我國貿(mào)易開放的環(huán)境效應(yīng)

鐘凱揚

內(nèi)容摘要：貿(mào)易開放下環(huán)境規(guī)制和要素稟賦將影響污染密集型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，ACT模型認(rèn)為一國貿(mào)易對環(huán)境污染的結(jié)構(gòu)性影響取決于這兩者的合力。本文選擇三種工業(yè)污染排放物，采用我國1993-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，以修正的ACT模型進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明：環(huán)境庫茲涅茨曲線是否成立取決于污染物的選?。晃廴颈茈y所假說和要素稟賦假說在我國成立，但作用相反；貿(mào)易開放總體增加了污染，但影響較小，污染排放強(qiáng)度的效應(yīng)高于污染排放總量。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易開放 污染排放總量 污染排放強(qiáng)度 環(huán)境規(guī)制 要素稟賦

引言

20世紀(jì)90年代以來，隨著關(guān)稅水平下降，全球貿(mào)易自由化趨勢進(jìn)一步加強(qiáng)，我國對外貿(mào)易得到快速發(fā)展，進(jìn)出口總額從1990年的1154.4億美元增長到2013年的41589.9億美元，增長了35倍多。與此同時，經(jīng)濟(jì)增長和貿(mào)易發(fā)展也讓我國付出了沉重的環(huán)境代價，例如我國已成為SO2排放最多的國家，引發(fā)了酸雨污染、疾病增加等系列問題。那么貿(mào)易開放如何影響環(huán)境污染、不同污染指標(biāo)是否有不同表現(xiàn)？本文將對此進(jìn)行探討分析。

文獻(xiàn)回顧

西方學(xué)者對貿(mào)易與污染關(guān)系的研究可分為兩個階段：第一個階段是20世紀(jì)70年代至80年代。這一階段發(fā)達(dá)國家的工業(yè)化已發(fā)展到一定水平，大批工業(yè)向亞洲“四小龍”等新興國家轉(zhuǎn)移，污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移成為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家共同關(guān)注的問題。第二個階段是20世紀(jì)90年代至今。這一時期全球化使得國家之間貿(mào)易往來更加緊密。隨著北美自由貿(mào)易協(xié)定簽訂，環(huán)境保護(hù)團(tuán)體擔(dān)心貿(mào)易自由化促使美國和加拿大的污染工業(yè)向墨西哥轉(zhuǎn)移，會加劇墨西哥的環(huán)境污染，因此對貿(mào)易自由化持否定態(tài)度，引發(fā)了學(xué)界對貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系的大討論。

在上述背景下，Grossman和Kruger（1991）提出了一個系統(tǒng)分析框架，在學(xué)術(shù)界受到廣泛應(yīng)用。他們將貿(mào)易對環(huán)境的影響分解為規(guī)模效應(yīng)（Scale Effect）、技術(shù)效應(yīng)（Technique Effect）和結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Composition Effect）。規(guī)模效應(yīng)指在經(jīng)濟(jì)體性質(zhì)保持不變時，產(chǎn)出規(guī)模擴(kuò)張需要增加資源投入，會惡化環(huán)境；技術(shù)效應(yīng)指隨著收入水平提高，人們會提出更高標(biāo)準(zhǔn)的環(huán)境規(guī)制，促進(jìn)技術(shù)改進(jìn)，而且對欠發(fā)達(dá)國家來說，外國投資還可能帶來技術(shù)轉(zhuǎn)移，因此會有助于清潔環(huán)境；結(jié)構(gòu)效應(yīng)則較為復(fù)雜，在貿(mào)易自由化過程中，一國專業(yè)化生產(chǎn)擁有相對比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，這些優(yōu)勢可能是環(huán)境規(guī)制的差異，也可能是要素稟賦的差異（如勞動、資本等），其結(jié)構(gòu)效應(yīng)最終取決于污染密集型產(chǎn)業(yè)是擴(kuò)張了還是收縮了。在研究貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系的文獻(xiàn)中，較有代表性的理論有環(huán)境庫茲涅茨曲線、污染避難所假說、要素稟賦假說等。

