柯美高

(黃岡師范學院 商學院，湖北 黃岡 438000)

中國已經由投資驅動型經濟全面轉向消費驅動型經濟。然而，正如吳明琴和袁嘉(2016)指出的那樣，消費驅動型經濟并非就是環(huán)保的經濟增長模式[1]。消費如同生產，如果不加以管制和規(guī)范，同樣會產生環(huán)境污染問題。從2011年開始中國的消費污染就逐年增加。就生活垃圾而言，全國生活垃圾清運量由2011年的16395.3萬噸上升到2017年的21520.9萬噸①，且在2011年之后全國生活垃圾增長率一直大于工業(yè)固體廢物增長率。全國生活二氧化硫排放總量則由2011年的200.39萬噸上升到2015年的296.87萬噸②。全國生活與工業(yè)二氧化硫排放量之比在2011年之后也一直呈上升趨勢，該比值在2011年為0.0993，在2015年高達0.1907③。全國主要城市生活與工業(yè)二氧化硫排放量之比上升的幅度更顯著，由2013年的0.1442上升到2017年的0.8097④。

由此可知，我國全面進入消費驅動型經濟以后，國內的消費污染問題越來越嚴重。在經濟全球化不斷深入的國際背景下，我國的貿易自由化程度也越來越大。從長期來看，貿易自由化是提高還是降低了我國的消費污染水平？回答這一問題對于我國貿易和環(huán)境政策的制定具有重要意義。另外，貿易自由化影響我國消費污染的機制有哪些？它們的具體表現(xiàn)怎樣？在當前我國消費驅動型經濟中，這些問題亟待解答。鑒于此，本文基于消費污染的特點構建理論模型，并把生活二氧化硫作為消費污染的衡量指標，實證檢驗貿易自由化影響我國消費污染的機制。

一、文獻綜述

(一)有關貿易自由化環(huán)境效應的理論研究

Grossman和Krueger(1991)首次提出生產領域貿易自由化環(huán)境效應的概念，并將其分為規(guī)模效應、結構效應和技術效應[2]。Copeland和Taylor(1994)用全微分的形式對環(huán)境效應進行了闡釋[3]。Antweiler等(2001)以生產可能性曲線和生產減排技術線為基礎把生產領域貿易自由化的環(huán)境效應分解為規(guī)模效應、結構效應和技術效應[4]。Copeland和Taylor(2004)則以Antweiler等(2001)的研究為基礎，分析了剛性和彈性環(huán)境政策下的貿易自由化環(huán)境效應[5]。除此之外，Panayotou(2000)還提出了其他的環(huán)境效應：收入效應、產品效應和法規(guī)效應[6]。Cherniwchan等(2016)從新新貿易理論角度把技術效應進一步分解為企業(yè)內重新組織效應、企業(yè)市場份額效應、國內外包效應、企業(yè)進入或退出市場效應、排污強度效應、離岸外包效應和公司層面溢價效應[7]。

Hu和Mckitrick(2016)提出消費領域貿易自由化的環(huán)境效應也可以進行類似的分解[8]?？旅栏?2019)以消費無差異曲線和消費減排技術線為基礎把消費領域貿易自由化的環(huán)境效應分解為規(guī)模效應、結構效應和技術效應，并對它們進行了界定：規(guī)模效應是指在其他條件不變的情況下，由貿易自由化引起的消費規(guī)模擴張所導致的消費污染變化；結構效應是指在其他條件不變的情況下，由貿易自由化引起的消費結構改變所導致的消費污染變化；技術效應是指在其他條件不變的情況下，由貿易自由化引起的消費減排技術提高所導致的消費污染變化[9]。

(二)關于貿易自由化環(huán)境效應的實證研究

關于貿易自由化環(huán)境效應中的規(guī)模效應、結構效應和技術效應的實證研究主要從兩方面展開：

一是在計量模型中把結構效應區(qū)分為貿易引致的結構效應和資本勞動比率引致的結構效應。Antweiler等(2001)在實證研究中用資本勞動比率代表直接結構效應，并以貿易強度分別與相對資本勞動比率和相對人均收入的交互項為基礎檢驗貿易引致的結構效應[4]。Cole和Elliott(2003)在構建計量模型時也進行了同樣的區(qū)分，并基于要素稟賦假說、污染天堂假說和環(huán)境庫茲涅茨曲線理論對計量模型的回歸系數(shù)進行了理論預測[10]。Hu和Mckitrick(2016)在研究貿易自由化對消費領域環(huán)境污染的影響時，也把貿易引致的結構效應與資本勞動比率引致的結構效應進行了分離[8]。

