占 華，于津平

一、引言及文獻(xiàn)回顧

“貿(mào)易與環(huán)境”問題一直是學(xué)術(shù)界討論的話題，也是我國目前亟需明確并加以解決的問題。由于增長方式的轉(zhuǎn)變及貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，和早期相比，現(xiàn)階段我國貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系出現(xiàn)了新的特征。就我國實(shí)際情況而言，一方面，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放的不平衡，我國經(jīng)濟(jì)存在的明顯差異性使得貿(mào)易影響環(huán)境存在地域性差異；另一方面，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)合作加強(qiáng)及發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)輻射功能的發(fā)揮有可能導(dǎo)致貿(mào)易影響環(huán)境地區(qū)性效應(yīng)的趨同。那么，現(xiàn)階段我國貿(mào)易與環(huán)境總體關(guān)系如何，貿(mào)易在影響環(huán)境上是否存在特定的收入效應(yīng)及結(jié)構(gòu)效應(yīng)①本文所提到的收入效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)分別指貿(mào)易通過提高人均收入及改變生產(chǎn)中資本—勞動比對環(huán)境產(chǎn)生的影響。？在國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日趨緊密的背景下，貿(mào)易對環(huán)境影響的差異性如何，是否存在通過區(qū)域內(nèi)省際合作減少污染排放的機(jī)制？這些研究對我國現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化、環(huán)境治理及經(jīng)濟(jì)建設(shè)具有重要的借鑒意義，也是本文的積極貢獻(xiàn)之一。

對貿(mào)易與環(huán)境進(jìn)行分析的標(biāo)準(zhǔn)方法是將貿(mào)易對環(huán)境的影響分解為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)②“三效應(yīng)”的分析最初是由Grossman＆Krueger（1991）在研究北美自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定的環(huán)境效應(yīng)時提出。進(jìn)行解釋，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于貿(mào)易對環(huán)境的影響主要有三種不同的觀點(diǎn)：

一種觀點(diǎn)是認(rèn)為貿(mào)易開放對環(huán)境有害。此觀點(diǎn)認(rèn)為貿(mào)易不但不能改進(jìn)社會福利，而且與環(huán)境保護(hù)目的背道而馳［1］。主要表現(xiàn)為在貿(mào)易自由化的驅(qū)使下，各國都會降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以維持和加強(qiáng)本國的產(chǎn)品競爭力，從而出現(xiàn)所謂的“向底線賽跑”現(xiàn)象［2］。同時，自由貿(mào)易傾向于降低富裕國的污染水平，增加相對貧窮國的污染水平［3］。李鍇和齊紹洲［4］基于1997-2008年中國省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放提高了中國碳排放量和碳排放強(qiáng)度。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為貿(mào)易對環(huán)境有益。此觀點(diǎn)認(rèn)為一國開放程度與環(huán)境污染呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)越開放的國家清潔生產(chǎn)技術(shù)升級越快，所以環(huán)境趨于改善［5］。同時，貿(mào)易有利于實(shí)現(xiàn)環(huán)境資源在全球范圍內(nèi)的最優(yōu)配置，從而保證生產(chǎn)能夠按照最有效的方式進(jìn)行［6］。在中國貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系上，短期內(nèi)貿(mào)易自由化會令中國的環(huán)境惡化，但長期中由于貿(mào)易帶來收入的提高，從而推動全社會對清潔環(huán)境質(zhì)量的需求，貿(mào)易最終會起到遏制環(huán)境質(zhì)量惡化的作用［7］。張連眾［8］等建立了貿(mào)易與環(huán)境污染關(guān)系的一般均衡理論模型，通過定量分析得出貿(mào)易自由化有利于改善我國環(huán)境的結(jié)論。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為貿(mào)易對環(huán)境影響關(guān)系不明確。此觀點(diǎn)認(rèn)為貿(mào)易在改變國際分工模式的同時也擴(kuò)大了經(jīng)濟(jì)規(guī)模，貿(mào)易通過影響產(chǎn)出結(jié)構(gòu)、技術(shù)和環(huán)境政策對環(huán)境發(fā)揮方向、程度各異的影響［9］。貿(mào)易擴(kuò)大了一國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，由于很難確定擴(kuò)大的出口部門造成的污染程度是否小于縮小的進(jìn)口競爭部門減小的污染，因此要具體情況具體分析［10］。黨玉婷和萬能［11］通過相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)我國對外貿(mào)易對環(huán)境影響的技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正，而規(guī)模效應(yīng)則為負(fù)，故我國貿(mào)易發(fā)展不一定導(dǎo)致專業(yè)化生產(chǎn)產(chǎn)品污染密集度的增加。

