1、劳动力成本对中国出口贸易碳排放的倒逼影响摘要：劳动力成本上升从抑制工业类 FDI 流入、改变出口企业生产粗放式生产方式以及改善出口贸易内涵结构三个方面对减少出口贸易碳排放产生倒逼影响。中国 19902011 年关数据实证检验的结果表明：劳动力成本和技术进步与中国出口贸易的 CO2：排放之间呈现出负相关关系，而贸易总量和贸易结构则与出口贸易 CO2，排放正相关。由于技术进步的溢出和扩散具有时滞性，因此劳动力成本上涨对推动中国出口贸易碳减排的作用效果显著。 关键词：劳动力成本；出口贸易碳排放；国际产业转移 中图分类号：F224.0 文献标识码：A 文章编号：1005-2674（2013）06-04
2、3-07 一、引言 2012 年底召开的多哈联合国气候变化峰会，再次将世界气候异常变化议题推向国际讨论的巅峰， “碳”作为经济增长的副产品对世界气候的影响和对人类社会的威胁，以及各国的减排责任认定和时间表成为各种会议讨论的核心问题。 影响一国二氧化碳排放的因素有很多，国内外学者从不同方面对该问题展开了研究。一部分学者通过指数分解或结构分解的方法，将影响碳排放的因素集中在经济增长、能源效率、贸易开放、能源消费结构、产业结构等方面。另一部分学者则重点从人口方面探讨人口因素与碳排放的影响作用。Dieta、York、Ro-sa、Shi 利用 STIRPAT 模型研究了二氧化碳排放量与人口之间的关系，其
3、中，Dieta 和 York 等认为，人口对碳排放量的弹性系数接近 1；而 Shi 认为人口对碳排放量的弹性系数在1.41 与 1.65 之间。李齐云等学者认为，人口、经济、技术等对中国碳排放量存在不同程度的影响。马晓钰等学者将城市化水平和年龄结构看作是推动中国 CO2 排放的主要人口因素。此外，还有学者将影响碳排放的原因归结为制度因素，认为地区所有制结构差异会对废水、废气等排放存在正面或负面的影响。 从以上研究成果可以看出，国内外学者对碳排放影响因素的研究对于一国可以从哪些方面制定减排政策提供了有效的理论支持，也为后续的理论研究奠定了良好的基础，但是在研究角度和研究领域上仍存在一定的发展空间
4、。首先，目前的研究大多是对一国整体经济的碳排放问题寻找影响因素，而对整体经济中某个部分（如贸易）的碳排放影响因素进行研究的相对较少。其次，在影响碳排放的因素中，大多数学者将关注点集中在经济增长、能源效率、贸易开放、能源消费结构、产业结构、人口及制度等方面，而从劳动力成本角度分析碳排放的研究并不多见。本文从劳动力成本的视角出发，对劳动力成本上升对减少出口贸易碳排放的倒逼影响进行分析，并通过时间序列数据对中国贸易碳排放的影响因素进行实证检验。 二、劳动力成本对出口贸易碳排放的倒逼影响分析 1960 年代以来，发达国家逐渐将纺织、服装、玩具、皮革、机械制造、化工印染等产业向更具有劳动力资源和成本优势
5、的国家和地区转移。这些产业的一个重要特点就是技术附加值较低，但资源消耗强度和污染强度相对较高。从长远贸易利益和产业发展规划角度来看，大量承接这类产业，不仅会导致生产者福利和国家经济福利的减少，而且还会导致大量的出口贸易碳排放。本文从劳动力成本上升对抑制工业类 FDI 流入、改变出口企业粗放式生产方式以及改善出口贸易内涵结构三个角度分析劳动力成本对出口贸易碳排放的倒逼机制。 （一）劳动力成本上升对工业类 FDI 流入的抑制效应 一国在对外产业转移的选址问题上，受很多因素影响，例如目标承接国国内的生产要素禀赋情况、环境规制程度、人均收入水平、基础公共设施和投资的完善程度、政治稳定性等。在众多的影响
6、因素中，生产成本节约是产业跨国转移的基本动力，一个国家常常会基于土地成本、劳动力成本、环境成本等方面考虑，将产业从成本高的区域转向成本低廉的区域。按照产业转移的层次不同，二战后全球性的国际产业转移大致可以划分为四个阶段。第一次国际产业转移发生在 1950 年代，美国将纺织、日化、钢铁、普通工业机械等技术密集度低的传统产业向日本、德国、加拿大等国家转移，国内则重点发展技术密集型产业。第二次国际产业转移发生在 1960 年代，日本、德国等开始集中力量发展资本密集型和技术密集型产业，将传统劳动密集型产业向亚洲新兴工业国家和地区 NIES（新加坡、韩国、台湾和香港）转移。在 1970 年代的第三次国际
