周葵++毛運(yùn)意??

摘要中間消耗的“消耗規(guī)模與部門(mén)構(gòu)成”是影響中國(guó)出口碳排放的重要因素?；谑澜缤度氘a(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)（WIOD）1995—2015年數(shù)據(jù)，在部門(mén)歸類與形式變換基礎(chǔ)上，本文選取“單位產(chǎn)出碳排放量”、“完全消耗系數(shù)”與“出口值”為中國(guó)出口隱含碳排放的影響因子，構(gòu)建“因子變動(dòng)—反事實(shí)構(gòu)造—效果評(píng)價(jià)”分析框架，借助規(guī)模指數(shù)與結(jié)構(gòu)指數(shù)對(duì)影響因子的變化動(dòng)態(tài)進(jìn)行描述，并通過(guò)反事實(shí)構(gòu)造對(duì)“因子變動(dòng)”的影響效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。研究發(fā)現(xiàn)：“單位產(chǎn)出碳排放量”規(guī)模指數(shù)單調(diào)遞減，Spearman偏度系數(shù)為右偏態(tài)，說(shuō)明相比于意愿產(chǎn)出而言，非意愿產(chǎn)出“碳排放量”具有內(nèi)在的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)；“中間消耗”規(guī)模指數(shù)與碳偏向性指數(shù)在截面上始終處于高位水平，時(shí)序上出現(xiàn)了顯著的遞增趨勢(shì)，說(shuō)明中國(guó)單位出口值的中間消耗量偏大，消耗投入在結(jié)構(gòu)上偏向于高碳部門(mén)，與“技術(shù)前沿國(guó)”美國(guó)存在顯著“技術(shù)差距”；“出口值”規(guī)模指數(shù)呈現(xiàn)“平緩擴(kuò)張——快速攀升——V型震蕩”的階段性特征，結(jié)構(gòu)指數(shù)經(jīng)歷了以基期2002年為頂點(diǎn)、“先下降、后上升、再平穩(wěn)”的變化軌跡，說(shuō)明“出口值”作為最具彈性的影響因子，受“亞洲金融危機(jī)”、“加入世界貿(mào)易組織”與“美國(guó)次債危機(jī)”等外部沖擊的影響明顯，對(duì)出口碳排放的推動(dòng)作用存在伸縮性與階段性差異。從“因子變動(dòng)”影響效果來(lái)看，中國(guó)產(chǎn)出、中間消耗與出口的部門(mén)構(gòu)成具有內(nèi)生關(guān)聯(lián)，均顯著偏向于高碳部門(mén)，對(duì)出口隱含碳排放增長(zhǎng)產(chǎn)生了疊加性的“正向”擴(kuò)張效應(yīng)?；诖?，本文認(rèn)為，總量控制與結(jié)構(gòu)優(yōu)化的視角需從產(chǎn)品環(huán)節(jié)向中間消耗環(huán)節(jié)擴(kuò)展，現(xiàn)階段應(yīng)深化要素市場(chǎng)改革，加速要素稟賦升級(jí)，借力要素價(jià)格機(jī)制與差別化產(chǎn)業(yè)規(guī)制政策，從上游環(huán)節(jié)抑制出口碳排放的輸入來(lái)源。

關(guān)鍵詞出口隱含碳；影響因素；反事實(shí)法

中圖分類號(hào)F062.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2017）06-0016-11DOI：10.12062/cpre.20170357

20世紀(jì)末以來(lái)，《京都議定書(shū)》、《巴黎路線圖》、《哥本哈根協(xié)議》與《巴黎協(xié)定》等一系列國(guó)際協(xié)定確定碳排放總量控制約束性目標(biāo)，并逐步形成了以碳關(guān)稅、碳排放權(quán)交易市場(chǎng)為基礎(chǔ)的溫室氣體減排機(jī)制，世界范圍內(nèi)碳價(jià)格開(kāi)始形成并溢價(jià)[1-2]。在出口規(guī)模擴(kuò)張、貿(mào)易順差累積與二氧化碳排放迅猛增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)型過(guò)程中，中國(guó)出口貿(mào)易在國(guó)際上面臨著碳減排壓力與核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)喪失的雙重風(fēng)險(xiǎn)[3]。從國(guó)內(nèi)情況來(lái)看，中國(guó)正處于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型期、工業(yè)化與城市化的加速期，資源消耗量大大超過(guò)可再生性流量，貿(mào)易品的要素組合與價(jià)格形成未能全面反映資源稀缺程度，貿(mào)易順差的持續(xù)累積是以國(guó)內(nèi)資源赤字與環(huán)境逆差作為代價(jià)的[4]。Guadalupe & Luis[5]研究表明：“中國(guó)是典型的碳凈輸出國(guó)，生產(chǎn)的碳排放比消費(fèi)所產(chǎn)生的排放多10%，中國(guó)以出口品隱含碳的形式為OECD國(guó)家承擔(dān)了大量的碳排放責(zé)任”。事實(shí)上，在要素市場(chǎng)不完善與環(huán)境規(guī)制不健全的框架下，中國(guó)出口貿(mào)易既是鏈接資源、置換產(chǎn)能的基本渠道，客觀上也構(gòu)成了“碳轉(zhuǎn)移”、“碳輸出”的重要誘因[6]。鑒于“世界工廠”與最大發(fā)展中國(guó)家的角色地位，探討中國(guó)出口隱含碳排放的變化趨勢(shì)及其背后驅(qū)動(dòng)因素，既是世界范圍內(nèi)實(shí)施碳排放總量控制、緩解氣候變化的內(nèi)在要求，也是促進(jìn)中國(guó)加速節(jié)能減排與綠色貿(mào)易發(fā)展的重要途徑。與此相關(guān)的一些重要問(wèn)題包括：①在出口規(guī)模不斷擴(kuò)張、貿(mào)易順差持續(xù)累積的宏觀背景下，中國(guó)出口碳排放的變化趨勢(shì)如何，這種趨勢(shì)背后的驅(qū)動(dòng)力，即影響因素是什么？②這些影響因素經(jīng)歷了怎樣的時(shí)序變化，存在怎樣的國(guó)別差異，對(duì)出口碳排放的影響效果如何？為了觀察出口隱含碳排放的變化趨勢(shì)及其內(nèi)在驅(qū)動(dòng)因素，本文從時(shí)序變化與空間差異兩個(gè)角度進(jìn)行綜合考察，在分析上運(yùn)用截面數(shù)據(jù)和時(shí)序數(shù)據(jù)相結(jié)合的方式進(jìn)行。進(jìn)一步地，我們可以通過(guò)影響因子的規(guī)模指數(shù)與結(jié)構(gòu)指數(shù)來(lái)刻畫(huà)各影響因素的變化動(dòng)態(tài)，并運(yùn)用反事實(shí)構(gòu)造法量化各影響因子的作用效果。