二是在實證分析中并不區(qū)分貿易引致的結構效應和資本勞動比率引致的結構效應。這方面的研究比較普遍。如Cole等(1998)在實證研究中用人均收入代表規(guī)模效應和技術效應，并用單位產出的污染強度變化代表結構效應[11]。而張連眾等(2003)用人均收入代表規(guī)模效應，用資本勞動比率代表結構效應和技術效應[12]。相比之下，陳紅蕾和陳秋峰(2007)在計量模型中把規(guī)模效應、結構效應和技術效應徹底分離，并分別用當年的GDP、資本勞動比率和人均純收入來表示[13]。盡管這些實證研究都在不同程度上區(qū)分了規(guī)模效應、結構效應和技術效應，但他們并沒有在計量模型中把結構效應進一步區(qū)分為貿易引致的結構效應和資本勞動比率引致的結構效應。

總體而言，目前國內有關消費領域“污染天堂”假說和環(huán)境庫茲涅茨曲線的研究還未曾出現(xiàn)，并且有關貿易自由化影響消費污染的實證文獻非常少。除了Hu和Mckitrick (2016)的研究外[8]，Davis和Kahn(2010)研究了二手車貿易對墨西哥空氣質量的影響，該文在多國框架下對貿易與消費污染問題進行了研究。

本文試圖在以下三個方面進一步推動現(xiàn)有研究：第一，本文使用中國的數(shù)據(jù)對消費領域的“污染天堂”假說和環(huán)境庫茲涅茨曲線進行研究。第二，本文從理論角度證實貿易自由化對消費領域和生產領域環(huán)境污染的作用機理不完全相同。Hu和Mckitrick(2016)通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)貿易自由化對消費領域環(huán)境污染的影響不同于生產領域，但他們并沒有做進一步的理論分析[8]。第三，本文研究了貿易自由化對消費污染的影響，并通過區(qū)分貿易引致的結構效應和資本勞動比率引致的結構效應進行機制研究。

二、理論模型

目前有關消費污染和消費側骯臟品的界定散見于相關文獻中。如把消費污染看成是消費的副產品[15]或“排氣管”污染[16]，而把消費側骯臟品看成是在消費時產生污染物的產品[8]。國內這方面的研究與國外一致，如李召華(2004)構建的產品差異減污模型就以產品消費排污為基礎，包括汽車的尾氣、冰箱的氟利昂等[17]；柯美高(2019)把消費污染定義為產品被消費時排放的空氣污染物[9]。他們所提到的消費污染都類似于“排氣管”污染。本文把消費污染和消費側骯臟品界定如下：消費污染是指消費的副產品，也即與消費相關的污染，而且假設這些污染局限于所排放的區(qū)域內；消費側骯臟品是指在消費過程中產生污染物的產品，且假設該產品在生產過程中不產生污染。

(一)基本假設

本文采用Hu和Mckitrick(2016)[8]以及Antweiler等(2001)[4]的模型框架。一個小型開放的國家有M個相同的生產企業(yè)。它們利用兩種生產要素生產兩種商品X和Y。兩種生產要素為勞動L和資本K，其市場供給彈性為0，而且其市場成本分別為w和r。商品X是消費側骯臟品，消費排放污染，但生產不排放污染。商品Y是消費側清潔品，生產和消費都不排放污染。另外，商品Y是計價物，假定其價格為1。商品X的國內相對價格為p，其在國際市場的相對價格為pw，假定：

p=βpw

(1)

式(1)中，β為測度貿易摩擦重要性的參數(shù)(并非貿易摩擦)。當β=1時，貿易摩擦為0。如果一個國家出口商品X，那么0<β<1。隨著貿易自由化的深入，β從小于1的某個值逐漸趨向于1。如果一個國家進口商品X，那么β>1。隨著貿易自由化的深入，β從大于1的某個值逐漸趨向于1。

(二)模型推導

1.生產企業(yè)。假設產品X和產品Y的生產函數(shù)滿足規(guī)模報酬不變，企業(yè)可以自由進入，市場充分就業(yè)，則：

p=cX(w,r)

(2)

1=cY(w,r)

(3)

(4)

(5)

由式(2)(3)(4)(5)可以得到產品X和產品Y的總產量水平：

x=x(p,K,L)

(6)

y=y(p,K,L)

(7)

因此，生產企業(yè)的收入為：

R(p,K,L)=p·x(p,K,L)+y(p,K,L)

(8)

2.消費者。假設所有的消費者都是同質的，代表性消費者的效用函數(shù)為：

(9)

式(9)中，xi和yi分別是第i個代表性消費者消費商品X和商品Y的數(shù)量。D為消費污染排放量，即：

(10)

式(10)中，N是消費者的數(shù)量。zi是第i個消費者從其消費總支出中分撥給消費減污的比例。k(zi)是第i個消費者消費單位商品X的排污強度，且k′(zi)<0，k″(zi)>0。這里不妨采用Copeland和Taylor (2003)[18]、Levinson和Taylor (2008)[19]等的排污強度表達式：

k(zi)=(1-zi)1/ε

(11)

