代麗華等

摘要

隨著我國環(huán)境污染狀況日趨嚴(yán)重，政府提出要把節(jié)約資源作為我國的基本國策，保護(hù)生態(tài)環(huán)境。而不斷擴(kuò)大的貿(mào)易活動對資源的需求增加使得人們開始認(rèn)為貿(mào)易擴(kuò)張或許是我國環(huán)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(mào)易對環(huán)境將產(chǎn)生何種影響具有重要意義。圍繞這一問題國內(nèi)外學(xué)術(shù)界展開了大量探討，但現(xiàn)有理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)還沒有給出統(tǒng)一的答案。由于貿(mào)易與環(huán)境之間存在反向因果關(guān)系，而且發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性也缺乏可信度，因此必須在回歸時考慮內(nèi)生性問題。在存在內(nèi)生性的前提下使用OLS回歸可能會產(chǎn)生嚴(yán)重的偏誤，因此本文通過構(gòu)造匯率沖擊變量——中國各省份最大貿(mào)易伙伴國的加權(quán)匯率——作為貿(mào)易開放的外部工具變量來研究貿(mào)易與環(huán)境的因果影響。本文利用中國31個省份2003-2011年工業(yè)SO2排放強(qiáng)度作為環(huán)境質(zhì)量的替代變量，應(yīng)用2SLS方法進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，外貿(mào)依存度每提高1%，單位產(chǎn)值的工業(yè)SO2排放將會減少2.5%-3.2%；當(dāng)運(yùn)用工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物和工業(yè)廢水排放強(qiáng)度作為環(huán)境質(zhì)量代理指標(biāo)時， 貿(mào)易開放的彈性估計(jì)值也顯著為負(fù)；出口和進(jìn)口依存度的增加都能減少工業(yè)SO2排放，但進(jìn)口的作用更加明顯。因此，貿(mào)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(kuò)大對外開放，并更加注重發(fā)揮進(jìn)口對減輕環(huán)境污染的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞貿(mào)易開放；工業(yè)SO2排放；匯率沖擊；工具變量

中圖分類號F752.65文獻(xiàn)標(biāo)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(jīng)濟(jì)全球化不斷發(fā)展，環(huán)境污染已成為國際性問題，涉及空氣、生態(tài)、能源、水資源、廢棄物等多個方面。中國作為最大的發(fā)展中國家，在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，也付出了巨大的環(huán)境污染代價。中國2011年工業(yè)SO2人均排放量為592.6 kg，比1993年上升了64.8%。環(huán)境惡化的代價是巨大的，首當(dāng)其沖的就是嚴(yán)重影響人類的生存和健康，北京大學(xué)陳玉宇教授等最近發(fā)表在美國科學(xué)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(yù)期壽命[1]。環(huán)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(zāi)害外，經(jīng)濟(jì)活動被認(rèn)為是其中重要的一項(xiàng)。國際貿(mào)易作為一項(xiàng)重要的經(jīng)濟(jì)活動，必然與環(huán)境有著不可忽視的關(guān)系。貿(mào)易與環(huán)境的沖突來源于貿(mào)易的持續(xù)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(xié)調(diào)發(fā)展成為一個重大課題。在我國全面深化改革，擴(kuò)大開放的重要階段，研究貿(mào)易開放與環(huán)境污染之間的關(guān)系，正確認(rèn)識貿(mào)易開放在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長同時帶來的環(huán)境代價，促進(jìn)貿(mào)易開放與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展意義非凡。

