0 引言

随着全球环境意识的觉醒，绿色消费兴起，环境标志认证制度应运而生。自1977年德国率先提出“蓝色天使”这一环境标志以来，许多国家纷纷建立了相应的环境认证标志制度。1993年，国际标准化组织(ISO)正式成立了SIO/TC207环境管理技术委员会，并推出了ISO14000环境管理标准，目前已在全球范围内广泛采用。我国在采用GB/T24000-ISO14000环境管理标准的同时，于1994年建立了中国环境标志产品认证(十环标志)制度，由国家环境保护总局环境标志认证中心(中环联合(北京)认证中心有限公司)建立完善的评审机制，已成为中国环保产品的权威认证，并与多个国家签订了环境标志互认合作协议。由于环境标志认证制度拥有企业自愿参与、产品生命周期全过程考察、定期回顾适时调整等特点[1,2]，其对于国家贸易发展、企业技术自主创新、发展绿色经济等发挥着积极的作用。

目前学界关于环境标志认证的研究多是从企业的角度，研究企业申请ISO环境认证的驱动力和认证对企业的影响等。相关研究发现，影响企业申请ISO环境认证的动机主要有企业的规模、经营时间和进出口贸易等因素[3,4]。González-Benito等[5]把企业认证的主要动机总结为道德动机、竞争动机和关系动机，认为企业出于环境责任感、竞争优势和与利益相关者的良好关系而努力寻求ISO环境认证。许多学者认为，环境标志认证能够提高企业的管理效率，改善企业的声誉，获得政府的支持和合作商的信赖[6,7]。而Rondinelli等[8]通过对美国一家铝业公司的实证研究后指出，ISO环境认证本身可能并不会给企业带来显著的性能和技术改进，但它可能会给企业的环境行为和管理带来影响，有助于提升企业的环境绩效。国内学者的相关研究则多集中于中国环境认证制度发展的现状和优势研究等方面。例如，董恒年[9]对比了国内外的环境标志发展现状，发现中国环境标志产品的生产和出口与发达国家还存在较大差距。全晔等[10]认为我国实施环境标志计划对减少水体污染和空气污染、节能减排等具有较好的促进作用。刘晓琴[11]认为纺织品环境标志制度的实施所带来的经济效益提升有利于经济和环境的可持续发展。总体而言，现有关于环境标志企业的研究多是从管理学和经济学的角度探究企业申请认证的动机及其影响，缺乏从地理学的空间角度研究中国环境标志企业的分布及其外部影响因素。

本研究所讨论的环境标志企业为：主动向国家环保总局环境认证中心申报环境标志，其产品获得环境标志认证并接受认证中心动态监督，按照规定的技术标准进行生产及再处理的企业。企业的认证类型可分为初次认证、复评认证、年检认证和增项认证，为避免重复计算，研究中剔除每一年名录中的增项认证企业。由于我国环保总局于2005年开始在官网公布认证企业名录，因此研究中选取2005-2014年间公布的环境标志企业名录，根据各企业的详细地址确认其所在的城市，以分析环境标志企业在城市尺度上的空间分布。

综上，本文通过分析环境标志企业在时空和行业上的分布特征，并建立以时间为序列、以城市为横截面的面板数据模型，探究我国环境标志企业空间格局的影响机制，从经济地理学角度解释我国企业申请环境认证的空间差异和外部影响因素，为推进我国政府不断完善环境认证制度提供相关参考，在区域层面上促进企业改进生产技术、大力保护环境等方面具有重要的推动意义。

