基于低碳經濟的江蘇出口貿易結構優化戰略

鄒亞生 陳輝宇 童霞 高申榮

摘要：文章通過構建碳排放計算模型測算了江蘇的碳排放量，闡述了江蘇出口結構的現狀，并通過計量模型分析了江蘇出口結構與其影響因素之間的關系，最終結合江蘇出口貿易結構目前的優劣勢以及實證分析的結果針對性地提出江蘇出口貿易結構的優化對策與建議。

關鍵詞：低碳經濟；碳排放；出口貿易

一、 引言

隨著低碳經濟逐漸成為全球經濟發展的大趨勢，2014年12月12日，國家發改委于利馬氣候大會期間在網站上掛出《碳排放權交易管理暫行辦法》，表明了中國碳市場的成立指日可待以及中國節能減排的決心。江蘇省的“十三五”規劃文件也指出：江蘇要在朝著綠色經濟、低碳經濟的基礎上著力推動外貿大省向外貿強省轉變。作為中國的出口大省，江蘇改善和優化自身出口貿易結構已成為迫切需要解決的問題---對江蘇的貿易增長模式分析發現，向發達國家出口的商品大多為能源密集型，伴隨著大量的能源消耗和碳排放。在當今低碳經濟盛行的大壞境下，江蘇出口商品結構的優化升級是尋求自身可持續性發展的必經途徑。

二、 江蘇碳排放與出口結構現狀

1. 江蘇碳排放現狀。本文選用的碳排放測算公式由政府間氣候變化專門委員會提供，公式為：

其中A是總碳排放量，以萬噸為單位；Bi是第i種能源的消耗量，以萬噸標準煤為單位；Ci是第i種能源的碳排放系數；i是能源種類，本文將采取原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油與液化石油氣這八種主要能源的相關數據，如折標準煤系數、碳排放系數以及二氧化碳排放系數作為江蘇碳排放測算的依據。

本文選取2000年～2013年的測算數據，其中各主要能源消耗量為江蘇規模以上工業企業的主要能源消費量。此外，為了更全面深入地剖析江蘇的碳排放現狀，本文還引入了碳強度、二氧化碳排放的測算。

根據上文的理論模型和相關數據，計算得江蘇歷年的能耗總量、碳排放量、碳強度以及二氧化碳排放量，經過計算后我們可以看見，隨著能源消耗總量的逐年增長，江蘇的碳排放量也呈現出上升趨勢，由2000年的6 141.66萬噸增加到2013年的19 699.28萬噸，增長了220.75%，年平均增長率為9%。2000年～2013年江蘇碳強度雖然在2004年有所回升，但其總體上呈下降趨勢，由2000年的0.718 0萬噸/億元下降到2013年的0.333 0萬噸/億元，呈良性發展態勢。

2. 江蘇出口結構現狀。

近年來江蘇的出口貿易發展迅猛，出口貿易總額由1985年的15.86億美元增長到2013年的3 246.5億美元，增長了200多倍，年均增長20.93%。這也帶來了江蘇出口結構的顯著變化，2013年江蘇的工業制成品占出口總額的比重高達98.4%，而初級產品僅占1.6%，工業制成品已然占據主導地位并遠超初級產品的出口份額。從整體趨勢來看，江蘇出口總額持續增長，工業制成品比重不斷上升，從1985年的12.4億美元增長至2013年的3 194.0億美元，年均增長21.93%，甚至于2006年達到了占比98.8%的高峰。這表明了江蘇目前的出口結構較之1985年已經有了很大的改善，與發達國家工業化初始的發展趨勢相吻合。

聯合國《國際貿易商品標準分類》（SITC）分類把出口商品分為初級產品和工業制成品兩大類，其中SITC0食品及活動物、SITC1飲料及煙類、SITC2非食用原料（燃料除外）、SITC3礦物燃料、潤滑油及有關原料、SITC4動植物油、脂及蠟這五大類屬于初級產品；而 SITC5化學成品及有關產品、SITC6按原料分類的制成品、SITC7機械及運輸設備、SITC8雜項制品這五大類則屬于工業制成品。

江蘇的工業制成品出口主要有SITC6、SITC7、SITC8三類。其中，機械及運輸設備的比重整體呈上升趨向，由2000年的38.89%增長至2013年的56.77%。與之相反，按原料分類的制成品的比重從19.68%跌至16.48%，雜項制品的比重從33.66%跌至19.58%，兩者整體呈下降趨勢。這種現象表明，在江蘇的出口結構中，資本和技術密集型產品出口增長態勢良好，國民經濟的增長和對外貿易的擴張使得資本和技術積累增加，資本和技術密集型產品的產能逐步提高，與此同時勞動密集型產品份額逐步減少，江蘇出口結構發展趨勢良好。