1文獻(xiàn)綜述

“隱含碳”概念是碳排放消費(fèi)者責(zé)任制的重要基石，但國(guó)內(nèi)外學(xué)界目前尚未形成一致定義。從歷史沿革來(lái)看，“隱含碳”概念的產(chǎn)生可追溯至1974年國(guó)際高級(jí)研究機(jī)構(gòu)聯(lián)合會(huì)（IFIAS）的能源分析工作組會(huì)議，該會(huì)議首次提出“隱含能”（Embodied Energy）概念，并將其定義為“某種產(chǎn)品或服務(wù)在生產(chǎn)過(guò)程中直接和間接消耗的能源總量”。其后，《聯(lián)合國(guó)氣候變化框架公約》（UNFCCC）從非意愿產(chǎn)出的角度將“隱含能”擴(kuò)展為“隱含碳”， Wiedmann[7]進(jìn)一步從“碳足跡”視角將其界定為“商品從原料的取得、制造加工、運(yùn)輸，到成為消費(fèi)者手中所購(gòu)買(mǎi)的產(chǎn)品這段過(guò)程中所排放的二氧化碳，即直接消耗與間接消耗所排放的二氧化碳之和”。本文采納這一定義，擬從“間接消耗”的角度考察出口碳排放的“隱含”性質(zhì)，并借助Leontief逆矩陣追溯其具體來(lái)源。在隱含碳排放影響因素的相關(guān)研究方面，Grossman & Krueger[8]首次提出隱含碳排放是生產(chǎn)活動(dòng)的“負(fù)產(chǎn)出”，其大小取決于出口值規(guī)模（Scale of Export）、出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)（Product Structure of Export）與單位產(chǎn)值碳排放（Carbon Emission per Unit Production），即規(guī)模效應(yīng)（Scale Effect）、結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Composition Effect）與技術(shù)效應(yīng)（Technique Effect）三個(gè)決定性因素。Copeland & Taylor [9]從一般均衡角度給出了上述研究中三種效應(yīng)的具體定義與量化指標(biāo)，這為出口隱含碳排放提供了理論基石與分析框架。潘安、魏龍[10]借助Leontief逆矩陣，從地區(qū)與行業(yè)兩個(gè)維度系統(tǒng)剖析了中國(guó)出口貿(mào)易隱含碳排放的結(jié)構(gòu)性特征，并將規(guī)模效應(yīng)確認(rèn)為出口隱含碳排放增長(zhǎng)的主導(dǎo)性因素。郭朝先[11]基于出口隱含碳排放“雙層嵌套式”的結(jié)構(gòu)分解表達(dá)式，將不同時(shí)間段的碳排放變動(dòng)因素分解為能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)效應(yīng)、能源消費(fèi)強(qiáng)度變化效應(yīng)、消費(fèi)擴(kuò)張效應(yīng)、投資擴(kuò)張效應(yīng)、出口擴(kuò)張效應(yīng)、進(jìn)口替代效應(yīng)和投入產(chǎn)出系數(shù)變動(dòng)效應(yīng)等七種效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)投入產(chǎn)出系數(shù)變動(dòng)效應(yīng)在樣本期內(nèi)呈顯著的遞增態(tài)勢(shì)，說(shuō)明中國(guó)出口“粗放型”增長(zhǎng)方式是推動(dòng)碳排放增加的重要?jiǎng)恿?。張友?guó)[12]基于非競(jìng)爭(zhēng)型投入產(chǎn)出表，將貿(mào)易含碳量影響因子區(qū)分為部門(mén)能源強(qiáng)度、貿(mào)易規(guī)模、進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、投入結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)及碳排放系數(shù)，并具體探討了影響因子對(duì)出口隱含碳排放的擴(kuò)張效應(yīng)與抑制效應(yīng)。譚娟、陳鳴[13]及劉祥霞、王銳[14]分別從LMDI分解、生態(tài)環(huán)境差額等角度對(duì)出口碳排放影響因素進(jìn)行了量化分析。

上述研究成果分別運(yùn)用不同的理論工具與分析范式從內(nèi)容上、方法上為本文提供了有益借鑒，對(duì)這些內(nèi)容的提煉、整合可以有效增強(qiáng)本文的理論基礎(chǔ)與研究積累。但是上述研究多是采用國(guó)內(nèi)逢2、逢7年份編制的投入產(chǎn)出表，數(shù)據(jù)缺乏連續(xù)性，樣本量偏少，在“描述中國(guó)出口碳排放變化動(dòng)態(tài)”的過(guò)程中遭遇了數(shù)據(jù)限制。同時(shí)，從中國(guó)編制的競(jìng)爭(zhēng)型投入產(chǎn)出表來(lái)看，投入數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)口徑上未作國(guó)內(nèi)投入與進(jìn)口投入的區(qū)分，直接應(yīng)用將造成“直接消耗系數(shù)”與“完全消耗系數(shù)”被高估。針對(duì)上述缺陷，國(guó)內(nèi)外學(xué)者提出了雙比例平衡技術(shù)的RAS法與熵方法等半調(diào)查更新法[15]，借助進(jìn)口系數(shù)矩陣將中間投入從最終需求中分離[16]。上述處理方法在一定程度上改善了投入產(chǎn)出表的時(shí)序特征，在數(shù)據(jù)缺失的情況下具備較強(qiáng)的實(shí)用價(jià)值，但這種改善仍然是以引入估計(jì)值與真實(shí)值的偏差為代價(jià)的，因此其獲得的研究結(jié)論必將存在局限性。

對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)急劇變化的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體來(lái)說(shuō)，投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的上述缺陷不僅限制了分析工具的使用，也削弱了研究結(jié)論的可靠性與實(shí)用價(jià)值?；诖?，本研究采用世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)（WIOD）公布的以年為頻率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并選取1995—2015年為樣本期進(jìn)行分析。相比于國(guó)內(nèi)投入產(chǎn)出表而言，世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)覆蓋了美國(guó)、中國(guó)等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體，樣本量較大，統(tǒng)計(jì)口徑上直接作出了國(guó)內(nèi)投入與進(jìn)口投入的區(qū)分，且采用了統(tǒng)一的部門(mén)分類與貨幣單位，數(shù)據(jù)更具完整性、時(shí)效性與可比性。同時(shí)，樣本期具有較長(zhǎng)的時(shí)間跨度，期間經(jīng)歷了1998年亞洲金融危機(jī)與2008年美國(guó)次債危機(jī)，有助于刻畫(huà)外部沖擊下中國(guó)出口隱含碳的變化動(dòng)態(tài)與階段性特征，從動(dòng)態(tài)視角識(shí)別并量化影響因子的作用強(qiáng)度。使用這些數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)出口隱含碳排放的影響因素進(jìn)行研究，對(duì)之前相關(guān)研究由于數(shù)據(jù)局限所帶來(lái)的不足是一個(gè)有益的補(bǔ)充，其研究結(jié)論由于是建立在較為強(qiáng)大的數(shù)據(jù)庫(kù)支持基礎(chǔ)上，因而可能更有利于我們對(duì)相關(guān)問(wèn)題的觀察。

2數(shù)據(jù)來(lái)源、模型設(shè)定與研究假設(shè)

