東亞地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長、開放與碳排放效率

錢志權(quán)　楊來科

摘 要 經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易開放使東亞地區(qū)逐漸發(fā)展成為世界重要制造業(yè)基地和主要生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，這對(duì)東亞各經(jīng)濟(jì)體的碳排放效率產(chǎn)生了重要影響。本文運(yùn)用MalmquistLuenberger指數(shù)方法測算了中國、日本、韓國、臺(tái)灣、香港和東盟1995至2012年間的碳排放效率，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)碳排放效率的影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示，東亞地區(qū)碳排放效率有整體下降趨勢，各經(jīng)濟(jì)體之間碳排放效率差異比較大，并且有進(jìn)一步擴(kuò)大的趨勢。垂直分工、零部件貿(mào)易、高排放產(chǎn)業(yè)是東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的主要特點(diǎn)，貿(mào)易開放和投資自由化使這一地區(qū)碳排放效率進(jìn)一步惡化，而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易尤其是技術(shù)密集型產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易則有助于改善碳排放效率。中國政府必須采取相關(guān)政策措施防止碳排放效率惡化，促進(jìn)低碳貿(mào)易模式實(shí)現(xiàn)。

關(guān)鍵詞 貿(mào)易開放 碳排放效率 環(huán)境庫茲涅茨效應(yīng) MalmquistLuenberger指數(shù)

一、 引 言

第二次世界大戰(zhàn)以后，日本利用戰(zhàn)后有利條件，承接了美國轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，率先實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)起飛。此后，臺(tái)灣、香港、韓國、新加坡等亞洲“四小龍”和泰國、馬來西亞、印尼、中國等新興經(jīng)濟(jì)體先后實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的高速增長，創(chuàng)造了所謂的“東亞奇跡”。與此同時(shí)，東亞各經(jīng)濟(jì)體通過相互投資與貿(mào)易，區(qū)域內(nèi)貿(mào)易聯(lián)系日益緊密，經(jīng)濟(jì)開放程度不斷提高，東亞地區(qū)逐漸成為與北美自由貿(mào)易區(qū)、歐盟并重的世界三大生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)之一，形成了以機(jī)械、化工、鋼鐵、船舶、電子等能源密集型產(chǎn)業(yè)為主的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，成為名副其實(shí)的“世界工廠”。東亞地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長外向型特征十分鮮明，貿(mào)易是驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長重要因素，為經(jīng)濟(jì)增長做出了巨大貢獻(xiàn)。東亞各經(jīng)濟(jì)體依次通過承接先發(fā)國家轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)，發(fā)展出口導(dǎo)向型的經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易自由化，逐次實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)起飛。東亞地區(qū)這一增長模式被稱為“雁行模式”。但由于東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能源密集型的特點(diǎn)，“雁行模式”的背后帶來了嚴(yán)重的環(huán)境問題。

東亞各經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易開放與二氧化碳排放有著密不可分的關(guān)系?！把阈心Ｊ健贝偈箹|亞各經(jīng)濟(jì)體貿(mào)易自由化，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和碳排放產(chǎn)生重要影響。經(jīng)濟(jì)增長對(duì)于碳排放的影響倒U型的關(guān)系被稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線（the Environmental Kuznets Curve， EKC）。在初期階段，隨著經(jīng)濟(jì)增長的環(huán)境質(zhì)量趨于惡化，到了一定的階段，隨著技術(shù)進(jìn)步和環(huán)保意識(shí)增強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)增長有助于改善環(huán)境質(zhì)量。貿(mào)易開放對(duì)于碳排放的影響則取決于“污染光環(huán)”（pollution halo）效應(yīng)和“污染避難所”（pollution haven）效應(yīng)的大小，前者指隨著貿(mào)易開放一國可以獲得更加清潔的技術(shù)從而降低碳排放量，后者則是隨著貿(mào)易開放各國為提升競爭力對(duì)環(huán)境質(zhì)量向底線賽跑（Race-to-the-bottom）而導(dǎo)致污染產(chǎn)業(yè)向本國轉(zhuǎn)移。處于“雁行模式”模式的東亞各經(jīng)濟(jì)體是否存在著環(huán)境庫茲涅茨曲線的情形，融入東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)是否使東亞各經(jīng)濟(jì)體成為高排放產(chǎn)業(yè)避難所，這對(duì)于東亞各經(jīng)濟(jì)體調(diào)整增長模式、優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

