贸易开放对我国环境污染影响效应的实证检验——基于我国省际动态面板数据的系统GMM分析

占 华，于津平

一、引言及文献回顾

“贸易与环境”问题一直是学术界讨论的话题，也是我国目前亟需明确并加以解决的问题。由于增长方式的转变及贸易、产业结构的调整，和早期相比，现阶段我国贸易与环境的关系出现了新的特征。就我国实际情况而言，一方面，由于经济发展水平、贸易开放的不平衡，我国经济存在的明显差异性使得贸易影响环境存在地域性差异；另一方面，国内经济合作加强及发达地区经济辐射功能的发挥有可能导致贸易影响环境地区性效应的趋同。那么，现阶段我国贸易与环境总体关系如何，贸易在影响环境上是否存在特定的收入效应及结构效应①本文所提到的收入效应与结构效应分别指贸易通过提高人均收入及改变生产中资本—劳动比对环境产生的影响。？在国内区域经济联系日趋紧密的背景下，贸易对环境影响的差异性如何，是否存在通过区域内省际合作减少污染排放的机制？这些研究对我国现阶段产业和贸易结构优化、环境治理及经济建设具有重要的借鉴意义，也是本文的积极贡献之一。

对贸易与环境进行分析的标准方法是将贸易对环境的影响分解为规模效应、技术效应和结构效应②“三效应”的分析最初是由Grossman＆Krueger（1991）在研究北美自由贸易区协定的环境效应时提出。进行解释，国内外学者关于贸易对环境的影响主要有三种不同的观点：

一种观点是认为贸易开放对环境有害。此观点认为贸易不但不能改进社会福利，而且与环境保护目的背道而驰［1］。主要表现为在贸易自由化的驱使下，各国都会降低环境标准以维持和加强本国的产品竞争力，从而出现所谓的“向底线赛跑”现象［2］。同时，自由贸易倾向于降低富裕国的污染水平，增加相对贫穷国的污染水平［3］。李锴和齐绍洲［4］基于1997-2008年中国省级面板数据研究发现贸易开放提高了中国碳排放量和碳排放强度。

另一种观点认为贸易对环境有益。此观点认为一国开放程度与环境污染呈负相关关系，经济越开放的国家清洁生产技术升级越快，所以环境趋于改善［5］。同时，贸易有利于实现环境资源在全球范围内的最优配置，从而保证生产能够按照最有效的方式进行［6］。在中国贸易与环境关系上，短期内贸易自由化会令中国的环境恶化，但长期中由于贸易带来收入的提高，从而推动全社会对清洁环境质量的需求，贸易最终会起到遏制环境质量恶化的作用［7］。张连众［8］等建立了贸易与环境污染关系的一般均衡理论模型，通过定量分析得出贸易自由化有利于改善我国环境的结论。

第三种观点认为贸易对环境影响关系不明确。此观点认为贸易在改变国际分工模式的同时也扩大了经济规模，贸易通过影响产出结构、技术和环境政策对环境发挥方向、程度各异的影响［9］。贸易扩大了一国具有比较优势的产业，由于很难确定扩大的出口部门造成的污染程度是否小于缩小的进口竞争部门减小的污染，因此要具体情况具体分析［10］。党玉婷和万能［11］通过相关研究发现我国对外贸易对环境影响的技术效应和结构效应为正，而规模效应则为负，故我国贸易发展不一定导致专业化生产产品污染密集度的增加。

需要进一步说明的是，学术界在分析贸易对环境影响结构效应时提出了污染避难所假说①污染避难所假说认为发展中国家的环境管制较为宽松，在污染密集型产业上具有比较优势，贸易的发展将促使发达国家向发展中国家进一步转移污染密集型产业。（Pollution Haven Hypothesis）和要素禀赋假说②要素禀赋假说认为污染密集型产业一般具有较高的资本密集度，发达国家资本充裕，所以在资本密集型产业上具有比较优势，贸易的发展将增加发达国家环境的污染。（Factor Endowment Hypothesis），实际检验结果则随研究对象、被解释变量指标选择不同而存在差异。Antweiler et al［12］基于跨国面板数据研究发现污染避难所效应与要素禀赋效应是同时存在的。傅京燕和周浩［13］对中国是否存在上述两种效应进行了研究，结果发现以污染强度为被解释变量的回归结果支持污染避难所效应但不支持要素禀赋效应。彭水军等［14］通过实证研究贸易开放与污染物排放的关系，发现对于SO2和烟尘指标，我国贸易开放中同时存在污染避风港效应和要素禀赋效应。

