谷祖莎

［責任編輯:牟 進］

氣候變暖對人類生存環(huán)境的危害是當今世界面臨的最嚴峻的挑戰(zhàn)之一。大量CO2排放是導致全球氣候變暖的主要原因。國際能源局(IEA)的數(shù)據(jù)顯示，中國能源消耗所導致的二氧化碳排放量由1979年的14.31億噸躍升至2009年的68.77億噸，超越美國成為全球第一大溫室氣體排放國③數(shù)據(jù)來自CO2Emissions from Fuel Combustion(2011 Edition)，IEA，Paris.。在碳排放量迅速增長的同時，中國對外貿(mào)易飛速發(fā)展，貿(mào)易額從1979年2801億美元上升到2010年的29727.6億美元，成為世界第二大貿(mào)易國。正因如此，人們很自然地將快速增長的貿(mào)易與中國的碳排放聯(lián)系起來，認為貿(mào)易擴張是中國碳排放量持續(xù)增加的一大原因。因此，貿(mào)易對碳排放究竟產(chǎn)生了何種程度的影響成為學術界研究的重點。

一、文獻回顧

隨著全球氣候變暖問題的日益凸顯，有關貿(mào)易開放對CO2排放影響的問題引起了學術界廣泛關注。Machado(2001)分析了巴西19701992年的對外貿(mào)易碳含量，結果表明發(fā)達國家把碳含量高的產(chǎn)業(yè)轉移到了發(fā)展中國家④Machado，G.，Schaeffer，R，＆ Worrell E.，“Energy and Carbon Embodied in the International Trade of Brazil:an Input Output Approach”，Ecological Economics，2001，39(3):409 424.。Cole(2004)使用19801997年數(shù)據(jù)對OECD國家的環(huán)境庫茲涅茨曲線進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化減少了CO2排放⑤Cole，A.，“Trade，the Pollution Haven Hypothesis and the Environmental KuznetsCurve:Examing the Linkage”，Ecological Economics，2004，48(1):71 81.。Streteskya等(2009)利用19892003年169個國家的數(shù)據(jù)，研究了人均CO2排放與出口貿(mào)易之間的關系，分析結果表明出口貿(mào)易與CO2排放之間存在正相關關系①Streteskya，B.，Lynchb，A.，“A Cross national Study of the Association Betweenper Capita Carbon Dioxide Emissions and exports to the United States”，Social Science Research，2009，38(1):239 250.。蘭天(2004)使用中國30個省市的19952001年的面板數(shù)據(jù)，通過實證研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化減少了我國的CO2排放②蘭天:《貿(mào)易與跨國界環(huán)境污染》，北京:經(jīng)濟管理出版社，2004年。。齊曄等(2008)采用投入產(chǎn)出法估算了19972006年我國進出口貿(mào)易中的隱含碳，結果發(fā)現(xiàn)1997 2002年隱含碳凈出口量占當年碳排放總量的12% 14%，到2006年已達29.28%③齊曄等:《中國進出口貿(mào)易中的隱含碳估算》，《中國人口·資源與環(huán)境》2008年第3期。。任力等(2011)利用19952007年碳排放量的面板數(shù)據(jù)，研究我國東中西三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易密度、人均收入與二氧化碳排放量之間的關系。分析表明，三大區(qū)域的對外貿(mào)易密度都對人均碳排放有顯著的影響④任力等:《中國對外貿(mào)易與碳排放》，《經(jīng)濟學家》2011年第3期。。

目前，國內(nèi)基于分省的CO2排放數(shù)據(jù)研究貿(mào)易開放對碳排放影響的文獻比較有限，且多數(shù)采用的是靜態(tài)面板的OLS估計方法。因此本文利用中國19902010年29個省份⑤我們將重慶的數(shù)據(jù)都并入四川省進行統(tǒng)計。西藏的數(shù)據(jù)很少，所以本文分析不包括西藏自治區(qū)，同時也不包括香港、澳門和臺灣三個地區(qū)的數(shù)據(jù)。的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板及靜態(tài)面板不同的模型，從全國及區(qū)域?qū)用嫜芯抠Q(mào)易開放的碳排放效應，這對于我國貿(mào)易政策、產(chǎn)業(yè)政策及環(huán)保政策的制定將具有一定的指導意義。

