行業(yè)污染密集度、地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度與制造業(yè)的出口優(yōu)勢

劉 航，張少為，張雨微

(1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西西安 710061;2.西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西西安 710127)

行業(yè)污染密集度、地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度與制造業(yè)的出口優(yōu)勢

劉 航1，張少為2，張雨微2

(1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西西安 710061;2.西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西西安 710127)

本文利用中國各地區(qū)28個(gè)制造業(yè)行業(yè)的交叉數(shù)據(jù)，探討了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對各地區(qū)不同行業(yè)出口優(yōu)勢的影響，分析了行業(yè)污染密集度與地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的交叉項(xiàng)作用于比較優(yōu)勢和出口格局的結(jié)果與機(jī)制。結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大對于不同地區(qū)出口優(yōu)勢具有明顯的正向作用，而且當(dāng)回歸結(jié)果更加趨近于無偏性和一致性時(shí)，這種正向作用也就越顯著。尤其對污染密集型行業(yè)、利潤率較高的資本密集型行業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)來說，制造業(yè)出口優(yōu)勢來自于環(huán)境規(guī)制的貢獻(xiàn)更大。

污染密集度;環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度;比較優(yōu)勢;制造業(yè)

一、引 言

改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)的高速增長中，制造業(yè)出口增長的貢獻(xiàn)尤為突出。同時(shí)不可否認(rèn)，環(huán)境污染和生態(tài)破壞日趨嚴(yán)重，影響了經(jīng)濟(jì)社會持續(xù)發(fā)展。為應(yīng)對日益嚴(yán)峻的環(huán)境問題，我國政府給予了環(huán)保越來越多的關(guān)注，制定了一系列法律規(guī)范，出臺了諸多政策措施，并正積極探索低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。李小平等［1］認(rèn)為目前中國與美國在各個(gè)產(chǎn)業(yè)上的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度已差異不大?！吨袊?jīng)濟(jì)學(xué)人》［2］的調(diào)查顯示，78%的企業(yè)和91%的經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為國際與國內(nèi)環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)的變化趨勢為“趨嚴(yán)”。然而，環(huán)境規(guī)制將會如何影響我國制造業(yè)比較優(yōu)勢的獲得與提升?尤其在勞動力成本提高與人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“后人口紅利時(shí)代”，如何使環(huán)境政策成為獲得比較優(yōu)勢與經(jīng)濟(jì)增長新的制度性動力?這些問題已引起了學(xué)者的關(guān)注。

“污染避難所假說”認(rèn)為實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將加重企業(yè)的生產(chǎn)成本而不利于其國際競爭力的提升。由于發(fā)展中國家具有相對較低的人均收入水平和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，因而在污染產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢，而發(fā)達(dá)國家在清潔產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢;在自由貿(mào)易和投資的情況下，發(fā)展中國家將成為污染類產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的天堂。Walter［3］、Low ＆ Yeats［4］和Quiroga et al［5］的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果均支持“污染避難所假說”。

在近年來的研究中，與“污染避難所假說”相左的觀點(diǎn)占了主流。Porter＆Linde認(rèn)為，如果考慮環(huán)境規(guī)制變動下生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)品和生產(chǎn)過程改進(jìn)的可能性，則嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)國際競爭力提高之間存在必然的因果關(guān)系［6］。另外，Grossman＆Krueger通過對美國和墨西哥之間貿(mào)易模式的分析發(fā)現(xiàn)，墨西哥寬松的環(huán)境規(guī)制并沒有顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢［7］。Jaffe等指出，環(huán)境規(guī)制成本只是總成本中的很小一部分，并不足以影響貿(mào)易比較優(yōu)勢［8］。Ederington的觀點(diǎn)認(rèn)為不應(yīng)忽視傳統(tǒng)比較優(yōu)勢來源，如果傳統(tǒng)比較優(yōu)勢超過了環(huán)境規(guī)制差異所引起的比較優(yōu)勢變動，環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格的國家則仍然有可能出口污染密集型的商品［9］。解堊將環(huán)境規(guī)制用兩類變量來衡量——增加治污投資和減少工業(yè)SO2排放，認(rèn)為兩者對中國工業(yè)生產(chǎn)率沒有明顯的影響，這是由于它們對Malmqusit指數(shù)的兩個(gè)組成部分的影響相抵消所致［10］。以上這些研究均證明了簡單地認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會減弱產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢是不具有說服力的。

