中国环境规制的出口效应及其行业差异

李怀政

( 浙江工商大学 经济学院，浙江 杭州310018)

一、引 言

伴随经济全球化和世界经济一体化纵深发展，环境资源的稀缺性逐渐凸现，同时，由于环境的公共物品特性、微观经济主体行为机会主义倾向、市场失败与政府失灵等多种因素的交互作用，环境污染的负外部性也日益加剧。自20世纪60-70年代西方绿党(Green Party)运动以来，环境规制逐渐成为主要社会性规制受到各国政府高度重视并不断兴盛。经过30多年改革开放，中国凭借劳动力与环境比较优势逐渐融入全球分工体系，对外贸易快速扩张，并先后跃升为世界货物贸易第一大出口国和世界第二大经济体，但与此同时，中国也已成为环境污染大国，从而完善环境规制的社会诉求异常强烈。但客观地说，也有一些学者和实业界人士担心环境规制会在一定程度上抑制出口比较优势或竞争优势。近年来，国内不少学者在理论研究中逐渐察觉到了这种分歧，并从宏观视角对环境规制与中国对外贸易的相关性进行了大量颇为深入的研究，但是基于行业异质性视角的研究尚不太多见。因此，从行业异质性视角研究中国环境规制的出口贸易效应，对于转变对外贸易增长方式、促进出口贸易与环境协调发展具有十分重要的理论和现实意义，不仅可以为环境规制部门和出口企业提供决策参考，还可以为未来环境政策工具的发挥提供理论依据。

国际上关于环境规制效应的研究可以追溯到20世纪70年代经济学家们关于环境规制是否抑制经济效率与技术创新的探讨，随着贸易全球化纵深发展与环境污染加剧，20世纪90年代以后，这一探讨逐步拓展到环境规制如何影响FDI 与国际贸易的产业布局，主流研究多集中于对波特假说、污染天堂假说和环境竞次理论的证实与检验。梳理相关国内外文献，可以发现三种颇具参考价值的理论观点:一些经济学家认为环境规制会引致环境成本内部化，进而抑制出口贸易增长。Palmer 等(1995)认为如果一个国家强化环境规制会引致企业生产成本上升［1］;Van Beers 和Van Den Bergh(1997)运用引力模型分析了环境规制对出口的影响，结果表明严厉的环境政策将对出口产生显著负效应［2］;Mulatu 等(2004)研究认为严格的环境规制会削弱出口竞争力［3］;杨涛(2003)研究显示严格环境规制会减少污染密集型产品出口［4］;周力等(2010)证实环境规制会明显抑制中国成本加成型出口贸易增长［5］。另一些经济学家认为环境规制会激励环境技术进步与创新，进而促进出口贸易增长。Parker(1990)认为环境规制政策的实施促进了新技术发展与维护，进而可能创造新的贸易机会［6］;Porter 和Van Linde(1995)发现严格的环境管制会激励企业创新，进而提高出口竞争优势［7］;黄德春和刘志彪(2006)采用罗伯特(Robert)模型进行了实证分析，结论表明环境规制虽然会导致企业成本上升，但更促进了技术创新［8］;赵玉焕(2009)研究发现长期内严厉的环境规制将会导致纺织品出口增加［9］;陆旸(2009)通过HOV 模型对环境规制的出口效应进行了经验分析，主张适度提高环境规制水平有利于钢铁等污染密集型商品出口增长［10］;王传宝和刘林奇(2009)证实我国环境管制力度对出口有显著性正向影响，从而认为即使在出口受世界经济衰退影响而暂时不景气的情况下，我国也不应放松环境管制［11］。值得说明的是，还有一些学者主张环境规制与对外贸易相关性尚不显著。譬如，Harris 等(2002)发现环境规制严厉与否与对外贸易之间未必存在统计意义上的逻辑关系［12］;Larson(2002)研究显示环境规制的出口贸易效应不能轻易判定［13］;肖红和郭丽娟(2006)关于环境规制与产业国际竞争力的研究也在一定程度上支持了上述论点［14］。

