對外經濟貿易對碳排放的影響范文

本站小編為你精心準備了對外經濟貿易對碳排放的影響參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

改革開放以來，尤其是伴隨著中國的入世與國際貿易的全球化，中國的對外貿易總量有了顯著的增長。1980年中國對外貿易總額為381.4億美元,到2013年已突破4萬億美元,以每年平均16%的速度迅速增長。外貿的增長有效地推動了經濟的快速發展，但是，中國正處于工業化和城市化快速發展的階段，經濟增長與資源供給和環境保護的矛盾日益尖銳。根據國際能源署(IEA)的統計，我國2010年能耗占世界總能耗的20%，碳排放量達68億多噸，超越美國，成為全球最大的碳排放國。環境問題已經嚴重制約了中國的可持續發展，而且在溫室氣體排放方面，全球氣候變暖日益成為世界經濟和政治關系中的焦點問題,我國的能源消耗和CO2排放量的不斷增長也使我國在國際氣候變化談判中面臨巨大的國際輿論壓力。在這種國內外環境下，研究我國碳排放與對外貿易的關系，有著非常重要的意義，有助于在維持我國經濟進一步發展的同時減少碳排放對環境的壓力，實現可持續發展。圖1、圖2分別描述了中國29個省（市、自治區）1995—2011年人均外商直接投資（FDI）與人均進出口量和人均CO2排放量之間的關系。從圖中不難看出，FDI與進出口總量與碳排放之間均存在一定的正相關關系，然而這種判斷并沒有考慮其他影響碳排放的因素（如經濟增長）。由于FDI、進出口總量和人均收入都是隨經濟增長不斷增加的，考察FDI與進出口總量對碳排放的凈影響時必須排除其他影響因素。國外許多學者對環境與貿易關系問題已經有了較深的研究，Grossman和Krueger最早提出將外貿對環境的效應分為規模效應、結構效應和技術效應，并以此建立了貿易的環境效應分析的基本框架。其中，規模效應反映經濟活動的規模變化對環境產生的影響；結構效應代表所生產的商品結構變化對環境產生的影響；技術效應體現生產技術的變革給環境帶來的影響[3]。貿易影響碳排放的機制與貿易的環境效應是一致的。各國學者探究貿易對環境的影響，主要集中在貿易對環境的效應究竟是正還是負的討論。一種觀點認為，貿易自由化有益于環境的改善。他們認為,導致環境惡化的根本原因是由于市場失靈，而不是貿易自由化，所以用限制貿易的手段來解決有關環境問題只會帶來進一步的扭曲,而基于比較成本優勢的國際專業化分工能夠帶來世界資源的合理配置和有效利用，從而有利于經濟發展和環境保護的協調。Antweiler等認為FDI具有明顯的技術溢出效應，技術落后的國家受益于FDI、技術得以更快的發展，提高了能源使用效率、排污減排水平,從而改善了環境質量[1]。相反，環境保護主義者則認為貿易開放是導致環境破壞的重要因素之一。放任自流的貿易，會使生態環境遭到破壞，特別是在環境保護政策寬松的國家，貿易自由化對環境的損害會更大。Keller和Levinson認為，在經濟發展初期，發展中國家為吸引更多外資流入，往往會降低環境準入門檻，傾向于從事污染嚴重的“骯臟行業”的生產[5]。這種因為環境規制而導致的產業轉移使發展中國家污染產業規模擴大、發達國家清潔產業規模擴大，這也被稱為“污染避難所假說”。Gale[4]、Cole和Elliott[2]、Managi[6]等學者的研究結果表明，貿易越開放，CO2排放量越大。就我國實際情況而言，對外貿易對中國的環境是否具有顯著影響，以及這種影響有多大，對于外貿政策的制定及與環境政策協調有很重要的參考價值。在這一領域已有不少學者做過研究，如Paul和Michael[8]、任力和黃崇杰[15]，但這些研究從計量模型到實證方法都有進一步改進的空間。大部分現有的研究采用的都是傳統面板數據方法（如固定效應和隨機效應），而沒有考慮經濟的動態因素。因為考慮任何經濟因素的變化本身都擁有一定慣性,因此前一時期的環境狀況和經濟形勢都可能會對后一時期產生一定的影響，因而需要在回歸模型中引入動態因素。另外，由于環境因素和經濟變量之間可能存在互相影響，并且由于忽略變量的影響，傳統的計量方法會導致內生性偏誤。為了解決這兩個問題，本文根據省際面板數據采用動態面板模型運用廣義矩（GMM）方法檢驗對外貿易對CO2的效應。通過這一方法，我們有效控制了內生性問題，并且引入了動態因素，使得測算結果更加準確、可靠。這是本文的主要貢獻，測算結果對于我國貿易政策、產業政策和環保政策的制定相應的節能減排和低碳經濟政策措施具有一定的指導意義。

