貿易開放是否加劇了環境質量惡化

代麗華等

摘要

隨著我國環境污染狀況日趨嚴重，政府提出要把節約資源作為我國的基本國策，保護生態環境。而不斷擴大的貿易活動對資源的需求增加使得人們開始認為貿易擴張或許是我國環境污染狀況難以改善的原因之一。因此在我國全面提高開放水平的重要階段，研究貿易對環境將產生何種影響具有重要意義。圍繞這一問題國內外學術界展開了大量探討，但現有理論和經驗證據還沒有給出統一的答案。由于貿易與環境之間存在反向因果關系，而且發展中國家的數據準確性也缺乏可信度，因此必須在回歸時考慮內生性問題。在存在內生性的前提下使用OLS回歸可能會產生嚴重的偏誤，因此本文通過構造匯率沖擊變量——中國各省份最大貿易伙伴國的加權匯率——作為貿易開放的外部工具變量來研究貿易與環境的因果影響。本文利用中國31個省份2003-2011年工業SO2排放強度作為環境質量的替代變量，應用2SLS方法進行估計。結果顯示，外貿依存度每提高1%，單位產值的工業SO2排放將會減少2.5%-3.2%；當運用工業廢氣、工業固體廢棄物和工業廢水排放強度作為環境質量代理指標時， 貿易開放的彈性估計值也顯著為負；出口和進口依存度的增加都能減少工業SO2排放，但進口的作用更加明顯。因此，貿易開放對我國的污染減排將起到正向作用。建議政府積極擴大對外開放，并更加注重發揮進口對減輕環境污染的促進作用。

關鍵詞貿易開放；工業SO2排放；匯率沖擊；工具變量

中圖分類號F752.65文獻標識碼A文章編號1002-2104（2015）07-0056-06doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.07.008

隨著經濟全球化不斷發展，環境污染已成為國際性問題，涉及空氣、生態、能源、水資源、廢棄物等多個方面。中國作為最大的發展中國家，在經濟高速發展的同時，也付出了巨大的環境污染代價。中國2011年工業SO2人均排放量為592.6 kg，比1993年上升了64.8%。環境惡化的代價是巨大的，首當其沖的就是嚴重影響人類的生存和健康，北京大學陳玉宇教授等最近發表在美國科學院院刊的研究指出我國北方城市空氣污染的加重使得北方5億人民將會失去25億年的預期壽命[1]。環境污染的不斷惡化刺激人們開始探尋造成污染的主要原因，除自然災害外，經濟活動被認為是其中重要的一項。國際貿易作為一項重要的經濟活動，必然與環境有著不可忽視的關系。貿易與環境的沖突來源于貿易的持續增長對資源的需求上升與資源有限供給之間的矛盾，如何解決這一矛盾，使二者能夠協調發展成為一個重大課題。在我國全面深化改革，擴大開放的重要階段，研究貿易開放與環境污染之間的關系，正確認識貿易開放在促進經濟增長同時帶來的環境代價，促進貿易開放與生態環境的協調發展意義非凡。

1文獻回顧

關于貿易和環境的關系研究目前主要集中在兩個方面。一是研究環境規制對國際貿易的影響[2-3]；二是研究貿易對環境質量影響[4-7]。本文主要關注第二方面，即貿易開放是改善還是惡化了環境質量？在學術界，關于這一問題已經爭論很久，但至今尚未達成清晰的共識。基本觀點分為三種：第一種認為貿易開放對環境質量改善具有促進作用[4，8-9]；第二種認為貿易開放不利于環境質量的改善[10-11]；第三種認為貿易與環境的關系是復雜、不確定的[12]，即貿易對環境質量的影響不能一概而論。

