康益敏

（太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 太原 030024）

近年來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速，伴隨而來(lái)的是愈加嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題。據(jù)海關(guān)總署統(tǒng)計(jì)2017 年我國(guó)進(jìn)出口總額達(dá)到27.79 萬(wàn)億元，相較于2016年上漲了14.2%。對(duì)外貿(mào)易帶來(lái)的技術(shù)溢出效應(yīng)、投資作用等推動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)步的步伐。與此同時(shí)，多項(xiàng)數(shù)據(jù)表明我國(guó)同樣是世界第一的污染物排放國(guó)。對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染究竟有何影響？EKC（環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)）假說(shuō)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)貿(mào)易規(guī)模與環(huán)境污染之間是“倒U 型”關(guān)系：一個(gè)國(guó)家或經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易規(guī)模較低時(shí)，人均收入越高環(huán)境污染也愈加嚴(yán)重，當(dāng)其貿(mào)易規(guī)模較高時(shí)人均收入越高環(huán)境污染反而減弱。Matthew（2004）[1]研究的結(jié)果支持EKC 假說(shuō)，且表明制度質(zhì)量也對(duì)環(huán)境污染有著重要影響。Artur Tamazian 和B.Bhaskara Rao（2010）[2]同樣支持上述論點(diǎn)，同時(shí)表明如果金融自由化不在一個(gè)完整的制度框架下則可能對(duì)環(huán)境質(zhì)量有害，也即是說(shuō)制度質(zhì)量不同的國(guó)家對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的關(guān)系也就不同。那么制度質(zhì)量變化的情況下，對(duì)外貿(mào)易究竟對(duì)環(huán)境污染的影響如何，這個(gè)問(wèn)題的解決對(duì)于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境治理有著重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)學(xué)者并未達(dá)成統(tǒng)一結(jié)論。各學(xué)者的觀點(diǎn)主要可分為以下幾種：一是“污染避難所”的觀點(diǎn)。持有這種觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低的國(guó)家為經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的國(guó)家承擔(dān)了環(huán)境污染的影響（楊萬(wàn)平和袁曉玲，2008）[3]。黨玉婷（2010）[4]運(yùn)用投入產(chǎn)出模型測(cè)算我國(guó)對(duì)外貿(mào)易中的環(huán)境污染水平，結(jié)果表明我國(guó)正為發(fā)達(dá)國(guó)家承擔(dān)著環(huán)境污染帶來(lái)的后果。鐘凱揚(yáng)（2016）[5]運(yùn)用面板VAR 模型表明對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了環(huán)境污染，且這個(gè)影響具有滯后性。二是在不同的地區(qū)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)于環(huán)境污染的影響是不同的。羅經(jīng)華和徐少君（2010）[6]通過(guò)面板模型發(fā)現(xiàn)在東部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易抑制了環(huán)境污染，然而在中西部地區(qū)這個(gè)影響則不顯著。游偉民（2010）[7]的研究則證實(shí)了“污染天堂”在我國(guó)中西部確實(shí)存在。胡飛（2011）[8]運(yùn)用省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證表明對(duì)外貿(mào)易加劇了我國(guó)中部和東部地區(qū)的環(huán)境污染而對(duì)西部地區(qū)影響微弱。三是近年來(lái)興起的觀點(diǎn)即外資水平、制度質(zhì)量、腐敗程度等的不同使得對(duì)外貿(mào)易對(duì)于環(huán)境污染的影響不同。晉盛武和吳娟（2014）[9]在EKC 模型中考慮腐敗的因素，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型表明腐敗通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從而對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生促進(jìn)作用。闞大學(xué)和呂連菊（2015）[10]運(yùn)用廣義矩估計(jì)模型表明在腐敗水平低于閾值時(shí)對(duì)外貿(mào)易抑制了環(huán)境污染，而當(dāng)腐敗水平高于閾值時(shí)，對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了環(huán)境污染。

從上述文獻(xiàn)綜述可知，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染之間關(guān)系的探究較為豐富。然而，第一，國(guó)內(nèi)外鮮有將制度質(zhì)量、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染置于統(tǒng)一框架的研究；第二，未有對(duì)于制度環(huán)境不同時(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染的影響有何不同這一問(wèn)題進(jìn)行研究，且所使用的方法不能較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)赜?jì)算閾值。為此，本文使用面板門(mén)檻模型，將制度質(zhì)量作為門(mén)檻變量，驗(yàn)證制度質(zhì)量的不同對(duì)于對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染間的關(guān)系有何影響。

