貿(mào)易對環(huán)境污染的影響——基于GMM方法的實證研究

黃順武，史言信

（1.合肥工業(yè)大學(xué) 人文經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230009；2.江西財經(jīng)大學(xué) 當(dāng)代財經(jīng)雜志社，江西 南昌 330013）

一、引言

20世紀(jì)90年代初以來，國際貿(mào)易快速擴張，各國貿(mào)易依存度顯著增加，與之相伴的是環(huán)境問題日益突出。在國際貿(mào)易領(lǐng)域，“綠色壁壘”的不斷強化成為國際貿(mào)易的新趨勢，貿(mào)易與環(huán)境的矛盾日益突出。從本質(zhì)上來說，這是具有內(nèi)在增長機制的貿(mào)易活動對自然資源需求的無限性和具有內(nèi)在穩(wěn)定性機制的生態(tài)環(huán)境對資源供給的有限性之間的矛盾。貿(mào)易對環(huán)境產(chǎn)生了何種程度的影響，既是各國與國際社會制定相關(guān)政策的重要依據(jù)，也必然成為學(xué)術(shù)界研究的重點。

Grossman和Krueger（1991）[1]提出貿(mào)易對環(huán)境的影響劃分為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的思想。①基于這一思想，Antweiler等（2001）[2]首次將貿(mào)易對環(huán)境的影響模型化，從而提供了一個理論分析框架。后人的研究基本上建立在這一思想和框架之上，盡管相關(guān)研究的結(jié)論差異顯著，但在某些方面已經(jīng)達(dá)成了共識，即規(guī)模效應(yīng)惡化環(huán)境、技術(shù)效應(yīng)改善環(huán)境、結(jié)構(gòu)效應(yīng)對環(huán)境的影響不確定，貿(mào)易對環(huán)境的影響取決于三種效應(yīng)的綜合結(jié)果。

一些學(xué)者對此進行了實證研究?；?971-1996年43個國家的SO2數(shù)據(jù)，Antweiler等（2001）運用模板數(shù)據(jù)模型的檢驗方法，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對SO2集中度的規(guī)模效應(yīng)為正、技術(shù)效應(yīng)為負(fù)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)；由于技術(shù)效應(yīng)大于規(guī)模效應(yīng)，因而貿(mào)易自由化總體上可能減少了污染。Cole（2004）[3]選擇了6種污染物作為環(huán)境指標(biāo)，考察了貿(mào)易對發(fā)達(dá)國家環(huán)境的影響。這些結(jié)果表明，貿(mào)易對環(huán)境的影響是混合的，難以判斷出發(fā)達(dá)國家的污染產(chǎn)業(yè)發(fā)生了轉(zhuǎn)移以及貿(mào)易是否總體上減少了污染。由于人均GDP既代表產(chǎn)出，也代表收入，難以將規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)明確分開，因而Cole和Elliott（2003）[4]將二者合稱為規(guī)模技術(shù)效應(yīng)。他們的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化減少了SO2和BOD排放，但增加了CO2和NOX排放。Copeland和Taylor（2005）[5]指出，為了分析貿(mào)易對環(huán)境的影響，不僅要考慮貿(mào)易的內(nèi)生性，還要關(guān)注收入的內(nèi)生化。Frankel和Rose（2005）[6]從新古典增長理論出發(fā)，借助一個雙邊貿(mào)易和內(nèi)生增長的引力模型，成功地將貿(mào)易和收入內(nèi)生化；同時，基于1990年41個國家的橫截面數(shù)據(jù)，他們得出了貿(mào)易有助于減少SO2排放的結(jié)論。

然而，相關(guān)研究均沒有考慮貿(mào)易對環(huán)境的動態(tài)調(diào)整問題，也未能處理好序列相關(guān)等計量問題。本文將借鑒Frankel和Rose（2005）構(gòu)建的環(huán)境質(zhì)量模型將貿(mào)易和收入變量內(nèi)生化，也將遵循Cole和Elliott（2003）的方法將貿(mào)易對環(huán)境的影響劃分為規(guī)模技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。本文將在模型中加入因變量的滯后項使其動態(tài)化，并將擴展樣本范圍和區(qū)間，還對樣本進行了新的分類。

