谷祖莎
(山東大學(xué)(威海)商學(xué)院,山東 威海 264209)
當(dāng)今世界面臨的最嚴(yán)峻挑戰(zhàn)之一是氣候變暖對(duì)人類生存環(huán)境的危害,而石油、煤、天然氣等化石燃料燃燒產(chǎn)生的大量二氧化碳是導(dǎo)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(dǎo)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,已超越美國成為全球第一大溫室氣體排放國。在碳排放量加速增長的同時(shí),中國的對(duì)外貿(mào)易也飛速發(fā)展,進(jìn)出口貿(mào)易額從1979年2801億美元上升到2010年的29727.6億美元,已成為世界的第二大貿(mào)易國。因此,人們自然地將貿(mào)易開放與中國的碳排放聯(lián)系起來,認(rèn)為貿(mào)易開放可能是中國碳(CO2)排放量持續(xù)增加的原因之一。
目前,國內(nèi)基于分省的二氧化碳排放數(shù)據(jù)研究貿(mào)易開放對(duì)碳排放影響的文獻(xiàn)比較有限,且由于中國實(shí)行的是非平衡的區(qū)域性貿(mào)易開放戰(zhàn)略,所以中國各區(qū)域在探討向經(jīng)濟(jì)低碳轉(zhuǎn)型時(shí),需要從實(shí)證上檢驗(yàn)各區(qū)域的碳排放對(duì)貿(mào)易開放的依賴。本文利用中國1990-2010年的面板數(shù)據(jù),對(duì)東中西部三大區(qū)域貿(mào)易開放對(duì)碳排放的影響進(jìn)行比較研究,以期對(duì)各區(qū)域根據(jù)貿(mào)易開放程度制訂不同的節(jié)能減排計(jì)劃與低碳經(jīng)濟(jì)政策提供理論指導(dǎo)。
考慮到碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間的密切關(guān)系,研究貿(mào)易開放對(duì)碳排放的影響當(dāng)然不能忽視經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放的作用,而環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)是一個(gè)有效的工具。所以,本文參考格羅斯曼和克魯格(1993)文獻(xiàn)中的EKC模型,建立如下貿(mào)易開放對(duì)碳排放影響的計(jì)量模型:
LnTCit=cit+α1LnYit+α2(LnYit)2+α3LnTRit+α4LnFDit+α5LnGRit+εit
(1)
其中,i表示省區(qū)截面單元,i=1,2…,29;t表示時(shí)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(duì)外貿(mào)易依存度,F(xiàn)D為外資依存度。GR為碳排放政策變量。為了消除異方差,對(duì)變量均做自然對(duì)數(shù)處理。
1.二氧化碳排放量估算。由于各省碳排放數(shù)據(jù)我國目前沒有公開發(fā)布,必須通過化石能源的消費(fèi)、轉(zhuǎn)換活動(dòng)進(jìn)行估算。因此,本文通過各省區(qū)石油、煤、天然氣三種能源的消費(fèi)量,再根據(jù)三種能源各自的碳排放系數(shù)轉(zhuǎn)化得到各省的碳排放量。本文碳排放系數(shù)采用《中國可持續(xù)發(fā)展能源暨碳排放情景分析》中給定的:石油碳排放系數(shù)為0.58噸碳/噸標(biāo)煤、煤炭為0.75噸碳/噸標(biāo)煤、天然氣為0.44噸碳/噸標(biāo)煤。
2.人均GDP。為保證可比性,本文以1990年為基期,通過GDP指數(shù)分別得到各省區(qū)1990-2010年的實(shí)際人均GDP。
3.地區(qū)貿(mào)易開放程度??紤]到外資企業(yè)的對(duì)外貿(mào)易額在我國大部分省區(qū)對(duì)外貿(mào)易總額中所占的比重超過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)依存度即各地對(duì)外貿(mào)易額與GDP之比。外資依存度,用各地當(dāng)年實(shí)際利用外商直接投資與GDP的比值來表示。
4.碳排放政策變量。考慮到污染治理項(xiàng)目完成投資額可以在很大程度上反映政府治理環(huán)境污染的程度,本文選取各省工業(yè)污染治理項(xiàng)目投資完成額與各省GDP的比值作為碳排放政策變量的替代變量。
本文所用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自于各地區(qū)《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒。
表1對(duì)東中西部三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。在1990-2010年間,東部地區(qū)的人均GDP(以1990年不變價(jià)格計(jì)算)平均為9551.60元/人,遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。如果觀察21年平均的二氧化碳排放水平,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,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GDP具有較高的碳排放。其次,東部地區(qū)的外貿(mào)依存度與外資依存度都要遠(yuǎn)高于中西部地區(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)碳排放政策變量的均值卻小于中西部地區(qū)。