需要進(jìn)一步說明的是，學(xué)術(shù)界在分析貿(mào)易對環(huán)境影響結(jié)構(gòu)效應(yīng)時提出了污染避難所假說①污染避難所假說認(rèn)為發(fā)展中國家的環(huán)境管制較為寬松，在污染密集型產(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢，貿(mào)易的發(fā)展將促使發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家進(jìn)一步轉(zhuǎn)移污染密集型產(chǎn)業(yè)。（Pollution Haven Hypothesis）和要素稟賦假說②要素稟賦假說認(rèn)為污染密集型產(chǎn)業(yè)一般具有較高的資本密集度，發(fā)達(dá)國家資本充裕，所以在資本密集型產(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢，貿(mào)易的發(fā)展將增加發(fā)達(dá)國家環(huán)境的污染。（Factor Endowment Hypothesis），實(shí)際檢驗(yàn)結(jié)果則隨研究對象、被解釋變量指標(biāo)選擇不同而存在差異。Antweiler et al［12］基于跨國面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)污染避難所效應(yīng)與要素稟賦效應(yīng)是同時存在的。傅京燕和周浩［13］對中國是否存在上述兩種效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)以污染強(qiáng)度為被解釋變量的回歸結(jié)果支持污染避難所效應(yīng)但不支持要素稟賦效應(yīng)。彭水軍等［14］通過實(shí)證研究貿(mào)易開放與污染物排放的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)對于SO2和煙塵指標(biāo)，我國貿(mào)易開放中同時存在污染避風(fēng)港效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)。

綜合現(xiàn)階段有關(guān)貿(mào)易與環(huán)境的文獻(xiàn)，由于研究對象、樣本期、解釋變量指標(biāo)及研究方法的不同，從而得出不同的結(jié)論。另外，大部分文獻(xiàn)都采用靜態(tài)面板分析，極少考慮各省之間污染交互影響，同時在區(qū)域劃分上簡單依據(jù)地理標(biāo)準(zhǔn)而忽略了各省份間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，從而無法準(zhǔn)確反映我國貿(mào)易與環(huán)境污染的關(guān)系的特點(diǎn)以及區(qū)域性差異。結(jié)合研究需要本文從以下方面做出改進(jìn)：（1）采用動態(tài)面板估計方法，檢驗(yàn)中國省際各污染物排放是否具有縱向動態(tài)影響；（2）借助空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，將各接壤省份污染排放量引入回歸模型，考察省際污染空間交互影響，以驗(yàn)證各省污染物排放是否受到當(dāng)期相鄰省份污染物排放水平影響；（3）在回歸模型中引入相關(guān)變量與貿(mào)易開放度的交叉項(xiàng)來進(jìn)一步明確貿(mào)易對環(huán)境的影響，同時引入相應(yīng)虛擬變量來檢驗(yàn)污染避難所及要素稟賦假說在中國是否成立。

二、分析模型及數(shù)據(jù)解釋

（一）變量選取及模型設(shè)定

本文基于2003-2011年省際面板數(shù)據(jù)，借用Grossman and Krueger（1991）、Antweiler et al．（2001）的分析框架，并引用貿(mào)易開放度與人均收入、資本-勞動比的交叉項(xiàng)以分離出貿(mào)易對環(huán)境影響的收入效應(yīng)及結(jié)構(gòu)效應(yīng)。一般情況下，研究貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系的模型為：

