貿(mào)易開(kāi)放對(duì)中國(guó)水環(huán)境污染影響的實(shí)證研究

史恒通+趙敏娟

摘要：文章基于2004-2013年中國(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)面板模型和差分GMM估計(jì)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(jī)污染物和無(wú)機(jī)污染物的排放指標(biāo)，對(duì)貿(mào)易開(kāi)放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)引致的中國(guó)水環(huán)境污染排放進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)中國(guó)水污染排放的影響不顯著，貿(mào)易開(kāi)放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也在一定程度上加劇了中國(guó)水環(huán)境污染的排放。通過(guò)引入貿(mào)易開(kāi)放的相關(guān)交叉項(xiàng)進(jìn)一步對(duì)決定貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)的比較優(yōu)勢(shì)來(lái)源進(jìn)行識(shí)別，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于中國(guó)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(huì)導(dǎo)致西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的水污染排放降低，而對(duì)中東部經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)，貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應(yīng)會(huì)引致其水污染排放量的增大和排放強(qiáng)度的加劇。

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

中圖分類(lèi)號(hào)：F124.5 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：10085831（2016）03006408

一、問(wèn)題與文獻(xiàn)回顧

進(jìn)入21世紀(jì)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)繼續(xù)快速增長(zhǎng)，國(guó)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(guó)的對(duì)外貿(mào)易飛速增長(zhǎng)，從2001年到2012年的12年間，中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額的名義值年均增長(zhǎng)39.9%。伴隨著中國(guó)貿(mào)易開(kāi)放度的提升，由貿(mào)易引致的環(huán)境問(wèn)題逐漸得到了人們的重視[1-3]。以水污染情況為例，中國(guó)2001年到2012年的12年間，廢水排放總量增長(zhǎng)了92.9%①。很多學(xué)者的研究證明，貿(mào)易開(kāi)放與近年來(lái)中國(guó)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(kāi)放對(duì)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(zhēng)論的焦點(diǎn)，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(jì)增長(zhǎng)將會(huì)受到自然資源和環(huán)境污染的約束而不能長(zhǎng)期持續(xù)，人們必須降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度，以保護(hù)賴以生存的環(huán)境[6]。然而這只是理論分析，并沒(méi)有得到實(shí)證的檢驗(yàn)。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(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的關(guān)系的實(shí)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(kù)茲涅茨曲線），并將貿(mào)易開(kāi)放納入模型之中，提出了貿(mào)易開(kāi)放對(duì)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(lái)，Copeland和Taylor通過(guò)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(kāi)放對(duì)環(huán)境污染的影響方向，迄今為止仍存在很大爭(zhēng)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(lái)的，認(rèn)為當(dāng)其他因素不變時(shí)，貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境的影響取決于國(guó)家的類(lèi)型，并依賴于該國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)，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(gè)以比較優(yōu)勢(shì)為理論基礎(chǔ)的“要素稟賦假說(shuō)”，以及一個(gè)“污染天堂假說(shuō)”（Pollution Havens），進(jìn)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(shuō)認(rèn)為，貿(mào)易自由化會(huì)使資本要素相對(duì)豐裕的發(fā)達(dá)國(guó)家的環(huán)境惡化，而勞動(dòng)要素相對(duì)豐裕的發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境將會(huì)得到改善。污染天堂假說(shuō)則認(rèn)為，人均收入較低的發(fā)展中國(guó)家會(huì)具有相對(duì)寬松的環(huán)境政策，使得他們?cè)谖廴久芗彤a(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢(shì)，而人均收入較高的發(fā)達(dá)國(guó)家的環(huán)境政策相對(duì)嚴(yán)格，在清潔產(chǎn)業(yè)上具有比較優(yōu)勢(shì)，因此貿(mào)易開(kāi)放將導(dǎo)致發(fā)展中國(guó)家成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的避難所。

