贸易开放的碳排放效应——基于省际动态面板数据的分析

谷祖莎

［责任编辑:牟 进］

气候变暖对人类生存环境的危害是当今世界面临的最严峻的挑战之一。大量CO2排放是导致全球气候变暖的主要原因。国际能源局(IEA)的数据显示，中国能源消耗所导致的二氧化碳排放量由1979年的14.31亿吨跃升至2009年的68.77亿吨，超越美国成为全球第一大温室气体排放国③数据来自CO2Emissions from Fuel Combustion(2011 Edition)，IEA，Paris.。在碳排放量迅速增长的同时，中国对外贸易飞速发展，贸易额从1979年2801亿美元上升到2010年的29727.6亿美元，成为世界第二大贸易国。正因如此，人们很自然地将快速增长的贸易与中国的碳排放联系起来，认为贸易扩张是中国碳排放量持续增加的一大原因。因此，贸易对碳排放究竟产生了何种程度的影响成为学术界研究的重点。

一、文献回顾

随着全球气候变暖问题的日益凸显，有关贸易开放对CO2排放影响的问题引起了学术界广泛关注。Machado(2001)分析了巴西19701992年的对外贸易碳含量，结果表明发达国家把碳含量高的产业转移到了发展中国家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年数据对OECD国家的环境库兹涅茨曲线进行检验，结果发现贸易自由化减少了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个国家的数据，研究了人均CO2排放与出口贸易之间的关系，分析结果表明出口贸易与CO2排放之间存在正相关关系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.。兰天(2004)使用中国30个省市的19952001年的面板数据，通过实证研究发现贸易自由化减少了我国的CO2排放②兰天:《贸易与跨国界环境污染》，北京:经济管理出版社，2004年。。齐晔等(2008)采用投入产出法估算了19972006年我国进出口贸易中的隐含碳，结果发现1997 2002年隐含碳净出口量占当年碳排放总量的12% 14%，到2006年已达29.28%③齐晔等:《中国进出口贸易中的隐含碳估算》，《中国人口·资源与环境》2008年第3期。。任力等(2011)利用19952007年碳排放量的面板数据，研究我国东中西三大区域对外贸易密度、人均收入与二氧化碳排放量之间的关系。分析表明，三大区域的对外贸易密度都对人均碳排放有显著的影响④任力等:《中国对外贸易与碳排放》，《经济学家》2011年第3期。。

目前，国内基于分省的CO2排放数据研究贸易开放对碳排放影响的文献比较有限，且多数采用的是静态面板的OLS估计方法。因此本文利用中国19902010年29个省份⑤我们将重庆的数据都并入四川省进行统计。西藏的数据很少，所以本文分析不包括西藏自治区，同时也不包括香港、澳门和台湾三个地区的数据。的面板数据，采用动态面板及静态面板不同的模型，从全国及区域层面研究贸易开放的碳排放效应，这对于我国贸易政策、产业政策及环保政策的制定将具有一定的指导意义。

二、模型设定与数据说明

(一)模型设定

考虑到CO2排放与经济发展之间的关系，研究贸易开放对CO2排放的影响必然不能忽略经济增长对CO2的作用，而环境库兹涅茨曲线是一个有效的工具。同时因为任何经济因素变化本身均具有一定的惯性，前一期结果往往对后一期有一定影响。因此，本文参考Grossman和Krueger(1993)文献中的EKC模型，同时考虑到中国各省区的CO2排放很可能存在滞后效应，建立如下贸易开放碳排放效应的动态模型:

其中，i表示省区截面单元，i=1，2...，30;t表示时间;TC表示二氧化碳排放总量。Y为人均GDP。TR、FD反映贸易开放程度，其中TR为对外贸易依存度，FD为外资依存度。GR为碳排放政府管制变量。为了消除异方差，对变量均做自然对数处理。

(二)数据说明

1.二氧化碳排放量估算。由于各省CO2排放数据我国目前没有公开发表，必须通过能源消费、转换活动进行估算。根据2006年联合国政府间气候变化专门委员会(IPCC)为京都协议书所制定的国家温室气体清单指南第二卷第六章所提供的参考方法，即CO2排放总量可根据各种能源消费所导致的CO2排放估算量加和得到，其公式如下:

