詹　晶，王　亮

（南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南衡陽421001）

中國金屬制品業(yè)出口、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放
——基于空間杜賓模型的分析

詹晶，王亮

（南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南衡陽421001）

以2005～2013年我國29個(gè)省級(jí)經(jīng)濟(jì)單元為研究對(duì)象，將出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的空間外溢效應(yīng)引入改進(jìn)的國際貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)模型，運(yùn)用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM進(jìn)一步考察了我國金屬制品業(yè)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排量的影響。研究結(jié)果表明：引起我國省域碳排放量增加的主要來源有三個(gè)：一是省份自身金屬制品業(yè)出口量、經(jīng)濟(jì)增長、物質(zhì)資本存量和交通條件；二是鄰居省份的金屬制品業(yè)的出口量和物質(zhì)資本存量；三是鄰居省份的碳排放量。同時(shí)，鄰居省份的經(jīng)濟(jì)增長將會(huì)顯著的抑制本省市區(qū)的碳排放量?；谘芯拷Y(jié)論，本文從貿(mào)易結(jié)構(gòu)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展等方面提出了相應(yīng)的對(duì)策建議。

碳排放；出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；空間杜賓模型

一、引言

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長的背后是我國能源的消費(fèi)量不斷增加，環(huán)境污染問題日益嚴(yán)重以及中國碳排放問題引起的國際社會(huì)廣泛關(guān)注，碳排放問題也因此成為中國必須要正視的現(xiàn)實(shí)問題。中國政府明確表示支持低碳經(jīng)濟(jì)，并鄭重承諾2020年單位GDP的排放量比2005年下降40%～50%［1］。在2020年結(jié)束之前能達(dá)到中國2009年在哥哈本會(huì)議上提出的2020年的碳排放強(qiáng)度目標(biāo)嗎？Liu等人采用粒子群優(yōu)化法（PSO）對(duì)構(gòu)建包含灰色模型［GM（1，1）］、自回歸移動(dòng)平均模型（ARIMA） 以及二次多項(xiàng)式回歸模型（SOPR）的聯(lián)合預(yù)測模型進(jìn)行了預(yù)測［2］，認(rèn)為2020年中國的火力發(fā)電量將會(huì)達(dá)到72555.3億千瓦時(shí)，二氧化碳排放量將達(dá)到1737990萬噸，二氧化碳排放強(qiáng)度將達(dá)到0.21千克/元，這將是40%～50%的兩倍。由此可知，其認(rèn)為中國2020年結(jié)束時(shí)中國無法完成目標(biāo)。那么接下來的問題是，中國碳排放強(qiáng)度居高不下的原因是什么？何小鋼和張耀輝指出［3］，我國正處于工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，受工業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)條件、資源稟賦等多種因素的影響，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長依舊具有高排放、高能耗特征，工業(yè)排放是人為碳排放的主要源泉。由于金屬制品是鋼鐵生產(chǎn)的深加工產(chǎn)品，在國家大力限制鋼鐵初級(jí)制品出口，鼓勵(lì)深加工產(chǎn)品出口的情況下，從金屬制品業(yè)的角度探討金屬制品業(yè)出口對(duì)我國碳排放量的影響顯得尤為重要。

二、文獻(xiàn)綜述

在國際社會(huì)倡導(dǎo)的“四位一體”低碳經(jīng)濟(jì)背景下，即低能耗、低物耗、低排放和高效率成為規(guī)制國際貿(mào)易的規(guī)則之后，國際貿(mào)易與碳排放的研究引起了眾多學(xué)者的關(guān)注。從減少碳排放的思路看，一是減少碳排放的相對(duì)量，其主要研究內(nèi)容是探討增加二氧化碳的排放量的因素；二是改善碳排放的效率，其研究內(nèi)容主要是探討如何提高碳排放的效率。本文主要從第一個(gè)角度探討金屬工業(yè)制品的發(fā)展和出口對(duì)我國碳排放量的影響。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，關(guān)于碳排放量的影響因素主要有兩種：一類是研究出口貿(mào)易對(duì)碳排放量的影響，另一類是經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放量的影響。