針對(duì)以上情況，國(guó)內(nèi)學(xué)者也展開(kāi)了大量貿(mào)易與環(huán)境問(wèn)題的研究。包群和彭水軍利用1996-2000年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易開(kāi)放對(duì)六類(lèi)污染物排放的影響，發(fā)現(xiàn)針對(duì)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(guó)1997-2008年30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，考察了貿(mào)易開(kāi)放與中國(guó)CO2排放之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在CO2排放方面，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)環(huán)境的影響是負(fù)面的[11]。彭水軍等基于2005-2010年中國(guó)251個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，分析了貿(mào)易開(kāi)放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)三類(lèi)污染物排放的影響，并通過(guò)不同虛擬變量的引入，考察對(duì)于SO2和煙塵指標(biāo)，同時(shí)存在貿(mào)易開(kāi)放帶來(lái)的要素稟賦效應(yīng)和污染天堂效應(yīng)[12]。林伯強(qiáng)、鄒楚沅利用2000-2011年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了“世界—中國(guó)”和“東部—西部”兩種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)轉(zhuǎn)移過(guò)程中的環(huán)境污染機(jī)制，并得出結(jié)論，東西部經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移過(guò)程也會(huì)加速東西部的污染轉(zhuǎn)移過(guò)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(shí)了中國(guó)農(nóng)資產(chǎn)品出口存在“污染天堂效應(yīng)”，為中國(guó)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(jì)提供了參考依據(jù)[14]。

綜合已有文獻(xiàn)，在采用計(jì)量模型對(duì)中國(guó)貿(mào)易與環(huán)境問(wèn)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(lèi)別的指標(biāo)，缺乏針對(duì)性。本文在環(huán)境污染指標(biāo)的選取中，只針對(duì)中國(guó)的水環(huán)境污染進(jìn)行研究，并合理地選取水污染指標(biāo)，以確保研究的針對(duì)性和有效性。同時(shí)，考慮到水環(huán)境污染物的排放具有動(dòng)態(tài)變化的特征，本文放寬了模型靜態(tài)的假設(shè)，采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。模型通過(guò)采用合適的滯后項(xiàng)作為工具變量，有助于解決人均收入和貿(mào)易開(kāi)放之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。最后，在基本模型驗(yàn)證的基礎(chǔ)上，本文通過(guò)加入不同的虛擬變量與貿(mào)易開(kāi)放度的交叉項(xiàng)，進(jìn)一步對(duì)“污染天堂效應(yīng)”和“資源稟賦效應(yīng)”進(jìn)行識(shí)別，驗(yàn)證兩種假說(shuō)在中國(guó)水環(huán)境污染情況中是否成立；另外通過(guò)加入地區(qū)虛擬變量的交叉項(xiàng)，本文也將考察中國(guó)東西部在貿(mào)易開(kāi)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(shí)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(kāi)放經(jīng)濟(jì)體系，該體系所面臨的世界市場(chǎng)價(jià)格Pw是確定的。且僅有資本K和勞動(dòng)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(guò)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(jì)價(jià)單位（Py=1），產(chǎn)品X的相對(duì)價(jià)格為P。由于貿(mào)易壁壘的存在，使得經(jīng)濟(jì)體商品X的價(jià)格不同于世界價(jià)格Pw，且可以表示為：

在以上三個(gè)方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制變量，交叉項(xiàng)為lnO與各虛擬變量的乘積。根據(jù)污染天堂假說(shuō)，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(lái)捕捉可能存在的污染天堂效應(yīng)。而根據(jù)要素稟賦假說(shuō)，資本密集程度高的地區(qū)往往具有更高的污染排放強(qiáng)度，貿(mào)易開(kāi)放將使得資本勞動(dòng)比率高的部門(mén)成為污染密集型產(chǎn)業(yè)，因此貿(mào)易會(huì)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(lái)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(jì)政策的影響，中國(guó)東西部的貿(mào)易開(kāi)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(lái)捕捉可能存在的區(qū)域異質(zhì)性。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選取

