《产经评论１２０１０年１１月第６期 加工贸易、ＦＤＩ对环境污染的影响分析 基于ＶＥＣＭ模型的实证分析 朱雯君陈红蕾 ［摘要］本文基于１９８３年～２００８年我国加工贸易出口额、ＦＤＩ（实际使用的外商直接投资额）和环境污染 的数据，通过建立ＶＥＣＭ模型以及进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验研究加工贸易、ＦＤＩ对环境污染的影响。结果表 明：从长期看ＦＤＩ的流入能够在一定程度上减轻我国的环境压力，短期两者的因果关系不明显；而无论长期还 是短期，加工贸易都在相当程度上恶化了我国的环境。 ［关键词］加工贸易；ＦＤＩ； 环境污染；ＶＥＣＭ模型；Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验 ［中图分类号］Ｆ７５２．６［文献标识码］Ａ［文章编号］１６７４—８２９８（２０１０）０６一ｏｌ０２＿ｏ７ 问题的提出 改革开放３０年来，我国加工贸易实现了跨越式发展，总量不断扩大，产业层次逐步提升，成为对外 贸易和利用外资的主要组成部分和重要推动力量。１９８１年中国加工贸易进出口总额为２６．３５亿美元， 约占中国对外贸易总量的５．９９％，到２００８年中国加工贸易进出口总额达到了１０５３４．９亿美元，占到了 我国对外贸易总量的约４１．１％。加工贸易量更是于１９９６年首次超过一般贸易在我国对外贸易中所占 的份额，成为对外贸易中居于主导地位的贸易方式。而与加工贸易的进口额在中国外贸进口额中所占 比例相比，加工贸易的出口额在中国外贸出口额中所占比例相对较高，加工贸易出口总额从１９８１年的 １１．３１亿美元上升到２００８年的６７５１．１４亿美元，占２００８年出口贸易总额的４７．２％。加工贸易的发展 对扩大就业、促进技术进步、密切与台港澳经贸关系、推动经济社会发展发挥了重要作用。 与此同时，中国利用外商直接投资额也在迅速增加，１９８０年我国利用外资只有０．５７亿美元，２００８ 年我国利用外资额则达到了９２３．９５亿美元。值得注意的是，流入我国的外商直接投资（ＦＤＩ）大部分进 入加工贸易领域（祖强、刘海明，２００９）…，例如外商投资企业加工贸易出口额占全国加工贸易出口总额 的比例从１９９５年的５７．１％上升到２００８年的８４．７５％ 。可见引进外资对加工贸易具有较强的带动 能力。 另一方面，在对外贸易特别是加工贸易高速发展以及中国利用外商直接投资额迅速增加的同时，大 部分进出口行业的工业废水排放量、废气排放量和固体废物产生量却不断增加（刘婧，２００９） （见图 １），环境污染日趋严重。 鉴于我国加工贸易和利用外资金额逐年增加以及环境污染趋于严重的现状，我们认为有必要对加 工贸易和外商直接投资对环境污染的影响做深入的探讨，本文利用１９８３年一２００８年我国加工贸易出 口额、实际使用的外商直接投资额和环境污染（以工业三废排放量或产生量为代表）的数据试图对加工 ［收稿日期］２０１０—０８—２６ ［作者简介］朱雯君，暨南大学经济学院国际贸易系国际贸易学专业硕士研究生，研究方向为国际贸易与产业结构；陈红蕾，暨南大学经 济学院国际贸易系教授，硕士生导师，研究方向为国际贸易理论与实务、产业经济等。 ①数据来源于商务部外资司ｈｔｔｐ：／／ｗｚｓ．ｍｏ￣ｏｍ．ｇｏｖ．ｃｎ／。 ・１Ｏ２． 贸易、ＦＤＩ与环境污染的之间的关系进行研究，从而揭示加工贸易、ＦＤＩ的增长对环境污染的影响，为进 一步进行环境治理提供有针对性的依据。 ４５０ ０００ ４００ ０００ ３５０ ０００ ３００ ０００ ２５０ ０００ 口Ｔ业废水排放总量（ 万吨） ２００ Ｏ０Ｏ ｌ５Ｏ ０００ ｌ０Ｏ ０００ ５０ ０００ Ｏ －工业废气排放量（亿标丑方米） 口二【：业同体废物产生量（万吨） 禽 器 譬 苫罟 ｇ 图ｌ １９８１年一２００８年我国环境污染情况 注：根据《新中国５５年统计汇编（１９４９—２００４）》和《中国统计年鉴》历年数据整理 二文献综述 目前，学术界针对加工贸易、外商直接投资的对环境影响的理论研究和实证研究比较少，国内外的 学者大部分研究的是对外贸易、外商直接投资的环境效应。牛海霞、罗希晨（２００９） 通过对加工贸易 出口与工业废水、废气和固体废物从１９９５年至２００７年的相关数据进行实证分析发现，经济增长、加工 贸易与环境污染存在长期的正向协整关系，而经济增长与加工贸易是环境污染的主要原因，环境与 污染的协整关系为负而且与各污染排放指标互相影响，在减少污染方面表现出持久性和有效性。Ｄｅａｎ ａｎｄ Ｉ￣ｖｅｌｙ（２００８） 用中国１９９５年一２００５年的制造业以及加工贸易的进出口、ＦＤＩ以及环境相关全国 数据，经过实证分析认为加工贸易的发展以及ＦＤＩ的增长对中国环境污染的减轻有积极作用。杨海生 等（２００５） 根据１９９０年一２００２年中国３０个省对外贸易、外商直接投资、经济增长和环境相关数据，认 为贸易对中国的环境污染没有直接影响，但考虑到贸易对经济增长的贡献，以及它在引进先进污染防治 技术和环境管理思想方法方面的积极作用，对外贸易有助于改善我国经济增长带来的环境污染问题，但 ＦＤＩ与污染物排放之间呈现出显著的正相关关系。马丽等（２００３） 在对我国沿海地区内外企业产值与 四个资源环境指标进行相关分析后认为，尽管在产值总量上，外商直接投资和国际贸易对沿海地区的资 源和环境造成了不利影响，但从弹性系数角度看，其不利影响有逐渐减缓的趋势。因而，外商直接投资 和国际贸易并非导致我国沿海地区资源环境压力增大的“罪魁祸首”，反而是减缓这种压力的主要贡献 力量。综合现有研究文献，需要进一步研究的地方在于：（１）在选择对外开放指标时，大多数文献忽略 了外资与对外（加工）贸易的相互影响关系，只是采用ＦＤＩ或对外（加工）贸易分别进行分析，而流人我 国的外商直接投资（ＦＤＩ）大多进人加工贸易领域，因此，应将加工贸易、ＦＤＩ一起纳入分析模型中；（２） 大多数研究方法主要依赖经济理论模型，但现实分析中难以找到合适的理论基础来构建一个包含所有 影响因素在内的完整模型，Ｓｍｉｓ（１９８０）提出的向量自回归模型（ＶＡＲ）则提供了简便的替代方法。首 先，在ＶＡＲ系统中所有变量都被视为内生变量从而进入到各个估计方程中，可以较少地受到既有理论 的约束。同时，ＶＡＲ模型可以方便地分析各个变量之间的长期动态影响，避免变量缺省的问题（杨万 平、袁晓玲，２００８） 。 ・１０３・ 三计量方法、数据来源以及处理 （一）模型设定和计量方法说明 本文采用ＶＡＲ向量自回归模型，通过把系统的每个内生变量设定为系统中所有内生变量的滞后项 的函数，能够较好地对具有相关性的时间序列系统进行预测，并可考察扰动项对变量系统的动态影响。 但当所考察的变量含有单位根并且变量间存在协整关系（长期均衡关系）时，需要构建向量误差修正模 型（ＶＥＣＭ）才能对变量间的关系进行正确的研究（张晓峒，２００７）［８ ３。协整关系的存在只能说明各个变 量之间的长期关系和趋势。因此，最后通过Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验来考察加工贸易、ＦＤＩ与环境污染是否存 在因果关系，以及其因果关系是否存在方向上的差异。 （二）指标选择与数据说明 本章采用１９８３年到２００８年的数据，具体的指标和数据来源如下： 环境污染数据（工业废水排放量，工业废气排放量以及工业固体废物产生量）来源于《中国统计年 鉴》以及《新中国５５年统计资料汇编》，加工贸易出口数据以及实际使用的外商直接投资额来自《中国 统计年鉴》。资料的整理和处理使用Ｅｘｃｅｌ２００３和ＥＶｉｅｗｓ５．０软件。加工贸易出口额与实际使用的外商 直接投资额的原始数据是用美元计价的，为了使数据具有可比性，首先用人民币各年对美元的年平均汇 率折算成人民币表示，然后用居民消费者价格指数（１９８３＝１００）对其进行平减消除通货膨胀的影响。 对工业废水排放量（ｗＴ）、工业废气排放量（ＧＡＳ）、工业固体废物产生量（ＳＷ）、加工贸易出口额（ＰＥ）以 及实际使用的外商直接投资额（ＦＤＩ）取自然对数得到ＬｎＷＴ，ＬｎＧＡＳ，ＬｎＳＷ，ＬｎＰＥ，ＬｎＦＤＩ，以避免时间 序列经济数据中的异方差影响。 四实证分析 （一）单位根检验 采用ＡＤＦ检验法对变量进行平稳性检验：根据数据图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，使 用ＡＩＣ原则选取ＡＤＦ检验滞后阶。结果见表１。 表１单位根检验 变量 ＡＤＦ根检验 检验类型（Ｃ，ｔ，ｋ） 临界值 结论 ＬｎＷＴ △ｌｎＷＴＩ’ ＬｎＧＡＳ △ｌｎＧＡＳ 一１．０ｌ６８４７ —４．２５１００４ ３．２６９１４８ —３．０６１９１３ （ｅ，０，０） （ｅ，０，０） （ｃ，０，０） （Ｃ，０，０） 一２．６３６２Ｏ４ —３．７３７８５３… 一２．６３２６ｏ４ —２．９９１８７８ 非平稳 平稳 非平稳 平稳 ＬｎＳＷ △ｌｎＳＷ ＬｎＰＥ △ｌｎＰＥ ０．２５５４ｏ６ —５．９５５２８５ —２．８１Ｏ６７１ —４．３５７５９３ （ｃ，０，２） （ｃ，０，０） （Ｃ，０，０） （Ｃ，０，０） 一２．６ｏ９０６ —４．３９４３０９… 一３．２３８０５４ —３．６１２１９９ ’ 非平稳 平稳 非平稳 平稳 注：１．检验类型中的Ｃ和ｔ表示带有常数项和趋势项，ｋ表示参考ＡＩＣ原则选择的滞后期。 ２．上标 、｝ 、 分别代表在ｌ％、５％和１０％显著性水平上拒绝零假设。 ・１０４・ 根据ＡＤＦ检验结果，各变量的水平值均存在单位根，而～阶差分值都拒绝存在单位根的零假设，所 以可以判定所有变量都是１阶单整的。 （二）ＶＡＲ模型的确定 为了我国加工贸易、ＦＤＩ对环境污染的影响进行研究，建立包括（ＬｎＷＴ、ＬｎＧＡＳ、ＬｎＳＷ），ＬｎＰＥ，Ｌｎ－ ＦＤＩ的３组ＶＡＲ模型系统，分别是ＶＡＲ１（ＬｎＷＴ，ＬｎＰＥ，ＬｎＦＤＩ），ＶＡＲ２（ＬｎＧＡＳ，ＬｎＰＥ，ＬｎＦＤＩ），ＶＡＲ３ （ＬｎＳＷ，ＬｎＰＥ，ＬｎＦＤＩ）。在建立ＶＡＲ模型时滞后期ｋ的确定非常关键。若滞后期太小，误差项的自相 关有时很严重，并导致参数的非一致性估计，但另一方面，ｋ值则不宜过大，ｋ值过大会导致自由度大量 减少，直接影响模型参数估计量的有效性。为了选择最为合适的ｋ值，依据ＬＲ统计量、ＦＰＥ、ＳＣ信息准 则、ＡＩＣ信息准则与ＨＱ信息准则五个指标来进行判断。经过多次的实际测算比较，最后确定三个模型 的滞后阶数都为２。 （三）协整检验以及向量误差修正模型（ＶＥＣＭ）的建立 由于各变量均为Ｉ（１）序列，可以采用协整方法分析。常用的协整检验方法有ＥＧ检验法和Ｊｏｈａｎｓｅｎ 协整检验法，ＥＧ检验比较适合较少变量间协整关系的检验，而对于较多变量问协整关系的检验， Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验的使用更为广泛。