1文獻綜述

迄今為止，國內外有關貿易的碳排放效應的研究文獻可以按照研究方法分為兩類。第一類是很多學者根據各個國家的投入產出表用投入產出法進行貿易進出口的隱含碳研究。隱含碳指任何一種產品的生產在其整個生產鏈中直接或間接地產生的碳排放。在進出口貿易中的隱含碳研究中,大多數學者是根據各個國家的投入產出表來計算進出口中的隱含碳。王文中和程永明運用中日兩國的GDP和外貿的經濟數據,運用環境的投入產出模型計算兩國貿易所帶來的碳排放量的具體數據,研究結果表明,中國每單位產值所產生的碳排放是日本的7.3倍，2004年中國對日出口產生的碳排放量是日本的9.6倍。齊曄等利用投入產出法,對中國隱含碳的排放趨勢做出了估計。1997—2004年隱含碳凈出口占當年碳排放總量的比例在0.5%~2.7%，2004年以后該比例迅速增長，2006年為10%左右。石紅蓮和張子杰利用投入產出法，利用中國的投入產出表計算了2003—2007年中國對美國出口產品的隱含碳排放。其結論是：隨著中國對美國出口量的增加，出口產品的隱含碳排放也在增加。另一種常見的研究方法是利用計量經濟學分析的范式，利用環境庫茲涅茨曲線(EKC)的研究框架對貿易與碳排放的關系進行驗證。庫茲涅茨曲線最初是由美國經濟學家庫茲涅茨在其1955年的論文“經濟增長與收入不平等”中所提出的，描述的是收入分配和經濟增長之間的倒“U”型的關系。該關系表述為：經濟發展初期，人均財富增加加大了收入差距；但人均財富增長到一定程度后，收入差距會隨著人均財富的增長而逐漸縮小。庫茲涅茨曲線在環境問題上的首次應用，是1991年Grossman和Krueger對《北美自由貿易協定》影響環境的實證研究中，證實了環境質量與人均收入之間的關系，指出隨著人均GDP的增加，污染在低收入水平上會隨之上升，而在高收入水平上人均GDP的增加會減低污染水平。Panayotou借用了庫茲涅茨所定義的收入差距與人均收入之間的倒“U”型曲線，首次將在環境質量與人均收入之間的關系曲線定義為環境庫茲涅茨曲線。

近年來，越來越多的國內學者關注人均CO2排放與人均GDP之間的關系,大部分研究表明，中國的CO2排放現狀符合EKC假說。王娟等利用1995—2011年的省級面板數據，構建靜態面板模型和動態面板模型，研究表明，經濟發展水平、城市化水平均與CO2排放量之間存在著倒U型的曲線關系，中國的現狀符合EKC假說。范丹基于中國1990—2010年的省級空間動態面板數據，將能源強度、空間相關性引入CO2的EKC曲線當中，構建了中國CO2EKC曲線的空間計量模型，研究結果顯示，中國人均CO2排放與經濟增長之間基本滿足EKC曲線假定的倒U型關系。左文鼎采用1980—2011年中國環境質量水平及經濟發展水平的時間序列數據進行研究，結論表明，中國人均實際國內生產總值與人均能源消費產生的CO2排放量之間呈現“N”型庫茲涅茨曲線關系。國內學者在研究貿易對環境的效應大致有兩種結論：一是貿易的擴大會導致環境的惡劣。如余北迪通過對我國國際貿易與生態環境的理論分析和實證分析得出結論，國際貿易對中國生態環境負的規模效應大大超過了正的結構效應和技術效應，因此總效應為負。未來協調經濟發展和環境保護的關系，必須實施一系列“綠色”政策措施。傅京燕和周浩采用1998—2006年中國的省級面板數據，以空氣、水體和固體廢棄物中六類污染物的排放強度來度量中國的區域環境質量，得出結論，表明貿易開發是影響環境質量的重要變量，貿易開發本身不利于環境質量的改善，對外貿易引致的污染避難所效應成立。宋馬林等采用2001—2010年的省級面板數據運用super-SBM模型測度了各省份的環境效率值，結果表明，入世以后，中國大陸各省份的對外貿易在一定程度上導致了環境效率整體不高。周杰琦和汪同三采用1990—2010年中國省級面板數據發現外商直接投資總體上增加了中國的二氧化碳碳排放量，其原因在于FDI的規模負效應大于結構、技術正效應。還有一類研究則說明了貿易對環境有一定的積極影響，如蘭天利用1995—2001年中國30個省(市、自治區）的面板數據，研究結果表明，雖然中國各?。ㄊ?，自治區）貿易活動對污染的影響表現出相當大的差異性，但從總體來講貿易開放還是減少了我國CO2的排放。游偉民利用2000—2008年我國30個省份的面板數據，對貿易和SO2排放的影響進行了實證分析。研究結果表明，貿易開放度的提高對東部環境質量的改善有積極影響，但對中西部有負面影響[22]。謝文武和肖瀅基于中國地區與行業面板數據的實證檢驗，發現外商直接投資的增長可以減少我國的碳排放,對外直接投資也有助于降低國內的碳排放量,而出口貿易則會在一定程度上帶來國內碳排放量的增長[21]。