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中分地區(qū)的省市級(jí)資料。具體樣本為中國(guó)31個(gè)省市（包括4個(gè)直轄市）2004-2013年10年間的面板數(shù)據(jù)。針對(duì)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(lái)源主要有居民生活中排放的廢水（生活污水）和人類(lèi)生產(chǎn)過(guò)程中排放的廢水（工業(yè)廢水）兩大類(lèi)。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(cè)的準(zhǔn)確程度，本文只選取水污染的化學(xué)指標(biāo)進(jìn)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(jī)污染物指標(biāo)和無(wú)機(jī)污染物指標(biāo)兩種。水環(huán)境的有機(jī)污染主要來(lái)自碳水化合物、蛋白質(zhì)、脂肪等物質(zhì)，由于其種類(lèi)繁雜，難以逐一定量，但上述有機(jī)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(qiáng)度作為研究的有機(jī)污染物指標(biāo)排放強(qiáng)度為單位GDP內(nèi)的污染物排放量。。在水環(huán)境的無(wú)機(jī)污染中，污水中的氮為植物的營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)，而過(guò)量的氨氮排放使天然水體中的藻類(lèi)大量生長(zhǎng)和繁殖，水體產(chǎn)生富營(yíng)養(yǎng)化現(xiàn)象。所以本文選取氨氮排放量及排放強(qiáng)度作為研究的無(wú)機(jī)污染物指標(biāo)。而本文所選取的兩類(lèi)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(lái)源，具有一定的針對(duì)性和代表性。

其二，人均收入lnI。根據(jù)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（EKC）假說(shuō)，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(jìn)行研究，并考察基本模型中一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)，進(jìn)一步驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)在中國(guó)水污染中的曲線軌跡。

其三，資本勞動(dòng)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(dòng)比率可以用來(lái)反映生產(chǎn)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生的影響。參照林伯強(qiáng)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(dòng)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(jì)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(jìn)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(jìn)行計(jì)算得出貿(mào)易豐裕度的大小。該控制變量用來(lái)衡量貿(mào)易開(kāi)放對(duì)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(guò)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(kāi)放的污染天堂效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)在中國(guó)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(gè)省市取值為1，其他省市為0西部10個(gè)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(jì)結(jié)果

公式（6）用被解釋變量（污染排放）的一階滯后項(xiàng)表征動(dòng)態(tài)面板的同時(shí)采用兩步估計(jì)法對(duì)模型結(jié)果進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)，為了解決模型可能存在的異方差問(wèn)題，參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤采用穩(wěn)健估計(jì)量。具體模型估計(jì)結(jié)果如表1所示。

從模型整體檢驗(yàn)結(jié)果看，四個(gè)基本模型AR1統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上顯著，且AR2統(tǒng)計(jì)量均不顯著，說(shuō)明模型擾動(dòng)項(xiàng)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(dòng)項(xiàng)無(wú)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(jì)量均顯著，無(wú)法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。

表1的估計(jì)結(jié)果顯示，四個(gè)基本模型的滯后一期的水污染指標(biāo)均顯著為正，說(shuō)明水污染的排放量和排放強(qiáng)度的調(diào)整確實(shí)是一個(gè)連續(xù)、動(dòng)態(tài)的積累過(guò)程，進(jìn)一步表明本文的動(dòng)態(tài)模型設(shè)定形式是有效的。通過(guò)對(duì)EKC方程形式的估計(jì)可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于有機(jī)污染的化學(xué)需氧量排放和無(wú)機(jī)污染的氨氮排放（無(wú)論是排放量還是排放強(qiáng)度），人均收入的一次項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，而二次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說(shuō)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(duì)于中國(guó)水污染排放，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模技術(shù)效應(yīng)與“EKC假說(shuō)”結(jié)論相反。四個(gè)基本模型中反映直接結(jié)構(gòu)效應(yīng)的資本勞動(dòng)比率系數(shù)均不顯著，這可能是由于生活污水排放在整個(gè)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(dòng)比率對(duì)污染排放的影響不顯著。四個(gè)基本模型中反映貿(mào)易開(kāi)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(kāi)放度提高加劇了中國(guó)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(qiáng)度，而并非剝離出主要的有機(jī)污染物和無(wú)機(jī)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(yàn)