出口貿(mào)易是引起我國二氧化碳排放量增加的重要原因。許廣月和宋德勇采用因素分解法和協(xié)整檢驗(yàn)證明了中國碳排放是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，且第5期達(dá)到最大值［4］。王天鳳和張珺采用同樣的方法也得到了類似的結(jié)論［5］。通過對(duì)變系數(shù)的出口貿(mào)易碳排放效應(yīng)的固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，李懷政和林杰認(rèn)為工業(yè)出口貿(mào)易的碳排放效應(yīng)比較顯著，行業(yè)規(guī)模、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、出口依存度對(duì)二氧化碳的排放量具有積極作用［6］。不僅如此，出口總量增長是導(dǎo)致中國出口貿(mào)易隱含碳排量增長的主要因素［7］，出口規(guī)模對(duì)碳排量影響產(chǎn)生的正的規(guī)模效應(yīng)遠(yuǎn)大于負(fù)的技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)之和［5］。不僅中國的出口貿(mào)易引起碳排放的增加，國外的出口貿(mào)易與碳排放之間也具有相同的結(jié)論。Kasman and Duman以EU國家為研究對(duì)象，證實(shí)了貿(mào)易自由化、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間還存在著環(huán)境的庫茲涅茨曲線［8］。

經(jīng)濟(jì)增長是引起我國二氧化碳排放量增加的另一個(gè)重要原因，甚至在過去的十幾年里中國的經(jīng)濟(jì)增長是二氧化碳排放量增加的主要原因［9］。Saboori等人采用自回歸滯后分布模型（ARDL）對(duì)馬來西亞的經(jīng)濟(jì)增長與碳排量關(guān)系進(jìn)行了研究［10］。其認(rèn)為從長期看存在經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放量的環(huán)境庫茲涅茨曲線，且兩者的關(guān)系為倒U型，短期內(nèi)兩者之間的關(guān)系則具有不確定性。有意思的是，不同學(xué)者對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的關(guān)系給出了不同的答案。許廣月和宋德勇（2010）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長不是二氧化碳排放的Granger原因［4］，而Govindaraju and Tang則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是碳排放的Granger原因［11］。因此，中國的經(jīng)濟(jì)增長能否引起二氧化碳排放量的增加將是本文研究的主要任務(wù)之一。

以上研究得到了非常有意義的結(jié)論，也為進(jìn)一步研究出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放增加之間的關(guān)系提供了清晰的研究思路。遺憾的是，上述研究忽略了區(qū)域之間碳排放之間具有相互依賴性，以及區(qū)域碳排放的空間外溢。隨著新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)（NEG） 的快速發(fā)展，其強(qiáng)調(diào)外溢的空間性并由Reyand Montouri明確將其定義為空間外溢（Spatial Spillover） 以來［12］，即被眾多的學(xué)者廣泛的接受和大量的引用。在研究中國出口貿(mào)易與碳排放的文獻(xiàn)中，直至王惠等（2016）才將空間外溢效應(yīng)引入到工業(yè)碳排放的效率研究中［13］。基于數(shù)據(jù)的可得性，本文的任務(wù)之一就是從空間外溢的角度研究中國的金屬制品工業(yè)的出口貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系。

筆者根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)出口貿(mào)易對(duì)碳排放影響、經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放影響的基礎(chǔ)上，針對(duì)二氧化碳排放較高的金屬制品工業(yè)作為研究，引入影響出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的要素稟賦物質(zhì)資本存量和交通條件同時(shí)考察出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長對(duì)我國碳排放的綜合影響。此外將空間外溢效應(yīng)引入碳排放量的效應(yīng)模型，同時(shí)考察出口貿(mào)易的空間外溢效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)增長的空間外溢效應(yīng)對(duì)我國碳排放量的綜合影響。

三、理論模型的構(gòu)建及變量選取

1.模型構(gòu)建

Grossman and Krueger（1991）在北美自由貿(mào)易區(qū)國際貿(mào)易環(huán)境的研究框架下，構(gòu)建了對(duì)外貿(mào)易導(dǎo)致的二氧化碳排水平、出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步以及出口貿(mào)易規(guī)模之間的關(guān)系，本文參考其做法并考察一種簡化的情形。具體而言，在參考Grossman and Krueger（1991）做法的基礎(chǔ)上本文將理論模型設(shè)定為［14］：

其中，Z表示由于出口引起的二氧化碳排放量或稱為碳排放水平，si為第i個(gè)金屬行業(yè)的產(chǎn)品出口額占該國家所有出口總額的比重或稱為貿(mào)易結(jié)構(gòu)，k為金屬行業(yè)個(gè)數(shù)，X為國家的金屬制品業(yè)總數(shù)量。對(duì)（1）式兩邊同時(shí)求一階導(dǎo)數(shù)可得：