近年來，關(guān)于環(huán)境規(guī)制與中國出口優(yōu)勢的關(guān)系，以及如何使環(huán)境政策與產(chǎn)業(yè)政策、貿(mào)易政策相協(xié)調(diào)等問題，理論界投入了大量精力。學(xué)者們對環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢之間關(guān)系的參照系和劃分方法選擇不一，因而得出的結(jié)果也不盡相同。有一類觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是影響環(huán)境規(guī)制與比較優(yōu)勢關(guān)系的重要變量。張成等的研究顯示，實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制和企業(yè)競爭力、經(jīng)濟(jì)增長之間“雙贏”的關(guān)鍵在于“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)的大小，即取決于環(huán)境規(guī)制能否促進(jìn)企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步［11］。這一觀點(diǎn)還認(rèn)為在強(qiáng)度維度上，環(huán)境規(guī)制將與技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)U型關(guān)系，即較弱的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會阻礙企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，而適度較高的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度則能促進(jìn)其生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。而李小平等的觀點(diǎn)與之相反，該研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對提升產(chǎn)業(yè)貿(mào)易比較優(yōu)勢有“度”的限制，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過一定水平時(shí)，反而不利于產(chǎn)業(yè)貿(mào)易比較優(yōu)勢的提升［1］。

還有一類觀點(diǎn)認(rèn)為行業(yè)特征不同會引起環(huán)境規(guī)制對比較優(yōu)勢的效果有所差異。陸旸在用95個(gè)國家的樣本數(shù)據(jù)對各國環(huán)境規(guī)制是否影響污染密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢進(jìn)行分析時(shí)，借鑒UNIDO將污染密集型行業(yè)劃分為“非資源基礎(chǔ)型”和“非資源基礎(chǔ)型”污染行業(yè)，最終認(rèn)為注重人力資本的積累并且適度地提高環(huán)境規(guī)制水平，是形成污染品國際競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵;犧牲環(huán)境反而會削弱污染品的國際比較優(yōu)勢［12］。董敏杰等運(yùn)用加入污染治理支付成本的投入產(chǎn)出模型，就25個(gè)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制力度加大對出口的價(jià)格競爭力的影響進(jìn)行了研究，并總結(jié)了影響較大的行業(yè)的特征［13］。馬建平等將全部行業(yè)分為三對——?jiǎng)趧用芗团c資本密集型行業(yè)、高技術(shù)行業(yè)與低技術(shù)行業(yè)、污染密集型行業(yè)與清潔行業(yè)，對比考察了各生產(chǎn)要素、污染防治力度、貿(mào)易自由度等對行業(yè)比較優(yōu)勢的影響［14］。

只有較少的文獻(xiàn)關(guān)注到了環(huán)境規(guī)制對于貿(mào)易優(yōu)勢影響的地區(qū)差異。蘇梽芳等運(yùn)用面板向量自回歸模型(PVAR)，研究了FDI、對外貿(mào)易與環(huán)境規(guī)制之間的相互影響關(guān)系，并通過對東、中、西部分別進(jìn)行實(shí)證分析來檢驗(yàn)整體性分析的穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)東、中、西部的環(huán)境規(guī)制同全國數(shù)據(jù)的分析結(jié)果一致，均對貿(mào)易存在負(fù)面影響，但中部地區(qū)的影響程度要大于東、西部地區(qū)［15］。盡管從2004年開始，我國環(huán)境規(guī)制的省際競爭已經(jīng)開始趨優(yōu)，逐步形成“標(biāo)尺效應(yīng)”［16］，但是由于并非所有污染物的排放規(guī)制都能進(jìn)入約束性指標(biāo)，且其空間外溢性也存在差異，加之基于政績比較的“錦標(biāo)賽”仍然存在，因而我國的環(huán)境規(guī)制由于省際間不良競爭所導(dǎo)致的地區(qū)差異仍然明顯存在。那么，在研究環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易比較優(yōu)勢的影響時(shí)，必須要考慮到不同的地區(qū)規(guī)制力度。同時(shí)，還要納入其他的地區(qū)特征因素(如人力資本、自然資源、經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段等)。由此可見，能夠同時(shí)將行業(yè)特征與地區(qū)特征同時(shí)納入分析模型的研究，代表著未來的發(fā)展方向。

本文嘗試將行業(yè)性因素和地區(qū)性因素同時(shí)納入環(huán)境規(guī)制對出口優(yōu)勢的影響的分析模型中去，并利用行業(yè)—地區(qū)的交叉數(shù)據(jù)，探討環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對我國各地區(qū)不同行業(yè)出口優(yōu)勢的影響，分析行業(yè)污染密集度(自身能力)與地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(外部環(huán)境)的交叉項(xiàng)如何作用于比較優(yōu)勢和出口格局，以期從行業(yè)技術(shù)能力和地區(qū)治污強(qiáng)度及效率的角度，解析中國制造業(yè)出口比較優(yōu)勢的演進(jìn)途徑及其新的獲取源泉，為加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式，推動節(jié)能減排和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供思路。

