EU—ETS是否导致欧盟碳密集型行业发生碳泄漏

周慧　盛济川

摘要 减少碳泄漏是欧盟提出开征边境调节税的理由之一，但关于欧盟碳密集型行业是否发生显著碳泄漏的实证研究则相对较少。本文从双边贸易的视角，对欧盟水泥、铝、钢铁三个碳密集型产业的进出口贸易进行了结构断点检验，发现水泥和铝进出口不存在显著的结构性变化，而钢铁进出口在2003年和2008年存在两个结构断点，在第二个断点处钢铁进口整体增加；本文进一步检验了欧洲气候交易所碳价格与钢铁进出口的格兰杰因果关系，发现钢铁进口的变化由碳价格导致，而出口变化则不是。研究结果表明，EUETS的实施对欧盟碳密集型产业影响的范围和程度有限，水泥、铝和钢铁产业中，只在钢铁进口中发现了部分碳泄漏的证据。因此，减少碳泄漏不足以成为欧盟开征边境调节税的充足理由。

关键词碳泄漏；碳密集型行业；欧盟碳排放交易体系

中图分类号F740

文献标识码A

文章编号1002-2104（2014）01-0087-07doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2014.01.013

碳泄漏是影响全球碳减排政策有效性的一个重要因素。在“共同但有区别的责任”的框架下，《京都议定书》只对部分发达国家做出了减排目标的规定，由此可能导致承担减排义务的国家采取的减排行动使得不采取减排义务的国家排放增加，产生所谓“碳泄漏”（carbon leakage）[1]。

作为《京都议定书》的发起者和支持者，欧盟一直积极倡导全球应对气候变化，控制温室气体排放。成立于2005年的欧盟碳排放交易体系（The EU Emissions Trading System， 以下简称EUETS）是欧盟应对气候变化的主要政策工具。

作为第一个、也是迄今为止全球最大的碳排

放交易市场，EUETS包括了31个国家，11 000多个发电站

和工业企业，覆盖了欧盟温室气体排放量的约45%。

然而，在积极推动EUETS的同时，欧盟也十分担心这样一个区域性的减排行动会对本国产业的竞争力造成负面影响，同时可能导致碳泄漏问题。欧盟采取的应对措施之一是试图实施边境调节税（Border Adjustment Tax）。欧盟2009/29/EC指令中声明，到2010年6月30日，欧盟委员会将向欧洲议会和理事会提出，对属于存在显著碳泄漏风险的产业的进口商品征收边境调节税（碳关税）[2]。作为欧盟的主要贸易伙伴，一旦欧盟对我国出口征收碳关税，短期内会对我国就业、经济、社会稳定等造成不同程度的负面影响[3-4]。

碳泄漏是否可以作为欧盟提出征收碳关税的一个可信的理由？回答这个问题，首先需要明确EUETS是否导致欧盟碳密集型产业发生了显著的碳泄漏。由于碳密集型产品的国际贸易是产生碳泄漏的重要途径之一[1]，本文拟从中欧双边贸易的视角对此问题展开研究。

