出口貿易能源隱含流的測算及制度性因素分析

張雨微，趙景峰，劉 航

(1.西北大學經濟管理學院，陜西 西安 710127；2.西安交通大學經濟與金融學院，陜西 西安 710061)

1 引言

隨著我國外貿發展與國內資源環境的矛盾日益突出，出口隱含流也逐漸受到關注，如隱含碳、隱含能、虛擬水、隱含生態足跡等。這類概念最早由國外研究者提出，如能值、“虛擬水”概念［1-2］。這些概念既可用作對國內間接能源消費的分析，也可用作分析國際貿易的能源外部性，其中后者逐漸成為了主流趨勢。2006年以來，研究中國出口能源隱含流的文獻開始增多。有的文獻主要測算了2002—2003年我國的虛擬能凈出口量，估計了1996—2004年中國的貿易隱含能，還有的文獻分別按中國與日本能源使用效率估算了我國進出口的隱含能，或把能源作為商品和要素投入計算了分行業的綜合完全能耗系數，進而測算了我國進出口貿易中的能源含量［3-6］。大部分觀點都認為我國出口中攜帶了大量國內能源及進口能源，并有逐年增大趨勢。除了對出口能源隱含流進行測算外，一些研究重點分析了影響出口能源隱含流的因素，包括運用結構分析法(SDA)和指數分解法(IDA)分析美國能源消耗量和流動量的影響因素;運用對數平均迪氏指數法(LMDI)對隱含碳凈轉移的影響因素進行分解;運用SDA 方法把我國出口貿易中的隱含能變化分解為規模效應、能源利用技術效應、中間投入技術效應和結構效應［7-9］。

本文認為，能源是工業企業需要投入的生產要素之一，而最核心的生產要素為資本和勞動力，所有能夠影響資本和勞動力投入量及價格的制度因素(如金融、財稅、勞動制度等)都會對出口能源隱含流產生直接或間接影響，需要深入分析。很多文獻僅把各行業的能源隱含流進行了測算和分解，而未總結其行業特征，如資金流動性、利潤率等。中國的工業經濟在資源環境方面具有明顯的行業異質性［10］，出口能源隱含流以及制度因素對其的效應也必然在不同特征的行業中有差異化表現，必須加以深化研究。

2 研究方法

2.1 出口能源隱含流的測算方法

對于某一工業行業，其出口能源隱含流規模的計算公式為:

其中，SCAit為行業i 在t年的出口能源隱含流的規模;CONSit為行業i 在t年的能源消費總量;EXit為行業i 在t年的出口交貨值;OUTPit為行業i在t年的工業總產值。

一個工業行業的出口能源隱含流的強度，是指該行業出口能源隱含流在全部行業中的占比同其工業總產值在全部行業中的占比的比值。計算公式為:

本文研究的時間跨度為2001—2010年。在以上指標中，CONSit的數據來源于歷年《中國統計年鑒》，EXit和OUTPit的數據來源于歷年《中國工業經濟統計年鑒》。根據數據可得性，本文篩選了25個工業行業，包括4 個采礦業行業、20 個制造業行業，以及電力、煤氣及水生產和供應業。以下其他模型也采用該時間跨度和行業范圍。

2.2 制度性因素的測算方法

根據Barzel 的資產屬性理論，資產的真實價值易被低估或高估，從而產生了交易成本。對工業企業來說，資本、勞動力和自然資源都屬于資產，即生產要素。當市場制度使前兩者被低估時，企業在自然資源的投入量及使用密度上會有變動，可能會投入更多的自然資源(如能源)，也可能會在低能耗技術上投入更多研發成本，進而影響到出口能源隱含流及其強度。本文采用C-D 函數方法來測度資本和勞動力的價格扭曲程度，基本思路為:首先估計生產函數，得出要素邊際產出(應得報酬)，再根據要素實際報酬 (利率和工資)，計算兩者的比值。假設生產函數為如下形式:

