中國出口貿易隱含污染驅動因素研究——基于連續年度IO表的觀察分析

戰岐林 曾小慧 伍麗菊

（1.溫州大學 城市學院，浙江 溫州325035；2.南昌市國稅局，江西 南昌330022）

一、引言

環境污染已經成為中國的重要問題，根據《中國環境狀況公報》，2012年中國Ⅰ-Ⅲ類、Ⅳ-Ⅴ類和劣Ⅴ類水質斷面比例分別為68.9%、20.9%和10.2%；根據《中國國家環境分析（2012）》，全球空氣污染最嚴重的10個城市中，中國占7個；全國500個城市中，空氣質量達到世界衛生組織推薦標準的不足5個。環境污染不僅會提高嬰兒死亡率（Lavaine和 Neidell，2013）［1］和癌癥發病率（戚曉鵬等，2012）［2］，還會影響生產率（楊俊和盛鵬飛，2012）［3］、制約經濟發展（李冬冬和楊晶玉，2014）［4］。

在環境污染的各種來源之中，出口貿易最受關注。首先，以出口為導向的生產活動，在中國經濟之中占比巨大，在2005年曾高達19.3%。雖然2008年經濟危機以來持續下降，但截止2012年，仍有11.7%。正是因其巨大比重，出口被稱為中國污染排放的三大引擎之一（張友國，2009）［5］。其次，對外貿易比國內經濟活動更容易受到國際形勢變動的沖擊，對政策的依賴程度更高。在頻繁的政策調整之中，環境規制既便于加強，又容易放松，因此格外需要時時關注和調整。再次，在出口貿易之中，中國因生產而承受污染，進口國則因消費而獲得效用。其中的環境代價和經濟效益權衡是國家利益評估和政策制定的基準。最后，環境保護狀況，具有超出國界的影響，包括國際貿易在內的各類國際經濟協調是全球環境治理的必要方式。而發達國家又常常將國際貿易政策作為影響別國環境政策的重要工具，這進一步增加了環境問題在貿易政策之中的分量。

針對上述問題，本文首先精細核算了出口貿易的隱含污染。在統計部門沒有該指標的單獨核算，需要一些間接方法來確定。已有的核算結果，都存在一些不足，對核算方法進行比較分析和選擇，實現出口貿易隱含污染的精細核算，并得到其時間序列趨勢是本文的第一項工作。其次是研究該趨勢的驅動因素。在Copeland和Taylor（1994）［6］建立的規模效應、結構效應和技術效應分析框架之下，分析推動了出口貿易隱含污染增長的是哪一項效應？促成下降的又是哪一項？再次是三種效應的產業分析。通過各個產業的三種效應分析，可以判斷哪些產業的規模擴張是環境友好的？哪些相反？哪些產業的環境友好型技術進步顯著？哪些產業停滯不前？哪些產業的出口比重增加是有利的？哪些產業的出口比重需要抑制？

二、文獻綜述

出口貿易的隱含污染在理論上存在多種可能，留下了具體數值精細測算的必要性。規模效應在短期，通常被認為會增加污染。在長期，環境庫茲涅茨曲線（EKC）理論（Panayotou，1993）［7］認為，出口規模擴張帶來的收入增長和技術進步會減少污染（Baldwin，1994；Cole，2004）［8，9］。結構效應之下有兩個對立的假說，要素稟賦假說認為生產污染品的是發達國家（Cole 和 Elliott，2000）［10］；污染避風港假說（PHH）則認為是發展中國家（Dean，2004；Copeland和 Taylor，1995）［11，12］。間接技術效應能否改善環境，在長期取決于EKC狀況；直接技術效應的作用取決于初始技術是否清潔（Acemoglu等，2010）［13］。

（一）中國出口貿易環境影響水平核算綜述

出口貿易隱含污染具體數值的測算，受限于投入產出表和污染排放數據，現有研究尚有一些不足：一是年份不連續，二是產業不完整。這兩個方面的問題嚴重削弱了結論的經濟意義。首先，中國的投入產出表自1992年以來，每隔五年編制一次，中間年份會有一次延長表，直至2010年。由此導致很多研究，僅有間隔年份的核算結果，張云等（2011）［14］僅核算了2007一個年度。為了滿足動態分析需求，彭水軍和劉安平（2010）［15］、邱強和李慶慶（2012）［16］、杜運蘇和張為付（2012）［17］都進行了多個年度的核算，但僅限于1997年、2000年、2002年、2005年和2007年這些有投入產出表的年份。

