貿(mào)易開放對中國環(huán)境污染的程度影響
——基于動態(tài)面板方法的檢驗

一、引言

改革開放以來，對外貿(mào)易的快速發(fā)展為促進我國的經(jīng)濟增長，加快技術(shù)進步，提高社會福利做出了很大貢獻。與此同時，我國的環(huán)境狀況日益惡化。近年來關(guān)于中國環(huán)境污染不斷加劇的報道層出不窮，太湖的藍藻事件、松江的死豬事件、許多城市日益增多的霧霾天氣都清楚地表明中國的污染問題正在不斷加劇。在2014年的中央經(jīng)濟工作會議中也提到，我國現(xiàn)在的環(huán)境承載能力已經(jīng)達到或接近上限，可見我國的環(huán)境污染狀況已經(jīng)不容樂觀。貿(mào)易開放長期以來被認為是有益的，能夠改善貿(mào)易國的福利。然而在考察貿(mào)易開放所引起的福利變動時，經(jīng)濟學(xué)家們很少甚至拒絕考慮環(huán)境方面的因素。隨著貿(mào)易開放所產(chǎn)生的收益問題受到越來越多的質(zhì)疑，人們開始反思貿(mào)易開放在促進經(jīng)濟增長過程中所引起的包括環(huán)境問題在內(nèi)的各種后果。貿(mào)易開放一方面通過擴大經(jīng)濟活動的規(guī)模增加了資源的消耗，從而破壞生態(tài)環(huán)境。而且當(dāng)該國在國際分工中專注于生產(chǎn)污染密集型產(chǎn)品時，出口貿(mào)易的增加將造成本國污染排放量的上升。另一方面，進口貿(mào)易的增加為進口國學(xué)習(xí)和引進先進的清潔技術(shù)，進口更加環(huán)保的中間投入品等提供了更大的便利。如果將環(huán)境作為正常產(chǎn)品看待，貿(mào)易開放帶來的收入增加進而引起對清潔產(chǎn)品的需求增加也成為貿(mào)易開放影響環(huán)境的渠道之一。

貿(mào)易開放究竟在何種程度上影響著一國的環(huán)境狀況已經(jīng)成為擁護自由貿(mào)易的學(xué)者和環(huán)境保護主義者之間爭論的主要話題之一，同時也是政府制定相關(guān)政策的重要依據(jù)。我國政府提出要把節(jié)約資源作為我國的基本國策，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，保護生態(tài)環(huán)境。而對外開放則是我國的長期基本國策，而且目前正處于進一步深化改革和開放的新階段。因此在新形勢下，我國如何應(yīng)對貿(mào)易和環(huán)境問題的挑戰(zhàn)，如何實現(xiàn)對外貿(mào)易和環(huán)境保護的同步協(xié)調(diào)發(fā)展是十分迫切的。隨著貿(mào)易開放水平的進一步提升，我國的環(huán)境污染是否會因此呈現(xiàn)進一步加劇的趨勢?該影響是否會因為地域的不同而有所區(qū)別?筆者希望通過回答這些問題尋求協(xié)調(diào)擴大對外開放與推動綠色循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實途徑，為建設(shè)環(huán)境友好型社會提供政策參考。

二、文獻回顧

自20世紀70年代以來，國內(nèi)外開始出現(xiàn)大量的文獻研究貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系問題，曾有過兩次研究高潮:一是20世紀70年代至20世紀90年代初，相關(guān)研究主要集中在環(huán)境政策對出口貿(mào)易的影響，包括環(huán)境政策對貿(mào)易方式、貿(mào)易條件以及國際競爭力影響的研究;二是20世紀90年代至今，研究范圍變得更加廣泛，包括貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響，貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、貿(mào)易方式對環(huán)境的影響，貿(mào)易政策與環(huán)境政策的協(xié)調(diào)等問題。總體上，貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響主要分為以下三類。

一些環(huán)保主義者認為，貿(mào)易在提高國內(nèi)生產(chǎn)總值的同時，加劇了資源消耗和污染排放，因此，貿(mào)易開放對環(huán)境污染的作用是消極的。Ekins(1994)［1］的研究認為，自由貿(mào)易確實會帶來國民收入水平的提高，但提高的收入不會完全用于環(huán)境保護事業(yè)。而且貿(mào)易開放導(dǎo)致的國際運輸?shù)脑黾右彩刮廴九欧旁龆?，必然?dǎo)致環(huán)境污染的加劇。Ropke(1994)［2］從環(huán)境污染的角度出發(fā)，對前人的貿(mào)易收益理論提出質(zhì)疑，認為貿(mào)易開放會造成對自然資源價格和環(huán)境污染影響的低估，尤其對發(fā)展中國家來說。Dua et al.(1997)［3］的研究指出，作為全球貿(mào)易自由化的結(jié)果，各國可能會紛紛降低各自的環(huán)境標準以增強自身的國際競爭力，從而出現(xiàn)“向底線賽跑”現(xiàn)象。

