中国进出口贸易的内涵排放——基于多区域投入产出法的测算及分析，本文主要内容关键词为：投入产出论文,中国论文,进出口贸易论文,内涵论文,区域论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
有关“领先市场”①的研究曾经考察了风能、节能设备等能源技术②的发明、创新与扩散过程，发现发达国家在环境技术③领域具有优势。发达国家总是成为领先市场和主要的出口者（J
nicke和Jacob，2004；Beise和Rennings，2005），[4-5]而其他国家追随它们的创新设计。
造成发展中国家环境技术劣势的原因来自两个方面：第一，Kagan等（2003）认为，环境技术进步需要企业更多研发投入。[6]然而Blackman和Bannister（1998）、Gangadharan（2006）发现，由于较弱的技术能力以及长期依附于肮脏技术的资本存量，发展中国家对肮脏技术存在路径依赖。[7-8]此外，按照“污染天堂假说”，发展中国家对肮脏技术产生依赖也源于发达国家向发展中国家输出环境问题（Low和Yeats，1992；Wheeler，2001）。[9-10]这些因素都降低了发展中国家环境技术研发的能力和效率。第二，有关“波特假说”的研究认为，环境管制可以刺激企业增加环境技术研发（Requate和Unold，2003；Requate，2005；Geels和Schot，2007）。[11-13]但是Altman（2001）的企业行为模型表明，“波特假说”需要前提条件，企业对管制政策的反应取决于知识积累、成本水平以及预期收益，DelRío（2005）针对西班牙造纸业清洁生产能力的实证研究也支持这种观点。[14-15]管制政策本身也有局限性，Cleff和Rennings（2000）、Luiten和Blok（2004）、Fukasaku（2005）使用企业案例或行业数据的研究都显示管制政策只对清洁生产或成熟行业产生更强作用，在其他情况下，环境技术进步更多地取决于市场因素和环保意识。发展中国家较低的发展水平和市场化程度、追求低成本的企业竞争模式都制约了环境管制的技术进步作用。[16-18]
国内关于环境技术进步的研究则刚起步，相关文献主要关注我国环境产品的贸易竞争力（马建平，2011），[19]以及环境技术转移等问题，如张芳和苏竣（2012）就对我国风电制造业国际技术转移的内在机制和规律以及存在的问题进行了梳理和总结。[20]这些研究认为发达国家从技术发明创新到贸易竞争力上与发展中国家存在差异。
但是在可再生能源市场上，近年来领先地位却从发达国家逐渐转向中国、印度等发展中国家。2009年，中国提供了全球40%的太阳能光伏、30%的风力发电机组和77%的太阳能热水器。其他发展中国家也取得了更多优势，例如印度在风能领域，巴西、阿根廷等南美洲国家在生物质能源领域（21世纪可再生能源政策网络，REN21）。[21]国际能源机构（IEA）的报告认为，技术研发降低了生产成本，环境管制政策产生市场创造效应，正是这两种因素支撑着可再生能源市场30%～40%的年增长率（IEA，Clean energy progress report 2011）。[22]既然技术研发和环境管制的技术进步作用在发展中国家有着不确定性，那么为什么发展中国家却在理论上应该是发达国家具有优势的能源技术市场上表现出越来越强的竞争力？
这说明，目前有关环境技术进步的研究存在不足：一是很少关注发展中国家；二是缺乏发达国家与发展中国家的比较研究。发展中国家虽然逐渐在能源技术市场上取得优势，但它们获取优势的途径以及竞争模式的优劣却仍然在研究视野之外。
为了探讨上述问题，本研究从OECD环境产品清单（TN/TE/W/18,2002）中选择“可再生能源”和“节能与能源管理”两类产品④，并区分发达国家与发展中国家样本，探讨技术研发、环境管制以及其他一些相关因素对两类产品出口的影响。本研究试图证明，在能源技术市场上，发展中国家与发达国家有着不同竞争策略。一旦假设确定，实证结论可以阐明贸易与环境研究中未被解释清楚的一些问题，例如发展中国家的能源技术竞争策略是什么？和发达国家相比，发展中国家的竞争模式是否更优？有关贸易与环境的经济学假说（例如“波特假说”、“污染天堂假说”等）是否能够解释能源技术贸易的现状？