二、模型與變量說明

(一)計(jì)量模型設(shè)定

在諸多文獻(xiàn)中，無論使用間接法還是直接法來衡量環(huán)境規(guī)制變量，大多都將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度看做比較優(yōu)勢的來源因素之一，例如陸旸直接將該變量納入了H－O－V模型［12］。H－O－V模型是Vanek在H－O模型基礎(chǔ)上提出的，它是傳統(tǒng)H－O模型的變體，是由多個(gè)國家、多種商品和多種要素(N×N×N)構(gòu)成的一個(gè)模型。Leamer采用了H－O－V模型來檢驗(yàn)國際比較優(yōu)勢的來源，其H－O－V模型經(jīng)驗(yàn)分析的具體形式為:

其中Nit表示第t個(gè)國家的第i種商品的凈出口;Ci0為常數(shù);Vkt表示第t個(gè)國家的要素稟賦k(k=1…11)。這11項(xiàng)資源稟賦分別為:資本;勞動力(專業(yè)技術(shù)工人、非專業(yè)的識字工人和文盲工人);土地(熱帶雨林地帶、干旱地帶、潮濕的中溫地帶、潮濕的低溫地帶)煤;礦藏;原油［17］。在此基礎(chǔ)上，Tobey又加入了環(huán)境規(guī)制的定性變量DEt，通過這種方式來檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制水平的差異是否影響了污染密集型商品的比較優(yōu)勢［18］。

雖然H－O－V模型不需要界定國家的相對要素充裕度和產(chǎn)品的相對要素密集度，實(shí)現(xiàn)了直接將多要素量化，但是也犧牲了對要素充裕度和密集度的貢獻(xiàn)效應(yīng)的精確揭示，而且只適用于面板數(shù)據(jù)。結(jié)合本文的研究主題，計(jì)量模型應(yīng)能夠同時(shí)反映出行業(yè)的污染密集度和地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，并能夠并有效控制FDI、勞動力等外生變量。那么，本文的基本計(jì)量模型構(gòu)建為:

其中i和k分別表示行業(yè)和地區(qū)，RRCAik為地區(qū)k行業(yè)i的區(qū)域顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，αi和αk分別為行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，PIi為行業(yè)i的污染密集度，ERk為地區(qū)k的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，Cik為其他控制變量，εik為誤差項(xiàng)。

為保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，在回歸中逐步加入以下控制變量:外商直接投資比重(FDIik)、人力資本密集度(HIi)與人力資本稟賦(HEk)的行業(yè)—地區(qū)交叉項(xiàng);自然資源密集度(RIi)與自然資源稟賦(REk)的行業(yè)—地區(qū)交叉項(xiàng);利潤率(PMi)與人均GDP的對數(shù)(lnGDPk)的行業(yè)—地區(qū)交叉項(xiàng)。

(二)模型變量說明

1.被解釋變量。被解釋變量RRCAik，即地區(qū)k行業(yè)i的區(qū)域顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，是指一個(gè)地區(qū)的某種產(chǎn)品在全國范圍內(nèi)的相對優(yōu)勢，計(jì)算公式為:

其中RRCAik表示k地區(qū)商品i的區(qū)域顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，Xik表示k地區(qū)商品i的出口額，Xk表示k地區(qū)所有商品的出口額，Xi表示商品i的全國出口總額，X表示所有商品的全國出口總額。由《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2008》中的各行業(yè)的分地區(qū)出口交貨值整理計(jì)算所得。為了保證對于各指標(biāo)的行業(yè)分類的兼容性和樣本齊整性，各地區(qū)及全國的出口總額只包含本文所選取的28個(gè)制造業(yè)行業(yè)，且因數(shù)據(jù)缺失而暫不考慮西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)。后面所有變量的樣本范圍均依照此例。

2.主要解釋變量。對行業(yè)污染密集度PIi的衡量，劉航等在確定行業(yè)的污染密集型時(shí)，污染密集度指數(shù)是用單位工業(yè)產(chǎn)值的污染物排放量來衡量的［19］。但是這種方法僅在衡量一種污染物的行業(yè)密集度時(shí)適用，由于各個(gè)行業(yè)的性質(zhì)不同以及污染物的不可相加性，在“三廢”的統(tǒng)一衡量時(shí)則不適用。本文在借鑒傅京燕等［20］和李玲等［21］的研究，采用對各污染排放數(shù)據(jù)進(jìn)行線性標(biāo)準(zhǔn)化和等權(quán)重算數(shù)平均的方法。此處的污染物包括工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵和工業(yè)固體廢物5種。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒2009》。