式(11)中，0<ε<1，ε值越大意味著排污強度越大，從而其對應的消費減排技術越低。

3.政府。政府管理者通過征收排污稅τ來最大化代表性消費者的效用。此時，第i個代表性消費者對每單位消費商品X實際支付的價格為：

pN=p+τk(zi)

(12)

假設政府征收的消費污染稅全部返還給消費者，則第i個代表性消費者的收入為：

Ii=(R+τD)/N

(13)

不妨假設代表性消費者的收入用于消費支出(c)的比例為η，其余的收入全部用于投資，則第i個代表性消費者的預算約束為：

[p+τk(zi)]xi+yi≤ci(1-zi)=ηIi(1-zi)

(14)

因此，代表性消費者效用最大化的拉格朗日函數(shù)為：

(15)

由式(15)的一階條件得：

xi=[γci(1-zi)]/[p+τk(zi)]

(16)

yi=(1-γ)·ci·(1-zi)

(17)

p/τ=-k(zi)-(1-zi)·γ·k′(zi)

(18)

由式(11)和(18)得：

k(zi)=[ε/(γ-ε)]·[p/τ]

(19)

dzi/d(p/τ)=ε/{(1-zi)[(1/ε)-1]·(1-γ/ε)}

(20)

不妨假設ε<γ，也即排污強度大于零。此時dzi/d(p/τ)<0，這意味著政府提高排污稅率τ會促使消費者從其消費總支出中分撥更大比例的資金用于消費減污。

該國國內商品X的消費量為國內商品X的產量x(p,K,L)減去商品X的貿易量，也即：

φx=x(p,K,L)-ψx

(21)

如果ψx>0，那么該國出口商品X；如果ψx<0，那么該國進口商品X。由于所有的消費者都是同質的，所以該國國內商品X的消費量為：

φx=Nxi=[γC(1-zi)]/[p+τk(zi)]

(22)

式(22)中，C為該國國內消費總支出，即：

C=Nci=ηI=η(R+τD)

(23)

該國的總消費排污量為：

D=k(zi)φx

(24)

聯(lián)立式(11)(22)(23)(24)得：

{(1/η)·(1/ε)·[(εp)/(γ-ε)](1-ε)·τε-(εp)/(γ-ε)}·φx=R(p,K,L)

(25)

聯(lián)立式(1)(11)(18)(19)(22)(24)得：

D=(γ-ε)·C·kε+1/(βpw)

(26)

假設G為該國消費束中商品X與商品Y的數(shù)量之比，即G≡x/y。聯(lián)立式(12)(16)(17)得：

G=[γ/(1-γ)]·[1/pN]

(27)

聯(lián)立式(1)(12)(19)(26)(27)得：

D=(1-γ)·C·kε+1·G

(28)

(三)命題總結與證明

根據(jù)上面的模型推導，本文可以得到兩個重要命題。

命題1：如果一國環(huán)境規(guī)制越嚴格，那么該國消費側骯臟品的消費越少，其消費減排技術越高。同時在產量不變的情況下，該國消費側骯臟品的出口越多。因此，消費領域“污染天堂”假說成立。

證明：由式(25)得：

(29)

將式(29)兩邊對τ求導得：

(30)

由式(30)可知，排污稅τ上升會減少商品X的國內消費。由式(20)可知dzi/d(p/τ)<0，也即zi上升，從而消費排污強度下降，消費減排技術上升。由式(21)可知，在商品X產量不變的情況下該國商品X的出口必然增加。因此，消費污染在環(huán)境規(guī)制相對寬松的國家或地區(qū)更為嚴重，也即“污染天堂”假說(PHH)適合于消費領域的環(huán)境污染。

命題2：消費領域貿易自由化環(huán)境效應由規(guī)模效應、技術效應和貿易引致的結構效應組成，沒有資本勞動比率引致的結構效應。貿易自由化對消費領域和生產領域環(huán)境污染的作用機理不完全相同。

證明：把式(28)兩邊同時取自然對數(shù)得：

lnD=ln(1-γ)+lnC+(ε+1)lnk+lnG

(31)

對式(31)求全微分得：

(32)

式(32)左邊是消費領域貿易自由化總環(huán)境效應；右邊第一項是規(guī)模效應，即由消費規(guī)模變化導致的消費污染水平變化；右邊第二項是技術效應，即由消費減排技術變化導致的消費污染水平變化；右邊第三項是貿易引致的結構效應，即由消費品結構變化導致的消費污染水平變化。

Antweiler等(2001)研究發(fā)現(xiàn)，生產領域貿易自由化環(huán)境效應中的結構效應包括資本勞動比率引致的結構效應和貿易引致的結構效應[4]；而消費領域貿易自由化環(huán)境效應中的結構效應并不存在資本勞動比率引致的結構效應。因此，貿易自由化對生產領域和消費領域環(huán)境污染的作用機理不完全相同。