故利用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法进行协整检验，根据得到的协整方程说 明这些变量间的长期相关性。因为基于ＶＡＲ模型的协整检验是对无约束ＶＡＲ模型进行协整约束后得 到的ＶＥＣＭ模型，其滞后期是无约束ＶＡＲ模型一阶差分变量的滞后期（高铁梅，２００９） Ｊ，所以协整检 验的滞后期确定为１。结果表明ＶＡＲＩ存在２个协整方程，ＶＡＲ２、ＶＡＲ３各存在１个协整方程。在以上 Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果中，如果变量之间存在一个协整关系，则包含全部变量在内的协整关系即为所求 的长期均衡关系，如果变量之间的协整关系超过一个，则以最大特征值所对应的协整向量作为该经济变 量之间的长期均衡关系。 各个ＶＡＲ系统中的协整关系表达式分别为： Ｌ刀 Ｔ＝０．２９ＬｎＰＥ一０．５７ＬｎＦＤＩ ＩＪｌ１ＧＡＳ＝０．８２ＬｎＰＥ—１．９９８ＬｎＦＤＩ ＬｎＳＷ＝０．６２ＬｎＰＥ一０．６ＬｎＦＤＩ 由协整方程可知，各变量之间具有长期稳定的均衡关系，ＦＤＩ能够在一定程度上减轻我国的环境压 力，而加工贸易的出口在一定程度上加剧了我国的环境污染。 （四）基于误差修正模型（ＶＥＣＭ）的格兰杰因果检验 变量之间因果关系的检验通常采用Ｇｒａｎｇｅｒ提出的因果检验方法。而基于ＶＥＣＭ的Ｇｒａｎｇｅｒ长短 期因果检验不仅考虑了传统的因果关系检验所考察的变量间短期因果关系，而且能体现变量问由协整 关系所形成的长期因果关系。当变量之间存在协整关系时，若滞后差分项的系数检验（一般用Ｆ检 验）显著，则变量之问存在短期因果关系；若误差修正项系数显著，则变量之间存在长期因果关系（康 赞亮、张必松，２００６） ｌＯｌ。另外，误差修正模型是对一个向量时间序列构建模型来估计联合内生变量的 动态关系，而非对所有的单个时间序列建模，不带任何事先约束条件，可以对变量之间所有可能的关系 都予以考察。更为重要的是，误差修正模型中的变量具有平稳性特征，从而保证了Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的 有效性。表２—４为根据向量误差修正模型得到的估计结果，表５为Ｗａｌｄ．Ｆ检验的零假设（差分变量 前的系数为零）的Ｆ值与伴随概率值。对各表结果进行分析，可以得到以下结论： 表２ ＶＥＣＭ模型１（ＤＬｎＷＴ，ＤＬｎＰＥ，ＤＬｎＦＤＩ）系数向量 Ｅｒｒｏｒ Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ ＣｏｉｎｔＥｑｌ Ｄ（ＬＮＷＴ（一１）） Ｄ（ＬＮｗＴ） ０．０５９５９４（０．０３７９５） 一０．０１６８５８（０．２１０６３） Ｄ（ＬＮＰＥ） 一０．２０４４０７（０．１３６９３） 一０．０６２０１０（０．７６００２） Ｄ（ＬＮＦＤＩ） 一０．４９７３８０（０．１４０８７） 一０．６２９２８５（０．７８１９４） ・１０５－ （续上表） Ｅｒｒｏｒ Ｃｏｒｒｅｅｔｉｏｎ Ｄ（ＬＮＷＴ） Ｄ（ＬＮＰＥ） ＤｆＬＮＦＤＤ Ｄ（ＬＮＰＥ（一１）） ０．１４７１７７（０．０７２６５） ０．０８３００３（０．２６２１６） 一０．５１５８３２（０．２６９７２） Ｄ（ＬＮＦＤＩ（一１）） 一０．０２６７４１（０．Ｏ３４７Ｏ） ０．０８５８２３（０．１２５２２） ０．