不同出口貿(mào)易方式對(duì)碳排放增長(zhǎng)影響的差異性研究

李永波，陰俊宇

(中國(guó)石油大學(xué)(華東) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 山東 青島 266580)

一、引言

自加入WTO后，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，對(duì)GDP貢獻(xiàn)一度超過(guò)20%。其中，加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口成為中國(guó)參與全球生產(chǎn)鏈與貿(mào)易體系的主要方式，兩種方式下的出口貿(mào)易額占據(jù)了中國(guó)出口總額的85%～90%，推動(dòng)了中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。但中國(guó)作為“世界工廠”在不斷擴(kuò)大出口的同時(shí)，也逐漸成為了發(fā)達(dá)國(guó)家的“碳排放轉(zhuǎn)移天堂”。根據(jù)BP世界能源數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)2005年已超過(guò)美國(guó)成為世界第一大碳排放國(guó)，2020年的碳排放量也達(dá)到了驚人的98.94億噸。[1]而出口生產(chǎn)環(huán)節(jié)往往伴隨著大量的能源投入與消耗，因而以加工貿(mào)易和一般貿(mào)易為主的出口貿(mào)易被認(rèn)為是造成我國(guó)碳排放增長(zhǎng)的主要“元兇”之一。Xia等[2]研究顯示中國(guó)加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的隱含能源強(qiáng)度占全國(guó)能源強(qiáng)度的22%左右，即中國(guó)的隱含碳排放約有22%都是經(jīng)由上述兩種出口方式產(chǎn)生的。同時(shí)，不同貿(mào)易方式下的生產(chǎn)模式以及能源利用組合差異化明顯，給一國(guó)或地區(qū)的碳排放所造成的影響也不同。[3]部分學(xué)者認(rèn)為，在加工貿(mào)易方式下，出口企業(yè)的生產(chǎn)鏈更短，所消耗的能源投入相對(duì)更少，其碳排放效應(yīng)相對(duì)一般貿(mào)易更小[4]；但也有學(xué)者認(rèn)為，從事加工貿(mào)易出口企業(yè)的低加成率與低利潤(rùn)率，可能使得企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新以及環(huán)保方面的投資不足，從而導(dǎo)致其污染更為嚴(yán)重，中國(guó)應(yīng)該調(diào)整貿(mào)易政策以限制加工貿(mào)易的發(fā)展[5]。那么，作為出口貿(mào)易重要方式的加工貿(mào)易對(duì)中國(guó)的碳排放到底影響如何，兩種出口貿(mào)易方式是否對(duì)中國(guó)碳排放增長(zhǎng)的影響具有顯著差別，中國(guó)應(yīng)怎樣調(diào)整貿(mào)易政策以兼顧貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)與環(huán)境保護(hù)二者間的動(dòng)態(tài)平衡？針對(duì)這些問(wèn)題，本文通過(guò)區(qū)分加工貿(mào)易與一般貿(mào)易，對(duì)不同出口貿(mào)易方式下碳排放增長(zhǎng)的異同進(jìn)行探討，并進(jìn)一步研究地區(qū)經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與不同出口貿(mào)易方式下碳排放增長(zhǎng)差異化的關(guān)系。這不僅對(duì)中國(guó)在世界范圍內(nèi)調(diào)整資源配置方式、解決日益復(fù)雜的環(huán)境問(wèn)題意義深遠(yuǎn)，也對(duì)中國(guó)精準(zhǔn)制定外貿(mào)政策、調(diào)整貿(mào)易方式、推動(dòng)對(duì)外貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于出口貿(mào)易的碳排放問(wèn)題，最早可以追溯到國(guó)際貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)研究上。在著名的“環(huán)境庫(kù)茲涅茲假說(shuō)”提出后，國(guó)際貿(mào)易所帶來(lái)的環(huán)境問(wèn)題便成為研究熱點(diǎn)。通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理，可將現(xiàn)有相關(guān)研究分為三類。

第一，基于理論層面研究對(duì)外貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)。該類研究的主要觀點(diǎn)有三種：其一，Grossman 等[6]最早提出對(duì)外貿(mào)易通過(guò)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)以及技術(shù)效應(yīng)三方面影響著東道國(guó)的環(huán)境，其對(duì)環(huán)境的總效應(yīng)取決于三效應(yīng)之和，因而對(duì)外貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的正負(fù)是無(wú)法斷定的；其二，Vogel[7]提出的“貿(mào)易的環(huán)境收益假說(shuō)”，此種假說(shuō)認(rèn)為通過(guò)國(guó)際貿(mào)易，他國(guó)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)以及系統(tǒng)的管理經(jīng)驗(yàn)被帶入東道國(guó)，這些因素被東道國(guó)結(jié)合自身國(guó)情吸收后可以優(yōu)化生產(chǎn)方式、增強(qiáng)環(huán)境管理措施以及提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，從而推動(dòng)了本國(guó)的環(huán)境改善；其三，Esty 等[8]提出了“競(jìng)次假說(shuō)”，認(rèn)為貿(mào)易自由化的結(jié)果是各個(gè)國(guó)家會(huì)主動(dòng)降低國(guó)內(nèi)關(guān)于環(huán)境規(guī)制的標(biāo)準(zhǔn)以達(dá)到維持或者增強(qiáng)本國(guó)在國(guó)際貿(mào)易中競(jìng)爭(zhēng)力的目的，從而對(duì)一國(guó)的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)帶來(lái)向下的壓力。

