环境规制对制造业出口贸易影响的动态分析

■ 刘雨蓓（湖南大学经济与贸易学院 长沙 410079）

引言

改革开放以来，我国依靠低价产品的出口极大地推动了对外贸易的迅猛发展，但随着工业化进程的加快，传统的粗放型、资源消耗型的经济发展模式带来的弊端日益严重。2012年，我国工业废水排放量221.59亿吨，工业废气排放总量635519亿立方米，工业固体废物产生量33.25亿吨，分别达到了2000年的1.16倍、4.6倍和4.07倍。我国有23.9%的出口企业受到国外绿色壁垒或技术壁垒的影响，导致全年出口贸易直接损失685亿美元，比2011年增加62.4亿美元。环境保护与出口贸易增长的矛盾日益突出，资源相对短缺、生态环境脆弱、环境执政能力的缺乏以及国际市场准入门槛的不断提高越来越成为阻碍我国出口贸易增长的严重问题。因此，加强环境规制、减少环境污染已经成为社会各界的普遍共识和关注焦点，越来越多的研究者也开始关注环境规制和出口贸易间的关系。

由于研究手段、方法及对象的不同，学术界的观点出现了分歧，大致可以分为三类。以新古典经济学理论为基础的传统学派认为，环境规制会导致环境成本内部化，进而抑制出口贸易的增长。如Van Beers和Van den Bergh（1997）用引力模型对OECD国家的三种双边贸易流进行实证分析，发现总体贸易流中的环境规制水平与出口具有反向关系；周力等（2010）证实了环境规制通过技术、规模、结构三大传导机制对我国目前的成本价格型贸易竞争优势的终端影响是负向的。而以Porter为代表的修正学派却认为，适当的环境规制会激励企业进行技术和管理创新，进而促进出口贸易的增长。如Alpay等（2002）发现遭受更严格环境规制的企业会通过创新或降低污染排放度并出售多余排放额度的方式来抵消环境规制所带来的成本的上升；陆（2009）主张适度提高环境规制水平有利于污染密集型行业的出口增长；董敏杰等（2011）发现在我国环境规制趋严的情况下，污染密集型产业出口额占总出口额比重不降反升。此外，还有一部分的学者主张环境规制与出口贸易的相关性不显著。如Tobey（1990）认为环境保护强度的变化并不会改变国家之间原有的贸易格局；段琼和姜太平（2002）证明了环境强度与国际贸易出口并无显著性关系。

从以上文献可以看出，环境规制的出口效应具有不确定性，除了不同文献所选取的研究方法、对象、时段、数据来源，以及选用的衡量指标和测度方法不同这一原因外，更重要的是多数文献仅选用环境规制强度变量来代表环境规制，而其仅为影响出口贸易的主要原因之一。鉴于此，笔者在前人研究的基础上，构建了包括环境要素禀赋的HOV模型，并将环境规制区分为环境规制效率和环境规制强度两个变量，实证研究了我国国内环境规制对制造业出口贸易的影响情况。

模型构建及变量说明

（一）HOV模型的构建与扩展

考虑到不同行业的个体特征和要素禀赋对出口贸易额的影响不同，本文的实证分析采用了Tobey（1990）提出的Heckscher-Ohlin-Vanek（HOV）模型。在以两个国家、两种商品和两种生产要素为前提的H-O理论的基础上，HOV模型将其向多国家、多商品、多要素的方向延伸，其基本形式为：

其中，EXit表示i行业在第t年的出口贸易量，表示t年i行业的第k种要素禀赋量，bk表示第k种要素禀赋变化对i行业出口贸易量直接影响的估计系数，c是截距，μit是随机扰动项。

本文主要研究环境规制和要素禀赋对制造业各行业出口贸易量的影响，因此在原有的物质资本禀赋（PCE）、人力资本禀赋（HCE）的基础上，将环境规制视作环境要素禀赋加入到上式。为了更好地研究环境规制对出口贸易的影响，笔者将环境规制分为了环境规制效率（ERE）和环境规制强度（ERS）两个变量，其中环境规制效率反映了环境规制对环境承载力的影响程度，而环境规制强度则代表一国或地区环境规制的严格程度。

鉴于出口贸易额变化还与其他因素密切相关，本文加入技术创新（RD）作为控制变量，以体现各个变量间的相互关系与变化趋势。此外，为消除被解释变量数据波动剧烈和异方差的影响，并不改变变量的主要特征，需要对变量进行对数化处理，但鉴于本文采用主成分分析法得出的环境规制强度变量中有负值，且环境规制效率大多小于1，均不适合取其对数形式，因为笔者单对被解释变量取对数，建立半对数回归模型，得到模型（1）：

鉴于环境规制强度对出口贸易的影响可能具有时滞性，当期的规制强度不一定能够立即发挥作用，故笔者创建了另一个模型，以环境规制强度的一阶滞后项作为解释变量，替代当期的环境规制强度，模型（2）的形式如下所示：

