TÀI LIỆU THAM KHẢO
Ở TỈNH BẮC N INH VIỆT NAM
4.3 Tự do hóa thương mại và ô nhiễm công nghiệp ở cấp độ ngành
KINH TÉ HỌC VÈ QUẢN LÝ MỐI TRƯỜNG Ở VIỆT NAM 189 những lý do thực tiễn. Nếu chọn cấp phân loại hai chữ số, qui mô mẫu sẽ là 23 ngành, quá ít đề phân tích thực nghiệm. Mặt khác, việc sử dụng cấp phân loại bốn chữ số sè cho ta một mẫu bao gồm 205 ngành. Tuy nhiên, điều này cũng sẽ dẫn đến một số ngành có rất ít doanh nghiệp, và vì thế, các giá trị ước lượng đạt được cho các chênh lệch ô nhiễm liên ngành xem ra sẽ không đáng tin cậy.
Đứng trước thực tế này, phương trình 2 được ưóc lượng với sự kiểm soát ảnh hưởng cố định của 68 ngành ba chữ số để tìm các chênh lệch ô nhiễm liên ngành, rồi sau đó được sử dụng để chạy phương trình 3. Nên lưu ý rằng ta thu được các chênh lệcg ô nhiễm liên ngành sau khi kiêm soát các đặc điểm riêng của các doanh nghiệp khác nhau. Do đó, các chênh lệch này dự kiến sẽ nắm bắt được sự khác biệt từ nhũng yếu tố không thể quan sát được ở câp độ ngành, ngoài các đặc điểm doanh nghiệp.
Với mẫu bao gồm 68 quan sát, việc kiểm soát ảnh hưỏng ngành cố định ở cấp phân loại hai chữ số sẽ không khả thi vì điều đó sè làm mất bậc tự do đáng kế. Thay vì thế, phưong trình 5 được ước lượng với sự kiểm soát một tập hợp đặc điềm tương tự như trong phưong trình 1, ngoại trừ việc các biến số bây giờ được định nghĩa ở cấp độ ngành. Thêm vào đó, như đề cập trên đây, một biến giả cho các ngành ‘bẩn’ và 'sạch1 cũng được đưa vào làm biến hồi qui.23 Các kết quá thu được từ việc ước lượng phưong trình 5 bàng phưong pháp bình phưong tối thiêu trọng so (WLS) được trình bày trong bảng 5. Các hệ số ước lượng của biến số thương mại có thế được giải thích là độ co giãn của ô nhiễm theo thuế quan (sự thay đổi ô nhiễm như một hệ quả của sự thay đổi một đơn vị thuế quan). Nghiên cứu phát hiện thấy ảnh hưỏng thương mại-ô nhiễm là một mối quan hệ nghịch biến và có ý nghĩa thống kê, cho thấy răng những ngành có báo hộ thuế quan tương đối thấp có xu hướng xả chất ô nhiễm nhiều hơn. Khi sử dụng cường độ ô nhiễm theo sản lượng, độ co giãn của ô nhiễm theo thuế quan dao động trong khoảng từ -0,27 đến -0,35. Điều này ngụ ý rằng việc giảm 10% thuế quan so vói mức bảo hộ bình quân trong một ngành sẽ dẫn đến sự gia tăng 2,7% - 3,5% chênh lệch ô nhiễm trong ngành đó.24 Cũng tưo*ng tự như các kết quả trên đây, ảnh hưởng thương mại mạnh nhât dược quan sát thấy trong trường hợp ô nhiễm không khí. Tuy nhiẻn, chênh lệch hệ số giữa các mô hình (nghĩa là sử dụng các biến phụ thuộc khác nhau) thì không có ý nghĩa thông kê.
Ảnh hưởng nghịch biến của tự do hóa thương mại ở cấp độ ngành cùng cố cho phát hiện của chúng ta về sự đánh đổi giừa thưong mại và môi trường
23 Đế kiếm định xem liệu có thể lý giái về mặt thống kê được không khi ta chia mẫu ra thành hai nhóm mầu nhỏ này, chúng tôi sứ dụng kiểm dịnh Wald (sứ dụng các ma trận phương sai-đồng phương sai) cho các thông số chung giừa hai nhóm. Như trình bày trong báng 8, giá thiết không của các thông sổ chung không thể bị bác bỏ trong tất cả các trường hợp (ngoại trừ kiêm dinh khi không có số hạng hàng số trong phép hồi qui ô nhiễm nước sứ dụng các hệ số việc làm).