2.1數(shù)據(jù)來(lái)源與部門(mén)分類

目前，中國(guó)還沒(méi)有官方公布的出口隱含碳排放的權(quán)威數(shù)據(jù)。國(guó)際能源總署（IEA）、美國(guó)能源情報(bào)署（EIA）以及二氧化碳信息分析中心（CDIAC）等國(guó)外知名機(jī)構(gòu)對(duì)各國(guó)（或地區(qū)）的宏觀碳排放量進(jìn)行了估算。本文旨在考察影響因素“時(shí)序變化”與“空間差異”對(duì)出口隱含碳排放的影響，而這些機(jī)構(gòu)公布的結(jié)果僅局限于宏觀碳排放量的估算數(shù)據(jù)，未觸及能源種類、部門(mén)關(guān)聯(lián)等影響因素的變化過(guò)程，無(wú)法構(gòu)建起因變量“出口隱含碳排放”與自變量“影響因素”之間的對(duì)應(yīng)關(guān)系，因此不能滿足本文的研究需要。為解決這一難題，本文采用政府間氣候變化專門(mén)委員會(huì)（IPCC）、經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）推薦的方法，選取原煤、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣7種主要能源，根據(jù)各產(chǎn)業(yè)部門(mén)能源消耗量與能源碳排放系數(shù)對(duì)中國(guó)出口隱含碳排放進(jìn)行核算。核算所需數(shù)據(jù)主要來(lái)源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)與《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，各部門(mén)總產(chǎn)出、部門(mén)間投入產(chǎn)出與各部門(mén)出口數(shù)據(jù)來(lái)源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)，而分行業(yè)的能源消耗數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，能源二氧化碳排放系數(shù)采用國(guó)內(nèi)《省級(jí)溫室氣體清單編制指南》公布的數(shù)據(jù)。為增強(qiáng)數(shù)據(jù)的時(shí)序可比性，本文以2005年為基準(zhǔn)期，采用聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議數(shù)

據(jù)庫(kù)（UNCTAD）提供的全球平均居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）對(duì)世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)作出了平減化處理。

在產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)分類方面，世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)采用國(guó)際產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)分類（ISIC.Rev3），《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》采用國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類，兩類分類標(biāo)準(zhǔn)的差異主要集中在制造業(yè)。鑒于制造業(yè)在出口部門(mén)中的主體地位，為確保數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑一致性并方便數(shù)據(jù)計(jì)算與應(yīng)用，本文借鑒劉瑞翔、姜彩樓[17]制造業(yè)部門(mén)調(diào)整的方法，在一、二、三產(chǎn)業(yè)劃分基礎(chǔ)上將國(guó)民經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步分類、整合為21部門(mén)。具體部門(mén)分類情況如表1所示。

2.2模型設(shè)定

這一部分在Grossman & Krueger模型基礎(chǔ)上，提出內(nèi)涵“產(chǎn)出—產(chǎn)值—出口”的擴(kuò)展模型，對(duì)模型進(jìn)行變換，選取影響因子，并構(gòu)造影響因子的“反事實(shí)”項(xiàng)，以構(gòu)建起自變量“因子變動(dòng)”與因變量“影響效果”相對(duì)應(yīng)的面板系統(tǒng)。

2.2.1擴(kuò)展模型提出

在Grossman & Krueger建立的關(guān)于“出口隱含碳排放

影響因素”基礎(chǔ)模型中，出口隱含碳排放的測(cè)算公式如（1）式所示：

K=∑jex×rj×tj （1）

其中，K表示出口隱含碳排放，ex、rj、tj分別表示出口值規(guī)模、j部門(mén)出口占比與j部門(mén)單位產(chǎn)值隱含碳，被視為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)因子。Grossman & Krueger基礎(chǔ)模型為我們提供了“從測(cè)算公式中選取影響因子”的基本思路，這一思路可以避免“重要變量遺失”與存在“分解剩余”（Decomposition Residual）的偏誤，確保影響因子的典型代表性。當(dāng)然，從“隱含碳是直接消耗與間接消耗所排放的二氧化碳之和”這一本質(zhì)界定來(lái)看，“直接以單位產(chǎn)值隱含碳來(lái)表征技術(shù)效應(yīng)”的處理方式，雖然實(shí)現(xiàn)了模型簡(jiǎn)化，卻將“產(chǎn)出與中間消耗對(duì)出口隱含碳排放的影響”置于了不可觀測(cè)的“黑匣子”（Black Box）狀態(tài)。

事實(shí)上，由非競(jìng)爭(zhēng)型投入產(chǎn)出表基本性質(zhì)可知，中間消耗（Intermediate Consumption）+最終產(chǎn)值（Final Product）=總產(chǎn)出（Total Output），即AdX+Y=X，表示為

X1X2X21=（E-Ad）-1 Y1Y2Y21 （2）

借助Leontief逆矩陣，可以構(gòu)建起內(nèi)涵“產(chǎn)出—產(chǎn)值—出口”的擴(kuò)展模型，實(shí)現(xiàn)影響因素從基礎(chǔ)模型中的“出口”向“產(chǎn)出”與“中間消耗”延伸。具體的模型設(shè)定如（3）式所示：

K=（δ1，δ2…δ7）（a）×p11p12…p1，21

p21p22…p2，21

…

p71p72…p7，21

（b）×

1X10…0

01X2…0

…

00…1X21

（c）×

b11b12…b1，21

b21b22…b2，21

…

b21，1b21，2…b21，21

（d）×

r1r2r21（e）×∑21j=1exj

（f）

（3）

其中，（δ1，δ2…δ7）為煤炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣7種能源的碳排放系數(shù)，（p1j，p2j…p7j）T為j（j=1，2…21）部門(mén)七種能源消費(fèi)量，（b1j，b2j…b21，j）T為j部門(mén)完全消耗系數(shù)，∑21j=1exj為出口總值，Xj、rj、exj分別表示j部門(mén)的產(chǎn)出、出口占比與出口值。

上述模型存在多種變換形式，將（a）、（b）、（c）、（d）項(xiàng)直接合并，即可獲得Grossman & Krueger[8]基礎(chǔ)模型，（a）·（b）·（c）、（a）·（b）·（c）·（d）、（a）·（b）·（c）·（d）·（e）分別表示單位產(chǎn)出碳排放量、單位產(chǎn)值隱含碳排放與單位出口值隱含碳排放。各式的元素具有相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)含義，其中，行向量（a）·（b）元素為部門(mén)碳排放量，元素之和即為碳排放總量；行向量（a）·（b）·（c）元素為“部門(mén)碳排放量”與“部門(mén)產(chǎn)出”的比值，比值截面維度的考察可以區(qū)分“高碳部門(mén)”與“低碳部門(mén)”，時(shí)序維度的觀測(cè)可以發(fā)現(xiàn)“碳排放”的邊際報(bào)酬規(guī)律?？梢?jiàn)，上述模型的變換形式為本文影響因子的選取提供了選擇集（Choice Set），變換形式的經(jīng)濟(jì)含義可作為因子選取的基本依據(jù)。

2.2.2擴(kuò)展模型變換：影響因子的選取與說(shuō)明

本文影響因子的選取建立在Grossman & Krueger基礎(chǔ)模型之上，并從以下幾個(gè)方面加以擴(kuò)展：①在“產(chǎn)出—產(chǎn)值—出口”的分析框架下，將基礎(chǔ)模型中的“單位產(chǎn)值隱含碳排放”表示為“單位產(chǎn)出碳排放量”與“完全消耗系數(shù)”的乘積形式，并選取單位產(chǎn)出碳排放量PX1，PX2…PX21、完全消耗系數(shù)b1jb2jb21，j與出口值exj作為出口隱含碳排放的影響因子； ②區(qū)別于基礎(chǔ)模型僅關(guān)注“出口值”規(guī)模效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)的處理方式，本文對(duì)影響因子“單位產(chǎn)出碳排放量”與“完全消耗系數(shù)”實(shí)施“規(guī)模*結(jié)構(gòu)”形式的變換，并構(gòu)建相應(yīng)的規(guī)模指數(shù)與結(jié)構(gòu)指數(shù)，以考察“因子變動(dòng)”的集中趨勢(shì)與部門(mén)構(gòu)成特征及其對(duì)出口隱含碳排放的相對(duì)影響。具體如（4）式所示：