改革開放以后，中國開始融入東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，并逐漸上升成為重要成員；本世紀(jì)以來，中國加快了參與東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的步伐，日益發(fā)揮了出口平臺(tái)的作用。（唐海燕、張會(huì)清，2008）1978 年中國對(duì)東亞貿(mào)易量占對(duì)外貿(mào)易總量的比重僅為10.8%，2012年這一比重已升至37.3%，表明中國對(duì)東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)參與度大幅度上升。隨著中國日益融入以高排放產(chǎn)業(yè)為主的東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，加劇了中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)碳排放強(qiáng)度高的特點(diǎn)，從而增加了中國二氧化碳排放。因此，從貿(mào)易部門的角度研究東亞地區(qū)二氧化碳排放的影響因素，對(duì)于中國經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要的意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

近20年來，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易開放與二氧化碳排放關(guān)系的研究已經(jīng)非常密集。在經(jīng)濟(jì)增長與碳排放關(guān)系方面，Grossman和Krueger（1991）研究表明，污染物與人均收入之間并不是簡單的線性關(guān)系，而是存在著倒U形關(guān)系。其后，Panayotou（1993）將環(huán)境污染與人均收入之間的這種倒U 形發(fā)展軌跡命名為“環(huán)境庫茲涅茲曲線”。Shafik （1994） 、Burke（2008）、吳振信（2012）、胡宗義（2013）、賈登勛和黃杰（2015）等多數(shù)實(shí)證研究支持倒U形EKC曲線的存在，但Moomaw和Unruh（1997）、Lantz和Feng（2006）認(rèn)為倒U型關(guān)系不存在，F(xiàn)riedl和Getzner（2003）、何小鋼和張耀輝（2012）則提出了N型的環(huán)境庫茲涅茨曲線。在貿(mào)易開放與碳排放關(guān)系方面，Grossman和Krueger（1993）最早指出貿(mào)易開放對(duì)碳排放的影響取決于規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的大小。Kondo等人（1998）、Ghertner和Fripp（2007）、Yan和Yang（2011）等人的研究表明，國際貿(mào)易活動(dòng)是碳排放的重要影響因素。Grimes和Kentor （2003）、Managi （2004）、Frankel和Rose（2005）、Takeda和Matsuura （2006）等人的研究表明貿(mào)易開放導(dǎo)致了二氧化碳排放的增加，但也有研究如Cole （2004）、李小平和盧現(xiàn)祥（2010）則發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放減少了二氧化碳的排放。

隨著國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對(duì)與碳排放的影響引起了國內(nèi)外學(xué)者的重視。Dean和Lovely（2008）、丘兆逸（2012）等研究表明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易是碳排放的重要因素。張少華和陳浪南（2009）、汪麗和燕春蓉（2011）等研究表明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易有利于我國環(huán)境改善。而金雪軍（2008）、牛海霞和羅希晨（2009）則認(rèn)為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易導(dǎo)致我國環(huán)境惡化。錢志權(quán)等（2014）認(rèn)為東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)特殊的生產(chǎn)分工及產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，提升了東亞地區(qū)的技術(shù)水平和能源利用效率，減少了中國的二氧化碳排放。還有一些學(xué)者研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資等其他因素對(duì)于碳排放影響。