第二，從上述研究情況來(lái)看，學(xué)術(shù)界并未從理論上得出關(guān)于國(guó)際貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的一致結(jié)論，所以演進(jìn)出從實(shí)證角度來(lái)驗(yàn)證理論假說(shuō)以及探討出口貿(mào)易對(duì)環(huán)境及碳排放的影響的研究。在研究結(jié)論上，部分學(xué)者支持(出口)貿(mào)易無(wú)害論，甚至發(fā)現(xiàn)其還可以起到改善國(guó)內(nèi)環(huán)境水平的作用。如，Aldaba 等[9]實(shí)證分析了菲律賓的對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的關(guān)系后，得出對(duì)外貿(mào)易在增加一國(guó)的人均收入時(shí)，并不會(huì)加劇該國(guó)的環(huán)境污染;國(guó)內(nèi)學(xué)者王姍姍等[10]通過(guò)構(gòu)建自回歸分布滯后-誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)從長(zhǎng)期來(lái)看，出口額和環(huán)境污染之間不存在明顯關(guān)系；李偉舵[11]、王柏杰等[12]利用出口數(shù)據(jù)考察貿(mào)易與母國(guó)的環(huán)境污染間關(guān)系,發(fā)現(xiàn)隨著出口水平的提高，母國(guó)環(huán)境污染水平在不斷下降，出口貿(mào)易對(duì)環(huán)境有積極影響；張?jiān)频萚13]通過(guò)考察中國(guó)工業(yè)行業(yè)的碳泄露問(wèn)題，也發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易是有助于減少碳排放的。當(dāng)然，也有一部分學(xué)者則持相反觀點(diǎn)。如，李鍇等[14]利用靜態(tài)模型與動(dòng)態(tài)模型以及不同的工具變量策略，實(shí)證分析了貿(mào)易開(kāi)放與中國(guó)二氧化碳排放間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開(kāi)放增加了中國(guó)省區(qū)的二氧化碳排放量和碳強(qiáng)度，國(guó)際貿(mào)易對(duì)中國(guó)環(huán)境影響是負(fù)面的；劉愛(ài)東等[15]根據(jù)1990—2011年中國(guó)一次能源消耗量估算出這一時(shí)段的二氧化碳排放量，與同時(shí)段的出口貿(mào)易額間形成時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用脫鉤模型，發(fā)現(xiàn)該時(shí)段中國(guó)的出口貿(mào)易增長(zhǎng)與碳排放量的增加存在正相關(guān)關(guān)系；而鄧光耀[16]、余麗麗等[17]則利用投入產(chǎn)出表測(cè)算得出中國(guó)大部分行業(yè)的隱含碳出口量都大于進(jìn)口量，說(shuō)明中國(guó)為了滿足國(guó)外的消費(fèi)需求導(dǎo)致了大量碳排放凈轉(zhuǎn)入;微觀層面上，劉啟仁等[5]采用中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的能源消耗與產(chǎn)出數(shù)據(jù)，研究了中國(guó)企業(yè)出口行為對(duì)其環(huán)境績(jī)效的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)出口造成中國(guó)企業(yè)二氧化碳排放量強(qiáng)度顯著增大。

第三，在理論與實(shí)證結(jié)論都不統(tǒng)一的情況下，少數(shù)學(xué)者認(rèn)為可能是不同貿(mào)易方式導(dǎo)致出口貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應(yīng)有所不同，因而對(duì)貿(mào)易方式進(jìn)行區(qū)分，從更加微觀的角度去探討國(guó)際貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響。劉婧[18]利用ARMA模型對(duì)1980—2007年的加工貿(mào)易出口與工業(yè)“三廢”排放進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易出口會(huì)導(dǎo)致工業(yè)排污增加;倪曉覦等[19]以我國(guó)的省級(jí)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易出口可以改善環(huán)境、減少污染排放，而一般貿(mào)易出口卻會(huì)加劇環(huán)境污染，這也契合Michel[20]所提出的基于比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)品內(nèi)分工(加工貿(mào)易)會(huì)促進(jìn)全球資源的有效配置、改善環(huán)境的觀點(diǎn);而后Su 等[21]利用擴(kuò)展的IO表，測(cè)算得出對(duì)貿(mào)易方式加以區(qū)分時(shí)，中國(guó)的出口貿(mào)易隱含碳排放下降了32%，而一般貿(mào)易出口的隱含碳排放反而有所上升；Xia 等[3]運(yùn)用DPNHIO模型測(cè)算中國(guó)的虛擬碳排放，發(fā)現(xiàn)加工出口相對(duì)可持續(xù)，大部分的虛擬碳排放仍然來(lái)自于國(guó)內(nèi)需求與非加工出口;孫金彥等[22]利用中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)對(duì)貿(mào)易方式進(jìn)行區(qū)分時(shí)，一般貿(mào)易和加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)碳排放的影響均表現(xiàn)為擴(kuò)大效應(yīng)，但前者的碳排放效應(yīng)小于后者；臧新等[23]也利用全國(guó)省級(jí)貨運(yùn)業(yè)碳排放的面板數(shù)據(jù)，分析得出加工貿(mào)易出口顯著增加了貨運(yùn)業(yè)的碳排放，但影響程度遠(yuǎn)低于一般貿(mào)易。

