貿易開放對我國環境污染影響效應的實證檢驗
——基于我國省際動態面板數據的系統GMM分析

占 華，于津平

一、引言及文獻回顧

“貿易與環境”問題一直是學術界討論的話題，也是我國目前亟需明確并加以解決的問題。由于增長方式的轉變及貿易、產業結構的調整，和早期相比，現階段我國貿易與環境的關系出現了新的特征。就我國實際情況而言，一方面，由于經濟發展水平、貿易開放的不平衡，我國經濟存在的明顯差異性使得貿易影響環境存在地域性差異；另一方面，國內經濟合作加強及發達地區經濟輻射功能的發揮有可能導致貿易影響環境地區性效應的趨同。那么，現階段我國貿易與環境總體關系如何，貿易在影響環境上是否存在特定的收入效應及結構效應①本文所提到的收入效應與結構效應分別指貿易通過提高人均收入及改變生產中資本—勞動比對環境產生的影響。？在國內區域經濟聯系日趨緊密的背景下，貿易對環境影響的差異性如何，是否存在通過區域內省際合作減少污染排放的機制？這些研究對我國現階段產業和貿易結構優化、環境治理及經濟建設具有重要的借鑒意義，也是本文的積極貢獻之一。

對貿易與環境進行分析的標準方法是將貿易對環境的影響分解為規模效應、技術效應和結構效應②“三效應”的分析最初是由Grossman＆Krueger（1991）在研究北美自由貿易區協定的環境效應時提出。進行解釋，國內外學者關于貿易對環境的影響主要有三種不同的觀點：

一種觀點是認為貿易開放對環境有害。此觀點認為貿易不但不能改進社會福利，而且與環境保護目的背道而馳［1］。主要表現為在貿易自由化的驅使下，各國都會降低環境標準以維持和加強本國的產品競爭力，從而出現所謂的“向底線賽跑”現象［2］。同時，自由貿易傾向于降低富裕國的污染水平，增加相對貧窮國的污染水平［3］。李鍇和齊紹洲［4］基于1997-2008年中國省級面板數據研究發現貿易開放提高了中國碳排放量和碳排放強度。

另一種觀點認為貿易對環境有益。此觀點認為一國開放程度與環境污染呈負相關關系，經濟越開放的國家清潔生產技術升級越快，所以環境趨于改善［5］。同時，貿易有利于實現環境資源在全球范圍內的最優配置，從而保證生產能夠按照最有效的方式進行［6］。在中國貿易與環境關系上，短期內貿易自由化會令中國的環境惡化，但長期中由于貿易帶來收入的提高，從而推動全社會對清潔環境質量的需求，貿易最終會起到遏制環境質量惡化的作用［7］。張連眾［8］等建立了貿易與環境污染關系的一般均衡理論模型，通過定量分析得出貿易自由化有利于改善我國環境的結論。

第三種觀點認為貿易對環境影響關系不明確。此觀點認為貿易在改變國際分工模式的同時也擴大了經濟規模，貿易通過影響產出結構、技術和環境政策對環境發揮方向、程度各異的影響［9］。貿易擴大了一國具有比較優勢的產業，由于很難確定擴大的出口部門造成的污染程度是否小于縮小的進口競爭部門減小的污染，因此要具體情況具體分析［10］。黨玉婷和萬能［11］通過相關研究發現我國對外貿易對環境影響的技術效應和結構效應為正，而規模效應則為負，故我國貿易發展不一定導致專業化生產產品污染密集度的增加。

