中華人民共和國(guó)最高法院 王 斌

研究顯示，中國(guó)的出口貿(mào)易與碳排放增加有著直接關(guān)系，英國(guó)Tyndall中心氣候變化研究部門從“碳出口”的角度研究中國(guó)出口貿(mào)易與碳排放的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)2004年中國(guó)的凈出口帶來(lái)的二氧化碳排放占二氧化碳排放總量的23%(當(dāng)年中國(guó)的二氧化碳排放總量是4.73Gt);中國(guó)凈出口帶來(lái)的二氧化碳排放相當(dāng)于同年日本的二氧化碳總排放量，是德國(guó)、澳大利亞的排放總量之和，是英國(guó)排放總量的2倍多。據(jù)國(guó)際能源機(jī)構(gòu)統(tǒng)計(jì)，中國(guó)為外國(guó)消費(fèi)者生產(chǎn)產(chǎn)品而產(chǎn)生的碳排放量占據(jù)中國(guó)溫室氣體排放總量的1/3。清華大學(xué)根據(jù)公式“碳排放增長(zhǎng)=能源使用量及人口等的增長(zhǎng)+能源效率+貿(mào)易”分析和計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，中國(guó)約1/4的碳排放來(lái)源于貿(mào)易順差。①碳排放交易:國(guó)家貿(mào)易中的中國(guó)出口企業(yè)減少碳排放的意義［OL］，http://www.tanpaifang.com.

由于碳排放總量在世界排名第一，中國(guó)一度被貼上“世界上最大的溫室氣體排放國(guó)和嚴(yán)重的污染者”的標(biāo)簽。長(zhǎng)期以來(lái)，投資和出口貿(mào)易是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接推動(dòng)力量，那么出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和碳排放之間存在著什么樣的關(guān)系呢?自本次金融危機(jī)之后，國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不確定性凸顯，我國(guó)的出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都面臨著關(guān)鍵的轉(zhuǎn)型期。本文在已有的出口貿(mào)易與碳排放關(guān)系的研究基礎(chǔ)上，引入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一變量，運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，利用1978～2012年的有關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放量之間的協(xié)整與因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，力圖探究三者之間的內(nèi)在聯(lián)系，而后結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與生態(tài)文明體制改革提出相應(yīng)的對(duì)策建議。

一、碳排放量的測(cè)算

我國(guó)目前并不存在對(duì)碳排放量的直接統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此需要根據(jù)各年份能源消耗情況及相關(guān)能源的碳排放系數(shù)進(jìn)行估算。①?gòu)漠?dāng)前的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)看，我國(guó)碳排放有95%來(lái)自于化石燃料的消耗，所以本文將化石燃料消耗作為主要碳源(水電、風(fēng)電以及核電等產(chǎn)生的碳排放忽略不計(jì))。參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者的碳排放分解模型，采用公式:

其中，TC表示能源消耗所產(chǎn)生的碳排放總量，Ci表示第i類能源所產(chǎn)生的碳排放量，εi表示第i類能源的碳排放系數(shù)，θi表示第i類能源占總能源消耗的比重，E表示能源消費(fèi)總量。

表1是整合大量文獻(xiàn)中常用方法后收集出來(lái)的權(quán)威機(jī)構(gòu)研究確定的碳排放系數(shù)，本文采用它們的均值作為最終的各碳源的碳排放系數(shù)。②陸正南、王穎婕:《對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)碳排放的影響分析》，載于《技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究》，2013年第10期。結(jié)合表1中的均值系數(shù)，利用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的我國(guó)能源消耗數(shù)據(jù)中煤炭、石油及天然氣的消耗數(shù)據(jù)，根據(jù)上述公式即可計(jì)算整理得出我國(guó)1978～2012年的碳排放總量。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型設(shè)定。

本文的數(shù)據(jù)樣本選取1978～2012年的年度出口額、人均GDP及能源消耗數(shù)據(jù)(1978～2011年數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2012年數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)經(jīng)濟(jì)網(wǎng))，按照排放系數(shù)計(jì)算出年度碳排放總量。以碳排放總量為因變量，對(duì)出口總額(百萬(wàn)美元)、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(元)與碳排放總量(萬(wàn)噸)三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究。③選用出口總額作為自變量之一是因?yàn)閷?duì)外貿(mào)易中出口產(chǎn)品會(huì)產(chǎn)生本國(guó)碳排放。建立如下計(jì)量模型:

