我國出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放的協(xié)整與因果關(guān)系
——基于1978～2012年數(shù)據(jù)的實證分析

中華人民共和國最高法院 王 斌

研究顯示，中國的出口貿(mào)易與碳排放增加有著直接關(guān)系，英國Tyndall中心氣候變化研究部門從“碳出口”的角度研究中國出口貿(mào)易與碳排放的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)2004年中國的凈出口帶來的二氧化碳排放占二氧化碳排放總量的23%(當年中國的二氧化碳排放總量是4.73Gt);中國凈出口帶來的二氧化碳排放相當于同年日本的二氧化碳總排放量，是德國、澳大利亞的排放總量之和，是英國排放總量的2倍多。據(jù)國際能源機構(gòu)統(tǒng)計，中國為外國消費者生產(chǎn)產(chǎn)品而產(chǎn)生的碳排放量占據(jù)中國溫室氣體排放總量的1/3。清華大學根據(jù)公式“碳排放增長=能源使用量及人口等的增長+能源效率+貿(mào)易”分析和計算后發(fā)現(xiàn)，中國約1/4的碳排放來源于貿(mào)易順差。①碳排放交易:國家貿(mào)易中的中國出口企業(yè)減少碳排放的意義［OL］，http://www.tanpaifang.com.

由于碳排放總量在世界排名第一，中國一度被貼上“世界上最大的溫室氣體排放國和嚴重的污染者”的標簽。長期以來，投資和出口貿(mào)易是我國經(jīng)濟增長的直接推動力量，那么出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長和碳排放之間存在著什么樣的關(guān)系呢?自本次金融危機之后，國際經(jīng)濟形勢的不確定性凸顯，我國的出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長都面臨著關(guān)鍵的轉(zhuǎn)型期。本文在已有的出口貿(mào)易與碳排放關(guān)系的研究基礎(chǔ)上，引入經(jīng)濟增長這一變量，運用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法，利用1978～2012年的有關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)對出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放量之間的協(xié)整與因果關(guān)系進行實證研究，力圖探究三者之間的內(nèi)在聯(lián)系，而后結(jié)合我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與生態(tài)文明體制改革提出相應(yīng)的對策建議。

一、碳排放量的測算

我國目前并不存在對碳排放量的直接統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此需要根據(jù)各年份能源消耗情況及相關(guān)能源的碳排放系數(shù)進行估算。①從當前的能源消費結(jié)構(gòu)來看，我國碳排放有95%來自于化石燃料的消耗，所以本文將化石燃料消耗作為主要碳源(水電、風電以及核電等產(chǎn)生的碳排放忽略不計)。參考國內(nèi)外學者的碳排放分解模型，采用公式:

其中，TC表示能源消耗所產(chǎn)生的碳排放總量，Ci表示第i類能源所產(chǎn)生的碳排放量，εi表示第i類能源的碳排放系數(shù)，θi表示第i類能源占總能源消耗的比重，E表示能源消費總量。

表1是整合大量文獻中常用方法后收集出來的權(quán)威機構(gòu)研究確定的碳排放系數(shù)，本文采用它們的均值作為最終的各碳源的碳排放系數(shù)。②陸正南、王穎婕:《對外貿(mào)易對我國碳排放的影響分析》，載于《技術(shù)經(jīng)濟與管理研究》，2013年第10期。結(jié)合表1中的均值系數(shù)，利用《中國統(tǒng)計年鑒》公布的我國能源消耗數(shù)據(jù)中煤炭、石油及天然氣的消耗數(shù)據(jù)，根據(jù)上述公式即可計算整理得出我國1978～2012年的碳排放總量。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定。

本文的數(shù)據(jù)樣本選取1978～2012年的年度出口額、人均GDP及能源消耗數(shù)據(jù)(1978～2011年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，2012年數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟網(wǎng))，按照排放系數(shù)計算出年度碳排放總量。以碳排放總量為因變量，對出口總額(百萬美元)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(元)與碳排放總量(萬噸)三者之間的動態(tài)關(guān)系進行研究。③選用出口總額作為自變量之一是因為對外貿(mào)易中出口產(chǎn)品會產(chǎn)生本國碳排放。建立如下計量模型:

