張海玲

(山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

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環(huán)境管制下中國出口貿(mào)易的CO2排放效應(yīng)研究

張海玲

(山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

文章首先在理論上探討了出口貿(mào)易的CO2排放效應(yīng)以及發(fā)達(dá)國家環(huán)境管制政策對于中國出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的影響，隨后利用2001年-2010年中國17個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)對理論分析結(jié)果進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示，中國出口貿(mào)易有利于CO2排放水平的下降，加入中國環(huán)境管制因素進(jìn)一步擴(kuò)大了出口貿(mào)易的CO2排放效應(yīng)；在中國環(huán)境管制的作用下，Annex B國家單方面地強(qiáng)化環(huán)境管制政策并未引起中國發(fā)生碳泄漏現(xiàn)象。

環(huán)境管制；出口貿(mào)易；CO2排放效應(yīng)

一、引言

根據(jù)國際能源機(jī)構(gòu)的統(tǒng)計顯示，1971年中國(包含香港在內(nèi))由于化石燃料的燃燒引起的CO2排放量約為8億噸，到了2011年這一數(shù)據(jù)增加到80億噸左右，占到全球CO2排放總量的25%。一些學(xué)者通過對CO2排放的測算認(rèn)為出口貿(mào)易是導(dǎo)致中國CO2排放大幅度攀升的重要原因(Shui and Harriss，2006；孫小羽等，2008；劉強(qiáng)等，2009；齊曄等，2009)，其他一些學(xué)者則從國家間環(huán)境管制政策差異角度解釋了出口貿(mào)易對于CO2排放的影響，認(rèn)為發(fā)達(dá)國家單方面地強(qiáng)化環(huán)境管制導(dǎo)致了以中國為首的發(fā)展中國家發(fā)生“碳泄漏”現(xiàn)象(Glen and Edgar，2010；Fowlie，2009；Elliott，2008)。美國、歐盟等發(fā)達(dá)國家認(rèn)為，“碳泄漏”現(xiàn)象的發(fā)生有悖于其環(huán)境管制的初衷，因此將會對來自于發(fā)展中國家的進(jìn)口產(chǎn)品采取懲罰措施。

上述學(xué)者的觀點(diǎn)并未考慮中國等發(fā)展中國家的環(huán)境政策因素。出口貿(mào)易的擴(kuò)大有利于一國人均收入水平的增加，內(nèi)生條件下人均收入的增加將會促使政府部門強(qiáng)化環(huán)境管制政策，從而有利于CO2排放水平的下降，因此出口貿(mào)易對于一國CO2排放水平的影響并不明確(Copeland and Taylor，2003)。本文將建立一個系統(tǒng)的理論及實(shí)證分析框架系統(tǒng)地考察中國環(huán)境管制因素對于出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的影響。

二、理論模型及分析

1．基本模型

本文根據(jù)《京都議定書》“共同但有區(qū)別”原則，將其附件B提及的發(fā)達(dá)國家締約方(簡稱Annex B國家)設(shè)定為環(huán)境管制較為嚴(yán)厲的國家，而其他國家被設(shè)定為環(huán)境管制相對寬松的國家。本文建立在Copeland和Taylor(2003)標(biāo)準(zhǔn)的2×2×2理論模型基礎(chǔ)之上，假設(shè)世界由中國與Annex B國家組成，凡是涉及到Annex B國家均以符號“*”表示。兩種主要的生產(chǎn)要素為資本(K)與勞動(L)，兩種產(chǎn)品為X與Y，假設(shè)其產(chǎn)量分別為x與y，同時假設(shè)兩種商品的生產(chǎn)都是自由進(jìn)入，生產(chǎn)技術(shù)保持規(guī)模報酬不變。假設(shè)X在生產(chǎn)過程中產(chǎn)生CO2排放，而Y的生產(chǎn)不會產(chǎn)生CO2排放，稱前者為污染產(chǎn)品，后者為清潔產(chǎn)品。給定商品的價格以及排放水平，在完全競爭的市場上，追逐利潤最大化的企業(yè)同時可以實(shí)現(xiàn)國民收入G的最大化，即：

