環境援助的減污效應——理論和基于1982-2008年中國數據的實證分析

佘群芝，王文娟

(中南財經政法大學經濟學院，湖北武漢430073)

一、引 言

上世紀八十年代以來，我國經濟發展取得了舉世矚目的成就，人民物質生活條件不斷改善，但同時經濟建設帶來的環境問題也日益突出，氣候變暖、大氣污染、水質變差、土地荒漠化等問題已逐漸成為阻礙國民經濟建設開展和生活質量提升的重要因素。目前，由于資金和技術方面的限制，我國在環境治理方面能力還有待提高，來自國際社會的環境援助無疑是協助我國解決環境問題的重要力量。但是，對援助減污效果的質疑仍是發達國家和國際組織不愿提供或增加環境援助的重要原因。環境援助在受援國是否發揮了減污作用?是如何產生減污效應的?對華環境援助的實際減污效果又如何?

為了回答這些問題，我們在 Antweiler et al［1］污染物排放指標的供給和需求模型中納入環境援助變量，建立環境援助減污效應的理論模型，并利用該模型對環境援助在我國的實際減污效果進行計量分析。在理論模型中，我們沿用國際經濟學領域較為成熟的貿易-環境理論，假設污染物排放由規模、結構和技術三個因素決定，同時受國際環境援助的影響。在假設國際環境援助會對上述三種經濟變量產生影響的前提下，我們將環境援助對受援國環境的影響分為規模效應、結構效應、技術效應、擠出效應以及環境援助自身的減污效應。然后在上述理論模型的基礎上利用PLAID(Project-Level Aid)數據庫①Hick et al(2008)［2］建立了PLAID數據庫。中1982-2008年國際對華環境援助的信息，結合我國六類污染物在此期間的排放數據，對環境援助在我國的實際減污效果進行實證研究。

二、文獻綜述

有關國際援助與環境關系的文獻多數針對一般援助，認為援助中用于環境改善的比例增加將減少受援國的污染排放，這意味著環境援助(或捆綁援助，tied foreign aid)改善環境的作用被視為既定。One.T［3］基于跨境污染物的排放主要來源于消費的觀點，在Bergstrom［4］的全球公共產品提供模型中考慮消費的外部性，認為通過援助(一般援助)來實現全球環境質量改善的途徑有兩種:一是缺乏減污效率的受援國將援助款更多地用于環境改善，二是缺乏減污效率的國家向減污效率高的國家進行收入轉移。Tsakiris et al用一般均衡模型研究產生跨境污染的多個受援國為獲得援助產生的競爭對援助效果的影響，在他們的模型中，受援國采取提高排污稅和援助款的治污比例的方式以贏得競爭，這些方式將降低受援國跨境污染物的排放水平，從而使援助國獲益［5］。Hirazawa and Yakita認為隨著受援國環境意識的增強，援助款用來治污比例將會提高，從而改善受援國環境質量［6］。

也有研究者認為環境援助發揮減污效應是由條件的:Chao and Yu研究認為當援助國和受援國對污染物的邊際消費傾向相等時，環境援助能改善環境質量從而改善援助國和受援國的福利［7］。Hatzipanayotou et al認為環境援助能改善受援國環境清潔度，是因為環境援助通常會限制公共部門的污染物排放行為，而私人部門的減排則是通過受援國政府接受環境援助的附加條件——排污稅增加來實現，這意味著環境援助必須施加相應限制條款才能發揮減污作用［8］。Schweinberger and Woodland 認為環境援助可能不會產生減污效應，原因來自三個方面:一是環境援助擠出了受援國自身的減污行為，二是環境援助促進受援國增加產出從而排放增加，三是環境援助提高資本回報率，則資本積累增加從而污染排放增加［9］。