對地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的衡量，國內(nèi)外存在很多方法:Walter＆Ugelow(1979)根據(jù)UN COMTRADE提供的23個(gè)國家的環(huán)境調(diào)查問卷信息，建立了一項(xiàng)“環(huán)境規(guī)制指標(biāo)”，其值從1(嚴(yán)格)到7(寬松)，用以近似代表一國的環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格程度［22］;Cole et al.(2005)采用單位產(chǎn)出的污染治理和控制支出來衡量［23］;傅京燕等(2010)采用以5種排放量的 ERS綜合指數(shù)來表示［20］;吳航等(2012)采用“三廢”綜合治理率和綜合利用率來衡量環(huán)境規(guī)制力度［24］。本文選用工業(yè)廢水、廢氣和固體廢物的治理完成投資之和與工業(yè)增加值之比衡量地區(qū)環(huán)境規(guī)制變量。其中，各地區(qū)“三廢”治理完成投資來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒2009》，各地區(qū)工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》。

3.工具變量。本文的主要解釋變量，即行業(yè)污染密集度和地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的交叉項(xiàng)，同RRCAik之間很可能存在雙向因果關(guān)系。國際貿(mào)易能夠?qū)Νh(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生影響，這一點(diǎn)早已被學(xué)者所證實(shí)，并衍生了以Daly為代表的貿(mào)易誘致型環(huán)境退化假說［25］和以Grossman＆Krueger為代表的環(huán)境庫茲涅茨假說［26］兩大觀點(diǎn)。因此，主要解釋變量可能與被解釋變量或控制變量相關(guān)而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，那么直接進(jìn)行OSL容易造成有偏和不一致，所以考慮用工具變量來克服此問題，以檢驗(yàn)回歸的穩(wěn)定性。本文采用三種工具變量方案:一是主要解釋變量的滯后項(xiàng)，本文選取PIi和ERk在2003年的截面數(shù)據(jù)，兩者交叉;二是用2002年的各地區(qū)非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展指數(shù)(NSEk)作為ERk的工具變量，而PIi取2008年截面數(shù)據(jù)，兩者交叉;三是用NSEk的2002年截面數(shù)據(jù)和PIi的2003年截面數(shù)據(jù)交叉。2003年的截面數(shù)據(jù)早于被解釋變量RRCAik的截面數(shù)據(jù)數(shù)年時(shí)間，受其影響的可能性較小。且包群等［27］多項(xiàng)研究均證明了地方政府還難以對國有企業(yè)環(huán)境污染行為進(jìn)行有效監(jiān)管，因而地區(qū)非國有企業(yè)發(fā)展同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在關(guān)聯(lián)，可見其作為工具變量是比較合適的。其中，NSEk來源于樊綱等《中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2004年度報(bào)告》［28］。

4.控制變量。各控制變量的衡量指標(biāo)和數(shù)據(jù)來源為:外商直接投資比重(FDIik)用各行業(yè)外商資本在實(shí)收資本中的占比來表示，來源于《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2008》;人力資源密集度(Hi)用科技活動人員在全行業(yè)從業(yè)人數(shù)中的占比來表示，來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2009》，人力資源稟賦(HEk)用各地區(qū)高等學(xué)校在校人數(shù)在人口中的占比來表示，來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2009》;自然資源密集度(RIi)用采礦業(yè)在各行業(yè)的總投入中的占比來表示，來源于《中國投入產(chǎn)出表2007》，自然資源稟賦(REk)用各地采礦業(yè)產(chǎn)出在工業(yè)總產(chǎn)值中的占比來表示，來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2009》;成本費(fèi)用利潤率(PMi)和人均GDP(GDPk)均由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2009》中的數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

三、初步經(jīng)驗(yàn)觀察

在正式的計(jì)量檢驗(yàn)之前，本文先作初步的經(jīng)驗(yàn)觀察，以便從直觀上地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與出口之間的關(guān)系有一個(gè)大致了解。

首先，需要?jiǎng)澐治廴久芗托袠I(yè)和非污染密集型行業(yè)。在本文選取的28個(gè)制造業(yè)行業(yè)中，行業(yè)污染密集度PIi高于中位數(shù)的行業(yè)為污染密集型行業(yè)，反之則稱為非污染密集型行業(yè)。進(jìn)而，計(jì)算出污染密集型行業(yè)的出口額在各地區(qū)28個(gè)制造業(yè)的出口額中的占比。本文分別測算了28個(gè)行業(yè)的地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度和行業(yè)出口之間的相關(guān)關(guān)系。由于每個(gè)行業(yè)組的樣本量較小，且殘差項(xiàng)未必服從正態(tài)分布，因此本文摒棄了傳統(tǒng)的Pearson相關(guān)系數(shù)，而借鑒李坤望等的方法［29］，選用Spearman相關(guān)系數(shù)來衡量兩者間的相關(guān)性。表1顯示的是各行業(yè)的出口額絕對值與當(dāng)?shù)丨h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的Spearman相關(guān)系數(shù)及其P值。同時(shí)將對應(yīng)行業(yè)的污染密集度一并列出以便于比較。

表1 行業(yè)出口與地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度的Spearman系數(shù)

