環境規制對制造業出口貿易影響的動態分析

■ 劉雨蓓（湖南大學經濟與貿易學院 長沙 410079）

引言

改革開放以來，我國依靠低價產品的出口極大地推動了對外貿易的迅猛發展，但隨著工業化進程的加快，傳統的粗放型、資源消耗型的經濟發展模式帶來的弊端日益嚴重。2012年，我國工業廢水排放量221.59億噸，工業廢氣排放總量635519億立方米，工業固體廢物產生量33.25億噸，分別達到了2000年的1.16倍、4.6倍和4.07倍。我國有23.9%的出口企業受到國外綠色壁壘或技術壁壘的影響，導致全年出口貿易直接損失685億美元，比2011年增加62.4億美元。環境保護與出口貿易增長的矛盾日益突出，資源相對短缺、生態環境脆弱、環境執政能力的缺乏以及國際市場準入門檻的不斷提高越來越成為阻礙我國出口貿易增長的嚴重問題。因此，加強環境規制、減少環境污染已經成為社會各界的普遍共識和關注焦點，越來越多的研究者也開始關注環境規制和出口貿易間的關系。

由于研究手段、方法及對象的不同，學術界的觀點出現了分歧，大致可以分為三類。以新古典經濟學理論為基礎的傳統學派認為，環境規制會導致環境成本內部化，進而抑制出口貿易的增長。如Van Beers和Van den Bergh（1997）用引力模型對OECD國家的三種雙邊貿易流進行實證分析，發現總體貿易流中的環境規制水平與出口具有反向關系；周力等（2010）證實了環境規制通過技術、規模、結構三大傳導機制對我國目前的成本價格型貿易競爭優勢的終端影響是負向的。而以Porter為代表的修正學派卻認為，適當的環境規制會激勵企業進行技術和管理創新，進而促進出口貿易的增長。如Alpay等（2002）發現遭受更嚴格環境規制的企業會通過創新或降低污染排放度并出售多余排放額度的方式來抵消環境規制所帶來的成本的上升；陸（2009）主張適度提高環境規制水平有利于污染密集型行業的出口增長；董敏杰等（2011）發現在我國環境規制趨嚴的情況下，污染密集型產業出口額占總出口額比重不降反升。此外，還有一部分的學者主張環境規制與出口貿易的相關性不顯著。如Tobey（1990）認為環境保護強度的變化并不會改變國家之間原有的貿易格局；段瓊和姜太平（2002）證明了環境強度與國際貿易出口并無顯著性關系。

從以上文獻可以看出，環境規制的出口效應具有不確定性，除了不同文獻所選取的研究方法、對象、時段、數據來源，以及選用的衡量指標和測度方法不同這一原因外，更重要的是多數文獻僅選用環境規制強度變量來代表環境規制，而其僅為影響出口貿易的主要原因之一。鑒于此，筆者在前人研究的基礎上，構建了包括環境要素稟賦的HOV模型，并將環境規制區分為環境規制效率和環境規制強度兩個變量，實證研究了我國國內環境規制對制造業出口貿易的影響情況。

模型構建及變量說明

（一）HOV模型的構建與擴展

考慮到不同行業的個體特征和要素稟賦對出口貿易額的影響不同，本文的實證分析采用了Tobey（1990）提出的Heckscher-Ohlin-Vanek（HOV）模型。在以兩個國家、兩種商品和兩種生產要素為前提的H-O理論的基礎上，HOV模型將其向多國家、多商品、多要素的方向延伸，其基本形式為：

其中，EXit表示i行業在第t年的出口貿易量，表示t年i行業的第k種要素稟賦量，bk表示第k種要素稟賦變化對i行業出口貿易量直接影響的估計系數，c是截距，μit是隨機擾動項。

本文主要研究環境規制和要素稟賦對制造業各行業出口貿易量的影響，因此在原有的物質資本稟賦（PCE）、人力資本稟賦（HCE）的基礎上，將環境規制視作環境要素稟賦加入到上式。為了更好地研究環境規制對出口貿易的影響，筆者將環境規制分為了環境規制效率（ERE）和環境規制強度（ERS）兩個變量，其中環境規制效率反映了環境規制對環境承載力的影響程度，而環境規制強度則代表一國或地區環境規制的嚴格程度。

鑒于出口貿易額變化還與其他因素密切相關，本文加入技術創新（RD）作為控制變量，以體現各個變量間的相互關系與變化趨勢。此外，為消除被解釋變量數據波動劇烈和異方差的影響，并不改變變量的主要特征，需要對變量進行對數化處理，但鑒于本文采用主成分分析法得出的環境規制強度變量中有負值，且環境規制效率大多小于1，均不適合取其對數形式，因為筆者單對被解釋變量取對數，建立半對數回歸模型，得到模型（1）：

鑒于環境規制強度對出口貿易的影響可能具有時滯性，當期的規制強度不一定能夠立即發揮作用，故筆者創建了另一個模型，以環境規制強度的一階滯后項作為解釋變量，替代當期的環境規制強度，模型（2）的形式如下所示：