三、計量模型、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)理論模型在實證中的應用

生活SO2排放量=生活煤炭消費量×含硫量×0.8×2

(33)

由式(33)可知，在實證檢驗中消費領域貿易自由化的環(huán)境效應就是指生活二氧化硫的三個效應：

第一，規(guī)模效應。貿易自由化提高了人均收入水平，人們的消費活動增加，由此引起生活煤炭的消費量增加，從而導致生活二氧化硫排放量增加。因此，本文用人均消費支出來測度消費規(guī)模。

第二，技術效應。更嚴格的環(huán)境規(guī)制會促使人們從其消費總支出中分撥出更大比例的資金用于消費減污。一方面，人們可以使用更多的資金購買更高效率的燃煤鍋爐，從而使生活煤炭的消費量減少；另一方面，人們可以在煤炭中摻雜一些廉價的粘合物(瀝青、氧化鈣、富含金屬的黃土等)再燃燒，使得煤炭中的硫元素燃燒后以硫酸鹽的形式保留在煤炭灰中，從而減少生活二氧化硫的排放量。一般來說，隨著收入水平提高，人們對環(huán)境質量的要求也增加。為了順應人們的呼聲，政府也隨之制定更嚴格的環(huán)境法規(guī)。然而，從貿易自由化引起人均收入水平的提高到人們要求更高的環(huán)境質量，再到更嚴格的環(huán)境法規(guī)和更高的消費減排技術，這個傳遞過程需要時間。因此，本文采用Antweiler等(2001)的方法，使用滯后的人均GDP作為技術效應的替代變量[4]。

第三，貿易引致的結構效應。隨著貿易自由化的不斷深入，國內產品的相對價格也會發(fā)生變化，從而引起不同產品的社會需求發(fā)生變化。就能源需求而言，人們的生活消費會轉向其他的能源，如含硫量更少的無煙煤、石油天然氣、更清潔的能源等等，所有這些都會導致生活二氧化硫排放量的變化。貿易引致的結構效應主要由貿易自由化程度決定。另外，環(huán)境規(guī)制也是一個重要的影響因素。在貿易自由化程度相同的情況下，更低的環(huán)境規(guī)制會促使更多的消費側骯臟品的進口。由此可知，貿易引致的結構效應以貿易自由化程度為主，同時環(huán)境規(guī)制也會與貿易自由化程度共同影響貿易引致的結構效應。一般來說，人均收入相對高的國家或地區(qū)的環(huán)境規(guī)制更嚴格，而人均收入相對低的國家或地區(qū)的環(huán)境規(guī)制更寬松，所以在實證研究中往往用相對人均收入作為環(huán)境規(guī)制的替代變量[4][8]。因此，本文貿易引致的結構效應除了使用貿易強度外，還使用貿易強度與相對人均收入的交互項。

(二)計量模型

根據(jù)上述理論分析，本文構建如下計量模型：

logEit=b0+b1consumeit+b2lagiit+b3(lagiit)2+b4tradeit+b5tradeit×lagriit+εit

(34)

式(34)中，下標i代表各省、自治區(qū)和直轄市(以下統(tǒng)稱“省區(qū)”)，下標t代表時間。logE是生活二氧化硫人均排放量的對數(shù)；consume是人均消費支出，代表規(guī)模效應；lagi是滯后一期的人均GDP，代表技術效應；trade是貿易強度；lagri是滯后一期的相對人均GDP；εit是隨機擾動項。

(三)變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量。本文把生活二氧化硫人均排放量作為消費污染的指標，主要基于以下考慮：(1)生活二氧化硫是消費的副產品，主要來自煤炭的燃燒；(2)有很強的地區(qū)效應；(3)存在生活二氧化硫的減排技術；(4)數(shù)據(jù)可獲得。另外，本文采用生活二氧化硫人均排放量的log對數(shù)形式(以10為底)作為計量模型的因變量，這是因為它們的對數(shù)形式比較接近正態(tài)分布。生活二氧化硫排放總量的數(shù)據(jù)來自2001～2016年的《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，各省區(qū)人口總量數(shù)據(jù)來自2001～2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.核心解釋變量。

(1)規(guī)模效應(consume)。consume表示中國各省區(qū)人均消費支出，各省區(qū)消費總支出和人口總量數(shù)據(jù)均來自2001～2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

(2)技術效應變量(lagi)。本文采用Antweiler等(2001)的方法，使用滯后一期的人均GDP作為技術效應的替代變量。各省區(qū)滯后一期GDP和人口總量數(shù)據(jù)均來自2000～2015年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

