薛蕾 唐敏

〔摘要〕 本文利用西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1997～2015年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建PVAR模型，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解和格蘭杰因果檢驗等分析方法，實證分析了對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間的雙向動態(tài)作用關(guān)系。結(jié)果表明：環(huán)境污染沖擊可以促進(jìn)對外貿(mào)易和出口而阻礙進(jìn)口，但對外貿(mào)易沖擊對環(huán)境污染的影響不定且呈現(xiàn)出明顯的周期性；進(jìn)口依存度對環(huán)境污染變動的貢獻(xiàn)率最高，出口依存度居中，外貿(mào)依存度最低，而環(huán)境污染對對外貿(mào)依存度變動、出口依存度變動和進(jìn)口依存度變動的方差貢獻(xiàn)率依次遞減，但其解釋能力在不斷增強；環(huán)境污染是對外貿(mào)易依存度和出口依存度的格蘭杰原因；出口依存度和進(jìn)口依存度不是環(huán)境污染的格蘭杰原因。

〔關(guān)鍵詞〕 對外貿(mào)易 環(huán)境污染 PVAR模型

〔中圖分類號〕F752；X22 〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2018）06-0088-10

一、引言

隨著西部大開發(fā)、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革等戰(zhàn)略的進(jìn)一步實施，西部地區(qū)社會經(jīng)濟實現(xiàn)了舉世矚目的高速增長，同時與世界經(jīng)濟的聯(lián)系也日益緊密。西部地區(qū)主要出口產(chǎn)品集中于機器電氣設(shè)備、紡織原料及制品和化工制品等資源密集型和勞動密集型產(chǎn)品。而西部地區(qū)的進(jìn)口結(jié)構(gòu)比出口結(jié)構(gòu)更為集中，主要的兩大進(jìn)口產(chǎn)品為礦產(chǎn)品和機器電氣設(shè)備，且前者為西部地區(qū)進(jìn)口規(guī)模最大的產(chǎn)品，所占比重也逐年上升。西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口總額、進(jìn)口總額分別由1997年的135.97億美元、90.42億美元、45.55億美元增長到2017年的3099.20億美元、1785.04億美元、1314.16億美元，呈現(xiàn)出持續(xù)高速的增長趨勢。②數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。急劇擴大的對外貿(mào)易規(guī)模對西部地區(qū)的資源環(huán)境產(chǎn)生了巨大壓力，長期形成的粗放式發(fā)展模式造成西部地區(qū)“高消耗、高污染、高排放”企業(yè)遍布，導(dǎo)致資源利用效率低下、污染排放量日益增長，其中，廢氣排放量、廢水排放量、固體廢棄物排放量分別由1997年的27851億標(biāo)立方米、410564萬噸、16889萬噸增長到2015年的177962億標(biāo)立方米、1505186.46萬噸、111069萬噸，年均增長率分別高達(dá)28.37%、14.03%、29.35%。②

對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間的影響是多方面的，在參與國際貿(mào)易的進(jìn)程中，西部地區(qū)科技、資本等基礎(chǔ)較為薄弱，只能依托廉價的勞動力、自然資源和擴大生產(chǎn)規(guī)模來生產(chǎn)服務(wù)世界市場的產(chǎn)品，導(dǎo)致資源耗費嚴(yán)重、生產(chǎn)工藝落后進(jìn)而造成大量污染排放。黨的十九大提出“建設(shè)美麗中國”，要求“推進(jìn)綠色發(fā)展”“著力解決突出環(huán)境問題”等。因此，在新時代背景下，明晰對外貿(mào)易與污染排放之間的關(guān)系，推進(jìn)對外開放與環(huán)境保護(hù)同步發(fā)展，對促進(jìn)西部地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