本研究实证过程使用贸易引力模型，根据两类能源技术的HS编码，选取27个出口国对34个进口国2000-2009年的出口数据进行实证研究，为保证计量结果有效并提供更多信息，我们分别采用静态和动态模型，并进行稳健性检验。文章后续部分结构如下：第二部分建立相关实证模型；第三部分介绍数据来源和计量方法；第四部分分析主要实证结果；第五部分为结论与政策含义。
二、实证模型及其变量的选择
由于本研究使用“可再生能源”和“节能与能源管理”两类特定工业品的贸易流来分析不同国家能源技术出口的影响因素，因此本文采用贸易引力模型进行实证分析。该模型可以灵活地选择贸易品和解释变量，对区域或国家间贸易流进行分析，例如Costantini和Mazzanti（2012）就使用贸易引力模型分别探讨了环境管制对欧盟全部产品出口和环境产品出口的影响，并在模型中加入环境税、R&D支出和专利数等多种解释变量。[27]
参考相关文献，特别是Costantini和Crespi（2008）、Costantini和Mazzanti（2012）的研究，[3，27]本研究采用下述贸易引力模型来考察技术研发和环境管制对能源技术贸易流的影响：
其中，环境管制水平通常很难量化。理论上讲，管制的严格程度会影响部门（或企业）污染治理支出。但也有文献指出支出增加的原因很多，管制政策只是一个方面。同时，支出增加的水平也取决于企业的政策反应能力（Yarime，2003）。[28]因此许多文献也采用一些替代方法，例如专家判断、监测数据或执法次数、污染排放量数据、环保法规的法律地位、特殊管制事件等（Jaffe等，2002；Rothenberg和Zyglidopoulos，2003；Yarime，2003；Johnstone和Labonne，2006）。[29-30，28，31]本研究选择污染排放量数据，使用
排放水平作为环境管制严格程度的一个间接指标。
能源技术研发也很难界定。一方面，使用技术专利数表示研发水平并不合适，因为许多环境技术进步并不需要专利形式（Griliches，1990；Napolitano和Sirilli，1990）。[32-33]另一方面，使用R&D投资表示研发水平也非常困难。首先，很难从全部投资中区分出哪些部分被用于能源技术研发。其次，即使大致区分出与能源相关的投资，其中很大部分也并非用来促进能源技术进步（Yarime，2003；Sanyal，2007）。[28，34]Rothenberg和Zyglidopoulos（2003）曾建议使用整体研发替代环境技术研发，[30]因为环境技术进步与一个国家的整体研发能力有密切关系，欧盟科技展望研究所（IPTS，Institute for Prospective Technological Studies）的报告也支持这种观点（IPTS，2004）。[35]本研究借鉴这种做法，使用每个国家的整体研发强度来表示该国的能源技术研发水平。
控制变量用于稳健性检验。考虑到有关文献认为环境技术扩散主要依赖国际间资本流动和环保意识两种途径（Plassman和Khanna，2006），[36]本研究选择国际直接投资流入和法治水平作为控制变量。
三、数据来源和计量方法
（一）数据来源
1.被解释变量
EXP=能源技术出口额。根据OECD环境产品清单中“可再生能源”和“节能与能源管理”两类产品所对应的HS（1996）编码（具体内容可向作者索取），从联合国贸易数据库（UNCTAD）中选取数据。出口国样本的选取首先根据全球每个国家两类产品年出口额，计算各国2000-2009年的出口总额，再按照出口额从大到小的次序，累积求和至全球出口总额的90%，将包含在此范围内的国家作为出口国样本（27个）；进口国样本的选取则按照进口额大小，使用相同的处理方法，选择进口国样本（34个）；最后，将2000-2009年间27个出口国对34个进口国的年出口额作为被解释变量⑤。这种对出口国和进口国同时进行限定的做法，目的是将研究集中于最重要的能源技术贸易关系。