1文献综述

碳泄漏程度的大小对于政策的制定具有重要的意义，但研究结果尚未取得广泛一致。IPCC第二次评估报告（1996）根据世界模型测算，OECD减排行动可能导致的碳泄漏率在0-70%之间，第三次评估报告将这个估计区间缩小到5-20%。早期的研究大都是基于事前的（ex ante）估计，即通过数理模型或可计算一般均衡模型（CGE模型）对碳泄漏程度进行预测和估算。如Paltsev[5]运用一个静态的多部门、多地区的CGE模型进行模拟分析，估计京都议定书所导致的碳泄漏率在10%左右。Kuik and Gerlagh[6]研究了贸易自由化对碳泄漏的影响，认为过去对京都议定书导致的碳泄漏率估计偏低，如果考虑到多边贸易谈判乌拉圭回合中约定的减免进口关税的实施，则碳泄漏率将进一步增加。Babiker[7]将一个寡头市场结构下的能源密集型企业策略互动的模型嵌入一个多地区CGE模型中，定量分析京都议定书对能源密集型企业国际转移的影响效应，发现这种影响确实可能存在，而且由此带来的碳泄漏率高达130%。Sinn[8]提出“绿色悖论（green paradox）”的可能性，即在极端情况下，减排国家的行动导致非减排国家排放量增加超过了减排国家的减排量，使得整体排放量不减反升。Eichner and Pethig[9]对此问题展开了进一步研究，构建了一个两阶段、三个国家的一般均衡模型，发现碳泄漏的程度取决于多个参数与弹性之间的关系，在第一阶段提高减排目标可能促使碳泄漏的发生，但如果第二阶段提高减排目标，并不必然导致绿色悖论。

近年来，一些学者开始利用可获得的数据，寻找在实际减排过程中碳泄漏程度大小的事后（ex post）证据。与早期预测相反，研究发现碳泄漏程度并非如理论模型估计的那么大。Barker et al. [10]以欧盟6个成员国为对象，研究了这些国家在1995-2005年期间单方面实施的环境税改革对碳泄漏的潜在影响，通过采用欧盟多部门综合能源-环境-经济（E3）模型进行动态比较分析，发现从长期角度看（1995-2012年），环境税改革带来的碳泄漏程度很小，在某些情况下，由于技术溢出效应，碳泄漏甚至是负的。Okereke and McDaniels[11]通过调研、案例和数据分析对欧盟3家最大的钢铁企业展开研究，发现这些企业策略性的夸大了EUETS中碳定价对他们的影响，他们所提出的两条证明其竞争力受损的主要理由：缺乏减排的机会和无法将成本向下游转嫁，也是不充分的。Rutherford and Tilton[12]通过建立企业层面的空间均衡模型，研究了铜产业的碳泄漏效应，发现工业化国家碳减排量的约30%将被非减排国家排放量的增加所抵消。Chen[13]对美国区域性温室气体初步行动（The Regional Greenhouse Gas Initiative）所导致的碳泄漏进行了研究，发现随着排放权价格的上升，碳泄漏程度增加，但如果是以百分比表示，则两者的关系是负向的。

目前，国内关于碳泄漏的实证研究很少，最有代表性的是赵玉焕等[14]的研究。他们选取钢铁、有色金属、水泥、化肥、玻璃和玻璃制品、纸张和纸制品六个碳密集型产业为研究对象，以中国与欧盟碳密集型产品的进出口比率作为指标，考察欧盟实施温室气体减排措施（1992年）以来该指标的变化趋势，以确定中国与欧盟之间是否发生了碳泄漏以及程度如何。研究结果表明，中国与欧盟之间可能并未发生碳泄漏，或者即使发生了碳泄漏，其程度也很微弱。

赵玉焕等[14]对研究中国与欧盟之间碳泄漏的问题提供了很好的分析视角。从这一起点出发，如果欧盟碳密集型产业通过国际贸易的方式在中国产生碳泄漏，必然导致贸易的结构发生变化，欧盟碳密集型产品对中国的出口将会减少，进口将会增加，从而使得进出口时间序列在EUETS实施之后发生结构性的转变；反之，如果没有发生碳泄漏，那么双边贸易的时间序列应该呈现出粘性，不存在显著的结构变化。基于这种思路，本文采用结构断点检验的方法，通过检验中国与欧盟碳密集型产品进出口时间序列是否存在结构断点，来判断EUETS的实施是否导致了欧盟碳密集型产业的碳泄漏，进而分析欧盟以碳泄漏为理由要求开征边境调节税的合理性。