K=PX1，PX2…PX21×b11b12…b1，21

b21b22…b2，21

…

b21，1b21，2…b21，21×ex1ex2ex21

=∑21j=1PXj×（α1，α2…α21）×∑21j=1∑21i=1bij×β11β12…β1，21

β21β22…β2，21

…

β21，1β21，2…β21，21×r1r2r21×∑21j=1exj

（4）

其中，αj=PXj∑21j=1PXj為“單位產(chǎn)出碳排放量”j部門(mén)占比，βij=bij∑21j=1∑21i=1bij為j部門(mén)“完全消耗系數(shù)”的i部門(mén)占比，滿足∑21j=1aj=∑21j=1∑21i=1βij=∑21j=1rj=1。

事實(shí)上，以上所選影響因子及其“規(guī)模*結(jié)構(gòu)”形式變換具有典型的物理性質(zhì)及經(jīng)濟(jì)意義： ①單位產(chǎn)出碳排放量

PX1，PX2…PX21

為部門(mén)碳排放量與部門(mén)產(chǎn)出的比值，將“產(chǎn)出”與“碳排放量”視為效用函數(shù)（Utility Function）中的“意愿產(chǎn)出”（Desirable Output）與“非意愿產(chǎn)出”（Undesirable Output）[18]，從而該比值可從總量角度反映“兩種產(chǎn)出”的規(guī)模報(bào)酬規(guī)律；②完全消耗系數(shù)b1jb2jb21，j為單位產(chǎn)值“中間消耗”，將其視為生產(chǎn)函數(shù)（Production Function）“投入要素”[19]，則可從平均量角度揭示要素的邊際報(bào)酬規(guī)律?？梢?jiàn)，上述擴(kuò)展模型的形式變化與影響因子的選取，構(gòu)建起內(nèi)涵“產(chǎn)出—產(chǎn)值—出口”的整體性分析框架，實(shí)現(xiàn)了出口隱含碳排放影響因素從基礎(chǔ)模型的“出口”環(huán)節(jié)向“產(chǎn)出”與“中間消耗”環(huán)節(jié)擴(kuò)展。

2.3研究假設(shè)提出

在“產(chǎn)出—產(chǎn)值—出口”分析框架下，為了考察三大影響因子變化動(dòng)態(tài)對(duì)中國(guó)出口隱含碳排放的影響，下面分別從規(guī)模層面給出假設(shè)一、假設(shè)二與假設(shè)三，并從結(jié)構(gòu)層面給出假設(shè)四，假設(shè)內(nèi)容包括“因子變動(dòng)”與“影響效果”兩個(gè)方面：

假設(shè)一：意愿產(chǎn)出X與非意愿產(chǎn)出“碳排放量”P(pán)時(shí)序上呈單調(diào)遞增，相比而言，非意愿產(chǎn)出“碳排放量”的擴(kuò)張幅度偏小，具有內(nèi)在的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)，單位產(chǎn)出碳排放量遞減，對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)產(chǎn)生了“負(fù)向”的抑制作用。

假設(shè)二：“中間消耗”作為投入要素，存在邊際報(bào)酬遞減區(qū)間；從截面維度來(lái)說(shuō)，中國(guó)“中間消耗”量偏大，與“技術(shù)前沿國(guó)”美國(guó)存在顯著“技術(shù)差距”；從時(shí)序維度來(lái)說(shuō)，“中間消耗”與“技術(shù)差距”對(duì)中國(guó)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)均產(chǎn)生了“正向”的推動(dòng)作用。

假設(shè)三：“出口值”時(shí)序上呈單調(diào)遞增，對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)產(chǎn)生了“正向”的推動(dòng)作用；作為具有彈性的影響因子，“出口值”受“亞洲金融危機(jī)”、“加入世界貿(mào)易組織”與“美國(guó)次債危機(jī)”等外部沖擊的影響明顯，擴(kuò)張效應(yīng)具有階段性特征。

假設(shè)四：產(chǎn)出、中間消耗與出口的部門(mén)構(gòu)成具有內(nèi)生關(guān)聯(lián)（Endogenous Association），均顯著偏向于高碳部門(mén)，對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)產(chǎn)生了疊加性的“正向”擴(kuò)張效應(yīng)。

2.4假設(shè)檢驗(yàn)方法：相關(guān)指數(shù)構(gòu)建與反事實(shí)構(gòu)造

2.4.1相關(guān)指數(shù)構(gòu)建與說(shuō)明

由于影響因子進(jìn)行了“規(guī)模*結(jié)構(gòu)”形式變換，且本文的能源數(shù)據(jù)與投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)采用了統(tǒng)一的部門(mén)分類，我們可以直接選取上述（3）式中的a=∑21j=1PXj、b=∑21j=1∑21i=1bij與c=∑21j=1exj作為影響因子的規(guī)模指數(shù)，以明確因子的總體變化趨勢(shì)及其影響效果。

同時(shí)，為進(jìn)一步明確各部門(mén)對(duì)平均趨勢(shì)的偏離程度，還需要構(gòu)造Spearman偏度系數(shù)σ、“碳偏向性”指數(shù)ρ與Moore結(jié)構(gòu)偏離指數(shù)θ，以考察產(chǎn)出、中間消耗與出口的部門(mén)構(gòu)成對(duì)出口隱含碳排放的相對(duì)影響。各結(jié)構(gòu)指數(shù)的計(jì)算公式及經(jīng)濟(jì)含義如下式（5）、（6）和（7）所示：

Spearman偏度系數(shù)θ=3（-α′）αv （5）

其中，α為數(shù)組α1′，α2′…α21′，由上述“單位產(chǎn)出碳排放量”部門(mén)向量（α1，α2…α21）按照從小至大順序排列組成。、α′、αv為數(shù)組α的均值、中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差。若Spearman偏度系數(shù)符號(hào)為正，即偏斜方向?yàn)橛移珣B(tài)，說(shuō)明單位產(chǎn)出碳排放量的分布偏斜于高碳部門(mén)；系數(shù)絕對(duì)值越大，說(shuō)明偏斜程度越顯著。

“碳偏向性”指數(shù)ρ=∑21j=1∑21i=1αi·βij，ρ∈[0，1] （6）

完全消耗系數(shù)的“碳偏向性” （Bias of Carbon）是從“技術(shù)偏向性”（Bias of Technology）的角度進(jìn)行定義與量化的。直觀上來(lái)說(shuō)，“碳偏向性”可以從“強(qiáng)、弱”兩個(gè)層面進(jìn)行描述：“強(qiáng)碳偏向性”即“中間消耗”較多使用單位產(chǎn)出碳排放量大的部門(mén)投入、較少使用單位產(chǎn)出碳排放量小的部門(mén)投入；“弱碳偏向性”為相反情形，若平衡使用各部門(mén)投入，則可以理解為“中性碳偏向”。在此基礎(chǔ)上，上述“碳偏向性”指數(shù)值具體量化了中間消耗在21部門(mén)之間的偏向程度，可以視為“碳”要素配置效率的一種判定與衡量。