間隔年份核算，時間跨度較大，無法反映中間年份的變動狀況。而且，中國投入產出表的發布間隔是不均勻的，不利于變動規律的總結分析。齊曄等（2008）［18］、張友國（2009）［5］、周國富和朱倩（2014）［19］都進行了連續年度的核算，但都借助了一定的妥協方案。齊曄等（2008）［18］首先根據2002年投入產出表的系數矩陣，計算得到當年的碳耗系數。再以價格指數、匯率和技術水平三個指標構建變動率，推算得到1997-2005年之間的碳耗系數。張友國（2009）［5］在2002年投入產出表的基礎上，利用RAS法自行編制了2003-2006年的投入產出表。周國富和朱倩（2014）［19］則是以附近年份的投入產出表做替代，以2000年和2005年兩個年份的投入產出系數矩陣進行2002-2011年之間10個年份的測算。

現有研究的另一個不足是產業不完整，因為在環境年鑒之中，污染排放數據僅涉及工業，未能涵蓋服務業。諸如交通運輸這樣的重要的空氣污染來源的遺漏，會對核算結果的準確性產生較大的不利影響。若從氣候問題出發，研究CO2排放（張云等，2011；杜運蘇、張為付，2012）［14，17］，數據可以涵蓋服務業。從居民健康角度出發，二氧化硫、氮氧化合物和廢水等污染物都有必要考慮在內（彭水軍和劉安平，2010；黨玉婷，2010）［15，20］。此時，便只有工業數據，無法核算服務貿易的環境影響。

（二）對外貿易環境影響的分解

研究某個指標背后的驅動力，因素分解法既簡便，又符合經濟直覺，Laspeyres和Paasche價格指數可以視作其早期應用（Ang，2007）［21］。大規模的改進和運用興起于1970年代末，石油危機促使經濟學家思考能源節約的各種可能性：減少總量使用，調整產業結構，抑或降低單位能耗？Myers 和 Nakamura（1978）［22］、Eden 和Bending（1982）［23］、Ostblom（1982）［24］、Hirst等（1983）［25］都是此時的代表性研究。總量、結構和單位能耗區分框架，在國際貿易的環境影響分析之中，被 Copeland和 Taylor（1994）［6］正式概括為規模效應、結構效應和技術效應。

因素分解法的難點在于殘差項的處理，即便視為交叉項（Park，1992；Chen 和 Rose，1991）［26，27］，也仍然難以進行合理的經濟學解釋。針對此問題，學者們提出了很多解決方案，例如，平均迪式分解法（Boyd等，1988）［28］、改良型拉式分解法（Sun，1998）［29］、對數平均迪式分解法（Ang，1997）［30］、平均增長率指數分解法（Choi等，2001）［31］。其中平均迪式分解法（SAD）和對數平均迪式分解法（LMDI）因消除了殘差項，且相對簡易而被廣泛應用。雖然Albrecht等（2007）［32］提出的夏普瑞分解法，同樣能夠消除殘差項，但卻因為需要逐一考慮各因素變動的加總而產生格外巨大的工作量。

根據 Copeland和 Taylor（1994）［6］，三種效應分解需要的指標包括各產業的對外貿易額、產出和污染排放。當前研究之中，產業i的污染排放數據有兩種：一種直接來自環境年鑒，統計的是i產業生產活動中的污染排放；另一種是經過投入產出表核算的數據，若i產品的生產之中用到了j產品，則為了i而進行的j的生產過程中的污染也會被核算進入i的排放之中。第二種方法系統地看待生產活動，其核算結果更加全面，但受限于前文所述的投入產出表和污染排放數據的缺陷，現有研究結論存有較大的分歧。

有關規模效應的結論大體一致。張友國（2009）［5］和 Liu等（2010）［33］等均認為規模擴張主導了污染排放的顯著增長，但張根能等（2014）［34］則認為規模效應為負。出口的結構效應爭議最多，既有學者認為是減少了污染排放（謝建國和姜珮珊，2014）［35］，亦有學者認為存在結構效應導致排放增加的情況（張為付和杜運蘇，2012）［17］，還有學者認為出口的結構效應尚不明顯（獨孤昌慧和李冬，2014）［36］。關于技術效應的判斷，大多認為是幅度不大的改善作用（李新運等，2014）［37］，但也有研究認為技術效應為正（張根能等，2014）［34］。此外，關于可歸入技術效應的行業投入效應，謝建國和姜珮珊（2014）［35］認為它造成了出口隱含污染排放的增加，張為付和杜運蘇（2012）［17］則認為是減少。