综合现阶段有关贸易与环境的文献，由于研究对象、样本期、解释变量指标及研究方法的不同，从而得出不同的结论。另外，大部分文献都采用静态面板分析，极少考虑各省之间污染交互影响，同时在区域划分上简单依据地理标准而忽略了各省份间的经济联系，从而无法准确反映我国贸易与环境污染的关系的特点以及区域性差异。结合研究需要本文从以下方面做出改进：（1）采用动态面板估计方法，检验中国省际各污染物排放是否具有纵向动态影响；（2）借助空间计量经济学方法，将各接壤省份污染排放量引入回归模型，考察省际污染空间交互影响，以验证各省污染物排放是否受到当期相邻省份污染物排放水平影响；（3）在回归模型中引入相关变量与贸易开放度的交叉项来进一步明确贸易对环境的影响，同时引入相应虚拟变量来检验污染避难所及要素禀赋假说在中国是否成立。

二、分析模型及数据解释

（一）变量选取及模型设定

本文基于2003-2011年省际面板数据，借用Grossman and Krueger（1991）、Antweiler et al．（2001）的分析框架，并引用贸易开放度与人均收入、资本-劳动比的交叉项以分离出贸易对环境影响的收入效应及结构效应。一般情况下，研究贸易与环境关系的模型为：

其中，Pi，t代表i个省份在第t年的污染物排放量；Yi，t为第 i个省份在第 t年的人均收入；KLi，t为第i个省份在第t年的资本 -劳动比率；Ti，t为第i个省份在第t年的贸易开放度；εi，t为扰动项。

根据研究需要，我们在方程（1）的基础上做相应处理建立以下回归模型③模型中各变量的含义、取值、来源等详细信息见本节“数据来源及变量说明”部分。：

其中，Pi，t-n为被解释变量滞后项；Pi，t为省际交互影响项；INi，t表示第 i个省份在第 t年环境污染治理投资占该省份GDP的百分比；ln T×DUM_Y、ln T×DUM_KL分别为贸易开放度与人均收入、资本 -劳动比虚拟值的交叉项。根据设定，人均收入较高地区，贸易对污染排放的附加影响为δ，如δ＜0，则存在“污染避难所”效应，即在中国内部存在污染由高收入地区向低收入地区转移的现象。同理，如μ＞0，则存在“要素禀赋”效应，即资本密集度高的省份越有可能成为污染密集型产业的集聚地。选取上述变量的原因是：（1）人均收入、贸易开放度会通过生产增加、结构变化等途径影响污染物排放。（2）资本 -劳动比为以往研究中广泛用于分析环境影响结构效应的有效指标，本文沿袭使用。（3）环境治理投资力度的加大会改善环境质量。（4）贸易主要通过提高居民收入、改变生产资本 -劳动比等途径对环境产生影响，构造贸易开放度与人均收入、资本-劳动比的交叉项是为了考察贸易对环境影响的收入效应与结构效应。（5）由于地域、经济联系日益凸显，特定省份的污染排放受到与其有着地理、经济联系的相关省份污染排放物的影响，本文增加了污染物排放省际交互影响项。此外，污染物的排放是一个动态连续的过程，受到各种因素的惯性影响，故本文在模型的解释变量中增加被解释变量的滞后项。

（二）估计方法

本文设定的实证分析模型有可能存在内生性问题。首先，为了考察污染物排放纵向动态影响，解释变量中出现被解释变量n＝2阶滞后项，产生了与扰动项的相关；其次，模型中出现与贸易开放度有关的交叉项。内生性问题的存在导致传统面板估计方法结果出现严重的偏误，为得到一致的估计量，本文采用 Arellano＆Bover（1995）和 Blundell＆Bond（1998）提出的系统广义矩估计法（SYS-GMM）。与普通工具变量相比，系统GMM可以估计不随时间变化的个体效应系数，从而提高模型的估计效率。

（三）数据来源及变量说明

本文模型所需数据均来自相关年份的《中国统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》，由于重庆地区物质资本存量数据的缺失，本文将重庆并入四川作为一个省份来分析。故本文样本为中国2003-2011年30个省、直辖市及自治区的面板数据，现将各变量的设定详细说明如下：

1．污染物排放量P。本文取各污染物排放量作为衡量环境污染的指标，借鉴以往研究做法，本文选取工业废水、工业SO2、工业烟（粉）尘这三个指标。

2．人均收入Y。本文采取人均地区GDP作为人均收入的替代，需要说明的是：在回归方程（2）中，如人均收入的二次项系数，即α2＜0，则中国满足符合倒U形的环境库茨涅兹假说。

