福建省對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染問(wèn)題研究

張 霞

(福州大學(xué)陽(yáng)光學(xué)院，福建福州350015)

一、引言

福建省作為沿海重要省份，近幾年對(duì)外貿(mào)易額高速增長(zhǎng)，對(duì)外貿(mào)易已成為海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)重要發(fā)展支撐點(diǎn)。但福建省是一個(gè)資源缺乏型省份，資源供求矛盾十分突出，以進(jìn)口資源為主，進(jìn)口在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，資源的約束使福建省難以繼續(xù)承載依靠高投入、高能耗拉動(dòng)的追求規(guī)模擴(kuò)張。從出口上看福建省現(xiàn)階段的出口導(dǎo)向戰(zhàn)略仍然停留在粗放型模式上，這種發(fā)展模式對(duì)福建省的環(huán)境產(chǎn)生了一系列負(fù)面影響。隨著近年來(lái)福建省的土地、能源、資源等“瓶頸”制約日益突出，依靠低成本、低價(jià)格的外貿(mào)擴(kuò)張模式難以為繼，人們因此開(kāi)始探討對(duì)外貿(mào)易和環(huán)境的關(guān)系，尋求對(duì)外貿(mào)易和環(huán)境的平衡和諧發(fā)展。

二、文獻(xiàn)回顧

在對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系上，杜學(xué)輝(2006)在環(huán)境與貿(mào)易沖突問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中分別就大國(guó)和小國(guó)、生產(chǎn)和消費(fèi)的環(huán)境外部性，以及與貿(mào)易之間的相互影響關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，提出貿(mào)易措施可以在一定程度上改善環(huán)境，但其成本高于環(huán)境政策措施。以犧牲經(jīng)濟(jì)福利為代價(jià)，在存在最優(yōu)環(huán)境政策措施的情況下，有貿(mào)易比沒(méi)有貿(mào)易要好。楊振華(2009)基于擴(kuò)展的“三效應(yīng)”分析框架分析了中國(guó)對(duì)外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)，從工業(yè)行業(yè)中選取了17個(gè)對(duì)外貿(mào)易和污染排放均較大的行業(yè)，認(rèn)為2001—2007年，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總體上對(duì)環(huán)境的改善存在正效應(yīng)。該文改進(jìn)了Grossman＆Kruger的“三效應(yīng)”分析框架，并使新模型能同時(shí)考慮進(jìn)出口貿(mào)易的效應(yīng)。

在對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的實(shí)證分析上，Grossman和Kruger(1995)首次提出了環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互關(guān)系:隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，環(huán)境先是趨于惡化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平，環(huán)境質(zhì)量惡化的態(tài)勢(shì)達(dá)到一個(gè)臨界值，之后環(huán)境質(zhì)量趨于改善。用曲線(xiàn)表示這一關(guān)系其形如倒U，與表征收入差距演變過(guò)程的庫(kù)茨涅茨曲線(xiàn)相似，因而被叫做“環(huán)境庫(kù)茨涅茨曲線(xiàn)”。吳幼華(2009)在國(guó)際貿(mào)易和外商直接投資對(duì)福建省環(huán)境影響的實(shí)證研究中，表明了外商直接投資序列與福建省環(huán)境污染序列存在偽相關(guān)，不能確定外商投資與福建省環(huán)境污染的相關(guān)性，“環(huán)境污染避難所”假說(shuō)在福建不成立。佟婷婷(2010)的對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響實(shí)證研究選取南京市1990—2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，把庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)運(yùn)用到了貿(mào)易與環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系研究中，從而得出了典型倒U型的庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)在南京市不存在，不支持“先污染后治理”的原則，證明了出口使環(huán)境惡化、進(jìn)口使環(huán)境改善的“污染避難所”的假說(shuō)的結(jié)論。這些實(shí)證分析都是將環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)運(yùn)用到研究貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系中來(lái)，但是對(duì)福建省的研究甚少，而且一般都引入外商直接投資這一變量，單單因?yàn)橥馍掏顿Y與福建省環(huán)境污染的相關(guān)性不能確定而推出“環(huán)境污染避難所”假說(shuō)在福建省不成立，但這一結(jié)論還有爭(zhēng)議。

三、福建省對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)的來(lái)源與說(shuō)明

本文選取福建省2001—2009年的進(jìn)出口總額和工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)粉塵排放量的數(shù)據(jù)，利用SPSS17.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，把環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)模型利用到研究外貿(mào)和環(huán)境污染的關(guān)系上。

表1 2001—2009年福建省進(jìn)出口總額與各環(huán)境指標(biāo)排放量

數(shù)據(jù)來(lái)源:2001—2009年《福建省統(tǒng)計(jì)年鑒》及福建省海關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