對于環境援助的實際減污效果，經驗分析也有不一致的結論。Arvin et al的格蘭杰因果檢驗結果顯示，受援國的特征不同會導致援助與環境之間的因果關系呈現單向和雙向兩種特征。具體來說，援助可能會帶來環境的改善，但某些受援國惡劣的環境也能為其帶來更多的援助，表現出的情形則是援助越多環境狀況越差［10］。Arvin and Lew的計量分析結果顯示，受援國接受的援助越多越有助于碳排放減少，但援助增加對水污染和森林退化起到的作用則相反［11］。也有學者認為援助不能減少碳排放:Kretschmer et al用計量方法分別檢驗環境援助對能源使用強度和碳排放強度的影響，結果顯示，國際援助能減少受援國的能源使用強度但效果微弱，國際援助不能降低受援國的碳排放強度，針對能源部門的專項援助對減少能源使用強度和碳排放強度都沒有作用［12］。Buntaine and Parks則認為環境援助的減污效應與受援國政府治理情況有關［13］。綜合分析目前的文獻我們發現，一方面，環境援助減污效應的理論機制分析欠缺宏觀層面的系統研究，沒有形成統一的分析框架，研究者從不同的視角出發得出的理論觀點亦不同;另一方面，環境援助產生的實際效果的經驗研究結論也存在爭論，這固然與變量選取和樣本選擇的不同有關，但也與沒有相對統一的理論模型基礎有重要聯系;再者，少有文獻專門針對某個國家接受環境援助后的污染排放情況進行研究，目前國內與發展援助有關的文獻也主要集中于援助的一般經濟效果(潘忠［14］;周寶根［15］;胡鞍鋼［16］)?；谝陨锨闆r，我們相信探討環境援助減污效應的宏觀理論模型有益于厘清環境援助與污染物排放之間的關系，而在此基礎上針對我國數據的環境援助-污染物排放的實證研究也能幫助國際社會形成對華環境援助減污效果的正確看法。

三、環境援助減污效應理論模型

Grossman將污染物排放量的決定因素分解為規模效應、結構效應和技術效應［17］。

環境援助作為一項資金或物質援助使受援國的收入提高，從而增加生產和消費，污染排放也隨之增加，形成正的規模效應;除自身的減污作用外，技術類環境援助還通過溢出效應提高受援國的減污技術水平，另外受援國收入增加形成的較高環境標準也促使受援國提高減污技術，降低污染排放，環境援助的技術效應為負;環境援助部分或全部擠出污染密集生產部門的減污行為;受援部門由于減污投入的減少而資本回報率增加，引起生產領域的資本結構調整，環境援助的結構效應可能為正。

Antweiler et al建立污染物排放指標的需求和供給模型考察貿易-環境關系，在模型中導出貿易對環境影響的規模效應、結構效應和技術效應［1］。我們沿用Grossman影響污染物排放的三效應理論［17］，同時借鑒 Antweiler et al的分析框架，在污染物排放指標的供需模型中考慮環境援助對經濟規模、經濟結構和生產技術的影響①Schweinberger and Woodland(2005)認為環境援助可能會增加受援國產出，亦可能會擠出受援國自身減污行為，提高資本回報率，從而增加污染物排放。，考察除自身形成的減污效應外，環境援助對污染物排放產生的規模效應、結構效應和技術效應，以及上述各效應的總效應。

(一)污染排放指標的需求:生產和減污部門

假設一國生產產品X和Y，X為資本密集型產品，生產過程中會排放污染物，Y為勞動力密集型產品，生產過程中沒有污染排放。生產要素為資本K和勞動力L。設Y的價格為1，X的價格為p;K和L的價格分別為w和r。政府對污染征稅，單位污染的稅收為τ。X生產商會將部分產品用于減污，以實現利潤最大化，設投入θ(0＜θ＜1)部分X用于減污時，單位排放為e(θ)，則X生產商減污后的排放為Z=e(θ)X，其中e代表一定的生產技術和減排技術。環境援助用A表示(A為外生)，設A單位的環境援助使Z單位的污染物減少為g(A)Z，其中0＜g(A)＜1，且 g′(A)＜ 0，g ″(A)＞ 0。

X生產商的利潤函數為:

令 PN=P(1- θ)-g(A)e(θ)τ，PN為除去稅收后X的凈價格。X生產商利潤最大化的一階條件為:

(二)污染排放指標的供給:政府部門

政府部門的效用最大化行為決定污染稅。假設政府是完全民主的，其效用由兩部分組成:國家財富收入和環境質量的影響。其中國家財富收入包括消費者財富收入和政府稅收兩部分。環境質量對政府效用的影響取決于消費者對環境的偏好:若消費者是環境偏好型，則環境惡化對政府效用影響較大;若消費者對環境質量不關心，則環境惡化對政府效用影響小。用U表示政府效用，則有:

其中，消費者總數為N，其中環境偏好型消費者(用g表示)所占比例為λ，非環境偏好型消費者(用b表示)所占比例為1-λ。δi(i=g，b)表示環境質量對政府效用的單位影響，δg＞δb＞0?？梢姡h境偏好型消費者所占比例越大，環境惡化的效用損失就越大。國家財富收入G=PNX+a+g(A)e(θ)Xτ。

又

將(5)代入(4)得:

(三)污染排放指標的需求和供給

排放指標的需求方面，

其中S代表經濟體的總規模，S=Y+PX。φ表示經濟結構，即最終產品中X所占比例。

由(7)式得:在(8)中，符號“^”表示變量的百分比變化，εi，j表示變量j對變量i的影響彈性。

X價格P、排污稅τ、環境援助能帶來的排放變化都會引起e的變化，由g′(A)＜ 0得 εg，A＜ 0，可見在不考慮其他變化的情況下，環境援助的增加使e增加，從而排放增加，我們把環境援助的這種影響稱為擠出效應，即環境援助擠出X廠商的部分減污行為。

經濟結構φ由經濟體資本勞動比k和X的利潤率(與X的凈價格相關)決定，因而φ的增長率可以表示為:

又由 PN=P(1- θ)-g(A)e(θ)τ得:

由(10)和(11)知道，經濟結構的變化受資本勞動比、X的價格水平、排污稅以及環境援助的影響。同樣由于εg，A＜0，環境援助增加X生產商的凈利潤，從而引起經濟結構朝污染型方向變化，可見環境援助引起的結構效應為正，即增加污染排放。

將(9)、(10)、(11)代入(8)得:

排放指標的供給方面，由τ=Tφ(P，I)得:

聯合排放指標的供給方程(13)和需求方程(12)得:

我們將(14)式進行簡化:

在(14)中，污染排放由環境援助A、污染品價格P、消費者特征T(環境偏好方面的特征)、污染稅τ、人均收入I、經濟規模S和資本勞動比k共同決定。模型中生產活動對污染物排放的規模效應、技術效應和結構效應分別用π1、π2和π3表示。

四、對華環境援助減污效應的實證分析

根據模型(15)，我們分別以CO2和五種工業廢物作為環境質量指標，采用1982-2008年的數據分析對華環境援助對我國各類污染物排放的影響效應。(15)式中，污染品價格P和消費者特征T是較難獲得數據的兩個變量，但是我們考慮到污染品價格P與一國收入水平和經濟結構直接相關，而消費者環境偏好程度也隨人均收入的上升而提高，因此，P和T的影響可以通過經濟規模、經濟結構以及人均收入來實現。鑒于此，上述模型(15)最終可改寫成如下形式:

(一)數據說明

(1)環境援助數據:環境援助的數據來自PLAID數據庫，該數據庫對1982-2011年國際對華援助的16234個項目進行了統計，共計25類受援部門，533個援助活動類別。我們根據援助活動的類別對環境援助進行劃分，劃分的口徑有兩種，一種是根據Hick et al(2008)對環境援助范疇的界定進行劃分，以這種口徑統計的環境援助下文中用AIDN表示;第二種是在第一種的基礎上，增加OECD組織-CRS系統認定的援助中以環境保護為次要目的的援助項目，第二種口徑統計的援助我們用AIDW表示。由于第二種統計的范圍較之第一種更為寬泛，因此我們將第一種口徑統計的環境援助稱為狹義環境援助，第二種稱為廣義環境援助。AIDN和AIDW的單位均為萬美元。

(2)經濟體特征數據:經濟規模S用國內生產總值GDP表示，單位為億元;人均收入I用人均國內生產總值AGDP表示，單位為元;經濟結構k用資本勞動比K/L表示，單位為萬元/人。上述三類經濟指標的數據來自歷年《中國統計年鑒》。

