朱啟松，楊玲芳

對外貿(mào)易的發(fā)展導(dǎo)致了大量碳排放的國際轉(zhuǎn)移。我國既是世界對外貿(mào)易大國，也是碳排放大國，其中對外貿(mào)易的發(fā)展在很大程度上增加了我國的碳排放。隨著我國新一屆政府改革不斷深化，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式日益迫切，我國正積極尋求一條對外貿(mào)易與低碳經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展的道路。

作為我國的內(nèi)陸開放高地，重慶自直轄以來的對外貿(mào)易進入了高速發(fā)展階段，進出口總額不斷增加。1990年，重慶的進出口總額為6.81億美元；2014年，這一數(shù)值已達954.5億美元，增長了近140倍，為重慶的經(jīng)濟發(fā)展作出了巨大貢獻。伴隨著對外貿(mào)易規(guī)模的不斷擴大，重慶的能源消耗也在逐年增長，由1990年的1 415萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增長到2013年的7 920萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，增長了4倍多。能源消耗的增加直接導(dǎo)致了碳排放的增長，重慶的碳排放量由1990年的960.8萬噸上升至2013年的5 326.6萬噸。節(jié)能減排已成為重慶市政府工作的重點。2015年的重慶市人民政府工作報告中明確提出，2015年重慶的單位生產(chǎn)總值能耗和碳排放分別下降3%和2.5%。那么，對外貿(mào)易到底對重慶的碳排放有沒有影響呢？并且是什么樣的影響呢？我們選取了重慶1990—2013年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，構(gòu)建計量模型，試圖對這一問題進行回答，以期為重慶實現(xiàn)低碳貿(mào)易發(fā)展提供依據(jù)。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者就對外貿(mào)易與碳排放的關(guān)系做了大量的研究，并得出了相應(yīng)的結(jié)論。G.Machado等運用輸入-輸出模型來測算巴西的對外貿(mào)易對其國內(nèi)能源消耗及二氧化碳排放的影響，將巴西的進出口商品所耗能源和二氧化碳排放進行量化［1］。結(jié)果表明：巴西的對外貿(mào)易中，其出口商品所耗能源及二氧化碳排放均大于進口商品所耗能源及二氧化碳排放，即對外貿(mào)易的發(fā)展增加了巴西的二氧化碳排放。P.Munoz等研究了奧地利1997—2004年間的對外貿(mào)易與碳排放［2］。他們發(fā)現(xiàn)按照消費原則計算出來的奧地利的碳排放要大于按照生產(chǎn)原則計算出來的碳排放。奧地利通過進口某些產(chǎn)品而非本國生產(chǎn)來減少本國的碳排放，這種通過進口而轉(zhuǎn)移的碳排放占奧地利碳排放總量的2/3。G.P.Peters等選取全球113個國家和57個經(jīng)濟部門1990—2008年的數(shù)據(jù)［3］，建立一個與對外貿(mào)易掛鉤的全球二氧化碳排放數(shù)據(jù)庫，以此來計算通過對外貿(mào)易實現(xiàn)的碳排放轉(zhuǎn)移。結(jié)果表明：無論是基于消費原則還是生產(chǎn)原則，對外貿(mào)易都是造成碳排放國際轉(zhuǎn)移的重要因素。B.Shui等研究了1997—2003年中美貿(mào)易對全球二氧化碳排放的影響［4］。他們認(rèn)為在此期間，如果美國采用本國生產(chǎn)的方式來替代從中國的進口，那么美國的二氧化碳排放將會增加3%到6%。另外，中國出口到美國的產(chǎn)品而造成國內(nèi)的二氧化碳排放占中國二氧化碳排放總量的7%～14%；他們還認(rèn)為中美貿(mào)易導(dǎo)致全球二氧化碳排放增加7.2億公噸。