综观上述文献，笔者发现:环境规制的出口效应存在不确定性，因时间与空间因素不同，影响方向与影响程度有所不同;发达国家环境规制对发展中国家出口贸易的影响已被许多经验研究所证实，但关于发展中国家环境规制对其自身出口的影响研究尚需进一步关注和探索;尽管已有一些研究触及中国环境规制的出口贸易效应，但一般限于地区层面的探讨，基于行业层面的计量研究及其差异分析尚不多见。鉴于此，本文基于行业异质性视角，选取中国1992-2008年14个工业行业的面板数据，建立半对数固定效应变系数模型，结合汇率、产业结构、成本加成能力等因素，实证分析环境规制的出口贸易效应及其行业差异，得出启发性结论，并在此基础上进一步就如何完善我国环境规制、促进出口贸易可持续发展提出政策建议。

二、环境规制对出口贸易的影响机理分析

(一)环境规制及其出口效应理论范畴界定

环境规制是从规制(政府规制)派生出来的，不同流派经济学家对规制内涵的认知存在差异，但通常都是基于公共利益范式或利益集团范式，尽管两种不同范式的理论阐释各有侧重，但现实世界的规制不但起因于公共利益又隐含着利益集团的作用。因此，较为科学的界定应当逐步融合两大范式，基于此，现代意义上的规制可以界定为:在市场经济条件下，政府(规制机构)为了克服微观经济无效率和社会不公平，实现社会福利最大化与财富再分配，利用国家强制权依法对微观经济主体进行的直接或间接的经济性与社会性控制或管理［15］。基于这一逻辑，环境规制是指政府(规制机构)为了克服环境污染负外部性，利用国家强制权依法对微观经济主体进行的直接或间接的社会性控制或管理。狭义上的环境规制是作为一种直接的环境政策工具存在的，主要包括标准、禁令、不可交易的许可证或配额，以及分区规划、执照和责任规则等;广义上的环境规制还包括利用市场、创建市场、公众参与三类间接的政策工具。其中利用市场主要包括补贴削减、针对排污和投入及产出的环境税费、使用者收费(税或费)、执行债券、押金-退款制度和有指标的补贴等;创建市场主要包括产权与地方分权、可交易许可证和权利、国际补偿机制;公众参与主要包括信息公开、加贴标签和社区参与等对话和合作机制［16］102-105。基于上述分析，可以认为环境规制是政府为解决市场微观经济活动的负外部性而对市场机制的一种补充，其必然在微观层面和宏观层面对经济发展产生效应［17］。微观效应主要表现为环境规制对企业竞争力或市场势力的作用，而宏观效应则体现为微观效应通过产业结构、产业竞争优势、开放经济等传递路径对宏观经济领域的影响。

基于完全理性假定的传统规制经济学一般认为环境规制会制约企业竞争力或市场势力，其理论核心在于如何平衡社会福利最大化与企业的经济负担，这种认知基本归属静态效应分析。事实上，由于环境监控不完全、信息不对称、生态和技术的复杂性、损害成本与控制污染成本的突变性影响［16］702-708，环境规制存在不确定性。一般而言，经济活动的不确定性决定经济学理论发展和创新过程中的不确定性，这些不确定性不可避免地使旧理论经常被新理论所代替［18］。正如此，环境规制理论也呈现出由完全理性假设向有限理性假设的转换。基于有限理性假定的新规制经济学则主张环境规制可以实现双赢，不会抑制企业竞争力或市场势力，其实质是一种动态效应分析。

(二)环境规制对出口的影响机理

20世纪90年代以来，社会性规制在实践中更注重以成本收益分析作为实施前提，大量研究将经济、社会绩效作为制定健康、安全和环境规制的基本评估标准［19］。从而，实证研究环境规制的出口效应意义深远。在实证分析之前，有必要从理论上厘清环境规制对出口贸易的影响机理。但是，环境规制不确定性往往导致环境规制效果偏离预期，因此，理论上的影响机理未必经常与经验分析结果相吻合，但毫无疑问，理论层面的分析仍然有助于我们对计量结果予以客观分析。

