国际贸易_污染产业转移和中国工业CO_2排放.pdf

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1、 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/国际贸易、污染产业转移和中国工业CO2排放3李小平 卢现祥 内容提要:通过国际贸易,发达国家是否会专业化生产并出口“干净型”产品,并从中国进口污染密集型产品,从而使中国成为“污染产业天堂”呢?国际贸易等因素如何影响中国工业行业的二氧化碳(CO2)的排放呢?本文采用环境投入产出模型和净出口消费指数等方法,运用中国20个工业行业与G7和OECD等发达国家的贸易数据,实证检验了这些问题。本文得到几个结论:(1)在中国出口产品隐

2、含的CO2中,国内生产的CO2所占比例逐步减少;(2)发达国家向中国转移的产业并不仅仅是污染产业,同时也向中国转移了“干净”产业;(3)国际贸易能够减少工业行业的CO2排放总量和单位产出的CO2排放量。因此,中国并没有通过国际贸易成为发达国家的“污染产业天堂”。关键词:国际贸易 污染产业转移 CO2排放3 李小平,中南财经政法大学经济学院,中国社会科学院财贸所,邮政编码:430074,电子邮箱:chineselixp ;卢现祥,中南财经政法大学经济学院,邮政编码:430074。本研究得到了霍英东教育基金青年教师资助项目(编号:111088)、国家社科基金项目(编号:08CJL026)、中国博士

3、后基金项目(编号:20080430062)和中国博士后特别项目(编号:200801151)的资助;作者特别感谢两位匿名审稿人的建设性建议;本文的初稿是第九届中国经济学年会的入选论文。文责自负。陆(2009)分析了污染天堂效应;本文检验的是污染天堂假说。一、导 言减少CO2排放是世界各国面对的共同问题。在各国减少CO2排放的时候,一个很重要的问题引起了全球的关注:在自由贸易的情况下,具有严格环境规则的发达国家可能会专业化生产并出口“干净型”产品,并从环境规则较松的发展中国家进口污染密集型产品,从而向发展中国家转移污染产业。环境规则差异对CO2排放的影响可以从 京都议定书 的实施情况中看到。200

4、6年京都议定书缔约方的CO2排放量相对于1990年平均减少了713%,而非缔约方平均增加了63%,世界共增加了3314%(IEA,2008)。因此,具有严格环境规则的发达国家可能比发展中国家更多地减少污染排放。但发达国家的污染排放减少是向发展中国家转移污染产业的结果吗?国外学者对此进行了许多研究。现有实证研究文献主要沿着两个思路:一条是检验一国的外商直接投资是否因为宽松的环境规则而形成,其主要采用计量模型检验一国的FDI流入或流出(或者跨国公司的选址)是否受环境规则的影响。另一条是检验发展中国家和发达国家污染产品生产、消费和贸易的动态变化,其典型的方法是采用净出口消费指数来衡量一国污染产品的净

5、出口相对于其国内消费的相对变动,某污染产品的净出口相对于其国内消费的比重逐年增加就表明该污染产业向本国转移了。总的来看,这些实证研究得出的结论不很一致,有些研究发现某些地区存在污染产业转移现象,而有些文献没有发现明显的证据(List et al,2004;Cole,2004;Dean et al,2009;Antweiler et al,2001;Mongelli et al,2006)。自改革开放以来,伴随着中国经济快速增长的是国际贸易的快速增长和CO2排放的急剧增512010年第1期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishin

6、g House.All rights reserved.http:/加;中国燃料燃烧所产生的CO2排放从1990年的22144亿吨上升到2006年的561485亿吨,已经跃居于世界第二,仅次于美国(IEA,2008)。因此,国内学者对开放经济下的中国环境问题进行了一些研究。王姝(2008)、沈利生等(2008)、张友国(2009)等利用投入产出模型对贸易的环境代价进行了分析,结果表明贸易对中国能源消耗和污染排放的影响已不容忽视。国务院发展研究中心课题组(2009)提出了全球温室气体减排的一个理论框架和解决方案,其特别强调碳排放权的作用。但是中国是否通过国际贸易成为了“污染产业天堂”呢?国际贸易