前不久，我和三个中学校长应邀到英国伦敦哈姆雷区中学去做“影子校长”。踏进校门的第一天，就遇到了一件让我们感触极深的事。

1 环境标志企业空间分布的理论框架

企业区位选择不是随机过程，而是对可能区位比较择优的结果[12]。古典区位理论关注经济要素对区位的影响，注重劳动成本、交通成本、集聚经济等区位因子，行为学派认为企业的区位选择取决于对区位的熟悉程度和知识积累[13]。随着新制度经济学的兴起，制度、文化等要素被引入，使得区位论的研究更加丰富[14]。总体而言，决定企业区位选址的因素复杂多样，不同类型的企业也具有特定的区位因素。因此，本研究结合区位理论和环境标志企业的自身特征，提出环境标志企业的空间分布影响机制框架(图1)，即环境标志企业的空间分布可归结为市场化、全球化、科技和制度等相关因素共同影响的结果。

首先，市场化因子对环境标志企业具有较强的吸引力。影响企业区位选择的市场化因子一般包括生产成本、市场需求等。一方面，正如韦伯工业区位论所指出的，环境标志企业为了实现生产成本最小化，其区位模式和空间分布必然受到劳动力成本、交通成本等市场成本因素的影响。另一方面，市场需求也会促进企业申请环境认证，随着人们绿色消费意识的增强，绿色消费的需求迫使企业改进生产技术，进行绿色生产[15]，因此本地市场对于绿色消费的偏好程度等也是重要的区位因子。

近10年来，中国环境标志企业的数量一直呈增长趋势。2005年成功获得认证的环境标志企业只有215家，2014年增至近2 500家，年均增长率为30.77%,各年份的增长速度存在差异。由于2008年全球金融危机造成我国很多中小企业发展资金匮乏、生产规模萎缩[24]，因此2008年后企业申报环境标志认证的步伐明显减缓。此后，随着全球经济的缓慢复苏，环境标志企业的数量又开始逐步增加。可见，企业申报环境标志认证的行为，受到国际经济环境的深刻影响。

第三，区域的科技环境是环境标志企业认证的推动力。随着新兴技术的迅速发展，科技与创新已成为影响企业区位选择的重要因素之一[18,19]。区域科技环境包括科技投入、科技基础、科技人才和科技政策等方面。良好的科技环境有利于区域创新网络的形成，通过知识与技术的溢出促进当地企业的技术革新。我国的环境标志认证制度要求企业产品从生产、消费到回收都符合环境保护标准及技术要求，创新的技术不仅能帮助环境标志企业降低生产成本、提高生产效率，更能够推动企业通过技术创新来达到环境认证标准。因此，环境标志企业的空间分布必然受到区域科技环境的影响。

北京师范大学与重庆市教育委员会、重庆市江北区人民政府协同共建“重庆市教师教育创新实验区”，旨在通过体制机制创新，创生具有区域特色的教师教育经验，打破教师教育主体相互隔绝的态势，实现教师培养与专业发展相互融通。

2 中国环境标志企业的空间格局演变

2.1 时间演变

其次，区域经济的全球化程度会影响环境标志企业的分布。随着经济全球化，发展中国家的企业积极参与全球价值分工，在全球价值链的嵌入过程中，一方面发达国家市场的绿色贸易壁垒和国外消费者对绿色产品的需求，促使越来越多的发展中国家企业主动选择申请认证；另一方面跨国公司和跨国组织的进入带来了绿色生产技术及相关环境认证标准，通过技术外溢和产业联系促使东道国企业采取环境认证。Blackman等的研究发现，进出口贸易是墨西哥企业申请ISO环境认证的主要驱动力之一[16]，张秋英也指出环境标志是中国企业通往国际贸易市场的绿色通行证[17]。因此全球化程度高的地区有利于拉动企业积极申报环境标志认证。

初次认证企业和总认证企业的增长速度也有明显差别。初次认证企业是指首次成功获得认证并出现在环境标志企业名录上的企业，在其获得环境标志认证期满3年后，需要通过复评和每年至少一次的年检。本研究认为，环境标志企业的认证存在一定的“路径依赖”，已获得认证的企业由于较高的环保技术水平和对环境标志认证流程的熟悉，与认证中心已构建信任通道，因此更容易通过复评、年检和增项认证。但初次申报的企业与同年参加复评的企业相比，需要花费更多成本通过认证，因此初次认证企业的增长率起伏波动较大，且与认证企业的总体增长率不同步。

