贸易自由化对环境影响的实证分析

　　[摘 要] 基于1990-2005年中国29个省市面板数据，选取三种污染指标，就贸易自由化对环境的影响因素进行经验分析后 表明：贸易自由化带来的中国经济规模的扩大和资本密集型产业的增加(结构效应)都加大了我国的污染排放，但其 给中国带来的技术进步，则降低了国内的污染排放强度，贸易对环境的总效应正负取决于选取的污染指标。
　　[关键词] 规模效应；结构效应；技术效应；要素禀赋；“污染天堂”
　　
　　一、引言
　　
　　分析贸易对环境影响常用的一种方法，是将贸易对环境的影响分解为规模、结构和技术三种效应。这种分解方法最初是由Grossman and Krueger(1991)提出的，现已经被众多学者采用。
　　国际上关于贸易对环境影响的实证研究，已经取得突破性进展。借鉴Grossman and Krueger(1991)的思想，Antweiler等(2001)建立了一个理论模型，将贸易对环境污染的影响分为规模、技术和结构效应，并采用全球43个国家108个城市的二氧化硫浓度数据对这三种效应进行估计。在此基础上，Cole and Elliott(2003)对模型加以改进，进而采用跨国污染物排放数据去检验贸易对环境的影响，并重点分析了贸易对结构效应的影响因素。
　　国内在这方面的研究较少。张连众、朱坦等(2003)采用Antweiler等 (2001)的模型，基于中国2000年31个省市二氧化硫排放量的横截面数据进行回归分析，结果表明，规模效应加剧我国的环境污染程度，而结构效应和技术效应将降低我国的环境污染程度，贸易自由化有利于我国的环境保护。兰天(2004)采用同样的模型对中国贸易开放对环境的影响进行实证分析，并且得到了与张连众、朱坦等(2003)基本一致的结论。李斌等(2006)对Antweiler等 (2001)的模型加以改进，并用我国各省的二氧化硫数据进行检验，最终得出贸易有利于环境的结论。
　　国内相关研究采用的模型大多比较简单，且主要针对贸易对环境影响的三种效应的度量，并没有就每种效应具体展开分析。基于此，本文采用中国1990-2005年29个省市面板数据，参考Cole and Elliott(2003)的模型对贸易自由化对中国环境的影响进行深入分析，同时对要素禀赋假说和“污染天堂”假说在中国的存在性进行验证。
　　
　　
　　论文检测天使-免费论文相似性查重http://www.jiancetianshi.com
二、模型设定及变量说明
　　
　　(一)模型
　　参考Cole and Elliott(2003)的模型，结合中国具体情况和本文实证目的，得到本文使用的模型：
　　
　　其中，k、t分别表示地区、年份；Ekt表示污染指标，用人均污染排放量表征(文中根据需要也采用污染密集度)；KLkt表示资本劳动比率；Ikt表示人均收入；Okt表示贸易开放度，用贸易依存度表征；D是一个时间趋势变量。RKLkt 和RIkt分别表示相对资本劳动比率和相对人均收入。
　　对上述模型各变量含义加以说明：
　　(1)资本劳动比率KL代表结构效应。加入资本劳动比率的平方项KL2是考虑到资本积累对环境边际效应递减。如果β1>0且β2<0，则说明随着资本劳动比率的增加，环境污染排放以递减的速度增加。反之，如果β1<0且β2>0，环境污染排放随资本劳动比率增加而减少。理论上，随着资本劳动比率的增加，经济结构由劳动密集型产业向资本密集型产业转化，即由清洁产业向污染密集型产业转化，导致污染增加。
　　(2)人均收入I代表规模和技术总效应。人均收入项的系数可能为正也可能为负，因为在一般情况下，规模效应对环境影响为正，技术效应对环境的影响为负，因此当规模效应大于技术效应时，总效应为正，反之为负。另外，模型中人均收入的平方项表示人均收入对环境的递减效应，同时与环境库兹涅茨曲线的含义也保持一致。
　　(3)贸易开放度O代表贸易对环境的总效应。ORKL是变量O和相对资本劳动比率RKL的乘积，表示要素禀赋动因引起的贸易对环境的影响，ORI是变量O和相对收入RI的乘积，表示“污染天堂”动因引起的贸易对环境的影响。
