史恒通+趙敏娟

摘要：文章基于2004-2013年中國31個省市的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型和差分GMM估計方法，分別選取化學(xué)需氧量排放和氨氮排放作為水環(huán)境污染的有機污染物和無機污染物的排放指標(biāo)，對貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)引致的中國水環(huán)境污染排放進行了實證研究。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟增長的規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)是影響水環(huán)境污染排放的主要因素，直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)對中國水污染排放的影響不顯著，貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也在一定程度上加劇了中國水環(huán)境污染的排放。通過引入貿(mào)易開放的相關(guān)交叉項進一步對決定貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)的比較優(yōu)勢來源進行識別，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于中國水環(huán)境污染排放并不存在所謂的“污染天堂效應(yīng)”和“要素稟賦效應(yīng)”。貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應(yīng)會導(dǎo)致西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的水污染排放降低，而對中東部經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)，貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應(yīng)會引致其水污染排放量的增大和排放強度的加劇。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易開放；水環(huán)境污染；要素稟賦效應(yīng)；污染天堂效應(yīng)；動態(tài)面板數(shù)據(jù)

中圖分類號：F124.5 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：10085831（2016）03006408

一、問題與文獻回顧

進入21世紀(jì)，中國經(jīng)濟繼續(xù)快速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值從2000年的99 214.6億元增加到了2012年的518 942.1億元。特別是加入世界貿(mào)易組織以后，中國的對外貿(mào)易飛速增長，從2001年到2012年的12年間，中國進出口貿(mào)易總額的名義值年均增長39.9%。伴隨著中國貿(mào)易開放度的提升，由貿(mào)易引致的環(huán)境問題逐漸得到了人們的重視[1-3]。以水污染情況為例，中國2001年到2012年的12年間，廢水排放總量增長了92.9%①。很多學(xué)者的研究證明，貿(mào)易開放與近年來中國的能源消耗和環(huán)境污染之間存在顯著關(guān)聯(lián)，而且，自由貿(mào)易加速了能源消耗和環(huán)境污染[4-5]。因此，貿(mào)易開放對環(huán)境污染在何種程度上產(chǎn)生了什么樣的影響，便成為學(xué)術(shù)界爭論的焦點，也必然是相關(guān)宏觀政策制定的重要依據(jù)。

早在20世紀(jì)70年代，就有學(xué)者認(rèn)為，經(jīng)濟增長將會受到自然資源和環(huán)境污染的約束而不能長期持續(xù)，人們必須降低經(jīng)濟發(fā)展的速度，以保護賴以生存的環(huán)境[6]。然而這只是理論分析，并沒有得到實證的檢驗。直到20世紀(jì)90年代，全球環(huán)境監(jiān)控系統(tǒng)（GEMS）為經(jīng)濟增長和環(huán)境污染的關(guān)系的實證研究提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。Grossman和Krueger首次以SO2和煙塵的排放為例，指出了污染物與人均收入之間存在“倒U型”關(guān)系（即環(huán)境庫茲涅茨曲線），并將貿(mào)易開放納入模型之中，提出了貿(mào)易開放對環(huán)境污染影響的“規(guī)模效應(yīng)”、“技術(shù)效應(yīng)”和“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”[7]。后來，Copeland和Taylor通過構(gòu)建南北貿(mào)易模型，完善了貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系的理論研究[8]。然而，關(guān)于貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響方向，迄今為止仍存在很大爭議。目前被大部分學(xué)者所支持的理論框架是由Antweiler等提出來的，認(rèn)為當(dāng)其他因素不變時，貿(mào)易自由化對環(huán)境的影響取決于國家的類型，并依賴于該國的比較優(yōu)勢，即貿(mào)易自由化與污染排放之間并非單一的線性關(guān)系[9]。Antweiler等的理論框架包含了一個以比較優(yōu)勢為理論基礎(chǔ)的“要素稟賦假說”，以及一個“污染天堂假說”（Pollution Havens），進而代表內(nèi)生環(huán)境規(guī)制的人均收入水平和要素稟賦共同決定貿(mào)易模式。要素稟賦假說認(rèn)為，貿(mào)易自由化會使資本要素相對豐裕的發(fā)達國家的環(huán)境惡化，而勞動要素相對豐裕的發(fā)展中國家的環(huán)境將會得到改善。污染天堂假說則認(rèn)為，人均收入較低的發(fā)展中國家會具有相對寬松的環(huán)境政策，使得他們在污染密集型產(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢，而人均收入較高的發(fā)達國家的環(huán)境政策相對嚴(yán)格，在清潔產(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢，因此貿(mào)易開放將導(dǎo)致發(fā)展中國家成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的避難所。