國內(nèi)關(guān)于對外貿(mào)易與碳排放的研究雖然起步較晚，但仍然取得了相應(yīng)的研究成果。任力，黃崇杰按照發(fā)展程度的不同將我國分為東、中、西三個區(qū)域，運用這三大地區(qū)1995—2007年的面板數(shù)據(jù)，研究了各地區(qū)對外貿(mào)易密度、人均收入與二氧化碳排放之間的關(guān)系［5］。結(jié)論是：三大區(qū)域的對外貿(mào)易都對碳排放具有顯著的影響，且碳排放隨著貿(mào)易密度的增加而增加。潘雄鋒，楊越建立了包括經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易和碳排放三個聯(lián)立方程來研究對外貿(mào)易與碳排放的雙向因果關(guān)系，利用2000—2009年我國29個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行了實證分析［6］。結(jié)果表明，對外貿(mào)易對碳排放有著顯著的影響，碳排放會隨著對外貿(mào)易的增加而增加。劉翠霞對山東省對外貿(mào)易與低碳經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展進行了研究［7］。她將生態(tài)要素引入了對外貿(mào)易理論中，得出生態(tài)要素會影響一國的比較優(yōu)勢。她還利用因素分解法對山東省1984—2010年的碳排放量進行測算，并在此基礎(chǔ)上研究了山東省對外貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系，結(jié)果表明對外貿(mào)易促進了山東省碳排放的增加。朱德進，杜克銳研究了對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長與中國二氧化碳排放效率，選取我國28個省市1995—2009年的數(shù)據(jù)，利用SBM模型測算其碳排放效率［8］。研究發(fā)現(xiàn)，各省市的對外貿(mào)易與碳排放效率之間存在倒U形關(guān)系，即隨著對外貿(mào)易的發(fā)展，碳排放效率呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。李秀香，張婷對出口增長對我國環(huán)境的影響進行了實證分析［9］。她們以二氧化碳排放為例，分析了1981—1999年間出口增長對我國二氧化碳排放的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)，最終得出結(jié)論：我國出口的增長在一定程度上減少了人均二氧化碳的排放。

綜上所述，目前國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于對外貿(mào)易與碳排放的研究，由于其所選研究對象以及研究方法的不同，從而得出的結(jié)論也不盡相同。但從現(xiàn)有的文獻來看，大多是基于國家層面來研究對外貿(mào)易對碳排放的影響或是針對我國東部地區(qū)某些對外貿(mào)易發(fā)達的省份進行研究，對于對外貿(mào)易相對落后的西部地區(qū)省市的研究較少。隨著西部大開發(fā)的不斷推進，西部地區(qū)的對外貿(mào)易發(fā)展已進入了新的歷史階段。重慶作為西部地區(qū)對外開放的第一門戶，其對外貿(mào)易在近幾年更是發(fā)展迅速；與此同時，重慶的環(huán)境污染也日益嚴(yán)重。因此，研究重慶對外貿(mào)易對碳排放的影響對于重慶的低碳貿(mào)易發(fā)展顯得尤為重要。我們選取重慶1990—2013年的數(shù)據(jù)對重慶的對外貿(mào)易對碳排放的影響進行定量分析，最后提出了相關(guān)建議。

一、重慶碳排放及對外貿(mào)易現(xiàn)狀

（一）重慶碳排放總量的計算及碳排放現(xiàn)狀

目前我國還沒有直接公布的碳排放數(shù)據(jù)，現(xiàn)有的大部分關(guān)于碳排放的測算都是通過測算能源的消費量而得來，因為碳排放增加的主要來源就是能源的消耗。我們參考其他學(xué)者的測算方法，對重慶的碳排放量進行如下估算：

表1 各種能源的碳排放系數(shù)及平均值 t碳/t標(biāo)準(zhǔn)煤

根據(jù)上述測算方法可測算出重慶的碳排放總量。由圖1可知，在1990—2013年期間，重慶的碳排放呈現(xiàn)逐年增長的態(tài)勢，但是增長速度不同。在1990—1997年間，重慶的碳排放量幾乎沒有增長或增長不明顯，說明在這一階段，重慶的經(jīng)濟發(fā)展比較緩慢，能源消耗量不大。1997—2003年，重慶的碳排放進入低速增長階段。這是因為重慶直轄以后，在政府相關(guān)政策的扶持下，重慶的經(jīng)濟開始發(fā)展起來，能源消耗開始增加。從2003年開始，重慶的碳排放增長速度明顯加快，只在2006年略有下降。這與國家“十一五”規(guī)劃提出的節(jié)能減排有關(guān)。2013年，重慶的碳排放已達5 326.6萬噸。