從國內(nèi)外的研究來看，學(xué)者們大多贊同經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易開放、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易等是二氧化碳排放的重要影響因素，但由于研究路徑和假設(shè)的差異，得出的結(jié)論往往非常不同，同時(shí)基于貿(mào)易部門細(xì)分行業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易及各行業(yè)不同的貿(mào)易模式對(duì)于二氧化碳排放的影響的研究，文獻(xiàn)較少涉及。從方法論角度看，隨著數(shù)據(jù)包絡(luò)方法（Data Envelope Analysis，DEA）在評(píng)估經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境影響方面得到廣泛應(yīng)用，碳排放效率日益成為研究者關(guān)注的一個(gè)重點(diǎn)。碳排放效率是指用較少的碳排放生產(chǎn)同樣數(shù)量合意的服務(wù)與產(chǎn)出，從碳排放效率角度出發(fā)探討東亞區(qū)內(nèi)外不同的貿(mào)易模式對(duì)于二氧化碳排放的影響，將擴(kuò)展相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)論。

三、 基于ML指數(shù)東亞地區(qū)碳排放效率測算

（一） 碳排放效率測算ML指數(shù)模型

本文的研究方法主要是基于數(shù)據(jù)包絡(luò)模型的ML指數(shù)。這一指數(shù)的前身是瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家Malmquist（1953）在分析消費(fèi)過程中首次提出的Malmquist指數(shù)。之后，Caves等人（1982）將其用于生產(chǎn)效率的衡量。1997年，Chung等人（1997）通過數(shù)據(jù)包絡(luò)方法（DEA）將抽象的思想模型化，提出了環(huán)境生產(chǎn)效率測度的ML指數(shù)。

該模型首先假設(shè)對(duì)時(shí)期t，第k個(gè)經(jīng)濟(jì)體的投入和產(chǎn)出為（xt，k，yt，k，bt，k），其中：xt，k為k地區(qū)t時(shí)期的投入；yt，k為合意產(chǎn)出，bt，k為非合意產(chǎn)出。ztk表示每一個(gè)橫截面觀測數(shù)值的權(quán)重，權(quán)重變量非負(fù)意味著生產(chǎn)技術(shù)規(guī)模報(bào)酬不變。式（1）中合意產(chǎn)出和投入變量的不等式約束表示合意產(chǎn)出和投入的強(qiáng)可處置性。非合意產(chǎn)出的約束意味著合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出的聯(lián)合弱處置性。

D→t0（xt，k′，yt，k′，bt，k′）=maxβs.t.∑Kk=1ztkytkm（1+β）ytk′m，m=1，...，M；∑Kk=1ztkbtki=（1+β）btk′i，i=1，...，I；∑Kk=1ztkxtkn

SymbolcB@ （1+β）xtk′n，n=1，...，N；ztk0，k=1，...，K（1）

為了便于計(jì)算，引入基于產(chǎn)出的方向距離函數(shù)，方向向量為（g，-b）。如果方向距離函數(shù)的值為0，則表明該經(jīng)濟(jì)體生產(chǎn)在生產(chǎn)可能集前沿，具有技術(shù)效率；否則表示技術(shù)無效率。在基于產(chǎn)出的方向性距離函數(shù)的基礎(chǔ)上，為衡量考慮了GDP產(chǎn)出的環(huán)境生產(chǎn)效率，Chung等（1997）還構(gòu)造了基于產(chǎn)出的ML指數(shù)，從t期到t+1期的環(huán)境生產(chǎn)率指數(shù)為（2）。

MLt+1=[1+D→t0（xt，yt，bt；gt）][1+D→t0（xt+1，yt+1，bt+1；gt+1）]×[1+D→t+10（xt，yt，bt；gt）][1+D→t+10（xt+1，yt+1，bt+1；gt+1）]12（2）

ML指數(shù)代表了決策單位投入與產(chǎn)出的組合從t到t+1時(shí)期環(huán)境生產(chǎn)效率的變動(dòng)情況。ML指數(shù)方法近年來常被用于碳排放效率的測算，如果ML指數(shù)比1大的值代表從t到t+1時(shí)期的一個(gè)正的碳排放效率的提升，反之，則意味著碳排放效率的下降。

