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時間：2023-09-11 17:25:33
序論：在您撰寫碳排放對經濟發(fā)展的影響時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導您走向新的創(chuàng)作高度。
Kojo等（2009）、牛叔文等（2010）、劉心等（2013）均采用協(xié)整和誤差修正模型對不同地區(qū)的能源、經濟和碳排放之間的動態(tài)因果關系進行研究.安貴鑫等（2010）［9］從系統(tǒng)動力學角度，構建三系統(tǒng)的因果關系圖，指出三者的變動關系.郭朝先（2010）［10］構建三者的競爭型投入產出模型，并采用SDA分解技術對我國碳排放的增長進行分解，得出碳排放的影響因素.不同時段，對不同國家、地區(qū)的采用不同方法對三者的動態(tài)關系進行分析，得出的結論不盡相同.本文的主要目的在于采用計量模型實證分析檢驗我國能源、經濟和碳排放的動態(tài)因果關系，進一步提出有利于三者協(xié)調發(fā)展的對策建議.
1能源消費、經濟增長和碳排放關系的實證分析
1.1數據來源及預處理選取1990—2013年我國的能源消費、經濟增長和碳排放作為研究對象，采用年度數據，對三者之間的關系進行研究.能源消耗狀況采用能源消費總量（EC）來反映，數據來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》，單位為百萬噸標準煤.經濟的發(fā)展狀況采用GDP來度量，數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》，單位為億元.碳排放采用CO2排放量（TC）來表示，數據來自美國能源信息署（EIA）網站公布的數據，單位為百萬噸.為保證數據的客觀性和可比性，剔除物價上漲因素，將各年GDP換算成以1990年為基期的實際GDP.為消除能源消費總量，實際GDP和CO2排放量三個時間序列的不平穩(wěn)性和異方差現(xiàn)象，對三者取自然對數，并分別記為LEC、LGDP、LTC.通過對三者進行兩兩回歸檢驗，證實任意兩者均存在顯著相關關系.
1.2穩(wěn)定性檢驗采用ADF檢驗法對所有變量進行平穩(wěn)性檢驗，即是否存在單位根.ADF法可以通過對3個模型（模型1無常數項和時間趨勢項，模型2有常數項無趨勢項，模型3有常數項和趨勢項）進行檢驗，任意一個檢驗模型中的ADF值大于臨界值，就可以認為該序列沒有單位跟，即為平穩(wěn)序列.若序列不平穩(wěn)，需要取對數或進行差分處理.對LET、LGDP和LTC及其一階、二階差分序列進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1所示.LET、LGDP和LTC及其一階差分序列都不平穩(wěn)，但二階差分序列的檢驗值在1%的顯著性水平下均小于其臨界值.因此，其二階差分序列為平穩(wěn)序列，即LET、LGDP和LTC三個時間序列是I（2）的單位根過程.
1.3協(xié)整檢驗模型含有3個變量，并且均為二階單整，采用Johansen法進行協(xié)整檢驗，該法在檢驗前需要確定最優(yōu)滯后階數.在保證自由度的條件下，根據無約束VAR模型中的AIC、SC和LR等信息準則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數為2，則協(xié)整分析的滯后階數為1.檢驗結果如表2所示.跡檢驗和最大特征值檢驗都表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設，即變量之間存在兩個協(xié)整關系.檢驗確定最優(yōu)協(xié)整形式為：有線性趨勢且協(xié)整方程有截距.取標準化的協(xié)整向量.
1.4Granger因果檢驗為確定我國能源消費、經濟增長和碳排放之間的因果關系，對LTC、LEC和LGDP三個時間變量序列進行格蘭杰因果關系檢驗.檢驗結果如表3所示.在5%的顯著性水平下，拒絕LTC不是LGDP的格蘭杰原因假設，拒絕LTC不是LEC的格蘭杰原因假設，并且拒絕LEC不是LGDP的格蘭杰原因假設，即說明1990—2013年我國的CO2排放對能源消費和經濟發(fā)展均具有單向因果關系，并且能源消費對經濟發(fā)展具有單向因果關系.這表明我國能源消費增加可促進經濟發(fā)展，同時碳排放會影響到經濟發(fā)展和能源消費，但是經濟發(fā)展并不必然導致能源消費增加.
1.5脈沖響應分析和方差分解為全面反映我國能源消費、經濟增長和碳排放之間的互動關系和相互影響程度，對其進行基于VAR的滯后20期的脈沖響應分析和方程分解，結果分別如圖1和圖2所示.脈沖響應分析是考慮擾動項的影響是如何傳播到各變量的，刻畫了對一個擾動項加上一個單位標準差的沖擊后，對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響.從CO2脈沖響應圖可知，當期對CO2施加一個單位標準差的正向沖擊，CO2排放有所下降，隨后開始上升，第5期達到最大（0.05464），然后開始下降，達到12期最小時開始增長，并逐漸趨于平穩(wěn)；CO2對來自GDP的單位標準差的沖擊沒有初始響應，隨后開始逐漸上升，在第4期達到最大（0.01239），然后逐步穩(wěn)定在0.0098左右；同樣對來自能源消費的單位標準差的沖擊沒有初始響應，隨后開始增強，第3期達到最大（0.01738），隨后開始下降并逐步穩(wěn)定在0.0046左右；這表明，CO2排放對其自身具有較強的正向影響作用，但波動比較大，能源消費和經濟增長的影響較弱，雖有小幅波動，但是總體趨勢比較穩(wěn)定.這與長期形成的碳排放路徑有很大關系，也說明我國節(jié)能環(huán)保政策起到了良好的效果.從GDP脈沖響應圖可知，GDP對來自碳排放、GDP和能源消費的單位標準差的沖擊都具有正效應，響應趨勢均為先增長后下降，然后趨于穩(wěn)定，但是三者并不同步，存在滯后效果.尤其是受到CO2沖擊影響最大，能源消費影響相對較小，而對來自自身的沖擊響應比較平穩(wěn).這三者的促進作用均具有較長的持續(xù)效應.
從EC脈沖響應圖可知，能源消費對來自碳排放、GDP和自身的單位標準差的沖擊同樣具有正效應，響應趨勢也相同，均表現(xiàn)為先增長后下降，然后稍有增長并趨于穩(wěn)定.而短期內對碳排放具有較為明顯的同向效應，而經濟發(fā)展和其自身效應較弱.這說明碳排放的正向沖擊對能源消費具有顯著的正向作用，因此通過低碳政策，可以引導我國能源消費的良性發(fā)展.體現(xiàn)了我國關于節(jié)約能源、提高利用率的相關政策的實施，在一定程度上抑制了能源消費的快速增長.方差分解圖反映了能源消費、經濟增長和碳排放之間相互影響程度.在碳排放的變動中，碳排放對其自身的貢獻率最大，雖然在第一期開始有所下降，但均在80%以上，而GDP和能源消耗對其貢獻率較小，雖有所上升，但卻穩(wěn)定在較低的水平；在GDP變動中，碳排放和GDP對其的貢獻程度呈現(xiàn)反向趨勢，碳排放對其貢獻是先上升后趨于穩(wěn)定，而GDP是先下降后趨于穩(wěn)定，能源消費對GDP的貢獻程度雖然相對較小，但卻較為穩(wěn)定；在能源消費的變動中，碳排放對其貢獻程度呈現(xiàn)上升并穩(wěn)定的趨勢，并在第2期及以后貢獻程度最高，而能源消費對其自身的貢獻程度呈現(xiàn)下降趨勢，并趨于穩(wěn)定，GDP對能源消費的貢獻程度最小.這表明，我國碳排放對其自身依賴性較大，森林碳匯等自然路徑形成了較為完善的控碳系統(tǒng)，尤其是對植樹造林等工作的重視.最近幾年，國家提倡節(jié)能減排，加強低碳工作，并取得了很大成效，但能源消費結構仍存在不合理之處，導致能源消費對其自身影響較弱，在低碳方面也并未起到良好的效果.碳排放對經濟增長起到約束作用，能源消費對經濟增長有促進作用.可見，減碳工作對促進我國經濟增長具有重要作用，同時要兼顧能源消費和產業(yè)結構優(yōu)化，使其影響作用進一步增強.