二、模型構(gòu)建與變量選取

（一）模型構(gòu)建

本文利用代替彈性不變函數(shù)（CES）作為基礎(chǔ)，本文假定出口商品數(shù)量的函數(shù)為[11]：

其中，X12為國(guó)家1 出口到國(guó)家2 的商品總數(shù)，y1、y2分別表示的是國(guó)家1、國(guó)家2 的國(guó)民生產(chǎn)總值，P1、P2分別表示國(guó)家1、國(guó)家2 的價(jià)格指數(shù)，Y 為世界生產(chǎn)總值，t 表示的是成本因子。成本因子可以表示為以下形式（Ghironi 和Melitz）：

式中，I 代表環(huán)境污染變量，B 表示技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等控制變量。將（2）式帶入（1）式并取對(duì)數(shù)可得：

將（3）式中的環(huán)境污染變量I 作為自變量，則式（3）可化為如下式：

其中，Xi、Bi表示的是主要解釋變量和控制變量的集合，αi、βi表示的是各變量系數(shù)的集合。

將（4）式擴(kuò)展為多個(gè)國(guó)家并在其中插入門(mén)檻變量即可得到門(mén)檻模型的基礎(chǔ)表達(dá)式：

其中，ait，bit，cit為各參數(shù)的系數(shù)，Iit為環(huán)境污染，Xit為對(duì)外貿(mào)易，qit為門(mén)檻變量，Bit為控制變量的集合，r 為常數(shù)，φt為虛擬時(shí)間變量。當(dāng)qit的值有兩個(gè)和三個(gè)時(shí)，模型則為雙重門(mén)檻模型和三重門(mén)檻模型。

（二）變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.被解釋變量為各國(guó)的環(huán)境污染程度（TR）。根據(jù)Clarkson P M 等（2008）[12]對(duì)環(huán)境污染的度量，本文使用2016 年耶魯大學(xué)環(huán)境法律與政策中心公布的世界各國(guó)的環(huán)境表現(xiàn)指數(shù)（EPI）表示。該指數(shù)取值為0～100，EPI 越高則說(shuō)明環(huán)境污染程度越低。數(shù)據(jù)來(lái)源于耶魯大學(xué)環(huán)境法律與政策中心。

2.核心解釋變量為伙伴國(guó)的對(duì)外貿(mào)易（IO）。為驗(yàn)證“污染避難所”假說(shuō)，本文選取伙伴國(guó)的貿(mào)易總額表示伙伴國(guó)的對(duì)外貿(mào)易，數(shù)據(jù)來(lái)源于choice金融終端。

3.門(mén)檻變量為伙伴國(guó)制度質(zhì)量。根據(jù)許家云等（2017）[13]對(duì)制度質(zhì)量的度量，本文使用經(jīng)濟(jì)自由度（EF）與法制指數(shù)（LF）表示一國(guó)的制度質(zhì)量。經(jīng)濟(jì)自由度表示的是一國(guó)的經(jīng)濟(jì)制度發(fā)展程度，法制指數(shù)則表示的是一國(guó)法制的完善程度。數(shù)據(jù)取自美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)和《華爾街日?qǐng)?bào)》發(fā)布的年度報(bào)告。

4.控制變量。（1）技術(shù)進(jìn)步（ES）用資本勞動(dòng)比來(lái)衡量，技術(shù)進(jìn)步降低了單位生產(chǎn)所消耗的能源，同時(shí)會(huì)改進(jìn)生產(chǎn)工藝產(chǎn)生更少的廢物從而降低了污染排放使得環(huán)境污染程度減弱，因此技術(shù)進(jìn)步對(duì)環(huán)境污染有顯著的影響。數(shù)據(jù)來(lái)源于ILO laborious database。（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（TP）使用人均GDP 表示，根據(jù)EKC 假說(shuō)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高會(huì)使得環(huán)境污染加劇，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升到某個(gè)程度時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高會(huì)減少環(huán)境污染，故經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會(huì)對(duì)環(huán)境污染有一定的作用。該數(shù)據(jù)來(lái)源于choice 金融終端。

