王恕立 門小璐

近年來，中國的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展迅猛，服務(wù)貿(mào)易的出口額和進口額分別由1982年的25億美元和19億美元上升到2017年的2275.35億美元和4664.52億美元。與此同時，中國的環(huán)境問題日益凸顯，幾十年來的經(jīng)濟發(fā)展給環(huán)境帶來的負(fù)面影響逐漸爆發(fā)，二氧化碳的排放量日益逼近生態(tài)環(huán)境載荷的極值。2020年9月，中國在第75屆聯(lián)合國大會提出“碳達峰，碳中和”的目標(biāo)，承諾2030前二氧化碳的排放不再增長，并在2060年前實現(xiàn)二氧化碳的零排放。由此可見，二氧化碳的排放與貿(mào)易之間的矛盾已然十分嚴(yán)峻［1］（P60-72），緩解經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的污染排放的無限性和生態(tài)環(huán)境承載力的有限性之間的矛盾迫在眉睫。

學(xué)術(shù)界關(guān)于貿(mào)易對環(huán)境影響的早期研究主要分為兩大流派。部分學(xué)者支持污染天堂假說，認(rèn)為發(fā)展中國家會更加傾向于生產(chǎn)和出口污染型產(chǎn)品，承接從發(fā)達國家轉(zhuǎn)移而來的污染產(chǎn)業(yè)。胡藝等基于地級市層面的數(shù)據(jù)樣本，探究出口貿(mào)易對空氣污染的影響［2］（P98-116）；Lopez等基于跨地區(qū)的投入產(chǎn)出框架，對處于不同發(fā)展階段國家進行分析，考察貿(mào)易對溫室氣體排放影響的國別異質(zhì)性［3］（P177-186）。二者研究的結(jié)果均有效佐證了污染天堂假說。另一種觀點則認(rèn)為，中國沒有成為發(fā)達國家的污染避難所，并將其歸因于豐裕的勞動力［4］（P62-78）。王美昌和徐康寧構(gòu)建了GVAR模型考察貿(mào)易對碳排放的作用方向，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易的開放能夠有效地改善生態(tài)環(huán)境［5］（P52-58）。陳登科聚焦微觀層面的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，借助中國加入WTO的準(zhǔn)自然實驗考察貿(mào)易壁壘下降對中國環(huán)境污染的影響，研究結(jié)果同樣支持貿(mào)易開放對減少污染排放的積極意義［6］（P98-114）。1993年，Grossman和Krueger提出，貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)可以細(xì)分為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)［7］（P223-250）。此后，這一觀點在學(xué)術(shù)界得到廣泛運用，并逐步遷移到眾多相關(guān)領(lǐng)域。然而，這三種效應(yīng)相互疊加和抵減之后，其合力的最終方向究竟如何，卻依舊是眾說紛紜。隨著研究的進一步推進，學(xué)者們漸漸不再囿于污染天堂假說或是要素稟賦理論的證實和證偽，轉(zhuǎn)而認(rèn)為貿(mào)易對環(huán)境的影響是非線性的，研究的要義在于探究其成因并找到拐點［8］（P146-158）。張友國基于投入產(chǎn)出模型對中國省際碳排放狀況進行了實證分析，認(rèn)為污染避難所模式與要素稟賦模式并存［9］（P5-19）。類似的，彭水軍等以結(jié)構(gòu)效應(yīng)為切入點，主張結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在意味著在分析貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)時必須兼慮兩種模式的作用［10］（P119-132）。

上述研究在探討貿(mào)易對污染排放的影響時，多聚焦于全行業(yè)或工業(yè)領(lǐng)域。早年間，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，服務(wù)業(yè)屬于清潔型行業(yè)，故而服務(wù)貿(mào)易也區(qū)別于貨物貿(mào)易，無需考慮其對環(huán)境的影響。然而，隨著服務(wù)貿(mào)易的蓬勃發(fā)展，人們逐漸意識到其對污染排放的影響亦不可小覷，只是由于其行業(yè)的特殊性表現(xiàn)得更為間接和隱蔽。Fernandez評估了貿(mào)易自由化對北美跨境運輸業(yè)的廢氣排放的影響，發(fā)現(xiàn)運輸行業(yè)的貿(mào)易自由化能夠減少污染排放［11］（P133-145）。蔡宏波和曲如曉分行業(yè)對美國主要貿(mào)易伙伴的空氣污染物進行統(tǒng)計分析，認(rèn)為總體而言服務(wù)出口對美國保持低污染低排放具有間接的積極作用［12］（P48-55）。倪曉覦和俞順洪以商業(yè)存在為例研究美國服務(wù)出口的環(huán)境效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)美國服務(wù)出口在增加二氧化硫排放量的同時會對一氧化碳和氮氧化物等污染物的減排有正向作用［13］（P12-18）。此后，相關(guān)研究逐漸蔓延到發(fā)展中國家，陳麗嫻和魏作磊將廢水排放量等污染變量納入考察，認(rèn)為服務(wù)業(yè)開放能夠顯著提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量［14］（P49-63）；筆者等基于9個發(fā)展中經(jīng)濟體的服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中經(jīng)濟體的服務(wù)出口貿(mào)易顯著促進了服務(wù)業(yè)整體的綠色TFP增長［15］（P29-42）。這些研究聚焦服務(wù)貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)，突破了服務(wù)業(yè)與環(huán)境質(zhì)量無關(guān)的禁錮，卻依舊將服務(wù)貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)歸因于其對下游制造業(yè)的影響［16］（P467-501）。然而，服務(wù)業(yè)本身亦會消耗能源，進而產(chǎn)生污染。根據(jù)筆者測算，早在2015年，全國服務(wù)業(yè)的二氧化碳排放量就已接近十萬千克，在北京等相對發(fā)達的地區(qū)，服務(wù)業(yè)碳排放在全行業(yè)的占比已經(jīng)超過20%，中國服務(wù)業(yè)碳生產(chǎn)率更是呈逐年增長的態(tài)勢［17］（P70-79）。謝銳和趙果梅在測算各行業(yè)環(huán)境貿(mào)易平衡和污染貿(mào)易條件時也指出，第三產(chǎn)業(yè)貿(mào)易的擴大會增加二氧化碳等三種污染物的排放且增量呈上升態(tài)勢［18］（P84-102）?？梢哉f，即使剔除相關(guān)制造業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易對環(huán)境的影響也不容忽視。綜上所述，目前關(guān)于服務(wù)貿(mào)易和環(huán)境問題的研究有以下幾個特點：其一，相較實證分析，關(guān)于服務(wù)貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的理論研究尚處起步階段；其二，針對中國服務(wù)貿(mào)易與環(huán)境問題發(fā)展現(xiàn)狀遠(yuǎn)少于歐美發(fā)達國家；其三，關(guān)注重點主要集中在服務(wù)出口或總體的貿(mào)易開放度，進口領(lǐng)域長期被忽視；其四，研究的數(shù)據(jù)樣本均為時間序列數(shù)據(jù)或行業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)。本文的后續(xù)研究將圍繞這些不足展開。

