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[摘要]基于1990-2005年中國(guó)29個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，選取三種污染指標(biāo)，就貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境的影響因素進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析后表明：貿(mào)易自由化帶來(lái)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大和資本密集型產(chǎn)業(yè)的增加(結(jié)構(gòu)效應(yīng))都加大了我國(guó)的污染排放，但其給中國(guó)帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步，則降低了國(guó)內(nèi)的污染排放強(qiáng)度，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的總效應(yīng)正負(fù)取決于選取的污染指標(biāo)。

[關(guān)鍵詞]規(guī)模效應(yīng)；結(jié)構(gòu)效應(yīng)；技術(shù)效應(yīng)；要素稟賦；“污染天堂”

一、引言

分析貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響常用的一種方法，是將貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響分解為規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)三種效應(yīng)。這種分解方法最初是由GrossmanandKrueger(1991)提出的，現(xiàn)已經(jīng)被眾多學(xué)者采用。

國(guó)際上關(guān)于貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的實(shí)證研究，已經(jīng)取得突破性進(jìn)展。借鑒GrossmanandKrueger(1991)的思想，Antweiler等(2001)建立了一個(gè)理論模型，將貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染的影響分為規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，并采用全球43個(gè)國(guó)家108個(gè)城市的二氧化硫濃度數(shù)據(jù)對(duì)這三種效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。在此基礎(chǔ)上，ColeandElliott(2003)對(duì)模型加以改進(jìn)，進(jìn)而采用跨國(guó)污染物排放數(shù)據(jù)去檢驗(yàn)貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響，并重點(diǎn)分析了貿(mào)易對(duì)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響因素。

國(guó)內(nèi)在這方面的研究較少。張連眾、朱坦等(2003)采用Antweiler等(2001)的模型，基于中國(guó)2000年31個(gè)省市二氧化硫排放量的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明，規(guī)模效應(yīng)加劇我國(guó)的環(huán)境污染程度，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)將降低我國(guó)的環(huán)境污染程度，貿(mào)易自由化有利于我國(guó)的環(huán)境保護(hù)。蘭天(2004)采用同樣的模型對(duì)中國(guó)貿(mào)易開(kāi)放對(duì)環(huán)境的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并且得到了與張連眾、朱坦等(2003)基本一致的結(jié)論。李斌等(2006)對(duì)Antweiler等(2001)的模型加以改進(jìn)，并用我國(guó)各省的二氧化硫數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，最終得出貿(mào)易有利于環(huán)境的結(jié)論。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究采用的模型大多比較簡(jiǎn)單，且主要針對(duì)貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的三種效應(yīng)的度量，并沒(méi)有就每種效應(yīng)具體展開(kāi)分析。基于此，本文采用中國(guó)1990-2005年29個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，參考ColeandElliott(2003)的模型對(duì)貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)環(huán)境的影響進(jìn)行深入分析，同時(shí)對(duì)要素稟賦假說(shuō)和“污染天堂”假說(shuō)在中國(guó)的存在性進(jìn)行驗(yàn)證。

二、模型設(shè)定及變量說(shuō)明

(一)模型

參考ColeandElliott(2003)的模型，結(jié)合中國(guó)具體情況和本文實(shí)證目的，得到本文使用的模型：

其中，k、t分別表示地區(qū)、年份；Ekt表示污染指標(biāo)，用人均污染排放量表征(文中根據(jù)需要也采用污染密集度)；KLkt表示資本勞動(dòng)比率；Ikt表示人均收入；Okt表示貿(mào)易開(kāi)放度，用貿(mào)易依存度表征；D是一個(gè)時(shí)間趨勢(shì)變量。RKLkt和RIkt分別表示相對(duì)資本勞動(dòng)比率和相對(duì)人均收入。