通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是理論還是實(shí)證分析，都未對(duì)出口貿(mào)易與碳排放增長(zhǎng)的關(guān)系做出一致定論。而且多數(shù)研究都是從貿(mào)易整體或僅某一類貿(mào)易方式的視角出發(fā)研究出口貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)(碳排放)，僅有極個(gè)別學(xué)者測(cè)算了不同貿(mào)易方式下中國(guó)出口的隱含碳排放問(wèn)題，鮮有學(xué)者利用計(jì)量方法對(duì)不同出口貿(mào)易方式對(duì)碳排放影響的差異性進(jìn)行實(shí)證研究。同時(shí),相關(guān)數(shù)據(jù)大都停留在國(guó)家或省份層面，忽視了省份內(nèi)不同地級(jí)市出口貿(mào)易發(fā)展的巨大差別以及碳排放可能存在的時(shí)間滯后效應(yīng)。鑒于此，本文對(duì)貿(mào)易方式加以區(qū)分，將出口貿(mào)易分為加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口，從新的角度分析出口貿(mào)易對(duì)碳排放的影響。同時(shí)將數(shù)據(jù)細(xì)化到地級(jí)市層面，利用靜態(tài)模型與動(dòng)態(tài)模型對(duì)51個(gè)地級(jí)城市2006—2019年的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析，使得實(shí)證結(jié)果更加契合現(xiàn)實(shí)。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

為了分析不同貿(mào)易出口方式對(duì)碳排放影響的差異性，同時(shí)驗(yàn)證“環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線”成立與否，本文在借鑒Antweiler等[24]和李鍇等[14]學(xué)者建立的國(guó)際貿(mào)易對(duì)環(huán)境影響的模型基礎(chǔ)上，設(shè)立了以下出口貿(mào)易方式與碳排放的基準(zhǔn)計(jì)量回歸模型：

X′β+μi+εit

(1)

式(1)是本文的靜態(tài)面板模型，該模型假定各城市的碳排放僅隨模型中的解釋變量與控制變量的變動(dòng)而變動(dòng)，沒(méi)有考慮到碳排放可能與經(jīng)濟(jì)因素變化具有相同的慣性特征，即各城市的碳排放可能存在時(shí)間延續(xù)性。鑒于此，本文在原有的靜態(tài)回歸的基礎(chǔ)上加入各城市碳排放的滯后一期與滯后二期以構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型。

CO2it=β0+ρ1CO2i,t-1+ρ2CO2i,t-2+β1exportit+

(2)

(二)變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于本文研究的是不同貿(mào)易出口方式對(duì)碳排放的影響，而中國(guó)的出口貿(mào)易大都集中于沿海一帶，其中加工貿(mào)易出口更是占據(jù)全國(guó)總量的70%左右。所以借鑒Su 等[21]的做法，本文選取了來(lái)自蘇、浙、閩、魯、粵五省的城市數(shù)據(jù)。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性與連續(xù)性，本文最終選取了這些省份的51個(gè)地級(jí)城市2006—2019年的有關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)成面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。以下是對(duì)各變量的詳細(xì)說(shuō)明。

1.碳排放量測(cè)算

本文選取二氧化碳排放量(單位：萬(wàn)噸)作為衡量碳排放狀況的指標(biāo)。由于二氧化碳排放的主要來(lái)源是化石燃料，其中人類活動(dòng)對(duì)化石燃料的消耗所產(chǎn)生的二氧化碳排放占到總排放量的95%[25]，所以在有關(guān)城市的碳排放量核算方面，大多學(xué)者都是通過(guò)相關(guān)能源消耗來(lái)估算省份或者城市的二氧化碳排放量。主流的計(jì)算方式主要有：通過(guò)各省市的一次能源消耗量即煤炭、石油、天然氣的消耗來(lái)間接估算該地區(qū)的二氧化碳排放，如陳詩(shī)一[26]就是采用此種方法；通過(guò)全社會(huì)用電量、天然氣、液化石油氣的消耗來(lái)測(cè)算地區(qū)的二氧化碳排放，如韓峰等[27]在研究中即采用此法。當(dāng)然，在近幾年的研究中，為了使得估算的二氧化碳排放量更加精確，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也有用夜光燈數(shù)據(jù)與地區(qū)的能源消耗量相匹配來(lái)間接估算，如Chen等[28]的研究。