環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC，即Environmental Kuznets Curve）闡述的是環(huán)境污染與人均收入之間的“倒U型”關(guān)系。Grossman和Krueger（1991）認(rèn)為，在收入水平較低的發(fā)展階段，污染水平將隨著收入增長而增加，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展超過一定收入水平時，污染水平將隨著收入增長而減少，不過他們同時強(qiáng)調(diào)，這種“倒U型”關(guān)系在一定程度上取決于污染指標(biāo)的選取與設(shè)定。

污染避難所假說（PHH，即Pollution Haven Hypothesis），由Copeland和Taylor（1994）在研究南北國家和環(huán)境的關(guān)系時進(jìn)行了闡述。根據(jù)該理論，人均收入等因素使得南北國家在環(huán)境規(guī)制方面存在差異，貿(mào)易自由化將促使污染密集型產(chǎn)業(yè)從發(fā)達(dá)國家向欠發(fā)達(dá)國家轉(zhuǎn)移，欠發(fā)達(dá)國家將成為發(fā)達(dá)國家的污染天堂（Pollution Haven）。

要素稟賦假說（FEH，即Factor Endowment Hypothesis）認(rèn)為，按照比較優(yōu)勢理論，由于國家在要素稟賦上存在差異，貿(mào)易開放下有些國家將專業(yè)生產(chǎn)資本密集型產(chǎn)品，有些國家將專業(yè)生產(chǎn)勞動密集型產(chǎn)品，這種生產(chǎn)格局的變化導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)生轉(zhuǎn)移。該理論的前提是資本密集型產(chǎn)業(yè)的污染水平高于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，Mani和Wheeler（1998）在對日本的研究中發(fā)現(xiàn)，與5個污染最輕的行業(yè)相比，5個污染最嚴(yán)重行業(yè)的資本密集度是前者的5倍，而勞動密集度只相當(dāng)于前者的40%。

Antweiler et al.（2001）為Grossman和Krueger的分析提供了一個微觀理論模型，他們保留了規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)，并提出貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Trade-induced Composition Effect），包括了環(huán)境規(guī)制效應(yīng)（對應(yīng)污染避難所假說）和資本勞動比效應(yīng)（對應(yīng)要素稟賦假說），而一國貿(mào)易對環(huán)境的結(jié)構(gòu)性影響取決于這兩種效應(yīng)的相互作用。Cole和Elliott（2003）對實證模型進(jìn)行了拓展，將規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)合并，并用人均GDP進(jìn)行表示，從而將ACT模型與EKC聯(lián)系起來。

近年部分學(xué)者采用ACT模型對我國進(jìn)行了相關(guān)研究，如陳紅蕾和陳秋峰（2007）、Junyi Shen（2008）、Jie He（2008）、傅京燕和周浩（2010）等，對揭示我國貿(mào)易開放與環(huán)境污染的關(guān)系具有較好啟發(fā)，但這些研究在污染指標(biāo)的橫向比較、分離貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)等方面仍有不足，本文將作進(jìn)一步探討并提出對策。

污染指標(biāo)選擇

污染物及其形式的選擇對于研究環(huán)境污染較為重要，從ACT模型的各種假定條件來看，確定污染物種類時，每一種類應(yīng)盡量在生產(chǎn)特性、污染容忍度、污染稅征收等方面保持一致。考慮到我國工業(yè)污染排放的公布數(shù)據(jù)以及與人們生活的關(guān)聯(lián)性，本文將采用工業(yè)SO2、工業(yè)粉煙塵（由于近年對粉塵和煙塵合并公布數(shù)據(jù)，且兩者污染物性質(zhì)相近，本文將兩者作為一個整體），以及化學(xué)需氧量（COD）為污染物，并分別采取排放總量和排放強(qiáng)度（單位GDP的排放量）作為污染指標(biāo)。我國政府在“十二五”規(guī)劃中明確將COD、SO2、氨氮和氨氧化物納入污染物減排約束指標(biāo)，要求這4項主要污染物排放總量比2010年分別削減一定比例，因此本文選用的污染指標(biāo)具有一定的政策意義。