三、 模型構建與數據

1. 模型選擇。

（1）變量選取。本文選用出口結構作為被解釋變量，單位GDP能耗、技術水平、產業結構作為解釋變量。貿易政策對于出口結構也有著很大的影響，但由于其難以量化，因此將不采取其作為模型的解釋變量之一。

四、 實證檢驗

1. 單位根檢驗。基于以上樣本數據，以一階差分形式對各變量進行單位根檢驗（ADF）如表2。

如表2所示的檢驗結果，一階差分序列△LnY、△LnX1、△LnX2、△LnX3、△LnX4在5%的顯著性水平下均為平穩序列，可以說序列在5%的顯著性水平下皆為一階單整，滿足進行下一步協整檢驗的條件。

2. 協整檢驗。本文采用單一方程的協整檢驗，檢驗思想就是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。如果殘差序列是平穩的，即表明被解釋變量與解釋變量之間存在著協整關系，反之則不存在。檢驗結果如表3。

從表3的檢驗結果可以看出，在1%的顯著性水平下，殘差序列的t統計量小于臨界值，拒絕存在單位根的原假設，即殘差序列是平穩的，表明解釋變量與被解釋變量之間存在著長期穩定的協整關系。

3. 回歸估計。用最小二乘法對各變量進行回歸估計，得回歸結果如表4。

根據表4得回歸方程：

五、 主要結論與對策建議

1. 主要結論。由回歸結果我們可以得出以下結論：R2=0.91，接近于1，表明協整回歸模型的整體擬合度較優。R2為0.89，表明回歸模型整體上對樣本數據擬合較優。具體各因素對江蘇出口商品結構的影響分析如下：

（1）單位GDP能耗X1的具體系數為-0.015，表明單位GDP能耗每降低1%，工業制成品出口占總出口的比重就會提高0.015%，即減少碳排放有利于出口結構的調整，但其影響并不顯著。雖然目前江蘇出口結構中高能耗的商品占比很大，但是X1的系數為負，說明能耗的增加不益于出口結構的優化調整，即使在生產過程中加大能源投入也不能使出口貿易水平提高。

（2）產業結構X2的系數為0.148，對江蘇出口結構的調整的影響力度居所有解釋變量之首，產業結構每優化1%，就可以帶動出口結構優化0.148%，符合經濟意義與理論預期。X2的t值接近6，P值為0，表明產業結構對江蘇出口結構調整的影響極為顯著。

（3）技術水平X3系數為0.073，表明技術進步對江蘇出口結構的優化也同樣具有促進作用。技術水平每提高1%，就能夠促進工業制成品出口占總出口的比重提高0.073%。

2. 對策建議。

（1）加大對高新技術產業和新興產業的投入，積極引進國外先進技術和管理經驗，大力培養創新人才，推動產業結構的優化升級，從而有利于江蘇出口結構實現可持續發展。

（2）不斷調整出口商品流向地的結構，開發和鞏固與其他發展中國家的貿易伙伴關系。在繼續重視美、日、歐等發達國家或地區市場的基礎上，踴躍拓展亞、非、拉等新興貿易市場和需求。

參考文獻：

[1] Mukhopadhyay Kakali.The Carbon Dioxide Em- issions of Indian Foreign Trade.Asia-Pacific Trade and Investment Review，2006，（12）：21-22.

[2] 陳迎，潘家華，謝來輝.中國外貿進出口商品中的內涵能源及其政策含義[J].經濟研究，2008，（7）：11-25.

[3] 張友國.經濟發展方式變化對中國碳排放強度的影響[J].經濟研究，2010，（4）：120-133.

[4] 魏本勇，方修琦，王嬡，等.基于投b入產出分析的中國國際貿易碳排放研究[J].北京師范大學學報（自然科學版），2009，（2）：12-13.

[5] 齊曄，李惠氏，徐明.中國進出口商品中的隱含碳估算[J].中國人口資源與環境，2012，（3）：8-13.

作者簡介：鄒亞生（1963-），男，漢族，陜西省西安市人，中國人民大學經濟學博士，對外經濟貿易大學金融學院教授、博士生導師，研究方向為碳金融、投融資理論與實務；陳輝宇（1995-）（通訊作者），男，漢族，江蘇省如皋市人，對外經濟貿易大學國際商學院會計系，研究方向為戰略管理、成本管理；童霞（1973-），女，漢族，江蘇省如皋市人，江南大學經濟學博士，南通大學商學院教授，研究方向為國際貿易與環境、農業經濟；高申榮（1972-），男，漢族，江蘇省如皋市人，江南大學經濟學博士，南通大學商學院教授，研究方向為財務管理。

收稿日期：2016-06-11。