中国与东盟间贸易的减碳效果及碳解锁效应

黄荣哲

(1.广西财经学院,广西 南宁 530003;2.广西金融与经济研究院,广西 南宁 530003)

习近平主席在2021年11月22日中国-东盟建立对话关系30周年纪念峰会上,发表了题为《命运与共 共建家园》的重要讲话:“尽早启动中国东盟自由贸易区3.0版建设,提升贸易和投资自由化便利化水平,拓展数字经济、绿色经济等新领域合作”。[1]中国与东盟各国日益重视绿色低碳领域合作,共同应对气候变化带来的挑战。自中国-东盟自由贸易区(CAFTA)成立以来,中国与东盟各国在能源领域的合作日益密切。以动力煤为例,印度尼西亚不仅是全球最大的动力煤出口国,而且是中国动力煤的主要进口国。2021年1月—11月,中国从印度尼西亚进口1.76亿t动力煤,约占中国动力煤进口规模的3/4。[2]中国与东盟各国充分发挥比较优势,在更高层次、更广范围、更宽领域不断深化贸易分工,优化资源配置,促进绿色低碳发展。

Pethig[3]、Chichilnisky[4]、Copeland和Taylor[5-6]、Antweiler等[7]是较早研究贸易与环境关系的学者。这些研究揭示了碳排放通过国际贸易从发达国家向发展中国家转移。这使得“南北问题”更加凸出[8]。最著名的理论是“污染避难所假说”(Pollution Haven Hypothesis,PHH)。该理论认为,发达国家的环境规制比发展中国家更加严格,导致在自由贸易条件下污染产业转移到了环境规制较为宽松的发展中国家。结果,发展中国家的污染产业比重增大。贸易开放度能够从两个不同的方面影响国家或地区的生态环境。一是,各国有可能为保持或增强竞争力而降低环境规制标准,即“向底线赛跑”[9-11]。结果,贸易开放度越高,竞争越激烈,导致环境恶化越明显。二是,各国从贸易开放进程中获得先进技术与管理经验,从而改进生产方式,并提高环境标准,即“贸易的环境收益”[12]。贸易开放度能否真正改善环境将取决于上述两种不同影响力的强弱对比[13]。在杨恺钧等[14]的研究结果当中,“污染避难所”问题并没有出现在所有的发展中国家,印度和印度尼西亚等中低收入水平国家成为了例外,因为这些发展中国家从贸易开放中获得了较好的技术进步效应。

笔者根据CAFTA正式成立前后两个不同发展阶段的相关统计数据,尝试利用面板数据模型分析中国与东盟各国之间双边依存度影响各国碳排放强度的不同趋势,从而验证各个国家或地区能否从自由贸易当中获得减碳实效及碳解锁效应。

1 模型设计

1.1 以碳排放强度指标下降幅度测度减碳实效程度

笔者构建关于中国(PRC)与印度尼西亚(IDN)、马来西亚(MYS)、菲律宾(PHI)、新加坡(SIG)、泰国(THA)、文莱(BRN)、越南(VIE)、老挝(LAO)、缅甸(MYA)、柬埔寨(CAM)等东盟各国的碳排放强度模型,如式(1)和表1所示。其中,μPRG,t等分别代表各国碳排放强度计量模型的随机误差项。

表1 碳排放强度模型的主要变量

关于式(1)当中的模型变量及待估参数,笔者简要说明如下:

(1) 化石能源燃烧之后释放二氧化碳等温室气体。如果化石能源消费量占全部能源消费量的比重(FOS)越大,那么以单位产值的二氧化碳排放量表示的碳排放强度(CE)也就越大。其中,待估参数k1的预期符号为正号。

(2) 技术进步是提升能源使用效率、减少二氧化碳等温室气体排放的重要手段。如果研发强度(RD)指标数值越大,那么能源使用效率越高,二氧化碳等温室气体排放越少,碳排放强度(CE)也就越小。其中,研发强度(RD)等于研发支出除以国内生产总值。在模型式1当中,待估参数k2的预期符号为负号。

(3) 根据环境库兹涅茨曲线(environmental Kuznets curve,EKC)假设,随着经济社会发展,环境质量可能经历从恶化到改善的过程。为了简化模型,笔者假设环境库兹涅茨曲线是“倒U形”的二次函数形式。碳排放强度(CE)是人均国内生产总值增长率(Y)的二次函数,待估参数k3的预期符号为负号。