1文獻(xiàn)回顧

關(guān)于貿(mào)易和環(huán)境的關(guān)系研究目前主要集中在兩個方面。一是研究環(huán)境規(guī)制對國際貿(mào)易的影響[2-3]；二是研究貿(mào)易對環(huán)境質(zhì)量影響[4-7]。本文主要關(guān)注第二方面，即貿(mào)易開放是改善還是惡化了環(huán)境質(zhì)量？在學(xué)術(shù)界，關(guān)于這一問題已經(jīng)爭論很久，但至今尚未達(dá)成清晰的共識?；居^點(diǎn)分為三種：第一種認(rèn)為貿(mào)易開放對環(huán)境質(zhì)量改善具有促進(jìn)作用[4，8-9]；第二種認(rèn)為貿(mào)易開放不利于環(huán)境質(zhì)量的改善[10-11]；第三種認(rèn)為貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系是復(fù)雜、不確定的[12]，即貿(mào)易對環(huán)境質(zhì)量的影響不能一概而論。

自Grossman和 Krueger[4]將貿(mào)易對環(huán)境的影響分為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)之后，Antweiler et al.[8]提出的ACT模型首次將這三個效應(yīng)模型化。由于規(guī)模效應(yīng)會對環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響，技術(shù)效應(yīng)的影響為正，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)的結(jié)論不明確，因此理論上貿(mào)易對環(huán)境的影響并不確定。而運(yùn)用43個發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的實(shí)證結(jié)果顯示貿(mào)易開放能夠改善環(huán)境質(zhì)量。Jared et al.[9]運(yùn)用美國的數(shù)據(jù)得出了相似的結(jié)論，即貿(mào)易開放不會對環(huán)境產(chǎn)生不利影響，但是當(dāng)分析具體到美國不同的州時卻產(chǎn)生了不同的結(jié)論。而Ekins[10]的研究則認(rèn)為貿(mào)易確實(shí)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(huán)境保護(hù)事業(yè)。而貿(mào)易導(dǎo)致的國際運(yùn)輸?shù)脑黾右彩刮廴九欧旁龆?。Dua et al.[11]的文章也認(rèn)為貿(mào)易對環(huán)境的影響是不利的，因?yàn)橘Q(mào)易國為了增強(qiáng)本國出口產(chǎn)品的競爭力，會爭相降低本國的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為貿(mào)易對環(huán)境的影響是復(fù)雜的，如Managi et al.[12]認(rèn)為貿(mào)易開放對環(huán)境的影響如何取決于污染物和國家的選擇。實(shí)證結(jié)果顯示在OECD國家，貿(mào)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(chǔ)進(jìn)行實(shí)證研究。Managi et al.[12]指出，大多數(shù)ACT模型的研究忽視了內(nèi)生性問題，解決內(nèi)生性問題的主要辦法是工具變量法。Frankel和Rose[13]在驗(yàn)證環(huán)境庫茨涅茨曲線理論時，考慮到各國的地理特征會影響貿(mào)易開放度，構(gòu)建了以引力方程為基礎(chǔ)的地理開放度作為外貿(mào)依存度的工具變量。李楷等[14]在研究貿(mào)易開放與中國CO2排放的關(guān)系時，考慮到海運(yùn)是對外貿(mào)易運(yùn)輸?shù)闹饕问?，運(yùn)用海外市場可達(dá)性，即各省區(qū)省會城市到達(dá)海岸線距離的倒數(shù)作為貿(mào)易開放度的工具變量。然而，Rodriguez 和 Rodrik[15]以及Feyrer[16]認(rèn)為以地理距離為基礎(chǔ)構(gòu)造的工具變量并不能有效地解決貿(mào)易的內(nèi)生性問題。距離除了影響貿(mào)易外，還可能影響偏好、文化特征、殖民制度和疾病環(huán)境等與經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境有關(guān)的因素，并不滿足“排除限制”的條件?？紤]到貿(mào)易變量的內(nèi)生性問題，本文構(gòu)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(mào)易伙伴國的加權(quán)匯率作為外貿(mào)依存度的工具變量進(jìn)行回歸，這一工具變量不僅和貿(mào)易開放具有較強(qiáng)的相關(guān)性，還有效地克服了工具變量不滿足“排除限制”的條件。

2實(shí)證方法和數(shù)據(jù)