為了將非合意產(chǎn)出納入到ML指數(shù)計(jì)算模型中，有以下方法可以選擇：（1） 完全忽略非合意產(chǎn)出。（2） 將非合意產(chǎn)出作為投入變量納入模型，在既定的碳排放和投入向量情況下，可以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出的最大化，同時(shí)約束碳排放量的增長，但是這與實(shí)際生產(chǎn)過程不相符合。（3） 將非合意產(chǎn)出進(jìn)行遞減的單調(diào)變換，如取非合意產(chǎn)出的倒數(shù)、負(fù)數(shù)、或者用一個(gè)較大的變量減去非合意產(chǎn)出等。這些方法都可以在既定投入向量的情況下，實(shí)現(xiàn)合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出的遞減的單調(diào)變換的最大化，也就是合意產(chǎn)出最大化和非合意產(chǎn)出的最小化，第三種方法可以保留非合意產(chǎn)出向量的凸性。本文選擇第三種方法，將非合意產(chǎn)出碳排放量的倒數(shù)作為產(chǎn)出向量納入到ML模型。

（二） 數(shù)據(jù)說明

我們借助數(shù)據(jù)包絡(luò)分析軟件DEA2.1，選取中國大陸、香港、臺(tái)灣省、日本、韓國、文萊、緬甸、新加坡、菲律賓、越南、泰國、印度尼西亞、馬來西亞等東亞主要經(jīng)濟(jì)體作為研究對(duì)象，研究1994年至2012年各經(jīng)濟(jì)體的碳排放效率。在投入向量中，本文考慮實(shí)物資本存量、人力資本增強(qiáng)型就業(yè)人數(shù)和能源消耗總量。在產(chǎn)出向量中則采用實(shí)際GDP和二氧化碳排放量。

2005年不變價(jià)格和匯率水平的實(shí)際GDP（Y）來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)議（UNTCAD）數(shù)據(jù)庫。二氧化碳排放量（EM）來自美國能源信息管理局（EIA）數(shù)據(jù)庫。實(shí)物資本存量（K）：采取Barro和Lee（2010）的永續(xù)盤存法計(jì)算，各年份投資額來自世界銀行數(shù)據(jù)庫的總固定資本形成。以2005年的不變價(jià)格和匯率計(jì)算，全社會(huì)平均折舊率δt取0.06，1994年基期的資本存量根據(jù)K1994=I1994/（gt+δt）公式計(jì)算，g為各經(jīng)濟(jì)體1989年至1994年總固定資本形成的增長速度的幾何平均值。柬埔寨、越南缺少1989年至1992年、1989—1993年的總固定資本形成數(shù)據(jù)，用1993至1997年、1994至1998年總固定資本形成的增長速度的幾何平均值作為替代，世界銀行缺少臺(tái)灣有關(guān)數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用《臺(tái)灣統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)之進(jìn)行了補(bǔ)充。人力資本增強(qiáng)型就業(yè)人數(shù)（H）：全社會(huì)就業(yè)人數(shù)來自UNTCAD數(shù)據(jù)庫，全社會(huì)平均受教育年限來自Barro和Lee（2010），我們依據(jù)平均幾何增長速度對(duì)其余年份數(shù)據(jù)進(jìn)行了補(bǔ)充。能源消費(fèi)總量（E）來自美國能源信息管理局（EIA）數(shù)據(jù)庫。

（三） 測算結(jié)果

根據(jù)上文方法運(yùn)用DEA2.1軟件計(jì)算得出東亞地區(qū)碳排放效率。從東亞地區(qū)碳排放平均值可以看出，1995至2012年間，韓國、日本、新加坡等國的碳排放效率是整體提高的，而其余的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體碳排放效率是年均下降的。對(duì)于這一計(jì)算結(jié)果，我們認(rèn)為，韓國、日本、新加坡等國的碳排放效率提高是因?yàn)檫@些國家采用了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理。