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

考慮到CO2排放與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，研究貿(mào)易開放對CO2排放的影響必然不能忽略經(jīng)濟增長對CO2的作用，而環(huán)境庫茲涅茨曲線是一個有效的工具。同時因為任何經(jīng)濟因素變化本身均具有一定的慣性，前一期結果往往對后一期有一定影響。因此，本文參考Grossman和Krueger(1993)文獻中的EKC模型，同時考慮到中國各省區(qū)的CO2排放很可能存在滯后效應，建立如下貿(mào)易開放碳排放效應的動態(tài)模型:

其中，i表示省區(qū)截面單元，i=1，2...，30;t表示時間;TC表示二氧化碳排放總量。Y為人均GDP。TR、FD反映貿(mào)易開放程度，其中TR為對外貿(mào)易依存度，F(xiàn)D為外資依存度。GR為碳排放政府管制變量。為了消除異方差，對變量均做自然對數(shù)處理。

(二)數(shù)據(jù)說明

1.二氧化碳排放量估算。由于各省CO2排放數(shù)據(jù)我國目前沒有公開發(fā)表，必須通過能源消費、轉換活動進行估算。根據(jù)2006年聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)為京都協(xié)議書所制定的國家溫室氣體清單指南第二卷第六章所提供的參考方法，即CO2排放總量可根據(jù)各種能源消費所導致的CO2排放估算量加和得到，其公式如下:

其中，TC表示估算的各種能源消費的二氧化碳排放總量;i表示各種消費的能源，包括煤炭、石油、天然氣共三種;E為各種能源的消費總量，數(shù)據(jù)來自歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》;δ為碳排放系數(shù)，本文碳排放系數(shù)采用IPCC提供的數(shù)據(jù)，即煤炭、石油、天然氣的碳排放系數(shù)分別為0.7589、0.5857、0.4483;44和12分別為二氧化碳和碳的分子量。

2.人均GDP。借鑒以往研究，本文以人均GDP作為人均收入指標。各省人均GDP數(shù)據(jù)來自歷年各省統(tǒng)計年鑒。

3.地區(qū)貿(mào)易開放程度?？紤]到外資企業(yè)的進出口在我國對外貿(mào)易總額中所占比重超過50%，因此本文將貿(mào)易開放程度表示為外貿(mào)依存度和外資依存度兩部分。外貿(mào)依存度即進出口總額與GDP之比。外資依存度，用當年實際利用外商直接投資與GDP的比值來表示。數(shù)據(jù)來自于歷年各省統(tǒng)計年鑒及2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

4.碳排放政府管制變量。鑒于污染治理項目完成投資額可以反映政府在降低環(huán)境污染方面所付出的努力和決心，本文選取各省工業(yè)污染治理項目投資完成額與GDP的比值作為碳排放政府管制變量的替代變量。數(shù)據(jù)來自歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

表1、表2對面板數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計。在1990 2010年東部地區(qū)的人均GDP(以1990年不變價格計算)平均為9551.60元/人，遠高于全國平均水平6057.27元/人，中西部地區(qū)人均GDP分別為4314.08元/人、3608.05元/人，低于全國平均水平①根據(jù)國家發(fā)改委2000年33號文件，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省市;西部地區(qū)包括四川、內(nèi)蒙古、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個省市。。如果觀察21年平均的CO2排放水平，東部地區(qū)要高于中西部地區(qū)，東部地區(qū)在樣本期間的最大值為90901.2萬噸，且2010年CO2排放量全國排位前三位的省份都在東部地區(qū)，而中西部地區(qū)的最大值為53565.3萬噸、49125.1萬噸，也就是說，較高的人均產(chǎn)出具有較高的CO2排放。其次，東部地區(qū)的外貿(mào)依存度與外資依存度都遠高于中西部地區(qū)，且全國排位前三名的省份也全部集中在東部地區(qū)，說明東部地區(qū)的貿(mào)易開放程度較高。不過東部地區(qū)碳排放政府管制變量的均值卻小于中西部地區(qū)，且全國排位前三名的省份也都集中在中西部地區(qū)。