在当下的经济发展环境中，会计监督体系对现代化企业制度的建立起着非常重要的作用。会计监督体系不仅关系到企业自身的发展，还会影响我国的社会经济发展。因此，在现代化企业的建设过程中要认识到会计监督的重要性，并从中寻求方法策略来完善会计监督体系，从而保证现代化企业制度的良好运行。

2.2 行业演变

2007—2017年世界薪柴、木片或木屑进口额排名前5位的国家包括日本、中国、英国、丹麦、意大利、美国、瑞典、芬兰和比利时，2007年依次为日本、美国、瑞典、意大利和中国，2017年为日本、中国、英国、意大利和丹麦。日本历年进口额均位居第1，但世界占比从2007年的53%下降至2017年的25%;中国自2011年起开始位居世界第2，2017年世界占比达到19%;美国在2007年和2008年分别位居第2和第4位，但自2009年起一直在前5位之外;英国自2015年起位居第3，且2017年世界占比上升至14%。

行业代码所属行业产品种类1纺织、皮革及皮毛制品生态纺织、生态纺织品、皮革和合成革、鞋类2家具及小型家电家具、燃气灶具、家用微波炉、家用电动洗衣机、家用制冷器具、家用太阳能集热器3电气、机械及专用设备采暖散热器、太阳能热水系统、轻型汽车、干式电力变压器、低污染轻型汽车、工商用制冷设备等4化学纤维、橡胶、塑料泡沫塑料、包装制品、一次性餐具5通信设备、计算机及其他电子设备制造业网络服务器、微型计算机、显示器、电线电缆、彩色电视广播接收机6文教办公用品鼓粉盒、文具、喷墨盒、喷墨墨水、打印机、传真机及多功能一体机、静电复印机、数字式多功能复印设备、碎纸机等7建筑及装修材料建筑用塑料管材、人造板及其制品、水泥、木质门和钢质门、水性涂料、水性木器漆、防水涂料等建筑相关材料8日化及工业化学用品盘式蚊香制品、家用洗涤剂、气雾剂、杀虫气雾剂、包装用纤维干燥剂、消耗臭氧层物质替代物9造纸及印刷再生纸制品、平版印刷、胶印油墨、凹印油墨和柔印油墨10其他光动能手表、干电池、无汞电池、灭火器、节能灯等

2.3 空间演变

由图2可知，我国环境标志企业主要分布在东部沿海地区，存在由沿海地区向内陆推移的趋势。东部地区环境标志企业的数量占全国所有环境标志企业的70%以上；中部地区的环境标志企业增长速度则较为平缓，所占比例没有明显变化；而西部地区的环境标志企业则在逐年增加，所占比例由2.78%增至13.06%。2005年全国仅有74个城市有环境标志企业，主要集中在东部沿海地区，2014年环境标志企业扩展到246个城市，分布也逐渐拓展到内陆地区，但主要分布在胡焕庸线以东地区，新疆、青海、西藏、甘肃等地环境标志企业仍然很少。东部沿海地区的环境标志企业逐渐形成了以京津冀、长三角和珠三角为核心的集聚格局，北京、上海、杭州、苏州、广州、佛山等城市的认证企业数量在全国名列前茅。中部地区的环境标志企业也逐年增加，几乎覆盖所有中部城市。而西部地区环境标志企业的分布仍有较大区域差异，重庆和成都的认证企业增长较快，2014年已成为西部地区的集聚核心，相反，其他城市增长则较慢，西北五省的环境标志企业多出现在省会和经济较发达的少数城市。

