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    貿(mào)易開放的碳排放效應(yīng)——基于省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析

    2012-10-25 04:59:22谷祖莎

    谷祖莎

    [責(zé)任編輯:牟 進(jìn)]

    氣候變暖對(duì)人類生存環(huán)境的危害是當(dāng)今世界面臨的最嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)之一。大量CO2排放是導(dǎo)致全球氣候變暖的主要原因。國(guó)際能源局(IEA)的數(shù)據(jù)顯示,中國(guó)能源消耗所導(dǎo)致的二氧化碳排放量由1979年的14.31億噸躍升至2009年的68.77億噸,超越美國(guó)成為全球第一大溫室氣體排放國(guó)③數(shù)據(jù)來自CO2Emissions from Fuel Combustion(2011 Edition),IEA,Paris.。在碳排放量迅速增長(zhǎng)的同時(shí),中國(guó)對(duì)外貿(mào)易飛速發(fā)展,貿(mào)易額從1979年2801億美元上升到2010年的29727.6億美元,成為世界第二大貿(mào)易國(guó)。正因如此,人們很自然地將快速增長(zhǎng)的貿(mào)易與中國(guó)的碳排放聯(lián)系起來,認(rèn)為貿(mào)易擴(kuò)張是中國(guó)碳排放量持續(xù)增加的一大原因。因此,貿(mào)易對(duì)碳排放究竟產(chǎn)生了何種程度的影響成為學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)。

    一、文獻(xiàn)回顧

    隨著全球氣候變暖問題的日益凸顯,有關(guān)貿(mào)易開放對(duì)CO2排放影響的問題引起了學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注。Machado(2001)分析了巴西19701992年的對(duì)外貿(mào)易碳含量,結(jié)果表明發(fā)達(dá)國(guó)家把碳含量高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到了發(fā)展中國(guó)家④Machado,G.,Schaeffer,R,& Worrell E.,“Energy and Carbon Embodied in the International Trade of Brazil:an Input Output Approach”,Ecological Economics,2001,39(3):409 424.。Cole(2004)使用19801997年數(shù)據(jù)對(duì)OECD國(guó)家的環(huán)境庫茲涅茨曲線進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化減少了CO2排放⑤Cole,A.,“Trade,the Pollution Haven Hypothesis and the Environmental KuznetsCurve:Examing the Linkage”,Ecological Economics,2004,48(1):71 81.。Streteskya等(2009)利用19892003年169個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù),研究了人均CO2排放與出口貿(mào)易之間的關(guān)系,分析結(jié)果表明出口貿(mào)易與CO2排放之間存在正相關(guān)關(guān)系①Streteskya,B.,Lynchb,A.,“A Cross national Study of the Association Betweenper Capita Carbon Dioxide Emissions and exports to the United States”,Social Science Research,2009,38(1):239 250.。蘭天(2004)使用中國(guó)30個(gè)省市的19952001年的面板數(shù)據(jù),通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化減少了我國(guó)的CO2排放②蘭天:《貿(mào)易與跨國(guó)界環(huán)境污染》,北京:經(jīng)濟(jì)管理出版社,2004年。。齊曄等(2008)采用投入產(chǎn)出法估算了19972006年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中的隱含碳,結(jié)果發(fā)現(xiàn)1997 2002年隱含碳凈出口量占當(dāng)年碳排放總量的12% 14%,到2006年已達(dá)29.28%③齊曄等:《中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中的隱含碳估算》,《中國(guó)人口·資源與環(huán)境》2008年第3期。。任力等(2011)利用19952007年碳排放量的面板數(shù)據(jù),研究我國(guó)東中西三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易密度、人均收入與二氧化碳排放量之間的關(guān)系。分析表明,三大區(qū)域的對(duì)外貿(mào)易密度都對(duì)人均碳排放有顯著的影響④任力等:《中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與碳排放》,《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2011年第3期。。

