FTA環境保護規則如何影響出口貿易？*
——基于環境監管與環境標準分異視角的分析

王 俊 張鈺潔 葉林偉

提要：FTA環境保護規則能夠引導和規制國內產業發展，但影響機制復雜。本文以與我國簽訂自由貿易協定的20個國家為研究對象，選取2004—2018年產品層面的出口貿易數據，考察了FTA環境保護規則對我國出口貿易的影響。實證結果表明：FTA環境監管和環境標準均制約了出口貿易增長，但推動了出口產品質量升級；FTA環境標準對出口產品質量升級的推動作用更強。異質性檢驗發現，FTA環境保護規則更顯著地制約了污染密集型產品出口，更顯著地促進了清潔產品的質量升級；當貿易伙伴國的環境規制強度較高時，FTA環境保護規則對出口貿易規模的抑制作用和出口產品質量的推動作用更加顯著。

引 言

生態環境保護不只是一國內部事務，也是區域性乃至全球性公共事務。近年來，跨越國界的重大環境污染事件頻頻發生，對周邊國家的影響已不可小覷。比如，2020年8月日本油輪泄漏嚴重影響了毛里求斯等印度洋沿線國家的生態環境。可以說，以鄰為壑換不來獨善其身。因此，世界各國應秉承共商共建共享的理念，加強國際環境合作，統籌全球環境治理。1992年，聯合國環境與發展大會發布的《里約宣言》成為國際環境合作的標志性事件。環境保護是WTO的基本宗旨，在WTO《農業協議》《實施衛生與植物衛生措施協議》《技術性貿易壁壘協議》《服務貿易總協議》等協議中都設置了環境保護條款。

近年來，隨著多邊貿易進程受阻，貿易保護及單邊主義抬頭，世界各國紛紛加入了雙邊或區域自由貿易協定(FTA)，國際貿易規則也由“邊境”規則延伸至“邊境內”，呈現出明顯的“深度化”趨勢。環境保護規則逐步成為自由貿易協定談判焦點。(1)盛斌、果婷：《亞太區域經濟一體化博弈與中國的戰略選擇》，《世界經濟與政治》2014年第10期。文洋：《自由貿易協定深度一體化的發展趨勢及成因分析》，《財經問題研究》2016年第11期。中國政府本著對生態環境與資源保護高度負責任的態度，積極參與國際環境合作。中國-韓國、中國-新加坡等雙邊自由貿易協定和RCEP等區域自由貿易協定均設置了環境保護條款。

當前，學術界關于環境政策對出口貿易、出口二元邊際及出口產品質量影響的文獻不可謂不多，研究視角也深入到了產品層面及企業層面，但均沒有觸及FTA環境政策的影響效應。(2)M. Bu, Z. Liu, M. Wagner, X. Yu, “Corporate Social Responsibility and the Pollution Hypothesis: Evidence from Multinationals’ Investment Decision in China,” Asia-Pacific Journal of Accounting & Economics, No.1, 2013, pp.85-99. 盛丹、張慧玲：《環境管制與我國的出口產品質量升級——基于兩控區政策的考察》，《財貿經濟》2017年第8期。卜茂亮、李雙、張三峰：《環境規制與出口：來自三維面板數據的證據》，《國際經貿探索》2017年第9期。從理論上看，FTA環境保護規則與國內環境政策對出口貿易的影響存在一定的相似性。這兩類政策都能夠引導和規制國內產業發展，對國內污染產業具有威懾作用。但是，兩者的差異性也非常明顯。FTA環境保護規則相對于國內環境規制而言，法律約束力和影響程度相對較弱，需要依靠一定的傳導機制才能發揮作用，影響機制更加復雜，作用效果受到成員國的經濟發展水平、地理距離、制度環境等多種因素影響。(3)S. L. Baier, J. H. Bergstrand, “Economic Determinants of Free Trade Agreements,” Journal of International Economics, Vol.64, No.1, 2004, pp.29-63.