還有一類觀點認為貿(mào)易開放能夠通過技術(shù)進步、競爭加劇等起到降低環(huán)境污染水平的作用。以Antweiler et al.(2001)［4］的ACT模型為代表，文章中將貿(mào)易開放的環(huán)境效應(yīng)模型化，通過利用43個發(fā)達國家和發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)得出結(jié)論，貿(mào)易開放對環(huán)境狀況具有改善作用。Dean(2002)［5］運用聯(lián)立方程模型研究了貿(mào)易自由化和中國水污染之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明盡管貿(mào)易開放通過貿(mào)易條件的轉(zhuǎn)變加劇了環(huán)境狀況惡化，但也通過收入的增加減緩了這一狀況，貿(mào)易開放總體上有利于中國環(huán)境狀態(tài)的改善。McAusland和Millimet(2013)［6］通過比較國內(nèi)貿(mào)易和國際貿(mào)易對環(huán)境的不同影響，在考慮了非完全競爭的市場形態(tài)，差異化產(chǎn)品以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易等各種現(xiàn)代貿(mào)易經(jīng)濟中的重要元素的情況下，證實國際貿(mào)易能夠降低污染排放，而國內(nèi)貿(mào)易則會增加污染排放。

另外一部分學(xué)者認為貿(mào)易對環(huán)境的影響是不確定的。他們認為貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系十分復(fù)雜，在分析不同的國家，使用不同的指標時會產(chǎn)生不同的結(jié)論。Grossman 和 Krueger(1991)［7］將國際貿(mào)易對環(huán)境的影響效應(yīng)分解為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三個方面。規(guī)模效應(yīng)為負，結(jié)構(gòu)效應(yīng)不明確，技術(shù)效應(yīng)為正，因此從理論上就很難得出貿(mào)易對環(huán)境是促進或者惡化的結(jié)論。Copeland 和 Taylor(1994，1997)［8］［9］利用南北貿(mào)易模型對貿(mào)易開放的環(huán)境效應(yīng)進行了深入的理論分析，認為貿(mào)易在減輕北方國家環(huán)境污染的同時，會加劇南方國家的環(huán)境污染，世界整體污染情況不確定。Atici(2012)［10］以中國和日本兩國的貿(mào)易和環(huán)境問題為研究對象，結(jié)果表明進口貿(mào)易沒有對日本的環(huán)境造成不利影響，但在中國卻相反，證明當(dāng)研究的樣本國家不同時，貿(mào)易開放和環(huán)境污染之間的關(guān)系也不確定。

我國國內(nèi)也有許多學(xué)者致力于這一問題的研究。國內(nèi)學(xué)者大多以中國作為實證分析的對象，研究結(jié)論也各不相同。余北迪 (2005)［11］的研究表明貿(mào)易開放對于我國生態(tài)環(huán)境的負面影響超過了其正向效應(yīng)，總效應(yīng)為負。黨玉婷等 (2007)［12］通過對我國1994—2003年的數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)盡管技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正，較大的負規(guī)模效應(yīng)使得貿(mào)易開放對環(huán)境仍然產(chǎn)生了不利影響。李楷等 (2011)［13］通過考察我國各省份貿(mào)易開放和二氧化碳排放之間的關(guān)系，得出結(jié)論認為貿(mào)易開放增加了我國二氧化碳的排放強度。陳紅蕾等 (2007)［14］，莊惠明等 (2009)［15］的研究分別考察了貿(mào)易開放對我國大氣、水資源等環(huán)境指標的影響，然而普遍認同的結(jié)果是，規(guī)模效應(yīng)加劇了我國環(huán)境的惡化，技術(shù)效應(yīng)一定程度上降低了污染，結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響不穩(wěn)定，但總體上貿(mào)易開放有利于我國環(huán)境問題的改善。