1. 环境规制对企业成本的影响机理。从静态角度来说，在环境规制影响下，企业环境成本逐步内部化导致企业经济支出增加，这些支出主要包括环境治理、环保技术研发、环境评估等支出，以及污染罚款、排污费、环境许可证摊销费等。经济负担加重势必进一步引致企业生产成本上升，继而推动产品价格上升，但由于市场需求弹性的制约，产品价格上升不会超过企业控制污染的成本，企业成本加成能力得以削弱，最终会抑制出口贸易比较优势或国际市场势力，从而出口逐渐减少。

2. 环境规制对产品异质性的影响机理。从短期而言，企业很难改变原有产品技术参数、特性与要素供给比例。但在长期内，受规制企业为了适应环境规制可能会主动改进原有产品质量、性能、品类、品牌管理乃至服务质量，进而引起产品异质性不断凸显。在消费个性化与全球生产网络背景下，国际分工日益由以产品为界限向以工序为界限转变，产业内与产品内贸易不断兴盛，消费者对产品异质性偏好日趋强烈。因此，环境规制在一定程度上会促进异质性产品国际需求增加，使企业获得国际市场先行优势，相关产业国际市场势力也得以不断提升。

3. 环境规制对创新的影响机理。在生态文明背景下，消费者环境偏好日趋强烈，环境竞争力较强的绿色产品通常会获取更高的成本加成能力。从动态角度考察，环境规制通常会刺激微观经济主体进行产品创新、工艺创新与环境技术创新。其中，产品创新的根本目的在于提高产品环保性能、安全性能以及成本加成能力;工艺创新旨在提高资源利用率的基础上进一步扩大产出;环境技术创新的核心动机重在降低污染、节能减排。一方面，这些创新有利于降低污染治理费用、减轻或规避相关税费与罚款，从而降低出口贸易成本;另一方面，创新会促使生产效率提高与产业结构优化升级。进而，两方面的合力给企业带来创新收益，当创新效益超过环境规制所增加的成本时，企业就获得了创新补偿。大量经验研究显示，正是这种创新补偿推动了企业在环境规制条件下仍然不断地推陈出新。

三、变量、数据与模型

(一)变量选择

从古典、新古典、新贸易理论到新新贸易理论的演进来看，出口贸易动因主要包括劳动生产率、要素禀赋、规模经济、市场结构、技术进步以及企业或产品异质性。但是随着贸易与环境的冲突日益显著，环境规制也逐步成为影响出口的驱动因素。为了考察环境规制①现有同类研究大多采用相关统计年鉴中环境治理投资额、二氧化硫排放量等间接指标表征环境规制，理论上说，采用排污费、排污许可、排污权交易等方面的指标比较科学，但由于我国环境规制体系尚不完善，获取这些数据十分困难，为了尽可能较合理地表征环境规制水平，笔者依据大量基础统计数据构建了“环境规制效率、环境规制强度”指标。对出口的影响，结合数据的可得性，本文构建Panel Data 回归模型时选择的变量主要有:

1. 出口贸易规模变动率(lnEXP)。出口贸易规模变动率为被解释变量，其中EXP 为出口贸易额，一般可以用来表示出口贸易规模，其对数lnEXP 反映出口贸易规模的变化。在一定程度上，一个国家或地区出口贸易额上升，外向性市场需求扩大、经济增长速度上升，相反，外向性需求减缩、经济增长速度下降。从而，促进出口贸易增长成为许多国家实现经济增长的主要措施。

2. 环境规制效率(ERC)。环境规制效率为解释变量之一，通常反映环境规制对环境承载力的影响程度，由于缺乏直接统计指标，笔者拟以GDP 与污染物排放量之比表征ERC，其中污染物排放量为废气污染物排放量、废水污染物排放量与固体废物污染物产生量的总和。为了消除量纲不同的影响，废气污染物限于废气中包含的二氧化硫、工业粉尘、工业烟尘，废水污染物限于所排废水中含有的汞、镉、六价铬、铅、砷、氰化物、挥发酚、化学需氧量、石油类、氨氮。在技术进步不变、环境规制强度相同、出口倾向相同的条件下，环境规制效率越高，出口贸易规模越大，出口增长率越快。