基于此，本文基于拓展引力模型，使用我國20個FTA貿易伙伴國HS6分位產品層面的數據，考察FTA環境保護規則對我國出口貿易的影響效應。相較已有文獻，本文的創新之處主要有以下三個方面：一是突破了在國內環境規制視域下討論貿易效應的研究范式，從FTA環境監管和環境標準分異視角分析兩者對出口貿易的影響；二是考察了FTA環境保護規則對不同類型產品與不同類型國家出口貿易產生的非對稱影響；三是使用多個度量指標和多種檢驗方法，檢驗FTA環境保護規則對出口規模及出口產品質量的影響。

一、理論假說

FTA環境保護規則體現在環境例外條款、環境技術合作、環境法律、環境產品市場準入、環境爭端解決機制等與環境保護直接關聯的條款，以及在投資條款、動物與植物衛生檢疫措施(SPS)、技術性貿易壁壘(TBT)、政府采購等條款中涉及環境問題的規則條款。從約束對象或約束程度來看，這些規則大致可分為環境監管和環境標準兩大類。這兩類環境保護規則對出口貿易的影響存在較大差異。

1.FTA環境監管與出口貿易。環境監管是一個國家或地區為確保環境權益而開展的監督、監測與綜合分析。FTA環境監管有別于國內環境監管，其執行過程大多需要建立專門的國際環境監管機構，并制定國際環境立法。比如，美國貿易代表辦公室專門成立了環境資源辦公室(ENR)，負責處理國外環境問題以及國外影響美國貿易利益時采取的環境措施。歐盟建立了環境污染問題立法以及環境執法、環境影響評價、環境信息、環境改善手段等一整套體系。簽署各類貿易協定時，各成員國均需依據《歐盟條約》對環境保護各項措施進行指導。更重要的是，國際環境監管的執行依賴于成員國有效執行環境法律和對環境相關標準的承諾。比如，北美自由貿易協定提出“為鼓勵貿易或投資承諾不減損國內環境法律”；美韓自由貿易協定規定，“通過削弱或減少在其環境法律賦予的保護來鼓勵貿易或投資的做法是不合適的”。FTA環境監管規則會增加一國法律執行成本以及企業環境遵從成本，不利于出口規模的提升。同時，加強環境監管對成員國起到了威懾作用，也會迫使國內企業改進技術和生產裝備，提升出口產品質量。

2.FTA環境標準與出口貿易。在FTA環境保護規則中設置環境標準，最初是為了協調不同國家建立相對統一的生產標準以及產品標準。(4)M. J. Benner, M. Tushman, “Process Management and Technological Innovation: A Longitudinal Study of the Photography and Paint Industries,” Administrative Science Quarterly, Vol.47, No.4, 2002, pp.676-706. S. Pekovic, S. Rolland, “Quality Standards and Export Activities: Do Firm Size and Market Destination Matter?” Journal of High Technology Management Research, Vol.27, 2016, pp.110-118.FTA環境標準有助于開發環保新技術、增加環保設施和降低國內環境監管失效。(5)G. Grolleau, L. Ibanez, N. Mzoughi, “Being the Best or Doing the Right Thing? An Investigation of Positional, Prosocial and Conformist Preferences in Provision of Public Goods,” Journal of Socio-Economics, Vol.41, No.5, 2012.FTA環境標準對公司融資、組織運營、創新創業等也會產生一定的積極影響。(6)H. Kaynak, L. J. Hartley, “Exploring Quality Management Practices and High Tech Firm Performance,” Journal of High Technology Management Research, Vol.16, 2005, pp.255-272. S. Pekovic, F. Galia, “From Quality to Innovation: Evidence from Two French Employer Surveys,” Technovation, Vol.29, No.12, 2009.當前，FTA環境保護規則中的環境標準已經演變為出口的“硬約束”，出口產品必須符合對象國環境標準，一定程度上制約了企業出口貿易的增長。當國際環境標準超出本國標準或者同一產品出口多個市場面臨多個標準時，出口企業將產生明顯的“遵從成本”。(7)F. O. Kareem, I. Martínez-Zarzoso, “Are EU Standards Detrimental to Africa’s Exports?” Journal of Policy Modeling, 2020, pp.1-16.但是，FTA環境標準也有可能推動出口產品質量升級。一是FTA環境標準可以向國外進口商及消費者傳遞有關產品性能、品質、安全等方面的相關信息，發揮“公共信號”作用，使一些不可觀測的環境信息更加公開化。(8)S. Pekovic, “The Determinants of ISO 9000 Certification: A Comparison of the Manufacturing and Service Sectors,” Journal of Economic Issues, Vol.44, No.4, 2010.二是設置國際環境標準能夠降低貿易壁壘帶來的不確定性，降低交易成本。三是高級別的環境標準可以幫助出口企業應對市場競爭帶來的挑戰。