需要進一步說明的是，學術界在分析貿易對環境影響結構效應時提出了污染避難所假說①污染避難所假說認為發展中國家的環境管制較為寬松，在污染密集型產業上具有比較優勢，貿易的發展將促使發達國家向發展中國家進一步轉移污染密集型產業。（Pollution Haven Hypothesis）和要素稟賦假說②要素稟賦假說認為污染密集型產業一般具有較高的資本密集度，發達國家資本充裕，所以在資本密集型產業上具有比較優勢，貿易的發展將增加發達國家環境的污染。（Factor Endowment Hypothesis），實際檢驗結果則隨研究對象、被解釋變量指標選擇不同而存在差異。Antweiler et al［12］基于跨國面板數據研究發現污染避難所效應與要素稟賦效應是同時存在的。傅京燕和周浩［13］對中國是否存在上述兩種效應進行了研究，結果發現以污染強度為被解釋變量的回歸結果支持污染避難所效應但不支持要素稟賦效應。彭水軍等［14］通過實證研究貿易開放與污染物排放的關系，發現對于SO2和煙塵指標，我國貿易開放中同時存在污染避風港效應和要素稟賦效應。

綜合現階段有關貿易與環境的文獻，由于研究對象、樣本期、解釋變量指標及研究方法的不同，從而得出不同的結論。另外，大部分文獻都采用靜態面板分析，極少考慮各省之間污染交互影響，同時在區域劃分上簡單依據地理標準而忽略了各省份間的經濟聯系，從而無法準確反映我國貿易與環境污染的關系的特點以及區域性差異。結合研究需要本文從以下方面做出改進：（1）采用動態面板估計方法，檢驗中國省際各污染物排放是否具有縱向動態影響；（2）借助空間計量經濟學方法，將各接壤省份污染排放量引入回歸模型，考察省際污染空間交互影響，以驗證各省污染物排放是否受到當期相鄰省份污染物排放水平影響；（3）在回歸模型中引入相關變量與貿易開放度的交叉項來進一步明確貿易對環境的影響，同時引入相應虛擬變量來檢驗污染避難所及要素稟賦假說在中國是否成立。

二、分析模型及數據解釋

（一）變量選取及模型設定

本文基于2003-2011年省際面板數據，借用Grossman and Krueger（1991）、Antweiler et al．（2001）的分析框架，并引用貿易開放度與人均收入、資本-勞動比的交叉項以分離出貿易對環境影響的收入效應及結構效應。一般情況下，研究貿易與環境關系的模型為：

其中，Pi，t代表i個省份在第t年的污染物排放量；Yi，t為第 i個省份在第 t年的人均收入；KLi，t為第i個省份在第t年的資本 -勞動比率；Ti，t為第i個省份在第t年的貿易開放度；εi，t為擾動項。

根據研究需要，我們在方程（1）的基礎上做相應處理建立以下回歸模型③模型中各變量的含義、取值、來源等詳細信息見本節“數據來源及變量說明”部分。：

其中，Pi，t-n為被解釋變量滯后項；Pi，t為省際交互影響項；INi，t表示第 i個省份在第 t年環境污染治理投資占該省份GDP的百分比；ln T×DUM_Y、ln T×DUM_KL分別為貿易開放度與人均收入、資本 -勞動比虛擬值的交叉項。根據設定，人均收入較高地區，貿易對污染排放的附加影響為δ，如δ＜0，則存在“污染避難所”效應，即在中國內部存在污染由高收入地區向低收入地區轉移的現象。同理，如μ＞0，則存在“要素稟賦”效應，即資本密集度高的省份越有可能成為污染密集型產業的集聚地。選取上述變量的原因是：（1）人均收入、貿易開放度會通過生產增加、結構變化等途徑影響污染物排放。（2）資本 -勞動比為以往研究中廣泛用于分析環境影響結構效應的有效指標，本文沿襲使用。（3）環境治理投資力度的加大會改善環境質量。（4）貿易主要通過提高居民收入、改變生產資本 -勞動比等途徑對環境產生影響，構造貿易開放度與人均收入、資本-勞動比的交叉項是為了考察貿易對環境影響的收入效應與結構效應。（5）由于地域、經濟聯系日益凸顯，特定省份的污染排放受到與其有著地理、經濟聯系的相關省份污染排放物的影響，本文增加了污染物排放省際交互影響項。此外，污染物的排放是一個動態連續的過程，受到各種因素的慣性影響，故本文在模型的解釋變量中增加被解釋變量的滯后項。