7、如何影响中国工业行业的CO2排放?已有的文献并没有对此问题进行充分的实证研究。本文首次以中国工业行业作为研究对象,试图在现有文献基础上做如下的贡献:第一,本文检验了G7和OECD国家是否通过国际贸易途径向中国进行了污染产业转移。现有对“污染天堂”假说检验的研究样本主要以发达国家尤其是以美国、欧盟等国为例,即检验这些发达国家向发展中国家整体上是否存在污染产业转移,而以单个发展中国家作为研究对象的很少。第二,本文实证检验了国际贸易等因素对中国工业行业CO2排放的影响。当前,国际贸易与CO2排放的相关研究正成为经济学研究的一个热点问题。就中国样本研究而言,相关的研究偏重于分析国际贸易隐含的CO2(E

8、mbodied CO2);大部分文献都认为,贸易是中国CO2排放增加的重要原因。但是国际贸易不仅在商品中直接隐含CO2,也通过规模效应、技术效应和构成效应等影响到一国的CO2排放,因此,仅仅测算国际贸易隐含的CO2还不能判断国际贸易对CO2排放的真实影响。中国是一个CO2排放大国和贸易大国,但是现有对中国CO2排放影响因素研究的文献相对很少,尤其缺乏关于国际贸易等因素对中国CO2排放影响的实证文献。本文其它的内容安排如下:第二部分介绍本文的分析框架及其计量模型;第三部分是数据及其处理;第四部分是污染产业转移的实证结果;第五部分是国际贸易等因素影响工业行业CO2排放的计量回归结果分析;第六部分是

9、结论。二、分析框架及模型本文的研究思路分三步:首先我们利用环境投入产出模型,分析中国各行业的CO2排放系数;其次,我们利用净出口消费指数验证“污染天堂假说”;最后我们利用计量模型检验国际贸易等因素对中国工业行业CO2排放的影响。(一)环境投入产出模型为了计算出各产业的各种CO2排放系数,研究者一般使用环境投入产出方法(Pan et al,2008)。现有文献在构建中国的环境投入产出模型时有两点不足。第一,现有的文献忽略了中国所处的垂直专业化分工背景。中国参加国际垂直专业化分工的程度已越来越高,因此,我们要考虑出口中隐含的来自于国外生产的CO2。第二,现有相关文献大多数使用中国国家统计局提供的投

10、入产出表,该投入产出表没有把中间使用、最终使用以及中间投入区分为国内和进口两部分,而OECD提供的中国投入产出表可以克服这点不足。我们在Julio et al(2004)等现有文献的基础上构建环境投入产出模型:x=Ax+y。其中,x是各部门的总产出向量,y是最终需求向量,包括国内需求和出口,A是直接消耗系数矩阵,A=xijxj,其中,xij是j部门消耗i部门的产品数量;xj是j部门的总61李小平、卢现祥:国际贸易、污染产业转移和中国工业CO2排放Dean et al(2007)、K oopman et al(2008)等发现中国出口的国外价值含量很高。Cole et al(2008)、Ang(

11、2009)分别检验了中国各工业行业的研发等因素对CO2排放的影响,但是这两篇文献并没有考虑国际贸易等因素的影响。本文在这两篇文献的基础上进行了扩展研究。Pan(2008)的结果显示中国2006年共排放了55亿吨CO2,其中国内消费的为3418亿吨,净出口中隐含了1616亿吨。1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/产出。从上式移项可以得到:x=(I-A)-1y,其中(I-A)-1=aij是列昂惕夫逆矩阵,其元素aij代表单位最终需求的直接和间接的(即完全)投入需