當前，環境保護大多是在FTA協議文本的“序言”中被概括性地提及，用以表達環境合作的目標與意愿。因此，環境保護條款的承諾水平以及法律約束力相對較低，FTA環境監管規則對出口產品質量升級的影響程度相對較弱。相對于環境監管規則，FTA環境標準是出口的“硬約束”，對出口產品質量升級能夠產生更大的推動作用。基于此，提出假說1：

假說1：FTA環境保護規則將制約出口貿易增長，但可以推動出口產品質量升級；FTA環境標準是出口的“硬約束”，更有助于出口產品質量升級。

自由貿易協定會對出口貿易產生“創造效應”還是“轉移效應”，爭議仍然較大。(9)K. Kpodar, P. Imam, “Does a Regional Trade Agreement Lessen or Worsen Growth Volatility: An Empirical Investigation,” Review of International Economics, Vol.24, No.5, 2016, pp.949-979. E. S. Lim, J. B. Breuer, “Free Trade Agreements and Market Integration: Evidence from South Korea,” Journal of International Money and Finance, Vol.90, 2019, pp.241-256.爭議的根源在于，自由貿易協定自身特征以及成員國的地理、要素稟賦及制度等因素發揮著重要作用。(10)S. L. Baier, J. H. Bergstrand, “Economic Determinants of Free Trade Agreements,” Journal of International Economics, Vol.64, No.1, 2004, pp.29-63. T. Kohl, S. Trojanowska, “Heterogeneous Trade Agreements, WTO Membership and International Trade: An Analysis Using Matching Econometrics,” Applied Economics, Vol.47, No.33, 2015, pp.3499-3509.可以預見，FTA環境保護規則對出口貿易的影響將會在不同類型產品與不同類型國家中產生非對稱影響。

從產品層面來看，FTA環境保護規則會對不同污染密度產品的出口規模及出口產品質量產生不同的影響。出口企業為應對國內外環境規制，可能減少污染產品出口并增加清潔產品出口，將更多資源用于生產具有較高競爭力的產品。(11)A. B. Bernard, S. J. Redding, P. K. Schott, “Multiple-product Firms and Product Switching,” American Economic Review, Vol.100, No.1, 2010, pp.70-97. T. Mayer, M. J. Melitz, G. I. P. Ottaviano, “Market Size, Competition, and the Product Mix of Exporters,” American Economic Review, Vol.104, No.2, 2014.因而，FTA環境保護規則可能會激勵企業技術創新，推動企業采取更加清潔的技術和要素投入，使企業生產過程“清潔化”。相比較而言，由于污染密集型企業的出口會受到更大程度的制約，國際環境保護規則更有助于促進清潔產品出口及產品質量升級。

從國別層面來看，對于環境規制強度較低的國家，FTA環境保護規則將會產生明顯地環境遵從成本，削弱環境敏感產品的比較優勢，使當地企業面臨更加嚴峻的出口競爭壓力，進而產生巨大的出口轉移或破壞效應。對于環境規制強度相對較高的國家，FTA環境保護規則不僅不會影響本國企業的生產成本，還能幫助他們利用環境高標準優勢進入他國市場，產生較為顯著的貿易創造效應。與此同時，如果貿易伙伴國的環境規制強度較高，出口企業會面臨更加激烈的市場競爭，迫使企業通過研發新產品、購買國外新技術等途徑開發高質量產品。反之，企業技術改造動力不足，綠色技術創新和出口產品質量升級較為緩慢。基于此，提出假說2：

假說2：FTA環境保護規則對不同類型產品與不同類型國家的出口產生了非對稱影響。FTA環境保護規則更加顯著地制約污染密集型產品出口及產品質量升級；當進口國環境規制強度較高時，FTA環境保護規則能更加顯著地制約出口貿易規模增長以及更加顯著地推動出口產品質量升級。

二、實證模型與數據來源

(一)拓展的引力模型

本文在擴展引力模型的基礎上，加入FTA環境保護規則、國內環境規制等關鍵變量，構造如下計量模型：

EXThfit=α0+α1FTAhft+α2Herht+α3Ferft+α4lnDisthf+α5lnHgdpht+α6lnFgdpft+

α7Tariffhft+α8Langhf+α9Exchangehft+α10Deimft+εhfit

(1)