（三）連續年份投入產出表運用的必要性和可行性

在缺少權威連續年份投入產出表的情況下，如前所述的各位學者嘗試了各種替代方案，但都略有不足。對外貿易環境影響的投入產出核算之中，起到關鍵作用的是投入產出系數矩陣。如果以2002年投入產出系數矩陣核算2003年對外貿易的環境影響，相當于假設2003年與2002年有相同的產業結構。現實經濟中大量存在的技術進步和投入品相對價格的變動會顯著削弱該假設的真實性。根據增加值、中間投入和總產出，采用RAS法調整投入產出系數矩陣是更好的選擇。RAS調整的不足之處是缺少經濟依據，精確性因此會受到較大的影響。

在簡易方案缺陷明顯的情況下，非公布年份投入產出表的完全信息編制就成為了學者的努力方向。就數據處理方法而言，連同RAS法在內，國內外已有眾多研究（Stone，1962；鐘契夫，1993；Kuroda，2001；胡兆光，2008；李寶瑜和馬克衛，2011）［38-42］，提出了眾多方法（改進 RAS法、TRAS法、交叉熵法、黑田方法和分項平衡法等）。就具體的數據來源而言，從《中國2007年投入產出表編制方法》之中可以得到大部分的數據。非權威公開數據之中，也有一大部分可以通過權威方法很好地解決。例如，居民消費品的產業歸并可以根據其中公布的產品分配比例確定；商品批發零售業的增加值可以根據中國國民經濟核算方法中的比例確定；旅游業的進出口分類統計可以根據國際收支平衡表的說明獲得。

盡管如此，數量龐大、分類迥異且來源不同的數據，往往會給研究者造成沉重的負擔，甚至影響數據處理的準確性和嚴謹性。在已有研究之中，歐盟委員會基金資助的世界投入產出表編制項目的研究成果是良好的選擇。起始于2009年五月的研究項目形成的數據庫（WIOD），包括了中國1995-2011年的連續年度35部門的投入產出表。該數據庫中同時包括了與投入產出表產業分類相匹配的污染排放和對外貿易數據。

本文選擇WIOD作為數據來源，避免了數據口徑錯配和價格調整的可能影響；覆蓋了較為細致的工業部門（16個），沒有因為污染排放數據（或者與海關數據的協調）而放棄服務業（16個部門）。即，本文將提供更加穩健的、覆蓋了全部國民經濟產業的、連續年度的、基于投入產出表的對外貿易環境影響的核算。并以此為基礎，采用現有研究之中，具有最佳效果的LMDI法（Ang，2007）［21］分解得到其驅動因素，提供穩健的政策建議。

總結文獻綜述，本文的貢獻將體現在如下四個方面：第一，本文采用連續年度IO表，顯著增加了信息量，有助于總結規律，判定出口貿易隱含污染驅動的類別和大小。第二，與同類研究相比，本文的產業覆蓋更加全面，包括了農業和服務業。農業和服務業之中的交通運輸等產業均有不容忽視的重度污染，在出口貿易隱含污染之中加以研究，可以提高結論的全面性。第三，已有文獻大多只能考察一兩種污染物，本文全面考察了九種。多種污染物的綜合評價，得出的產業評價結論更加合理可靠。第四，從更加完備的數據之中，本文得到了若干新結論，對出口貿易政策的制定具有參考意義。

三、出口貿易環境影響的核算與分解：方法說明與總述

（一）對外貿易環境影響的核算

對外貿易環境影響的投入產出核算方法已經臻于成熟，基本上都是用單位排放矩陣左乘完全消耗系數矩陣得到完全排放系數，再用完全排放系數矩陣左乘出口得到貿易的環境影響。與張友國（2009）［5］、彭水軍和劉安平（2010）［15］以及 Kitzes（2013）［43］等研究相一致，本文亦采用非競爭型投入產出表。本文的投入產出表包括1個農業部門、16個工業部門、1個建筑業以及17個服務業部門，共計35個產業。

