贸易对环境污染的影响——基于GMM方法的实证研究

黄顺武，史言信

（1.合肥工业大学 人文经济学院，安徽 合肥 230009；2.江西财经大学 当代财经杂志社，江西 南昌 330013）

一、引言

20世纪90年代初以来，国际贸易快速扩张，各国贸易依存度显著增加，与之相伴的是环境问题日益突出。在国际贸易领域，“绿色壁垒”的不断强化成为国际贸易的新趋势，贸易与环境的矛盾日益突出。从本质上来说，这是具有内在增长机制的贸易活动对自然资源需求的无限性和具有内在稳定性机制的生态环境对资源供给的有限性之间的矛盾。贸易对环境产生了何种程度的影响，既是各国与国际社会制定相关政策的重要依据，也必然成为学术界研究的重点。

Grossman和Krueger（1991）[1]提出贸易对环境的影响划分为规模效应、结构效应和技术效应的思想。①基于这一思想，Antweiler等（2001）[2]首次将贸易对环境的影响模型化，从而提供了一个理论分析框架。后人的研究基本上建立在这一思想和框架之上，尽管相关研究的结论差异显著，但在某些方面已经达成了共识，即规模效应恶化环境、技术效应改善环境、结构效应对环境的影响不确定，贸易对环境的影响取决于三种效应的综合结果。

一些学者对此进行了实证研究。基于1971-1996年43个国家的SO2数据，Antweiler等（2001）运用模板数据模型的检验方法，发现贸易对SO2集中度的规模效应为正、技术效应为负、结构效应为负；由于技术效应大于规模效应，因而贸易自由化总体上可能减少了污染。Cole（2004）[3]选择了6种污染物作为环境指标，考察了贸易对发达国家环境的影响。这些结果表明，贸易对环境的影响是混合的，难以判断出发达国家的污染产业发生了转移以及贸易是否总体上减少了污染。由于人均GDP既代表产出，也代表收入，难以将规模效应和技术效应明确分开，因而Cole和Elliott（2003）[4]将二者合称为规模技术效应。他们的研究发现，贸易自由化减少了SO2和BOD排放，但增加了CO2和NOX排放。Copeland和Taylor（2005）[5]指出，为了分析贸易对环境的影响，不仅要考虑贸易的内生性，还要关注收入的内生化。Frankel和Rose（2005）[6]从新古典增长理论出发，借助一个双边贸易和内生增长的引力模型，成功地将贸易和收入内生化；同时，基于1990年41个国家的横截面数据，他们得出了贸易有助于减少SO2排放的结论。

然而，相关研究均没有考虑贸易对环境的动态调整问题，也未能处理好序列相关等计量问题。本文将借鉴Frankel和Rose（2005）构建的环境质量模型将贸易和收入变量内生化，也将遵循Cole和Elliott（2003）的方法将贸易对环境的影响划分为规模技术效应和结构效应。本文将在模型中加入因变量的滞后项使其动态化，并将扩展样本范围和区间，还对样本进行了新的分类。

二、模型、方法与数据

（一） 模型

1.贸易对环境的影响：基本模型

参考 Cole和 Elliott（2003）、Frankel和 Rose（2005） 以及 Managi等（2008）[7]的研究方法，我们采用以下的实证模型：

其中，i代表国别，t表示年份。E代表人均污染物（CO2、SO2和BOD） 排放量，为减少异方差，我们采用对数形式。我们在模型中加入因变量的滞后项，是为了使模型动态化（Arellano和Bond，1991），[8]从而有助于区分短期效应与长期效应。Y为人均收入（即人均GDP）；K为资本劳动比；T为贸易依存度，是一国进出口贸易总额与GDP之比；RK和RS为相对资本劳动比和相对人均收入，即一国与世界平均水平相比的资本劳动比和人均收入，用来表示一国的比较优势；Oslo、Kyoto和WH均为哑变量，②相关国际公约批准国为1，其他为0；ε为随机误差项。Y和Y2反映收入（或产出）对污染排放的影响，用来估计规模技术效应（Cole和Elliott，2003）。此外，三个哑变量也用来补充反映规模技术效应 （Managi等，2008）。

