我國碳排放與出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析

摘 要：運(yùn)用向量自回歸（VAR）模型為分析框架，對(duì)我國1978—2009年碳排放與出口貿(mào)易之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明，我國碳排放與出口貿(mào)易之間具有長期均衡關(guān)系，并存在從出口貿(mào)易到碳排放之間的單向因果關(guān)系。同時(shí)，脈沖響應(yīng)的分析結(jié)果表明，出口貿(mào)易對(duì)碳排放的沖擊呈現(xiàn)出穩(wěn)定的特征。此結(jié)果說明出口貿(mào)易是加劇我國近年來碳排放增加的一個(gè)重要因素。

關(guān)鍵詞：碳排放；出口貿(mào)易；VAR模型

中圖分類號(hào)：F124；F752.62 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）02-0205-02

引言

據(jù)測算，2012年我國碳排放量約80億噸，約占全球碳排放量的25%。同時(shí)，我國的對(duì)外貿(mào)易也發(fā)展迅速，2012年出口總額為20 498.3億美元，為全球第五大出口國。當(dāng)然，造成我國碳排放量快速增長的原因很多，包括工業(yè)化和以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu)等，但出口貿(mào)易的快速增長也是推動(dòng)我國碳排放量不斷增長的重要因素，據(jù)測算2012年我國出口中隱含碳排放量占碳排放總量的比重為33.5%。

以1978—2012年我國的碳排放和出口貿(mào)易數(shù)據(jù)為樣本，建立向量自回歸（VAR）模型，通過脈沖響應(yīng)分析，從實(shí)證的角度來分析我國碳排放與出口貿(mào)易之間的內(nèi)在規(guī)律，在一定程度上為政策制定者提供理論依據(jù)。

一、理論模型和數(shù)據(jù)說明

1.向量自回歸理論

向量自回歸（VAR ）模型是1980年由希姆斯提出的，它把每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，由單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列組成的向量自回歸模型。在一個(gè)含有n個(gè)方程（被解釋變量）的VAR模型中，每個(gè)被解釋變量都對(duì)自身以及其他被解釋變量的若干期滯后值回歸，其表達(dá)式為：

yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+εt t=1，2，…T （1）

yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)。k×k維矩陣Φ1，…，Φp和k×d維矩陣，H是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。εt 維k擾動(dòng)列向量，其均值為零，協(xié)方差矩陣為Ω，實(shí)際應(yīng)用中，要求協(xié)方差矩陣是正定的。

2.數(shù)據(jù)說明

鑒于數(shù)據(jù)的權(quán)威性與可獲得性，碳排放數(shù)據(jù)來自美國能源部橡樹嶺國家實(shí)驗(yàn)室二氧化碳信息分析中心（CDIAC）。出口貿(mào)易額來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，用CE和EX表示我國碳排放和出口貿(mào)易，單位分別為萬噸和億元。因?yàn)閷?duì)數(shù)變換并不影響原始變量之間的協(xié)整關(guān)系并且能夠消除異方差，所以，對(duì)CE和EX進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，分別用LCE和LEX表示對(duì)數(shù)變換后的碳排放與出口貿(mào)易。

二、實(shí)證研究

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

VAR模型要求時(shí)間序列應(yīng)該是平穩(wěn)的，或者存在長期的協(xié)整關(guān)系。為確保這兩個(gè)變量滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)來確定LCE序列和LEX序列的平穩(wěn)性及其單整階數(shù)，結(jié)果見表1。

注：D表示差分算子；檢驗(yàn)類型（C，T，K）中的C，T和K分別表示單位根檢驗(yàn)包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后階數(shù)，滯后階數(shù)根據(jù)AIC最優(yōu)信息準(zhǔn)則確定；**和*分別表示5%和1%顯著性水平的檢驗(yàn)值。

從表中可以看出，LCE、LEX序列是非平穩(wěn)的，而其一階差分序列在5%的顯著性水平下具有平穩(wěn)性，故序列LCE、LEX都為一階單整序列。由于兩序列是同階單整的，滿足進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)的前提條件，因而，可以對(duì)它們之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.協(xié)整回歸分析及檢驗(yàn)

由于只有兩個(gè)變量LCE和LEX，故采用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。基本步驟為：第一步，以LCE為因變量，以LEX為自變量，建立兩者之間的回歸方程，進(jìn)行OLS回歸，估計(jì)結(jié)果如式（2）所示。