其中，Pi，t代表i個省份在第t年的污染物排放量；Yi，t為第 i個省份在第 t年的人均收入；KLi，t為第i個省份在第t年的資本 -勞動比率；Ti，t為第i個省份在第t年的貿(mào)易開放度；εi，t為擾動項(xiàng)。

根據(jù)研究需要，我們在方程（1）的基礎(chǔ)上做相應(yīng)處理建立以下回歸模型③模型中各變量的含義、取值、來源等詳細(xì)信息見本節(jié)“數(shù)據(jù)來源及變量說明”部分。：

其中，Pi，t-n為被解釋變量滯后項(xiàng)；Pi，t為省際交互影響項(xiàng)；INi，t表示第 i個省份在第 t年環(huán)境污染治理投資占該省份GDP的百分比；ln T×DUM_Y、ln T×DUM_KL分別為貿(mào)易開放度與人均收入、資本 -勞動比虛擬值的交叉項(xiàng)。根據(jù)設(shè)定，人均收入較高地區(qū)，貿(mào)易對污染排放的附加影響為δ，如δ＜0，則存在“污染避難所”效應(yīng)，即在中國內(nèi)部存在污染由高收入地區(qū)向低收入地區(qū)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象。同理，如μ＞0，則存在“要素稟賦”效應(yīng)，即資本密集度高的省份越有可能成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的集聚地。選取上述變量的原因是：（1）人均收入、貿(mào)易開放度會通過生產(chǎn)增加、結(jié)構(gòu)變化等途徑影響污染物排放。（2）資本 -勞動比為以往研究中廣泛用于分析環(huán)境影響結(jié)構(gòu)效應(yīng)的有效指標(biāo)，本文沿襲使用。（3）環(huán)境治理投資力度的加大會改善環(huán)境質(zhì)量。（4）貿(mào)易主要通過提高居民收入、改變生產(chǎn)資本 -勞動比等途徑對環(huán)境產(chǎn)生影響，構(gòu)造貿(mào)易開放度與人均收入、資本-勞動比的交叉項(xiàng)是為了考察貿(mào)易對環(huán)境影響的收入效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)。（5）由于地域、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益凸顯，特定省份的污染排放受到與其有著地理、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的相關(guān)省份污染排放物的影響，本文增加了污染物排放省際交互影響項(xiàng)。此外，污染物的排放是一個動態(tài)連續(xù)的過程，受到各種因素的慣性影響，故本文在模型的解釋變量中增加被解釋變量的滯后項(xiàng)。

（二）估計方法

本文設(shè)定的實(shí)證分析模型有可能存在內(nèi)生性問題。首先，為了考察污染物排放縱向動態(tài)影響，解釋變量中出現(xiàn)被解釋變量n＝2階滯后項(xiàng)，產(chǎn)生了與擾動項(xiàng)的相關(guān)；其次，模型中出現(xiàn)與貿(mào)易開放度有關(guān)的交叉項(xiàng)。內(nèi)生性問題的存在導(dǎo)致傳統(tǒng)面板估計方法結(jié)果出現(xiàn)嚴(yán)重的偏誤，為得到一致的估計量，本文采用 Arellano＆Bover（1995）和 Blundell＆Bond（1998）提出的系統(tǒng)廣義矩估計法（SYS-GMM）。與普通工具變量相比，系統(tǒng)GMM可以估計不隨時間變化的個體效應(yīng)系數(shù)，從而提高模型的估計效率。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文模型所需數(shù)據(jù)均來自相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，由于重慶地區(qū)物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)的缺失，本文將重慶并入四川作為一個省份來分析。故本文樣本為中國2003-2011年30個省、直轄市及自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，現(xiàn)將各變量的設(shè)定詳細(xì)說明如下：