其中，logCEt表示t時(shí)期的碳排放總量的對(duì)數(shù)值，logEXt表示t時(shí)期的出口總額的對(duì)數(shù)值，logPGDPt表示t時(shí)期的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值。β1表示出口貿(mào)易對(duì)碳排放的貢獻(xiàn)效應(yīng)，如果β1為負(fù)值，說(shuō)明出口貿(mào)易具有“減排”效應(yīng)，如果β1為正值，說(shuō)明出口貿(mào)易具有“增排”效應(yīng)。由于我國(guó)當(dāng)前的出口貿(mào)易處于粗放型發(fā)展階段，出口貿(mào)易大多數(shù)是高能耗、高污染和高排放的產(chǎn)品，所以預(yù)期實(shí)證結(jié)果β1為正值。β2代表著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放之間的關(guān)系，這與一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有關(guān)，如果β2為正值，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有“增排”效應(yīng)，反之則具有“減排”效應(yīng)。理論研究表明，當(dāng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過(guò)某一臨界值以后，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)降低碳排放，而在此之前，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)增加碳排放。

表1 碳排放系數(shù)計(jì)算

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明。

表2列出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)量，三個(gè)變量1978～2012年的年度數(shù)據(jù)的樣本觀測(cè)值個(gè)數(shù)都為35個(gè)。從中可以發(fā)現(xiàn):三個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差都很大，說(shuō)明各變量的觀察值的離散程度很大;偏度值均大于0，說(shuō)明序列分布為右偏;碳排放總量的峰度值小于3，說(shuō)明其分布的凸起程度比正態(tài)分布小，出口總額與人均GDP的峰度值大于3，說(shuō)明二者的分布呈尖峰狀態(tài)。從雅克—貝拉檢驗(yàn)(Jarque-Bera檢驗(yàn))的相伴概率P值來(lái)看，在5%的顯著性水平下，都不能接受原假設(shè)，即三個(gè)變量序列分布均不服從正態(tài)分布，但在10%的顯著性水平下，碳排放總量服從正態(tài)分布。表3列出了三個(gè)變量之間的相關(guān)性系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)三個(gè)變量彼此之間都存在著高度相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)高達(dá)98%以上，說(shuō)明出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放總量之間存在一定程度的內(nèi)生性作用。

從圖1可得出，碳排放總量、出口貿(mào)易總額以及人均GDP均隨著時(shí)間的推移呈逐步上升的趨勢(shì)，其中 logCE與 logEX曲線呈交叉狀，在1991年之前，logCE位于logEX之上，呈顯著收斂趨勢(shì)，1991年之后logEX曲線開始位于logCE曲線之上并呈現(xiàn)出明顯的擴(kuò)散趨勢(shì);logCE與logPGDP曲線長(zhǎng)期來(lái)看呈逐步收斂的態(tài)勢(shì)，尤其在2001年(中國(guó)加入WTO)以后，二者的差距明顯縮小;平均來(lái)看，logEX與logPGDP曲線呈現(xiàn)出平行的增長(zhǎng)勢(shì)頭，二者之間的差距基本保持不變。從碳排放總量、出口總額、人均GDP的同趨勢(shì)變化率中可以推斷出三者之間存在某種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系(見圖2)。接下來(lái)本文將運(yùn)用分析工具Eviews 6.0采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法驗(yàn)證這種推斷是否正確，從而進(jìn)一步分析它們之間的關(guān)系。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)量

表3 變量之間的相關(guān)性

圖1 log(CE)、log(EX)、log(PGDP)的同向變動(dòng)趨勢(shì)

圖2 碳排放總量、出口總額、人均GDP同比增長(zhǎng)率的變動(dòng)趨勢(shì)

三、檢驗(yàn)與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

為了避免出現(xiàn)時(shí)間序列的“虛假回歸”問(wèn)題，首先對(duì)1978～2012年碳排放總量、出口貿(mào)易總額以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以測(cè)度變量是否滿足平穩(wěn)性條件。同時(shí)采取常用的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法ADF檢驗(yàn)與PP檢驗(yàn)，如果兩種方法的檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明變量符合平穩(wěn)性條件。從變量序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果(表4、表5、表6)可以得出，在9%的顯著性水平下，log(CE)、log(EX)、log(PGDP)的一階差分序列均通過(guò)了ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn);在1%的顯著性水平下，log(CE)、log(EX)、log(PGDP)的二階差分序列均通過(guò)了ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，說(shuō)明三個(gè)變量可進(jìn)行協(xié)整分析。