3 中国环境标志企业空间格局变化影响因素

3.1 模型建立和变量选择

本研究利用面板数据模型分析影响中国环境标志企业空间分布的因素。面板数据模型可以有效避免样本时间短的缺陷，并能够通过在回归模型中引入个体特定效应项来捕捉个体异质性，从而有效地改进模型的估计性[25]。与简单使用回归模型处理相比，面板数据模型同时包含时间序列和截面数据，能够体现更多个体特殊效应，拥有更多的观测值，提供更高的自由度。因此，面板数据模型已成为空间计量经济学的主要研究方法之一，被广泛应用于经济学、计量地理学等领域中[26-28]。

结合面板数据的特点和前文的理论框架，构建环境标志企业空间分布影响机制研究模型为：

Y=α+β1MARKET+β2GLOBAL+β3TECH+β4INSTI+ε

(1)

式中：Y表示环境标志企业的分布，以某地区环境标志企业的数量表示；MARKET为市场化因素；GLOBAL为全球化因素；TECH为科技因素；INSTI为制度因素。

文中涉及的记号与术语可参见[1,10-11]。若X是拓扑空间,F⊆X,F在X中的闭包记为clF,在涉及多个空间时,为区分起见也记作clXF。空间X的全体开集与全体闭集分别记为Ο(x)与Γ(x)。

为直观地表现出环境标志产品的行业特征，本研究按照产品用途将其重新划分为10类(表1)。认证的环境标志产品类型逐年增加，由2005年的19种增加到2014年的71种。2005年的认证产品类型主要为建筑装修材料、日化用品，其中建筑装修材料所占比例达到77.43%。而到2014年，涉及行业范围扩大至纺织品及皮革品、文件办公用品、家具及小家电、通讯设备、计算机等，其中，家具及小家电行业这类贴近人民生活消费的行业比重从6%增至23%，这说明环境标志逐渐得到公众消费者的认同，带来较好的社会经济效益，激励企业积极申请认证。另一方面，政府采购政策也影响产品类型的变化。2006年12月我国政府下发首批《环境标志产品政府采购清单》，至2017年1月已发布21期采购清单，其中包括政府强制采购和优先采购的产品，所罗列的采购产品种类逐渐增多。其中，建筑及装修材料自首批清单就被列为政府采购产品，这也是该类产品在所有认证产品中的比重居高不下的原因。而造纸及印刷业自2009年8月出现在采购清单之后，在认证产品中所占比重也开始大幅增加。

综上，本研究的变量设置如表2所示，各变量取自然对数，消除数据中可能存在的异方差问题，使数据更平稳。因此，本研究最终建立模型如下：

第三，雷可夫和约翰逊声称体验哲学不继承任何业已发展的哲学理论，是一种全新的哲学理论［3］496，并认为由于它的创建，两千多年来人类关于哲学的思考已成过去，哲学再不是原来的样子［3］3。如此言过其实的话语完全忽略了马克思主义关于思维、认识的观点。目前，国内已有学者将体验哲学与马克思主义哲学观进行了对比研究［9-10］，结论是体验哲学观与马克思主义认识论在许多方面有共同之处，这表明体验哲学中的许多论点是马克思主义认识论早已阐释过的。如此看来，体验哲学的观点并不全是创新性的，说它“彻底改变了传统的西方哲学观”［11］是站不住脚的。

ln(Yit)=α+β1ln(Laborit)+β2ln(Transpit)+β3ln(pFDIit)+β4ln(Exportit)+β5ln(TSpendit)+β6ln(RDit)+β7ln(ERit)+β8ln(GPit)+εit

(2)

当所有变量进入模型后，代表科技因素的TSpend和RD均在1%的显著水平上正相关。为进一步说明变量对环境标志企业空间分布的影响，本文引入弹性系数，以衡量各变量的增长率对环境标志企业数量增长率的贡献程度*弹性系数用以衡量自变量的增长幅度引起因变量的增长幅度的程度，其计算公式为：本文中，y表示环境标志企业数量，Δy表示其增量，x表示各影响因子，Δx表示其增量。。通过计算，两者的弹性系数分别为3.85和4.15，弹性贡献率均较高，进一步验证了区域的科技环境对推动环境标志企业的认证具有非常显著的作用。政府的科技投入有利于营造区域良好的创新空间，通过技术和知识溢出，形成当地的创新网络，促进企业改进生产工艺和处理废弃物时的环保技术，既能提高生产效率，又极大地推动了环境标志企业的认证。因此，环境标志企业由于对清洁生产和污染物处理的技术需求更高，会更多地分布在科技环境好、技术溢出强的地区。