12、求。我们设国内和进口投入的技术系数矩阵分别为Ad和Am,其中,Ad=xdijxj,xdij为生产xj的产出所消耗i部门的国内投入;Am=xmijxj,xmij为生产xj的产出所消耗i部门的进口投入;并且A=Ad+Am。这样,总进口x可以分为两部分,一部分作为最终需求直接消费,另一部分作为中间投入,xm=xmijeT+ym,其中e=(1,1,1),写成矩阵的形式为:xm=Amx+ym=Am(I-A)-1y+ym。设cd=cdj=Cdjxj是国内单位产出CO2直接排放系数向量,其中Cdj是部门j产生的直接CO2排放量;根据投入产出理论,那么国内单位产出的CO2完全排放系数为直接排放系数与列昂惕夫逆

13、矩阵的乘积,即:vd=cd(I-A)-1=vdj。将直接排放系数cd与列昂惕夫逆矩阵代入上式,我们可以得到vdj=cd1a1j+cd2a2j+cd3a3j+cdnanj,其代表为了获得一单位j部门的最终需求,一国产生的直接的和间接的CO2排放量。从生产角度来看,国内为了满足最终需求所生产产品中隐含的CO2总量为:Cd=Cdj=cdx=cd(I-A)-1y=vdy。同时,国内还从国外进口以满足最终需求。从国外进口产品所隐含的CO2对于中国来说相当于节省了本需要国内生产所产生的CO2。因此,我们从进口替代的角度假定国外生产单位产值的CO2完全排放系数等于国内的vd。我们将完成排放系数vd与总进口x

14、m相乘,就可以得到国外进口所隐含的CO2,Cm=vdxm=vdAm(I-A)-1y+vdym。所以,中国最终需求隐含的总CO2(C)等于国内生产排放的CO2(Cd)和国外进口隐含的CO2(Cm)之和:C=Cd+Cm=vdy+vdAm(I-A)-1y+vdym。其中,vdy是国内生产排放的CO2,vdAm(I-A)-1y是国外为生产进口投入所排放的CO2,vdym是国外为生产进口消费产品所排放的CO2。设vt=cd(I-A)-1+cd(I-A)-1Am(I-A)-1,vm=cd(I-A)-1Am(I-A)-1,cm=cd(I-A)-1Am,ct=cd+cd(I-A)-1Am,则:vt=vd+vm

15、,ct=cd+cm,C=vty+vdym。其中,cm指为了得到每单位的中国最终需求产品,国外投入直接排放的CO2;ct是指为了得到每单位的中国最终需求产品,国内和国外直接排放的CO2之和;vm指为了得到每单位的中国最终需求产品,国外投入完全排放的CO2;vt是指为了得到每单位的中国最终需求产品,国内和国外所完全排放的CO2。(二)“污染天堂假说”及中国工业行业CO2排放的影响因素检验一般采用净出口消费指数(NETXC)来检验污染天堂假说(Mongelli et al,2006):该指数可以衡量本国污染产业对其它国家或地区的净出口相对于该产业本国消费的比重,根据该指数的趋势就可以判断是否存在“污

16、染产业”转移的现象。我们设净出口消费指数为NETXCjit=Xjit-MjitCit。其中,Cit=Pit-(Xwit-Mwit),C、X、M、P分别代表本国的消费、出口、进口和产值,i和t分别代表行业和年度,j分别代表G7国家以及OECD,w表示世界。如果中国的某产业对上述2个地区的净出口消费指数在研究期间呈上升趋势,则说明该地区向中国转移了该产业,如果该产业是污染产业,则“污染产业转移”成立;反之,则说明中国向该地区转移出了该产业。在检验了国际贸易是否造成污染产业天堂的基础上,我们检验国际贸易等因素对中国工业行业CO2排放的影响情况。在Cole et al(2008)模型的基础上,我们构建