以WIOD數據庫的指標為依據，本文考察如下9個指標CH4、CO、CO2、N2O、NH3、NMVOC、NOX、SOX和能源排放性使用，其中既包括氣候研究者密切關注的溫室氣體排放，又包括居民健康視角下的揮發性有機物（VOC）。所謂能源排放性使用是剔除了諸如瀝青用于道路建造這樣的能源使用，其過程中沒有燃燒、不會產生排放。除此之外的使用，都被稱作排放性使用，包括了煤炭、燃氣、風能、核能等各種能源的排放性使用，下文將其記作EM。出口貿易中隱含的九類污染的年度變化趨勢如圖1所示，因為各類污染的數值范圍差異巨大，而增減趨勢又高度一致，本文選擇了CO2和SOX兩個指標。總體趨勢是：自1995-2001年平穩增長；2001-2007年迅速增長；2008年之后有所下降。

（二）完全排放系數的描述與分析

完全排放系數是對外貿易環境影響核算的基礎，從中可以看出各行業的排放強度。從本文的計算結果中可以看到，自1995年以來，中國的完全排放系數，有顯著的下降。圖2繪制了九種排放物的完全排放系數變動率，大于1為上漲、小于1即為下降。在年份之間，35個產業依次排列，最靠近左側的是產業1（農林牧漁業），最靠近右側的則是產業35（私人家政服務業）。

從圖2中可以看到，大多數年份，產業和指標、完全排放系數是下降的。但是，1998年、1999年和2009年三個年份卻以上漲為主。這是因為在此期間，國家政策因經濟危機之故，以積極寬松為基調，其間，同時放寬了環境規制的標準或執行。另一處小幅緩慢增長是在2002-2003年之間，其中可能包含著兩個方面的原因：一是入世之初，因為擔心國際沖擊而略有放松對國內企業的環境保護要求；二是巨大的國際需求拉動之下，中國企業在生產的快速擴張之中，沒能同步提升污染排放的處理能力。

圖1 出口貿易中隱含CO2和SOX數量的年度變動圖

圖2 完全排放系數變動率

就各種排放的變動狀況而言，CO2的變動率數值高度集中、略低于1，在各個產業和年份之間的差異都較小，幾乎在所有產業都是平穩下降的。同樣收斂的還有EM、N2O和CH4；而NOX、SOX和NH3則較為發散；最為發散的是CO和NMVOC，表現出了明顯的產業差異和年度波動，既有快速上升、亦有大幅度下降。較大的發散幅度，意味著較低的規制水平，在較少的關注和管制之下，單位排放量有較高的隨意性。相比之下，CO2等排放物受到了嚴格持續的關注，其排放得到了更好的監測和控制。

追溯原因之時，完全排放系數的變動來源是直接排放系數和投入——產出結構。與直接排放系數變動狀況相對比可以看到，完全與直接排放系數的變動狀況有所不同。總體上的差異是直接排放系數的變動幅度更大、產業差異更加明顯。產業關聯使得某些產業的特別變動得到了關聯產業的分攤。即，某些情況下，i產業排放的特別增長，是因為j產業的突發性需求。經過產業關聯的調整之后，i產業的增長，有一部分被分攤到了j產業，使i產業的排放增長不再特別巨大。

從環境規制的角度來看，規制稅費的征收依據通常是企業的污染排放量。長期來看，不考慮企業的中間投入種類是可以的，因為稅費的征收會推高重度污染排放產品的價格，企業自會選擇更加環保的中間投入產品。但是技術進步的動態過程會使該機制的總體效果受到影響。在重度污染產品生產技術已經進步、環境稅費尚未跟進之時，企業的中間投入選擇就不再是自動地集中在低污染排放產品上。因此，環境保護稅費的征收，將企業中間投入的含污量考慮在內是更好的選擇。

（三）出口貿易環境影響的分解

根據文獻綜述之中的分析，選擇LMDI法對投入產出核算結果進行分解。LMDI法的運用在 Ang（2004）［44］中有深入討論，獨孤昌慧和李冬（2014）［36］亦有詳細說明，本文不再復述其公式，僅略述其要旨。LMDI法是以一個對數乘子分別乘以規模、結構和技術變動的度量指標。對數乘子為分式：分子為當期與基期之差，分母為當期與基期之比再取對數。規模、結構和技術變動的度量指標分別為總出口量的當期——基期之比再取對數；產業比重的當期——基期之比再取對數；完全排放系數的當期——基期之比再取對數。反映變化的是當期-基期之比，度量三種效應的基本指標也與其經濟意義相符，對數和乘子的作用則是消除殘差項，實現完全分解。