(二)協(xié)整分析。

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，log(CE)、log(EX)、log(PGDP)在9%的顯著性水平下都是一階單整，在1%的顯著性水平下都是二階單整，說(shuō)明可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用擴(kuò)展的EG檢驗(yàn)(基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn))，設(shè)置log(CE)為被解釋變量，log(EX)和log(PGDP)為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)并檢驗(yàn)殘差序列是否平穩(wěn)。如果殘差項(xiàng)序列平穩(wěn)，則說(shuō)明這些變量存在協(xié)整關(guān)系。

由殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果得出，三個(gè)變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可以看出，log(EX)的回歸系數(shù)為0.3586，且其t檢驗(yàn)值在1%的水平下顯著，說(shuō)明出口貿(mào)易與碳排放總量之間具有正向作用關(guān)系，log(PGDP)的回歸系數(shù)為-0.0148，說(shuō)明人均GDP對(duì)碳排放總量具有反向作用關(guān)系。表7的結(jié)論表明，出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放總量之間存在協(xié)整關(guān)系，但是否存在具體的因果關(guān)系，需要進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表4 log(CE)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5 Log(EX)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表6 Log(PGDP)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表7 OLS殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(三)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了 log(CE)、log(EX)、log(PGDP)這三個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，但是不能說(shuō)明因果關(guān)系的具體方向，因此為了研究這三個(gè)變量之間具體的因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法。由于被檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性的影響以及樣本容量長(zhǎng)度的影響等，不同的滯后期長(zhǎng)度可能會(huì)得到不同的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，因此為了盡量避免隨機(jī)干擾項(xiàng)等因素的影響，本文分別進(jìn)行了滯后期長(zhǎng)度為1-4階的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下:

1.關(guān)于出口貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系:在1-4期滯后的檢驗(yàn)結(jié)果中，在5%的顯著性水平下，模型始終拒絕“Log(CE)不是 Log(EX)的Granger原因”的假設(shè)，當(dāng)滯后期為3-4期時(shí)，在10%的顯著性水平下，模型拒絕“Log(EX)不是Log(CE)的Granger原因”的假設(shè)。據(jù)此可判斷，當(dāng)前我國(guó)碳排放總量與出口貿(mào)易之間是雙向的格蘭杰因果關(guān)系，并且碳排放總量的增加更大程度的影響著出口貿(mào)易的增加。這是因?yàn)樽愿母镩_放開始，我國(guó)的出口貿(mào)易的增長(zhǎng)主要依賴于加工貿(mào)易，并且這類貿(mào)易是靠附加值低的高資源消耗、高能耗、高污染的低端產(chǎn)品拉動(dòng)。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2002～2007年間，加工貿(mào)易在當(dāng)年中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的占比超過(guò)50%，近年來(lái)占比徘徊在45%左右。由于缺乏高技術(shù)水平的研發(fā)能力，我國(guó)絕大多數(shù)加工貿(mào)易在全球制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條中都處于經(jīng)濟(jì)附加值極低的環(huán)節(jié)。

表8 各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.關(guān)于人均GDP與出口貿(mào)易之間的關(guān)系:在滯后期為1-4的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中，在5%的顯著性水平下，同時(shí)都拒絕“Log(PGDP)不是Log(EX)的Granger原因”的假設(shè)和“Log(EX)不是 Log(PGDP)的Granger原因”的假設(shè)，說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口貿(mào)易是相互促進(jìn)的關(guān)系。從外貿(mào)依存度的變化來(lái)看，入世后我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口貿(mào)易總額以年平均22.6%的增速發(fā)展著。2002～2012年間我國(guó)外貿(mào)依存度一直居高不下，幾乎所有年份都超過(guò)了50%，其中2005年、2006年、2007年這三年更是超過(guò)了60%，平均依存度達(dá)到了53.9%。①數(shù)據(jù)來(lái)源:根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)相關(guān)數(shù)據(jù)整理。從出口貿(mào)易看，我國(guó)出口總額占GDP的比重從1978年的4.6%持續(xù)上升至2006年的35.87%，受美國(guó)次貸危機(jī)等因素的影響，從2007年開始，出口總額占GDP比重開始有所下降，但2009～2012年間，比重一直維持在25%上下。②數(shù)據(jù)來(lái)源:同上。