(4) 根据已有文献,在其他条件不变的情况下,贸易合作与碳排放强度之间的实际关联取决于“向底线赛跑”和“贸易的环境收益”这两种不同效应的强弱对比。待估参数k4和k5的预期符号可能为正号,也可能为负号。其中,DEPPRC,t代表中国对东盟的外贸依存度,由中国与东盟双边进出口总额除以中国的国内生产总值得到。DEPIDN,t代表印度尼西亚对中国的外贸依存度,可以采用中国与印度尼西亚双边进出口总额除以印度尼西亚的国内生产总值进行测度。类似地,笔者定义了DEPCAM,t等其他东盟国家对中国的依存度变量。

(5) 为了比较CAFTA成立前后不同深度的贸易合作对各国碳排放强度的影响,笔者设置了一个虚拟变量D1。对于CAFTA成立前的样本数据,D1等于0。否则,D1等于1。

(6) 在剔除化石能源消费结构、科技研发强度、经济发展、贸易合作等因素的影响之后,截矩项C代表各国平均的最低碳排放强度,截矩项CPRC、CIDN等代表最低碳排放强度的国别差异。

1.2 以碳锁定系数下降幅度测度碳锁定效应程度

虽然各国已经普遍地认识到化石能源燃烧之后排放温室气体,导致全球气候面临严峻挑战,但是能源消费结构调整涉及一个国家或者地区的资源禀赋、生产技术条件、能源市场供求缺口、生产者或者消费者的习惯偏好等诸多因素,各个国家或者地区对化石能源的依赖状况难以在短时间内发生根本性的改变。尤其是在工业化进程中,如果发展中国家或地区采购了低效率、高排放、长使用寿命、巨大重置成本的技术装备,那么这些国家或地区的高碳排放特性将会在未来一段较长的时期内被锁定,即“碳锁定效应”(Carbon Lock-in Effect)。借鉴刘备等[15]、孙丽文等[16]的研究方法,将碳超载比率测度碳锁定程度,并且考虑到中国与东盟各国碳汇数据的可得性受到限制,而各国森林覆盖率数据具有可得性、连续性的特征,所以假设碳锁定系数(CL)等于碳排放强度除以森林覆盖率再乘以100%,其中森林覆盖率是碳汇强度的替代变量。如果碳锁定系数越大,那么碳锁定效应就越强。另外,碳解锁过程存在时滞效应。关于能源因素导致的碳锁定问题,在式(2)中引入化石能源消费结构的滞后一阶变量。FOSPRC,t和FOSPRC,t-1等分别代表各国在相邻两个时期的化石能源结构。ηPRC,t、ηIDN,t等分别代表能源结构调整滞后的情况下各国碳锁定系数计量模型的随机误差项。关于技术因素导致的碳锁定问题,在式(3)中引入研发强度的滞后一阶变量。RDPRC,t和RDPRC,t-1等分别代表各国在相邻两个时期的研发强度。在剔除化石能源消费结构、科技研发强度、经济发展、贸易合作等因素的影响之后,截矩项H代表各国平均的最低碳锁定效应,截矩项HPRC、HIDN等代表最低碳锁定效应的国别差异。ωPRC,t、ωIDN,t等分别代表技术调整滞后的情况下各国碳锁定系数计量模型的随机误差项。

2 实证分析

通过Wind数据库以及国际能源署(IEA)、世界银行(WB)、世界贸易组织(WTO)等网站,采集和整理2000—2018年中国与东盟十国CEi,t、CLi,t、FOSi,t、RDi,t、Yi,t和DEPi,t等变量的相关统计数据。其中,i=PRC,IDN,...,CAM,t=2000年,2001年,...,2018年。由于FOSi,t缺失部分数据,所以采用三次条样插值法(cubic spline interpolation)填补缺失值。以各国碳排放强度、化石能源消费比重的变动趋势为例,2000—2018年中国、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、缅甸等7个国家的碳排放强度呈现出比较明显的下行趋势,占CAFTA成员国数量的64%;文莱、老挝与柬埔寨等3个国家的碳排放强度呈现出比较明显的上行趋势,占CAFTA成员国数量的27%;只有越南的碳排放强度呈现出不太明显的变动趋势,占CAFTA成员国数量的9%,如图1所示。截至2018年,中国是在CAFTA成员国中单位产值碳排量最大的国家,新加坡是在CAFTA成员国中单位产值碳排量最小的国家。

图1 2000—2018年中国与东盟各国碳排放强度变动趋势

2000—2018年中国的化石能源消费比重先增加后减少,占CAFTA成员国数量的9%;马来西亚和菲律宾的化石能源消费比重先减少后增大,占CAFTA成员国数量的18%;文莱的化石能源消费比重逐渐增大,占CAFTA成员国数量的9%;泰国的化石能源消费比重变动趋势不明显,占CAFTA成员国数量的9%;印度尼西亚、新加坡、越南、老挝、缅甸、柬埔寨等国家的化石能源消费比重呈现出比较明显的增大趋势,占CAFTA成员国数量的55%,如图2所示。截至2018年,马来西亚、新加坡是在CAFTA成员国中化石能源消费比重最大的国家,文莱是在CAFTA成员国中化石能源消费比重最小的国家。