針對以上情況，國內(nèi)學(xué)者也展開了大量貿(mào)易與環(huán)境問題的研究。包群和彭水軍利用1996-2000年中國省級面板數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易開放對六類污染物排放的影響，發(fā)現(xiàn)針對不同的污染物排放，其影響方向和效果有所不同[10]。李鍇、齊紹洲利用中國1997-2008年30個省市的面板數(shù)據(jù)，考察了貿(mào)易開放與中國CO2排放之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在CO2排放方面，貿(mào)易開放對環(huán)境的影響是負面的[11]。彭水軍等基于2005-2010年中國251個地級市的面板數(shù)據(jù)，分析了貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對三類污染物排放的影響，并通過不同虛擬變量的引入，考察對于SO2和煙塵指標(biāo)，同時存在貿(mào)易開放帶來的要素稟賦效應(yīng)和污染天堂效應(yīng)[12]。林伯強、鄒楚沅利用2000-2011年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，實證研究了“世界—中國”和“東部—西部”兩種經(jīng)濟活動轉(zhuǎn)移過程中的環(huán)境污染機制，并得出結(jié)論，東西部經(jīng)濟轉(zhuǎn)移過程也會加速東西部的污染轉(zhuǎn)移過程[13]。張艷磊等采用農(nóng)資生產(chǎn)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，證實了中國農(nóng)資產(chǎn)品出口存在“污染天堂效應(yīng)”，為中國環(huán)境規(guī)制政策制定和農(nóng)資產(chǎn)品出口關(guān)稅設(shè)計提供了參考依據(jù)[14]。

綜合已有文獻，在采用計量模型對中國貿(mào)易與環(huán)境問題的研究中，大部分使用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，且研究選取了不同類別的指標(biāo)，缺乏針對性。本文在環(huán)境污染指標(biāo)的選取中，只針對中國的水環(huán)境污染進行研究，并合理地選取水污染指標(biāo)，以確保研究的針對性和有效性。同時，考慮到水環(huán)境污染物的排放具有動態(tài)變化的特征，本文放寬了模型靜態(tài)的假設(shè)，采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行估計。模型通過采用合適的滯后項作為工具變量，有助于解決人均收入和貿(mào)易開放之間可能存在的內(nèi)生性問題。最后，在基本模型驗證的基礎(chǔ)上，本文通過加入不同的虛擬變量與貿(mào)易開放度的交叉項，進一步對“污染天堂效應(yīng)”和“資源稟賦效應(yīng)”進行識別，驗證兩種假說在中國水環(huán)境污染情況中是否成立；另外通過加入地區(qū)虛擬變量的交叉項，本文也將考察中國東西部在貿(mào)易開放影響水環(huán)境污染方面的差別。

二、模型構(gòu)建

（一）理論模型

本文的實證研究選取Copeland和Taylor[8]、Antweiler等[9]的分析框架。模型考慮小型的開放經(jīng)濟體系，該體系所面臨的世界市場價格Pw是確定的。且僅有資本K和勞動L兩種要素，生產(chǎn)X和Y兩種最終產(chǎn)品。其中X在生產(chǎn)過程中產(chǎn)生污染，而Y則不產(chǎn)生。假定以產(chǎn)品Y為基準(zhǔn)計價單位（Py=1），產(chǎn)品X的相對價格為P。由于貿(mào)易壁壘的存在，使得經(jīng)濟體商品X的價格不同于世界價格Pw，且可以表示為：

在以上三個方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制變量，交叉項為lnO與各虛擬變量的乘積。根據(jù)污染天堂假說，通常收入水平越低的地區(qū)，其環(huán)境污染規(guī)制越寬松，也越可能成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的“避難所”。故在式（7）中加入虛擬變量IDum（收入虛擬變量）來捕捉可能存在的污染天堂效應(yīng)。而根據(jù)要素稟賦假說，資本密集程度高的地區(qū)往往具有更高的污染排放強度，貿(mào)易開放將使得資本勞動比率高的部門成為污染密集型產(chǎn)業(yè)，因此貿(mào)易會引致該地區(qū)的環(huán)境污染排放加重，故在式（8）中加入虛擬變量KLDum（資本密集程度虛擬變量）來捕捉可能存在的要素稟賦效應(yīng)。另外，由于受地理因素和相關(guān)經(jīng)濟政策的影響，中國東西部的貿(mào)易開放程度存在明顯差異，為了考察這種明顯存在的差異，在式（9）中引入虛擬變量ReDum（地區(qū)虛擬變量）來捕捉可能存在的區(qū)域異質(zhì)性。