2.1實(shí)證方法

本文以ACT模型為基礎(chǔ)，運(yùn)用我國31個省份2003-2011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了考察貿(mào)易開放對環(huán)境質(zhì)量的影響，首先采用傳統(tǒng)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(qiáng)度的自然對數(shù)，本文主要采用工業(yè)SO2排放強(qiáng)度，表示單位GDP的排放量。Tradeopennessit表示外貿(mào)依存度指標(biāo)，即通過進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量貿(mào)易開放水平。Z′it為其他控制變量，如收入水平及其平方項(xiàng)，人口規(guī)模等。Cs為常數(shù)；δi控制了省份固定效應(yīng)，即控制了各省份之間可能持續(xù)存在的差異；γt控制了世界宏觀經(jīng)濟(jì)形勢隨著時間的變化，如環(huán)境政策、能源價格等；εit為集聚在省份層面上的隨機(jī)擾動項(xiàng)。貿(mào)易開放對環(huán)境質(zhì)量的影響可以從參數(shù)β中反映出來。但如果用OLS方法進(jìn)行估計(jì)，不能得到可信的β，因?yàn)橘Q(mào)易開放變量是內(nèi)生的。導(dǎo)致內(nèi)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(jīng)濟(jì)研究中，內(nèi)生性問題總是難以避免，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)活動之間往往會相互影響。在貿(mào)易與環(huán)境問題研究上也是同樣。貿(mào)易可以通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)影響污染物質(zhì)的排放；同時環(huán)境政策的制定也可能在很大程度上改變一國的貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)。另外，發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)質(zhì)量問題也有可能使得估計(jì)失去一致性，因?yàn)榘l(fā)展中國家宏觀經(jīng)濟(jì)測量誤差是一個眾所周知的問題[17]。在存在經(jīng)典測量誤差的情況下進(jìn)行OLS回歸將產(chǎn)生向下的偏差，削弱貿(mào)易對環(huán)境效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。為了解決內(nèi)生性問題，本文提出了工具變量—匯率沖擊（Exrateshock）—作為外貿(mào)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(gòu)造的工具變量。其中Share表示各省份5個最大的貿(mào)易伙伴國（以進(jìn)出口貿(mào)易總額來衡量）的貿(mào)易額占該省份進(jìn)出口總額的比重，為了進(jìn)一步控制貿(mào)易開放本身可能存在的內(nèi)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(shù)據(jù)計(jì)算。原因在于盡管同一年份的貿(mào)易份額與貿(mào)易開放之間能夠相互影響，但2003年的貿(mào)易份額對于2003年之后的貿(mào)易開放可以看作是外生的。其次是因?yàn)楦魇》菰?003-2011年期間的主要貿(mào)易伙伴國變化不大，各伙伴國貿(mào)易額占該省進(jìn)出口總額的比重也基本保持穩(wěn)定。Exrate表示該伙伴國的年均匯率，采用間接標(biāo)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(diào)節(jié)工具的作用在經(jīng)濟(jì)中被不斷弱化，以及全球化背景下外部需求對本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大影響力，匯率已經(jīng)成為政府當(dāng)局宏觀調(diào)控的替代工具。因此在經(jīng)濟(jì)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(jī)爆發(fā)后，各國政府紛紛加強(qiáng)了對該國匯率的宏觀調(diào)控，這使得匯率作為外生變量的設(shè)置更加合理。而本文設(shè)置的工具變量的優(yōu)點(diǎn)之一還在于匯率本身作為國家層面的經(jīng)濟(jì)變量，單個省份對某一國的貿(mào)易量還不足以影響兩國之間的匯率，即對于各省份的貿(mào)易企業(yè)來說，匯率變化是不可預(yù)見的。而且本文還對匯率沖擊進(jìn)行了加權(quán)以增加其合理性。在工具變量的構(gòu)造中，還要求工具變量具有排他性。匯率作為影響進(jìn)出口需求的重要因素，匯率的調(diào)整會引起進(jìn)出口商品相對價格的變動，進(jìn)而對貿(mào)易產(chǎn)生影響。而由于匯率本身并不能直接影響一國的環(huán)境質(zhì)量，僅僅能通過貿(mào)易來影響環(huán)境，因此這一工具變量的構(gòu)造相對合理。