從東亞地區(qū)碳排放效率整體情況看，僅有2000、2010等年少數(shù)年份碳排放效率與上年比有微幅提升，其余年份均呈下降狀態(tài)（見圖1）。東亞地區(qū)主要經(jīng)濟(jì)體的碳排放效率的幾何平均值為0.9795，說明東亞地區(qū)在19年里碳排放效率是惡化的，年均下降2.05%，19年間累計(jì)下降約20%。這與東亞地區(qū)在這期間上升為全球主要碳排放的重點(diǎn)地區(qū)，碳排放量占全球碳排放量的三分之一這一事實(shí)是相吻合的。

在上世紀(jì)70年代以來，東亞地區(qū)逐漸形成了垂直專業(yè)化分工、零部件貿(mào)易為特點(diǎn)的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，全球一些高能耗產(chǎn)業(yè)也逐漸循著這一生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)在東亞地區(qū)擴(kuò)散。東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展是否影響了東亞各國的碳排放效率？接下來，筆者將運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)此進(jìn)行分析。

四、 碳排放效率影響因素分析

（一） 實(shí)證模型設(shè)定

我們運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法測算的結(jié)果是各國的整體碳排放效率，為了反映東亞貿(mào)易開放和區(qū)內(nèi)貿(mào)易模式對(duì)碳排放效率的影響，我們需加入影響一國整體碳排放效率的影響因素作為控制變量。遵循文獻(xiàn)的一般做法，我們加入人均GDP及其平方項(xiàng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、開放度、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和開放經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為控制變量，反映經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化、投資貿(mào)易自由化其對(duì)于一國整體碳排放效率的影響；加入人均實(shí)際GDP的平方項(xiàng)代表環(huán)境庫茲涅茨效應(yīng)，反映隨著收入的增長，碳排放效率先降后升的現(xiàn)象。綜上所述，面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中：i=1，…，N，為截面單元；t=1，…T為時(shí)間期數(shù)；λ為時(shí)間效應(yīng)；μ為個(gè)體效應(yīng)。模型的被解釋變量碳排放效率指數(shù)ML則按前文計(jì)算所得，為了得到18年間二氧化碳排放效率累積變化，我們以1994年為參照期，按照MLt=∏tn=1MLn*100計(jì)算碳排放效率相對(duì)于基期的變化指數(shù)。lnPGDP為實(shí)際GDP；（lnPGDPit）2為環(huán)境庫茲涅茨效應(yīng)；人均GDP為2005年不變價(jià)格物價(jià)和匯率；lnOPEN為開放度，為各國進(jìn)出口貿(mào)易額與GDP比值；lnINT=ln{[1-∑ni=1Xi-Mi/∑ni=1（Xi+Mi）]*100}為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)，我們依據(jù)Grubel和Lloyd （1975）方法和UNCTAD數(shù)據(jù)庫中東亞各經(jīng)濟(jì)體之間SITC Rev 3.0三分位下256種產(chǎn)品的相互貿(mào)易數(shù)據(jù)計(jì)算而得；lnSTR為各國第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的相對(duì)規(guī)模，用第二產(chǎn)業(yè)與GDP的比值除以第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比值。第二產(chǎn)業(yè)碳排放強(qiáng)度高于第三產(chǎn)業(yè)，因此，相對(duì)規(guī)?？梢苑从钞a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于碳排放的影響。Zit為貿(mào)易結(jié)構(gòu)向量，具體計(jì)算方法見下文。除人均GDP及其平方項(xiàng)外其他變量以100為單位。所有變量都經(jīng)過對(duì)數(shù)處理，以降低模型的異方差性。上述變量除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)原始數(shù)據(jù)來自亞洲開發(fā)銀行（ADB）外，其余來自UNCTAD。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