實證分析

（一）模型設(shè)定

在ACT模型的實證分析中，一般用GDP代表規(guī)模效應(yīng)、用人均GNP代表技術(shù)效應(yīng)，Cole和Elliott認(rèn)為，由于GDP與GDN的數(shù)值很相近，可以將規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)合并，用人均GDP代替，本文借鑒了他們的研究成果。由于我國省際污染排放數(shù)據(jù)存在較大差異，因此對被解釋變量采用自然對數(shù)形式。

實證模型最終設(shè)定為：

Ln（Eit）=α0+α1Iit+α2（Iit）2+α3KLit+

α4（KLit）2+α5Oit+α6OitIit+α7Oit（Iit）2+α8OitKLit

+α9Oit（KLit）2+εit

其中：i為各省份，t為年份；Eit為污染指標(biāo)，采用排放總量和排放強(qiáng)度（污染排放總量/GDP）兩種形式；Iit為人均GDP，代表規(guī)模效應(yīng)-技術(shù)效應(yīng)的組成效應(yīng)，并加入二次項；KLit為物質(zhì)資本存量與勞動就業(yè)人數(shù)的比值，并加入二次項；Oit為進(jìn)出口總額與GDP的比值，代表貿(mào)易開放度；OitIit為Oit與Iit的交互項，反映環(huán)境規(guī)制效應(yīng)；OitKLit為Oit與KLit的交互項，反映資本勞動比效應(yīng)。貿(mào)易開放對污染的總效應(yīng)為：

C=α5Oit+α6OitIit+α7Oit（Iit）2+α8OitKLit

+α9Oit（KLit）2

根據(jù)污染避難所假說和要素稟賦假說，當(dāng)貿(mào)易開放提高時，收入水平相對較高或勞動要素相對豐裕的地區(qū)的污染水平將會降低，收入水平相對較低或資本要素相對豐裕的地區(qū)的污染水平將會提高。我國人均收入相對較低、勞動要素相對豐裕，可以預(yù)測有：α6>0，α7<0，α8<0，α9>0。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文采用我國31個省份1993-2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，由于重慶部分年份數(shù)據(jù)缺失，本文將四川和重慶合并，截面變?yōu)?0個省份。我國統(tǒng)計年鑒沒有公布物質(zhì)資本存量K的數(shù)據(jù)，本文以單豪杰（2008）的研究為基礎(chǔ)，采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算；其余數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計年鑒、中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒、各省市統(tǒng)計年鑒。

（三）實證結(jié)果

計量方法和結(jié)果分析。本文先對選擇固定效應(yīng)模型（FE）還是隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）進(jìn)行初步判斷。計量結(jié)果顯示，兩個模型估計結(jié)果的系數(shù)符號一致、數(shù)值很接近，但豪斯曼檢驗（hausman-test）顯示方差協(xié)方差矩陣是非正定，檢驗失效。隨機(jī)效應(yīng)模型要求外生變量和個體效應(yīng)不存在相關(guān)，固定效應(yīng)模型則沒有這一要求，由于本文數(shù)據(jù)的截面包括全國各省份，更符合固定效應(yīng)模型的條件，因此本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，實證結(jié)果如表1所示。