可發(fā)現(xiàn)，行業(yè)出口與地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度的Spearman系數(shù)在各行業(yè)均表現(xiàn)為負(fù)值，即兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。但其相伴系數(shù)所表現(xiàn)出的負(fù)相關(guān)的顯著性并非全部通過檢驗(yàn)，其中8個(gè)行業(yè)的P值高于0.05，12個(gè)行業(yè)的P值高于0.01。按照本文分類，代碼為1－14的行業(yè)為污染密集型行業(yè)，而代碼為15－28的行業(yè)為非污染密集型行業(yè)。根據(jù)表1，P值不顯著的行業(yè)主要為污染密集型行業(yè)，P值顯著的行業(yè)主要為非污染密集型行業(yè)。由此初步斷定，對大多數(shù)非污染密集型行業(yè)來說，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與行業(yè)出口呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而對污染密集型行業(yè)來說，該關(guān)系不明朗。進(jìn)而可初步認(rèn)為，地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策對非污染密集型行業(yè)的出口比較優(yōu)勢提升具有阻礙作用，其對污染密集型行業(yè)的作用由于受到地區(qū)特征和行業(yè)特征的干擾，必須得在控制了其他外生變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析才能得到精確的認(rèn)知。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基本回歸結(jié)果

表2顯示的是以30個(gè)省、市、自治區(qū)與28個(gè)制造業(yè)企業(yè)相交叉而成的840組數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果。模型Ⅰ為不加入控制變量的回歸，模型Ⅱ－Ⅴ為逐步加入控制變量的回歸。由表2可知，主要解釋變量PIi×ERk的系數(shù)在各模型下全部為正，但僅在模型Ⅰ中顯著。另外，外商直接投資比重(FDIik)和人力資本的行業(yè)—地區(qū)交叉項(xiàng)(HIi×HEk)均未表現(xiàn)出與被解釋變量之間的顯著回歸關(guān)系，自然資源的行業(yè)—地區(qū)交叉項(xiàng)(RIi×REk)和區(qū)域發(fā)展水平與行業(yè)利潤率的行業(yè)—地區(qū)交叉項(xiàng)(PMi×lnGDPk)的回歸系數(shù)均顯著為正。同時(shí)，表2中所有模型盡管不存在自相關(guān)性，但是計(jì)量方程整體顯著性(F統(tǒng)計(jì)量)偏低，且擬合優(yōu)度也都很低，因此需要將存在異常值的樣本剔除再進(jìn)行回歸分析。

表2 基本回歸結(jié)果

(二)剔除異常值樣本后的結(jié)果

本文去除了殘差絕對值大于2.0的樣本。表3顯示的是剔除異常值樣本后514個(gè)樣本的回歸結(jié)果，同樣采取逐步加入控制變量的方法。相較表2，所有模型的可決系數(shù)和整體顯著性均有明顯提高。盡管嚴(yán)格按照擬合優(yōu)度檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)來看，這樣的結(jié)果仍不甚理想，但考慮到樣本數(shù)據(jù)的交叉性，已經(jīng)基本符合要求。剔除異常值后，主要解釋變量的系數(shù)為正，且全部顯著。在各控制變量中，F(xiàn)DIik的系數(shù)為正，但全部不顯著;PIi×ERk的系數(shù)為負(fù)，在模型Ⅴ中為顯著;RIi×REk的系數(shù)在模型Ⅳ中為負(fù)，但不顯著，在模型Ⅴ中顯著為正;PMi×lnGDPk的系數(shù)均顯著為正。而且還可發(fā)現(xiàn)，在加入最后一個(gè)控制變量后，PIi×ERk的系數(shù)絕對值和顯著性水平明顯降低，這說明在較發(fā)達(dá)地區(qū)或利潤率較高的行業(yè)中，行業(yè)污染密集度和地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度的交叉項(xiàng)對于出口優(yōu)勢具有更大的正向作用;HIi×HEk的系數(shù)絕對值和顯著性水平明顯提高，這說明在后進(jìn)地區(qū)或利潤率較低的行業(yè)中，人力資本的交叉項(xiàng)對于出口優(yōu)勢具有更大的負(fù)向作用;RIi×REk的系數(shù)絕對值和顯著性水平明顯提高，且符號由負(fù)轉(zhuǎn)正，這說明在后進(jìn)地區(qū)或利潤率較低的行業(yè)中，自然資源的交叉項(xiàng)對于出口優(yōu)勢具有更大正向作用。另外，F(xiàn)DI對出口優(yōu)勢沒有帶來顯著的正向變動，足見我國的引資質(zhì)量有待提高;人力資本的交叉項(xiàng)對出口優(yōu)勢具有明顯負(fù)向作用，而自然資源的交叉項(xiàng)對出口優(yōu)勢具有明顯的正向作用，足見我國的外貿(mào)發(fā)展方式仍然偏粗放，亟待實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型。

