中國金屬制品業出口、經濟增長與碳排放
——基于空間杜賓模型的分析

詹　晶，王　亮

（南華大學經濟管理學院，湖南衡陽421001）

中國金屬制品業出口、經濟增長與碳排放
——基于空間杜賓模型的分析

詹晶，王亮

（南華大學經濟管理學院，湖南衡陽421001）

以2005～2013年我國29個省級經濟單元為研究對象，將出口貿易和經濟增長的空間外溢效應引入改進的國際貿易環境效應模型，運用空間和時間雙固定效應的SDM進一步考察了我國金屬制品業出口貿易和經濟增長對碳排量的影響。研究結果表明：引起我國省域碳排放量增加的主要來源有三個：一是省份自身金屬制品業出口量、經濟增長、物質資本存量和交通條件；二是鄰居省份的金屬制品業的出口量和物質資本存量；三是鄰居省份的碳排放量。同時，鄰居省份的經濟增長將會顯著的抑制本省市區的碳排放量。基于研究結論，本文從貿易結構和區域經濟協調發展等方面提出了相應的對策建議。

碳排放；出口貿易；經濟增長；空間杜賓模型

一、引言

改革開放30多年來，中國經濟高速增長的背后是我國能源的消費量不斷增加，環境污染問題日益嚴重以及中國碳排放問題引起的國際社會廣泛關注，碳排放問題也因此成為中國必須要正視的現實問題。中國政府明確表示支持低碳經濟，并鄭重承諾2020年單位GDP的排放量比2005年下降40%～50%［1］。在2020年結束之前能達到中國2009年在哥哈本會議上提出的2020年的碳排放強度目標嗎？Liu等人采用粒子群優化法（PSO）對構建包含灰色模型［GM（1，1）］、自回歸移動平均模型（ARIMA） 以及二次多項式回歸模型（SOPR）的聯合預測模型進行了預測［2］，認為2020年中國的火力發電量將會達到72555.3億千瓦時，二氧化碳排放量將達到1737990萬噸，二氧化碳排放強度將達到0.21千克/元，這將是40%～50%的兩倍。由此可知，其認為中國2020年結束時中國無法完成目標。那么接下來的問題是，中國碳排放強度居高不下的原因是什么？何小鋼和張耀輝指出［3］，我國正處于工業經濟轉型的關鍵時期，受工業結構、技術條件、資源稟賦等多種因素的影響，工業經濟增長依舊具有高排放、高能耗特征，工業排放是人為碳排放的主要源泉。由于金屬制品是鋼鐵生產的深加工產品，在國家大力限制鋼鐵初級制品出口，鼓勵深加工產品出口的情況下，從金屬制品業的角度探討金屬制品業出口對我國碳排放量的影響顯得尤為重要。

二、文獻綜述

在國際社會倡導的“四位一體”低碳經濟背景下，即低能耗、低物耗、低排放和高效率成為規制國際貿易的規則之后，國際貿易與碳排放的研究引起了眾多學者的關注。從減少碳排放的思路看，一是減少碳排放的相對量，其主要研究內容是探討增加二氧化碳的排放量的因素；二是改善碳排放的效率，其研究內容主要是探討如何提高碳排放的效率。本文主要從第一個角度探討金屬工業制品的發展和出口對我國碳排放量的影響。從現有文獻看，關于碳排放量的影響因素主要有兩種：一類是研究出口貿易對碳排放量的影響，另一類是經濟增長對碳排放量的影響。

出口貿易是引起我國二氧化碳排放量增加的重要原因。許廣月和宋德勇采用因素分解法和協整檢驗證明了中國碳排放是經濟增長的Granger原因，且第5期達到最大值［4］。王天鳳和張珺采用同樣的方法也得到了類似的結論［5］。通過對變系數的出口貿易碳排放效應的固定效應模型進行估計，李懷政和林杰認為工業出口貿易的碳排放效應比較顯著，行業規模、貿易結構、出口依存度對二氧化碳的排放量具有積極作用［6］。不僅如此，出口總量增長是導致中國出口貿易隱含碳排量增長的主要因素［7］，出口規模對碳排量影響產生的正的規模效應遠大于負的技術效應和結構效應之和［5］。不僅中國的出口貿易引起碳排放的增加，國外的出口貿易與碳排放之間也具有相同的結論。Kasman and Duman以EU國家為研究對象，證實了貿易自由化、經濟增長與碳排放之間還存在著環境的庫茲涅茨曲線［8］。