根据全市排污口水质调查与监测资料，2003年开始入河污染物监测项目主要包括化学需氧量（COD）、氨氮、挥发酚3项。

各变量的统计数据均来自历年《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国政府采购年鉴》和全国各省市的统计年鉴，并剔除掉部分缺失数据的州市和港澳台，调整后共有246个城市(包括4个直辖市)。其中,《中国政府采购年鉴》和《中国科技统计年鉴》只有省级数据，故本研究中的RD和GP两个因子采用省级数据代替市级数据。由于最新《中国政府采购统计年鉴》为2014年版，故政府采购数据的时间跨度为2005-2013年。

变量类型变量名称定义(单位)预期符号因变量Y环境标志企业数量(个)市场化(MARKET)LaborTransp在岗职工年均工资在全国的水平(%)公路密度，即公路通车里程数/行政区面积(km/km2)-+全球化(GLOBAL)pFDIExport外商直接投资额/总人口(万元/人)出口贸易总额/GDP(-)++科技(TECH)TSpendRD政府财政支出中科技支出占比(%)研究与试验发展(R&D)人员折合全时当量(人年)++制度(INSTI)ERGP工业SO2排放量/工业总产值(万t/万元)政府采购金额/政府一般财政支出(%)-+

3.2 模型检验与计算

3.2.1 单位根检验 运用EViews 7.0软件对式(2)进行实证分析，为避免伪回归，综合采用LLC检验和ADF检验对各变量的平稳性进行单位根检验(unit root test)(表3)。由表3可知，各变量均通过显著性水平检验，表明数据平稳，不存在单位根。

变量检验方法统计量ln(Y)ln(Labor)ln(Transp)ln(pFDI)ln(Export)ln(TSpend)ln(RD)ln(ER)ln(GP)LLC-17．5338∗∗∗ ADF366．285∗∗∗ LLC-61．4415∗∗∗ ADF429．480∗∗∗ LLC-20．4461∗∗∗ ADF748．667∗∗∗ LLC-26．6939∗∗∗ ADF551．441∗∗∗ LLC-84．5517∗∗∗ ADF1018．97∗∗∗ LLC-32．0391∗∗∗ ADF790．874∗∗∗ LLC-25．8878∗∗∗ ADF336．427∗∗∗ LLC-12．3666∗∗∗ ADF324．200∗∗∗ LLC-45．0930∗∗∗ ADF987．615∗∗

注：**、***分别表示在5%和1%的置信水平下拒绝原假设。

3.2.2 协整检验 在回归分析之前，通过使用Kao协整检验方法对各变量进行检验来确定是否存在长期的协整关系，以避免伪回归。根据检验结果(表4)，P值小于0.01，表明各变量间存在协整关系。

各影响因素所选择的具体因子如下：1)市场化因素(MARKET)，选择劳动力成本(Labor)和交通成本(Transp)来衡量市场化要素对环境标志企业区位的影响；2)全球化因素(GLOBAL)，选择人均占有外商直接投资(pFDI)和出口贸易额(Export)来衡量一个地区市场对外开放、参与全球化的程度；3)科技因素(TECH)，选择政府财政支出中科技支出的占比(TSpend)、各地区的R&D人员全时当量(RD)来衡量一个地区的科技发展水平和创新环境；4)制度因素(INSTI)，选取对环境标志企业分布影响较大的环境管制、地方政府采购力度两项制度因子。与国内学者研究一致[29]，本研究采用工业SO2排放量与工业总产值的比值(ER)来衡量环境管制，该值越大，表明环境管制越宽松，反之，则更严格;地方政府采购力度选取各地区的政府采购规模(GP)来解释其对环境标志企业分布的影响。