2計量模型及數據說明

2.1模型構建本文構建了碳排放、經濟增長和對外貿易的計量模型，考慮如下靜態面板數據模型：InCO2it=α+β1FTit+Zitβ+μi+εit其中，i表示不同省份，t表示時間維度；InCO2it表示第i個省第t年的人均CO2排放量；α表示是常數項；β表示回歸系數；μi表示個體效應，控制每個省份的個體情況；εit表示擾動項。FT表現了外貿水平的高低，是我們最關心的解釋變量。為了驗證回歸結果的穩健性，在模型中我們選取幾個不同的指標來表現外貿水平的高低，包括人均外商直接投資、人均進出口額、外商直接投資占GDP比重和進出口總額占GDP比重等。Zit是外生解釋變量，我們的模型里外生變量包括人均收入、人口密度、產業結構。對于上述靜態面板數據模型，通常采用固定效應模型或隨機效應模型進行估計，本文將通過Hausman檢驗在這兩種估計方法之間進行選擇。該模型的不足，是隱含地假設了人均CO2排放會隨各解釋變量的變動即時變化，即不存在滯后效應。但是，實際上，因為考慮到任何經濟因素的變化本身都具有一定慣性，因此前一時期的環境狀況和經濟形勢都可能會對后一時期產生一定的影響，我國各省份的CO2排放很可能存在滯后效應。另外，CO2排放與經濟變量之間可能存在互相影響，這種模型可能導致內生性偏誤。

2.2變量數據說明本文選取1995—2011年中國大陸29個省、自治區、直轄市（不包括西藏，重慶歸入四川省）作為對外貿易對碳排放影響的研究樣本。選取的變量簡要說明如下：人均CO2排放：由于CO2的排放量在中國沒有官方的統計數據，本文中各省份CO2排放量是根據IPCC（2006）提出的估計方法，使用能源消耗和水泥生產數據由本文作者計算得到。人均收入（用GDP表示）:環境庫茲涅茨曲線假說指出，人均CO2排放與人均收入之間很可能存在倒U型關系，本文在回歸方程中同時加入人均GDP及其平方項，并取對數形式。各省份名義國內生產總值等于各省份GDP除以年末人口數。以1978年為基期，按各省份歷年居民消費價格指數對名義人均GDP進行物價平減得到實際人均GDP。分省份人均GDP數據和人口數據可從《中國統計年鑒》中獲得。城鎮化率（用R-URBAN表示）：城鎮化率等于各省份城鎮人口數除以各省份總人口，數據同樣可從《中國統計年鑒》獲得。二產比重（用R-INDUSTRY表示）：工業的能耗遠大于農業和第三產業的能耗，因此，工業的CO2排放量往往大于其他產業，本文將工業產值占GDP比重作為解釋變量。工業總產值數據來自于《新中國55年統計資料匯編》。對外貿易：對外貿易數據中我們選取了人均FDI（外商直接投資）、人均進出口額（用TRADE表示）、進出口總量占GDP比重（用R-TRADE表示）以及FDI占GDP比重（用R-FDI表示）作為解釋變量。其中各省份人均FDI用對數形式衡量。人均FDI通過各省份的外商投資額除以人口數量獲得。名義進口值和名義出口值用各省份按境內目的地和貨源地分的商品進口額和出口額來表示，并按照相應年份美元兌人民幣匯率的平均值將各年的數值換算成人民幣，將進出口總額除以各省份名義GDP，得到貿易占GDP比重。所需數據均來自于《中國統計年鑒》。作為對變量數據的總結，我們在表1中對各個變量做了描述性統計。本文的樣本包括我國29個?。ㄊ小⒆灾螀^）1995—2011年的數據，因此樣本數據觀察值共有493個。從表1描述性統計中可以看出，各變量的觀察值之間都具有較大的標準差，這為下文的計量估計提供了可能。