對(duì)上述模型各變量含義加以說(shuō)明：

(1)資本勞動(dòng)比率KL代表結(jié)構(gòu)效應(yīng)。加入資本勞動(dòng)比率的平方項(xiàng)KL2是考慮到資本積累對(duì)環(huán)境邊際效應(yīng)遞減。如果β1>0且β2<0，則說(shuō)明隨著資本勞動(dòng)比率的增加，環(huán)境污染排放以遞減的速度增加。反之，如果β1<0且β2>0，環(huán)境污染排放隨資本勞動(dòng)比率增加而減少。理論上，隨著資本勞動(dòng)比率的增加，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化，即由清潔產(chǎn)業(yè)向污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化，導(dǎo)致污染增加。

(2)人均收入I代表規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)。人均收入項(xiàng)的系數(shù)可能為正也可能為負(fù)，因?yàn)樵谝话闱闆r下，規(guī)模效應(yīng)對(duì)環(huán)境影響為正，技術(shù)效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響為負(fù)，因此當(dāng)規(guī)模效應(yīng)大于技術(shù)效應(yīng)時(shí)，總效應(yīng)為正，反之為負(fù)。另外，模型中人均收入的平方項(xiàng)表示人均收入對(duì)環(huán)境的遞減效應(yīng)，同時(shí)與環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的含義也保持一致。

(3)貿(mào)易開(kāi)放度O代表貿(mào)易對(duì)環(huán)境的總效應(yīng)。ORKL是變量O和相對(duì)資本勞動(dòng)比率RKL的乘積，表示要素稟賦動(dòng)因引起的貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響，ORI是變量O和相對(duì)收入RI的乘積，表示“污染天堂”動(dòng)因引起的貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響。

要素稟賦假說(shuō)認(rèn)為，其他條件相同情況下，資本要素充裕的國(guó)家將出口資本密集型產(chǎn)品(污染密集型產(chǎn)品)，勞動(dòng)要素充裕的國(guó)家將出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品(清潔產(chǎn)品)，因此，當(dāng)相對(duì)資本勞動(dòng)比率增加時(shí)，污染增加。“污染天堂”假說(shuō)認(rèn)為，如果各個(gè)國(guó)家除了環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)之外，其他方面的條件都相同，那么污染企業(yè)會(huì)選擇在環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)較低的國(guó)家進(jìn)行生產(chǎn)，這些國(guó)家就成為了“污染天堂”。因此，當(dāng)β6<0時(shí)，表示要素稟賦假說(shuō)存在，當(dāng)β7>0時(shí)，表示“污染天堂”假說(shuō)存在。

需要說(shuō)明的是，當(dāng)模型(1)的被解釋變量采用人均污染排放量時(shí)，解釋變量人均收入項(xiàng)代表規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)，但如果被解釋變量采用污染密集度對(duì)上述模型重新估計(jì)，人均收入項(xiàng)對(duì)污染密集度的影響只體現(xiàn)技術(shù)效應(yīng)。因此本文將人均污染排放和污染密集度分別作為模型的被解釋變量，先對(duì)規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)后單獨(dú)估計(jì)技術(shù)效應(yīng)。

(二)變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的樣本數(shù)據(jù)為1990-2005年(1996年和1997年除外)29個(gè)省市(西藏除外，重慶市數(shù)據(jù)計(jì)入四川省)的數(shù)據(jù)，下面就被解釋變量和解釋變量分別說(shuō)明。

(1)被解釋變量

被解釋變量包括三種污染物的人均污染排放量和污染密集度，參考Antweiler等(2001)的選取標(biāo)準(zhǔn)，本文選取的污染物分別是二氧化硫、廢水和煙塵。

各省市污染物的人均排放量分別由各省市的污染物排放總量除以總?cè)丝跀?shù)得到。由于1996年和1997年只有工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)，缺乏生活污染排放數(shù)據(jù)，故本文選取的統(tǒng)計(jì)時(shí)段為除1996和1997年以外的1990-2005年，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)自相應(yīng)各年的《中國(guó)環(huán)境年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。各省市污染物的污染密集度等于各省市污染物排放總量與地區(qū)生產(chǎn)總值之比。