長期以來，對外貿(mào)易與環(huán)境污染的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界研究的重點，國外學(xué)者圍繞這一主題做了大量的研究。Copeland & Taylor（1994）構(gòu)建了一個簡單的南北貿(mào)易模型，并對國民經(jīng)濟、環(huán)境污染和對外貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易會導(dǎo)致富裕國家生產(chǎn)清潔化，貧窮地區(qū)污染加重，即污染天堂假說?！?〕在此之后，大量學(xué)者圍繞該假說是否成立展開了深入的研究。例如：Mulatu et al（2009）應(yīng)用歐洲13個國家的16個制造業(yè)的數(shù)據(jù)，證明污染避難所效應(yīng)是存在的。〔2〕Ang J B（2009）也發(fā)現(xiàn)能源使用、收入增長和貿(mào)易開放與二氧化碳排放量呈正相關(guān)?！?〕Jing G & Liu Y J（2012）以中美之間外貿(mào)和FDI為研究對象，發(fā)現(xiàn)美國到中國的外商直接投資并沒有導(dǎo)致污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，但全球FDI進(jìn)入導(dǎo)致中國淪為世界性“污染天堂”?！?〕與此同時，Blyde J S（2000）則指出，對外貿(mào)易會使發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的生產(chǎn)清潔化，從而不斷減少環(huán)境污染?！?〕Antweiler et al（2001）、Glen et al（2006）也提出對外貿(mào)易會有效降低污染排放的類似觀點?！?〕〔6〕

國內(nèi)學(xué)者也針對這一問題進(jìn)行了大量研究。沈亞芳、應(yīng)瑞瑤（2005）認(rèn)為，我國在核算外貿(mào)的比較優(yōu)勢時并未考慮到環(huán)境成本，我國以出口導(dǎo)向為主的外貿(mào)發(fā)展戰(zhàn)略是造成環(huán)境污染加劇的重要原因?！?〕楊萬平（2008）、寧學(xué)敏（2010）、王天鳳（2011）、曹春苗（2011）等均發(fā)現(xiàn)我國的出口貿(mào)易與碳排放之間存在著長期均衡關(guān)系，出口貿(mào)易的增長將加劇環(huán)境污染、降低環(huán)境質(zhì)量?！?～12〕劉子飛（2014）進(jìn)一步指出，經(jīng)濟規(guī)模、資本豐裕度、人均收入和貿(mào)易開放度均會對我國農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生顯著負(fù)作用?！?3〕但彭艷君、張志輝（2005）卻得出相反結(jié)論，認(rèn)為外商投資和國際貿(mào)易對我國環(huán)境污染的影響較小，且其影響力在逐步下降?！?4〕李小平、盧現(xiàn)祥（2010）也認(rèn)為我國并沒有通過國際貿(mào)易成為發(fā)達(dá)國家的“污染產(chǎn)業(yè)天堂”，原因是我國的生產(chǎn)清潔度在不斷提高?！?5〕劉巧玲（2012）發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易有利于促進(jìn)美國環(huán)境污染減少，但對中國環(huán)境質(zhì)量的影響并不顯著?！?6〕沈利生（2008）、傅京燕（2011）、代麗華（2015）均指出對外貿(mào)易通過門檻提高、技術(shù)傳播等渠道可以促進(jìn)我國節(jié)能減排?！?7～19〕對外貿(mào)易對環(huán)境污染的影響機制方面，何潔（2010）指出我國出口企業(yè)所面對的市場競爭增強，可以有效促進(jìn)污染治理技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而降低環(huán)境污染。〔20〕李國志（2011）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)會明顯影響污染排放總量，如初級產(chǎn)品出口會加劇二氧化碳排放，而工業(yè)制成品出口則會減少二氧化碳排放?！?1〕張同斌（2016）發(fā)現(xiàn)因?qū)ν赓Q(mào)易導(dǎo)致的技術(shù)進(jìn)步創(chuàng)新補償效應(yīng)可以有助于減少污染排放?！?2〕唐劍（2017）指出對外貿(mào)易對環(huán)境污染的影響包括規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，前者表現(xiàn)為環(huán)境污染在不同稟賦和收入水平國家間轉(zhuǎn)移，而后者表現(xiàn)為出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的改變?！?3〕

綜合分析，目前有關(guān)對外貿(mào)易和環(huán)境污染方面的研究成果比較豐富，但存在以下不足：一是相關(guān)研究大多采用單一指標(biāo)，很難有效衡量地區(qū)的綜合污染水平。二是現(xiàn)有研究多集中于國家層面，忽視地區(qū)層面尤其是經(jīng)濟較為落后的地區(qū)的研究。PVAR模型可以有效解決變量內(nèi)生性問題、描述系統(tǒng)變量間的沖擊反應(yīng)和方差分解。因此，本文基于西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1997～2015年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建可以衡量綜合環(huán)境污染的指標(biāo)并測算其水平，進(jìn)而采用PVAR模型分析西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境污染的相互影響，以期為西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)發(fā)展提供依據(jù)。

