導(dǎo)語：貿(mào)易自由化對環(huán)境影響論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

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。

參考文獻：

[1]Grossman，G，Krueger，A.EnvironmentalimpactsofaNorthAmericanfreetradeagreement[R].NationalBureauofE-conomicResearch，WorkingPaperNo.3914，1991.

[2]Copeland，B.andTaylor，M.North-southtradeandtheenvironment[J].TheQuarterlyJournalofEconomics，1994(109)：755-787.

[3]Antweiler，W.，Copeland，BandTaylor，M.Isfreetradegoodfortheenvironment[J].AmericanEconomicReview，2001(91)：877-908.

[4]Cole，M.andElliott，R.Determiningthetrade-en-vironmentcompositioneffect：theroleofcapital，laboranden-vironmentalregulations[J].JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement，2003(46)：363-383.

[5]張連眾，等.貿(mào)易自由化對我國環(huán)境污染的影響分析[J].南開經(jīng)濟研究，2003，(3).

[6]蘭天.貿(mào)易與跨國界環(huán)境污染[M].北京：經(jīng)濟管理出版社，2004.

[7]李斌，湯鑄，陳開軍.貿(mào)易自由化對環(huán)境污染影響的實證分析[J].南開經(jīng)濟研究，2006，(10).

[8]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J].經(jīng)濟研究，2004，(10).

[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”