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一、模型設定及變量說明

(一)模型

參考ColeandElliott(2003)的模型，結合中國具體情況和本文實證目的，得到本文使用的模型：

其中，k、t分別表示地區、年份；Ekt表示污染指標，用人均污染排放量表征(文中根據需要也采用污染密集度)；KLkt表示資本勞動比率；Ikt表示人均收入；Okt表示貿易開放度，用貿易依存度表征；D是一個時間趨勢變量。RKLkt和RIkt分別表示相對資本勞動比率和相對人均收入。

對上述模型各變量含義加以說明：

(1)資本勞動比率KL代表結構效應。加入資本勞動比率的平方項KL2是考慮到資本積累對環境邊際效應遞減。如果β1>0且β2<0，則說明隨著資本勞動比率的增加，環境污染排放以遞減的速度增加。反之，如果β1<0且β2>0，環境污染排放隨資本勞動比率增加而減少。理論上，隨著資本勞動比率的增加，經濟結構由勞動密集型產業向資本密集型產業轉化，即由清潔產業向污染密集型產業轉化，導致污染增加。

(2)人均收入I代表規模和技術總效應。人均收入項的系數可能為正也可能為負，因為在一般情況下，規模效應對環境影響為正，技術效應對環境的影響為負，因此當規模效應大于技術效應時，總效應為正，反之為負。另外，模型中人均收入的平方項表示人均收入對環境的遞減效應，同時與環境庫茲涅茨曲線的含義也保持一致。

(3)貿易開放度O代表貿易對環境的總效應。ORKL是變量O和相對資本勞動比率RKL的乘積，表示要素稟賦動因引起的貿易對環境的影響，ORI是變量O和相對收入RI的乘積，表示“污染天堂”動因引起的貿易對環境的影響。

要素稟賦假說認為，其他條件相同情況下，資本要素充裕的國家將出口資本密集型產品(污染密集型產品)，勞動要素充裕的國家將出口勞動密集型產品(清潔產品)，因此，當相對資本勞動比率增加時，污染增加。“污染天堂”假說認為，如果各個國家除了環境標準之外，其他方面的條件都相同，那么污染企業會選擇在環境標準較低的國家進行生產，這些國家就成為了“污染天堂”。因此，當β6<0時，表示要素稟賦假說存在，當β7>0時，表示“污染天堂”假說存在。

需要說明的是，當模型(1)的被解釋變量采用人均污染排放量時，解釋變量人均收入項代表規模和技術總效應，但如果被解釋變量采用污染密集度對上述模型重新估計，人均收入項對污染密集度的影響只體現技術效應。因此本文將人均污染排放和污染密集度分別作為模型的被解釋變量，先對規模和技術效應進行估計后單獨估計技術效應。

(二)變量說明及數據來源

本文采用的樣本數據為1990-2005年(1996年和1997年除外)29個省市(西藏除外，重慶市數據計入四川省)的數據，下面就被解釋變量和解釋變量分別說明。

(1)被解釋變量

被解釋變量包括三種污染物的人均污染排放量和污染密集度，參考Antweiler等(2001)的選取標準，本文選取的污染物分別是二氧化硫、廢水和煙塵。

各省市污染物的人均排放量分別由各省市的污染物排放總量除以總人口數得到。由于1996年和1997年只有工業污染排放數據，缺乏生活污染排放數據，故本文選取的統計時段為除1996和1997年以外的1990-2005年，基礎數據來自相應各年的《中國環境年鑒》和《中國統計年鑒》。各省市污染物的污染密集度等于各省市污染物排放總量與地區生產總值之比。

(2)解釋變量

需要說明的變量包括資本勞動比率KL、人均收入I、貿易開放度O、相對資本勞動比率RKL、相對人均收入RI和時間趨勢變量D。

各省市的資本勞動比率KL等于各省市1952年不變價表示的資本存量與就業人員數之比。前者的數據采用張軍等(2004)估算的數據，后者的數據來源于《中國統計年鑒》。

各省市人均收入I的數據均采用剔除價格因素后的上一年人均GDP數據，即采用1990年不變價表示的1989-2004年各省市的人均GDP數據，基礎數據來源于《中國統計年鑒》。