上式中的下標h、f、i、t分別代表：出口國(中國)、貿易伙伴國、產品和時間。其中，被解釋變量EXThfit包括了出口貿易規模(exporthfit)及出口產品質量(qualityhfit)。出口規模用t年國家h的產品i對f國的出口額對數值表示。出口產品質量的測算借鑒了施炳展等的需求信息反推法。(12)施炳展、王有鑫、李坤望：《中國出口產品品質測度及其決定因素》，《世界經濟》2013年第9期。構建CES效用函數如下：

(2)

式中的Ufit是進口國(f國)消費者在t年從產品i上獲得的效用水平，λfit與qfit分別代表在t年出口到f國的產品i的質量與數量，σift是產品間的替代彈性。由效用最大化條件可推出f國消費者在t年對產品i的需求函數：

(3)

式中pfit代表在t年出口到f國的產品i的價格，Pfit是與CES效用函數相對應的價格指數，Efit是指在t年f國對產品i的總支出。由上式可以看出，消費者對產品i的需求取決于產品i的質量以及價格。

對需求函數兩邊取對數，整理后得到以下回歸模型：

(4)

(5)

為方便對產品質量進行加總和跨期比較，對上式進行標準化處理：

(6)

其中max(qualityfit)和min(qualityfit)分別代表產品質量的最大值與最小值，標準化處理后的出口產品質量位于[0,1]區間內。

FTAhft表示FTA環境保護規則，包括環境監管和環境標準。其中，環境監管采用3個指標進行度量：(1)t年h國與f國簽訂的自由貿易協定環境條款是否有法律約束力(legal)。如果具有法律約束力的環境條款，則說明環境監督較強。將具有法律約束力的環境條款賦值為1，不具有法律約束力的環境條款賦值為0；(2)t年h國與f國簽訂的自由貿易協定中與環境相關條款數量(frequency)；環境相關條款數量越多，表明環境監督力度越大。(3)t年h國與f國簽訂自由貿易協定中是否具有獨立的環境章節(Chapter)。若包含了獨立的環境章節賦值為1，反之，Chapter=0。協定中有獨立的環境章節，表明環境保護的范圍比較廣泛，環境監督強度更高。FTA環境保護條款主要體現在衛生與動植物檢驗檢疫標準以及技術性貿易壁壘。為此，本文將環境標準(SPS)設置為t年h國與f國簽訂環境條款中是否包含衛生與動植物檢驗檢疫標準以及技術性貿易壁壘，若包含了上述兩個條款賦值為1，反之，SPS=0。

控制變量包括：(1)中國以及貿易伙伴國的國內環境規制強度(Her、Fer)，用人均二氧化碳排放量來衡量。(2)中國以及貿易伙伴國的實際GDP(Hgdp、Fgdp)，該變量的值越大，意味著市場規模越大，越有利于出口貿易規模增長。(3)兩國地理距離(Dist)，用伙伴國首都之間的地理距離表示。(4)關稅(Tariff)，用貿易伙伴國對我國征收的關稅稅率表示。(5)是否具有共同語言(Lang)，貿易伙伴國之間使用同一種語言或同一語系，貿易成本會相對較低，有利于雙邊貿易發展。(6)匯率(Exchange)，采用貿易伙伴國對人民幣的實際匯率。(7)伙伴國進口滲透率(Deim)，用伙伴國進口額占總產出的比重表示。該指標越高表明對外開放程度越深，企業面臨更為激烈的市場競爭。

(二)數據來源

本文選取了2018年之前與我國簽訂自由貿易協定的20個國家為樣本。產品層面數據來源于UNCOMTRADE數據庫的HS6分位數據，時間區間為2004—2018年，將關鍵指標缺失的數據剔除后，共得到3716種產品。國家層面的數據分別來源于BP世界能源統計數據庫、世界銀行數據庫、WTO數據庫、聯合國統計司(UNSD)數據庫、OECD數據庫、CEIC中國經濟數據庫。其中，2004-2014年人均二氧化碳排放量數據來源于世界銀行數據庫。2015-2018年人均二氧化碳排放量數據來源于BP世界能源統計數據庫、聯合國UNSD與OECD數據庫。2004-2018年的人均一次能源消費量來源于BP世界能源統計數據庫，部分缺失數據由世界銀行提供的一次能源消耗量計算得到。我國人均二氧化硫排放量與人均廢水排放量的數據均來自CEIC中國經濟數據庫，相對物價水平數據來源于世界銀行數據庫，關稅數據來源于WTO綜合數據庫，兩國地理距離的數據來源于CEPII數據庫。另外，自由貿易協定中的環境條款數據來源于中國自由貿易區服務網與聯合國國際貿易中心(ITC)的貿易條約地圖。5個污染行業SITC編碼包括：有機化學(51)、無機化學(52)、工業肥料(562)、其他化工原料(59)、紙漿和廢紙(251)、紙和硬紙板(641)、切割紙和紙板(642)、非金屬礦產品(66)、鋼和鐵(67)、銀和鉑(681)、銅(682)、鎳(683)、鉛(685)、鋅(686)、錫(687)以及其他非鐵金屬(689)。