（二）變量選取與數據來源

本文圍繞我國的制造業展開實證分析，其中各類污染物排放數據來自歷年的《中國環境統計年鑒》，出口貿易的數據來源于歷年的《中國海關統計年鑒》，該年鑒按照國際通用的國際貿易標準分類法進行分類統計，與《中國環境統計年鑒》中運用的國民經濟行業分類體系存在較大差異。為保證數據的連續性與行業名稱的一致性，筆者進行了適當的行業對接，合并了部分行業，刪除了部分數據匹配性弱且較難獲得數據的行業，最終得到20個制造業，分別為：食品、飲料及煙草制造業，紡織品及服裝、鞋、帽制造業，皮革、毛皮、羽絨及其制品業，木材加工及竹藤棕草制品業，家具制造業，造紙及紙制品業，石油加工、煉焦及核燃料加工業，化學原料及化學制品制造業，醫藥制造業，橡膠及塑料制品業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉及延壓加工業，有色金屬冶煉及延壓加工業，金屬制品業，通用設備制造業，專用設備制造業，交通運輸設備制造業，電氣機械及器材制造業，計算機、通信及其他電子設備制造業，儀器儀表及文化辦公用機械。

表1 內生性檢驗

1.環境規制效率。由于普通的SBM模型對有效率的決策單元DMU的效率均會評價為1，此時它們之間無法比較效率大小，過多的有效決策單元可能會導致回歸的結果不準確。為了能對其繼續做出評價，本文將SBM模型與Andersen和Petersen（1993）提出的超效率DEA模型相結合，在SBM模型的基礎上將決策單元排除在參加集外，轉變為超效率SBM模型，用DEASolver Pro 5.0軟件計算得出各行業的環境規制效率值。環境規制效率的要素投入指標包括三項，即行業“三廢”治理設施數、行業“三廢”治理設施運行成本和行業能源消耗總量。期望產出指標為各行業的工業總產值，非期望產出指標用工業廢水排放量、固體廢物排放量、煙塵排放量和SO2排放量來衡量。

2.環境規制強度。鑒于單項指標無法全面精確地反映環境規制的強度，本文參照趙細康（2003）的做法，基于各行業的實際污染指標創建了一個綜合指標體系，來衡量環境規制強度這一主要解釋變量?？紤]到我國各類污染物排放的嚴重程度及其數據的可得性，本文選取了廢水排放達標率、工業SO2去除率、工業煙塵去除率、工業粉塵去除率、固體廢物處置率和固體廢物綜合利用率這6個單項指標來衡量環境規制強度。鑒于各項指標間有較為明顯的相關性，本文采用SPSS20.0軟件做主成分分析法對其進行處理與計算，得到各行業的環境規制強度。

3.物質資本稟賦。本文以各行業資本存量與其全部從業人員平均數之比來替代物質資本稟賦變量，其中資本存量以2001年為基期，遵循“永續盤存法”來估算。工業各行業固定資產折舊率利用當年折舊與前期固定資產原值之比近似得到。以上數據均來自于歷年《中國工業經濟統計年鑒》和《中國統計年鑒》。

4.人力資本稟賦。本文借鑒祝樹金和涂志敏（2012）的方法，用分行業大中型工業企業科技活動人員數占其對應的全部從業人員年平均數的比重來衡量人力資本稟賦?？萍蓟顒尤藛T數來自歷年《中國科技統計年鑒》，從業人員平均數來自《中國統計年鑒》。

5.技術創新。祝樹金和涂志敏（2012）采用各行業科技活動經費內部支出占行業工業增加值的比重來計算技術創新。鑒于分行業工業增加值的數據僅統計到2007年，之后便再無記錄，本文以分行業工業總產值替換工業增加值，用分行業科技活動經費內部支出占其對應的工業總產值的比重來替代技術創新變量，數據來自歷年《中國科技統計年鑒》。

實證分析

國內外多數研究者認為，環境規制可能存在內生性問題，即環境規制是出口貿易的解釋變量，與此同時出口貿易也是環境規制的解釋變量。本文計算環境規制指標時采用的是實際污染排放數據，其程度取決于企業對污染的控制成本，這會對企業的凈出口產生影響，而企業的凈出口也會反過來影響其污染排放量，因此本文的環境規制指標可能存在內生性。為保證實證結果的可靠性，在對面板模型進行回歸前，筆者先遵循Wooldridge（2002）提出的Durbin-Wu-Hausman檢驗對文中的兩個環境規制指標是否存在內生性進行檢驗。兩個模型的回歸結果如表1所示。

可以看出，當以ERE變量作為內生變量時進行檢驗時，兩個模型所得到的殘差的P值均大于0.05，殘差項回歸系數不顯著，因此ERE變量屬于外生變量。而對于變量ERS和ERS（-1），當其作為內生變量進行Hausman檢驗時，回歸得到的殘差所對應的P值均小于0.05，ERS和ERS（-1）變量均具有較強的內生性。