在以往的文獻中，基于中國省級面板數(shù)據(jù)的研究主要采用靜態(tài)模型。考慮到污染物質(zhì)排放具有連續(xù)性的動態(tài)變化特征，同時在研究貿(mào)易開放與環(huán)境問題時由于反向因果關(guān)系和測量誤差而存在的內(nèi)生性問題，筆者引入動態(tài)面板模型，利用中國31個省份 (不包括香港、澳門及臺灣)1993—2012年的面板數(shù)據(jù)進行系統(tǒng)GMM回歸。依據(jù)回歸結(jié)果，考察貿(mào)易開放是否會加劇中國環(huán)境污染的惡化，并提出相關(guān)的政策建議。本文接下來的結(jié)構(gòu)安排如下:第三部分介紹計量模型以及數(shù)據(jù)處理情況;第四部分將展示實證結(jié)果及其分析，并對該結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗;第五部分為結(jié)論與政策啟示。

三、計量模型及數(shù)據(jù)處理

(一)模型設(shè)定

面板數(shù)據(jù)的優(yōu)點之一是可以對個體的動態(tài)行為進行建模。任何經(jīng)濟因素變化本身均具有一定的慣性，個體的當(dāng)前行為往往取決于其過去的行為模式。從理論上來講，污染物質(zhì)的產(chǎn)生來源于人類的生產(chǎn)以及生活活動。在生產(chǎn)活動中，企業(yè)作為排放污染物質(zhì)的主體，受到成本控制的限制，前期排放基礎(chǔ)對后期的影

方程 (1)為基本回歸方程，取對數(shù)函數(shù)形式，變量系數(shù)表征因變量對解釋變量的彈性含義。式中，α是常數(shù)項;i代表省份截面單位;t代表時間，區(qū)間為1993—2012年;Eit代表第i省在第t年的污染物質(zhì)的排放量，本文主要使用工業(yè)二氧化硫排放量指標(SO2)，單位為萬噸;Ei，t-1為因變量的滯后一期值(first lag)，反映污染排放的動態(tài)變化過程;Tradeopennessit代表貿(mào)易開放程度，用對外貿(mào)易依存度來表示，是本文的主要解釋變量;X'it為其他控制變量;θt控制了技術(shù)進步、環(huán)境政策等隨時間變化的因素;δi為個體效應(yīng)，體現(xiàn)了中國各省份之間持續(xù)存在的差異。εit為集聚在省份層面上的隨機擾動項。貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響將反映在參數(shù)γ中，代表污染排放量對貿(mào)易開放的經(jīng)濟彈性。X'it表示影響污染物質(zhì)排放的其他控制變量，筆者將考慮如下幾方面因素。

1.人均收入水平。根據(jù)EKC曲線理論 (Grossman and Krueger，1995)［16］，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響可以由人均收入水平與污染排放量之間的倒U型曲線關(guān)系加以體現(xiàn)。即人均收入水平較低時，環(huán)境污染隨人均收入水平的增加而上升，但到達某一臨界點之后該趨勢呈反方向變化。人均收入水平可以通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、消費傾向改變等來影響污染物質(zhì)排放。筆者以人均GDP(GDP per capita)代表人均收入水平，預(yù)期符號為正。

2.人均收入水平的平方項。在EKC曲線的實證檢驗中，最常用的函數(shù)形式是二次函數(shù)形式。若一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，代表倒U型曲線理論成立。筆者以此為基礎(chǔ)，在控制變量中加入了人均響會很大。而在人類的生活活動中，由于消費習(xí)慣已經(jīng)養(yǎng)成，由此而造成的污染物質(zhì)的排放也是一個連續(xù)動態(tài)的過程。因此，在回歸分析中引入污染物質(zhì)排放的滯后期變量加入解釋變量中是更加合理的，即筆者將選用動態(tài)面板模型進行估計，試圖得到更加有效的估計結(jié)果。動態(tài)面板模型由于采用了因變量的滯后項作為解釋變量，從而導(dǎo)致解釋變量與隨機擾動項相關(guān)，以至于傳統(tǒng)的OLS方法在估計時將存在有偏性和非一致性，需要采用廣義矩估計 (GMM估計)方法。筆者參考ACT模型的研究思路，構(gòu)建以下經(jīng)濟計量模型，來實證檢驗貿(mào)易開放與環(huán)境污染之間的關(guān)系:GDP的平方項，表示人均收入和污染排放之間可能存在的非線性關(guān)系，并預(yù)期符號為負。

3.人口密度 (Population density)，用各省份年底人口數(shù)除以各省份面積得出。人口規(guī)模變量與污染排放量之間存在緊密的關(guān)聯(lián)，規(guī)模越大，產(chǎn)品需求量越大，由此可能產(chǎn)生負的規(guī)模效應(yīng)。但同時，人口密集較大的省份一般為經(jīng)濟較發(fā)達省份，如北京、上海、廣東等，這些省份作為我國經(jīng)濟發(fā)展的前沿，往往掌握著更加先進的技術(shù)與經(jīng)驗，由此可能產(chǎn)生正的技術(shù)效應(yīng)。因此人口密度的預(yù)期符號如何要看規(guī)模效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)哪個更占優(yōu)勢。