2主要結論與建議
本文基于1990—2013年我國能源消費、經濟增長和碳排放的數據，實證分析三者之間的動態(tài)關系和相互影響.主要得出如下結論：
第一，我國能源消費、經濟增長和碳排放之間呈現(xiàn)出趨同增長趨勢，并存在長期均衡關系.第二，Granger因果檢驗表明，碳排放對能源消費和經濟增長存在單向因果關系，能源消費對經濟增長存在單向因果關系.第三，脈沖響應和方差分解結果表明，短期內我國碳排放量增加對其自身具有較強的同向影響；能源消費和經濟增長受到碳排放沖擊影響較大；碳排放、能源消費和GDP的主要貢獻因子均為碳排放.我國能源消費、經濟增長和碳排放三者具有密不可分的關系，在保證經濟發(fā)展的同時，提高能源利用率，降低碳排放是可持續(xù)發(fā)展的前提，如何平衡三者之間的關系是重點.鑒于此，提出以下建議：第一，加大科研投入，引進先進減碳技術.新技術、新設備的引進和推廣使用是節(jié)能減排的重要手段和不竭動力，雖然成本較高，但長遠來看，必將有益于我國碳排放的控制，促進經濟資源和環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展.本文研究結論顯示，我國森林碳匯、碳循環(huán)等自然控碳作用發(fā)揮了較明顯的效果.因此，必須要從內部著手，保證技術資本的投入，加快研發(fā)腳步，引進國外的先進減碳技術和設備，降低生產生活過程中的碳排放.
第二，穩(wěn)定經濟發(fā)展，優(yōu)化產業(yè)結構.相對于發(fā)達國家而已，我國第二產業(yè)比重偏大，高排放，高消耗、低利用率的發(fā)展模式已經明顯不能適應新國情的需要.我國經濟、能源消費和碳排放均呈現(xiàn)上升趨勢，如何保證經濟發(fā)展的同時，對產業(yè)結構進行優(yōu)化是一項十分困難的任務.脈沖響應分析顯示GDP和碳排放存在明顯的正效應，對能源消費有一定影響，即表明經濟增長促進碳排放量增加，引起能源消耗的增長.控制經濟增長速度，保證第一產業(yè)，優(yōu)化第二產業(yè)，發(fā)展第三產業(yè)，是促進生態(tài)環(huán)境發(fā)展的關鍵，有助于實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略.
第三，提高能源利用率，調整能源結構.我國能源消費主要以化石能源為主，新能源和可再生能源所占比重小，能源稟賦較差，這加大了我國能源結構調整的難度.通過前文分析可知，能源消費對經濟和碳排放都有明顯的影響，表現(xiàn)出“趨同”現(xiàn)象.因此，大力開發(fā)新能源，推廣使用可再生能源，提高能源轉化率，減少能源浪費，實現(xiàn)能源結構的轉型升級，一方面有利于穩(wěn)定經濟發(fā)展，防止經濟“過熱”；另一方面有助于降低CO2等溫室氣體的排放，減少環(huán)境污染.
2013年江蘇省口岸進出口總值高達5508.44億美元，位列全國第二。隨著經濟快速發(fā)展，江蘇省直接碳排放量顯著增長。2001年~2010年省內二氧化碳年均排放量增長率為7.79%，高于全國同期6.67%的水平。盡管江蘇省在發(fā)展低碳經濟方面具有新能源開發(fā)、科技創(chuàng)新等優(yōu)勢，但省內高碳產業(yè)仍占主導地位，節(jié)能降碳形勢依然嚴峻。因此，分析江蘇省對外貿易、經濟增長和碳排放之間的關系，探索適合江蘇省發(fā)展的低碳模式，有利于江蘇省貿易政策的調整和進一步落實可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。
對外貿易、經濟增長和碳排放這三者的動態(tài)關系一直是國內外學者關注的重要問題。目前主要研究成果有：DaboGuanetal(關大博等，2008)利用中國1980年~2030年的碳排放量實際和預測數據，分析得出促進我國碳排放量持續(xù)增長的三大主要因素分別為家庭消費、出口貿易以及資本投資。[StreteskyaLynchb(斯垂特斯卡林奇，2009)結合269個國家1989年?2003年的出口貿易以及二氧化碳排放量，研究結論表明全球大部分國家出口貿易的發(fā)展導致二氧化碳排放量不斷增加。但Kearsley&Riddel(基爾斯利和里德爾，2010)選取了全球27個經合組織（OECD)國家對外貿易以及二氧化碳排放量的數據進行分析，結論表明這27個國家的對外貿易對其二氧化碳排放量的正向效應并不顯著。中國作為世界上二氧化碳排放量位居前列的國家，有效降低二氧化碳排放量已經成為當務之急。沈利生(2008)結合投入產出模型，具體研究了我國對外貿易對S02排放量的影響，研究結論表明，導致我國對外貿易污染排放逆差的主要原因是不斷增加的外貿順差和出口貿易產業(yè)結構的惡化。陶長琪(2010)等運用ARDL模型，結合我國1971年~2008年的面板數據研究了我國二氧化碳排放、能源消費、人均GNI及其平方對對外貿易系數的作用效應，結論顯示這三者與對外貿易系數存在長期的正向效應。^李鍇(2011)等利用中國1997年~2008年的二氧化碳排放量，面板數據覆蓋我國30個省份，全面分析了各省份對外貿易系數與二氧化碳排放量之間的動態(tài)關系，結果表明對外貿易系數與我國各省份二氧化碳排放量之間存在長期均衡關系，對外貿易的增長增加了我國二氧化碳排放量和碳強度。
二、模型與變量的選取
(-)VAR模型
向量自回歸（VectorAutoregression，VAR)模型米用多方程聯(lián)立的形式，結合統(tǒng)計數據，基于系統(tǒng)中內生變量的滯后值函數構建形成的模型，從而實現(xiàn)將自回歸模型的變量從單一推廣至多元時間序列的突破。滯后階數為P的VAR模型可以表達為：
yt=^1yt-1+L+$pyt-p+0xt+stt=1，2，L，T
其中，yt為k維內生向量，xt為d維外生向量，p為滯后階數，kxk維矩陣屯，L，$p和kxk維矩陣0是系數矩陣，&為k維隨機誤差向量，T為樣本個數。
(二）變量的選擇
筆者共選取3個變量分別是人均國內生產總值(Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿易依存度（Ft)為模型指標。模型中還涉及到各期對外貿易總量、各期人民幣匯率以及人口數量的數據均取自1995年~2013年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。對外貿易依存度以及二氧化碳排放量計算利用如下公式求得：
(1) 對外貿易依存度=進出口貿易總額/國內生產總值x100%
(2) 二氧化碳(CO0排放量=KxE
(3) 二氧化碳排放系數（K)=單位熱值含碳量x平均低位發(fā)熱量x碳氧化因子x44/12。
其中，進出口貿易總額使用年平均匯率換算；E為不同類型能源以標煤為單位換算的使用量；K為不同類型能源的二氧化碳排放系數。
我國二氧化碳排放主要來自7種能源：原煤、焦炭、原油、燃料油、汽油、柴油、煤油，各能源二氧化碳排放系數如表1所示。文中所涉及的7種能源的消費量均取自1995年~2013年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。3.上表后兩列來源于《省級溫室氣體清單編制指南》（發(fā)改辦氣候[2011]1041號）。
在進行實證分析之前，先對文中時間序列變量進行自然對數轉換，其目的在于使實證數據趨向線性的同時又可以有效消除異方差的影響，設變量人均國內生產總值（Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿易依存度(Ft)分別為LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)。筆者分析的結果均通過Eviews7.2計算得出。