環(huán)境污染監(jiān)管和要素稟賦共同決定一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的比較優(yōu)勢(shì)。本部分通過(guò)引入貿(mào)易開(kāi)放度的相關(guān)交叉項(xiàng)來(lái)識(shí)別決定中國(guó)水環(huán)境污染密集型產(chǎn)品貿(mào)易模式的比較優(yōu)勢(shì)來(lái)源，即實(shí)證研究污染天堂效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)在中國(guó)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(kāi)放對(duì)中國(guó)水環(huán)境影響可能存在的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)。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(jìn)行驗(yàn)證。模型估計(jì)結(jié)果如表2和表3所示。

在加入收入虛擬變量之后，無(wú)論是對(duì)于化學(xué)需氧量這一有機(jī)物排放指標(biāo)還是氨氮這一無(wú)機(jī)物排放指標(biāo)，交叉項(xiàng)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(lái)的10倍左右。說(shuō)明與低收入地區(qū)相比，高收入地區(qū)的貿(mào)易開(kāi)放會(huì)導(dǎo)致水環(huán)境污染排放的加劇，即對(duì)于中國(guó)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(dòng)比虛擬變量之后，交叉項(xiàng)回歸系數(shù)與lnO回歸系數(shù)相比均顯著縮小。說(shuō)明隨著貿(mào)易開(kāi)放程度增加，資本勞動(dòng)比較低地區(qū)的污染排放水平要高于資本勞動(dòng)比較高的地區(qū)，即對(duì)于中國(guó)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(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明對(duì)于中國(guó)西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)降低其水污染排放，相反對(duì)于中東部經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)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(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，結(jié)合動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)和差分GMM估計(jì)方法，實(shí)證研究了貿(mào)易開(kāi)放引致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)中國(guó)水環(huán)境污染的影響。與已有文獻(xiàn)相比，本研究只針對(duì)中國(guó)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(jìn)行研究，另外，通過(guò)引入貿(mào)易開(kāi)放的各種交叉項(xiàng)，進(jìn)一步考察了中國(guó)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(duì)于有機(jī)污染的化學(xué)需氧量排放指標(biāo)和無(wú)機(jī)污染的氨氮排放指標(biāo)，貿(mào)易開(kāi)放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)導(dǎo)致中國(guó)水環(huán)境污染排放顯著增加。從彈性值看，貿(mào)易開(kāi)放引致的中國(guó)水環(huán)境污染排放小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)。這表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是導(dǎo)致中國(guó)水環(huán)境污染加劇的主要因素，而貿(mào)易開(kāi)放的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也會(huì)在一定程度上增加中國(guó)水污染的排放。另外，從環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的驗(yàn)證看，中國(guó)水環(huán)境污染隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)“U”形軌跡，即在2004-2013年10年期間，中國(guó)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(guò)加入貿(mào)易開(kāi)放的各種交差項(xiàng)識(shí)別決定中國(guó)貿(mào)易開(kāi)放結(jié)構(gòu)效應(yīng)的比較優(yōu)勢(shì)來(lái)源，本文研究進(jìn)一步得出結(jié)論，對(duì)于有機(jī)污染的化學(xué)需氧量排放指標(biāo)和無(wú)機(jī)污染的氨氮排放指標(biāo)，中國(guó)貿(mào)易開(kāi)放過(guò)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(guó)越來(lái)越多的資本密集型產(chǎn)業(yè)將獲得比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而污染密集型產(chǎn)品的出口增加，這也將加劇中國(guó)水環(huán)境污染的進(jìn)一步惡化。因此，需要通過(guò)不斷完善中國(guó)水資源環(huán)境管理體系，實(shí)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(guó)水環(huán)境污染的進(jìn)一步惡化。

最后，本文對(duì)中國(guó)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(shí)上，生活污水在整個(gè)水污染排放中占據(jù)了較大的比重，這也可能影響中國(guó)水污染“污染天堂效應(yīng)”和“要素稟賦效應(yīng)”的實(shí)證結(jié)果。在今后的研究中，進(jìn)一步剝離出貿(mào)易開(kāi)放分別對(duì)中國(guó)生活污水和工業(yè)廢水排放的影響將是一個(gè)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）