GMM估計包括水平GMM、差分GMM和系統(tǒng)GMM三種方法。方程 (1)為水平GMM估計方程，在此基礎(chǔ)上進行差分運算得到差分GMM方程，如方程 (2)所示:

(二)數(shù)據(jù)說明

筆者在實證分析中采用面板數(shù)據(jù)進行分析，帶來較大的自由度，而且截面變量和時間序列變量的結(jié)合能夠顯著地減少缺省值帶來的問題。筆者所使用的中國31個省份 (不包括香港、澳門及臺灣)1993年到2012年的面板數(shù)據(jù)是根據(jù)歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和聯(lián)合國UNCTAD官方網(wǎng)站相關(guān)資料整理得來。

筆者在實證研究中使用污染物質(zhì)的排放量表征環(huán)境污染水平。排放量指標是指污染物質(zhì)的排放總量，與人類的生產(chǎn)和生活活動直接相關(guān)，表征各類活動為環(huán)境帶來的直接后果。在研究貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響時，我們更關(guān)注貿(mào)易這種經(jīng)濟活動所帶來的直接影響，因此使用總量指標更加合適。筆者主要選用二氧化硫排放量作為表征環(huán)境污染的指標。二氧化硫作為大氣污染例行檢測指標，是主要的大氣污染物之一。它主要來源于煤和石油等燃料的燃燒，因此與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系密切，同時會對人類健康帶來極大的危害。學(xué)術(shù)界關(guān)于貿(mào)易與環(huán)境關(guān)系的大量研究都采用二氧化硫數(shù)據(jù)作為環(huán)境污染指標 (如 Levinson，2009［27］，何潔，2010［28］等)。污染物質(zhì)排放的最終來源是人類的生產(chǎn)和生活活動，而貿(mào)易影響環(huán)境污染的主要渠道都和生產(chǎn)有關(guān)，其中工業(yè)生產(chǎn)導(dǎo)致的污染排放占絕大部分。在我國1993—2012年的《環(huán)境統(tǒng)計年報》中，工業(yè)二氧化硫占二氧化硫排放總量的比重均高于80%，個別年份如2001年甚至高達92%。因此筆者將使用工業(yè)二氧化硫排放量作為環(huán)境污染的代理指標。

在表征貿(mào)易開放程度時，筆者使用了外貿(mào)依存度指標。外貿(mào)依存度反映了一國參與國際分工的程度，表明一定時期內(nèi)國民經(jīng)濟發(fā)展對進出口貿(mào)易的依賴程度。由于這種度量方法簡單直觀，所以一直為研究者廣泛采用。在計算外貿(mào)依存度時，采用實際進出口貿(mào)易額除以實際GDP的方法計算，都以美元為單位。在計算實際GDP時，采用名義GDP除以CPI指數(shù)的方法來計算，CPI指數(shù)以1993年為基礎(chǔ)年，然后用當(dāng)年的人民幣對美元的匯率進行折算，以消除匯率波動對數(shù)據(jù)產(chǎn)生的影響。而在計算實際進出口貿(mào)易額時，考慮到原始數(shù)據(jù)就是以美元為單位，因此采用名義進出口總額除以美國CPI指數(shù)的方法來計算。同樣，美國CPI指數(shù)也以1993年為基礎(chǔ)年。

另外，由于歷史問題及統(tǒng)計口徑上的原因，在全國的省際面板數(shù)據(jù)中，不包括香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省。同時，由于重慶市在1997年從四川省分離出來，所以在數(shù)據(jù)處理上1997年以前四川省的數(shù)據(jù)中包括了重慶市的數(shù)據(jù)，重慶市的數(shù)據(jù)是從1997年以后開始的。

四、實證結(jié)果分析

本節(jié)首先給出了動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果，并與OLS的估計結(jié)果進行了比較;接著按照我國的地區(qū)劃分原則分別對各地區(qū)的樣本進行估計;最后對相關(guān)的實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。通過這些實證檢驗考察貿(mào)易開放對我國環(huán)境污染的影響。

(一)基準回歸結(jié)果

為了體現(xiàn)污染排放的路徑依賴特點以及解決貿(mào)易開放變量的內(nèi)生性問題，筆者使用系統(tǒng)GMM估計對動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行回歸。為了和系統(tǒng)GMM回歸的結(jié)果進行比較，我們同時展示了OLS回歸以及固定效應(yīng)回歸的結(jié)果，如表1所示。