一、理論模型

為研究服務(wù)業(yè)領(lǐng)域貿(mào)易對環(huán)境的影響，本文借鑒了Antweiler的ACT模型對環(huán)境效應(yīng)的部分分析思路［19］（P877-908）、Acemoglu等將經(jīng)濟體劃分為清潔型部門和污染型部門進行研究的思想［20］（P131）以及Levinson和Taylor對環(huán)境規(guī)制等因素的處理方法［21］（P223-254），構(gòu)建出一個開放經(jīng)濟下聚焦服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的兩部門模型。具體而言，本文將傳統(tǒng)的ACT模型遷移至服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，將整體的環(huán)境污染聚焦至碳排放領(lǐng)域。根據(jù)各省環(huán)境統(tǒng)計公報的數(shù)據(jù)可知，以旅游業(yè)，交通運輸業(yè)為首的與下游制造業(yè)密切關(guān)聯(lián)的服務(wù)業(yè)碳排放已經(jīng)達到了不容忽視的數(shù)量，本文回歸模型中的被解釋變量也是采用了這些細(xì)分行業(yè)的二氧化碳排放量的加總。與此同時，金融業(yè)等相對獨立于工業(yè)生產(chǎn)的細(xì)分行業(yè)則是更嚴(yán)格意義上的清潔型行業(yè)。據(jù)此，本文將服務(wù)業(yè)劃分為清潔型服務(wù)業(yè)和污染型服務(wù)業(yè)，分別對應(yīng)清潔型部門和污染型部門。污染型服務(wù)業(yè)包括批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、住宿和餐飲業(yè)以及房地產(chǎn)業(yè)（化石能源消耗量納入統(tǒng)計），其余為清潔型服務(wù)業(yè)（化石能源消耗量未納入統(tǒng)計）。

假設(shè)世界上存在兩個國家：母國o東道國h。母國只提供一種最終服務(wù)X，該服務(wù)在母國價格為P，在東道國價格為βP。若β＞1，則母國在提供服務(wù)X上具有比較優(yōu)勢，為服務(wù)X的出口國，反之，則母國為服務(wù)X的進口國。服務(wù)X由兩種中間投入品Xc和Xd構(gòu)成。其中，Xc由基本不消耗化石能源，不產(chǎn)生碳排放的清潔型部門提供，Xd由會消耗化石能源并產(chǎn)生碳排放的污染型部門提供。這兩種中間投入品的生產(chǎn)都只使用兩種要素：資本K和勞動L，用s表示技術(shù)水平，則最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

其中，α∈(0，+∞)，表示兩種中間投入品之間的替代彈性。本文假設(shè)α＞1，即認(rèn)為兩種中間投入品是高替代性的，相互之間替代能力較強。用i表示中間投入品的種類，則中間投入品的生產(chǎn)函數(shù)可寫作（技術(shù)水平已在式（1）中考慮）：

首先，我們對封閉條件下的碳排放情況進行分析。用ξ表示中間投入品Xd的碳排放比率，ωd表示污染型部門生產(chǎn)的中間投入品的產(chǎn)出規(guī)模，則二氧化碳排放量W可表示為：

對上式進行微分，用上標(biāo)“^”表示變化率，ρ表示彈性，則有：

根據(jù)前文分析對各變量的變化率進行分解，用ω表示最終服務(wù)X的產(chǎn)出規(guī)模，根據(jù)式（1），ωd的變化率可分解為：

假定所有服務(wù)企業(yè)的唯一目的就是追求利潤，即不考慮企業(yè)的社會責(zé)任感和環(huán)保意識，污染排放狀況只受政府規(guī)制g和兩部門替代彈性α的影響，則ξ=ξ(g，α)。ξ的變化率可分解為：

用κ表示資本和勞動的投入比，δ表示污染型部門的中間品產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所中占的比重，則α的變化率可分解為：

將式（5）~（7）帶入式（4），則二氧化碳排放量的變化率可進一步表示為：

上述分析表明，服務(wù)業(yè)的二氧化碳排放主要受經(jīng)濟規(guī)模（ω）、技術(shù)進步（s）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（δ）與要素投入結(jié)構(gòu)（κ）和政府環(huán)境規(guī)制（g）的影響。由此，我們可以得到命題1：服務(wù)業(yè)經(jīng)濟活動對碳排放的影響主要經(jīng)由規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)三種路徑實現(xiàn)；同時，政府可通過環(huán)境規(guī)制對碳排放進行干預(yù)和引導(dǎo)。