（2）數(shù)據(jù)來源。本文所用數(shù)據(jù)來源于歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》《中國工業(yè)經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》和《中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》。為了消除數(shù)據(jù)潛在的異方差問題，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。所有檢驗結(jié)果均使用stata.14軟件進(jìn)行計算分析。

3.實證分析

（1）單位根檢驗。為避免因數(shù)據(jù)不平穩(wěn)而出現(xiàn)的“偽回歸”問題，本文在進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗和PVAR模型估計之前，首先對西部地區(qū)12個省（自治區(qū)、直轄市）所有變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，如果原始序列不平穩(wěn)則需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理。因此，本文利用LLC、IPS、ADF和BT四種方法進(jìn)行單位根檢驗。結(jié)果表明，本文所選4個變量的原始序列并不平穩(wěn)，在經(jīng)過一階差分處理后是平穩(wěn)的，說明這4個變量均屬于一階單整序列（詳見表1）。

（2）滯后階數(shù)選擇。在運用PVAR模型進(jìn)行估計的過程中，必須選擇合適的滯后階數(shù)，如果滯后階數(shù)過長，可能會導(dǎo)致自由度損失，在小樣本的情況下影響較大；如果滯后階數(shù)過短，則可能會導(dǎo)致檢驗結(jié)果失真?；谒脭?shù)據(jù)的特征，本文根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則（Akaike Information Criterion）、BIC信息準(zhǔn)則（Bayesian Information Criterion）和HQIC信息準(zhǔn)則（Hannan and Quinn Information Criterion）選擇變量的滯后階數(shù)（詳見表2），各準(zhǔn)則得到的最優(yōu)滯后階數(shù)都不統(tǒng)一，AIC為滯后7階而BIC和HQIC均為滯后1階，因此，參照一般做法，將最優(yōu)滯后階數(shù)確定為3階。

（3）協(xié)整檢驗。游士兵、蔡遠(yuǎn)飛（2017）指出當(dāng)變量存在協(xié)整關(guān)系時，應(yīng)建立面板向量誤差修正模型（PVEC），如不存在協(xié)整關(guān)系，則建立面板向量自回歸模型（PVAR）更有效?！?6〕在單位根檢驗和滯后階數(shù)確定的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，以分析對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間是否存在著長期均衡關(guān)系。單位根檢驗結(jié)果表明，所有變量均為一階單整，因此，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采用Westerlund（2007）的協(xié)整檢驗方法，〔27〕該方法將產(chǎn)生4個統(tǒng)計量來檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系，其中，兩個組統(tǒng)計量Gt和Ga的原假設(shè)為至少有一個樣本不存在協(xié)整關(guān)系，兩個面板統(tǒng)計量Pt和Pa的原假設(shè)為所有樣本均不存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，對外開放與環(huán)境污染之間不存在協(xié)整關(guān)系。因此，本文采用面板向量自回歸模型（PVAR）進(jìn)行分析。

（4） PVAR估計結(jié)果。在PVAR估計之前，本文運用前向均值差分（Helmet）過程消除掉模型包含的固定效應(yīng)即年效應(yīng)，這可以保證滯后變量與轉(zhuǎn)換后的變量正交，進(jìn)而與誤差項無關(guān)，進(jìn)而可以使用滯后變量作為工具變量，在此基礎(chǔ)上采用GMM方法得到系數(shù)的有效估計（詳見表3）。GMM估計結(jié)果表明，不僅對外貿(mào)易會對環(huán)境污染產(chǎn)生影響，而且環(huán)境污染的變化對對外貿(mào)易的反向影響作用也較為顯著，環(huán)境污染對不同外貿(mào)指標(biāo)的作用規(guī)律也存在很強的異質(zhì)性。

（5）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。本文的主要目的是考察對外貿(mào)易各個指標(biāo)與環(huán)境污染之間的長期動態(tài)關(guān)系，前面PVAR模型估計得出的相關(guān)參數(shù)只能反映所選變量之間的局部關(guān)系，而無法對各個變量之間的長期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行有效分析。因此，本文進(jìn)一步采用脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF），對隨機擾動的一個單位標(biāo)準(zhǔn)化信息對內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響進(jìn)行分析。因為脈沖響應(yīng)函數(shù)由PVAR參數(shù)構(gòu)造，必須考慮標(biāo)準(zhǔn)差因素的影響，而標(biāo)準(zhǔn)差無法通過計算獲得，本文使用蒙特卡洛方法模擬產(chǎn)生相關(guān)的置信區(qū)間（脈沖響應(yīng)結(jié)果略）。