其中，TC表示估算的各种能源消费的二氧化碳排放总量;i表示各种消费的能源，包括煤炭、石油、天然气共三种;E为各种能源的消费总量，数据来自历年《中国能源统计年鉴》;δ为碳排放系数，本文碳排放系数采用IPCC提供的数据，即煤炭、石油、天然气的碳排放系数分别为0.7589、0.5857、0.4483;44和12分别为二氧化碳和碳的分子量。

2.人均GDP。借鉴以往研究，本文以人均GDP作为人均收入指标。各省人均GDP数据来自历年各省统计年鉴。

3.地区贸易开放程度。考虑到外资企业的进出口在我国对外贸易总额中所占比重超过50%，因此本文将贸易开放程度表示为外贸依存度和外资依存度两部分。外贸依存度即进出口总额与GDP之比。外资依存度，用当年实际利用外商直接投资与GDP的比值来表示。数据来自于历年各省统计年鉴及2011年《中国统计年鉴》。

4.碳排放政府管制变量。鉴于污染治理项目完成投资额可以反映政府在降低环境污染方面所付出的努力和决心，本文选取各省工业污染治理项目投资完成额与GDP的比值作为碳排放政府管制变量的替代变量。数据来自历年《中国环境统计年鉴》。

三、实证分析

(一)数据的描述性统计

表1、表2对面板数据进行了描述性统计。在1990 2010年东部地区的人均GDP(以1990年不变价格计算)平均为9551.60元/人，远高于全国平均水平6057.27元/人，中西部地区人均GDP分别为4314.08元/人、3608.05元/人，低于全国平均水平①根据国家发改委2000年33号文件，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省市;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省市;西部地区包括四川、内蒙古、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等10个省市。。如果观察21年平均的CO2排放水平，东部地区要高于中西部地区，东部地区在样本期间的最大值为90901.2万吨，且2010年CO2排放量全国排位前三位的省份都在东部地区，而中西部地区的最大值为53565.3万吨、49125.1万吨，也就是说，较高的人均产出具有较高的CO2排放。其次，东部地区的外贸依存度与外资依存度都远高于中西部地区，且全国排位前三名的省份也全部集中在东部地区，说明东部地区的贸易开放程度较高。不过东部地区碳排放政府管制变量的均值却小于中西部地区，且全国排位前三名的省份也都集中在中西部地区。

表1 全国面板数据的描述性统计

表2 三大区域面板数据的描述性统计

(二)实证模型的估计

方程(1)的解释变量中出现了被解释变量的滞后一期，这意味着解释变量的内生性问题难以避免。为了克服解释变量内生性问题，对于全国面板数据将主要采用动态面板数据估计方法——GMM(广义矩估计法)进行回归。由于系统GMM估计相对差分GMM估计来说有着更好的有限样本特征，且估计结果更加有效，因此我们使用系统GMM方法进行估计。而在系统GMM估计中，水平变量的滞后项是差分变量的工具变量，差分变量的滞后项又是水平变量的工具变量，这里就存在工具变量是否有效的问题。我们将采用Sargan检验及AR检验来进行判断。系统GMM估计又可分为一步和两步GMM估计，而两步估计的标准差存在向下偏倚，虽然经过Windmeijer(2005)的修正其偏倚会减小，但两步GMM估计量的渐进分布不可靠，因此在本文估计中将采用一步系统广义矩估计。为了能够了解三大区域贸易的碳排放效应，本文将同时对东中西三大区域的面板数据进行静态面板估计(由于GMM估计结果在小样本下无效)。

表3给出了模型的估计结果。模型1是采用系统GMM法对全国面板数据进行估计的结果。Sargan检验接受原假设，表明所选取的工具变量是有效的。AR(1)检验拒绝原假设而AR(2)接受原假设，说明随机扰动项存在一阶序列相关但不存在二阶序列相关。考虑到当GMM估计所使用的样本太少或工具变量较弱时，其估计量会产生较大偏倚，此处运用Bond(2002)所提出的判断出现较大偏倚的一种方法，即将GMM与混合最小二乘法、固定效应的估计量进行对比，看被解释变量滞后项的GMM估计系数是否介于二者之间。由表3可知，一步系统GMM估计结果并没有出现较大偏倚。