本文采用以能源消耗來(lái)間接估算碳排放的方式，但是由于各城市統(tǒng)計(jì)年鑒的不一致性，導(dǎo)致能源統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的殘缺。鑒于中國(guó)仍處于以火電為主的階段，中國(guó)的電力工業(yè)對(duì)煤炭仍具有比較高的依賴性，而煤炭的燃燒又釋放大量二氧化碳。所以本文借鑒韓峰等[27]的城市碳排放估計(jì)方法，利用城市的全社會(huì)用電量、天然氣以及液化石油氣的消耗量來(lái)間接估算城市的二氧化碳排放。

CO2=Ee+Eg+EP=φ(τ×Ce)+γCg+δCP

(3)

式中：Ee為全社會(huì)用電量估算的煤電排放的二氧化碳；Eg和EP分別為天然氣和液化石油氣消耗所產(chǎn)生的碳排放；在φ(τ×Ce)中，τ為煤炭發(fā)電占發(fā)電總量的百分比，φ為煤電燃料鏈溫室氣體排放系數(shù)；Cg和CP分別為城市天然氣與液化石油氣的消耗量;γ、δ則為其相應(yīng)的碳排放系數(shù)，詳見(jiàn)表1。全社會(huì)用電量、天然氣以及液化石油氣消耗量的數(shù)據(jù)主要來(lái)自各個(gè)城市的城市統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，歷年的煤炭發(fā)電占比來(lái)自《中國(guó)電力統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1 能源排放系數(shù)

2.其他變量

(1)出口貿(mào)易方式(export)。不同出口貿(mào)易方式的環(huán)境效應(yīng)是有差異的。加工貿(mào)易出口(export_pt)是我國(guó)出口貿(mào)易的重要組成部分，但由于處于全球價(jià)值鏈底端，其出口可能存在低效率與低利潤(rùn)，導(dǎo)致其環(huán)境績(jī)效更為不理想；而中國(guó)的一般貿(mào)易出口(export_nt)近些年發(fā)展迅速，與低效率的加工貿(mào)易出口相比，中國(guó)的一般貿(mào)易出口帶來(lái)的二氧化碳排放更少抑或是相反，相關(guān)研究沒(méi)有給出一致觀點(diǎn)。因此本文分別以加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口作為中國(guó)出口貿(mào)易方式的衡量指標(biāo)，以探究不同出口貿(mào)易方式對(duì)碳排放影響的差異性。本文的城市加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口數(shù)據(jù)主要來(lái)自各城市2006—2019年的年鑒、統(tǒng)計(jì)年鑒以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

(2)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(pgdp)。根據(jù)“環(huán)境庫(kù)茲涅茲假說(shuō)”，城市的碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在著“倒U型”的關(guān)系。碳排放量可能會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)先上升，到達(dá)拐點(diǎn)之后再下降。本文以人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)，回歸方程中加入其一次項(xiàng)與二次項(xiàng)。各個(gè)城市的人均GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和各城市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(3)外商直接投資(fdi)。城市或者地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度也是影響其碳排放量的一個(gè)重要因素，城市可通過(guò)外商直接投資吸引資本和技術(shù)，但是也可能導(dǎo)致污染產(chǎn)業(yè)由國(guó)外向國(guó)內(nèi)轉(zhuǎn)移。本文的城市外商直接投資數(shù)據(jù)來(lái)自于各城市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)。本文以工業(yè)增加值占地區(qū)增加總值的比重代表城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在城市的發(fā)展過(guò)程中，能源消耗較高的工業(yè)企業(yè)往往是一個(gè)城市的經(jīng)濟(jì)支柱，拉動(dòng)城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因而可能對(duì)城市的碳排放產(chǎn)生影響。數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)研網(wǎng)和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(5)城鎮(zhèn)化率(urban)。城鎮(zhèn)化率對(duì)碳排放的影響可能具有雙重性。[30]城鎮(zhèn)化率提高一方面意味著城市建設(shè)與城市規(guī)劃的完善，并且伴隨著人口的增多，居民們的環(huán)保意識(shí)相對(duì)更加強(qiáng)烈，政府也會(huì)出臺(tái)更多的環(huán)保措施；另一方面，大批量的人涌入城市勢(shì)必導(dǎo)致能源消費(fèi)的增多，從而加重碳排放。本文以城市非農(nóng)人口占城市總?cè)丝诘谋壤饬砍擎?zhèn)化率，數(shù)據(jù)來(lái)源于各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