經濟增長是引起我國二氧化碳排放量增加的另一個重要原因，甚至在過去的十幾年里中國的經濟增長是二氧化碳排放量增加的主要原因［9］。Saboori等人采用自回歸滯后分布模型（ARDL）對馬來西亞的經濟增長與碳排量關系進行了研究［10］。其認為從長期看存在經濟增長與二氧化碳排放量的環境庫茲涅茨曲線，且兩者的關系為倒U型，短期內兩者之間的關系則具有不確定性。有意思的是，不同學者對中國經濟增長與碳排放的關系給出了不同的答案。許廣月和宋德勇（2010）認為經濟增長不是二氧化碳排放的Granger原因［4］，而Govindaraju and Tang則認為經濟增長是碳排放的Granger原因［11］。因此，中國的經濟增長能否引起二氧化碳排放量的增加將是本文研究的主要任務之一。

以上研究得到了非常有意義的結論，也為進一步研究出口貿易、經濟增長與碳排放增加之間的關系提供了清晰的研究思路。遺憾的是，上述研究忽略了區域之間碳排放之間具有相互依賴性，以及區域碳排放的空間外溢。隨著新經濟地理學（NEG） 的快速發展，其強調外溢的空間性并由Reyand Montouri明確將其定義為空間外溢（Spatial Spillover） 以來［12］，即被眾多的學者廣泛的接受和大量的引用。在研究中國出口貿易與碳排放的文獻中，直至王惠等（2016）才將空間外溢效應引入到工業碳排放的效率研究中［13］。基于數據的可得性，本文的任務之一就是從空間外溢的角度研究中國的金屬制品工業的出口貿易與碳排放之間的關系。

筆者根據現有文獻對出口貿易對碳排放影響、經濟增長對碳排放影響的基礎上，針對二氧化碳排放較高的金屬制品工業作為研究，引入影響出口貿易和經濟增長的要素稟賦物質資本存量和交通條件同時考察出口貿易、經濟增長對我國碳排放的綜合影響。此外將空間外溢效應引入碳排放量的效應模型，同時考察出口貿易的空間外溢效應和經濟增長的空間外溢效應對我國碳排放量的綜合影響。

三、理論模型的構建及變量選取

1.模型構建

Grossman and Krueger（1991）在北美自由貿易區國際貿易環境的研究框架下，構建了對外貿易導致的二氧化碳排水平、出口貿易結構、技術進步以及出口貿易規模之間的關系，本文參考其做法并考察一種簡化的情形。具體而言，在參考Grossman and Krueger（1991）做法的基礎上本文將理論模型設定為［14］：

其中，Z表示由于出口引起的二氧化碳排放量或稱為碳排放水平，si為第i個金屬行業的產品出口額占該國家所有出口總額的比重或稱為貿易結構，k為金屬行業個數，X為國家的金屬制品業總數量。對（1）式兩邊同時求一階導數可得：

在此基礎上，參考劉林奇（2009）對國際貿易環境效應改進模型的做法并引入碳排放的空間依賴性和空間外部性［15］，基于研究數據的可得性，本文以我國省域的二氧化碳排放量為被解釋變量，以金屬制品業出口的貿易條件、經濟發展條件、物質資本存量和交通條件為解釋變量，擬構建包含上述4個解釋變量及其空間效應對我國金屬制品業出口貿易的碳排放效應予以考察。同時，為了方便從彈性角度探討各變量對碳排放量的影響，本文對所有變量均作了對數化處理，并在變量前加上以示區別。

具體的計量模型見（3）式：

（3） 式中，carbon、interpret、export、GDP growth、capital、traffic、u和W分別為省域的二氧化碳排放量、常數項、金屬制品業出口、經濟增長速度、固定資本存量、交通條件、誤差項以及空間權重矩陣，α1、α2、α3、α4、β1、β2、β3、β4和γ均為待估參數。

