmental protection service industry has been set up，which offers a very great opportunity for the development of environmental services industry.The paper uses quarterly data of Yangtze River Delta region from 2010 to 2014 to build the regression equation.The results show that fiscal direct investment has a positive impact on quarterly output of environmental protection service industry.Granger causality test indicates that fiscal direct investment is the Granger cause of quarterly out⁃put changes of environmental protection service industry，which illustrates that the regression equation has a clear economic significance.Therefore，Chinese government should take measures to establish a sustained fiscal investment mechanism in or⁃der to promote the development of the industry.

environmental protection service industry；fiscal direct investment；Johansen test；Grainger test

F061.5；F062.2

A

1007-5097（2015）11-0081-07

10.3969/j.issn.1007-5097.2015.11.013

2015-06-23

国家社会科学基金项目（10BGL075）

朱延福（1952-），男，安徽桐城人，教授，博士生导师，研究方向：西方经济学；薛金奇（1983-），男，安徽阜南人，博士研究生，研究方向：国际金融，国际投资。