(三）實證分析
1.穩(wěn)定性檢驗
本文共涉及3個系統(tǒng)變量分別為人均國內生產總值(Gt)、人均碳排放指標(Ct)、對外貿易依存度（Ft)，建立無約束且滯后期為P的VAR模型，依據PLR、FPE、AIC、SC和HQ等準則確定VAR模型的滯后期P，表2分析結果表明P為2。VAR模型的穩(wěn)定性可以根據其所有特征根模的倒數是否小于1來判斷，當模型所有特征根的模的倒數均小于1則模型穩(wěn)定。如圖1所示，VAR(2)的特征根模的倒數均在半徑為1的圓的范圍內。因此，VAR(2)穩(wěn)定，具備進行脈沖響應分析的條件。
2.ADF檢驗
筆者使用ADF檢驗方法對時間序列進行單位根檢驗，其目的在于避免時間序列的“偽回歸”現(xiàn)象并測度變量的平穩(wěn)性水平。如表3結果所示，LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其對應的5%臨界值，即變量為非平穩(wěn)。而其對應的一階差分ALN(Gt)、ALN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其對應的5%臨界值，表明變量的一階差分通過了平穩(wěn)的顯著性檢驗，為一階單整。
ADF檢驗結果表明變量LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)在5%的顯著水平下為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)在5%的顯著水下序列平穩(wěn)，為一階單整。ADF檢驗結果表明ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)都服從1(1)，據此可以進行協(xié)整檢驗。Johansen檢驗是在VAR模型的基礎上產生多變量協(xié)整檢驗方法。表4中Johansen檢驗結果表明，跡檢驗以最大特征
表4 Johansen檢驗結果值檢驗在5%的顯著性水平下至少存在2個協(xié)整方程。由此可知三個變量之間存在長期均衡關系。
4.Granger因果關系檢驗
協(xié)整分析表明對外貿易、經濟增長與碳排放之間存在長期均衡關系，但并不能明確表明變量之間的因果關系和因果關系的方向，所以在脈沖響應分析之前需進行Granger因果關系檢驗，根據Granger因果關系檢驗的結果判斷各變量之間的因果關系及其方向。鳴下一步進行的脈沖響應分析來說，Granger因果關系檢驗結果可以說明對于目標變量而言，某些內生變量能否判定作為外生變量。
表5中Granger因果關系檢驗結果表明經濟增長是碳排放的單向Granger因，而對外貿易與碳排放互為Granger因。這說明碳排放量的增加對對外貿易的不斷發(fā)展具有正向效應，但當碳排放量持續(xù)增加并達到一定程度時，即超過一定的環(huán)境容量時，一定程度上就會制約對外貿易的持續(xù)發(fā)展。同時，經濟增長又是對外貿易的Granger因。綜上結論說明江蘇省目前的經濟發(fā)展方式仍然是“高投入、高消耗、高污染”的粗放型，這必然導致未來碳排放量的持續(xù)增加。
5.脈沖分析
脈沖響應函數可以捕捉變量之間全面復雜的動態(tài)關系，根據建立的VAR(2)模型，分別作出它們的脈沖響應函數圖，如圖2所示。其中，橫坐標表示跟蹤期（筆者選擇10期），縱坐標反映脈沖響應的程度；實線表示脈沖響應函數10期的變化路線，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。
(1) 碳排放對對外貿易和經濟增長的影響
碳排放對自身信息的一個標準化沖擊立即作出響應，首先是迅速衰退，然后緩慢下降，表明江蘇省碳排放在短期內會大量下降，但在長期內如果沒有其他因素干擾，其下降幅度會減弱。碳排放對對外貿易信息的一個標準化沖擊響應后，先是迅速提高，達到正效應最大值，然后逐漸衰退，隨后又經歷一輪小幅升降才趨于平穩(wěn)，這表明從長期來看，江蘇省碳排放對對外貿易帶來同向的沖擊作用，短期內碳排放促進對外貿易的增加。碳排放對經濟增長信息的一個標準化沖擊，首先是一個負向沖擊，然后效應慢慢減弱，第2期開始回升并趨于0，說明在短期內江蘇省碳排放對經濟增長有一定的影響，且對未來經濟增長的作用效應不明顯。
(2) 對外貿易對碳排放和經濟增長的影響
對外貿易對碳排放信息的一個標準化沖擊后正向效應開始衰弱，第三期以后緩慢增加，但處于負效應狀態(tài)。表明江蘇省對外貿易的增長短期內會促進碳排放的增加，長期來看并不具有促進作用。對外貿易對自身信息的一個標準化沖擊響應，同樣是迅速下降然后繼續(xù)緩慢增加，第3期達到最大值0.27，然后開始逐漸減少并趨于0。對外貿易對經濟增長信息的一個標準化沖擊的響應，負向效應由降轉升并逐漸趨于0，這表明短期內江蘇省對外貿易對經濟增長并不具有促進作用。
(3) 經濟增長對碳排放和對外貿易的影響
經濟增長對碳排放信息的一個標準化沖擊響應，碳排放迅速增加，第2期達到效應的最大值，然后開始緩慢減少趨于0附近，表明江蘇省經濟增長對碳排放具有正向持久的沖擊作用，這與前文協(xié)整理論分析的結果吻合。經濟增長對對外貿易的沖擊影響，同樣在第1期開始下降又于第4期回升至正向效應，且該正向沖擊作用一直持續(xù)到第10期，說明江蘇省經濟增長對對外貿易同樣具有積極作用。經濟增長對自身信息的一個標準化沖擊，首先是正向效應迅速下降，直到第5期基本保持穩(wěn)定，表明江蘇省經濟增長在短期內對自身有一定的促進作用，但這種作用持續(xù)的時間不長。
1. 方差分解分析
脈沖響應函數形象地展示了一個變量的沖擊對另一個變量的動態(tài)影響路徑，而要準確地計算出每一個結構沖擊對每個內生變量變化貢獻的數值到底有多大，則需要用到方差分解方法。[9]運用Eviews7.2進行分析，運行結果如表6所示
從表6可以看出，碳排放對自身的預測方差貢獻率呈不斷下降趨勢，自第8期開始逐漸保持在-0.8%的穩(wěn)定水平上，可見碳排放受到其自身的影響不大。經濟增長對碳排放的貢獻率相對來說不高，第一期貢獻率為0，并逐期下降且一直為負值，說明江蘇省經濟增長對碳排放具有抑制效應，這和近幾年來江蘇省提倡節(jié)能減排、發(fā)展低碳經濟相關。對外貿易對碳排放的貢獻率在第二期達到2.5%后又回落趨于穩(wěn)定，充分說明了對外貿易發(fā)展在短期內會引起碳排放的增加。
關鍵詞：碳排放；機動車碳稅；低碳經濟
一、引言
隨著我國經濟的高速發(fā)展，環(huán)境問題日益突出，這嚴重影響我國經濟的可持續(xù)發(fā)展和人民生活幸福指數的提高。因此我國政府對在發(fā)展經濟的同時保護環(huán)境提出了越來越明確的要求，十報告首次把“美麗中國”作為生態(tài)文明建設的宏偉目標，這無疑把生態(tài)文明建設放在了突出的地位。而我國現(xiàn)在的經濟結構仍然是以第二產業(yè)為主，其中的能源密集型產業(yè)更是占據主導地位，這意味著在我國全面開征碳稅必將對我國的經濟帶來很大的沖擊。怎樣才能從我國現(xiàn)有的經濟發(fā)展模式平穩(wěn)的過渡到低碳經濟模式已成為亟待解決的問題。
二、我國開征機動車碳稅的現(xiàn)實必要性分析
（一）我國碳排放現(xiàn)狀