在此基礎(chǔ)上，參考劉林奇（2009）對(duì)國際貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)改進(jìn)模型的做法并引入碳排放的空間依賴性和空間外部性［15］，基于研究數(shù)據(jù)的可得性，本文以我國省域的二氧化碳排放量為被解釋變量，以金屬制品業(yè)出口的貿(mào)易條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件、物質(zhì)資本存量和交通條件為解釋變量，擬構(gòu)建包含上述4個(gè)解釋變量及其空間效應(yīng)對(duì)我國金屬制品業(yè)出口貿(mào)易的碳排放效應(yīng)予以考察。同時(shí)，為了方便從彈性角度探討各變量對(duì)碳排放量的影響，本文對(duì)所有變量均作了對(duì)數(shù)化處理，并在變量前加上以示區(qū)別。

具體的計(jì)量模型見（3）式：

（3） 式中，carbon、interpret、export、GDP growth、capital、traffic、u和W分別為省域的二氧化碳排放量、常數(shù)項(xiàng)、金屬制品業(yè)出口、經(jīng)濟(jì)增長速度、固定資本存量、交通條件、誤差項(xiàng)以及空間權(quán)重矩陣，α1、α2、α3、α4、β1、β2、β3、β4和γ均為待估參數(shù)。

2.變量說明

基于數(shù)據(jù)的可得性和需要使用語言軟件生成二進(jìn)制鄰接空間權(quán)重矩陣的要求，即每個(gè)區(qū)域至少有一個(gè)鄰居區(qū)域，因此本文研究的樣本區(qū)域不包括不與任何省份有公共邊界的海南省和缺乏數(shù)據(jù)的西藏自治區(qū)，僅包括其余的29個(gè)省市區(qū)，時(shí)間跨度為2005～2013共9年的面板數(shù)據(jù)，空間權(quán)重矩陣采用Rook型的二進(jìn)制鄰接矩陣。數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

由于我國相關(guān)統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)還沒有公布碳排放的數(shù)據(jù)，本文參考王天鳳和張珺方法［5］，根據(jù)我國省級(jí)能源消耗情況及碳排量系數(shù)來估算，進(jìn)而獲得我國省級(jí)碳排放的數(shù)據(jù)。金屬制品業(yè)出口額數(shù)據(jù)通過《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》直接獲取，并采用當(dāng)年的年平均匯率將金屬制品業(yè)出口總額的美元折算為人民幣元并用CPI消除價(jià)格因素，再除以當(dāng)年的進(jìn)出口總額即為金屬制品業(yè)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。經(jīng)濟(jì)增長速度是將各省域的GDP消除價(jià)格因素后算出的環(huán)比增長速度。交通條件用省域的公路里程數(shù)除以年平均人口數(shù)得到。

物質(zhì)資本存量的計(jì)算參考Young［16］、張軍［17］等的做法，即采用永續(xù)盤存法（PIM）進(jìn)行估算，并通過（4）式計(jì)算每一年的物質(zhì)資本存量：

（4）式中，Kt和Kt-1分別為第t期和t-1期的資本存量，t=2，3…9，δt為第t年的折舊率，It為第t年的投資額。此公式主要涉及四個(gè)變量：基期資本存量K0的確定、歷年投資額It的確定、投資品價(jià)格指數(shù)的確定和效率模式的假定折舊率δt的確定?；谫Y本存量是將2005年的固定資產(chǎn)投資總額除以10%作為初始資本存量，折舊率采用通用做法即9.6%，歷年投資額為省域的固定資產(chǎn)投資總額，投資品的價(jià)格指數(shù)采用CPI全部換算至2005年的基期水平。

四、經(jīng)驗(yàn)分析

1.包含固定效應(yīng)的OLS回歸

Elhorst指出［18］，在對(duì)經(jīng)驗(yàn)分析的模型（3）進(jìn)行空間回歸之前，首先需要進(jìn)行OLS回歸，并對(duì)OLS進(jìn)行不包含固定效應(yīng)的回歸、僅包含空間固定效應(yīng)的OLS回歸、僅包含時(shí)間固定效應(yīng)的OLS回歸，以及同時(shí)包含空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的OLS回歸即雙固定的OLS回歸。同時(shí)，由于空間計(jì)量模型有多種：空間自回歸模型SAR、空間誤差模型SEM以及空間杜賓模型SDM。因此，需要對(duì)不同的空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并與OLS回歸結(jié)果作對(duì)比，以便選出最優(yōu)的估計(jì)模型。鑒于此，在對(duì)（3） 式進(jìn)行空間回歸之前，本文首先對(duì)不同設(shè)定的OLS模型進(jìn)行回歸，并檢驗(yàn)是否需要進(jìn)行空間回歸以及哪一種空間計(jì)量模型是最優(yōu)的計(jì)量模型，其結(jié)果見表1。