(1)

(2)

上式也可以看成是CO2排放的反向需求函數(shù)D，該需求函數(shù)曲線是向下傾斜的，見圖1。

經(jīng)濟(jì)中存在N個偏好相似的消費(fèi)者，消費(fèi)者對于商品的偏好都是相似的。代表性消費(fèi)者的效用主要包括兩部分：對于商品集q(x,y)的消費(fèi)以及對于世界CO2排放總量Z的消費(fèi)，其中Z=z+z*。對于商品的消費(fèi)將會增加消費(fèi)者的效用，而對于排放的消費(fèi)則降低消費(fèi)者的效用，消費(fèi)者對于商品的消費(fèi)來自于收入，因此可以寫出代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)為：

u=u(q(x,y)Z)=u(I/β(p),Z)

(3)

其中I=G/N代表人均收入，β(p)是價格指數(shù)，I/β(p)=r為代表性消費(fèi)者的真實(shí)人均收入。

均衡條件下CO2排放的價格是由CO2排放供給及CO2排放需求共同決定的，而CO2排放供給是政府環(huán)境管制的函數(shù)，為了確定最優(yōu)的管制政策，政府在生產(chǎn)可能性邊界及私人部門行為的共同約束下實(shí)現(xiàn)代表性消費(fèi)者的效用最大化，即：

(4)

對上式求一階導(dǎo)可得：

(5)

τ=N·(-uz/uI)=N·MD(p,r,z)

(6)

MD(p,r,z)表示代表性消費(fèi)者因?yàn)橄M(fèi)CO2排放而引起的邊際損失，最優(yōu)的CO2排放管制價格應(yīng)等于所有消費(fèi)者邊際損失的加總。若排放政策能夠有效地實(shí)施，式6也可以看成是CO2排放的供給曲線S，該曲線是向右上方傾斜的，見圖1。

一般均衡條件下最優(yōu)的環(huán)境管制政策Z0以及CO2排放水平Z0由CO2排放需求曲線以及CO2排放供給曲線共同決定。

2. 中國環(huán)境管制的影響

若中國在污染產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢，則貿(mào)易自由化將有利于比較優(yōu)勢的擴(kuò)大，生產(chǎn)要素由清潔產(chǎn)品向污染產(chǎn)品轉(zhuǎn)移，促進(jìn)污染產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模及出口規(guī)模的擴(kuò)大，從而引起CO2排放水平的上升，表現(xiàn)在圖形上為排放需求曲線D0向外移動至D1，見圖1。若此時環(huán)境政策保持不變，則CO2排放量由z0上升至z1。但是，出口規(guī)模的擴(kuò)大同時提高了消費(fèi)者的人均收入水平，因?yàn)榄h(huán)境質(zhì)量是一種正常消費(fèi)品，所以消費(fèi)者對于優(yōu)良環(huán)境的需求上升，促使政策制定者采取更加嚴(yán)厲的環(huán)境管制，在圖形上表現(xiàn)為排放供給曲線S0向里移動至S1，移動的幅度取決于環(huán)境管制的力度，隨著排放供給曲線的向內(nèi)移動，CO2排放量也隨之降低。

圖1 比較優(yōu)勢為污染產(chǎn)品的情形

若中國在清潔產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢，則貿(mào)易自由化會引起生產(chǎn)要素從污染產(chǎn)品向清潔產(chǎn)品轉(zhuǎn)移，引起清潔產(chǎn)品出口規(guī)模的擴(kuò)大及污染產(chǎn)品出口規(guī)模的縮小，從圖2中可以看出，排放需求曲線D0向內(nèi)移動至D1，若環(huán)境管制政策不變，CO2排放量由z0下降至z1。貿(mào)易自由化同樣提高了消費(fèi)者的人均收入水平，消費(fèi)者對于環(huán)境質(zhì)量的需求也同樣促使政策制定者加大環(huán)境管制力度，在圖形上表現(xiàn)為排放供給曲線S0向里移動至S1，CO2排放量由z1下降至z2。