表1 東中西部三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)[注]數(shù)據(jù)來源于各省《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》,歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒及歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。
為了避免偽回歸問題,需要對(duì)東中西部三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn), 以便考察各變量的平穩(wěn)性。本文采用兩種方法,即LLC和Fisher- ADF進(jìn)行單位根檢驗(yàn),前者假定各截面序列有相同的單位根過程,后者假定各截面序列具有不同的單位根過程。東中西部三大區(qū)域單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示,所有變量均為一階單整I(1),因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。[注]東中西部三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn),限于版面從略。
本文采用基于Engel—Granger兩步法的Kao檢驗(yàn)來進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn),其原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果見表2。檢驗(yàn)結(jié)果表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),說明變量之間存在長期的均衡關(guān)系即協(xié)整關(guān)系,可以進(jìn)行計(jì)量分析。
表2 東中西部三大區(qū)域面板協(xié)整檢驗(yàn)
注:采用SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。
為了全面了解東中西部三大區(qū)域貿(mào)易開放對(duì)碳排放的影響,本文對(duì)三大區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行靜態(tài)面板估計(jì)。表3顯示了模型的估計(jì)結(jié)果。模型1至模型3分別是對(duì)東中西部三大區(qū)域采用靜態(tài)面板估計(jì)的結(jié)果。通過個(gè)體效應(yīng)的F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn),結(jié)果支持固定效應(yīng)模型??紤]到運(yùn)用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)時(shí)截面的異方差與序列的自相關(guān)是經(jīng)常可能遇到的問題,為了消除這種影響,本文在對(duì)東中西部三大區(qū)域進(jìn)行估計(jì)時(shí),采用不相關(guān)回歸方法(SUR)進(jìn)行估計(jì)。三個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果顯著,擬合優(yōu)度都為99%,但三大區(qū)域的估計(jì)結(jié)果也存在較大的差異。
表3 東中西部三大區(qū)域靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果
注:回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)的數(shù)為t值,***、**、*分別表示1%、5%、10% 水平上顯著;R2為擬合優(yōu)度;Hausman檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值括號(hào)里為概率值; FE是固定效應(yīng)估計(jì),估計(jì)結(jié)果均由Eviews 6.0得出。
1.東中西部三大區(qū)域人均GDP與二氧化碳排放曲線呈現(xiàn)不同的形狀。東部地區(qū)LnY的系數(shù)為1.853424,(LnY)2的系數(shù)為-0.062291;中部地區(qū)LnY的系數(shù)為0.168373,(LnY)2的系數(shù)為-0.047661,均通過了顯著性水平檢驗(yàn)。這說明東部和中部地區(qū)人均GDP和碳排放量呈顯著的倒U形,EKC假說成立,即隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長,貿(mào)易的碳排放呈現(xiàn)出顯著的先增長后減少的態(tài)勢(shì)。西部地區(qū)LnY的系數(shù)為-0.412872,(LnY)2的系數(shù)為0.032116,均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。由于在西部地區(qū),LnY的系數(shù)為負(fù),(LnY)2的系數(shù)為正,所以西部地區(qū)的碳排放曲線呈正U型,EKC假說不成立。究其原因,可能是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后,工業(yè)制造業(yè)企業(yè)相對(duì)較少,二氧化碳排放也相對(duì)較少。隨著經(jīng)濟(jì)增長,當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到某個(gè)臨界點(diǎn)時(shí),大量的基礎(chǔ)設(shè)施投資會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)的激增,此后產(chǎn)生的二氧化碳排放將會(huì)日益增多。