1．污染物排放量P。本文取各污染物排放量作為衡量環(huán)境污染的指標(biāo)，借鑒以往研究做法，本文選取工業(yè)廢水、工業(yè)SO2、工業(yè)煙（粉）塵這三個指標(biāo)。

2．人均收入Y。本文采取人均地區(qū)GDP作為人均收入的替代，需要說明的是：在回歸方程（2）中，如人均收入的二次項(xiàng)系數(shù)，即α2＜0，則中國滿足符合倒U形的環(huán)境庫茨涅茲假說。

4．資本-勞動比KL。資本-勞動比為各省物質(zhì)資本存量與各省分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員（年末數(shù)）之比。由于各省資本存量無法查到，本文在張軍［15］的估算基礎(chǔ)上采用永續(xù)盤存法對中國各省物質(zhì)資本存量進(jìn)行估算②張軍（2004）給出了中國各?。ú缓貞c市）1952-2000年的資本存量，后續(xù)學(xué)者在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了各種程度的補(bǔ)充。，計算公式為：Ki，t＝Ii，t+Ki，t-1（1-δi，t）。其中，Ki，t、Ki，t-1分別表示第 t期與第t-1期的資本存量，Ii，t表示第t期的固定資產(chǎn)投資額，δi，t表示第t期的折舊率，由于基年重慶尚未成為直轄市，無法得到后續(xù)各年物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)，故將重慶與四川合并處理。

5．貿(mào)易開放度T。本文中我們用各省商品進(jìn)出口總額占該省GDP的比重表示貿(mào)易開放度。在統(tǒng)計年鑒上查到的貿(mào)易原始數(shù)據(jù)單位為美元，本文在數(shù)據(jù)處理時采用年平均匯率將其轉(zhuǎn)化為人民幣。

6．污染治理投資所占比例IN。此指標(biāo)即為各省環(huán)境污染治理投資占該省GDP比例，該數(shù)據(jù)直接來源于各年度《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

7．虛擬變量。為研究需要，本文引入了兩個虛擬變量來考察貿(mào)易對環(huán)境影響的“污染避難所”效應(yīng)及“要素稟賦”效應(yīng)，分別為DUM_Y、DUM_KL其賦值規(guī)則為：DUM_Y以人均收入平均值為標(biāo)準(zhǔn)，高于平均值的省份賦值為1，其他省份為0；DUM_KL以資本-勞動比平均值為標(biāo)準(zhǔn)，高于平均值的省份賦值為1，其他省份為0。

為降低可能存在的異方差，以上所有變量都取對數(shù)進(jìn)行分析，各變量以及各自的交叉項(xiàng)取對數(shù)后的統(tǒng)計性描述見表1。

表1 實(shí)證分析各變量的統(tǒng)計性描述

三、基于全國省際貿(mào)易與環(huán)境的動態(tài)空間效應(yīng)實(shí)證分析

（一）計量模型的估計結(jié)果

本文利用David Roodman（2006）基于Stata軟件開發(fā)的Xtabond2程序，分析中國貿(mào)易對環(huán)境的影響。由于交乘項(xiàng)的存在，回歸變量間可能存在多重共線性問題，為此本文對各省貿(mào)易開放度（lnT）以及由其所形成交乘項(xiàng)的其他解釋變量本身及交乘項(xiàng)都進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，回歸結(jié)果見表2。

（二）計量模型的回歸結(jié)果分析

表2中，Sargan Test①Sargan檢驗(yàn)原假設(shè)是過度識別約束有效，即工具變量的設(shè)定有效，估計結(jié)果合理。統(tǒng)計均無異常，表明工具變量選取有效，AR（1）、AR（2）②AR（1）、AR（2）原假設(shè)分別是不存在一階序列相關(guān)和二階序列相關(guān)，系統(tǒng)GMM要求差分方程誤差項(xiàng)不能存在二階自相關(guān)，但允許存在一階自相關(guān)。統(tǒng)計量說明殘差存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，從而差分方程的矩約束是合理的。