4．资本-劳动比KL。资本-劳动比为各省物质资本存量与各省分行业城镇单位就业人员（年末数）之比。由于各省资本存量无法查到，本文在张军［15］的估算基础上采用永续盘存法对中国各省物质资本存量进行估算②张军（2004）给出了中国各省（不含重庆市）1952-2000年的资本存量，后续学者在此基础上进行了各种程度的补充。，计算公式为：Ki，t＝Ii，t+Ki，t-1（1-δi，t）。其中，Ki，t、Ki，t-1分别表示第 t期与第t-1期的资本存量，Ii，t表示第t期的固定资产投资额，δi，t表示第t期的折旧率，由于基年重庆尚未成为直辖市，无法得到后续各年物质资本存量数据，故将重庆与四川合并处理。

5．贸易开放度T。本文中我们用各省商品进出口总额占该省GDP的比重表示贸易开放度。在统计年鉴上查到的贸易原始数据单位为美元，本文在数据处理时采用年平均汇率将其转化为人民币。

6．污染治理投资所占比例IN。此指标即为各省环境污染治理投资占该省GDP比例，该数据直接来源于各年度《中国环境统计年鉴》。

7．虚拟变量。为研究需要，本文引入了两个虚拟变量来考察贸易对环境影响的“污染避难所”效应及“要素禀赋”效应，分别为DUM_Y、DUM_KL其赋值规则为：DUM_Y以人均收入平均值为标准，高于平均值的省份赋值为1，其他省份为0；DUM_KL以资本-劳动比平均值为标准，高于平均值的省份赋值为1，其他省份为0。

为降低可能存在的异方差，以上所有变量都取对数进行分析，各变量以及各自的交叉项取对数后的统计性描述见表1。

表1 实证分析各变量的统计性描述

三、基于全国省际贸易与环境的动态空间效应实证分析

（一）计量模型的估计结果

本文利用David Roodman（2006）基于Stata软件开发的Xtabond2程序，分析中国贸易对环境的影响。由于交乘项的存在，回归变量间可能存在多重共线性问题，为此本文对各省贸易开放度（lnT）以及由其所形成交乘项的其他解释变量本身及交乘项都进行了标准化处理，回归结果见表2。

（二）计量模型的回归结果分析

表2中，Sargan Test①Sargan检验原假设是过度识别约束有效，即工具变量的设定有效，估计结果合理。统计均无异常，表明工具变量选取有效，AR（1）、AR（2）②AR（1）、AR（2）原假设分别是不存在一阶序列相关和二阶序列相关，系统GMM要求差分方程误差项不能存在二阶自相关，但允许存在一阶自相关。统计量说明残差存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，从而差分方程的矩约束是合理的。

表2的结果显示，各污染物滞后一期的指标均在1%水平上显著为正，（其中工业SO2的滞后二期在1%的水平上为正），这说明当期的污染物排放量在很大程度上受到上期，甚至是更早时期的影响，污染物排放量的惯性影响大，同时也表明了本文设定的动态回归模型是必要的。模型回归得到的污染物排放省际交互影响项的相关系数均不显著，表明当期某省份污染物的排放不受其相邻省份污染排放总量的影响。

接着我们考察反映直接结构效应的资本-劳动比例（ln KL）的系数，其对于工业废水显著为正，对工业烟尘显著为负，对工业SO2为负，但不显著。表明资本劳动比在影响我国省际不同污染物排放上存在着差异，即资本密集度越高，工业废水排放量增加，而工业烟尘排放量减少。为进一步明确资本-劳动比的综合影响效应，我们需考察资本-劳动比与贸易开放度交叉项的系数。对工业废水而言，虽然直接结构效应（ln KL）的影响为0．529，但对外贸易引致的结构效应改善了环境（ln T×ln KL系数为-4．679），在控制其他变量情况下可得综合效应为0．391③方程（2）中ln P对ln KL求偏导后的结果为0．529-4．679ln T，采用表1中ln T的均值代入可大致得到资本-劳动比对工业废水的综合影响为 0．391。，从而部分抵消了资本密集度提高引起工业废水排放增加的负面效应。而对于污染治理投资占GDP比例（ln IN）而言，其只对工业SO2存在显著的正面影响，对其他两类污染物影响为负，但不显著。这在一定程度上说明我国各省污染治理投资存在结构性问题，且投入—产出效率不高。中国现阶段的实际情况往往是各省污染治理投资不以本省所面临的实际环境污染作为参照，而在很大程度上受到行政安排的驱动，譬如本省今后如有大型政治、体育、文化活动，就会在当期甚至更早时期加大对环境污染治理的投资①譬如广东为了迎接亚运会，在2010年投入了1416．2亿元，占当年GDP比率为3．48%，明显高过2009年的0．61%与2011年的0．62%。。

