要素稟賦、污染轉移與中國制造業的貿易競爭力——對污染天堂與要素稟賦假說的檢驗

王文治 陸建明

(1.南開大學濱海學院經濟管理系，天津300270;2.天津財經大學國際經濟貿易系，天津300222)

當前自由貿易對環境污染的影響已成為發達國家以及發展中國家所關注的問題。一些學者認為發達國家嚴格的環境管制政策將導致其污染密集型行業通過自由貿易和外商直接投資轉移至環境管制較松的發展中國家，從而使這些發展中國家成為“污染天堂”(Pollution Haven)。Low 和Yeats 研究發現1965－1988年期間發達國家污染產品的出口份額從20%下降至16%，而在此期間發展中國家污染品的出口份額不斷上升[1]。Peters 和Hertwich研究表明內含在進口產品中的碳排放大約占挪威國內碳排放量的67%，其中50% 的進口碳排放來自發展中國家[2]。Shui 和Harriss 研究表明中國7%－14%的出口碳排放是由美國的消費所引起的，如果美國自己生產而不從中國進口這類污染品，美國的碳排放將增加3%－6%[3]。與上述研究結論相反，Xu 研究表明在60年代到90年代期間，雖然大多數發達國家的環境管制標準較高，然而污染品的出口量并沒有隨著環境管制的嚴格而下降[4]。Grossman 和Krueger 以北美自由貿易區為研究對象，認為在自由貿易條件下墨西哥的環境質量不僅不會下降反而會改善[5]。Dean 研究認為通過自由貿易可以增加人均收入，隨著人均收入的上升污染排放會不斷下降，自由貿易最終有利于中國環境質量的改善[6]。這類研究否認了污染天堂假說的成立。經濟學家Atweiler，Copeland 和Taylor提出要素稟賦假說(Factor Endowment Hypothesis，FEH)，即:一國出口產品的比較優勢主要取決于該國的要素稟賦和生產技術，通常污染密集型的產品也同時具有資本密集型的特點，因此資本相對豐富的發達國家應該出口資本密集型產品，污染排放增加;相反資本相對稀缺的發展中國家在污染密集型產品出口上不具備比較優勢，反而會選擇進口此類產品，其污染排放量會下降。他們認為由于要素稟賦差異和環境管制差異對一國污染密集型產品的比較優勢將產生截然不同的影響，所以在考慮自由貿易對一國環境質量影響時，應同時從上述兩個因素進行分析，才能更加準確地制定相應的環境政策和貿易政策[7－8]。

基于以上學者在理論和實證方面的研究，本文通過建立出口商品碳排放含量指標，對全球163個國家出口商品的碳排放含量進行測算，并以中國制造業為例，具體檢驗了要素稟賦假說和污染天堂假說在全球和中國是否成立，并就中國制造業如何實現清潔增長提出建議。

1 出口商品碳排放含量的測算

借鑒Hausmann，Wang and Rodrik 對出口產品技術復雜度指標的計算思路[9]，我們假設商品在碳排放水平高的國家的出口份額越大，那么這種出口商品的碳排放含量就越高，計算公式為:

其中，xjk 指j國商品k 的出口額，Xj表示j國總出口，CO2j表示j國人均CO2排放量，數據來自世界銀行WDI數據庫。Pollutionk表示出口產品k 的碳排放含量，如果商品k 在人均碳排放水平高的國家的出口份額越大，那么這種產品出口的碳排放含量就越高。進一步某國所有出口產品的碳排放含量可利用下述公式計算得出:

其中，EXPollutionj表示某國一定時期所有產品出口碳排放含量的加權平均值，如果某國在碳排放含量高的產品的出口份額越大，那么該國出口產品的碳排放含量就越高。

1.1 世界各國出口商品碳排放含量

根據上述公式，本文選取SITC 的4 位數商品分類水平下5－9 的工業制成品為研究樣本，共計387種產品①數據來自聯合國商品貿易統計數據庫(UN Commodity Trade Statistics Database)。。并分別計算世界163個國家1995－2007年全部商品出口的碳排放含量，將該數據與這些國家歷年人均GDP 水平②人均GDP 數據來自世界銀行WDI 數據庫，該值為1990年不變價格和不變匯率下的美元值，取對數可以使圖形更加清晰直觀。進行對比(見圖1)，可以看出二者呈現較為明顯的正相關關系，即:一國人均GDP 水平越高，該國出口商品的碳排放含量越高。因此，從全球角度來看(1995 至2007年期間)，高收入國家總體上要比低收入國家出口商品的碳排放含量高，污染產業并沒有從發達國家明顯轉移至發展中國家，究其原因在于低收入國家人均資本較低，通常生產并出口清潔的勞動密集型產品。因此，相對污染天堂假說，要素稟賦假說更容易解釋當前全球貿易分工對污染排放分布的影響。