2.解释变量
M=经济规模和发达程度。这里用GDP和GDP/POP（人均GDP）衡量，其中，GDP根据2005年本币不变价（数据来源：联合国UN）和购买力平价PPP转换因子（来源：联合国统计司千年发展目标指标网站，UNMDGs），统一折算为按照购买力平价调整的2005年美元不变价GDP（at constant 2005$ PPP）。人口数据同样来自于联合国统计司。
G=地理因素。使用共同语言（LANG）、共同边界（CONT）、殖民关系（COL）作为虚拟变量，地理距离（DIST）作为空间变量，这些数据来自法国国际经济研究所（CEPII）。
E=环境管制水平。使用排放水平（/GDP）作为环境管制严格程度的一个间接指标，表示为每单位GDP的排放量（kg per 2005 PPP $ of GDP，其中GDP用购买力平价折算的2005年美元不变价表示），数据来源于UNMDGs。/GDP越低，表明环境管制水平越严格；/GDP越高，说明环境管制水平越宽松。该指标能够从进口和出口两个角度分析贸易与环境关系：一方面，从出口国（国家i）角度，可以验证环境管制是否有助于提升其能源技术的出口能力；另一方面，从进口国（国家j）角度，可以揭示管制水平对其能源技术进口需求的影响。
I=能源技术研发水平。这里使用整体研发强度来表示能源技术研发水平。首先，选择R&D支出强度（RD）和专利强度（Patent/GDP）两个指标。其次，参考Archibugi和Coco（2004）的观点，[37]采用一个专门用于发展中国家的技术转移变量（TECDIFF），该指标可以考察整个经济体系应用和吸收进口技术的能力，而不是复制该技术的能力。
其中，专利强度用每十亿元GDP（用购买力平价折算的2005年美元不变价表示）的专利数表示，数据来源于世界知识产权组织（WIPO）。R&D支出强度表示为R&D支出占GDP的百分比，数据来源于联合国教科文组织（UNESCO）。TECDIFF采用每千人固定电话线路数和每千人移动电话用户数以及每千人互联网用户数计算得出，⑥计算所需数据来源于UNMDGs。
X=国家j的其他控制变量。包括FDI和法治水平RL两个指标。FDI用国际直接投资流入流量（Inward foreign direct investment flows，IFDIF）占GDP的百分比表示，数据来源于联合国贸发会议统计数据库（UNCTADSTAT）；RL表示法治指数（Index of rule of law）（Kaufman等，2003），[38]数据来源于www.govindicators.org。国际直接投资流入有助于环境技术的国际间接扩散，而法治水平则在一定程度上影响环境管制政策的实施效果。
（二）计量方法
为了区分发达国家与发展中国家能源技术出口及其影响因素，对公式（1）的估计首先采用世界总样本的基准模型，然后区分发达国家（或地区）和发展中国家样本进行静态和动态模型估计，最后进行稳健性检验。
有关引力模型的静态估计，一般存在三种方法：OLS；Tobit；Poisson模型。Silva和Tenreyro（2006）认为引力模型的对数线性方法存在异方差导致的不一致估计问题，因此建议采用伪泊松极大似然估计（PPML），同时也证明泊松方法优于Tobit方法。[39]
由于本研究更多地关注国家间的个体差异，因此本研究仍倾向于使用面板固定效应模型FE，Hausman检验也支持固定效应模型。由于模型中加入许多虚拟变量，如殖民关系、语言等，存在共线性问题，因此采用时间固定效应模型进行估计。但为了慎重起见，首先在世界大样本的基准模型中检验异方差问题对回归结果的影响，通过比较广义最小二乘法（FGLS）、伪泊松极大似然估计（PPML）与时间固定效应（FE）结果，发现异方差问题的影响并不明显.因此，在其后区分发达国家（或地区）和发展中国家的静态分析中，本文只报告了时间固定效应（FE）估计结果。