５８２４７４（０．１２８８３） Ｃ 一０．０３１５７０（０．０１９３４） ０．１７５９７０（０．０６９７７） ０．１７６３１４（０．０７１７８） 注：１．列出数值为误差修正项系数的值，括号内为ｔ统计量的Ｐ值。 表３ ＶＥＣＭ模型２（ＤＬｎＧＡＳ。ＤＬｎＰＥ，ＤＬｎＦＤＩ）系数向量 Ｅｒｒｏｒ Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ Ｄ（ＬＮＧＡＳ） ＤｆＬＮＰＥ） Ｄ（ＬＮＦＤＩ） ＣｏｉｎｔＥｑ２ ０．Ｏ２６２４２（０．００７１４） 一０．０４３３６７（０．０２３８５） 一０．０６８８６８（０．０３０１８） Ｄ（ＬＮＣＡＳ（一１）） ０．１４３６７８（０．１７７４２） 一０．１９７６３８（０．５９２７２） ０．１１９５４１（０．７５０１５） Ｄ（Ｌｒ￣ＰＥ（～１）） ０．２５２３６２（０．０７３８７） 一０．Ｏ１８４３６（０．２４６７９） 一０．４６７７８３（０．３１２３４） Ｄ（ＬＮＦＤＩ（一１）） 一０．Ｏ３８３８Ｏ（０．０３６３９） ０．０３０１５１（０．１２１５８） ０．５３２７０１（０．１５３８７） Ｃ ０．０１０３６０（０．０２４６８） ０．２２４７８２（０．０８２４４） ０．１６４００８（０．１０４３３） 表４ ＶＥＣＭ模型３（ＤＬｎＳＷ。ＤＬｎＰＥ，ＤＬｎＦＤＩ）系数向量 Ｅｒｒｏｒ Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ Ｄ（ＬＮＳＷ） ＤｆＬＮＩ￣Ｖ，） Ｄ（ＬＮＦＤＩ） ＣｏｉｎｔＥｑ３ ０．０６１０６１（０．０６６８０） 一０．０６６５２７（０．１４００９） 一０．５３０４７７（０．１２８５６） Ｄ（Ｉ￣Ｎｓｗ（一１）） 一０．２Ｏ３５３６（０．２４２７０） 一０．００３８０５（０．５０８９６） ０．１６３１６７（０．４６７０７） Ｄ（ＬＮＰ￣（一１）） ０．ｏｏｏ９４９（０．１１７０２） ０．２５３４９６（０．２４５３９） 一０．４５１６０７（０．２２５２０） Ｄ（ＬＮＦＤＩ（一１）） 一０．０３８６８７（Ｏ．０６２２０） ０．０９２４４８（０．１３０４４） ０．６０５８１１（０．１１９７０） Ｃ ０．０７８８６７（０．０３２８６） ０．］３４６７２（０．０６８９２） ０．１４６２５０（０．０６３２４） 表５ Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果 零假设 结论 ＤＬｎＰＥ不是ＤＬｎＷＴ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ４．１０３５７５（Ｏ．０４２８） ＤＬｎＷＩ＂不是ＤＬｎＰＥ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．００６６５７（０．９３５０） ＤＬｎＦＤＩ不是ＤＬｎＷＴ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．５９３７９０（０．４４１０） ＤＬｎＷＴ不是ＤＬｎＦＤＩ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．６４７６５８（０．４２１０） ＤＬｎＰＥ不是ＤＬｎＧＡＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 １１．６７０８８（０．０００６） ＤＬｎＧＡＳ不是ＤＬｎＰＥ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．