（二）变量选取与数据来源

本文围绕我国的制造业展开实证分析，其中各类污染物排放数据来自历年的《中国环境统计年鉴》，出口贸易的数据来源于历年的《中国海关统计年鉴》，该年鉴按照国际通用的国际贸易标准分类法进行分类统计，与《中国环境统计年鉴》中运用的国民经济行业分类体系存在较大差异。为保证数据的连续性与行业名称的一致性，笔者进行了适当的行业对接，合并了部分行业，删除了部分数据匹配性弱且较难获得数据的行业，最终得到20个制造业，分别为：食品、饮料及烟草制造业，纺织品及服装、鞋、帽制造业，皮革、毛皮、羽绒及其制品业，木材加工及竹藤棕草制品业，家具制造业，造纸及纸制品业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学原料及化学制品制造业，医药制造业，橡胶及塑料制品业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼及延压加工业，有色金属冶炼及延压加工业，金属制品业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械及器材制造业，计算机、通信及其他电子设备制造业，仪器仪表及文化办公用机械。

表1 内生性检验

1.环境规制效率。由于普通的SBM模型对有效率的决策单元DMU的效率均会评价为1，此时它们之间无法比较效率大小，过多的有效决策单元可能会导致回归的结果不准确。为了能对其继续做出评价，本文将SBM模型与Andersen和Petersen（1993）提出的超效率DEA模型相结合，在SBM模型的基础上将决策单元排除在参加集外，转变为超效率SBM模型，用DEASolver Pro 5.0软件计算得出各行业的环境规制效率值。环境规制效率的要素投入指标包括三项，即行业“三废”治理设施数、行业“三废”治理设施运行成本和行业能源消耗总量。期望产出指标为各行业的工业总产值，非期望产出指标用工业废水排放量、固体废物排放量、烟尘排放量和SO2排放量来衡量。

2.环境规制强度。鉴于单项指标无法全面精确地反映环境规制的强度，本文参照赵细康（2003）的做法，基于各行业的实际污染指标创建了一个综合指标体系，来衡量环境规制强度这一主要解释变量。考虑到我国各类污染物排放的严重程度及其数据的可得性，本文选取了废水排放达标率、工业SO2去除率、工业烟尘去除率、工业粉尘去除率、固体废物处置率和固体废物综合利用率这6个单项指标来衡量环境规制强度。鉴于各项指标间有较为明显的相关性，本文采用SPSS20.0软件做主成分分析法对其进行处理与计算，得到各行业的环境规制强度。

3.物质资本禀赋。本文以各行业资本存量与其全部从业人员平均数之比来替代物质资本禀赋变量，其中资本存量以2001年为基期，遵循“永续盘存法”来估算。工业各行业固定资产折旧率利用当年折旧与前期固定资产原值之比近似得到。以上数据均来自于历年《中国工业经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

4.人力资本禀赋。本文借鉴祝树金和涂志敏（2012）的方法，用分行业大中型工业企业科技活动人员数占其对应的全部从业人员年平均数的比重来衡量人力资本禀赋。科技活动人员数来自历年《中国科技统计年鉴》，从业人员平均数来自《中国统计年鉴》。

5.技术创新。祝树金和涂志敏（2012）采用各行业科技活动经费内部支出占行业工业增加值的比重来计算技术创新。鉴于分行业工业增加值的数据仅统计到2007年，之后便再无记录，本文以分行业工业总产值替换工业增加值，用分行业科技活动经费内部支出占其对应的工业总产值的比重来替代技术创新变量，数据来自历年《中国科技统计年鉴》。

实证分析

国内外多数研究者认为，环境规制可能存在内生性问题，即环境规制是出口贸易的解释变量，与此同时出口贸易也是环境规制的解释变量。本文计算环境规制指标时采用的是实际污染排放数据，其程度取决于企业对污染的控制成本，这会对企业的净出口产生影响，而企业的净出口也会反过来影响其污染排放量，因此本文的环境规制指标可能存在内生性。为保证实证结果的可靠性，在对面板模型进行回归前，笔者先遵循Wooldridge（2002）提出的Durbin-Wu-Hausman检验对文中的两个环境规制指标是否存在内生性进行检验。两个模型的回归结果如表1所示。

可以看出，当以ERE变量作为内生变量时进行检验时，两个模型所得到的残差的P值均大于0.05，残差项回归系数不显著，因此ERE变量属于外生变量。而对于变量ERS和ERS（-1），当其作为内生变量进行Hausman检验时，回归得到的残差所对应的P值均小于0.05，ERS和ERS（-1）变量均具有较强的内生性。