自Grossman和 Krueger[4]將貿易對環境的影響分為規模效應、結構效應和技術效應之后，Antweiler et al.[8]提出的ACT模型首次將這三個效應模型化。由于規模效應會對環境產生負面影響，技術效應的影響為正，而結構效應的結論不明確，因此理論上貿易對環境的影響并不確定。而運用43個發達國家和發展中國家的實證結果顯示貿易開放能夠改善環境質量。Jared et al.[9]運用美國的數據得出了相似的結論，即貿易開放不會對環境產生不利影響，但是當分析具體到美國不同的州時卻產生了不同的結論。而Ekins[10]的研究則認為貿易確實會帶來國民收入水平的提高，但提高的收入不會完全用于環境保護事業。而貿易導致的國際運輸的增加也使污染排放增多。Dua et al.[11]的文章也認為貿易對環境的影響是不利的，因為貿易國為了增強本國出口產品的競爭力，會爭相降低本國的環境標準。還有一種觀點認為貿易對環境的影響是復雜的，如Managi et al.[12]認為貿易開放對環境的影響如何取決于污染物和國家的選擇。實證結果顯示在OECD國家，貿易能減少SO2和CO2的排放，但在非OECD國家則正好相反。

本文以ACT模型為基礎進行實證研究。Managi et al.[12]指出，大多數ACT模型的研究忽視了內生性問題，解決內生性問題的主要辦法是工具變量法。Frankel和Rose[13]在驗證環境庫茨涅茨曲線理論時，考慮到各國的地理特征會影響貿易開放度，構建了以引力方程為基礎的地理開放度作為外貿依存度的工具變量。李楷等[14]在研究貿易開放與中國CO2排放的關系時，考慮到海運是對外貿易運輸的主要形式，運用海外市場可達性，即各省區省會城市到達海岸線距離的倒數作為貿易開放度的工具變量。然而，Rodriguez 和 Rodrik[15]以及Feyrer[16]認為以地理距離為基礎構造的工具變量并不能有效地解決貿易的內生性問題。距離除了影響貿易外，還可能影響偏好、文化特征、殖民制度和疾病環境等與經濟增長和環境有關的因素，并不滿足“排除限制”的條件。考慮到貿易變量的內生性問題，本文構造了各省份特定的匯率沖擊（Exrateshock）的工具變量，即以各省份最大的貿易伙伴國的加權匯率作為外貿依存度的工具變量進行回歸，這一工具變量不僅和貿易開放具有較強的相關性，還有效地克服了工具變量不滿足“排除限制”的條件。

2實證方法和數據

2.1實證方法

本文以ACT模型為基礎，運用我國31個省份2003-2011年的面板數據進行分析。為了考察貿易開放對環境質量的影響，首先采用傳統的OLS回歸方程：

log（Eit）=Cs+βTradeopennessit+ηZ′it+γt+δi+εit（1）

其中，i表示省份，t表示年份。因變量log（Eit）為污染排放強度的自然對數，本文主要采用工業SO2排放強度，表示單位GDP的排放量。Tradeopennessit表示外貿依存度指標，即通過進出口貿易總額占GDP的比重來衡量貿易開放水平。Z′it為其他控制變量，如收入水平及其平方項，人口規模等。Cs為常數；δi控制了省份固定效應，即控制了各省份之間可能持續存在的差異；γt控制了世界宏觀經濟形勢隨著時間的變化，如環境政策、能源價格等；εit為集聚在省份層面上的隨機擾動項。貿易開放對環境質量的影響可以從參數β中反映出來。但如果用OLS方法進行估計，不能得到可信的β，因為貿易開放變量是內生的。導致內生性問題的原因很多，最常見的包括遺漏變量、反向因果以及測量誤差問題。在大部分宏觀經濟研究中，內生性問題總是難以避免，因為經濟活動之間往往會相互影響。在貿易與環境問題研究上也是同樣。貿易可以通過規模效應、結構效應和技術效應影響污染物質的排放；同時環境政策的制定也可能在很大程度上改變一國的貿易規模和貿易結構。另外，發展中國家的數據質量問題也有可能使得估計失去一致性，因為發展中國家宏觀經濟測量誤差是一個眾所周知的問題[17]。在存在經典測量誤差的情況下進行OLS回歸將產生向下的偏差，削弱貿易對環境效應的估計結果。為了解決內生性問題，本文提出了工具變量—匯率沖擊（Exrateshock）—作為外貿依存度的工具變量。