3計量結果及實證分析

3.1變量的平穩性檢驗和協整檢驗在進行回歸前，我們首先要分析各個變量的單位根情況，以免出現“偽回歸”的問題。本文分別采用了ADF（AugmentedDickeyandFuller）、BR（Breitung）、PP（PhillipsandPerron）、LLC（Levineetal.）、IPS（Imetal.）方法檢驗。檢驗結果如表2所示。從分析結果來看，各個變量一階差分的估計下都在顯著水平1%上符合平穩性的假定，可以進行回歸檢驗。由于各省份存在潛在的差異性，需要對變量進行協整檢驗，我們采用Pedroni方法。檢驗結果如表3所示。如表3中的結果所示，七個檢驗中有四個檢驗結果在5%的顯著性水平下拒絕了原假設。但實際上該檢驗結果對協整關系存在的支持力度更強，因為在面板數據樣本期T較短時，PanelV和PanelRHO兩個檢驗傾向于錯誤地接受不存在協整的原假設(Pedroni,2004)。這說明變量間的協整關系確實是存在的。

3.2實證分析我們使用Stata軟件對回歸模型進行了雙向固定效應和系統GMM兩種方法的擬合，估計結果見表4和表5。表4報告了靜態回歸方程的的估計結果，根據Hausman檢驗，結果均拒絕了原假設，因此選擇固定效應。表5中，sys-GMM估計均采用兩步估計（twosteps）法，AR（1）被拒絕，表明序列不存在一階相關性；AR（2）被接受，表明序列存在二階相關性。Hansen檢驗用以判斷工具變量的有效性，結果均接受原假設，說明整體工具是有效的。根據表4和表5的結果，我們對中國的貿易開放程度和碳排放量的關系進行討論，可以得出以下基本結論：（1）從模型1和模型7的結果可以看出，不論是靜態模型還是動態模型，FDI都對人均CO2有顯著的負向影響，這說明FDI對我國的碳排放具有明顯的抑制作用。靜態模型中FDI的彈性系數為0.02，而在動態模型中，這一系數增大到0.038，這表明考慮了動態因素后，FDI對人均CO2排放的抑制作用更大。這一實證結果意味著在碳排放方面，“污染天堂”現象在中國并不存在。這一結果與邵燕斐和王小斌[16]、譚飛燕和李孟剛[18]的研究結果是一致的。外商直接投資的增加之所以會降低人均CO2排放，一方面是因為外商直接投資相對于我國現階段的技術水平具有明顯的優勢，外商直接投資通過技術外溢對我國的全要素生產率和技術水平的提升作用是相當顯著的，因而FDI的增加對于提高整個國民經濟生產過程中的資源利用率從而減少CO2的排放具有相當的積極作用。另外，由于現階段我國的工業生產仍然集中于國際產品分工產業鏈的下游，產品生產主要以原材料來料加工為主；經濟增長仍然通過自然資源和原材料的高消耗、廢棄物的大量排放來推動，因而在具有較高環境質量標準的國家其是所謂的“高耗能”的企業相對于國內企業來說就不能稱之為“高能耗”企業，而且為了能在國際市場競爭中獲利，這些外資企業在追求自身利益最大化的同時也會相應提高其生產經營活動中的環保標準，這在一定程度上降低了我國的碳排放量。從模型3和模型9的結果來看，FDI占GDP比重明顯對我國的碳排放產生了負向的影響。并且在GMM估計下，FDI比重的彈性系數同樣大于固定效應的系數。由于未考慮動態因素和內生性時的估計結果可能使回歸系數下偏，因此FDI（人均值及占GDP比重）對碳排放的實際影響比傳統回歸方法得到的結果高50%左右。（2）模型2和模型8估計了進出口總額對我國碳排放的影響，結果表明,進出口總額分別在5%和1%水平上顯著，且系數為負。從系數看，進出口總額對碳排放的抑制程度與FDI大致相同。這個結果也驗證了我們剛才得到的“污染天堂”在中國不存在的結論。然而，進出口占GDP比重對碳排放的影響并不顯著。進出口額的絕對量而非相對重要性對碳排放的影響更加顯著，說明進出口行業的一些因素會直接影響碳排放，這些因素包括進出口中高污染、高耗能產品的比重，以及出口企業節能減排的意愿和力度等。（3）從表4和表5中均可看出，人均GDP的一次項和二次項都顯著,而且二次項的系數為負，這說明環境庫茲涅茲曲線假說在我國是成立的，人均CO2排放量和人均收入之間呈現出倒“U”型關系。這一結論與大多數現有的中國CO2排放與經濟發展關系的研究結果一致，如王娟等[20]、范丹[11]，即隨著人均GDP的增加,碳排放在低收入水平上會隨之上升，而在高收入水平上人均GDP的增加會減少碳排放。根據倒U型拋物線的性質，可以求出我國達到人均碳排放拐點時對應的人均GDP水平。在普通面板數據回歸中，所得碳排放拐點較高，一般在100000元人民幣（1978年不變價）以上。但根據控制內生性后的系統GMM測算結果得到碳排放拐點在20000元人民幣（1978年不變價）左右，而我國2012年的人均GDP（1978年不變價）為6539元。因此，現階段我國經濟水平尚未達到碳排放拐點。（4）動態模型的估計結果顯示，上一期人均CO2排放量的大小對本期CO2排放有正的影響。人均CO2排放量的滯后項回歸系數約為0.8,而且在1%水平顯著。這說明本期人均CO2排放量越大，則下一期的人均CO2排放量也將越大。平均而言，在其他條件不變的情況下，本期碳排放提高1%，會導致下一期碳排放水平相應提高0.8%左右。這說明碳排放具有一定的慣性，歷史的人均排放水平會在很大程度上影響未來碳排放的路徑，因而盡早實現減排對控制未來碳排放的增加有著重要意義。（5）從控制變量的角度來看，第二產業比重和城鎮化率的變動對我國碳排放的影響很大，且大都是在1%水平上顯著。值得指出的是，在動態模型13中，當把二產比重和人均GDP作為內生變量時，城鎮化水平的系數變為負，但是這個系數并不顯著。城鎮化雖然帶來了人口的積聚，促進工業的發展，有增加CO2排放的傾向，但城鎮化水平的提高也促進了能源的集中利用（如冬季集中供暖），有利于能源利用效率的提高，降低碳排放水平。從回歸結果來看，考慮了內生性及引入動態性之后，城鎮化對碳排放的總體影響并不十分明確。這一結果與之前一些研究有一定差別，如杜立民發現城鎮化對碳排放有顯著的正的影響。結果存在差異的主要原因在于如果不控制內生性和動態因素，對模型系數的估計結果可能有偏。

