刁 鵬 許 燕 康耀華 于洋洋 魯亞蘭

(渤海大學(xué) 經(jīng)法學(xué)院，遼寧 錦州121000)

一、引言

改革開放以來，遼寧省的對外貿(mào)易取得了長足發(fā)展，出口額自1985年以來一直保持遞增趨勢。對外貿(mào)易的迅速發(fā)展雖然給遼寧省經(jīng)濟以巨大的拉動力，但隨之帶來的資源消耗、能源消耗、環(huán)境污染等壓力也越來越大，特別是碳排放量的不斷增加，制約了遼寧省經(jīng)濟的可持續(xù)健康發(fā)展，已引起了人們的廣泛關(guān)注。本文旨在厘清遼寧省碳排放與出口貿(mào)易之間的關(guān)系，客觀解釋遼寧省碳排放增長的原因，客觀評估和定量分析遼寧省出口貿(mào)易與碳排放量的關(guān)系，以期為有關(guān)部門制定外貿(mào)政策提供依據(jù)。

二、模型設(shè)計和數(shù)據(jù)說明

1. 模型設(shè)計

一方面出口貿(mào)易為遼寧省創(chuàng)造了巨大的經(jīng)濟效益和大量就業(yè)機會，成為遼寧經(jīng)濟增長的重要拉動力，另一方面也造成了大量的能源資源消耗和碳排放，給遼寧經(jīng)濟的可持續(xù)健康發(fā)展帶來了壓力。特別是作為主要溫室氣體的二氧化碳排放直接導(dǎo)致環(huán)境污染，不僅會降低本地區(qū)人民的生活質(zhì)量和水平，還是造成氣候變暖的主要因素。所以，出口貿(mào)易與碳排放二者間應(yīng)存在一種長期穩(wěn)定的關(guān)系，并且這種關(guān)系在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段呈現(xiàn)出不同的特征。

為揭示二者之間的動態(tài)關(guān)系，分別以出口貿(mào)易和碳排放為自變量和因變量，建立計量經(jīng)濟模型:

其中，LNCt表示t 時期的碳排放量的對數(shù)值，單位是萬噸;LNEXt表示t 時期的出口總額的對數(shù)值，單位為億美元。α 為常數(shù)項，β 為回歸系數(shù)，μt為隨機誤差項。顯然，如果式(1)成立，則隨機擾動項μt是平穩(wěn)序列。

如果β 值為正，表示出口貿(mào)易具有“增排”效應(yīng)，意味著出口貿(mào)易的碳排放轉(zhuǎn)移效應(yīng)假說成立;如果為負，說明出口貿(mào)易具有“減排”效應(yīng)。根據(jù)遼寧省的實際情況，出口貿(mào)易方式仍屬于粗放型，是高能耗、高污染和高排放的。據(jù)此，理論預(yù)期為正。

2. 數(shù)據(jù)說明

本模型共涉及兩個變量，分別是碳排放量指標Ct、出口貿(mào)易指標EXt。其中計算碳排放的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)——出口貿(mào)易總額來源于2012年《遼寧統(tǒng)計年鑒》。遼寧省碳排放量的估算則是利用對數(shù)均值迪氏分解法(LMDI)。該方法依據(jù)擴展的Kaya 恒等式，推導(dǎo)出碳排放量的計算公式為:

其中，C 是碳排放總量，E 表示能源消費總量，Ci為i種能源消費的碳排放量，Ei為i 種能源的消費量，Si表示種能源在能源消費總量中所占份額;Fi表示各類能源的排放系數(shù)(強度)，即消費單位i 種能源的碳排放量。

由式(2)可知，要測算出碳排放量，關(guān)鍵要確定各類能源消費的碳排放系數(shù)。并由此計算整理出1985—2009年遼寧省的碳排放總量。

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了1985—2010年遼寧省碳排放量及出口總額進行考察，圖1 反映了1985—2010年遼寧省碳排放量及出口總額的變化趨勢。