三、實證結果分析

(一)基準結果分析

表1給出了FTA環境保護規則對我國出口規模影響的回歸結果。由表1可知， 4個指標的系數都在1%水平上顯著為負，這說明FTA環境保護規則對我國的出口貿易規模起到了顯著的負面影響。FTA對環境保護要求越嚴格，國內企業付出的治污費用和研發費用越高。企業生產成本的增加制約了我國出口貿易規模的增長。這一結果與Jug 和Mirza、Selim 和 Hakan的研究結論相一致。(14)J. Jug, D. Mirza, “Environmental Regulations in Gravity Equations: Evidence from Europe,” The World Economy, Vol.28, No.11, 2005, pp.1591-1615. C. Selim, M. Hakan, “Degree of Environmental Stringency and the Impact on Trade Patterns,” Journal of Economic Studies, Vol.33, No.1, 2006, pp.30-51.研究還發現，是否具有法律約束力環境條款和是否擁有獨立的環境章節等表征環境監管的指標對出口貿易的負面影響更大。

加入FTA環保規則變量后，我國和貿易伙伴國的環境規制強度回歸系數都在1%的水平上顯著為正。環境規制強度用人均二氧化碳排放量衡量。因此，人均二氧化碳排放量越高，意味著我國和貿易伙伴國的環境規制力度越弱，故而越有利于我國出口貿易增長。GDP和擁有共同語言這兩個變量與我國出口貿易規模有顯著的正相關關系；兩國間地理距離和貿易伙伴國的進口關稅的系數顯著為負。估計結果還發現，人民幣相對貶值有利于出口，進口國市場競爭程度越高越不利于我國出口貿易規模提升，這些都符合經驗事實。綜合來看，4個指標的系數都符合理論預期。

表1 FTA環境保護規則與出口規模的基準回歸結果

進一步考察FTA環境保護規則對我國出口產品質量的影響，回歸結果見表2。由表2可知，4個指標的系數都在1%水平上顯著為正，說明FTA環境保護規則與我國出口產品質量之間存在正相關關系，即實施FTA環境保護規則促進了我國出口產品質量升級。這一結果與盛丹和張慧玲、韓超和桑瑞聰等人的研究結論相一致。(15)盛丹、張慧玲：《環境管制與我國的出口產品質量升級——基于兩控區政策的考察》，《財貿經濟》2017年第8期。韓超、桑瑞聰：《環境規制約束下的企業產品轉換與產品質量提升》，《中國工業經濟》2018年第2期。表2第(4)列顯示，是否包含環境標準的系數為0.0014，明顯大于其他衡量指標。也就是說，相較環境監管，FTA環境標準更有助于提升出口產品質量。為達到相應的國際環境標準，出口企業往往會通過研發新材料、開發新技術、更新設備等方式增加技術開發和技術改造。FTA環境標準客觀上倒逼國內企業通過技術創新突破發達國家設置的“綠色壁壘”，有助于出口產品質量的提升。

表2 FTA環境保護規則與出口產品質量的基準回歸結果

由表1與表2的回歸結果可知，實施FTA環境監管和環境標準等國際環保規則均會制約我國出口貿易增長，但可以推動出口產品質量升級。而且，FTA環境標準促進出口產品質量升級的作用更加明顯。假說1得到驗證。