圖2 比較優(yōu)勢為清潔產(chǎn)品的情形

3. Annex B國家環(huán)境管制的影響

上述分析假設(shè)Annex B國家CO2排放水平不變，當(dāng)Annex B國家加大環(huán)境管制力度時，將會引起污染產(chǎn)品的生產(chǎn)下降，從而一方面降低了這些國家的CO2排放水平，另一方面抬高了污染產(chǎn)品的價格，同時也將對中國產(chǎn)生兩方面的影響：一方面刺激中國擴(kuò)大污染產(chǎn)品的出口，另一方面增加了中國居民的真實(shí)收入。首先，出口規(guī)模的擴(kuò)大引起CO2排放水平的上升，通過圖1可以看出，若中國不采取環(huán)境管制政策，CO2排放量將由Z0增加至Z1。其次，消費(fèi)者收入水平提高后會增加對于環(huán)境質(zhì)量的需求，促使政府采取更加嚴(yán)厲的環(huán)境管制政策，在圖1中表現(xiàn)為排放供給曲線S0向左移動至S1，CO2排放量由Z1下降至Z2，Z2是否大于Z0取決于中國環(huán)境管制力度。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

1. 模型設(shè)定及變量說明

在前文分析的基礎(chǔ)上，本部分將利用計量模型實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境管制對于中國出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的影響，計量模型設(shè)定如下：

Cit=α+β1yit+β2(yit)2+β3tradeit+β4kit+β5eit+β6Policyit+β7exit+ui+εit

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用中國17個工業(yè)行業(yè)2001年-2010年的面板數(shù)據(jù)*17個工業(yè)行業(yè)部門見下表1。，其中i代表行業(yè)，t代表年份。被解釋變量Cit表示各行業(yè)歷年的CO2排放水平，分別以各行業(yè)完全CO2排放量以及完全CO2排放強(qiáng)度表示，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，減少異方差情形的出現(xiàn)，對完全CO2排放量取對數(shù)形式。解釋變量中，yit表示人均產(chǎn)出對于CO2排放的影響，同時加入yit的平方項是為了檢驗(yàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線假說。我們利用各行業(yè)出口貿(mào)易依存度tradeit考察出口貿(mào)易對于CO2排放水平的影響，即出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)，利用各行業(yè)的資本強(qiáng)度Kit與能源消耗強(qiáng)度eit代表影響中國CO2排放水平的其他因素。解釋變量Policyit代表中國環(huán)境管制政策，用于檢驗(yàn)政策實(shí)施前后出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的變化，同時利用解釋變量exit檢驗(yàn)Annex B國家環(huán)境管制政策對于中國出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的影響。

2．?dāng)?shù)據(jù)的來源及處理

(1)被解釋變量Cit

Xi表示i第行業(yè)的產(chǎn)值增加值，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

(I-A)-1為Leontief 逆矩陣，代表一種投入產(chǎn)出關(guān)系，直接CO2排放強(qiáng)度與(I-A)-1相乘為完全CO2排放強(qiáng)度，(I-A)-1數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫所提供的中國投入產(chǎn)出表。

表1 各行業(yè)完全CO2排放強(qiáng)度與完全CO2排放量

根據(jù)上述數(shù)據(jù)與公式，計算出來各行業(yè)的完全CO2排放強(qiáng)度與完全CO2排放量見表1，受篇幅所限，下表只列出2001、2004、2007與2010年的計算結(jié)果。

(2)解釋變量

以歷年各行業(yè)產(chǎn)值增加值除以該行業(yè)總就業(yè)人數(shù)得出，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒以及前文的測算結(jié)果。

(3)解釋變量tradeit

以各行業(yè)歷年出口總量與該行業(yè)歷年產(chǎn)值增加值的比值表示，相關(guān)數(shù)據(jù)分別來源于OECD數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計年鑒。