式（1）中，右边第5-13项用来估计结构效应。影响结构效应的一个主要因素是一国的比较优势。根据Antweiler（2001） 和Cole和Elliott（2003） 的看法，影响比较优势的三个主要因素分别来自要素禀赋、环境规制和贸易开放度。一般来说，资本要素丰富的国家具有较高的资本劳动比，更多地从事资本密集型产品的生产，从而可能产生较多的污染（第5-7、9-13项反映了这一效应）。然而，由于环境规制会增加生产成本（Levinson和Taylor，2002），[10]因此，即使一国在资本密集型产品生产上具有比较优势，如果该国实行了较严格的环境规制，那么其比较优势也将会削弱，从而减少其污染排放（第7项反映了这一效应）。同时，贸易开放度的提高可能产生两方面的效应：一方面，将增加资本要素丰富国家的资本密集型产品的生产，从而将增加污染排放（第9-10项反映了这一效应）；另一方面，也可能产生“污染天堂假说”现象，即资本密集型产业从环境规制严格的国家（发达经济体）转移到环境规制宽松的国家（非发达经济体），从而产生污染转移（第11-13项反映了这一效应）。

2.贸易对环境的影响：短期弹性模型与长期弹性模型

为了进一步考察贸易对环境的影响，我们使用贸易对污染排放的弹性（即贸易开放度每上升一个百分点所引起的污染排放变动的百分点）来分析。短期效应与长期效应的区别主要在于是否考虑变量的动态调整，在本文中，这就在于是否考虑因变量的滞后项。考虑其滞后项，则为长期效应；反之，则为短期效应。

根据上文的分析，我们将式（1）的右边划分为规模技术效应（第3、4、14-16项）和结构效应（第5-13项）。我们注意到，结构效应又可以划分为两部分：含T项（第8-13项） 和不含T项（第5-7项）。我们分别称之为直接贸易结构效应和间接贸易结构效应（通过收入的变化而发生作用）。

由于收入在本模型中的重要性，为了计算贸易弹性，我们需要一个收入方程。我们采用Frankel和 Romer（1999）、[11]Managi等 （2008） 提出的收入模型：

其中，P表示人口，H表示人力资本投资（以人均教育年限来代表），μ为随机误差项。由式（2）可求得贸易的短期收入弹性为β2。进一步地，由式（1）可推导出贸易的短期污染弹性（具体过程略）：

同理，由式（2）可求得贸易的长期收入弹性为β2/(1-β1)，令其等于γ。进一步地，由式（1） 可推导出贸易的长期污染弹性（具体过程略）：

（二） 方法

我们使用Arellano和Bond（1991） 提出的差分广义矩估计方法(generalized method of moments,GMM)来估计模型，即DIF-GMM估计(first-differenced GMM)。该方法的基本思路是先对模型差分，然后用一组滞后的解释变量作为差分方程中相应变量的工具变量。这种方法不仅可以借助适当的工具变量来控制内生性的问题，而且便于进行动态调整，还可以比较有效地解决OLS（最小二乘法）、FE（面板模型的固定效应方法）可能产生的序列相关等诸多计量问题。我们使用贸易开放度和人均收入变量的滞后一期作为工具变量，将因变量的滞后项纳入模型中，这不仅可以使模型动态化，还有助于考察短期与长期效应的差异。此外，我们还对总样本进行分类，并基于同样的方法对三个子样本进行参数估计，然后根据所得参数和各子样本数据的平均值估算出各弹性值。我们使用SPSS16.0作为数据处理的计量软件。

（三） 数据

本文选择的污染物指标为人均CO2（全球气候变暖的主要污染源）、SO2（酸雨的主要污染源）、BOD（生化需氧量，河流污染的主要度量指标）的排放量（吨）；收入水平指标选择的是“按当期价格计算的人均GDP”，这两项数据均来自联合国贸易统计数据库。贸易开放度指标选择的是贸易依存度，即一国的进出口总额与其GDP之比，原始数据来源于《世界银行发展指标数据库》 （WDI）。此外，资本劳动比以及收入方程中的人口和人力资本的数据也来自WDI。其中，资本采用“固定资本存量”数据（对于没有此数据的一些国家，我们采用“总资本形成”的数据替代）；劳动使用“参与经济活动人口”的数据。相对资本—劳动比和相对收入比的数据是我们根据各国的相应数值与世界的平均值计算得出。