(2)解釋變量

需要說(shuō)明的變量包括資本勞動(dòng)比率KL、人均收入I、貿(mào)易開(kāi)放度O、相對(duì)資本勞動(dòng)比率RKL、相對(duì)人均收入RI和時(shí)間趨勢(shì)變量D。

各省市的資本勞動(dòng)比率KL等于各省市1952年不變價(jià)表示的資本存量與就業(yè)人員數(shù)之比。前者的數(shù)據(jù)采用張軍等(2004)估算的數(shù)據(jù)，后者的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

各省市人均收入I的數(shù)據(jù)均采用剔除價(jià)格因素后的上一年人均GDP數(shù)據(jù)，即采用1990年不變價(jià)表示的1989-2004年各省市的人均GDP數(shù)據(jù)，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

各省市的貿(mào)易開(kāi)放度O等于當(dāng)年價(jià)表示的各省市進(jìn)出口總額與GDP之比，進(jìn)出口總額基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1993-2006》和《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒1991-1992》，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)由美元表示，根據(jù)相應(yīng)年份的美元兌人民幣年平均匯率換算成人民幣。

各省市的相對(duì)人均收入RI等于上面得出的各省市的人均收入I與當(dāng)年全國(guó)的人均GDP之比。各省市的相對(duì)資本勞動(dòng)比率RKL等于上面的各省市的KL與全國(guó)的資本勞動(dòng)比率之比。

時(shí)間趨勢(shì)變量1990年取值1，依次各年度分別取值2到14。

本文依據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)(Hausman-test)的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)判斷估計(jì)模型采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，模型估計(jì)時(shí)全部采用隨機(jī)效應(yīng)模型。被解釋變量分別采用人均污染排放量和污染密集度的估計(jì)結(jié)果依次見(jiàn)表1和表2。

(一)規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)分析

表1的估計(jì)結(jié)果是將人均污染排放作為被解釋變量得出的，資本勞動(dòng)比率KL表征貿(mào)易對(duì)環(huán)境的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，人均收入I表征貿(mào)易對(duì)環(huán)境的規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)。

表1第1列和第2列分別是Antweiler等(2001)和ColeandElliott(2003)的估計(jì)結(jié)果。為和本文的估計(jì)結(jié)果比較，先對(duì)其加以說(shuō)明。Antweiler等(2001)估計(jì)結(jié)果顯示，規(guī)模效應(yīng)變量(GDP/km2)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)變量(KL)都與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，而技術(shù)效應(yīng)(滯后三年的人均收入的移動(dòng)平均值I)與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大和資本積累對(duì)環(huán)境污染的影響為正，技術(shù)效應(yīng)為負(fù)。與Antweiler等(2001)不同，ColeandElliott(2003)和本文的模型中，人均收入項(xiàng)I(前一年人均GDP)代表規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)。ColeandElliott(2003)的估計(jì)結(jié)果中，結(jié)構(gòu)效應(yīng)變量(KL)與人均二氧化硫排放量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，隨著資本勞動(dòng)比率的增加，人均二氧化硫排放增加，且速度遞減。而人均收入(I)與人均二氧化硫排放量呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明負(fù)的技術(shù)效應(yīng)已經(jīng)超過(guò)了正的規(guī)模效應(yīng)。

表1的第3-5列是本文模型的估計(jì)結(jié)果。

首先，二氧化硫的估計(jì)結(jié)果與ColeandElliott(2003)的結(jié)論是一致的，即結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正，規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)為負(fù)。不同的是，表征規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)的人均收入項(xiàng)I統(tǒng)計(jì)不顯著，說(shuō)明正的規(guī)模效應(yīng)和負(fù)的技術(shù)效應(yīng)相互抵消后對(duì)環(huán)境的作用很小，則經(jīng)濟(jì)對(duì)二氧化硫排放的影響將主要取決于結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