首先，就對外貿(mào)易三個指標(biāo)來看，在未來6期內(nèi)三者對其自身的影響都為正，表明當(dāng)期行為對其后期行為有同向作用，三者均受到自身前期發(fā)展?fàn)顩r的影響。出口依存度沖擊和進(jìn)口依存度沖擊對外貿(mào)依存度的影響分別為正和負(fù)；外貿(mào)依存度沖擊和進(jìn)口依存度沖擊對出口依存度的影響分別為正和負(fù)；外貿(mào)依存度沖擊對進(jìn)口依存度的影響在未來第1期、第3期、第4期為正，其他時期為負(fù)。在未來6期內(nèi)，環(huán)境污染沖擊對外貿(mào)依存度和出口依存度的影響均為正，且呈現(xiàn)出先增長、后降低、之后繼續(xù)不斷上升的趨勢，表明環(huán)境污染沖擊會對促進(jìn)對外貿(mào)易和出口。而環(huán)境污染沖擊對進(jìn)口依存度的影響為負(fù)，且呈現(xiàn)出降低-增長-再降低的趨勢，表明環(huán)境污染沖擊會對進(jìn)口產(chǎn)生阻礙作用。

其次，在本期給環(huán)境污染一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，在未來6期內(nèi)對其本身的影響都為正，但呈現(xiàn)出降低、增長、再降低的趨勢，表明當(dāng)期環(huán)境污染對其后期行為有同向作用。外貿(mào)依存度沖擊對環(huán)境污染的影響在未來第2期為負(fù)，其他時期為正，且呈現(xiàn)出明顯的降低、增長、再降低趨勢，表明外貿(mào)依存度總體上對其行為產(chǎn)生促進(jìn)作用，但作用在逐漸減弱。出口依存度沖擊和進(jìn)口依存度對環(huán)境污染的影響基本為負(fù)，具有明顯的周期性和規(guī)律性，前者呈現(xiàn)出增長-降低-增長的趨勢，而后者截然相反，表明總體上二者遏制了環(huán)境污染。

（6）方差分解分析。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)雖然可以幫助分析沖擊響應(yīng)的符號和響應(yīng)的程度，但很難進(jìn)一步分析不同沖擊的重要程度。因此，本文進(jìn)一步采用方差分解方法，以衡量和分析PVAR模型中的各個對外貿(mào)易變量和環(huán)境污染變量之間相互作用的重要程度。

首先，環(huán)境污染變動對其自身變動的解釋能力最高，在第10期對其方差的貢獻(xiàn)率達(dá)56.61%，說明環(huán)境污染變動的56.61%可由自身解釋，而在第20期和第30期，貢獻(xiàn)率分別下降為52.17%、48.78%，表明其解釋能力在逐步下降。在三個外貿(mào)指標(biāo)方面，外貿(mào)依存度對環(huán)境污染變動的解釋能力最小，但顯現(xiàn)出緩慢增長的趨勢。在第10期對其方差的貢獻(xiàn)率達(dá)6.733%，說明環(huán)境污染變動的6.733%可由外貿(mào)依存度解釋，而在第20期和第30期，貢獻(xiàn)率分別達(dá)到8.950%和10.486%，其解釋能力在逐步增強。出口依存度對環(huán)境污染變動的解釋能力也較小，在第10期、第20期和第30期其對環(huán)境污染方差的貢獻(xiàn)率分別為11.876%、9.934%、8.228%，顯現(xiàn)出逐步降低的趨勢；進(jìn)口依存度對環(huán)境污染變動的解釋能力最強且持續(xù)增強，在第10期、第20期和第30期對環(huán)境污染方差的貢獻(xiàn)率分別為24.775%、28.937%和32.500%，表明在第10期、第20期和第30期環(huán)境污染24.775%、28.937%、32.500%的變動可由進(jìn)口依存度解釋。

其次，環(huán)境污染對外貿(mào)依存度變動、出口依存度變動和進(jìn)口依存度變動的方差貢獻(xiàn)率在第10期分別為11.043%、10.674%和4.389%，在第20期時方差貢獻(xiàn)率分別達(dá)到15.171%、14.670%、7.205%，而在第30期時方差貢獻(xiàn)率分別達(dá)到18.384%、17.829%、9.548%，其解釋能力在不斷增強。