Moore結(jié)構(gòu)偏離指數(shù)θ=arccosμ0·μt|μ0|·|μt|，θ∈[0，π2] （7）

該指數(shù)將出口三次產(chǎn)業(yè)占比視為三維向量μ1=λ1λ2λ3，通過(guò)測(cè)算基期向量與報(bào)告期向量夾角來(lái)觀測(cè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)程度。在樣本期內(nèi)，2002年出口中第三產(chǎn)業(yè)占比最高、第一產(chǎn)業(yè)最低，選取2002年三次產(chǎn)業(yè)占比為基期向量，有助于觀測(cè)各年份出口部門(mén)構(gòu)成對(duì)最優(yōu)狀態(tài)的偏離趨勢(shì)。θ越大，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)程度越大，對(duì)最優(yōu)狀態(tài)的偏離效應(yīng)越顯著。

2.4.2影響因子的反事實(shí)構(gòu)造

由上述公式（4）可知，影響因子“單位產(chǎn)出碳排放量A”、“完全消耗系數(shù)B”與“出口值C”之間具有截面上的互補(bǔ)性，從動(dòng)態(tài)視角來(lái)看，各影響因子之間存在時(shí)序上的聯(lián)動(dòng)趨勢(shì)，各影響因子與“出口隱含碳排放K”之間獨(dú)立作用關(guān)系的量化必須借助適當(dāng)?shù)膮⒄栈鶞?zhǔn)。基于此，本文選取影響因子樣本期起始年份的“初始狀態(tài)“作為參照基準(zhǔn)，通過(guò)“假設(shè)某一影響因子在樣本期內(nèi)唯一不變，其他影響因子正常變化，出口隱含碳排放將會(huì)如何？”的反事實(shí)構(gòu)造（Counterfactuals）[20]，分別獲取“單位產(chǎn)出碳排放量唯一不變”反事實(shí)項(xiàng)KA、“完全消耗系數(shù)唯一不變”反事實(shí)項(xiàng)KB與“出口值唯一不變”反事實(shí)項(xiàng)KC，以構(gòu)建起自變量“因子變動(dòng)”與因變量“影響效果”相對(duì)應(yīng)的面板系統(tǒng)。

由于完全消耗系數(shù)本質(zhì)上屬于技術(shù)系數(shù)，本文還選取“世界技術(shù)前沿”的“美國(guó)Leontief逆矩陣”作為參照基準(zhǔn)，構(gòu)造“假設(shè)采用美國(guó)完全消耗系數(shù)，出口碳排放如何？”反事實(shí)項(xiàng)KD，以明確完全消耗系數(shù)“國(guó)別差異”對(duì)出口隱含碳排放的影響效果。同時(shí)，反事實(shí)項(xiàng)KB與反事實(shí)項(xiàng)KD的比較，能夠?qū)⒓夹g(shù)系數(shù)本身的時(shí)序變化擴(kuò)展為技術(shù)系數(shù)“國(guó)別差異”的時(shí)序變化，一方面，可以較為直觀地觀察中國(guó)技術(shù)效率在截面上的相對(duì)水平，另一方面，可以從動(dòng)態(tài)視角觀測(cè)國(guó)別間“技術(shù)差距”的變化趨勢(shì)及其對(duì)出口隱含碳排放的影響程度。

這一部分模型動(dòng)態(tài)化及反事實(shí)項(xiàng)的數(shù)學(xué)表達(dá)式分別如式（8）與（9）所示：

K=PX1，PX2…PX21t×b11b12…b1，21

b21b22…b2，21

…

b21，1b21，2…b21，21t×ex1ex2ex21t（t=1995，1996…2015） （8）

KA=PX1，PX2…PX211995×b11b12…b1，21

b21b22…b2，21

…

b21，1b21，2…b21，21t×ex1ex2ex21t （9）

出口隱含碳排放反事實(shí)項(xiàng)與真實(shí)項(xiàng)的比較具有豐富的經(jīng)濟(jì)含義：一方面，反事實(shí)項(xiàng)模擬值與真實(shí)值的大小比較可以識(shí)別影響因子的作用方向，若模擬值>真實(shí)值，說(shuō)明影響因子的時(shí)序變化對(duì)對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)具有抑制作用，反之則存在著“擴(kuò)張效應(yīng)”，對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)具有推動(dòng)作用；另一方面，模擬值與真實(shí)值之差可以直接量化“抑制效應(yīng)”與“擴(kuò)張效應(yīng)”的大小，而不依賴于經(jīng)濟(jì)模型的經(jīng)驗(yàn)設(shè)定與參數(shù)估計(jì)。

3檢驗(yàn)結(jié)果與分析

由于上述假設(shè)是從“因子變動(dòng)”與“影響效果”兩個(gè)方面給出的，這一部分首先可以借助規(guī)模指數(shù)與結(jié)構(gòu)指數(shù)，對(duì)影響因子的變化動(dòng)態(tài)進(jìn)行考察；然后，基于影響因子的反事實(shí)構(gòu)造，從作用方向與驅(qū)動(dòng)強(qiáng)度兩個(gè)層面對(duì)“因子變動(dòng)”的作用效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。

3.1檢驗(yàn)結(jié)果與分析：影響因子“變化動(dòng)態(tài)”的考察

這一部分對(duì)上述各項(xiàng)規(guī)模指數(shù)與結(jié)構(gòu)指數(shù)進(jìn)行測(cè)算，具體測(cè)算結(jié)果見(jiàn)于表2。假設(shè)一、假設(shè)二與假設(shè)三的“因子變動(dòng)”部分可以根據(jù)表2，結(jié)合圖1、圖2與圖3分別予以檢驗(yàn)，假設(shè)四需要綜合圖1—3逐步進(jìn)行說(shuō)明。

假設(shè)一的“因子變動(dòng)”情況可從圖1直接得到驗(yàn)證。圖1顯示，單位產(chǎn)出碳排放量的規(guī)模指數(shù)a=∑21j=1PXj趨勢(shì)線為向右下方傾斜的單調(diào)曲線，說(shuō)明單位產(chǎn)出碳排放量在樣本期

內(nèi)呈單調(diào)遞減，從期初的5.53下降至期末1.59，下降幅度高達(dá)247.7%，說(shuō)明相比于產(chǎn)出而言，作為“非意愿產(chǎn)出”的隱含碳排放量具有內(nèi)在的“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”；Spearman偏度系數(shù)σ大于1，說(shuō)明單位產(chǎn)出碳排放量的偏斜方向?yàn)橛移珣B(tài)，碳排放的部門(mén)分布顯著偏斜于高碳部門(mén)，假設(shè)四部分得證。

結(jié)合表2與圖2可以發(fā)現(xiàn)，樣本期內(nèi)，中國(guó)的中間消耗規(guī)模指數(shù)b=∑21j=1∑21i=1bij與碳偏向