二、模型、方法與數(shù)據(jù)

（一） 模型

1.貿(mào)易對環(huán)境的影響：基本模型

參考 Cole和 Elliott（2003）、Frankel和 Rose（2005） 以及 Managi等（2008）[7]的研究方法，我們采用以下的實證模型：

其中，i代表國別，t表示年份。E代表人均污染物（CO2、SO2和BOD） 排放量，為減少異方差，我們采用對數(shù)形式。我們在模型中加入因變量的滯后項，是為了使模型動態(tài)化（Arellano和Bond，1991），[8]從而有助于區(qū)分短期效應(yīng)與長期效應(yīng)。Y為人均收入（即人均GDP）；K為資本勞動比；T為貿(mào)易依存度，是一國進出口貿(mào)易總額與GDP之比；RK和RS為相對資本勞動比和相對人均收入，即一國與世界平均水平相比的資本勞動比和人均收入，用來表示一國的比較優(yōu)勢；Oslo、Kyoto和WH均為啞變量，②相關(guān)國際公約批準(zhǔn)國為1，其他為0；ε為隨機誤差項。Y和Y2反映收入（或產(chǎn)出）對污染排放的影響，用來估計規(guī)模技術(shù)效應(yīng)（Cole和Elliott，2003）。此外，三個啞變量也用來補充反映規(guī)模技術(shù)效應(yīng) （Managi等，2008）。

式（1）中，右邊第5-13項用來估計結(jié)構(gòu)效應(yīng)。影響結(jié)構(gòu)效應(yīng)的一個主要因素是一國的比較優(yōu)勢。根據(jù)Antweiler（2001） 和Cole和Elliott（2003） 的看法，影響比較優(yōu)勢的三個主要因素分別來自要素稟賦、環(huán)境規(guī)制和貿(mào)易開放度。一般來說，資本要素豐富的國家具有較高的資本勞動比，更多地從事資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，從而可能產(chǎn)生較多的污染（第5-7、9-13項反映了這一效應(yīng)）。然而，由于環(huán)境規(guī)制會增加生產(chǎn)成本（Levinson和Taylor，2002），[10]因此，即使一國在資本密集型產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢，如果該國實行了較嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，那么其比較優(yōu)勢也將會削弱，從而減少其污染排放（第7項反映了這一效應(yīng)）。同時，貿(mào)易開放度的提高可能產(chǎn)生兩方面的效應(yīng)：一方面，將增加資本要素豐富國家的資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，從而將增加污染排放（第9-10項反映了這一效應(yīng)）；另一方面，也可能產(chǎn)生“污染天堂假說”現(xiàn)象，即資本密集型產(chǎn)業(yè)從環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格的國家（發(fā)達(dá)經(jīng)濟體）轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制寬松的國家（非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體），從而產(chǎn)生污染轉(zhuǎn)移（第11-13項反映了這一效應(yīng)）。

2.貿(mào)易對環(huán)境的影響：短期彈性模型與長期彈性模型

為了進一步考察貿(mào)易對環(huán)境的影響，我們使用貿(mào)易對污染排放的彈性（即貿(mào)易開放度每上升一個百分點所引起的污染排放變動的百分點）來分析。短期效應(yīng)與長期效應(yīng)的區(qū)別主要在于是否考慮變量的動態(tài)調(diào)整，在本文中，這就在于是否考慮因變量的滯后項。考慮其滯后項，則為長期效應(yīng)；反之，則為短期效應(yīng)。

根據(jù)上文的分析，我們將式（1）的右邊劃分為規(guī)模技術(shù)效應(yīng)（第3、4、14-16項）和結(jié)構(gòu)效應(yīng)（第5-13項）。我們注意到，結(jié)構(gòu)效應(yīng)又可以劃分為兩部分：含T項（第8-13項） 和不含T項（第5-7項）。我們分別稱之為直接貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)和間接貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)（通過收入的變化而發(fā)生作用）。