(二)貿(mào)易與環(huán)境的庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)分析

1.模型的設(shè)定

環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)的函數(shù)模型的三次曲線(xiàn)能較好地反映對(duì)外貿(mào)易與工業(yè)三廢排放量之間的關(guān)系，本文所討論的簡(jiǎn)化模型采用三次多項(xiàng)式，模型如下:

其中Ei為環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)，E1為工業(yè)廢水排放量，E2為工業(yè)二氧化硫排放量，E3為工業(yè)粉塵排放量，Yi為進(jìn)出口總額，μi為誤差項(xiàng)。如果 b1＞0，b2=0，b3=0，曲線(xiàn)呈線(xiàn)性，Ei隨 Y 的增加而增加;b1＜0，b2=0，b3=0，曲線(xiàn)呈線(xiàn)性，Ei隨 Y 的增加減少;b1＞0，b2＜0，b3=0，曲線(xiàn)呈倒 U 型;b1＜0，b2＞0，b3=0，曲線(xiàn)呈 U 型，b1＞0，b2＜0，b3＞0，曲線(xiàn)呈 N 型;b1＜0，b2＞0，b3＜0，曲線(xiàn)呈倒 N 型;b1=0，b2=0，b3=0，Ei不受 Y 的影響。

2.模型估計(jì)和結(jié)果分析

(1)工業(yè)廢水排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額的二次項(xiàng)曲線(xiàn)模型為:

圖1 工業(yè)廢水排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額

如圖可見(jiàn)，b1＞0，b2＜0，b3=0，其曲線(xiàn)特征符合典型庫(kù)茲涅茨倒U型曲線(xiàn)特征，其變化特征為2001—2009年工業(yè)廢水排放量隨貿(mào)易總額的上升而呈上升趨勢(shì)。從2005年起，工業(yè)廢水排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額上升而上升的速度開(kāi)始逐漸變緩，依曲線(xiàn)走勢(shì)在2009年之后的某一年可能會(huì)開(kāi)始出現(xiàn)工業(yè)廢水排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額的增加而減少。

(2)工業(yè)二氧化硫排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額的三次曲線(xiàn)為:

圖2 工業(yè)二氧化硫排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額

由模型可見(jiàn)工業(yè)二氧化硫排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額之間不符合典型庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)倒U型特征，其中b1＜0，b2＞0，b3＜0，曲線(xiàn)是呈倒N型，依據(jù)其變化可分為三個(gè)時(shí)期:2001－2002年工業(yè)二氧化硫排放量隨著進(jìn)出口貿(mào)易總額的上升而呈下降趨勢(shì)，2002年為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，轉(zhuǎn)折點(diǎn)進(jìn)出口貿(mào)易總額為2350.85億元;2003—2005年工業(yè)二氧化硫排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額上升呈快速上升趨勢(shì)，2005年達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn);2005年之后，工業(yè)二氧化硫排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額的上升而下降，并且趨勢(shì)較為明顯。

(3)工業(yè)粉塵排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額的三次曲線(xiàn)模型為:

圖3 工業(yè)粉塵排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額

由模型可見(jiàn)工業(yè)粉塵排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額之間不符合典型庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)倒U型特征，而是和工業(yè)二氧化硫與進(jìn)出口貿(mào)易總額一樣曲線(xiàn)呈倒N型;依據(jù)其變化也可分為三個(gè)時(shí)期:2001—2003年工業(yè)粉塵排放量隨著進(jìn)出口貿(mào)易總額的上升而呈下降趨勢(shì)，且下降趨勢(shì)明顯，2003年為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，轉(zhuǎn)折點(diǎn)進(jìn)出口貿(mào)易總額為2924.25億元;2004—2005年工業(yè)粉塵排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額上升呈平穩(wěn)上升趨勢(shì)，2006年達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn);2006—2009年，工業(yè)粉塵排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額的上升而下降，并且下降趨勢(shì)較為明顯。

由以上的回歸模型和趨勢(shì)圖可以看出，福建省對(duì)外貿(mào)易與工業(yè)污染物排放量之間的三次多項(xiàng)式擬合較好(其中工業(yè)廢水排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額和工業(yè)二氧化硫排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額的R2均大于0.9)，3條曲線(xiàn)相關(guān)性都達(dá)到顯著水平，具有一定解釋意義。

(三)協(xié)整分析

1.模型的建立

本文采用雙對(duì)數(shù)模型。模型形式如下:

其中l(wèi)nEi表示各污染指標(biāo)的對(duì)數(shù)，lnex表示出口額的對(duì)數(shù)，lnim表示進(jìn)口總額的對(duì)數(shù)，μ為誤差。