三、數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文所使用的數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》中分地區(qū)的省市級資料。具體樣本為中國31個省市（包括4個直轄市）2004-2013年10年間的面板數(shù)據(jù)。針對模型中不同的變量，本文結(jié)合具體情況和前人的研究選取了相應(yīng)合理的指標(biāo)，具體情況如下。

其一，水污染物排放指標(biāo)lnP。水污染的來源主要有居民生活中排放的廢水（生活污水）和人類生產(chǎn)過程中排放的廢水（工業(yè)廢水）兩大類。從水污染的化學(xué)指標(biāo)出發(fā)水污染指標(biāo)根據(jù)其性質(zhì)可以分為物理指標(biāo)、化學(xué)指標(biāo)和生物指標(biāo)，考慮到指標(biāo)獲取的難易程度和可監(jiān)測的準(zhǔn)確程度，本文只選取水污染的化學(xué)指標(biāo)進行研究，而不考慮其物理指標(biāo)和生物指標(biāo)的污染狀況。，本文所選取的水污染物指標(biāo)包括有機污染物指標(biāo)和無機污染物指標(biāo)兩種。水環(huán)境的有機污染主要來自碳水化合物、蛋白質(zhì)、脂肪等物質(zhì)，由于其種類繁雜，難以逐一定量，但上述有機物都有被氧化的共性，即在氧化分解中需要消耗大量的氧。所以本文選取化學(xué)需氧量（Chemical Oxygen Demand， COD）排放量及排放強度作為研究的有機污染物指標(biāo)排放強度為單位GDP內(nèi)的污染物排放量。。在水環(huán)境的無機污染中，污水中的氮為植物的營養(yǎng)物質(zhì)，而過量的氨氮排放使天然水體中的藻類大量生長和繁殖，水體產(chǎn)生富營養(yǎng)化現(xiàn)象。所以本文選取氨氮排放量及排放強度作為研究的無機污染物指標(biāo)。而本文所選取的兩類污染物指標(biāo)可以涵蓋生活污水和工業(yè)廢水兩大污染來源，具有一定的針對性和代表性。

其二，人均收入lnI。根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）假說，人均收入水平是影響污染物排放的重要控制變量。本文選取各省市的人均GDP作為代表人均收入的指標(biāo)進行研究，并考察基本模型中一次項和二次項的估計系數(shù)，進一步驗證經(jīng)濟增長的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)在中國水污染中的曲線軌跡。

其三，資本勞動比率lnKL。資本密集程度較高的部分往往污染程度也較高，因此資本勞動比率可以用來反映生產(chǎn)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對環(huán)境產(chǎn)生的影響。參照林伯強等人的做法[13]，本文用人均資本存量作為指標(biāo)反映資本勞動比率的大小。人均資本存量用資本存量除以年末就業(yè)人數(shù)得到。其中各省市各年份的資本存量根據(jù)張軍等人的方法計算得出[20]。

其四，貿(mào)易豐裕度lnO。根據(jù)前人的研究，本文用各省市相關(guān)年份的進出口總額占其GDP的比重作為指標(biāo)，代表其貿(mào)易豐裕度。由于貿(mào)易的原始數(shù)據(jù)單位為美元，本文采用相關(guān)年份的平均匯率將其轉(zhuǎn)化為人民幣再進行計算得出貿(mào)易豐裕度的大小。該控制變量用來衡量貿(mào)易開放對水環(huán)境影響的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

其五，虛擬變量。如前文指出，本文通過分別引入虛擬變量IDum和KLDum，在基本模型的基礎(chǔ)上將考察貿(mào)易開放的污染天堂效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)在中國水環(huán)境污染方面是否存在。其中IDum為收入虛擬變量，以人均收入水平為標(biāo)準(zhǔn)，其收入水平在中位數(shù)以上的省市取值為1，否則為0。KLDum為資本密集程度虛擬變量，以人均資本存量為標(biāo)準(zhǔn)，其水平在中位數(shù)以上的省市取值為1，否則為0。此外，ReDum為本文引入的地區(qū)虛擬變量，西部10個省市取值為1，其他省市為0西部10個省市包括：西北五省的陜西省、甘肅省、青海省、寧夏省和新疆維吾爾族自治區(qū)以及西南五省市的重慶市、四川省、貴州省、云南省和西藏自治區(qū)。。