    目前,國(guó)內(nèi)基于分省的CO2排放數(shù)據(jù)研究貿(mào)易開放對(duì)碳排放影響的文獻(xiàn)比較有限,且多數(shù)采用的是靜態(tài)面板的OLS估計(jì)方法。因此本文利用中國(guó)19902010年29個(gè)省份⑤我們將重慶的數(shù)據(jù)都并入四川省進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。西藏的數(shù)據(jù)很少,所以本文分析不包括西藏自治區(qū),同時(shí)也不包括香港、澳門和臺(tái)灣三個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)。的面板數(shù)據(jù),采用動(dòng)態(tài)面板及靜態(tài)面板不同的模型,從全國(guó)及區(qū)域?qū)用嫜芯抠Q(mào)易開放的碳排放效應(yīng),這對(duì)于我國(guó)貿(mào)易政策、產(chǎn)業(yè)政策及環(huán)保政策的制定將具有一定的指導(dǎo)意義。

    二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

    (一)模型設(shè)定

    考慮到CO2排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系,研究貿(mào)易開放對(duì)CO2排放的影響必然不能忽略經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)CO2的作用,而環(huán)境庫茲涅茨曲線是一個(gè)有效的工具。同時(shí)因?yàn)槿魏谓?jīng)濟(jì)因素變化本身均具有一定的慣性,前一期結(jié)果往往對(duì)后一期有一定影響。因此,本文參考Grossman和Krueger(1993)文獻(xiàn)中的EKC模型,同時(shí)考慮到中國(guó)各省區(qū)的CO2排放很可能存在滯后效應(yīng),建立如下貿(mào)易開放碳排放效應(yīng)的動(dòng)態(tài)模型:

    其中,i表示省區(qū)截面單元,i=1,2...,30;t表示時(shí)間;TC表示二氧化碳排放總量。Y為人均GDP。TR、FD反映貿(mào)易開放程度,其中TR為對(duì)外貿(mào)易依存度,F(xiàn)D為外資依存度。GR為碳排放政府管制變量。為了消除異方差,對(duì)變量均做自然對(duì)數(shù)處理。

    (二)數(shù)據(jù)說明

    1.二氧化碳排放量估算。由于各省CO2排放數(shù)據(jù)我國(guó)目前沒有公開發(fā)表,必須通過能源消費(fèi)、轉(zhuǎn)換活動(dòng)進(jìn)行估算。根據(jù)2006年聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)(IPCC)為京都協(xié)議書所制定的國(guó)家溫室氣體清單指南第二卷第六章所提供的參考方法,即CO2排放總量可根據(jù)各種能源消費(fèi)所導(dǎo)致的CO2排放估算量加和得到,其公式如下:

    其中,TC表示估算的各種能源消費(fèi)的二氧化碳排放總量;i表示各種消費(fèi)的能源,包括煤炭、石油、天然氣共三種;E為各種能源的消費(fèi)總量,數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》;δ為碳排放系數(shù),本文碳排放系數(shù)采用IPCC提供的數(shù)據(jù),即煤炭、石油、天然氣的碳排放系數(shù)分別為0.7589、0.5857、0.4483;44和12分別為二氧化碳和碳的分子量。

    2.人均GDP。借鑒以往研究,本文以人均GDP作為人均收入指標(biāo)。各省人均GDP數(shù)據(jù)來自歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

    3.地區(qū)貿(mào)易開放程度??紤]到外資企業(yè)的進(jìn)出口在我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額中所占比重超過50%,因此本文將貿(mào)易開放程度表示為外貿(mào)依存度和外資依存度兩部分。外貿(mào)依存度即進(jìn)出口總額與GDP之比。外資依存度,用當(dāng)年實(shí)際利用外商直接投資與GDP的比值來表示。數(shù)據(jù)來自于歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒及2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

    4.碳排放政府管制變量。鑒于污染治理項(xiàng)目完成投資額可以反映政府在降低環(huán)境污染方面所付出的努力和決心,本文選取各省工業(yè)污染治理項(xiàng)目投資完成額與GDP的比值作為碳排放政府管制變量的替代變量。數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