2研究方法

2.1单个断点的单位根检验

根据Zivot and Andrews[15]，假设原始数据是单位根过程，其序列的数据生成过程是：

假设序列{yt}是没有发生结构变化的单位根过程，其备选假设认为{yt}是结构变化发生在断点TB的分段平稳过程：

其中：DUt=1当t≥TB；否则=0。备选假设可以表述为三个模型：模型A（γ=0），表示时间序列在结构断点TB处仅存在截距的变化；模型B（θ=0），表示时间序列在结构断点处存在增长趋势的变化，模型C（λ≠0，θ≠0）则表示在结构断点处同时发生截距和趋势的变化。如果α<0，则时间序列是具有结构断点的分段平稳过程。因此，具有结构断点TB的平稳性检验是：

（2）式中的滞后项用来克服随机误差的序列相关性，其滞后阶数采用tsig方法来确定。即首先设定最大的滞后阶数kmax，对于给定的TB，让k从kmax逐步减少，直到ck估计值的t统计量（绝对值）大于或等于1.6；否则，则取k=0。tsig方法在选择滞后长度时具有检验水平稳定和检验功效高的特点，优于传统的信息准则，如AIC和BIC等。

关于结构断点的选取，这里将其视为内生的。当样本量为T时，给定TB∈[l，T-l]，分别对（2）式中的三种模型做OLS回归，得到模型i（=A，B，C）中α的估计值αi^及其t统计量。当TB取遍[l，T-l]，就得到αi^的t统计量集合。为了便于表示，记λ=TB/T，其取值范围是（0，1）中某个给定的闭子集。则对于显著性水平a，如果αi^的t统计量集合中最小的t统计量小于该显著性水平下的左侧单边临界值，则拒绝原假设，即认为该时间序列在TB处存在结构断点，是分段趋势平稳的。

2.2两个结构断点的单位根检验

在复杂的外在环境下，原始序列有可能存在不止一个结构断点，因此，进一步建立两个内生断点的检验模型如下[16]：

2.3有限样本的临界值

本文样本数量为168个，不适合直接采用极限分布临界值，因此，需要计算有限样本分布的左侧单边临界值。针对一个结构断点模型，取初始值y1=0，以Δyt=εt（白噪声序列）作为数据生成过程，随机生成长度为168的单位根序列，再将所得序列分别带入模型A、B、C中，对λ∈[01，0.9]内所有可能的断点进行回归，其中滞后阶数仍然采用tsig方法加以确定（kmax=12），找到其中最小的tα^。重复上述步骤1 000次，得到tα^最小值的离散分布，根据该分布得到不同显著水平的左侧单边临界值。两个结构断点模型的左侧单边临界值的获得方法与之类似。

3数据来源与处理

3.1碳密集型行业的选择

本文主要研究国际贸易渠道所导致的碳泄漏。可能面临显著碳泄漏风险的部门应该满足两个条件：①生产过程中直接碳排放量大或者间接碳排放量大（消耗大量电能），从而碳价格对其生产成本有较大影响；②参与国际贸易的程度较大。基于此，欧盟委员会制定了识别面临显著碳泄漏风险的部门的相关标准，对所有部门进行了评估，并于2009年12月24日发布了欧盟面临显著碳泄漏风险的部门清单，共计164个部门/子部门。然而，根据Hourcade et al.基于英国数据的研究、CE Delft基于荷兰数据的研究和Graichen et al.基于德国数据的研究，受到影响的产业远没有那么多，实际上主要集中在钢铁、水泥、铝和一些化学产业上[2]。因此，本文选取钢铁、水泥、铝三个产业作为碳密集型产业的典型代表加以研究。

3.2数据来源与处理

两类产品相加得到。用居民消费价格调和指数（Harmonized indices of consumer prices，HICP）进行平减，得到以2005年欧元不变价为单位的贸易数据。样本区间为1999：01-2012：12，共168个数据。贸易数据和物价指数均来自于eurostat网站[17]。