表1中的 (1)～(3)分別為OLS、固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM回歸的結(jié)果。三列結(jié)果中，因變量滯后一期值的估計系數(shù)均為正值，統(tǒng)計顯著，系數(shù)估計值在0.774到0.826之間，表明上一年的污染排放量對下一年的排放有很大的影響，這也說明使用動態(tài)面板模型是必要的。本文主要關(guān)注的解釋變量為貿(mào)易開放，即主要關(guān)注外貿(mào)依存度的回歸系數(shù)。從結(jié)果來看，使用系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果和其他兩列結(jié)果有明顯區(qū)別。OLS回歸結(jié)果表明，外貿(mào)依存度的提高對工業(yè)二氧化硫的排放是有減緩作用的 (系數(shù)值為-0.010 1)，但統(tǒng)計上卻不顯著，而且由于解釋變量中的因變量滯后期與隨機擾動項相關(guān)的問題，使得OLS不能完全滿足高斯—馬爾科夫假定，回歸結(jié)果應(yīng)該是有偏的。而第三列中使用系統(tǒng)GMM回歸的系數(shù)值為-0.053 8，即外貿(mào)依存度每上升1%，工業(yè)二氧化硫排放量將下降約0.054%，雖然符號和OLS的結(jié)果相同，但在統(tǒng)計上卻變得顯著，而且絕對值變?yōu)镺LS回歸系數(shù)的5倍，即OLS的回歸結(jié)果存在向下偏誤。如果考慮長期效應(yīng)，外貿(mào)依存度的彈性變?yōu)榧s-0.3［-0.053 8(1-0.817)=-0.294］。即從長期來看，貿(mào)易開放度每提高1%，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.3%。系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果中外貿(mào)依存度長期彈性的絕對值約為短期彈性的6倍，即從長遠來看，貿(mào)易開放對工業(yè)二氧化硫排放量的減少會起到更大的促進作用。而第二列使用固定效應(yīng)模型的結(jié)果中外貿(mào)依存度的系數(shù)值雖然在統(tǒng)計上顯著，但是符號卻與另外兩列相反。

表1的結(jié)果中還列出了其他控制變量的回歸系數(shù)值。以系統(tǒng)GMM回歸的結(jié)果為例，代表收入水平的人均GDP變量的估計系數(shù)為0.635，說明人均收入每提高1%，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.635%。而人均GDP的二次項系數(shù)均為負值，表明EKC曲線理論是成立的。回歸中還使用了人口密度作為控制變量，估計系數(shù)為負，表明人口密度越大的省份其污染排放量越小，說明相比規(guī)模效應(yīng)，人口密度通過技術(shù)效應(yīng)影響污染這一渠道占據(jù)了主導(dǎo)地位。

采用系統(tǒng)GMM方法進行估計的前提是原始模型中的擾動項不存在序列相關(guān)，即擾動項的差分不存在二階或更高階的自相關(guān)，但允許存在一階自相關(guān)。表1第三列中AR(2)的p值為0.149，大于0.1，無法拒絕“擾動項無自相關(guān)”的原假設(shè)，因此可以使用系統(tǒng)GMM方法。同時我們還使用Sargan檢驗來檢驗過度識別問題。Sargan檢驗的p值為0.158，大于0.1，因此無法拒絕“所有工具變量都有效”的原假設(shè)。

動態(tài)面板模型的估計前提是面板數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則可能導(dǎo)致“偽回歸”。為此需要對所估計參數(shù)的穩(wěn)健性進行檢驗，即對面板數(shù)據(jù)的殘差進行單位根檢驗，以診斷其是否平穩(wěn)。筆者使用IPS檢驗，即Pesaran和Shin在1995年提出的Z統(tǒng)計量進行面板殘差的平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果中，使用工業(yè)二氧化硫排放量作為因變量回歸的IPS檢驗的p值為0，即嚴格拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即殘差序列平穩(wěn)，因此不存在“偽回歸”問題。