3. 环境规制强度(ERI)。环境规制强度为解释变量之二，表示一国或地区环境规制的严格程度，由于缺乏直接统计指标，笔者拟选取废水排放达标率来表征ERI，废水排放达标率为废水排放达标量与废水排放量之比。一般而言，若不考虑技术进步，环境规制效率相同，大量研究表明，在短期内，环境规制强度越大，成本内部化程度越高，出口贸易比较优势越弱，出口规模越小，出口增长率越慢;但就长期而言，环境规制强度提高有助于刺激技术创新，从而提升出口贸易竞争优势。

4. 人民币平均汇率(RER)。人民币平均汇率为控制变量之一，表示间接标价方法下国内外货币比价的变动。从理论上说，本币贬值有利于促进出口，本币升值会在一定程度上抑制进口，但其不一定直接影响环境规制。

5. 资本劳动比(CLR)。资本劳动比为控制变量之二，以规模以上企业资本总额与其从业人员年平均数之比表示，通常用来反映产业结构优化程度。一般意义上说，产业结构对出口贸易规模有正向影响，因而资本劳动比上升会有利于改善贸易条件，反之，会导致贸易条件恶化。

6. 成本费用利润率(CFP)。成本费用利润率为控制变量之三，用以表征成本加成能力。一般来说，成本费用利润率提高，成本加成能力上升，定价权增强，可能引致市场势力，有利于获取垄断利润;反之，成本费用利润率降低，成本加成能力下降，定价权逐步减弱，不利于改善贸易条件。

模型中解释变量与控制变量含义、回归系数方向预期及其理论依据如表1所示。

表1 变量含义、系数方向预期及其理论依据

概而言之，本文中被解释变量(lnEXP)表征出口贸易规模变动，解释变量(ERC、ERI)表征环境规制水平，控制变量(RER、CLR、CFP)表征环境规制对出口影响的约束因素。

(二)数据处理及平稳性检验

鉴于研究数据的可得性，本文实证研究以工业为例，主要涵盖采矿业和制造业两大门类中除“木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业，家具制造业，印刷业和记录媒介的复制，文教体育用品制造业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学纤维制造业，工艺品及其他制造业，废弃资源和废旧材料回收加工业”8种较难获取数据或数据匹配性很弱的制造业之外的28个工业大类。为了保证统计口径的一致性，笔者再将28个工业大类合并为14个工业行业，具体为“采矿业，食品、饮料和烟草制造业，纺织业、服装、鞋、帽制造业，皮革、毛皮羽绒及其制品业，造纸及纸制品业，化学原料及化学制品制造业，医药制造业，橡胶制品业，塑料制品业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业，金属制品业，机械、电气、电子设备及交通运输设备制造业”。鉴于上述工业行业名称较长，为了方便研究，本文将14个工业行业依次赋以如下标识代码:CK，SP，FZ，PG，ZZ，HX，YY，XJ，SL，FJ，HJ，YJ，JS，JD。①对工业大类予以合并的依据参见中国《国民经济行业分类》(GB/T4754―2002)。研究样本选择1992-2008年规模以上(年销售收入500万元以上)的工业企业，②笔者选择1992-2008年数据的原因在于这一阶段中国出口贸易正处于持续发展与快速扩张阶段，同时考虑经济危机对出口贸易的冲击较大，为便于研究，故没有选择2008年之后的数据。也不考虑国际与区际污染扩张以及中间产品行业污染转移问题。③大多研究假定环境规制是完全的，本文实证研究主要考察规模以上企业，属于不完全环境规制。各工业行业产值、资本劳动比、工业成本费用利润率以及平均汇率等指标的基础数据取自《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》;工业污染排放物取自《中国工业经济统计年鉴》和《中国环境年鉴》;出口贸易数据取自《中国对外经济统计年鉴》和《中国海关统计年鉴》，但由于《中国对外经济统计年鉴》与《中国海关统计年鉴》中商品分类标准不统一，笔者对于部分行业出口数据进行了一定筛选与整合。出口贸易额、GDP、资产总值单位为亿元人民币，从业人员人数单位为万人，各类污染物排放量(产生量)、去除量、达标量单位为万吨。基于上述数据处理方法，从而形成了EXP、ERC、ERI、RER、CLR、CFP 五个变量14个工业行业(涵盖28个大类)、17年观测期的面板数据。