　　要素禀赋假说认为，其他条件相同情况下，资本要素充裕的国家将出口资本密集型产品(污染密集型产品)，劳动要素充裕的国家将出口劳动密集型产品(清洁产品)，因此，当相对资本劳动比率增加时，污染增加。“污染天堂”假说认为，如果各个国家除了环境标准之外，其他方面的条件都相同，那么污染企业会选择在环境标准较低的国家进行生产，这些国家就成为了“污染天堂”。因此，当β6<0时，表示要素禀赋假说存在，当β7>0时，表示“污染天堂”假说存在。
　　需要说明的是，当模型(1)的被解释变量采用人均污染排放量时，解释变量人均收入项代表规模和技术总效应，但如果被解释变量采用污染密集度对上述模型重新估计，人均收入项对污染密集度的影响只体现技术效应。因此本文将人均污染排放和污染密集度分别作为模型的被解释变量，先对规模和技术效应进行估计后单独估计技术效应。
　　(二)变量说明及数据来源
　　本文采用的样本数据为1990-2005年(1996年和1997年除外)29个省市(西藏除外，重庆市数据计入四川省)的数据，下面就被解释变量和解释变量分别说明。
　　(1)被解释变量
　　被解释变量包括三种污染物的人均污染排放量和污染密集度，参考Antweiler等(2001)的选取标准，本文选取的污染物分别是二氧化硫、废水和烟尘。
　　各省市污染物的人均排放量分别由各省市的污染物排放总量除以总人口数得到。由于1996年和1997年只有工业污染排放数据，缺乏生活污染排放数据，故本文选取的统计时段为除1996和1997年以外的1990-2005年，基础数据来自相应各年的《中国环境年鉴》和《中国统计年鉴》。各省市污染物的污染密集度等于各省市污染物排放总量与地区生产总值之比。
　　(2)解释变量
　　需要说明的变量包括资本劳动比率KL、人均收入I、贸易开放度O、相对资本劳动比率RKL、相对人均收入RI和时间趋势变量D。
　　各省市的资本劳动比率KL等于各省市1952年不变价表示的资本存量与就业人员数之比。前者的数据采用张军等(2004)估算的数据，后者的数据来源于《中国统计年鉴》。
　　各省市人均收入I的数据均采用剔除价格因素后的上一年人均GDP数据，即采用1990年不变价表示的1989-2004年各省市的人均GDP数据，基础数据来源于《中国统计年鉴》。
　　各省市的贸易开放度O等于当年价表示的各省市进出口总额与GDP之比，进出口总额基础数据来源于《中国统计年鉴1993-2006》和《中国对外经济贸易年鉴1991-1992》，基础数据由美元表示，根据相应年份的美元兑人民币年平均汇率换算成人民币。
　　各省市的相对人均收入RI等于上面得出的各省市的人均收入I与当年全国的人均GDP之比。各省市的相对资本劳动比率RKL等于上面的各省市的KL与全国的资本劳动比率之比。
　　时间趋势变量1990年取值1，依次各年度分别取值2到14。
　　[8]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0426/fontbr /> 

　　三、计量结果及分析
　　

   
　　本文依据豪斯曼检验(Hausman-test)的检验结果来判断估计模型采用固定效应模型还是随机效应模型。根据检验结果，模型估计时全部采用随机效应模型。被解释变量分别采用人均污染排放量和污染密集度的估计结果依次见表1和表2。
　　(一)规模、技术和结构效应分析
　　表1的估计结果是将人均污染排放作为被解释变量得出的，资本劳动比率KL表征贸易对环境的结构效应，人均收入I表征贸易对环境的规模和技术效应。