表2的結(jié)果顯示，各污染物滯后一期的指標(biāo)均在1%水平上顯著為正，（其中工業(yè)SO2的滯后二期在1%的水平上為正），這說明當(dāng)期的污染物排放量在很大程度上受到上期，甚至是更早時期的影響，污染物排放量的慣性影響大，同時也表明了本文設(shè)定的動態(tài)回歸模型是必要的。模型回歸得到的污染物排放省際交互影響項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)均不顯著，表明當(dāng)期某省份污染物的排放不受其相鄰省份污染排放總量的影響。

接著我們考察反映直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)的資本-勞動比例（ln KL）的系數(shù)，其對于工業(yè)廢水顯著為正，對工業(yè)煙塵顯著為負(fù)，對工業(yè)SO2為負(fù)，但不顯著。表明資本勞動比在影響我國省際不同污染物排放上存在著差異，即資本密集度越高，工業(yè)廢水排放量增加，而工業(yè)煙塵排放量減少。為進(jìn)一步明確資本-勞動比的綜合影響效應(yīng)，我們需考察資本-勞動比與貿(mào)易開放度交叉項(xiàng)的系數(shù)。對工業(yè)廢水而言，雖然直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)（ln KL）的影響為0．529，但對外貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)改善了環(huán)境（ln T×ln KL系數(shù)為-4．679），在控制其他變量情況下可得綜合效應(yīng)為0．391③方程（2）中l(wèi)n P對ln KL求偏導(dǎo)后的結(jié)果為0．529-4．679ln T，采用表1中l(wèi)n T的均值代入可大致得到資本-勞動比對工業(yè)廢水的綜合影響為 0．391。，從而部分抵消了資本密集度提高引起工業(yè)廢水排放增加的負(fù)面效應(yīng)。而對于污染治理投資占GDP比例（ln IN）而言，其只對工業(yè)SO2存在顯著的正面影響，對其他兩類污染物影響為負(fù)，但不顯著。這在一定程度上說明我國各省污染治理投資存在結(jié)構(gòu)性問題，且投入—產(chǎn)出效率不高。中國現(xiàn)階段的實(shí)際情況往往是各省污染治理投資不以本省所面臨的實(shí)際環(huán)境污染作為參照，而在很大程度上受到行政安排的驅(qū)動，譬如本省今后如有大型政治、體育、文化活動，就會在當(dāng)期甚至更早時期加大對環(huán)境污染治理的投資①譬如廣東為了迎接亞運(yùn)會，在2010年投入了1416．2億元，占當(dāng)年GDP比率為3．48%，明顯高過2009年的0．61%與2011年的0．62%。。

表2 對各污染物排放量的估計結(jié)果（2003-2011年）

關(guān)于貿(mào)易對環(huán)境的影響，我們分直接與間接兩個層面予以考察：在直接影響方面，貿(mào)易開放度對于工業(yè)廢水、工業(yè)SO2存在著顯著的負(fù)向影響，對工業(yè)煙（粉）塵的影響雖為正，但不顯著。這說明在本文考察期內(nèi)（2003-2011年）我國貿(mào)易的發(fā)展在一定程度上有利于環(huán)境的改善，即貿(mào)易對環(huán)境存在顯著正面影響。貿(mào)易對環(huán)境的間接影響我們將通過分別考察ln T×ln Y、ln T×ln KL這兩個交叉項(xiàng)的系數(shù)進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn)其對工業(yè)SO2的影響不顯著，且對工業(yè)廢水及工業(yè)煙（粉）塵的影響迥異。對工業(yè)廢水而言，ln T×ln Y、ln T×ln KL的系數(shù)分別為8．953和-4．679，且都在1%的水平上顯著。這就說明一方面貿(mào)易引起的人均收入提高帶來環(huán)境的惡化，即收入效應(yīng)為負(fù)；另一方面，貿(mào)易引起資本-勞動比的變化在很大程度上改善了環(huán)境質(zhì)量，結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正。在控制其他變量的情況下，由于間接影響大于直接影響，從而使得貿(mào)易對環(huán)境的綜合影響為負(fù)②方程（2）中l(wèi)n P對ln T求偏導(dǎo)結(jié)果為-3．612+8．953ln Y-4．679ln KL，同樣采取表1中各相關(guān)變量均值代入做大致推算得到綜合影響為正值，這說明貿(mào)易通過提高人均收入增長帶來環(huán)境惡化的程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于貿(mào)易增長通過改善資本-勞動比而使得環(huán)境得以改善的程度。同時，此處談到的影響為負(fù)即指環(huán)境的惡化，影響為正則指有利于環(huán)境改善，以下同。。若以工業(yè)SO2、工業(yè)煙（粉）塵作為被解釋變量，則貿(mào)易對環(huán)境的綜合影響為正。