（7）格蘭杰因果檢驗。進(jìn)一步使用格蘭杰因果檢驗來確定所選變量之間的因果關(guān)系，本文中格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)為“環(huán)境污染不是對外貿(mào)易增長的格蘭杰原因”和“對外貿(mào)易增長不是環(huán)境污染的格蘭杰原因”，若統(tǒng)計量大于卡方的臨界值，則拒絕原假設(shè)；否則接受原假設(shè)。由格蘭杰因果檢驗結(jié)果可知，環(huán)境污染是對外貿(mào)易依存度和出口依存度的格蘭杰原因，不是進(jìn)口依存度的格蘭杰因果原因，由此可見當(dāng)前西部地區(qū)對外貿(mào)易增長尤其是出口的增長仍然是以犧牲環(huán)境質(zhì)量為代價的。對外貿(mào)易依存度不是環(huán)境污染的格蘭杰原因，而出口依存度和進(jìn)口依存度是環(huán)境污染的格蘭杰原因，表明當(dāng)前西部地區(qū)的進(jìn)口和出口貿(mào)易行為也會導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量惡化和污染排放嚴(yán)重。

四、主要結(jié)論及政策建議

本文應(yīng)用西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1997～2015年的面板數(shù)據(jù)，對西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間雙向動態(tài)作用關(guān)系的時空特征進(jìn)行模擬和分析，并運用方差分析進(jìn)一步研究對外貿(mào)易與環(huán)境污染在解釋對方變化時的貢獻(xiàn)度。結(jié)果表明，環(huán)境污染沖擊對外貿(mào)依存度和出口依存度的影響均為正，對進(jìn)口依存度的影響為負(fù)，環(huán)境污染沖擊可以促進(jìn)對外貿(mào)易和出口而阻礙進(jìn)口；外貿(mào)依存度沖擊對環(huán)境污染的影響基本為正、出口依存度沖擊和進(jìn)口依存度沖擊對環(huán)境污染的影響基本為負(fù)，且呈現(xiàn)出明顯的周期性。進(jìn)口依存度對環(huán)境污染變動解釋力最高，出口依存度居中，外貿(mào)依存度最低；環(huán)境污染對外貿(mào)依存度變動、出口依存度變動和進(jìn)口依存度變動的方差貢獻(xiàn)率依次遞減，但其解釋能力在不斷增強。環(huán)境污染是對外貿(mào)易依存度和出口依存度的格蘭杰原因，出口依存度和進(jìn)口依存度不是環(huán)境污染的格蘭杰原因。

整體來講，西部地區(qū)并沒有因?qū)ν赓Q(mào)易而產(chǎn)生明顯的“污染天堂”效應(yīng)，但還是應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步加強對進(jìn)出口貿(mào)易的限制和調(diào)整以便于減少環(huán)境污染。鑒于西部地區(qū)存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、環(huán)保政策體系不完善、環(huán)境管制執(zhí)行力度不夠等諸多問題，為應(yīng)對經(jīng)濟全球化所帶來的環(huán)境污染，西部地區(qū)應(yīng)從以下方面入手：一是西部地區(qū)應(yīng)優(yōu)化對外貿(mào)易模式，促進(jìn)本地出口加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易和技術(shù)貿(mào)易等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，不斷降低初級礦產(chǎn)品、勞動力密集型產(chǎn)品的貿(mào)易比重。二是西部各省（自治區(qū)、直轄市）應(yīng)結(jié)合地區(qū)之間的資源稟賦特點及優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮互補優(yōu)勢，實現(xiàn)錯位發(fā)展，形成分工明確、優(yōu)勢互補的對外貿(mào)易格局，從而避免地區(qū)間惡性競爭和進(jìn)出口結(jié)構(gòu)高度相似等問題。三是積極建立健全進(jìn)出口貿(mào)易的環(huán)境保護(hù)審批制度和環(huán)境影響評價制度，提高外來企業(yè)入駐的生態(tài)標(biāo)準(zhǔn)。四是加強西部地區(qū)清潔生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新和應(yīng)用，鼓勵向資源可持續(xù)利用、高附加值產(chǎn)業(yè)、清潔產(chǎn)業(yè)的投資，提高資源綜合利用率，從而有效地控制污染物排放。

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（責(zé)任編輯 博 農(nóng)）