(3)貿易強度變量(trade)。trade表示一個省區(qū)進出口貿易總額在該省區(qū)經濟中的地位，其計算方法為：tradeit=(EXit+IMit)/GDPit。其中，EXit表示第i個省區(qū)在第t年的出口總額，IMit表示第i個省區(qū)在第t年的進口總額，GDPit表示第i個省區(qū)在第t年的地區(qū)生產總值。所有數(shù)據(jù)均來自2001～2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.其他解釋變量：環(huán)境規(guī)制變量(lagri)。本文使用滯后一期的相對人均GDP作為環(huán)境規(guī)制的替代變量，即lagriit=lagiit/lagmit。其中，lagiit表示第i個省區(qū)在第t年滯后一期的人均GDP，lagmiit表示第t年各省區(qū)滯后一期人均GDP的均值。所有原始數(shù)據(jù)均來自2000～2015年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

另外，計量模型的被解釋變量數(shù)據(jù)是以實物形式統(tǒng)計的，不受通貨膨脹的影響。解釋變量數(shù)據(jù)是以貨幣形式統(tǒng)計的，會受到價格波動的影響。因此，本文以2000年為基期對1999～2015年的人均消費支出(consume)和滯后一期的人均GDP(lagi)變量數(shù)據(jù)進行價格指數(shù)平減化處理。表1為全體變量的統(tǒng)計性描述。

表1 全體變量的統(tǒng)計性描述

四、實證回歸結果分析

(一)基準回歸結果

輔助Hausman檢驗表明基準回歸應選擇隨機效應。表2是全國31個省區(qū)樣本的模型估計結果及其穩(wěn)健性和內生性分析，由表2第(1)欄可知：

表2 全國31個省區(qū)模型估計結果及其穩(wěn)健性和內生性分析

第一，規(guī)模效應。人均消費支出(consume)的回歸系數(shù)b1=0.1869，且在5%的水平上顯著。這說明我國生活二氧化硫的人均排放量隨著人均消費支出(consume)的增加而增加。另外，在樣本均值處規(guī)模效應彈性大于零，且其值為0.1697。由此推斷，規(guī)模效應大于零，即消費規(guī)模增加使我國生活二氧化硫人均排放水平上升，且其對消費污染的影響較大。

第二，技術效應。滯后一期人均GDP(lagi)的回歸系數(shù)b2=-0.1012，顯著水平為5%。其平方項(lagi)2的回歸系數(shù)b3=-0.0170<0，且在1%的水平上顯著。另外，在樣本均值處技術效應彈性值為-0.1700<0。由此推斷，技術效應小于零，也即隨著人們收入水平的提高和環(huán)境規(guī)制的逐步嚴格，消費者會分撥越來越大比例的消費支出用于消費減污，從而導致消費排污強度下降。另一方面，由于倒U型曲線的拐點lagi*=-b2/2b3=-2.9765，也即環(huán)境庫茲涅茨曲線沒有經濟意義，所以，就生活二氧化硫而言，中國并不存在倒U型環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)。

第三，貿易引致的結構效應。這里引入“平均值省區(qū)”的概念。所謂“平均值省區(qū)”是指歷年的人均GDP、人均消費支出和貿易強度等經濟指標都為全國平均值的省區(qū)。雖然這樣的省區(qū)并不真實存在，但是它在一定程度上可以代表全國整體的情況?！捌骄凳^(qū)”的相對人均GDP為1，也即lagri=1。所以，就“平均值省區(qū)”而言，其貿易強度彈性的符號就代表了貿易引致的結構效應的正負。由表2第(1)欄可知，在樣本均值處貿易強度的彈性為-0.2076。由此推斷，“平均值省區(qū)”貿易引致的結構效應小于零，即結構效應總體上降低了我國生活二氧化硫的人均排放水平。

另外，貿易強度(trade)的回歸系數(shù)b4=-0.6693<0，這意味著我國生活二氧化硫的人均排放量與貿易強度負相關。貿易強度和相對人均GDP的交互項(trade×lagri)的回歸系數(shù)b5=0.2966>0，這意味著我國生活二氧化硫的人均排放量與貿易強度和相對人均GDP的交互項(trade×lagri)正相關。由此推斷，我國生活二氧化硫的人均排放量與相對人均GDP(lagri)負相關。因此，就生活二氧化硫而言，消費領域“污染天堂”假說(PHH)在中國成立。這進一步證實了命題1。

(二)穩(wěn)健性檢驗與內生性分析

1.穩(wěn)健性檢驗。(1)改變計量方法。本文通過固定效應回歸替換隨機效應回歸來檢驗表2基準回歸結果的穩(wěn)健性，回歸結果見表2第(2)欄。比較表2第(2)欄和第(1)欄可知，所有解釋變量的回歸系數(shù)的符號和顯著性完全一樣，其值變化不大。另外，規(guī)模效應彈性、結構效應彈性和貿易強度彈性的符號和顯著性都完全一樣，其值變化也不大。由此可見，本文的結論是穩(wěn)健的。(2)改變技術效應和環(huán)境規(guī)制的測度方法。本文通過改變技術效應和環(huán)境規(guī)制的測度方法來檢驗基準回歸結果的穩(wěn)健性，將滯后二期的人均GDP作為技術效應的替代變量，同時將滯后二期的相對人均GDP作為環(huán)境規(guī)制的替代變量，具體回歸結果見表2第(3)欄。比較表2的第(3)欄和第(1)欄可知，回歸系數(shù)的符號和顯著性完全一樣，規(guī)模效應彈性、結構效應彈性和貿易強度彈性的符號和顯著性也沒有變化，且它們值的變化幅度都非常小。由此可見，本文的結論穩(wěn)健。