圖1 1990—2013年重慶對外貿(mào)易與碳排放增長狀況

（二）重慶對外貿(mào)易現(xiàn)狀

重慶作為我國的內(nèi)陸開放高地，其對外貿(mào)易在1990—2013年間總體呈現(xiàn)增長趨勢。2003年以前，重慶的對外貿(mào)易總額增長緩慢，說明這一時期重慶的對外開放程度還不夠高。從2004年開始，重慶的對外貿(mào)易總額開始穩(wěn)步上升，在2009年出現(xiàn)小幅下降，這在一定程度上與當(dāng)年的全球金融危機有關(guān)。不過在那之后，重慶的對外貿(mào)易幾乎呈直線增長趨勢，這是因為近幾年，重慶引來了包括富士康、廣達在內(nèi)的一大批代工商和零部件制造企業(yè)，帶動了重慶加工貿(mào)易的發(fā)展。另外，渝新歐鐵路的建成又進一步促進了重慶對外貿(mào)易的發(fā)展。

二、實證分析

（一）模型設(shè)計

1.變量選取及數(shù)據(jù)來源

為消除人口因素對碳排放的影響，我們用人均碳排放量AC來衡量重慶的碳排放水平，以此作為被解釋變量。用外貿(mào)依存度即對外貿(mào)易總額占重慶GDP比重來衡量重慶的對外貿(mào)易水平，記為TRADE，除此之外，影響碳排放的因素還包括經(jīng)濟增長（GDP）、外商直接投資（FDI）等。為了剔除價格因素，我們采用GDP指數(shù)（上一年為基期）來衡量重慶的經(jīng)濟增長對碳排放的影響。用外資依存度即外商直接投資額占GDP比重來衡量重慶外商直接投資對碳排放的影響。

以上各變量的數(shù)據(jù)均來自于《重慶統(tǒng)計年鑒》或是由《重慶統(tǒng)計年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)計算得來。

2.模型的構(gòu)建

為使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，對上述變量均取對數(shù)，運用Eviews6.0軟件進行計量分析。我們在借鑒參考現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下回歸模型：

LNAC=β0+β1LNTRADE+β2LNFDI+β3LNGDP

報紙行業(yè)經(jīng)歷了長期的發(fā)展，具有一定的優(yōu)勢，在這個過程中擁有較大的受眾基礎(chǔ)。但如今，報紙編輯在創(chuàng)新的過程中，只重視提高閱讀量，各大報紙不斷相互借鑒、模仿，導(dǎo)致報紙原有的優(yōu)勢和特點丟失。例如，一些報社為了吸引讀者，增加了娛樂明星版塊。這些報社利用這種方法雖然提高了報紙的閱讀量，但也失去了報紙原有的優(yōu)勢和特點，而且有可能會喪失原有的忠實讀者。報紙編輯創(chuàng)新率低還表現(xiàn)在，報社之間的相互模仿。比如，一些報紙出現(xiàn)了版面上的新穎設(shè)計，很多報社爭相模仿，這種缺乏創(chuàng)新的報紙編輯方法對報紙行業(yè)的發(fā)展失去了生命力。

（二）ADF單位根檢驗

為避免出現(xiàn)偽回歸，我們采用ADF單位根檢驗法對各序列進行平穩(wěn)性檢驗。ADF單位根檢驗最佳滯后階數(shù)根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定，檢驗結(jié)果見表2。由表2可知，各變量水平序列非平穩(wěn)，而一階差分序列平穩(wěn)，因此，各變量均服從 I（1）過程。

表2 單位根檢驗結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗

因為變量是同階單整，因此，可以通過協(xié)整檢驗來檢驗變量之間的長期關(guān)系，我們采用的是Johansen協(xié)整檢驗方法。

1.確定協(xié)整滯后階數(shù)L

在無約束 （unrestricted）VAR模型下，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ 值選出 VAR 模型的最佳滯后階數(shù)。由于本文樣本容量有限，我們從最大滯后階數(shù)L=3開始，并通過逐一測試，最終確定最佳滯后階數(shù)為1。水平VAR的最佳滯后階數(shù)檢驗后果見表3。

表3 水平VAR的最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

2.非約束協(xié)整關(guān)系檢驗

采用Johansen協(xié)整檢驗方法，并假設(shè)含截距項、不含時間趨勢項，Johansen檢驗結(jié)果見表4。檢驗結(jié)果表明各變量間存在一個協(xié)整關(guān)系，因此存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表4 Johansen檢驗結(jié)果

3.協(xié)整方程

通過協(xié)整檢驗已確立變量間的協(xié)整關(guān)系，因此可根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)寫出協(xié)整方程，其形式為：