性指數(shù)ρ均值為51.64、0.048 1，高于美國(guó)的39.25、0.042 6，說(shuō)明中美“技術(shù)差距”存在著規(guī)模與結(jié)構(gòu)兩個(gè)層面的影響機(jī)制：①一方面，中國(guó)的產(chǎn)出/投入比率較低，中間消耗總量偏大；②另一方面，中國(guó)的消耗投入在結(jié)構(gòu)上偏向于高碳部門(mén)。從具體的變化過(guò)程來(lái)看，美國(guó)“中間消耗”規(guī)模指數(shù)、碳偏向性指數(shù)在整體上分別呈下降趨勢(shì)與波動(dòng)狀態(tài)，下降幅度與波動(dòng)幅度都較為平滑。與此不同的是，中國(guó)的規(guī)模指數(shù)與碳偏向性指數(shù)分別在2004—2009年、2001—2005年間進(jìn)入了急劇的攀升階段，攀升幅度分別高達(dá)7.41、0.008 2，說(shuō)明樣本期內(nèi)，“中間消耗” 作為投入要素在規(guī)模上出現(xiàn)了邊際報(bào)酬遞減趨勢(shì)，在結(jié)構(gòu)上顯著偏向于高碳部門(mén)，兩者在時(shí)序上形成了疊加效應(yīng)與接替趨勢(shì)。從而，假設(shè)二與假設(shè)四部分得證。

這一部分，假設(shè)三與假設(shè)四“因子變動(dòng)”的驗(yàn)證，可從“加入世界貿(mào)易組織”與“美國(guó)次債危機(jī)”的規(guī)模效應(yīng)與“亞洲金融危機(jī)”的結(jié)構(gòu)效應(yīng)兩個(gè)層面展開(kāi)。如圖3所示，出口值規(guī)模的變化具有明顯的階段性特征，可以描述為“平緩擴(kuò)張——快速攀升——V型震蕩”軌跡。從具體時(shí)段來(lái)看，平緩擴(kuò)張階段為1995—2001年，出口規(guī)模的增長(zhǎng)幅度較小，年平均增長(zhǎng)速度僅為8.77%；快速攀升階段出現(xiàn)在2002—2007年，擴(kuò)張幅度高達(dá)296.6%，事實(shí)上，這一階段中出口規(guī)模的擴(kuò)張速度超過(guò)了最終產(chǎn)值的擴(kuò)張速度，出口在產(chǎn)值的占比從19.7%增至30.8%，說(shuō)明“加入世界貿(mào)易組織”對(duì)中國(guó)同時(shí)產(chǎn)生了需求轉(zhuǎn)換與需求拉動(dòng)效應(yīng)，

出口依存度（Ratio of Dependence on Export）不斷提高。2008—2015年為V型震蕩階段，出口在急劇萎縮后出現(xiàn)了恢復(fù)性增長(zhǎng)，說(shuō)明2008年美國(guó)次債危機(jī)給中國(guó)帶來(lái)的外部沖擊產(chǎn)生了顯著的抑制作用，但沒(méi)有中斷和改變其“時(shí)序遞增”的長(zhǎng)期性趨勢(shì)。同時(shí)，出口的Moore結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)θ形成了以基期2002年為頂點(diǎn)、“先下降、后上升、再平穩(wěn)”的變化軌跡，“1998年亞洲金融危機(jī)”對(duì)下降趨勢(shì)產(chǎn)生了短期性擾動(dòng)，說(shuō)明平緩擴(kuò)張階段、攀升階段與震蕩階段中，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)對(duì)最優(yōu)狀態(tài)的偏離程度“先縮小、后擴(kuò)大”，出口增幅最大的產(chǎn)業(yè)存在“第三產(chǎn)業(yè)→第二產(chǎn)業(yè)→二、三產(chǎn)業(yè)”的交替趨勢(shì)。

3.2檢驗(yàn)結(jié)果與分析：影響因子“作用效果”的評(píng)價(jià)

這一部分根據(jù)出口碳排放測(cè)算公式與反事實(shí)構(gòu)造，測(cè)算各影響因子的出口碳排放真實(shí)值與“反事實(shí)”模擬值，

測(cè)算結(jié)果見(jiàn)于表3，其變化趨勢(shì)如圖4所示。假設(shè)中“影響效果”評(píng)價(jià)可從以下兩個(gè)層面進(jìn)行：①觀察模擬值與真實(shí)值趨勢(shì)線的上下位置，明確各影響因子對(duì)出口隱含碳排放的“正向擴(kuò)張”與“負(fù)向抑制”的作用方向；②考察模擬值與真實(shí)值趨勢(shì)線的垂直距離，量化各影響因子“擴(kuò)張效應(yīng)”與“抑制效應(yīng)”的驅(qū)動(dòng)強(qiáng)度。

首先，從各趨勢(shì)線的基本形狀來(lái)看，出口隱含碳排放真實(shí)值與圖3出口值規(guī)模指數(shù)的變化動(dòng)態(tài)高度相似，均表現(xiàn)為“平緩擴(kuò)張——快速攀升——V型震蕩”的變化軌跡，說(shuō)明出口值波動(dòng)是影響出口隱含碳排放時(shí)序特征的核心因素。觀察圖4趨勢(shì)線位置可以發(fā)現(xiàn)，“單位產(chǎn)出碳排放

量唯一不變”模擬值KA始終位于真實(shí)值K上方，“Leontief逆矩陣唯一不變”模擬值KB與“出口唯一不變”模擬值KC位于真實(shí)值下方，說(shuō)明單位產(chǎn)出碳排放量對(duì)出口碳排放增長(zhǎng)存在著“抑制”作用，完全消耗系數(shù)與出口值對(duì)出口碳排放增長(zhǎng)產(chǎn)生了“擴(kuò)張”效應(yīng)。同時(shí)，從各趨勢(shì)線之間的垂直距離來(lái)看，模擬值KA處于真實(shí)值K上方，與真實(shí)值的垂直差距不斷擴(kuò)大，模擬值KC處于真實(shí)值K下方，其持續(xù)下降趨勢(shì)與真實(shí)值的上升趨勢(shì)組成了向右側(cè)的“V”型軌跡，這說(shuō)明單位產(chǎn)出碳排放量的“抑制”效應(yīng)與出口值的“擴(kuò)張”效應(yīng)具有連續(xù)性與遞增趨勢(shì)，兩種效應(yīng)均在樣本期末達(dá)到峰值，分別為127.55億t與23.6億t。假設(shè)一與假設(shè)三中“作用效果”在此獲得證明。

相比較而言，完全消耗系數(shù)的影響效果表現(xiàn)出了明顯的階段性特征：1995—2001年，模擬值KB與真實(shí)值呈小幅波動(dòng)，兩線接近重合；2002—2007年，兩線都進(jìn)入了攀升階段，由于模擬值KB的攀升過(guò)程相對(duì)平滑，模擬值KB開(kāi)始處于真實(shí)值下方，垂直差距不斷擴(kuò)大，從2002年的0.11億t增至2007年的4.7億t；2008—2015年，受外部需求沖擊，模擬值KB與真實(shí)值K都經(jīng)歷了“V”型變化軌跡，但兩線的上下位置沒(méi)有出現(xiàn)顯著變化，垂直距離保持在4.73億t左右。這說(shuō)明完全消耗系數(shù)是“出口碳排放”擴(kuò)張的加速器，其驅(qū)動(dòng)強(qiáng)度存在著“低位波動(dòng)——快速攀升——高位穩(wěn)定”的階段性差異。