在表2中，對于工業(yè)廢水和工業(yè)SO2，人均收入的一次項(xiàng)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明人均收入與環(huán)境污染之間存在著倒U型曲線關(guān)系，庫茲涅茨假說在中國成立。下面將具體檢驗(yàn)中國是否滿足污染避風(fēng)港假說和要素稟賦假說：ln T×DUM_Y對于工業(yè)廢水和工業(yè)煙（粉）塵的系數(shù)都顯著，但正負(fù)相反。對于工業(yè)廢水來說，人均收入虛擬變量與貿(mào)易開放度的交叉項(xiàng)（ln T×DUM_Y）系數(shù)為負(fù)，說明與低收入省份相比，高收入省份工業(yè)廢水排放量少，這表明存在污染避風(fēng)港效應(yīng)，以工業(yè)SO2和工業(yè)煙（粉）塵為被解釋變量則體現(xiàn)不出此效應(yīng)。同樣，對于工業(yè)煙（粉）塵，資本-勞動比與貿(mào)易開放度的交叉項(xiàng)（ln T×DUM_KL）系數(shù)為正，說明資本-勞動比高的省份工業(yè)煙（粉）塵排放量大，即存在要素稟賦效應(yīng)，當(dāng)以工業(yè)廢水為被解釋變量時，資本-勞動比與貿(mào)易開放度交叉項(xiàng)的系數(shù)為正但不顯著，工業(yè)SO2為被解釋變量時其系數(shù)為負(fù)，都不存在要素稟賦效應(yīng)?？梢娢廴颈茱L(fēng)港效應(yīng)及要素稟賦效應(yīng)均隨污染物選取不同而呈現(xiàn)出不同的結(jié)果。

四、分區(qū)域貿(mào)易與環(huán)境的動態(tài)空間效應(yīng)實(shí)證分析

為進(jìn)一步分析，本文將分區(qū)域研究中國貿(mào)易對環(huán)境的影響。與其他相關(guān)研究普遍采用“東、中、西”地理分類不同的是，本文采用從北至南的三大經(jīng)濟(jì)圈（環(huán)渤海地區(qū)、泛長三角地區(qū)和泛珠三角地區(qū)）進(jìn)行分區(qū)域研究①根據(jù)劃分，環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東等9個省份；泛長三角經(jīng)濟(jì)圈包括上海、江蘇、浙江、安徽、河南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個省份；泛珠三角經(jīng)濟(jì)圈包括福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南、西藏等11個省份。。根據(jù)研究需要，本節(jié)在對ln W_P、DUM_Y、DUM_KL這三組數(shù)據(jù)根據(jù)經(jīng)濟(jì)圈劃分進(jìn)行了重新整理。具體的實(shí)證分析結(jié)果見表3。