表1 全國面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

表2 三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

(二)實證模型的估計

方程(1)的解釋變量中出現(xiàn)了被解釋變量的滯后一期，這意味著解釋變量的內(nèi)生性問題難以避免。為了克服解釋變量內(nèi)生性問題，對于全國面板數(shù)據(jù)將主要采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計方法——GMM(廣義矩估計法)進行回歸。由于系統(tǒng)GMM估計相對差分GMM估計來說有著更好的有限樣本特征，且估計結果更加有效，因此我們使用系統(tǒng)GMM方法進行估計。而在系統(tǒng)GMM估計中，水平變量的滯后項是差分變量的工具變量，差分變量的滯后項又是水平變量的工具變量，這里就存在工具變量是否有效的問題。我們將采用Sargan檢驗及AR檢驗來進行判斷。系統(tǒng)GMM估計又可分為一步和兩步GMM估計，而兩步估計的標準差存在向下偏倚，雖然經(jīng)過Windmeijer(2005)的修正其偏倚會減小，但兩步GMM估計量的漸進分布不可靠，因此在本文估計中將采用一步系統(tǒng)廣義矩估計。為了能夠了解三大區(qū)域貿(mào)易的碳排放效應，本文將同時對東中西三大區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進行靜態(tài)面板估計(由于GMM估計結果在小樣本下無效)。

表3給出了模型的估計結果。模型1是采用系統(tǒng)GMM法對全國面板數(shù)據(jù)進行估計的結果。Sargan檢驗接受原假設，表明所選取的工具變量是有效的。AR(1)檢驗拒絕原假設而AR(2)接受原假設，說明隨機擾動項存在一階序列相關但不存在二階序列相關?？紤]到當GMM估計所使用的樣本太少或工具變量較弱時，其估計量會產(chǎn)生較大偏倚，此處運用Bond(2002)所提出的判斷出現(xiàn)較大偏倚的一種方法，即將GMM與混合最小二乘法、固定效應的估計量進行對比，看被解釋變量滯后項的GMM估計系數(shù)是否介于二者之間。由表3可知，一步系統(tǒng)GMM估計結果并沒有出現(xiàn)較大偏倚。

表3 被解釋變量為LnTC的實證估計結果

(三)全國層面分析

從模型1的估計結果可看出，大部分解釋變量都較顯著。碳排放量的一期滯后值對當期碳排放量有顯著的正相關影響，彈性系數(shù)達到0.94。碳排放的一期正動態(tài)性說明碳排放具有一定慣性，即存在路徑依賴現(xiàn)象，當期排放量相對前期值不會陡然增加或者減少，這符合現(xiàn)實中經(jīng)濟存在的一般慣性;人均GDP的一次項和一次項系數(shù)分別為0.82和－0.05，且在1%水平上顯著，這說明人均GDP和CO2排放量呈顯著倒U型，從而在全國這個樣本驗證了二氧化碳庫茲涅茨假說(CKC)，這一方面表明我國能源使用效率和經(jīng)濟結構特征決定了經(jīng)濟發(fā)展對能源消耗的高依賴度，同時也意味著我國未來的經(jīng)濟發(fā)展和人均收入提高將有助于碳排放水平的下降。對外貿(mào)易依存度的碳排放彈性系數(shù)為0.06，回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為正，說明對外貿(mào)易依存度對CO2排放量具有正效應，即CO2排放總量隨著對外貿(mào)易依存度的不斷提高而增加，中國的對外貿(mào)易對環(huán)境的影響是負面的，即在大量“中國制造”走向世界的同時，消耗了大量能源和資源，促使了CO2排放的增長。而外資依存度的系數(shù)為負，表明FDI對CO2排放總量存在負效應，即CO2排放總量將隨FDI占GDP比重的上升而減少，但是該系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著。政府管制變量與CO2排放呈顯著正相關，雖然人們普遍認為政府的管制政策是控制碳排放的必要手段，然而本文估計結果顯示政府管制措施并未達到有效的目的。如何理解這一結果呢?正如人們對政府政策實施的普遍質(zhì)疑，政府管制措施是否有效，還取決于企業(yè)的預期反應、信息不對稱帶來的監(jiān)督難題以及高昂的管制成本，尤其是政府往往也面臨著嚴格管制所帶來的成本與收益決策問題，影響了政府環(huán)保管制政策的實施效果。