下面，我們將服務(wù)進出口納入考慮。首先，一旦開放貿(mào)易（在此不考慮β=0的情況），無論是β＞1引致服務(wù)出口規(guī)模擴大，還是β＜1導(dǎo)致增加服務(wù)進口，母國提供最終服務(wù)的規(guī)模都必會發(fā)生變化。其次，對發(fā)展中國家而言，服務(wù)貿(mào)易的開放通常會引入更多的清潔型技術(shù)，從而引導(dǎo)技術(shù)進步的綠色偏好［22］（P34-47），但也可能因污染型部門的比較優(yōu)勢而導(dǎo)致母國幼稚產(chǎn)業(yè)的凋零，此二者均會影響技術(shù)水平。最后，貿(mào)易的開放不僅帶來最終服務(wù)的流通，還會帶來中間投入品與生產(chǎn)要素的交換，進而引起服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)與資本勞動比的變動。綜上所述，三種效應(yīng)的作用方向和力度均與β密切相關(guān)。據(jù)此，可將式（9）進一步寫為：

根據(jù)式（10），我們可以得到命題2：服務(wù)貿(mào)易對二氧化碳排放存在影響，其具體方向取決于規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的合力。

二、方法與數(shù)據(jù)說明

參考前文的命題，我們初步確定了計量分析的模型，并根據(jù)理論框架的設(shè)定選取了合適的度量指標(biāo)，以期為后續(xù)服務(wù)貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)的實證研究提供良好的基礎(chǔ)。

（一）方法說明

根據(jù)命題1、命題2和式（10），構(gòu)建如下計量模型：

其中，下標(biāo)i和t分別表示省份和時間；CO2表示二氧化碳排放量；im和ex分別表示服務(wù)進口和服務(wù)出口；經(jīng)濟發(fā)展水平（gdpp及其二次項）用來表示規(guī)模效應(yīng)；技術(shù)水平（tech）表示技術(shù)效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）和資本勞動比（kl）共同表示結(jié)構(gòu)效應(yīng)；環(huán)境規(guī)制（regu）表示政府對環(huán)境的影響；eit為隨機擾動項。為了降低模型異方差及時間趨勢因素，各變量均做了對數(shù)化處理。省際效應(yīng)（ui）控制個體差異因素，時間效應(yīng)（λi）控制時間因素。

上述模型是基于靜態(tài)層面的考察。然而，與環(huán)境質(zhì)量類似，污染排放也具有一定的延續(xù)性，當(dāng)期的污染排放狀況與上期密切相關(guān)。此外，污染治理從完成到發(fā)揮作用也存在一定的時滯性。據(jù)此，本文對式（11）中的模型進行修正，得到：

（二）數(shù)據(jù)說明

鑒于2006年以前服務(wù)貿(mào)易進出口的統(tǒng)計口徑不同，本文選取2007至2017年中國28個省份的面板資料作為樣本①西藏、甘肅、廣西三?。ㄗ灾螀^(qū)）的服務(wù)進出口數(shù)據(jù)大量缺失，不予納入樣本。。無特殊說明的數(shù)據(jù)均來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。指標(biāo)選取和測度的具體情況如下：

二氧化碳排放量（CO2）。服務(wù)業(yè)二氧化碳排放量的測度主要參考《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》公布的方法?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文用能源消費量替代燃料表觀消費量，并不再對非燃碳進行剔除。簡化后的計算公式為：

式中，E為服務(wù)業(yè)的能源消費量，T為轉(zhuǎn)換因子（根據(jù)凈發(fā)熱值將能源消費量轉(zhuǎn)換為熱量），CC為碳含量，COF為碳氧化因子，44/12為二氧化碳和碳的分子量比率，下標(biāo)i表能源類型?？紤]到電力屬于二次能源，為避免重復(fù)不予納入計算。各省份服務(wù)業(yè)能源消費量的數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

服務(wù)進口（im）和出口（ex）。為了消除價格因素的影響，本文采用服務(wù)進出口額占第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重來表示服務(wù)進出口強度。2007至2016年的數(shù)據(jù)主要來源于商務(wù)部、中國貿(mào)易指南網(wǎng)、各省服務(wù)貿(mào)易網(wǎng)、各省服務(wù)貿(mào)易協(xié)會以及各省統(tǒng)計年鑒，部分?jǐn)?shù)據(jù)根據(jù)上年的服務(wù)貿(mào)易進出口額和增長率計算得出。2017年的服務(wù)貿(mào)易進出口額數(shù)據(jù)，上述網(wǎng)站和年鑒僅有四個直轄市及江蘇、浙江、福建、安徽、湖南、四川六省的數(shù)據(jù)，其余地區(qū)數(shù)據(jù)尚未公布，通過各省主流媒體報刊和相關(guān)資訊獲得。少數(shù)省份數(shù)據(jù)各渠道均無法獲得，根據(jù)往年的增長趨勢進行估算。此外，青海等西部省份的數(shù)據(jù)有少數(shù)年份缺失，用線性插補法補齊。最后，用各年匯率（年平均價）將服務(wù)貿(mào)易進出口額數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為人民幣。作為穩(wěn)健性檢驗指標(biāo)，本文還選取了服務(wù)貿(mào)易進出口額占第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資的比重來衡量服務(wù)進出口強度，分別用im2和ex2表示。

服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（gdpp）。本文選取人均第三產(chǎn)業(yè)增加值來衡量地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。參考環(huán)境庫茲涅茨曲線，將人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的二次項也納入模型進行考慮。預(yù)測二次項系數(shù)符號為負(fù)，一次項系數(shù)符號為正。

