貿(mào)易自由化對環(huán)境影響論文

時間:2022-02-05 10:30:00

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貿(mào)易自由化對環(huán)境影響論文

一、模型設(shè)定及變量說明

(一)模型

參考ColeandElliott(2003)的模型,結(jié)合中國具體情況和本文實證目的,得到本文使用的模型:

其中,k、t分別表示地區(qū)、年份;Ekt表示污染指標,用人均污染排放量表征(文中根據(jù)需要也采用污染密集度);KLkt表示資本勞動比率;Ikt表示人均收入;Okt表示貿(mào)易開放度,用貿(mào)易依存度表征;D是一個時間趨勢變量。RKLkt和RIkt分別表示相對資本勞動比率和相對人均收入。

對上述模型各變量含義加以說明:

(1)資本勞動比率KL代表結(jié)構(gòu)效應(yīng)。加入資本勞動比率的平方項KL2是考慮到資本積累對環(huán)境邊際效應(yīng)遞減。如果β1>0且β2<0,則說明隨著資本勞動比率的增加,環(huán)境污染排放以遞減的速度增加。反之,如果β1<0且β2>0,環(huán)境污染排放隨資本勞動比率增加而減少。理論上,隨著資本勞動比率的增加,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化,即由清潔產(chǎn)業(yè)向污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化,導(dǎo)致污染增加。

(2)人均收入I代表規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)。人均收入項的系數(shù)可能為正也可能為負,因為在一般情況下,規(guī)模效應(yīng)對環(huán)境影響為正,技術(shù)效應(yīng)對環(huán)境的影響為負,因此當規(guī)模效應(yīng)大于技術(shù)效應(yīng)時,總效應(yīng)為正,反之為負。另外,模型中人均收入的平方項表示人均收入對環(huán)境的遞減效應(yīng),同時與環(huán)境庫茲涅茨曲線的含義也保持一致。

(3)貿(mào)易開放度O代表貿(mào)易對環(huán)境的總效應(yīng)。ORKL是變量O和相對資本勞動比率RKL的乘積,表示要素稟賦動因引起的貿(mào)易對環(huán)境的影響,ORI是變量O和相對收入RI的乘積,表示“污染天堂”動因引起的貿(mào)易對環(huán)境的影響。

要素稟賦假說認為,其他條件相同情況下,資本要素充裕的國家將出口資本密集型產(chǎn)品(污染密集型產(chǎn)品),勞動要素充裕的國家將出口勞動密集型產(chǎn)品(清潔產(chǎn)品),因此,當相對資本勞動比率增加時,污染增加?!拔廴咎焯谩奔僬f認為,如果各個國家除了環(huán)境標準之外,其他方面的條件都相同,那么污染企業(yè)會選擇在環(huán)境標準較低的國家進行生產(chǎn),這些國家就成為了“污染天堂”。因此,當β6<0時,表示要素稟賦假說存在,當β7>0時,表示“污染天堂”假說存在。

需要說明的是,當模型(1)的被解釋變量采用人均污染排放量時,解釋變量人均收入項代表規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng),但如果被解釋變量采用污染密集度對上述模型重新估計,人均收入項對污染密集度的影響只體現(xiàn)技術(shù)效應(yīng)。因此本文將人均污染排放和污染密集度分別作為模型的被解釋變量,先對規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)進行估計后單獨估計技術(shù)效應(yīng)。

(二)變量說明及數(shù)據(jù)來源

本文采用的樣本數(shù)據(jù)為1990-2005年(1996年和1997年除外)29個省市(西藏除外,重慶市數(shù)據(jù)計入四川省)的數(shù)據(jù),下面就被解釋變量和解釋變量分別說明。