（二）估計方法

本文設定的實證分析模型有可能存在內生性問題。首先，為了考察污染物排放縱向動態影響，解釋變量中出現被解釋變量n＝2階滯后項，產生了與擾動項的相關；其次，模型中出現與貿易開放度有關的交叉項。內生性問題的存在導致傳統面板估計方法結果出現嚴重的偏誤，為得到一致的估計量，本文采用 Arellano＆Bover（1995）和 Blundell＆Bond（1998）提出的系統廣義矩估計法（SYS-GMM）。與普通工具變量相比，系統GMM可以估計不隨時間變化的個體效應系數，從而提高模型的估計效率。

（三）數據來源及變量說明

本文模型所需數據均來自相關年份的《中國統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》，由于重慶地區物質資本存量數據的缺失，本文將重慶并入四川作為一個省份來分析。故本文樣本為中國2003-2011年30個省、直轄市及自治區的面板數據，現將各變量的設定詳細說明如下：

1．污染物排放量P。本文取各污染物排放量作為衡量環境污染的指標，借鑒以往研究做法，本文選取工業廢水、工業SO2、工業煙（粉）塵這三個指標。

2．人均收入Y。本文采取人均地區GDP作為人均收入的替代，需要說明的是：在回歸方程（2）中，如人均收入的二次項系數，即α2＜0，則中國滿足符合倒U形的環境庫茨涅茲假說。

4．資本-勞動比KL。資本-勞動比為各省物質資本存量與各省分行業城鎮單位就業人員（年末數）之比。由于各省資本存量無法查到，本文在張軍［15］的估算基礎上采用永續盤存法對中國各省物質資本存量進行估算②張軍（2004）給出了中國各?。ú缓貞c市）1952-2000年的資本存量，后續學者在此基礎上進行了各種程度的補充。，計算公式為：Ki，t＝Ii，t+Ki，t-1（1-δi，t）。其中，Ki，t、Ki，t-1分別表示第 t期與第t-1期的資本存量，Ii，t表示第t期的固定資產投資額，δi，t表示第t期的折舊率，由于基年重慶尚未成為直轄市，無法得到后續各年物質資本存量數據，故將重慶與四川合并處理。

5．貿易開放度T。本文中我們用各省商品進出口總額占該省GDP的比重表示貿易開放度。在統計年鑒上查到的貿易原始數據單位為美元，本文在數據處理時采用年平均匯率將其轉化為人民幣。

6．污染治理投資所占比例IN。此指標即為各省環境污染治理投資占該省GDP比例，該數據直接來源于各年度《中國環境統計年鑒》。

7．虛擬變量。為研究需要，本文引入了兩個虛擬變量來考察貿易對環境影響的“污染避難所”效應及“要素稟賦”效應，分別為DUM_Y、DUM_KL其賦值規則為：DUM_Y以人均收入平均值為標準，高于平均值的省份賦值為1，其他省份為0；DUM_KL以資本-勞動比平均值為標準，高于平均值的省份賦值為1，其他省份為0。

為降低可能存在的異方差，以上所有變量都取對數進行分析，各變量以及各自的交叉項取對數后的統計性描述見表1。

表1 實證分析各變量的統計性描述

三、基于全國省際貿易與環境的動態空間效應實證分析

（一）計量模型的估計結果

本文利用David Roodman（2006）基于Stata軟件開發的Xtabond2程序，分析中國貿易對環境的影響。由于交乘項的存在，回歸變量間可能存在多重共線性問題，為此本文對各省貿易開放度（lnT）以及由其所形成交乘項的其他解釋變量本身及交乘項都進行了標準化處理，回歸結果見表2。