我國的產業(yè)結構決定了我國是一個能源生產和消費大國，2013年《中國統(tǒng)計年鑒》數據顯示，三大產業(yè)占國內生產總值的比例分別為10.1%、45.3%、44.6%，由此可以看出，我國的產業(yè)結構仍然是以第二產業(yè)為主導。第二產業(yè)的能源消耗量大，從而導致CO2的排放量的急劇增長。如圖1所示：2013年我國CO2排放量上升至9524.3百萬噸，全球占比27.1%，CO2的排放量已經躍居世界第一，并且還在高速增長。
（二）我國機動車尾氣排放對碳排放貢獻分析
汽車產業(yè)一直以來都是我國的碳排放大戶，使用化石能源的機動車由其特性決定了它在使用中仍將持續(xù)形成碳排放。而且我國機動車保有量及其增長速度不容忽視，2012年私人汽車擁有量已經達到8838.60萬輛，比2011年的7326.79萬輛增加約20.63%。與之對應的是，高速增長的能源消費，從其能耗結構上看，機動車能耗主要集中在在油耗上，而在油耗中又主要以消耗汽煤柴3種成品油為主。這三種成品油的消耗必將會帶來大量的碳排放。2012年，全國氮氧化物排放量2337.8萬噸，其中：工業(yè)氮氧化物排放量1658.1萬噸，占全國氮氧化物排放總量的70.9%；城鎮(zhèn)生活氮氧化物排放量39.3萬噸，占全國氮氧化物排放總量的1.7%；機動車氮氧化物排放量640.0萬噸，占全國氮氧化物排放總量的27.4%。這組數據也從一定程度上反映了機動車尾氣排放對我國碳排放的貢獻度。
綜上所述，隨著我國經濟的發(fā)展，我國的CO2排放量高速增長，其中機動車CO2排放量占全國CO2排放量的比重也越來越高，預計到2050年機動車碳排放占全社會的比重為14%左右?；诖爽F(xiàn)實基礎，我國率先開征機動車碳稅迫在眉睫。
三、抑制機動車碳排放的途徑
（一）有關機動車的環(huán)境保護稅收政策比較
征稅私人車主目前主要包括車輛購置稅、車輛使用和燃油稅。車輛購置稅屬于汽車購買成本、車輛使用和燃料屬于汽車的使用成本。車輛購置稅可以直接影響消費者的購買決策，和運輸使用稅和燃料稅是間接影響消費者購買的決定。
1.車輛購置稅。2001 年實施的《中華人民共和國車輛購置稅暫行條例》中車輛購置稅的稅率為計稅價格的10% 。但是，汽車購置稅沒有明顯的減排效果，因為我國在購買環(huán)節(jié)實行統(tǒng)一稅率，并沒有對車輛按照碳排放量進行分層次設計稅率。雖然在2009 年將 1. 6L 及其以下排量的使用汽車的車輛購置稅調整至 5%，2010 年調整至 7. 5%（2011 年開始回到原來的統(tǒng)一稅率 10%。），鼓勵了更多的用戶轉向購買小排量的汽車，但同時也促進了汽車消費的數量的增加，低稅率沒有明顯的減排效果。
2.燃油稅。燃油稅是指政府的燃料的特殊性零售鏈接收稅。燃油稅是車輛類型和行車長短的基本體現(xiàn)，和載貨能力的大小，多少燃料消耗密切相關?？梢姡a品燃料稅，這是道路養(yǎng)護費用和其他稅費合并。公路基礎設施建設和維護稅收收入，而不是糾正外部性的碳排放?？梢姡魇杖加投愐廊粺o法體現(xiàn)控制碳排放的精神。而且在這方面我們的稅負明顯輕于發(fā)達國家，如 OECD 國家汽油消費稅的平均稅率就是我國的 4 倍以上。
總之，車輛購置稅、車輛使用燃料稅，并不嚴格。控制私人汽車排放的問題必須設計一個成為合理的、有效的和正確的稅收政策。
（二）機動車碳稅優(yōu)勢分析
所謂碳稅就是二氧化碳排放稅的簡稱，對于那些以抑制二氧化碳排放為目的的，消費某產品時二氧化碳排放相關的稅種，都是可以認定為廣義的碳稅。機動車碳稅就是對機動車使用過程中排放的二氧化碳征收的一種稅，是碳稅的一種形式。
對機動車以征收碳稅的形式來減少二氧化碳的排放具有其獨到的優(yōu)勢。第一，征收機動車碳稅是真正從控制碳排放、消除其負的外部性的角度出發(fā)設計的一種比較合理的稅制。第二，機動車碳稅可以彌補車輛購置稅和車船稅的不足，并且對車輛購置和使用環(huán)節(jié)的眾多稅種起到梳理和簡化的作用，可以在不增加消費者稅負的前提下有效的控制二氧化碳的排放。第三，針對機動車征收碳稅對燃油稅可以有很好的效果。因為消費者往往有一定的盲目性和短視，即當它購買機動車輛，更考慮價格而不是未來的燃料消耗，因此設置在機動車購買碳排放稅，有利于積極引導消費者的低碳消費。
四、我國開征機動車碳稅的原則
1.中性原則。機動車碳稅設計的時候要應從全局出發(fā)，綜合考慮我國現(xiàn)有稅制。同時機動車碳關稅將實現(xiàn)一些免稅政策，或者機動車碳排放稅及其他稅收減免，要么是采取稅收收入返還政策，滿足碳稅中性原則。
2. 兼顧約束和激勵作用的原則。征碳稅需要兼顧約束和激勵兩個方面的作用。一方面通過征稅限制企業(yè)對高能耗機動車的生產和消費者對高能耗機動車的消費，減少溫室氣體的排放，改善我國經濟發(fā)展和環(huán)境保護的關系。另一方面，通過稅收激勵企業(yè)加強創(chuàng)新，提高機動車能源使用效率，促進我國經濟發(fā)展方式的轉變。為此，在設計機動車碳稅制度時要堅持兼顧約束和激勵作用的原則。
綜上所述，結合我國現(xiàn)階段碳排放現(xiàn)狀和對機動車稅收的比較分析，在我國開征機動車碳稅存在其現(xiàn)實及理論上的必要性。并且在對機動車碳稅制度進行設計時要符合其政策目標和本文所論述的三條基本原則。（作者單位：吉林財經大學）
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1．引力模型的構建在運用貿易引力模型的研究中，莊麗娟、姜元武和劉娜（2007）在分析影響廣東農產品出口的因素時考慮了人均GDP、距離以及區(qū)域貿易制度安排等，將引力模型做了進一步擴展。鑒于此，本文也構建了引力模型擴展式，將人均收入、國內生產總值、國家經濟規(guī)模和碳排放值作為解釋變量引入到引力模型中，得到以下的計量模型。其中，lnEXPijt表示國家i對國家j在第t時期的農產品出口額的自然對數值；α1為常數項，βn（n=1,2…6）表示未知的回歸參數；εij隨機誤差項假設等于0；lnGDPit和lnGDPjt分別表示國家i和國家j在第t時期國內生產總值的自然對數值；lnSAGijt表示國家i和國家j在第t時期的人均收入差值的絕對值的自然對數值；lnDij表示國家i與國家j之間的距離的自然對數值；SGMijt表示國家i和國家j在第t時期的經濟規(guī)模的相對差異；lnCit則表示國家i在t時期的碳排放量的對數值。
2.數據來源說明與處理本文的數據主要來源于《世界能源統(tǒng)計年鑒2013》、UN-COMTRADE數據庫和世界銀行數據庫等，根據數據的可獲得性以及本文研究的目的，本文的數據年限為1994—2012年。①農產品出口貿易額———EXP。在本文中，農產品出口貿易額包括中國對美國農產品出口額、美國對中國農產品出口額以及中美農產品出口總額，單位為億美元。由于碳排放對初級農產品的影響最大，所以本文研究的農產品主要為HS海關編碼商品分類中的第一類活動物、動物產品和第二類植物產品。②國內生產總值———GDP。由于出口國的國內生產總值在一定程度上反映了農產品潛在的供給能力，進口國的國內生產總值在一定程度上反映了農產品潛在的需求。本文假定出口國的國內生產總值越大，供給能力越強，出口值就越大；進口國的國內生產總值越大，需求能力越強，進口值就越大。本文采用的是名義國內生產總值數據，單位為億美元。③人均收入差值的絕對值———SAG。SAG表示兩國之間人均收入差值的絕對值，反映出兩國要素稟賦之間的差異。SAG值越大，表示兩國間要素稟賦的相對差異越大，因此兩國之間更傾向于產業(yè)間貿易；SAG值越小，表示兩國間要素稟賦的相對差異越小，因此兩國之間更傾向于產業(yè)內貿易。本文SAG的單位用美元表示。④兩國之間的地理距離———D。本文假定貿易雙方之間的地理距離越大，貿易成本就越大，貿易量就會越小；反之，地理距離越小，貿易成本就越小，貿易量就越大。本文用中國北京到美國華盛頓的直線距離表示兩國之間的地理距離，單位為公里，由于本文采用的是時間序列數據，所以距離D將不出現(xiàn)在模型里面。其中，C表示碳排放量，單位為萬噸；Si表示能源i的消耗量，單位為萬噸標準煤；Fi表示單位能源i的消耗所產生的碳排放量，該數據參考林伯強和劉希穎（2007）對原油、原煤、天然氣每單位消耗量產生的碳排放量的計算，三者的數據分別為0.5854萬噸碳/萬噸標準煤、0.7476萬噸碳/萬噸標準煤和0.4479萬噸碳/萬噸標準煤。