技術(shù)水平（tech）。本文用能源效率來衡量技術(shù)水平，計算公式為：第三產(chǎn)業(yè)增加值/服務(wù)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)煤消費量。各類能源的標(biāo)準(zhǔn)煤轉(zhuǎn)換系數(shù)取自《中國能源統(tǒng)計年鑒》，預(yù)測其符號為負(fù)。作為穩(wěn)健性檢驗指標(biāo)，本文又采用能源強度來表示技術(shù)水平，用tech2表示。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）。根據(jù)理論分析，本文所涉及的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并非傳統(tǒng)意義上的產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)，而是服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)。據(jù)此，本文選取清潔型服務(wù)業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，預(yù)測其符號為負(fù)。作為穩(wěn)健性檢驗指標(biāo)，采用污染型服務(wù)業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用stru2表示。

資本勞動比（kl）。資本勞動比用固定資本存量和就業(yè)人數(shù)之比來表示。本文使用永續(xù)盤存法估算服務(wù)業(yè)固定資本存量，計算公式為：kt=it+(1-δt)kt-1。其中，kt、it和δt分別為t期固定資本存量、經(jīng)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減當(dāng)期的固定資產(chǎn)投資和折舊率。初始年份的服務(wù)業(yè)固定資本存量計算公式為：k2004=i2004/(g+δ2004)。為了控制經(jīng)濟波動的影響，本文使用一段時間（2007年前后各五年）第三產(chǎn)業(yè)增加值的年均增長率來表示g，服務(wù)業(yè)資本折舊率遵循相關(guān)文獻的普遍做法，統(tǒng)一設(shè)定為4%。服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

環(huán)境規(guī)制（regu）。由于反映服務(wù)業(yè)二氧化碳排放治理狀況的數(shù)據(jù)無法獲得，本文采用治理廢氣項目完成投資來衡量環(huán)境規(guī)制程度，預(yù)測其符號為負(fù)。各變量的描述性統(tǒng)計及定義見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果與分析

在理論分析的基礎(chǔ)上，本文選取差分GMM估計動態(tài)面板模型①本文的研究樣本為n較大而T較小的短樣本，符合使用差分GMM的條件。進行實證分析，通過中介效應(yīng)模型對規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三條路徑的影響機制展開更為深入的探討，最后根據(jù)回歸結(jié)果，運用門檻模型對中國服務(wù)貿(mào)易與二氧化碳排放的關(guān)系進行了評估和預(yù)測。

（一）總體樣本回歸

為了盡量不損失樣本容量，本文使用GMM式工具變量。考慮到使用GMM式工具變量意味著工具變量的總數(shù)是時間維度T的二次函數(shù)，可能導(dǎo)致工具變量過多，本文將最大滯后期數(shù)設(shè)置為3。此外，為保證樣本數(shù)據(jù)滿足使用差分GMM的條件，本文進行了Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗，檢驗結(jié)果表明擾動項不存在自相關(guān)，也不存在過度識別的問題。回歸結(jié)果見表2。

表2 動態(tài)面板模型回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

為了避免服務(wù)進口與服務(wù)出口之間可能存在的多重共線性問題，本文在表2的第1列和第2列分別引入進口和出口，第3列則將兩者同時引入。實證結(jié)果表明，三個模型均通過了顯著性檢驗，服務(wù)進口對二氧化碳的排放量具有顯著的負(fù)向作用，服務(wù)出口對其影響則顯著為正。這一回歸結(jié)果表明，以往基于總體或工業(yè)層面的研究成果，在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域同樣適用。一方面，進口碳福利真實存在，盡管這種碳福利集中體現(xiàn)在單位產(chǎn)出能耗水平和二氧化碳排放強度均較高的行業(yè)［23］（P18-30），但服務(wù)進口規(guī)模的擴大也能夠在一定程度上有效實現(xiàn)節(jié)能減排的目標(biāo)。另一方面，相較發(fā)達國家，中國出口規(guī)模的擴大往往伴隨著較高的環(huán)境成本［24］（P105-119），服務(wù)業(yè)領(lǐng)域亦難以幸免。綜合考察服務(wù)進出口對環(huán)境的影響，可以發(fā)現(xiàn)，在目前的中國，服務(wù)進口的減排效應(yīng)略大于服務(wù)出口的增排效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易的開放總體上能夠改善環(huán)境，但效果甚微①結(jié)合變量的描述性統(tǒng)計和回歸結(jié)果，將服務(wù)進口和出口的均值分別與其對應(yīng)的回歸系數(shù)相乘再求和，得到ln（0.056910）*（-0.0067）+ln（0.044901）*（0.0062）＜0。。

在控制變量中，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、技術(shù)水平、服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)和服務(wù)業(yè)資本勞動比的回歸結(jié)果涉及服務(wù)貿(mào)易對二氧化碳排放影響的路徑探討，后文的傳導(dǎo)機制分析部分會展開詳細(xì)論述。此外，其他控制變量也對碳排放存在影響。滯后一期的環(huán)境規(guī)制變量符號為負(fù)且顯著，說明環(huán)境規(guī)制能夠顯著的減少二氧化碳的排放，改善生態(tài)環(huán)境，且成效具有一定的時滯性，這與楊子暉和田磊［25］（P148-172）的研究結(jié)果吻合。滯后一期的二氧化碳排放的系數(shù)顯著為正，這說明污染的排放確實具有連續(xù)性，關(guān)于生態(tài)環(huán)境的不當(dāng)行為不僅會影響本期的環(huán)境，還會習(xí)慣性地傳遞下去，對下期的碳排放造成不利影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗。首先，保持被解釋變量和控制變量不變，用服務(wù)進出口與第三產(chǎn)業(yè)固定資本投資之比（im2和ex2）表示服務(wù)進出口強度，替換后結(jié)果見表2的第4列；其次，保持被解釋變量和核心解釋變量不變，用污染型服務(wù)業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重（stru2）替換原有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，替換后結(jié)果見表2的第5列；再次，在替換產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)的基礎(chǔ)上用能源強度（tech2）替換原有的技術(shù)水平，替換后的結(jié)果見表2的第6列；最后，對所有數(shù)據(jù)雙側(cè)進行2%的縮尾處理，剔除離群值對估計結(jié)果的影響，處理后的結(jié)果見表2的第7列①考慮到門檻回歸部分的門檻值與服務(wù)進出口數(shù)據(jù)相關(guān)，后文進行穩(wěn)健性檢驗時，只替換控制變量，具體方法為同時替換原有的技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。。穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果表明，指標(biāo)改變后的實證結(jié)果基本只是在具體數(shù)值和顯著水平上發(fā)生細(xì)微變化，技術(shù)水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)系數(shù)符號發(fā)生變化也恰好與預(yù)期相符，并沒有改變前文的基本判斷和結(jié)論。