由于收入在本模型中的重要性，為了計算貿(mào)易彈性，我們需要一個收入方程。我們采用Frankel和 Romer（1999）、[11]Managi等 （2008） 提出的收入模型：

其中，P表示人口，H表示人力資本投資（以人均教育年限來代表），μ為隨機誤差項。由式（2）可求得貿(mào)易的短期收入彈性為β2。進一步地，由式（1）可推導(dǎo)出貿(mào)易的短期污染彈性（具體過程略）：

同理，由式（2）可求得貿(mào)易的長期收入彈性為β2/(1-β1)，令其等于γ。進一步地，由式（1） 可推導(dǎo)出貿(mào)易的長期污染彈性（具體過程略）：

（二） 方法

我們使用Arellano和Bond（1991） 提出的差分廣義矩估計方法(generalized method of moments,GMM)來估計模型，即DIF-GMM估計(first-differenced GMM)。該方法的基本思路是先對模型差分，然后用一組滯后的解釋變量作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量。這種方法不僅可以借助適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞縼砜刂苾?nèi)生性的問題，而且便于進行動態(tài)調(diào)整，還可以比較有效地解決OLS（最小二乘法）、FE（面板模型的固定效應(yīng)方法）可能產(chǎn)生的序列相關(guān)等諸多計量問題。我們使用貿(mào)易開放度和人均收入變量的滯后一期作為工具變量，將因變量的滯后項納入模型中，這不僅可以使模型動態(tài)化，還有助于考察短期與長期效應(yīng)的差異。此外，我們還對總樣本進行分類，并基于同樣的方法對三個子樣本進行參數(shù)估計，然后根據(jù)所得參數(shù)和各子樣本數(shù)據(jù)的平均值估算出各彈性值。我們使用SPSS16.0作為數(shù)據(jù)處理的計量軟件。

（三） 數(shù)據(jù)

本文選擇的污染物指標(biāo)為人均CO2（全球氣候變暖的主要污染源）、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標(biāo)）的排放量（噸）；收入水平指標(biāo)選擇的是“按當(dāng)期價格計算的人均GDP”，這兩項數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。貿(mào)易開放度指標(biāo)選擇的是貿(mào)易依存度，即一國的進出口總額與其GDP之比，原始數(shù)據(jù)來源于《世界銀行發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫》 （WDI）。此外，資本勞動比以及收入方程中的人口和人力資本的數(shù)據(jù)也來自WDI。其中，資本采用“固定資本存量”數(shù)據(jù)（對于沒有此數(shù)據(jù)的一些國家，我們采用“總資本形成”的數(shù)據(jù)替代）；勞動使用“參與經(jīng)濟活動人口”的數(shù)據(jù)。相對資本—勞動比和相對收入比的數(shù)據(jù)是我們根據(jù)各國的相應(yīng)數(shù)值與世界的平均值計算得出。

由于不同數(shù)據(jù)包含的國家個體和時間跨度都存在差異，我們以最大樣本容量為原則，選擇具有公共交叉部分的數(shù)據(jù)進行保留，最終確定時間區(qū)間為1990-2006年的112個國家作為樣本總體。需要說明的是，由于一些國家相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，我們在考察CO2和BOD時使用的樣本國的數(shù)量分別是93個和85個。

為了進一步考察短期效應(yīng)彈性與長期效應(yīng)彈性，我們將全體樣本劃分為三個子樣本（即三類國家）：發(fā)達(dá)經(jīng)濟體（主要由OECD國家組成，共27個；墨西哥、土耳其、韓國盡管目前屬于OECD國家，但考慮到其在樣本期間的長期特點，我們將其列入新興市場經(jīng)濟體）、新興市場經(jīng)濟體（主要由目前比較盛行的關(guān)于新興市場經(jīng)濟體的概念，即“金磚四國”、“VISTA五國”、“金鉆十一國”以及其他一些公認(rèn)的新興經(jīng)濟體等組成，共21個）和其他經(jīng)濟體（包括除新興市場經(jīng)濟體外的部分其他發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)軌國家，共64個）。