其中，Y 為工業增加值;A 為常數;K 為固定資產投資;L 為年內從業人員;α 和β 分別為K 和L的產出彈性系數。進而，要素K 和L 的邊際產出(應得報酬)分別為:

在獲得了資本的價格r 和勞動的價格w (即實際報酬)之后，便可計算各種要素的價格扭曲指數(distK 和distL)及總體扭曲指數(distT):

本文將25 個行業的歷年分地區數據構成的面板模型逐一回歸，求得各行業的結果 (distKi、distLi和distTi)。勞動的價格w 是各行業就業人員的平均勞動報酬，數據來源于歷年《中國勞動統計年鑒》。資本的價格r 為利率，具體方法借鑒施炳展等的研究，數據來源于歷年《中國工業經濟統計年鑒》和《中國統計年鑒》。采用工業品出廠價格指數縮減工業增加值數據，采用居民消費物價指數縮減工資數據，采用固定資產投資價格指數縮減資本數據。此處的測算結果顯示，全部行業的資本和勞動力均為負向扭曲，即被低估了。

以上要素扭曲程度代表了制度因素的彈性，而針對制度因素的供給量，應考慮可量化的規制要素負向扭曲的措施指標。首先來看規制資本負向扭曲的制度，規制資本負向扭曲的制度變量主要是指金融市場化程度。本文選取股市總市值、金融機構信貸支出、M2、期貨成交額、債券成交額、證券投資基金成交額和金融業從業人員數這7個指標來計算金融市場化指數，數據來源于歷年《中國金融統計年鑒》。通過主成分分析可知這7個因子中可提取出1 個公因子，進而得出因子得分系數矩陣，算出歷年金融市場化程度的最終結果。再來看規制勞動力負向扭曲的制度，在每年的勞動爭議處理統計中，已結案的爭議按照處理結果分，可分為用人單位勝訴、勞動者勝訴和雙方部分勝訴3 種。其中，第2 種案件在已結案件中的占比可反映支持勞動者獲得更高報酬的制度環境。本文用該指標來測度規制勞動力負向扭曲的制度，數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

2.3 計量回歸模型及變量解釋

本文將各年度的規制要素負向扭曲的制度變量定義為該制度的充裕度，將各行業的要素價格扭曲程度定義為使用該制度的密集度(即彈性)。二者的交互項是影響各行業出口能源隱含流的重要因素，可以組成面板數據來判斷具體回歸關系。計量模型構建為:

其中，ui為服從隨機分布的未被觀測到的行業因素;εit為殘差項，此處僅顯示了面板數據回歸的隨機影響模型的樣式，另外還有固定影響模型和混合數據普通最小二乘法，在此省略;Qt、Q1t 和為規制全部要素、資本要素和勞動力的負向扭曲的制度變量。Qt的算法為:

其中，αt和βt是在上節中根據C-D 函數按年份算得的彈性系數。

在回歸中逐步加入控制變量Cit，包括:①各行業外商直接投資的比重(FDIit)，即外商資本在實收資本中的占比;②各行業資金流動性(MOBit)，即固定資產比率的倒數;③各行業人力資本稟賦(HEit)，即科技活動人員在全行業從業人數中的占比。以上數據來源于歷年《中國工業經濟統計年鑒》及《中國科技統計年鑒》。

3 出口能源隱含流的測算結果

圖1 2001—2010年中國出口能源隱含流及其基尼系數

根據本文的測算方法，2001—2010年中國出口貿易能源隱含流的總規模如圖1 所示。可以看出，2001—2007年出口能源隱含流的總規模為遞增趨勢，2008年有輕微回落，接著2009年大幅下降，2010年又有所回升但未回至2007年的高點。這一曲折增長過程一方面是與我國產業結構調整和能源價格形成機制改革有關，另一方面也受到國際金融危機導致的出口規模收縮的影響。圖1 中的折線反映了這一時期各行業的出口能源隱含流的基尼系數變動。可以看出，出口能源隱含流的總規模出現大幅增長的年份，基尼系數明顯下降，而前者出現大幅下降的年份，基尼系數明顯上升。進而推斷，我國能源隱含流總規模的收縮主要是來自于能源隱含流規模較小的行業的貢獻，而能源密集型行業的生產組織與技術未實現明顯升級，其隱含流規模并未得到有效控制。