(四)三大區(qū)域比較分析

模型46描述了三大區(qū)域的估計結果。我們主要考察的是三大區(qū)域的截面差異，而不考慮區(qū)域內(nèi)部省份個體的變化，因此將不考慮變系數(shù)模型。在進行估計時，首先對模型進行了混合最小二乘估計，通過個體影響的F檢驗，又經(jīng)過Hausman檢驗，支持固定效應模型。三個模型的估計結果顯著，擬合優(yōu)度都為99%。但三大區(qū)域的估計結果存在較大差異。

1.人均GDP與碳排放曲線呈不同形狀。東部地區(qū)LnY的系數(shù)為1.85，(LnY)2的系數(shù)為－0.06;中部地區(qū)LnY的系數(shù)為0.17，(LnY)2的系數(shù)為－0.05，均通過了顯著性水平檢驗。表明東部和中部地區(qū)人均GDP和CO2排放量呈顯著的倒U型，CKC假說成立。西部地區(qū)LnY的系數(shù)為－0.41，(LnY)2的系數(shù)為0.03，均通過了5%的顯著性水平檢驗。由于西部地區(qū)LnY的系數(shù)為負，(LnY)2的系數(shù)為正，所以，西部地區(qū)的碳排放曲線呈現(xiàn)正U型，CKC假說不成立。究其原因，本文認為，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較落后，工業(yè)制造業(yè)企業(yè)較少，隨著經(jīng)濟增長，碳排放會減少。但達到拐點后，經(jīng)濟發(fā)展到了一定的階段時，大量基礎設施投資，導致能源消費的激增，此后產(chǎn)生的碳排放將日益增多。

2.貿(mào)易開放度與碳排放的相關性各異。東部地區(qū)外貿(mào)依存度與CO2排放呈負相關，但在統(tǒng)計上并不顯著，說明東部地區(qū)對外貿(mào)易商品結構已經(jīng)發(fā)生了一定變化，低碳產(chǎn)品出口比重的提高導致對外貿(mào)易依存度提高降低了碳排放量，只是目前來講這種影響還不顯著。外資依存度與CO2排放總量也呈負相關，且通過了較高的顯著性檢驗。當外資依存度提高1%，CO2排放將降低約0.12%，這個結果是由于FDI的技術溢出帶來的，說明FDI的流入在一定程度上改善了東部的環(huán)境質(zhì)量;中部地區(qū)外貿(mào)依存度與CO2排放呈正相關，在1%的水平上顯著，表明外貿(mào)依存度增加1%，二氧化碳排放量相應增加0.13%左右，即在中部地區(qū)對外貿(mào)易規(guī)模的擴大顯著增加了CO2排放量。由表3可見，與全國及其他兩個區(qū)域相比，中部地區(qū)貿(mào)易規(guī)模對CO2排放的影響最大。這一方面因為中部地區(qū)承接了東部地區(qū)的高耗能產(chǎn)業(yè)轉移，另一方面可能和中部地區(qū)的資源稟賦有很大關系，中部的山西、河南等地均是產(chǎn)煤大省，能源消費結構中煤炭消費比重較大，導致中部地區(qū)高耗能產(chǎn)品出口比重高于全國其他區(qū)域。中部地區(qū)雖然與東部地區(qū)同樣外資依存度與CO2排放總量也呈負相關，且在5%水平上顯著，但彈性系數(shù)很小。西部地區(qū)外貿(mào)依存度和外資依存度都與CO2排放呈正相關，但在統(tǒng)計上都不顯著。說明西部地區(qū)對外貿(mào)易和利用外資對碳排放雖有一定負面影響，但由于對外貿(mào)易和利用外資規(guī)模在GDP中所占比重都很小，所以貿(mào)易的碳排放效應不明顯。