贸易流动态效应也是一个需要关注的问题，上期贸易活动对当期贸易流有正向影响（Bun和Klaassen，2002）。[40]针对动态性问题，系统GMM是一个合适的估计方法，可以更好地克服个体异质性和内生性问题。此外，当面板数据的时间序列较短而截面较多时，系统GMM方法也比一阶差分GMM方法更有效（Bond和Windmeijer，2002）。[41]表1为各变量的描述性统计特征。
四、实证结果和解释
（一）世界大样本基准模型
基准模型用来说明世界大样本（891个截面）下解释变量与被解释变量的基本关系，如表2。从检验结果看，三种估计方法下变量参数值比较一致，异方差问题的影响并不明显。
可以看到，那些在多数引力模型中都会出现的“结构性”变量，如经济规模、发达程度和地理因素，其回归结果与引力模型前提假设基本一致。进口国和出口国的GDP、人均GDP对能源技术出口有正向作用，⑦显示贸易流与贸易伙伴间的经济规模或发达程度有密切关系。贸易伙伴间的地理因素也有重要作用：共同语言和共同边界对能源技术出口有正向作用；国家间地理距离越短，贸易量越大。只有殖民关系的回归结果偏离引力模型的前提假设，殖民关系与能源技术出口负相关，但不显著，这可能是因为能源技术是新型产品，贸易量并未受到历史上殖民关系的影响。
（二）区分发达国家（或地区）和发展中国家的静态和动态模型
为了进一步观察解释变量在不同类型国家下的参数结果，并验证发展中国家与发达国家（或地区）是否具有不同的竞争模式，在世界大样本中对出口国按发达国家（或地区）和发展中国家进行分类，⑧进口国保持不变。发达国家（或地区）样本包含660个截面，发展中国家样本包含231个截面，并分别进行回归。
1.静态模型结果及分析
静态模型的结果见第50页表3。在发达国家（或地区）样本下，出口国环境管制水平
符号为负，且在1%水平下显著。说明发达国家（或地区）的能源技术出口更符合“波特假说”，严格环境管制对能源技术出口有正向作用，并改善了发达国家（或地区）国内经济运行的清洁程度，进而又成为能源技术出口的推动力，从而保证环境友好型产品的贸易优势建立在环境友好型的经济运行之上。
但在发展中国家样本下，出口国环境管制水平符号却为正且显著。进口国环境管制水平
符号反而为负，且在1%水平下显著，进口国环境管制水平对发展中国家能源技术出口的促进作用（三种回归中分别为-1.509、-1.512、-1.438）也明显大于发达国家（或地区）（分别为-0.212、-0.229、-0.176）。这说明发展中国家宽松的环境管制水平反而成为其贸易比较优势，能源技术出口也更依赖进口国需求（即进口国环境管制水平）。由此可以发现，不是更清洁的经济运行而是出口导向更多地影响着发展中国家的能源技术出口。这种特点更符合“污染天堂假说”，虽然发展中国家并不生产并出口污染密集型产品，但随着贸易伙伴国环境管制水平的加强，需求的拉动会刺激发展中国家通过相对肮脏的生产过程出口更多环境友好型产品，而发展中国家成为发达国家转嫁环境问题的牺牲品这一事实并没有改变。
从表3的回归结果中还可以发现，技术研发对两类国家能源技术出口的影响也有所不同。无论出口国是发达国家还是发展中国家，技术研发变量
、
和
都与能源技术出口正相关，且在1%水平下显著。但技术研发对发展中国家能源技术出口的正向作用（三种回归中系数分别为2.8727、0.114、9.219）明显大于发达国家（或地区）（分别为0.331、0.006、4.311）。这说明发展中国家是否具备足够的技术研发水平对获取能源技术出口优势有决定性作用，具有更高R＆D投入、知识产出以及应用和吸收外来技术能力的发展中国家其能源技术进步更迅速，在国际能源技术市场上的竞争力也更突出；当然，技术研发对发展中国家出口的更强正向作用，也可能是因为发展中国家相对较低的知识积累，技术研发的边际效应更为明显。
同时，进口国技术研发
、
和