為了對(duì)本文的理論模型進(jìn)行驗(yàn)證，本文選取了與我國(guó)貿(mào)易量較高且經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模和制度質(zhì)量不同的巴西、美國(guó)、英國(guó)、土耳其、南非、印度等28個(gè)國(guó)家作為樣本，樣本的年限為2009—2018 年。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）靜態(tài)面板模型

1.單位根檢驗(yàn)。為了避免偽回歸，在進(jìn)行靜態(tài)面板模型估計(jì)之前首先對(duì)除DT 序列意外所有數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理并進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用三種方法，分別為L(zhǎng)LC 檢驗(yàn)、IPS 檢驗(yàn)和PP 檢驗(yàn)，根據(jù)少數(shù)服從多數(shù)的原則對(duì)各個(gè)序列進(jìn)行檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示，ES 序列為平穩(wěn)的，其他序列皆為一階平穩(wěn)。為了消除模型中包含的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)并避免偽回歸，在進(jìn)行靜態(tài)面板模型估計(jì)之前對(duì)一階平穩(wěn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理以消除個(gè)體效應(yīng)，然后進(jìn)行均值差分處理以消除時(shí)間效應(yīng)，將得到的序列分別用EPI、IO、ES、TP、EF、LF 表示。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.模型的設(shè)計(jì)與結(jié)果。為了驗(yàn)證控制變量與門(mén)檻變量對(duì)制度質(zhì)量與環(huán)境污染間關(guān)系的影響作用，首先將EPI、IO、ES、TP 置于同一框架并記為模型1，在模型1 中加入EF 序列得到模型2，在模型1 中加入LF 序列得到模型3，在模型1 中同時(shí)加入EF 和LF 序列得到模型4。

靜態(tài)面板模型包括3 種處理方法：混合截面回歸、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。運(yùn)用Eviews 10.0 的計(jì)算結(jié)果顯示四個(gè)模型的似然比（LR）檢驗(yàn)的P 值均為0.000，拒絕原假設(shè)即不選擇混合截面回歸，Hausman 檢驗(yàn)的P 值為0.8、0.8、0.75、0.78，表明應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，隨機(jī)效應(yīng)模型的計(jì)算結(jié)果如表2 所示。

表2 靜態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果

由表2 可知，系數(shù)基本在1%的顯著性水平下顯著。在模型1 中，對(duì)外貿(mào)易和技術(shù)進(jìn)步對(duì)環(huán)境表現(xiàn)指數(shù)有正影響，即對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對(duì)環(huán)境質(zhì)量有促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的提升會(huì)使得環(huán)境質(zhì)量下降。加入門(mén)檻變量后，模型2、模型3、模型4 中對(duì)外貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的系數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，即考慮了各國(guó)的制度質(zhì)量后對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量有抑制作用，這在一定程度上證實(shí)了“污染避難所”，即本國(guó)對(duì)外貿(mào)易的提升加劇了環(huán)境污染。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和技術(shù)進(jìn)步對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響則不變，對(duì)外貿(mào)易系數(shù)的不同說(shuō)明制度質(zhì)量對(duì)于對(duì)外貿(mào)易和環(huán)境污染間的關(guān)系有著顯著的影響作用。經(jīng)濟(jì)自由度和法制指數(shù)的系數(shù)都為正，這表明經(jīng)濟(jì)自由度和法制指數(shù)越高環(huán)境質(zhì)量則越高。

（二）門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

本文將制度質(zhì)量分為經(jīng)濟(jì)自由度和法制指數(shù)，因此將門(mén)檻變量分別設(shè)置為經(jīng)濟(jì)自由度和法制指數(shù)，門(mén)檻變量設(shè)置為經(jīng)濟(jì)自由度時(shí)表示為模型A，門(mén)檻變量設(shè)置為法制指數(shù)時(shí)表示為模型B。門(mén)檻模型第一步是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷拈T(mén)檻效應(yīng)，用以確定門(mén)檻模型的形式，本文采用Stata12 軟件對(duì)模型A 和模型B 中環(huán)境污染的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，并運(yùn)用Bootstrap 方法重復(fù)抽樣500 次計(jì)算相關(guān)P 值以及臨界值。所得結(jié)果如表3 所示。