2.變量說明

基于數據的可得性和需要使用語言軟件生成二進制鄰接空間權重矩陣的要求，即每個區域至少有一個鄰居區域，因此本文研究的樣本區域不包括不與任何省份有公共邊界的海南省和缺乏數據的西藏自治區，僅包括其余的29個省市區，時間跨度為2005～2013共9年的面板數據，空間權重矩陣采用Rook型的二進制鄰接矩陣。數據來源為《中國統計年鑒》和《中國工業統計年鑒》。

由于我國相關統計機構還沒有公布碳排放的數據，本文參考王天鳳和張珺方法［5］，根據我國省級能源消耗情況及碳排量系數來估算，進而獲得我國省級碳排放的數據。金屬制品業出口額數據通過《中國工業統計年鑒》直接獲取，并采用當年的年平均匯率將金屬制品業出口總額的美元折算為人民幣元并用CPI消除價格因素，再除以當年的進出口總額即為金屬制品業的貿易結構。經濟增長速度是將各省域的GDP消除價格因素后算出的環比增長速度。交通條件用省域的公路里程數除以年平均人口數得到。

物質資本存量的計算參考Young［16］、張軍［17］等的做法，即采用永續盤存法（PIM）進行估算，并通過（4）式計算每一年的物質資本存量：

（4）式中，Kt和Kt-1分別為第t期和t-1期的資本存量，t=2，3…9，δt為第t年的折舊率，It為第t年的投資額。此公式主要涉及四個變量：基期資本存量K0的確定、歷年投資額It的確定、投資品價格指數的確定和效率模式的假定折舊率δt的確定。基期資本存量是將2005年的固定資產投資總額除以10%作為初始資本存量，折舊率采用通用做法即9.6%，歷年投資額為省域的固定資產投資總額，投資品的價格指數采用CPI全部換算至2005年的基期水平。

四、經驗分析

1.包含固定效應的OLS回歸

Elhorst指出［18］，在對經驗分析的模型（3）進行空間回歸之前，首先需要進行OLS回歸，并對OLS進行不包含固定效應的回歸、僅包含空間固定效應的OLS回歸、僅包含時間固定效應的OLS回歸，以及同時包含空間固定效應和時間固定效應的OLS回歸即雙固定的OLS回歸。同時，由于空間計量模型有多種：空間自回歸模型SAR、空間誤差模型SEM以及空間杜賓模型SDM。因此，需要對不同的空間計量模型進行檢驗，并與OLS回歸結果作對比，以便選出最優的估計模型。鑒于此，在對（3） 式進行空間回歸之前，本文首先對不同設定的OLS模型進行回歸，并檢驗是否需要進行空間回歸以及哪一種空間計量模型是最優的計量模型，其結果見表1。

表1中，第1列是不包含任何固定效應的OLS回歸結果，第2列是僅包含空間固定效應的OLS回歸結果，第3列是僅包含時間固定效應的OLS回歸結果，第4列是同時包含空間固定效應和時間固定效應即雙固定效應的OLS回歸結果。由表1可知，不同OLS回歸方法的回歸結果存在較大差異，除了經濟增長速度的指標GDP growth對碳排放的影響相對較小外，其余變量對碳排放的估計結果差異均較大。其原因是OLS的估計方法沒有考慮到區域之間的以及變量之間的空間依賴性和空間相關性［19］。

從檢驗最優估計方法的參數看，反映模型估計的誤差參數在空間和時間雙固定的估計方法中最小且為0.130，因此四種估計方法中空間和時間雙固定效應的估計方法是最優的。反映模型估計過程中的自相關參數Durbin-Watson在空間和時間雙固定估計方法中為1.8607，是四種估計方法中最接近于2的，即空間和時間雙固定方法中基本消除了自相關性。反映極大似然估計法的對數似然函數值參數Log Likelihood在空間和時間雙固定效應的估計方法中達到最大值為198.2417，即空間和時間雙固定效應的估計方法是最優的。同時，采用空間和時間雙固定效應估計方法得到的參數估計系數也具有較好的顯著性水平。因此，無論是模型估計的誤差最小原則，最大限度的消除模型估計的自相關性原則，還是極大似然函數值原則，均一致的表明對模型進行估計時必須采用空間和時間雙固定效應的估計方法。