ADFt⁃StatisticP值2．9704320．0015Residualvariance0．004088HACvariance0．003660

3.2.3 格兰杰因果关系检验 由于各变量存在协整关系，因此可以做格兰杰因果检验，表5列出了各变量与企业数量之间的格兰杰因果检验结果，基本确定了各变量是导致环境标志企业空间分布的格兰杰成因。

最后，区域制度也是影响环境标志企业空间分布的重要因素。区域制度可分为正式制度和非正式制度。正式制度通过一系列政策法规来引导企业的行为，非正式制度则强调价值观念、文化、道德等的作用。环境标志认证产生于我国政府自愿型环境管理体系制度下，与政府环境管制和绿色采购等政策制度有着密切的关系。目前我国政府通过征收排污费和环境保护税等一系列环境管制政策，督促企业治污减排，保护环境[20,21]，这些制度一方面迫使企业采用绿色技术以减少污染排放和提高原料利用率，另一方面也增强企业社会责任中的环境社会责任，从而主动申请环境标志认证。同时，我国政府已出台包括《关于环境标志产品政府采购实施的意见》在内的近10部法律法规，促进我国的政府绿色采购，这对提高社会环境意识、推动企业技术进步和引导公众绿色消费都有积极作用[22,23]。

天气及海况条件对于“海峡号”的航行操作有着很大的影响。本轮是铝合金双体船，船体轻，受风面积大，航行时受风影响也比较大，避让时必须考虑风浪的影响，预留足够的余量。本轮因船体重量轻，风浪恶劣船体随波浪上下，造成稳舵不稳，在他船来看容易造成本轮动态极为不明，风大也容易造成本轮风压差角度过大，他船看来形成本轮航向差异过大，容易造成判断失误。本轮在大风浪中航行有避碰危险时，应将采取避碰措施的时间和距离适当提前，主动用VHF取得联系，以求了解各自动态，更早地采取大幅度的避让行动，以确保有安全的会遇距离。

F统计量滞后期结论ln(Labor)→ln(Y)28．3136∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(Labor)8．7059∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Transp)→ln(Y)8．7295∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(Transp)2．21232不存在格兰杰因果关系ln(pFDI)→ln(Y)16．5658∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(pFDI)0．64472不存在格兰杰因果关系ln(Export)→ln(Y)9．3361∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(Export)6．7499∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Tspend)→ln(Y)4．3576∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(Tspend)32．865∗2存在格兰杰因果关系ln(RD)→ln(Y)5．335∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(RD)13．16∗∗∗2存在格兰杰因果关系ln(ER)→ln(Y)3．7741∗∗2存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(ER)4．412∗∗2存在格兰杰因果关系ln(GP)→ln(Y)3．2822∗∗3存在格兰杰因果关系ln(Y)→ln(GP)0．75393不存在格兰杰因果关系

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平下拒绝原假设。

3.2.4 回归计算结果 由于在Hausman检验中，随机效应拒绝零假设，故模型采用固定效应。本研究分别加入市场化、全球化、科技和制度的解释变量与环境标志企业的空间分布进行回归，得到结果FE(1)、FE(2)、FE(3)和FE(4)，再将4个变量代入模型，得到结果FE(5)(表6)。所有结果中调整后的R2均大于0.7，说明模型较好地解释了环境标志企业在空间上的分布。

徐州市中心医院对住院糖尿病患者在常规治疗和管理方法干预基础上，利用医院-社区分级诊疗平台开展延续性护理，分别于出院后1周护士进行一次电话随访，3个月后对社区卫生服务中心进行督导，6个月、12个月由护士进行门诊、电话或入户等方式进行随访，了解病情变化，血糖控制情况及依从性等。