（二）計量模型的回歸結果分析

表2中，Sargan Test①Sargan檢驗原假設是過度識別約束有效，即工具變量的設定有效，估計結果合理。統計均無異常，表明工具變量選取有效，AR（1）、AR（2）②AR（1）、AR（2）原假設分別是不存在一階序列相關和二階序列相關，系統GMM要求差分方程誤差項不能存在二階自相關，但允許存在一階自相關。統計量說明殘差存在一階自相關，但不存在二階自相關，從而差分方程的矩約束是合理的。

表2的結果顯示，各污染物滯后一期的指標均在1%水平上顯著為正，（其中工業SO2的滯后二期在1%的水平上為正），這說明當期的污染物排放量在很大程度上受到上期，甚至是更早時期的影響，污染物排放量的慣性影響大，同時也表明了本文設定的動態回歸模型是必要的。模型回歸得到的污染物排放省際交互影響項的相關系數均不顯著，表明當期某省份污染物的排放不受其相鄰省份污染排放總量的影響。

接著我們考察反映直接結構效應的資本-勞動比例（ln KL）的系數，其對于工業廢水顯著為正，對工業煙塵顯著為負，對工業SO2為負，但不顯著。表明資本勞動比在影響我國省際不同污染物排放上存在著差異，即資本密集度越高，工業廢水排放量增加，而工業煙塵排放量減少。為進一步明確資本-勞動比的綜合影響效應，我們需考察資本-勞動比與貿易開放度交叉項的系數。對工業廢水而言，雖然直接結構效應（ln KL）的影響為0．529，但對外貿易引致的結構效應改善了環境（ln T×ln KL系數為-4．679），在控制其他變量情況下可得綜合效應為0．391③方程（2）中ln P對ln KL求偏導后的結果為0．529-4．679ln T，采用表1中ln T的均值代入可大致得到資本-勞動比對工業廢水的綜合影響為 0．391。，從而部分抵消了資本密集度提高引起工業廢水排放增加的負面效應。而對于污染治理投資占GDP比例（ln IN）而言，其只對工業SO2存在顯著的正面影響，對其他兩類污染物影響為負，但不顯著。這在一定程度上說明我國各省污染治理投資存在結構性問題，且投入—產出效率不高。中國現階段的實際情況往往是各省污染治理投資不以本省所面臨的實際環境污染作為參照，而在很大程度上受到行政安排的驅動，譬如本省今后如有大型政治、體育、文化活動，就會在當期甚至更早時期加大對環境污染治理的投資①譬如廣東為了迎接亞運會，在2010年投入了1416．2億元，占當年GDP比率為3．48%，明顯高過2009年的0．61%與2011年的0．62%。。

表2 對各污染物排放量的估計結果（2003-2011年）

關于貿易對環境的影響，我們分直接與間接兩個層面予以考察：在直接影響方面，貿易開放度對于工業廢水、工業SO2存在著顯著的負向影響，對工業煙（粉）塵的影響雖為正，但不顯著。這說明在本文考察期內（2003-2011年）我國貿易的發展在一定程度上有利于環境的改善，即貿易對環境存在顯著正面影響。貿易對環境的間接影響我們將通過分別考察ln T×ln Y、ln T×ln KL這兩個交叉項的系數進行分析。研究發現其對工業SO2的影響不顯著，且對工業廢水及工業煙（粉）塵的影響迥異。對工業廢水而言，ln T×ln Y、ln T×ln KL的系數分別為8．953和-4．679，且都在1%的水平上顯著。這就說明一方面貿易引起的人均收入提高帶來環境的惡化，即收入效應為負；另一方面，貿易引起資本-勞動比的變化在很大程度上改善了環境質量，結構效應為正。在控制其他變量的情況下，由于間接影響大于直接影響，從而使得貿易對環境的綜合影響為負②方程（2）中ln P對ln T求偏導結果為-3．612+8．953ln Y-4．679ln KL，同樣采取表1中各相關變量均值代入做大致推算得到綜合影響為正值，這說明貿易通過提高人均收入增長帶來環境惡化的程度遠遠大于貿易增長通過改善資本-勞動比而使得環境得以改善的程度。同時，此處談到的影響為負即指環境的惡化，影響為正則指有利于環境改善，以下同。。若以工業SO2、工業煙（粉）塵作為被解釋變量，則貿易對環境的綜合影響為正。

