環境規制對我國進口貿易的影響

張雪梅，陳 浩

（蘭州理工大學 經濟管理學院，甘肅 蘭州 730050）

一、研究背景

隨著可持續發展理念的提出，世界各國都意識到環境規制的重要性，各國政府紛紛制定和實施了適合自己國家的環境規制，越來越多的學者開始研究環境規制對進口貿易的影響。

Siebert（1980）、Tobey（1990）及 Grossman，Kruger（1993）分別從理論和實證研究兩方面得出結論，認為進出口商品的種類和一國環境資源的相對豐裕度有關。[1-3]Cole和Elliott（2003）將一國的環境規制作為一種稟賦，分析了環境規制稟賦與對外貿易之間的關系。[4]Lovely和Popp（2011）討論了開放經濟條件下環境規制與技術和進出口貿易的關系，結果表明，大國環境規制的提升促進了技術創新，進而通過進出口貿易將環境規制成本轉嫁到其他國家消費者。[5]Grossman（1993）對環境規制與貿易模式的關系進行了實證分析。Levinson和Taylor（2001）[6]、Ederington 和 Minier（2003）[7]通過實證分析發現，環境規制的加強能導致進口的增加，且環境規制對貿易流向的影響顯著。Manderson和Kneller（2011）則認為環境規制沒能顯著地推動英國對外貿易的深入發展，環境規制對進口貿易影響甚微。[8]

我國大部分學者認為環境規制與進出口貿易之間存在一定的相關關系。徐淑萍（2002）、強永昌等（2006）、王玉婧（2010）基于不同的理論角度對兩者之間的關系進行了分析，認為環境規制對出口貿易有一定的影響。[9-11]尹顯萍（2008）基于中歐環境規制的差異及其貿易持續順差的現狀，對環境規制產生的貿易影響進行了實證分析，認為中歐環境規制指數與進出口指數存在比較穩定的相關性。[12]游偉民（2010）運用相同的方法實證了中美貿易環境規制對中美貿易的影響，同樣認為環境規制與進出口存在著穩定的相關性。[13]

二、實證分析

（一）模型建立及數據來源

本文采用我國工業污染治理項目完成投資額進行我國環境規制的評價指標（ER），對我國進口貿易的衡量采用我國的進口貿易額（IM）為衡量指標，用工業污染治理項目完成投資額和進口貿易額建立一元線性回歸模型IM=f（ER），分析環境規制對我國進口貿易的影響。模型如下：

由于考慮到變量存在異方差，所以對模型進行對數化處理，處理后的模型如下：

在該模型中，LNIM為被解釋變量，LNER為解釋變量，C為常數，β為LNER的回歸系數，表示工業污染治理投資完成額與進口貿易額之間的關系，β值為負，工業污染治理投資額與進口貿易額之間是負相關性，反之，兩者之間則為正相關性，μ為隨機誤差項。

本文采用我國國家統計局公布的1998—2012年我國的工業污染治理項目完成投資額和進口總額為依據，進行上述模型的參數估計。

（二）參數估計

通過Eviews3.1運用最小二乘法對模型進行估計，結果如表1所示。可知回歸方程為：

從回歸方程可知，β=1.408 406＞0，說明環境規制和進口貿易額同方向變動，在其他條件一定時，我國的環境規制強度每增加一個百分點，進口額平均增加1.408 406%。回歸方程的標準差S.E=0.254 734，說明回歸方程與各觀測點的平均誤差為0.254 734，決定系數R2=0.969 296，說明估計模型的擬合優度較高，解釋能力較強。