其次，廢水的估計(jì)結(jié)果顯示，資本勞動(dòng)比率KL與人均廢水排放之間顯著正相關(guān)，即結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正。人均收入項(xiàng)I的系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著且為正，表明技術(shù)和規(guī)模效應(yīng)為正，正的規(guī)模效應(yīng)超過(guò)負(fù)的技術(shù)效應(yīng)，其原因在于，廢水包括工業(yè)廢水和生活污水，而國(guó)家對(duì)污水的治理主要集中在工業(yè)污染方面，生活污水的迅速增加和難以治理是導(dǎo)致規(guī)模效應(yīng)超過(guò)技術(shù)效應(yīng)的主要原因。近年來(lái)中國(guó)的環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也顯示，生活污水排放量已經(jīng)超過(guò)工業(yè)廢水排放量，成為水污染的主要來(lái)源。

最后，煙塵估計(jì)結(jié)果顯示，結(jié)構(gòu)效應(yīng)不顯著，且正的規(guī)模效應(yīng)超過(guò)了負(fù)的技術(shù)效應(yīng)，規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)為正。同時(shí)，人均收入I的一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)表明，針對(duì)煙塵，中國(guó)的人均收入水平還沒(méi)有越過(guò)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，處于曲線的上升階段。隨著人均收入的增加，人均煙塵排放量增加。

表2是將污染密集度作為被解釋變量得出的估計(jì)結(jié)果，主要分析由人均收入I代表的技術(shù)效應(yīng)。與ColeandElliott(2003)的估計(jì)結(jié)果類似，本文所選的三種污染指標(biāo)中，人均二氧化硫和廢水排放分別與人均收入之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即技術(shù)效應(yīng)為負(fù)。人均煙塵排放與人均收入之間也是負(fù)相關(guān)，但不顯著。表明人均收入的提高已經(jīng)推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而減少污染。

(二)要素稟賦動(dòng)因和“污染避難所”動(dòng)因分析

表1和表2中，聯(lián)合變量ORKL表征要素稟賦動(dòng)因，聯(lián)合變量ORI表征“污染天堂”動(dòng)因。

表1中，同Antweiler等(2001)的估計(jì)結(jié)果一致，本文二氧化硫的估計(jì)結(jié)果也為要素稟賦假說(shuō)和“污染天堂”假說(shuō)提供了實(shí)證支持。要素稟賦變量ORKL與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明，相對(duì)于中國(guó)的平均水平，大部分省市資本勞動(dòng)比率相對(duì)較低，因而還主要集中于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，這就大大地減少了中國(guó)污染排放，這與要素稟賦假說(shuō)的內(nèi)容相符合，同時(shí)，“污染天堂”動(dòng)因變量ORI與二氧化硫濃度之間是顯著正相關(guān)關(guān)系，即相對(duì)于中國(guó)的平均水平，大部分省市的人均收入也比較低，對(duì)環(huán)境質(zhì)量的需求不大，因而導(dǎo)致了較弱的環(huán)境管制，增加了污染排放，這又符合了“污染天堂”假說(shuō)的內(nèi)容。廢水和煙塵的估計(jì)結(jié)果也符合這兩個(gè)假說(shuō)，但是估計(jì)結(jié)果部分不顯著。

另外，與Antweiler等(2001)貿(mào)易有利于環(huán)境改善的結(jié)論不同，ColeandElliott(2003)的估計(jì)結(jié)果顯示貿(mào)易密集度(O)與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)的結(jié)果，也就是說(shuō)，貿(mào)易自由化導(dǎo)致環(huán)境污染增加。本文的估計(jì)結(jié)果中，依污染指標(biāo)不同，貿(mào)易對(duì)環(huán)境的總體影響也發(fā)生變化，總體上，貿(mào)易自由化有利于減少人均二氧化硫和煙塵排放，但增加了人均廢水排放。表2中貿(mào)易變量的符號(hào)基本上與表1一致，其估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步印證了上面的討論。