1.2 中國出口商品碳排放含量

圖1 1995－2007年163個國家人均GDP 對數值與出口產品碳排放含量散點圖Fig.1 Scatter diagram between the logarithm of GDP per capita and the embodied carbon emission in export commodities from 163 countries during 1995－2007

就中國出口商品碳排放含量變化來看，1985－2007年中國出口商品碳排放含量呈現逐年增加的趨勢(見圖2)。按照要素稟賦論，中國豐富的勞動力資源使勞動密集型產品出口具有比較優勢，這類產品生產過程中的污染排放相對較低，因此自由貿易條件下的國際分工應該有利于中國環境質量的改善。但中國出口商品碳排放含量越來越高，此外2007年中國的SO2排放量是世界第一，達到2 468萬t;CO2凈排放量為26.7億t(折合約7.28億t 碳)，位居世界第二[10]。污染排放的增加不容忽視，這與要素稟賦假說產生矛盾。另外自1993年起，中國已成為發展中國家外商直接投資(FDI)最大的流入國，而制造業是外商直接投資的主要領域。因此FDI 大量流入在促進中國制造業出口競爭力提升的同時也直接和間接的影響制造業污染排放，中國環境質量惡化與發達國家的污染轉移之間存在一定相關性。

圖2 1985－2007年中國出口商品碳排放含量Fig.2 The embodied carbon emission in China's export commodities during 1985－2007

2 回歸模型和變量解釋

中國出口商品碳排放含量逐年遞增初步否定了要素稟賦假說在中國的成立，然而伴隨FDI 流入的污染轉移是否是造成制造業污染排放增加的原因，這需要進一步通過建立面板數據回歸方程來進行實證檢驗，本文采用的回歸方程如下:

其中，j表示制造業15個行業，t表示時間，從2001 至2009年。TC為貿易競爭指數、FEH為要素稟賦變量，PHH為污染天堂變量，FS表示制造業各行業企業規模變量，R＆D表示制造業各行業的科技投入變量，εjt為隨機擾動項。上述變量具體解釋如下:

2.1 制造業貿易競爭指數的測算

制造業各行業的貿易競爭指數(TC)計算公式如下:

其中，下標j表示制造業各行業，Ej，Ij分別代表一國j行業的出口和進口額。TC 在1 和－1之間變動，TC ＞0表示該行業在國際上處于競爭優勢;反之，TC ＜0表示該行業處于競爭劣勢。

貿易競爭指數測算需要對應行業的進出口數據，為了將《國際貿易標準分類》(SITC)中的商品進出口數據與《中國統計年鑒》中的制造業28個行業對應，我們采用如下方法:首先，選取中國《國民經濟行業分類》與聯合國1989年制定的《全部經濟活動的國際標準產業分類》第三版(ISIC Rev.3)的行業分類對照表。①該對照表來自大連市統計局，下載地址:http://www.stats.dl.gov.cn/view.jsp?docid=8040。其次，基于EUROSTAT 中關于SITC Rev.3 和ISIC Rev.3 的對照表，將SITC Rev.3 商品分類與ISIC Rev.3 各行業對應。②讀者可以從下述網址下載該對照表:http://ec.europa.eu/eurostat/ramon/relations/index.cfm?TargetUrl=LST_REL.Accessed Sept 9，2009。最后，以ISIC為橋梁建立SITC 與中國制造業28個行業的對照表③由于篇幅有限，全部28個行業的對照表有需要的讀者可聯系作者。，該對照表中中國制造業28個行業對應SITC Rev.3 五位數商品分類中的2 726個產品，商品進出口數據來自Uncomtrade 貿易統計數據庫?；趯φ毡砜蛇M一步計算出中國制造業各行業的進、出口額和貿易競爭指數。

2.2 污染天堂指標的測算

就發達國家是否向發展中國家轉移污染行業而言，如果發展中國家FDI 大量流入的行業污染排放較多，這表明伴隨FDI 流入產生了污染轉移，污染天堂假說成立。然而這僅僅考慮了FDI 流入對東道國環境污染的直接影響，忽視了間接影響。事實上，由于存在產業間關聯，FDI 流入某行業同時會帶動相關行業產出的增加，如果相關行業是污染密集型行業，那么東道國的環境質量就會由于FDI 流入的間接影響而惡化[11]。因此，只有從產業關聯的角度，全面衡量FDI 流入所產生的全部污染排放效應才能更加準確的驗證污染天堂假說是否成立，這需要利用投入產出法。用投入產出方法研究經濟發展與環境關系問題最早可以追溯到Leontief 的研究[12]，根據Leontief 的基本投入產出框架模型:

X=AX+Y

求解X，可以得出

其中，X、Y表示國民經濟中部門總產出向量和最終需求向量;A為直接消耗系數矩陣，其第i行第j列的元素aij表示第j部門生產單位產品直接消耗第i部門的產品數量，直接消耗系數反映了部門之間的直接經濟技術聯系;I是A 的同階單位矩陣;(I－A)－1為完全消耗系數矩陣，其第i行第j列的元素bij表示第j部門每提供1個單位最終產品時，對第i部門產品和服務的直接和全部間接需求量之和。

從中國投入產出學會可得到2000年、2002年、2005年和2007年42部門的投入產出完全消耗系數表。選取其中15個制造業部門組成中國制造業15部門完全消耗系數矩陣，即:(I－A)－115×15。由于《中國統計年鑒》中所列的28個制造業行業與中國投入產出學會的投入產出表中的制造業15部門分類略有不同，本文將統計年鑒中的制造業部門進行調整與合并，使其能夠與投入產出表中的15個部門對應，具體15個行業分別為:食品制造及煙草加工業，紡織業，服裝、皮革、羽絨及其制品業，木材加工及家具制造業，造紙印刷及文教用品制造業，石油加工、煉焦及核燃料加工業，化學工業，非金屬礦物制品業，金屬冶煉及壓延加工業，金屬制品業，通用、專用設備制造業，交通運輸設備制造業，電氣、機械及器材制造業，通信設備、計算機及其它電子設備制造業，儀器儀表及文化辦公用機械制造業④由于篇幅有限，需要該15個行業與《中國統計年鑒》中的制造業行業分類對照表的讀者可聯系作者。。

《中國統計年鑒》中具有相對完整記錄的行業污染物排放主要有3類:工業廢水排放量、工業SO2排放量和工業煙塵排放量。合并相應部門的三種污染物排放后，可以得出制造業15部門3類污染物排放強度指標，該指標分別用制造業各行業三種污染物排放數量除以各行業實際工業總產值(以1991年為基期的工業品出廠價格指數對工業總產值進行平減)。

P3×15表示制造業15部門3種污染物排放強度矩陣。在15部門完全消耗系數矩陣前乘以污染物排放強度矩陣，即就可以計算出制造業15部門三種污染物的完全排放系數矩陣，該矩陣中每一個元素表示某行業單位產出額(億元)所直接和間接引起的某種污染物排放量。

得到制造業15部門三種污染物的完全排放系數矩陣后，我們定義FDI行業占比指標(FDIshare)為歷年外商直接投資企業工業總產值在某行業工業總產值中所占的比重(數據來自《中國統計年鑒》)。用FDI行業占比指標與污染物的完全排放系數矩陣相乘后，即:FDIshare × P3×15就可測算FDI 流入某行業后所引起的全部直接和間接的三種污染物排放效應，該指標越大表明流入某行業的FDI所引起的全部污染排放效應越強。

2.3 要素稟賦指標的測定

衡量某個行業的要素稟賦通常采用人均資本指標，即:Kjt/Ljt。其中，Kjt為行業資本投入，用各行業歷年固定資產凈值年平均余額表示，并以1991年為基期的固定資產投資價格指數進行平減;Ljt為勞動投入，用歷年各行業全部企業從業人員年平均人數表示。

2.4 其它控制變量

企業規模變量(FSjt)，用制造業各行業實際工業總產值除以各行業企業總數表示;科技投入變量(R＆Djt)為制造業各行業科技活動內部支出金額占各行業固定資產年平均余額的比重，該指標越大表明該行業單位資本的科技投入越高。

2.5 制造業各行業貿易競爭指數測算結果

按照上文貿易競爭指數的計算方法，可計算得出2001－2009年制造業15個行業的貿易競爭指數，并繪制其變化的箱型圖(見圖3)。根據圖3所示，首先，多數制造業行業的貿易競爭指數大于0(圖中虛線表示貿易競爭指數等于0，柱體中的粗橫線其值表示行業歷年貿易競爭指數均值)，具有出口競爭優勢，且這些行業多為勞動密集型行業。其次，貿易競爭指數變化較大的行業包括石油加工、煉焦及核燃料加工業，金屬冶煉及壓延加工業，通信設備、計算機及其它電子設備制造業。其中石油加工、煉焦及核燃料加工業、金屬冶煉及壓延加工業上下引線較長，柱體部分較短(柱體部分表示2001 至2009年之間貿易競爭指數位于最高最低點的上下1/4 處的數值分布)，表明該行業的貿易競爭指數波動幅度較大，我們認為受國際原油和礦產品市場價格波動的影響，導致這兩個行業的貿易競爭指數波動較大，相反計算機及其它電子設備制造業上下引線較短，柱體部分變化較大表明該行業的貿易競爭指數增長較為穩定，由TC 負值逐漸轉為并保持TC 正值(從2001年的－0.04 穩步增加為2009年的0.39)，類似的行業還有電氣、機械及器材制造業、交通運輸設備制造業、通用、專用設備制造業，這些行業都屬于技術含量較高的裝配加工業。最后，中國制造業中的化學工業長期處于出口競爭劣勢，其上引線的最高值都小于0。綜上，中國制造業出口競爭力最強的行業依然集中在傳統的勞動密集型行業和一些高技術含量的裝配加工業。