2.貿(mào)易開放與二氧化碳排放的相關(guān)性各異。東部地區(qū)外貿(mào)依存度與碳排放呈負(fù)相關(guān),但該系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著,這說明東部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了一定的變化,低碳產(chǎn)品出口比重的提高導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易依存度的提高降低了碳排放量,只是目前這種影響還不顯著。外資依存度與碳排放總量也呈負(fù)相關(guān),變量估計(jì)通過了較高的顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)外資依存度提高1%時(shí),碳排放將會(huì)降低約0.12%,表明外商直接投資的增加能夠在一定程度上減輕我國東部地區(qū)的二氧化碳排放的壓力,這個(gè)結(jié)果的出現(xiàn)是由于外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)帶來的。
中部地區(qū)外貿(mào)依存度與碳排放呈正相關(guān),在1%的水平上顯著,表明外貿(mào)依存度增加1%,碳排放量相應(yīng)增加0.13%左右,即在中部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大顯著增加了碳排放量。從表4可以看到,與東西兩個(gè)區(qū)域相比,中部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模對(duì)二氧化碳排放的影響最大。一方面是因?yàn)橹胁康貐^(qū)較多地承接了東部地區(qū)的高能耗產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,另一方面可能和中部地區(qū)的資源稟賦有一定的關(guān)系,如中部的山西、河南等省都是產(chǎn)煤大省,在它們的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中,煤炭消費(fèi)所占的比重較大,導(dǎo)致中部地區(qū)的高耗能產(chǎn)品出口所占比重高于全國其他區(qū)域。中部地區(qū)雖然與東部地區(qū)在外資依存度和碳排放總量上同樣呈負(fù)相關(guān),且在5%水平上顯著,但彈性系數(shù)很小,即外資依存度每提高1%,碳排放量僅降低約0.01%。
西部地區(qū)的外貿(mào)依存度和外資依存度都與二氧化碳排放呈正相關(guān),但系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都不顯著。這主要是由于西部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資的規(guī)模在當(dāng)?shù)貒鴥?nèi)生產(chǎn)總值中所占比重很小,所以貿(mào)易開放對(duì)碳排放影響不明顯。
3.政策效應(yīng)與二氧化碳排放的相關(guān)性不同。東部地區(qū)的政策措施對(duì)二氧化碳排放呈現(xiàn)出一定的積極效果,這表明在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū),人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量的要求也相對(duì)較高。而在中西部地區(qū)由于受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約,人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量的要求還停留在較低水平上,政策效應(yīng)與碳排放的正相關(guān)性表明現(xiàn)行的政策措施政對(duì)環(huán)境保護(hù)沒有發(fā)揮出應(yīng)有的作用,需要在很大程度上加大治理的力度。
本文利用1990-2010年的面板數(shù)據(jù)對(duì)東中西部三大區(qū)域貿(mào)易開放的碳排放效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)和分析,主要結(jié)論與政策建議如下:
(1)東部和中部地區(qū)人均GDP與二氧化碳排放量呈明顯的倒U形,EKC假說成立,但西部地區(qū)的二氧化碳排放曲線呈正U型,EKC假說不成立。說明各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和自然資源稟賦存在著明顯的不同,對(duì)此,需要根據(jù)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的異質(zhì)性特征,制訂適當(dāng)?shù)膮f(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與二氧化碳排放關(guān)系的政策。在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū),要著力發(fā)展戰(zhàn)略性的新興低碳產(chǎn)業(yè),實(shí)現(xiàn)科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)化相結(jié)合,大力提升各區(qū)域的自主科技創(chuàng)新能力,大幅度推動(dòng)原始創(chuàng)新,培養(yǎng)新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。中部地區(qū)由于很多省份是資源大省,所以在資源開采的同時(shí),要加大環(huán)境保護(hù)的力度。要吸取東部發(fā)達(dá)地區(qū)開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式轉(zhuǎn)型的經(jīng)驗(yàn),著力引導(dǎo)資金流向戰(zhàn)略性的新興低碳產(chǎn)業(yè),提高中部地區(qū)的綜合經(jīng)濟(jì)競爭力??紤]到西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后,必須采取經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)兩手同時(shí)抓的方式,借鑒發(fā)達(dá)地區(qū)先發(fā)展后治理的教訓(xùn),實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)同步實(shí)現(xiàn)。
(2)東部地區(qū)外貿(mào)依存度與碳排放呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng),但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著,外資依存度與碳排放總量也呈現(xiàn)負(fù)的效應(yīng),且在統(tǒng)計(jì)上顯著。中部地區(qū)外貿(mào)依存度對(duì)碳排放呈現(xiàn)正效應(yīng)且在1%的水平上顯著,外資依存度與碳排放總量呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng),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碳排放呈現(xiàn)正效應(yīng),但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。說明我國大部分區(qū)域到目前為止對(duì)外貿(mào)易的深化仍是以碳排放的增長為代價(jià)的。因此,東中西部三大區(qū)域都必須從根本上改變對(duì)外貿(mào)易增長以高碳排放為代價(jià)的外延式增長模式,實(shí)現(xiàn)新型的低碳貿(mào)易戰(zhàn)略。特別是在中西部地區(qū)要著力提高貿(mào)易開放的質(zhì)量和層次,充分利用世界貿(mào)易組織的相關(guān)制度,實(shí)施梯度的結(jié)構(gòu)性開放策略。同時(shí),要加快落實(shí)對(duì)外資的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向政策,鼓勵(lì)科技型綠色外資的進(jìn)入,禁止或限制高碳產(chǎn)業(yè)向區(qū)內(nèi)轉(zhuǎn)移,使貿(mào)易開放在推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)能夠在更大程度上改善中西部地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量。
(3)東部地區(qū)政策措施對(duì)碳排放具有負(fù)效應(yīng)且在統(tǒng)計(jì)上顯著,而中西部地區(qū)政策措施對(duì)碳排放都具有正效應(yīng)且在統(tǒng)計(jì)上顯著。中西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果與預(yù)期相反可能說明政策選擇上存在適用性的問題,但本文認(rèn)為主要原因還在于環(huán)保政策措施的監(jiān)督執(zhí)行不到位。因此,現(xiàn)階段除了在東部地區(qū)繼續(xù)完善有關(guān)環(huán)保政策措施以外,在中西部地區(qū)一方面應(yīng)大力加強(qiáng)環(huán)保政策的制定,另一方面應(yīng)加強(qiáng)政策措施的執(zhí)行力度。沒有強(qiáng)有力的執(zhí)行力度,再好的政策措施也只能是一紙空文。由于環(huán)保政策的實(shí)施會(huì)影響到各種利益集團(tuán)的利益,特別是部分地方政府出于自身政績和利益的考慮在執(zhí)行環(huán)保政策時(shí)睜一只眼閉一只眼,致使很多地區(qū)的環(huán)保政策在實(shí)施過程中遇到很大阻力。因此,政府不但要頒布環(huán)境保護(hù)的政策措施,而且還要注重監(jiān)督,特別是對(duì)環(huán)保意識(shí)較差的中西部地區(qū)更要加強(qiáng)監(jiān)督的力度,從而保證政府環(huán)保管制政策的實(shí)施效果。