表1 基準回歸結(jié)果

(二)分地區(qū)回歸結(jié)果

根據(jù)地理位置和經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的不同，我國被分為東部、中部和西部三大區(qū)域。目前，東部地區(qū)包括了北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省 (市);中部地區(qū)有8個省級行政區(qū)，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括的省級行政區(qū)共12個，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。我國幅員遼闊，人口眾多，各個地區(qū)在自然條件、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度以及社會條件等方面都存在顯著差異，區(qū)域發(fā)展不均衡現(xiàn)象普遍存在。盡管從上世紀90年代末開始，我國就陸續(xù)出臺了西部大開發(fā)、促進中部崛起和振興東北老工業(yè)基地等區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，但各地區(qū)之間的差距仍然很大。表2和表3分別列出了東中西部各地區(qū)的工業(yè)二氧化硫排放量 (單位為萬噸)和外貿(mào)依存度的統(tǒng)計分析結(jié)果。從均值來看，東部地區(qū)工業(yè)二氧化硫排放量最大，中部地區(qū)其次，西部最低，東部地區(qū)年均排放量超出西部地區(qū)約30%。而從離散程度來看，也是東部地區(qū)居于首位，而西部地區(qū)的污染排放則相對集中。從表3的結(jié)果來看，各地區(qū)在貿(mào)易開放程度上的差距尤其大，東部地區(qū)的外貿(mào)依存度約為中西部地區(qū)的7倍左右，中西部地區(qū)的開放程度在均值上相似，但中部地區(qū)在分布上則更加集中。在當(dāng)前全面深化改革的重要階段，實現(xiàn)區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要目標。如果貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響因所處地區(qū)的不同而有所差異，政府在制定相應(yīng)的貿(mào)易政策時便可因地制宜，提出更具針對性的政策。

表2 1993—2012年各地區(qū)環(huán)境污染描述性統(tǒng)計

表3 1993—2012年各地區(qū)貿(mào)易開放程度描述性統(tǒng)計

為了檢驗貿(mào)易開放對污染排放的影響是否因所處地區(qū)不同而存在差異，筆者按照我國東中西部地區(qū)的劃分設(shè)置了地區(qū)的虛擬變量，由于一共劃分為3個地區(qū)，因此設(shè)置兩個虛擬變量East和Middle。East取值為1的省份表明該省份隸屬于東部地區(qū)，Middle取值為1表明該省份為中部省份，East和Middle同時取0的省份為西部省份。在分地區(qū)回歸中，除原有控制變量外，還加入了地區(qū)虛擬變量與外貿(mào)依存度的交互項作為解釋變量進行系統(tǒng)GMM回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 分地區(qū)回歸結(jié)果

續(xù)前表

表4中第一列是利用交互項回歸的結(jié)果，為了和基準回歸結(jié)果進行比較，我們將表1中系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果列在第二列。表中第一列Ln(Tradeopenness)的系數(shù)值代表我國西部地區(qū)貿(mào)易彈性的估計值，彈性為負，而東中部地區(qū)虛擬變量與外貿(mào)依存度交互項的系數(shù)值也都為負值，表明無論在哪個區(qū)域，貿(mào)易開放對環(huán)境狀況的改善都起到一定的促進作用。其中，東部地區(qū)的系數(shù)值僅為-0.007 93，絕對值小于中部和西部地區(qū)，統(tǒng)計上不顯著。說明在東部地區(qū)，貿(mào)易開放雖然也對環(huán)境改善起到一定的作用，但影響力度不大。中國的東部地區(qū)包括了長江三角洲、珠江三角洲、環(huán)渤海經(jīng)濟圈等經(jīng)濟發(fā)展前沿示范區(qū)。作為中國最早實行改革開放的地區(qū)，其貿(mào)易開放的程度已經(jīng)很深，相對于中西部地區(qū)而言，并沒有很大的上升空間，同時中國的污染密集型產(chǎn)業(yè)多數(shù)集中在東部沿海地區(qū)，尤其是水污染和大氣污染密集型產(chǎn)業(yè)［29］，盡管貿(mào)易開放對東部地區(qū)環(huán)境污染的總效應(yīng)是正向的，但相對集中的高污染企業(yè)無疑阻止了這一正向效應(yīng)更大程度的發(fā)揮。而且東部省份的人口數(shù)量相對較大，經(jīng)濟規(guī)模也遠遠高于其他兩個區(qū)域，而經(jīng)濟和人口規(guī)模都對污染排放產(chǎn)生很大的影響，因此相對來講，環(huán)境污染對貿(mào)易開放的敏感度就大大減小。而中部和西部地區(qū)交互項的系數(shù)值都在-0.02左右，絕對值為東部地區(qū)的3倍左右，說明相對于東部地區(qū)而言，貿(mào)易開放對中部和西部地區(qū)的環(huán)境改善具有更加明顯的作用。原因可能是隨著中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不斷完善以及政府對中西部地區(qū)的扶持計劃，中西部地區(qū)在對外貿(mào)易以及外資引進方面有了很大的進步，同時產(chǎn)業(yè)布局和人口分布也與東部地區(qū)有所差異。因此，如果進一步加大中部和西部地區(qū)對外開放的力度，這不僅對該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展有促進作用，也會在一定程度上減少該地區(qū)的環(huán)境污染。和第二列結(jié)果相比，分地區(qū)回歸后污染排放量對外貿(mào)依存度的彈性絕對值有所下降，說明當(dāng)所有省份作為一個整體時，貿(mào)易開放對環(huán)境改善的促進作用將更大，因而如果各地區(qū)之間能夠加強相互之間的貿(mào)易合作，將會對各自環(huán)境污染水平的降低產(chǎn)生更大的正面影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