（三）安慰劑檢驗

考慮到前文的結(jié)論可能是人為設(shè)定的結(jié)果或會受到遺漏變量的影響，本文進行了兩個安慰劑檢驗。其一，在計算服務(wù)進口和出口強度時，先將各省的服務(wù)進出口規(guī)模與第三產(chǎn)業(yè)增加值錯位匹配，然后將計算出的“服務(wù)進出口強度”與被解釋變量和控制變量錯位匹配②具體的匹配方式為：其一，計算服務(wù)進出口強度時將第三產(chǎn)業(yè)增加值較對應(yīng)的服務(wù)進出口年份和省份各向后移動一組，如2007年北京的服務(wù)進出口數(shù)據(jù)匹配2008年天津的第三產(chǎn)業(yè)增加值，年份的后移遵循時間順序，省份的后移參照國家統(tǒng)計局公布省際數(shù)據(jù)時的排序；其二，進行數(shù)據(jù)匹配時，其他變量按照國家統(tǒng)計局公布省際數(shù)據(jù)時的順序排列，服務(wù)進出口強度按照各省拼音首字母順序排列，然后一一對應(yīng)。；其二，將被解釋變量和控制變量使用滯后1-3期的數(shù)據(jù)，服務(wù)進口和出口使用當(dāng)期數(shù)據(jù)?？梢灶A(yù)期的是，一方面，如果服務(wù)貿(mào)易對碳排放的影響不是人為設(shè)定的結(jié)果，那么當(dāng)服務(wù)進口和出口強度本身無實際意義且與其他變量隨機匹配時，其回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)不顯著。另一方面，如果服務(wù)貿(mào)易對碳排放的影響不受遺漏變量的干擾，那么后期的服務(wù)貿(mào)易不會對前期的二氧化碳排放量產(chǎn)生影響，當(dāng)被解釋變量和控制變量使用滯后數(shù)據(jù)時，服務(wù)進出和出口的系數(shù)同樣不應(yīng)該顯著。安慰劑檢驗的結(jié)果見表3。

表3第1列為無意義服務(wù)進出口強度的回歸結(jié)果，第2-4列分別為被解釋變量和控制變量滯后1-3期的數(shù)據(jù)。實證結(jié)果表明，安慰劑檢驗有效地支持了服務(wù)貿(mào)易的對碳排放的影響。

表3 安慰劑檢驗

（四）傳導(dǎo)機制分析：中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)

為了進一步厘清服務(wù)進出口對碳排放影響的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)，本文參考溫忠麟和葉寶娟的思路［26］（P731-745）構(gòu)建了中介效應(yīng)模型，具體步驟如下：

第一步，檢驗服務(wù)進出口對二氧化碳排放的影響（此時控制變量僅含政府規(guī)制和一期滯后項）是否顯著，計量模型如式（13）式（14）所示。

回歸結(jié)果見表4的GMM（1）和GMM（2）。

第二步，檢驗服務(wù)進口和服務(wù)出口對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（及其二次項），技術(shù)水平，服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)以及服務(wù)業(yè)資本勞動比的影響是否顯著。計量模型如式（15）—式（19）所示。

回歸結(jié)果見表4的FE（1）—FE（10）。

檢驗服務(wù)進出口對二氧化碳排放的影響（此時控制變量含人均服務(wù)業(yè)發(fā)展水平及其二次項，技術(shù)水平，服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，服務(wù)業(yè)資本勞動比，政府規(guī)制以及二氧化碳排放的一期滯后項）是否顯著，計量模型如式（20）式（21）所示，回歸結(jié)果見表4中的GMM（1）和GMM（2）。

根據(jù)表2和表4可知，α3~α10和γ3~γ10均顯著，而α1~α2和γ1~γ2不顯著。即服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的間接效應(yīng)不顯著，而服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的二次項，技術(shù)水平，服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)和服務(wù)業(yè)資本勞動比的間接效應(yīng)顯著。

第三步①嚴(yán)格來說，此步驟應(yīng)該為第四步，第三步為檢驗αiγi=0是否顯著。然而，步驟三僅在αi和γi一項顯著一項不顯著的情況下才需要進行，若二者均顯著，則可直接判定為存在間接效應(yīng)，若二者均不顯著，則可直接判定為不存在間接效應(yīng)。，檢驗式（20）式（21）中的是否顯著。由表2可得，和均顯著，因此，服務(wù)進出口對二氧化碳排放存在直接影響，并非完全中介效應(yīng)。

第四步，比較αiγi和的符號。結(jié)合表2和表4可得，α4γ4與符號相同，α5γ5，α7γ7和α9γ9與符號相同，均屬于部分中介效應(yīng)，需進一步計算αiγi ci；α3γ3與符號相反，α6γ6，α8γ8和α10γ10與符號相反，均屬于遮掩效應(yīng)，需進一步計算計算結(jié)果見表5。