三、檢驗結(jié)果與分析

我們檢驗與估計的順序是：首先，運用DIF-GMM方法（以貿(mào)易開放度和人均收入作為工具變量）對式（2）進行參數(shù)估計（具體結(jié)果見表1）；③第二，我們將全體樣本分為三類子樣本（即發(fā)達(dá)經(jīng)濟體、新興市場經(jīng)濟體和其他經(jīng)濟體），并基于同樣的方法對三個子樣本進行參數(shù)估計；第三，利用式（2）、總樣本及子樣本數(shù)據(jù)估計出β2、β1（進而γ） 值；最后，根據(jù)所得參數(shù)以及各樣本數(shù)據(jù)的平均值估算出式（3）—（12）的各彈性值（具體結(jié)果見表2和表3）。

Sargan檢驗和二階自回歸的結(jié)果表明，我們在GMM模型中使用的工具變量是有效的，并且在誤差項中不存在序列相關(guān)。對于樣本總體及三類國家，表2和表3顯示了貿(mào)易開放度對污染排放的各種短期和長期彈性。檢驗結(jié)果表明，除極少數(shù)幾個變量外，各變量及各種彈性值均具有統(tǒng)計上的顯著性。

無論何種污染物，因變量（污染排放量）的滯后項均顯著為正，但均小于1。這表明，前期排放量會影響當(dāng)期的污染排放量。這也意味著，當(dāng)期的貿(mào)易開放度不僅影響當(dāng)期的環(huán)境，還將影響未來的環(huán)境。這說明，貿(mào)易對環(huán)境影響的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)是有差異的。對比表2和表3提供的數(shù)據(jù)，我們也發(fā)現(xiàn)貿(mào)易對環(huán)境影響的長期彈性要顯著大于短期彈性。可見，貿(mào)易對環(huán)境的影響具有延長性和累積性；這也證明了考慮變量的動態(tài)調(diào)整是合理的。

對于任何一種污染物（CO2、SO2和BOD），幾乎所有的解釋變量（包括貿(mào)易開放度、人均收入、資本勞動比及其交乘項）在統(tǒng)計上都具有顯著性，這與相關(guān)研究的結(jié)果有些不同（見表2，根據(jù)前文關(guān)于研究方法的說明，我們認(rèn)為本文的結(jié)果更為有效），其原因可能在于數(shù)據(jù)區(qū)間與范圍的差異（相比其他研究，本文研究的區(qū)間和范圍是最廣的），更可能在于研究方法的區(qū)別（不同于相關(guān)研究所使用的OLS或面板數(shù)據(jù)的FE或RE方法，我們使用的是帶有工具變量的動態(tài)GMM方法）。

基于表1、表2和表3的檢驗結(jié)果，以下我們分別從規(guī)模技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總效應(yīng)三個方面來分析貿(mào)易對環(huán)境的影響。

（一）規(guī)模技術(shù)效應(yīng)

收入項Y的系數(shù)在CO2、SO2中顯著為正，而Y2項的系數(shù)顯著為負(fù)。這表明，對于CO2、SO2，隨著收入的增加，人們對更好環(huán)境的追求使得技術(shù)效應(yīng)逐漸超過規(guī)模效應(yīng)，從而導(dǎo)致整體的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)為負(fù)。從表2和表3可看出，對于發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，貿(mào)易開放度對CO2和SO2排放的規(guī)模技術(shù)彈性值（無論短期還是長期）均顯著為負(fù)；而對于其他兩類國家，則顯著為正。也就是說，收入增加引起了發(fā)達(dá)經(jīng)濟體環(huán)境的改善，卻引起了新興市場經(jīng)濟體和其他經(jīng)濟體環(huán)境的惡化。究其原因，就各類國家的平均狀況而言，對于非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，由于較低的收入水平放松了環(huán)境規(guī)制而導(dǎo)致規(guī)模效應(yīng)超過技術(shù)效應(yīng)；而對于發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，由于較高的收入水平強化了環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致技術(shù)效應(yīng)超過了規(guī)模效應(yīng)。我們還注意到，無論何類國家，貿(mào)易對CO2的彈性均顯著小于對SO2的彈性。其原因可能在于，人們對于SO2危害性的認(rèn)識要遠(yuǎn)比CO2清晰，從而引起二者在環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格程度上技術(shù)效應(yīng)的差異。