17、计量模型(1)式;在控制其他影响因素的基础上,我们着重分析贸易开放度、与发达国家的进出口贸易、人均产出等因素对中国各工业产业CO2排放的影响:712010年第1期我们在选择自变量时运用了逐步回归方法,因此,我们选取的变量和Cole et al(2008)模型中的变量有一些差别;本文回归方程中选了因变量的滞后一阶项是因为增加了此项后,回归的结果更显著。1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/Cit=Cit-1+1tradeit+2exit+3imit+4lnyit

18、+4(lnyit)2+5rdit+6lnzibit+7lnsizeit+i+it(1)其中,i和t分别代表行业和年度,C为工业行业的CO2排放量。我们分别以单位产出的CO2排放量和CO2排放量的自然对数表示;ln是自然对数,i和it分别为不可观察的各产业的个体差异和随机扰动项。trade代表贸易开放度,以该产业的进出口总量与其增加值的比值表示。国际贸易主要通过规模效应、技术效应和构成效应等对环境产生影响(Grossman and Krueger,1991),因此,贸易开放度对CO2排放的总影响不能预先确定。ex和im分别为产业对发达国家的进口占其总进口的比值和对发达国家的出口占其总出口的比值因

19、素。y是人均产出;许多文献都证实人均产出与污染排放存在环境库兹涅茨假说(Song et al,2008;蔡等,2008)。rd是研发强度,以每个产业的研发经费与增加值之比衡量,该值越大表示该产业中企业的创新能力越强,能够以更少的投入得到更多的产出,有利于减少CO2排放。zib是资本强度,以人均资本存量表示。size是企业规模,以产业中单个企业的平均增加值表示。由于我们的面板数据是“小时间维度,大横截面维度”,且模型中包含有被解释变量的滞后项,导致解释变量和随机扰动项相关,并且其他解释变量也可能存在内生性,因此我们采用系统G MM方法估计。本文采用Windmeijier(2005)的方法对其进行

20、矫正。在使用系统G MM估计方法时,我们采用Sargan test值来检验工具变量的可靠性,若该检验值较小,我们接受工具变量是合适的原假设。我们以一阶差分转换方程的一阶和二阶序列相关检验AR(1)、AR(2)来判断随机扰动项是否序列相关。三、数据及处理我们使用了经济合作与发展组织(OECD)2009年版本的投入产出数据库,该版本提供了中国1995、2000和2005年的投入产出表。OECD的投入产出表可以分为总使用表、进口使用表和国内使用表。从总使用表可以获得各行业总的中间投入矩阵,结合各行业的总产出数据,即可计算出各行业单位产出的总的投入系数矩阵(Am)。从进口使用表可以获得各行业进口中间投

21、入矩阵,结合各行业的总产出数据,即可计算出各行业单位产出的进口中间投入系数矩阵(A)。OECD的投入产出表提供了48个部门的投入产出数据,我们将此表合并成包含23个部门的投入产出表。我们以各行业每年的能源消耗量乘以单位能源使用的CO2排放系数,即得到各行业每年的CO2排放量。各行业的能源消耗总量数据来源于各年的 中国统计年鉴;单位能源使用的CO2排放系数为2113吨CO2 每吨标准煤。我们以各行业CO2排放总量除以当年的增加值,得到单位产出的CO2直接排放系数。再根据环境投入产出分析框架,我们得到各行业的其它各种CO2排放系数。为了和OECD的统计口径一致,本文对中国工业行业进行了合并,共整理

22、成了20个工业行业。它们分别是:采矿业(包括煤炭采选业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业)、食品生产、饮料和烟草业(包括农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业和烟草制造业)、纺织、服装和皮革业(包括纺织业、纺织服装、鞋帽制造业和皮革、毛皮、羽毛及其制品业)、木材加工业、造纸、印刷业(包括造纸及纸制品业、印刷业和记录媒介的复制业)、石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学工业(包括化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业)、医药制造业、橡81李小平、卢现祥:国际贸易、污染产业转移和中国工业CO2排放我们借鉴了Pan et al(2008)的做法,该排放系数来源于C