１１１１８４（０．７３８８） ＤＬｎＦＤＩ不是ＤＬｎＧＡＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 １．１１２２４６（０．２９１６） ＤＬｎＧＡＳ不是ＤＬｎＦＤＩ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．Ｏ２５３９４（０．８７３４） ＤＬｎＰＥ不是ＤＬｎＳＷ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ６．５８Ｅ一５（０．９９３５） ＤＬｎＳＷ不是ＤＬｎＰＥ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ５．５９Ｅ一５（０．９９４０） ＤＬｎＦＤＩ不是ＤＬｎＳＷ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．３８６８５３（０．５３４０） ＤＬｎＳＷ不是ＤＬｎＦＤＩ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ０．１２２０３８（０．７２６８） 注：１．列出数值为Ｆ统计量的值，括号内为Ｐ值。本表只检验了短期因果关系。 ２．滞后期数根据ＡＩＣ、ＳＣ和ＬＲ原则定为１期。 ・１０６・ 从上述检验结果可以看出，长期加工贸易、ＦＤＩ通过协整关系显著的影响着工业废水排放量（Ｐ＝ ０．０３７９５）、工业废气排放量（Ｐ＝０．００７１４）、工业固体废物产生量（Ｐ＝０．０６６８０），也就是说加工贸易、ＦＤＩ 是工业三废变化的长期原因。反过来，只有工业废水的排放量是加工贸易、ＦＤＩ长期变化的原因。虽然 在经济全球化的过程中，由于部分地区急于引进外资，不重视引资质量和调整引资结构，加上我国环境 监管体系尚不完善，外商直接投资确实对我国环境造成了一定的负面影响，但是ＦＤＩ的流人带来了先进 的生产技术和环境污染防治技术，因此在一定程度上缓解了国内环境污染治理的压力。另一方面，由 于我国加工贸易的出１３产品中很大一部分属于污染密集型和资源消耗型，因此加工贸易的出口在长期 加剧了环境污染。 从短期看：（１）加工贸易出口额与工业废水排放量、工业废气排放量之间分别存在着单向的因果关 系，即加工贸易出口额的增长是导致污染工业废水排放以及工业废气排放增加的格兰杰原因，而工业废 水排放及工业废气排放不是加工贸易出Ｅｌ额增加的原因。一个可能的原因就是我国具有加工贸易出口 优势的工业行业例如纺织业等多属于工业废水、废气排放量大的污染密集性行业。（２）加工贸易出口 额、实际使用的外商直接投资额与工业固体废弃物产生量之间不存在因果关系。我国具有加工贸易出 口优势的工业行业例如纺织业、通讯设备制造业等在工业固体废弃物排放中均处于一般或低档水平。 （３）实际使用的外商直接投资额与工业废水排放量、工业废气排放量的因果关系不显著。可能的原因 是统计上小样本的缘故，会造成统计结果的虚假因果关系（周建、李子奈，２００４）… ，不能完全认为两者 之间不存在相关关系。 五结论 综上所述，工业三废（废水排放量、工业废气排放量、工业固体废物产生量）、加工贸易出口额以及 实际使用的外商直接投资额之问具有长期稳定的均衡关系，从长期看ＦＤＩ的流人能够在一定程度上减 轻我国的环境压力，但这并不意味着ＦＤＩ的流人对我国环境没有坏处。我国应坚持合理的环境准人制 度，有选择地利用外资。