(3)污染物排放數據:我們分別選用CO2、五種工業污染物和上述六種排放物的綜合排放指數(文中用SIX表示)作為環境質量指標。CO2數據來自OECD和世界銀行官方網站，單位千噸。五種工業廢棄物包括廢水、粉塵、煙塵、SO2和固體廢棄物，單位均為萬噸。由于工業廢棄物的數據最早只能追溯到1991年，因此我們在做工業廢棄物模型回歸時，使用的是從1991-2008年的數據;CO2的數據最早可追溯到1982年，因此進行CO2模型回歸時，使用的是1982年至2008年的數據。綜合排放指數亦使用1991年至2008年的數據。環境援助和各類經濟指標分別以1982和1991年為基期進行平減。

六類污染物的綜合排放指數借鑒楊萬平、袁曉玲的處理方法［18］。

(二)平穩性檢驗

在協整檢驗之前，我們對模型各變量進行ADF單位根檢驗，即平穩性檢驗。我們分別對變量的原始數值和對數變化后的數值進行平穩性檢驗。首字母為L代表變量的對數序列，首字母為D代表變量的一階差分序列，首字母為DD代表二階差分序列。檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

(三)協整檢驗

本文用Johansen協整檢驗的方法來考察模型變量間的長期均衡關系。

為避免水平序列可能出現的異方差現象，我們分別對模型變量的水平序列和對數序列分別進行協整檢驗。同時，考慮到環境援助的減污效應可能出現滯后，當選用環境援助的現值不能通過協整檢驗時，我們嘗試用環境援助的滯后值進行檢驗(用變量后括號內的負數表示滯后期);同時在狹義環境援助和廣義環境援助中間進行嘗試。各污染物與經濟變量之間的協整檢驗結果如表2所示。

表2 協整檢驗結果

(四)回歸結果

根據協整檢驗的結果，我們用變量的原始數據序列對CO2模型檢驗回歸，用變量的對數序列對各工業廢棄物進行回歸。

1.環境援助的結構效應、擠出效應和自身減污效應

表3 CO2模型回歸結果

AIDN和AIDW及其滯后項的系數代表環境援助的結構效應、擠出效應以及援助自身減污效應三者之和，表3結果顯示該系數為負且通過10%的統計顯著性檢驗，表明上述三效應之和減少CO2排放，減排效果在提供援助的兩年后才有顯著的體現。不考慮環境援助通過規模效應和技術效應帶來的間接影響，援助每增加1億美元，受援國的CO2排放量在兩年后減少0.33千噸。

表4顯示，廣義的環境援助的在援助投放三年后減少SO2排放，但會在投放兩年后增加粉塵、煙塵和固體廢棄物的排放，也會微弱地增加綜合污染指數值;相應地，狹義的環境援助會增加兩年后廢水的排放。不考慮環境援助通過規模效應和技術效應帶來的間接影響，廣義的環境援助增加1%，會使SO2排放量在兩年后減少0.05%，使粉塵、煙塵和固體廢棄物排放兩年后分別增加0.23%、0.16%和0.57%，綜合污染指數值增加0.004%;狹義的環境援助增加1%，使廢水排放量兩年后增加0.12%。

上述實證研究結果顯示，總的來說從結構效應、擠出效應和援助自身減污效應三者之和來看，環境援助對CO2和SO2這類跨境流動的污染物有明顯的減排效果，而對非跨境流動的粉塵、煙塵、廢水和固體廢物沒有明顯的減污作用。其原因可能與環境援助提供方的援助目的有關:發達國家在涉及減排等援助事項時希望使其本國利益最大化，因而更加關注受援國跨境污染物的排放，以避免該污染物對本國環境造成影響。在相關研究文獻中，Hatzipanayotou et al、Hirazawa and Yakita認為援助國和受援國之間的博弈會導致以下結果:援助國感知到的跨境污染增加使得援助國增加援助，而援助增加則會在中長期減少跨境污染［8，6］。

表4 工業廢棄物模型回歸結果

2.環境援助對污染物排放的總效應

表3 CO2的回歸結果中，GDP的系數顯著為負，AGDP和K/L的系數均顯著為正，表明經濟規模的擴大總體上不會增加CO2排放，但隨著資本密集度的提高和人均收入水平的上升CO2排放會隨之增加。由于CO2的回歸方程采用的是原始數據而非對數，不能直接得到CO2和各自變量之間的彈性數據，因而我們不能直接根據(16)式計算出環境援助對CO2排放的總效應。我們能夠確認的是，在不考慮規模效應和技術效應的情況下，廣義環境援助和狹義環境援助均能減少CO2的排放。