表3 被解释变量为LnTC的实证估计结果

(三)全国层面分析

从模型1的估计结果可看出，大部分解释变量都较显著。碳排放量的一期滞后值对当期碳排放量有显著的正相关影响，弹性系数达到0.94。碳排放的一期正动态性说明碳排放具有一定惯性，即存在路径依赖现象，当期排放量相对前期值不会陡然增加或者减少，这符合现实中经济存在的一般惯性;人均GDP的一次项和一次项系数分别为0.82和－0.05，且在1%水平上显著，这说明人均GDP和CO2排放量呈显著倒U型，从而在全国这个样本验证了二氧化碳库兹涅茨假说(CKC)，这一方面表明我国能源使用效率和经济结构特征决定了经济发展对能源消耗的高依赖度，同时也意味着我国未来的经济发展和人均收入提高将有助于碳排放水平的下降。对外贸易依存度的碳排放弹性系数为0.06，回归系数在1%显著性水平下为正，说明对外贸易依存度对CO2排放量具有正效应，即CO2排放总量随着对外贸易依存度的不断提高而增加，中国的对外贸易对环境的影响是负面的，即在大量“中国制造”走向世界的同时，消耗了大量能源和资源，促使了CO2排放的增长。而外资依存度的系数为负，表明FDI对CO2排放总量存在负效应，即CO2排放总量将随FDI占GDP比重的上升而减少，但是该系数在统计上并不显著。政府管制变量与CO2排放呈显著正相关，虽然人们普遍认为政府的管制政策是控制碳排放的必要手段，然而本文估计结果显示政府管制措施并未达到有效的目的。如何理解这一结果呢?正如人们对政府政策实施的普遍质疑，政府管制措施是否有效，还取决于企业的预期反应、信息不对称带来的监督难题以及高昂的管制成本，尤其是政府往往也面临着严格管制所带来的成本与收益决策问题，影响了政府环保管制政策的实施效果。

(四)三大区域比较分析

模型46描述了三大区域的估计结果。我们主要考察的是三大区域的截面差异，而不考虑区域内部省份个体的变化，因此将不考虑变系数模型。在进行估计时，首先对模型进行了混合最小二乘估计，通过个体影响的F检验，又经过Hausman检验，支持固定效应模型。三个模型的估计结果显著，拟合优度都为99%。但三大区域的估计结果存在较大差异。

1.人均GDP与碳排放曲线呈不同形状。东部地区LnY的系数为1.85，(LnY)2的系数为－0.06;中部地区LnY的系数为0.17，(LnY)2的系数为－0.05，均通过了显著性水平检验。表明东部和中部地区人均GDP和CO2排放量呈显著的倒U型，CKC假说成立。西部地区LnY的系数为－0.41，(LnY)2的系数为0.03，均通过了5%的显著性水平检验。由于西部地区LnY的系数为负，(LnY)2的系数为正，所以，西部地区的碳排放曲线呈现正U型，CKC假说不成立。究其原因，本文认为，西部地区经济发展较落后，工业制造业企业较少，随着经济增长，碳排放会减少。但达到拐点后，经济发展到了一定的阶段时，大量基础设施投资，导致能源消费的激增，此后产生的碳排放将日益增多。