這一部分是對基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。表5中分別使用增加控制變量、變換解釋變量、變換因變量等方法對表1中的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。污染排放對貿(mào)易開放的經(jīng)濟彈性值位于-0.044 2至-0.186之間，統(tǒng)計顯著，證明表1中的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

為了檢驗表1中的回歸是否存在遺漏變量問題，筆者在表5第一列的回歸中加入了資本勞動比 (K/L)和第二產(chǎn)業(yè)增加值比重 (Secondary industry)這兩個控制變量，取自然對數(shù)。資本勞動比是用各省份當(dāng)年的固體資產(chǎn)投資額與就業(yè)人數(shù)之比計算所得，代表結(jié)構(gòu)效應(yīng)的變化。該變量對環(huán)境污染的影響結(jié)果取決于要素稟賦還是污染天堂假說占據(jù)主導(dǎo)作用。第二產(chǎn)業(yè)增加值比重為各省份當(dāng)年的第二產(chǎn)業(yè)增加值除以GDP所得，理論上來說，該比重越高，污染物質(zhì)的排放量越大。從回歸結(jié)果來看，新加入的控制變量回歸系數(shù)都為正值，但統(tǒng)計不顯著。加入這兩個控制變量后并沒有改變外貿(mào)依存度系數(shù)的符號和統(tǒng)計顯著性，即回歸結(jié)果仍然表明貿(mào)易開放有利于環(huán)境狀況的改善。

表5 系統(tǒng)GMM穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)前表

表5中的第二列和第三列是分別運用出口依存度和進口依存度替換外貿(mào)依存度后的回歸結(jié)果。出口依存度 (Exportopenness)和進口依存度 (Importopenness)分別為各省份當(dāng)年出口貿(mào)易總額和進口貿(mào)易總額占GDP的比重，按真實值計算。從回歸結(jié)果來看，出口依存度 (第二列)和進口依存度 (第三列)的系數(shù)值都為負值，統(tǒng)計顯著，說明無論從出口角度還是進口角度，貿(mào)易開放程度的增加都不會對環(huán)境產(chǎn)生不利影響。從系數(shù)大小來看，出口依存度的系數(shù)絕對值更大，表明出口對環(huán)境的影響力更大，也說明我國積極改善出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的效果已經(jīng)初現(xiàn)端倪。

在表1的回歸中，筆者運用外貿(mào)依存度和其他控制變量的當(dāng)期值對工業(yè)二氧化硫排放量進行回歸。而表5中的第四列則將外貿(mào)依存度和其他控制變量取滯后一期的值作為解釋變量，來檢驗是否自變量對因變量的影響存在一定的時滯，同時加入了工業(yè)二氧化硫排放量的滯后二期值 (second lag)作為解釋變量進行回歸。結(jié)果顯示，工業(yè)二氧化硫排放的滯后一期和滯后二期值的系數(shù)都為正值，進一步證明了動態(tài)面板模型的適用性。但從數(shù)值上可以看出，工業(yè)二氧化硫滯后二期的系數(shù)值僅為滯后一期系數(shù)值的三分之一左右，即污染物質(zhì)的前期排放量對后期的影響隨著時間的延長而逐漸減弱，也因此在基準回歸中并沒有加入滯后二期變量。外貿(mào)依存度一期滯后的系數(shù)值為-0.072 5，統(tǒng)計顯著，與表1得出的結(jié)論相符。

前述回歸的因變量都為工業(yè)二氧化硫排放量，為了驗證回歸結(jié)果并沒有因為污染物質(zhì)的種類不同而產(chǎn)生變化，表5中最后一列采用工業(yè)煙塵排放量(Smoke)作為因變量，單位為萬噸。工業(yè)煙塵也是工業(yè)生產(chǎn)最主要的污染氣體之一。回歸結(jié)果中，外貿(mào)依存度的系數(shù)估計值為-0.105，即工業(yè)煙塵排放量隨著貿(mào)易開放程度的提高而有所下降。而且彈性絕對值大于表1中的-0.053 8，統(tǒng)計顯著，表明貿(mào)易開放對工業(yè)煙塵排放的影響要大于對工業(yè)二氧化硫排放的影響。而且工業(yè)煙塵排放量滯后一期的系數(shù)值為正也證實了即便污染物種類不同，污染物排放在時間上的連續(xù)性都是一致的。