二、實證結果分析
本文構建了三個引力模型分別為影響中國對美國農產品出口的引力模型、影響美國對中國農產品出口的引力模型和影響中美兩國農產品出口總額的引力模型，采用了1994-2012年的年度數據，進行OLS回歸分析。
1.引力模型的實證結果模型1———影響中國對美國農產品出口的引力模型。模型2———影響美國對中國農產品出口的引力模型：模型3———影響中美農產品貿易出口總額的引力模型：通過檢驗排除存在單位根和異方差，實證結果見表：從表中可以看出，三個模型的回歸結果都是顯著的，擬合優(yōu)度都超過了0.97，能較好的解釋因變量的變化，D-W檢驗的結果都非常接近2，模型不存在自相關現(xiàn)象。
關鍵詞：氣候變化；碳排放量；響應；黔東南地區(qū)
中圖分類號：F343.6文獻標識碼：A文章編號：16749944（2014）01000304
1引言
全球氣候變暖是當今人類面臨的嚴峻挑戰(zhàn)之一，以化石燃料為主的傳統(tǒng)能源消費帶來的碳排放量增加是造成氣候變暖的重要人為原因之一。氣候變化對自然生態(tài)系統(tǒng)及人類生產、生活都有著嚴重的負面影響。碳排放的成因、機理、碳排放與農業(yè)生產，以及碳排放對生態(tài)系統(tǒng)的影響等方面引起國內外學術界研究的強烈關注，如方精云[1]等對不同用地類型的碳排放系數及碳排放效應進行了研究，曲如曉[2]等對碳排放交易地環(huán)境效應及對策進行了研究，Stern N、趙榮欽[3～4]等對低碳土地利用模式進行了研究，趙先超[5]等對不同土地利用方式的碳排放效應進行了研究。同時，區(qū)域生產、經濟發(fā)展與能源消費的碳排放之間關系也成為國內外學術界研究的熱點問題。如徐國泉、宋濤、謝松[6～8]等對碳排放與經濟增長及能源消耗等因素的關系，王禮剛、徐玉高[9，10]等對碳排放與經濟發(fā)展、經濟增長的關系進行了研究。但目前學者們對中小尺度區(qū)域的能源消費的碳排放與氣候變化的關系研究尚不深入[11]。本文以貴州喀斯特高原山區(qū)為研究對象，通過對黔東南地區(qū)近24年內主要年份區(qū)域性氣候變化特征與近10年碳排放量
的相關性進行分析，研究貴州喀斯特山區(qū)天氣氣候變化對碳排放量的響應關系。研究成果對貴州省黔東南地區(qū)生態(tài)環(huán)境保護、低碳經濟發(fā)展模式山區(qū)及氣候變化趨勢等方面具有一定的理論和實踐意義。
2研究區(qū)概況
黔東南地區(qū)位于貴州省東南部（107°17′20″E～109°35′24″E，24°19′20″N～27°31′40″N），總面積303371km2。東鄰湖南省，南接廣西，西連黔南州，北抵遵義、銅仁兩地區(qū)。全州轄凱里市、黎平縣、榕江縣等16個市縣。2012年共有人口4535萬人，生產總值達47775億元。其中，第一產業(yè)增加值9694億元，第二產業(yè)增加值15317億元，第三產業(yè)增加值22764億元。在三次產業(yè)中，第一、二、三次產業(yè)對經濟增長的貢獻率分別為101%、388%和511%[12]。黔東南地區(qū)屬于亞熱帶濕潤季風氣候，四季溫暖，溫差小，雨季明顯，降水豐富。境內地形崎嶇，溝壑縱橫，森林植被茂盛，是全國28個重點林區(qū)之一。
3數據與研究方法
3.1數據來源
限于黔東南地區(qū)對能源消費數據統(tǒng)計逐年的不完整性，本文所用能源消費數據主要來源于1998～2008年間的《黔東南州統(tǒng)計年鑒》，包括各年黔東南地區(qū)原煤、焦炭、氣油、柴油、煤油及其他石油化工制品等能源消費量數據。黔東南地區(qū)氣象、氣候數據來源于黔東南地區(qū)氣象局觀測、監(jiān)測的近24年統(tǒng)計數據，包括年平均降水量、年平均氣溫、年高溫日數、年低溫日數、年暴雨日數等統(tǒng)計數據。
3.2研究方法
2006年，聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會（IPCC）編制了《IPCC2006年國家溫室氣體排放清單指南》，用來估算溫室氣體的排放。黔東南地區(qū)植被茂盛，平均森林覆蓋度約60%，由于長期的森林保護政策，其林地面積近年來變化率低。同時，其農業(yè)生產中碳排放與碳匯基本持平，故其碳排放對區(qū)域氣候影響相對較低。因而，黔東南地區(qū)森林面積變化及農業(yè)生產其對當地氣候變化影響較弱。隨著城市化快速發(fā)展，經濟發(fā)展與能源消費造成的碳排放量增長變化迅猛，對區(qū)域天氣氣候變化會產生主要及重要的影響作用。黔東南地區(qū)工業(yè)生產與城市建設活動消耗大量能源，通過測算其二氧化碳排放量得到其能源消耗碳排放。這里采用橡樹嶺國家實驗室（ORNL）提出的方法進行計算[13]，具體公式為：
A=∑nj=1Bj×Cj×Dj×Gj（1）
式中，A為碳排放量（t）；n為能源種類數；Bj為能源j的消費量，按標準煤計（t），不同種類化石能源燃料對標準煤的折算系數[14]（表1）；Cj為煤的有效氧化分數，取值為98.20%；Dj為每1t標準煤的含碳率，取值為73.30%；Gj為CO2釋放量相對于煤燃燒排放規(guī)模的倍數 （表1）。
運用Excel軟件對黔東南地區(qū)1985～2009年的16個縣市氣象臺站的實時觀測資料進行分析，并對其年平均氣溫、年降水量、年高溫日數、年低溫日數、年暴雨日數等氣象要素與黔東南地區(qū)的化石能源消費碳排放量進行相關性等方面的計算與分析。
4結果與討論
4.1黔東南地區(qū)主要年份的能源消費量及其碳排放量
黔東南地區(qū)工業(yè)生產中能源消費過程的二氧化碳排放是其碳排放的最主要來源，黔東南地區(qū)的化石能源消費以煤、石油及其制品等為主。通過對1998～2008年的《黔東南州統(tǒng)計年鑒》[15]獲得其主要年份的工業(yè)企業(yè)能源消費量（表1），并通用公式1對其進行碳排放量的計算（表1）。
4.2黔東南地區(qū)近24年氣候變化特征分析
通過對黔東南地區(qū)近24年的年降雨量、年平均氣溫，年高溫（日最高氣溫≥35℃）日數，年低溫（日最低氣溫≤0℃）日數、年暴雨（日降水量≥50mm）日數等氣象要素特征分析。其中，年最高溫（日最高氣溫≥35℃）日數，年最低溫（日最低氣溫≤0℃）日數及年暴雨（日降水量≥50mm）日數均為黔東南地區(qū)的極端天氣指標。由于氣候變化通常需要更長時間觀察去體現(xiàn)其變化特征，因此，根據數據可獲得性選擇近24年的天氣氣候數據，具體見表2。
表2黔東南地區(qū)近年各時期氣候、天氣指標變化狀況
時期1985～2009年1985～1997年1998～2009年1998～2002年2003～2009年年平均氣溫/℃17.27 17.02 17.55 17.51 17.59年降水量/mm1266.61 1281.37 1250.62 1324.87 1197.58年暴雨（日降水量≥50mm）日數/d3.16 3.16 3.16 3.48 2.93年最高氣溫≥35℃日數/d7.65 6.13 9.29 7.19 10.80年最低氣溫≤0℃日數/d15.70 16.16 15.21 12.11 17.42