在表2中，對于工業廢水和工業SO2，人均收入的一次項顯著為正，二次項系數顯著為負，這表明人均收入與環境污染之間存在著倒U型曲線關系，庫茲涅茨假說在中國成立。下面將具體檢驗中國是否滿足污染避風港假說和要素稟賦假說：ln T×DUM_Y對于工業廢水和工業煙（粉）塵的系數都顯著，但正負相反。對于工業廢水來說，人均收入虛擬變量與貿易開放度的交叉項（ln T×DUM_Y）系數為負，說明與低收入省份相比，高收入省份工業廢水排放量少，這表明存在污染避風港效應，以工業SO2和工業煙（粉）塵為被解釋變量則體現不出此效應。同樣，對于工業煙（粉）塵，資本-勞動比與貿易開放度的交叉項（ln T×DUM_KL）系數為正，說明資本-勞動比高的省份工業煙（粉）塵排放量大，即存在要素稟賦效應，當以工業廢水為被解釋變量時，資本-勞動比與貿易開放度交叉項的系數為正但不顯著，工業SO2為被解釋變量時其系數為負，都不存在要素稟賦效應?？梢娢廴颈茱L港效應及要素稟賦效應均隨污染物選取不同而呈現出不同的結果。

四、分區域貿易與環境的動態空間效應實證分析

為進一步分析，本文將分區域研究中國貿易對環境的影響。與其他相關研究普遍采用“東、中、西”地理分類不同的是，本文采用從北至南的三大經濟圈（環渤海地區、泛長三角地區和泛珠三角地區）進行分區域研究①根據劃分，環渤海經濟圈包括北京、天津、河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東等9個省份；泛長三角經濟圈包括上海、江蘇、浙江、安徽、河南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個省份；泛珠三角經濟圈包括福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南、西藏等11個省份。。根據研究需要，本節在對ln W_P、DUM_Y、DUM_KL這三組數據根據經濟圈劃分進行了重新整理。具體的實證分析結果見表3。

由表3可知，各污染物的滯后一期影響當期污染物排放的效果與表2中省際分析結果并無二致，都呈現出顯著的正面作用，和表2稍微不同的是，環渤海地區及泛長三角地區污染物的滯后二期發揮了正向的影響作用。這更進一步說明了無論是按照省際還是分區域分析，各污染物排放是一個動態積累、縱向影響的過程。在各省間污染物相互影響上，表3中三個區域分別在不同污染物為被解釋變量的回歸中得到了較為顯著的系數，且諸多為負（只有泛珠三角地區中工業廢水的符號為正）。這說明在相同區域內，某個省份污染物排放量受到其相鄰省份該類污染物排放總量的正影響，可以理解為相鄰省份通過某種生產安排、經濟合作方式替本省分擔了污染物排放量，這也在一定程度上驗證了本文按照經濟聯系緊密程度以經濟圈劃分區域進行研究的合理性。

對于資本-勞動比（ln KL）對環境的影響，由于系數普遍為負，可發現資本密集度的提升有利于環境改善。進一步考察資本-勞動比與貿易開放度的交叉項系數，無論顯著與否都為負。這說明貿易引起正的結構效應進一步強化了資本-勞動比對環境的正效應，這與表2中省際分析中結果不同。由此說明了由貿易引起的產業結構調整及轉移在范圍較小、經濟聯系較緊密的區域內更加有效。

與表2所示結果一致，表3中ln T系數普遍為負（系數為正的不顯著），進一步說明了貿易不是引起我國環境惡化的直接及主要因素。同時貿易與人均收入、資本-勞動比的交叉項系數分別為正、負。這就說明在按經濟圈進行分析時，貿易的間接作用愈加明確：一方面，負收入效應造成了環境的惡化；另一方面，正結構效應改善了環境質量。