表1 污染排放的決定因素（DIF-GMM、OLS、FE）

對于BOD，收入項Y的系數(shù)顯著為負(fù)，Y2項的系數(shù)也顯著為負(fù)。無論短期還是長期，對于除新興市場經(jīng)濟體外的其他兩類國家以及全體樣本國，其貿(mào)易對BOD排放的彈性ηst均顯著為負(fù)，盡管非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的彈性值要顯著小于發(fā)達(dá)經(jīng)濟體。這說明，收入的增加所引起的技術(shù)效應(yīng)一開始就超過了規(guī)模效應(yīng)。這可能是由于人們對水污染的敏感程度顯著地強于大氣污染而對水污染排放制定了更高的規(guī)制要求，也可能是由于治理水污染的成本要低于大氣污染（比如，非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體可以以較低成本從發(fā)達(dá)經(jīng)濟體引進治理水污染的技術(shù)） （Cheremisinoff，2001）。[12]

表2 貿(mào)易對環(huán)境的短期彈性（DIF-GMM）

啞變量Oslo的符號顯著為負(fù)。這表明，批準(zhǔn)《奧斯陸協(xié)議》的國家比未批準(zhǔn)的國家具有較低的SO2排放；也就是說，該協(xié)議在減少SO2排放上是有效的。這也進一步證明了貿(mào)易開放對于SO2排放的技術(shù)效應(yīng)是顯著有效的。相比而言，啞變量Kyoto和WH的符號盡管為負(fù)，但不顯著。這表明，在我們的樣本期內(nèi)，二者在減少CO2和BOD排放上是無效的。這可能是與相關(guān)國家執(zhí)行協(xié)議不力有關(guān)，也可能與兩個條約的執(zhí)行時間相對較短有關(guān)。

（二）結(jié)構(gòu)效應(yīng)

我們注意到，資本勞動比K均顯著為正，而K2均顯著為負(fù)。這表明，資本勞動比的提高（即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變）導(dǎo)致人均污染排放的增加，但排放增加的速度是遞減的。我們還注意到，資本勞動比與收入交乘項的符號均顯著為正。這說明，隨著產(chǎn)出的擴大，生產(chǎn)技術(shù)的變化強化了資本密集型產(chǎn)品的比較優(yōu)勢，從而惡化了環(huán)境，貿(mào)易對環(huán)境的間接結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性ηic均顯著為正也證明了這一點。