    三、實(shí)證分析

    (一)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

    表1、表2對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。在1990 2010年東部地區(qū)的人均GDP(以1990年不變價(jià)格計(jì)算)平均為9551.60元/人,遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平6057.27元/人,中西部地區(qū)人均GDP分別為4314.08元/人、3608.05元/人,低于全國(guó)平均水平①根據(jù)國(guó)家發(fā)改委2000年33號(hào)文件,東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省市;西部地區(qū)包括四川、內(nèi)蒙古、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個(gè)省市。。如果觀察21年平均的CO2排放水平,東部地區(qū)要高于中西部地區(qū),東部地區(qū)在樣本期間的最大值為90901.2萬噸,且2010年CO2排放量全國(guó)排位前三位的省份都在東部地區(qū),而中西部地區(qū)的最大值為53565.3萬噸、49125.1萬噸,也就是說,較高的人均產(chǎn)出具有較高的CO2排放。其次,東部地區(qū)的外貿(mào)依存度與外資依存度都遠(yuǎn)高于中西部地區(qū),且全國(guó)排位前三名的省份也全部集中在東部地區(qū),說明東部地區(qū)的貿(mào)易開放程度較高。不過東部地區(qū)碳排放政府管制變量的均值卻小于中西部地區(qū),且全國(guó)排位前三名的省份也都集中在中西部地區(qū)。

    表1 全國(guó)面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

    表2 三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

    (二)實(shí)證模型的估計(jì)

    方程(1)的解釋變量中出現(xiàn)了被解釋變量的滯后一期,這意味著解釋變量的內(nèi)生性問題難以避免。為了克服解釋變量?jī)?nèi)生性問題,對(duì)于全國(guó)面板數(shù)據(jù)將主要采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法——GMM(廣義矩估計(jì)法)進(jìn)行回歸。由于系統(tǒng)GMM估計(jì)相對(duì)差分GMM估計(jì)來說有著更好的有限樣本特征,且估計(jì)結(jié)果更加有效,因此我們使用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)。而在系統(tǒng)GMM估計(jì)中,水平變量的滯后項(xiàng)是差分變量的工具變量,差分變量的滯后項(xiàng)又是水平變量的工具變量,這里就存在工具變量是否有效的問題。我們將采用Sargan檢驗(yàn)及AR檢驗(yàn)來進(jìn)行判斷。系統(tǒng)GMM估計(jì)又可分為一步和兩步GMM估計(jì),而兩步估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差存在向下偏倚,雖然經(jīng)過Windmeijer(2005)的修正其偏倚會(huì)減小,但兩步GMM估計(jì)量的漸進(jìn)分布不可靠,因此在本文估計(jì)中將采用一步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)。為了能夠了解三大區(qū)域貿(mào)易的碳排放效應(yīng),本文將同時(shí)對(duì)東中西三大區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行靜態(tài)面板估計(jì)(由于GMM估計(jì)結(jié)果在小樣本下無效)。

    表3給出了模型的估計(jì)結(jié)果。模型1是采用系統(tǒng)GMM法對(duì)全國(guó)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。Sargan檢驗(yàn)接受原假設(shè),表明所選取的工具變量是有效的。AR(1)檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)而AR(2)接受原假設(shè),說明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在一階序列相關(guān)但不存在二階序列相關(guān)。考慮到當(dāng)GMM估計(jì)所使用的樣本太少或工具變量較弱時(shí),其估計(jì)量會(huì)產(chǎn)生較大偏倚,此處運(yùn)用Bond(2002)所提出的判斷出現(xiàn)較大偏倚的一種方法,即將GMM與混合最小二乘法、固定效應(yīng)的估計(jì)量進(jìn)行對(duì)比,看被解釋變量滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)系數(shù)是否介于二者之間。由表3可知,一步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果并沒有出現(xiàn)較大偏倚。

