遼寧省出口貿易與碳排放量關系的實證分析

刁 鵬 許 燕 康耀華 于洋洋 魯亞蘭

(渤海大學 經法學院，遼寧 錦州121000)

一、引言

改革開放以來，遼寧省的對外貿易取得了長足發展，出口額自1985年以來一直保持遞增趨勢。對外貿易的迅速發展雖然給遼寧省經濟以巨大的拉動力，但隨之帶來的資源消耗、能源消耗、環境污染等壓力也越來越大，特別是碳排放量的不斷增加，制約了遼寧省經濟的可持續健康發展，已引起了人們的廣泛關注。本文旨在厘清遼寧省碳排放與出口貿易之間的關系，客觀解釋遼寧省碳排放增長的原因，客觀評估和定量分析遼寧省出口貿易與碳排放量的關系，以期為有關部門制定外貿政策提供依據。

二、模型設計和數據說明

1. 模型設計

一方面出口貿易為遼寧省創造了巨大的經濟效益和大量就業機會，成為遼寧經濟增長的重要拉動力，另一方面也造成了大量的能源資源消耗和碳排放，給遼寧經濟的可持續健康發展帶來了壓力。特別是作為主要溫室氣體的二氧化碳排放直接導致環境污染，不僅會降低本地區人民的生活質量和水平，還是造成氣候變暖的主要因素。所以，出口貿易與碳排放二者間應存在一種長期穩定的關系，并且這種關系在經濟發展的不同階段呈現出不同的特征。

為揭示二者之間的動態關系，分別以出口貿易和碳排放為自變量和因變量，建立計量經濟模型:

其中，LNCt表示t 時期的碳排放量的對數值，單位是萬噸;LNEXt表示t 時期的出口總額的對數值，單位為億美元。α 為常數項，β 為回歸系數，μt為隨機誤差項。顯然，如果式(1)成立，則隨機擾動項μt是平穩序列。

如果β 值為正，表示出口貿易具有“增排”效應，意味著出口貿易的碳排放轉移效應假說成立;如果為負，說明出口貿易具有“減排”效應。根據遼寧省的實際情況，出口貿易方式仍屬于粗放型，是高能耗、高污染和高排放的。據此，理論預期為正。

2. 數據說明

本模型共涉及兩個變量，分別是碳排放量指標Ct、出口貿易指標EXt。其中計算碳排放的基礎數據——出口貿易總額來源于2012年《遼寧統計年鑒》。遼寧省碳排放量的估算則是利用對數均值迪氏分解法(LMDI)。該方法依據擴展的Kaya 恒等式，推導出碳排放量的計算公式為:

其中，C 是碳排放總量，E 表示能源消費總量，Ci為i種能源消費的碳排放量，Ei為i 種能源的消費量，Si表示種能源在能源消費總量中所占份額;Fi表示各類能源的排放系數(強度)，即消費單位i 種能源的碳排放量。

由式(2)可知，要測算出碳排放量，關鍵要確定各類能源消費的碳排放系數。并由此計算整理出1985—2009年遼寧省的碳排放總量。

根據數據的可得性，本文選取了1985—2010年遼寧省碳排放量及出口總額進行考察，圖1 反映了1985—2010年遼寧省碳排放量及出口總額的變化趨勢。

圖1 1985—2010年遼寧省碳排放量與出口額的變化趨勢

三、實證結果分析

1. 單位根檢驗

為避免時間序列的“偽回歸”，首先對序列進行單位根的平穩性檢驗，以測度變量是否滿足協整檢驗的前提條件。采用ADF 檢驗法分別對和進行單位根檢驗，以考察其是否存在單位根(見表1)。

表1 變量LNC、LNEX 及其一階差分項ADF 檢驗結果

由表1 可以看出，LNC 和LNEX 這2 個變量的ADF統計量，分別在10%、5%和1%的顯著性水平下不顯著，而LNC 和LNEX 的一階差分序列分別在在5%、1%的顯著性水平下通過了平穩的顯著性檢驗，所以兩個變量的水平序列是不平穩的，而一階差分序列是平穩的，即為I(1)。

2. 協整檢驗

對序列LNC 和LNEX 采用基于殘差的E－G 兩步法進行協整檢驗，首先對式(1)進行普通最小二乘回歸(OLS)，得到:

括號中的數字為對應的標準誤差項，然后對式(3)的殘差序列進行單位根檢驗(無截距項和趨勢項)。得到殘差序列t 統計值為－4.215，查找麥金農(Mackinnon)提供的臨界值表，計算發現t 統計值小于1%的顯著性水平上ADF 臨界值－2.661，所以拒絕零假設，即殘差序列為穩定序列。進而說明變量與LNEX 之間存在(1，1)階協整關系，表明二者之間存在長期穩定的均衡關系。由協整方程(3)可知，遼寧省出口貿易值增長率每提高1%，其碳排放量的增長率平均提高0.4069%。這表明，遼寧省的出口貿易規模擴大與碳排放量增加之間關系較緊密。

3. 格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗證實了LNC 與LNEX 這兩個變量之間存在長期協整關系，但是，這兩個變量間的因果關系仍不明確。因此用Granger 因果檢驗分析這兩個變量之間具體的因果關系，檢驗結果見表2。

表2 變量LNEX 與LNC 格蘭杰因果關系檢驗結果

由表2 可知，出口貿易規模的變化是導致碳排放變化的格蘭杰原因，這意味著出口貿易在促進遼寧省經濟增長和經濟發展的同時，也帶來了碳排放量的增加，表明遼寧省的出口貿易方式是非環境友好型。相反，碳排放不是出口貿易的格蘭杰原因，意味著碳排放的增長并沒有促進出口貿易的增長。

4. 脈沖響應分析

運用脈沖響應分析方法，通過LNC、LNEX 作為內生變量得到的誤差項加上一個標準差大小的沖擊分別對LNC、LNEX 的影響，可以清楚看到LNC、LNEX 在序列沖擊時隨著時間的推移產生的影響，如圖2 所示，橫軸表示沖擊作用的期間數(年)，縱軸分別表示LNC、LNEX 的變化程度，曲線表示了脈沖響應函數，代表了各相應變量沖擊的動態響應;兩側的虛線是脈沖響應函數加減兩倍標準差的值，表明沖擊響應的可能范圍。

由圖2 可知，LNC 受自身的脈沖響應當期的效應明顯，為0.047018，隨后不斷減少至第5 期的最小值為0.018910，而后又呈微弱的遞增趨勢，總體來說LNC 對自身的影響是呈正向反饋效應的;給定LNEX 一個標準信息沖擊，LNEX 對LNC 的沖擊第1 期為0，LNC 在第2期開始反應，而后不斷增強，至第5 期達到最大為0.053107，隨后反應強度不斷減少，直至達到最小值，總體來看LNEX 對LNC 的單位沖擊具有持續的正效應，長期趨近0.049579;LNEX 對自身的單位沖擊的響應具有長期的正效應，當期的效應明顯，為0.125662，在第2 期達到最小值，之后開始遞增，到第5 期達到最大值后又開始遞減，總體穩定在0.12 的水平上;LNC 對LNEX 的單位沖擊第1 期為0.037846，第2 期達到了最大值，為0.061594，而后遞減，但是總體LNC 對LNEX 的單位沖擊具有持續的正效應，長期趨近0.046918。

圖2 LNC、LNEX 脈沖響應函數

四、結論與對策建議

1. 結論

首先，遼寧省碳排放量和出口貿易之間存在長期的協整關系，出口貿易的彈性系數為0.4069，這表明，長期以來出口貿易的增長導致了碳排放的增加，且遼寧省出口貿易每增加1%，碳排放增加0.4069%。

其次，從遼寧省碳排放和出口貿易兩變量間的因果關系來看，出口貿易是碳排放的格蘭杰原因，但是碳排放不是出口貿易的格蘭杰原因，表明遼寧省出口貿易在推動經濟增長的同時，也使得碳排放量不斷增加，這種結果與遼寧省高能耗的粗放式外貿增長方式有關，高能耗產品出口增長對能源消費有很強的依賴性，這種增長方式制約了遼寧省經濟的可持續健康發展。

第三，遼寧省碳排放和出口貿易兩變量間的脈沖響應來看，碳排放對出口貿易的響應由零變為正，而后不斷增強，至第5 期達到最大值，后雖減小，但影響持續為正;出口貿易對碳排放的響應在第2 期就達到了最大值，而后遞減，但具有持續的正效應。

2. 對策建議

首先，優化出口產品結構，進一步減少低附加值產品、能源類產品、高能耗產品等的出口比重，增加高附加值產品及低能耗產品出口比重。其次，優化能源消費結構，促進出口企業進行技術改造，提高能源使用效率，降低出口產品生產的能耗。第三，構建完善的綠色貿易政策體系。對現有貿易政策體系進行改革，探尋一種健康的貿易增長方式，建立綠色貿易體系，如綠色投資政策、環境關稅政策、承接發達國家和地區產業轉移時一些高耗能項目的準入制度等。

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