貿(mào)易對環(huán)境結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響主要依賴于比較優(yōu)勢，而比較優(yōu)勢主要取決于兩個因素：一是要素稟賦，二是環(huán)境規(guī)制的嚴(yán)格程度。但二者的影響方向剛好相反，二者共同決定了貿(mào)易對環(huán)境直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)的彈性。一般來說，貿(mào)易開放度提高增強了資本要素相對豐富國家在資本密集型產(chǎn)品上的比較優(yōu)勢，使其資本密集型產(chǎn)業(yè)擴張，從而增加了污染排放。同時，隨著貿(mào)易的擴張，一國往往會實行更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，這會削弱該國在資本密集型產(chǎn)品上的比較優(yōu)勢，從而減少污染排放。因此，貿(mào)易對環(huán)境的直接貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)最終取決于二者的比較：如果要素稟賦的影響超過環(huán)境規(guī)制，則該效應(yīng)為正；反之則為負(fù)。我們注意到，就平均水平來說，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，相對收入和相對資本勞動比均大于1，而非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體均小于1。這表明，發(fā)達(dá)經(jīng)濟體具有較嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制和較顯著的資本要素稟賦；而非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體剛好相反，具有較寬松的環(huán)境規(guī)制和較顯著的勞動要素稟賦。表2和表3顯示，貿(mào)易對環(huán)境的直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)的彈性ηdc在發(fā)達(dá)經(jīng)濟體顯著為負(fù)，但在新興市場經(jīng)濟體和其他經(jīng)濟體均顯著為正。這表明，就直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)來說，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，環(huán)境規(guī)制效應(yīng)的作用超過要素稟賦的作用，從而總體上減少了污染排放；在非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，要素稟賦的作用超過環(huán)境規(guī)制效應(yīng)的作用，從而總體上增加了污染排放。

表3 貿(mào)易對環(huán)境的長期彈性（DIF-GMM）

（三） 總效應(yīng)

對于發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，就平均水平而言，其貿(mào)易開放度、資本勞動比和人均收入在三類國家中均是最高的。無論何種污染物，盡管由于間接結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正且大于直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)從而使得結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正，但規(guī)模技術(shù)效應(yīng)和直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)均顯著為負(fù)，并且規(guī)模技術(shù)效應(yīng)大于結(jié)構(gòu)效應(yīng)，最終導(dǎo)致貿(mào)易對環(huán)境的總效應(yīng)為負(fù)，即貿(mào)易總體上促進了發(fā)達(dá)經(jīng)濟體環(huán)境的改善。

對于新興市場經(jīng)濟體，無論是短期還是長期，也無論是何種污染物，所有的具體效應(yīng)均為正，總效應(yīng)當(dāng)然也顯著為正，即貿(mào)易總體上惡化了其環(huán)境。

對于其他經(jīng)濟體，就平均水平而言，其貿(mào)易開放度、資本勞動比和人均收入在三類國家中均是最低的。對于CO2、SO2，規(guī)模技術(shù)效應(yīng)為正、結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正（直接和間接結(jié)構(gòu)效應(yīng)均為正），從而總效應(yīng)為正，即貿(mào)易總體上推動了其他經(jīng)濟體大氣環(huán)境的惡化。對于BOD，盡管結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正，但由于規(guī)模技術(shù)效應(yīng)為負(fù)且大于結(jié)構(gòu)效應(yīng)，使得總效應(yīng)為負(fù)，即貿(mào)易引起了其水環(huán)境的改善。

對于全部樣本國，我們發(fā)現(xiàn)三種污染物排放存在差異。對于CO2，各種效應(yīng)均顯著為正，這表明貿(mào)易開放度的提高引起了全球CO2排放的增加。對于BOD，各種效應(yīng)均顯著為負(fù)，這表明貿(mào)易開放度的提高引起了全球BOD排放的減少。對于SO2，短期與長期存在差異：在短期，由于規(guī)模技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)均為負(fù)而總效應(yīng)當(dāng)然為負(fù)；在長期，由于正向的結(jié)構(gòu)效應(yīng)大于負(fù)向的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)而使得總效應(yīng)為正。因此，在本文的樣本期內(nèi)，貿(mào)易在短期減少了全球SO2的排放，但在長期增加了其排放。