4.2.1黔東南地區(qū)年降雨量與年平均氣溫變化特征
對表2分析可知，1985～2009年期間的年平均氣溫值為1727℃；1985～1997年期間的年平均氣溫值僅為1702℃，比近24年平均氣溫值還低025℃，比1998～2009年期間平均氣溫值低028℃；1998～2002期間的年平均氣溫值為1751℃，比2003～2009年期間的年平均氣溫值低008℃。結果表明1985～1997年，1998～2009年這段時間黔東南地區(qū)的氣溫均呈上升趨勢，且1998年以后氣溫增長速率明顯上升。
年降水量變化特征：1985～2009年期間的年平均降水量為126661mm；比1998～2009年期間平均值多1599mm；1998～2002期間的年平均降水量為132487mm，比2003～2009年期間的年平均降水量多12729mm。結果表明，1998年后降水量呈減少趨勢，同時其降水量變化的波動起伏性也更顯著。
4.2.2黔東南地區(qū)極端天氣變化特征
黔東南地區(qū)極端天氣日數變化，以暴雨天數、極端高溫與極端低天數等指標來體現(xiàn)。年暴雨日數的變化：1985～2009，1985～1997，1998～2009年它們的平均年暴雨日數均為3.16d，但1998～2002年期間則增加為年均3.48d，2003～2009年期間則降低為年2.93d，表明1998年以后日降水量≥50mm暴雨天數的變化波動性更顯著。
年最高氣溫≥35℃日數：1985～2009年平均值為7.65d，1985～1997年僅為6.13d，但1998～2009年的平均值則為9.29d，表明年最高氣溫日數在1998年后呈快速增加趨勢，特別是在2003年到2009年期間，期年最高氣溫增加為10.80d。
年最低氣溫≤0℃日數：1985～2009年平均值為1570d，1985～1997年僅為1616d，但在1998～2009年的平均值則為1521d，表明年最低氣溫日數在1998年后呈快速減少趨勢，特別是1998～2007年的最低日溫數為1348d（2008年因受罕見的凝凍天氣，其最低溫達3307d）。因此1998年以后黔東南地區(qū)的最低氣溫日數呈顯著減少趨勢，且其最低溫日數變化較以前波動性也更顯著。
2014年1月綠色科技第1期5黔東南地區(qū)氣候對碳排放量快速增長的響應
作為溫室氣體的CO2排放進入大氣，會對區(qū)域乃至全球氣候產生顯著影響，并導致區(qū)域及全球氣溫上升。黔東南地區(qū)的碳排放主要來源于其化石能源消費產生二氧化碳的排放。將黔東南地區(qū)主要年份的碳排放量與其年平均氣溫、年降雨量、極端天氣等氣象要素指標作對應分析，如圖1。對圖1分析可知，1998～2006年，黔東南地區(qū)碳排放量呈顯著增加趨勢；2007、2008年期間，其碳排放量呈一定幅度降低，這與黔東南地區(qū)凱里市火力發(fā)電廠停止發(fā)電，當年大量降低煤炭能源消耗的實際情況相吻合（2007年原煤消耗為83724830t，而2005年消耗為162838901t）。這充分表明原煤消耗是黔東南地區(qū)能源消耗量比重最大、碳排放量所占比重大的部分。同時，1985～1997年期間，其年平均氣溫僅為的1702℃，而1998～2008年期間的年平均氣溫為1755℃，表明同時其年平均氣溫也呈增加趨勢。另外，表征極端指標中，年最高氣溫≥35℃天數，1985～1997年平均值為613d，在1998～2009年期間平均值增加為939d，呈顯著增趨勢；年最低氣溫≤0℃日數（d），1985～1997年平均值為1616d，在1998～2009年期間平均值增加為1521d，呈減少趨勢。結果表明黔東南地區(qū)的極端天氣與氣候變化與碳排放量增長趨勢有較好的相關性，年平均氣溫、年最高氣溫與年最低氣溫日數等天氣氣候變化對碳排放量變化做出相關性的響應。
同時，對表1中碳排放量與天氣氣候指標進行相關性分析，分別得到碳排放量與年平均氣溫（℃）、年降水量（mm）、年日降水量≥50mm日數（d）、年最高氣溫≥35℃日數（d）、年最低氣溫≤0℃日數（d）的相關系數分別為-0366、-0299、-0375、0453、0455。雖然結果顯示碳排放量變化與以上各指標呈弱相關或一般程度相關性，但由于天氣氣候變化是受多種因素影響的復雜變化過程，因此該相關性已經能充分表明化石能源消費的碳排放對黔東南地區(qū)的天氣氣候帶來顯著影響，表明該地區(qū)在1998年后的工業(yè)快速發(fā)展、城市進程加快的過程中，已經對區(qū)域氣候的變化產生顯著影響（圖1）。
圖1黔東南地區(qū)近年碳排放量與天氣氣候指標的變化
6結語
通過對黔東南地區(qū)近年化石能源消費的碳排放量及變化特征進行分析與計算，對黔東南地區(qū)近年天氣氣候變化的變化特征與趨勢進行綜合分析，并對其碳排放與天氣氣候變化特征的相關性進行分析，得到以下結論。
（1）黔東南地區(qū)近年化石能源消費量及碳排放的特征。1998～2008年其化石能源消費量在近年呈快速逐年增加趨勢，其中1998～2002年能源消費標準煤平均值為15269萬t，2003～2008年期間能源消費平均值增加約65萬t；碳排放量從1998～2008年呈也快速增加趨勢，1998～2002年的碳排放量平均值約為10865萬t，2003～2008期間年的碳排放量平均值增加了40萬t。
（2）黔東南地區(qū)近24年氣候變化特征。1985～1997年期間的年平均氣溫值僅為1702℃，1998～2009年期間平均氣溫值為1755℃，1998～2002期間的年平均氣溫值為1751℃，而2003～2009年期間的年平均氣溫值低1759℃。表明1998～2009年時期的氣溫較1998年以前的氣溫增加明顯上升趨勢。年平均降水量變化，1998～2009年期間較1985～1998年期間的年平均降水量呈降低趨勢，雖然整體變化幅度不大，但1998～2009年的年際間降水量波動性更顯著。
（3）黔東南地區(qū)近24年的極端天氣變化特征。年最高氣溫≥35℃日數，1985～1997年僅為613d，1998～2009年期間平均值較1985～1997年期間增加約3d，表明年最高氣溫日數在1998年后呈快速增加趨勢；年最低氣溫≤0℃日數，1985～1997年僅為1616d，1998～2009年期間平均值較1985～1997年期間減少約1d，表明年最低氣溫日數在1998年后呈減少趨勢，特別是1998～2007年的最低日溫數僅為1348d。
（4）黔東南地區(qū)的碳排放來源主要是煤炭能源消費，且在1998～2006年呈顯著增加趨勢，1998～2008年期間的年平均氣溫、年最高氣溫≥35℃日數呈明顯增加趨勢，年最低氣溫≤0℃日數（d）則呈降低趨勢。通過相關性分析表明，黔東南地區(qū)化石能源消費的碳排放量對其區(qū)域的天氣氣候帶來顯著影響，特別是該地區(qū)在1998年后工業(yè)發(fā)展與城市進程快速發(fā)展過程中，其天氣氣候的變化特征對碳排放量的增加趨勢作出相關性響應反應。