本文還計算出了STRit的結果，發現出口能源隱含流強度在各行業間存在較大差異。進而將其進行標準化處理，通過聚類分析把25 個樣本行業按能源隱含流強度加以分類，可分為高強度、次高強度、中等強度、次低強度、低強度5 類(見表1)。可見，出口能源隱含流強度偏高的行業大多為自然資源密集型的重化工業，而偏低的行業一般都是技術密集型的高技術行業或輕工業。當然，也有一些資源密集型行業屬于低強度或次低強度類別，如石油加工、煉焦及核燃料加工業。主要因為這些行業的產成品以內銷為主，即使能源消費量較大，出口能源隱含流強度也未必高。

表1 出口能源隱含流強度的聚類分析結果

4 計量結果及分析

表2 顯示的是以25 個工業行業為樣本的整體回歸結果。Ⅰ為不加入控制變量的回歸，Ⅱ-Ⅳ為逐步加入控制變量的回歸。在所有回歸中，Hauseman 檢驗均拒絕原假設，因此該表中均為固定效應模型的回歸結果。可以看出，在加入控制變量MOBit之前，distTi×Qt和distKi×Q1t 的回歸系數均顯著為負，distLi× Q2t 的系數為正但不顯著。這說明對資本負向扭曲的規制力度越大，越有助于出口能源隱含流強度的降低，且此負向作用在資本價格扭曲越嚴重的行業中越明顯;而規制勞動力扭曲的制度對出口能源隱含流強度的作用不明顯。當加入MOBit后，distTi×Qt的系數的符號和顯著性水平有較大變動，distKi× Q1t 的系數的絕對值和顯著性水平有較大變動。這說明MOBit與其他解釋變量可能存在多重共線性。為得到更精確的結論，應按照MOBit的高低分為兩類行業分別做進一步的回歸。

表2 基本回歸結果

表3 顯示的是按資金流動性和出口能源隱含流強度的高低進行分組的回歸結果。(1)、(2)分別為高資金流動性行業組和低資金流動性行業組，(3)為上文聚類分析得到的第Ⅰ-Ⅲ類行業，(4)為第Ⅳ、Ⅴ類行業。該表中顯示的都是固定效應模型的結果，可以看出，低資金流動性行業的回歸結果較接近表2 中全部行業的結果，且distTi×Qt和distKi×的回歸系數的絕對值和顯著性水平更高，而在高資金流動性行業中，這兩個變量為不顯著，distLi×顯著為負。

同時可知，在STR 偏高的行業中，distTi× Qt和distKi×顯著為負，且系數的絕對值高于STR偏低的行業。distLi×的回歸系數在前一種行業中顯著為負，在后一種行業中顯著為正。另外，FDIit的系數在(1)和(4)的模型1 中顯著為正，在其他模型中均不顯著;HEit的系數在(4)的模型2 中顯著為正，在其他模型中不顯著。