由于月度数据具有明显的季节性波动，这里对所有序列采用X-12方法（乘法模型）进行了季节调整，并对季节调整后的数据取自然对数。

4实证结果

4.1没有断点的单位根检验结果

在做结构断点检验之前，必须先考虑通常意义下的平稳性。如果原序列是平稳的，则检验结构断点也就无意义了。这里对三个产业进出口时间序列进行ADF检验，结果见表1。可以发现，所有序列都是一阶单整的。也就是说，在不考虑结构断点的情况下，它们都是单位根过程。

4.2一个断点的检验结果

对上述6个时间序列，运用（2）式的3个模型，取λ∈[0.1，0.9]，kmax=12，进行检验，结果见表2。模型A、B、C的检验结果表明，无论是截距的漂移还是增长趋势的改变，在5%的显著性水平下，中国与欧盟水泥、铝、钢铁三个碳密集型产业的进出口序列在样本期内没有发生结构变化。

4.3两个断点的检验结果

由于外界环境的复杂性，先验假定时间序列只有一个结构断点可能与现实不符，从而导致检验的功效下降。因

此，这里对所有6个时间序列进行两个内生结构断点的检验，取λ1，λ2∈[0.1，0.9]，结果见表3。可以发现，水泥和铝的进出口序列在10%的水平上都没有显著的两个结构断点，但钢铁产业的进出口序列在5%的水平上显著。钢铁进口的两个结构断点分别在2003年7月和2008年11月，在第一个断点处，截距向下漂移，而增长率提高；在第二个断点处，截距向上漂移，增长率下降。钢铁出口的两个结构断点分别在2002年12月和2008年3月，两个断点

目前，国内关于碳泄漏的实证研究很少，最有代表性的是赵玉焕等[14]的研究。他们选取钢铁、有色金属、水泥、化肥、玻璃和玻璃制品、纸张和纸制品六个碳密集型产业为研究对象，以中国与欧盟碳密集型产品的进出口比率作为指标，考察欧盟实施温室气体减排措施（1992年）以来该指标的变化趋势，以确定中国与欧盟之间是否发生了碳泄漏以及程度如何。研究结果表明，中国与欧盟之间可能并未发生碳泄漏，或者即使发生了碳泄漏，其程度也很微弱。

赵玉焕等[14]对研究中国与欧盟之间碳泄漏的问题提供了很好的分析视角。从这一起点出发，如果欧盟碳密集型产业通过国际贸易的方式在中国产生碳泄漏，必然导致贸易的结构发生变化，欧盟碳密集型产品对中国的出口将会减少，进口将会增加，从而使得进出口时间序列在EUETS实施之后发生结构性的转变；反之，如果没有发生碳泄漏，那么双边贸易的时间序列应该呈现出粘性，不存在显著的结构变化。基于这种思路，本文采用结构断点检验的方法，通过检验中国与欧盟碳密集型产品进出口时间序列是否存在结构断点，来判断EUETS的实施是否导致了欧盟碳密集型产业的碳泄漏，进而分析欧盟以碳泄漏为理由要求开征边境调节税的合理性。

2研究方法

2.1单个断点的单位根检验

根据Zivot and Andrews[15]，假设原始数据是单位根过程，其序列的数据生成过程是：

假设序列{yt}是没有发生结构变化的单位根过程，其备选假设认为{yt}是结构变化发生在断点TB的分段平稳过程：

其中：DUt=1当t≥TB；否则=0。备选假设可以表述为三个模型：模型A（γ=0），表示时间序列在结构断点TB处仅存在截距的变化；模型B（θ=0），表示时间序列在结构断点处存在增长趋势的变化，模型C（λ≠0，θ≠0）则表示在结构断点处同时发生截距和趋势的变化。如果α<0，则时间序列是具有结构断点的分段平稳过程。因此，具有结构断点TB的平稳性检验是：