為進(jìn)一步考察東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)獨(dú)特的貿(mào)易模式對(duì)碳排放效率的影響，我們加入了貿(mào)易結(jié)構(gòu)向量Zit用以比較東亞各經(jīng)濟(jì)對(duì)區(qū)內(nèi)和世界其他地區(qū)（Rest of World， ROW）的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和出口結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放效率的影響。在產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易方面，考慮到東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)垂直專業(yè)化分工、零部件貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重工業(yè)化的特點(diǎn)，我們挑選了SITC Rev 3.0三分位產(chǎn)品中能源密集產(chǎn)品lnINTEN、零部件lnINTPC、技術(shù)與知識(shí)密集型lnINTTK等三類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，分別計(jì)算了東亞各國對(duì)區(qū)內(nèi)和ROW這三類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)。在出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)方面，我們依據(jù)要素密集度和技術(shù)等級(jí)將SITC Rev 3.0三分位下256種出口貿(mào)易品劃分為資源密集型初級(jí)產(chǎn)品lnEXRI、勞動(dòng)密集型低技術(shù)產(chǎn)品lnEXLL、中等技術(shù)產(chǎn)品lnEXMT以及高技術(shù)產(chǎn)品lnEXHT，分別計(jì)算了東亞各國對(duì)區(qū)內(nèi)和ROW這四類產(chǎn)品出口的比重。

（二） 面板模型估計(jì)

我們對(duì)實(shí)證模型進(jìn)行了估計(jì)，其結(jié)果見表5。在此基礎(chǔ)上我們又對(duì)有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有的變量均為一階單整序列，即I（1）。Kao檢驗(yàn)顯示各變量之間存在著長期協(xié)整關(guān)系，Hausmann檢驗(yàn)顯示，應(yīng)當(dāng)建立固定效應(yīng)模型。我們運(yùn)用時(shí)間和個(gè)體雙固定效應(yīng)模型對(duì)東亞各國碳排放效率、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、環(huán)境庫茲涅茨效應(yīng)、開放度、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及外商直接投資等變量進(jìn)行了回歸分析，絕大多數(shù)變量都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)均通過1%的顯著性檢驗(yàn)表明解釋變量對(duì)被解釋變量的聯(lián)合解釋能力較強(qiáng)。

注：***表示在1%顯著性水平顯著，**表示在5%顯著性水平顯著，*表示在10%顯著性水平顯著

模型（1）表明，在東亞經(jīng)濟(jì)體內(nèi)，人均GDP、開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資等變量與碳排放效率成負(fù)相關(guān)，環(huán)境庫茲涅茨曲線效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與碳排放效率成正相關(guān)。上述系數(shù)表明，隨著東亞經(jīng)濟(jì)體各成員的經(jīng)濟(jì)增長，存在著環(huán)境庫茲涅茨曲線效應(yīng)，碳排放效率與人均GDP存在著U型關(guān)系。在人均GDP較低時(shí)，人均GDP增長會(huì)惡化碳排放效率；當(dāng)人均收入達(dá)到一定的門檻之后，隨著收入的增長，碳排放效率會(huì)得到改善。隨著貿(mào)易開放和各國投資的自由化，碳排放效率有惡化的趨勢，這在一定程度上證實(shí)了在東亞地區(qū)存在著“污染避難所”的效應(yīng)。同時(shí)，東亞區(qū)域內(nèi)的各經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與碳排放效率總體上是正相關(guān)的，說明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易擴(kuò)張能夠帶來碳排放效率的提升。

模型（2）、模型（3）顯示了東亞各經(jīng)濟(jì)體對(duì)東亞區(qū)內(nèi)和ROW不同產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對(duì)碳排放效率的影響。東亞地區(qū)之間的零部件貿(mào)易明顯惡化了區(qū)內(nèi)的碳排放效率，而對(duì)區(qū)外零部件產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易則影響不明顯，這表明隨著垂直專業(yè)化和零部件貿(mào)易為主要特點(diǎn)的東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展，該地區(qū)碳排放效率明顯惡化。東亞區(qū)內(nèi)能源、技術(shù)與知識(shí)密集型產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對(duì)碳排放效率提升效果要顯著高于區(qū)外貿(mào)易，說明東亞地區(qū)存在著技術(shù)溢出效應(yīng)，能源、技術(shù)與知識(shí)密集型產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易促進(jìn)了低碳技術(shù)在區(qū)內(nèi)的擴(kuò)散，進(jìn)而提升了東亞地區(qū)整體碳排放效率。