(6)居民消費(fèi)需求(cus)。中國(guó)城市居民的消費(fèi)活動(dòng)導(dǎo)致的碳排放占總排放量的30%，主要因?yàn)樵谏a(chǎn)、運(yùn)輸這些滿足居民消費(fèi)需求的消費(fèi)品時(shí)同樣會(huì)消耗能源，間接造成碳排放。[31]本文以社會(huì)消費(fèi)品零售額來(lái)反映城市居民們的消費(fèi)需求，探究其對(duì)城市碳排放的影響，數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)研網(wǎng)。

(7)技術(shù)創(chuàng)新(invg)。在中國(guó)邁向“碳中和”的道路上，技術(shù)創(chuàng)新將會(huì)發(fā)揮重要作用。有效的技術(shù)進(jìn)步可以極大地提高能源的生產(chǎn)、轉(zhuǎn)換效率，推動(dòng)工業(yè)部門產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)[32]，減少城市的碳排放。本文以城市每年獲得的專利數(shù)來(lái)表示一個(gè)城市的技術(shù)創(chuàng)新程度，數(shù)據(jù)來(lái)源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)。

本文對(duì)上述變量中的貨幣性數(shù)據(jù)以2005年為基期進(jìn)行平減，以消除通貨膨脹帶來(lái)的影響。同時(shí)為了克服模型中的異方差問(wèn)題，本文對(duì)上述非比例數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理。以上各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2所示。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表2描述性統(tǒng)計(jì)可看出，樣本城市的加工貿(mào)易出口均值與一般貿(mào)易出口均值相差不大，但有些城市的加工貿(mào)易出口量比一般貿(mào)易出口量龐大得多。因此分離加工貿(mào)易與一般貿(mào)易，探究不同貿(mào)易方式對(duì)碳排放的影響是有必要的。同時(shí)我們可以看到各變量的標(biāo)準(zhǔn)差相差都比較大，這也為接下來(lái)的回歸分析提供了可能。

四、實(shí)證分析

(一)相關(guān)系數(shù)分析

在進(jìn)行正式的回歸分析之前，本文首先用相關(guān)系數(shù)矩陣對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)性分析(結(jié)果見(jiàn)表3)，來(lái)初步判斷各個(gè)變量之間是否存在嚴(yán)重的多重共線性。從表3可以看出，解釋變量與控制變量中，除了居民消費(fèi)需求與技術(shù)創(chuàng)新之間的相關(guān)系數(shù)大于0.8之外，其他的變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.8，說(shuō)明大多數(shù)變量之間并沒(méi)有嚴(yán)重的多重共線性?；谥?jǐn)慎處理的原則，本文又進(jìn)一步使用方差膨脹因子VIF來(lái)對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有解釋變量與控制變量的方差膨脹因子都在5以下(見(jiàn)表4)。因此我們排除了變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題，可以將其放入已構(gòu)建模型進(jìn)行回歸分析。

表3 各變量相關(guān)系數(shù)矩陣

表4 各變量VIF值

(二)靜態(tài)模型回歸分析

本文在對(duì)靜態(tài)面板模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸時(shí)，依次采用Pooled OLS模型、固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，并將其結(jié)果作為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。選擇固定效應(yīng)而非隨機(jī)效應(yīng)的原因在于豪斯曼檢驗(yàn)(Huasman test)的結(jié)果顯著拒絕了個(gè)體效應(yīng)和自變量不相關(guān)的原假設(shè)。同時(shí)為了更加詳細(xì)地研究與探討出口貿(mào)易方式對(duì)碳排放的解釋作用，在下面的回歸中，解釋變量與控制變量將被分批次地逐漸加入模型中。