综上，两个模型中均具有内生性解释变量。笔者选用一阶差分GMM的两阶段最小二乘估计来消除这一影响，并通过Sargan检验来验证所选取的工具变量是否合适。估计结果如表2所示。可以看出，在任何置信区间内，模型（1）的ERS和HCE变量均不显著，故该模型设定有误；而模型（2）包括截距项在内的所有解释变量的回归系数均在1%的显著性水平上通过了z检验，因此该模型各变量的回归系数是有效的。继续分析模型（2），其Wald检验的p值为0，表明模型（2）总体线性关系显著，选取的各变量均能在一定程度上解释出口贸易额的变动；Sargan统计量的P=0.2405＞10%，接受一阶差分GMM的两阶段最小二乘估计中“模型过渡约束正确”的原假设，即工具变量不存在过度识别现象，所构建的模型是有效的。

根据表2可知，当解释变量为当期的环境规制强度时，在任何置信区间内该变量均不显著，而当将其置换为滞后一期的环境规制强度时，各变量的回归系数均通过了1%置信水平下的z检验。这表明环境规制强度具有时滞性，当期的规制强度对当期出口贸易的影响很小，但其对下一期的出口贸易额有着显著的正向影响。此外，环境规制效率也与出口贸易额显著正相关，这说明环境规制是影响我国出口贸易的重要指标，环境规制高的行业，所对应的出口贸易额也大。从经济意义上来说，现阶段我国国内环境规制水平的提高会在一定程度上促进制造业出口贸易的增长。这主要是因为目前我国所采用的环境规制政策工具能够有效地达到预期治理目标，严格且合理设置的环境标准虽然导致制造业各行业的环境规制成本增加，但更大程度上激励了各行业进行绿色技术创新，有效的创新使得成本降低，产品竞争力增强，突破发达国家构筑的绿色贸易壁垒，出口贸易得以扩大。该结果也在一定程度上证实了“波特假说”在我国环境规制实践过程中的存在。

表2 估计结果

对于其他要素禀赋而言，物质资本禀赋在1%的置信水平上显著为正，每增加1单位的物质资本将会导致出口贸易额增加0.0378%单位。我国是劳动密集型国家，对物质资本的投入相对较少，因此物质资本禀赋对出口贸易的影响程度不及环境规制，但目前我国的对外贸易结构正处于从劳动密集型向资本密集型过渡的转型时期，对固定资产的投入逐步增加，物质资本在我国出口贸易中占据的地位也逐渐上升。与物质资本禀赋不同，在本文的实证结果中，人力资本禀赋对于出口贸易有着显著的负效应，且影响程度不及其他变量。究其原因，本文的人力资本禀赋变量反映的是分行业大中型工业企业科技活动人员的占比情况，这表明我国目前科技活动人员科研素质参差不齐，整体科研水平较低，部分企业的人力资本尚处于刚性或僵化状态，因此制造业整体人力资本利用率不高，致使人力资本禀赋对出口贸易的影响微弱。

技术创新作为当今社会企业提高自身国际竞争力极为重要的手段，其对出口贸易的影响也显著为正，1单位技术创新变量的增加会造成0.179%单位出口贸易额的提升，可见“科学技术是第一生产力”在贸易领域仍然适用。但与人力资本禀赋变量相比，技术创新变量反映的是分行业科技活动经费内部支出的占比，同样作为企业科技活动的一部分，人力资本禀赋却影响甚微，这表明现阶段我国许多企业的出口贸易增加是依赖高额的活动经费支出来实现的，而非科技人员高效率的创新，这也是今后我国行业出口贸易额增长的重要课题之一。

结论与建议

本文通过对20个制造行业2001-2012年的面板数据进行实证检验，分析了我国国内的环境规制和要素禀赋对出口贸易的影响，发现环境规制效率对出口贸易有显著的正效应，而环境规制强度在短期内却不能立即发挥作用，但在长期内，适当的环境规制强度会促使企业进行技术创新和管理创新，从而使企业出口贸易额增多。我国应顺应全球“低碳”的呼声，加强完善环境规制制度建设，实行低碳经济。但在此同时也要有针对性地实施与不同行业特征相适应的多元环境规制政策，提升市场型与自愿型环境规制的比例。此外，还需进一步优化出口贸易结构，将发展重点由污染密集型行业向清洁型行业转移，减少污染密集型产品的出口，以减少与环境相关的贸易摩擦，提升我国出口产品的国际竞争力。

通过对要素禀赋的分析，本文得出物质资本禀赋与出口贸易正相关，但人力资本禀赋却对出口贸易具有较小的负效应；而在对技术创新变量的分析中，笔者发现，如今我国制造业的出口贸易增加大多是依赖高额的科研活动经费来实现的，而非科技人员高效率的创新。因此，一方面我国应加大对科研人才的培养力度，健全科研创新激励机制，以激发企业和个人科研创新的动力，培养更多高素质的科研人才队伍；另一方面还应不断加强物质资本和人力资本的投入，提高资本利用率和技术应用水平，将资本和技术投入最大程度的转换为生产力和国际竞争力。

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