3.關(guān)于人均GDP與碳排放之間的關(guān)系:當(dāng)滯后期為2和4時(shí)，在6%的顯著性水平下，拒絕“Log(PGDP)不是 Log(CE)的 Granger原因”的假設(shè);當(dāng)滯后期為1、3、4 時(shí)，拒絕“Log(CE)不是Log(PGDP)的Granger原因”的假設(shè)。說(shuō)明碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著相互的作用，二者之間存在著一種相互制約相互依賴的關(guān)系。結(jié)合協(xié)整回歸結(jié)果可得出，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)達(dá)到一定規(guī)模后，經(jīng)濟(jì)的繼續(xù)增長(zhǎng)會(huì)降低碳排放，反過(guò)來(lái)碳排放在一定程度上也會(huì)制約經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這與理論預(yù)期結(jié)果一致，同時(shí)也在提示我們，只要我國(guó)轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，進(jìn)一步科學(xué)發(fā)展經(jīng)濟(jì)，其結(jié)果是實(shí)現(xiàn)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”與“生態(tài)保護(hù)”的雙贏局面。

四、結(jié)論與對(duì)策建議

平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整分析結(jié)果表明，出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放三者之間確實(shí)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系;格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，碳排放與出口貿(mào)易，出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放之間存在著雙向的格蘭杰因果關(guān)系，而且相互之間的作用非常明顯。有鑒于此，結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和生態(tài)文明體制建設(shè)，本文從以下幾個(gè)方面提出對(duì)策建議:

(一)優(yōu)化貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

實(shí)證分析表明，長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)排放總量與出口貿(mào)易之間存在雙向引導(dǎo)關(guān)系，并且我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)貿(mào)易優(yōu)勢(shì)依賴于高消耗的貨物貿(mào)易。降低出口貿(mào)易的“增排”效應(yīng)首先要優(yōu)化貨物貿(mào)易的結(jié)構(gòu)。其一，實(shí)現(xiàn)貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)內(nèi)部的“產(chǎn)業(yè)化升級(jí)”，減少廉價(jià)初級(jí)產(chǎn)品的出口，重點(diǎn)支持和鼓勵(lì)知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的出口。通過(guò)制定“低碳產(chǎn)品出口名錄”的方式鼓勵(lì)綠色產(chǎn)品出口，同時(shí)以長(zhǎng)期利益為導(dǎo)向，對(duì)高排放、低附加值的產(chǎn)品要取消出口退稅或提高準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)來(lái)限制其大量生產(chǎn)和出口。其二，從“加工”的貿(mào)易職能向“設(shè)計(jì)+加工”轉(zhuǎn)變，最終向“設(shè)計(jì)”轉(zhuǎn)變?，F(xiàn)階段我國(guó)絕大多數(shù)加工貿(mào)易的貿(mào)易職能僅僅體現(xiàn)在“加工”二字上，并不擁有自己的知識(shí)產(chǎn)權(quán)，獲取的收益絕對(duì)部分是一種勞動(dòng)報(bào)酬。轉(zhuǎn)變這樣境況的唯一途徑就是在“加工”中融入自己的“設(shè)計(jì)與創(chuàng)新”并形成自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)，減少資源消耗并降低排放。其三，要充分利用稅收、投資基金、信貸額度、補(bǔ)貼、獎(jiǎng)勵(lì)等市場(chǎng)化與非市場(chǎng)化的政策工具，激勵(lì)企業(yè)自我減排，提高減排技術(shù)的開發(fā)和推廣力度。