从分组回归结果发现，除出口贸易(Export)这一变量外，各变量与环境标志企业的空间分布均在1%水平上显著相关，且均与预期符号相符。

式中：Yit表示i城市t年份的环境标志企业数量;Laborit等自变量表示i城市t年份的相应变量值;βi为回归系数；ε为随机扰动项。

变量FE(1)FE(2)FE(3)FE(4)FE(5)c1．026803∗∗∗(31．74575)3．203154∗∗∗(16．04712)3．184894∗∗∗(30．07269)-0．886024∗∗(-2．542379)2．062198∗(4．167044)ln(Labor)-1．328366∗∗∗ (-6．27342)-1．088301∗∗∗(-4．690959)ln(Transp)1．215638∗∗∗(15．0884)0．199112∗∗(2．04353)ln(pFDI)0．434093∗∗∗(13．27025)0．009636∗∗(0．225638)ln(Export)-0．006363(-0．18676)0．048275(1．340309)ln(TSpend)0．383498∗∗∗(14．97905)0．278366∗∗∗(8．516838)ln(RD)0．15261∗∗∗(12．8082)0．050822∗∗∗(3．032831)ln(ER)-0．455064∗∗∗(-14．49193)-0．156567∗∗∗(-3．595874)ln(GP) 0．335536∗∗∗(2．920573)0．190344∗∗(1．712081)AdjustedR20．7458570．7150840．7906040．7562340．805327F⁃statistic 17．74408∗∗∗15．71302∗∗∗ 23．40762∗∗∗16．11068∗∗∗20．20672∗∗∗Observations1279132013661019976

注：括号内的数值为相应的t统计量，*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平上显著。

政策制度对环境标志企业空间分布的影响也同样较为显著。回归结果和弹性系数(-2.68)均显示环境管制(ER)与企业分布呈显著负相关，环境管制政策越严格的地区，环境标志企业就越多，表明我国政府对环境保护的重视给企业申请环境标志认证带来了正面的引导作用，企业为了迎合政府制度并获得政府的支持，会积极申请环境标志认证。这也验证了著名的“波特”假说，即严格的环境管制能促进企业的创新，通过提高资源的使用率来提升企业自身的竞争力[30]。政府采购(GP)在分组结果和总结果中分别在1%和5%的置信水平上与环境标志企业分布相关，弹性系数为3.95，是环境标志企业空间分布影响机制中非常重要的因素之一。如前文所述，我国政府积极推行绿色采购制度，强制要求优先采购获得环境标志认证的产品，这一优惠政策极大地激励企业申报环境认证，因此政府采购力度较大的地区，环境标志企业也较多。

全球化方面，人均FDI分别在1%和5%的水平上与环境标志企业的分布呈正相关，弹性贡献系数为2.92，说明外商直接投资推动了环境标志企业的地理集聚。发展中国家通过吸收FDI来嵌入全球价值链[31]，作为技术转移的主要渠道，FDI的进入会带来更先进的清洁生产技术和环境标准，并通过技术外溢和示范效应带动本地企业使用清洁技术和提高环境标准，间接地促进本地企业申报环境标志认证。

此外，传统的市场化因素也仍然影响着环保标志企业的分布。其中劳动力成本(Labor)在1%的置信水平上与环境标志企业的空间分布呈现负相关，弹性系数为-10.0321，说明廉价的劳动力对环境标志企业依然有着较强的吸引。最后，交通成本(Transp)分别在1%和5%的置信水平上与企业分布呈正相关，弹性系数为1.59，这说明环境标志企业更倾向于分布在交通设施便利、运输成本低廉的地区。但随着交通和通讯技术的改善，运输成本显著降低，使这一要素的重要性有所下降。