LCE=8.63+0.338*LEX+[AR（1）=0.734] （2）

T=（13.898*） （5.886*）

R2=0.989 F=1424.1

從模型的估計(jì)結(jié)果來看，該模型擬合效果比較好，R2高達(dá)0.989，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，對(duì)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。

由表2可知，ADF檢驗(yàn)顯示在1%顯著性水平下拒絕序列非平穩(wěn)的原假設(shè)，殘差序列平穩(wěn)，故LCE和LEX存在協(xié)整關(guān)系。從（2）式可以看到，我國碳排放量對(duì)出口貿(mào)易的彈性值為0.338，即出口貿(mào)易每增長1%，就會(huì)導(dǎo)致我國碳排放增長0.338%。出口貿(mào)易的增加導(dǎo)致碳排放的增加，這說明我國目前出口貿(mào)易的增長屬于粗放型，是資源消耗型的高能耗、高污染模式，不利于我國環(huán)境質(zhì)量的改善。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果只是說明我國碳排放與出口貿(mào)易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但并未給出兩者的因果關(guān)系，因而還需采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)一步確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，可以在不到5%的顯著水平上拒絕“LEX不是LCE的Granger原因”的原假設(shè)，即表明在95%的置信水平下認(rèn)為出口貿(mào)易是碳排放增加的Granger原因；同時(shí)接受“LCE不是LEX的Granger原因”的原假設(shè)，認(rèn)為碳排放的增加不是出口貿(mào)易增加的Granger原因。

4.向量自回歸（VAR）模型

協(xié)整分析只是提供變量之間的長期關(guān)系，但并沒有為一個(gè)變量作用于另一個(gè)變量的的動(dòng)態(tài)特征提供更多的信息。由于原序列都是一階平穩(wěn)的，因而可以建立向量自回歸模型以反映碳排放與出口貿(mào)易之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，使用AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)為2，得到的VAR（2）模型如下：

（3）

對(duì)于VAR模型分析各個(gè)變量的參數(shù)估計(jì)值對(duì)因變量的影響是沒有多大意義的。同時(shí)，由于非平穩(wěn)的VAR模型不可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分析，所以有必要對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，圖1給出了模型全部特征根的倒數(shù)值位置（見圖1）。

以上模型經(jīng)過VAR模型滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，所有模的倒數(shù)都小于1，則說明此VAR模型的建立是穩(wěn)定的，可以進(jìn)一步做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）刻畫了模型受到某種沖擊對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，具體來說刻畫的是在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)上加上一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響，能夠比較直觀的反映出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)。在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，使用脈沖響應(yīng)函數(shù)描述因變量是如何對(duì)系統(tǒng)沖擊進(jìn)行動(dòng)態(tài)響應(yīng)的。在圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示響應(yīng)因變量的響應(yīng)程度，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。本文選取的滯后期為25。

從圖2可以看出，初期受到出口貿(mào)易一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，出口貿(mào)易呈正向效應(yīng)在第6期達(dá)到最大，此后，正向效應(yīng)逐漸減弱，在15期之后脈沖效應(yīng)穩(wěn)定下來，并一直持續(xù)下去。這說明出口貿(mào)易受到外部條件的某一沖擊后會(huì)給碳排放帶來相應(yīng)的正向沖擊。

從圖3可以看出，初期受到碳排放一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差得正向沖擊后，碳排放呈正向效應(yīng)在第2期達(dá)到最大，此后，正向效應(yīng)減弱，并從第5期開始，呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，最后脈沖響應(yīng)效應(yīng)逐漸趨向于零。

6.方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解（variance decomposition）是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，是以一個(gè)變量的預(yù)測誤差方差百分比的形式來反映變量之間的相互作用，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。LCE的方差分析結(jié)果見圖5。

從圖4可以看出，不考慮碳排放自身的貢獻(xiàn)率，出口貿(mào)易對(duì)碳排放的貢獻(xiàn)率最大達(dá)到80%左右，在滯后期為15期左右，CE對(duì)EX的貢獻(xiàn)率最大，并且隨著時(shí)間的延長，CE對(duì)EX的貢獻(xiàn)率達(dá)到穩(wěn)定。

從圖5可以看出，在不考慮出口貿(mào)易自身的貢獻(xiàn)率，碳排放對(duì)出口貿(mào)易的影響最大為第二期，約為6%，隨后其貢獻(xiàn)率逐漸減小，并穩(wěn)定與2.5%左右。