四、回歸結(jié)果分析

（一）基本模型估計結(jié)果

公式（6）用被解釋變量（污染排放）的一階滯后項表征動態(tài)面板的同時采用兩步估計法對模型結(jié)果進行估計。同時，為了解決模型可能存在的異方差問題，參數(shù)估計的標(biāo)準(zhǔn)誤采用穩(wěn)健估計量。具體模型估計結(jié)果如表1所示。

從模型整體檢驗結(jié)果看，四個基本模型AR1統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，且AR2統(tǒng)計量均不顯著，說明模型擾動項的差分均存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故接受“擾動項無自相關(guān)”的假設(shè)，可以使用差分GMM模型。所有模型的Sargan統(tǒng)計量均顯著，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。

表1的估計結(jié)果顯示，四個基本模型的滯后一期的水污染指標(biāo)均顯著為正，說明水污染的排放量和排放強度的調(diào)整確實是一個連續(xù)、動態(tài)的積累過程，進一步表明本文的動態(tài)模型設(shè)定形式是有效的。通過對EKC方程形式的估計可以發(fā)現(xiàn)，對于有機污染的化學(xué)需氧量排放和無機污染的氨氮排放（無論是排放量還是排放強度），人均收入的一次項系數(shù)均顯著為負，而二次項系數(shù)均顯著為正，說明人均收入和水污染排放之間呈現(xiàn)顯著的“U”形關(guān)系，即對于中國水污染排放，經(jīng)濟增長的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)與“EKC假說”結(jié)論相反。四個基本模型中反映直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)的資本勞動比率系數(shù)均不顯著，這可能是由于生活污水排放在整個水污染排放中所占比重較大，而導(dǎo)致反映生產(chǎn)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的資本勞動比率對污染排放的影響不顯著。四個基本模型中反映貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)的系數(shù)lnO均顯著為正，這表明貿(mào)易開放度提高加劇了中國水環(huán)境的污染排放。值得注意的是，這一結(jié)論與彭水軍等[12]在水污染排放中得出的結(jié)論截然相反。本文認(rèn)為這可能是他們關(guān)于水污染的研究指標(biāo)選取為廢水排放量和排放強度，而并非剝離出主要的有機污染物和無機污染物排放指標(biāo)而導(dǎo)致的。

（二）污染天堂效應(yīng)、要素稟賦效應(yīng)和區(qū)域異質(zhì)性檢驗

環(huán)境污染監(jiān)管和要素稟賦共同決定一個經(jīng)濟體的比較優(yōu)勢。本部分通過引入貿(mào)易開放度的相關(guān)交叉項來識別決定中國水環(huán)境污染密集型產(chǎn)品貿(mào)易模式的比較優(yōu)勢來源，即實證研究污染天堂效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)在中國水環(huán)境污染中是否存在，二者又是如何作用于貿(mào)易引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，并就貿(mào)易開放對中國水環(huán)境影響可能存在的區(qū)域異質(zhì)性進行檢驗。具體的模型是在基本模型的基礎(chǔ)上，采用公式（7）、（8）、（9）的形式進行驗證。模型估計結(jié)果如表2和表3所示。

在加入收入虛擬變量之后，無論是對于化學(xué)需氧量這一有機物排放指標(biāo)還是氨氮這一無機物排放指標(biāo)，交叉項回歸系數(shù)與lnO回歸系數(shù)相比均顯著增大，且彈性值增大為原來的10倍左右。說明與低收入地區(qū)相比，高收入地區(qū)的貿(mào)易開放會導(dǎo)致水環(huán)境污染排放的加劇，即對于中國水環(huán)境污染并不存在污染避風(fēng)港效應(yīng)。在加入資本勞動比虛擬變量之后，交叉項回歸系數(shù)與lnO回歸系數(shù)相比均顯著縮小。說明隨著貿(mào)易開放程度增加，資本勞動比較低地區(qū)的污染排放水平要高于資本勞動比較高的地區(qū)，即對于中國水環(huán)境污染也不存在要素稟賦效應(yīng)。在加入地區(qū)虛擬變量之后，交叉項回歸系數(shù)顯著為負，說明對于中國西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，貿(mào)易開放會降低其水污染排放，相反對于中東部經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)，貿(mào)易開放會增加其水污染排放。