7、产业转移中，发达国家将发展重心放在技术密集型和知识密集型产业上，相继将高能耗、高污染的重工业、化工制造业和其他劳动密集型产业向发展中国家和地区转移。第四次国际产业转移开始于 1990 年代中期，主要特点是由产业的梯度转移逐步转向产业价值链各环节的转移。 从国际范围来看，每一次的国际产业梯度转移几乎都伴随着能源消耗和碳排放的国际转移。1970 年代以来，随着发达国家产业结构的升级，其国内环境规则对产业的约束性也随之不断提升。发展中国家逐渐成为发达国家劳动密集型、资本密集型、能耗污染型产业转移的主要集中地，而发达国家则专门从事清洁产品、技术密集型产品、服务密集型产品的生产。在这种背景下，很多发展中
8、国家国内的产业结构随之发生巨大变化，由以往的初级产品出口为主迅速转变为工业制成品出口为主，大大提高了出口总量。但是，这种通过承接国际产业转移而发展起来的现代工业和出口结构，使发展中国家逐渐成为高耗能、高污染型产品的“世界工厂” ，这是其国内碳排放水平急剧增加的一个重要因素。 通过对中国制造业 FDI 流入与出口 CO2 排放的数据比较发现：在19952011 年的大部分年份里，中国制造业的实际 FDI 流入量与出口CO2 排放呈现出较为显著的同向变动趋势（图 1 左） 。19952011 年间，制造业外商直接投资额从 234.8 亿美元上升至 521 亿美元，与此同时，出口 CO2 排放量由
9、652599 千公吨上升至 2290327 千公吨，增加了 3.5 倍。这说明，承接国际产业转移是导致中国出口 CO2 排放增长的重要因素，其原因在于国际产业转移与出口贸易之间具有一种联动效应。在技术和产品模仿效应下，制造业 FDI 的增加带动了中国相关产业的迅速发展，但由于转移至中国的产业类型大多为低附加值生产加工环节，这些产业类型的一个重要特点便是在能耗和排放方面具有较高密度。因此，通过承接这类国际产业转移而增加的出口会提高中国的资源和环境成本，并使得中国出口逐渐呈现出高碳贸易特征，降低了出口净福利水平。据统计，中国产品能耗比国际先进水平高 46%，能耗费用支出占 GDP 的比重比美国多出
10、近两倍，大气污染造成的损失目前已占到 GDP 的 3%7%。 由于中国的劳动力禀赋优势，使得人均劳动力成本在世界范围内长期以来一直处于较低水平，这是发达国家将中国作为国际产业转移目的地的一个重要诱因。美国 1995 年制造业工人人均月工资为 16432 元，而中国制造业工人月工资仅为 430.7 元，两者相差高达 38 倍。2000 年以后，中国人均工资水平开始不断增加，直至 2011 年中国制造业工人人均月工资上升至 3055 元。即便如此，中国与美国 1995 年制造业人均月工资相比仍有 5.4 倍的差距。图 1（右）显示：中国制造业年人均工资与制造业外商实际直接投资额在总体趋势上表现较为
11、一致，但从增长速率来看不难发现，随着中国制造业人均年工资水平增长速度的提高，流入国制造业的 FDI 投资额增速在下降，而且更容易受到劳动力成本变化的冲击。在19952011 年，中国制造业工人年平均工资上涨了 7.1 倍，而制造业外商实际直接投资额仅上涨了 2.2 倍。因此表现在图像上，制造业外商实际投资额变化曲线上升相对趋缓，但短期波动性加剧。这说明，中国劳动力成本上升在一定程度上抑制了传统工业 FDI 的流入。 在传统工业的外商投资企业中，中国低水平的劳动力成本成为外资企业商品参与国际竞争，并获得超额国际剩余价值的重要因素，由此形成了一种“金字塔式产业链结构”与“倒金字塔式的利润结构” 。