4結論與建議

本文以1995—2011年各省份面板數據為基礎，對我國碳排放與對外貿易的關系分別運用靜態與動態的計量方法進行了實證檢驗，經過深入分析得出以下結論：（1）總的來看，其他條件不變時，在樣本期內，不論是靜態模型還是動態模型，估計結果都表明外商直接投資對我國的碳排放有著顯著的抑制作用，而且根據GMM方法得到的FDI影響系數較固定效應更大。因此，應該繼續積極地吸引外資，外資企業的環保技術與排放標準都會高于國內企業，我們應充分利用外資企業的先進技術，控制環境標準，鼓勵高新技術，提高能源的使用效率，從而降低CO2的排放。（2）我國進出口貿易對人均碳排放也具有明顯的抑制作用，進出口總額每增加1個百分點，人均碳排放將減少0.04個百分點。因此，開放貿易政策是有助于我國CO2減排的，在拉動經濟增長的同時也可以對減排做出貢獻。比如，中國（上海）自由貿易試驗區的成立，既是順應全球經貿發展新趨勢，實行更加積極主動開放戰略的一項重大舉措，又可以降低我國碳排放水平。（3）動態模型的實證結果表明，我國的CO2排放具有一定的慣性，上期CO2排放增加1%，將導致當前排放增加約0.8%。這對我國政府實行溫室氣體減排具有重要的政策含義。加快資本等因素的調整速度以促進技術的更新換代是降低CO2排放量的有效途徑。這也要求政府在制定減排政策時注重連貫性，尤其是在一些排放大省。政府可以制定相關政策，通過有效的激勵機制和監督手段,加速企業的技術的更新換代，從而達到CO2減排的目的。（4）本文還驗證了環境庫茲涅茨曲線在我國的存在，隨著人均GDP的增加，碳排放在低收入水平上會隨之上升，而在高收入水平上人均GDP的增加會減少碳排放，由于中國還沒有達到碳排放拐點時的GDP水平，污染不會自行消失，因此我國有必要保持增長，保證一定的發展速度。（5）本文結果證實，在影響碳排放的因素中，二產比重對碳排放的影響很大，是一個決定性的因素。因此，政府目前大力推行的經濟結構轉型和產業結構調整，壓縮二產比重，不僅是中國未來經濟持續、快速、健康發展的必要保證，也是減少碳排放和污染物排放水平，加速碳排放拐點到來的必要政策保障。

作者：郝宇 劉一鳴 單位：北京理工大學能源與環境政策研究中心 北京理工大學管理與經濟學院