2.內生性分析。盡管基準回歸結果基本比較穩(wěn)健，但仍然可能受到內生性問題的影響。潛在的內生性來自三方面：遺漏變量、測量誤差和雙向因果關系。首先，煤炭資源豐富或靠近產區(qū)的地方，居民煤炭消費比重會較高，從而生活二氧化硫排放相對較高。另外，環(huán)境氣候等因素也會影響生活二氧化硫的排放。因此，要素稟賦、地理位置、環(huán)境氣候等因素可能是遺漏變量。其次，生活二氧化硫排放、消費支出和GDP的測量誤差可能導致偏誤。最后，生活二氧化硫的排放與貿易強度之間可能存在雙向因果關系。

本文采用White(1980)提出的一般檢驗方法對異方差進行檢驗，結果顯示，P值為0.0000，即拒絕同方差的原假設。在異方差情況下，Hausman內生性檢驗失效，此時應使用Davidson-Mackinnon (1993)內生性檢驗。檢驗結果顯示，對規(guī)模效應(consume)、技術效應(lagi)及其平方項(lagi)2檢驗的P值均為0.0000，即拒絕外生變量的原假設。

本文用規(guī)模效應的滯后項作為規(guī)模效應的工具變量。同時用滯后的人均GDP及其平方項分別作為技術效應變量及其平方項的工具變量。表2第(4)欄和第(5)欄分別是IV-2SLS和IV-GMM的估計結果。Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計量的p值為0.0000，強烈拒絕“工具變量不可識別”的原假設。Kleibergen-Paaprk Wald F統(tǒng)計量也都大于Stock-Yogo檢驗10%水平的臨界值，也即拒絕“工具變量弱識別”的原假設。比較表2第(4)欄、第(5)欄和第(1)欄可知，在不同回歸中所有解釋變量回歸系數(shù)的符號完全相同，顯著性也基本一致。因此，表2第(4)欄和第(5)欄的回歸結果進一步支持了本文的結論。

五、進一步分析與討論

(一)各省區(qū)貿易強度彈性

首先，本文把全國31個省區(qū)都分別賦予不同代碼：安徽(anhu)、北京(bj)、重慶(cq)、福建(fuji)、甘肅(gans)、廣東(guad)、廣西(guax)、貴州(guiz)、海南(hain)、河北(hebe)、黑龍江(helj)、河南(hena)、湖北(hube)、湖南(huna)、江蘇(jias)、江西(jiax)、吉林(jili)、遼寧(lini)、寧夏(ninx)、內蒙古(nmgu)、青海(qinh)、山西(saxi)、上海(sh)、山東(shad)、陜西(shex)、四川(sich)、天津(tj)、新疆(xinj)、西藏(xiza)、云南(yunn)、浙江(zhej)。然后，本文在Stata軟件中分別求出每個省區(qū)的貿易強度彈性(四川省和河北省除外)⑥。最后，本文利用各省區(qū)相對人均GDP數(shù)據(jù)和貿易強度數(shù)據(jù)在Stata軟件中生成圖1，圖1中每個點代表相應省區(qū)的貿易強度彈性。

由圖1可知，我國相對人均GDP較低的省區(qū)的貿易強度彈性更大，而相對人均GDP較高的省區(qū)的貿易強度彈性更小，也即總體上我國各省區(qū)貿易強度彈性與相對人均GDP負相關。

圖1 各省區(qū)貿易強度彈性與相對人均收入

(二)“要素稟賦”假說(FEH)與“污染天堂”假說(PHH)的適用性

“要素稟賦”假說認為，決定一個國家或地區(qū)貿易模式的因素不是環(huán)境政策，而是要素稟賦或技術因素。不管環(huán)境政策是嚴格還是寬松，資本豐裕的國家或地區(qū)總是趨向于出口資本密集型產品，因為其在資本密集型產業(yè)的生產上具有比較優(yōu)勢。由于資本密集型產業(yè)的污染性更大，且資本豐裕的國家或地區(qū)往往也是收入水平高的國家或地區(qū)，所以，當貿易強度的增長率相同時，更富裕國家或地區(qū)環(huán)境污染的增長率更大，也即其貿易強度彈性更大。相反，貧窮國家或地區(qū)的環(huán)境污染會下降，也即其貿易強度彈性小于零；且一個國家或地區(qū)越貧窮，其環(huán)境污染水平下降的幅度越大，從而其貿易強度彈性越小。因此，更富裕的國家或地區(qū)的污染水平更高，其貿易強度彈性更大,而更貧窮的國家或地區(qū)的貿易強度彈性更小，也即貿易強度彈性與相對人均收入正相關，如圖2中的FEH所示。