12、以计算机制造为例，劳动密集型的制造部分，如北京中关村的企业，其利润仅有 8%12%。由于低廉的劳动力成本是 FDI 流入中国的重要考虑因素，那么劳动力成本的上升可以抑制传统劳动密集型、资本密集型产业及附加值较低的生产环节向中国转移，从而有助于减少因为传统工业 FDI 所拉动的出口 CO2 排放。 （二）劳动力成本上升对改变出口企业粗放式生产方式形成内部压力 劳动力成本的上升还对中国出口企业粗放式生产方式的改变产生正向的内部压力。 首先，劳动力成本上升意味着在传统的生产方式下出口企业利润空间被进一步压缩。中国出口企业，尤其是中小型企业的出口商品大多为劳动密集型或资本密集型中的低端加工和组装类产品
13、，这类产品的出口并不具备很高的技术含量和附加值，十分依赖低廉的劳动力成本优势。但是，在劳动力成本不断上涨的市场环境下，出口企业依靠廉价劳动要素投入来获取微薄出口利润的生产方式已难以为继。同时，在全球低碳经济的大背景下，很多发达国家都设立了各种隐性的 TBT（如生态标签、环境税等）来抵制进口中国制造商品，这使得本来就利润微薄的出口企业雪上加霜。因此，劳动力成本的上升对仍采用粗放式生产方式的企业产生了内部压力，迫使他们改变传统生产模式，逐渐摆脱对低廉劳动力成本优势的依赖，实现向技术密集型产业、高端制造业及高附加值产品出口的转型。 其次，劳动力成本上升还意味着人均工资水平的提高。Grossman 和
14、Krueger 在 1991 年首次对环境质量与人均收入之间的关系进行实证研究，世界银行随后在 1992 年的世界发展报告中扩大了对该问题研究的影响，1993 年 Panayotou 将人均收入与收入不均等之间的倒 U 型库兹涅茨曲线应用于环境质量和人均收人间关系的研究，提出了“环境库兹涅茨曲线（EKC） ”的概念。EKC 揭示了环境质量与收入之间的倒 U 型关系，即：污染在低收入水平上随人均收入增加而上升，在高收入水平上随人均收入增长而下降。进入 2000 年之后，很多学者开始关注中国的 EKC 问题，他们用不同方法对中国 EKC 曲线的存在性及拐点进行了预测。结果表明，在中国，尤其是东部地
15、区 EKC 的确存在，随着人均收入的不断增加，中国的排放污染将会出现先上升后下降的趋势。因此，劳动力成本上升意味着人均收入水平的提高，在到达 EKC 拐点所处的收入门槛之前，随着人均收入的增加，城乡消费总量不断提高，增加了中国能源消费及碳排放水平；在 EKC 拐点之后，随着人均收入的继续上升，消费者开始从消费量的绝对扩大转向关注产品的品质、环保性等方面。这促使生产企业在提高产品品质和环保性方面寻求利润空间，从而摆脱单纯通过压榨劳动力成本或资本要素投入获取微薄利润的生产方式。 因此，劳动力成本对于改变出口企业粗放式生产方式产生了强大的内部压力，一方面劳动力成本的上涨及国际市场上环境技术壁垒的日益
16、扩大，使出口企业原本依靠廉价劳动力获取的微薄利润空间不断受到挤压；另一方面，劳动力成本上涨的一个重要结果是国民人均收入的提高。消费者对环保性产品需求的增长也迫使出口企业必须关注劳动力成本以外的其他因素，在产品的低碳技术、环保标准上下功夫。 （三）劳动力成本上升对改善出口贸易内涵结构的推动作用 对于出口结构的判断应从两个层面上加以考察。一是外延层面的出口结构，二是内涵层面的出口结构。外延层面的出口结构主要关注两个指标：“工业制成品出口/总出口”和“初级品出口/总出口” ，一般情况下出口结构改善通常指工业制成品出口占总出口比例的提高。而内涵层面的出口结构，除了考察工业制成品和初级品在总出口中所占比
17、重之外，更多的关注于工业制成品出口内部的产品在技术密集度、附加值及含碳量等方面的内涵差异。 1995 年以来，中国出口总量呈现出加速增长趋势，出口贸易外延结构也日益改善。如图 2 所示，工业制成品出口占中国总出口比重从 1995年的 85.6%上升至 2011 年的 96.7%，初级品出口从 14.4%下降至 5.3%。从出口贸易内涵结构角度看，随着制造业人均工资的不断上升，中国工业制成品内部的高技术产品出口比重也开始逐年增加，从 1995 年的 6.8%上升至 2011 年的 28.9%。这说明劳动力成本上升推动了出口内涵结构的改善，这种推动作用主要通过两条路径实现：第一，劳动力成本的上升迫