23、AIT提供的转换率。陈诗一(2009)采用IPCC所推荐的方法和我们所使用的排放系数相似。环境库兹涅茨(EKC)假说认为人均产出及其平方项与污染排放成倒U型关系。1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/胶、塑料制品业(包括橡胶制品业和塑料制品业)、其它非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、金属制品业、机械设备业(包括通用设备制造业和专用设备制造业)、仪表仪器及文化、办公用品制造业、电气机械及器材制造业、通讯设备、计算机及其它电子设

24、备制造业、交通运输设备制造业、其它制造业(包括家具制造业、废弃资源和废旧材料回收加工业)、电力、燃气的生产供应业(电力、热力的生产和供应业、燃气生产和供应业)。为了统计口径及数据的可得性,我们的研究时段为19982006年。我们采取陈勇、李小平(2006)的方法对中国工业行业的投入、产出数据进行处理。我们以各行业每年的不变价增加值比全部从业人员年均人数得到人均增加值y;以年均资本存量比全部从业人员年均人数得到人均资本存量zib;以不变价增加值比企业单位数得到单个企业的平均增加值size;以当年的研发经费比当年的增加值得到研发变量rd。本文中所有的贸易数据来源于OECD(OECD,Stan Bi

25、lateral TradeDatabase,2008 edition)。该数据库提供了按ISIC Rev13分类的中国各工业行业(从分类为01到40的行业)向世界的以及G7和OECD等主要地区的进、出口数据统计。表1是根据环境投入产出模型计算出的各行业CO2排放系数结果。我们得到几个主要的结论。首先,中国各行业的CO2直接排放系数、总排放系数在研究期间有变小的趋势。在19952000年间,各行业的CO2直接排放系数、总排放系数的简单平均值减少了近一半,这说明从上个世纪90年代中期到本世纪初,中国各行业的节能减排取得了很好的效果,各行业单位产值的CO2排放系数都下降了。2005年,各行业的CO2

26、直接排放系数简单平均值继续保持下降趋势;而各行业总排放系数的简单平均值有反弹趋势,这主要是由于国外投入的CO2完全排放系数增加的原因。2005年金属冶炼、石油加工、电力、燃气生产、交通运输设备等12个行业的国内完全排放系数比2000年的数据增加了。出现CO2完全排放系数反弹的行业主要集中在重工业行业,而农业等行业的CO2完全排放系数没有反弹;这可能和2005年前后中国出现的重工业化趋势有关,如这些重工业行业部门的投资增长过快,以至这些重工业行业的粗放式产能增加,导致单位产值的能耗和排放增加。其次,除了石油加工业和其它非金属矿物制品业外,各行业的国内投入的CO2排放系数占总CO2排放系数的比例都

27、减少了;即在单位出口产品所隐含的CO2中,国内投入隐含的CO2所占的比例减少,而中间投入品进口中隐含的CO2所占比例增加。这个结果也验证了Dean et al(2007)等认为中国垂直专业化分工程度增加的结论。此外,各行业的国内投入直接排放系数都要远远小于国内投入的完全排放系数,从所有行业的简单平均值来看,后者是前者的2倍多,并且这个比例有增加的趋势。这说明国内各行业的关联度增加,每个行业所生产产品中隐含的CO2中所间接隐含的其他行业所生产的CO2的比例越来越高。另外,金属冶炼及压延加工业、石油加工、炼焦及核燃料加工业等为CO2排放系数最大的行业,这些行业主要集中在重工业行业;CO2排放系数次

28、之的行业主要集中在电气机械及器材制造业橡胶、塑料制品业、造纸印刷业等;CO2排放系数最小的为服务业、农林牧渔、水利业等。这个结论和我们预期的结论一致:重工业的CO2排放强度最大,轻工业次之,服务业和农林牧渔、水利业等最小。中国的污染产业与发达国家相比,有一点差异。Cole(2004)认为木材加工业、化学工业(包括医药工业)、非金属矿物制造业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业是发达国家污染强度最大的行业,而纺织、服装、皮革制造业、金属制品业、其它制造业等行业是发达国家污染强度最小的行业。而对于中国来说,除了木材加工业是中国CO2排放系数最小的行业之一,金属912010年第1期具