靜態(tài)面板模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表5所示，模型(1)至模型(4)為Pooled OLS回歸結(jié)果，模型(5)至模型(8)為固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在表5靜態(tài)面板的基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，模型(1)至模型(8)顯示，在逐步加入控制變量的過(guò)程中，無(wú)論是Pooled OLS還是固定效應(yīng)模型中的加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的系數(shù)都是顯著為正的。這說(shuō)明在這些城市中，加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口都會(huì)導(dǎo)致碳排放的增加，也側(cè)面說(shuō)明了這些城市的出口貿(mào)易是導(dǎo)致碳排放增加的因素之一。仔細(xì)觀察加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的系數(shù)，不難發(fā)現(xiàn)，所有模型在不同貿(mào)易方式下的系數(shù)是不相同的，說(shuō)明貿(mào)易方式的變化確實(shí)對(duì)碳排放帶來(lái)的影響不同。在所有模型中，一般貿(mào)易出口的系數(shù)都要略高于加工貿(mào)易出口，表明相對(duì)于加工貿(mào)易，一般貿(mào)易對(duì)碳排放量的影響更大。主要原因在于：中國(guó)的加工貿(mào)易出口大都采用“兩頭在外”生產(chǎn)模式，直接進(jìn)口來(lái)自國(guó)外的原料和零件，再組裝加工成制成品出口國(guó)外(如玩具、手機(jī)組裝等行業(yè))；而一般貿(mào)易需要利用國(guó)內(nèi)的原料來(lái)完成半成品或成品的生產(chǎn)，在此過(guò)程中對(duì)機(jī)械設(shè)備依賴較強(qiáng)，意味著會(huì)消耗更多的能源投入(如鋼材、橡膠等產(chǎn)品生產(chǎn))。因此，即使我國(guó)的加工貿(mào)易存在低效率的弊端，但作為一種勞動(dòng)密集型生產(chǎn)方式，相較于資本與能源投入更多的一般貿(mào)易，加工貿(mào)易所帶來(lái)的碳排放是相對(duì)較少的。在所有模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一次項(xiàng)系數(shù)都為負(fù)、二次項(xiàng)系數(shù)都為正，且在模型(1)、模型(5)至模型(8)中是統(tǒng)計(jì)顯著的，說(shuō)明城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和碳排放是呈現(xiàn) “倒U型”關(guān)系的，“環(huán)境庫(kù)茲涅茲假說(shuō)”在東部這些城市也是成立的。外商直接投資的系數(shù)為正，并且在Pooled OLS回歸中顯著，說(shuō)明外商直接投資會(huì)增加城市的碳排放，導(dǎo)致“污染天堂”的出現(xiàn)；至于其在固定效應(yīng)模型中不顯著，原因可能是存在內(nèi)生性問(wèn)題。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)為正，且在模型(3)和模型(4)中顯著，說(shuō)明城市的工業(yè)發(fā)展可能會(huì)導(dǎo)致城市碳排放的增加。工業(yè)作為城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐，消耗大量的能源，因而可能導(dǎo)致碳排放的增加。城鎮(zhèn)化率在OLS模型中為負(fù)，在固定效應(yīng)模型中為正，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，說(shuō)明城鎮(zhèn)化率的提高并未對(duì)碳排放產(chǎn)生影響，可能的原因?yàn)闃颖局械倪@些沿海城市大多經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，城市化程度遠(yuǎn)高于中西部，吸引了大量高素質(zhì)人才涌進(jìn)，城市居民的環(huán)保意識(shí)較強(qiáng)，促使政府的環(huán)保措施也更為嚴(yán)苛，因而城市化帶來(lái)的人口增多并未對(duì)碳排放增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。居民消費(fèi)需求的系數(shù)為正且在所有模型中都高度顯著，說(shuō)明由消費(fèi)端引發(fā)的間接碳排放是不可忽視的?；貧w結(jié)果中，技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)全為正，并且在固定效應(yīng)中并不顯著，技術(shù)創(chuàng)新并未使得城市變得更加低碳，說(shuō)明城市的技術(shù)創(chuàng)新并沒(méi)有體現(xiàn)在節(jié)能減排的技術(shù)上，可能的解釋為工業(yè)企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)投入占增加值的比重相對(duì)較小，因此并不能顯著地影響碳排放。

(三)動(dòng)態(tài)模型回歸分析

針對(duì)構(gòu)建的動(dòng)態(tài)面板模型，本文采用了Blundell等[33]提出的系統(tǒng)GMM估計(jì)方法進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

系統(tǒng)GMM既能解決由于模型中納入因變量的滯后項(xiàng)所導(dǎo)致的與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)模型中工具變量的使用又能讓靜態(tài)模型中原本可能有偏的系數(shù)變得一致。與靜態(tài)面板模型回歸相同，在動(dòng)態(tài)面板模型擬合中，被解釋變量與控制變量也將被逐步加入。從表5可以看出，在使用系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)時(shí)，AR(2)被接受，表明動(dòng)態(tài)面板模型原序列二階序列相關(guān)的假設(shè)是成立的，因此得到的估計(jì)量是一致的。同時(shí)本文使用Hansen檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)工具變量的有效性，根據(jù)表6的結(jié)果，Hansen檢驗(yàn)并不能拒絕工具變量的有效性。因而，動(dòng)態(tài)面板模型回歸使用的系統(tǒng)GMM估計(jì)是有效的。