(二)內生性分析

為了解決基本回歸中可能存在的內生性問題，本文選擇工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行內生性檢驗。工具變量為貿易伙伴國簽訂的自由貿易協定總數量以及自由貿易協定中包含的環境條款總數量。表3報告了以出口貿易規模為被解釋變量的2SLS估計結果。回歸結果中，Kleibergen-Paap的LM統計量的p值都為0.0000，強烈拒絕了“不可識別”這一原假設。同時，Kleibergen-Paap Wald rk F統計量都遠遠大于10，表明不存在弱工具變量問題。4個指標的系數均為顯著負值，參數值與基準回歸結果較為接近，再次驗證了FTA環境保護規則對我國出口貿易規模增長的負面作用。被解釋變量為出口產品質量的回歸結果同樣通過了工具變量不可識別檢驗以及有效性檢驗，驗證了FTA環境保護規則對我國出口產品質量的正向促進作用。(16)由于篇幅限制，表3只報告了被解釋變量為出口規模的回歸結果。

表3 內生性檢驗結果

(三)雙重差分法(DID)檢驗

為了排除估計方法不當造成估計偏差，本文使用雙重差分法重新進行檢驗。由于貿易伙伴國與我國簽訂自由貿易協定的時間不盡相同，故而選取我國首次與發達國家簽訂FTA的2008年作為進行雙重差分檢驗的時間節點。2008年，與我國簽訂FTA的國家有新西蘭、秘魯和新加坡，以這三個國家為實驗組，建立如下計量模型：

EXThfit=α0+α1treated×time+Xt+μt+δf+εit

(7)

上式中的下標i、t、f分別代表產品、時間和出口目的國，被解釋變量EXT分別為出口貿易規模和出口產品質量。為方便對跨期產品質量進行比較和加總，出口產品質量采用標準化后的出口產品質量。treated為實驗組的虛擬變量，若該國在2008年與我國簽訂了FTA，treated=1；反之，treated=0。time代表時間虛擬變量，若年份大于等于2008年，time=1；反之，time=0。Xt表示控制變量，包括我國及貿易伙伴國的人均GDP水平、兩國間地理距離、關稅水平等變量。控制變量除關稅水平外都進行了對數化處理。μt代表時間固定效應，δf代表國家固定效應。

回歸結果見表4，被解釋變量為出口貿易規模時，交互項(treated×time)的系數顯著為負，驗證了基準回歸中FTA環境規制與我國出口規模之間的負相關關系；被解釋變量為出口產品質量時，交互項的系數都在1%水平上顯著為正。上述結果表明，FTA環境保護規則有利于出口產品質量的提升。這一結果與基準回歸結果基本一致，證明了基準回歸結果的穩健性。

表4 DID檢驗結果

續表4

四、異質性分析

(一)產品異質性檢驗

為了考察FTA環境保護規則對污染密集型產品出口貿易的制約作用是否更加顯著，在(1)式的基礎上加入交互項pollution×FTAhft，交互項系數反映了FTA環境保護規則對污染密集型產品出口的影響效應。將pollution設置成虛擬變量，若產品屬于污染密集型產品，令pollution=1；反之，pollution=0。關于污染密集型產品的劃分，借鑒Busse對污染密集型行業的劃分標準，(17)M. Busse, “Trade, Environmental Regulations and the World Trade Organization: New Empirical Evidence,” World Bank Policy Research Working Paper, No.3361, 2004.將污染治理與控制支出在總成本中占比大于1.8%的行業定義為污染密集型行業，即工業化學、紙和紙漿、非金屬礦產、鋼鐵、非鐵金屬五個行業，這些行業的產品為污染密集型產品。

表5中的第(1)至(4)列是以出口貿易規模為被解釋變量的回歸結果。(18)無論使用哪種衡量FTA環境條款的方式，并加入其與pollution的交互項后，我國及貿易伙伴國的人均二氧化碳排放量指標的系數仍顯著為正，再一次驗證了國內外環境規制對我國出口貿易規模有著顯著的負面影響。國際環境保護規則的系數均顯著為負，再次驗證了FTA環境保護規則對我國出口貿易規模的抑制作用。交互項系數均為顯著的負值，說明污染密集型產品的出口受到了更大程度的抑制。由于FTA環境保護規則對污染密集型產品產生了更高的環境“遵從成本”，降低了產品的市場競爭力，迫使企業放棄或者減少這類產品的生產和出口。第(5)和(6)列是以出口產品質量為被解釋變量的估計結果。文中以國際環境保護規則是否具有法律約束力(legal)代表國際環境監管，以是否包含環境標準(SPS)代表FTA環境標準。從回歸結果看，legal與SPS的參數值均顯著為正，再次驗證了FTA環境監督與環境標準對出口產品質量升級的正面促進作用。交互項的系數都在1%水平上顯著為負，說明FTA環境保護規則對污染密集型產品質量升級的影響效應弱于清潔產品。在世界各國加強環境保護的背景下，清潔產品具有更廣闊的市場前景。企業更愿意將有限的資源用于提高清潔產品的質量，使其更具競爭力。因此，FTA環境保護規則對清潔產品質量升級的影響作用更加明顯。