表1　不考慮空間效應的金屬制品業出口與碳排放OLS估計結果

從檢驗最優模型的參數估計看，檢驗空間自回歸模型即SAR是否為最優空間計量模型的參數LMspatial lag在空間和時間雙固定效應的估計方法中為 8.6232，穩健的 LM spatial lag估計值為11.1633，且均在1%的顯著性水平上是顯著的。因此，其在1%的顯著性水平上拒絕了本文的最優估計模型為SAR的原假設。同理，LMspatial error檢驗的估計值為2.6712，在10%的顯著性水平上拒絕了SEM為最優的空間計量模型的原假設，以及穩健的LM spatial error檢驗估計值為5.2113，在5%的顯著性水平上拒絕了SEM為最優的空間計量模型的原假設。由此可知，采用空間和時間雙固定效應的SDM模型是本文最優的空間計量模型。

2.包含固定或隨機效應的SDM和SDEM的回歸

如上所述，本節將采用最優的空間計量模型即包含空間和時間雙固定效應的SDM模型對（3）式進行估計。出于穩健性的考慮，本文在采用空間和時間雙固定效應估計模型的同時，給出采用空間和時間雙固定效應的空間杜賓誤差模型（SDEM）和包含空間隨機效應和時間固定效應的SDM模型估計結果，具體見表2。

表2中，第1列為包含空間和時間雙固定效應的SDM估計結果，第2列為包含空間和時間雙固定效應的SDEM估計結果，第3列為包含空間隨機效應和時間固定效應的SDM估計結果。檢驗SAR模型是否最優的參數Wald test spatial lag為34.1032，LR test spatial lag為32.1156，均在1%的顯著性水平上拒絕了SAR為最優估計模型的原假設。檢驗SEM模型是否最優的參數 Wald test spatial error為 40.9426，LR test spatial error為38.5827，均在1%的顯著性水平上拒絕了SEM為最優估計模型的原假設。再次說明了SDM為最優的參數估計模型。為了檢驗固定效應還是隨機效應更適合參數的估計方法，本文同時給出了檢驗和spatial Hausman檢驗。檢驗值為0.0817接近于0，空間豪斯曼檢驗值為18.2504，均在1%的顯著性水平上是顯著的，拒絕了應該采用隨機效應的原假設，即應該采用固定效應的估計方法。從反映參數估計的誤差大小看，包含時間和空間雙固定效應的SDM模型的估計結果略好于采用空間和時間雙固定效應的SDEM和空間隨機時間固定效應SDM的估計結果。從模型估計的最大似然值看，包含時間和空間雙固定效應的SDM模型的估計結果同樣略好于采用空間和時間雙固定效應SDEM的估計結果，但是遠好于采用空間隨機時間固定效應SDM的估計結果。因此，采用空間和時間雙固定效應的SDM模型的估計方法是所有模型中最優的。

表2　包含不同效應的SDM及SDEM模型的估計結果

根據空間和時間雙固定效應的SDM估計結果即表2的第1列可知，引起我國省域二氧化碳排放量增加有三個來源：一是省市區自身金屬制品業的出口量export、經濟增長GDP growth、資本存量capital和交通條件traffic；二是鄰居省市區金屬制品業的出口量export、資本存量capital；三是鄰居省市區二氧化碳排放量；而鄰居區域的經濟增長GDP growth將會抑制本省市區的碳排放，鄰居區域的交通條件traffic對本省市區的碳排放無顯著影響。

金屬制品業出口對我國省域碳排放量的增加具有正向的促進作用，且在1%的顯著性水平上是顯著的。從其作用大小看，出口量每增加1%，二氧化碳的排放量將增加0.2728%。這就說明了金屬制品業出口量的增加是引起我國碳排量的重要因素之一。同樣，自身的經濟增長對我國省域碳排放量的增加具有正向的促進作用，同樣是在1%的顯著性水平上是顯著的。從作用大小看，經濟增長每增加1%，二氧化碳的排放量將增加0.3591%。經濟增長對碳排放增加的作用大小甚至超過了金屬制品業出口對碳排量增加的影響。省域資本存量的增加和交通條件的改善同樣是碳排量增加的重要因素之一，分別在1%和5%的顯著性水平上是顯著的，而且資本存量的增加對碳排量的促進作用遠大于交通條件的改善對碳排放的促進作用，甚至超過了金屬制品業出口對碳排量增長產生的影響。因此，本文從金屬制品業出口的角度研究經濟增長對碳排放的影響結果與Zhangand Da的結論較為一致［9］。