然而，出口贸易变量(Export)在分组结果FE(2)和最终结果FE(5)中，均没有通过显著性检验，弹性贡献系数(0.19)也并不高，这与相关研究发现企业申报ISO14000环境认证的动机是进出口贸易的研究结果不同。究其原因，本研究认为这是由我国的十环标志认证制度与ISO14000环境认证的支持体系不同所导致的。ISO14000认证又被称为是国际市场的“通行证”，这一标准在各个国家的通用和互认，能够促使企业打破国际贸易壁垒。而我国的环境标志认证则是受到我国政府相关政策的大力扶持，2006年财政部和环保总局联合发布《关于环境标志产品政府采购实施的意见》，明确提出“各级国家机关、事业单位和团体组织用财政性资金进行采购的，要优先采购环境标志产品”，此后连续21次公布《环境标志产品政府采购清单》，以确定优先采购产品的范围。企业为了迎合政府政策，占有政府采购的巨额市场，更加积极地申报环境标志认证。同时这种认证也带来了示范效应，有学者研究发现政府采购能促进清洁技术的开发，降低绿色产品的生产成本，使环境标志产品生产达到规模经济[32]，进一步推动了环境标志的认证，这也是我国环境标志企业不同于ISO环境认证企业的一个显著特征。

4 结论与讨论

目前关于环境标志企业的研究鲜有从地理空间的角度研究其空间分布及相关影响因素，本文根据区位理论的相关研究并结合环境标志企业本身特征，建立了基于市场化、全球化、科技和制度四大影响因素的环境标志企业空间分布机制的理论框架，并分析我国2005-2014年环境标志企业的时空发展演变，然后运用面板数据模型和弹性系数方法，探究了环境标志企业在空间分布上的影响机制，得出如下结论：

(1)2005-2014年我国环境标志企业的数量和产品类型逐渐增加，空间分布上呈现从东部沿海到内陆的扩散特征。目前形成珠三角、长三角、京津冀三大集聚核心，华中地区分布均匀，西部地区以成都、重庆为核心的空间特征。在产品类型上，环境标志企业涉及范围大，产品用途广泛，与生活息息相关，对于引导大众消费者绿色环保消费有一定的促进作用，政府也利用采购清单鼓励更多企业申请环境标志认证。

只有我们的马车，因为载着翠姨的愿望，在街上奔驰得特别的清醒，又特别的快。雪下的更大了，街上什么人都没有了，只有我们两个人，催着车夫，跑来路去。一直到天都很晚了，鞋子没有买到。翠姨深深地看到我的眼里说：“我的命，不会好的。”我很想装出大人的样子，来安慰她，但是没有等到找出什么适当的话来，泪便流出来了。

(2)区域的环境管制、绿色采购等相关政策以及科技创新环境、外资企业等是影响中国环境标志企业空间分布的重要外部因素。我国环境标志企业受到政府政策的深刻影响，政府的环境管制政策和绿色采购政策激励了企业主动申报环境认证。区域的科技环境有利于企业环境技术的创新，也影响着环境标志企业的分布。伴随着经济全球化，外资和跨国企业的进入带来了先进的清洁生产技术，推动了本地企业的技术革新，促使企业申请环境标志认证。此外，劳动力成本和交通基础设施等传统市场因素对环境标志企业的分布也存在一定的影响。

(3)与ISO环境认证制度的研究不同，企业申请中国环境标志认证的动机与进出口贸易关系不大，更多的是受到政府绿色采购制度大力驱动。中国政府采购政策支持优先采购环境标志产品，巨大的政府采购市场激励着企业主动申报环境认证，因此环境标志企业的分布更倾向于政府采购力度大的地区，而非出口贸易规模大的区域。

此外，由于影响环境标志企业空间分布格局的因素较多，相关研究提出企业内部的因素也是非常重要的影响因素，但由于企业规模、产值、经营时间和从业人员等数据的获取困难，以及本地消费者对绿色产品的偏好程度、绿色消费的规模等因素的难以衡量，使本研究选取的指标受到一定的限制，无法从企业内部和绿色消费市场偏好等方面探究我国环境标志企业空间分布的影响机制。

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