LNACt=4.406 4LNTRADEt-1+0.129 9LNFDIt-1-97.324 3LNGDPt-1+β0

由協(xié)整方程可知，在1990—2013年間，重慶的對外貿(mào)易與人均碳排放量存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，從長期看，對外貿(mào)易依存度每增加一個百分點，人均碳排放將增加4.406%。

（四）建立向量誤差修正模型（VECM）

前面的分析已表明 LNAC、LNTRADE、LNFDI、LNGDP之間存在著長期均衡關(guān)系，而這種長期均衡關(guān)系是在短期波動的不斷調(diào)整下而形成的，故而可建立誤差修正模型來實現(xiàn)這種機制。誤差修正模型為：

ΔLNACt=-0.432ΔLNACt-1+0.015ΔLNTRADEt-1+0.059ΔLNFDIt-1-1.136ΔLNGDPt-1-0.008Ut-1

R2=0.232 AIC=-0.673 SC=-0.375

結(jié)果表明，系統(tǒng)內(nèi)存在誤差修正機制，LNAC、LNTRADE、LNFDI、LNGDP 在短期內(nèi)會偏離它們的長期均衡水平，被解釋變量LNAC的變動是由較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動所決定的。當(dāng)LNAC短期均衡波動偏離了長期均衡波動1%時，誤差修正項會向反方向減少0.008%，使得人均碳排放的波動減小，從而使其發(fā)展趨勢向均衡狀態(tài)調(diào)整。

三、結(jié)論及政策建議

以上分析的結(jié)果表明：重慶對外貿(mào)易、外商直接投資、經(jīng)濟增長與碳排放之間存在長期協(xié)整關(guān)系，其中對外貿(mào)易與碳排放呈正相關(guān)關(guān)系，這說明重慶在對外貿(mào)易發(fā)展的過程中存在“碳排放轉(zhuǎn)移”現(xiàn)象，且因出口增加的碳排放大于因進口減少的碳排放。這是因為在重慶的出口商品中，占比最高的是機電產(chǎn)品，而機電產(chǎn)品的生產(chǎn)所耗費的鋼材、電力等中間產(chǎn)品的碳排放非常大。外商直接投資促進了重慶碳排放的增長，這說明重慶在吸引外資的過程中承接了國外的污染密集產(chǎn)業(yè)，符合“污染天堂”假說。另外，經(jīng)濟增長對重慶的碳排放起到了抑制作用，這表明重慶在其經(jīng)濟發(fā)展的同時，采取相應(yīng)措施提高了能源利用效率從而降低了碳排放，實現(xiàn)“發(fā)展減排”。

根據(jù)以上的結(jié)論分析，筆者對重慶的低碳貿(mào)易發(fā)展提出如下建議。

（一）調(diào)整進出口商品結(jié)構(gòu)，推進對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展

目前，重慶的對外貿(mào)易發(fā)展正在以犧牲環(huán)境為代價，出口商品中高能耗、高排放產(chǎn)品占比較大，而進口商品中低能耗、低排放產(chǎn)品占比較大。因此，一方面，政府應(yīng)鼓勵高能耗、高排放產(chǎn)品的進口；另一方面，大力扶持低能耗、低排放產(chǎn)品的出口，加大對這類企業(yè)的出口退稅力度，將這類產(chǎn)品培育成為重慶出口的主導(dǎo)產(chǎn)品，實現(xiàn)重慶對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展。

（二）積極引進國外低碳技術(shù)，實現(xiàn)清潔生產(chǎn)

解決環(huán)境問題的根本還要靠技術(shù)。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，我國的環(huán)保技術(shù)水平也得到了提高。當(dāng)然，重慶在發(fā)展經(jīng)濟的同時也在不斷注重低碳技術(shù)的發(fā)展，但其與發(fā)達國家的技術(shù)水平相比，仍然存在較大差距。因此，出口企業(yè)可與國外企業(yè)協(xié)商，通過引進國外先進低碳技術(shù)來實現(xiàn)國內(nèi)的清潔生產(chǎn)。

（三）合理引進外資，避免成為發(fā)達國家的“污染天堂”

重慶的外商直接投資結(jié)構(gòu)極不合理，第二產(chǎn)業(yè)吸引的外資占比最高，而第二產(chǎn)業(yè)都是以高污染、高排放為主。因此，在引進外資方面，應(yīng)鼓勵低污染型外資的流入，給予這類外資企業(yè)一系列政策優(yōu)惠；而對于高污染型外資企業(yè)，政府應(yīng)提高其進入門檻，并對其征收環(huán)境稅。

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