表1中，第1列是不包含任何固定效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，第2列是僅包含空間固定效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，第3列是僅包含時(shí)間固定效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，第4列是同時(shí)包含空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)即雙固定效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果。由表1可知，不同OLS回歸方法的回歸結(jié)果存在較大差異，除了經(jīng)濟(jì)增長速度的指標(biāo)GDP growth對(duì)碳排放的影響相對(duì)較小外，其余變量對(duì)碳排放的估計(jì)結(jié)果差異均較大。其原因是OLS的估計(jì)方法沒有考慮到區(qū)域之間的以及變量之間的空間依賴性和空間相關(guān)性［19］。

從檢驗(yàn)最優(yōu)估計(jì)方法的參數(shù)看，反映模型估計(jì)的誤差參數(shù)在空間和時(shí)間雙固定的估計(jì)方法中最小且為0.130，因此四種估計(jì)方法中空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的估計(jì)方法是最優(yōu)的。反映模型估計(jì)過程中的自相關(guān)參數(shù)Durbin-Watson在空間和時(shí)間雙固定估計(jì)方法中為1.8607，是四種估計(jì)方法中最接近于2的，即空間和時(shí)間雙固定方法中基本消除了自相關(guān)性。反映極大似然估計(jì)法的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值參數(shù)Log Likelihood在空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的估計(jì)方法中達(dá)到最大值為198.2417，即空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的估計(jì)方法是最優(yōu)的。同時(shí)，采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)估計(jì)方法得到的參數(shù)估計(jì)系數(shù)也具有較好的顯著性水平。因此，無論是模型估計(jì)的誤差最小原則，最大限度的消除模型估計(jì)的自相關(guān)性原則，還是極大似然函數(shù)值原則，均一致的表明對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)必須采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的估計(jì)方法。

表1　不考慮空間效應(yīng)的金屬制品業(yè)出口與碳排放OLS估計(jì)結(jié)果

從檢驗(yàn)最優(yōu)模型的參數(shù)估計(jì)看，檢驗(yàn)空間自回歸模型即SAR是否為最優(yōu)空間計(jì)量模型的參數(shù)LMspatial lag在空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的估計(jì)方法中為 8.6232，穩(wěn)健的 LM spatial lag估計(jì)值為11.1633，且均在1%的顯著性水平上是顯著的。因此，其在1%的顯著性水平上拒絕了本文的最優(yōu)估計(jì)模型為SAR的原假設(shè)。同理，LMspatial error檢驗(yàn)的估計(jì)值為2.6712，在10%的顯著性水平上拒絕了SEM為最優(yōu)的空間計(jì)量模型的原假設(shè)，以及穩(wěn)健的LM spatial error檢驗(yàn)估計(jì)值為5.2113，在5%的顯著性水平上拒絕了SEM為最優(yōu)的空間計(jì)量模型的原假設(shè)。由此可知，采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型是本文最優(yōu)的空間計(jì)量模型。

2.包含固定或隨機(jī)效應(yīng)的SDM和SDEM的回歸

如上所述，本節(jié)將采用最優(yōu)的空間計(jì)量模型即包含空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型對(duì)（3）式進(jìn)行估計(jì)。出于穩(wěn)健性的考慮，本文在采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)估計(jì)模型的同時(shí)，給出采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的空間杜賓誤差模型（SDEM）和包含空間隨機(jī)效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的SDM模型估計(jì)結(jié)果，具體見表2。