　　表1第1列和第2列分别是Antweiler等(2001)和Cole and Elliott(2003)的估计结果。为和本文的估计结果比较，先对其加以说明。Antweiler等(2001)估计结果显示，规模效应变量(GDP/km2)和结构效应变量(KL)都与二氧化硫浓度之间呈现显著的正相关关系，而技术效应(滞后三年的人均收入的移动平均值I)与二氧化硫浓度之间呈现显著的负相关关系，即经济规模的扩大和资本积累对环境污染的影响为正，技术效应为负。与Antweiler等(2001)不同，Cole and Elliott(2003)和本文的模型中，人均收入项I(前一年人均GDP)代表规模和技术总效应。Cole and Elliott(2003)的估计结果中，结构效应变量(KL)与人均二氧化硫排放量呈现显著的正相关关系，随着资本劳动比率的增加，人均二氧化硫排放增加，且速度递减。而人均收入(I)与人均二氧化硫排放量呈现显著的负相关关系，表明负的技术效应已经超过了正的规模效应。
　　表1的第3-5列是本文模型的估计结果。
　　首先，二氧化硫的估计结果与Cole and Elliott(2003)的结论是一致的，即结构效应为正，规模和技术总效应为负。不同的是，表征规模和技术效应的人均收入项I统计不显著，说明正的规模效应和负的技术效应相互抵消后对环境的作用很小，则经济对二氧化硫排放的影响将主要取决于结构效应。
　　其次，废水的估计结果显示，资本劳动比率KL与人均废水排放之间显著正相关，即结构效应为正。人均收入项I的系数统计显著且为正，表明技术和规模效应为正，正的规模效应超过负的技术效应，其原因在于，废水包括工业废水和生活污水，而国家对污水的治理主要集中在工业污染方面，生活污水的迅速增加和难以治理是导致规模效应超过技术效应的主要原因。近年来中国的环境统计数据也显示，生活污水排放量已经超过工业废水排放量，成为水污染的主要来源。
　　最后，烟尘估计结果显示，结构效应不显著，且正的规模效应超过了负的技术效应，规模和技术总效应为正。同时，人均收入I的一次项系数为正，二次项系数为负表明，针对烟尘，中国的人均收入水平还没有越过环境库兹涅茨曲线的转折点，处于曲线的上升阶段。随着人均收入的增加，人均烟尘排放量增加。
　　表2是将污染密集度作为被解释变量得出的估计结果，主要分析由人均收入I代表的技术效应。与Cole and Elliott(2003)的估计结果类似，本文所选的三种污染指标中，人均二氧化硫和废水排放分别与人均收入之间呈现显著的负相关关系，即技术效应为负。人均烟尘排放与人均收入之间也是负相关，但不显著。表明人均收入的提高已经推动技术进步，进而减少污染。
　　(二)要素禀赋动因和“污染避难所”动因分析
　　表1和表2中，联合变量ORKL表征要素禀赋动因，联合变量ORI表征“污染天堂”动因。
　　表1中，同Antweiler等(2001)的估计结果一致，本文二氧化硫的估计结果也为要素禀赋假说和“污染天堂”假说提供了实证支持。要素禀赋变量ORKL与二氧化硫浓度之间呈现显著负相关关系，这说明，相对于中国的平均水平，大部分省市资本劳动比率相对较低，因而还主要集中于劳动密集型产业，这就大大地减少了中国污染排放，这与要素禀赋假说的内容相符合，同时，“污染天堂”动因变量ORI与二氧化硫浓度之间是显著正相关关系，即相对于中国的平均水平，大部分省市的人均收入也比较低，对环境质量的需求不大，因而导致了较弱的环境管制，增加了污染排放，这又符合了“污染天堂”假说的内容。废水和烟尘的估计结果也符合这两个假说，但是估计结果部分不显著。
　　另外，与Antweiler等(2001)贸易有利于环境改善的结论不同，Cole and Elliott(2003)的估计结果显示贸易密集度(O)与二氧化硫浓度之间呈现显著的正相关的结果，也就是说，贸易自由化导致环境污染增加。本文的估计结果中，依污染指标不同，贸易对环境的总体影响也发生变化，总体上，贸易自由化有利于减少人均二氧化硫和烟尘排放，但增加了人均废水排放。表2中贸易变量的符号基本上与表1一致，其估计结果进一步印证了上面的讨论。
　　最后，表1和表2的时间趋势变量(D)基本上都与污染指标呈现统计显著的负相关关系，这说明随着时间的推移，公众的环保意识、环境友好型技术的开发及其他的因素都促进了污染的减少。
　　为进一步阐明表1和表2的经济含义，本文在表1和表2的基础上计算了各污染指标对所有经济因素的弹性，自变量的值采用各省市所有年份的平均值。估计结果见表3和表4。
　　