由表3可知，各污染物的滯后一期影響當(dāng)期污染物排放的效果與表2中省際分析結(jié)果并無二致，都呈現(xiàn)出顯著的正面作用，和表2稍微不同的是，環(huán)渤海地區(qū)及泛長三角地區(qū)污染物的滯后二期發(fā)揮了正向的影響作用。這更進(jìn)一步說明了無論是按照省際還是分區(qū)域分析，各污染物排放是一個動態(tài)積累、縱向影響的過程。在各省間污染物相互影響上，表3中三個區(qū)域分別在不同污染物為被解釋變量的回歸中得到了較為顯著的系數(shù)，且諸多為負(fù)（只有泛珠三角地區(qū)中工業(yè)廢水的符號為正）。這說明在相同區(qū)域內(nèi)，某個省份污染物排放量受到其相鄰省份該類污染物排放總量的正影響，可以理解為相鄰省份通過某種生產(chǎn)安排、經(jīng)濟(jì)合作方式替本省分擔(dān)了污染物排放量，這也在一定程度上驗(yàn)證了本文按照經(jīng)濟(jì)聯(lián)系緊密程度以經(jīng)濟(jì)圈劃分區(qū)域進(jìn)行研究的合理性。

對于資本-勞動比（ln KL）對環(huán)境的影響，由于系數(shù)普遍為負(fù)，可發(fā)現(xiàn)資本密集度的提升有利于環(huán)境改善。進(jìn)一步考察資本-勞動比與貿(mào)易開放度的交叉項(xiàng)系數(shù)，無論顯著與否都為負(fù)。這說明貿(mào)易引起正的結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化了資本-勞動比對環(huán)境的正效應(yīng)，這與表2中省際分析中結(jié)果不同。由此說明了由貿(mào)易引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及轉(zhuǎn)移在范圍較小、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系較緊密的區(qū)域內(nèi)更加有效。

與表2所示結(jié)果一致，表3中l(wèi)n T系數(shù)普遍為負(fù)（系數(shù)為正的不顯著），進(jìn)一步說明了貿(mào)易不是引起我國環(huán)境惡化的直接及主要因素。同時貿(mào)易與人均收入、資本-勞動比的交叉項(xiàng)系數(shù)分別為正、負(fù)。這就說明在按經(jīng)濟(jì)圈進(jìn)行分析時，貿(mào)易的間接作用愈加明確：一方面，負(fù)收入效應(yīng)造成了環(huán)境的惡化；另一方面，正結(jié)構(gòu)效應(yīng)改善了環(huán)境質(zhì)量。

無一例外，表3表明在三大經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)都存在人均收入與環(huán)境污染之間的倒U型曲線關(guān)系。但在污染避風(fēng)港效應(yīng)與要素稟賦效應(yīng)上卻并不一致，通過對表3的分析，可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)渤海地區(qū)與泛珠三角地區(qū)都有著明顯的污染避風(fēng)港效應(yīng)，而不存在要素稟賦效應(yīng)；以工業(yè)廢水為被解釋變量，泛長三角地區(qū)存在明顯的污染避風(fēng)港效應(yīng)及要素稟賦效應(yīng)，如若以其他兩類污染物作為指標(biāo)，雖同時呈現(xiàn)這兩種效應(yīng)，但不明顯。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于2003-2011年中國30個省、直轄市及自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過省際分析并結(jié)合以三大經(jīng)濟(jì)圈劃分的區(qū)域分析方式，采用動態(tài)面板模型和系統(tǒng)GMM估計方法，實(shí)證考察了貿(mào)易與工業(yè)廢水、工業(yè)SO2、工業(yè)煙（粉）塵等三類污染物排放量的影響。同時，考察了現(xiàn)階段中國是否滿足庫茲涅茨假說、污染避風(fēng)港假說及要素稟賦假說等。本文的主要結(jié)論可概述如下：

首先，無論是從省際分析角度還是分經(jīng)濟(jì)圈分析角度，污染物排放的滯后期對當(dāng)期污染物的排放存在顯著影響，各污染物的排放是一個連續(xù)、累積的動態(tài)過程。在分經(jīng)濟(jì)圈進(jìn)行分析時，發(fā)現(xiàn)了某省污染物排放量受到其相鄰省份該類污染物排放總量的正影響的現(xiàn)象。