綜上，兩個模型中均具有內生性解釋變量。筆者選用一階差分GMM的兩階段最小二乘估計來消除這一影響，并通過Sargan檢驗來驗證所選取的工具變量是否合適。估計結果如表2所示。可以看出，在任何置信區間內，模型（1）的ERS和HCE變量均不顯著，故該模型設定有誤；而模型（2）包括截距項在內的所有解釋變量的回歸系數均在1%的顯著性水平上通過了z檢驗，因此該模型各變量的回歸系數是有效的。繼續分析模型（2），其Wald檢驗的p值為0，表明模型（2）總體線性關系顯著，選取的各變量均能在一定程度上解釋出口貿易額的變動；Sargan統計量的P=0.2405＞10%，接受一階差分GMM的兩階段最小二乘估計中“模型過渡約束正確”的原假設，即工具變量不存在過度識別現象，所構建的模型是有效的。

根據表2可知，當解釋變量為當期的環境規制強度時，在任何置信區間內該變量均不顯著，而當將其置換為滯后一期的環境規制強度時，各變量的回歸系數均通過了1%置信水平下的z檢驗。這表明環境規制強度具有時滯性，當期的規制強度對當期出口貿易的影響很小，但其對下一期的出口貿易額有著顯著的正向影響。此外，環境規制效率也與出口貿易額顯著正相關，這說明環境規制是影響我國出口貿易的重要指標，環境規制高的行業，所對應的出口貿易額也大。從經濟意義上來說，現階段我國國內環境規制水平的提高會在一定程度上促進制造業出口貿易的增長。這主要是因為目前我國所采用的環境規制政策工具能夠有效地達到預期治理目標，嚴格且合理設置的環境標準雖然導致制造業各行業的環境規制成本增加，但更大程度上激勵了各行業進行綠色技術創新，有效的創新使得成本降低，產品競爭力增強，突破發達國家構筑的綠色貿易壁壘，出口貿易得以擴大。該結果也在一定程度上證實了“波特假說”在我國環境規制實踐過程中的存在。

表2 估計結果

對于其他要素稟賦而言，物質資本稟賦在1%的置信水平上顯著為正，每增加1單位的物質資本將會導致出口貿易額增加0.0378%單位。我國是勞動密集型國家，對物質資本的投入相對較少，因此物質資本稟賦對出口貿易的影響程度不及環境規制，但目前我國的對外貿易結構正處于從勞動密集型向資本密集型過渡的轉型時期，對固定資產的投入逐步增加，物質資本在我國出口貿易中占據的地位也逐漸上升。與物質資本稟賦不同，在本文的實證結果中，人力資本稟賦對于出口貿易有著顯著的負效應，且影響程度不及其他變量。究其原因，本文的人力資本稟賦變量反映的是分行業大中型工業企業科技活動人員的占比情況，這表明我國目前科技活動人員科研素質參差不齊，整體科研水平較低，部分企業的人力資本尚處于剛性或僵化狀態，因此制造業整體人力資本利用率不高，致使人力資本稟賦對出口貿易的影響微弱。

技術創新作為當今社會企業提高自身國際競爭力極為重要的手段，其對出口貿易的影響也顯著為正，1單位技術創新變量的增加會造成0.179%單位出口貿易額的提升，可見“科學技術是第一生產力”在貿易領域仍然適用。但與人力資本稟賦變量相比，技術創新變量反映的是分行業科技活動經費內部支出的占比，同樣作為企業科技活動的一部分，人力資本稟賦卻影響甚微，這表明現階段我國許多企業的出口貿易增加是依賴高額的活動經費支出來實現的，而非科技人員高效率的創新，這也是今后我國行業出口貿易額增長的重要課題之一。

結論與建議

本文通過對20個制造行業2001-2012年的面板數據進行實證檢驗，分析了我國國內的環境規制和要素稟賦對出口貿易的影響，發現環境規制效率對出口貿易有顯著的正效應，而環境規制強度在短期內卻不能立即發揮作用，但在長期內，適當的環境規制強度會促使企業進行技術創新和管理創新，從而使企業出口貿易額增多。我國應順應全球“低碳”的呼聲，加強完善環境規制制度建設，實行低碳經濟。但在此同時也要有針對性地實施與不同行業特征相適應的多元環境規制政策，提升市場型與自愿型環境規制的比例。此外，還需進一步優化出口貿易結構，將發展重點由污染密集型行業向清潔型行業轉移，減少污染密集型產品的出口，以減少與環境相關的貿易摩擦，提升我國出口產品的國際競爭力。

通過對要素稟賦的分析，本文得出物質資本稟賦與出口貿易正相關，但人力資本稟賦卻對出口貿易具有較小的負效應；而在對技術創新變量的分析中，筆者發現，如今我國制造業的出口貿易增加大多是依賴高額的科研活動經費來實現的，而非科技人員高效率的創新。因此，一方面我國應加大對科研人才的培養力度，健全科研創新激勵機制，以激發企業和個人科研創新的動力，培養更多高素質的科研人才隊伍；另一方面還應不斷加強物質資本和人力資本的投入，提高資本利用率和技術應用水平，將資本和技術投入最大程度的轉換為生產力和國際競爭力。

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