表2 对各污染物排放量的估计结果（2003-2011年）

关于贸易对环境的影响，我们分直接与间接两个层面予以考察：在直接影响方面，贸易开放度对于工业废水、工业SO2存在着显著的负向影响，对工业烟（粉）尘的影响虽为正，但不显著。这说明在本文考察期内（2003-2011年）我国贸易的发展在一定程度上有利于环境的改善，即贸易对环境存在显著正面影响。贸易对环境的间接影响我们将通过分别考察ln T×ln Y、ln T×ln KL这两个交叉项的系数进行分析。研究发现其对工业SO2的影响不显著，且对工业废水及工业烟（粉）尘的影响迥异。对工业废水而言，ln T×ln Y、ln T×ln KL的系数分别为8．953和-4．679，且都在1%的水平上显著。这就说明一方面贸易引起的人均收入提高带来环境的恶化，即收入效应为负；另一方面，贸易引起资本-劳动比的变化在很大程度上改善了环境质量，结构效应为正。在控制其他变量的情况下，由于间接影响大于直接影响，从而使得贸易对环境的综合影响为负②方程（2）中ln P对ln T求偏导结果为-3．612+8．953ln Y-4．679ln KL，同样采取表1中各相关变量均值代入做大致推算得到综合影响为正值，这说明贸易通过提高人均收入增长带来环境恶化的程度远远大于贸易增长通过改善资本-劳动比而使得环境得以改善的程度。同时，此处谈到的影响为负即指环境的恶化，影响为正则指有利于环境改善，以下同。。若以工业SO2、工业烟（粉）尘作为被解释变量，则贸易对环境的综合影响为正。

在表2中，对于工业废水和工业SO2，人均收入的一次项显著为正，二次项系数显著为负，这表明人均收入与环境污染之间存在着倒U型曲线关系，库兹涅茨假说在中国成立。下面将具体检验中国是否满足污染避风港假说和要素禀赋假说：ln T×DUM_Y对于工业废水和工业烟（粉）尘的系数都显著，但正负相反。对于工业废水来说，人均收入虚拟变量与贸易开放度的交叉项（ln T×DUM_Y）系数为负，说明与低收入省份相比，高收入省份工业废水排放量少，这表明存在污染避风港效应，以工业SO2和工业烟（粉）尘为被解释变量则体现不出此效应。同样，对于工业烟（粉）尘，资本-劳动比与贸易开放度的交叉项（ln T×DUM_KL）系数为正，说明资本-劳动比高的省份工业烟（粉）尘排放量大，即存在要素禀赋效应，当以工业废水为被解释变量时，资本-劳动比与贸易开放度交叉项的系数为正但不显著，工业SO2为被解释变量时其系数为负，都不存在要素禀赋效应。可见污染避风港效应及要素禀赋效应均随污染物选取不同而呈现出不同的结果。

四、分区域贸易与环境的动态空间效应实证分析

为进一步分析，本文将分区域研究中国贸易对环境的影响。与其他相关研究普遍采用“东、中、西”地理分类不同的是，本文采用从北至南的三大经济圈（环渤海地区、泛长三角地区和泛珠三角地区）进行分区域研究①根据划分，环渤海经济圈包括北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、山东等9个省份；泛长三角经济圈包括上海、江苏、浙江、安徽、河南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等10个省份；泛珠三角经济圈包括福建、江西、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州、云南、西藏等11个省份。。根据研究需要，本节在对ln W_P、DUM_Y、DUM_KL这三组数据根据经济圈划分进行了重新整理。具体的实证分析结果见表3。

由表3可知，各污染物的滞后一期影响当期污染物排放的效果与表2中省际分析结果并无二致，都呈现出显著的正面作用，和表2稍微不同的是，环渤海地区及泛长三角地区污染物的滞后二期发挥了正向的影响作用。这更进一步说明了无论是按照省际还是分区域分析，各污染物排放是一个动态积累、纵向影响的过程。在各省间污染物相互影响上，表3中三个区域分别在不同污染物为被解释变量的回归中得到了较为显著的系数，且诸多为负（只有泛珠三角地区中工业废水的符号为正）。这说明在相同区域内，某个省份污染物排放量受到其相邻省份该类污染物排放总量的正影响，可以理解为相邻省份通过某种生产安排、经济合作方式替本省分担了污染物排放量，这也在一定程度上验证了本文按照经济联系紧密程度以经济圈划分区域进行研究的合理性。