29、体计算见陈勇、李小平(2006),本文增加了2004、2005、2006年的数据。1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/制品业是中国CO2排放系数最大的行业之一,其它产业的污染度定义基本一致。表1各行业单位产出的CO2排放系数(单位:吨CO2 万元)行业199520002005cdvdvtvdvtcdvdvtvdvtcdvdvtvdvt金属冶炼615013124141850189313371769100018631358136101530179石油加工4174

30、10166121490185214761628109018241779121101700186化学工业51011016212122018721235175618301841134511961760177电力、燃气生产5178918610186019111994158512701872193613171350186其它非金属矿物319281941011201884183812191050191交通运输设备016571639192017701283144415301760119410051750170采矿业(能源)513481769173019041465197614201933115515361

31、350187金属制品业015871789157018101454196611801800137513171210174仪表仪器及通讯215671479131018001112192419201590110313561290153机械设备业018361478132017801594125514301780123414061240170其它服务业419171578120019211843175413201871138312941140179电气机械011951667185017201093188513401730113413961360169橡胶、塑料01776110717601790138316

32、4419101740135318851140176造纸、印刷119961097136018311274103513701750168316441920174木材加工115751877113018201593122410601790127310841170174建筑业012151697102018101144115511201810122316041910173采矿业(非能源)116451716183018411073145411501831180514661890179其它制造业017251126147017911054108511701790146216831550176纺织、服装01774

33、1405163017801512173314901780145219641080173食品生产、饮料018831424105018401602123216301850137211521790177批发、零售012231073191017901272111216301800141211721840176农、林、牧、渔015821503103018201441184211501850151118021280179交通、运输、仓储214121693100019011383151411601841137411751270179简单平均2129617581070183113241225118018111

34、08411351410172加权平均118051806196018311163189417601821108410551350176 注:加权平均以各产业产值占总产值的比例作为权重。四、污染产业转移的实证结果根据工业行业的CO2总排放系数的大小,我们将所分析的20个工业行业分为两类。一类是高排放系数行业:黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、医药制造业、化学工业、电力、燃气的生产和供应业、其它非金属矿物制品业、金属制品业、仪器仪表及文化、办公用品制造业、通信设备、计算机及其它电子设备制造业等10个行业。另一类为低排放系数行业:交通运输设备制造业、采矿

35、业、机械设备业、电气机械及器材制造业、橡胶、塑料制品业、造纸印刷业、木材加工业、其它制造业、纺织、服装、皮革制造业、食品生产、饮料和烟酒业。02李小平、卢现祥:国际贸易、污染产业转移和中国工业CO2排放采矿业取采矿业(能源)和采矿业(非能源)排放系数的简单平均;黑色金属冶炼及压延加工业和有色金属冶炼及压延加工业取金属冶炼及压延加工业的排放系数;仪器仪表及文化、办公用品制造业和通信设备、计算机及其他电子设备制造业取仪表仪器及无线电通讯设备制造业的排放系数;医药制造业取化学工业的排放系数。1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing

36、House.All rights reserved.http:/图1 从发达国家向中国转移的产业示例图2 从中国向发达国家转移的产业示例我们计算了各行业每年的净出口消费指数;从各行业该指数的变化趋势可以看出,纺织、服装、皮革制造业、木材加工业、造纸、印刷业、金属制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、通信设备、计算机及其它电子设备制造业、机械设备业等8个行业的净出口消费指数有向上的趋势,并且各曲线回归方程的R2值比较大,说明这些行业存在显著的向中国产业转移。在这些产业中,金属制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、通信设备、计算机及其它电子设备制造业4个