(二)大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易。

從根本上講，貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易是互促互進(jìn)的。除了貨物貿(mào)易的開展需要傳統(tǒng)的運(yùn)輸、保險(xiǎn)和結(jié)算服務(wù)外，有些貨物貿(mào)易還會(huì)增加對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)或新興服務(wù)的需求。2012年，中國(guó)服務(wù)業(yè)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，已和工業(yè)基本持平，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額達(dá)到了4706億美元，成為世界第三大服務(wù)貿(mào)易大國(guó)。①《中國(guó)服務(wù)貿(mào)易仍存缺陷》，載于《中國(guó)產(chǎn)經(jīng)新聞報(bào)》，2013年11月3日。伴隨服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口已經(jīng)呈現(xiàn)出一定的結(jié)構(gòu)優(yōu)化態(tài)勢(shì)，比如商業(yè)服務(wù)貿(mào)易、文化娛樂(lè)業(yè)貿(mào)易在出口貿(mào)易中的占比逐年上升。從貿(mào)易的結(jié)構(gòu)入手，利用中國(guó)貨物貿(mào)易發(fā)展較好的形勢(shì)，采取相應(yīng)措施重點(diǎn)擴(kuò)大與貨物貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系緊密的新興服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的出口，即通訊服務(wù)、金融服務(wù)、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)、咨詢和廣告宣傳等相關(guān)領(lǐng)域，將中國(guó)貨物貿(mào)易發(fā)展的優(yōu)勢(shì)發(fā)揮到服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域。②盧仁祥:《服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系研究》，上海社會(huì)科學(xué)院博士論文，2011年。與此同時(shí)，我們要清晰地認(rèn)識(shí)到，目前勞動(dòng)力資源依然是我國(guó)貿(mào)易的比較優(yōu)勢(shì)，伴隨外部市場(chǎng)擴(kuò)大和本次金融危機(jī)影響減弱，旅游服務(wù)、建筑服務(wù)在出口貿(mào)易中的比重會(huì)從現(xiàn)在的10%左右的基礎(chǔ)上繼續(xù)擴(kuò)大。通過(guò)勞動(dòng)密集型和技術(shù)、資本密集型服務(wù)貿(mào)易相互協(xié)調(diào)發(fā)展來(lái)提升服務(wù)貿(mào)易的水平，會(huì)改善貿(mào)易帶來(lái)的碳排放問(wèn)題。

(三)制度規(guī)范與技術(shù)開發(fā)齊頭并進(jìn)，全面發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)。

結(jié)合協(xié)整回歸結(jié)果與格蘭杰因果關(guān)系分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)達(dá)到一定規(guī)模后具有“減排”效應(yīng)，同時(shí)，碳排放在一定程度上也會(huì)制約經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這一結(jié)論打破了“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”與“環(huán)境保護(hù)”之間的悖論。全面發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)，其要義就是將“降低碳排放”的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)規(guī)范化、制度化，利用產(chǎn)權(quán)的手段，通過(guò)各項(xiàng)可測(cè)量指標(biāo)來(lái)界定碳排放的權(quán)利與義務(wù)范圍。與此同時(shí)，在適當(dāng)引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的研究成果的同時(shí)，全方位鼓勵(lì)和支持我國(guó)自主低碳技術(shù)的研發(fā)與利用，在開發(fā)廉價(jià)、清潔、高效的低排放能源技術(shù)上搶占先機(jī)，這不僅需要強(qiáng)大的科研技術(shù)做支撐，更是需要大批優(yōu)秀的科研人員。由此在制度規(guī)范與技術(shù)開發(fā)雙管齊下的基礎(chǔ)上，鼓勵(lì)和倡導(dǎo)全民踐行低碳生活，全面發(fā)展本國(guó)的低碳經(jīng)濟(jì)。

［1］陸正南、王穎婕:《對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)碳排放的影響分析》，載于《技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究》，2013年第10期。

［2］劉國(guó)平、諸大建:《中國(guó)碳排放、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與福利關(guān)系研究》，載于《財(cái)貿(mào)研究》，2011年第6期。

［3］王保滔、張婷:《對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整與因果關(guān)系》，載于《價(jià)值工程》，2013年第13期。

［4］許廣月、宋德永:《我國(guó)出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放關(guān)系的實(shí)證研究》，載于《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》，2010年第1期。

［5］盧名輝、周明生:《中國(guó)國(guó)內(nèi)貿(mào)易、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)研究》，載于《南京師大學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》，2008年第5期。

［6］刁鵬、許燕等:《遼寧省出口貿(mào)易與碳排放量關(guān)系的實(shí)證分析》，載于《對(duì)外經(jīng)貿(mào)》，2013年第5期。

［7］李麗平、任勇、田春秀:《國(guó)際貿(mào)易視角下的中國(guó)碳排放責(zé)任分析》，載于《環(huán)境保護(hù)》，2008年第3期。

［8］盧仁祥:《服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系研究》，上海社會(huì)科學(xué)院博士論文，2011年。