Exrateshockit=Sharei1×Exrateit，1+Sharei2×Exrateit，2+Sharei3×Exrateit，3+Sharei4×Exrateit，4+Sharei5×Exrateit，5 （2）

方程（2）中的因變量即本文所構造的工具變量。其中Share表示各省份5個最大的貿易伙伴國（以進出口貿易總額來衡量）的貿易額占該省份進出口總額的比重，為了進一步控制貿易開放本身可能存在的內生性問題，在該比重中并沒有加入年份的變化，即同一省份在各年份的Share是相同的，這里按照2003年的數據計算。原因在于盡管同一年份的貿易份額與貿易開放之間能夠相互影響，但2003年的貿易份額對于2003年之后的貿易開放可以看作是外生的。其次是因為各省份在2003-2011年期間的主要貿易伙伴國變化不大，各伙伴國貿易額占該省進出口總額的比重也基本保持穩定。Exrate表示該伙伴國的年均匯率，采用間接標價法。好的工具變量的條件之一便是外生性。隨著利率作為宏觀調節工具的作用在經濟中被不斷弱化，以及全球化背景下外部需求對本國經濟發展的巨大影響力，匯率已經成為政府當局宏觀調控的替代工具。因此在經濟研究中，匯率一般被看作是外生變量，尤其是1997年亞洲金融危機爆發后，各國政府紛紛加強了對該國匯率的宏觀調控，這使得匯率作為外生變量的設置更加合理。而本文設置的工具變量的優點之一還在于匯率本身作為國家層面的經濟變量，單個省份對某一國的貿易量還不足以影響兩國之間的匯率，即對于各省份的貿易企業來說，匯率變化是不可預見的。而且本文還對匯率沖擊進行了加權以增加其合理性。在工具變量的構造中，還要求工具變量具有排他性。匯率作為影響進出口需求的重要因素，匯率的調整會引起進出口商品相對價格的變動，進而對貿易產生影響。而由于匯率本身并不能直接影響一國的環境質量，僅僅能通過貿易來影響環境，因此這一工具變量的構造相對合理。

Tradeopennessit=CT+θExrateshockit+λZ′it+γt+δi+εit （3）

為驗證匯率沖擊對貿易開放的影響，我們構造了第一階段回歸方程式（3），系數θ表示工具變量對外貿依存度的影響。Exrateshock的增加表示人民幣升值，會導致中國進口增加，出口減少。如果出口減少的影響大于進口增加的影響，則θ為負值，相反則為正值。本文將結合方程（1）和方程（3）采用2SLS方法進行估計，估計結果由STATA12.0軟件得出。

2.2數據說明

采用中國31個省2003-2011年的面板數據作為實證研究的基礎，數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》和聯合國UNCTAD官方網站。鑒于數據完整性和準確性的原因，主要以工業SO2排放強度作為環境污染的代理指標。同時在穩健性檢驗中使用了工業三廢指標表征環境質量。實際GDP采用名義GDP除以CPI指數的方法計算，CPI指數以1993年為基礎年。人均GDP的計算也采用同樣的方法。外貿依存度采用實際進出口貿易額除以實際GDP的方法計算。

在構造工具變量Exrateshock時，由于數據搜集的困難性，甘肅、廣西、寧夏、青海、云南、四川和西藏這7個省份在2003年的貿易伙伴國并沒有達到5個，但除甘肅外，所選取的伙伴國貿易額占該省當年貿易總額的比重都在三分之一以上。甘肅省所選取的日本、美國和德國三國的貿易額占甘肅2003年貿易總額的25.55%。除此之外，其他省份所選貿易伙伴國的份額都超過了三分之一，例如廣西省前3大貿易伙伴國分別為越南、美國和日本，這三國與廣西省的貿易額占到該省當年貿易總額的41.43%。而西藏雖然只選擇了尼泊爾一個貿易伙伴國，但該國的份額達到63.01%，已經具有代表性，因此不會對計量結果造成很大影響。