表3 剔除異常值樣本后的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn):二階段最小二乘法回歸

為了有效控制內(nèi)生解釋變量造成的估計(jì)有偏和不一致性，本文分別采用了三個(gè)工具變量方案。表4顯示的是二階段最小二乘法回歸(2SLS)結(jié)果。其中，模型Ⅵ和Ⅸ為第一種工具變量方案下的2SLS，模型Ⅶ和Ⅹ為第二種工具變量方案下的2SLS，模型Ⅷ和Ⅺ為第三種工具變量方案下的2SLS。在剔除異常值樣本之前，三種工具變量方案下的2SLS結(jié)果與模型Ⅴ中的結(jié)果基本接近，且擬合優(yōu)度較低，可見在2SLS中剔除異常值樣本也是必要的。此處使用上文中的已經(jīng)剔除異常值樣本的514個(gè)樣本，構(gòu)建了2SLS模型。由模型Ⅸ－Ⅺ的結(jié)果可知，調(diào)整后的R2大為提高因此可以說明剔除異常值樣本下的回歸結(jié)果是穩(wěn)健而可信的。

以上模型分析結(jié)果表明:(1)從整體來看，一個(gè)地區(qū)相對較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制力度有助于提高該地區(qū)各行業(yè)比較優(yōu)勢，尤其有助于污染密集型行業(yè)形成出口優(yōu)勢。這一點(diǎn)可以解釋為，如果一個(gè)地區(qū)實(shí)行較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制監(jiān)督政策和投資措施，則其制造業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)品和生產(chǎn)過程改進(jìn)的可能性會大大提高，進(jìn)而其出口優(yōu)勢會得到增強(qiáng)。尤其對污染密集型行業(yè)來說，其產(chǎn)品的出口面臨著國際市場上的諸多技術(shù)性壁壘限制，嚴(yán)格的規(guī)制政策能夠促進(jìn)產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)體系的完善和升級，從而增強(qiáng)出口能力。

(2)控制變量中人力資本充裕度和密集度并未對區(qū)域比較優(yōu)勢做出應(yīng)有貢獻(xiàn)，而自然資源充裕度和密集度對區(qū)域比較優(yōu)勢的正向效應(yīng)較大。這反映出我國制造業(yè)對外貿(mào)易的粗放式特征，出口快速增長更多依靠的是高投入、高消耗、高資本積累的粗放模式。中國傳統(tǒng)比較優(yōu)勢主要來源于勞動力的數(shù)量和成本，而非勞動力的質(zhì)量和素質(zhì)。

(3)逐步回歸中加入行業(yè)利潤率與地區(qū)發(fā)展水平的交叉項(xiàng)后，主要解釋變量的絕對值大小和顯著性水平均發(fā)生較大變化。這說明越是發(fā)達(dá)地區(qū)或先進(jìn)行業(yè)，就越依賴環(huán)保投資，越依賴環(huán)境規(guī)制作為一種制度性要素的投入。一個(gè)地區(qū)的規(guī)制強(qiáng)度在達(dá)到一定臨界值之前，經(jīng)濟(jì)因素在起主要作用，其規(guī)制強(qiáng)度對出口優(yōu)勢的貢獻(xiàn)度隨規(guī)制強(qiáng)度的加大先遞減后遞增;而規(guī)制強(qiáng)度高于臨界值的地區(qū)主要為中西部省份，單純的生態(tài)環(huán)境考慮為主要因素，加大規(guī)制強(qiáng)度對制造業(yè)出口優(yōu)勢的增進(jìn)意義已經(jīng)不大。利潤率較高的行業(yè)出口優(yōu)勢對于加大規(guī)制力度的敏感度較高，而在利潤率較低的行業(yè)中該敏感度較低甚至關(guān)系為負(fù)。這是因?yàn)槔麧櫬瘦^高的行業(yè)一般為資本密集型行業(yè)，環(huán)保投資對它們來說算是一種較優(yōu)的強(qiáng)制性投資途徑，有助于其資金周轉(zhuǎn)和產(chǎn)品設(shè)備更新，進(jìn)而增強(qiáng)出口優(yōu)勢;而利潤率較低的行業(yè)則相反。

表4 二階段最小二乘法回歸結(jié)果

五、結(jié) 論

本文把行業(yè)性因素和地區(qū)性因素同時(shí)納入環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)出口優(yōu)勢的影響的分析模型中，并利用中國各地區(qū)28個(gè)制造業(yè)行業(yè)的交叉數(shù)據(jù)，探討了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對我國各地區(qū)不同行業(yè)出口優(yōu)勢的影響，分析了行業(yè)污染密集度與地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的交叉項(xiàng)如何作用于比較優(yōu)勢和出口格局。初步經(jīng)驗(yàn)觀察可知，非污染密集型行業(yè)的出口同地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，但污染密集型行業(yè)的出口同規(guī)制強(qiáng)度間的關(guān)系不明確。基本回歸結(jié)果顯示，地區(qū)規(guī)制強(qiáng)度與污染密集度的交叉項(xiàng)對于出口優(yōu)勢整體為促進(jìn)作用，但是回歸系數(shù)的顯著性水平較低，且計(jì)量方程整體顯著性和擬合優(yōu)度均偏低，從而基本回歸結(jié)果不夠可靠。為此，本文采取剔除異常值樣本、代入工具變量和運(yùn)用2SLS等方法，最終獲得較為可靠的結(jié)果。