對于表4中的五種污染物排放以及綜合排放指標，經濟規模和資本勞動比的提高均顯著增加排放，人均收入的增加顯著減少排放。環境援助對上述工業污染物的規模效應為正，技術效應為負。由于GDP和AGDP的符號相反，我們不能從模型中直接判斷環境援助對上述污染統計量排放的總效應，但是可以根據(16)式對各總效應進行計算。

當環境援助對AGDP的影響彈性大于一定數值①Schweinberger and Woodland(2005)認為環境援助可能會增加受援國產出，因而εGDP，AIDW(-3)和εAGDP，AIDW(-3)的預期值均為正。，或環境援助對GDP的影響彈性小于一定數值時，環境援助對表4中各污染統計量的總效應為負。例如εSO2，AIDW(-3)=15.434εGDP，AIDW(-3)-18.453εAGDP，AIDW(-3)-0.050，當 εAGDP，AIDW(-3)＞ (15.434εGDP，AIDW(-3)-0.050)/18.453 時，εSO2，AIDW(-3)＜ 0。同理，當 環 境 援 助 對AGDP的影響彈性大于一定數值，或環境援助對GDP的影響彈性小于一定數值時，環境援助對其余四項工業污染物以及綜合污染指數的總效應也為負，即此時環境援助會降低這些污染物的排放。

從實證研究結果可知，從模型中可直接觀察到的環境援助-污染物排放的結構效應、擠出效應以及其自身減污效應三者之和來看，環境援助能降低CO2和SO2的排放，但會增加粉塵、煙塵、廢水、固體廢物排放量，上述影響均存在滯后反應;當環境援助的技術效應足夠大或規模效應足夠小時，環境援助影響各工業污染物排放的總效應為負，即此時環境援助能最終降低工業污染物的排放。由于模型變量選擇的關系，不能直接計算得到環境援助影響CO2排放的總效應。

五、結 論

我們建立環境援助對受援國污染物排放影響機制的理論模型，并實證分析對華環境援助產生的實際效果。借鑒Antweiler et al(2001)貿易-環境模型的思路，在污染的供-需模型中納入環境援助，考察環境援助對受援國污染物排放的作用機制，將環境援助對受援國環境的影響區分為規模效應、技術效應、結構效應、擠出效應以及環境援助自身的減污效應。之后在理論模型的基礎上，我們建立計量回歸方程，用1982-2008年的數據實證分析對華環境援助的實際減污效果。

我們認為:環境援助有自身減污效應，但可能對受援國生產部門的減污行為產生擠出，另外還可能通過影響受援國的經濟規模、技術水平和經濟結構而對污染物排放形成間接影響，環境援助對受援國環境影響的總效應是上述各影響效應之和。我們在近二十年來對華環境援助減污效果的實踐數據中發現，對于可直接觀察到的結構效應、擠出效應以及援助自身的減污效應之和，環境援助能減少CO2和SO2的排放，作用效果滯后;增加工業粉塵、工業煙塵、工業廢水以及工業固體廢物的排放，作用效果也滯后。另外，利用環境援助影響污染物排放的總效應計算公式，我們發現當環境援助的規模效應足夠小或者技術效應足夠大時，環境援助將最終減少各工業污染物的排放，即環境援助-污染物排放的總效應為負。

可見，環境援助對改善我國環境質量特別是在減少跨境污染物排放方面起到積極作用，國際社會不應以質疑援助的有效性為由而拒絕或減少對華環境援助。降低環境援助的規模效應、提高技術效應，是增強對華環境援助減污效果的關鍵，中國政府要積極學習和推廣環境援助中的先進節能減排技術，提高技術類援助的擴散效應;進一步革新和完善對華環境援助項目管理工作，發揮環境援助減污的最大效力。發達國家應在繼續提供資金援助之外，進一步打破環境技術合作壁壘，建立合理的技術轉讓機制，與包括中國在內的發展中國家一起共同推動資金和技術在全球環境保護領域內的更加合理配置。

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