“美國(guó)完全消耗系數(shù)”模擬值KD對(duì)真實(shí)值K的偏離可以視為“技術(shù)差距”對(duì)中國(guó)出口隱含碳排放的作用效果。從作用方向來(lái)說(shuō)，出口碳排放的“美國(guó)完全消耗系數(shù)”模擬值KD始終處于真實(shí)值K下方，真實(shí)值與模擬值的均值差額高達(dá)6.62億t，說(shuō)明中國(guó)完全消耗系數(shù)在截面上具有“高投入、高消耗、高排放”特征，技術(shù)效率處于較低水平，與“技術(shù)前沿”的技術(shù)差距對(duì)出口碳排放存在著顯著的“擴(kuò)張”效應(yīng)。同時(shí)，從驅(qū)動(dòng)強(qiáng)度來(lái)說(shuō)，模擬值與真實(shí)值垂直距離的變化趨勢(shì)可以描述為“低位穩(wěn)定——持續(xù)擴(kuò)大——高位穩(wěn)定——再次擴(kuò)大”的階梯型軌跡，技術(shù)差距的“擴(kuò)張效應(yīng)”在2002—2007年的攀升過(guò)程與2010—2015年的恢復(fù)性增長(zhǎng)過(guò)程中出現(xiàn)了顯著的遞增趨勢(shì)。至此，假設(shè)二“因子變動(dòng)”的“影響效果”全部得證。

4結(jié)論與啟示

在部門(mén)歸類與形式變換的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建“因子變動(dòng)—反事實(shí)構(gòu)造—效果評(píng)價(jià)”的分析框架，從規(guī)模與結(jié)構(gòu)兩個(gè)層面描述了影響因子的變化動(dòng)態(tài)，借助反事實(shí)構(gòu)造對(duì)“因子變動(dòng)”的作用效果進(jìn)行了評(píng)價(jià)。

本文的主要研究結(jié)論可概述如下：

（1）“單位產(chǎn)出碳排放量”規(guī)模指數(shù)呈現(xiàn)單調(diào)遞減，Spearman偏度系數(shù)大于1且為右偏態(tài)，意愿產(chǎn)出X與非意愿產(chǎn)出“碳排放量”時(shí)序上呈單調(diào)遞增，說(shuō)明碳排放的部門(mén)分布顯著偏斜于高碳部門(mén)，且非意愿產(chǎn)出“碳排放量”的擴(kuò)張幅度偏小，具有內(nèi)在的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)，從而對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)產(chǎn)生了“負(fù)向”的抑制作用。

（2）在以“技術(shù)前沿”美國(guó)為參照基準(zhǔn)的前提下，中國(guó)“完全消耗系數(shù)”的消耗總量指數(shù)與碳偏向性指數(shù)在截面上始終處于高位水平，時(shí)序上出現(xiàn)了顯著的遞增趨勢(shì)，顯示中國(guó)單位產(chǎn)值的中間消耗總量偏大，且中間消耗投入在結(jié)構(gòu)上偏向于高碳部門(mén)，與“技術(shù)前沿國(guó)”美國(guó)存在顯著“技術(shù)差距”；從時(shí)序維度來(lái)說(shuō)，“中間消耗”與“技術(shù)差距”對(duì)中國(guó)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)均產(chǎn)生了“正向”的推動(dòng)作用。

（3）“出口值”規(guī)模指數(shù)呈現(xiàn)“平緩擴(kuò)張——快速攀升——V型震蕩”的階段性特征，結(jié)構(gòu)指數(shù)形成了以基期2002年為頂點(diǎn)、“先下降、后上升、再平穩(wěn)”的變化軌跡，樣本期內(nèi)出口增幅最大產(chǎn)業(yè)存在著“第三產(chǎn)業(yè)→第二產(chǎn)業(yè)→二、三產(chǎn)業(yè)”的交替趨勢(shì)，說(shuō)明“出口值”作為最具有彈性的影響因子，受“亞洲金融危機(jī)”、“加入世界貿(mào)易組織”與“美國(guó)次債危機(jī)”等外部沖擊的影響明顯，擴(kuò)張效應(yīng)具有階段性特征。

（4）在“產(chǎn)出—產(chǎn)值—出口”分析框架下不難發(fā)現(xiàn)，中國(guó)產(chǎn)出、中間消耗與出口的部門(mén)構(gòu)成具有內(nèi)生關(guān)聯(lián)（Endogenous Association），均顯著偏向于高碳部門(mén)，對(duì)出口隱含碳排放的增長(zhǎng)產(chǎn)生了疊加性的“正向”擴(kuò)張效應(yīng)。需要特別指出的是，從已有研究來(lái)看，“出口規(guī)模對(duì)出口隱含碳排放的推動(dòng)作用”與“產(chǎn)品結(jié)構(gòu)高級(jí)化在抑制出口碳排放中的便利優(yōu)勢(shì)”獲得了廣泛認(rèn)可，“中間消耗”作為深層次驅(qū)動(dòng)因素，“消耗量、部門(mén)構(gòu)成的變化及影響”尚未獲得足夠的重視。本文研究發(fā)現(xiàn)，樣本期內(nèi)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)張推動(dòng)“中間消耗”進(jìn)入了“邊際報(bào)酬遞減”區(qū)間，消耗的部門(mén)構(gòu)成呈現(xiàn)出明顯的“高碳化”特征。事實(shí)上，在要素市場(chǎng)不完全與環(huán)境規(guī)制不健全的既定體系下，中國(guó)出口貿(mào)易品的要素組合、成本核算、價(jià)格形成與價(jià)值確認(rèn)存在著系統(tǒng)性偏差，要素市場(chǎng)不健全，聚合質(zhì)量與配置效率偏低，與產(chǎn)品市場(chǎng)之間具有明顯的“獅身人面像”特征，這是中國(guó)出口隱含碳排放迅速增長(zhǎng)的重要因素之一。

基于此，本文的政策含義是十分直接的。鑒于產(chǎn)品結(jié)構(gòu)與消耗投入結(jié)構(gòu)之間的關(guān)聯(lián)性，總量控制與結(jié)構(gòu)優(yōu)化的視角需從產(chǎn)品環(huán)節(jié)向中間消耗環(huán)節(jié)擴(kuò)展，一方面，深化要素市場(chǎng)改革，加速要素稟賦升級(jí)，構(gòu)建“資源能源節(jié)約、非意愿產(chǎn)出減少”的內(nèi)生性激勵(lì)約束機(jī)制與市場(chǎng)自運(yùn)行機(jī)制，通過(guò)價(jià)格機(jī)制從上游環(huán)節(jié)抑制出口碳排放的輸入來(lái)源；另一方面，從“中間消耗”角度追溯出口碳排放的產(chǎn)業(yè)來(lái)源與分布，綜合確定“低碳優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)”、“低碳劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)”、“高碳優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)”與“高碳劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)”，明確差別化產(chǎn)業(yè)政策的作用對(duì)象、范圍與關(guān)鍵作用點(diǎn)，通過(guò)強(qiáng)化要素市場(chǎng)配置與政府政策規(guī)制的有效組合，為中國(guó)出口貿(mào)易“節(jié)能減排、低碳發(fā)展”提供基本載體。

（編輯：于杰）

參考文獻(xiàn)（References）

[1]JONGMIN Y， MINDY L. An optimal hybrid emission control system in a multicompliance period model [J]. Resource and energy economics， 2015， 39：16-28.

[2]WANG Mingzheng， LIU Junling， CHAN Hauling， et al. Effects of carbon tariffs trading policy on duopoly market entry decisions and price competition： insights from textile firms of developing countries [J]. International journal of production economics， 2016， 181：470-484.