其中，logCEt表示t時期的碳排放總量的對數(shù)值，logEXt表示t時期的出口總額的對數(shù)值，logPGDPt表示t時期的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值。β1表示出口貿(mào)易對碳排放的貢獻效應(yīng)，如果β1為負值，說明出口貿(mào)易具有“減排”效應(yīng)，如果β1為正值，說明出口貿(mào)易具有“增排”效應(yīng)。由于我國當前的出口貿(mào)易處于粗放型發(fā)展階段，出口貿(mào)易大多數(shù)是高能耗、高污染和高排放的產(chǎn)品，所以預(yù)期實證結(jié)果β1為正值。β2代表著經(jīng)濟增長與碳排放之間的關(guān)系，這與一國經(jīng)濟發(fā)展階段有關(guān)，如果β2為正值，說明經(jīng)濟增長具有“增排”效應(yīng)，反之則具有“減排”效應(yīng)。理論研究表明，當一國經(jīng)濟發(fā)展水平超過某一臨界值以后，經(jīng)濟的增長會降低碳排放，而在此之前，經(jīng)濟的增長會增加碳排放。

表1 碳排放系數(shù)計算

(二)數(shù)據(jù)說明。

表2列出了各變量的描述性統(tǒng)計量，三個變量1978～2012年的年度數(shù)據(jù)的樣本觀測值個數(shù)都為35個。從中可以發(fā)現(xiàn):三個變量的標準差都很大，說明各變量的觀察值的離散程度很大;偏度值均大于0，說明序列分布為右偏;碳排放總量的峰度值小于3，說明其分布的凸起程度比正態(tài)分布小，出口總額與人均GDP的峰度值大于3，說明二者的分布呈尖峰狀態(tài)。從雅克—貝拉檢驗(Jarque-Bera檢驗)的相伴概率P值來看，在5%的顯著性水平下，都不能接受原假設(shè)，即三個變量序列分布均不服從正態(tài)分布，但在10%的顯著性水平下，碳排放總量服從正態(tài)分布。表3列出了三個變量之間的相關(guān)性系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)三個變量彼此之間都存在著高度相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)高達98%以上，說明出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放總量之間存在一定程度的內(nèi)生性作用。

從圖1可得出，碳排放總量、出口貿(mào)易總額以及人均GDP均隨著時間的推移呈逐步上升的趨勢，其中 logCE與 logEX曲線呈交叉狀，在1991年之前，logCE位于logEX之上，呈顯著收斂趨勢，1991年之后logEX曲線開始位于logCE曲線之上并呈現(xiàn)出明顯的擴散趨勢;logCE與logPGDP曲線長期來看呈逐步收斂的態(tài)勢，尤其在2001年(中國加入WTO)以后，二者的差距明顯縮小;平均來看，logEX與logPGDP曲線呈現(xiàn)出平行的增長勢頭，二者之間的差距基本保持不變。從碳排放總量、出口總額、人均GDP的同趨勢變化率中可以推斷出三者之間存在某種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系(見圖2)。接下來本文將運用分析工具Eviews 6.0采用計量經(jīng)濟學方法驗證這種推斷是否正確，從而進一步分析它們之間的關(guān)系。

表2 變量的描述性統(tǒng)計量

表3 變量之間的相關(guān)性

圖1 log(CE)、log(EX)、log(PGDP)的同向變動趨勢

圖2 碳排放總量、出口總額、人均GDP同比增長率的變動趨勢

三、檢驗與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗。

為了避免出現(xiàn)時間序列的“虛假回歸”問題，首先對1978～2012年碳排放總量、出口貿(mào)易總額以及經(jīng)濟增長三個變量進行單位根檢驗，以測度變量是否滿足平穩(wěn)性條件。同時采取常用的平穩(wěn)性檢驗方法ADF檢驗與PP檢驗，如果兩種方法的檢驗結(jié)果均拒絕原假設(shè)，則說明變量符合平穩(wěn)性條件。從變量序列單位根檢驗結(jié)果(表4、表5、表6)可以得出，在9%的顯著性水平下，log(CE)、log(EX)、log(PGDP)的一階差分序列均通過了ADF檢驗和PP檢驗;在1%的顯著性水平下，log(CE)、log(EX)、log(PGDP)的二階差分序列均通過了ADF檢驗和PP檢驗，說明三個變量可進行協(xié)整分析。