表4 中介效應(yīng)與遮掩效應(yīng)（回歸結(jié)果）

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果，本文對服務(wù)進出口影響二氧化碳排放的機制展開更為深入的討論。首先，表2的GMM（1）和GMM（2）中，人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的二次項顯著為正，這背離了環(huán)境庫茲涅茨曲線假說，也與王敏和黃瀅的研究結(jié)果［27］（P557-578）不符。這一異象可以借鑒袁鵬關(guān)于環(huán)境績效與經(jīng)濟增長的研究成果［28］（P79-88）來解釋。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定程度時，環(huán)境監(jiān)管的機會成本上升，加大了進一步節(jié)能減排的難度，從而導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的下降。表4的FE（3）和FE（4）中，服務(wù)進口和服務(wù)出口對第三產(chǎn)業(yè)增加值二次項的影響均顯著為正，也就是說，服務(wù)貿(mào)易的開放，無論是進口還是出口，都會對母國第三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模產(chǎn)生促進作用。然而，由于第三產(chǎn)業(yè)增加值一次項系數(shù)不顯著，根據(jù)回歸結(jié)果無法計算出曲線拐點。因此，服務(wù)業(yè)經(jīng)濟規(guī)模的變化對二氧化碳的排放存在何種影響，服務(wù)貿(mào)易的規(guī)模效應(yīng)方向如何，都有待進一步的探索（詳見門檻回歸部分）。

其次，表2的GMM（1）和GMM（2）中，服務(wù)業(yè)能源效率的符號為負(fù)，符合前文的預(yù)測。這表明，服務(wù)業(yè)領(lǐng)域技術(shù)水平的提高對節(jié)能減排存在積極意義，與林伯強和劉泓汛［29］（P81-95）在總體層面的研究結(jié)果一致。表4的FE（5）和FE（6）中，服務(wù)進口和服務(wù)出口對能源效率的影響均顯著為正，這表明服務(wù)貿(mào)易的開放能夠帶來技術(shù)溢出［30］（P14-24）。一方面，服務(wù)進口能夠引進更多的先進技術(shù)，從而促進母國綠色技術(shù)的模仿和趕超［31］（P11-121）；另一方面，服務(wù)出口似乎并沒有如多數(shù)學(xué)者所料的那般阻礙技術(shù)進步，相反還存在著相當(dāng)顯著的積極作用。這表明我國的服務(wù)業(yè)在全球價值鏈中的地位已經(jīng)有所改善，或者說即使目前的服務(wù)業(yè)仍更多地集中在污染型部門，也不會因此抑制服務(wù)業(yè)能源效率的優(yōu)化。筆者將這種服務(wù)出口的逆向技術(shù)溢出歸因于“自我篩選效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”①自我篩選效應(yīng)是指只有技術(shù)更好的企業(yè)能夠在服務(wù)出口的競爭中獲得優(yōu)勢，而其他出口服務(wù)的企業(yè)也會通過模仿和學(xué)習(xí)等各種方式來提高自身的技術(shù)水平以滿足出口要求。學(xué)習(xí)效應(yīng)是指東道國為了獲取更好的服務(wù)，通常會愿意給出口服務(wù)的企業(yè)提供技術(shù)上的支持和援助，從而促進母國的技術(shù)進步。。因此，服務(wù)貿(mào)易經(jīng)由技術(shù)效應(yīng)，會對環(huán)境產(chǎn)生正向的影響。值得注意的是，服務(wù)進出口對二氧化碳排放的間接技術(shù)效應(yīng)顯得尤為突出（無論是遮掩效應(yīng)還是部分中介效應(yīng)比值都極大），可以說，技術(shù)水平對服務(wù)貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的合力方向至關(guān)重要，服務(wù)進口的減排效應(yīng)多半經(jīng)由技術(shù)溢出來實現(xiàn)，而服務(wù)出口帶來的二氧化碳的增排未來也需要依靠技術(shù)進步來沖銷。

最后，表2的GMM（1）和GMM（2）中，服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于環(huán)境的改善。這看似與許和連和鄧玉萍［32］（P30-43）的觀點不符，但實則不然。他們將第二產(chǎn)業(yè)比例的提高導(dǎo)致污染減少歸因于第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部行業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，實際上從側(cè)面佐證了本文的觀點，即產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對環(huán)境質(zhì)量的影響是正面的。表4的FE（7）和FE（8）中，服務(wù)進口和服務(wù)出口均顯著提高了清潔型服務(wù)業(yè)在整個服務(wù)業(yè)中的占比。也就是說，貿(mào)易的開放能夠優(yōu)化服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)我國更多的發(fā)展清潔型服務(wù)業(yè)，打破服務(wù)業(yè)固有的國際分工體系。表2的GMM（1）和GMM（2）中，資本勞動比的系數(shù)顯著為正，這可能是因為資本密集型產(chǎn)業(yè)往往傾向于重污染型產(chǎn)業(yè)，而勞動密集型產(chǎn)業(yè)則恰恰相反［33］（P363-383）。目前的中國的服務(wù)業(yè)暫不符合Dinda的預(yù)期［34］（P409-423），資本的集中并不能通過引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)升級而改善環(huán)境，相反，資本勞動比上升意味著服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正在實現(xiàn)由從勞動密集向資本密集的轉(zhuǎn)型，污染相對嚴(yán)重的服務(wù)行業(yè)的比重在上升，從而導(dǎo)致環(huán)境惡化。從表4的FE（9）和FE（10）可知，服務(wù)進出口均會促使服務(wù)業(yè)資本勞動比的下降。也就是說，服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的擴大能夠提高服務(wù)業(yè)中勞動投入的占比。相較交通運輸?shù)任廴拘头?wù)業(yè)，金融教育等行業(yè)顯然更依賴于人力。當(dāng)然，這里的人力不單指勞動者數(shù)量，更多的是人力資本的概念，后續(xù)研究或?qū)@一問題展開深入剖析。簡言之，服務(wù)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應(yīng)是積極的，能夠改善環(huán)境質(zhì)量，實現(xiàn)節(jié)能減排。