(1)被解釋變量

被解釋變量包括三種污染物的人均污染排放量和污染密集度,參考Antweiler等(2001)的選取標準,本文選取的污染物分別是二氧化硫、廢水和煙塵。

各省市污染物的人均排放量分別由各省市的污染物排放總量除以總?cè)丝跀?shù)得到。由于1996年和1997年只有工業(yè)污染排放數(shù)據(jù),缺乏生活污染排放數(shù)據(jù),故本文選取的統(tǒng)計時段為除1996和1997年以外的1990-2005年,基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自相應(yīng)各年的《中國環(huán)境年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。各省市污染物的污染密集度等于各省市污染物排放總量與地區(qū)生產(chǎn)總值之比。

(2)解釋變量

需要說明的變量包括資本勞動比率KL、人均收入I、貿(mào)易開放度O、相對資本勞動比率RKL、相對人均收入RI和時間趨勢變量D。

各省市的資本勞動比率KL等于各省市1952年不變價表示的資本存量與就業(yè)人員數(shù)之比。前者的數(shù)據(jù)采用張軍等(2004)估算的數(shù)據(jù),后者的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

各省市人均收入I的數(shù)據(jù)均采用剔除價格因素后的上一年人均GDP數(shù)據(jù),即采用1990年不變價表示的1989-2004年各省市的人均GDP數(shù)據(jù),基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

各省市的貿(mào)易開放度O等于當年價表示的各省市進出口總額與GDP之比,進出口總額基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒1993-2006》和《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒1991-1992》,基礎(chǔ)數(shù)據(jù)由美元表示,根據(jù)相應(yīng)年份的美元兌人民幣年平均匯率換算成人民幣。

各省市的相對人均收入RI等于上面得出的各省市的人均收入I與當年全國的人均GDP之比。各省市的相對資本勞動比率RKL等于上面的各省市的KL與全國的資本勞動比率之比。

時間趨勢變量1990年取值1,依次各年度分別取值2到14。

本文依據(jù)豪斯曼檢驗(Hausman-test)的檢驗結(jié)果來判斷估計模型采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。根據(jù)檢驗結(jié)果,模型估計時全部采用隨機效應(yīng)模型。被解釋變量分別采用人均污染排放量和污染密集度的估計結(jié)果依次見表1和表2。

(一)規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)分析

表1的估計結(jié)果是將人均污染排放作為被解釋變量得出的,資本勞動比率KL表征貿(mào)易對環(huán)境的結(jié)構(gòu)效應(yīng),人均收入I表征貿(mào)易對環(huán)境的規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)。

表1第1列和第2列分別是Antweiler等(2001)和ColeandElliott(2003)的估計結(jié)果。為和本文的估計結(jié)果比較,先對其加以說明。Antweiler等(2001)估計結(jié)果顯示,規(guī)模效應(yīng)變量(GDP/km2)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)變量(KL)都與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,而技術(shù)效應(yīng)(滯后三年的人均收入的移動平均值I)與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系,即經(jīng)濟規(guī)模的擴大和資本積累對環(huán)境污染的影響為正,技術(shù)效應(yīng)為負。與Antweiler等(2001)不同,ColeandElliott(2003)和本文的模型中,人均收入項I(前一年人均GDP)代表規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)。ColeandElliott(2003)的估計結(jié)果中,結(jié)構(gòu)效應(yīng)變量(KL)與人均二氧化硫排放量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,隨著資本勞動比率的增加,人均二氧化硫排放增加,且速度遞減。而人均收入(I)與人均二氧化硫排放量呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系,表明負的技術(shù)效應(yīng)已經(jīng)超過了正的規(guī)模效應(yīng)。

表1的第3-5列是本文模型的估計結(jié)果。

首先,二氧化硫的估計結(jié)果與ColeandElliott(2003)的結(jié)論是一致的,即結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正,規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)為負。不同的是,表征規(guī)模和技術(shù)效應(yīng)的人均收入項I統(tǒng)計不顯著,說明正的規(guī)模效應(yīng)和負的技術(shù)效應(yīng)相互抵消后對環(huán)境的作用很小,則經(jīng)濟對二氧化硫排放的影響將主要取決于結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