最終結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制作為一種制度性因素，對于不同地區(qū)出口優(yōu)勢的獲得具有明顯的正向作用，而且當(dāng)回歸結(jié)果更加趨近無偏性和一致性時(shí)，這種促進(jìn)作用也就越顯著。尤其對污染密集型行業(yè)、利潤率較高的資本密集型行業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)來說，制造業(yè)出口優(yōu)勢的獲得和提升來自于環(huán)境規(guī)制的貢獻(xiàn)更大。這意味著，一個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越高，其制造業(yè)企業(yè)的循環(huán)經(jīng)濟(jì)開展水平就越高，污染物治理能力和綜合利用率就越高，進(jìn)而生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)品和生產(chǎn)過程革新改進(jìn)的速率就越快，且產(chǎn)品出口到國際市場上所面臨的技術(shù)性壁壘就越少，從而出口貿(mào)易就越具有優(yōu)勢。

根據(jù)以上結(jié)論，繼續(xù)加大環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度和廣度，提高企業(yè)清潔生產(chǎn)的能力和意愿，對于促進(jìn)我國轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式、提高工業(yè)品國際競爭力具有重要意義。面對嚴(yán)峻的外貿(mào)形勢，迫切需要在鞏固傳統(tǒng)優(yōu)勢基礎(chǔ)上，著力打造以環(huán)境競爭優(yōu)勢為核心的新競爭優(yōu)勢。那么，我國應(yīng)以實(shí)現(xiàn)外經(jīng)外貿(mào)與資源、環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展為目標(biāo)，繼續(xù)加大對環(huán)境污染的規(guī)制力度，完善相關(guān)法律法規(guī)體系，克服其執(zhí)行難點(diǎn)，加快以資源價(jià)格為核心的要素市場改革，并且應(yīng)改變政府主導(dǎo)型的環(huán)境治理體系，充分挖掘企業(yè)根據(jù)自身需求自行安排治污投資的能動性。

鑒于不同地區(qū)和行業(yè)對環(huán)境規(guī)制的反應(yīng)不盡相同，我國必須通過有區(qū)別、有針對性地推進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。一方面，應(yīng)重點(diǎn)加強(qiáng)污染密集型和資本密集型行業(yè)的節(jié)能減排，促進(jìn)企業(yè)淘汰落后產(chǎn)能，開展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，加快清潔生產(chǎn)技術(shù)市場以及污染物和碳排放權(quán)交易市場建設(shè)，同時(shí)要控制勞動密集型行業(yè)在產(chǎn)業(yè)升級過程中的污染性投資，防止其成為新的污染密集型行業(yè)。另一方面，在保證東部出口大省工業(yè)品出口競爭力和環(huán)境污染程度“一升一降”的同時(shí)，還要重點(diǎn)加大生態(tài)相對脆弱的中西部地區(qū)的環(huán)保力度，避免產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移中的污染轉(zhuǎn)移，按照主體功能區(qū)規(guī)劃合理安排產(chǎn)業(yè)布局。

［1］李小平，盧現(xiàn)祥，陶小琴.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是否影響了中國工業(yè)行業(yè)的貿(mào)易比較優(yōu)勢［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2012(4):62－78.

［2］董敏杰，李鋼，梁泳梅.對中國環(huán)境管制現(xiàn)狀與趨勢的判斷——基于企業(yè)與經(jīng)濟(jì)學(xué)家問卷調(diào)查的報(bào)告［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考，2010(51):18－26.

［3］Walter I.The pullotion content of American trade［J］.Western Economic Journal，1973，11(1):61 －70.

［4］Low P，Yeats A.Does dirty industry migrate?［A］.Low P，et al.International Trade and the Environment［C］.World Bank Discussion Papers，No.159.Washington，D.C:World Bank，1992:89－103.

［5］Quiroga M，Sterner T，Persson M.Have countries with lax environmental regulations a comparative advantagein polluting industries?［R］.Working Papers in Economics 412，G?teborg University，Department of Economics，2009.

［6］Porter M，Linde C.Toward a new conception of the environment competitiveness relationship［J］.Journal of Economic Perspectives，1995，9(4):97 －118.

［7］Grossman G，Krueger A.Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement［R］.NBER Working Paper，No.3914，1991.