應(yīng)用傳統(tǒng)回歸分析方法進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)的前提條件是所探討的相關(guān)變量必須具備平穩(wěn)的特性，否則容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。由于本文所采用的時(shí)間序列可能存在非平穩(wěn)性，針對(duì)此情況，本文首先對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以檢驗(yàn)各變量的時(shí)間序列的平穩(wěn)性，若非平穩(wěn)，則檢驗(yàn)這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。第二步進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)各環(huán)境污染指標(biāo)和對(duì)外貿(mào)易額之間的因果關(guān)系，最后再進(jìn)行回歸分析及對(duì)方程殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。本文運(yùn)用雙對(duì)數(shù)模型，通過(guò)對(duì)各污染指標(biāo)的回歸系數(shù)分析，從而驗(yàn)證“環(huán)境污染避難所”假說(shuō)在福建省是否存在。

2.結(jié)果分析

(1)使用Eviews軟件對(duì)各變量分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所使用的方法為ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如表2檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量的對(duì)數(shù)序列在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的;而所有變量的對(duì)數(shù)序列的一階差分的ADF檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的概率值小于5%的檢驗(yàn)水平，因此可以認(rèn)為所有變量的對(duì)數(shù)序列是平穩(wěn)的。

(2)利用Eviews5.0軟件對(duì)各變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)思想為:如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y變化之前，下面的檢驗(yàn)對(duì)各組變量分別列出兩個(gè)原假設(shè)(還是以lnEi表示各污染指標(biāo)的對(duì)數(shù)，lnex表示出口額的對(duì)數(shù)，lnim表示進(jìn)口總額的對(duì)數(shù))，即lnEi不是引起lnim變化的Granger原因和 lnex、lnim不是引起變化的Granger原因，其檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可看出，對(duì)于lnEi不是引起lnex、lnim變化的Granger原因的假設(shè)，例如lnwater不是引起lnex變化的Granger原因這個(gè)原假設(shè)，其F統(tǒng)計(jì)量為0.63464，相應(yīng)的概率值P為0.61176，大于10%的檢驗(yàn)水平，因此不能拒絕原假設(shè)，即可認(rèn)為lnwater不是引起lnex變化的Granger原因。根據(jù)上述的檢驗(yàn)結(jié)果可得出:對(duì)于lnEi不是引起lnex、lnim變化的Granger原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量和相應(yīng)的概率值都不能通過(guò)5%的檢驗(yàn)水平，因此都接受原假設(shè);對(duì)于lnex、lnim不是引起lnEi變化的Granger原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量和相應(yīng)的概率值都通過(guò)5%的檢驗(yàn)水平，因此都拒絕原假設(shè)，即lnex、lnim是引起lnEi變化的Granger原因。

表3 滯后長(zhǎng)度為2的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

因此據(jù)上述分析序列l(wèi)nEi和lnex、lnim之間存在從lnex、lnim 到 lnEi的單向因果關(guān)系，即 lnex、lnim→lnEi，而不存在反方向的因果關(guān)系，即 lnEi→/lnex、lnim，即 lnex、lnim的變化引起了lnEi的變化。

(3)本文采用EG兩步法對(duì)變量間協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。EG兩步法是指第一步進(jìn)行協(xié)整回歸，第二步對(duì)協(xié)整回歸的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差是平穩(wěn)的，則說(shuō)明變量間存在協(xié)整關(guān)系，否則協(xié)整關(guān)系不成立，所以協(xié)整檢驗(yàn)變成了對(duì)殘差的單整檢驗(yàn)。最小二乘估計(jì)的結(jié)果及殘差A(yù)DF檢驗(yàn)結(jié)果如下:

表4 各污染指標(biāo)的回歸系數(shù)及方程殘差的ADF檢驗(yàn)

對(duì)各式的估計(jì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF值(無(wú)截距、無(wú)時(shí)間趨勢(shì)、一階滯后)分別為 －3.20969、－3.403313、－3.403313，都小于5%的檢驗(yàn)水平，可見(jiàn)殘差是平穩(wěn)的。說(shuō)明協(xié)整關(guān)系成立，變量之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