其次,廢水的估計結(jié)果顯示,資本勞動比率KL與人均廢水排放之間顯著正相關(guān),即結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正。人均收入項I的系數(shù)統(tǒng)計顯著且為正,表明技術(shù)和規(guī)模效應(yīng)為正,正的規(guī)模效應(yīng)超過負的技術(shù)效應(yīng),其原因在于,廢水包括工業(yè)廢水和生活污水,而國家對污水的治理主要集中在工業(yè)污染方面,生活污水的迅速增加和難以治理是導(dǎo)致規(guī)模效應(yīng)超過技術(shù)效應(yīng)的主要原因。近年來中國的環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)也顯示,生活污水排放量已經(jīng)超過工業(yè)廢水排放量,成為水污染的主要來源。

最后,煙塵估計結(jié)果顯示,結(jié)構(gòu)效應(yīng)不顯著,且正的規(guī)模效應(yīng)超過了負的技術(shù)效應(yīng),規(guī)模和技術(shù)總效應(yīng)為正。同時,人均收入I的一次項系數(shù)為正,二次項系數(shù)為負表明,針對煙塵,中國的人均收入水平還沒有越過環(huán)境庫茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點,處于曲線的上升階段。隨著人均收入的增加,人均煙塵排放量增加。

表2是將污染密集度作為被解釋變量得出的估計結(jié)果,主要分析由人均收入I代表的技術(shù)效應(yīng)。與ColeandElliott(2003)的估計結(jié)果類似,本文所選的三種污染指標中,人均二氧化硫和廢水排放分別與人均收入之間呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系,即技術(shù)效應(yīng)為負。人均煙塵排放與人均收入之間也是負相關(guān),但不顯著。表明人均收入的提高已經(jīng)推動技術(shù)進步,進而減少污染。

(二)要素稟賦動因和“污染避難所”動因分析

表1和表2中,聯(lián)合變量ORKL表征要素稟賦動因,聯(lián)合變量ORI表征“污染天堂”動因。

表1中,同Antweiler等(2001)的估計結(jié)果一致,本文二氧化硫的估計結(jié)果也為要素稟賦假說和“污染天堂”假說提供了實證支持。要素稟賦變量ORKL與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系,這說明,相對于中國的平均水平,大部分省市資本勞動比率相對較低,因而還主要集中于勞動密集型產(chǎn)業(yè),這就大大地減少了中國污染排放,這與要素稟賦假說的內(nèi)容相符合,同時,“污染天堂”動因變量ORI與二氧化硫濃度之間是顯著正相關(guān)關(guān)系,即相對于中國的平均水平,大部分省市的人均收入也比較低,對環(huán)境質(zhì)量的需求不大,因而導(dǎo)致了較弱的環(huán)境管制,增加了污染排放,這又符合了“污染天堂”假說的內(nèi)容。廢水和煙塵的估計結(jié)果也符合這兩個假說,但是估計結(jié)果部分不顯著。

另外,與Antweiler等(2001)貿(mào)易有利于環(huán)境改善的結(jié)論不同,ColeandElliott(2003)的估計結(jié)果顯示貿(mào)易密集度(O)與二氧化硫濃度之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)的結(jié)果,也就是說,貿(mào)易自由化導(dǎo)致環(huán)境污染增加。本文的估計結(jié)果中,依污染指標不同,貿(mào)易對環(huán)境的總體影響也發(fā)生變化,總體上,貿(mào)易自由化有利于減少人均二氧化硫和煙塵排放,但增加了人均廢水排放。表2中貿(mào)易變量的符號基本上與表1一致,其估計結(jié)果進一步印證了上面的討論。