圖3 2001－2009年制造業15行業貿易競爭指數箱型圖Fig.3 The box plot of TC index from 15 manufacturing sectors during 2001－2009

3 回歸結果分析

本文采用截面取權數方法(Cross Section Weights)對模型進行廣義最小二乘法(GLS)估計，以消除異方差的影響，提高模型的有效性。關于面板數據的回歸方法包括截面固定效應和截面隨機效應，使用何種方法應通過豪斯曼檢驗決定，檢驗結果見表1。

表1 隨機效應豪斯曼檢驗Tab.1 Random effects -Hausman Test

根據隨機效應的豪斯曼檢驗結果，拒絕原假設(H0:建立截面隨機效應模型)，應建立截面固定效應模型，模型回歸結果如表2所示。

根據表2所示，三個回歸式中的R2都在0.99 以上，說明解釋變量對被解釋變量的解釋度很高，DW值位于1.61 ＜1.873、1.831、1.901 ＜2 區間，說明回歸方程無序列相關性?；貧w式(1)、(2)、(3)都表明人均資本變量與貿易競爭指數呈明顯的負相關(顯著性水平為1%)，這說明中國制造業出口競爭力強的行業為勞動密集型行業。根據要素稟賦假說，這種貿易分工不應導致環境質量的惡化。回歸式(1)、(2)均顯示外商直接投資引發的全部工業廢水排放和工業SO2排放變量與貿易競爭指數正相關，且存在統計上的顯著性(顯著性水平為1%)，這說明FDI大量流入的行業，其出口競爭力相對較強，同時FDI所引發的全部污染排放也相對較大。因此，考慮FDI 的產業關聯效應后，污染天堂假說在中國是成立的。

表2 回歸結果Tab.2 Regression results

此外，科技投入變量與貿易競爭指數之間相關性不顯著，這說明中國制造業的科技投入數量還不足以決定制造業的出口競爭力，也反映了中國制造業出口產品技術含量較低的現狀。相反企業規模變量與貿易競爭指數存在顯著的正相關，說明規模經營有利于提升制造業產品的出口競爭力。

4 結論與建議

綜合本文的研究，可得出下述結論:首先，基于全球163個國家出口商品碳排放含量的測算結果，發達國家在高碳排放含量的產品出口上占據主導地位，相反低收入國家在低碳排放含量商品出口上占有絕對優勢，全球范圍內沒有出現污染天堂現象，國際貿易分工仍然是基于各國要素稟賦的差異。其次，中國豐富的勞動力資源使中國在勞動密集型產品的生產和出口上具備比較優勢，按照要素稟賦假說，這種貿易分工不會惡化中國的環境質量。然而自1985年起中國出口商品碳排放含量逐年增加，使得要素稟賦假說在中國無法得到證實。再次，雖然外商直接投資主要流入中國相對清潔的制造業行業，但是當從產業關聯的角度分析時，FDI 不僅增加流入行業的產出和污染排放，同時也擴大對其它行業產品的需求，如果這些行業是高污染排放行業，那么FDI 流入的間接關聯效應就會導致中國制造業污染排放的整體增加，當我們從投入產出的角度全面考慮FDI 流入造成的全部直接和間接污染排放效應時，實證研究結果表明，FDI 全部污染排放效應與行業出口競爭力正相關，即:考慮產業關聯因素后，污染天堂假說在中國是成立的，只不過這種污染轉移不是直接轉移，而是通過FDI 的關聯效應引起的，具有一定的隱蔽性。最后，加大科技投入和實施規模經營是提升中國制造業貿易競爭力的有效途徑。

綜上結論，基于要素稟賦假說中國制造業貿易競爭力強的行業長期以來都是勞動密集型行業，這種國際分工不會造成中國制造業污染排放的增加。減少制造業污染排放，實現其清潔增長，需要對FDI 流入所產生的間接污染排放效應引起關注，盡可能減少或限制清潔行業的外資企業對中國污染密集行業的產品的本土化需求，將FDI 可能帶來的間接污染排放效應降到最低，并鼓勵外資企業向其上游污染密集行業的本土供應商提供先進的減排技術，降低這類污染密集型行業的排污量。

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