模型（4）、模型（5）則顯示了東亞各經(jīng)濟(jì)體出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對(duì)于碳排放效率的影響。實(shí)證模型表明，不論區(qū)內(nèi)外，資源密集型初級(jí)產(chǎn)品、勞動(dòng)密集型低技術(shù)產(chǎn)品出口比重的上升都有利于碳排放效率的提升，中級(jí)技術(shù)產(chǎn)品對(duì)于碳排放效率的影響不明顯。有趣的是，與世界其他地區(qū)不同的是，東亞區(qū)內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)品出口比重的上升卻顯著降低了各國碳排放效率。這或許是因?yàn)闁|亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有重工業(yè)化的特點(diǎn)，各國對(duì)東亞區(qū)內(nèi)出口的高技術(shù)產(chǎn)品能源密集度高于世界其他地區(qū)。

五、 結(jié)論與對(duì)中國的政策啟示

本文運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法測算了東亞十三個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體碳排放效率，并對(duì)碳排放效率的影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明，東亞地區(qū)碳排放效率有整體下降趨勢，各經(jīng)濟(jì)體之間碳排放效率差異較大且有擴(kuò)大的趨勢。東亞各經(jīng)濟(jì)體對(duì)區(qū)內(nèi)與區(qū)外不同的貿(mào)易模式對(duì)二氧化碳排放有著十分不同的影響，融入以垂直分工、零部件貿(mào)易、高排放產(chǎn)業(yè)為主要特點(diǎn)的東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)是碳排放效率惡化的重要原因，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易尤其是知識(shí)、技術(shù)、能源密集型產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易則有助于改善碳排放效率。

對(duì)于中國而言，中國處在城市化和工業(yè)快速增長時(shí)期，碳排放效率惡化在所難免，同時(shí)隨著中國在東亞地區(qū)發(fā)揮著生產(chǎn)組織和對(duì)外出口的平臺(tái)作用，加劇了碳排放效率長期惡化趨勢。中國應(yīng)當(dāng)采取積極措施，既有效利用東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的技術(shù)溢出，又避免參與高排放產(chǎn)業(yè)為主的國際分工所導(dǎo)致的碳排放增長。首先，應(yīng)當(dāng)審慎評(píng)估參與東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的環(huán)境影響，加強(qiáng)對(duì)區(qū)內(nèi)高能耗的外來直接投資和貿(mào)易品出口的監(jiān)管，加大國內(nèi)環(huán)境規(guī)制力度，穩(wěn)步推進(jìn)開征能源稅、資源稅，降低高能耗出口貿(mào)易品在環(huán)境成本方面的比較優(yōu)勢，緩解融入東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)給減排帶來負(fù)面效應(yīng)。其次，積極從區(qū)內(nèi)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體引進(jìn)節(jié)能減排技術(shù)，提高自身低碳技術(shù)水平和能力，改善國內(nèi)碳排放效率。最后，應(yīng)當(dāng)積極調(diào)整能源依賴型出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，控制低附加值、高排放的低端工業(yè)制成品出口過快增長，大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易等高附加值、低排放的高端出口貿(mào)易。

參考文獻(xiàn)：

[1] Athukorala. Product Fragmentation and Trade Patterns in East Asia， Asian Economic Papers， MIT Press， 2005， 4（3）： 1-27

[2] Barro R. J.， Lee， J. W. A New Data Set of Educational Attainment in the World： 1950- 2010 [R]. NBER Working Paper， No. 15902， 2010.

[3] Caves， D. W.， Christensen L. R.，Diewert W. E. Multilateral Comparisons of Output， Input， and Productivity Using Superlative Index Numbers [J]. Economic Journal， 1982（92）： 73—86.

[4] Chen， T. L.， Lai， P. Y. A Comparative Study of Energy Utilization Efficiency between Taiwan and China [J]. Energy Policy， 2010， 38 （5）： 2386-2394.