表2 面板数据变量单位根检验

为了避免伪回归的出现，加上本文观测期大于截面数，有必要进行面板数据平稳性检验。根据所有截面序列是否具有相同单位根过程，④相同单位根过程可以理解为所有截面个体自回归系数相同，反之则反。面板单位根检验分为同质和异质两种类型:前者包括LLC，Breitung，Hadri 检验;后者包括IPS，Fisher-ADF，Fisher-PP 检验。这六种方法零假设与备择假设不尽相同，如果仅采用一种或一种以上相同性质的方法进行面板单位根检验是不完善的［20］。鉴于此，笔者选择LLC，Fisher-ADF，Fisher-PP 三种检验统计量各异的方法进行检验，如果三种结论都平稳，则认为此序列是平稳的，反之均视为平稳性不确定。①LLC、Breitung、IPS 检验统计量为T，Fisher-ADF、Fisher-PP 检验统计量为卡方统计量。基于Eviews6.0软件的检验结果如表2所示。

由表2可见，变量RER 原序列平稳，变量EXP，ERC，ERI，CLR，CFP 原序列都不平稳，但其一阶差分都是平稳的，从而为建模和计量分析奠定了基础。

(三)半对数固定效应变系数Panel Data 模型

一般线性Panel Data 模型通常可表示为:

yit=ait+βitxit+μit(i=1，…，N;t=1，…，T)

其中，yit为被解释变量，xit=(x1it，x2it，…，xkit)为k ×1维解释变量向量，ait表示模型截距项，βit=(β1it，β2it，…，βkit)为k×1维系数向量，k 表示解释变量个数，μit为随机误差项，且假设μit相互独立、零均值、同方差为σ2u，N 表示截面个数，T 表示观测时期总数。根据截距项和系数向量各分量的限制条件，面板数据模型可划分为混合模型、②混合模型亦称无个体影响不变系数模型。变截距模型、变系数模型三种基本类型，同时基于固定效应、随机效应尚可派生出多种具体形式(孙敬水，2009)［21］。为了避免模型设定偏差，改进参数估计的有效性，笔者采取F 检验、冗余固定效应检验与豪斯曼检验以联合确定模型的具体形式。

首先，在系数不随时间变化的条件下，设定零假设:

H1:β1=β2=…=βN;

H2:a1=a2=…=aN，β1=β2=…=βN

其次，利用协方差分析法构造检验统计量F1与F2:

其中，S1，S2，S3分别代表变系数模型、变截距模型、混合模型残差平方和;F2与F1在H2与H1下服从特定自由度的F 分布，α 为显著性水平。

再次，计算F2与F1及其F 临界值，若F2小于给定置信度下相应临界值，则接受H2，适合构建混合模型;反之，拒绝H2，则需进一步检验H1;若F1小于给定置信度下相应临界值，则接受H1，适合构建变截距模型，反之，拒绝H1，适合构建变系数模型。基于上述检验路线，笔者运用Eviews6.0软件依次追加变量分别对预设的5个面板模型的具体形式进行F 检验，结果如表3所示。

表3 面板模型形式F 检验

从表3可见，F2与F1统计量均拒绝了原假设H2与H1，故本文适合构建变系数面板数据模型。

最后，尚需考察不同行业回归方程的截距项是否存在结构差异。从数理分析逻辑上说，当研究数据中所包含的个体是所研究总体的所有单位，即当回归系数的参数变动可以反映个体单位之间的差异时，固定效应模型便是一个合理的Panel Data 计量模型(高铁梅，2008)［22］。而本文所选择的数据包括了个别行业以外的所有工业行业，模型仅就我国各工业行业数据进行研究，因此运用固定效应模型是合理的。为了谨慎起见，笔者采取冗余固定效应检验(Likelihood Ratio Test)与豪斯曼检验(Hausman Test)联合考察是否存在固定效应，检验结果如表4所示。