就總效應(yīng)來看，對于CO2、SO2，發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的總效應(yīng)為負(fù)，而非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的總效應(yīng)為正，尤其是新興市場經(jīng)濟體最為顯著。因此，從全球來看，貿(mào)易在減少發(fā)達(dá)經(jīng)濟體大氣污染排放、改善其環(huán)境同時，卻惡化了非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的環(huán)境。因此，就大氣污染而言，我們認(rèn)為，貿(mào)易可能使得全球污染由發(fā)達(dá)經(jīng)濟體向非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體轉(zhuǎn)移，特別是轉(zhuǎn)向新興市場經(jīng)濟體，這一點與“污染天堂假說”是一致的。④前文已指出，對于新興市場經(jīng)濟體，所有的效應(yīng)均顯著為正；我們還注意到，與其他經(jīng)濟體相比，盡管各種效應(yīng)彈性的符號和顯著性基本相似（除BOD的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)彈性外），但新興市場經(jīng)濟體的數(shù)值卻明顯大得多。這表明，貿(mào)易對新興市場經(jīng)濟體環(huán)境的影響更為顯著。這也就是說，發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的污染更多地轉(zhuǎn)移到了新興市場經(jīng)濟體。究其原因，我們認(rèn)為，這與新興市場經(jīng)濟體的要素稟賦、經(jīng)濟開放程度和較寬松的環(huán)境規(guī)制政策密切相關(guān)。新興市場經(jīng)濟體通常具有較豐富而廉價的勞動力資源、較豐富的自然資源；為了發(fā)展經(jīng)濟，其均采取擴大對外開放程度、積極開展對外貿(mào)易和吸引外資、積極承接發(fā)達(dá)經(jīng)濟體轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的政策等；同時，在優(yōu)先發(fā)展經(jīng)濟的思想指導(dǎo)下，通常都采取了較寬松的環(huán)境規(guī)制政策（尤其是在經(jīng)濟發(fā)展的前期）。結(jié)果是，新興市場經(jīng)濟體在取得較快的經(jīng)濟增長速度的同時，其環(huán)境的惡化也是最嚴(yán)重的。特別值得注意的是，關(guān)于BOD的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)彈性，發(fā)達(dá)經(jīng)濟體、其他經(jīng)濟體和全體樣本均為負(fù)，而惟有新興市場經(jīng)濟體為正，這也進一步說明了貿(mào)易惡化了新興市場經(jīng)濟體的環(huán)境。

此外，從表2和表3可看出，對于貿(mào)易對環(huán)境影響的各種彈性，其長期彈性基本上均大于相應(yīng)的短期彈性。這說明貿(mào)易對環(huán)境的長期影響要大于短期影響，也意味著貿(mào)易對環(huán)境的影響具有累積性，這一點與我們前文對因變量滯后項的分析結(jié)果是一致的。

四、結(jié)論

在過去約二十年的時期內(nèi)，貿(mào)易對環(huán)境的影響一直是人們研究的重點之一。然而，無論是理論研究還是實證檢驗，均未能對此取得一致性的結(jié)論：正向效應(yīng)和負(fù)向效應(yīng)并存。與其他相關(guān)研究不同，本文使用了動態(tài)DIF-GMM方法，將貿(mào)易和收入內(nèi)生化，并拓展了樣本的區(qū)間和范圍。

分別基于112、93和85個樣本國家1990-2006年的數(shù)據(jù)，我們運用動態(tài)GMM方法實證檢驗了貿(mào)易開放度對CO2、SO2和BOD排放的全面影響，并對樣本進行了分類研究。我們的結(jié)論是，貿(mào)易對環(huán)境的影響因國別和具體的污染物類型而異。從全球和長期來看，貿(mào)易增加了全球CO2和SO2排放，但減少了BOD排放；貿(mào)易在減少發(fā)達(dá)國家CO2和SO2排放的同時卻增加了非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體（尤其是新興市場經(jīng)濟體）的排放；無論是短期還是長期，貿(mào)易均減少了發(fā)達(dá)經(jīng)濟體和其他經(jīng)濟體BOD的排放，但增加了新興市場經(jīng)濟體的排放。