　　从表3可以看出，贸易开放度对环境的影响相对于其他经济因素来说较小，具体地，贸易开放度提高1%，人均二氧化硫排放减少0.15%，人均废水排放增加0.06%，人均烟尘排放减少0.16%。同时，对每个污染物来说，其“污染天堂”动因对环境的影响都大于要素禀赋动因带给环境的影响，比如对于二氧化硫，其“污染天堂”动因的弹性值为0.4，而要素禀赋动因的弹性值为-0.05，前者远远大于后者，如果不加以控制，中国大部分省市很有可能变为“污染天堂”。
　　表4的数据显示，三种污染物对技术效应的弹性都比较大，说明技术效应较大程度地降低了污染密集度，减少了污染排放，但是，较大的技术效应并不一定能够全部抵消规模效应，结合表3，对于二氧化硫，技术效应超过了规模效应，而对于废水和烟尘，规模效应仍大于技术效应，因此需要中国进一步加大污染治理力度，开发新技术，降低污染。
　　
　　四、结论
　　
　　1.贸易自由化带来的经济规模的扩大和资本密集型产业的增加(结构效应)，都加大了我国的污染排放，但同时贸易开放给中国带来的技术进步降低了国内的污染排放强度，贸易是否有利于中国的环境改善依污染指标不同而不同。
　　2.贸易对环境总体影响相对较小，且正负因污染指标不同而不同。就本文所选的三种污染物，贸易自由化减少了二氧化硫和烟尘的排放，却增加了废水的排放。导致这个结果的原因，尽管近年来国家对主要污染物的管制已经加强，但是主要将重点放在了大气的污染治理上，尤其是二氧化硫的治理，而忽视了废水的治理。
　　3.本文的估计结果也为要素禀赋假说和“污染天堂”假说提供了一定的实证支持。相对于中国的平均水平，多数省市的资本劳动比率较低，资本不充裕导致的要素禀赋效应减少了环境污染排放；同时，相对于平均水平，多数省市的人均收入较低导致较松的环境管制，使中国的污染排放增加。
　　
　　参考文献：
　　[1] Grossman，G，Krueger，A. Environmental impacts of a North American free trade agreement[R]. National Bureau of E-conomic Research，Working Paper No. 3914，1991.
　　[2] Copeland，B. and Taylor，M. North-south trade and the environment[J]. The Quarterly Journal of Economics，1994(109)： 755-787.
　　[3] Antweiler，W.，Copeland，B and Taylor，M. Is free trade good for the environment[J].American Economic Review，2001(91)： 877-908.
　　[4] Cole，M. and Elliott，R. Determining the trade-en-vironment composition effect： the role of capital，labor and en-vironmental regulations[J]. Journal of Environmental Economics and Management，2003 (46)： 363-383.
　　[5]张连众，等.贸易自由化对我国环境污染的影响分析[J].南开经济研究，2003，(3).
　　[6]兰天. 贸易与跨国界环境污染[M].北京：经济管理出版社，2004.
　　[7]李斌，汤铸，陈开军.贸易自由化对环境污染影响的实证分析[J].南开经济研究，2006，(10).
　　[8]张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算： 1952-2000[J].经济研究，2004，(10).
 

　　[8]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0426/fontbr />