最后,表1和表2的時間趨勢變量(D)基本上都與污染指標呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著的負相關(guān)關(guān)系,這說明隨著時間的推移,公眾的環(huán)保意識、環(huán)境友好型技術(shù)的開發(fā)及其他的因素都促進了污染的減少。

為進一步闡明表1和表2的經(jīng)濟含義,本文在表1和表2的基礎(chǔ)上計算了各污染指標對所有經(jīng)濟因素的彈性,自變量的值采用各省市所有年份的平均值。估計結(jié)果見表3和表4。

從表3可以看出,貿(mào)易開放度對環(huán)境的影響相對于其他經(jīng)濟因素來說較小,具體地,貿(mào)易開放度提高1%,人均二氧化硫排放減少0.15%,人均廢水排放增加0.06%,人均煙塵排放減少0.16%。同時,對每個污染物來說,其“污染天堂”動因?qū)Νh(huán)境的影響都大于要素稟賦動因帶給環(huán)境的影響,比如對于二氧化硫,其“污染天堂”動因的彈性值為0.4,而要素稟賦動因的彈性值為-0.05,前者遠遠大于后者,如果不加以控制,中國大部分省市很有可能變?yōu)椤拔廴咎焯谩薄?/p>

表4的數(shù)據(jù)顯示,三種污染物對技術(shù)效應(yīng)的彈性都比較大,說明技術(shù)效應(yīng)較大程度地降低了污染密集度,減少了污染排放,但是,較大的技術(shù)效應(yīng)并不一定能夠全部抵消規(guī)模效應(yīng),結(jié)合表3,對于二氧化硫,技術(shù)效應(yīng)超過了規(guī)模效應(yīng),而對于廢水和煙塵,規(guī)模效應(yīng)仍大于技術(shù)效應(yīng),因此需要中國進一步加大污染治理力度,開發(fā)新技術(shù),降低污染。

3、結(jié)論

1.貿(mào)易自由化帶來的經(jīng)濟規(guī)模的擴大和資本密集型產(chǎn)業(yè)的增加(結(jié)構(gòu)效應(yīng)),都加大了我國的污染排放,但同時貿(mào)易開放給中國帶來的技術(shù)進步降低了國內(nèi)的污染排放強度,貿(mào)易是否有利于中國的環(huán)境改善依污染指標不同而不同。

2.貿(mào)易對環(huán)境總體影響相對較小,且正負因污染指標不同而不同。就本文所選的三種污染物,貿(mào)易自由化減少了二氧化硫和煙塵的排放,卻增加了廢水的排放。導(dǎo)致這個結(jié)果的原因,盡管近年來國家對主要污染物的管制已經(jīng)加強,但是主要將重點放在了大氣的污染治理上,尤其是二氧化硫的治理,而忽視了廢水的治理。

3.本文的估計結(jié)果也為要素稟賦假說和“污染天堂”假說提供了一定的實證支持。相對于中國的平均水平,多數(shù)省市的資本勞動比率較低,資本不充裕導(dǎo)致的要素稟賦效應(yīng)減少了環(huán)境污染排放;同時,相對于平均水平,多數(shù)省市的人均收入較低導(dǎo)致較松的環(huán)境管制,使中國的污染排放增加。

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[摘要]基于1990-2005年中國29個省市面板數(shù)據(jù),選取三種污染指標,就貿(mào)易自由化對環(huán)境的影響因素進行經(jīng)驗分析后表明:貿(mào)易自由化帶來的中國經(jīng)濟規(guī)模的擴大和資本密集型產(chǎn)業(yè)的增加(結(jié)構(gòu)效應(yīng))都加大了我國的污染排放,但其給中國帶來的技術(shù)進步,則降低了國內(nèi)的污染排放強度,貿(mào)易對環(huán)境的總效應(yīng)正負取決于選取的污染指標。

[關(guān)鍵詞]規(guī)模效應(yīng);結(jié)構(gòu)效應(yīng);技術(shù)效應(yīng);要素稟賦;“污染天堂”