(4)解釋變量Kit

代表歷年各行業(yè)的資本強(qiáng)度，以人均資本存量表示，用于檢驗(yàn)要素稟賦假說。由各行業(yè)歷年資本存量與從業(yè)人員的數(shù)量相除得出，這里以固定資產(chǎn)凈值代表資本存量，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒。

(5)解釋變量eit

代表歷年各行業(yè)的能源消耗強(qiáng)度，用各行業(yè)的能源消耗總量(以標(biāo)準(zhǔn)煤計量)與該行業(yè)產(chǎn)值增加值的比值表示，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒。

(6)解釋變量Policyit

代表中國環(huán)境管制政策，用于檢驗(yàn)政策實(shí)施前后出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的變化，以歷年各行業(yè)的環(huán)境治理投資總額占各行業(yè)產(chǎn)值增加值的比重表示，數(shù)據(jù)來源于歷年中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒。

(7)解釋變量exit

以歷年中國各行業(yè)向Annex B國家的出口量占其出口總量的比值來表示，若與被解釋變量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，意味著Annex B國家環(huán)境管制政策的強(qiáng)化引起中國污染產(chǎn)品貿(mào)易優(yōu)勢的擴(kuò)大以及CO2排放的增加，碳泄漏現(xiàn)象發(fā)生。數(shù)據(jù)根據(jù)OECD數(shù)據(jù)庫提供的資料整理得出。

(8)α為常數(shù)，ui與εit分別表示不可觀測的各行業(yè)的個體差異及隨機(jī)擾動項。

3. 回歸結(jié)果分析

本文利用Stata10.1計量軟件進(jìn)行回歸，根據(jù)各種檢驗(yàn)，本文最終采用以行業(yè)為聚類變量的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。模型1與模型4為加入中國環(huán)境管制因素之前的回歸結(jié)果，模型2與模型5分別在模型1與模型4的基礎(chǔ)上考察了中國環(huán)境管制政策因素對于完全CO2排放量及完全CO2排放強(qiáng)度的影響，以及加入中國管制政策因素之后出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的變化，模型3與模型6分別在模型2與模型5的基礎(chǔ)上考察了Annex B國家環(huán)境管制政策的影響，回歸結(jié)果見表2。

(1)在以完全CO2排放量為被解釋變量的回歸模型中，人均收入的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)，且在1%的置信水平上高度顯著，說明人均收入與完全CO2排放量之間呈現(xiàn)出明顯的倒U型關(guān)系，環(huán)境庫茲涅茨假說成立。逐步加入中國的環(huán)境管制因素與Annex B國家的環(huán)境管制因素對于回歸結(jié)果影響不大，這表明環(huán)境庫茲涅茨曲線假說成立的結(jié)論是可靠的。在以完全CO2排放強(qiáng)度為被解釋變量的回歸模型中，人均收入的一次項顯著為負(fù)，二次項卻不顯著，加入控制變量后對于回歸結(jié)果的影響不大，表明完全CO2排放強(qiáng)度隨著人均收入的增加呈現(xiàn)出單調(diào)遞減的趨勢。

(2)無論是以完全CO2排放量為被解釋變量的回歸方程還是以完全CO2排放強(qiáng)度為被解釋變量的回歸方程，出口貿(mào)易依存度變量都與CO2排放水平顯著地負(fù)相關(guān)，說明出口貿(mào)易對于中國環(huán)境影響是正面的。通過加入中國的環(huán)境管制變量，擴(kuò)大了出口貿(mào)易的CO2排放效應(yīng)，加入Annex B國家的環(huán)境管制因素對回歸結(jié)果影響不大。

(3)中國的環(huán)境管制政策因素policy與完全CO2排放強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，而與完全CO2排放量顯著正相關(guān)，這可能是因?yàn)榄h(huán)境管制政策帶來的完全CO2排放強(qiáng)度下降的幅度小于產(chǎn)值增加的幅度，因此間接地導(dǎo)致環(huán)境管制政策與完全CO2排放量正相關(guān)。