表1列出了九種污染物、三種效應LMDI分解的時間序列值。從中可以得到如下結論：第一，在絕對額度上，規模效應略大于技術效應，遠遠大于結構效應。在中國對外貿易環境影響驅動因素之中，規模和技術是主導動力，產業結構調整的作用較小。第二，規模效應為正，且持續快速增長。規模擴大是中國出口貿易環境影響增加的主要推動力，且在本世紀持續增長。第三，技術效應為負，且絕對值較大，有力地減少了對外貿易的環境影響。大體而言，馬濤等（2011）［45］發現的出口碳排放強度持續下降，與本文技術效應計算結果相一致。

深入分析表1之中的結構效應，在CO2上是正負交錯的；如果以5 000千噸為限，則有三年為負、四年為正，與獨孤昌慧和李冬（2014）［36］、彭水軍等（2013）［46］的“不確定”、“不顯著”和“影響有限”的結論相一致。同樣表現為正負交錯的指標還有CO、NMVOC和EM。在CH4、N2O、NH3、NOX和SOX等五個指標上則明顯以負值為主。兩個類別的區分十分明顯，前者均為含碳排放指標、后者均不含碳。由此綜合來看，出口的結構調整在含碳指標上沒有明顯效果，在非碳排放上有顯著的作用。

四、出口貿易環境影響的核算與分解：產業分析

（一）分產業排放系數分析

本文的產業確定依據是WIOD投入產出表所包含的35個，具體門類及編號如下：農林牧漁業（1）、礦產開采與挖掘業（2）、食品、飲料制造和煙草加工業（3）、紡織及紡織制品業（4）、皮革及鞋類加工制造業（5）、木材及軟木制品業（6）、紙漿、造紙和印刷出版業（7）、焦炭，石油及核燃料

（8）、化學及化學制品業（9）、橡膠和塑料制品業（10）、其它非金屬礦物制品業（11）、基本金屬和金屬制造業（12）、機械設備制造業（13）、電氣和光學設備制造業（14）、交通運輸設備制造業（15）、廢品廢料加工業（16）、電力、燃氣和水的生產和供應業（17）、建筑業（18）、機動車的修理、銷售及燃料銷售業（19）、機動車之外的批發業（20）、機動車之外的零售業（21）、住宿和餐飲業（22）、內陸運輸業（23）、水上運輸業（24）、空中運輸業（25）、旅行社及其它輔助運輸活動（26）、郵電業（27）、金融中介服務（28）、房地產業（29）、租賃和商務服務業（30）、公共管理和國防；社會基本保障（31）、教育（32）、衛生和社會工作（33）、其它社會組織服務業（34）、私人家政服務業（35）。

各產業的固有特點決定了它們在排放強度上的巨大差異，本文繪制了2009年各類排放物、各產業完全排放系數圖，如圖3所示，其中橫軸刻度為產業編號。從中可以看到，最引人注目的是產業17。該產業在CO2、EM、NOX和SOX四個類別上，有三個遙遙領先，是最大的污染產業。此外，農藥和化肥的大量使用，使產業1成為了重度排放產業。產業1的完全排放系數，在排放物的兩個類別上第一（NH3和N2O）、一個類別第二（SOX）、兩個類別第三（NOX和CH4）。產業11和產業25亦有重度排放，在CO2、CO、NMVOC、EM和NOX五個類別上高居二、三位。

圖3 各產業2009年完全排放系數圖

產業固有特點不僅決定了基本的排放強度絕對值，還在一定程度上決定了產業的排放削減空間。從圖4中可以看到，大多數污染物和產業的完全排放系數都大幅度下降至初始值的30%，這是一個巨大的成就。但也有些產業下降較少，典型的是產業25和產業26，在七類污染物中處于下降最少的三個產業之列。排放最重的產業17在八類污染物上有平均水平的下降幅度，只有在N2O上下降幅度較小。在NOX和SOX兩類污染物上，產業1的完全排放系數不但沒有下降，還有大幅度的增長，分別增長了1.49和2.07。