由于不同数据包含的国家个体和时间跨度都存在差异，我们以最大样本容量为原则，选择具有公共交叉部分的数据进行保留，最终确定时间区间为1990-2006年的112个国家作为样本总体。需要说明的是，由于一些国家相关数据缺失，我们在考察CO2和BOD时使用的样本国的数量分别是93个和85个。

为了进一步考察短期效应弹性与长期效应弹性，我们将全体样本划分为三个子样本（即三类国家）：发达经济体（主要由OECD国家组成，共27个；墨西哥、土耳其、韩国尽管目前属于OECD国家，但考虑到其在样本期间的长期特点，我们将其列入新兴市场经济体）、新兴市场经济体（主要由目前比较盛行的关于新兴市场经济体的概念，即“金砖四国”、“VISTA五国”、“金钻十一国”以及其他一些公认的新兴经济体等组成，共21个）和其他经济体（包括除新兴市场经济体外的部分其他发展中国家和转轨国家，共64个）。

三、检验结果与分析

我们检验与估计的顺序是：首先，运用DIF-GMM方法（以贸易开放度和人均收入作为工具变量）对式（2）进行参数估计（具体结果见表1）；③第二，我们将全体样本分为三类子样本（即发达经济体、新兴市场经济体和其他经济体），并基于同样的方法对三个子样本进行参数估计；第三，利用式（2）、总样本及子样本数据估计出β2、β1（进而γ） 值；最后，根据所得参数以及各样本数据的平均值估算出式（3）—（12）的各弹性值（具体结果见表2和表3）。

Sargan检验和二阶自回归的结果表明，我们在GMM模型中使用的工具变量是有效的，并且在误差项中不存在序列相关。对于样本总体及三类国家，表2和表3显示了贸易开放度对污染排放的各种短期和长期弹性。检验结果表明，除极少数几个变量外，各变量及各种弹性值均具有统计上的显著性。

无论何种污染物，因变量（污染排放量）的滞后项均显著为正，但均小于1。这表明，前期排放量会影响当期的污染排放量。这也意味着，当期的贸易开放度不仅影响当期的环境，还将影响未来的环境。这说明，贸易对环境影响的短期效应和长期效应是有差异的。对比表2和表3提供的数据，我们也发现贸易对环境影响的长期弹性要显著大于短期弹性。可见，贸易对环境的影响具有延长性和累积性；这也证明了考虑变量的动态调整是合理的。

对于任何一种污染物（CO2、SO2和BOD），几乎所有的解释变量（包括贸易开放度、人均收入、资本劳动比及其交乘项）在统计上都具有显著性，这与相关研究的结果有些不同（见表2，根据前文关于研究方法的说明，我们认为本文的结果更为有效），其原因可能在于数据区间与范围的差异（相比其他研究，本文研究的区间和范围是最广的），更可能在于研究方法的区别（不同于相关研究所使用的OLS或面板数据的FE或RE方法，我们使用的是带有工具变量的动态GMM方法）。

基于表1、表2和表3的检验结果，以下我们分别从规模技术效应、结构效应和总效应三个方面来分析贸易对环境的影响。

（一）规模技术效应

收入项Y的系数在CO2、SO2中显著为正，而Y2项的系数显著为负。这表明，对于CO2、SO2，随着收入的增加，人们对更好环境的追求使得技术效应逐渐超过规模效应，从而导致整体的规模技术效应为负。从表2和表3可看出，对于发达经济体，贸易开放度对CO2和SO2排放的规模技术弹性值（无论短期还是长期）均显著为负；而对于其他两类国家，则显著为正。也就是说，收入增加引起了发达经济体环境的改善，却引起了新兴市场经济体和其他经济体环境的恶化。究其原因，就各类国家的平均状况而言，对于非发达经济体，由于较低的收入水平放松了环境规制而导致规模效应超过技术效应；而对于发达经济体，由于较高的收入水平强化了环境规制导致技术效应超过了规模效应。我们还注意到，无论何类国家，贸易对CO2的弹性均显著小于对SO2的弹性。其原因可能在于，人们对于SO2危害性的认识要远比CO2清晰，从而引起二者在环境规制严格程度上技术效应的差异。