最后，表1和表2的時(shí)間趨勢(shì)變量(D)基本上都與污染指標(biāo)呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明隨著時(shí)間的推移，公眾的環(huán)保意識(shí)、環(huán)境友好型技術(shù)的開(kāi)發(fā)及其他的因素都促進(jìn)了污染的減少。

為進(jìn)一步闡明表1和表2的經(jīng)濟(jì)含義，本文在表1和表2的基礎(chǔ)上計(jì)算了各污染指標(biāo)對(duì)所有經(jīng)濟(jì)因素的彈性，自變量的值采用各省市所有年份的平均值。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3和表4。

從表3可以看出，貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)環(huán)境的影響相對(duì)于其他經(jīng)濟(jì)因素來(lái)說(shuō)較小，具體地，貿(mào)易開(kāi)放度提高1%，人均二氧化硫排放減少0.15%，人均廢水排放增加0.06%，人均煙塵排放減少0.16%。同時(shí)，對(duì)每個(gè)污染物來(lái)說(shuō)，其“污染天堂”動(dòng)因?qū)Νh(huán)境的影響都大于要素稟賦動(dòng)因帶給環(huán)境的影響，比如對(duì)于二氧化硫，其“污染天堂”動(dòng)因的彈性值為0.4，而要素稟賦動(dòng)因的彈性值為-0.05，前者遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于后者，如果不加以控制，中國(guó)大部分省市很有可能變?yōu)椤拔廴咎焯谩薄?/p>

表4的數(shù)據(jù)顯示，三種污染物對(duì)技術(shù)效應(yīng)的彈性都比較大，說(shuō)明技術(shù)效應(yīng)較大程度地降低了污染密集度，減少了污染排放，但是，較大的技術(shù)效應(yīng)并不一定能夠全部抵消規(guī)模效應(yīng)，結(jié)合表3，對(duì)于二氧化硫，技術(shù)效應(yīng)超過(guò)了規(guī)模效應(yīng)，而對(duì)于廢水和煙塵，規(guī)模效應(yīng)仍大于技術(shù)效應(yīng)，因此需要中國(guó)進(jìn)一步加大污染治理力度，開(kāi)發(fā)新技術(shù)，降低污染。

四、結(jié)論

1.貿(mào)易自由化帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大和資本密集型產(chǎn)業(yè)的增加(結(jié)構(gòu)效應(yīng))，都加大了我國(guó)的污染排放，但同時(shí)貿(mào)易開(kāi)放給中國(guó)帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步降低了國(guó)內(nèi)的污染排放強(qiáng)度，貿(mào)易是否有利于中國(guó)的環(huán)境改善依污染指標(biāo)不同而不同。

2.貿(mào)易對(duì)環(huán)境總體影響相對(duì)較小，且正負(fù)因污染指標(biāo)不同而不同。就本文所選的三種污染物，貿(mào)易自由化減少了二氧化硫和煙塵的排放，卻增加了廢水的排放。導(dǎo)致這個(gè)結(jié)果的原因，盡管近年來(lái)國(guó)家對(duì)主要污染物的管制已經(jīng)加強(qiáng)，但是主要將重點(diǎn)放在了大氣的污染治理上，尤其是二氧化硫的治理，而忽視了廢水的治理。

3.本文的估計(jì)結(jié)果也為要素稟賦假說(shuō)和“污染天堂”假說(shuō)提供了一定的實(shí)證支持。相對(duì)于中國(guó)的平均水平，多數(shù)省市的資本勞動(dòng)比率較低，資本不充裕導(dǎo)致的要素稟賦效應(yīng)減少了環(huán)境污染排放；同時(shí)，相對(duì)于平均水平，多數(shù)省市的人均收入較低導(dǎo)致較松的環(huán)境管制，使中國(guó)的污染排放增加。