圖1 1985—2010年遼寧省碳排放量與出口額的變化趨勢

三、實證結(jié)果分析

1. 單位根檢驗

為避免時間序列的“偽回歸”，首先對序列進行單位根的平穩(wěn)性檢驗，以測度變量是否滿足協(xié)整檢驗的前提條件。采用ADF 檢驗法分別對和進行單位根檢驗，以考察其是否存在單位根(見表1)。

表1 變量LNC、LNEX 及其一階差分項ADF 檢驗結(jié)果

由表1 可以看出，LNC 和LNEX 這2 個變量的ADF統(tǒng)計量，分別在10%、5%和1%的顯著性水平下不顯著，而LNC 和LNEX 的一階差分序列分別在在5%、1%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)的顯著性檢驗，所以兩個變量的水平序列是不平穩(wěn)的，而一階差分序列是平穩(wěn)的，即為I(1)。

2. 協(xié)整檢驗

對序列LNC 和LNEX 采用基于殘差的E－G 兩步法進行協(xié)整檢驗，首先對式(1)進行普通最小二乘回歸(OLS)，得到:

括號中的數(shù)字為對應(yīng)的標準誤差項，然后對式(3)的殘差序列進行單位根檢驗(無截距項和趨勢項)。得到殘差序列t 統(tǒng)計值為－4.215，查找麥金農(nóng)(Mackinnon)提供的臨界值表，計算發(fā)現(xiàn)t 統(tǒng)計值小于1%的顯著性水平上ADF 臨界值－2.661，所以拒絕零假設(shè)，即殘差序列為穩(wěn)定序列。進而說明變量與LNEX 之間存在(1，1)階協(xié)整關(guān)系，表明二者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由協(xié)整方程(3)可知，遼寧省出口貿(mào)易值增長率每提高1%，其碳排放量的增長率平均提高0.4069%。這表明，遼寧省的出口貿(mào)易規(guī)模擴大與碳排放量增加之間關(guān)系較緊密。

3. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗證實了LNC 與LNEX 這兩個變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但是，這兩個變量間的因果關(guān)系仍不明確。因此用Granger 因果檢驗分析這兩個變量之間具體的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果見表2。

表2 變量LNEX 與LNC 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表2 可知，出口貿(mào)易規(guī)模的變化是導(dǎo)致碳排放變化的格蘭杰原因，這意味著出口貿(mào)易在促進遼寧省經(jīng)濟增長和經(jīng)濟發(fā)展的同時，也帶來了碳排放量的增加，表明遼寧省的出口貿(mào)易方式是非環(huán)境友好型。相反，碳排放不是出口貿(mào)易的格蘭杰原因，意味著碳排放的增長并沒有促進出口貿(mào)易的增長。

4. 脈沖響應(yīng)分析

運用脈沖響應(yīng)分析方法，通過LNC、LNEX 作為內(nèi)生變量得到的誤差項加上一個標準差大小的沖擊分別對LNC、LNEX 的影響，可以清楚看到LNC、LNEX 在序列沖擊時隨著時間的推移產(chǎn)生的影響，如圖2 所示，橫軸表示沖擊作用的期間數(shù)(年)，縱軸分別表示LNC、LNEX 的變化程度，曲線表示了脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了各相應(yīng)變量沖擊的動態(tài)響應(yīng);兩側(cè)的虛線是脈沖響應(yīng)函數(shù)加減兩倍標準差的值，表明沖擊響應(yīng)的可能范圍。