從回歸結(jié)果中不難看出，在所有動(dòng)態(tài)回歸模型中，加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的系數(shù)都為正且高度顯著。一般貿(mào)易出口的系數(shù)也是大于加工貿(mào)易的，與靜態(tài)回歸分析中的結(jié)論一致，說(shuō)明兩種貿(mào)易出口方式都會(huì)導(dǎo)致碳排放的增加，且不同貿(mào)易方式所造成的影響是有差異的。動(dòng)態(tài)模型中的回歸系數(shù)略大于靜態(tài)模型，表明未考慮動(dòng)態(tài)因素與內(nèi)生性因素時(shí)的估計(jì)結(jié)果可能使回歸系數(shù)略微下偏，使得靜態(tài)分析結(jié)果出現(xiàn)偏誤。此外，在動(dòng)態(tài)模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放量仍然呈顯著的“倒U型”關(guān)系，“環(huán)境庫(kù)茲涅茲假說(shuō)”依舊成立。在使用GMM克服內(nèi)生性問(wèn)題后，可以看到外商直接投資的系數(shù)是正向顯著的，證實(shí)了在靜態(tài)回歸分析中的結(jié)論——外商直接投資會(huì)帶來(lái)“污染天堂”問(wèn)題。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雖然系數(shù)仍然為正，但是卻變得不顯著，主要原因在于，樣本所選取的城市大多位于東部沿海，在這些經(jīng)濟(jì)體中低污染、低排放的知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)占比較大，傳統(tǒng)的高污染重工業(yè)已經(jīng)或正在完成轉(zhuǎn)型，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并未對(duì)城市的碳排放造成顯著影響。[34]居民消費(fèi)需求的系數(shù)依然為正向顯著，城鎮(zhèn)化率與技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)仍不顯著，結(jié)論與靜態(tài)回歸一致。二氧化碳排放的滯后二期的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明其排放在時(shí)間上確實(shí)是具有連續(xù)性的，也證實(shí)了動(dòng)態(tài)模型使用的合理性。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述關(guān)于加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口與城市碳排放間關(guān)系的可靠性，本文將對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。常見(jiàn)的操作為替換被解釋變量、增減控制變量以及采用其他回歸方法。本文采用的是替換被解釋變量，將被解釋變量二氧化碳排放總量替換為人均GDP碳排放強(qiáng)度(碳排放量/人均GDP)。仍舊采用系統(tǒng)GMM對(duì)其進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7所示。

表7結(jié)果顯示AR(2)與Hansen檢驗(yàn)接受了原假設(shè)，說(shuō)明使用系統(tǒng)GMM是合理的。模型(1)至模型(4)中，無(wú)論是加工貿(mào)易出口還是一般貿(mào)易出口的系數(shù)都為正并且統(tǒng)計(jì)顯著，一般貿(mào)易的系數(shù)仍是高于加工貿(mào)易，證實(shí)了上文結(jié)論的穩(wěn)健性。同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市碳排放呈 “倒U型”這一結(jié)論仍舊穩(wěn)健，外商直接投資與居民消費(fèi)需求系數(shù)仍舊正向顯著，技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)依舊不顯著。綜上所述，我們可以穩(wěn)健地得出結(jié)論：加工貿(mào)易與一般貿(mào)易這兩種貿(mào)易出口方式都會(huì)帶來(lái)城市碳排放的增加，并且不同的貿(mào)易方式所帶來(lái)的影響不同；隨著加工貿(mào)易與一般貿(mào)易出口額的增多，城市碳排放總量與單位人均GDP排放量都會(huì)隨之增長(zhǎng)。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

(五)異質(zhì)性分析

鑒于所選樣本城市在經(jīng)濟(jì)實(shí)力上差別較大，加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)上所占地位勢(shì)必不相同，因而可能造成二者對(duì)碳排放的影響在城市間存在異質(zhì)性。本文按照聯(lián)合國(guó)對(duì)經(jīng)濟(jì)體的劃分對(duì)樣本城市進(jìn)行分類，由于所有樣本城市全都超過(guò)了低收入經(jīng)濟(jì)體的標(biāo)準(zhǔn)，所以本文只將城市劃分為了高收入與中等收入兩類。表8展示了不同出口貿(mào)易方式對(duì)不同收入城市碳排放影響的差異。

表8回歸結(jié)果顯示，在高收入城市，加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口系數(shù)的符號(hào)和顯著性都與上文全樣本分析相同，并且兩者的系數(shù)大小接近；而在中等收入城市，我們可以看到雖然加工貿(mào)易出口系數(shù)的符號(hào)仍然為正，但在統(tǒng)計(jì)上卻不顯著，而一般貿(mào)易出口仍是顯著為正，說(shuō)明相對(duì)于高收入城市，加工貿(mào)易出口對(duì)中等收入城市碳排放的影響遠(yuǎn)不如一般貿(mào)易出口?？赡艿慕忉尀?，高收入城市已經(jīng)靠出口貿(mào)易積聚了大量資本，多數(shù)的加工貿(mào)易出口企業(yè)已經(jīng)或者正處在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的過(guò)程中，使得其加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)中低端、小規(guī)模以及粗獷生產(chǎn)的企業(yè)所占比重變大；而這類加工貿(mào)易企業(yè)在控制與處理污染的能力方面遠(yuǎn)低于行業(yè)平均標(biāo)準(zhǔn)水平，從而導(dǎo)致其所帶來(lái)的碳排放可能會(huì)顯著增加甚至超過(guò)一般貿(mào)易出口。[4]同時(shí)，在區(qū)分了城市樣本之后，我們可以看到“環(huán)境庫(kù)茲涅茲假說(shuō)”在高收入城市并不成立，但在中等收入城市,出口貿(mào)易與碳排放這種“倒U型”關(guān)系卻十分顯著，說(shuō)明我國(guó)的高收入城市已不再是以犧牲環(huán)境為代價(jià)來(lái)發(fā)展經(jīng)濟(jì)，而中低收入城市仍以較低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)扮演著他國(guó)“污染天堂”的角色。技術(shù)創(chuàng)新仍不顯著，表明我國(guó)急需提高技術(shù)進(jìn)步的有效性，加大對(duì)節(jié)能減排技術(shù)的投入，減少科研投資的錯(cuò)配。