表1 回歸結果

（三）協整分析

首先運用Eviews3.1對數據LNEX和LNER進行ADF檢驗，分別檢驗兩組數據的平穩性和單整性，如表2所示。變量LNIM和LNER的ADF檢驗結果都分別大于顯著性水平為1%、5%和10%的臨界值，說明數據LNIM和LNER是非平穩時間序列數據。另外，LNIM和LNER的一階差分序列ΔLNIM和ΔLNER的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的臨界值，說明LNIM和LNER的一階差分序列是平穩序列。LNIM和LNER兩組數據都符合一階單整，表明兩者之間可能存在協整關系，為了進一步研究兩者之間是否存在協整關系，必須對模型的殘差序列進行平穩性檢驗，如果模型殘差序列是平穩序列，則說明LNIM和LNER之間存在協整關系，如果殘差序列是非平穩序列，則說明LNIM和LNER之間不存在協整關系。對殘差進行ADF檢驗，結果如表3所示。

表2 ADF檢驗結果

表3 殘差檢驗結果

殘差序列的ADF值為-3.437 867，小于顯著性水平為5%下的臨界值，所以殘差序列是平穩序列，從而說明LNEX和LNER兩者之間存在協整關系，也就是說我國的環境規制和進口貿易額之間存在長期的正相關關系。

（四）Granger因果檢驗

環境規制變量和出口貿易額之間存在協整關系，并不能說明兩者之間的因果關系，為了進一步研究兩者之間的因果關系，必須對LNEX和LNER兩個變量進行Granger因果檢驗。所以本文借助計量經濟軟件Eviews3.1對模型進行了滯后期為1期、2期、3期和4期的Granger因果檢驗，結果如表4所示。

從表4中的檢驗結果可以看出，在10%顯著性水平下，滯后期為1期時，LNER是引起LNIM變化的格蘭杰原因，隨著滯后期的增大，LNIM也變成引起LNER變化的格蘭杰原因，這說明，從短期來看，環境規制是我國的進口額變化原因，而我國進口額變化不是環境規制變化的原因；而從長期來看，一方面環境規制是我國進口額變化原因，另一方面，我國進口額也是環境規制變化的原因，即兩者之間存在相互影響的關系。

（五）結論

通過建立我國環境規制與進口總額的一元回歸模型，并進行協整檢驗、因果檢驗等一系列的檢驗和分析之后，可以從中得出如下結論：

1.我國環境規制與進口貿易呈正相關。以波特為代表的“波特假說”認為，一國的環境規制雖然會在短期增加企業的生產成本，但是從長期來看，環境規制會刺激企業進行技術創新，改進生產工藝，從而降低生產成本，贏得在國際競爭中的價格優勢，從而促進一國貿易的發展。從建立的一元回歸模型可以看出，環境規制變量前面的系數β=1.408 406＞0，說明我國環境規制和進口貿易額同方向變動，在其他條件一定的情況下，我國的環境規制水平提高會促進我國的進口貿易，即我國環境規制與進口貿易呈正相關。這說明“波特假說”在我國是成立的，如果我國想提高進口貿易，應該制定相對嚴格的環境規制政策。

2.我國環境規制與進口貿易之間具有長期的相互影響關系。本文通過對建立的一元回歸模型的協整檢驗和Granger因果檢驗，協整檢驗的結果是我國環境規制變量和進口貿易變量都是一階單整序列，而模型殘差是平穩序列，這說明兩個變量之間存在協整關系，我國環境規制以進口貿易之間存在長期影響關系。Granger因果檢驗的結果表明，短期來看，環境規制是我國的進口額變化原因，而我國進口額變化不是環境規制變化的原因；從長期來看，環境規制不但是我國進口額變化原因，進口額也是環境規制變化的原因，即兩者之間存在相互影響的關系。綜上所述，可知我國環境規制與進口貿易之間具有長期的相互影響關系。

三、政策建議

隨著經濟全球化時代的到來，世界各國經濟高速發展，中國的經濟發展也不甘落后，然而我國經濟的發展引起了嚴重的環境污染，給人民生活帶來很大影響，如何爭取處理環境和經濟發展的關系成為我國面臨的一大難題。黨和國家領導人站在時代的角度提出了科學發展觀，指出環境必須與經濟協調發展，不能為了發展而以犧牲環境為代價，實踐經驗告訴我們，也不能走先發展后治理的老路，必須環境與經濟共同發展。本文通過以相關理論為基礎建立環境規制和進口額之間的一元回歸模型對兩者之間的關系進行分析，針對我國目前在環境規制和進口貿易中存在的問題，提出以下建議：