对于资本-劳动比（ln KL）对环境的影响，由于系数普遍为负，可发现资本密集度的提升有利于环境改善。进一步考察资本-劳动比与贸易开放度的交叉项系数，无论显著与否都为负。这说明贸易引起正的结构效应进一步强化了资本-劳动比对环境的正效应，这与表2中省际分析中结果不同。由此说明了由贸易引起的产业结构调整及转移在范围较小、经济联系较紧密的区域内更加有效。

与表2所示结果一致，表3中ln T系数普遍为负（系数为正的不显著），进一步说明了贸易不是引起我国环境恶化的直接及主要因素。同时贸易与人均收入、资本-劳动比的交叉项系数分别为正、负。这就说明在按经济圈进行分析时，贸易的间接作用愈加明确：一方面，负收入效应造成了环境的恶化；另一方面，正结构效应改善了环境质量。

无一例外，表3表明在三大经济圈内都存在人均收入与环境污染之间的倒U型曲线关系。但在污染避风港效应与要素禀赋效应上却并不一致，通过对表3的分析，可以发现，环渤海地区与泛珠三角地区都有着明显的污染避风港效应，而不存在要素禀赋效应；以工业废水为被解释变量，泛长三角地区存在明显的污染避风港效应及要素禀赋效应，如若以其他两类污染物作为指标，虽同时呈现这两种效应，但不明显。

五、结论与政策建议

本文基于2003-2011年中国30个省、直辖市及自治区的面板数据，通过省际分析并结合以三大经济圈划分的区域分析方式，采用动态面板模型和系统GMM估计方法，实证考察了贸易与工业废水、工业SO2、工业烟（粉）尘等三类污染物排放量的影响。同时，考察了现阶段中国是否满足库兹涅茨假说、污染避风港假说及要素禀赋假说等。本文的主要结论可概述如下：

首先，无论是从省际分析角度还是分经济圈分析角度，污染物排放的滞后期对当期污染物的排放存在显著影响，各污染物的排放是一个连续、累积的动态过程。在分经济圈进行分析时，发现了某省污染物排放量受到其相邻省份该类污染物排放总量的正影响的现象。

其次，从省际角度分析，资本-劳动比对环境的直接影响与污染物指标选取有关，对于工业废水显著为正，对工业烟（粉）尘显著为负。同时，以资本-劳动比与贸易开放度交叉项衡量的间接作用则各自抵消其直接影响。从分经济圈角度看，资本-劳动比的增加有利于污染物排放量的降低，同时间接作用则加强了这种效应。无论是从省际考察还是分经济圈考察，污染治理投资占GDP的比重对环境改善基本上不发挥效应，这或许可归因于中国环保投资安排结构的不合理。

?

再次，我国贸易发展趋向于改善环境质量，同时贸易又通过收入效应与产出结构效应对环境产生影响。在省际分析时，收入效应与结构效应随污染物指标不同而不同；分经济圈进行考察时，收入效应为负，结构效应为正。

最后，中国的人均收入与环境污染之间存在着显著的倒U型曲线关系。对于工业废水、工业烟（粉）尘指标，分别存在污染避风港效应和要素禀赋效应。在分经济圈进行分析时，环渤海地区与泛珠三角地区都存在污染避风港效应，泛长三角地区对于工业废水同时存在污染避风港效应以及要素禀赋效应。

基于上述结论，提出以下政策性建议：

（一）在可持续发展的原则上发展经济、贸易，制定严格的环境保护政策，及时实施，并在实施过程中保持方向、力度的持续性，避免出现反弹。同时在政策制定、实施中要保证以环境保护为导向，使用环境污染治理投资、税收等手段，让企业承担排污的负外部性，从而激励其采用环境友好型的生产技术。

（二）优化产业结构。一方面，淘汰落后及高耗能产业，推进传统产业技术升级，减少污染排放；另一方面，发挥区域合作优势，在区域内合理安排、规划产业布局，将传统产业迁往不发达地区时应加大节能减排技术的推广，避免出现污染外迁现象。同时，形成区域内产业、贸易的良性互动，各省污染排放、治理要统筹规划，相互促进，杜绝局部地区污染集中现象出现。

（三）进一步改善出口结构。继续控制污染密集型产业的出口规模，鼓励清洁产品的出口，同时要积极引进外国先进的生产设备和技术。

（四）注重引导人们的环境保护意识，培育全社会对清洁环境、产品的需求，将“高额消费”转变为环境友好型的“高质量消费”。激励人们购买使用清洁生产技术生产的产品，从而促进厂商使用清洁技术进行生产，逆转现阶段贸易的负收入效应，形成及完善收入增长带动环境改善的良性机制。

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