表1 污染排放的决定因素（DIF-GMM、OLS、FE）

对于BOD，收入项Y的系数显著为负，Y2项的系数也显著为负。无论短期还是长期，对于除新兴市场经济体外的其他两类国家以及全体样本国，其贸易对BOD排放的弹性ηst均显著为负，尽管非发达经济体的弹性值要显著小于发达经济体。这说明，收入的增加所引起的技术效应一开始就超过了规模效应。这可能是由于人们对水污染的敏感程度显著地强于大气污染而对水污染排放制定了更高的规制要求，也可能是由于治理水污染的成本要低于大气污染（比如，非发达经济体可以以较低成本从发达经济体引进治理水污染的技术） （Cheremisinoff，2001）。[12]

表2 贸易对环境的短期弹性（DIF-GMM）

哑变量Oslo的符号显著为负。这表明，批准《奥斯陆协议》的国家比未批准的国家具有较低的SO2排放；也就是说，该协议在减少SO2排放上是有效的。这也进一步证明了贸易开放对于SO2排放的技术效应是显著有效的。相比而言，哑变量Kyoto和WH的符号尽管为负，但不显著。这表明，在我们的样本期内，二者在减少CO2和BOD排放上是无效的。这可能是与相关国家执行协议不力有关，也可能与两个条约的执行时间相对较短有关。

（二）结构效应

我们注意到，资本劳动比K均显著为正，而K2均显著为负。这表明，资本劳动比的提高（即产业结构由劳动密集型向资本密集型转变）导致人均污染排放的增加，但排放增加的速度是递减的。我们还注意到，资本劳动比与收入交乘项的符号均显著为正。这说明，随着产出的扩大，生产技术的变化强化了资本密集型产品的比较优势，从而恶化了环境，贸易对环境的间接结构效应弹性ηic均显著为正也证明了这一点。

贸易对环境结构效应的影响主要依赖于比较优势，而比较优势主要取决于两个因素：一是要素禀赋，二是环境规制的严格程度。但二者的影响方向刚好相反，二者共同决定了贸易对环境直接结构效应的弹性。一般来说，贸易开放度提高增强了资本要素相对丰富国家在资本密集型产品上的比较优势，使其资本密集型产业扩张，从而增加了污染排放。同时，随着贸易的扩张，一国往往会实行更加严格的环境规制，这会削弱该国在资本密集型产品上的比较优势，从而减少污染排放。因此，贸易对环境的直接贸易结构效应最终取决于二者的比较：如果要素禀赋的影响超过环境规制，则该效应为正；反之则为负。我们注意到，就平均水平来说，在发达经济体，相对收入和相对资本劳动比均大于1，而非发达经济体均小于1。这表明，发达经济体具有较严格的环境规制和较显著的资本要素禀赋；而非发达经济体刚好相反，具有较宽松的环境规制和较显著的劳动要素禀赋。表2和表3显示，贸易对环境的直接结构效应的弹性ηdc在发达经济体显著为负，但在新兴市场经济体和其他经济体均显著为正。这表明，就直接结构效应来说，在发达经济体，环境规制效应的作用超过要素禀赋的作用，从而总体上减少了污染排放；在非发达经济体，要素禀赋的作用超过环境规制效应的作用，从而总体上增加了污染排放。

表3 贸易对环境的长期弹性（DIF-GMM）

（三） 总效应

对于发达经济体，就平均水平而言，其贸易开放度、资本劳动比和人均收入在三类国家中均是最高的。无论何种污染物，尽管由于间接结构效应为正且大于直接结构效应从而使得结构效应为正，但规模技术效应和直接结构效应均显著为负，并且规模技术效应大于结构效应，最终导致贸易对环境的总效应为负，即贸易总体上促进了发达经济体环境的改善。

对于新兴市场经济体，无论是短期还是长期，也无论是何种污染物，所有的具体效应均为正，总效应当然也显著为正，即贸易总体上恶化了其环境。

对于其他经济体，就平均水平而言，其贸易开放度、资本劳动比和人均收入在三类国家中均是最低的。对于CO2、SO2，规模技术效应为正、结构效应为正（直接和间接结构效应均为正），从而总效应为正，即贸易总体上推动了其他经济体大气环境的恶化。对于BOD，尽管结构效应为正，但由于规模技术效应为负且大于结构效应，使得总效应为负，即贸易引起了其水环境的改善。