鄰居省市區金屬制品業出口量的增加、物質資本存量的增加對本省市區碳排量的增加同樣具有重要影響，且在1%的顯著性水平上是顯著的。從作用大小看，鄰居省市區的金屬制品業出口每增加1%，碳排量將增加0.0582%。而鄰居省市區的物質資本存量每增加1%，碳排放量將增加0.6243%，其碳排量的增加值大小為金屬制品業出口的10.7倍。這就說明了在我們考慮如何減少碳排量時，一定不能忽視由鄰居省市區金屬制品業出口增加和物質資本存量增加引起碳排放量的增加對本省市區碳排量的重要影響。

鄰居省市區的經濟增長具有抑制本省市區碳排放的作用。鄰居省市區經濟增長對本省市區碳排放減少的彈性值為0.2591，且在5%的顯著性水平上是顯著的。眾所周知，經濟增長將會提升隱含的技術進步，而技術進步又將通過兩條途徑影響二氧化碳的排放量。一是技術的進步能夠提升碳排放的效率從而減少碳排放［13］，二是技術進步直接減少碳排放數量和技術進步通過經濟增長間接影響碳排放數量［20］。這也說明了實現鄰居省市區的經濟增長是抑制本省市區碳排放的途徑之一。與此相反，鄰居省市區碳排放數量的增加將會引起本省市區碳排量的增加，其彈性值為0.1221，且在10%的顯著性水平上是顯著的。

五、結論及對策建議

本文在Grossman and Krueger的自由貿易區國際貿易環境效應研究框架基礎上［14］，引入我國省域的金屬制品業出口貿易的外溢效應和經濟增長的外溢效應，并采用空間和時間雙固定效應的SDM模型對其進行了分析。筆者認為，引起我國省域碳排放量增加的主要來源有三個：一是省市區自身金屬制品業出口量、經濟增長、物質資本存量和交通條件；二是鄰居省市區的金屬制品業的出口量和物質資本存量；三是鄰居省市區的碳排放量。同時，鄰居省市區的經濟增長將會顯著的抑制本省市區的碳排放量，而鄰居省市區交通條件的改善不并能顯著的增加本省市區的碳排放量。

上述結論對我國減少碳排量具有重要的政策啟示。一是在實現我國經濟保持中高速發展和物質資本存量不斷提高的同時，轉變貿易增長方式和發展綠色的貿易模式，提升金屬制品業出口商品的附加值，改變金屬制品高能耗，低價格的出口貿易現狀，并且進一步調整與金屬制品業出口相關的資源密集型產品出口的貿易結構，從根源上消除“貿易減排”。二是加快實現區域經濟協調發展，以市場為導向，大力發展金屬制品產業集聚區建設，利用鄰居省市區經濟增長對本省市區碳排放減少的空間外溢效應，在實現我國區域經濟協調發展的過程中減少碳排放量。三是加快技術創新和技術裝備升級，在金屬制品產量，生產效率提高以及相關設備增加的同時，實現環保節能，綠色生產。

［1］屈小娥.中國省際全要素CO2排放效率差異及驅動因素——基于1995～2010年的實證研究 ［J］.南開經濟研究，2012（3）:128-141.

［2］Liu L，Zong H，Zhao E，et al.Can China realize its carbon emission reduction goal in 2020:From the perspective of thermal power development［J］.Applied Energy，2014，124（1）:199-212.

［3］何小鋼，張耀輝.中國工業碳排放影響因素與CKC重組效應——基于STIRPAT模型的分行業動態面板數據實證研究［J］.中國工業經濟，2012（1）:26-35.

［4］許廣月，宋德勇.我國出口貿易、經濟增長與碳排放關系的實證研究［J］.國際貿易問題，2010（1）:74-79.

［5］王天鳳，張珺.出口貿易對我國碳排放影響之研究［J］.國際貿易問題，2011（3）:89-98.