在引进外资的同时，更要积极地引进国外先进的技术和环境标准，加快实现结 构转型和技术升级，提高资源利用的效率，促进环境保护措施的有力实施。 另一方面，无论长期还是短期，加工贸易都在相当程度上恶化了我国的环境，需要立即采取相应措 施并制定相关来进行引导和污染控制，从而协调加工贸易、经济发展和环境污染的关系。 １．促进加工贸易升级转型。我国加工出口中很大一部分属于污染密集型和资源消耗型，不可避免 造成环境污染。而加工贸易转型升级是转变加工贸易高污染状况、实现国民经济可持续协调发展的必 然要求，也是转变外贸发展方式的重要举措。通过转型升级，不仅我国环境污染的情况可以得到改善， 而且我国在国际分工中的地位将不断上升。 ２．完善经济及行政干预措施。（（２００９年加工贸易禁止类商品目录》的发布通过将的确不属于高排 放和高能耗的产品从禁止类商品目录中剔出，支持这些企业的发展和增强他们的信心，也进一步保证我 国外贸的稳定发展。而另一方面，２００９年禁止类商品名录中仍然保留了高耗能、高排放的商品，也表明 国家和禁止加工贸易“两高一资”的方向不会改变。应继续根据实际情况进行进一步完善加工贸 易目录，逐步改变加工贸易高投入、高消耗、高污染、低效率的增长方式。同时，对于严重污染环境的从 事加工贸易的企业应坚决限期治理，对达不到要求的企业责令停产和关闭；还应通过实施征收环境税、 排污权交易、许可证制度等其他的措施规范加工贸易的生产。 ［参考文献］ ［１］祖强，刘海明．改革开放３０年来中国加工贸易发展与ＦＤＩ效应及开放度效应的协整分析［Ｊ］．国际贸易问题，２００９， （１）：１９—２３． ・１０７・ ［２］刘婧．我国加工贸易与环境污染的因果关系检验［Ｊ］．国际贸易问题，２００９，（８）：８５—９１． 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ＶＥＣＭ ｍｏｄｅｌ ａｎｄ Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔｓ．Ｔｈｅ ｓｔｕｄｙ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｉｎ ｔｈｅ ｌｏｎｇ ｔｅｒｍ，ＦＤ１ ｗｉｌｌ ａｌｌｅｖｉａｔｅ ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ ｐｒｅｓｓｕｒｅ ｉｎ ｓｏｍｅ ｗａｙ，ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔｓ ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅｍ ｉｓ ｎｏｔ ｅｖｉｄｅｎｔ ｉｎ ｔｈｅ ｓｈｏｒｔ ｔｅｒｍ；ｂｕｔ ｉｎ ｂｏｔｈ ｔｈｅ ｌｏｎｇ ｔｅｒｍ ａｎｄ ｓｈｏｒｔ ｔｅｒｍ，ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｒａｄｅ ｗｉｌｌ ｗｏｒｓｅｎ ｔｈｅ ｅｎｖｉ・ ｒｏｎｍｅｎｔ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｒａｄｅ；ＦＤＩ；ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌ ｐｏｌｌｕｔｉｏｎ；ＶＥＣＭ ｍｏｄｅｌ；Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔｓ ［责任编辑：莫扬］ ・１０８・