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

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

2.2數(shù)據(jù)說明

采用中國31個省2003-2011年的面板數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究的基礎(chǔ)，數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和聯(lián)合國UNCTAD官方網(wǎng)站。鑒于數(shù)據(jù)完整性和準(zhǔn)確性的原因，主要以工業(yè)SO2排放強(qiáng)度作為環(huán)境污染的代理指標(biāo)。同時在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用了工業(yè)三廢指標(biāo)表征環(huán)境質(zhì)量。實(shí)際GDP采用名義GDP除以CPI指數(shù)的方法計(jì)算，CPI指數(shù)以1993年為基礎(chǔ)年。人均GDP的計(jì)算也采用同樣的方法。外貿(mào)依存度采用實(shí)際進(jìn)出口貿(mào)易額除以實(shí)際GDP的方法計(jì)算。

在構(gòu)造工具變量Exrateshock時，由于數(shù)據(jù)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(mào)易伙伴國并沒有達(dá)到5個，但除甘肅外，所選取的伙伴國貿(mào)易額占該省當(dāng)年貿(mào)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(mào)易額占甘肅2003年貿(mào)易總額的25.55%。除此之外，其他省份所選貿(mào)易伙伴國的份額都超過了三分之一，例如廣西省前3大貿(mào)易伙伴國分別為越南、美國和日本，這三國與廣西省的貿(mào)易額占到該省當(dāng)年貿(mào)易總額的41.43%。而西藏雖然只選擇了尼泊爾一個貿(mào)易伙伴國，但該國的份額達(dá)到63.01%，已經(jīng)具有代表性，因此不會對計(jì)量結(jié)果造成很大影響。

3計(jì)量結(jié)果

為了和2SLS的結(jié)果進(jìn)行比較，我們首先運(yùn)用OLS方法對方程（1）進(jìn)行回歸，結(jié)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(yīng)后的回歸結(jié)果。第一列中的解釋變量只有貿(mào)易開放，結(jié)果表明外貿(mào)依存度每提高1%，工業(yè)SO2排放強(qiáng)度將降低0.476%。第二列加入了人口變量，外貿(mào)依存度的系數(shù)符號仍然為負(fù)。除人口外，收入水平的變化也會對環(huán)境污染產(chǎn)生深遠(yuǎn)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(huán)境庫茨涅茨理論中提到的，收入水平和環(huán)境質(zhì)量之間可能存在非線性關(guān)系，因此同時控制了收入水平的平方項(xiàng)。結(jié)果顯示外貿(mào)依存度的系數(shù)值為-0.228，絕對值有所減小。在此基礎(chǔ)上，（4）-（5）加入了固定效應(yīng)，結(jié)果顯示外貿(mào)依存度的彈性為負(fù)，但是系數(shù)統(tǒng)計(jì)上都不顯著。從OLS回歸結(jié)果的變化可以判斷這極有可能是由于存在嚴(yán)重的內(nèi)生性偏誤導(dǎo)致的。

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

在第二階段回歸結(jié)果中，人均GDP的系數(shù)為正，而二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明環(huán)境庫茨涅茨假說成立。工業(yè)SO2排放強(qiáng)度對人口數(shù)量的彈性為負(fù)表明盡管人口數(shù)量的增加一般會導(dǎo)致污染排放量的上升，但由于因變量采用污染排放強(qiáng)度指標(biāo)，即單位GDP的排放量。而人口的增加同時