貴州省化石能源消費總量屬全國較少省份之一，黔東南地區(qū)是貴州山區(qū)重要的林業(yè)分布區(qū)，其生態(tài)環(huán)境質量相對較好，其化石能源消費總量也較其他地區(qū)低。但通過研究發(fā)現(xiàn)，黔東南地區(qū)化石能源消費量的碳排放已經對其區(qū)域天氣氣候變化帶來明顯的影響，說明隨著區(qū)域工業(yè)生產快速發(fā)展與城市的加速建設，區(qū)域氣候已經受到工業(yè)生產與城市建設發(fā)展帶來的顯著影響。因此，需要加強對區(qū)域低碳經濟發(fā)展模式、降低化石能源使消費量、區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化、建立區(qū)域經濟發(fā)展的碳排放與碳匯平衡協(xié)調系統(tǒng)等方面的研究，特別亟待加強區(qū)域天氣氣候變化受化石能源消碳排放影響的模型及量化評價系統(tǒng)等問題研究。
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研究中變量的界定及計算方法說明如下：（1）經濟增長（GDP）：用1996～2011年期間的GDP表示，并折算為以1996年為基期的可比價格，單位為億元人民幣。（2）能源消費(ENERGY)：指能源消費總量，包括化石能源和非化石能源，用折算為標準煤后的能源消費總量表示，單位為萬噸標準煤。（3）碳排放量(CARBON)：指化石能源的消費引起的碳排放，采用日本全球環(huán)境戰(zhàn)略研究所《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》中的“方法1”來估算碳排放量，該方法可以反映各省市的能源供應結構不同對碳排放量的影響。數據根據相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國能源統(tǒng)計年鑒》計算、整理得到。
2實證結果與分析
2.1面板單位根檢驗
采用適用于相同根情形LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗方法和不同根情形的IPS(Im-Pesaran-Shin)檢驗方法并采用Eviews6.0軟件對lnGDPit、lnENERGYit和lnCARBONit進行單位根檢驗。***表示1%的顯著水平下拒絕原假設。由表1可知，在LLC檢驗和IPS檢驗下，lnGDP、lnEN-ERGY和lnCARBON三個變量的水平值均不能拒絕單位根假設。而三個變量的一階差分在1%的顯著性水平下均拒絕單位根假設，為1階單整I(1)過程。因此，可以對變量進一步做面板協(xié)整檢驗。
2.2面板協(xié)整檢驗
采用基于回歸殘差的Pedroin檢驗方法對lnGDPit和lnENERGYit、lnENERGYit和lnCARBONit之間的關系分別進行面板協(xié)整檢驗，考察變量之間的長期均衡關系。檢驗結果見表2。從表2檢驗結果來看，7個統(tǒng)計量均在1%的顯著水平下拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，表明lnGDPIt和lnENERGYit、lnENERGYit和lnCARBONit之間存在顯著的協(xié)整關系。從表3檢驗結果可以看出，2個殘差序列均在1%的顯著性水平下均拒絕單位根假設，因此殘差序列為平穩(wěn)序列，表明我國省際經濟增長和能源消費、能源消費和碳排放之間存在長期均衡關系。
2.3面板協(xié)整方程估計
確定變量之間存在協(xié)整關系之后，通過Hausman檢驗，本文選擇固定變系數模型，并采用廣義最小二乘法對模型（1）、（2）進行面板協(xié)整估計。限于篇幅，僅對面板協(xié)整估計結果的彈性系數值進行討論。從模型的擬合效果來看，R-squared值接近1表示擬合度相當好；P值和P(F-statistic)值均為0，模型的顯著性明顯；D-W值接近2，表明模型的殘差序列不存在自相關性。因此，1996～2011年期間中國及省際經濟增長與能源消費和能源消費與碳排放之間的關系可以分別用模型（1）、（2）表示。為進一步明確經濟增長、能源消費與碳排放的傳導效率，根據表4的彈性系數值，可以得到我國省際從經濟增長到能源消費到碳排放的傳導系數。從圖1可以看出，能源消費對經濟增長、碳排放對能源消費的傳導系數均為正值，表明全國及各省市經濟增長、能源消費和碳排放的變化方向一致，三者之間具有相互依賴相互促進關系。傳導系數大小表明了三者的相互依賴程度。從經濟增長對碳排放的傳導系數大小來看，可以分為三組：首先是北京和上海，其傳導系數大于3.0，經濟增長帶來的碳排放比例最大，傳導效率較差；其次，全國及天津、遼寧、山西、安徽、吉林、湖北、黑龍江、甘肅、廣東、貴州、重慶、江西、四川、江蘇、浙江、河北等16省市為一組，其傳導系數在1.0～2.0之間，經濟增長的幅度小于碳排放增長的幅度，傳導效率一般；最后，其余省份的傳導系數小于1，經濟增長的幅度大于碳排放增長的幅度，傳導效率較好。從地域分布來看，東北地區(qū)和東部地區(qū)的彈性系數較大，西北地區(qū)的彈性系數較小，究其原因與該地區(qū)的能源消費結構、經濟發(fā)達程度等因素有關。從傳導效率來看，目前我國內蒙古、福建、山東、河南、湖南、廣西、海南、云南、陜西、青海、寧夏和新疆等12個省市達到或超越了環(huán)境波特假說的拐點。全國及其他省市則尚未達到環(huán)境波特假說的拐點，要實現(xiàn)減排目標需要以犧牲更大的經濟增長為代價，需要因地制宜制定不同的發(fā)展政策。
2.4面板誤差修正模型
為分析變量之間的短期調整效應，根據模型（3）、（4），本文進一步對變量關系采用面板誤差修正模型進行估計。為減少篇幅，本文這里只對誤差修正項系數進行討論，模型（3）、（4）的面板誤差修正項系數如表5所示。從面板誤差修正的估計結果來看，誤差修正項系數均在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明模型（3）、（4）的誤差修正機制成立。由表5可知，模型（3）中全國及各省市的誤差修正項系數的絕對值都較小，表明能源消費對經濟增長的短期調節(jié)作用不顯著。模型（4）中，從誤差修正項系數大小來看，河北等省市的誤差修正項系數絕對值大于1，表示這些省份碳排放對能源消費的短期調節(jié)作用較為顯著，調節(jié)幅度較大，其他省市的誤差修正項系數絕對值小于1，表明這些省市碳排放對能源消費的短期調節(jié)作用相對較小。
3結論與政策啟示
關鍵詞：碳稅 必要性 可行性 征管制度
隨著黨的十報告“大力推進生態(tài)文明建設”的提出，環(huán)境稅將在我國開征的信號越來越強。2009年哥本哈根世界氣候大會，我國以一個負責任發(fā)展中大國的態(tài)度提出到2020年碳排放量在2005年水平上減排40%到45%的目標，開始擔負起發(fā)展中國家對全球二氧化碳排放的責任，這也預示著碳稅革命在我國即將到來。本文主要討論我國通過開征碳稅來控制二氧化碳排放，以期能夠根據現(xiàn)實具體情況設置科學合理的碳稅征收管理制度。
一、我國征收碳稅的必要性
（一）我國目前二氧化碳排放的現(xiàn)狀
我國二氧化碳排放有兩大特點，一是總量巨大，二是碳強度高。根據美國能源信息管理局提供的數據，2010年世界二氧化碳排放總量為31780.36097（百萬噸），而2010年二氧化碳排放量前5位的國家分別為中國、美國、印度、俄羅斯、日本 。
（二）征收碳稅對我國的預期影響
由于我國國土面積廣大，東、中、西部地區(qū)的經濟發(fā)展水平存在差異，產業(yè)結構不同，能源資源秉性不同。碳稅對不同地區(qū)的經濟增長、能源消耗與收入分配的影響存在著較大的差異。參照中國能源統(tǒng)計年鑒和中國稅務年鑒，選擇以下部分省份的數據分析碳稅實行的預期影響。
表1 征收碳稅對各?。ㄖ陛犑校┙洕l(fā)展的影響統(tǒng)計表