此外，我們還發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易對環(huán)境影響的短期彈性與長期彈性存在顯著差異，并且后者普遍大于前者；無論短期還是長期，也無論何種污染物，貿(mào)易無一例外地減少發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的污染排放，但對非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體則要復(fù)雜一些；貿(mào)易主要通過收入、資本勞動比和環(huán)境規(guī)制的嚴(yán)格程度來影響環(huán)境。當(dāng)然，一國的貿(mào)易開放度、收入水平、資本勞動比和環(huán)境規(guī)制政策等會因時而變，整體國際環(huán)境也會發(fā)生變化，貿(mào)易對一國乃至全球環(huán)境的影響也將會隨之而變。因此，密切關(guān)注相關(guān)因素的變化，動態(tài)考察貿(mào)易對環(huán)境的影響，將是理論界長期的研究任務(wù)。

由于中國是一個新興市場國家，貿(mào)易自由化對新興市場經(jīng)濟體環(huán)境的惡化影響也在中國得到了體現(xiàn)。我們發(fā)現(xiàn)，隨著中國利用外資存量和出口貿(mào)易的快速增長，中國的環(huán)境問題也愈加突出。中國在國際直接投資市場上占據(jù)著重要地位，自1993年以來，中國一直位居發(fā)展中國家利用FDI的首位；而2009年中國一躍而成為世界第一大出口國，并且加工貿(mào)易長期占據(jù)中國出口貿(mào)易的主導(dǎo)地位。可以說，通過直接投資和加工貿(mào)易的方式，發(fā)達(dá)國家在促進中國成為貿(mào)易大國的同時，也將中國變成了污染大國。因此，中國必須對現(xiàn)有的外資、外貿(mào)政策和環(huán)境規(guī)制政策進行重大調(diào)整。首先，中國必須較大幅度地調(diào)整現(xiàn)有的外商對華投資的產(chǎn)業(yè)政策，盡力防止發(fā)達(dá)國家通過直接投資的方式將污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中國，保護國家的“環(huán)境安全”；其次，中國應(yīng)該實行差別性的出口政策，嚴(yán)格限制嚴(yán)重污染環(huán)境的“骯臟產(chǎn)品”的出口而繼續(xù)鼓勵“清潔產(chǎn)品”的出口；最后，中國應(yīng)該執(zhí)行更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策，防治結(jié)合，通過技術(shù)、法律和行政手段提高環(huán)境質(zhì)量。

注 釋：

①所謂規(guī)模效應(yīng)是指假定生產(chǎn)技術(shù)不變時，由貿(mào)易擴張引起經(jīng)濟規(guī)模變化，進而引起污染排放的變化；結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指貿(mào)易自由化引起一國比較優(yōu)勢，乃至產(chǎn)出（產(chǎn)業(yè)）結(jié)構(gòu)的變化，進而導(dǎo)致污染排放的變化；技術(shù)效應(yīng)是指貿(mào)易自由化推動生產(chǎn)技術(shù)的進步，進而減少單位產(chǎn)出的污染排放。技術(shù)變化的原因有多種，可能是清潔生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用，也可能是由于收入的增加而引起環(huán)境規(guī)制的嚴(yán)格化，進而促進了生產(chǎn)技術(shù)的進步。

②由于是否批準(zhǔn)相關(guān)國際公約既受到一國經(jīng)濟狀況的制約，又會對該國經(jīng)濟和技術(shù)產(chǎn)生重要影響（Murdoch等，2003），[9]我們以啞變量的方式將三個環(huán)境方面的重要國際公約加入模型中。這三個公約是《奧斯陸公約》 （1994）、《京都議定書》 （1997） 和《水與衛(wèi)生公約》 （1999），分別是關(guān)于CO2、SO2和水（以BOD為代表）的國際環(huán)境公約。

③作為比較，我們也按照相關(guān)研究的方法（不含因變量的滯后項）在表2中報告OLS和FE估計的結(jié)果。但限于篇幅和研究的目的，在本文中我們不對三種估計方法結(jié)果的差異進行討論。

④關(guān)于“污染天堂假說”是否成立，相關(guān)經(jīng)驗文獻結(jié)論不一。我們認(rèn)為，這既有所用模型和檢驗方法的問題，也有所選樣本（包括樣本區(qū)間）差異的原因。

：

[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.