各省市的貿易開放度O等于當年價表示的各省市進出口總額與GDP之比，進出口總額基礎數據來源于《中國統計年鑒1993-2006》和《中國對外經濟貿易年鑒1991-1992》，基礎數據由美元表示，根據相應年份的美元兌人民幣年平均匯率換算成人民幣。

各省市的相對人均收入RI等于上面得出的各省市的人均收入I與當年全國的人均GDP之比。各省市的相對資本勞動比率RKL等于上面的各省市的KL與全國的資本勞動比率之比。

時間趨勢變量1990年取值1，依次各年度分別取值2到14。三、計量結果及分析

本文依據豪斯曼檢驗(Hausman-test)的檢驗結果來判斷估計模型采用固定效應模型還是隨機效應模型。根據檢驗結果，模型估計時全部采用隨機效應模型。被解釋變量分別采用人均污染排放量和污染密集度的估計結果依次見表1和表2。

(一)規模、技術和結構效應分析

表1的估計結果是將人均污染排放作為被解釋變量得出的，資本勞動比率KL表征貿易對環境的結構效應，人均收入I表征貿易對環境的規模和技術效應。

表1第1列和第2列分別是Antweiler等(2001)和ColeandElliott(2003)的估計結果。為和本文的估計結果比較，先對其加以說明。Antweiler等(2001)估計結果顯示，規模效應變量(GDP/km2)和結構效應變量(KL)都與二氧化硫濃度之間呈現顯著的正相關關系，而技術效應(滯后三年的人均收入的移動平均值I)與二氧化硫濃度之間呈現顯著的負相關關系，即經濟規模的擴大和資本積累對環境污染的影響為正，技術效應為負。與Antweiler等(2001)不同，ColeandElliott(2003)和本文的模型中，人均收入項I(前一年人均GDP)代表規模和技術總效應。ColeandElliott(2003)的估計結果中，結構效應變量(KL)與人均二氧化硫排放量呈現顯著的正相關關系，隨著資本勞動比率的增加，人均二氧化硫排放增加，且速度遞減。而人均收入(I)與人均二氧化硫排放量呈現顯著的負相關關系，表明負的技術效應已經超過了正的規模效應。

表1的第3-5列是本文模型的估計結果。

首先，二氧化硫的估計結果與ColeandElliott(2003)的結論是一致的，即結構效應為正，規模和技術總效應為負。不同的是，表征規模和技術效應的人均收入項I統計不顯著，說明正的規模效應和負的技術效應相互抵消后對環境的作用很小，則經濟對二氧化硫排放的影響將主要取決于結構效應。

其次，廢水的估計結果顯示，資本勞動比率KL與人均廢水排放之間顯著正相關，即結構效應為正。人均收入項I的系數統計顯著且為正，表明技術和規模效應為正，正的規模效應超過負的技術效應，其原因在于，廢水包括工業廢水和生活污水，而國家對污水的治理主要集中在工業污染方面，生活污水的迅速增加和難以治理是導致規模效應超過技術效應的主要原因。近年來中國的環境統計數據也顯示，生活污水排放量已經超過工業廢水排放量，成為水污染的主要來源。

最后，煙塵估計結果顯示，結構效應不顯著，且正的規模效應超過了負的技術效應，規模和技術總效應為正。同時，人均收入I的一次項系數為正，二次項系數為負表明，針對煙塵，中國的人均收入水平還沒有越過環境庫茲涅茨曲線的轉折點，處于曲線的上升階段。隨著人均收入的增加，人均煙塵排放量增加。

表2是將污染密集度作為被解釋變量得出的估計結果，主要分析由人均收入I代表的技術效應。與ColeandElliott(2003)的估計結果類似，本文所選的三種污染指標中，人均二氧化硫和廢水排放分別與人均收入之間呈現顯著的負相關關系，即技術效應為負。人均煙塵排放與人均收入之間也是負相關，但不顯著。表明人均收入的提高已經推動技術進步，進而減少污染。