（五）服務(wù)貿(mào)易的規(guī)模效應(yīng)的進一步探討：門檻特征

相較技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，規(guī)模效應(yīng)的傳導(dǎo)機制顯得尤為簡潔，作用力度也相對較強（參考各控制變量的系數(shù)可知）。然而，根據(jù)總體樣本的回歸結(jié)果，無法明確中國服務(wù)貿(mào)易規(guī)模效應(yīng)的方向和力度。目前的中國，區(qū)域間發(fā)展尚不平衡，不同地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平相去甚遠(yuǎn)。為探究服務(wù)進出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的作用方向和力度，本文對其門檻特征進行考察。

1.門檻模型設(shè)定與檢驗

參考Hansen的做法［36］（P345-368），本文將人均第三產(chǎn)業(yè)增加值作為門檻變量（可以是解釋變量的一部分），對其門檻估計值的存在性和個數(shù)進行檢驗，檢驗結(jié)果見表6。

根據(jù)表6報告的檢驗結(jié)果可知，無論是以服務(wù)進口作為受門檻影響的變量，還是以服務(wù)出口作為受門檻影響的變量，單一門檻檢驗均在1%顯著性水平下拒絕了不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)，雙重門檻檢驗又分別在1%和5%的顯著性水平下拒絕了單一門檻模型的原假設(shè)，而多重門檻檢驗未能拒絕雙重門檻的原假設(shè)。因此，本文面板門檻模型的最優(yōu)門檻數(shù)為2。據(jù)此，我們用X表示前文所述的控制變量，γ1和γ2表示門檻值，兩個門檻模型分別設(shè)計為：

表6 門檻效應(yīng)檢驗

此外，本文還運用LR統(tǒng)計量對門檻效應(yīng)進行進一步的檢驗。借助似然比函數(shù)圖，可以更為清晰地理解門檻值的估計和置信區(qū)的構(gòu)造過程。進口的似然比函數(shù)見圖1和圖2。

圖1 門檻估計值1（對lnim）

圖2 門檻估計值2（對lnim）

出口的似然比函數(shù)見圖3和圖4。

圖4 門檻估計值2（對lnex）

由圖1至圖4可知，各門檻值對應(yīng)的LR值均小于臨界值7.35（此處取5%的顯著水平），置信區(qū)間為LR值小于7.35（即虛線以下）的部分構(gòu)成的區(qū)間。

2.門檻估計結(jié)果

獲得門檻值后，本文對式（22）和式（23）進行門檻效應(yīng)回歸，以考察各服務(wù)業(yè)發(fā)展水平區(qū)段下服務(wù)貿(mào)易對二氧化碳排放影響的差異性，回歸結(jié)果見表7。

表7 門檻模型回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

借助門檻模型的回歸結(jié)果，我們可以進一步厘清服務(wù)貿(mào)易的規(guī)模效應(yīng)。將各變量的回歸結(jié)果與表2進行對照，可以發(fā)現(xiàn)，門檻模型的回歸結(jié)果與前文無門檻的動態(tài)面板模型具有良好的一致性，從側(cè)面增強了實證結(jié)論的可信度。在考慮門檻效應(yīng)后，第三產(chǎn)業(yè)增加值的一次項系數(shù)為負(fù)，二次項系數(shù)為正且均顯著，其與污染排放的關(guān)系可呈現(xiàn)一條“正U型曲線”。這一結(jié)果進一步表明，環(huán)境庫茲涅茨曲線并不能解釋中國服務(wù)業(yè)的現(xiàn)狀，經(jīng)濟發(fā)展對碳排放影響的異象真實存在。這種異象突出體現(xiàn)在服務(wù)進口上，只有在服務(wù)業(yè)整體發(fā)展相對滯后的階段，服務(wù)進口的碳福利才真正存在，而當(dāng)服務(wù)業(yè)發(fā)展到較高水平時，服務(wù)進口反而會對環(huán)境產(chǎn)生不利影響。本文試圖對這種違背通識的經(jīng)濟異象進行解釋：在服務(wù)業(yè)發(fā)展的初期，服務(wù)業(yè)整體發(fā)展水平相對滯后，服務(wù)進口在引入服務(wù)的同時也引入了大量的先進技術(shù)，也就是說，在這一階段，服務(wù)進口對碳排放影響的技術(shù)效應(yīng)尤為顯著。而前文的實證結(jié)果表明，能源效率的部分中介效應(yīng)對三種效應(yīng)的合力方向存在著至關(guān)重要的影響。然而，當(dāng)服務(wù)業(yè)發(fā)展到相對成熟的階段，本國與發(fā)達國家之間的差距縮小，服務(wù)進口所能帶來的技術(shù)溢出已不再可觀，但依舊會助推本國服務(wù)業(yè)規(guī)模的進一步擴大，進而導(dǎo)致遮掩效應(yīng)的激增，最終對節(jié)能減排產(chǎn)生不利的影響。

相較服務(wù)進口，服務(wù)出口的規(guī)模效應(yīng)及其對環(huán)境的影響要更為復(fù)雜。在服務(wù)業(yè)發(fā)展的起步階段，服務(wù)出口會增加污染的排放，這是因為此階段的服務(wù)出口呈現(xiàn)出明顯的非綠色特征，加之發(fā)展中國家常出于貿(mào)易保護而對出口企業(yè)缺乏有效的環(huán)境規(guī)制，出口規(guī)模的擴大就意味著污染部門投入的增加和二氧化碳的增排。此后，隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，能源效率，服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)和服務(wù)業(yè)資本勞動比的遮掩效應(yīng)逐漸得以發(fā)揮，服務(wù)出口對碳排放的影響進入黃金時期，其對環(huán)境的負(fù)面效應(yīng)會逐步減弱直至逆轉(zhuǎn)。然而，服務(wù)出口的減排效應(yīng)僅限于特定的發(fā)展階段，隨著服務(wù)業(yè)的進一步發(fā)展，服務(wù)出口的逆向技術(shù)溢出逐漸減弱，但對服務(wù)業(yè)規(guī)模的擴展依舊強勁，而服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)和服務(wù)業(yè)資本勞動比也不可能無限度的優(yōu)化（無論如何，我國的服務(wù)業(yè)也不可能全部轉(zhuǎn)換為清潔型服務(wù)業(yè)，亦不可能完全剔除掉資本投入），此時，服務(wù)出口將再度導(dǎo)致環(huán)境的惡化?？傮w而言，隨著服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的變化，服務(wù)出口對二氧化碳排放的影響可大致擬合為一條“N型曲線”。