2.贸易开放度与碳排放的相关性各异。东部地区外贸依存度与CO2排放呈负相关，但在统计上并不显著，说明东部地区对外贸易商品结构已经发生了一定变化，低碳产品出口比重的提高导致对外贸易依存度提高降低了碳排放量，只是目前来讲这种影响还不显著。外资依存度与CO2排放总量也呈负相关，且通过了较高的显著性检验。当外资依存度提高1%，CO2排放将降低约0.12%，这个结果是由于FDI的技术溢出带来的，说明FDI的流入在一定程度上改善了东部的环境质量;中部地区外贸依存度与CO2排放呈正相关，在1%的水平上显著，表明外贸依存度增加1%，二氧化碳排放量相应增加0.13%左右，即在中部地区对外贸易规模的扩大显著增加了CO2排放量。由表3可见，与全国及其他两个区域相比，中部地区贸易规模对CO2排放的影响最大。这一方面因为中部地区承接了东部地区的高耗能产业转移，另一方面可能和中部地区的资源禀赋有很大关系，中部的山西、河南等地均是产煤大省，能源消费结构中煤炭消费比重较大，导致中部地区高耗能产品出口比重高于全国其他区域。中部地区虽然与东部地区同样外资依存度与CO2排放总量也呈负相关，且在5%水平上显著，但弹性系数很小。西部地区外贸依存度和外资依存度都与CO2排放呈正相关，但在统计上都不显著。说明西部地区对外贸易和利用外资对碳排放虽有一定负面影响，但由于对外贸易和利用外资规模在GDP中所占比重都很小，所以贸易的碳排放效应不明显。

3.政府管制与碳排放的相关性不同。东部地区政府管制措施对碳排放表现出一定的积极效果，这说明经济相对发达的东部地区，人们对环境质量的需求相对较高。相反，中部和西部地区由于经济发展的水平的限制，人们还处于对环境质量较低的需求水平上，政府管制措施与碳排放的相关性表明现行政府管制措施不利于环境保护，需加大治理力度。

四、结论与政策建议

本文利用1990 2010年中国29个省的面板数据对我国及三大区域贸易的碳排放效应进行了实证检验及分析，主要结论如下:(1)全国动态面板模型的计量结果显示，碳排放不仅存在路径依赖现象而且也在全国范围内验证了CKC曲线假说;外贸依存度对碳排放具有显著的正效应，而外资依存度对碳排放具有负效应，但并不显著;政府管制变量与CO2排放呈显著正相关。(2)区域静态面板模型的估计结果表明，区域差异明显。东部和中部地区人均GDP与CO2排放量呈显著的倒U型，CKC假说成立，但西部地区的碳排放曲线呈现正U型，CKC假说不成立;东部地区外贸依存度与外资依存度对碳排放都具有负效应，但前者在统计上并不显著;中部地区外贸依存度对碳排放具有显著正效应，而外资依存度对碳排放具有显著负效应;西部地区外贸依存度和外资依存度与碳排放都具有正效应，但在统计上都不显著;东部地区政府管制措施对CO2排放具有负的效应且在统计上显著，而中西部地区政府管制措施CO2排放都具有正的效应且在统计上显著。

针对本文结论，笔者提出如下政策建议:

第一，大力发展低碳型贸易产业。以上结论说明我国大部分区域到目前为止对外贸易的深化仍是以碳排放增长为代价的。因此，必须从根本上改变贸易增长以高碳排放为代价的外延式增长模式。加快向低碳贸易新战略转型。为实现转型，国家一方面应建立进口制成品替代战略，鼓励初级产品及高碳密集型产品的进口。另一方面，改变出口中高碳排放、高能耗、资源性初级产品的出口结构与数量，发展低碳型贸易产业，鼓励低耗能产品的出口。

第二，加强碳排放政府规制的监督执行。本文结论表明，除东部地区外，全国及中西部地区的碳排放政府管制措施与CO2排放都呈著正相关，这与普遍预期相反的结论可能说明政策选择上存在适用性问题，但本文认为主要原因在于政策措施监督执行不力。因此，我国一方面应进一步完善政府规制，另一方面应加强规制的执行力度。由于环保规制的实施牵涉到各种集团的利益，特别是部分地方政府出于自身经济利益考虑在执行时睁一只眼闭一只眼，致使我国的环保规制在实施过程中受到较大阻力。因此，政府不但要颁布环境保护的政策措施而且还要在全国特别是中西部加强监督，以保证环保管制的实施效果。

第三，争取获得发达国家的低碳技术转让与绿色基金支持。由于在国际产业分工中我国处于产业链的低端，生产和出口了大量的高碳排放的廉价产品，承担了大量本应由贸易伙伴国，特别是发达国家完成的CO2排放量。我国应在坚持“共同但有区别的责任”的条件下，充分利用当前国际清洁发展机制、多国基金机制，以及坎昆会议中提出的绿色基金机制，寻求更多的国际低碳技术转让与资金支持。