(二)協(xié)整分析。

由單位根檢驗結(jié)果可知，log(CE)、log(EX)、log(PGDP)在9%的顯著性水平下都是一階單整，在1%的顯著性水平下都是二階單整，說明可以對其進行協(xié)整檢驗。本文采用擴展的EG檢驗(基于回歸殘差的協(xié)整檢驗)，設(shè)置log(CE)為被解釋變量，log(EX)和log(PGDP)為解釋變量，進行OLS估計并檢驗殘差序列是否平穩(wěn)。如果殘差項序列平穩(wěn)，則說明這些變量存在協(xié)整關(guān)系。

由殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果得出，三個變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可以看出，log(EX)的回歸系數(shù)為0.3586，且其t檢驗值在1%的水平下顯著，說明出口貿(mào)易與碳排放總量之間具有正向作用關(guān)系，log(PGDP)的回歸系數(shù)為-0.0148，說明人均GDP對碳排放總量具有反向作用關(guān)系。表7的結(jié)論表明，出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放總量之間存在協(xié)整關(guān)系，但是否存在具體的因果關(guān)系，需要進一步進行因果關(guān)系檢驗。

表4 log(CE)的單位根檢驗結(jié)果

表5 Log(EX)的單位根檢驗結(jié)果

表6 Log(PGDP)的單位根檢驗結(jié)果

表7 OLS殘差的平穩(wěn)性檢驗

(三)格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

協(xié)整檢驗證實了 log(CE)、log(EX)、log(PGDP)這三個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，但是不能說明因果關(guān)系的具體方向，因此為了研究這三個變量之間具體的因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果檢驗的方法。由于被檢驗變量的平穩(wěn)性的影響以及樣本容量長度的影響等，不同的滯后期長度可能會得到不同的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果，因此為了盡量避免隨機干擾項等因素的影響，本文分別進行了滯后期長度為1-4階的檢驗，檢驗結(jié)果如下:

1.關(guān)于出口貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系:在1-4期滯后的檢驗結(jié)果中，在5%的顯著性水平下，模型始終拒絕“Log(CE)不是 Log(EX)的Granger原因”的假設(shè)，當滯后期為3-4期時，在10%的顯著性水平下，模型拒絕“Log(EX)不是Log(CE)的Granger原因”的假設(shè)。據(jù)此可判斷，當前我國碳排放總量與出口貿(mào)易之間是雙向的格蘭杰因果關(guān)系，并且碳排放總量的增加更大程度的影響著出口貿(mào)易的增加。這是因為自改革開放開始，我國的出口貿(mào)易的增長主要依賴于加工貿(mào)易，并且這類貿(mào)易是靠附加值低的高資源消耗、高能耗、高污染的低端產(chǎn)品拉動。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2002～2007年間，加工貿(mào)易在當年中國對外貿(mào)易的占比超過50%，近年來占比徘徊在45%左右。由于缺乏高技術(shù)水平的研發(fā)能力，我國絕大多數(shù)加工貿(mào)易在全球制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條中都處于經(jīng)濟附加值極低的環(huán)節(jié)。

表8 各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

2.關(guān)于人均GDP與出口貿(mào)易之間的關(guān)系:在滯后期為1-4的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果中，在5%的顯著性水平下，同時都拒絕“Log(PGDP)不是Log(EX)的Granger原因”的假設(shè)和“Log(EX)不是 Log(PGDP)的Granger原因”的假設(shè)，說明了經(jīng)濟增長與出口貿(mào)易是相互促進的關(guān)系。從外貿(mào)依存度的變化來看，入世后我國對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口貿(mào)易總額以年平均22.6%的增速發(fā)展著。2002～2012年間我國外貿(mào)依存度一直居高不下，幾乎所有年份都超過了50%，其中2005年、2006年、2007年這三年更是超過了60%，平均依存度達到了53.9%。①數(shù)據(jù)來源:根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局年度統(tǒng)計公報相關(guān)數(shù)據(jù)整理。從出口貿(mào)易看，我國出口總額占GDP的比重從1978年的4.6%持續(xù)上升至2006年的35.87%，受美國次貸危機等因素的影響，從2007年開始，出口總額占GDP比重開始有所下降，但2009～2012年間，比重一直維持在25%上下。②數(shù)據(jù)來源:同上。