同表1的第三列一樣，表5使用了系統(tǒng)GMM的回歸方法。表中列出了AR(1)，AR(2)和Sargan檢驗的p值，除了第四列AR(2)的p值為0.074＞0.05外，即在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，其他4列均嚴格接受“擾動項無自相關(guān)”的原假設(shè)。表中同樣也列出了Sargan檢驗的p值，除第4列回歸沒有通過過度識別檢驗外，其他回歸都接受“所有工具變量都有效”的原假設(shè)。鑒于表5是穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果，而表1中的基準結(jié)果并沒有出現(xiàn)過度識別的問題，因此并不影響我們對表1結(jié)果穩(wěn)健性的證明。

五、結(jié)論及政策啟示

筆者利用中國31個省份 (不包括香港、澳門及臺灣)1993—2012年的省級面板數(shù)據(jù)分析了貿(mào)易開放對環(huán)境污染的影響。基于污染物質(zhì)排放存在連續(xù)性的考慮，筆者設(shè)立了動態(tài)面板模型，將污染物質(zhì)排放的滯后一期值放入解釋變量中。同時考慮到內(nèi)生性問題，筆者采用GMM方法進行估計。很多實證研究表明系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果和真實值更加接近，表現(xiàn)好過差分GMM，因而筆者選擇了系統(tǒng)GMM方法進行回歸。

回歸結(jié)果顯示，外貿(mào)依存度每提高1%，工業(yè)二氧化硫排放將減少約0.054%，即貿(mào)易開放程度的提高將帶來污染物質(zhì)排放的減少。這表明貿(mào)易對環(huán)境的影響是正面的。從長期來看，工業(yè)二氧化硫排放對外貿(mào)依存度的長期彈性為-0.3，即貿(mào)易開放對環(huán)境改善的長期促進作用會更加明顯。同時為了說明貿(mào)易對環(huán)境污染的影響是否因區(qū)域的不同而有所差別，文中還按照我國東中西部地區(qū)的劃分進行了回歸。該結(jié)果表明無論在哪個區(qū)域，貿(mào)易對環(huán)境的影響都是正面的。而貿(mào)易開放對我國中西部地區(qū)環(huán)境污染的減少會有更明顯的作用?；谇拔牡幕貧w結(jié)果和分析，我們得到以下的政策啟示。

第一，進一步擴大我國的對外開放程度。

我國作為一個發(fā)展中國家，在經(jīng)濟發(fā)展的過程中難免會遇到很多的挑戰(zhàn)，包括文中主要關(guān)注的貿(mào)易開放與環(huán)境污染之間的挑戰(zhàn)。但從本文的結(jié)論來看，我國不但沒有成為“污染天堂”，貿(mào)易開放程度的提高還能在一定程度上減輕我國的環(huán)境污染。政府應(yīng)積極鼓勵企業(yè)參與國際競爭，進一步擴大對外開放程度，在發(fā)展經(jīng)濟的同時促進環(huán)境狀況改善。

第二，進一步加大我國中西部地區(qū)的開放力度。

因為貿(mào)易開放對我國中西部地區(qū)環(huán)境污染狀況的改善具有更加明顯的促進作用，所以中西部地區(qū)在環(huán)境改善方面具有后發(fā)優(yōu)勢，更容易通過進一步擴大開放程度實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境改善的雙贏。

第三，加強區(qū)域間的貿(mào)易合作對于各地區(qū)的環(huán)境狀況改善意義重大。

鑒于分地區(qū)回歸后污染排放對貿(mào)易開放的經(jīng)濟彈性有所回落，因而各地區(qū)如果能夠在招商引資、參與國際分工、技術(shù)轉(zhuǎn)移等方面積極合作，那么環(huán)境收益將遠遠大于各地區(qū)各自為政時的效果。

第四，擴大進口貿(mào)易中對綠色產(chǎn)品和先進清潔技術(shù)的引進。

目前相比于出口貿(mào)易，進口貿(mào)易對環(huán)境狀況改善的影響力還較小。而進口貿(mào)易是正向技術(shù)效應(yīng)傳播的主要渠道，有必要積極改善進口商品結(jié)構(gòu)。筆者認為可以通過提高綠色進口貿(mào)易的比重，加大污染排放對進口貿(mào)易的經(jīng)濟彈性。