3計量結果

為了和2SLS的結果進行比較，我們首先運用OLS方法對方程（1）進行回歸，結果見表1。表1中的（1）-（5）是逐步加入控制變量以及固定效應后的回歸結果。第一列中的解釋變量只有貿易開放，結果表明外貿依存度每提高1%，工業SO2排放強度將降低0.476%。第二列加入了人口變量，外貿依存度的系數符號仍然為負。除人口外，收入水平的變化也會對環境污染產生深遠的影響，因此第三列中加入了人均GDP變量表示一國收入水平，而且正如環境庫茨涅茨理論中提到的，收入水平和環境質量之間可能存在非線性關系，因此同時控制了收入水平的平方項。結果顯示外貿依存度的系數值為-0.228，絕對值有所減小。在此基礎上，（4）-（5）加入了固定效應，結果顯示外貿依存度的彈性為負，但是系數統計上都不顯著。從OLS回歸結果的變化可以判斷這極有可能是由于存在嚴重的內生性偏誤導致的。

表2顯示了使用2SLS估計后兩個階段的回歸結果。模型（1）-（4）中第一階段的工具變量分別為Exrateshock的當期值、滯后一期值（First Lag）、滯后二期值（Second Lag）、以及同時使用當期值和滯后期值。從結果來看，無論使用匯率沖擊的當期值或是滯后期值，匯率沖擊對貿易開放的影響都顯著為正，匯率沖擊指標每上升一個單位，貿易開放度就會上升約0.1%。當同時控制當期和滯后匯率沖擊指標時，凈效應影響（各系數之和）也為0.001左右。

在第二階段回歸結果中，人均GDP的系數為正，而二次項系數為負，表明環境庫茨涅茨假說成立。工業SO2排放強度對人口數量的彈性為負表明盡管人口數量的增加一般會導致污染排放量的上升，但由于因變量采用污染排放強度指標，即單位GDP的排放量。而人口的增加同時

第（1）-（4）列中的結果顯示外貿依存度的彈性為-3.16到-2.49之間，即外貿依存度每上升1%，工業SO2的排放強度將降低約2.5%-3.2%。和表1中的結果相比，表2中外貿依存度的系數估計值不僅在顯著性上有所提升，經濟彈性的絕對值也大幅提高，表明OLS的結果嚴重低估了貿易開放對污染排放的影響，進一步說明了不考慮內生性問題可能會帶來嚴重的估計偏誤。

為了檢驗將貿易開放看作內生變量的假設是否合理，筆者采用DWH檢驗。檢驗的p值都小于0.01，表明拒絕所有解釋變量都外生的原假設，即存在內生性問題。筆者使用了工具變量法以解決內生性問題，而工具變量的首要條件便是與內生解釋變量高度相關。匯率作為影響一國貿易的重要因素，必然與貿易開放存在較強的關聯度，在表2的結果中也可以看出，第一階段的R2都在0.9以上，過濾掉外生解釋變量對內生變量影響下的偏R2雖然不大，但第一階段F統計量大大高于Staiger and Stock[18]所提出的10 的門檻值，因此筆者有理由相信不存在弱工具變量問題。在過度識別檢驗中，Sargan檢驗結果接受所有工具變量均外生的原假設，進一步說明了工具變量的有效性。

4穩健性檢驗

為了檢驗2SLS回歸結果的可靠性，下面進行穩健性檢驗。在表2的回歸中，方程（1）中的內生解釋變量為外貿依存度。表3中的（1）-（3）則分別使用了出口依存表3變換內生解釋