從表1可以看到：從人均GDP（Iit）對污染的影響看，一是技術(shù)效應(yīng)得到驗證。污染排放強(qiáng)度下，Iit剔除了規(guī)模效應(yīng)，主要包括技術(shù)效應(yīng)，3種污染物中Iit的一次項系數(shù)都為負(fù)而且統(tǒng)計顯著，說明技術(shù)效應(yīng)顯著降低污染水平，符合ACT模型的預(yù)期，而二次項系數(shù)為正，說明技術(shù)效應(yīng)存在邊際遞減。二是EKC沒有得到完全支持。污染排放總量下，對于SO2，規(guī)模效應(yīng)大于技術(shù)效應(yīng)，Iit的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)，支持EKC，但對于粉煙塵和COD，規(guī)模效應(yīng)小于技術(shù)效應(yīng)，Iit的一次項系數(shù)為負(fù)，二次項系數(shù)為正，并不支持EKC。

從資本勞動比（KLit）看，一次項的系數(shù)為正，說明資本投入增加了污染水平，二次項的系數(shù)基本為負(fù)，說明資本投入對污染的影響效應(yīng)在邊際遞減。根據(jù)中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒公布的數(shù)據(jù)，2013年3種污染物排放量前三的行業(yè)分別為：SO2的是電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（42.7%）、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（13.9%）、非金屬礦物制品業(yè)（11.6%）；粉煙塵的是電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（26.4%）、非金屬礦物制品業(yè)（25.3%）、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（18.9%）；COD的是造紙及紙制品業(yè)（18.7%）、農(nóng)副食品加工業(yè)（16.5%）、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)（11.3%）。這說明我國的污染行業(yè)較多為資本密集型行業(yè)，在一定程度上符合要素稟賦假說對行業(yè)性質(zhì)的假設(shè)條件。

從貿(mào)易開放的影響看，貿(mào)易開放度的系數(shù)為正，說明其對污染的直接影響為正，但貿(mào)易開放度與人均GDP、資本勞動比的交互項系數(shù)方向相反。以排放總量為污染指標(biāo)時，貿(mào)易開放度和人均GDP的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)，可能受到規(guī)模效應(yīng)等因素影響，統(tǒng)計均不顯著；以排放強(qiáng)度為污染指標(biāo)時，貿(mào)易開放度和人均GDP的系數(shù)符號不變，但回歸結(jié)果非常顯著；而對于資本勞動比的交互項，兩種污染指標(biāo)下的符號和顯著性表現(xiàn)一致。因此可以看到，排放強(qiáng)度下反映環(huán)境規(guī)制效應(yīng)更為準(zhǔn)確，這在以往的研究里往往被忽略。結(jié)合我國實際情況，對經(jīng)濟(jì)含義作進(jìn)一步分析：一方面，我國人均收入相對較低，環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)與發(fā)達(dá)國家有一定差距，貿(mào)易開放會促使污染密集型行業(yè)向我國轉(zhuǎn)移，因此人均收入與貿(mào)易開放度的交互項一次項系數(shù)為正符合預(yù)期，支持了污染避難所假說；另一方面，我國在生產(chǎn)勞動密集型產(chǎn)品上有比較優(yōu)勢，在一定程度上抵消了資本密集型、能源消耗型等污染水平較高的行業(yè)所帶來的負(fù)面效應(yīng)，因此資本勞動比與貿(mào)易開放度的交互項一次項系數(shù)為負(fù)符合預(yù)期，支持了要素稟賦假說。

彈性分析。通過上述對回歸結(jié)果和各變量的經(jīng)濟(jì)含義分析可看到，環(huán)境規(guī)制和要素稟賦分別如何影響我國環(huán)境污染，但是仍有兩個問題需要解決：首先，為什么人均收入對不同污染指標(biāo)會有不同影響？其次，貿(mào)易開放對污染的總體效應(yīng)如何？對此，本文在固定效應(yīng)模型結(jié)果的基礎(chǔ)上引入彈性分析，由于變量存在二次項和交互項，本文運用德爾塔法（delta method）（Greene，2012）估計相關(guān)變量系數(shù)彈性的均值和統(tǒng)計顯著性，所有估計用stata軟件完成，估計結(jié)果如表2所示。