3.政府管制與碳排放的相關性不同。東部地區(qū)政府管制措施對碳排放表現(xiàn)出一定的積極效果，這說明經(jīng)濟相對發(fā)達的東部地區(qū)，人們對環(huán)境質(zhì)量的需求相對較高。相反，中部和西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展的水平的限制，人們還處于對環(huán)境質(zhì)量較低的需求水平上，政府管制措施與碳排放的相關性表明現(xiàn)行政府管制措施不利于環(huán)境保護，需加大治理力度。

四、結論與政策建議

本文利用1990 2010年中國29個省的面板數(shù)據(jù)對我國及三大區(qū)域貿(mào)易的碳排放效應進行了實證檢驗及分析，主要結論如下:(1)全國動態(tài)面板模型的計量結果顯示，碳排放不僅存在路徑依賴現(xiàn)象而且也在全國范圍內(nèi)驗證了CKC曲線假說;外貿(mào)依存度對碳排放具有顯著的正效應，而外資依存度對碳排放具有負效應，但并不顯著;政府管制變量與CO2排放呈顯著正相關。(2)區(qū)域靜態(tài)面板模型的估計結果表明，區(qū)域差異明顯。東部和中部地區(qū)人均GDP與CO2排放量呈顯著的倒U型，CKC假說成立，但西部地區(qū)的碳排放曲線呈現(xiàn)正U型，CKC假說不成立;東部地區(qū)外貿(mào)依存度與外資依存度對碳排放都具有負效應，但前者在統(tǒng)計上并不顯著;中部地區(qū)外貿(mào)依存度對碳排放具有顯著正效應，而外資依存度對碳排放具有顯著負效應;西部地區(qū)外貿(mào)依存度和外資依存度與碳排放都具有正效應，但在統(tǒng)計上都不顯著;東部地區(qū)政府管制措施對CO2排放具有負的效應且在統(tǒng)計上顯著，而中西部地區(qū)政府管制措施CO2排放都具有正的效應且在統(tǒng)計上顯著。

針對本文結論，筆者提出如下政策建議:

第一，大力發(fā)展低碳型貿(mào)易產(chǎn)業(yè)。以上結論說明我國大部分區(qū)域到目前為止對外貿(mào)易的深化仍是以碳排放增長為代價的。因此，必須從根本上改變貿(mào)易增長以高碳排放為代價的外延式增長模式。加快向低碳貿(mào)易新戰(zhàn)略轉型。為實現(xiàn)轉型，國家一方面應建立進口制成品替代戰(zhàn)略，鼓勵初級產(chǎn)品及高碳密集型產(chǎn)品的進口。另一方面，改變出口中高碳排放、高能耗、資源性初級產(chǎn)品的出口結構與數(shù)量，發(fā)展低碳型貿(mào)易產(chǎn)業(yè)，鼓勵低耗能產(chǎn)品的出口。

第二，加強碳排放政府規(guī)制的監(jiān)督執(zhí)行。本文結論表明，除東部地區(qū)外，全國及中西部地區(qū)的碳排放政府管制措施與CO2排放都呈著正相關，這與普遍預期相反的結論可能說明政策選擇上存在適用性問題，但本文認為主要原因在于政策措施監(jiān)督執(zhí)行不力。因此，我國一方面應進一步完善政府規(guī)制，另一方面應加強規(guī)制的執(zhí)行力度。由于環(huán)保規(guī)制的實施牽涉到各種集團的利益，特別是部分地方政府出于自身經(jīng)濟利益考慮在執(zhí)行時睜一只眼閉一只眼，致使我國的環(huán)保規(guī)制在實施過程中受到較大阻力。因此，政府不但要頒布環(huán)境保護的政策措施而且還要在全國特別是中西部加強監(jiān)督，以保證環(huán)保管制的實施效果。

第三，爭取獲得發(fā)達國家的低碳技術轉讓與綠色基金支持。由于在國際產(chǎn)業(yè)分工中我國處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端，生產(chǎn)和出口了大量的高碳排放的廉價產(chǎn)品，承擔了大量本應由貿(mào)易伙伴國，特別是發(fā)達國家完成的CO2排放量。我國應在堅持“共同但有區(qū)別的責任”的條件下，充分利用當前國際清潔發(fā)展機制、多國基金機制，以及坎昆會議中提出的綠色基金機制，尋求更多的國際低碳技術轉讓與資金支持。