（2）式中的滞后项用来克服随机误差的序列相关性，其滞后阶数采用tsig方法来确定。即首先设定最大的滞后阶数kmax，对于给定的TB，让k从kmax逐步减少，直到ck估计值的t统计量（绝对值）大于或等于1.6；否则，则取k=0。tsig方法在选择滞后长度时具有检验水平稳定和检验功效高的特点，优于传统的信息准则，如AIC和BIC等。

关于结构断点的选取，这里将其视为内生的。当样本量为T时，给定TB∈[l，T-l]，分别对（2）式中的三种模型做OLS回归，得到模型i（=A，B，C）中α的估计值αi^及其t统计量。当TB取遍[l，T-l]，就得到αi^的t统计量集合。为了便于表示，记λ=TB/T，其取值范围是（0，1）中某个给定的闭子集。则对于显著性水平a，如果αi^的t统计量集合中最小的t统计量小于该显著性水平下的左侧单边临界值，则拒绝原假设，即认为该时间序列在TB处存在结构断点，是分段趋势平稳的。

2.2两个结构断点的单位根检验

在复杂的外在环境下，原始序列有可能存在不止一个结构断点，因此，进一步建立两个内生断点的检验模型如下[16]：

2.3有限样本的临界值

本文样本数量为168个，不适合直接采用极限分布临界值，因此，需要计算有限样本分布的左侧单边临界值。针对一个结构断点模型，取初始值y1=0，以Δyt=εt（白噪声序列）作为数据生成过程，随机生成长度为168的单位根序列，再将所得序列分别带入模型A、B、C中，对λ∈[01，0.9]内所有可能的断点进行回归，其中滞后阶数仍然采用tsig方法加以确定（kmax=12），找到其中最小的tα^。重复上述步骤1 000次，得到tα^最小值的离散分布，根据该分布得到不同显著水平的左侧单边临界值。两个结构断点模型的左侧单边临界值的获得方法与之类似。

3数据来源与处理

3.1碳密集型行业的选择

本文主要研究国际贸易渠道所导致的碳泄漏。可能面临显著碳泄漏风险的部门应该满足两个条件：①生产过程中直接碳排放量大或者间接碳排放量大（消耗大量电能），从而碳价格对其生产成本有较大影响；②参与国际贸易的程度较大。基于此，欧盟委员会制定了识别面临显著碳泄漏风险的部门的相关标准，对所有部门进行了评估，并于2009年12月24日发布了欧盟面临显著碳泄漏风险的部门清单，共计164个部门/子部门。然而，根据Hourcade et al.基于英国数据的研究、CE Delft基于荷兰数据的研究和Graichen et al.基于德国数据的研究，受到影响的产业远没有那么多，实际上主要集中在钢铁、水泥、铝和一些化学产业上[2]。因此，本文选取钢铁、水泥、铝三个产业作为碳密集型产业的典型代表加以研究。

3.2数据来源与处理

两类产品相加得到。用居民消费价格调和指数（Harmonized indices of consumer prices，HICP）进行平减，得到以2005年欧元不变价为单位的贸易数据。样本区间为1999：01-2012：12，共168个数据。贸易数据和物价指数均来自于eurostat网站[17]。

由于月度数据具有明显的季节性波动，这里对所有序列采用X-12方法（乘法模型）进行了季节调整，并对季节调整后的数据取自然对数。

4实证结果

4.1没有断点的单位根检验结果

在做结构断点检验之前，必须先考虑通常意义下的平稳性。如果原序列是平稳的，则检验结构断点也就无意义了。这里对三个产业进出口时间序列进行ADF检验，结果见表1。可以发现，所有序列都是一阶单整的。也就是说，在不考虑结构断点的情况下，它们都是单位根过程。

4.2一个断点的检验结果

对上述6个时间序列，运用（2）式的3个模型，取λ∈[0.1，0.9]，kmax=12，进行检验，结果见表2。模型A、B、C的检验结果表明，无论是截距的漂移还是增长趋势的改变，在5%的显著性水平下，中国与欧盟水泥、铝、钢铁三个碳密集型产业的进出口序列在样本期内没有发生结构变化。