圖2 “要素稟賦”假說與“污染天堂”假說的比較

“污染天堂”假說認為，環(huán)境規(guī)制寬松的國家或地區(qū)的污染成本低，從而吸引污染密集型產業(yè)的生產。而環(huán)境規(guī)制寬松的國家或地區(qū)的人均收入水平也低，所以貧窮的國家或地區(qū)也是環(huán)境污染嚴重的國家或地區(qū)。隨著人均收入水平的提高，政府逐步出臺更嚴格的環(huán)境法規(guī)，從而使得污染密集型產業(yè)紛紛轉移到更貧窮的國家或地區(qū)。當貿易強度的增長率相同時，更貧窮的國家或地區(qū)環(huán)境污染的增長率更大，也即其貿易強度彈性更大。相反，富裕國家或地區(qū)的環(huán)境污染水平會下降，也即其貿易強度彈性小于零；且一個國家或地區(qū)越富裕，其環(huán)境法規(guī)越嚴格，其環(huán)境污染水平下降的幅度越大，從而其貿易強度彈性越小，也即貿易強度彈性與相對人均收入負相關，如圖2中的PHH所示。因此，貧窮的國家或地區(qū)就成為環(huán)境污染的“避難所”或“污染天堂”。

由命題1可知，“污染天堂”假說適用于消費領域的環(huán)境污染。這是因為更高的消費污染稅提高了消費側骯臟品X相對于消費側清潔品Y的價格，從而減少商品X的消費，增加商品Y的消費。最終導致商品X更多地出口到環(huán)境規(guī)制更寬松、收入水平更低的國家或地區(qū)。因此，更貧窮的國家或地區(qū)的消費污染水平更高，其貿易強度彈性更大。而“要素稟賦”假說并不適用于消費領域的環(huán)境污染。這是因為要素稟賦主要形成生產領域的比較優(yōu)勢，而對消費領域并不會產生直接影響。

表2第(1)欄的基準回歸結果表明，就生活二氧化硫而言，消費領域“污染天堂”假說成立。由圖1可以看出，我國地區(qū)貿易強度彈性與相對人均收入負相關，同樣支持“污染天堂”假說。這與Hu和McKitrick(2016)對消費領域環(huán)境污染的實證研究結果一致[8]，而與Antweiler等(2001)對生產領域環(huán)境污染的實證研究結果不一致[4]⑦。因此，“污染天堂”假說適用于消費領域的環(huán)境污染，而“要素稟賦”假說并不適用。這說明貿易自由化對消費領域環(huán)境污染的影響不同于生產領域。

(三)總環(huán)境效應評估

Antweiler等(2001)認為一個國家的GDP和GNP很接近，從而規(guī)模和技術的增長率近似相等[4]。因此，規(guī)模效應彈性和技術效應彈性可以直接加總，但是貿易強度彈性不能直接加總。其判斷準則是：(1)如果規(guī)模效應彈性和技術效應彈性加總值大于(或小于)零，且貿易強度彈性也大于(或小于)零，那么，貿易的總環(huán)境效應大于(或小于)零；(2)如果規(guī)模效應彈性和技術效應彈性加總值大于(或小于)零，而貿易強度彈性小于(或大于)零，那么，貿易的總環(huán)境效應無法判斷。

在本文的研究中，消費規(guī)模是人均消費支出，它占人均GNP的比例固定不變(本文理論模型推導的假設)。滯后的人均GDP是技術效應的替代變量。因為一個省區(qū)的GDP和GNP很接近，所以本文的規(guī)模效應彈性和技術效應彈性可以直接加總。由表2第(1)欄可知，規(guī)模效應彈性和技術效應彈性的加總為：0.1697-0.1700 =-0.0003，而貿易強度彈性為-0.2076。因此，貿易降低“平均值省區(qū)”生活二氧化硫的人均排放水平，也即總體上貿易使我國生活二氧化硫的人均排放水平下降。

