楊 駿
(上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海 200444)
改革開放后我國對(duì)外貿(mào)易逐年飛速增長,2013年已經(jīng)超越美國成為全球第一大貨物貿(mào)易進(jìn)出口國;與此同時(shí),我國化石燃料類碳排放量也是逐年增加,自2007年后碳排放量躍居世界首位。那么,我國出口貿(mào)易與碳排放之間是否存在內(nèi)在的關(guān)聯(lián),它們之間的關(guān)聯(lián)是否存在因果關(guān)系。這正是本文所要探討的問題。
Wyckoff等(1994)通過對(duì)6個(gè)經(jīng)濟(jì)合作和發(fā)展組織國家貿(mào)易中的隱含碳排放量進(jìn)行計(jì)算,發(fā)現(xiàn)制成品中隱含碳排放占到總排放量的13%。Machado et al.(2010)通過1970~1992年期間巴西對(duì)外貿(mào)易的二氧化碳排放量的分析,表明發(fā)達(dá)國家以外包的方式,將高碳產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家。近年來,學(xué)術(shù)界對(duì)中國出口貿(mào)易碳排放問題給予極大的關(guān)注。Shui以及Harriss(2006)對(duì)中美貿(mào)易中隱含碳排放量進(jìn)行計(jì)算,得出的結(jié)論是在中國對(duì)美國的出口貿(mào)易中所含的碳排放量占中國碳排放總量的7%~14%,這些碳排放最終被美國人消費(fèi)。另外,Weber et al.(2008)通過研究提出,中國碳排放增加的主要因素便是碳泄漏和碳出口,這個(gè)觀點(diǎn)也印證了所謂“污染天堂假說”。
寧學(xué)敏(2009)研究認(rèn)為,不管是長期或是短期,出口貿(mào)易對(duì)碳排放量的影響都是正向的,而且還提出減排的新途徑便是優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu);許廣月和宋德勇(2010)通過研究分析,認(rèn)為出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量與碳排放量存在著協(xié)整的關(guān)系,其中出口貿(mào)易是影響碳排放的主要因素;王海鵬(2010)發(fā)現(xiàn)我國高碳產(chǎn)品出口比重具有下降趨勢(shì),目前的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)于提高我國能源利用的效率是極為有利的;與此相反的是,劉軼芳等學(xué)者(2010)的研究表明,十多年來我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化并沒有對(duì)隱含碳排放造成有利影響。
建立線性回歸模型。把碳排放量作為因變量,出口貿(mào)易作為自變量,由于方程的兩個(gè)變量都有指數(shù)特征,因此分別取其對(duì)數(shù)形式,使其線性化。計(jì)量模型如下:
lnEi是i時(shí)期中國碳排放量的對(duì)數(shù)值,而lnexi則表示i時(shí)期出口額的對(duì)數(shù)值。α叫做截距,μ是殘差,β是變量系數(shù),它表示碳排放對(duì)出口額的彈性。
本模型共涉及2個(gè)變量,分別是出口貿(mào)易變量EXi、碳排放變量Ei。其中,出口貿(mào)易總額(億元)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1980~2011年),碳排放總量(百萬噸)來源于美國能源信息署(EIA)官方網(wǎng)站。
筆者使用EVIEWS5.0軟件,采用ADF檢驗(yàn)法,對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)lnei、Lnexi分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示。
由表1所知,在10%的顯著性水平下,lnei和lnexi并不拒絕存在單位根的假設(shè),說明這兩個(gè)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。然而,一階差分序列D.lnei和D.lnexi分別在5%和1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設(shè),故D.lnei和D.lnexi是平穩(wěn)的。兩個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過一次差分后變成平穩(wěn)序列,屬于I(1)單整序列。在此基礎(chǔ)上,要進(jìn)一步檢驗(yàn)兩個(gè)單整序列之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。
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1.D 表示變量的一階差分;2.檢驗(yàn)形式(c,t,AIC)中,c表示截距項(xiàng),t表示時(shí)間趨勢(shì),AIC表示確定滯后項(xiàng)的判別準(zhǔn)則;3.***表示在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè),**表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè),*表示在10%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。
根據(jù)上面的分析,2個(gè)變量的一階差分都是平穩(wěn)的,這就滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。由于僅有兩個(gè)變量,我們選用Eagle-Grander兩步法檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系。第一步,對(duì)兩個(gè)變量的回歸方程做估計(jì),估計(jì)結(jié)果如(2)式所示:
從上述計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果看,模型擬合效果較好,R2達(dá)到0.92599,T統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量都通過顯著性檢驗(yàn)。
第二步,再對(duì)上述回歸方程的殘差序列進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果見表2。
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由表2可知,殘差序列在5%的顯著性水平通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn),說明兩個(gè)變量lnei、lnexi存在協(xié)整關(guān)系。
另外,從回歸方程(2)式也可看到,我國碳排放量對(duì)出口貿(mào)易的彈性值為0.266,即出口貿(mào)易每增長1%,就會(huì)導(dǎo)致國內(nèi)碳排放增長0.266%。因此,出口貿(mào)易的增長會(huì)使國內(nèi)碳排放量增加,不利于我國實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)。
上述協(xié)整分析,證明了出口貿(mào)易和碳排放之間存在長期均衡的關(guān)系,但它們之間短期內(nèi)是否存在因果關(guān)系呢?目前,尚不明確。為了研究出口貿(mào)易和碳排放這兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系,我們利用格蘭杰因果檢驗(yàn)來進(jìn)行分析。
由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)變量的平穩(wěn)性十分敏感,因此需要判斷是否滿足其檢驗(yàn)條件。從以上ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知,盡管lnei、lnex i為非平穩(wěn)序列,但其一階差分序列是平穩(wěn)的,符合格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提條件,可對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表3。
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從上表可知,在接近5%的顯著性水平下,拒絕了“LNEXI不是引起LNEI的原因”,說明我國出口貿(mào)易是碳排放的格蘭杰原因。其實(shí),從我國改革開放以來雖然貿(mào)易增長非???,經(jīng)濟(jì)取得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展,但是我國出口貿(mào)易的方式是粗放的,不計(jì)后果的,具有高資源消耗、高污染排放的特點(diǎn),從而嚴(yán)重影響了我國的環(huán)境質(zhì)量。
格蘭杰檢驗(yàn)還接受了“LNEI不是引起LNEXI的原因”的命題,即碳排放增長不是出口貿(mào)易增長的原因。
既然出口貿(mào)易的增長是導(dǎo)致碳排放增長的原因之一,那么我們應(yīng)該在以下幾個(gè)方面采取積極有效的措施:
應(yīng)該積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)企業(yè)開發(fā)知識(shí)密集、技術(shù)密集的產(chǎn)品,改變出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu),提高出口產(chǎn)品的綠色生態(tài)特質(zhì)和技術(shù)含量。
外資企業(yè)是出口貿(mào)易的主力軍,政府應(yīng)引導(dǎo)外資進(jìn)入技術(shù)密集產(chǎn)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè),以阻止國外污染企業(yè)向國內(nèi)轉(zhuǎn)移。積極引導(dǎo)外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域分布調(diào)整,鼓勵(lì)外商直接投資具有重大影響的綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)。
采用傾斜的產(chǎn)業(yè)政策和戰(zhàn)略性貿(mào)易政策,鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新,扶持綠色產(chǎn)品和環(huán)保產(chǎn)業(yè);推行有利于環(huán)境保護(hù)的貿(mào)易政策與法律法規(guī),依法懲處貿(mào)易活動(dòng)中的違反環(huán)保法規(guī)的行為。
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