無一例外，表3表明在三大經濟圈內都存在人均收入與環境污染之間的倒U型曲線關系。但在污染避風港效應與要素稟賦效應上卻并不一致，通過對表3的分析，可以發現，環渤海地區與泛珠三角地區都有著明顯的污染避風港效應，而不存在要素稟賦效應；以工業廢水為被解釋變量，泛長三角地區存在明顯的污染避風港效應及要素稟賦效應，如若以其他兩類污染物作為指標，雖同時呈現這兩種效應，但不明顯。

五、結論與政策建議

本文基于2003-2011年中國30個省、直轄市及自治區的面板數據，通過省際分析并結合以三大經濟圈劃分的區域分析方式，采用動態面板模型和系統GMM估計方法，實證考察了貿易與工業廢水、工業SO2、工業煙（粉）塵等三類污染物排放量的影響。同時，考察了現階段中國是否滿足庫茲涅茨假說、污染避風港假說及要素稟賦假說等。本文的主要結論可概述如下：

首先，無論是從省際分析角度還是分經濟圈分析角度，污染物排放的滯后期對當期污染物的排放存在顯著影響，各污染物的排放是一個連續、累積的動態過程。在分經濟圈進行分析時，發現了某省污染物排放量受到其相鄰省份該類污染物排放總量的正影響的現象。

其次，從省際角度分析，資本-勞動比對環境的直接影響與污染物指標選取有關，對于工業廢水顯著為正，對工業煙（粉）塵顯著為負。同時，以資本-勞動比與貿易開放度交叉項衡量的間接作用則各自抵消其直接影響。從分經濟圈角度看，資本-勞動比的增加有利于污染物排放量的降低，同時間接作用則加強了這種效應。無論是從省際考察還是分經濟圈考察，污染治理投資占GDP的比重對環境改善基本上不發揮效應，這或許可歸因于中國環保投資安排結構的不合理。

?

再次，我國貿易發展趨向于改善環境質量，同時貿易又通過收入效應與產出結構效應對環境產生影響。在省際分析時，收入效應與結構效應隨污染物指標不同而不同；分經濟圈進行考察時，收入效應為負，結構效應為正。

最后，中國的人均收入與環境污染之間存在著顯著的倒U型曲線關系。對于工業廢水、工業煙（粉）塵指標，分別存在污染避風港效應和要素稟賦效應。在分經濟圈進行分析時，環渤海地區與泛珠三角地區都存在污染避風港效應，泛長三角地區對于工業廢水同時存在污染避風港效應以及要素稟賦效應。

基于上述結論，提出以下政策性建議：

（一）在可持續發展的原則上發展經濟、貿易，制定嚴格的環境保護政策，及時實施，并在實施過程中保持方向、力度的持續性，避免出現反彈。同時在政策制定、實施中要保證以環境保護為導向，使用環境污染治理投資、稅收等手段，讓企業承擔排污的負外部性，從而激勵其采用環境友好型的生產技術。

（二）優化產業結構。一方面，淘汰落后及高耗能產業，推進傳統產業技術升級，減少污染排放；另一方面，發揮區域合作優勢，在區域內合理安排、規劃產業布局，將傳統產業遷往不發達地區時應加大節能減排技術的推廣，避免出現污染外遷現象。同時，形成區域內產業、貿易的良性互動，各省污染排放、治理要統籌規劃，相互促進，杜絕局部地區污染集中現象出現。

（三）進一步改善出口結構。繼續控制污染密集型產業的出口規模，鼓勵清潔產品的出口，同時要積極引進外國先進的生產設備和技術。

（四）注重引導人們的環境保護意識，培育全社會對清潔環境、產品的需求，將“高額消費”轉變為環境友好型的“高質量消費”。激勵人們購買使用清潔生產技術生產的產品，從而促進廠商使用清潔技術進行生產，逆轉現階段貿易的負收入效應，形成及完善收入增長帶動環境改善的良性機制。

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