表2中，第1列為包含空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM估計(jì)結(jié)果，第2列為包含空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDEM估計(jì)結(jié)果，第3列為包含空間隨機(jī)效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的SDM估計(jì)結(jié)果。檢驗(yàn)SAR模型是否最優(yōu)的參數(shù)Wald test spatial lag為34.1032，LR test spatial lag為32.1156，均在1%的顯著性水平上拒絕了SAR為最優(yōu)估計(jì)模型的原假設(shè)。檢驗(yàn)SEM模型是否最優(yōu)的參數(shù) Wald test spatial error為 40.9426，LR test spatial error為38.5827，均在1%的顯著性水平上拒絕了SEM為最優(yōu)估計(jì)模型的原假設(shè)。再次說明了SDM為最優(yōu)的參數(shù)估計(jì)模型。為了檢驗(yàn)固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)更適合參數(shù)的估計(jì)方法，本文同時(shí)給出了檢驗(yàn)和spatial Hausman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)值為0.0817接近于0，空間豪斯曼檢驗(yàn)值為18.2504，均在1%的顯著性水平上是顯著的，拒絕了應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，即應(yīng)該采用固定效應(yīng)的估計(jì)方法。從反映參數(shù)估計(jì)的誤差大小看，包含時(shí)間和空間雙固定效應(yīng)的SDM模型的估計(jì)結(jié)果略好于采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDEM和空間隨機(jī)時(shí)間固定效應(yīng)SDM的估計(jì)結(jié)果。從模型估計(jì)的最大似然值看，包含時(shí)間和空間雙固定效應(yīng)的SDM模型的估計(jì)結(jié)果同樣略好于采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)SDEM的估計(jì)結(jié)果，但是遠(yuǎn)好于采用空間隨機(jī)時(shí)間固定效應(yīng)SDM的估計(jì)結(jié)果。因此，采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型的估計(jì)方法是所有模型中最優(yōu)的。

表2　包含不同效應(yīng)的SDM及SDEM模型的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM估計(jì)結(jié)果即表2的第1列可知，引起我國省域二氧化碳排放量增加有三個(gè)來源：一是省市區(qū)自身金屬制品業(yè)的出口量export、經(jīng)濟(jì)增長GDP growth、資本存量capital和交通條件traffic；二是鄰居省市區(qū)金屬制品業(yè)的出口量export、資本存量capital；三是鄰居省市區(qū)二氧化碳排放量；而鄰居區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長GDP growth將會(huì)抑制本省市區(qū)的碳排放，鄰居區(qū)域的交通條件traffic對(duì)本省市區(qū)的碳排放無顯著影響。

金屬制品業(yè)出口對(duì)我國省域碳排放量的增加具有正向的促進(jìn)作用，且在1%的顯著性水平上是顯著的。從其作用大小看，出口量每增加1%，二氧化碳的排放量將增加0.2728%。這就說明了金屬制品業(yè)出口量的增加是引起我國碳排量的重要因素之一。同樣，自身的經(jīng)濟(jì)增長對(duì)我國省域碳排放量的增加具有正向的促進(jìn)作用，同樣是在1%的顯著性水平上是顯著的。從作用大小看，經(jīng)濟(jì)增長每增加1%，二氧化碳的排放量將增加0.3591%。經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放增加的作用大小甚至超過了金屬制品業(yè)出口對(duì)碳排量增加的影響。省域資本存量的增加和交通條件的改善同樣是碳排量增加的重要因素之一，分別在1%和5%的顯著性水平上是顯著的，而且資本存量的增加對(duì)碳排量的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于交通條件的改善對(duì)碳排放的促進(jìn)作用，甚至超過了金屬制品業(yè)出口對(duì)碳排量增長產(chǎn)生的影響。因此，本文從金屬制品業(yè)出口的角度研究經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放的影響結(jié)果與Zhangand Da的結(jié)論較為一致［9］。

鄰居省市區(qū)金屬制品業(yè)出口量的增加、物質(zhì)資本存量的增加對(duì)本省市區(qū)碳排量的增加同樣具有重要影響，且在1%的顯著性水平上是顯著的。從作用大小看，鄰居省市區(qū)的金屬制品業(yè)出口每增加1%，碳排量將增加0.0582%。而鄰居省市區(qū)的物質(zhì)資本存量每增加1%，碳排放量將增加0.6243%，其碳排量的增加值大小為金屬制品業(yè)出口的10.7倍。這就說明了在我們考慮如何減少碳排量時(shí)，一定不能忽視由鄰居省市區(qū)金屬制品業(yè)出口增加和物質(zhì)資本存量增加引起碳排放量的增加對(duì)本省市區(qū)碳排量的重要影響。