表8 不同收入城市回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文利用2006—2019年51個(gè)地級(jí)城市的面板數(shù)據(jù)，研究了不同出口貿(mào)易方式對(duì)碳排放影響的差異性。首先對(duì)樣本城市的碳排放量進(jìn)行估算，而后利用計(jì)算出的碳排放量與不同貿(mào)易方式出口額構(gòu)建靜態(tài)與動(dòng)態(tài)模型，通過(guò)Pooled OLS、固定效應(yīng)模型以及系統(tǒng)GMM進(jìn)行實(shí)證分析，最后再進(jìn)行異質(zhì)性分析，得到如下結(jié)論。

(1)無(wú)論是靜態(tài)面板回歸模型得到的基準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)結(jié)果還是動(dòng)態(tài)面板模型的回歸結(jié)果都顯示：加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口會(huì)增加碳排放。這也反映出在出口導(dǎo)向的對(duì)外貿(mào)易政策下，碳排放量會(huì)隨著出口量的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。

(2)不同的出口貿(mào)易方式對(duì)碳排放的影響存在差異性。相對(duì)于一般貿(mào)易，加工貿(mào)易所帶來(lái)的碳排放更少，顯得更為“清潔”。雖然加工貿(mào)易出口在生產(chǎn)上更為低效率，但是相對(duì)于資本與能源投入更加密集的一般貿(mào)易出口，以生產(chǎn)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主的加工貿(mào)易顯然工業(yè)能耗更少，因而所導(dǎo)致的碳排放更少。

(3)在將樣本劃分為高收入與中等收入城市后，發(fā)現(xiàn)高收入城市的加工貿(mào)易出口帶來(lái)的碳排放顯著增加，接近一般貿(mào)易出口。主要是因?yàn)樵谶@類城市的加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)中，傳統(tǒng)的加工貿(mào)易已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)向高級(jí)化生產(chǎn)，使得低端、小規(guī)模以及高污染的加工貿(mào)易出口企業(yè)比重變大。

(4)靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板模型也驗(yàn)證了“環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線”在這些沿海城市的存在，外商直接投資、居民消費(fèi)需求的變動(dòng)對(duì)碳排放影響較大。

針對(duì)上述結(jié)論，本文給出以下政策建議。

(1)繼續(xù)優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，推動(dòng)出口貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)，促進(jìn)低碳貿(mào)易發(fā)展。雖然加工貿(mào)易方式下帶來(lái)的碳排放更少，但由于處在全球價(jià)值鏈底端，其出口存在著低效率與低利潤(rùn)率的弊端。同時(shí)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展更為迅速的高收入城市，未能實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化調(diào)整的低效率、高污染的加工制造企業(yè)(如通信、電子設(shè)備、化學(xué)制品行業(yè)中相關(guān)企業(yè))在其加工出口企業(yè)中占比仍舊居高，導(dǎo)致其加工貿(mào)易出口所帶來(lái)的碳排放接近甚至超過(guò)一般貿(mào)易出口。因而應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)加工貿(mào)易企業(yè)向高附加值貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型，使出口產(chǎn)品“高級(jí)化”“低碳化”，向“微笑曲線”兩端延伸，在提升我國(guó)垂直化分工地位的同時(shí)，也能降低其對(duì)環(huán)境的污染。針對(duì)一般貿(mào)易，鑒于其含有更多的高能耗、高污染的出口產(chǎn)業(yè)，政府可以通過(guò)壓縮其相關(guān)出口產(chǎn)品的生產(chǎn)，鼓勵(lì)相關(guān)企業(yè)提升“綠色能源”使用比例，給予相應(yīng)的補(bǔ)貼以及信息技術(shù)支持等政策手段，加快其節(jié)能減排步伐。同時(shí)出口企業(yè)自身也應(yīng)該增加節(jié)能減排技術(shù)的研發(fā)投入，提升投資經(jīng)費(fèi)在“綠色生產(chǎn)”技術(shù)方面的占比率，減少科研資金錯(cuò)配率，以實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)。

(2)為了避免“污染天堂”的出現(xiàn)，在開(kāi)展國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際合作時(shí)，我們應(yīng)該尋求有潛力的新興市場(chǎng)以及能夠帶來(lái)高環(huán)境效益的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。通過(guò)出口貿(mào)易以及投資合作，積極開(kāi)展境外加工項(xiàng)目，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)為國(guó)內(nèi)出口企業(yè)營(yíng)造“綠色生產(chǎn)”環(huán)境，借由逆向的技術(shù)溢出來(lái)促進(jìn)其發(fā)展低碳產(chǎn)業(yè)。