[3]HISHAM F， MENG Qingwei， MALLIN C. The social， environmental and ethical performance of Chinese companies： evidence from the Shanghai stock exchange [J]. International review of financial analysis， 2015， 42：53-63.

[4]LIN Bongqiang， SUN Chuanwang. Evaluating carbon dioxide emissions in international trade of China [J]. Energy policy， 2010， 1（38）：613-621.

[5]GUADALUPE A， LUIS A， GUAN D，et al. Carbon emissions embodied in international trade： the postChina era [J]. Applied energy， 2016， 184：1063-1071.

[6]SUN Licheng， WANG Junwei. Interindustrial carbon emission transfers in China： economic effect and optimization strategy [J]. Ecological economics， 2017， 132：55-62.

[7]WIEDMANN T. A first empirical comparison of energy footprints embodied in trade：mrio versus plum[J]. Ecological economics， 2009， 7（68）：1975-1990.

[8]GROSSMAN G， KRUGER A. Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement [J]. MIT Press， 1993：13-56.

[9]COPELAND B， TAYLOR M. Trade and the environment： theory and evidence [M]. Princeton： Princeton University Press， 2004：7-71.

[10]潘安， 魏龍. 中國(guó)對(duì)外貿(mào)易隱含碳：結(jié)構(gòu)特征與影響因素[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論， 2016（4）： 16-29. [PAN An， WEI Long. Embodied carbon in Chinas foreign trade： structural features and influential factors [J]. Economic review， 2016（4）：16-29.]

[11]郭朝先. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)中國(guó)碳排放的影響[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2012， 22（7）：15-20. [GUO Chaoxian. The influences to China carbon emissions from change of industrial structure [J].China population， resources and environment， 2012， 22（7）：15-20.]

[12]張友國(guó). 中國(guó)貿(mào)易含碳量及其影響因素——基于（進(jìn)口） 非競(jìng)爭(zhēng)投入—產(chǎn)出表的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2010， 9（4）：1287-1310. [ZHANG Youguo. China carbon emissions of trade and its factors：analysis of noncompetitive inputoutput tables [J]. China economic quarterly，2010， 9（4）：1287-1310.]

[13]譚娟， 陳鳴. 基于多區(qū)域投入產(chǎn)出模型的中歐貿(mào)易隱含碳測(cè)算及分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家， 2015 （2）：72-81.[TAN Juan， CHEN Ming. Calculation and analysis of trade implied carbon between China and European Union on multi area inputoutput model[J]. Economist， 2015（2）：72-81.]

[14]劉祥霞， 王銳， 陳學(xué)中. 中國(guó)外貿(mào)生態(tài)環(huán)境分析與綠色貿(mào)易轉(zhuǎn)型研究——基于隱含碳的實(shí)證研究[J]. 資源科學(xué)， 2015， 37（2）：280-290. [LIU Xiangxia， WANG Rui， CHEN Xuezhong. Ecological environment and green trade transformation in China based on embodied carbon [J]. Resources science， 2015， 37（2）：280-290.]

[15]泰斯·滕亞. 投入產(chǎn)出分析經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].胡金有，譯.北京： 經(jīng)濟(jì)管理出版社， 2012：133-147.[TEBRAA T. The economics inputoutput analysis[M].Translated by HU Jinyou. Beijing： Economy & Management Publishing House， 2012：133-147.]

[16]趙玉煥， 劉月. 基于投入產(chǎn)出法的中國(guó)出口產(chǎn)品隱含碳測(cè)算[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2011， 21（12）：8-14.[ZHAO Yuhuan， LIU Yue. The calculation of China exports embodied carbon based on the inputoutput method [J]. China population，resources and environment， 2011， 21（12）：8-14.]

[17]劉瑞翔， 姜彩樓. 從投入產(chǎn)出視角看中國(guó)能耗加速增長(zhǎng)現(xiàn)象[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2011， 10（3）：778-797. [LIU Ruixiang， JIANG Cailou. The accelerated growth of energy consumption in China from the perspective of input and output [J].China economic quarterly， 2011， 10（3）：778-797.]

[18]WANG Ke， WEI Liming， ZHANG Xian. A comparative analysis of Chinas regional energy and emission performance： which is the better way to deal with undesirable outputs？ [J]. Energy policy， 2012， 46：574-584.

[19]JARAMILLO P， MULLER N. Air pollution emissions and damages from energy production in the U S：2002-2011 [J]. Energy policy， 2016， 90：202-211.

[20]FROSCH C， BYRNE R. Causal conditionals and counterfactuals [J]. Acta esychologica， 2012， 141：54-66.

[21]SUN R，KUANG D.CGE modelbased analysis of the neutralized hybrid carbon policy and its decomposed effects on economic growth，carbon reduction，and energy utilization costs[J].Chinese journal of population，resources and environment，2015， 13（1）：43-54.

[22]ZHANG B，HE M Y，PAN H R.A study on the design of a hybrid policy for carbon abatement.Chinese journal of population，resources and environment，2017，15（1）：50-57.

[23]王新華，陳兆瑞.國(guó)際貿(mào)易中的產(chǎn)品異質(zhì)性研究綜述[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2016（4）： 39-44.[WANG Xinhua， CHEN Zhaorui. The product heterogeneity in international trade：a literature review[J].Review of economy and management， 2016（4）：39-44.]

Research on the factors of implied carbon export in China：based on the analysis of counterfactual method

ZHOU KuiMAO Yunyi

（Center for Western China Economic Research， Southwestern University of Finance and Economics， Chengdu Sichuan 611130， China）

AbstractThe scale and sector composition of intermediate consumption contributes to an important cause of the carbon emissions of export. In this paper， the annual data in 1995-2015 from world inputoutput database is adapted， and an analytical paradigm of ‘factor changecounterfactual constructionimpact assessmentis conducted based on sector classification and format conversion， in which carbon emissions per unit of output， complete consumption coefficient and export value are chosen as influence factors， the dynamics of factors are described from scale and structural perspective， and the influences of factor change are evaluated based on counterfactual construction.The research shows that the total index of carbon emissions per unit of output monotonically decreases， and the sectoral distribution appears as right skewness，which means the undesirable output bears diseconomies of scale relative to desirable output. The total consumption index and carbon bias index of intermediate consumption maintain at high level in cross section， along with sequential increasing trend， which illustrates that the total intermediate consumption in China is too large， and in favor of highcarbon industry structurally，even the existence of technology gap， between China and technology frontier country-the United States， is obvious.The periodical characteristics of total exports can be described as gentle expansionrapid risingshock of ‘V type； its structure index with basis period 2002 as vertex， undergoes the track ofdecliningisingkeeping steady， which infers export value to be the most flexible factor，markedly affected by external shocks as Asian Financial Crisis，Accession to the World Trade Organization and Subprime Crisis of the United States.The elasticity and propulsive effect is typical of periodical difference.As to the effect， the sectoral distribution among output， intermediate consumption and export， is of endogenous association， which results in additively expansionary effect to the carbon emission of export.Therefore， the following measures are proposed：the perspective of total amount control and structure supererogation should be extended from product sector to intermediate consumption sector； further deepening reforms of factor market and upgrading of factor endowment structure need to be conducted； through the factor price mechanism and differentiated industrial policy， the carbon emissions of export should be suppressed from the input source.

Key wordsimplied carbon of export； influence factor； counterfactual method