4.3两个断点的检验结果

由于外界环境的复杂性，先验假定时间序列只有一个结构断点可能与现实不符，从而导致检验的功效下降。因

此，这里对所有6个时间序列进行两个内生结构断点的检验，取λ1，λ2∈[0.1，0.9]，结果见表3。可以发现，水泥和铝的进出口序列在10%的水平上都没有显著的两个结构断点，但钢铁产业的进出口序列在5%的水平上显著。钢铁进口的两个结构断点分别在2003年7月和2008年11月，在第一个断点处，截距向下漂移，而增长率提高；在第二个断点处，截距向上漂移，增长率下降。钢铁出口的两个结构断点分别在2002年12月和2008年3月，两个断点

目前，国内关于碳泄漏的实证研究很少，最有代表性的是赵玉焕等[14]的研究。他们选取钢铁、有色金属、水泥、化肥、玻璃和玻璃制品、纸张和纸制品六个碳密集型产业为研究对象，以中国与欧盟碳密集型产品的进出口比率作为指标，考察欧盟实施温室气体减排措施（1992年）以来该指标的变化趋势，以确定中国与欧盟之间是否发生了碳泄漏以及程度如何。研究结果表明，中国与欧盟之间可能并未发生碳泄漏，或者即使发生了碳泄漏，其程度也很微弱。

赵玉焕等[14]对研究中国与欧盟之间碳泄漏的问题提供了很好的分析视角。从这一起点出发，如果欧盟碳密集型产业通过国际贸易的方式在中国产生碳泄漏，必然导致贸易的结构发生变化，欧盟碳密集型产品对中国的出口将会减少，进口将会增加，从而使得进出口时间序列在EUETS实施之后发生结构性的转变；反之，如果没有发生碳泄漏，那么双边贸易的时间序列应该呈现出粘性，不存在显著的结构变化。基于这种思路，本文采用结构断点检验的方法，通过检验中国与欧盟碳密集型产品进出口时间序列是否存在结构断点，来判断EUETS的实施是否导致了欧盟碳密集型产业的碳泄漏，进而分析欧盟以碳泄漏为理由要求开征边境调节税的合理性。

2研究方法

2.1单个断点的单位根检验

根据Zivot and Andrews[15]，假设原始数据是单位根过程，其序列的数据生成过程是：

假设序列{yt}是没有发生结构变化的单位根过程，其备选假设认为{yt}是结构变化发生在断点TB的分段平稳过程：

其中：DUt=1当t≥TB；否则=0。备选假设可以表述为三个模型：模型A（γ=0），表示时间序列在结构断点TB处仅存在截距的变化；模型B（θ=0），表示时间序列在结构断点处存在增长趋势的变化，模型C（λ≠0，θ≠0）则表示在结构断点处同时发生截距和趋势的变化。如果α<0，则时间序列是具有结构断点的分段平稳过程。因此，具有结构断点TB的平稳性检验是：

（2）式中的滞后项用来克服随机误差的序列相关性，其滞后阶数采用tsig方法来确定。即首先设定最大的滞后阶数kmax，对于给定的TB，让k从kmax逐步减少，直到ck估计值的t统计量（绝对值）大于或等于1.6；否则，则取k=0。tsig方法在选择滞后长度时具有检验水平稳定和检验功效高的特点，优于传统的信息准则，如AIC和BIC等。

关于结构断点的选取，这里将其视为内生的。当样本量为T时，给定TB∈[l，T-l]，分别对（2）式中的三种模型做OLS回归，得到模型i（=A，B，C）中α的估计值αi^及其t统计量。当TB取遍[l，T-l]，就得到αi^的t统计量集合。为了便于表示，记λ=TB/T，其取值范围是（0，1）中某个给定的闭子集。则对于显著性水平a，如果αi^的t统计量集合中最小的t统计量小于该显著性水平下的左侧单边临界值，则拒绝原假设，即认为该时间序列在TB处存在结构断点，是分段趋势平稳的。