（一）適當提高規制標準，促進進口貿易發展

環境規制與進口額之間存在正相關關系，因此加強環境規制，適當提高環境規制水平，發揮環境規制的作用，能夠促進我國對外貿易的發展。同時加強環境規制也是實現我國經濟社會可持續發展，加快向環境友好型社會轉變的途徑之一。

（二）環境規制政策的制定堅持合理、適度原則

環境規制政策過嚴，則會減少企業的利潤，減弱企業的技術創新的積極性，甚至還有可能是企業破產，環境規制政策過松也無法調動企業進行技術創新的積極性，所以合理適當的環境規制政策相當重要。環境規制政策直接影響著我國經濟的增長，對外貿易的發展，以及環境污染治理的效果，因此政府要權衡各方面利益，堅持適度原則制定合理的環境規制政策。

（三）鼓勵企業進行技術創新

我國是一個發展中大國，正處于社會主義初級階段，生產力水平還不高，企業的技術創新水平和發達國家相比，差距還很大。所以我國必須加大技術創新的激勵力度，充分調動起企業進行自主創新的動力，從而提高我國的整體技術水平，這樣有利于我國在競爭激烈的國際市場中占據優勢，有利于我國的長遠發展。

在政府制定環境規制政策的同時，企業自身應積極參與到環境保護和環境污染治理的大潮流中，積極繳納環境稅，進行技術創新，從根本上降低自身的生產成本，不能通過偷稅、漏稅等旁門左道的方式降低企業生產成本。企業應該積極的承擔其自身應該承擔的社會責任，為社會環境保護積極采取應該采取的措施，為社會貢獻自己的一份力量。

[1]SiebertHorst，J，Eichberger R.Gronych，R.Pethig.Tradeand Environment：A Theoretical Enquiry[M].Elsevier Scientific publishing Company，New York，1980.

[2]Tobey JA.The effects of domestic environmental policies on patterns of world trade：an empirical test[J].Kyklos，1990，43（2）：191-209.

[3]Grossman G.M.，Krueger，A.B.Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement.Working Paper No.3914.National Bureau of Economic Research.1991；In：Garber，P.（Ed.），The Mexico-LJ.S.Free Trade Agreement[M].MIT Press，Cambridge MA：13-56.1993.

[4]Cole，Matthew A.，Elliott，Robert J.R.Do Environmental Regulations Influence Trade P atterns，Department of Economics，University of Birmingham，Discussion paper 0310.2003.

[5]Mary Lovely，David Popp.Trade，Technology，and the environment：Does access to technology promote Environmental regulation?[J].Journal of Environmental Economics and Management，2011（61）：16-35.

[6]Levinson，Arik，Taylor，Scott.Trade and the Environment：Unmasking the Pollution Haven Effect.NBRE，2001.

[7]Ederington.J.，Minier.J.Is environmental policy a secondary trade barrier?An empirical analysis[J].Canadian Journal of Economics，2003.

[8]Kneller R，Manderson E.Environmental regulations and innovation activity in UK manufacturing industries[J].Resource and Energy Economics，2012，34（2）：211-235.

[9]徐淑萍.環境標準對市場準入的影響——兼論中國的環境標準現狀及應取的對策[J].安徽大學學報：哲學社會科學版，2002（2）：66-70.

[10]強永昌等.環境規制與中國對外貿易可持續發展[M].上海：復旦大學出版社，2006.

[11]王玉婧.出口貿易增長與環境質量的實證分析——基于天津市的研究[J].對外經濟貿易大學學報，2010（4）：44-51.

[12]尹顯萍.環境規制對貿易的影響——以中國與歐盟商品貿易為例[J].世界經濟研究，2008（7）：42-46，88.

[13]游偉民.環境規制對中美貿易影響的實證分析[J].經濟問題，2010（10）：58-61.