对于全部样本国，我们发现三种污染物排放存在差异。对于CO2，各种效应均显著为正，这表明贸易开放度的提高引起了全球CO2排放的增加。对于BOD，各种效应均显著为负，这表明贸易开放度的提高引起了全球BOD排放的减少。对于SO2，短期与长期存在差异：在短期，由于规模技术效应和结构效应均为负而总效应当然为负；在长期，由于正向的结构效应大于负向的规模技术效应而使得总效应为正。因此，在本文的样本期内，贸易在短期减少了全球SO2的排放，但在长期增加了其排放。

就总效应来看，对于CO2、SO2，发达经济体的总效应为负，而非发达经济体的总效应为正，尤其是新兴市场经济体最为显著。因此，从全球来看，贸易在减少发达经济体大气污染排放、改善其环境同时，却恶化了非发达经济体的环境。因此，就大气污染而言，我们认为，贸易可能使得全球污染由发达经济体向非发达经济体转移，特别是转向新兴市场经济体，这一点与“污染天堂假说”是一致的。④前文已指出，对于新兴市场经济体，所有的效应均显著为正；我们还注意到，与其他经济体相比，尽管各种效应弹性的符号和显著性基本相似（除BOD的规模技术效应弹性外），但新兴市场经济体的数值却明显大得多。这表明，贸易对新兴市场经济体环境的影响更为显著。这也就是说，发达经济体的污染更多地转移到了新兴市场经济体。究其原因，我们认为，这与新兴市场经济体的要素禀赋、经济开放程度和较宽松的环境规制政策密切相关。新兴市场经济体通常具有较丰富而廉价的劳动力资源、较丰富的自然资源；为了发展经济，其均采取扩大对外开放程度、积极开展对外贸易和吸引外资、积极承接发达经济体转移产业的政策等；同时，在优先发展经济的思想指导下，通常都采取了较宽松的环境规制政策（尤其是在经济发展的前期）。结果是，新兴市场经济体在取得较快的经济增长速度的同时，其环境的恶化也是最严重的。特别值得注意的是，关于BOD的规模技术效应弹性，发达经济体、其他经济体和全体样本均为负，而惟有新兴市场经济体为正，这也进一步说明了贸易恶化了新兴市场经济体的环境。

此外，从表2和表3可看出，对于贸易对环境影响的各种弹性，其长期弹性基本上均大于相应的短期弹性。这说明贸易对环境的长期影响要大于短期影响，也意味着贸易对环境的影响具有累积性，这一点与我们前文对因变量滞后项的分析结果是一致的。

四、结论

在过去约二十年的时期内，贸易对环境的影响一直是人们研究的重点之一。然而，无论是理论研究还是实证检验，均未能对此取得一致性的结论：正向效应和负向效应并存。与其他相关研究不同，本文使用了动态DIF-GMM方法，将贸易和收入内生化，并拓展了样本的区间和范围。

分别基于112、93和85个样本国家1990-2006年的数据，我们运用动态GMM方法实证检验了贸易开放度对CO2、SO2和BOD排放的全面影响，并对样本进行了分类研究。我们的结论是，贸易对环境的影响因国别和具体的污染物类型而异。从全球和长期来看，贸易增加了全球CO2和SO2排放，但减少了BOD排放；贸易在减少发达国家CO2和SO2排放的同时却增加了非发达经济体（尤其是新兴市场经济体）的排放；无论是短期还是长期，贸易均减少了发达经济体和其他经济体BOD的排放，但增加了新兴市场经济体的排放。

此外，我们还发现：贸易对环境影响的短期弹性与长期弹性存在显著差异，并且后者普遍大于前者；无论短期还是长期，也无论何种污染物，贸易无一例外地减少发达经济体的污染排放，但对非发达经济体则要复杂一些；贸易主要通过收入、资本劳动比和环境规制的严格程度来影响环境。当然，一国的贸易开放度、收入水平、资本劳动比和环境规制政策等会因时而变，整体国际环境也会发生变化，贸易对一国乃至全球环境的影响也将会随之而变。因此，密切关注相关因素的变化，动态考察贸易对环境的影响，将是理论界长期的研究任务。