［6］李懷政，林杰.出口貿易的碳排放效應:源于中國工業證據［J］.國際經貿探索，2013（3）:4-17.

［7］杜運蘇，張為付.中國出口貿易隱含碳排放增長及其驅動因素研究［J］.國際貿易問題，2012（3）:97-107.

［8］ Kasman A，Duman Y S.CO2emissions，economic growth，energy consumption，trade and urbanization in new EU member and candidate countries:A panel data analysis［J］. Economic Modelling，2015，44（44）:97-103.

［9］ Zhang Y J，Da Y B.The decomposition of energy-related carbon emission and its decoupling with economic growth in China［J］.Renewable&Sustainable Energy Reviews，2015，41:1255-1266.

［10］Saboori B，Sulaiman J，Mohd S.Economic growth and CO2，emissions in Malaysia:A cointegration analysis of the Environmental Kuznets Curve［J］.Energy Policy，2012，51（4）:184-191.

［11］ Govindaraju V G R C，Tang C F.The dynamic links betweenCO2，emissions，economicgrowthandcoal consumption in China and India［J］.Applied Energy，2013，104（2）:310-318.

［12］Sergio J.Rey，Brett D.Montouri.US Regional Income Convergence:ASpatialEconometricPerspective［J］. Regional Studies the Journal of the Regional Studies Association，1999，33（2）:143-156.

［13］王惠，卞藝杰，王樹喬.出口貿易、工業碳排放效率動態演進與空間溢出［J］.數量經濟技術經濟研究，2016（1）:3-19.

［14］ Grossman G.M and Krueger A.B，1991，Environmental impacts of the North American free trade agreement，NBER Workingpaper no.3914

［15］劉林奇.我國對外貿易環境效應理論與實證分析［J］.國際貿易問題，2009（3）:70-77.

［16］YoungA.Gold Into Base Metals:Productivity Growth in the People's Republic of China During the Reform Period［J］. Journal ofPolitical Economy，2003，111（6）:1220-1261.

［17］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算: 1952～2000［J］.經濟研究，2004（10）:35-44.

［18］ Elhorst J P.MATLAB software for spatial panels［J］. International Regional Science Review，2012，37（3）: 389-405.

［19］Lesage J，Pace R.K.Introduction toSpatial Econometrics［M］. Taylor&Francis Group，LLC.2009.

［20］申萌，李凱杰，曲如曉.技術進步、經濟增長與二氧化碳排放:理論和經驗研究［J］.世界經濟，2012（7）:83-100.

（責任編輯：楊粵芳）

The export of Chinese steel wire products industry Economic growth and carbon emissions—based on Durbin space model analysis

ZHAN Jing，WANG Liang

（College ofEconomics&Management，UniversityofSouth，Hengyang，Hunan 421001）

Choosing 29 provincial economic unit from 2005 to 2013 as the research object,and then putting the export and the spatial spillover effect of the economic growth into the modified international trade environment effect model,adopting the space and time fixed effects of SDM to implement the further researchof influence of carbon emissions which caused by the steel wire products export and economic growth.The result indicates there are three main source which caused the soaring of China's provincial carbon emissions；First,the export of the steel wire products,economic growth,the stock of material capital and traffic condition in each province；Second,the export of the steel wire products and stock of material capital in neighbor province；Third,the quantity of carbon emissions in neighbor province.Meanwhile,the carbon emission of each province is significant inhibition by the economic growth of its neighbor province.Based on the research,this thesis puts forwardthe corresponding countermeasures and suggestionsfrom the trade structure and the development regional economic coordinated.

carbon emissions；export；economic growth；Durbin space model

F752.62

A

1008-2107（2016）05-0016-07

2016－08－26

國家社科基金青年項目“中國低碳城市試點的政策績效評價及優化研究”（項目編號：15CJY037），經濟增長與碳減排雙重約束下湖南省低碳潛力情景預測及路徑優化研究（項目編號：16B233），湖南省教育廳優秀青年項目。

詹晶（1975—），女，湖南株洲人，經濟學博士，南華大學經濟管理學院教授，主要研究方向：貿易理論與政策；王亮（1982—），男，湖南衡陽人，南華大學經濟管理學院碩士研究生。