24 Cùng nên lưu ý ràng ảnh hưởng của thương mại trong trường hợp này dược đánh giá bàne các chênh lệch ô nhicm liên ngành. Do đó, trong điều kiện các yếu tố khác không thay đối, các giá trị ước lượng không cho thắy sự thay đối mức ô nhiễm binh quân như trong phần trên (4.2).
190 KINH TÉ HỌC VÈ QUAN LÝ MÔI TRƯỜNG Ở VIỆT NAM
trong phân tích cấp độ doanh nghiệp. Do đó, nghiên cún này mang lại những bang chứng về mối quan hệ thương mại-môi trường ở Việt Nam thuyết phục hon so với trong nghiên cứu của Mani và Jha (2005), trong đó ảnh hường thương mại được thể hiện bằng một biến giả cho giai đoạn trưóc và sau khi ký kết Hiệp định thương mại song phương Việt-Mỹ. Các tác giả này tường thuật rằng không có sự thay đồi đáng kê về hàng xuất khẩu thâm dụng ô nhiễm trong giai đoạn sau hiệp định so với giai đoạn trước hiệp định.25 Phát hiện của chúng tôi đóng góp vào tập hợp các băng chứng không nhất quán về môi quan hệ thương mại-môi trường như đã trinh bày trên đây. Sự đánh đồi giữa tự do hóa thương mại và mỏi trường mà chúng tôi tìm thấy trong nghiên cún này ở Việt Nam cũng đã được phát hiện ở một số nước đang phát triển như Bangladesh, Chile, Ản Độ, Uganda (tất cả đều từ nghiên cún cứa Chương trình Môi trường Liên hiệp quốc, UNEP 1999), và Argentina (UNEP 2001), cũng như các nền kinh tế đang chuyển đối như Romania (ƯNEP 1999) và Nga (Cherp, Kopteva và Mnatsakanian 2003), trong đó người ta nhận thấy, tự do hóa thương mại như một cấu phân chính của các chương trình điêu chỉnh cơ' câu đã làm cho suy thoái môi trường càng trâm trọng hon. Câu chuyên tương tự cũng được tường thuật ở Trung Ọuốc trong nghiên cứu cùa Dean (2002) cho dù ông cung cấp nhung bãng chứng sâu xa hon rằng tăng trưởng thu nhập nhờ ngoại thương như một ảnh hưởng gián tiêp của tụ do hóa thương mại cuôi cùng sè áp đào anh hưởng tiêu cực trực tiêp của tự do hóa thương mại đối với môi trường.
Các giá trị ước lượng trong bảng 5 cho thấy ảnh hưởng của các đặc điếm khác của ngành đối với các chênh lệch ô nhiễm liên ngành và nói chung nhất quán vói các kết quả phân tích cấp độ doanh nghiệp, ơ cấp độ ngành, sự gia tăng 10% qui mô việc làm bình quân của một ngành sẽ dẫn đến tăng 2,05% - 4,46%
độ lệch của mức ô nhiễm của ngành đó so với bỉnh quân trọng số cũa ngành trên cá nước (xem phần Phương pháp luận). Mức tăng tương tự của vốn binh quân của ngành sẽ làm tăng 1,5% - 4,32% chênh lệch ỏ nhiễm của ngành đó, trong điêu kiện tất cá các yếu tố khác không dôi. Tỷ lệ lao động nừ có tương quan nghịch biên với chênh lệch ỏ nhiêm liên ngành. Ngoài ra, nghiên cứu cũng tìm thấy mối quan hệ có dạng chữ Ư ngược giữa cường độ ô nhiễm và thời gian hoạt động bình quân của ngành.
Các kết quả này cũng củng cố bằng chứng là các doanh nghiệp nhà nước trung ương gây ô nhiễm nhiều hon so với khu vực tư nhân trong nước. Xét bình quân và trong điều kiện tất cả các yếu tố khác không đôi. sự gia tăng tỷ trọng doanh nghiệp nhà nước trung ương thêm 10% trong ngành sê làm táng từ 1% — 3% tải lượng ô nhiễm của ngành đó so với binh quân trọng số khu vực công nghiệp chế tạo cả nước. Thêm vào đỏ, chúng tôi cung tìm được bang chửng cho
25 Mani và Jha (2005) sứ dụng dừ liệu cấp ngành hai chừ số từ cơ sớ dừ liệu GSO về các hoạt dộng công nghiệp trong giai đoạn 1997-2002 dè lập mô hình sán lượng (hay xuất khâu và dòng FD1) như một hàm sò theo sự kết hợp các yểu tỏ dầu vào. tái lượng ò nhiễm, và các bièn gia về tự do hóa thương mại.