对发达国家（或地区）能源技术出口有正向作用，但对发展中国家出口的促进作用并不明确[除了符号为正且显著，其他两个变量都不显著，符号甚至为负]。这种差异似乎很难理解，但参考Stern（2003）的观点，原因就不难理解：在全球范围的环境技术进步中，发达国家总是率先完成发明和创新，而后发展中国家成为技术扩散吸收体。[43]因此在表3中，发达国家能源技术出口需要贸易伙伴国具备相对较强的技术能力，以便实现国际间技术扩散，并巩固发达国家的领先市场优势。而发展中国家则不同，进口国能源技术研发水平的增强反而对来自发展中国家的出口有挤出效应。
2.动态模型结果及分析
动态模型结果如下页表4。为了获得最有效的规范结果，我们尝试了几种被解释变量滞后阶数，最后选择了滞后一阶。同时为消除共线性问题，我们在模型中加入时间虚拟变量。Sargan检验和AR（2）检验结果表明，我们选择的工具变量是合理的，不存在过度识别问题。
结果显示，在两类国家样本下，上期出口对本期出口都有正向作用，且在1%水平下显著，能源技术出口存在较强动态效应。其他解释变量的结果与静态模型基本一致。这说明，除了技术研发和环境管制可以改变能源技术的国际市场结构，能源技术贸易本身的动态效应也有相同作用。类似于Schulze（1999）的观点：随着贸易发展，双方对彼此产品的接受程度随之提高，一旦产生“消费依赖性”，优势出口者就能不断强化其市场领先优势。[44]
（三）稳健性检验
由于篇幅有限，稳健性检验结果可向作者索取。在两类国家样本下，加入进口国国际直接投资流入和法治水平两类控制变量后，模型很稳定。控制变量
对能源技术出口也有正向作用，且显著。回归结果说明，进口国更高的法治水平与吸收外资能力都有利于增加能源技术进口需求，促进国际间能源技术扩散。
五、结论与政策含义
本文利用贸易引力模型，分别从发达国家（或地区）和发展中国家角度，考察了技术研发和环境管制对能源技术出口的影响。结果显示，两类国家具有不同竞争模式。发达国家更符合“波特假说”，严格环境管制促进了能源技术创新，并成为其贸易比较优势的间接来源。而发展中国家的情况更类似“污染天堂假说”，宽松的管制水平反而成为其贸易比较优势，能源技术出口更多地受到出口导向的影响，而不是更清洁的经济运行，发展中国家的能源技术出口某种程度上成为发达国家向其转嫁环境问题的途径。此外，虽然技术研发对发展中国家能源技术出口有更强的正向作用，但发达国家在技术发明和创新阶段仍然更具优势，发展中国家更多地扮演着技术扩散吸收体的角色。
结论说明，在处理能源技术与经济增长关系时，发达国家的做法更符合经济可持续发展的要求——环境友好型产品出口的推动力来自环境友好型经济运行。如果发达国家保持这种竞争策略，将率先形成一种绿色清洁的综合竞争优势，并对发展中国家凭借宽松环境管制获取贸易优势的竞争模式构成威胁。这一点应该引起发展中国家的警惕，它们需要对涉及能源技术乃至整个环境技术的政策体系加以完善：
第一，从完善环境管制政策的角度看，发展中国家应该实施更积极、但是渐进性的管制改革，逐渐实现清洁技术的过渡和扩散（李瑾，2008）。[45]一方面，发达国家兼顾环境友好型产品出口和经济运行的模式显然更具综合优势，发展中国家需要重新审视环境管制在能源技术出口中的作用，那种凭借宽松管制获取比较优势的发展模式是次优的。但另一方面，演化经济学和环境经济学的大量文献都证明环境技术进步是渐进的，脱离现实的激进管制政策不会带来根本性的技术进步（Del Río，2009）。[46]一旦发展中国家能源技术出口的比较优势受到激进管制政策的冲击，贸易动态效应将引发持续的出口萎缩，这反而会严重削弱发展中国家能源技术进步的潜能和动力。
第二，发展中国家应该有目的地引导能源技术研发的方向和领域。如果能源技术出口的推动力并非来自更清洁的经济运行而是出口导向，发展中国家的能源技术研发将更关注于如何吸收外来技术，而不是促进自身的发明和创新，因为这种技术进步模式的风险更小而预期收益更高。但它的缺陷也很明显，发展中国家对发达国家能源技术及其消费市场的依赖会不断加深。因此，发展中国家应该引导更多的技术研发用于改善国内经济运行的清洁程度，而不是单纯追求更高的能源技术市场份额，这样才能促使技术研发更多地转向发明与创新，有效地发挥R&D活动对发展中国家能源技术进步的促进作用（王耀德，2009）。[47]