    表3 被解釋變量為L(zhǎng)nTC的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

    (三)全國(guó)層面分析

    從模型1的估計(jì)結(jié)果可看出,大部分解釋變量都較顯著。碳排放量的一期滯后值對(duì)當(dāng)期碳排放量有顯著的正相關(guān)影響,彈性系數(shù)達(dá)到0.94。碳排放的一期正動(dòng)態(tài)性說明碳排放具有一定慣性,即存在路徑依賴現(xiàn)象,當(dāng)期排放量相對(duì)前期值不會(huì)陡然增加或者減少,這符合現(xiàn)實(shí)中經(jīng)濟(jì)存在的一般慣性;人均GDP的一次項(xiàng)和一次項(xiàng)系數(shù)分別為0.82和-0.05,且在1%水平上顯著,這說明人均GDP和CO2排放量呈顯著倒U型,從而在全國(guó)這個(gè)樣本驗(yàn)證了二氧化碳庫茲涅茨假說(CKC),這一方面表明我國(guó)能源使用效率和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征決定了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源消耗的高依賴度,同時(shí)也意味著我國(guó)未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入提高將有助于碳排放水平的下降。對(duì)外貿(mào)易依存度的碳排放彈性系數(shù)為0.06,回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為正,說明對(duì)外貿(mào)易依存度對(duì)CO2排放量具有正效應(yīng),即CO2排放總量隨著對(duì)外貿(mào)易依存度的不斷提高而增加,中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響是負(fù)面的,即在大量“中國(guó)制造”走向世界的同時(shí),消耗了大量能源和資源,促使了CO2排放的增長(zhǎng)。而外資依存度的系數(shù)為負(fù),表明FDI對(duì)CO2排放總量存在負(fù)效應(yīng),即CO2排放總量將隨FDI占GDP比重的上升而減少,但是該系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。政府管制變量與CO2排放呈顯著正相關(guān),雖然人們普遍認(rèn)為政府的管制政策是控制碳排放的必要手段,然而本文估計(jì)結(jié)果顯示政府管制措施并未達(dá)到有效的目的。如何理解這一結(jié)果呢?正如人們對(duì)政府政策實(shí)施的普遍質(zhì)疑,政府管制措施是否有效,還取決于企業(yè)的預(yù)期反應(yīng)、信息不對(duì)稱帶來的監(jiān)督難題以及高昂的管制成本,尤其是政府往往也面臨著嚴(yán)格管制所帶來的成本與收益決策問題,影響了政府環(huán)保管制政策的實(shí)施效果。

    (四)三大區(qū)域比較分析

    模型46描述了三大區(qū)域的估計(jì)結(jié)果。我們主要考察的是三大區(qū)域的截面差異,而不考慮區(qū)域內(nèi)部省份個(gè)體的變化,因此將不考慮變系數(shù)模型。在進(jìn)行估計(jì)時(shí),首先對(duì)模型進(jìn)行了混合最小二乘估計(jì),通過個(gè)體影響的F檢驗(yàn),又經(jīng)過Hausman檢驗(yàn),支持固定效應(yīng)模型。三個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果顯著,擬合優(yōu)度都為99%。但三大區(qū)域的估計(jì)結(jié)果存在較大差異。

    1.人均GDP與碳排放曲線呈不同形狀。東部地區(qū)LnY的系數(shù)為1.85,(LnY)2的系數(shù)為-0.06;中部地區(qū)LnY的系數(shù)為0.17,(LnY)2的系數(shù)為-0.05,均通過了顯著性水平檢驗(yàn)。表明東部和中部地區(qū)人均GDP和CO2排放量呈顯著的倒U型,CKC假說成立。西部地區(qū)LnY的系數(shù)為-0.41,(LnY)2的系數(shù)為0.03,均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。由于西部地區(qū)LnY的系數(shù)為負(fù),(LnY)2的系數(shù)為正,所以,西部地區(qū)的碳排放曲線呈現(xiàn)正U型,CKC假說不成立。究其原因,本文認(rèn)為,西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較落后,工業(yè)制造業(yè)企業(yè)較少,隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),碳排放會(huì)減少。但達(dá)到拐點(diǎn)后,經(jīng)濟(jì)發(fā)展到了一定的階段時(shí),大量基礎(chǔ)設(shè)施投資,導(dǎo)致能源消費(fèi)的激增,此后產(chǎn)生的碳排放將日益增多。