37、行业属于高CO2排放系数行业,而另外4个行业属于低CO2排放系数行业。另外,属于高CO2排放系数行业的化学工业、石油加工业等有从发达国家被转移的趋势,但是其R2值比较小,在统计上不是很显著;属于高CO2排放系数行业的其它非金属矿物制品业的净出口消费指数呈显著向上趋势,但是此行业对于G7国家的净出口消费指数有向下的趋势;属于低CO2排放系数的塑料、橡胶业的净出口消费指数不显著。总的来看,发达国家向中国转移的产业并不仅仅是污染产业,同时也向中国转移了低排放系数的“干净”产业,发达国家向中国转移产业的原因并不仅仅出于环境规制等因素。其它制造业、采矿业、食品生产、饮料和烟酒业、电气机械及器材制造业、医

38、药制造业等5个行业的净出口消费指数有向下的趋势,并且各曲线的R2值比较大,这说明这些行业有向发达国家转移的趋势。其中,医药制造业属于高排放系数行业,而其他4个行业属于低排放系数行业。因此,中国和发达国家之间的产业转移是双向的:发达国家向中国不仅转移了“污染”产业,也转移了“干净”行业;中国也向发达国家转移了“污染”产业和“干净”产业。但是从产业数量来看,中国制造的趋势显著增加,从发达国家转移到中国来的产业数目要多于从中国转移出去的产业。122010年第1期由于篇幅的限制,我们在图1、图2中分别只列举了2个从发达国家转移到中国来的产业和2个从中国转移到发达国家的产业。1994-2010 Chin

39、a Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/五、计量回归结果分析(一)描述性分析表2给出了各主要变量的统计性描述。我们发现高、低CO2排放组行业的单位产出CO2排放量相差较大,高CO2排放组的平均值为14149吨CO2 万元,而低CO2排放组的平均值为4115吨CO2 万元;其次,我们发现相对于低CO2排放组,高CO2排放组具有较高的人均产出、研发强度、企业规模和资本强度;但具有较低的贸易开放度及与发达国家进、出口贸易的比重也低。显然,高投资、大规模的企业并不能带来较低的单位产出的CO2排放;

40、较大的人均产出还会带来高能耗和高排放。这个结论和陈诗一(2009)的结论相似。从贸易开放度和各产业与发达国家进、出口贸易量占总进、出口的比值来看,我们发现贸易开放度越高的、向发达国家进出口比重越大的产业,其单位产出的CO2排放更低。同时,我们也发现人均产出和CO2排放量、CO2排放强度成正相关的趋势即即低CO2排放组具有低的人均产出,高CO2排放组具有高的人均产出。表2主要变量的统计性描述变量单位低CO2排放组高CO2排放组均值标准误最大值最小值均值标准误最大值最小值lnCO2吨17143019219145151691812911462016315146C吨CO2 万元411551342413

41、701241414917134681440131lny元 人101380156111579104101510157111639124rd01030102011001000104010301220101lnsize元 个16113016117168151001611601831718813186lnzib元 人10199017313116101111111801571214610110trade118621781215101231134116871350101ex701500109016801320135011501540100im70140012101850102013401190160010

42、0exoecd01650109018301430152011901720100imoecd01550121019701140153012301890100 注:ex7、exoecd、im7、imoecd分别是对G7国和OECD出口占各行业总出口和进口占各行业总进口的比重。(二)回归结果分析表3是因变量为CO2排放量自然对数的回归结果。模型1是两步法系统G MM估计结果,AR(1)检验拒绝原假设而AR(2)检验接受原假设,即干扰项不存在二阶序列相关的原假设成立;Sargan统计量不显著说明工具变量的选择是可靠的。从模型1的结果来看,前期的CO2排放量和当期的CO2排放量正相关,这说明CO2排放是