3.關(guān)于人均GDP與碳排放之間的關(guān)系:當滯后期為2和4時，在6%的顯著性水平下，拒絕“Log(PGDP)不是 Log(CE)的 Granger原因”的假設(shè);當滯后期為1、3、4 時，拒絕“Log(CE)不是Log(PGDP)的Granger原因”的假設(shè)。說明碳排放與經(jīng)濟增長之間存在著相互的作用，二者之間存在著一種相互制約相互依賴的關(guān)系。結(jié)合協(xié)整回歸結(jié)果可得出，隨著經(jīng)濟增長達到一定規(guī)模后，經(jīng)濟的繼續(xù)增長會降低碳排放，反過來碳排放在一定程度上也會制約經(jīng)濟的增長。這與理論預(yù)期結(jié)果一致，同時也在提示我們，只要我國轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展模式，進一步科學發(fā)展經(jīng)濟，其結(jié)果是實現(xiàn)“經(jīng)濟增長”與“生態(tài)保護”的雙贏局面。

四、結(jié)論與對策建議

平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整分析結(jié)果表明，出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放三者之間確實存在著長期均衡關(guān)系;格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，碳排放與出口貿(mào)易，出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長與碳排放之間存在著雙向的格蘭杰因果關(guān)系，而且相互之間的作用非常明顯。有鑒于此，結(jié)合我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和生態(tài)文明體制建設(shè)，本文從以下幾個方面提出對策建議:

(一)優(yōu)化貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

實證分析表明，長期以來我國排放總量與出口貿(mào)易之間存在雙向引導關(guān)系，并且我國長期以來貿(mào)易優(yōu)勢依賴于高消耗的貨物貿(mào)易。降低出口貿(mào)易的“增排”效應(yīng)首先要優(yōu)化貨物貿(mào)易的結(jié)構(gòu)。其一，實現(xiàn)貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)內(nèi)部的“產(chǎn)業(yè)化升級”，減少廉價初級產(chǎn)品的出口，重點支持和鼓勵知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的出口。通過制定“低碳產(chǎn)品出口名錄”的方式鼓勵綠色產(chǎn)品出口，同時以長期利益為導向，對高排放、低附加值的產(chǎn)品要取消出口退稅或提高準入標準來限制其大量生產(chǎn)和出口。其二，從“加工”的貿(mào)易職能向“設(shè)計+加工”轉(zhuǎn)變，最終向“設(shè)計”轉(zhuǎn)變。現(xiàn)階段我國絕大多數(shù)加工貿(mào)易的貿(mào)易職能僅僅體現(xiàn)在“加工”二字上，并不擁有自己的知識產(chǎn)權(quán)，獲取的收益絕對部分是一種勞動報酬。轉(zhuǎn)變這樣境況的唯一途徑就是在“加工”中融入自己的“設(shè)計與創(chuàng)新”并形成自主知識產(chǎn)權(quán)，減少資源消耗并降低排放。其三，要充分利用稅收、投資基金、信貸額度、補貼、獎勵等市場化與非市場化的政策工具，激勵企業(yè)自我減排，提高減排技術(shù)的開發(fā)和推廣力度。