图2 2000—2018年中国与东盟各国化石能源消费比重的变动趋势

包括CEi,t、CLi,t、FOSi,t、RDi,t、Yi,t和DEPi,t等变量的面板数据单位根检验结果如表2所示。无论是LLC检验还是IPS、ADF、PP检验,都可以在1%显著水平判断面板数据没有单位根。换言之,面板数据是平稳的。

表2 面板数据的单位根检验结果

为了减少截面异方差和同期相关性的影响,采用了截面似不相关回归(cross-section SUR)进行加权修正。而且似然比(Likelihood Ratio)检验结果表明,能够在1%显著水平拒绝“固定效应是多余的”原假设。换言之,模型式1引入固定效应是合适的。于是,获得关于碳排放强度模型的回归结果如表3所示。虽然贸易合作的减碳效应存在国别差异,但是从总体上看,加强(削弱)中国与东盟各国的贸易合作将会减少(增加)碳排放强度,尤其是CAFTA正式成立之后,深化贸易合作能够给更多国家和地区带来更好的减碳效果。在CAFTA正式成立之前,代表对外依存度的变量DEPi,t有6个系数为负、5个系数为正。在CAFTA正式成立之后,代表对外依存度的变量DEPi,t有8个系数为负、3个系数为正。其中,变量DEPi,t系数由正转负的2个国家是缅甸、柬埔寨。

表3 碳排放强度模型回归结果

类似地,关于碳锁定效应模型的回归结果分别如表4和表5所示。通过加强贸易合作,中国-东盟自由贸易区成员国能够获得更加显著的“碳解锁效应”。在表3中,在CAFTA正式成立之前,代表对外依存度的变量DEPi,t有5个系数为负,其中仅有3个系数是显著(sig=10%)为负。在CAFTA正式成立之后,DEPi,t有6个系数为负,其中有5个系数是显著(sig=10%)为负。其中,变量DEPi,t系数由不显著转变成显著为负的2个国家是中国、印度尼西亚。在表4中,在CAFTA正式成立之前,代表对外依存度的变量DEPi,t有5个系数为负,其中仅有3个系数是显著(sig=10%)为负,而在CAFTA正式成立之后,DEPi,t有6个系数为负,而且全都是显著(sig=10%)为负。其中,变量DEPi,t系数由不显著转变成显著为负的3个国家是印度尼西亚、新加坡、柬埔寨。

表4 能源结构调整与碳锁定效应的回归结果

表5 研发强度调整与碳锁定效应的回归结果

3 结论与建议

基于2000—2018年数据的实证研究表明,贸易合作对碳排放强度和碳锁定系数的影响存在某种程度的不确定性。在CAFTA正式成立之后,对外依存度对碳排放强度、碳锁定系数的影响明显增强。虽然CAFTA贸易合作的减碳效应存在国别差异,但是越来越多的成员国获得减碳实效,“贸易的环境收益”效应越来越强,而“向底线赛跑”效应越来越弱。

因此,一方面对内经济政策应该抑制高耗能与高碳排放项目的投资冲动,防止在碳达峰窗口期出现“碳冲峰”的现象,降低化石能源消费比重(变量FOS),鼓励企业增加研发投入(变量RD),倡导绿色低碳的生产消费观念(截矩项C和H);另一方面对外政经济策应该进一步深化CAFTA合作,拓展“一带一路”沿线国家、区域全面经济伙伴关系协定(RCEP)国家之间的合作广度、宽度与深度(变量DEP),彰显国际贸易合作的减碳实效与碳解锁效应。

综上,笔者提出建议如下:第一,政府或者企业发起,组建双边或多边参与的低碳技术联合实验室,共同投资研发,共享技术进步成果。第二,构建跨境运营的低碳新技术转化平台,加快先进技术替代落后技术、非化石能源替代化石能源的步伐,并在转型过程中持续提升化石能源的使用效率。第三,厚植绿色低碳新风尚,传播可持续发展理念,让绿色生产生活成为习惯。第四,充分利用区域全面经济伙伴关系协定(RCEP),积极参加全面与进步跨太平洋伙伴关系协定(CPTPP)等,广交贸易合作伙伴,深化贸易合作层次,拓宽贸易合作领域。