表3 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型A 在10%的顯著性水平下通過(guò)了單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，模型B 在20%的顯著性水平下通過(guò)了所有的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。限于篇幅，本文對(duì)模型A 和模型B 都選取單一門(mén)檻模型進(jìn)行以下實(shí)證分析。

模型A 和B 的單一門(mén)檻模型下的門(mén)檻值分別為4.37 和4.43，門(mén)檻回歸的結(jié)果如表4 所示，各解釋變量的系數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著。在模型A 中，當(dāng)經(jīng)濟(jì)自由度高于4.37 時(shí)對(duì)外貿(mào)易系數(shù)為負(fù)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)自由度低于4.43 時(shí)對(duì)外貿(mào)易系數(shù)為正。這表明當(dāng)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度低于門(mén)檻值時(shí)對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量有負(fù)影響，當(dāng)經(jīng)濟(jì)自由度高于門(mén)檻值時(shí)對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量有促進(jìn)效應(yīng)。模型B 中當(dāng)法制指數(shù)高于4.37 時(shí)對(duì)外貿(mào)易系數(shù)為負(fù)，當(dāng)法制指數(shù)低于4.43 時(shí)對(duì)外貿(mào)易系數(shù)為正。這表明當(dāng)一國(guó)的法制指數(shù)低于門(mén)檻值時(shí)對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量有負(fù)影響，當(dāng)法制指數(shù)高于門(mén)檻值時(shí)對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量有促進(jìn)效應(yīng)。在模型A和模型B 中，技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)都為正，即技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)環(huán)境質(zhì)量有促進(jìn)作用。

綜上可知，門(mén)檻回歸模型和靜態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果基本一致，技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量有促進(jìn)作用，當(dāng)制度質(zhì)量低于一定水平時(shí)，對(duì)外貿(mào)易總額越高環(huán)境質(zhì)量越低，而當(dāng)制度質(zhì)量高于一定水平時(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境質(zhì)量有促進(jìn)作用。

表4 門(mén)檻效應(yīng)回歸結(jié)果

四、結(jié)論與建議

本文采用2009—2018 年28 個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板門(mén)檻模型對(duì)環(huán)境污染和對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的制度質(zhì)量門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明：第一，本文驗(yàn)證了“污染避難所”，在靜態(tài)面板模型中，包含制度質(zhì)量的模型對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染有促進(jìn)作用，這表明在一定的制度質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平下對(duì)外貿(mào)易額越高環(huán)境污染反而更加嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低的國(guó)家為經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的國(guó)家承擔(dān)了環(huán)境污染的影響。第二，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)進(jìn)步的提升能降低環(huán)境污染程度。第三，當(dāng)制度質(zhì)量低于一定水平時(shí)，對(duì)外貿(mào)易總額越高環(huán)境污染越嚴(yán)重，而當(dāng)制度質(zhì)量高于一定水平時(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染有改善作用。

根據(jù)上述結(jié)論，為了發(fā)揮對(duì)外貿(mào)易對(duì)于環(huán)境污染的積極作用，首先，應(yīng)深化市場(chǎng)改革，提高市場(chǎng)金融化程度和人力資本，在產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的同時(shí)提升科研水平和技術(shù)水平。技術(shù)進(jìn)步降低了單位生產(chǎn)所消耗的能源，同時(shí)會(huì)改進(jìn)生產(chǎn)工藝從而降低環(huán)境污染。經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提升有利于優(yōu)化進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，發(fā)揮對(duì)外貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的溢出作用，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易向清潔方向轉(zhuǎn)變。其次，應(yīng)進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)制度改革、健全法制制度、加快政府職能轉(zhuǎn)變，為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展掃清障礙。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量良好的情況下市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)開(kāi)放有序，此時(shí)貿(mào)易的提升會(huì)降低環(huán)境污染程度。健全的法制制度和懲罰機(jī)制會(huì)增加環(huán)境污染成本，有利于環(huán)境污染的降低，對(duì)于發(fā)揮對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境污染的溢出效應(yīng)有重要的作用。