(二)大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易。

從根本上講，貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易是互促互進的。除了貨物貿(mào)易的開展需要傳統(tǒng)的運輸、保險和結(jié)算服務(wù)外，有些貨物貿(mào)易還會增加對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)或新興服務(wù)的需求。2012年，中國服務(wù)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，已和工業(yè)基本持平，服務(wù)貿(mào)易進出口總額達到了4706億美元，成為世界第三大服務(wù)貿(mào)易大國。①《中國服務(wù)貿(mào)易仍存缺陷》，載于《中國產(chǎn)經(jīng)新聞報》，2013年11月3日。伴隨服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，我國服務(wù)貿(mào)易出口已經(jīng)呈現(xiàn)出一定的結(jié)構(gòu)優(yōu)化態(tài)勢，比如商業(yè)服務(wù)貿(mào)易、文化娛樂業(yè)貿(mào)易在出口貿(mào)易中的占比逐年上升。從貿(mào)易的結(jié)構(gòu)入手，利用中國貨物貿(mào)易發(fā)展較好的形勢，采取相應(yīng)措施重點擴大與貨物貿(mào)易互動關(guān)系緊密的新興服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的出口，即通訊服務(wù)、金融服務(wù)、計算機和信息服務(wù)、咨詢和廣告宣傳等相關(guān)領(lǐng)域，將中國貨物貿(mào)易發(fā)展的優(yōu)勢發(fā)揮到服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域。②盧仁祥:《服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易互動關(guān)系研究》，上海社會科學院博士論文，2011年。與此同時，我們要清晰地認識到，目前勞動力資源依然是我國貿(mào)易的比較優(yōu)勢，伴隨外部市場擴大和本次金融危機影響減弱，旅游服務(wù)、建筑服務(wù)在出口貿(mào)易中的比重會從現(xiàn)在的10%左右的基礎(chǔ)上繼續(xù)擴大。通過勞動密集型和技術(shù)、資本密集型服務(wù)貿(mào)易相互協(xié)調(diào)發(fā)展來提升服務(wù)貿(mào)易的水平，會改善貿(mào)易帶來的碳排放問題。

(三)制度規(guī)范與技術(shù)開發(fā)齊頭并進，全面發(fā)展低碳經(jīng)濟。

結(jié)合協(xié)整回歸結(jié)果與格蘭杰因果關(guān)系分析，經(jīng)濟增長達到一定規(guī)模后具有“減排”效應(yīng)，同時，碳排放在一定程度上也會制約經(jīng)濟的增長。這一結(jié)論打破了“經(jīng)濟增長”與“環(huán)境保護”之間的悖論。全面發(fā)展低碳經(jīng)濟，其要義就是將“降低碳排放”的經(jīng)濟目標規(guī)范化、制度化，利用產(chǎn)權(quán)的手段，通過各項可測量指標來界定碳排放的權(quán)利與義務(wù)范圍。與此同時，在適當引進國外先進的研究成果的同時，全方位鼓勵和支持我國自主低碳技術(shù)的研發(fā)與利用，在開發(fā)廉價、清潔、高效的低排放能源技術(shù)上搶占先機，這不僅需要強大的科研技術(shù)做支撐，更是需要大批優(yōu)秀的科研人員。由此在制度規(guī)范與技術(shù)開發(fā)雙管齊下的基礎(chǔ)上，鼓勵和倡導全民踐行低碳生活，全面發(fā)展本國的低碳經(jīng)濟。

［1］陸正南、王穎婕:《對外貿(mào)易對我國碳排放的影響分析》，載于《技術(shù)經(jīng)濟與管理研究》，2013年第10期。

［2］劉國平、諸大建:《中國碳排放、經(jīng)濟增長與福利關(guān)系研究》，載于《財貿(mào)研究》，2011年第6期。

［3］王保滔、張婷:《對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整與因果關(guān)系》，載于《價值工程》，2013年第13期。

［4］許廣月、宋德永:《我國出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放關(guān)系的實證研究》，載于《國際貿(mào)易問題》，2010年第1期。

［5］盧名輝、周明生:《中國國內(nèi)貿(mào)易、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的互動研究》，載于《南京師大學報(社會科學版)》，2008年第5期。

［6］刁鵬、許燕等:《遼寧省出口貿(mào)易與碳排放量關(guān)系的實證分析》，載于《對外經(jīng)貿(mào)》，2013年第5期。

［7］李麗平、任勇、田春秀:《國際貿(mào)易視角下的中國碳排放責任分析》，載于《環(huán)境保護》，2008年第3期。

［8］盧仁祥:《服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易互動關(guān)系研究》，上海社會科學院博士論文，2011年。