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

為了檢驗(yàn)將貿(mào)易開放看作內(nèi)生變量的假設(shè)是否合理，筆者采用DWH檢驗(yàn)。檢驗(yàn)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(shè)，即存在內(nèi)生性問題。筆者使用了工具變量法以解決內(nèi)生性問題，而工具變量的首要條件便是與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)。匯率作為影響一國貿(mào)易的重要因素，必然與貿(mào)易開放存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)度，在表2的結(jié)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(nèi)生變量影響下的偏R2雖然不大，但第一階段F統(tǒng)計(jì)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(yàn)中，Sargan檢驗(yàn)結(jié)果接受所有工具變量均外生的原假設(shè)，進(jìn)一步說明了工具變量的有效性。

4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

度、進(jìn)口依存度和進(jìn)出口貿(mào)易額變量來代替原有內(nèi)生解釋變量。出口依存度和進(jìn)口依存度分別為出口總額和進(jìn)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(jìn)口增加。從第一階段的回歸結(jié)果來看，第一列中匯率沖擊的值增加導(dǎo)致出口依存度降低，而第二列中匯率沖擊的各系數(shù)之和則為正值，符合理論預(yù)期。第二階段回歸中，出口依存度和進(jìn)口依存度的系數(shù)值都顯著為負(fù)，表明無論出口還是進(jìn)口的增加，都會降低工業(yè)SO2的排放強(qiáng)度。出口依存度每提高1%，工業(yè)SO2排放強(qiáng)度降低0.72%。而進(jìn)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?yàn)橥ㄟ^進(jìn)口引進(jìn)清潔技術(shù)這一渠道發(fā)揮了重要作用。而第三列的結(jié)果表明貿(mào)易額每增加1%，單位產(chǎn)出的工業(yè)SO2排放會降低約2%。和基準(zhǔn)結(jié)果相比，內(nèi)生變量的彈性符號并未發(fā)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(yè)SO2的排放強(qiáng)度表征環(huán)境質(zhì)量。而在實(shí)際生產(chǎn)中，能夠造成環(huán)境污染的排放物有很多種，例如工業(yè)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(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物和工業(yè)廢水排放強(qiáng)度作為因變量時的2SLS回歸結(jié)果。污染物質(zhì)排放強(qiáng)度都采用排放量除以實(shí)際GDP的方法計(jì)算，采用對數(shù)形式。三列回歸結(jié)果中，外貿(mào)依存度的系數(shù)值都顯著為負(fù)，外貿(mào)依存度每提高1%，工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物、

工業(yè)廢水排放強(qiáng)度分別下降1.55%，2.81%和0.63%，即貿(mào)易開放對污染排放的負(fù)向影響并沒有因?yàn)槲廴疚镔|(zhì)選擇的不同而產(chǎn)生差異，和表2中的結(jié)論一致。但是從系數(shù)大小來看，貿(mào)易開放對工業(yè)廢水排放的影響最小，而且盡管對工業(yè)固體廢棄物的影響接近于工業(yè)二氧化硫，但表4中外貿(mào)依存度的彈性絕對值都小于表2中的2.99，即相對于工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物和工業(yè)廢水，貿(mào)易開放更能促進(jìn)工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度的減少。5結(jié)論

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

上述研究結(jié)果的政策啟示含義明顯。我國作為一個發(fā)展中國家，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中難免會遇到很多的矛盾，包括本文主要關(guān)注的貿(mào)易開放與環(huán)境污染之間的矛盾，但從本文的結(jié)論來看，我國不但沒有出現(xiàn)“污染天堂假說”，貿(mào)易開放程度的提高還有利于我國的環(huán)境保護(hù)，因此應(yīng)積極鼓勵企業(yè)參與國際市場競爭，繼續(xù)擴(kuò)大對外開放程度，發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)。同時由于進(jìn)口減輕污染排放的效果更加明顯，因此應(yīng)更加注重發(fā)揮進(jìn)口的作用，加大對先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的引進(jìn)，通過綠色進(jìn)口貿(mào)易帶來的正向技術(shù)效應(yīng)加大其對污染物減排的促進(jìn)作用。

（編輯：尹建中）

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