18、使出口企业改变以往的粗放式生产方式，在提高劳动生产率、增强能源使用效率和减少污染排放等方面加大力度，这在一定程度上减少了出口隐含的 1302 排放。第二，一国单纯依靠低廉劳动力成本和资源投入创造的竞争力仅在一定的历史阶段有效，从长远角度来看，国家间的出口竞争在于技术竞争。因此，在劳动力成本上升趋势不可避免的局面下，中国出口企业只能向技术创新型企业方向转型，即在应用先进科学技术、新产品研发、提高能源利用率和减排技术等领域加大科研投资力度，提高高科技产品、能源环保类产品、高端制造业等类别产品的出口 三、实证检验与结果说明 本部分我们利用相关数据，结合其他指标，对中国出口贸易碳排放的影响因素进行实证
19、检验，重点考察劳动力成本对中国出口贸易 CO2 排放的倒逼作用。 （一）计量模型构建与数据描述 本文从劳动力成本、贸易总量、贸易结构和技术水平角度，构建 CO2排放对数模型为： logCO2t=0+1logWGt+3logEXt+3logSTt+4logRDt-1+t （1） 其中，C2 为碳排放指标，WG 为劳动力成本指标，EX 为出口总量，ST为出口结构指标，RD 为技术进步指标。1、2、3、4 分别为劳动力成本、出口总量、出口结构和技术进步对碳排放影响的变动弹性，为误差项。RD 项采用滞后一期的形式，主要是考虑到技术进步从研发、试验到应用之间可能具有时滞性，因此采用滞后形式检验结果更加精
20、确。 本部分涉及到的变量及来源如下： （1）出口贸易 CO2 排放量：本文使用出口贸易 CO2 排放量作为衡量中国出口贸易碳排放指标。计算公式为：CO2 排放量（出口贸易总量/GDP） 。其中，CO2 排放量数据来自于世界银行 WDI 数据库，出口贸易总量和 GDP 数据来源于中国国家统计局年度数据库，时间跨度为19902011 年，单位为“千公吨” 。 （2）制造业人均工资：本文采用“制造业人均工资”作为劳动力成本指标，该变量 19902011 年数据来源于国家统计局年度数据库行业统计。 （3）出口总额：本文使用出口总额作为贸易总量指标，该指标数据源自中国国家统计局数据库，时间跨度 1990
21、2011 年。 （4）工业制成品出口占比：本文采用工业制成品占比作为贸易结构指标，其中，工业制成品出口额数据源于国家统计局年度数据库行业统计，时间跨度为 19902011 年。 （5）R&D 投资比例：本文采用 R&D 经费支出占 GDP 总值比例作为技术进步指标，其中，R&D 经费支出和 GDP 数据均来源于国家统计局年度数据库，时间跨度为 19902011 年。 （二）实证检验与结果说明 本文涉及到时间序列问题，为了避免“伪回归”现象，需要对回归方程进行协整分析。在此之前，我们先用增广 Dickey-Fuller 法对模型变量进行单位检验。结果（表 1）显示，logCO2、logWG、lo
22、gEX、logST、logRD 的原序列均为不平稳序列，经过1 次差分后成为平稳序列，记为 logCO2I（1） 、logWGI（1） 、logEXI（1） 、logSTI（1） 、logRDI（1） ，因此可以使用协整方法对模型进行检验和分析。 本文采用 Johansen 特征根迹检验的方法对方程（1）式进行协整检验，最优滞后期根据 AIC 准则确定。迹检验和最大特征根检验都表明：在 5%显著性水平上，log2、logWG、logEx、logST、logRD 之间存在长期稳定的均衡关系： logC2t=12.18-0.881ogWGt+1.26logEXt+4.71logSTt-0.35logRDt-1 （2）
