楊 駿

(上海大學經(jīng)濟學院，上海 200444)

改革開放后我國對外貿(mào)易逐年飛速增長，2013年已經(jīng)超越美國成為全球第一大貨物貿(mào)易進出口國；與此同時，我國化石燃料類碳排放量也是逐年增加，自2007年后碳排放量躍居世界首位。那么，我國出口貿(mào)易與碳排放之間是否存在內(nèi)在的關(guān)聯(lián)，它們之間的關(guān)聯(lián)是否存在因果關(guān)系。這正是本文所要探討的問題。

一、文獻綜述

Wyckoff等(1994)通過對6個經(jīng)濟合作和發(fā)展組織國家貿(mào)易中的隱含碳排放量進行計算，發(fā)現(xiàn)制成品中隱含碳排放占到總排放量的13%。Machado et al.(2010)通過1970～1992年期間巴西對外貿(mào)易的二氧化碳排放量的分析，表明發(fā)達國家以外包的方式，將高碳產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家。近年來，學術(shù)界對中國出口貿(mào)易碳排放問題給予極大的關(guān)注。Shui以及Harriss(2006)對中美貿(mào)易中隱含碳排放量進行計算，得出的結(jié)論是在中國對美國的出口貿(mào)易中所含的碳排放量占中國碳排放總量的7%～14%，這些碳排放最終被美國人消費。另外，Weber et al.(2008)通過研究提出，中國碳排放增加的主要因素便是碳泄漏和碳出口，這個觀點也印證了所謂“污染天堂假說”。

寧學敏（2009）研究認為，不管是長期或是短期，出口貿(mào)易對碳排放量的影響都是正向的，而且還提出減排的新途徑便是優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu)；許廣月和宋德勇（2010）通過研究分析，認為出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長這兩個經(jīng)濟變量與碳排放量存在著協(xié)整的關(guān)系，其中出口貿(mào)易是影響碳排放的主要因素；王海鵬（2010）發(fā)現(xiàn)我國高碳產(chǎn)品出口比重具有下降趨勢，目前的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對于提高我國能源利用的效率是極為有利的；與此相反的是，劉軼芳等學者（2010）的研究表明，十多年來我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化并沒有對隱含碳排放造成有利影響。

二、出口貿(mào)易與碳排放關(guān)系模型的構(gòu)建

（一）模型的建立

建立線性回歸模型。把碳排放量作為因變量，出口貿(mào)易作為自變量，由于方程的兩個變量都有指數(shù)特征，因此分別取其對數(shù)形式，使其線性化。計量模型如下：

lnEi是i時期中國碳排放量的對數(shù)值，而lnexi則表示i時期出口額的對數(shù)值。α叫做截距，μ是殘差，β是變量系數(shù)，它表示碳排放對出口額的彈性。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

本模型共涉及2個變量，分別是出口貿(mào)易變量EXi、碳排放變量Ei。其中，出口貿(mào)易總額（億元）來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1980～2011年），碳排放總量（百萬噸）來源于美國能源信息署(EIA)官方網(wǎng)站。

三、出口貿(mào)易與碳排放關(guān)系的實證結(jié)果分析

（一）樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗

筆者使用EVIEWS5.0軟件，采用ADF檢驗法，對兩個時間序列數(shù)據(jù)lnei、Lnexi分別進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

由表1所知，在10%的顯著性水平下，lnei和lnexi并不拒絕存在單位根的假設(shè)，說明這兩個時間序列是非平穩(wěn)的。然而，一階差分序列D.lnei和D.lnexi分別在5%和1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，故D.lnei和D.lnexi是平穩(wěn)的。兩個時間序列經(jīng)過一次差分后變成平穩(wěn)序列，屬于I（1）單整序列。在此基礎(chǔ)上，要進一步檢驗兩個單整序列之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

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1.D 表示變量的一階差分；2.檢驗形式（c，t，AIC）中，c表示截距項，t表示時間趨勢，AIC表示確定滯后項的判別準則；3.***表示在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，*表示在10%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

（二）協(xié)整分析

根據(jù)上面的分析，2個變量的一階差分都是平穩(wěn)的，這就滿足了協(xié)整檢驗的前提條件。由于僅有兩個變量，我們選用Eagle-Grander兩步法檢驗其協(xié)整關(guān)系。第一步，對兩個變量的回歸方程做估計，估計結(jié)果如（2）式所示：

從上述計量模型的估計結(jié)果看，模型擬合效果較好，R2達到0.92599，T統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量都通過顯著性檢驗。

第二步，再對上述回歸方程的殘差序列進行ADF平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果見表2。

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由表2可知，殘差序列在5%的顯著性水平通過了平穩(wěn)性檢驗，說明兩個變量lnei、lnexi存在協(xié)整關(guān)系。

另外，從回歸方程（2）式也可看到，我國碳排放量對出口貿(mào)易的彈性值為0.266，即出口貿(mào)易每增長1%，就會導致國內(nèi)碳排放增長0.266%。因此，出口貿(mào)易的增長會使國內(nèi)碳排放量增加，不利于我國實現(xiàn)碳減排目標。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

上述協(xié)整分析，證明了出口貿(mào)易和碳排放之間存在長期均衡的關(guān)系，但它們之間短期內(nèi)是否存在因果關(guān)系呢？目前，尚不明確。為了研究出口貿(mào)易和碳排放這兩個變量之間的因果關(guān)系，我們利用格蘭杰因果檢驗來進行分析。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗對變量的平穩(wěn)性十分敏感，因此需要判斷是否滿足其檢驗條件。從以上ADF平穩(wěn)性檢驗可知，盡管lnei、lnex i為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列是平穩(wěn)的，符合格蘭杰因果檢驗的前提條件，可對其進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

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從上表可知，在接近5%的顯著性水平下，拒絕了“LNEXI不是引起LNEI的原因”，說明我國出口貿(mào)易是碳排放的格蘭杰原因。其實，從我國改革開放以來雖然貿(mào)易增長非?？欤?jīng)濟取得了突飛猛進的發(fā)展，但是我國出口貿(mào)易的方式是粗放的，不計后果的，具有高資源消耗、高污染排放的特點，從而嚴重影響了我國的環(huán)境質(zhì)量。

格蘭杰檢驗還接受了“LNEI不是引起LNEXI的原因”的命題，即碳排放增長不是出口貿(mào)易增長的原因。

四、結(jié)論與建議

既然出口貿(mào)易的增長是導致碳排放增長的原因之一，那么我們應該在以下幾個方面采取積極有效的措施：

（一）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式

應該積極引導和鼓勵企業(yè)開發(fā)知識密集、技術(shù)密集的產(chǎn)品，改變出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品的綠色生態(tài)特質(zhì)和技術(shù)含量。

（二）優(yōu)化招商引資結(jié)構(gòu)

外資企業(yè)是出口貿(mào)易的主力軍，政府應引導外資進入技術(shù)密集產(chǎn)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，以阻止國外污染企業(yè)向國內(nèi)轉(zhuǎn)移。積極引導外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域分布調(diào)整，鼓勵外商直接投資具有重大影響的綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)。

（三）完善環(huán)境保護的法律法規(guī)體系

采用傾斜的產(chǎn)業(yè)政策和戰(zhàn)略性貿(mào)易政策，鼓勵企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，扶持綠色產(chǎn)品和環(huán)保產(chǎn)業(yè)；推行有利于環(huán)境保護的貿(mào)易政策與法律法規(guī)，依法懲處貿(mào)易活動中的違反環(huán)保法規(guī)的行為。

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