以上結果表明:①規制要素價格扭曲的制度越充裕，越有助于降低出口能源隱含流強度，且在扭曲越嚴重的行業該作用越明顯。其中，規制資本扭曲的制度對出口能源隱含流強度的抑制作用在低資金流動性行業中更明顯;規制勞動力扭曲的制度對出口能源隱含流強度的抑制作用在高資金流動性行業中更明顯。這是因為低資金流動性行業的固定資產在總資產中比重較高，因此對資本要素價格扭曲及其規制制度更為敏感;高資金流動性行業更加依賴勞動力投入，因此對勞動力要素價格扭曲及其規制制度更為敏感。②規制資本和勞動力扭曲的制度對出口能源隱含流強度的抑制作用，均在出口能源隱含流強度偏高的行業中更明顯。這是因為出口能源隱含流強度偏高的行業更為依賴資本和勞動力的負向扭曲，它們以低于真實價值的價格購進資本和勞動力，進而才有更多余力大規模投入和出口隱含能源，而規制要素價格扭曲的制度能明顯地抑制它們出口隱含能源。③FDIit的回歸系數在高資金流動性行業中顯著為正，說明這類行業中的外資企業主要看中了我國相對寬松的節能減排和治污政策措施，符合“污染天堂假說”，應注意增進這類行業的外資利用質量和實際效益。HEit的回歸系數在大多數模型中不顯著，這說明人力資本并未為我國的節能減排和外貿實際收益做出應有的貢獻，甚至還使出口能源隱含流強度有所加大。

表3 按不同行業分組的回歸結果

5 結論及對策

當生產要素的價格扭曲較為嚴重且規制不力時，工業企業的出口可能有兩種表現:一是企業以較低價格購進生產要素，則有更大余力去發展節能技術，從而能源隱含流降低;二是企業把節余資金用于購進和投入能源，導致了出口中蘊含更高的能源強度。本文的回歸結果印證了第二種可能，即規制要素價格扭曲的制度能夠有效抑制能源隱含流強度，且此作用在扭曲越嚴重的行業越明顯。同時，規制資本扭曲的制度對能源隱含流的抑制作用在低資金流動性行業中更明顯;規制勞動力扭曲的制度的抑制作用在高資金流動性行業中更明顯;規制資本扭曲和勞動力扭曲的制度的抑制作用均在能源隱含流強度偏高的行業中更明顯。

從上述結論可知，我國外向型經濟發展仍存在著與國內資源環境不相協調的突出矛盾，長期以來大量能源被“裹挾”在出口貨物中被國外居民所消費，當國內要素市場環境使企業有機會低價購進資本、勞動力等要素時，它們傾向于在生產中投入更多能源，而不是將余力用于改造生產工藝、發展節能技術。這種粗放型生產組織模式和外貿發展方式是不可持續的。本文提出如下對策:

(1)通過出口結構升級和綠色技術研發及應用，實現外向型經濟的低能耗發展。我國應當對各類出口產品的生產能耗進行細分測算，合理設置能耗上限，淘汰超限產品的產能，通過配額控制或稅率調整來減弱高能耗產品的出口動力，增強低能耗產品的比較優勢，對率先使用新能源或采用節能技術的企業進行出口鼓勵。同時，加大對有關技能技術的科研、中間試驗和開發應用的支持，促進聯合研發模式的改進和成熟，協調開展區域循環經濟中的企業關聯，細化并統一節能技術指標和能耗監管標準。

(2)深化要素市場的全面改革，實現出口企業的“創新補償”效應。我國必須改變資本和勞動力要素價格負向扭曲的現狀，通過制度創新與市場化改革，實現生產要素在部門間和區域間的自由買賣和便捷流轉，以此來“倒逼”出口企業研發和采用先進節能技術，開發新的低能耗產品，自覺地避免做出負外部性的行為。當企業不再以低價獲得生產要素時，盡管會加重企業的生產成本，但同時也增強了企業在其他投入品(如能源)使用上的創新驅動力，未實現創新補償的企業則會被市場淘汰，從而在宏觀上實現節能規制與企業出口盈利的雙贏。

(3)由于存在行業差異，在制定具體規制措施方案時，應因地制宜，使各個行業都發揮出對構建節能型外向型經濟的應有貢獻。同時，要注重對節能技術前沿的關注與追趕，致力于節能降耗的貿易政策和改革方案應隨著生產函數變動而動態調整。

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