由圖2 可知，LNC 受自身的脈沖響應(yīng)當期的效應(yīng)明顯，為0.047018，隨后不斷減少至第5 期的最小值為0.018910，而后又呈微弱的遞增趨勢，總體來說LNC 對自身的影響是呈正向反饋效應(yīng)的;給定LNEX 一個標準信息沖擊，LNEX 對LNC 的沖擊第1 期為0，LNC 在第2期開始反應(yīng)，而后不斷增強，至第5 期達到最大為0.053107，隨后反應(yīng)強度不斷減少，直至達到最小值，總體來看LNEX 對LNC 的單位沖擊具有持續(xù)的正效應(yīng)，長期趨近0.049579;LNEX 對自身的單位沖擊的響應(yīng)具有長期的正效應(yīng)，當期的效應(yīng)明顯，為0.125662，在第2 期達到最小值，之后開始遞增，到第5 期達到最大值后又開始遞減，總體穩(wěn)定在0.12 的水平上;LNC 對LNEX 的單位沖擊第1 期為0.037846，第2 期達到了最大值，為0.061594，而后遞減，但是總體LNC 對LNEX 的單位沖擊具有持續(xù)的正效應(yīng)，長期趨近0.046918。

圖2 LNC、LNEX 脈沖響應(yīng)函數(shù)

四、結(jié)論與對策建議

1. 結(jié)論

首先，遼寧省碳排放量和出口貿(mào)易之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，出口貿(mào)易的彈性系數(shù)為0.4069，這表明，長期以來出口貿(mào)易的增長導(dǎo)致了碳排放的增加，且遼寧省出口貿(mào)易每增加1%，碳排放增加0.4069%。

其次，從遼寧省碳排放和出口貿(mào)易兩變量間的因果關(guān)系來看，出口貿(mào)易是碳排放的格蘭杰原因，但是碳排放不是出口貿(mào)易的格蘭杰原因，表明遼寧省出口貿(mào)易在推動經(jīng)濟增長的同時，也使得碳排放量不斷增加，這種結(jié)果與遼寧省高能耗的粗放式外貿(mào)增長方式有關(guān)，高能耗產(chǎn)品出口增長對能源消費有很強的依賴性，這種增長方式制約了遼寧省經(jīng)濟的可持續(xù)健康發(fā)展。

第三，遼寧省碳排放和出口貿(mào)易兩變量間的脈沖響應(yīng)來看，碳排放對出口貿(mào)易的響應(yīng)由零變?yōu)檎?，而后不斷增強，至? 期達到最大值，后雖減小，但影響持續(xù)為正;出口貿(mào)易對碳排放的響應(yīng)在第2 期就達到了最大值，而后遞減，但具有持續(xù)的正效應(yīng)。

2. 對策建議

首先，優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，進一步減少低附加值產(chǎn)品、能源類產(chǎn)品、高能耗產(chǎn)品等的出口比重，增加高附加值產(chǎn)品及低能耗產(chǎn)品出口比重。其次，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，促進出口企業(yè)進行技術(shù)改造，提高能源使用效率，降低出口產(chǎn)品生產(chǎn)的能耗。第三，構(gòu)建完善的綠色貿(mào)易政策體系。對現(xiàn)有貿(mào)易政策體系進行改革，探尋一種健康的貿(mào)易增長方式，建立綠色貿(mào)易體系，如綠色投資政策、環(huán)境關(guān)稅政策、承接發(fā)達國家和地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時一些高耗能項目的準入制度等。

［1］朱啟榮. 山東省出口貿(mào)易與能源消費關(guān)系的實證分析［J］.山東財政學(xué)院學(xué)報(雙月刊) ，2007(3) :65.

［2］劉強，莊幸，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［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2008(8) :46.

［3］許廣月，宋德勇. 我國出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放關(guān)系的實證研究［J］.國際貿(mào)易問題，2010(1) :74.

［4］Dabo Guan，etal.The Drivers of Chinese CO2Emissions from 1980 to 2030［J］.Global Environmental Change，2008(10) :626.

［5］Paresh Kumar Narayan，Russell Smyth.Multivariate Granger Causality Between Electricity Consumption，Exports and GDP:Evidence from a Panel of Middle Eastern Countries［J］.Energy Policy，2009(1) :229 －236.

［6］Thomas Wiedmann.A First Empirical Comparison of Energy Footprints Embodied in Trade － MRIO Versus PLUM［J］.Ecological Economics，2009(5) :1975 －1990.