貿(mào)易開(kāi)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

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(lái)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(lái)，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(wèn)題的日益凸顯，有關(guān)貿(mào)易開(kāi)放對(duì)CO2排放影響的問(wèn)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(kù)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(guò)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(kāi)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(kāi)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(shuō)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(kāi)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(kù)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(kāi)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(kāi)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(shuō)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(méi)有公開(kāi)發(fā)表，必須通過(guò)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(shū)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(lái)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(lái)自歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.地區(qū)貿(mào)易開(kāi)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(guò)50%，因此本文將貿(mào)易開(kāi)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(lái)表示。數(shù)據(jù)來(lái)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(lái)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?yáng)|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(wàn)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(wàn)噸、49125.1萬(wàn)噸，也就是說(shuō)，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(shuō)明東部地區(qū)的貿(mào)易開(kāi)放程度較高。不過(guò)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(wèn)題難以避免。為了克服解釋變量?jī)?nèi)生性問(wèn)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(lái)說(shuō)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(wèn)題。我們將采用Sargan檢驗(yàn)及AR檢驗(yàn)來(lái)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(guò)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(wú)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(shuō)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)?？紤]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(méi)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(shuō)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(shuō)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(kù)茲涅茨假說(shuō)(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(lái)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(shuō)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(lái)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(lái)的成本與收益決策問(wèn)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(guò)個(gè)體影響的F檢驗(yàn)，又經(jīng)過(guò)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(guò)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(shuō)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(guò)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(shuō)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(kāi)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(shuō)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(lái)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(guò)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(lái)的，說(shuō)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(jiàn)，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(shuō)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(shuō)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(shuō);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(shuō)成立，但西部地區(qū)的碳排放曲線呈現(xiàn)正U型，CKC假說(shuō)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(shuō)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(shuō)明政策選擇上存在適用性問(wèn)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(guò)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。