六、研究結論與政策建議

(一)研究結論

本文對貿易自由化影響消費污染的作用機理進行了理論研究，并利用我國省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了貿易自由化對我國生活二氧化硫人均排放的影響。理論研究發(fā)現(xiàn)：(1)消費領域貿易自由化的環(huán)境效應由規(guī)模效應、技術效應和貿易引致的結構效應組成，不存在資本勞動比率引致的結構效應。因此，貿易自由化對生產領域和消費領域環(huán)境污染的作用機理不完全相同。(2)如果一國環(huán)境規(guī)制越嚴格，那么該國消費側骯臟品的消費越少，其消費減排技術越高。同時在產量不變的情況下，該國消費側骯臟品的出口越多，因此，消費污染在環(huán)境規(guī)制相對寬松的國家或地區(qū)更嚴重。實證研究發(fā)現(xiàn)：(1)我國生活二氧化硫的人均排放水平與滯后一期的相對人均GDP負相關，我國各省區(qū)貿易強度彈性與相對人均GDP也負相關。由此可知，就生活二氧化硫而言，消費領域“污染天堂”假說在中國成立。(2)在我國消費領域貿易自由化的環(huán)境效應中，規(guī)模效應大于零，即消費規(guī)模增加會使我國生活二氧化硫的人均排放水平提高；技術效應小于零，即消費減排技術有助于降低我國生活二氧化硫的人均排放水平；“平均值省區(qū)”貿易引致的結構效應小于零，也即貿易引致的結構效應總體上使我國生活二氧化硫的人均排放水平下降。(3)我國不存在生活二氧化硫的環(huán)境庫茲涅茨曲線，從長期來看，貿易自由化總體上降低了我國生活二氧化硫的人均排放水平。

(二)政策建議

第一，加快制定有關生活二氧化硫排放的環(huán)境政策，降低我國消費污染水平。本文的理論與實證研究均表明，就生活二氧化硫而言，消費領域“污染天堂”假說在中國成立。這一方面說明我國各地區(qū)生活二氧化硫的排放水平存在差異，另一方面也說明我國生活二氧化硫的減排可以通過實施更嚴格的環(huán)境規(guī)制來實現(xiàn)。由于在過去很長一段時間我國生活二氧化硫的排放水平遠遠低于工業(yè)二氧化硫，所以到目前為止我國并不存在對生活二氧化硫進行直接管控的政策措施。然而，隨著經濟的發(fā)展，我國生活二氧化硫的排放量越來越接近工業(yè)二氧化硫的排放量。在2016年和2017年，我國主要城市生活與工業(yè)二氧化硫排放量之比分別達到0.6014和0.8097⑧。因此，對生活二氧化硫排放進行直接管控勢在必行。鑒于此，我國地方各級政府應該加快制定針對生活二氧化硫排放的環(huán)境政策和措施，縮小我國各地區(qū)間生活二氧化硫排放的差距，從而降低我國生活二氧化硫的排放水平。

第二，調整相關能源產品的對外貿易政策，降低規(guī)模效應并增強結構效應。本文的實證研究結果顯示，在我國消費領域貿易自由化的環(huán)境效應中，規(guī)模效應大于零，結構效應小于零。因此，在貿易自由化背景下我國生活二氧化硫減排的首要任務就是降低規(guī)模效應并進一步增強結構效應。降低我國生活二氧化硫的排放水平可以通過兩種方式實現(xiàn)：一是減少生活煤炭的總消費量；二是燃燒含硫量更少的優(yōu)質煤炭。因此，我國政府應該調整有關能源產品的對外貿易政策：一方面鼓勵進口更多的含硫量少的無煙煤，并對國內優(yōu)質煤炭的出口實施限制措施；另一方面進一步為其他化石能源和新能源的進口提供便利條件。這不但可以使我國居民生活消費使用的能源轉向其他化石能源或新能源，從而減少我國生活煤炭的總消費量，而且還可以促使居民優(yōu)質煤炭消費比例上升。這既降低了規(guī)模效應，又增強了結構效應，從而大幅減少我國生活二氧化硫的排放。

第三，制定適合消費污染特點的環(huán)境政策，不能照搬只對生產污染有效的政策措施。貿易自由化對生產領域和消費領域環(huán)境污染的作用機理不完全相同，對治理生產領域環(huán)境污染有效的政策措施并不一定能很好地治理消費領域環(huán)境污染?；诖耍畱贫ㄟm合消費污染特點的環(huán)境政策，不能盲目照搬只對生產污染有效的治理措施，只有這樣才能真正降低我國的消費污染水平。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

②數(shù)據(jù)來源：歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

③根據(jù)歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)計算而來。

④根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)計算而來。

⑤式(33)是根據(jù)2011年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》第303頁有關生活及其他SO2統(tǒng)計基礎說明的一個公式稍作修改而來，該原始公式為：生活及其他SO2排放量=生活及其他煤炭消費量×含硫量×0.8×2。

⑥四川省和河北省數(shù)據(jù)異常。

⑦Hu和McKitrick(2016)發(fā)現(xiàn)一氧化碳的貿易強度彈性與當期的相對人均收入呈負向關系，與滯后的相對人均收入也呈負向關系，二者均支持“污染天堂”假說。Antweiler等(2001)發(fā)現(xiàn)，對于生產領域二氧化硫的排放，其貿易強度彈性與相對人均收入之間存在比較弱的正向關系，支持“要素稟賦”假說。

⑧數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)2017年和2018年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的我國主要城市生活和工業(yè)二氧化硫排放量的原始數(shù)據(jù)計算而來。