[5] Chung， Y. H.， Fre， R.， Grosskopf， S. Productivity and Undesirable Outputs： A Directional Distance Function Approach [J]. Journal of Environmental Management， 1997， 51（3）： 229-240.

[6] Dean， J. M.， Lovely， M. E. Trade Growth， Production Fragmentation， and Chinas Environment [R]. NBER Working Papers No.13860， 2008

[7] Ghertner， D. A.， Fripp， M. Trading Away Damage： Quantifying Environmental Leakage Through Consumption-based， Life-cycle Analysis [J]. Ecological Economics， 2007， 63（2）： 563-577.

[8] Grimes， R.， Kentor， J. Exporting the Greenhouse： Foreign Capital Penetration and CO2 Emissions 1980-1996 [J]. Journal of World-Systems Research， 2003（2）： 261-275.

[9] Grossman， G. M.， Krueger， A. B. Environmental Impacts of the North American Free Trade Agreement [R]. NBER Working paper， No. 3914， 1991.

[10] Grubel， H. G.， Lloyd， P. J. Intra-industry Trade： the Theory and Measurement of International Trade in Differentiated Products [M]. London： Macmillan， 1975.

[11] Gutierrez L. On the Power of Panel Cointegration Tests： a Monte Carlo Comparison [J]. Economics Letters， 2003， 80（1）： 105-111.

[12] Lantz， V.， Feng， Q. Assessing Income， Population， and Technology Impacts on CO2 Emissions in Canada： Wheres the EKC？ [J]. Ecological Economics， 2006， 57（2）： 229-238.

[13] Landesmann， M. and R. Stehrer， Structural Patterns of East-West European Integration： Strong and Weak Gerschenkron Effects[R]，Hamburg Institute of International EconomicsFlowenla Discussion Paper， No.16，2003.

[14] Malmquist， S. Index Numbers and Indifference Surfaces [J]. Trabajos de Estadística， 1953， 4（2）： 209-242.

[15] Moomaw， W. R.， Unruh， G. C. Are Environmental Kuznets Curves Misleading Us？ The Case of CO2 Emissions [J]. Environment and Development Economics， 1997（2）： 451-463.

[16] Peneder， M.， Intangible Investment and Human Resources [J]. Journal of Evolutionary Economics， 2002， 12（1-2）： 107-134.

[17] Yan，Y. F.， Yang， L. K. Chinas Foreign Trade and Climate Change： A Case Study of CO2 Emissions [J]. Energy Policy， 2010（38）： 350-356.

[18] 何小鋼， 張耀輝. 中國工業(yè)碳排放影響因素與 CKC 重組效應(yīng)——基于STIRPAT模型的分行業(yè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2012 （1）： 26-35.

[19] 金雪軍，盧佳，張學(xué)勇. 兩種典型貿(mào)易模式下的環(huán)境成本研究-基于浙、粵兩省數(shù)據(jù)的對(duì)比分析[J]. 國際貿(mào)易問題， 2008（1）： 48-54.

[20] 李小平，盧現(xiàn)祥. 國際貿(mào)易、污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和中國工業(yè)CO2排放[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2010（1）： 15-26.

[21] 丘兆逸. 國際垂直專業(yè)化中污染工序轉(zhuǎn)移研究——以我國為例[J]. 國際貿(mào)易問題，2012（4）： 107-114.

[22] 錢志權(quán)，楊來科，林基. 東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與二氧化碳排放——基于中國與東亞經(jīng)濟(jì)體間面板數(shù)據(jù)分析 [J]，國際貿(mào)易問題，2014（4）：110-117.

[23] 王維國，范丹. 中國區(qū)域全要素能源效率收斂性及影響因素分析——基于Malmqulist-Luenberger指數(shù)法 [J]. 資源科學(xué)， 2012， 34（10）： 1816-1824

[24] 張少華，陳浪南. 經(jīng)濟(jì)全球化對(duì)我國能源利用效率影響的實(shí)證研究—基于中國行業(yè)面板數(shù)據(jù) [J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2009 （1）：102-111.

（責(zé)任編輯：周 睿）