五、結(jié)論與討論

本文基于2004-2013年10年間中國31個省市的面板數(shù)據(jù)，結(jié)合動態(tài)面板數(shù)據(jù)和差分GMM估計方法，實證研究了貿(mào)易開放引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對中國水環(huán)境污染的影響。與已有文獻相比，本研究只針對中國水環(huán)境污染，選取化學(xué)需氧量和氨氮排放作為指標(biāo)進行研究，另外，通過引入貿(mào)易開放的各種交叉項，進一步考察了中國水環(huán)境污染的“污染天堂效應(yīng)”、“要素稟賦效應(yīng)”以及可能存在的區(qū)域異質(zhì)性。研究得到以下主要結(jié)論。

基本模型的回歸結(jié)果顯示，對于有機污染的化學(xué)需氧量排放指標(biāo)和無機污染的氨氮排放指標(biāo)，貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)導(dǎo)致中國水環(huán)境污染排放顯著增加。從彈性值看，貿(mào)易開放引致的中國水環(huán)境污染排放小于經(jīng)濟增長的規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)。這表明，經(jīng)濟發(fā)展是導(dǎo)致中國水環(huán)境污染加劇的主要因素，而貿(mào)易開放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也會在一定程度上增加中國水污染的排放。另外，從環(huán)境庫茲涅茨曲線的驗證看，中國水環(huán)境污染隨經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)“U”形軌跡，即在2004-2013年10年期間，中國水環(huán)境污染排放隨人均收入水平增加先減少后增加。

通過加入貿(mào)易開放的各種交差項識別決定中國貿(mào)易開放結(jié)構(gòu)效應(yīng)的比較優(yōu)勢來源，本文研究進一步得出結(jié)論，對于有機污染的化學(xué)需氧量排放指標(biāo)和無機污染的氨氮排放指標(biāo)，中國貿(mào)易開放過程中并不存在所謂的“污染天堂效應(yīng)”和“要素稟賦效應(yīng)”。但值得注意的是，隨著資本要素積累和污染密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，中國越來越多的資本密集型產(chǎn)業(yè)將獲得比較優(yōu)勢，進而污染密集型產(chǎn)品的出口增加，這也將加劇中國水環(huán)境污染的進一步惡化。因此，需要通過不斷完善中國水資源環(huán)境管理體系，實施最為嚴(yán)格的水污染監(jiān)控管制，從而避免可能發(fā)生的貿(mào)易引致的中國水環(huán)境污染的進一步惡化。

最后，本文對中國水環(huán)境污染的指標(biāo)選取為包括生活污水和工業(yè)廢水一起的化學(xué)污染指標(biāo)。事實上，生活污水在整個水污染排放中占據(jù)了較大的比重，這也可能影響中國水污染“污染天堂效應(yīng)”和“要素稟賦效應(yīng)”的實證結(jié)果。在今后的研究中，進一步剝離出貿(mào)易開放分別對中國生活污水和工業(yè)廢水排放的影響將是一個值得深入研究的方向。

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Abstract： Based on the panel data of 31 provinces in China from 2004 to 2013， this article utilized dynamic panel model and differential GMM estimation and chose chemical oxygen demand （COD） and ammonia nitrogen （AN） to be the organic and inorganic pollutant indicators. It did empirical research on Chinas water environment pollution discharge induced by the structure effect of trade openness. The research results show that the scale and technical effects of economic growth are the main effects influencing on water environment pollution discharge， and the direct structure effects of economic growth influencing on water environment pollution discharge is not significant. The structure effect of trade openness aggravates Chinas water environment pollution discharge to a certain extent. By leading in relevant cross terms of trade openness， we can distinguish the source of comparative advantage determining structure effects of trade openness. It is found that there exist no pollution heaven effect and factor endowment effect on Chinas water environment pollution. The structure effect of trade openness can lead to lower water pollution discharge in western part that is less developed， but can increase the water pollution discharge in the mideastern China.

Key words： trade openness； water environment pollution； factor endowment effect； pollution heaven effect； dynamic panel data

（責(zé)任編輯 傅旭東）