由于中国是一个新兴市场国家，贸易自由化对新兴市场经济体环境的恶化影响也在中国得到了体现。我们发现，随着中国利用外资存量和出口贸易的快速增长，中国的环境问题也愈加突出。中国在国际直接投资市场上占据着重要地位，自1993年以来，中国一直位居发展中国家利用FDI的首位；而2009年中国一跃而成为世界第一大出口国，并且加工贸易长期占据中国出口贸易的主导地位。可以说，通过直接投资和加工贸易的方式，发达国家在促进中国成为贸易大国的同时，也将中国变成了污染大国。因此，中国必须对现有的外资、外贸政策和环境规制政策进行重大调整。首先，中国必须较大幅度地调整现有的外商对华投资的产业政策，尽力防止发达国家通过直接投资的方式将污染产业转移到中国，保护国家的“环境安全”；其次，中国应该实行差别性的出口政策，严格限制严重污染环境的“肮脏产品”的出口而继续鼓励“清洁产品”的出口；最后，中国应该执行更严格的环境规制政策，防治结合，通过技术、法律和行政手段提高环境质量。

注 释：

①所谓规模效应是指假定生产技术不变时，由贸易扩张引起经济规模变化，进而引起污染排放的变化；结构效应是指贸易自由化引起一国比较优势，乃至产出（产业）结构的变化，进而导致污染排放的变化；技术效应是指贸易自由化推动生产技术的进步，进而减少单位产出的污染排放。技术变化的原因有多种，可能是清洁生产技术的应用，也可能是由于收入的增加而引起环境规制的严格化，进而促进了生产技术的进步。

②由于是否批准相关国际公约既受到一国经济状况的制约，又会对该国经济和技术产生重要影响（Murdoch等，2003），[9]我们以哑变量的方式将三个环境方面的重要国际公约加入模型中。这三个公约是《奥斯陆公约》 （1994）、《京都议定书》 （1997） 和《水与卫生公约》 （1999），分别是关于CO2、SO2和水（以BOD为代表）的国际环境公约。

③作为比较，我们也按照相关研究的方法（不含因变量的滞后项）在表2中报告OLS和FE估计的结果。但限于篇幅和研究的目的，在本文中我们不对三种估计方法结果的差异进行讨论。

④关于“污染天堂假说”是否成立，相关经验文献结论不一。我们认为，这既有所用模型和检验方法的问题，也有所选样本（包括样本区间）差异的原因。

：

[1]Grossman G.M，A.B.Krueger.Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement in The U.S.-Mexico Free Trade Agreement[M].P.Garber,ed.Cambridge,MA:MIT Press,1993.

[2]Antweiler W.,B.Copeland，S.Taylor.Is Free Trade Good for the Environment?[J].American Economic Review,2001,91(4)：877-908.

[3]Cole M.A.Trade,the Pollution Haven Hypothesis and the Environmental Kuznets Curve:Examining the Linkages[J].Ecological Economics,2004,48:71-81.

[4]Cole M.A.，R.J.R.Elliott.Determining the Trade-Environment Composition Effect:The Role of Capital,Labor and Environmental Regulations[J].Journal of Environmental Economics and Management,2003,46(3)：363-383.

[5]Copeland B.，M.S.Taylor.Trade and the Environment:Theory and Evidence[M].Princeton Series in International Economics.Princeton and Oxford:Princeton University Press,2005.

[6]Frankel J.，A.Rose.In Is Trade Good or Bad for the Environment?Sorting out the Causality[J].Review of Economics and Statistics,2005,87(1)：85-91.

[7]Managi S.,A.Hibiki，T.Tsurumi.Does Trade Libiralization Reduce Pollution Emissions?[R].RIETI Disicussion Paper 08-E-013,2008.

[8]Arellano,M.，S.Bond.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].Review of Economic Studies,1991,58：277-297.

[9]Murdoch J.C.,T.Sandler，W.P.M.Vijverberg.The Participation Decision versus the Level of Participation in an Environmental Treaty:A Spatial Probit Analysis[J].Journal of Public Economics,2003,87(2)：337-362.

[10]Levinson A.,Taylor,M.S.Trade and the environment:unmasking the pollution haven hypothesis[R].Mimeo,University of Georgetown,2002.

[11]Frankel J.，D.Romer,Does Trade Cause Growth?[J].American Economic Review,1999,89(3)：379-399.

[12]Cheremisinoff N.P.Handbook of Pollution Prevention Practices(Environmental Science and Pollution Control Series)[M].Marcel Dekker Inc,Cambridge,2001.