能源消費結構的轉變。表中能源正負值表示碳稅的實施對各地能源消耗的影響，如北京、天津、浙江等地的負值說明在保持其他稅收大體不變時，征收碳稅將減少當地能源的消耗。而像河北、遼寧、山東、四川為正值則說明在保持其他稅收大體不變時，征收碳稅增加當地能源的消耗。結合這些地方的能源儲備、經濟基礎、產業(yè)結構分析可以發(fā)現(xiàn)，征收碳稅對能源消耗起抑制地區(qū)一般含碳燃料儲量少、能源利用效率高、經濟增長能耗低。對這些地區(qū)征收碳稅，政策促使企業(yè)會提高能源利用效率、尋找替代能源、增加資本和勞動等要素替代能源要素，資金支持當地政府調整高科技、低能耗、服務型的產業(yè)結構。而征收碳稅對能源消耗起拉動作用的地區(qū)一般含碳燃料儲量豐富、能源利用效率低、經濟增長能耗高。對這些地區(qū)征收碳稅，企業(yè)也會節(jié)約能源，但當地政府為了本地經濟發(fā)展，將把大量的稅收收入回投到高能耗產業(yè)，后者的消極影響遠遠大于前者。
社會經濟發(fā)展的需要。征收碳稅對大部分地區(qū)的經濟增長起拉動作用，但對少數地區(qū)的經濟增長產生抑制作用，但作用不明顯。從全國整體范圍來看，碳稅對經濟發(fā)展的正效應大于負效應，對具有經濟顯性的地區(qū)可直接征收碳稅；對負效應占主導的地區(qū)在征收碳稅時，可適當減免企業(yè)其他稅負。
二、征收碳稅在我國的可行性
（一）征收碳稅的理論基礎
首先，環(huán)境在市場經濟中存在負外部性。環(huán)境的負外部性體現(xiàn)在市場經濟生產和消費的全過程中。其次，“污染者承擔原則”理論確定了污染者的責任問題，即環(huán)境污染治理成本由誰負擔。污染者付費，就是污染者承擔其生產消費過程中污染所引起的損失及治理費用。二氧化碳的排放者為獲得自身的利益和效益，增加了社會環(huán)境治理的成本，必然應該為其行為承擔責任，承擔責任的大小以對環(huán)境的危害程度來衡量。最后，公共產品理論指出環(huán)境是一種公共產品。由于公共產品具有非競爭性和非排他性的特征，只要在技術上不能將非付費者排除在受益人之外或者將其排除在外的成本明顯過高，搭便車現(xiàn)象就普遍存在。結果是由市場提供的公共產品明顯不足，需要通過非市場力量，即由政府負責提供，政府提供公共產品的資金來自征稅，用稅收收入來生產或購買公共產品。
（二）征收碳稅在我國的可行性分析
1、政策上不斷傾斜。中國政府頒布《中國應對氣候變化國家方案》，擬采取一系列法律、經濟、行政及技術手段，減緩溫室氣體排放，提高適應氣候變化的能力；中央經濟工作會議要求，“加快出臺和實施有利于節(jié)能減排的財稅、價格、金融等激勵政策”。開征碳稅不僅符合我國貫徹科學發(fā)展觀、節(jié)能減排、轉變經濟發(fā)展方式等發(fā)展目標，也符合《中國應對氣候變化國家方案》提出的制定有效政策機制的要求，是當前我國應對氣候變化所應采取的主要措施。
2、技術操作有保證。較硫稅、污水稅等其他環(huán)境稅相比，碳稅有計量簡單、操作容易、便于檢測的特點。碳稅的稅基是碳的排放量，各種能源的含碳量是固定的，所以其燃燒排放的二氧化碳量也是可以計算出來的，再考慮減排技術和回收利用等措施計量碳凈排放量，所以碳稅計量相對簡單，不需要復雜的檢測，對稅收征管人員來說操作相對容易。
（三）我國碳稅稅收要素的初步設計
1、征稅對象和納稅人。碳稅的征稅范圍和對象為因在生產經營和日常生活過程中消耗含碳燃料而向自然環(huán)境排放的二氧化碳氣體。導致全球氣候變化的溫室氣體不僅包括二氧化碳，還包括氮氧化物、氟化物、甲烷和臭氧，如果從運用稅收政策來應對氣候變暖的角度看，應該對所有溫室氣體征稅，這只是中長期且針對集中排放溫室氣體對象的做法。而短期來看，二氧化碳是最主要的溫室氣體，且征收相對易行。由于二氧化碳是燃燒煤炭、天然氣、柴油、汽油等化石產品產生的，因此消耗以上產品的單位和個人就是碳稅的納稅義務人。
2、計稅依據。碳稅的征稅對象是二氧化碳，本應以二氧化碳的實際排放量作為計稅依據。但由于計算二氧化碳的實際排放量涉及到二氧化碳排放量的監(jiān)測問題，技術上很難控制，征管成本也將很高。因而應采用二氧化碳的估算排放量作為計稅依據，即根據煤炭、天然氣、汽油和柴油等燃料的含碳量，推算出二氧化碳的排放量。
根據《IPCC國家溫室氣體清單指南》提供的基準方法，含碳燃料消耗產生二氧化碳排放量的計算公式為：
二氧化碳排放量=含碳燃料消耗量×二氧化碳排放系數
二氧化碳排放系數=低位發(fā)熱量×碳排放因子量×碳氧化率×碳轉換系數
其中，含碳燃料消耗量指企業(yè)的生產經營中實際消耗產生二氧化碳燃料（煤炭、天然氣、汽油、柴油等），將企業(yè)生產成本賬目記錄為征收依據。
3、稅率。碳稅的稅率與計稅依據密切相關，一是采用碳排放量作為計稅依據，二是二氧化碳排放對生態(tài)的破壞與其數量直接關聯(lián)，需要采用從量計征的方式，采用定額稅率形式。
碳稅稅率的設定要考慮的因素很多。首先，稅率應該量化反映減排二氧化碳邊際成本。稅率水平要鼓勵納稅人對碳稅政策積極響應，即稅負能夠影響其排放行為或進行減排技術革新，故其稅負應高于為減排所使用替代能源或采取技術措施的邊際成本。其次，考慮稅率對經濟發(fā)展和產業(yè)競爭力的影響。如果稅率水平過高，勢必對宏觀經濟和產業(yè)競爭力產生重大影響，因此需要根據我國的不同階段的社會經濟發(fā)展目標確定稅率。既要遵循新稅種征收力度循序漸進的經驗，又要對參與國際市場競爭的能源密集型企業(yè)給予一定稅收補償。再次，稅率水平的設計應該考慮燃料差別因素。為鼓勵企業(yè)及個人用環(huán)境友好型產品對污染型產品進行替代，并減輕其過重的經濟負擔，根據含碳燃料需求價格彈性和能源效率水平，有選擇地對煤炭、天然氣、汽油及柴油不同含碳燃料實行差別稅率。此外，碳稅稅率水平還受其他稅種、國際能源價格走勢、國際碳稅協(xié)調等因素影響，這些都是在確定我國碳稅稅率時需要考慮的因素。
三、構想我國碳稅的征管制度
（一）明晰碳稅征收階段特點
開征碳稅會增加企業(yè)特別是能源、資源密集型企業(yè)的生產運營成本，突如其來的稅負將會使企業(yè)的資金周轉出現(xiàn)困難，甚至降低本國企業(yè)的競爭力，影響經濟發(fā)展大局。我國應當借鑒國際通行的做法，引入碳稅時實施預告和漸進時序策略。通過對企業(yè)進行預告，稅率逐年提高，直到預期水平。
（二）提高企業(yè)碳消耗統(tǒng)計水平
對企業(yè)排碳的統(tǒng)計工作屬于提高碳稅征管的配套能力。碳稅的征收依據是企業(yè)含碳燃料的消耗數量，這些數據主要通過企業(yè)生產成本賬目中獲得。稅務部門應加強企業(yè)能源消耗的統(tǒng)計工作，建立專門的碳消耗申報和核算賬目。同時加強對稅收人員和企業(yè)會計的專項培訓，使其掌握碳申報的相關工作。
（三）協(xié)調相關政策
環(huán)境稅收體系中不僅包括碳稅，其實也有污染產品消費稅、資源稅等稅種。有必要將新舊環(huán)境稅結合起來，使它們之間相互配合和協(xié)調，形成合力，更好地發(fā)揮稅收節(jié)能減排上的調控作用。
（四）落實各項碳稅優(yōu)惠制度
借鑒外國碳稅征收經驗，如要碳稅真正發(fā)揮二氧化碳減排功效，稅率就會很高，而較高的碳稅稅率水平對能源、資源密集型企業(yè)產生不利影響，出現(xiàn)影響國際競爭力、不利本國經濟增長等負面效應。我國在開征碳稅時也有必要借鑒國際經驗，對整個稅制結構進行必要調整，按照有增有減的稅制改革思路，以其他稅種改革所形成的稅負空間來容納碳稅，基本保持稅收收入中性。
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