（二）完全排放系數的國際比較

盡管中國的減排工作取得了巨大的成就，但是與發達國家相比，中國的完全排放系數仍然偏大，仍有極大的排放削減空間。利用WIOD中的數據，本文計算了2009年美國、日本和法國各類污染排放、各個產業完全排放系數的平均值（下文稱此平均值為“國際水平”），以之與中國數據相比，得到的結果如表2所示。從中可以看到，國際水平在絕大多數污染物和行業上都低于中國的一半，即，中國有至少50%的污染排放削減空間。

細分污染物和產業來看，中國的產業24（水上運輸業）是唯一一個排放低于國際水平的產業，在SOX、NOX、NMVOC和CO四類污染上，國際水平分別為中國的3.1倍、2.9倍、1.5倍和3.8倍。從表2中可以看到，CO、NH3、SOX、CH4和N2O五種污染物，在大多數產業，國際水平都不及中國值的10%，意味著中國在這些污染物上有超過90%的減排空間；在CO2、NMVOC和NOX三類排放上，減排空間超過80%；在EM上，超過60%。

此外，表2加粗了中國完全排放系數最大的四個產業。從中可以看到，絕大多數產業在大多數排放上仍有巨大的減排空間，有很多甚至超過90%。產業1的SOX和產業25的NH3國際水平僅為中國值的2%，中國的減排空間高達98%。由此可見，中國某些產業的重度排放，并非天然特性，而是技術和管理方面的不足。

圖4 完全排放系數值的下降：2005-2009

表2 完全排放系數的國際比較（2009）

（三）分產業LMDI分解

本文運用LMDI方法，對35個產業進行了逐年分解，得到了九種污染物、14個連續年度的規模、技術和結構三種效應的分解結果，共計13 230個數值。逐項、逐年分析之后，發現規模效應在各類污染物和各個年度均主導著排放的增加，這是由中國對外貿易的持續增長所決定的。技術效應在絕大多數的情況下均是減排的主要力量，有力地抵消了規模效應造成的排放增加。

以排放總量的穩定或減少為著眼點，判斷規模效應和技術效應的大小，可利用二者的相對比較完成。構建指標m＝技術效應/規模效應，若m＝-1，則規模效應被完全抵消，排放總量便沒有增長。分析m的大小變化，可以得到三個方面的結論。第一，m的大小存在年度差異，CO2、CH4、N2O、NH3、EM 五類污染物，都在大多數產業表現出了兩個高峰：2003年和2009年，這是與完全排放系數分析相對應的結果。原因是這兩個時期，在經濟危機的壓力之下，環境規制有所放松。第二，m的大小，在各個產業之間，不存在規律性差別。即，在每一個產業，技術進步都是跳躍性的，沒有哪個產業的技術進步速度連續多年快于其它產業。第三，在1998年，m出現了異常值，眾多污染物和產業在1998年數值畸高。原因是1998年，出口的規模增長極小，導致規模效應急劇下降。

需要逐項深入分析的是結構效應，研究計算結果可以看到，大部分產業的結構效應自始至終為負。另一些產業可以區分為三種情況：主要為正、由負轉正、由正轉負，為表述方便，下文將這三種情況分別記作“A類”、“B類”和“C類”。從前文對LMDI法的說明中可以看到，決定結構效應方向的是出口之中產業比重的增減，因此，同一個產業在各類污染上會有相同的結構效應方向。

總結計算結果可以看到，A類包括產業13（機械設備制造業）、14（電氣和光學設備制造業）、15（交通運輸設備制造業）、16（廢品廢料加工業）、18（建筑業）、30（租賃和商務服務業）；B類包括產業9（化學及化學制品業）、11（其它非金屬礦物制品業）、12（基本金屬和金屬制造業）、28（金融中介服務）；C類包括產業8（焦炭，石油及核燃料）、20（機動車之外的批發業）、21（機動車之外的零售業）、23（內陸運輸業）、24（水上運輸業）、25（空中運輸業）、31（公共管理和國防、社會基本保障）、34（其它社會組織服務業）。