鄰居省市區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有抑制本省市區(qū)碳排放的作用。鄰居省市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)本省市區(qū)碳排放減少的彈性值為0.2591，且在5%的顯著性水平上是顯著的。眾所周知，經(jīng)濟(jì)增長將會(huì)提升隱含的技術(shù)進(jìn)步，而技術(shù)進(jìn)步又將通過兩條途徑影響二氧化碳的排放量。一是技術(shù)的進(jìn)步能夠提升碳排放的效率從而減少碳排放［13］，二是技術(shù)進(jìn)步直接減少碳排放數(shù)量和技術(shù)進(jìn)步通過經(jīng)濟(jì)增長間接影響碳排放數(shù)量［20］。這也說明了實(shí)現(xiàn)鄰居省市區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是抑制本省市區(qū)碳排放的途徑之一。與此相反，鄰居省市區(qū)碳排放數(shù)量的增加將會(huì)引起本省市區(qū)碳排量的增加，其彈性值為0.1221，且在10%的顯著性水平上是顯著的。

五、結(jié)論及對(duì)策建議

本文在Grossman and Krueger的自由貿(mào)易區(qū)國際貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)研究框架基礎(chǔ)上［14］，引入我國省域的金屬制品業(yè)出口貿(mào)易的外溢效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)增長的外溢效應(yīng)，并采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的SDM模型對(duì)其進(jìn)行了分析。筆者認(rèn)為，引起我國省域碳排放量增加的主要來源有三個(gè)：一是省市區(qū)自身金屬制品業(yè)出口量、經(jīng)濟(jì)增長、物質(zhì)資本存量和交通條件；二是鄰居省市區(qū)的金屬制品業(yè)的出口量和物質(zhì)資本存量；三是鄰居省市區(qū)的碳排放量。同時(shí)，鄰居省市區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長將會(huì)顯著的抑制本省市區(qū)的碳排放量，而鄰居省市區(qū)交通條件的改善不并能顯著的增加本省市區(qū)的碳排放量。

上述結(jié)論對(duì)我國減少碳排量具有重要的政策啟示。一是在實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)保持中高速發(fā)展和物質(zhì)資本存量不斷提高的同時(shí)，轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式和發(fā)展綠色的貿(mào)易模式，提升金屬制品業(yè)出口商品的附加值，改變金屬制品高能耗，低價(jià)格的出口貿(mào)易現(xiàn)狀，并且進(jìn)一步調(diào)整與金屬制品業(yè)出口相關(guān)的資源密集型產(chǎn)品出口的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，從根源上消除“貿(mào)易減排”。二是加快實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，以市場為導(dǎo)向，大力發(fā)展金屬制品產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)建設(shè)，利用鄰居省市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)本省市區(qū)碳排放減少的空間外溢效應(yīng)，在實(shí)現(xiàn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的過程中減少碳排放量。三是加快技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)裝備升級(jí)，在金屬制品產(chǎn)量，生產(chǎn)效率提高以及相關(guān)設(shè)備增加的同時(shí)，實(shí)現(xiàn)環(huán)保節(jié)能，綠色生產(chǎn)。

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（責(zé)任編輯：楊粵芳）

The export of Chinese steel wire products industry Economic growth and carbon emissions—based on Durbin space model analysis

ZHAN Jing，WANG Liang

（College ofEconomics&Management，UniversityofSouth，Hengyang，Hunan 421001）

Choosing 29 provincial economic unit from 2005 to 2013 as the research object,and then putting the export and the spatial spillover effect of the economic growth into the modified international trade environment effect model,adopting the space and time fixed effects of SDM to implement the further researchof influence of carbon emissions which caused by the steel wire products export and economic growth.The result indicates there are three main source which caused the soaring of China's provincial carbon emissions；First,the export of the steel wire products,economic growth,the stock of material capital and traffic condition in each province；Second,the export of the steel wire products and stock of material capital in neighbor province；Third,the quantity of carbon emissions in neighbor province.Meanwhile,the carbon emission of each province is significant inhibition by the economic growth of its neighbor province.Based on the research,this thesis puts forwardthe corresponding countermeasures and suggestionsfrom the trade structure and the development regional economic coordinated.

carbon emissions；export；economic growth；Durbin space model

F752.62

A

1008-2107（2016）05-0016-07

2016－08－26

國家社科基金青年項(xiàng)目“中國低碳城市試點(diǎn)的政策績效評(píng)價(jià)及優(yōu)化研究”（項(xiàng)目編號(hào)：15CJY037），經(jīng)濟(jì)增長與碳減排雙重約束下湖南省低碳潛力情景預(yù)測及路徑優(yōu)化研究（項(xiàng)目編號(hào)：16B233），湖南省教育廳優(yōu)秀青年項(xiàng)目。

詹晶（1975—），女，湖南株洲人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，主要研究方向：貿(mào)易理論與政策；王亮（1982—），男，湖南衡陽人，南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生。