KỈNH TÉ HỌC VỀ QUAN LÝ MỎI TRƯỜNG Ớ VIỆT NAM 191
thấy tuân thủ qui định lao động chung của ngành giúp giảm ỏ nhiễm công nghiệp. Giữ các yếu tố khác không đôi, gia tăng 10% tỷ lệ hợp đồng lao động dẫn đỏn giám 1% - 2% chênh lệch ô nhiễm. Các kết quá cũng cho thấy môi quan hệ nghịch biến giữa ứng dụng công nghệ thông tin cũng như tiến bộ công nghệ và ô nhiễm trong các ngành công nghiệp chế tạo ở Việt Nam. Cuôi cùng, các ngành ‘bân' gây ô nhiễm hơn từ 30% - 52% so với các ngành có chênh lệch ô nhiễm liên ngành âm.
Bảng 5. Thương mại và ô nhiễm môi trường: các kết quả hồi qui ỏ' cấp độ ngành (2002)
Biên phụ thuộc: chênh lệch ỏ nhiêm liên ngành, biêu thị bang sô thập phán
Nu ó c Không khí Chất đôc .. •
Thuế quan binh quân trọng số ngành ba chữ số -0,2907*** -0,3525* -0,2703**
(0,125) (0,201) (0,112)
Qui mô bình quân của ngành 0,3767** 0,1725 0,2864*
(0,184) (0,144) (0,153)
Vốn bình quân của ngành 0,3148 0,4318** 0,2937**
(0,244) (0,223) (0,134)
Tý lệ lao động nừ bình quân -0,1736*** -0,2815* -0,1885***
(0,046) (0,163) (0,063)
Thời gian hoạt động bình quân 0,0746 0,1241** 0.0832***
(0,06) (0,056) (0,022)
Sô hạng bậc hai cúa thòi gian hoạt động 0,1936* -0,1077 -0,0307
(0.121) (0,076) (0,045)
Tý trọng doanh nghiệp nhà nước trung ương 0,4667* 0,2593* 0,3648***
(0,277) (0,145) (0,123)
Tý trọng doanh nghiệp nhà nước địa phương -0 2998* 0,2215 0.1856*
(0,173) (2.171) (0 097)
Tý trọng doanh nghiệp đau tư nước ngoài -0,1597** -0,2238* -0,1079*
(0,068) (0,121) (0,06)
Ty lệ người lao dộng có hợp dồng -0,1641 -0,1846** -0 1228**
(0,142) (0,089) (0.051)
Số máy tính bình quân trên 1000 người lao động -0,0377 -0,0617** -0,0624**
(0,075) (0,03) (0,028)
ủ n g dụng công nghệ thông tin bình quân -0,0905* -0,1085*** -0,0635**
(0,052) (0,024) (0,027)
Tồng lương bình quân 0,1479*** 0,2865*** 0,1667*
(0,056) (0,103) (0,086)
Biến giả ngành ‘b â n ’ 0 4239** 0,2783 0,3747***
(0,204) (0,215) (0,144)
ỉ lang số -0,6843 -0,4737 -0,4547*
(0,744) (2,832) (0,265)
R2 không hiệu chinh 0,5197 0,5502 0,6128
Kiểm định Wald (1) - x (\ 21,109 18.051 14,978
192 KINH TẾ HỌC VỀ QUAN LÝ MÒI TRƯỜNG Ờ VIỆT NAM
Nuức Khỗng khí Chất độc
Kiểm định Wald (2) ~ X|4 14,572 13,165 17,375
Sô quan sát 68 68 68
Ghi chú:
(ì) R2 không hiệu chinh là moi tương quan bình phương giữa biến phụ thuộc thực tẽ và biên phụ thuộc dự đoản trong môi mỏ hình.
(2) Kiêm định Wald dược sư dụng dê kiêm định các tham số chung giữa cúc nhỏm ngành 'ban' và 'sạch'. Kiêm định Wald (ĩ) cho ta sự kiêm định chung về chênh lệch giữa ngành bân-sạch của tât cà các tham sô khác ngoài sô hạng hăng sô. Kiêm định Wald (2) cho ta sự kiêm định chung về chênh lệch giữa ngành bán-sạch của tât cà các tham sô bao gôm sô hạng hăng sô.
(3) * * * , * * , và * là các biên sô cỏ hệ sô ước lượng có ỷ nghĩa thông kê ở mức lân lượt là 0,01; 0,05; và 0, ỉ.