表4 冗余固定效应检验与豪斯曼检验

由于冗余固定效应检验的原假设为固定效应是冗余的，豪斯曼检验的原假设为随机效应与解释变量无关，从表4检验结果不难发现，冗余固定效应检验与豪斯曼检验均在0.01的显著性水平下拒绝了原假设，从而显示面板模型存在固定效应但不存在随机效应。

基于F 检验、冗余固定效应检验与豪斯曼检验结论，本文选择一个既存在个体影响，又体现结构变化的线性固定效应变系数面板数据模型形式:

yit=(a+δi)+βixit+μit(i=1，…，N;t=1，…，T)

其中α 表示总体效应，δi表示截面固定效应。同时，为了消除被解释变量数据剧烈波动与异方差的影响，且结合回归结果，从而对被解释变量取对数，以建立半对数回归模型。另外，为了深入考察环境规制对不同行业出口贸易的影响差异，笔者采取渐次引入解释变量与控制变量的方法，先后建立五个半对数固定效应变系数模型如下:

LNEXPit=(α+δi)+β1iERCit+μit(1)

LNEXPit=(α+δi)+β1iERCit+β2iERIit+μit(2)

LNEXPit=(α+δi)+β1iERCit+β2iERIit+β3iRERit+μit(3)

LNEXPit=(α+δi)+β1iERCit+β2iERIit+β3iRERit+β4iCLRit+μit(4)

LNEXPit=(α+δi)+β1iERCit+β2iERIit+β3iRERit+β4iCLRit+β5iCFPit+μit(5)

方程(1)着重考察环境规制效率(ERC)对出口贸易规模的影响，方程(2)重在考察环境规制效率(ERC)与环境规制强度(ERI)的交互作用对出口贸易规模的影响，方程(3)、(4)、(5)旨在考察先后引入控制变量人民币平均汇率(RER)、资本劳动比(CLR)、成本费用利润率(CFP)之后，环境规制变量与控制变量对出口贸易规模的综合影响与作用。系数β1、β2、β3、β4、β5分别表示环境规制效率、环境规制强度、汇率、产业结构与成本加成能力对出口贸易规模的影响程度。

四、计量结果分析

为了系统研究中国环境规制的出口效应及其行业差异，揭示行业异质性对环境规制效应的影响，本文选取1992-2008年中国14个工业行业的面板数据，通过截面加权广义最小二乘法(EGLS)对上述半对数固定效应变系数模型参数予以回归估计①EGLS 旨在通过分解总体方差协方差矩阵，然后再使用OLS 估计，从而减少截面数据造成的异方差影响。。依据Eviews6.0估计的一阶线性估计加权矩阵，我们得到5个模型14个工业行业方程变量的回归系数及其t 统计值，以及不同模型总体回归结果，经整理如表5所示。

根据表5回归结果，笔者发现如下几点经验性研究倾向:

第一，本文所构建的半对数固定效应变系数模型拟合度较高，具有较好的解释力，而且从模型1至模型5，拟合度逐步提升，调整后的决定系数(A-R2)相应从0.953685、0.964541、0.979278、0.981167 提高到0.981415。但是，随着汇率、产业结构、成本加成能力等控制因素的引入，环境规制对出口贸易的影响程度及其显著性均有所减弱。

表5 半对数固定效应变系数模型EGLS 回归结果

第二，如果仅仅考虑环境规制效率，该因素对14个工业行业出口的影响都十分显著，其中，对采矿业(CK)的影响程度最大，环境规制效率每提高1%，出口增长率提高461.05%;对塑料制品业(SL)的影响程度最小，环境规制效率每提高1%，出口增长率提高2.37%。但在环境规制强度、人民币平均汇率、资本劳动比、成本费用利润率等因素的交互作用下，环境规制效率对皮革、毛皮羽绒及其制品业(PG)、金属制品业(JS)的影响变得不显著。这可能是因为这两个行业的污染主要限于废水排放污染，或因不完全环境规制所致，从而说明有必要采取措施扩大环境规制的深度和广度。