表2列出了人均GDP系數(shù)彈性（排放總量下為“規(guī)模-技術(shù)彈性”，排放強(qiáng)度下為“技術(shù)彈性”）、貿(mào)易開放度系數(shù)彈性（下稱“貿(mào)易彈性”）的統(tǒng)計值和顯著性水平，結(jié)果表明：

從技術(shù)彈性看，技術(shù)效應(yīng)對環(huán)境有正面影響，人均GDP平均增長1%，單位GDP的污染排放減少約0.6%至1.1%，且非常顯著。Kellenberg（2008）認(rèn)為，社會公眾對不同污染物的效用函數(shù)可能存在差異，因此對不同污染物有不同的容忍度，這有助于解釋不同污染物為何會有區(qū)別反應(yīng)。對于比較厭惡的污染物，隨著人們收入提高，人們要求改進(jìn)技術(shù)進(jìn)行減排控制的要求就會更加強(qiáng)烈。而從規(guī)模-技術(shù)彈性看，經(jīng)濟(jì)增長的環(huán)境效應(yīng)則相對復(fù)雜，人均GDP對SO2的規(guī)模-技術(shù)效應(yīng)影響為正，并不顯著，而人均GDP對粉煙塵和COD的規(guī)模-技術(shù)效應(yīng)影響為負(fù)且非常顯著，因此經(jīng)濟(jì)增長對不同污染物的影響效應(yīng)并不相同。

從貿(mào)易彈性看，貿(mào)易開放度對不同污染物的總體影響彈性均為正，說明貿(mào)易開放總體上增加了我國環(huán)境污染。對于污染排放總量，貿(mào)易彈性約0.06，即貿(mào)易開放度平均提高1%，污染排放總量平均增加約0.06%，總體影響較??；對于污染排放強(qiáng)度，貿(mào)易彈性約0.16，即貿(mào)易開放度平均提高1%，單位GDP的污染排放量平均增加約0.16%。整體上，貿(mào)易對污染排放總量的影響低于污染排放強(qiáng)度。

結(jié)論與建議

通過以上分析，本文主要結(jié)論如下：收入增長對不同污染物有不同的影響效應(yīng)。首先，收入提高對環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)提出更高要求，促進(jìn)技術(shù)改進(jìn)，技術(shù)效應(yīng)降低了各污染物的排放；其次，人均收入增長是以經(jīng)濟(jì)增長為前提的，因此技術(shù)效應(yīng)往往伴隨著規(guī)模效應(yīng)，對于不同污染物，規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的相互作用有所不同，因此EKC在我國是否成立在一定程度上取決于所選擇的污染物指標(biāo)。我國貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響符合污染天堂假說和要素稟賦假說，但兩者作用方向相反，從總體效應(yīng)看，近20年貿(mào)易開放對污染排放總量和污染排放強(qiáng)度的影響均為較小。我國由于有關(guān)環(huán)境法規(guī)的立法不完善、執(zhí)法不嚴(yán)，企業(yè)的違約成本較低，促使許多污染型產(chǎn)業(yè)向我國轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致污染水平提高，這是貿(mào)易開放和經(jīng)濟(jì)增長造成環(huán)境污染的重要原因。

綜上分析，本文提出以下建議：一是對主要污染物加快引入單位GDP的排放量為控制對象，并結(jié)合排放總量控制進(jìn)行綜合調(diào)控；二是深入調(diào)查研究社會公眾對不同污染物的容忍度，合理確定污染控制水平和治理手段；三是完善環(huán)保立法、加強(qiáng)環(huán)保執(zhí)法，提高企業(yè)違約成本，減少污染密集型產(chǎn)業(yè)向我國轉(zhuǎn)移；四是加強(qiáng)對資本密集型、能源高耗型產(chǎn)業(yè)的合理開發(fā)和污染調(diào)控，避免走“先污染、后治理”的老路。

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