2.2两个结构断点的单位根检验

在复杂的外在环境下，原始序列有可能存在不止一个结构断点，因此，进一步建立两个内生断点的检验模型如下[16]：

2.3有限样本的临界值

本文样本数量为168个，不适合直接采用极限分布临界值，因此，需要计算有限样本分布的左侧单边临界值。针对一个结构断点模型，取初始值y1=0，以Δyt=εt（白噪声序列）作为数据生成过程，随机生成长度为168的单位根序列，再将所得序列分别带入模型A、B、C中，对λ∈[01，0.9]内所有可能的断点进行回归，其中滞后阶数仍然采用tsig方法加以确定（kmax=12），找到其中最小的tα^。重复上述步骤1 000次，得到tα^最小值的离散分布，根据该分布得到不同显著水平的左侧单边临界值。两个结构断点模型的左侧单边临界值的获得方法与之类似。

3数据来源与处理

3.1碳密集型行业的选择

本文主要研究国际贸易渠道所导致的碳泄漏。可能面临显著碳泄漏风险的部门应该满足两个条件：①生产过程中直接碳排放量大或者间接碳排放量大（消耗大量电能），从而碳价格对其生产成本有较大影响；②参与国际贸易的程度较大。基于此，欧盟委员会制定了识别面临显著碳泄漏风险的部门的相关标准，对所有部门进行了评估，并于2009年12月24日发布了欧盟面临显著碳泄漏风险的部门清单，共计164个部门/子部门。然而，根据Hourcade et al.基于英国数据的研究、CE Delft基于荷兰数据的研究和Graichen et al.基于德国数据的研究，受到影响的产业远没有那么多，实际上主要集中在钢铁、水泥、铝和一些化学产业上[2]。因此，本文选取钢铁、水泥、铝三个产业作为碳密集型产业的典型代表加以研究。

3.2数据来源与处理

两类产品相加得到。用居民消费价格调和指数（Harmonized indices of consumer prices，HICP）进行平减，得到以2005年欧元不变价为单位的贸易数据。样本区间为1999：01-2012：12，共168个数据。贸易数据和物价指数均来自于eurostat网站[17]。

由于月度数据具有明显的季节性波动，这里对所有序列采用X-12方法（乘法模型）进行了季节调整，并对季节调整后的数据取自然对数。

4实证结果

4.1没有断点的单位根检验结果

在做结构断点检验之前，必须先考虑通常意义下的平稳性。如果原序列是平稳的，则检验结构断点也就无意义了。这里对三个产业进出口时间序列进行ADF检验，结果见表1。可以发现，所有序列都是一阶单整的。也就是说，在不考虑结构断点的情况下，它们都是单位根过程。

4.2一个断点的检验结果

对上述6个时间序列，运用（2）式的3个模型，取λ∈[0.1，0.9]，kmax=12，进行检验，结果见表2。模型A、B、C的检验结果表明，无论是截距的漂移还是增长趋势的改变，在5%的显著性水平下，中国与欧盟水泥、铝、钢铁三个碳密集型产业的进出口序列在样本期内没有发生结构变化。

4.3两个断点的检验结果

由于外界环境的复杂性，先验假定时间序列只有一个结构断点可能与现实不符，从而导致检验的功效下降。因

此，这里对所有6个时间序列进行两个内生结构断点的检验，取λ1，λ2∈[0.1，0.9]，结果见表3。可以发现，水泥和铝的进出口序列在10%的水平上都没有显著的两个结构断点，但钢铁产业的进出口序列在5%的水平上显著。钢铁进口的两个结构断点分别在2003年7月和2008年11月，在第一个断点处，截距向下漂移，而增长率提高；在第二个断点处，截距向上漂移，增长率下降。钢铁出口的两个结构断点分别在2002年12月和2008年3月，两个断点