第三，如果不考虑其他控制变量因素，环境规制强度对除医药制造业(YY)、塑料制品业(SL)、黑色金属冶炼及压延加工业(HJ)、有色金属冶炼及压延加工业(YJ)之外10个行业的出口规模存在显著正向影响。其中，对机械、电气、电子设备及交通运输设备制造业(JD)的影响程度最大，环境规制强度每提高1%，出口增长率提高8.09%;对食品、饮料和烟草制造业(SP)的影响程度最小，环境规制强度每提高1%，出口增长率提高0.58%。值得注意的是，在人民币平均汇率、资本劳动比、成本费用利润率等因素的作用和约束下，环境规制强度影响显著的行业数量由10个逐步下降到9个、6个、5个;而且，有些行业环境规制强度对出口呈负向影响，譬如化学原料及化学制品制造业(HX)、医药制造业(YY)、黑色金属冶炼及压延加工业(HJ)三个行业的系数分别为:-1.17、-1.69、-5.40;尚有医药制造业(YY)、黑色金属冶炼及压延加工业(HJ)等个别行业的环境规制强度系数在控制变量影响下由原来不显著反而变得显著。由此可见，环境规制强度对不同行业出口贸易的影响程度与影响方向均存在很大差异，这一点可能由于我国不同工业行业处于不同发展阶段所致，而且不同行业对环境规制的敏感性与环境技术进步水平也不尽相同。

第四，三个控制变量中，人民币平均汇率对皮革、毛皮羽绒及其制品业(PG)，非金属矿物制品业(FJ)及金属制品业(JS)之外的9个工业行业出口影响显著，但资本劳动比仅对化学原料及化学制品制造业(HX)、医药制造业(YY)、机械、电气、电子设备及交通运输设备制造业(JD)3个行业产生显著影响，成本费用利润率也仅显著影响食品、饮料和烟草制造业(SP)、造纸及纸制品业(ZZ)、化学原料及化学制品制造业(HX)少数3个行业。相比较而言，环境规制效率与环境规制强度既定条件下，人民币平均汇率比资本劳动比、成本费用利润率对工业出口贸易的驱动作用更明显。需要说明的是，依据新古典与新国际贸易理论逻辑，在全球分工背景下，一国要素密集度、市场结构通常会成为一国对外贸易的重要驱动因素，从而上述计量结果与理论预期存在一些偏差，这也比较符合现阶段我国出口贸易增长方式仍比较落后，出口附加值较低，出口定价权缺失等实际情况。

五、结论、建议与展望

本文基于环境规制对出口贸易增长的影响机理，运用半对数固定效应变系数Panel Data 模型，实证研究了环境规制的出口贸易效应及其行业差异，得到以下主要结论:

第一，自中国实行社会主义市场经济体制改革以来，环境规制对出口贸易的影响十分显著。整体而言，环境规制效率、环境规制强度、人民币平均汇率、资本劳动比、成本费用利润率等因素的交互作用驱动了中国出口贸易增长与扩张，基于汇率、产业结构、成本加成能力等因素的制约，环境规制的变化可以较好地解释出口贸易规模的变动。

第二，如果不考虑控制变量因素，环境规制效率对14个工业行业出口有显著的正效应，环境规制强度对10个工业行业出口存在显著正向影响;如果考虑控制变量因素，环境规制效率仅对个别行业出口的影响不显著，但环境规制强度对出口贸易的影响存在很大不确定性，不但影响显著的行业数量大幅下降，而且有些行业呈现正效应，有些行业存在负效应。

第三，在汇率、产业结构、成本加成能力等控制因素的作用下，环境规制对出口贸易的影响程度及其显著性均有所削弱。相比较而言，人民币平均汇率对大部分工业行业出口显现显著的正效应，但资本劳动比与成本费用利润率仅仅对少数行业产生显著影响，从而人民币平均汇率比资本劳动比、成本费用利润率对工业出口贸易的驱动作用更明显。

总体而言，模型各变量系数变化方向与理论预期基本一致，但各个变量对不同工业行业出口贸易的影响程度及其显著性水平存在明显差异。在一个充满不确定性和风险的世界里，产生切实可行的、可证明的或强有力的结果的准则可能更加重要［16］702。如果我国环境规制政策能充分考虑各驱动因素对出口贸易的不同影响与作用，相关环境规制措施与制度安排的合理性与有效性将会大大提高。鉴于此，本文就完善我国环境规制与促进出口贸易可持续发展提出几点建议:

第一，努力健全、完善与不同行业特征相适应的多元环境规制体系。我国经济发展与环境规制有着特殊的历史背景，出口贸易增长具有明显的阶段性与后发性，不同行业市场国际化水平极不均衡。因此，环境规制部门和相关企业应该深入研究WTO 框架下与贸易有关的环境规则，从而在兼顾不同行业环境规制敏感性以及环境技术差异的前提下适当调整环境准入标准，尽量提升市场性规制与自愿性规制的比例，努力强化行业协会等社会团体在环境规制中的作用，重点提升工业行业环境治理水平，尽力减少与环境相关的贸易摩擦以及与贸易相关的环境冲突。另外，环境规制部门有必要扩大环境规制的范围与深度，力求使不完全环境规制向完全环境规制转变，以确保环境规制的公平与正义。

第二，降低高度污染密集型行业出口比例，进一步优化出口贸易结构。一方面，建议有关部门以高污染行业为重点突破口，适当调整行业发展战略与环境规制政策，引导发展重点由高度污染密集型行业逐渐向轻度污染密集型行业转移，逐步促进市场需求向清洁化方向发展;①笔者借鉴党玉婷(2007)［23］的测算方法，将工业行业划分为轻度污染密集型行业和重度污染密集型行业。首先计算出各行业污染密集度，然后将其均值以上的工业行业界定为重度污染密集型行业，将其均值以下的工业行业界定为轻度污染密集型行业。经测算，重度污染密集型行业有5个:采矿业、造纸及纸制品业、化学原料及化学制品制造业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、余下9个行业属于轻度污染密集型行业。另一方面，鉴于我国能源消费结构仍然以高排放的石油、煤炭等化石能源为主，政府应充分发挥环境政策工具的作用，鼓励节能减排技术引进与推广，大力推进太阳能、水能、风能、氢能等可再生新能源与生物质能源的开发与应用，从根本上降低出口产品隐含污染物排放量，提升出口产品环境竞争力。

第三，科学管理出口贸易，探索差异性价值链分段环境规制。具体而言:针对生产源端的企业，逐步推行环境资源税制度，促进环境成本内部化;对于生产终端的企业，逐步完善环境认证、环境标签制度，合理引导消费者选择绿色产品;对于销售源端的企业，建议政府逐步建立绿色发展评价体系，不定期公布“绿色企业”、“黄色企业”与“红色企业”名单，鼓励“绿色企业”可持续发展，限制“黄色企业”出口，禁止“红色企业”进一步扩张，从而不断提高绿色产品国际市场占有率。

第四，重点鼓励环境技术敏感度较高②即污染物变化率对环境技术变化率的反应程度比较强烈，技术轻微进步就会导致污染大幅下降。的企业积极实施自主性技术研发，充分发挥环境规制的技术创新效应。一般来说，化学原料及化学制品制造业，黑色金属冶炼及压延加工业，金属制品业，皮革、毛皮羽绒及其制品业，塑料制品业，有色金属冶炼及压延加工业，医药制造业等行业环境技术敏感度较高，对于这些行业，应该充分挖掘环境规制的技术创新效应潜力，进而逐步构建出口贸易环境竞争优势，最终促使我国逐步跨越出口贸易环境成本比较优势陷阱，避免成为世界污染密集型产品生产“避难所”。

诚然，上述环境政策工具的应用会在短期内对国内就业乃至收入分配产生一定冲击或消极影响，尤其是可能在一定程度上削弱中国出口环境要素比较优势，但从长期而言，这些政策措施仍然十分必要。前文的经验分析也证实，自20世纪90年代初期以来，中国逐步加强的环境规制没有抑制出口贸易增长。不过，有些情况下“政治关联缓冲导致中央政府环境政策具体执行效果不佳”(姚圣，2012)［24］。即便如此，环境规制的社会就业效应、收入分配效应等仍然值得关注和研究，限于本文主题与篇幅，在此不便展开探讨，笔者期望在后续研究中予以进一步考察。

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