    2.貿(mào)易開放度與碳排放的相關(guān)性各異。東部地區(qū)外貿(mào)依存度與CO2排放呈負(fù)相關(guān),但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著,說明東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了一定變化,低碳產(chǎn)品出口比重的提高導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易依存度提高降低了碳排放量,只是目前來講這種影響還不顯著。外資依存度與CO2排放總量也呈負(fù)相關(guān),且通過了較高的顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)外資依存度提高1%,CO2排放將降低約0.12%,這個(gè)結(jié)果是由于FDI的技術(shù)溢出帶來的,說明FDI的流入在一定程度上改善了東部的環(huán)境質(zhì)量;中部地區(qū)外貿(mào)依存度與CO2排放呈正相關(guān),在1%的水平上顯著,表明外貿(mào)依存度增加1%,二氧化碳排放量相應(yīng)增加0.13%左右,即在中部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大顯著增加了CO2排放量。由表3可見,與全國(guó)及其他兩個(gè)區(qū)域相比,中部地區(qū)貿(mào)易規(guī)模對(duì)CO2排放的影響最大。這一方面因?yàn)橹胁康貐^(qū)承接了東部地區(qū)的高耗能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,另一方面可能和中部地區(qū)的資源稟賦有很大關(guān)系,中部的山西、河南等地均是產(chǎn)煤大省,能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中煤炭消費(fèi)比重較大,導(dǎo)致中部地區(qū)高耗能產(chǎn)品出口比重高于全國(guó)其他區(qū)域。中部地區(qū)雖然與東部地區(qū)同樣外資依存度與CO2排放總量也呈負(fù)相關(guān),且在5%水平上顯著,但彈性系數(shù)很小。西部地區(qū)外貿(mào)依存度和外資依存度都與CO2排放呈正相關(guān),但在統(tǒng)計(jì)上都不顯著。說明西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易和利用外資對(duì)碳排放雖有一定負(fù)面影響,但由于對(duì)外貿(mào)易和利用外資規(guī)模在GDP中所占比重都很小,所以貿(mào)易的碳排放效應(yīng)不明顯。

    3.政府管制與碳排放的相關(guān)性不同。東部地區(qū)政府管制措施對(duì)碳排放表現(xiàn)出一定的積極效果,這說明經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū),人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量的需求相對(duì)較高。相反,中部和西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平的限制,人們還處于對(duì)環(huán)境質(zhì)量較低的需求水平上,政府管制措施與碳排放的相關(guān)性表明現(xiàn)行政府管制措施不利于環(huán)境保護(hù),需加大治理力度。

    四、結(jié)論與政策建議

    本文利用1990 2010年中國(guó)29個(gè)省的面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)及三大區(qū)域貿(mào)易的碳排放效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)及分析,主要結(jié)論如下:(1)全國(guó)動(dòng)態(tài)面板模型的計(jì)量結(jié)果顯示,碳排放不僅存在路徑依賴現(xiàn)象而且也在全國(guó)范圍內(nèi)驗(yàn)證了CKC曲線假說;外貿(mào)依存度對(duì)碳排放具有顯著的正效應(yīng),而外資依存度對(duì)碳排放具有負(fù)效應(yīng),但并不顯著;政府管制變量與CO2排放呈顯著正相關(guān)。(2)區(qū)域靜態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果表明,區(qū)域差異明顯。東部和中部地區(qū)人均GDP與CO2排放量呈顯著的倒U型,CKC假說成立,但西部地區(qū)的碳排放曲線呈現(xiàn)正U型,CKC假說不成立;東部地區(qū)外貿(mào)依存度與外資依存度對(duì)碳排放都具有負(fù)效應(yīng),但前者在統(tǒng)計(jì)上并不顯著;中部地區(qū)外貿(mào)依存度對(duì)碳排放具有顯著正效應(yīng),而外資依存度對(duì)碳排放具有顯著負(fù)效應(yīng);西部地區(qū)外貿(mào)依存度和外資依存度與碳排放都具有正效應(yīng),但在統(tǒng)計(jì)上都不顯著;東部地區(qū)政府管制措施對(duì)CO2排放具有負(fù)的效應(yīng)且在統(tǒng)計(jì)上顯著,而中西部地區(qū)政府管制措施CO2排放都具有正的效應(yīng)且在統(tǒng)計(jì)上顯著。