表5 產品異質性檢驗結果

續表5

(二)國家異質性檢驗

為考察FTA環境保護規則對不同類型國家的異質性影響，本文將貿易伙伴國分為環境規制強度高低不同的兩類國家，并按(1)式進行聚類穩健標準誤的聚類變量回歸。將樣本中污染排放量高于污染排放中位數的貿易伙伴國劃分到低環境規制國家，排放量低于污染排放中位數的貿易伙伴國劃分到高環境規制國家。從表6的回歸結果看，當貿易伙伴國為高環境規制國家時，FTA環保規則對出口貿易規模增長的抑制作用更大。這個結果與事實是吻合的。高環境規制國家對產品品質具有更高要求，提高FTA環境保護規則強度將顯著抑制出口到這些國家的產品數量。比如，近年來我國一些農產品因農藥殘留超標、黃曲霉毒素及沙門氏菌超標等問題而遭遇SPS措施，倒逼生產商提高產品質量。從第(2)和(4)列的回歸結果看，FTA環保規則對我國出口產品質量的促進作用仍然顯著。當貿易伙伴國為高環境規制國家時，FTA環保規則對我國出口產品質量升級的推動作用更加明顯。高環境規制國家往往也是經濟發達的高收入國家，出口到這些國家的廠商具有較高的生產率和產品質量，還可能通過出口的學習效應進一步提高產品質量。

表6 國家異質性檢驗結果

結合表5與表6的回歸結果，可以看出FTA環境保護規則更加顯著地制約污染密集型產品出口及出口產品質量升級。而且，如果貿易伙伴是高環境規制國家，FTA環境保護規則更加顯著地制約了出口貿易規模增長，FTA環境保護規則對出口產品質量升級的推動作用也更顯著。上述結果使假說2得到了驗證。

結 論

本文構建拓展引力模型，選取2004—2018年產品層面的出口貿易數據，檢驗了FTA環境保護規則對我國出口貿易的影響。結果表明：實施FTA環境監管和環境標準均會制約出口貿易增長，但可推動出口產品質量升級。而且，FTA環境標準相對于環境監管規則，更有助于出口產品質量升級。異質性檢驗顯示，FTA環境保護規則更加顯著地制約污染密集型產品出口及產品質量升級；當貿易伙伴國為高環境規制國家時，FTA環境保護規則更加顯著地制約了出口貿易規模增長，更加顯著地推動了出口產品質量升級。

基于理論假說以及實證研究結論，本文提出以下政策建議：第一，積極參與國際經貿規則的制定，建立與發展中國家經濟發展相適宜的“環境保護規則”。隨著發展中國家的興起，主要經濟體之間的力量對比發生變化，全球經濟治理體系正進行著深刻地轉換與調整。發達國家仍然期望在新一輪國際經貿規則制定中發揮主導作用，他們試圖將其國內的標準與規則推向全球，使之成為國際通行規則。為此，我國需要積極參與國際經貿規則的制定，發出“中國聲音”，著力推動建立與發展中國家經濟發展水平相適宜的國際環保規則。第二，加強國內環境規制、優化市場資源配置效率。我國仍需要進一步加強環境立法與完善環境執法，特別是加快地方環境法律法規的建設，加快淘汰落后產能并提高污染行業的環保標準，努力實現生產過程的“清潔化”；同時，地方政府應加強環境監管力度，對污染行為做到“零容忍”，確保資源配置不斷優化。第三，加快國內經濟結構的調整，實現全要素生產率驅動的發展模式。當前，我國經濟發展正處于由要素驅動向全要素生產率驅動的轉變期，通過實施供給側結構性改革和優化國內國際雙循環，積極擴大優質資源供給和提升企業生產效率，切實提高中國出口產品的質量和附加值，推動國際貿易高質量發展。