表3從大到小排序了各類污染物、各產業的完全排放系數，并標記了A、B、C三種情況。從中可以看到，A類之中，明顯不合時宜的是產業18，排放居于高位，在出口中的比重卻在擴大。而綜合來看，產業16雖然也在NH3和N2O上表現較差，但在另外七類污染物上，均為低排放產業，其比重增長總體而言是合適的。除此之外的四個A類產業均為清潔產業，結構效應長期為正均為利好。B類共有四個產業，其中的產業9、11、12都是不合適的，因為均屬高排放者。C類的八個產業之中，產業20、21、31、34都是清潔的，本應在擴張之列，現實卻是縮減，有必要進行政策鼓勵；產業8、25屬于重污染者，其縮減正合時宜；產業23、24在各類排放上差異巨大，其比重縮減的綜合環境影響難以確定。

五、結論及政策建議

（一）結論

基于連續年度IO表，本文核算了中國出口貿易35個產業隱含的九類排放，并以LMDI方法進行了分解，得到了規模效應、技術效應和結構效應的具體量值。進而得到了如下三個結論：第一，關于規模、技術和結構。規模效應主導了中國出口貿易隱含污染的增長；技術效應有力地減少了出口貿易的隱含污染；結構效應因排放指標而異，但量值均不大。出口結構變化有不合理之處：有四個污染產業在擴張、四個清潔產業在收縮。第二，關于規制和技術進步的空間。在每一個產業，中國都有通過提高技術和管理水平實現減排的巨大空間。農林牧漁業、其它非金屬礦物制品業、電力、燃氣和水的生產和供應業以及空中運輸業等四個排放強度最大的產業都有至少一個指標的減排空間超過90%。第三，環境規制中的問題。環境規制強度易受宏觀經濟政策影響，會隨其寬松而放松、隨其緊縮而加強。且環境監管所關注的污染物不夠全面，CO2和能源排放之外的七種污染物的排放有大幅度的不規則波動，說明了其監管缺乏規范性和系統性。

（二）政策建議

1.推動環境技術的開發和應用

技術效應有力地減少了中國出口貿易的隱含污染，是值得信賴的減排途徑。而且，與發達國家對比可以發現，中國每個產業和指標的減排都有極大的技術進步空間。在33個產業乘以9種污染物的297個指標之中，有279個（94%）減排空間超過50%。中國排放強度最大的四個產業都有至少一項污染物的減排空間超過90%。為了推動技術進步，一方面可以強化環境法規的落實，激發企業的主動性；另一方面，要提高政府在環境技術開發中的作用，加強扶持與環境保護相關的理論與技術。

表3 各產業完全排放系數（2009）從大到小排序表

2.提高環境部門和環境規劃的獨立性

經濟建設長期處于中國社會目標體系的中心位置，對環境政策的基調有重大影響。伴隨經濟形勢和經濟政策波動，會增加環境政策的不確定性，這會嚴重損害環境規制的效率（Shapiro等2005）［47］。提高環境部門和環境規劃的獨立性有助于增強環境政策的確定性。有較高獨立性的環境部門及其規劃，不應以確定的排放總量為目標。在入世之初的出口快速增長過程中，技術進步沒有可能與規模增長同步；在當前的出口低速增長之中，亦不應倒退環境規制標準。因為，這些相機抉擇會嚴重損害政策的確定性，環境規制應該是單調漸進的。

3.在出口退稅系統之中，嵌入產品含污系數

本文計算顯示，中國多年來的出口產業結構調整，未能實現良好的環境目標。針對生產者征收排污費的政策效果有限，因為存在稅負轉嫁機制，這一點可以從文中的直接排放系數和完全排放系數對比之中看到。施行過的“兩高一資”產品出口退稅調整等政策，大多屬于臨時性政策，會產生短期效果。決定企業和產業生產能力的是固定資產投資，屬于長期規劃，對臨時性政策不夠敏感、且無力調整。

有效的出口結構調整方案，應該具有長期穩定性，本文認為可以借鑒歐盟的以碳關稅為代表的稅收邊境調整政策。《中華人民共和國環境保護稅法（征求意見稿）》已經發布，“環境保護稅”實施之后，中國便具備了進行邊境稅收調整的基礎。例如，在出口退稅系統之中加入產品含污系數，使出口之中的污染產品受到“懲罰”、清潔產品得到“獎勵”。環境保護稅征收所要求的污染排放數據和稅務部門數據，可以支撐起含污系數的計算。若要強力抑制重度污染產品的出口，可以設計累進系數。為了避免環境保護作用因產品價格的劇烈波動而失效，可以施行年度評估調整制度，亦可設計含污系數調整的價格漲跌幅度觸發機制。

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