度、進口依存度和進出口貿易額變量來代替原有內生解釋變量。出口依存度和進口依存度分別為出口總額和進口總額與GDP的比重。匯率沖擊的提高表示人民幣升值，造成出口減少，進口增加。從第一階段的回歸結果來看，第一列中匯率沖擊的值增加導致出口依存度降低，而第二列中匯率沖擊的各系數之和則為正值，符合理論預期。第二階段回歸中，出口依存度和進口依存度的系數值都顯著為負，表明無論出口還是進口的增加，都會降低工業SO2的排放強度。出口依存度每提高1%，工業SO2排放強度降低0.72%。而進口依存度的彈性則為-3.498，絕對值約為出口依存度的5倍左右，這可能是因為通過進口引進清潔技術這一渠道發揮了重要作用。而第三列的結果表明貿易額每增加1%，單位產出的工業SO2排放會降低約2%。和基準結果相比，內生變量的彈性符號并未發生改變，但出口依存度對污染排放的影響較輕。

本文主要采用工業SO2的排放強度表征環境質量。而在實際生產中，能夠造成環境污染的排放物有很多種，例如工業廢水、氮氧化物、以及煤渣、粉煤灰等固體廢棄物。表4顯示了使用工業廢氣、工業固體廢棄物和工業廢水排放強度作為因變量時的2SLS回歸結果。污染物質排放強度都采用排放量除以實際GDP的方法計算，采用對數形式。三列回歸結果中，外貿依存度的系數值都顯著為負，外貿依存度每提高1%，工業廢氣、工業固體廢棄物、

工業廢水排放強度分別下降1.55%，2.81%和0.63%，即貿易開放對污染排放的負向影響并沒有因為污染物質選擇的不同而產生差異，和表2中的結論一致。但是從系數大小來看，貿易開放對工業廢水排放的影響最小，而且盡管對工業固體廢棄物的影響接近于工業二氧化硫，但表4中外貿依存度的彈性絕對值都小于表2中的2.99，即相對于工業廢氣、工業固體廢棄物和工業廢水，貿易開放更能促進工業二氧化硫排放強度的減少。5結論

隨著環境污染的不斷惡化，環境問題已成為各國普遍關注的焦點之一。造成環境污染的原因有很多，本文主要探討了貿易開放對污染物質排放的因果影響。這方面的實證研究較多，但之前的研究并沒有很好地解決內生性問題。筆者考慮到貿易和環境之間的反向因果關系而產生的內生性問題，構造了匯率沖擊Exrateshock這一工具變量進行2SLS回歸。回歸結果顯示，外貿依存度的提高會減少我國污染物質的排放強度，總體上對環境有利。出口和進口依存度的提高都能降低工業SO2的排放強度，但進口的作用更大。具體來講，外貿依存度每增加1%，單位產值的工業SO2排放將會減少2.5%-3.2%，工業廢氣、工業固體廢棄物和工業廢水的單位產值排放也將分別減少1.55%、 2.81%和0.63%。文章結論表明，雖然環境污染日趨嚴重，但是貿易開放能夠減輕我國部分工業污染物質的排放，因此繼續推行和擴大對外開放策略從環境保護這一角度來看也是有很大好處的。需要說明的是，由于數據獲取的困難，本文僅選擇了工業SO2和工業三廢四個污染指標，這些僅僅能反映環境質量的一部分，尚不能全面反映貿易開放對環境質量的影響，這也是在未來的研究中需要進一步加強的。

上述研究結果的政策啟示含義明顯。我國作為一個發展中國家，在經濟發展的過程中難免會遇到很多的矛盾，包括本文主要關注的貿易開放與環境污染之間的矛盾，但從本文的結論來看，我國不但沒有出現“污染天堂假說”，貿易開放程度的提高還有利于我國的環境保護，因此應積極鼓勵企業參與國際市場競爭，繼續擴大對外開放程度，發展綠色經濟。同時由于進口減輕污染排放的效果更加明顯，因此應更加注重發揮進口的作用，加大對先進技術設備的引進，通過綠色進口貿易帶來的正向技術效應加大其對污染物減排的促進作用。

（編輯：尹建中）

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