［8］Jaffe A B，Peterson S R，Portney P R，Stavins R N.Envirionmental regulation and the competitiveness of US manufacturing:What does the envidence tell us?［J］.Journal of Economic Literrature，1995，33:132 －163.

［9］Ederington J.NAFTA and the pollution haven Hypothesis［J］.The Policy Studies Journal，2007，35:239 －244.

［10］解堊.環(huán)境規(guī)制與中國工業(yè)生產(chǎn)率增長［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2008(1):19－25.

［11］張成，陸旸，郭路，于同申.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2011(2):113－124.

［12］陸旸.環(huán)境規(guī)制影響了污染密集型商品的貿(mào)易比較優(yōu)勢嗎?［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009(4):28－40.

［13］董敏杰，梁泳梅，李鋼.環(huán)境規(guī)制對中國出口競爭力的影響——基于投入產(chǎn)出表的分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(3):57－67.

［14］馬建平，蔡宏波，王雪坤.要素密集度、環(huán)境屬性與中國工業(yè)制品出口結(jié)構(gòu)［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2012(4):41－45.

［15］蘇梽芳，廖迎，李穎.是什么導(dǎo)致了“污染天堂”:貿(mào)易還是FDI?——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)評論，2011(3):97－103.

［16］張文彬，張理芃，張可云.中國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度省際競爭形態(tài)及其演變——基于兩區(qū)制空間Durbin固定效應(yīng)模型的分析［J］.管理世界，2010(12):34－44.

［17］Leamer E.Sources of international comparative advantage:Theory and evidence［M］.Cambridge:MIT Press，1984.

［18］Tobey J A.The effects of domestic environmental policies and patterns of world trade:An empirical test［J］.Kyklos，1990，43:191 －209.

［19］劉航，趙景峰，吳航.中國環(huán)境污染密集型產(chǎn)業(yè)脫鉤的異質(zhì)性及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2012，22(4):150－155.

［20］傅京燕，李麗莎.環(huán)境規(guī)制、要素稟賦與產(chǎn)業(yè)國際競爭力的實(shí)證研究——基于中國制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)［J］.管理世界，2010(10):87－98.

［21］李玲，陶鋒.污染密集型產(chǎn)業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率及影響因素——基于SBM方向性距離函數(shù)的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2011(12):32－39.

［22］Walter I，Ugelow J.Environmental policies in developing countries［J］.Ambio，1979(8):102 －109.

［23］Cole A，Robert J，Shimamoto K.Why the grass is not always greener:The competing effects of environmental regulations and factor intensities on US specialization［J］.Ecological Economics，2005，54:95 －109.

［24］吳航，劉航，王珊珊.外資企業(yè)的社會責(zé)任承擔(dān)狀況:環(huán)境責(zé)任的視角［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2012(6):97－101.

［25］Daly D.The perils of free trade［J］.Scientific American，1993，269:24 －29.

［26］Grossman G，Krueger A.Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement［A］.Garber P，et al.The Mexico － U.S.Free Trade Agreement［C］.Cambridge MA:MIT Press，1993:13 －56.

［27］包群，呂越，陳媛媛.外商投資與我國環(huán)境污染——基于工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］.南開學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2010(3):93－103.

［28］樊綱，王小魯.中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2004年度報(bào)告［M］.北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2004:20－23.

［29］李坤望，王永進(jìn).契約執(zhí)行效率與地區(qū)出口績效差異——基于行業(yè)特征的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010，9(3):1007－1028.

Industry Pollution Intensity，Regional Regulation Intensity and Export Advantage of Manufacturing Industry

LIU Hang，ZHANG Shao－wei，ZHANG Yu－wei
(School of Economics and Management，Northwest University，Xi'an，710127，China)

By using cross data of 28 manufacturing industries from all regions in China，we discuss the influence that environmental regulations have on the exporting advantage of different manufacturing industries from all regions in China and explain how the cross－term of industry pollution intensity and regional regulation intensity affect the comparative advantage and export pattern.The empirical results show that，the more forceful the environmental regulations are，the more obvious the positive effect environmental regulations have on the export advantage in different regions.Furthermore，this positive effect tends to be even more prominent when the regression result is unbiased and consistent.The environmental regulations contribute significantly to the exporting advantage，especially in the pollution－intensive industries，capital－intensive industries as well as the developed regions.

Pollution Intensity;Environmental Regulation Intensity;Comparative Advantage;Manufacturing Industry.

A

1002－2848－2013(05)－0088－08

2013－04－10

張少為(1972－)，陜西省渭南市人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向:世界經(jīng)濟(jì);劉航(1987－)，山東省菏澤市人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士后，研究方向:中國對外貿(mào)易問題;張雨微(1989－)，女，陜西省西安市人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向:資源環(huán)境與國際貿(mào)易。

責(zé)任編輯、校對:李再揚(yáng)