借鑒林伯強和鄒楚沅［37］（P127-141）的研究成果可知，目前的中國，規(guī)模效應(yīng)在貿(mào)易開放對環(huán)境的影響中占相當(dāng)大的比重，規(guī)模效應(yīng)的方向在一定程度上影響著總體環(huán)境效應(yīng)的方向。據(jù)此，本文結(jié)合服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀再度考察了服務(wù)進出口的環(huán)境效應(yīng)。2017年，中國已經(jīng)有半數(shù)以上的省份人均第三產(chǎn)業(yè)增加值超過了21765.90元（即lngdpp＞9.9881），如果各省的服務(wù)業(yè)發(fā)展速度保持2017年的水平，可以預(yù)見，到2021年，中國將無法再依仗服務(wù)進口來實現(xiàn)減排；到2023年，服務(wù)進口亦只會伴隨污染的加劇?？梢哉f，盡管我國目前服務(wù)進出口的綜合環(huán)境效應(yīng)尚佳，但服務(wù)貿(mào)易開放和環(huán)境保護的激烈沖突已近在咫尺。

四、結(jié)論與政策建議

近年來，隨著服務(wù)業(yè)的不斷發(fā)展和服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的日益擴大，服務(wù)進出口的環(huán)境效應(yīng)逐步為學(xué)術(shù)界所關(guān)注。在理論部分，本文將ACT模型遷移至服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，構(gòu)建了涵蓋清潔型和污染型兩部門的開放模型，考察了服務(wù)進出口對二氧化碳排放的影響機制。本文認(rèn)為，服務(wù)貿(mào)易對碳排放的影響同樣可以分為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，只是傳導(dǎo)方式與整體層面略有不同，其具體作用方向和力度依舊取決于三種效應(yīng)的合力。

在實證部分，本文利用2007-2017年中國省級層面的面板數(shù)據(jù)對前文的理論假說進行了驗證。研究發(fā)現(xiàn)：第一，服務(wù)進口對二氧化碳的排放存在顯著的負(fù)效應(yīng)，服務(wù)出口對二氧化碳的排放存在顯著的正效應(yīng)，即服務(wù)出口規(guī)模的擴大會導(dǎo)致二氧化碳排放量的減少，而服務(wù)進口規(guī)模的擴大則會導(dǎo)致二氧化碳污染程度的增加，二者對污染排放影響的整體效應(yīng)為負(fù)，暫時能夠在一定程度上改善環(huán)境。第二，服務(wù)進口和出口的規(guī)模效應(yīng)與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平密切相關(guān)，門檻回歸的結(jié)果表明，服務(wù)進口在服務(wù)業(yè)發(fā)展初期能夠減少污染排放，待服務(wù)業(yè)發(fā)展到一定水平后則存在增排效應(yīng)，服務(wù)出口對環(huán)境質(zhì)量的影響呈現(xiàn)出一種消極—積極—消極的變化趨勢。第三，服務(wù)貿(mào)易對二氧化碳排放影響的技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)均顯著為負(fù)。具體地，技術(shù)水平，服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)和服務(wù)業(yè)資本勞動比均能夠促進服務(wù)進口的減排效應(yīng)（部分中介效應(yīng)），對服務(wù)出口的增排效應(yīng)也存在一定的遞減作用（遮掩效應(yīng)）。

國際能源署指出，人類很可能無法承受回收二氧化碳的巨大成本，“先污染，后治理”對中國而言決不可取，短期內(nèi)有效控制并降低二氧化碳的排放量至關(guān)重要。因此，本文在上述研究基礎(chǔ)上給出如下政策建議：一方面，考慮到目前中國的服務(wù)進出口尚存在碳福利，國家應(yīng)當(dāng)大力鼓勵服務(wù)貿(mào)易，通過財政政策、信貸政策和資本政策等多種貿(mào)易鼓勵政策提高服務(wù)企業(yè)的國際競爭力，完善相關(guān)法律法規(guī)和體制保障機制，為服務(wù)貿(mào)易營造更為良好的社會環(huán)境。另一方面，服務(wù)貿(mào)易僅在特定的服務(wù)業(yè)發(fā)展階段發(fā)揮節(jié)能減排的作用，如果不對現(xiàn)狀加以整改，這種積極的環(huán)境效應(yīng)將難以為繼。從長遠(yuǎn)來看，如果放任服務(wù)業(yè)按照現(xiàn)有的趨勢進行發(fā)展，未來必將面臨嚴(yán)重的貿(mào)易開放、經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護之間的沖突。然而，因噎廢食乃不智之舉，不可為了避免未來二氧化碳的過度排放而設(shè)置貿(mào)易壁壘或抑制服務(wù)進出，而是應(yīng)當(dāng)優(yōu)化服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，提高服務(wù)業(yè)技術(shù)水平，從而發(fā)揮技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的正面影響。此外，還應(yīng)當(dāng)轉(zhuǎn)變服務(wù)業(yè)發(fā)展方式，改善服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，力圖打破現(xiàn)有的經(jīng)濟與生態(tài)兩難的約束，努力實現(xiàn)服務(wù)進出口協(xié)同并進，促進經(jīng)濟建設(shè)與生態(tài)文明建設(shè)的共同發(fā)展。