方程估計(jì)的參數(shù)都很顯著，考慮到分析模型估計(jì)系數(shù)為原數(shù)值取對(duì)數(shù)的結(jié)果系數(shù)估計(jì)值代表彈性，可知工業(yè)廢水的出口、進(jìn)口彈性分別為0.0711、－0.6624，說(shuō)明出口每增加1%就能帶來(lái)工業(yè)廢水0.0711%的增加，而進(jìn)口每增加1%就能帶來(lái)工業(yè)廢水0.6624%的減少;工業(yè)二氧化硫的出口、進(jìn)口彈性分別為1.2126、－0.5037，說(shuō)明出口每增加1%就能帶來(lái)工業(yè)二氧化硫1.2126%的增加，而進(jìn)口每增加1%就能帶來(lái)工業(yè)廢水0.5037%的減少;工業(yè)粉塵的出口、進(jìn)口彈性分別為 0.1504、－0.0232，說(shuō)明出口每增加1%就能夠帶來(lái)工業(yè)粉塵0.1504%的增加，而進(jìn)口增加1%就能夠帶來(lái)工業(yè)粉塵相應(yīng)0.0232%的減少，根據(jù)這些系數(shù)的分析，可明顯看出，出口會(huì)帶來(lái)工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)粉塵排放量的增加，使環(huán)境進(jìn)一步惡化;而進(jìn)口會(huì)帶來(lái)這些工業(yè)污染排放量的減少，能夠在一定程度上減輕福建省的環(huán)境壓力?！拔廴颈茈y所假說(shuō)”指出由于發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境管理能力和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)都顯著地低于發(fā)達(dá)國(guó)家，在資源配置全球化的大背景下，發(fā)達(dá)國(guó)家的一些污染產(chǎn)業(yè)或企業(yè)有可能轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國(guó)家，進(jìn)而對(duì)發(fā)展中國(guó)家的生態(tài)環(huán)境施加負(fù)面影響。福建省作為一個(gè)對(duì)外貿(mào)易大省，出口加工貿(mào)易尤為頻繁，從上面對(duì)方程估計(jì)的參數(shù)分析結(jié)果來(lái)看，出口對(duì)環(huán)境產(chǎn)生了明顯的負(fù)面效應(yīng)，從而說(shuō)明了出口國(guó)家的一些污染產(chǎn)業(yè)或企業(yè)有可能正在向福建省轉(zhuǎn)移，而進(jìn)口能改善福建省的生態(tài)環(huán)境，“污染避難所”的假說(shuō)在福建省得到驗(yàn)證。

四、結(jié)論

(一)福建省貿(mào)易與環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)不符合典型環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)的倒U型

其中工業(yè)廢水排放量與貿(mào)易規(guī)模之間呈倒U型曲線(xiàn)關(guān)系，從2005年起，工業(yè)廢水排放量隨進(jìn)出口貿(mào)易總額上升而上升的速度開(kāi)始逐漸變緩;工業(yè)二氧化硫排放量與貿(mào)易規(guī)模之間呈倒N型，最近幾年呈下降趨勢(shì);工業(yè)粉塵排放量與進(jìn)出口貿(mào)易總額之間不符合典型庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)倒U型特征，而是和工業(yè)二氧化硫與進(jìn)出口貿(mào)易總額一樣曲線(xiàn)呈倒N型。福建省對(duì)外貿(mào)易與工業(yè)污染物排放量之間的三次多項(xiàng)式擬合較好，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易和福建省的環(huán)境污染之間關(guān)系密切，對(duì)外貿(mào)易在一定程度上影響福建省的環(huán)境。

(二).“污染避難所”假說(shuō)在福建省得到了證明

該假說(shuō)主要指污染密集產(chǎn)業(yè)的企業(yè)傾向于建立在環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)較低的國(guó)家或地區(qū)，環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)高的國(guó)家再通過(guò)進(jìn)口對(duì)環(huán)境污染較大的產(chǎn)品來(lái)保護(hù)其國(guó)內(nèi)的環(huán)境。而在福建省出口貿(mào)易對(duì)環(huán)境沒(méi)有起到改善作用而是加重了環(huán)境污染，這說(shuō)明福建省正在作為其貿(mào)易伙伴的“污染避難所”，犧牲了自身的環(huán)境來(lái)實(shí)現(xiàn)出口貿(mào)易額增長(zhǎng)。

［1］杜學(xué)輝．環(huán)境與貿(mào)易沖突問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析［D］．首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2006.

［2］楊振華．中國(guó)對(duì)外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的實(shí)證研究［D］．武漢理工大學(xué)，2009.

［3］劉林奇．我國(guó)對(duì)外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)理論與實(shí)證分析［J］．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009(3):70 －77.

［4］馬麗，劉衛(wèi)東，劉毅．外商投資與國(guó)際貿(mào)易對(duì)中國(guó)沿海地區(qū)資源環(huán)境的影響［J］．自然資源學(xué)報(bào)，2003(9):603－610.

［5］佟婷婷，武戈．對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響的實(shí)證研究［J］．環(huán)境經(jīng)濟(jì)，2010(1－2):79－82.

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