    針對(duì)本文結(jié)論,筆者提出如下政策建議:

    第一,大力發(fā)展低碳型貿(mào)易產(chǎn)業(yè)。以上結(jié)論說明我國(guó)大部分區(qū)域到目前為止對(duì)外貿(mào)易的深化仍是以碳排放增長(zhǎng)為代價(jià)的。因此,必須從根本上改變貿(mào)易增長(zhǎng)以高碳排放為代價(jià)的外延式增長(zhǎng)模式。加快向低碳貿(mào)易新戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型。為實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型,國(guó)家一方面應(yīng)建立進(jìn)口制成品替代戰(zhàn)略,鼓勵(lì)初級(jí)產(chǎn)品及高碳密集型產(chǎn)品的進(jìn)口。另一方面,改變出口中高碳排放、高能耗、資源性初級(jí)產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)與數(shù)量,發(fā)展低碳型貿(mào)易產(chǎn)業(yè),鼓勵(lì)低耗能產(chǎn)品的出口。

    第二,加強(qiáng)碳排放政府規(guī)制的監(jiān)督執(zhí)行。本文結(jié)論表明,除東部地區(qū)外,全國(guó)及中西部地區(qū)的碳排放政府管制措施與CO2排放都呈著正相關(guān),這與普遍預(yù)期相反的結(jié)論可能說明政策選擇上存在適用性問題,但本文認(rèn)為主要原因在于政策措施監(jiān)督執(zhí)行不力。因此,我國(guó)一方面應(yīng)進(jìn)一步完善政府規(guī)制,另一方面應(yīng)加強(qiáng)規(guī)制的執(zhí)行力度。由于環(huán)保規(guī)制的實(shí)施牽涉到各種集團(tuán)的利益,特別是部分地方政府出于自身經(jīng)濟(jì)利益考慮在執(zhí)行時(shí)睜一只眼閉一只眼,致使我國(guó)的環(huán)保規(guī)制在實(shí)施過程中受到較大阻力。因此,政府不但要頒布環(huán)境保護(hù)的政策措施而且還要在全國(guó)特別是中西部加強(qiáng)監(jiān)督,以保證環(huán)保管制的實(shí)施效果。

    第三,爭(zhēng)取獲得發(fā)達(dá)國(guó)家的低碳技術(shù)轉(zhuǎn)讓與綠色基金支持。由于在國(guó)際產(chǎn)業(yè)分工中我國(guó)處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端,生產(chǎn)和出口了大量的高碳排放的廉價(jià)產(chǎn)品,承擔(dān)了大量本應(yīng)由貿(mào)易伙伴國(guó),特別是發(fā)達(dá)國(guó)家完成的CO2排放量。我國(guó)應(yīng)在堅(jiān)持“共同但有區(qū)別的責(zé)任”的條件下,充分利用當(dāng)前國(guó)際清潔發(fā)展機(jī)制、多國(guó)基金機(jī)制,以及坎昆會(huì)議中提出的綠色基金機(jī)制,尋求更多的國(guó)際低碳技術(shù)轉(zhuǎn)讓與資金支持。

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