其次，從省際角度分析，資本-勞動比對環(huán)境的直接影響與污染物指標(biāo)選取有關(guān)，對于工業(yè)廢水顯著為正，對工業(yè)煙（粉）塵顯著為負(fù)。同時，以資本-勞動比與貿(mào)易開放度交叉項(xiàng)衡量的間接作用則各自抵消其直接影響。從分經(jīng)濟(jì)圈角度看，資本-勞動比的增加有利于污染物排放量的降低，同時間接作用則加強(qiáng)了這種效應(yīng)。無論是從省際考察還是分經(jīng)濟(jì)圈考察，污染治理投資占GDP的比重對環(huán)境改善基本上不發(fā)揮效應(yīng)，這或許可歸因于中國環(huán)保投資安排結(jié)構(gòu)的不合理。

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再次，我國貿(mào)易發(fā)展趨向于改善環(huán)境質(zhì)量，同時貿(mào)易又通過收入效應(yīng)與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)效應(yīng)對環(huán)境產(chǎn)生影響。在省際分析時，收入效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)隨污染物指標(biāo)不同而不同；分經(jīng)濟(jì)圈進(jìn)行考察時，收入效應(yīng)為負(fù)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正。

最后，中國的人均收入與環(huán)境污染之間存在著顯著的倒U型曲線關(guān)系。對于工業(yè)廢水、工業(yè)煙（粉）塵指標(biāo)，分別存在污染避風(fēng)港效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)。在分經(jīng)濟(jì)圈進(jìn)行分析時，環(huán)渤海地區(qū)與泛珠三角地區(qū)都存在污染避風(fēng)港效應(yīng)，泛長三角地區(qū)對于工業(yè)廢水同時存在污染避風(fēng)港效應(yīng)以及要素稟賦效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，提出以下政策性建議：

（一）在可持續(xù)發(fā)展的原則上發(fā)展經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易，制定嚴(yán)格的環(huán)境保護(hù)政策，及時實(shí)施，并在實(shí)施過程中保持方向、力度的持續(xù)性，避免出現(xiàn)反彈。同時在政策制定、實(shí)施中要保證以環(huán)境保護(hù)為導(dǎo)向，使用環(huán)境污染治理投資、稅收等手段，讓企業(yè)承擔(dān)排污的負(fù)外部性，從而激勵其采用環(huán)境友好型的生產(chǎn)技術(shù)。

（二）優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。一方面，淘汰落后及高耗能產(chǎn)業(yè)，推進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級，減少污染排放；另一方面，發(fā)揮區(qū)域合作優(yōu)勢，在區(qū)域內(nèi)合理安排、規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局，將傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)遷往不發(fā)達(dá)地區(qū)時應(yīng)加大節(jié)能減排技術(shù)的推廣，避免出現(xiàn)污染外遷現(xiàn)象。同時，形成區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)、貿(mào)易的良性互動，各省污染排放、治理要統(tǒng)籌規(guī)劃，相互促進(jìn)，杜絕局部地區(qū)污染集中現(xiàn)象出現(xiàn)。

（三）進(jìn)一步改善出口結(jié)構(gòu)。繼續(xù)控制污染密集型產(chǎn)業(yè)的出口規(guī)模，鼓勵清潔產(chǎn)品的出口，同時要積極引進(jìn)外國先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)。

（四）注重引導(dǎo)人們的環(huán)境保護(hù)意識，培育全社會對清潔環(huán)境、產(chǎn)品的需求，將“高額消費(fèi)”轉(zhuǎn)變?yōu)榄h(huán)境友好型的“高質(zhì)量消費(fèi)”。激勵人們購買使用清潔生產(chǎn)技術(shù)生產(chǎn)的產(chǎn)品，從而促進(jìn)廠商使用清潔技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，逆轉(zhuǎn)現(xiàn)階段貿(mào)易的負(fù)收入效應(yīng)，形成及完善收入增長帶動環(huán)境改善的良性機(jī)制。

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