(二)要素稟賦動因和“污染避難所”動因分析

表1和表2中，聯合變量ORKL表征要素稟賦動因，聯合變量ORI表征“污染天堂”動因。

表1中，同Antweiler等(2001)的估計結果一致，本文二氧化硫的估計結果也為要素稟賦假說和“污染天堂”假說提供了實證支持。要素稟賦變量ORKL與二氧化硫濃度之間呈現顯著負相關關系，這說明，相對于中國的平均水平，大部分省市資本勞動比率相對較低，因而還主要集中于勞動密集型產業，這就大大地減少了中國污染排放，這與要素稟賦假說的內容相符合，同時，“污染天堂”動因變量ORI與二氧化硫濃度之間是顯著正相關關系，即相對于中國的平均水平，大部分省市的人均收入也比較低，對環境質量的需求不大，因而導致了較弱的環境管制，增加了污染排放，這又符合了“污染天堂”假說的內容。廢水和煙塵的估計結果也符合這兩個假說，但是估計結果部分不顯著。

另外，與Antweiler等(2001)貿易有利于環境改善的結論不同，ColeandElliott(2003)的估計結果顯示貿易密集度(O)與二氧化硫濃度之間呈現顯著的正相關的結果，也就是說，貿易自由化導致環境污染增加。本文的估計結果中，依污染指標不同，貿易對環境的總體影響也發生變化，總體上，貿易自由化有利于減少人均二氧化硫和煙塵排放，但增加了人均廢水排放。表2中貿易變量的符號基本上與表1一致，其估計結果進一步印證了上面的討論。

最后，表1和表2的時間趨勢變量(D)基本上都與污染指標呈現統計顯著的負相關關系，這說明隨著時間的推移，公眾的環保意識、環境友好型技術的開發及其他的因素都促進了污染的減少。

為進一步闡明表1和表2的經濟含義，本文在表1和表2的基礎上計算了各污染指標對所有經濟因素的彈性，自變量的值采用各省市所有年份的平均值。估計結果見表3和表4。

從表3可以看出，貿易開放度對環境的影響相對于其他經濟因素來說較小，具體地，貿易開放度提高1%，人均二氧化硫排放減少0.15%，人均廢水排放增加0.06%，人均煙塵排放減少0.16%。同時，對每個污染物來說，其“污染天堂”動因對環境的影響都大于要素稟賦動因帶給環境的影響，比如對于二氧化硫，其“污染天堂”動因的彈性值為0.4，而要素稟賦動因的彈性值為-0.05，前者遠遠大于后者，如果不加以控制，中國大部分省市很有可能變為“污染天堂”。

表4的數據顯示，三種污染物對技術效應的彈性都比較大，說明技術效應較大程度地降低了污染密集度，減少了污染排放，但是，較大的技術效應并不一定能夠全部抵消規模效應，結合表3，對于二氧化硫，技術效應超過了規模效應，而對于廢水和煙塵，規模效應仍大于技術效應，因此需要中國進一步加大污染治理力度，開發新技術，降低污染。

四、結論

1.貿易自由化帶來的經濟規模的擴大和資本密集型產業的增加(結構效應)，都加大了我國的污染排放，但同時貿易開放給中國帶來的技術進步降低了國內的污染排放強度，貿易是否有利于中國的環境改善依污染指標不同而不同。

2.貿易對環境總體影響相對較小，且正負因污染指標不同而不同。就本文所選的三種污染物，貿易自由化減少了二氧化硫和煙塵的排放，卻增加了廢水的排放。導致這個結果的原因，盡管近年來國家對主要污染物的管制已經加強，但是主要將重點放在了大氣的污染治理上，尤其是二氧化硫的治理，而忽視了廢水的治理。

3.本文的估計結果也為要素稟賦假說和“污染天堂”假說提供了一定的實證支持。相對于中國的平均水平，多數省市的資本勞動比率較低，資本不充裕導致的要素稟賦效應減少了環境污染排放；同時，相對于平均水平，多數省市的人均收入較低導致較松的環境管制，使中國的污染排放增加。

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[摘要]基于1990-2005年中國29個省市面板數據，選取三種污染指標，就貿易自由化對環境的影響因素進行經驗分析后表明：貿易自由化帶來的中國經濟規模的擴大和資本密集型產業的增加(結構效應)都加大了我國的污染排放，但其給中國帶來的技術進步，則降低了國內的污染排放強度，貿易對環境的總效應正負取決于選取的污染指標。

[關鍵詞]規模效應；結構效應；技術效應；要素稟賦；“污染天堂”