第三，在贸易政策中，发展中国家应该认识到环境利益与贸易利益是不可分离的。虽然在WTO框架下，欧盟将PPMs标准⑨纳入环境产品定义的提法遭到发展中国家的反对，因为这种把对出口产品本身的环境要求延伸到产品生产过程的做法，无疑会削弱发展中国家的环境技术竞争力。但发展中国家依赖相对肮脏的经济运行实现能源技术出口优势，不仅将损失环境利益，而且随着发达国家清洁生产能力的提升，它们最终仍然可能在双边贸易中应用PPMs标准，牺牲环境利益的贸易政策并不能保证发展中国家长远的贸易利益。
注释：
①领先市场是指最先将发明转化为创新设计并获得全球成功的地区市场，它们领导一项创新的国际扩散并设置全球标准。
②类似许多相关文献，本研究使用“能源技术”这一术语时，仅指能源技术与环境技术重叠的部分，即环境友好型的能源技术，它通常被包含在环境技术中。例如节能技术、可再生能源技术等。
③广义上讲，环境技术即环境友好型技术。Skea（1995）、Kemp（1997）曾将环境技术分为清洁技术、污染控制、废物管理、清洁生产流程、废物回收和清洁产品，[1-2]这与OECD或APEC环境产品清单的分类方法非常相似。因此，能源技术通常可以使用环境产品清单中的对应项目加以表示（Costantini和Crespi，2008）。[3]
④关于具体产品编码的选择，本文综合参照OECD和APEC的清单，以及Steenblik （2005a、2005b）和Francesco和Valeria（2007）关于能源技术的整理。[23-26]
⑤能源技术贸易选取的27个出口国包括巴西、中国内地、马来西亚、墨西哥、波兰、印度、土耳其、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、中国香港、匈牙利、意大利、日本、韩国、荷兰、新加坡、西班牙、瑞典、瑞士、英国、美国；34个进口国包括澳大利亚、奥地利、比利时、巴西、加拿大、中国内地、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、中国香港、匈牙利、印度尼西亚、意大利、日本、韩国、马来西亚、墨西哥、荷兰、挪威、波兰、葡萄牙、俄罗斯、沙特、印度、新加坡、西班牙、瑞典、瑞士、泰国、土耳其、英国、美国。
⑥计算公式为
，实际计算方法采用最大值和最小值进行标准化。其中，TEL为每千人固定电话线路数和每千人移动电话用户数之和，INTERNET为每千人互联网用户数。i代表某个样本国，max为指标最大值。
⑦在表2中可以看到，人均GDP的系数会有意想不到的负号（例如在回归3中），Anderson和Marcouiller（2002）认为这种情况是正常的，很大程度上是因为贸易国之间收入的内生性。[42]
⑧本研究综合考虑了世界银行的人均国民收入分类方法、联合国的人类发展指数法以及OECD的划分方法，将27个出口国分为7个发展中国家“巴西、波兰、中国内地、马来西亚、墨西哥、印度、土耳其”和20个发达国家（或地区）“奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、中国香港、匈牙利、意大利、日本、韩国、荷兰、新加坡、西班牙、瑞典、瑞士、英国、美国”。
⑨按照WTO非歧视原则，以“不同加工或生产方法（Processing and Production Methods，PPMs）”生产的产品，只要具有相同的最终用途和物理特性即认为是“相同产品”。但“不同加工或生产方法”生产的相同产品对环境的影响却不同。欧盟在WTO环境产品与服务贸易自由化谈判中提出应该将生产工艺过程与方法（PPMs）问题纳入环境产品定义，环境产品清单的确定不能只依据货物的最终用途。
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