(4)ex變量與中國各行業(yè)完全CO2排放量及完全CO2排放強(qiáng)度之間的關(guān)系均不顯著，表明Annex B國家環(huán)境管制政策的強(qiáng)化并未引起中國發(fā)生碳泄漏現(xiàn)象。

(5)此外能耗強(qiáng)度變量顯著地與完全CO2排放強(qiáng)度正相關(guān)，與完全CO2排放量的關(guān)系卻不顯著。資本強(qiáng)度變量與完全CO2排放量及完全CO2排放強(qiáng)度之間均不顯著。

四、結(jié)論及政策建議

本文在理論上分析了環(huán)境管制對于中國出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的影響，并結(jié)合實(shí)證方法進(jìn)行檢驗(yàn)，得出的結(jié)論如下：中國在清潔產(chǎn)品方面具有出口貿(mào)易優(yōu)勢，制定環(huán)境管制政策有利于中國出口貿(mào)易CO2排放水平的進(jìn)一步下降，Annex B國家環(huán)境管制政策的強(qiáng)化沒有引起中國發(fā)生碳泄漏現(xiàn)象。這一結(jié)論具有一定的現(xiàn)實(shí)意義：

1. 鑒于環(huán)境管制的重要作用，應(yīng)該在兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時強(qiáng)化管制力度，尤其是制定一系列專門針對CO2排放的管制措施，例如盡早開征碳稅，建立起完善的碳排放交易體系與碳足跡標(biāo)簽認(rèn)證體系等。

2. 既然Annex B國家環(huán)境管制政策的強(qiáng)化不會引起中國等發(fā)展中國家碳泄漏現(xiàn)象的發(fā)生，因此以應(yīng)對碳泄漏為名對中國的出口產(chǎn)品進(jìn)行懲罰并不合理，而且這種以環(huán)境政策替代貿(mào)易政策的做法是自由貿(mào)易的倒退，應(yīng)當(dāng)予以堅決反對與制止。

3. 中國除了與發(fā)達(dá)國家在環(huán)境管制方面展開競爭與合作外，還應(yīng)與發(fā)展中國家保持密切合作，同時積極地利用各種區(qū)域性組織探索綠色氣候基金的全新運(yùn)作模式，尋求國際低碳技術(shù)合作研發(fā)框架。

表2 環(huán)境管制影響中國出口貿(mào)易CO2排放效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%顯著性水平檢驗(yàn)，圓括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，方括號為接受原假設(shè)的概率，R2均為組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差。

[1] 劉強(qiáng)，莊辛，姜克雋，韓文科：《中國出口貿(mào)易中的載能量及碳排放量分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2008年第8期。

[2] 齊曄，李惠民，徐明：《中國進(jìn)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。

[3] 孫小羽，臧新：《中國出口貿(mào)易的能耗效應(yīng)和環(huán)境效應(yīng)的實(shí)證分析——基于混合單位投入產(chǎn)出模型》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》，2009年第4期。

[4]Copeland, B.R., Taylor, M. S.. Trade and the Environment: Theory and Evidence. Princeton: Princeton University Press, 2003:3-68.

[5] Elliott, J., Foster, I., et al. Trade and Carbon Taxes. American Economic Review, 2010, 100(2):1-7.

[6] Fowlie, M. L.. Incomplete Environmental Regulation, Imperfect Competition, and Emissions Leakage. American Economic Journal: Economic Policy, 2009, 1(2):72-112.

[7] Glen, P. P., Edgar, G. H.. CO2 embodied in international trade with implications for global climate policy . Environmental Science & Technology. 2008, 42(5):1401-1407.

[8]Shui, B., Harriss, R.C.. The Role of CO2 Embodiment in US-China Trade. Energy Policy, 2006, 34(18):4063-4068.

本文受山東師范大學(xué)青年教師科研項目(人文社科類)“碳排放管制政策對于中國出口貿(mào)易競爭優(yōu)勢的影響——基于綠色全要素生產(chǎn)率的視角”(項目編號：13SQR008)資助。

張海玲(1982—)，女，山東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，博士。

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1003-8353(2015)04-0088-05