43、一个连续、累积的调整过程。贸易开放度变量显著地和CO2排放量负相关,这说明中国的国际贸易对环境影响是正面的,在国际贸易对环境影响的三个效应中,正面效应的影响要大于负面效应的影响。人均产出的一次项、二次项的系数分别为21075和-01115,并且在统计上显著,这说明人均产出和CO2排放量成显著的倒U型,环境库兹尼滋假说成立。模型2和模型3分别报告了Pooled OLS估计和随机效应估计,这两种方法估计的结果和G MM估计的结果基本上一致,只是G MM估计的结果相对更显著。为了检验模型1的稳健性,我们在模型1的基础上加入一些控制变量。模型4是在模型1的基础上分别增加研发强度、企业规模、资本强度变量

44、;从AR(1)、AR(2)及Sargan的检验值来看,干扰项不存在二阶序列相关的原假设成立,工具变量的选择是可靠的。从模型4的估计结果来看,贸22李小平、卢现祥:国际贸易、污染产业转移和中国工业CO2排放 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/易开放度、人均产出的一次和二次项的估计系数和显著度都和模型1相似,这说明了国际贸易显著减少CO2排放量,环境库兹尼滋假说成立的结论是可靠的。研发强度和CO2排放量正相关,但不显著,这和我们的预期相反;企业研发强度不是影响

45、CO2排放的主要因素,其主要原因可能有:各工业行业研发的主要目的并没有投在节能减排上;另外,工业行业研发的相对值都比较小,高、低排放组的研发经费占增加值的比重都只有4%和3%,它并不是影响CO2排放量的主要因素。企业规模变量和CO2排放量显著正相关,这说明企业的规模越大,其CO2的排放量越多,在CO2排放量方面,企业并没有利用规模经济的好处。资本强度变量和CO2排放量显著负相关,说明企业的物质资本投资有利于节能减排。表3因变量为CO2排放量自然对数的回归结果模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8解释变量G MMOLSREG MMG MMOLSG MMOLSCit-101826333(

46、21157)01999333(92119)01986333(63128)01984333(29174)01987333(23166)01997333(76136)01919333(8159)11001333(84101)trade-01009333(-4158)-01006(-0192)-01008(-0199)-01015333(-4171)-01001(-0158)-01006(-1100)-01025333(-3102)-01008(-1120)y21705333(10159)115713(1194)1172933(1198)3199333(3133)21609333(3145)1160

47、83(1195)217773(1171)1173433(2110)y2-01115333(-9178)-010703(-1183)-010773(-1187)-01184333(-3125)-01116333(-3122)-010723(-1184)-011343(-1181)-0107833(-1198)rd01321(0156)size01056333(3137)zib-011253(-1179)ex7013713(1178)01013(0110)im7-01174333(-2163)-01060333(-0178)exoecd01003(0101)01098(0197)imoecd-01

48、225(-0199)-01092(-1130)AR(1)-1174(0108)-1169(0109)-1179(0107)-1180(0107)AR(2)-0120(0184)-0134(0173)-0135(0173)-0161(0154)Sargan test 1117621(1100)14186(1100)15181(1100)13134(1100)转折点1117611122111231018411125111171013611112F(wald)258191(0100)5077161(0100)1708121(0100)1721143(0100)样本160160160160160160

49、160160 注:回归系数括号里的数为t(z)值,AR、Sargan test和F(w)统计量括号里的数分别为prob z、prob z和prob F(chiz)的值;3、33、333表示10%、5%和1%水平上显著;G MM、OLS、RE分别是两步法系统G MM估计、混合最小二乘估计、随机效应估计;在两步法系统G MM估计中,所有回归中的内生变量为Cit21、trade,对差分方程的G MM类型,两内生变量的两阶及更多阶的滞后项为工具变量。322010年第1期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All r

50、ights reserved.http:/表4因变量为单位产出CO2排放量的回归结果模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8解释变量G MMOLSREG MMG MMOLSG MMOLSCit2101914333(49158)01992333(83152)01980333(56117)01904333(36100)01966333(112105)11002333(72196)01965333(72104)01995333(76162)trade-01634333(-12129)-01099(-1149)-01088(-0191)-01633333(-8123)-11357333(-31